Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Publisher: CV.
Doki Course and Training E-ISSN: 2985-8070iCP-ISSN: 2986-7762 Happiness at Work Psychometric: A Modification of Happiness at Work Scale Among ASN Employees Amalia Rizki Wahyuni1.
Malinda Wijaya2.
Jenny Tieneke Mutiara Corry Carolina Manurung3.
Zainun MuAotadin4 Universitas Persada Indonesia YAI1,2,3,4 Corresponding email: amalia.
2465290046@upi-yai.
ARTICLE INFO
Article History Submission: 23-02-2026
Review: 27-02-2026
Revised: 02-03-2026
Accepted: 03-03-2026
Published: 17-03-2026
Kata kunci
HAW
ASN
Validitas Reliabilitas Modifikasi alat ukur Psikometri ABSTRAK Penelitian ini bertujuan menguji kualitas psikometrik modifikasi skala Happiness at Work (HAW) pada Aparatur Sipil Negara (ASN) di Indonesia.
Konsep HAW mengacu pada Fisher .
, yaitu penilaian dan pengalaman positif di tempat kerja.
Skala yang diadaptasi dari Salas-Vallina dan Alegre .
dimodifikasi menjadi tiga dimensi:
engagement, job satisfaction, dan affective organizational commitment, dengan reduksi dari 31 menjadi 18 item.
Validitas isi diuji melalui expert judgement (N=.
menggunakan AikenAos V, dilanjutkan pilot study (N=.
dan pengujian utama (N=.
dengan purposive Analisis meliputi deskriptif, korelasi item-total, reliabilitas CronbachAos Alpha, serta Exploratory Factor Analysis (EFA) menggunakan JASP.
Hasil EFA awal menunjukkan struktur unidimensional dan tiga item dihapus karena MSA dan factor loading EFA lanjutan mempertahankan satu faktor dominan dan mengeliminasi empat item tambahan, sehingga tersisa 11 item.
Confirmatory Factor Analysis (CFA) menunjukkan model valid dan reliabel dengan factor loading signifikan.
AVE 0,566, serta reliabilitas tinggi (O=0,934.
=0,.
Instrumen ini dinilai layak digunakan untuk penelitian HAW pada ASN di Indonesia.
Pendahuluan Sumber Daya Manusia (SDM) adalah salah satu aset organisasi yang berperan penting sebagai perencana, pelaku dan penentu tercapainya tujuan perusahaan atau intansi (Bangun, dalam Karundeng dkk, 2.
Pada instansi pemerintahan.
SDM organisasi biasa disebut sebagai Aparatur Sipil Negara (ASN), yaitu profesi bagi Pegawai Negeri Sipil (PNS) dan Pegawai Pemerintah dengan Perjanjian Kerja .
K) yang berfungsi sebagai pelaksana kebijakan publik, pelayan publik, serta perekat dan pemersatu bangsa sebagaimana diatur dalam Undang-Undang Republik Indonesia Nomor 20 Tahun 2023 tentang Aparatur Sipil Negara.
Website : http://jurnal.
org/index.
php/JIPBS/index Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Keberadaan SDM dipandang sebagai pilar fundamental yang menjadi penentu tercapainya tujuan organisasi.
Untuk mencapai kesuksesan tujuan dan keberlanjutan organisasi, perlu adanya hubungan timbal balik antara organisasi dan pegawai, dikarenakan organisasi membutuhkan SDM yang berkinerja tinggi, termotivasi dan mampu bekerja optimal, begitu juga pegawai yang membutuhkan kompensasi yang sesuai dari perusahaan atas beban kerja yang dilaksanakannya (Rahmalia, 2.
Hubungan timbal balik tersebut sejalan dengan prinsip pertukaran sosial .
ocial exchange theor.
yang dikembangkan oleh George C.
Homans dan Peter M.
Blau .
alam Cook dkk, 2.
yang menekankan bahwa interaksi sosial menghasilkan pertukaran sumber daya dan layanan bernilai, yang terjadi setiap hari di seluruh tatanan masyarakat.
Bagaimana interaksi tersebut muncul, berubah, dan mengubah kelompok dan jaringan tempat interaksi tersebut tertanam tidak hanya mempengaruhi perasaan individu, tetapi juga mempengaruhi organisasi dan masyarakat secara keseluruhan.
Dengan adanya hubungan timbal balik ini menjadi fondasi penting dalam mewujudkan birokrasi yang profesional, akuntabel, dan berorientasi pada pelayanan Karundeng dkk .
berpendapat bahwa pegawai yang berkualitas sangat diperlukan, agar dapat meningkatkan profit perusahaan atau intansi dan pada akhirnya dapat mengembangkan perusahaan atau intansi menjadi lebih baik.
Menurut Robbins dan Judge .
alam Sulistyowati, 2.
organisasi yang sukses membutuhkan pegawai yang bersedia bekerja lebih dari kewajiban pekerjaan mereka biasanya, tidak hanya mengerjakan tugastugas pokok mereka, tetapi juga memiliki keinginan untuk menjadi pegawai yang baik .
ood citize.
dalam organisasi (Mark oczy & Xin, dalam Kirana & Susilowati, 2.
Triwibowo .
alam Wardani, 2.
menyebutkan kepuasan kerja dapat mendorong karyawan untuk mau bekerja secara maksimal, bahkan melakukan beberapa hal yang mungkin diluar tugas dan tanggungjawabnya atau yang biasa dikenal dengan Organizational Citizenship Behavior.
Karyawan yang puas lebih cenderung untuk melakukan pekerjaannya melebihi jobdescription yang seharusnya, karena mereka ingin membalas pengalaman positif mereka dalam bekerja.
Hal ini merupakan bentuk penghargaan individu terhadap organisasi tempat individu tersebut bekerja dan telah memberikan rasa puas terhadap individu tersebut.
Jex dan Britt .
alam Pulungan, 2.
berpendapat bahwa terdapat tiga faktor yang dapat mempengaruhi perilaku tersebut, yaitu afek/emosi positif, disposisi, dan evaluasi kognitif.
Bentuk emosi positif yang umum diketahui adalah perasaan bahagia .
Perasaan aman dan nyaman dalam lingkungan kerja membuat karyawan selalu merasa bahagia pada saat bekerja serta dapat menikmati pekerjaan mereka.
Karyawan yang merasa bahagia dan nyaman di tempat kerjanya, memberikan dampak positif dalam peningkatan produktivitas kerja serta memiliki kemungkinan kecil untuk meninggalkan perusahaanya.
Kebahagiaan perlu untuk dimiliki karyawan untuk memaksimalkan kinerjanya serta menciptakan rasa positif dalam mengelola dan memengaruhi lingkungannya serta mampu memberikan kepuasan pada karyawan (Chinanti, 2.
Selain itu.
Individu yang berbahagia akan memiliki emosi yang lebih positif, berumur panjang, dan mengalami kesejahteraan Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
hidup (Bartram & Boniwell, 2.
Individu yang berbahagia akan jarang mengalami stres ketika bekerja (Alfiani.
Supriyono, & Lestari, 2.
Emosi positif ini akan melawan emosi negatif yang dialami saat seseorang saat mengalami stres seperti kecemasan, kesedihan, dan Seseorang yang memiliki emosi positif akan memandang sebuah masalah tanpa menjadikannya sebagai suatu beban atau stresor yang berarti (Grimmett.
Bridgewater.
Steptoe, & Wardle, 2.
Pada dasarnya kebahagiaan di tempat kerja (Happiness at Wor.
adalah sebuah pola pikir yang memungkinkan individu untuk memberikan kinerja terbaik dan memaksimalkan potensi yang dimiliki (PryceJones, dalam Pulungan dkk, 2.
Rosianti dan Putri .
alam Karundeng dkk, 2.
mengatakan Auotak bekerja lebih baik ketika seseorang dipenuhi energi positif, yang mengarahkan individu menjadi lebih kreatif dan piawai memecahkan Hal ini membuktikan bahwa perasaan senang saat pekerja, akan menjadikan individu sebagai rekan kerja yang handal sehingga lebih efektif bekerja menuju tujuan Selain itu.
The Great Place to Work Institute .
alam Wulandri, 2.
juga mengungkapkan pentingnya memiliki pegawai yang bahagia saat bekerja, dimana individu yang bahagia cenderung mempercayai atasan, bangga dengan apa yang dikerjakan sehingga merasa nyaman dalam bekerja.
Saat seseorang bahagia, individu akan mengalami peningkatan produktivitas kira-kira 12% (Oswland, 2.
Hal ini juga sejalan dengan pendapat Karundeng dkk .
tentang konsep Engagement yang merupakan salah satu dimensi Happiness at Work Salas-Vallina dan Alegre .
bahwa pegawai yang memiliki keterikatan terhadap pekerjaan dan organisasinya, membuat mereka merasa nyaman bekerja di tempat tersebut, sehingga mampu meningkatkan produktivitas kerja dan kinerjanya.
Dapat disimpulkan bahwa kebahagiaan di tempat kerja merupakan titik penting dalam sebuah perjalanan dimana individu dapat tumbuh dan berkembang dan disaat yang sama pula dapat mengatasi emosi negatifnya, serta dapat memberikan kemampuan terbaiknya.
Happiness at Work (HAW) menurut Fisher .
mengacu pada penilaian yang menyenangkan .
ikap positi.
atau pengalaman menyenangkan .
erasaan positif, suasana hati, emosi, kondisi mengali.
di tempat kerja.
Beberapa ahli lain juga memberikan pandangannya tentang Happiness at Work, yaitu Page dan Vella-Brodrick .
yang menjelaskan Happiness at Work sebagai kombinasi antara hedonic well-being .
dan eudaimonic well-being .
akna dan tujua.
dalam konteks pekerjaan.
Dan Rothmann .
yang menjelaskan Happiness at Work sebagai kondisi kesejahteraan psikologis yang mencakup pengalaman emosi positif dalam pekerjaan, keterlibatan, makna kerja, relasi interpersonal, dan pencapaian yang memungkinkan individu berfungsi secara optimal dan berkembang .
dalam konteks pekerjaan.
Dapat disimpulkan bahwa Happiness at Work adalah kondisi psikologis positif yang dirasakan individu dalam konteks kerja, mencakup dimensi emosi menyenangkan, kepuasan, keterlibatan, makna, dan komitmen terhadap pencapaian tujuan organisasi.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Mengacu pada konsep Happiness at Work menurut Fisher .
Salas-Vallina dan Alegre .
mengembangkan Happiness at Work dalam tiga dimensi yaitu Engagement.
Job Satisfaction, dan Affective Organizational Commitment.
Engagement: keterlibatan emosional dan kognitif karyawan terhadap pekerjaan, ditunjukkan melalui energi, dedikasi, dan fokus pada pekerjaan.
Zigarmi et al .
menyebutkan Engagement mengacu pada perasaan kebermaknaan yang timbul dan ditemukan di tempat kerja.
Job Satisfaction: tingkat kepuasan individu terhadap pekerjaan, menunjukkan sejauh mana kebutuhan dan harapan individu terpenuhi mencakup kepuasan terhadap kondisi kerja .
valuasi perasaan karyawan terhadap dimensi-dimensi tertentu seperti gaji, peluang karir, hubungan dengan rekan kerja dan atasan, serta perasaan diharga.
Affective Organizational Commitment: mencakup evaluasi terhadap perasaan afektif di tempat kerja serta tingkat komitmen yang berkelanjutan dan normatif terhadap organisasi.
Komitmen afektif merujuk pada ikatan emosional, identifikasi, dan keterlibatan individu dalam organisasi (Meyer et al.
, 2.
Ikatan emosional yang kuat dengan organisasi, cenderung membuat individu merasa menjadi bagian dari organisasi dan ingin tetap bertahan di dalamnya.
Salas-Vallina dan Alegre .
dalam penelitiannya mengungkapkan bahwa terdapat beberapa faktor yang mempengaruhi Happiness at Work, diantaranya:
Faktor Konteks Kerja Faktor konteks kerja menurut Gevrek.
Spencer.
Hudgins, dan Chambers tahun 2017 .
alam Salas-Vallina dan Alegre, 2.
menyebutkan bahwa kebahagiaan di tempat kerja di kalangan pekerja yang memiliki pengetahuan yang intensif, konteks kerja yang kompleks dan menantang mempengaruhi kebahagiaan karyawan.
Misalnya, kesempatan untuk mendapatkan peluang peningkatan keterampilan, kejelasan lingkungan, kesetaraan, posisi sosial yang berharga, masalah gaji dan karir berhubungan positif dengan kebahagiaan di tempat kerja, perlakuan yang bermartabat, keadilan, kebanggaan terhadap perusahaan dan keakraban dengan rekan kerja membuat karyawan lebih bahagia.
Gaya Kepemimpinan Penelitian terbaru .
ari tahun 2015 hingga sekaran.
mengikuti model Job Demands Resources (JD-R) yang dikembangkan oleh Schaufeli dan Taris tahun 2014 mengkaji pengaruh gaya kepemimpinan transformasional dan gaya kepemimpinan inspirasional terhadap kebahagiaan di tempat kerja.
Hasilnya gaya kepemimpinan yang berfokus pada manusia, seperti kepemimpinan transformasional, autentik, dan kreatif, memiliki dampak yang lebih besar terhadap kebahagiaan di tempat kerja, dibandingkan dengan gaya kepemimpinan transaksional (Berson & Linton, dalam Salas-Vallina dan Alegre .
Penelitian Braun.
Peus.
Weisweiler dan Frey .
menunjukkan bahwa gaya kepemimpinan dapat meningkatkan kinerja pekerjaan kepuasan di kalangan akademisi, komitmen antar profesional dan perawat.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Sumber Daya Individu Sumber daya pribadi diteliti memiliki dampak langsung tentang sikap positif.
Beberapa sumber daya individu seperti tingkat pendidikan secara signifikan mempengaruhi kepuasan kerja, komunikasi dapat meningkatkan komitmen afektif dalam konteks bersamaan , ketahanan dapat meningkatkan kepuasan kerja , suasana hati yang positif mendorong keterlibatan kerja, dan kepribadian proaktif memprediksi keterlibatan kerja (Macey dan Schneider, 2.
Interaksi sosial Baumeister dan Leary .
alam Salas-Vallina dan Alegre, 2.
telah membuktikan peran penting hubungan interpersonal dalam menumbuhkan kebahagiaan dan kesejahteraan.
Mereka menemukan bahwa koneksi berkualitas tinggi dengan orang lain memberikan kebahagiaan dan energi kepada karyawan.
Interaksi yang menyenangkan dengan orang lain juga berhubungan dengan emosi yang menyenangkan.
Kemudian Thompson dan Heron .
juga mengungkapkan bahwa persepsi kualitas hubungan antara pekerja pengetahuan dan manajer dapat membantu mempertahankan tingkat komitmen.
Beberapa penelitian terdahulu menyebutkan bahwa Happiness at Work membawa berbagai manfaat positif bagi individu dan organisasi.
Salas-Vallina dan Alegre .
dalam penelitiannya tentang Happiness at Work: Developing a Shorter Measure menunjukkan bahwa Happiness at Work berkorelasi positif dengan produktivitas pegawai, karena pegawai yang bahagia di tempat kerja cenderung lebih fokus pada pekerjaan, serta tidak terlalu khawatir terhadap dimensi lain seperti kompensasi finansial.
PryceJones .
alam Pulungan, dkk, 2.
juga berpendapat bahwa pegawai yang merasa bahagia dengan pekerjaannya, mereka cenderung akan lebih cepat mendapat promosi jabatan, lebih kreatif, lebih cepat mencapai tujuan, dapat berhubungan baik dengan atasan serta teman lainnya, dan lebih sukses.
Di saat individu mempersepsikan bahwa pekerjaan menjadi hal terpenting dan menjaga hubungan dengan lingkungan kerja secara baik, individu tersebut memperlihatkan kinerja yang optimal (Syaifi, dkk, dalam Wijaya, 2.
Selain itu, hasil survei internal Kementerian PPN/Bappenas tahun 2021 menunjukkan bahwa 80% pegawai mengalami stres menengah-tinggi .
%).
Hal ini menjadi alarm serius bagi organisasi, mengingat tingginya tingkat stres berpotensi menurunkan produktivitas, kualitas pengambilan keputusan, serta kesejahteraan psikologis pegawai.
Dilatarbelakangi hasil survei tersebut, pada 6 April 2023 di Menara Bappenas.
Kementerian PPN/Bappenas meluncurkan program AuHappiness at WorkAy di lingkungan Kementerian PPN/Bappenas.
Program ini adalah respons strategis terhadap tingginya tingkat stres pegawai, dengan fokus pada penguatan kesehatan mental, transformasi lingkungan kerja, dan peningkatan kapasitas individu guna mendukung kinerja organisasi yang lebih optimal.
Program ini diharapkan dapat meningkatkan kesehatan mental, produktivitas, kreativitas, dan potensi pegawai melalui literasi, upskilling, dan reskilling.
Beberapa upaya transformasi lingkungan kerja telah dilakukan Kementerian PPN/Bappenas dimulai sejak 2019 dengan mengembangkan integrated digital workspace smart office yakni pekerjaan utama Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
disarankan untuk dikerjakan secara daring lewat perangkat tersebut, penyediaan co-working space/ruang kerja terbuka yang nyaman di Menara Bappenas, dan mengedepankan prinsip 5C: Connecting.
Communication.
Collaborative.
Core Values.
Common Ground.
Upaya lainnya adalah dengan menerbitkan Surat Edaran Menteri PPN/Kepala Bappenas Nomor 2 Tahun 2020 yang di dalamnya mengatur terkait penilaian kinerja, mekanisme pelaporan, serta sistem jam kerja reguler dan khusus berbasis aplikasi digital.
Kebijakan menekankan fleksibilitas kerja dengan sistem clock in-clock out, rencana kerja harian, dan laporan kinerja bulanan, sekaligus memperjelas peran Pimpinan Tinggi dalam sistem tersebut.
Secara umum, kebijakan ini bertujuan meningkatkan produktivitas, akuntabilitas, dan efektivitas kerja melalui pemanfaatan teknologi informasi (Kementerian PPN/Bappenas, 2.
Sejalan dengan inisiatif tersebut, pada tahun 2025 peneliti melakukan observasi pada salah satu unit kerja di kementerian lain di Jakarta untuk memperoleh gambaran kondisi kerja dari perspektif yang berbeda.
Hasil observasi menunjukkan bahwa implementasi nilainilai Happiness at Work belum sepenuhnya dirasakan secara merata oleh ASN di Indonesia.
Secara konseptual, pegawai diharapkan menampilkan komitmen, loyalitas, integritas, serta kinerja optimal dalam mendukung pencapaian tujuan organisasi.
Lingkungan kerja yang suportif ditandai dengan dukungan atasan dan rekan kerja, kesempatan partisipasi yang setara, fasilitas memadai, rasa aman dan nyaman, serta penghargaan atas prestasi merupakan prasyarat penting bagi terwujudnya kondisi tersebut.
Namun, realitas di lapangan menunjukkan variasi perilaku kerja.
Sebagian pegawai menunjukkan dedikasi tinggi, bersedia mengerjakan tugas tambahan bahkan di luar jam kerja karena dilandasi rasa tanggung jawab terhadap amanah jabatan dan hak yang diterima.
Di sisi lain, terdapat pula pegawai yang memaknai pekerjaan sebatas rutinitas administratif hadir untuk memenuhi kewajiban presensi, bekerja sekadarnya, dan menunjukkan produktivitas yang relatif rendah.
Perbedaan orientasi ini mengindikasikan bahwa upaya membangun kebahagiaan dan keterlibatan kerja belum sepenuhnya terinternalisasi secara kolektif.
Kondisi di atas menegaskan pentingnya pengukuran Happiness at Work yang komprehensif agar kebijakan tidak hanya bersifat programatik, tetapi berbasis bukti dan mampu menangkap dinamika psikologis ASN secara akurat.
Secara empiris, kesenjangan antara kebijakan dan praktik di lapangan mendorong pentingnya penelitian tentang Happiness at Work dalam konteks ASN Indonesia.
Hingga saat ini, belum banyak bahkan dapat dikatakan belum ditemukan kajian spesifik yang menguji konstruk HAW dalam konteks budaya birokrasi Indonesia yang khas.
Padahal, karakteristik ASN berbeda dengan sektor swasta, baik dari sisi sistem kerja, struktur hierarkis, pola kepemimpinan, maupun orientasi pelayanan publik.
Secara metodologis, sebagian besar instrumen Happiness at Work yang tersedia dikembangkan di sektor swasta dan dalam konteks budaya barat.
Instrumen tersebut belum tentu sepenuhnya relevan ketika diaplikasikan pada sistem birokrasi Indonesia yang cenderung formal, regulatif, dan hierarkis.
Perbedaan konteks ini berpotensi memengaruhi validitas konstruk apabila instrumen digunakan tanpa proses adaptasi dan pengujian ulang.
Oleh karena itu, modifikasi serta pengujian psikometrik Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
menjadi langkah krusial untuk memastikan bahwa alat ukur benar-benar merefleksikan pengalaman kebahagiaan kerja ASN secara autentik.
Dengan demikian, penelitian ini tidak hanya mengisi kekosongan literatur pada sektor publik Indonesia, tetapi juga memberikan kontribusi metodologis melalui pengembangan instrumen HAW yang valid dan reliabel sesuai dengan karakteristik ASN.
Secara praktis, temuan penelitian diharapkan menjadi pijakan ilmiah bagi perumusan kebijakan pengelolaan SDM ASN yang lebih terukur dan berbasis data, sekaligus mendukung agenda reformasi birokrasi dan peningkatan kualitas pelayanan publik secara berkelanjutan.
Metode Metode penelitian yang digunakan dalam penelitian ini adalah pendekatan kuantitatif kepada sebanyak 377 responden yang berasal dari berbagai instansi di Indonesia, dengan penentuan sampel menggunakan teknik purposive sampling yang mempertimbangkan kriteria tertentu yang relevan dengan tujuan penelitian.
Adapun karakteristik responden diantaranya .
ASN aktif yang bekerja minimal 1 tahun di unit kerja di lingkungan Kementerian/Lembaga.
Pemerintah Daerah Provinsi/Kabupaten/Kota serta Instansi Pemerintah lainnya, dengan asumsi bahwa durasi tersebut cukup untuk memahami dinamika organisasi dan lingkungan kerja.
Jenis kelamin laki-laki atau perempuan.
rentang usia 18Ae58 tahun, yang mencerminkan keberagaman usia kerja produktif ASN di instansi .
memiliki pangkat dan golongan mulai dari I/a hingga IV/e, yang menunjukkan tingkat jabatan menengah hingga tinggi di lingkungan ASN, dan relevan terhadap penilaian performa dan kontribusi organisasi.
termasuk dalam jabatan Administrasi.
Fungsional, atau Jabatan Pimpinan Tinggi (JPT) yang berperan dalam tata kelola dan pelaksanaan tugas birokrasi.
Instrumen penelitian yang digunakan adalah modifikasi dari skala Happiness at Work (HAW) yang dikembangkan oleh Salas-Vallina dan Alegre .
Skala asli terdiri atas 31 item yang mencakup tiga dimensi utama, yaitu Engagement.
Job Satisfaction, dan Affective Organizational Commitment.
Berdasarkan telaah konseptual dan penyesuaian terhadap karakteristik budaya kerja ASN di Indonesia, beberapa item pada versi asli dinilai kurang representatif sehingga untuk memperoleh hasil yang signifikan perlu dilakukan proses modifikasi berupa reduksi item, yaitu pengurangan 11 item pada dimensi Engagement dan 3 item pada dimensi Affective Organizational Commitment.
Hasil modifikasi menghasilkan 18 item, yang terdiri dari 6 item Engagement .
,2,3,4,5,.
, 7 item Job Satisfaction .
,8,9,10,11,12,.
, dan 5 item Affective Organizational Commitment .
,15,16,17,.
Instrumen HAW Modification Scale Psychometric dibagi dalam dua arah pernyataan yaitu favorable dan unfavorable.
Pernyataan favorable merupakan item yang disusun searah dengan konstruk Happiness at Work, sehingga semakin tinggi tingkat persetujuan responden menunjukkan tingkat kebahagiaan kerja yang semakin tinggi.
Sebaliknya, pernyataan unfavorable merupakan item yang berlawanan arah dengan konstruk, sehingga semakin Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
tinggi tingkat persetujuan responden menunjukkan tingkat kebahagiaan kerja yang semakin rendah, sehingga memerlukan proses reverse scoring dalam pengolahan data.
Instrumen ini diberikan menggunakan format skala Likert empat tingkat .
-point Likert scal.
dengan skoring penilaian terdiri atas.
1 = Sangat Tidak Setuju, 2 = Tidak Setuju, 3 = Setuju, dan 4 = Sangat Setuju.
Penggunaan skala empat tingkat tanpa opsi netral bertujuan untuk mengurangi kecenderungan respon tengah .
entral tendency bia.
dan mendorong responden memberikan pilihan sikap yang lebih tegas terhadap setiap pernyataan.
Hinkin dkk .
alam Permanasari, 2.
menjelaskan terdapat 7 tahapan dalam modifikasi alat ukur.
Pertama dimulai dari membuat suatu item berdasarkan teori.
Tahap kedua, yakni melakukan uji validitas konten dengan menurunkan beberapa item yang berasal dari teori.
Tahap ketiga, yakni memasukan item kedalam angket berdasarkan hasil uji dari validitas konten.
Tahap keempat, yakni melakukan konfirmasi dengan CFA (Confirmatory Factor Analysi.
untuk mengetahui apakah item-item tersebut dapat mewakili indikator dari beberapa variabel yang akan diukur.
Tahap kelima, yakni menghitung konsistensi internal melalui cronbach alpha.
Tahap keenam melakukan penyesuaian terhadap hasil dari validitas konten terhadap analisa hasil.
Dan terakhir memilih item-item terbaik yang dapat diaplikasikan untuk penelitian.
Sehubungan dengan hal tersebut di atas, berikut tahapan yang telah dilakukan peneliti dalam menguji validitas dan reabilitas HAW Modification Scale Psychometric.
Proses pengujian instrumen diawali dengan melakukan uji validitas isi .
ontent validit.
menggunakan metode expert judgment.
Peneliti melibatkan lima orang ahli yang terdiri atas Dosen Pascasarjana Program Studi Psikologi di Universitas X.
Dosen Psikologi Klinis Dewasa di Universitas Y.
Praktisi Psikologi Industri dan Organisasi (PIO).
Praktisi Human Resource Development (HRD), dan Mahasiswa S2 Psikologi Sains yang bekerja sebagai Terapis Anak.
Seluruh ahli memiliki latar belakang pendidikan S1 Psikologi dan keahlian yang relevan dengan pengembangan instrumen psikologis.
Hasil penilaian para ahli kemudian dianalisis menggunakan teknik AikenAos V untuk mengetahui tingkat kesepakatan antar-penilai terhadap relevansi setiap item dengan konstruk yang diukur.
Kriteria interpretasi yang digunakan adalah nilai > 0,80 menunjukkan validitas tinggi, > 0,60 menunjukkan validitas cukup, dan < 0,60 menunjukkan validitas rendah.
Item dengan nilai rendah direvisi atau dieliminasi sebelum melanjutkan ke tahap berikutnya.
Setelah melalui uji validitas isi, peneliti melaksanakan pilot study atau uji coba instrumen kepada 30 responden (N = .
Pengambilan data dilakukan secara daring melalui Google Form selama lima hari.
Data hasil uji coba dianalisis untuk menyeleksi kualitas item melalui uji korelasi item-total, daya beda item, serta pengujian reliabilitas internal.
Uji analisis kualitas psikometrik data hasil uji coba dimulai dengan melakukan analisis deskriptif untuk menggambarkan distribusi responden berdasarkan pendidikan terakhir, jenis kelamin, dan usia.
Dilanjutkan dengan uji korelasi item-total dan daya beda item menggunakan rumus Pearson Product Moment, uji reliabilitas internal melalui metode koefisien CronbachAos Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Alpha, serta melakukan Exploratory Factor Analysis (EFA) untuk mengeksplorasi struktur faktor awal sebagai bagian dari pengujian validitas konstruk .
onstruct validit.
Setelah melalui serangkaian prosedur uji coba, peneliti melakukan pengambilan data penelitian utama kepada 377 responden (N = .
secara daring menggunakan Google Form selama 38 hari.
Peneliti melakukan analisis lanjutan untuk menguji kualitas psikometrik instrumen secara lebih komprehensif.
Dengan tahapan yang sama dengan uji coba sebelumnya, peneliti kembali melakukan analisis deskriptif terhadap data penelitian utama, uji korelasi item-total dan daya beda item menggunakan rumus Pearson Product Moment, serta pengujian reliabilitas internal terhadap data penelitian utama metode koefisien CronbachAos Alpha.
Peneliti juga melakukan analisis Exploratory Factor Analysis (EFA) untuk melihat konsistensi struktur faktor, kemudian dilanjutkan dengan Confirmatory Factor Analysis (CFA) guna mengonfirmasi kesesuaian model pengukuran dan memperkuat validitas konstruk.
Selanjutnya, peneliti menghitung nilai Average Variance Extracted (AVE) untuk menguji validitas konvergen, serta Composite Reliability (CR) untuk menguji reliabilitas konstruk.
Pengujian reliabilitas ini juga bertujuan untuk membandingkan konsistensi internal antara hasil uji coba awal dan hasil penelitian utama.
Seluruh analisis statistik dalam penelitian ini dilakukan menggunakan perangkat lunak JASP.
Hasil dan Pembahasan 1 Hasil Validitas Isi (Expert Judgemen.
Tabel 1.
Hasil Analisis AikenAos V Hasil analisis menggunakan koefisien AikenAos V di atas menunjukkan bahwa seluruh item berada pada kategori validitas isi yang baik.
Nilai AikenAos V untuk keseluruhan item berada pada rentang tinggi (V > 0,.
, tidak terdapat item dengan nilai AikenAos V di bawah 0,60, sehingga tidak ada item yang dieliminasi secara konseptual pada tahap ini.
Hal ini menunjukkan bahwa tingkat kesepakatan antar ahli kuat terhadap relevansi dan kejelasan Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
item pernyataan, dan secara substansial item-item yang dikembangkan telah merepresentasikan indikator konstruk Happiness at Work secara memadai dalam konteks ASN Indonesia.
Tingginya nilai AikenAos V juga mengindikasikan bahwa modifikasi instrumen tidak hanya bersifat adaptasi bahasa, tetapi telah melalui proses penyesuaian konseptual yang mempertimbangkan karakteristik birokrasi dan budaya kerja ASN.
Dengan demikian, instrumen dapat dinyatakan memiliki validitas isi yang kuat dan layak untuk dilanjutkan ke tahap pengujian empiris.
2 Hasil Uji Coba Instrumen 1 Data Deskriptif Tabel 2.
Analisis Data Deskriptif Penelitian ini melibatkan 30 responden yang terdiri atas 11 responden pria dan 19 responden wanita.
Seluruh data dinyatakan lengkap tanpa adanya data hilang .
issing value = .
pada seluruh variabel demografis yang dianalisis.
Tabel 3.
Hasil Distribusi Usia Responden Berdasarkan hasil analisis deskriptif terhadap frekuensi usia di atas, diketahui bahwa kelompok usia responden pria paling banyak berada pada rentang 29Ae39 tahun, yaitu sebanyak 6 orang .
,5%).
Selanjutnya, responden pria pada rentang usia 40Ae50 tahun berjumlah 3 orang .
,3%), dan usia di atas 50 tahun sebanyak 2 orang .
,2%).
Tidak terdapat responden pria pada rentang usia 18Ae28 tahun.
Sedangkan pada kelompok responden wanita, mayoritas juga berada pada rentang usia 29Ae 39 tahun, yaitu sebanyak 10 Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
,6%).
Responden wanita usia 18Ae28 tahun berjumlah 5 orang .
,3%), diikuti usia 40Ae50 tahun sebanyak 3 orang .
,8%), dan usia di atas 50 tahun sebanyak 1 orang .
,3%).
Secara umum, distribusi usia responden menunjukkan bahwa sebagian besar partisipan pada tahap uji coba, baik pria maupun wanita berada pada usia produktif menengah .
Ae39 tahu.
, yang mengindikasikan karakteristik sampel yang relatif matang secara usia dan berada pada fase karier yang aktif, sehingga relevan untuk pengujian awal instrumen penelitian.
Tabel 4.
Hasil Distribusi Pendidikan Terakhir Responden Ditinjau dari hasil analisis deskriptif terhadap frekuensi pendidikan terakhir di atas, diketahui bahwa responden pria didominasi oleh lulusan Strata 1 (S.
sebanyak 8 orang .
,7%).
Responden pria dengan pendidikan Strata 2 (S.
berjumlah 2 orang .
,2%), sedangkan lulusan SMA sebanyak 1 orang .
,1%).
Dalam hal ini, tidak terdapat responden pria dengan pendidikan Diploma 3 (D.
Sementara itu, pada responden wanita sebagian besar juga memiliki pendidikan terakhir Strata 1 (S.
, yaitu sebanyak 17 orang .
,5%).
Responden wanita dengan pendidikan D3 dan S2 masing-masing berjumlah 1 orang .
,3%), serta tidak terdapat responden wanita dengan pendidikan terakhir SMA.
Hasil ini menunjukkan bahwa secara keseluruhan responden uji coba penelitian didominasi oleh individu dengan latar belakang pendidikan tinggi (S1 dan S.
, sehingga dapat diasumsikan bahwa responden memiliki kapasitas akademik yang memadai dalam memahami instrumen penelitian yang digunakan.
Secara umum, hasil analisis deskriptif menunjukkan bahwa sampel penelitian cukup representatif untuk menggambarkan kondisi ASN di Indonesia, sehingga mendukung validitas eksternal instrumen.
Hasil Analisis Korelasi Antaritem Instrumen (Pearson Correlatio.
Tabel 5.
Analisis Pearson Correlation Engagement Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Hasil analisis PearsonAos Correlations pada Item 1AeItem 6 menunjukkan bahwa sebagian besar item memiliki hubungan yang kuat dan signifikan satu sama lain, kecuali satu item yang relatif lemah.
Item 1AeItem 5 memperlihatkan korelasi antaritem yang tinggi dan signifikan .
< .
, dengan rentang koefisien PearsonAos r antara 0,671 hingga 0,844.
Secara rinci, korelasi kuat tampak pada pasangan Item 1Ae2 .
= 0,.
Item 2Ae4 .
= 0,.
, dan Item 4Ae5 .
= 0,.
, yang menunjukkan konsistensi hubungan antarindikator dalam konstruk yang sama.
Sebaliknya.
Item 6 menunjukkan korelasi paling rendah dengan item lainnya, yaitu dengan Item 1 .
= 0,231.
p = 0,.
Item 2 .
= 0,286.
p = 0,.
Item 3 .
= 0,400.
p = 0,.
Item 4 .
= 0,273.
p = 0,.
, dan Item 5 .
= 0,351.
p = 0,.
Sebagian besar korelasi tersebut tidak signifikan .
> 0,.
, kecuali dengan Item 3 yang signifikan namun dalam kategori sedang.
Ditinjau dari korelasi dengan skor total.
Item 1AeItem 5 memiliki korelasi sangat kuat dan signifikan .
= 0,760.
0,816.
0,822.
0,844.
dan 0,906.
seluruhnya p < .
, sedangkan Item 6 hanya memiliki korelasi sebesar 0,434 .
= 0,.
, yang meskipun signifikan tetapi jauh lebih rendah dibandingkan item lainnya.
Secara keseluruhan, skala menunjukkan konsistensi hubungan yang sangat baik pada Item 1AeItem 5, namun Item 6 memiliki kontribusi paling lemah dalam struktur korelasional dan berpotensi kurang merepresentasikan konstruk yang diukur, sehingga layak dipertimbangkan untuk direvisi atau dievaluasi lebih lanjut.
Tabel 6.
Analisis Pearson Correlation Job Satisfaction Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Hasil analisis PearsonAos Correlations pada Item 7AeItem 13 menunjukkan bahwa sebagian besar item memiliki hubungan yang kuat dan signifikan, namun terdapat satu item yang relatif bermasalah.
Item 7.
Item 9.
Item 11.
Item 12, dan Item 13 memperlihatkan korelasi antaritem yang cukup hingga sangat kuat dan mayoritas signifikan .
< .
, dengan koefisien berkisar antara 0,529 hingga 0,848.
Korelasi tertinggi tampak pada pasangan Item 12AeItem 13 .
= 0,848.
p < .
dan Item 7AeItem 13 .
= 0,827.
p < .
, menunjukkan konsistensi konstruk yang baik dalam kelompok item tersebut.
Sebaliknya.
Item 10 menunjukkan pola korelasi paling lemah dan cenderung tidak signifikan dengan item lainnya, yaitu dengan Item 7 .
= Oe0,207.
p = 0,.
Item 8 .
= 0,297.
p = 0,.
Item 9 .
= Oe0,102.
p = 0,.
Item 11 .
= Oe0,222.
p = 0,.
Item 12 .
= Oe0,152.
p = 0,.
, dan Item 13 .
= Oe0,240.
p = 0,.
Nilai korelasi yang rendah bahkan negatif serta seluruh pvalue > 0,05 menunjukkan bahwa Item 10 tidak berkorelasi secara signifikan dengan sebagian besar item lain.
Ditinjau dari korelasi dengan skor total.
Item 7 .
= 0,775.
p < .
Item 9 .
= 0,723.
p < .
Item 11 .
= 0,781.
p < .
Item 12 .
= 0,838.
p < .
, dan Item 13 .
= 0,872.
p < .
memiliki hubungan kuat dan signifikan.
Item 8 menunjukkan korelasi sedang .
= 0,374.
p = 0,.
, sedangkan Item 10 memiliki korelasi hampir nol dengan skor total .
= Oe0,012.
p = 0,.
, yang menandakan kontribusi yang sangat lemah terhadap konstruk yang diukur.
Secara keseluruhan, sebagian besar item .
ecuali Item .
menunjukkan konsistensi korelasional yang baik dan mendukung validitas internal skala.
Item 10 berkontribusi paling rendah dan berpotensi tidak sejalan dengan konstruk, sehingga layak dipertimbangkan untuk direvisi atau dieliminasi dalam pengembangan instrumen Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Tabel 7.
Analisis Pearson Correlation Affective Organizational Commitment Hasil analisis PearsonAos Correlations pada Item 14AeItem 18 menunjukkan bahwa sebagian besar item memiliki hubungan yang kuat dan signifikan satu sama lain.
Item 14.
Item 15.
Item 16, dan Item 17 memperlihatkan korelasi antaritem yang cukup hingga sangat kuat, dengan koefisien berkisar antara 0,534 hingga 0,837 dan seluruhnya signifikan .
< Korelasi tertinggi tampak pada pasangan Item 16AeItem 17 .
= 0,837.
p < .
, diikuti Item 14AeItem 15 .
= 0,759.
p < .
, yang menunjukkan konsistensi konstruk yang baik di antara item-item tersebut.
Sebaliknya.
Item 18 menunjukkan korelasi yang relatif lebih rendah dibandingkan item lainnya, khususnya dengan Item 17 .
= 0,272.
p = 0,.
yang tidak signifikan.
Meskipun korelasinya dengan Item 14 .
= 0,599.
p < .
Item 15 .
= 0,569.
p = .
, dan Item 16 .
= 0,401.
p = .
signifikan, kekuatannya berada pada kategori sedang hingga rendah.
Ditinjau dari korelasi dengan skor total.
Item 14 .
= 0,837.
p < .
Item 15 .
= 0,866.
p < .
Item 16 .
= 0,824.
p < .
, dan Item 17 .
= 0,746.
p < .
menunjukkan hubungan yang sangat kuat dan signifikan.
Sementara itu.
Item 18 memiliki korelasi paling rendah dengan skor total .
= 0,606.
p < .
, meskipun masih berada pada kategori sedang dan signifikan.
Secara keseluruhan, skala pada Item 14AeItem 17 menunjukkan konsistensi korelasional yang sangat baik dan mendukung validitas internal Item 18 berkontribusi paling rendah dibandingkan item lainnya dan menunjukkan satu korelasi yang tidak signifikan, sehingga layak dipertimbangkan untuk ditinjau atau disempurnakan guna meningkatkan konsistensi instrumen.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
3 Hasil Analisis Daya Beda Item Tabel 8.
Analisis Daya Beda Item Engagement Hasil analisis Frequentist Individual Item Reliability Statistics pada Item 1-Item 6 di atas menunjukkan bahwa sebagian besar item memiliki daya beda yang baik, kecuali satu item yang bermasalah.
Item 1-Item 5 memiliki daya beda yang kuat, dengan nilai itemAerest correlation berturut-turut sebesar 0,741.
0,813.
0,782.
0,787.
dan 0,824 .
eluruhnya Ou 0,.
Interval kepercayaan 95% masing-masing berada pada rentang positif .
isalnya Item 2:
0,641Ae0,.
, yang menunjukkan kestabilan estimasi yang baik.
Sebaliknya.
Item 6 memiliki daya beda paling rendah, yaitu 0,349 dengan CI 95% Oe0,013Ae0,630, sehingga meskipun sedikit di atas batas minimal 0,30, kestabilannya relatif lemah karena batas bawah mendekati nol.
Ditinjau dari CronbachAos Alpha if item dropped, penghapusan Item 1AeItem 5 menghasilkan alpha antara 0,828Ae0,847, sedangkan penghapusan Item 6 meningkatkan alpha menjadi 0,932, yang merupakan nilai tertinggi dibandingkan penghapusan item Secara keseluruhan, skala menunjukkan kualitas diskriminatif yang baik pada sebagian besar item, namun Item 6 berkontribusi paling rendah terhadap konsistensi internal dan layak dipertimbangkan untuk direvisi atau dieliminasi.
Tabel 9.
Analisis Daya Beda Item Job Satisfaction Hasil analisis Frequentist Individual Item Reliability Statistics pada Item 7-Item 13, menunjukkan bahwa sebagian besar item memiliki daya beda yang baik, kecuali satu item yang bermasalah.
Item 7.
Item 8.
Item 9.
Item 11.
Item 12, dan Item 13 memiliki nilai itemAe rest correlation berturut-turut sebesar 0,676.
0,371.
0,687.
0,527.
0,647.
dan 0,718 .
ebagian besar Ou 0,.
Interval kepercayaan 95% seluruhnya berada pada rentang positif, misalnya Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Item 7 .
,417Ae0,.
dan Item 13 .
,483Ae0,.
, yang menunjukkan kestabilan estimasi yang memadai.
Namun.
Item 8 .
= 0,371.
CI 95%: 0,013Ae0,.
memiliki batas bawah interval yang sangat mendekati nol sehingga kestabilannya relatif lebih lemah dibandingkan item lainnya.
Sebaliknya.
Item 10 memiliki daya beda negatif, yaitu Oe0,098 dengan CI 95% Oe0,443Ae0,272, sehingga tidak memenuhi kriteria daya diskriminasi karena tidak bergerak searah dengan konstruk yang diukur.
Ditinjau dari CronbachAos Alpha if item dropped, penghapusan Item 7, 8, 9, 11, 12, dan 13 menghasilkan alpha antara 0,643Ae0,731, sedangkan penghapusan Item 10 meningkatkan alpha menjadi 0,839, yang merupakan nilai tertinggi dibandingkan penghapusan item lainnya.
Secara keseluruhan, skala menunjukkan kualitas diskriminatif yang baik pada sebagian besar item, namun Item 10 berkontribusi paling rendah terhadap konsistensi internal dan layak dipertimbangkan untuk direvisi atau Tabel 10.
Analisis Daya Beda Item Affective Organizational Commitment Hasil analisis Frequentist Individual Item Reliability Statistics pada Item 14AeItem 18 menunjukkan bahwa seluruh item memiliki daya beda yang baik dengan nilai itemAerest correlation masing-masing sebesar 0,769.
0,803.
0,752.
0,646.
dan 0,551 .
eluruhnya Ou 0,.
Interval kepercayaan 95% seluruh item berada pada rentang positif, yaitu Item 14 .
,565Ae0,.
Item 15 .
,623Ae0,.
Item 16 .
,537Ae0,.
Item 17 .
,372Ae0,.
, dan Item 18 .
,238Ae0,.
, yang menunjukkan estimasi yang stabil dan konsisten.
Ditinjau dari CronbachAos Alpha if item dropped, penghapusan Item 14AeItem 18 menghasilkan alpha berturut-turut sebesar 0,825.
0,816.
0,830.
0,859.
dan 0,880, dengan interval kepercayaan yang relatif lebar namun tetap tinggi .
isalnya Item 18: 0,764Ae0,.
Nilai alpha tertinggi diperoleh apabila Item 18 dihapus .
, sehingga Item 18 berkontribusi paling rendah terhadap konsistensi internal dibandingkan item lainnya, meskipun masih berada dalam kategori memadai.
Secara keseluruhan, kelima item menunjukkan kualitas diskriminatif yang baik dan reliabilitas internal yang kuat, namun Item 18 layak dipertimbangkan untuk direvisi guna meningkatkan konsistensi skala.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
4 Hasil Analisis Reliabilitas Tabel 11.
Analisis Reliabilitas Engagement Hasil analisis Frequentist Scale Reliability Statistics menunjukkan bahwa skala memiliki tingkat reliabilitas yang tinggi.
Nilai koefisien CronbachAos Alpha diperoleh sebesar 0,875 dengan standar error 0,059 serta interval kepercayaan 95% berada pada rentang 0,760Ae 0,991.
Nilai alpha yang berada di atas batas minimal 0,70 menunjukkan bahwa instrumen memiliki konsistensi internal yang sangat baik, dan rentang interval kepercayaan yang seluruhnya berada pada kategori tinggi mengindikasikan kestabilan estimasi reliabilitas.
Selain itu, nilai average interitem correlation sebesar 0,595 menunjukkan bahwa hubungan antaritem berada pada kategori kuat dan masih dalam rentang ideal .
,15Ae0,.
, yang menandakan bahwa item-item dalam skala saling berkorelasi secara memadai tanpa menunjukkan redundansi yang berlebihan.
Secara keseluruhan, skala memiliki konsistensi internal yang sangat baik dan stabil, sehingga layak digunakan sebagai alat ukur dalam penelitian tanpa memerlukan penghapusan item berdasarkan analisis reliabilitas skala ini.
Tabel 12.
Analisis Reliabilitas Job Satisfaction Hasil analisis Frequentist Scale Reliability Statistics menunjukkan bahwa skala memiliki tingkat reliabilitas yang cukup baik.
Nilai koefisien CronbachAos Alpha sebesar 0,735 dengan standar error 0,085 serta interval kepercayaan 95% berada pada rentang 0,568Ae 0,901.
Nilai alpha telah melampaui batas minimal 0,70, sehingga secara umum konsistensi internal dapat dikategorikan memadai.
Namun, batas bawah interval kepercayaan .
berada di bawah 0,70, yang menunjukkan bahwa kestabilan estimasi reliabilitas masih relatif Nilai average interitem correlation sebesar 0,341 menunjukkan bahwa hubungan antaritem berada pada kategori cukup dan masih dalam rentang ideal .
,15Ae0,.
, sehingga item-item dalam skala memiliki keterkaitan yang wajar tanpa indikasi redundansi yang Secara keseluruhan, skala memiliki reliabilitas yang memadai namun belum optimal, sehingga tetap dapat digunakan dalam penelitian, tetapi disarankan untuk meninjau kembali kualitas beberapa item guna meningkatkan konsistensi internal dan mempersempit rentang interval kepercayaan pada pengujian selanjutnya.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Tabel 13.
Analisis Reliabilitas Affective Organizational Commitment Hasil analisis Frequentist Scale Reliability Statistics menunjukkan bahwa skala memiliki tingkat reliabilitas yang tinggi dan stabil.
Nilai koefisien CronbachAos Alpha diperoleh sebesar 0,871 dengan standar error 0,050 serta interval kepercayaan 95% berada pada rentang 0,774Ae0,968.
Nilai alpha yang berada jauh di atas batas minimal 0,70 menunjukkan bahwa instrumen memiliki konsistensi internal yang sangat baik.
Selain itu, seluruh rentang interval kepercayaan berada di atas 0,70, yang menandakan kestabilan estimasi reliabilitas yang kuat.
Nilai average interitem correlation sebesar 0,580 menunjukkan bahwa hubungan antaritem berada pada kategori kuat dan masih dalam rentang ideal .
,15Ae0,.
, sehingga item-item dalam skala saling berkorelasi secara memadai tanpa menunjukkan redundansi yang berlebihan.
Secara keseluruhan, skala menunjukkan konsistensi internal yang sangat baik dan estimasi yang stabil, sehingga layak digunakan sebagai alat ukur dalam penelitian tanpa memerlukan revisi berdasarkan hasil reliabilitas skala ini.
5 Hasil Analisis EFA (Exploratory Factor Analysi.
Tabel 14.
Analisis Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Hasil uji Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) menunjukkan nilai Overall MSA sebesar 0,645, yang berada di atas batas minimal 0,50.
Hal ini menunjukkan bahwa secara umum data memadai untuk dilakukan analisis faktor, karena korelasi antaritem cukup untuk membentuk struktur faktor yang baik.
Pada tingkat item, sebagian besar item memiliki nilai MSA Ou 0,50, yang menunjukkan kecukupan sampel yang baik, antara lain Item 1 .
Item 2 .
Item 3 .
Item 4 .
Item 5 .
Item 7 .
Item 9 .
Item 11 .
Item 12 .
Item 13 .
Item 14 .
Item 15 .
Item 16 .
Item 17 .
, dan Item 18 .
Nilai-nilai tersebut menunjukkan bahwa itemitem tersebut memiliki korelasi yang cukup memadai untuk dianalisis lebih lanjut dalam analisis faktor.
Namun, terdapat beberapa item dengan nilai MSA di bawah 0,50, yaitu Item 6 .
Item 8 .
, dan Item 10 .
, yang tergolong kurang memadai.
Khususnya Item 10 memiliki nilai yang cukup rendah, menunjukkan kontribusi yang lemah terhadap struktur faktor.
Secara keseluruhan, nilai Overall MSA yang berada pada kategori sedang .
,60Ae0,.
menunjukkan bahwa data layak untuk analisis faktor.
Meski demikian, disarankan untuk mempertimbangkan penghapusan atau revisi item dengan nilai MSA rendah .
erutama Item 10.
Item 6, dan Item .
guna meningkatkan kualitas struktur faktor dan hasil analisis pada tahap selanjutnya.
Tabel 15.
Analisis BartlettAos Test of Sphericity Hasil uji BartlettAos Test of Sphericity menunjukkan nilai NA sebesar 559,356 dengan df = 153 dan p < 0,001.
Nilai signifikansi yang sangat kecil .
< 0,.
mengindikasikan bahwa matriks korelasi berbeda secara signifikan dari matriks identitas, sehingga terdapat korelasi yang memadai antaritem.
Dengan demikian, hipotesis nol yang menyatakan bahwa variabel tidak saling berkorelasi ditolak.
Secara keseluruhan, hasil ini menunjukkan bahwa data memenuhi asumsi untuk dilakukan analisis faktor, karena antaritem memiliki hubungan yang signifikan dan struktur korelasinya layak untuk dieksplorasi lebih lanjut.
Tabel 16.
Analisis Factor Characteristics Hasil analisis Factor Characteristics menunjukkan bahwa terbentuk satu faktor dengan nilai Sum of Squared Loadings sebesar 9,854 pada Faktor 1.
Faktor 1 memiliki Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
proporsi varian sebesar 0,547 .
,7%).
Secara kumulatif, faktor tersebut menjelaskan 54,7% total varians.
Temuan ini menunjukkan bahwa Faktor 1 merupakan faktor dominan karena mampu menjelaskan lebih dari separuh total varians.
Dengan demikian, struktur konstruk cenderung didominasi oleh satu faktor utama .
, karena hanya satu faktor yang memenuhi kriteria ekstraksi dan memiliki kontribusi yang substansial terhadap penjelasan varians data.
Tabel 17.
Analisis Factor Loadings Hasil analisis factor loadings menunjukkan bahwa sebagian besar item memuat sangat kuat pada Faktor 1, dengan nilai loading berkisar antara Oe0,135 hingga 0,904.
Item dengan loading tertinggi pada Faktor 1 adalah Item 5 .
Item 13 .
, dan Item 4 .
, yang menunjukkan kontribusi sangat kuat terhadap faktor utama.
Mayoritas item memiliki loading Ou 0,70, menandakan struktur faktor yang solid dan konsisten pada Faktor Namun, terdapat beberapa item dengan loading rendah, yaitu Item 18 .
Item 8 .
Item 6 .
, dan Item 10 (Oe0,.
Khususnya Item 8.
Item 6, dan Item 10 memiliki loading sangat rendah .
ahkan negatif pada Item .
, yang menunjukkan bahwa item-item tersebut tidak merepresentasikan faktor utama dengan baik.
Ditinjau dari nilai uniqueness, sebagian besar item berada pada kisaran rendah hingga moderat .
,183Ae0,.
, yang menunjukkan bahwa varians item cukup baik dijelaskan oleh faktor.
Akan tetapi.
Item 18 .
Item 8 .
Item 6 .
, dan Item 10 .
memiliki nilai uniqueness sangat tinggi, yang berarti sebagian besar variansnya tidak dijelaskan oleh faktor.
Hal ini menunjukkan kontribusi yang sangat lemah terhadap struktur faktor.
Secara keseluruhan, struktur instrumen didominasi oleh satu faktor utama yang kuat .
Mayoritas item menunjukkan kontribusi yang sangat baik terhadap faktor tersebut.
Namun, beberapa Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
itemAiterutama Item 8.
Item 6, dan Item 10Aimemiliki loading rendah dan uniqueness sangat tinggi, sehingga perlu dipertimbangkan untuk dihapus atau direvisi agar kualitas konstruk dan ketepatan model menjadi lebih optimal.
Tabel 18.
Analisis Chi-Square model Hasil Chi-Squared Test menunjukkan bahwa model memiliki nilai NA sebesar 257,342 dengan df = 135 dan p < 0,001.
Nilai signifikansi yang sangat kecil .
< 0,.
mengindikasikan bahwa terdapat perbedaan yang signifikan antara matriks kovarians yang diobservasi dengan matriks yang diestimasi oleh model.
Dengan demikian, secara statistik model belum menunjukkan kesesuaian .
odel fi.
yang sempurna terhadap data.
Secara keseluruhan, meskipun model signifikan secara statistik, hasil uji chi-square mengisyaratkan bahwa model masih memerlukan evaluasi lebih lanjut melalui indeks kelayakan model lainnya atau kemungkinan modifikasi untuk meningkatkan tingkat kesesuaian.
Berdasarkan hasil analisis korelasi, daya beda, reliabilitas.
KMO, dan factor loading, secara umum instrumen telah menunjukkan kualitas yang baik dengan satu faktor dominan dan reliabilitas yang memadai.
Namun.
Item 6.
Item 8, dan Item 10 teridentifikasi memiliki performa paling lemah karena menunjukkan korelasi rendah, nilai MSA sangat kecil, serta uniqueness yang sangat tinggi, sehingga kontribusinya terhadap konstruk kurang optimal dan berpotensi menurunkan kualitas model.
Oleh karena itu, peneliti memutuskan untuk menghapus Item 6.
Item 8, dan Item 10 dari instrumen.
Langkah ini bertujuan untuk memperoleh struktur faktor yang lebih bersih, meningkatkan konsistensi internal, serta menghasilkan model yang lebih stabil dan memiliki tingkat kesesuaian yang lebih baik terhadap data penelitian.
3 Hasil Analisis Data Instrumen Penelitian 1 Data Deskriptif Tabel 19.
Analisis Data Deskriptif Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Penelitian ini melibatkan 377 responden yang terdiri atas 102 pria dan 275 wanita.
Seluruh data dinyatakan lengkap tanpa adanya data hilang .
issing value = .
pada variabel usia dan pendidikan terakhir.
Usia responden berada pada rentang 18 tahun hingga di atas 50 tahun, dengan nilai modus 29 tahun pada pria maupun wanita.
Pendidikan terakhir responden didominasi oleh jenjang S1 pada pria dan D3 pada wanita, dengan rentang pendidikan dari SMA hingga S3.
Tabel 20.
Hasil Distribusi Usia Responden Berdasarkan hasil analisis frekuensi usia di atas, diketahui bahwa dari 102 responden pria, mayoritas berada pada rentang usia 29Ae39 tahun sebanyak 53 orang .
,0%).
Selanjutnya, usia 40Ae50 tahun berjumlah 26 orang .
,5%), usia >50 tahun sebanyak 14 orang .
,7%), dan usia 18Ae28 tahun sebanyak 9 orang .
,8%).
Pada 275 responden wanita, mayoritas juga berada pada rentang usia 29Ae39 tahun yaitu 141 orang .
,3%), diikuti usia 18Ae28 tahun sebanyak 90 orang .
,7%), usia 40Ae50 tahun 31 orang .
,3%), dan usia >50 tahun sebanyak 13 orang .
,7%).
Secara umum, baik responden pria maupun wanita didominasi oleh kelompok usia 29Ae39 tahun, sehingga dapat disimpulkan bahwa sebagian besar partisipan berada pada kategori usia produktif.
Seluruh data usia dinyatakan lengkap tanpa adanya data hilang .
issing value = .
Tabel 21.
Hasil Distribusi Pendidikan Terakhir Responden Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Berdasarkan hasil analisis deskriptif terhadap frekuensi pendidikan terakhir di atas, diketahui bahwa dari 102 responden pria, tingkat pendidikan terbanyak adalah S1 sebanyak 38 orang .
,3%).
Selanjutnya D3 sebanyak 22 orang .
,6%).
SMA 19 orang .
,6%).
Profesi 13 orang .
,7%).
S2 9 orang .
,8%), dan S3 1 orang .
,0%), sementara tidak terdapat responden pria dengan pendidikan D4.
Pada 275 responden wanita, mayoritas berpendidikan D3 sebanyak 129 orang .
,9%), diikuti S1 sebanyak 71 orang .
,8%).
Profesi 44 orang .
,0%).
D4 16 orang .
,8%).
S2 8 orang .
,9%).
SMA 6 orang .
,2%), dan S3 1 orang .
,4%).
Secara umum, tingkat pendidikan responden didominasi oleh jenjang pendidikan tinggi (D3 dan S.
, baik pada pria maupun wanita.
Seluruh data pendidikan dinyatakan lengkap tanpa adanya data hilang .
issing value = .
2 Exploratory Factor Analysis (EFA) Tabel 22.
Analisis Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) & BartlettAos Test of Sphericity Hasil analisis Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) menunjukkan bahwa nilai Overall MSA sebesar 0,941, yang berada pada kategori sangat baik (Ou 0,.
Hal ini mengindikasikan bahwa data memiliki kecukupan sampel yang sangat memadai dan layak untuk dilakukan analisis faktor.
Secara individual, seluruh item memiliki nilai MSA di atas 0,50, bahkan seluruhnya berada pada kategori sangat baik dengan rentang 0,915Ae0,959.
Nilai tertinggi terdapat pada Item 2 .
Item 14 .
, dan Item 4 .
, sedangkan nilai terendah terdapat pada Item 18 .
, namun tetap berada dalam kategori sangat baik.
Dengan demikian, tidak terdapat item yang bermasalah atau perlu dieliminasi berdasarkan kriteria MSA.
Secara keseluruhan, seluruh item memiliki kecukupan korelasi antarvariabel yang sangat memadai dan dapat dipertahankan untuk analisis faktor lebih lanjut.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Tabel 23.
Analisis BartlettAos Test of Sphericity Hasil uji BartlettAos Test of Sphericity menunjukkan nilai NA sebesar 3700,716 dengan df = 105 dan p < 0,001.
Nilai signifikansi yang sangat kecil .
< 0,.
mengindikasikan bahwa matriks korelasi berbeda secara signifikan dari matriks identitas, sehingga terdapat korelasi yang memadai antaritem.
Dengan demikian, hipotesis nol yang menyatakan bahwa variabel tidak saling berkorelasi ditolak.
Secara keseluruhan, hasil ini menunjukkan bahwa data memenuhi asumsi untuk dilakukan analisis faktor, karena antaritem memiliki hubungan yang signifikan dan struktur korelasinya layak untuk dieksplorasi lebih lanjut.
Tabel 24.
Analisis Factor Characteristics Hasil analisis Factor Characteristics menunjukkan bahwa terbentuk satu faktor dengan nilai Sum of Squared Loadings sebesar 7,974 pada Faktor 1.
Faktor ini memiliki proporsi varian sebesar 0,532 .
,2%).
Secara kumulatif, faktor tersebut menjelaskan 53,2% total varians.
Temuan ini menunjukkan bahwa Faktor 1 merupakan faktor yang dominan karena mampu menjelaskan lebih dari separuh total varians.
Dengan demikian, struktur konstruk cenderung bersifat unidimensional, di mana satu faktor utama sudah cukup merepresentasikan sebagian besar variasi data dan memenuhi kriteria untuk dipertahankan dalam analisis faktor.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Tabel 25.
Analisis Factor Loadings Hasil analisis factor loadings menunjukkan bahwa seluruh item memuat pada Faktor 1 dengan nilai loading berkisar antara 0,572Ae0,804.
Item dengan loading tertinggi pada Faktor 1 adalah Item 2 .
Item 9 .
, dan Item 12 .
, yang menunjukkan kontribusi sangat kuat terhadap faktor utama.
Mayoritas item memiliki loading Ou 0,70, menandakan struktur faktor yang solid dan konsisten pada Faktor 1.
Pola ini menunjukkan bahwa item-item tersebut mengukur satu konstruk yang sama, sehingga mendukung struktur Secara teoretis.
Hair et al.
menyatakan bahwa unidimensionalitas terpenuhi apabila hanya terdapat satu faktor dominan dengan loading Ou 0,50 dan tidak terdapat cross-loading yang berarti.
Brown .
juga menjelaskan bahwa indikator dikatakan unidimensional ketika seluruh item secara konsisten merefleksikan satu variabel Selain itu.
DeVellis dan Thorpe .
menegaskan bahwa adanya satu faktor utama dengan loading yang kuat dan konsisten merupakan ciri skala yang mengukur satu konstruk.
Dengan demikian, baik secara empiris maupun teoretis, hasil analisis ini mendukung bahwa instrumen bersifat unidimensional.
Dilihat dari nilai uniqueness di atas, terdapat empat item dengan nilai di atas 0,50, yaitu Item 3 .
Item 17 .
Item 7 .
, dan Item 18 .
Nilai tersebut menunjukkan bahwa lebih dari 50% varians pada item-item tersebut tidak dijelaskan oleh faktor laten, melainkan oleh varians spesifik atau error.
Selain itu, keempat item tersebut juga memiliki loading relatif lebih rendah dibandingkan item lain, yaitu Item 3 .
Item 18 .
Item 17 .
, dan Item 7 .
, sementara sebagian besar item lain berada di atas 0,70.
Hal ini mengindikasikan bahwa item-item tersebut kurang merepresentasikan konstruk yang diukur dan memiliki keterkaitan yang relatif lemah dengan faktor utama.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Dalam konteks analisis Confirmatory Factor Analysis (CFA), item dengan uniqueness tinggi cenderung menghasilkan standardized loading yang lebih rendah serta error variance yang besar.
Kondisi ini dapat berdampak pada rendahnya composite reliability dan average variance extracted (AVE), serta berpotensi menurunkan indeks goodness-of-fit model seperti CFI dan TLI, sekaligus meningkatkan nilai RMSEA atau SRMR.
Dengan kata lain, keberadaan item dengan varians error tinggi dapat menyebabkan model kurang fit karena struktur kovarians empiris tidak sepenuhnya didukung oleh model Oleh karena itu, penghapusan item-item dengan nilai uniqueness di atas 0,50 disarankan dilakukan untuk mengurangi varians error, memperkuat konsistensi internal konstruk, serta meningkatkan validitas konvergen.
Sebelum melakukan analisis Confirmatory Factor Analysis (CFA), peneliti menghapus Item 3, 7, 17, dan 18, sehingga jumlah item yang dipertahankan menjadi 11 item, yaitu Item 1, 2, 4, 5, 9, 11, 12, 13, 14, 15, dan 16.
Langkah ini dilakukan untuk mengurangi varians error, meningkatkan konsistensi konstruk, serta menghasilkan model yang lebih parsimonious, lebih stabil, dan memiliki tingkat kesesuaian .
odel fi.
yang lebih baik terhadap data penelitian.
Dengan mempertahankan hanya item-item yang memiliki daya jelaskan tinggi terhadap faktor laten, diharapkan model CFA menjadi lebih parsimonious, memiliki estimasi parameter yang lebih stabil, serta menunjukkan indeks model fit yang lebih baik dan sesuai dengan kriteria yang direkomendasikan.
3 Confirmatory Factor Analysis (CFA) Tabel 26.
Analisis Fit Indices Hasil analisis additional fit measures menunjukkan bahwa sebagian besar indeks kelayakan model telah mencapai kriteria ideal (Ou 0,.
Nilai CFI .
TLI .
NNFI .
IFI .
, dan RNI .
menunjukkan bahwa model memiliki tingkat kecocokan yang baik hingga sangat baik.
Selain itu.
NFI .
dan RFI .
juga berada di atas batas rekomendasi, yang mengindikasikan bahwa model telah memenuhi kriteria goodness of fit yang memadai.
Sementara itu.
PNFI .
menunjukkan kecocokan parsimonious yang cukup, meskipun belum tergolong optimal.
Secara keseluruhan, model Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
telah menunjukkan tingkat kesesuaian yang baik dan dapat dikategorikan sebagai model yang fit.
Hal ini mengindikasikan bahwa struktur faktor yang diuji telah merepresentasikan data dengan baik, meskipun masih terdapat peluang penyempurnaan untuk meningkatkan aspek parsimoni model.
Tabel 27.
Analisis Other Fit Measures Hasil analisis other fit measures menunjukkan bahwa nilai RMSEA sebesar 0,092 dengan CI 90% antara 0,079Ae0,106 dan p-value < 0,001, yang mengindikasikan bahwa tingkat error aproksimasi model masih relatif tinggi dan berada di atas batas ideal (O 0,.
Hal ini menunjukkan bahwa kecocokan model berdasarkan RMSEA tergolong kurang Namun demikian, nilai SRMR sebesar 0,038 berada jauh di bawah batas rekomendasi (O 0,.
, yang menandakan bahwa residual standar antar matriks kovarians relatif kecil dan model memiliki kecocokan yang baik dari sisi residual.
Selain itu, indeks kelayakan lainnya menunjukkan hasil yang cukup baik, dengan nilai GFI sebesar 0,918 yang telah memenuhi kriteria fit yang baik (Ou 0,.
, sedangkan MFI sebesar 0,828 menunjukkan kecocokan yang cukup namun belum optimal.
Nilai ECVI sebesar 0,610 mengindikasikan bahwa model memiliki potensi yang cukup baik untuk direplikasi pada sampel lain.
Selain itu, nilai HoelterAos critical N pada = 0,05 .
dan = 0,01 .
tergolong memadai, yang menunjukkan bahwa ukuran sampel yang digunakan sudah cukup untuk mendukung kecocokan model.
Secara keseluruhan, meskipun RMSEA masih menunjukkan indikasi kurang fit, sebagian besar indeks lainnya terutama SRMR.
GFI, dan HoelterAos critical N menunjukkan bahwa model memiliki tingkat kecocokan yang cukup hingga baik.
Hal ini mengindikasikan bahwa model secara umum dapat diterima, namun masih terdapat ruang untuk perbaikan lebih lanjut, khususnya untuk menurunkan nilai error aproksimasi agar diperoleh tingkat fit yang lebih optimal.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Tabel 28.
Analisis R-Squared Hasil analisis R-Squared (RA) menunjukkan bahwa sebagian besar item memiliki proporsi varians yang cukup baik dijelaskan oleh faktor, dengan nilai berkisar antara 0,495Ae 0,666.
Item dengan kontribusi tertinggi adalah Item 2 .
, diikuti Item 12 .
Item 9 .
, dan Item 14 .
, yang menunjukkan bahwa lebih dari 60% varians pada itemitem tersebut dapat dijelaskan oleh konstruk laten.
Sebagian besar item lainnya berada pada kisaran moderat, seperti Item 11 .
Item 13 .
Item 1 .
Item 4 .
Item 15 .
, dan Item 5 .
, yang menandakan daya jelas yang memadai.
Sementara itu.
Item 16 .
memiliki nilai RA paling rendah, meskipun masih tergolong cukup karena mendekati 0,50.
Secara keseluruhan, model mampu menjelaskan varians seluruh item dengan baik, karena seluruh nilai RA berada di sekitar atau di atas 0,50, sehingga tidak terdapat item dengan kontribusi yang sangat lemah.
Hal ini menunjukkan bahwa konstruk laten memiliki kemampuan penjelasan yang kuat terhadap indikator-indikatornya.
Tabel 29.
Analisis Factor Loadings Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Hasil analisis factor loadings (CFA) menunjukkan bahwa seluruh item memuat signifikan pada Faktor 1, dengan nilai standardized estimate berkisar antara 0,704Ae0,816 dan seluruhnya signifikan pada p < 0,001.
Item dengan loading tertinggi adalah Item 2 .
, diikuti Item 12 .
Item 9 .
, dan Item 14 .
, yang menunjukkan kontribusi sangat kuat terhadap konstruk laten.
Sebagian besar item memiliki loading Ou 0,70, seperti Item 1 .
Item 4 .
Item 5 .
Item 11 .
Item 13 .
Item 15 .
, dan Item 16 .
, yang menandakan validitas konvergen yang baik.
Seluruh interval kepercayaan 95% berada pada rentang positif dan tidak melintasi nol .
isalnya Item 2: 0,778Ae0,.
, menunjukkan kestabilan estimasi yang baik.
Nilai z yang tinggi .
,26Ae 42,.
juga mengonfirmasi bahwa kontribusi setiap item terhadap faktor bersifat kuat dan Secara keseluruhan, model pengukuran menunjukkan validitas konstruk yang sangat baik dengan dukungan signifikan dari seluruh item, tanpa adanya indikator dengan loading rendah (< 0,.
, sehingga seluruh item layak dipertahankan dalam model.
4 Average Variance Extracted (AVE) Tabel 30.
Analisis Average Variance Extracted Hasil analisis Average Variance Extracted (AVE) menunjukkan bahwa nilai AVE untuk Faktor 1 sebesar 0,566.
Nilai ini telah melampaui batas ideal 0,50, yang berarti secara rata-rata konstruk mampu menjelaskan sekitar 56,6% varians indikatornya, sementara sisanya dipengaruhi oleh error.
Dengan demikian.
AVE tersebut telah memenuhi kriteria validitas konvergen yang baik, menunjukkan bahwa indikator-indikator dalam Faktor 1 memiliki konsistensi yang kuat dalam merepresentasikan konstruk laten.
Secara keseluruhan, hasil ini memperkuat temuan sebelumnya bahwa model pengukuran memiliki kualitas yang baik dan layak digunakan.
5 Compute Reliability (CR) Tabel 31.
Analisis Compute Reliability Hasil analisis reliabilitas menunjukkan bahwa Faktor 1 memiliki koefisien omega (O) sebesar 0,934 dan CronbachAos alpha () sebesar 0,935.
Nilai ini jauh di atas batas minimal Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
0,70 dan melampaui 0,90, yang mengindikasikan konsistensi internal sangat tinggi.
Pada model Second Order, koefisien omega (O) juga sebesar 0,934, menunjukkan stabilitas dan konsistensi konstruk pada tingkat yang lebih tinggi.
Tingginya nilai O dan menunjukkan bahwa seluruh item memiliki keterkaitan yang sangat kuat dalam mengukur konstruk yang sama, serta tingkat error pengukuran relatif rendah.
Secara keseluruhan, instrumen memiliki reliabilitas yang sangat baik dan layak digunakan sebagai alat ukur dengan tingkat konsistensi internal yang sangat memadai.
Kesimpulan Penelitian ini berhasil melakukan modifikasi dan pengujian psikometrik terhadap alat ukur Happiness at Work (HAW) agar sesuai dengan karakteristik budaya kerja ASN di Indonesia.
Proses modifikasi dilakukan secara sistematis melalui penyederhanaan item, sehingga dari 31 item awal diperoleh 18 item hasil modifikasi, hingga ditetapkan 11 item final yang memenuhi kriteria psikometrik.
Hasil penelitian menunjukkan bahwa seluruh item yang digunakan sudah sesuai dengan konsep yang diukur.
Uji reliabilitas juga menunjukkan hasil yang sangat tinggi (CronbachAos Alpha = 0,.
, yang berarti alat ukur ini konsisten dan dapat dipercaya untuk mengukur konstruk Happiness at Work pada ASN.
Hasil analisis faktor juga menunjukkan bahwa Happiness at Work cenderung dipahami sebagai satu kesatuan pengalaman yang utuh, bukan sebagai beberapa bagian yang terpisah.
Artinya, meskipun secara konseptual.
Happiness at Work (HAW) dikembangkan sebagai konstruk multidimensi yang terdiri atas Engagement.
Job Satisfaction, dan Affective Organizational Commitment sebagaimana dirumuskan oleh Salas-Vallina dan Alegre .
, namun hasil analisis eksploratori (EFA) dan konfirmatori (CFA) dalam penelitian ini menunjukkan bahwa seluruh indikator yang tersisa memuat secara signifikan pada satu faktor dominan.
Struktur ini mengindikasikan bahwa dalam konteks ASN Indonesia, ketiga dimensi tersebut tidak terpisah secara empiris, melainkan terintegrasi dalam satu konstruk global.
Temuan ini memudahkan penggunaan instrumen, karena peneliti atau praktisi cukup menggunakan satu skor total untuk menggambarkan tingkat Happiness at Work.
Hal ini juga mempermudah analisis lanjutan, seperti penelitian yang menggunakan regresi atau Structural Equation Modeling (SEM).
Secara umum, hasil penelitian ini menunjukkan bahwa instrumen Happiness at Work versi modifikasi sudah valid dan reliabel sehingga layak digunakan dalam penelitian maupun evaluasi kebijakan sumber daya manusia di sektor Kepada penelitian selanjutnya disarankan untuk menguji Happiness at Work secara lebih mendalam pada satu instansi tertentu agar dapat memahami kondisi yang lebih spesifik, seperti pengaruh budaya kerja, gaya kepemimpinan, sistem kerja, dan beban administratif.
Selain itu, penelitian perbandingan antar instansi atau antar kementerian juga penting untuk melihat apakah terdapat perbedaan tingkat Happiness at Work yang dipengaruhi oleh sistem manajemen dan kebijakan yang berbeda.
Amalia Rizki Wahyuni et.
al (Happiness at Work PsychometricA) Journal of Islamic Psychology and Behavioral Sciences Vol.
4 No.
2 2026, 212-244
Penelitian berikutnya juga dapat menghubungkan Happiness at Work dengan variabel lain seperti kinerja pegawai, kepuasan kerja, keseimbangan kehidupan-kerja, komitmen organisasi, work engagement, organizational citizenship behaviour, maupun fenomena seperti quiet quitting.
Dengan cara ini, akan lebih jelas bagaimana Happiness at Work berperan dalam meningkatkan kesejahteraan dan produktivitas ASN.
Penelitian jangka panjang .
dan pengujian pada kelompok ASN yang berbeda-beda juga disarankan agar hasilnya semakin kuat dan dapat digeneralisasikan secara lebih luas.
Secara keseluruhan, penelitian ini memberikan dasar ilmiah yang kuat bagi penggunaan alat ukur kebahagiaan kerja pada ASN dan diharapkan dapat mendukung perumusan kebijakan yang lebih tepat dalam meningkatkan kesejahteraan dan kinerja pegawai di lingkungan pemerintahan.
Referensi