Validez factorial del Maslach Burnout Inventory Human Services (MBI-HSS) en profesionales chilenos*
Factorial Validity of Maslach Burnout Inventory Human Services (MBI-HSS) in Chilean Professionals
Victor e. Olivares-Faúndez**
Luis Mena-Miranda
Carolina Jélvez-Wilker
Felipe Macía-Sepúlveda
Universidad de Santiago de Chile, Chile
*Artículo de investigación.
**Escuela de Psicología, Universidad de Santiago de Chile (USACH), Avenida Ecuador # 3650, 3er Piso, Santiago de Chile. E-mail: victor.olivares.f@usach.cl
Para citar este artículo
Olivares-Faúndez, V. E., Mena-Miranda, L., Jélvez-Wilke, C., & Macía-Sepúlveda, F. (2014). Validez factorial del Maslach Burnout Inventory Human Services (MBI-HSS) en profesionales chilenos. Universitas Psychologica, 13(1), 145-159. doi:10.11144/Javeriana.UPSY13-1. vfmb
Resumen
Este estudio explora la validez factorial de una adaptación al castellano del Maslach Burnout Inventory (MBI) en una muestra de 957 profesionales de servicios chilenos de diferentes unidades laborales. Se investigó la fiabilidad del MBI y su estructura factorial. Tanto los análisis factoriales exploratorios como los confirmatorios indican que el modelo original de tres factores del MBI muestra un buen ajuste a los datos, al igual que el valor del error de aproximación cuadrático medio (RMSEA, por sus siglas en inglés), aunque los ítems 12, 13, 14, 20 y 21 presentaron un comportamiento inadecuado en la matriz factorial resultante, por lo que se eliminaron. La consistencia interna de las dimensiones del inventario fue aceptable, aunque Despersonalización fue relativamente baja. A la luz de los resultados obtenidos, el cuestionario se puede considerar válido y fiable en la versión adaptada al español.
Palabras clave autores: Burnout; análisis factorial confirmatorio; estrés laboral; Maslach Burnout Inventory (MBI-HSS)
Palabras clave descriptores: psicometría; validación; investigación cuantitativa
Abstract
The present study tested the factorial validity of an adjustment to the Spanish language of the Maslach Burnout Inventory in a sample of 957 professionals of Chilean services of different labour units. The reliability and factor structure of the MBI were investigated. Exploratory and confirmatory factors analysis indicated that the original three-factor model of the MBI fit well with both the data and the Root Mean Standar Error of Aproximation (RMSEA) value, although the items 12, 13, 14, 20 and 21 presented an inadequate behavior in the original factorial resultant, so they were eliminated. The internal consistency of the dimensions of the inventory was acceptable, although the Depersonalization subscale was relatively low. So far, the results obtained show that the questionnaire appears to be valid and reliable in the version adapted to the Spanish language.
Keywords authors: Burnout; analysis factorial; job stress; Maslach Burnout Inventory (MBI-HSS)
]]> Keywords plus: psychometry; validation; quantitative researchIntroducción
El "burnout" se puede definir como una respuesta al estrés laboral crónico que aparece en numerosos tipos de profesionales y grupos ocupacionales, pero especialmente en trabajadores que se desempeñan en el sector servicios, los cuales trabajan en contacto directo con clientes y/o usuarios de este tipo de organizaciones (Dormann & Zapf, 2004).
Existe una gran dificultad para identificar los síntomas del burnout, dada la gran cantidad de fenómenos asociados al trastorno que destacan las investigaciones sobre el tema, pudiéndose identificar en ellas hasta más de 100 síntomas vinculados al síndrome, lo cual ha llevado a una gran confusión al respecto. No obstante, se pueden reconocer grupos caracterizados por involucran negativamente a los afectos y emociones (como agotamiento emocional, irritabilidad, odio, etc.), a las cogniciones (como cinismo, despersonalización, apatía, hostilidad, etc.), a las conductas (como comportamiento suspicaz y paranoide, aislamiento, consumo de tranquilizantes, rigidez, quejas constantes, absentismo, etc.) y al sistema fisiológico del individuo (como cansancio, insomnio, úlcera de estómago, dolor de cabeza, fatiga, hipertensión, etc.) (Gil-Monte, 2005a).
Maslach y Jackson (1981) señalan que el burnout es una respuesta al estrés laboral crónico, conformado por actitudes y sentimientos negativos hacia las personas con las que se trabaja y hacia el propio rol profesional, siendo un síndrome caracterizado por la vivencia de encontrarse emocionalmente agotado. Estas autoras concluyen que el burnout se configura como "un síndrome tridimensional caracterizado por agotamiento emocional, despersonalización y reducida realización personal". Más tarde Maslach, Schaufeli y Leiter (2001) añaden que el burnout es una respuesta a los estresores interpersonales crónicos que se desarrollan en el trabajo, donde los síntomas dominantes de esta respuesta están caracterizados por la presencia de un agotamiento abrumador, sensaciones de cinismo en el trabajo y un sentido de ineficacia y carencia de la realización personal.
Agotamiento emocional es el elemento clave del síndrome, y se refiere a que los individuos presentan sentimientos de estar emocionalmente agotados y sobrepasados en cuanto a sus recursos emocionales. Despersonalización implica actitudes negativas, cínicas e impersonales, generándose sentimientos demasiados distantes hacia otras personas y, por último, baja realización personal en el trabajo, que hace referencia a la disminución de los sentimientos de competencia y éxito, así como una tendencia a evaluarse negativamente a sí mismo, particularmente en el trabajo con otras personas (Maslach & Jackson, 1981; Maslach, Jackson & Leiter, 1996).
Cabe destacar que los tres síntomas descritos anteriormente (agotamiento emocional, despersonalización o cinismo y baja realización personal en el trabajo), no surgen de un modelo teórico previo, sino que son el resultado de un análisis exploratorio de una serie de experiencias asociadas con el burnout por medio de un cuestionario (Schaufeli, Leiter & Maslach, 2009; Shirom, 2009; Taris, Le Blanc, Schaufeli y Scherurs, 2005), conceptualizándose de esta manera al burnout como un constructo multidimensional, que hace referencia a múltiples dimensiones relacionadas por un solo constructo teórico (Maslach, Leiter & Schaufeli, 2008).
Muchos autores han señalado que es necesario proporcionar postulados teóricos para saber por qué estos tres síntomas están relacionados y qué ítems componen dichos factores (Gil-Monte & Peiró, 1999; Hansung & Juye, 2009; Shirom, 2009). Sin embargo, esta definición sintomática ha sido utilizada de forma casi unánime por los distintos estudiosos del tema, siendo sin duda la conceptualización más aceptada del burnout en el mundo científico (Gil-Monte, 2005a). Prueba de aquello es el consenso de las definiciones posteriores, centradas en una, algunas o todas las dimensiones sintomáticas originales propuestas por estas dos autoras, siendo esta la definición predominante en el campo del burnout (Maslach, 2009; Schaufeli, 1999).
El Maslach Burnout Inventory (MBI) de Maslach y Jackson (1981, 1986) es un instrumento conformado por 22 ítems que se valoran con una escala de frecuencia de siete grados. En su versión original (Maslach & Jackson, 1981), la escala para valorar los ítems constaba de dos formas: una de frecuencia y otra de intensidad, donde el individuo debía contestar a cada ítem a partir de preguntas relativas a sentimientos y pensamientos relacionados con el ámbito de trabajo y su desempeño habitual en este. Sin embargo, en la versión de 1986 no se presenta la forma de intensidad, ya que los autores consideraron que ambas formas se solapaban, disponiendo como correlación la más alta entre ambas dimensiones de evaluación (r = 0.73 con una media de r = 0.56). La razón para mantener el formato de frecuencia es por su similitud con el utilizado en otras medidas de tipo autoinforme, de actitudes y sentimientos.
El MBI se divide en tres subescalas las cuales miden tres factores ortogonales cada una, denominados: agotamiento emocional (Emotional exhaustion) con 9 ítems, despersonalización (Depersonalization) con 5 ítems y realización personal en el trabajo (Personal accomplishment) con 8 ítems, obteniéndose en ellas una puntuación estimada como baja, media o alta, dependiendo de las diversas puntuaciones de corte determinadas por las autoras para cada profesión en específico, tomando como criterio de corte el percentil 33 y el 66.
]]> En la última edición del manual (Maslach et al., 1996), se presentan tres versiones del MBI. En primer lugar encontramos el MBIHuman Services Survey (MBIHSS), dirigido a los profesionales de servicios humanos. Este instrumento es la versión clásica del MBI (Maslach & Jackson, 1981). Está constituido por 22 ítems que se distribuyen en 3 escalas para evaluar la frecuencia con que los profesionales perciben baja realización personal en el trabajo (tendencia a evaluarse negativamente, de manera especial con relación a la habilidad para realizar el trabajo y para relacionarse profesional-mente con las personas a las que atienden) (8 ítems), agotamiento emocional (no poder dar más de sí mismo en el ámbito emocional y afectivo) (9 ítems) y despersonalización (desarrollo de sentimientos y actitudes de cinismo y, en general, de carácter negativo hacia las personas destinatarias del trabajo) (5 ítems). En segundo lugar, encontramos el MBIEducators (MBIES), que es la versión para profesionales de educación (Maslach & Jackson, 1986). Esta versión cambia la palabra paciente por alumno y reproduce la misma estructura factorial del MBIHSS, manteniendo el nombre de las escalas. Y finalmente el MBIGeneral Survey (MBI-GS) (Schaufeli, Leiter, Maslach & Jackson, 1996), versión que presenta un carácter más genérico, no exclusivo para profesionales cuyo objeto de trabajo son los servicios humanos. Aunque se mantiene la estructura tridimensional del MBI, solo contiene 16 ítems y las dimensiones se denominan eficacia personal (6 ítems), agotamiento (5 ítems) y cinismo (5 ítems).A partir del surgimiento del MBI-HSS, ha nacido una extensa investigación empírica que ha tratado de determinar la veracidad de las propiedades psicométricas del instrumento y la búsqueda confirmatoria de la tridimensionalidad del síndrome propuesta en sus escalas, tanto en muestras de profesionales como en estudios transculturales (Olivares, 2009).
El MBI-HSS posee una gran aceptación internacional, ya que en la inmensa mayoría de los países de América Latina, la Unión Europea (EU) y en los Estados Unidos (USA) se ha utilizado extensamente (Hwang, Scherer & Ainina, 2003; Maslach, et al., 2001). Esto es una ventaja, ya que permite comparar resultados y desarrollar estrategias de prevención y tratamiento del trastorno, impulsando también el desarrollo de adaptaciones del cuestionario. Por otro lado, existe evidencia empírica que respalda la estructura factorial originalmente definida en este instrumento. Diferentes estudios de carácter exploratorio han reproducido la estructura trifactorial en sus diferentes versiones del MBI, ya sea mediante rotación ortogonal (Kitaoka et al., 2004; Sõderfeldt, Sõderfeldt, Warg & Ohlson, 1996) u oblicua (Abu-Hilal, 1995; Meda-Lara, Moreno-Jiménez, Rodríguez-Muñoz, Morante-Benadero & Ortiz-Viveros, 2008). Así por ejemplo, algunos autores han confirmado la estructura trifactorial que han explicado el 43.39% de la variación (rotación ortogonal) (Aluja, Blanch & García, 2005), con valores para agotamiento emocional de 19.45%, baja realización personal en el trabajo de 15.07% y despersonalización de 8.86%. Resultados similares se han encontrado en múltiples investigaciones apoyando la tridimensionalidad del síndrome (Bakker, Demerouti & Schaufeli, 2002; Shirom & Melamed, 2006).
Asimismo, numerosos estudios que han utilizado análisis factorial confirmatorio recomiendan asumir una estructura de tres factores (Boles, Dean, Ricks, Short &Wang, 2000; Hansung & Juye, 2009; Samaranayake & Seneviratne, 2012).
Otra ventaja del MBI-HSS es que posee importante evidencia de validez concurrente (Anikó, János & Szilvia, 2010; Gil-Monte & Olivares, 2011; Schaufeli, Enzmann & Girault, 1993) y divergente (Coker & Omoluabi, 2009; Conte, Rigenbach, Moran & Landy, 2001; Mingote, 1998).
Por su parte el MBI-HSS presenta también importantes debilidades psicométricas, que se acentúan cuando se adaptan a diferentes idiomas (Olmedo, Santed, Jiménez & Gómez, 2001; Peeters & Rutte, 2005). Entre estas cabe citar: a) la cuestionable estructura factorial. La validez factorial del MBI es materia aún de un extenso debate científico (Kristensen, Borrritz, Villadsen & Christensen, 2005). Variada evidencia señala la cuestionable validez y confiabilidad del MBI, especialmente en diferentes colectivos profesionales (Bakker et al., 2002; Halbesleben & Buckley, 2004). Todo esto conlleva cierta confusión a la hora de medir, pues no existe certeza sobre qué parámetros son los que realmente posee el cuestionario. Dificultad que evidencia una deficiente estructura factorial, ambigüedad en sus dimensiones básicas y problemas en la construcción de las escalas (Bakker et al., 2002; Gil-Monte, 2005a; Halbesleben & Buckley, 2004).
Algunos investigadores han obtenido cuatro factores en sus estudios, como por ejemplo Chao, McCallion y Nickle (2011) y Gil-Monte y Peiró (1999), quienes han dado cuenta de un factor que estimaría agotamiento emocional y otro despersonalización, ambos de manera similar a las subescalas del manual del MBI y otros dos subfactores anexos a baja realización personal en el trabajo. Sin embargo, otros autores han hallado cinco factores (Densten, 2001), seis factores (Pedrabissi, Santinello & Viatetto, 1994) e inclusive siete que explicarían el 58.1% de la varianza total (García, Llor & Sáez, 1994).
Lo anterior es solo una breve muestra de la gran diversidad de estudios que han arrojado distintos resultados respecto de la estructura propuesta en el MBI. Lo cual solo denota las debilidades psicométricas del instrumento (Moreno-Jiménez, 2007); b) las dificultades en las normas de diagnóstico. Una crítica importante para considerar de este instrumento son los serios problemas para demarcar normas de diagnóstico (Schaufeli & Buunk, 2003). Siguiendo el criterio establecido en el manual del cuestionario, es difícil concluir sobre el número de individuos que han desarrollado la patología y los que no. Además, existen importantes discrepancias sobre cómo se debe proceder para realizar el diagnóstico y para valorar la incidencia de la patología en una muestra. De hecho, no se ofrecen en el manual puntos de corte o criterios diagnósticos "validados clínicamente"; c) la ambigüedad factorial de algunos ítems. El MBI posee una cierta ambigüedad factorial en sus ítems, ya que alcanzan cargas factoriales relevantes en más de un factor (GilMonte, 2005b). Al respecto los ítems 2, 6, 12, 16 y 20 presentan mayormente problemas en este orden en variados estudios, ya que presentan una carga factorial en dimensiones paralelas. Esto fue apreciado incluso por Maslach et al. (1996) (quienes sugieren no considerar los ítems 12 y 16 en los estudios factoriales confirmatorios, que se resuelvan a través de modelos de ecuaciones estructurales (Densten, 2001); d) la baja fiabilidad de la escala de Despersonalización (Aguayo, Vargas, de la Fuente & Lozano, 2011; Chao et al., 2011), en especial cuando el MBI se aplica fuera de EEUU y en muestras que no son de habla anglosajona (Gil-Monte & Peiró, 1999); e) los resultados obtenidos con la presentación en positivo de los ítems que evalúan Realización personal en el trabajo cuando se comparan con los resultados obtenidos con su expresión en negativo, afectan significativamente a diferentes parámetros estadísticos (Bouman, Brake & Hoogstraten, 2002; Demerouti, Bakker, Vardakou & Kantas, 2003); f) la falta de validez discriminante con otros conceptos relacionados (e. g., depresión) (Brenninkmeyer, Van Yperen & Buunk, 2001; Shirom & Ezrachi, 2003); g) la creación de modelos teóricos diferentes derivados de las distintas versiones del MBI (MBI-HSS, MBI-GS) (Demerouti et al., 2003) y h) otras debilidades del instrumento (para mayor información véase Olivares & Gil-Monte, 2009).
Los resultados sobre la validez factorial del MBI obtenidos en Chile no son muy diferentes a los hallados por la comunidad internacional. En Chile existe un reducido número de estudios publicados que profundizan sobre la estructura factorial del MBI. En estas investigaciones, a través del análisis factorial exploratorio, los resultados no son concluyentes. Por ejemplo, Manso-Pinto (2006) en una muestra de asistentes sociales ( N = 155), en una solución matricial de cuatro factores, concluyó que los ítems 14, 16 y 20 presentan un inapropiado comportamiento factorial, lo cual es coherente con las apreciaciones de Maslach et al. (1996) que reconocen la ambigüedad factorial de tales ítems sugiriendo la eliminación de los mismos. Sin embargo, Buzzetti-Bravo (2005) en una muestra de profesores ( N = 98) no evidencia dificultades con dichos ítems, sugiriendo, con base en una solución bifactorial, que el ítem 21 debería ser revisado, dado que en este estudio se encontró evidencia para su eliminación. Por su parte Olivares (2009) en una muestra multiocupacional (N = 566) sobre la base de una solución de tres factores, identificó al ítem 12 con un incorrecto comportamiento factorial, al igual que Barría (2002), que en una muestra de asistentes sociales (N = 65) y en la misma solución factorial, eliminó los ítems 12 y 18 por sus inadecuados comportamientos en la matriz factorial resultante.
Actualmente, en el mundo no existe unanimidad en los estudios sobre la exclusión o la inclusión de ítems en el cuestionario (Kim & Ji, 2009). Por ejemplo, Schaufeli y Van Dierendonck (1993) utilizaron una versión de 18 ítems del MBI, excluyendo los ítems 12, 13, 16 y 18, y Densten (2001) basándose un modelo de cinco factores, utilizó un cuestionario conformado por 19 ítems, con exclusión de los ítems 12, 13, y 14.
]]> Asimismo, Byrne (1991, 1994a, 1994b) en tres estudios sucesivos, señaló que varios ítems, incluidos el 12, 16 y 20, no se ajustaban de manera adecuada a la matriz factorial, conclusiones similares a las expuestas por Poghosyan, Aiken y Sloane (2009) y Beckstead (2002), quienes señalaron dificultades en los ítems 12 y 16. Cabe anotar que Samaranayake y Seneviratne (2012) en un modelo de tres factores, identificaron que los ítems 4 y 13 poseían pobres propiedades psicométricas. Por su parte Worley, Vassar, Wheeler y Barnes (2008) en un actual metaanálisis, al revisar 45 importantes estudios, indican que variadas investigaciones han mejorado los índices de ajuste de los modelos del MBI, al identificar los ítems cuyas cargas factoriales saturan en más de un factor y/o eliminando los ítems con pobres pesos factoriales, lo que ha puesto en evidencia los problemas de los ítems 1, 2, 7, 12, 13, 14, 16, 18 y 20.Aunque no ha habido consenso sobre la inclusión o exclusión de ítems del MBI, existe bastante evidencia de los problemas del ítem 12 de Agotamiento emocional (AP, "Me siento muy enérgico") (Byrne, 1994a, 1994b, 2001; Hallberg & Sverke, 2004; Richardsen & Martinussen, 2004; Vanheule, Rosseel & Vlerick, 2007).
En este contexto general, se hace especialmente necesario conocer la validez y fiabilidad de los instrumentos utilizados en la evaluación global del burnout, ya que los instrumentos psicométricos existentes y su utilización con fines diagnósticos ofrecen resultados muy cuestionables.
Cabe señalar que en Chile no existe evidencia publicada que registre la utilización de análisis factoriales confirmatorios sobre el MBI, lo cual indica una urgente necesidad de poner a prueba, al amparo de estas metodologías, este importante instrumento. Aspecto que pudiese ayudar a delimitar de mejor manera el diagnóstico de esta patología.
Dada la disparidad de resultados revisados sobre la estructura factorial del MBI-HSS, el objetivo de este estudio es analizar la estructura factorial del Maslach Burnout Inventory Human Services Survey (MBI-HSS) (Maslach et al., 1986) y la consistencia interna de sus subescalas en una muestra multiocupacional chilena.
Hipótesis. Se espera obtener una estructura de tres factores similar al modelo original del MBI-HSS (Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey) (Maslach et al., 1996).
Método
Participantes
La muestra del estudio está formada por 957 trabajadores chilenos de servicios humanos: 16% (N = 153) profesionales de seguridad; 29% ( N = 278) funcionarios públicos del área de la salud; 14.1% (N = 135) supervisores públicos de distintos centros localizados en Santiago de Chile; 28.9% (N = 277) trabajadores de una organización privada que atienden a personas con diversas discapacidades físicas; y 11.9% (N = 114) profesores de educación primaria y segundaria. La muestra presenta una raíz local y una fuerte orientación al servicio de personas. En función del sexo, 576 individuos eran mujeres (60.19%) y 381 hombres (39.81%). La media de edad fue de 40.55 años (rango 19-69) y la media de número de hijos 1.55. El 28.63% (N = 274) tiene educación básica y/o secundaria completa y/o incompleta; el 39.08% (N = 374) educación técnica completa y/o incompleta; 31.66% (N = 303) educación superior incompleta y/o completa; y un 0.63% (N = 6) no contesta. Respecto a la antigüedad en el puesto, la media fue de 169.52 meses (DE = 110.09). El 41.57% (N = 398) soltero; el 34.69% (N = 332) casado; un 4.91% (N = 47) separado, divorciado o anulado; el 4.06% (N = 39) conviviente; un 56% (N = 5) viudo y un 14.21% (N = 136) no contesta.
Instrumentos
]]> Los datos se recogieron mediante la adaptación al castellano del Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey (MBI-HSS) elaborada por Gil-Monte (1994) y Gil-Monte y Peiró (1997), dirigida a profesionales de servicios humanos (Maslach & Jackson, 1986). El cuestionario consta de 22 ítems que, según señala el manual, se distribuye en tres escalas denominadas: Agotamiento emocional (9 ítems), Realización personal en el trabajo (8 ítems) y Despersonalización (5 ítems). En el estudio se empleó la forma de frecuencia, cuya escala tiene 7 grados que van de 0 (nunca) a 6 (todos los días). Los valores de fiabilidad de las escalas en este estudio, según alfa de Cronbach, fueron: 0.86 para Agotamiento emocional, 0.76 para Realización personal en el trabajo y 0.72 para Despersonalización.Procedimiento
El presente estudio es cuantitativo, de tipo descriptivo, correlacional, no experimental y transversal. Se realizó una selección no aleatoria en diferentes unidades laborales en las ciudades de Santiago de Chile y Valparaíso.
Este trabajo fue aprobado por un comité ético de una institución privada, sin fines de lucro, que financia proyectos de investigación, que verificó la rigurosidad y calidad de la investigación desde el punto de vista de su idoneidad y viabilidad ética. Se les pidió a todos los participantes que respondieran el cuestionario de manera voluntaria y anónima, tras la lectura y firma de un protocolo denominado consentimiento informado. El instrumento, junto con un sobre de respuesta, fue entregado directamente a los participantes y se recogió en sobre cerrado de igual forma, asegurándose en todo momento la confidencialidad de la información recabada.
La estrategia de análisis de datos consistió en la realización de un análisis factorial exploratorio y uno confirmatorio por medio de ecuaciones estructurales para estudiar la validez de constructo del inventario. Además se estudió el comportamiento métrico de los ítems mediante estimación de fiabilidad y discriminación. Finalmente, se trabajó sobre los descriptivos de la muestra de estudio. Los datos fueron analizados con los programas estadísticos SPSS 20.0 y AMOS 16.0 para Windows.
Resultados
Debido a que no existen publicaciones previas acerca del análisis factorial de la adaptación al castellano del Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey (MBI-HSS) elaborada por Gil-Monte (1994) y Gil-Monte y Peiró (1997) en población mutiocupacional chilena, es que antes de realizar un análisis factorial confirmatorio pareció conveniente llevar a cabo un análisis factorial de tipo exploratorio. Previamente a la realización de este análisis, se evaluó la pertinencia del mismo, mediante el estadístico de adecuación de la muestra de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett. Los resultados de ambas pruebas indicaron que era factible llevar a cabo un análisis factorial, dado que la magnitud de los coeficientes de correlación parciales entre las variables eran suficientes (KMO = 0.901) y el modelo factorial era adecuado para explicar los datos de la muestra, indicando que existían relaciones significativas entre las variables (Esfericidad de Bartlett = 7014.893; p = 0).
Para el análisis factorial exploratorio, se empleó el método de extracción por factorización de ejes principales, y dada la relación teórica entre los factores se aplicó una rotación Oblimin directo. Se empleó un criterio de exclusión de |0.4| (Clif & Hamburger, 1967), lo que significa que se eliminaron los ítems con valores de saturación menor a este.
De la conformación obtenida del análisis factorial, se describieron tres factores con alta concordancia con el modelo teórico que sustenta el instrumento. De este modo, el primer factor, que explicó un 26.8% de la varianza, contuvo los ítems 1, 2, 3, 6, 8 y 16, correspondiendo al factor de Agotamiento emocional, sin embargo este se presentó alterado, en tanto se eliminaron los ítems 13 y 20 por poseer baja carga factorial y el 14 por incorporarse al tercer factor de la matriz resultante.
El segundo factor que se obtuvo, conformado por lo ítems 4, 7, 9, 17, 18 y 19, y que aportó el 11.3% de la explicación de la varianza, concuerda con el factor de Realización personal en el trabajo del modelo teórico original. Sin embargo, de modo similar al primer factor, por baja saturación factorial se perdieron los ítems 12 y 20.
]]> Finalmente, el tercer factor quedó conformado por los ítems 5, 10, 11, 15 y 22, aportando un 4.3% de la varianza explicada, correspondiendo a la dimensión de Despersonalización del modelo original. En este caso, el ítem 14 se agrupó en este factor, lo que diverge del modelo teórico, donde este se encuentra posicionado en la dimensión de Agotamiento emocional, por lo que se eliminó del modelo. Los tres factores conformados explican un 42.4% de la varianza total, lo que se considera adecuado por situarse sobre el criterio mínimo fijado del 30% (Cattell, 1966). A continuación se presenta la matriz factorial resultante (Tabla 1).Luego, con el objetivo de ratificar el modelo anteriormente obtenido, se procedió a aplicar un análisis factorial confirmatorio para el modelo de tres factores relacionados (Figura 1). Se programó el método de estimación de máxima verosimilitud para indagar sobre las variables y sus relaciones. Para estimar la bondad de ajuste del modelo (Tabla 2), se empleó: el Índice Comparativo de Ajuste (CFI, siglas en inglés), el Índice de Bondad de Ajuste (GFI, siglas en inglés) y el Índice de Bondad de Ajuste Corregido (AGFI, siglas en inglés), considerando un buen valor sobre 0.9. Para chi cuadrado (X2), dividido por los grados de libertad, medida muy sensible al tamaño muestral, donde valores inferiores a 4 se consideran adecuados. Finalmente, para el error de aproximación cuadrático medio (RMSEA, siglas en inglés), el criterio de adecuación viene dado por valores entre 0.05 y 0.08 (Brooke, Russell & Price, 1998; Lévy & Varela, 2003).
Tal como se puede apreciar en la Tabla 2, se obtuvieron resultados favorables en todos los indicadores, salvo en el caso del chi cuadrado dividido por los grados de libertad. Cabe destacar que este indicador ha sido criticado por el hecho de que cuanto más grande es el tamaño de la muestra, presenta un peor ajuste, lo cual ha llevado a que algunos autores propongan un tamaño muestral ideal cercano a 200 sujetos (Lévy & Varela, 2003). Es de hacer notar que en este estudio se cuenta con un tamaño de la muestra muy superior al señalado como ideal, lo cual pudiese explicar de forma tentativa el por qué se supera el valor máximo propuesto como criterio.
Por otro lado, la relación empírica entre las variables es la esperada según los planteamientos de la teoría.
Ya conformado y ratificado el modelo, se continuó con el estudio de la calidad métrica de los ítems; se procedió a estimar su capacidad de discriminación, mediante la correlación ítem-total corregida para los tres factores (Tabla 3). Se consideró como adecuado valores sobre 0.31 (Martínez-Árias, 1995). De esta manera, los resultados dan cuenta de que todos los ítems seleccionados obtuvieron una adecuada capacidad de discriminación (D).
Por otro lado, se procedió a realizar el análisis de fiabilidad para la escala total y para cada una de las dimensiones halladas. Para la estimación de la fiabilidad, se utilizó el índice de alpha de Cronbach (α), considerando un criterio superior a 0.7 como adecuado (Nunnally, 1978). Los resultados indican valores apropiados de fiabilidad para la escala total y para el total de sus subescalas (Tabla 4).
]]>
Por su parte, para conocer las características de la distribución del MBI-HSS se estimaron los estadísticos descriptivos de las escalas, las medias, las desviaciones estándar, la asimetría y la curtosis de las variables. En el valor de la asimetría se observa que las tres subescalas del MBI-HSS presentan valores entre 0.26 y -1.22. Solo la escala de Realización personal en el trabajo supera de manera moderada el rango Resultados similares se observan en las medidas de curtosis (Tabla 4).
Las correlaciones entre las escalas del MBI-HSS resultaron significativas y en la dirección esperada. Analizando la correlación entre las escalas correspondientes del instrumento, se observaron correlaciones intensas y significativas: Agotamiento emocional con Realización personal en el Trabajo, r = -0.18 (p < 0.001); y con Despersonalización, r = 0.53 (p < 0.001); y Realización personal en el Trabajo con Despersonalización, r = -0.31 (p < 0.001).
Discusión
La hipótesis del estudio se confirma, ya que la estructura factorial encontrada en este estudio verifica la estructura trifactorial propuesta para la adaptación al castellano del MBI-HSS elaborada por Gil-Monte (1994) y Gil-Monte y Peiró (1997). Se obtuvo una solución factorial o modelo factorial empírico con adecuados niveles de ajuste muy similar al modelo teórico, salvo algunos ítems, que saturaron bajo (13, 20, 21) o poseían una cierta ambigüedad factorial (12, 14). Cabe señalar que, si bien se pierden 5 ítems de la escala total planteado por el instrumento originalmente, la solución resultante compuesta por 17 ítems replica el modelo teórico de Maslach y Jackson (1981, 1986), reproduciendo las relaciones teóricas esperadas entre factores.
Por otra parte el comportamiento de los ítems fue adecuado, tanto para la fiabilidad como para la discriminación. En consecuencia, se puede concluir que la escala resultante posee validez y fiabilidad para valorar el burnout en los profesionales chilenos de servicios humanos.
Si bien el MBI-HSS en sus adaptaciones al castellano presenta algunas dificultades en cuanto a su consistencia interna y validez factorial (Shirom, 2009), los resultados obtenidos en este estudio contribuyen a la validación del modelo tridimensional del instrumento, ajustándose a los resultados encontrados en otros estudios chilenos (Barría, 2002; Olivares, 2009).
Los resultados hallados en variadas investigaciones internacionales ratifican los de este estudio, ya que existe importante evidencia científica que señala que los ítems 12, 13, 14, 20 y 21 presentan problemas, ya sea por cargar factorialmente en dimensiones paralelas o por sus bajos pesos factoriales (Byrne, 1991; Densten, 2001; García, Herrero & Fuentes, 2007; Gil-Monte, 2005b; Manso-Pinto, 2006; Richardsen & Martinussen, 2004; Samaranayake & Seneviratne, 2012; Schaufeli & Van Dierendonck, 1993; Vanheule et al., 2007).
A la luz de estos resultados, se confirman los problemas de factorización que han presentado el ítems 14, 20 y, especialmente, el 12 en muestras chilenas (Barría, 2002; Buzzetti-Bravo, 2005; Manso-Pinto, 2006; Olivares, 2009), lo cual está en sintonía con lo señalado en variados estudios internacionales (Densten, 2001; García et al., 2007; Worley et al., 2008). Por ejemplo, Hernández (2004) en una muestra de trabajadores penitenciarios españoles, aconseja tener cautela para la interpretación del ítem 14, ya que es el que menos aporta a la estructura tridimensional de su investigación (0.197). Por su parte Naudé y Rothmann (2003), tras un análisis confirmatorio sobre diversas muestras y poblaciones en Sudáfrica, lo eliminan del cuestionario, al entender no solo que encierra una predisposición a ser contestado negativamente, sino que presenta también diferentes significados para diferentes poblaciones y ocupaciones, aceptando que no existe una interpretación unánime del mismo. Situación muy parecida a la presentada por los ítems 12 y 20 en las investigaciones chilenas (Barría, 2002; Manso-Pinto, 2006; Olivares, 2009) e internacionales (Beckstead, 2002; Byrne, 1991). Actualmente, no existe unanimidad en los estudios sobre la exclusión o la inclusión de ítems en la conformación factorial del MBI (Kim & Ji, 2009).
Los hallazgos de esta investigación siguen la línea de los trabajos que han evidenciado los problemas del ítem 12 de Realización personal en el trabajo ("Me encuentro con mucha vitalidad"), ítem que a la luz de la evidencia científica internacional, arroja las mayores dificultades junto al ítem 16 (Beckstead, 2002; Byrne, 1994a, 1994b, 2001; Gil-Monte, 2005b; Richardsen & Martinussen, 2004; Worley et al., 2008), aspecto importante de considerar en futuros estudios con muestras de trabajadores latinoamericanos y chilenos del instrumento.
]]> Las escalas del MBI-HSS, y la escala total formada por 22 ítems, han alcanzado en este estudio valores de consistencia interna alfa de Cronbach adecuados (Nunnally, 1978), como para poder afirmar que el instrumento presenta suficiente consistencia interna para evaluar el burnout en las poblaciones objeto de estudio. En relación con las investigaciones desarrolladas en otros países los resultados son similares (Wheeler, Vassar, Worley & Barnes, 2011), por lo que se puede afirmar que el instrumento presenta cierta validez transcultural, y supera algunas insuficiencias observadas en distintas adaptaciones al castellano del MBI. Sin embargo, se replica la baja consistencia interna que con frecuencia presenta la escala que evalúa Despersonalización en comparación a las otras dos dimensiones del cuestionario (Gil-Monte, 2005b; Wheeler et al., 2011), problema que también presenta en otras lenguas (Peeters & Rutte, 2005; Piko, 2006; Truchot, Keirsebilck & Meyer, 2000).Los valores de asimetría y curtosis obtenidos para las tres subescalas y para la escala global permiten afirmar que en general se ajustan más bien a una distribución normal, pudiendo discriminar de manera adecuada diferentes niveles de evaluación respecto de los síntomas propuestos.
Las correlaciones entre las escalas del MBI-HSS resultaron significativas y en la dirección esperada, al igual que con el MBI-GS (Gil-Monte, 2002; Langballe, Falkum, Innstrand & Aasland, 2006; Moreno-Jiménez, Rodríguez-Carvajal & Escobar, 2001). El MBI-HSS ha presentado algunas debilidades en otros estudios —relacionados con las cargas factoriales de algunos de sus ítems—, pero este resultado puede estar condicionado a las características de la muestra y no al diseño del instrumento o a factores culturales. Por ello, es necesario considerar en futuras investigaciones estos resultados obtenidos. En este sentido, la realización de estudios mediante análisis factorial confirmatorio es una línea de trabajo futura.
El hecho de que el MBI sea el instrumento que se ha utilizado con más frecuencia para medir el burnout no implica que su validez y fiabilidad hayan sido consolidadas. A pesar de las limitaciones a nivel psicométrico, su amplia utilización y repercusión internacional lo convierte en un instrumento válido para estudiar el burnout.
En cuanto a las limitaciones de la presente investigación, dado que el estudio de este instrumento en Chile está en una etapa incipiente, sería conveniente profundizar en su naturaleza, analizando sus relaciones con otros resultados para probar el modelo tridimensional especialmente en distintas muestras y sectores ocupacionales. Cabe destacar en este punto, que la muestra utilizada está compuesta en su mayor parte por mujeres y esta composición ha podido afectar los resultados. Se recomienda, a la luz de los resultados de este estudio, la utilización de análisis factoriales confirmatorios en futuras investigaciones.
En conclusión, los resultados obtenidos apoyan la estructura de tres factores de la escala. El instrumento reúne los suficientes requisitos de validez factorial y consistencia interna como para ser empleado en la estimación global del burnout. Estos resultados tienen una gran importancia y proyección aplicada, pues facilita los esfuerzos por acercarse a una evaluación más adecuada del burnout en las organizaciones.
Referencias
Abu-Hilal, M. M. (1995). Dimensionality of burnout: Testing for invariance across Jordanian and Emirati teachers. Psychological Reports, 77(3), 1367-1375. [ Links ]
Aguayo, R., Vargas, C., de la Fuente, E. I. & Lozano, L. M. (2011). A meta-analytic reliability generalization study of the Maslach Burnout Inventory. International Journal of Clinical and Health Psychology, 11(2), 343-361. [ Links ]
Aluja, A., Blanch, A. & García, L. F. (2005). Dimensionality of the Maslach Burnout Inventory in school teachers: A study of several proposals. European Journal of Psychological Assessment, 21(1), 67-76. [ Links ]
Anikó, H., János, M. & Szilvia, Á. (2010). A hallgatói kiégés szindróma mérése. A maslach kiégés-teszt hallgatói változarának (MBI-SS) validálása hazai mintán. Mentálhigiéné És Pszichoszomatika, 11, 151-168. [ Links ]
Bakker, A., Demerouti, E. & Schaufeli, W. (2002). Validation of the Maslach Burnout Inventory-General Survey: An internet study. Anxiety, Stress and Co-pmg, 15(3), 245-260. [ Links ]
Barría, J. (2002). Síndrome de burnout en asistentes sociales del Servicio Nacional de Menores de la Región Metropolitana de Chile. Psiquiatría.com, 6(4). Recuperado de http://www.ergonomia.cl/burnout_chile.html [ Links ]
Beckstead, J. W. (2002). Confirmatory factor analysis of the Maslach Burnout Inventory among Florida nurses. International Journal of Nursing Studies, 39(8), 785-792. [ Links ]
]]>Boles, J. S., Dean, D. H., Ricks, J. M., Short, J. C. & Wang, G. (2000). The dimensionality of the Maslach Burnout Inventory across small business owners and educators. Journal of Vocational Behaviour, 56(1), 12-34. [ Links ]
Bouman, A. M., Brake, H. T. & Hoogstraten, J. (2002). Significant effects due to rephrasing the Maslach Burnout Inventory's personal accomplishment items. Psychological Reports, 91(3), 825-826. [ Links ]
Brenninkmeyer, V., Van Yperen, N. W. & Buunk, B. P. (2001). Burnout and depression are not identical twins: Is decline of superiority a distinguishing feature? Personality and Individual Differences, 30(5), 873-880. [ Links ]
Brooke, P. P., Jr., Russell, D. W. & Prince, J. L. (1988). Discriminant validation of measures of job satisfaction, job involment, and organizational commitment. Journal of Applied Psychology, 73(2), 139-145. [ Links ]
Buzzetti-Bravo, M. (2005). Validación del Maslach Burnout Inventory (MBI), en dirigentes del colegio de profesores A.G. de Chile. Tesis de pregrado, Universidad de Chile, Santiago, Chile. [ Links ]
]]>Byrne, B. M. (1991). The Maslach Burnout Inventory: Validating factorial structure and invariance across intermediate, secondary, and university educators. Multivariate Behavioral Research, 26(4), 583-605. [ Links ]
Byrne, B. M. (1994a). Burnout: Testing for the validity, replication and invariance of causal structure across elementary, intermediate, and secondary teachers. American Educational Research Journal, 31(3), 645-673. [ Links ]
Chao, S. F., McCallion, P. & Nickle, T. (2011). Factorial validity and consistency of the Maslach Burnout Inventory among staff working with persons with intellectual disability and dementia. Journal of Intellectual Disability Research, 55(5), 529-536. [ Links ]
Coker, A. O. & Omoluabi, P. F. (2009). Validation of maslach burnout inventory. IFE Psychologia; An International Journal, 17(1), 231-242. [ Links ]
Conte, J. M., Rigenbach, K. L., Moran, S. K. & Landy, F. J. (2001). Criterion-Validity Evidence or Time Urgency: Association with Burnout, Organisational Commitment and Job Involvement in Travel Agents. Applied HRM Research, 6(2), 129-134. [ Links ]
]]>Clif, N. & Hamburger, C. D. (1967). The study of sampling errors in factor analysis by means of artificial experiments. Psychological Bulletin, 68(6), 430-445. [ Links ]
Demerouti, E., Bakker, A. B., Vardakou, I., & Kantas, A. (2003). The convergent validity of two burnout instruments: A multitrait-multimethod analysis. EuropeanJournal of Psychological Assessment, 19(1), 12-23. [ Links ]
Densten, I. (2001). Re-thinking burnout. Journal of Organizational Behavior, 22(8), 833-840. [ Links ]
Dormann, C. & Zapf, D. (2004). Customer-related social stressors and burnout. Journal of Occupational Health Psychology, 9(1), 61-82. [ Links ]
García, J. M., Herrero, S. & Fuentes, J. (2007). Validez factorial del Maslach Burnout Inventory (MBI) en una muestra de trabajadores del Hospital Psiquiátrico Penitenciario de Sevilla. Apuntes de Psicología, 25(2), 157-174. [ Links ]
]]>García, M., Llor B. & Sánchez, C. (1994). Estudio comparativo de dos medidas de burnout en personal sanitario. Anales de Psiquiatría, 10(5), 180-184. [ Links ]
Gil-Monte, P. R. (1994). El síndrome de Burnout: un modelo multicausal de antecedentes y consecuentes en profesionales de enfermería. Tesis doctoral, Facultad de psicología, Universidad de La Laguna, Tenerife, España. [ Links ]
Halbesleben, J. R. B. & Buckley, M. R. (2004). Burnout in Organizational Life. Journal of Management, 30(6), 859-879. [ Links ]
Hallberg, U. E. & Sverke, M. (2004). Construct validity of the Maslach Burnout Inventory: Two Swedish health care samples. European Journal of Psychological Assessment, 20(4), 320-338. [ Links ]
Hansung, K. & Juye, J. (2009). Factor structure and longitudinal invariance of the Maslach Burnout Inventory. Research on Social Work Practice, 9(3), 325-339. [ Links ]
]]>Hernández, L. (2004). El síndrome de burnout en los funcionarios de vigilancia de un centro penitenciario. Tesis doctoral, Universidad de Salamanca, España. [ Links ]
Hwang, C. E., Scherer, R. F. & Ainina, M. F. (2003). Utilizing the Maslach Burnout Inventory in cross-cultural research. International Journal of Management, 20(1), 3-10. [ Links ]
Kim, H. & Ji, J. (2009). Factor Structure and Longitudinal Invariance of the Maslach Burnout Inventory. Research on Social Work Practice, 19(3), 325-339. [ Links ]
Kitaoka, k, Nakagawa, H., Morikawa, Y., Ishizaki,M., Miura,K., Naruse, Y., et al. (2004). Construction validity of the Maslach Burnout Inventory - General survey. Stress & Health, 20(5), 255-260. [ Links ]
Kristensen, T. S., Borritz, M., Villadsen, E. & Christensen, K. B. (2005). The Copenhagen Burnout Inventory: A new tool for the assessment of burnout. Work & Stress, 19(3), 192-207. [ Links ]
]]>Langballe, E., Falkum, E., Innstrandm, S. & Aasland, O. (2006). The factorial validity of the Maslach Burnout Inventory-General Survey in representative samples of eight different occupational groups. Journal of Career Assessment, 14(3), 370-384. [ Links ]
Lévy, J. P. & Varela, J. (2003). Análisis multivariable para las ciencias sociales. Madrid: Pearson Educación. [ Links ]
Manso-Pinto, J. F. (2006). Estructura Factorial del Mas-lach Burnout Inventory. Revista Interamericana de Psicología, 40(1), 115-118. [ Links ]
Maslach, C. (2009). Comprendiendo el burnout. Ciencia & Trabajo, 11(32), 37-43. [ Links ]
Maslach, C. & Jackson, S. E. (1981). MBI: Maslach Burnout Inventory. Manual. Palo Alto: University of California, Consulting Psychologists Press. [ Links ]
]]>Martínez Arias, R. (1995). Psicometría: teoría de los test psicológicos y educativos. Madrid: Síntesis. [ Links ]
Mingote, A. (1998). Síndrome de burnout o síndrome de desgaste profesional. Formación Médica Continuada, 5(8), 493-509. [ Links ]
Meda-Lara, M., Moreno-Jiménez, B., Rodríguez-Muñoz, A., Morante-Benadero, E. & Ortiz-Viveros, G. R. (2008). Análisis factorial confirmatorio del MBI-HSS en una muestra de psicólogos mexicanos. Psicología y Salud, 18(1), 107-116. [ Links ]
Moreno-Jiménez, B. (2007). Evaluación. Medidas y diagnóstico del síndrome del burnout. En P. R. Gil-Monte & B. Moreno-Jiménez (Coords.), El síndrome de quemarse por el trabajo: grupos profesionales de riesgo (pp. 43-63). Madrid: Pirámide. [ Links ]
Moreno-Jiménez, B., Rodríguez-Carvajal, R. & Escobar, E. (2001). La evaluación del burnout profesional factorización del MBI-GS. Un análisis preliminar. Ansiedad y Estrés, 7(1), 69-78. [ Links ]
]]>Nunnally, N. C. (1978). Psychometric theory. Nueva York: McGraw-Hill. [ Links ]
Olivares, V. (2009). Análisis de las propiedades psicométricas del Maslach Burnout Inventory Human Services (MBI-HSS) en profesionales chilenos. Ciencia y Trabajo, 11(34), 217-221. [ Links ]
Olivares, V. & Gil-Monte, P. (2009). Análisis de las principales fortalezas y debilidades del Maslach Burnout Inventory (MBI). Ciencia y Trabajo, 11(31), 160-167. [ Links ]
Olmedo, M., Santed, M. A., Jiménez, R. & Gómez, M. D. (2001). El síndrome de burnout: variables laborales, personales y psicopatológicas asociadas. Psiquis, 22(3), 117-129. [ Links ]
Peeters, M. A. & Rutte, C. G. (2005). Time management behavior as a moderator for the job demand-control interaction. Journal of Occupational Health Psychology, 10(1), 64-75. [ Links ]
]]>Piko, B. F. (2006). Burnout, role conflict, job satisfaction and psychosocial health among Hungarian health care staff: A questionnaire survey. International Journal of Nursing Studies, 43(3), 311-318. [ Links ]
Poghosyan, L., Aiken, L. H. & Sloane, D. M. (2009). Factor structure of the Maslach Burnout Inventory: An analysis of data from large scale cross-sectional surveys of nurses from eight countries. International Journal of Nursing Studies, 46(7), 894-902. [ Links ]
Truchot, D., Keirsebilck, L. & Meyer, S. (2000). Communal orientation may not buffer burnout. Psychological Reports, 86(3 Pt 1), 872-878. [ Links ]
Vanheule, S., Rosseel, Y. & Vlerick, P. (2007). The factorial validity and measurement invariance of the Maslach Burnout Inventory for human services. Stress and Health, 23(2), 87-91. [ Links ]
Wheeler, D. L., Vassar, M., Worley, J. A. & Barnes, L. L. B. (2011). A reliability generalization meta-analysis of coefficient alpha for the Maslach Burnout Inventory. Educational and Psychological Measurement, 71(1), 231-244. [ Links ]
]]>Worley, J. A., Vassar, M., Wheeler, D. L. & Barnes, L. L. B. (2008). Factor structure of scores from the Maslach Burnout Inventory: A review and meta-analysis of 45 exploratory and confirmatory factor-analytic studies. Educational and Psychological Measurement, 68(5), 797-823. [ Links ]
]]>