El presente estudio aborda la evaluación psicométrica de la sintomatología del burnout usando una medida de un ítem (Ítem Único de Burnout). Los participantes fueron 147 trabajadores peruanos, quienes cumplimentaron el ítem único de burnout, el MBI-GS y una medida breve de afrontamiento al estrés. La dimensionalidad de Ítem Único de Burnout fue satisfactoriamente corroborada con las escalas del MBI-GS, y las correlaciones con las estrategias de afrontamiento al estrés fueron teóricamente consistentes. Se concluye que esta primera investigación en habla hispana con el Ítem Único de Burnout fue satisfactoria y permite establecer una línea base para futuras investigaciones.
The present study addresses the psychometric assessment of a very brief measure, based on one single item, of the symptomatology of burnout (Single Item of Burnout). The participants were 147 Peruvian workers, who filled the Single Item of Burnout, the MBI-GS and a brief measure of coping with stress. The SIB dimensionality was satisfactorily corroborated with the MBI-GS scales, and the correlations with stress coping strategies were theoretically consistent. It is concluded that this first research of the Single Item of Burnout Hispanic version was satisfactory, and allows to establish a baseline for future research.
Las condiciones del trabajo que llevan al ajuste positivo y buen desempeño de los trabajadores han sido estudiadas desde hace varios años, lo que se ha extendido también a investigar sus consecuencias para la salud física y psicológica en el trabajador. El burnout es una de las consecuencias desadaptativas más estudiadas dentro de los factores de riesgo psicosociales, y generalmente se conceptualiza como la experiencia incrementada y crónica de cansancio emocional e indiferencia, así como un decremento de la eficacia profesional (Maslach, Jackson y Leiter, 1996). Las revisiones sistemáticas respecto a las consecuencias del burnout en la respuesta ocupacional, psicológica y física, y en un más amplio espectro, el bienestar del trabajador, confluyen en concluir que hay significativos vínculos entre ambos (esto es, decremento en la salud y bienestar, y desempeño laboral), que no solo se mantienen en el tiempo, sino también que hay características del trabajo claramente vinculadas, identificables y consistentes entre los tipos de trabajos (Aronsson et al., 2017; Salvagioni et al., 2017; West, Dyrbye, Erwin y Shanafelt, 2016).
Las estrategias evaluativas para cuantificar el burnout son esencialmente medidas de autoinforme (por ejemplo, el Maslach Burnout Inventory, MBI-GS; Maslach et al., 1996), pero existen otros instrumentos que también pueden ser útiles en diferentes situaciones de evaluación, especialmente las medidas abreviadas, por ejemplo, ítems únicos. En este sentido, el uso de ítems únicos para medir efectos desadaptativos en el contexto laboral o en contextos variados ha sido cada vez más frecuente, como en el caso del estrés (Elo, Leppänen y Jahkola, 2003; Ottaviani, Medea, Lonigro, Tarvainen y Couyoumdjian, 2015; Zenk et al., 2014) o burnout (Hansen y Girgis, 2010; Rohland, Kruse y Rohrer, 2004; Schmoldt, Freeborn y Klevit, 1994; West, Dyrbye, Sloan y Shanafelt, 2009; West, Dyrbye, Satele, Sloan y Shanafelt, 2012). Por lo tanto, no es una estrategia evaluativa nueva, pero sí poco conocida en contextos diferentes al medio anglosajón.
Medidas de ítems únicos son necesarias para propósitos específicos, como en los estudios epidemiológicos e investigaciones ecológicas (Zenk et al., 2014; Þórarinsdóttir, Kessing y Faurholt-Jepsen, 2017), o incluso en evaluaciones clínicas de despistaje. En estas situaciones se requieren condiciones que pueden ser prioritarias, como la brevedad, la reducción del cansancio y costos, y facilidad para incluir otros instrumentos. Los ítems únicos también pueden ser potencialmente implementados en estudios de despistaje, y plausiblemente en evaluaciones de comunidades de profesionales en los que el tiempo orientado al trabajo es extenso. Su utilidad, sin embargo, puede tener desventajas tales como el debilitamiento en su consistencia de medición y posible falta de representatividad teórica, entre otros (Fuchs y Diamantopoulus, 2009); por lo tanto, aunque hay claras ventajas en su uso, la información de su validez debe ser evaluada en contextos nuevos de aplicación. El contexto laboral es un campo que permite explorar y verificar la generalizabilidad de los estudios previos con medidas de ítems únicos, más aún cuando en habla hispana se cuenta con muy pocos estudios de este tipo.
Con relación a lo anterior, el presente estudio se concentró en una medida única de evaluación del burnout, al que se llamó Ítem Único de Burnout (IUB; Rohland et al., 2004). Se trata de una propuesta evaluativa creada en el contexto anglosajón, pero con ausencia de estudios que reporten alguna de sus propiedades métricas, lo que limita el conocimiento sobre el grado en que se mantienen la interpretación y el uso del IUB en trabajadores diferentes a los de los estudios originales. Excepto una adaptación del IUB al contexto académico (Merino-Soto y Fernández-Arata, 2016; Fernández-Arata, Merino-Soto y Dominguez-Lara, 2017), no se identifican más estudios publicados. En consecuencia, el objetivo del presente estudio es obtener evidencias de validez de constructo de una medida de burnout basada en un único ítem IUB (Rohland et al., 2004), y desarrollada para propósitos de servir como una representación aproximada de la experiencia de burnout en los adultos. Si esta medida breve mantiene replicables sus propiedades psicométricas, entonces el respaldo empírico será favorable respecto a su capacidad para representar la sintomatología de burnout como una aproximación suficiente. Para propósitos del estudio, 2 aspectos serán evaluados: la estructura interna y la relación con otros constructos (American Psychological Association, National Council on Measurement in Education, Joint Committee on Standards for Educational and Psychological Testing (U.S.), 2014).; ambas son fuentes de evidencias para interpretar los puntajes de una medida psicológica.
ParticipantesLos participantes fueron 147 trabajadores peruanos (69 varones, 46.9%) con grados de instrucción que abarcaron la secundaria completa (9, 6.1%), técnica (20, 13.6%) o universitaria (118, 80.3%). La edad estuvo comprendida entre 19 y 63 años (media=30.2; DE=7.5). El número de participantes nacidos en Lima fue 88 (59.9%), mientras que el resto era del interior del país. Todos los participantes eran residentes y trabajadores en Lima Metropolitana (Perú), y fueron seleccionados con base a su condición activa de trabador, mayoría de edad (>18 años) y disponibilidad para la participación voluntaria mediante la firma del consentimiento informado. Respecto a las características laborales, ocuparon diferentes puestos de trabajo en empresas de gestión nacional (113, 76.9%) y privada (34, 23.1%). El tipo de contrato fue temporal (120, 81.6%) o fijo (27, 18.4%); y la jornada laboral predominante fue de 9h diarias (110, 74.8%), comparado con el resto de 12h (19, 12.9%) y 4h (18, 12.2%). La antigüedad laboral general de los participantes varió entre uno y 42 años (mediana=5 años).
InstrumentosEl IUB (Rohland et al., 2004) consiste en una instrucción para guiar la respuesta del examinado y 5 categorías descriptivas, ordenadas de acuerdo a su magnitud descriptiva sobre la experiencia de burnout. Para el presente estudio, la instrucción difirió del original (Rohland et al., 2004), ya que extendió su contenido para familiarizar al participante con el significado del burnout. Sobre un análisis racional del contenido realizado por uno de los autores (CMS) y un investigador externo, se logró un consenso de esta modificación. Originalmente, Rohland et al. usaron la aproximación y definición conceptual del propio participante, pero en el presente estudio la modificación de la instrucción fue: Por favor, elija la opción que se acerque más a lo que usted siente. Aquí el BURNOUT se refiere a sentirse agotado mental y físicamente, como si uno estuviera «quemado» por el trabajo. Las categorías descriptivas fueron traducidas directamente del inglés al español, enfatizando el contenido connotativo, y luego verificado de modo independiente por cada uno de los autores y un psicólogo clínico e investigador bilingüe (externo al equipo de investigación). El contenido completo del IUB puede ser solicitado al primer autor.
Para evaluar la validez del puntaje en relación con otra medida de burnout, se aplicó el MBI-GS (Maslach et al., 1996), que puede considerarse una medida prototípica de los síntomas de burnout en diferentes tipos de empleos; consiste en 16 ítems, expuestos en formato ordinal de 7 opciones de respuesta (desde Nunca hasta Diariamente). Mide 3 áreas: agotamiento emocional (AE; 6 ítems, α=.958), indiferencia (IN; 4 ítems, excluyendo el ítem 13, α=.832), y eficacia profesional (EP; 5 ítems, α=.846). Estudios previos de validación en Perú (Fernández, Juárez y Merino, 2015; Fernández y Merino, 2014; Fernández, Merino y Guimet, 2015) confirmaron la estructura tridimensional del instrumento, aceptables niveles de confiabilidad, y la invalidez del ítem 13 (en el presente estudio, su carga factorial fue también cerca de cero, por lo que se excluyó del presente estudio). La correlación latente entre las subescalas del MBI-GS fueron: rAE–IN: .639, rAE–EP: −.157, y rIN-EP: −.195,
Con respecto a la validez con otros constructos, se usó el Indicador de Estrategias de Afrontamiento (CSI; Amirkhan, 1990), una medida situacional de afrontamiento para estresores específicos. Se usó una versión abreviada compuesta de 15 ítems (Indicador de Estrategias de Afrontamiento – Abreviado; CSI-S; Merino, 2017), respondidos en forma ordinal con 3 opciones de respuesta (desde Nada hasta Mucho). Los constructos de afrontamiento al estrés evaluados por el CSI-S son solución de problemas (5 ítems, α=.848; correlaciones ítem-test entre .592 y .744), búsqueda de apoyo (5 ítems, α=.744; correlaciones ítem-test entre .447 y .579) y evitación (5 ítems, α=.698; correlaciones ítem-test entre .373 y .594). En Perú, la versión completa (Merino, Manrique, Angulo e Isla, 2007) y breve (Merino, 2017) mostraron buena validez estructural y confiabilidad.
ProcedimientoLa recolección de datos se realizó de forma online, mediante el diseño de un formulario con GoogleForms; este inició con el consentimiento informado, luego la hoja demográfica y luego los ítems de los cuestionarios. Se activó la opción de respuesta obligatoria a todas las preguntas. La difusión del cuestionario se realizó orientado hacia los contactos de los investigadores, vía online y utilizando redes como Facebook, Whatsapp y correo electrónico. Estos fueron difundidos durante 2 semanas, principalmente durante el día. Todos los participantes se encontraban en sus centros de trabajo cuando respondieron a las pruebas. La recolección de datos duró aproximadamente 3 semanas, en el mes de enero de 2017.
El análisis consistió en aplicar el modelamiento de ecuaciones estructurales (SEM) para reducir el error de medición en las estimaciones correlacionales. Específicamente, el análisis consistió en obtener evidencias de la validez de constructo mediante 2 fuentes: la estructura interna y la relación con otros constructos (American Educational Research Association, 2014). La validez de constructo fue evaluada mediante 2 estrategias: a) un análisis factorial confirmatorio (SEM-CFA), mediante la estimación independiente de la relación del IUB con cada constructo medido por el MBI-GS (agotamiento emocional, indiferencia y eficacia profesional); y b) se evaluó la validez predictiva (SEM-Pred) del UIB sobre cada uno de los puntajes del MBI-GS. La validez convergente/divergente se evaluó comparando la relación del UIB y MBI-GS con la medida de afrontamiento al estrés CSI-S (Amirkhan, 1990; Merino, 2017).
La técnica SEM requirió el uso de indicadores de ajuste, mediante la obtención la prueba estadístico χ2 y coeficientes prácticos de ajuste (CFI>.94; RMSEA<.08); todos los indicadores fueron ajustados por no normalidad de las variables (SB-χ2; Satorra y Bentler, 1994), aplicada la estimación de máxima verosimilitud. Estas estimaciones se efectuaron mediante el programa EQS 6.4
ResultadosDistribución de respuestaLas respuestas al UIB se distribuyeron de manera asimétrica (coeficiente=.701), positiva, y unimodal (prueba dip=.176, p<.01; Hartigan y Hartigan, 1985). Iniciando desde la primera opción de respuesta, la distribución fue de la siguiente manera: 52 (35.4%), 73 (49.7%), 18 (12.2%), 4 (2.7%) y 0, indicando una tendencia decreciente general (Mantel-χ2=71.72, gl=1, p<.001). Mediante el procedimiento de comparaciones múltiples de Tukey, se halló que, excepto entre las categorías consecutivas de respuesta 1 y 2, el resto fue sustancialmente diferente: entre 2 y 3, ratio=4.06 (p<.001), y entre 3 y 4, ratio=4.50 (p<.01). En la muestra total, el UIB arrojó una media de 1.82 (moda=2) y desviación estándar=.747.
DimensionalidadAl incorporar el UIB en la evaluación de la unidimensionalidad de cada subescala del MBI-GS (evaluadas independientemente), se halló un ajuste satisfactorio en la escala AE e IN, (Tabla 1), dado que en todos los índices de ajuste fueron superiores o estuvieron alrededor de los criterios elegidos. Por lo tanto, se puede aceptar que el UIB es un ítem significativo y relevante a la conceptualización y dimensionalidad de AE e IN. En contraste, la inclusión del ítem en la dimensión de EP observó el decremento del ajuste, el mismo que se expresó por diferencias de EP con AE (ΔCFI=.013, ΔRMSEA=−.024, ΔSRMR=−.062), y EP con IN (ΔCFI=.010, ΔRMSEA=−.018, ΔSRMR=−.060) que pueden considerarse grandes.
Cargas factoriales estandarizadas del IUB en cada subescala del MBI-GS
| Agotamiento emocional (AE) | Eficacia profesional (EP) | Indiferencia (IN) | |||
|---|---|---|---|---|---|
| Cargas factoriales | |||||
| IUB | .699 | IUB | −.313 | IUB | .663 |
| Ítem 1 | .816 | Ítem 5 | .664 | Ítem 8 | .885 |
| Ítem 2 | .748 | Ítem 7 | .724 | Ítem 9 | .879 |
| Ítem 3 | .796 | Ítem 10 | .842 | Ítem 14 | .616 |
| Ítem 4 | .855 | Ítem 11 | .785 | Ítem 15 | .679 |
| Ítem 6 | .826 | Ítem 12 | .787 | - | .885 |
| - | - | Ítem 16 | .831 | - | |
| Índices de ajuste | |||||
| SB-χ2 (gl: 101) | 149.108 | 194.267 | 157.027 | ||
| CFI | .987 | .974 | .984 | ||
| RMSEA (IC 90%) | .057 (.036, .075) | .080 (.062, .096) | .062 (.042, .079) | ||
| SRMR | .072 | .134 | .074 | ||
IUB: ítem único de burnout.
Las correlaciones Pearson entre UIB con AE (.621), EP (−.208) e IN (.516) fueron estadísticamente significativas (p<.01) y en la dirección teórica esperada. Por otro lado, en la Figura 1 se muestran los coeficientes de regresión beta del IUB (predictor) hacia los factores del MBI-GS (AE, IN y EP), simultáneamente evaluados dentro del marco SEM. Todos los coeficientes fueron estadísticamente significativos (p<.001), y la magnitud de los coeficientes se alinearon teóricamente: UIB mostró mayor varianza predictiva con AE e IN, y débil varianza con EP; también, la dirección de la relación fue positiva con AE e IN, negativa con EP. Finalmente, comparativamente UIB retuvo más varianza predictiva con AE.
Asociación con criterio divergente
La correlación Pearson entre IUB y las escalas del CSI-S, fue: solución de problemas (SP; −.119, p>.10), búsqueda de apoyo (BUAP; −.08, p>.10) y evitación (EV; .222, p<.010).
Discusión y conclusionesLos resultados de la validación del IUB convergen con aquellos hallados en estudios previos y otros contextos culturales (e.g., Hansen, y Girgis, 2010; Rohland et al., 2004; Schmoldt et al., 1994), contribuyendo con la acumulación e integración de conocimientos sobre medidas superabreviadas de burnout. En estos estudios, la red de relaciones con constructos convergentes y divergentes mantiene un patrón similar (pero no igual) entre las medidas únicas de burnout utilizadas, y sus relaciones concurrentes entre éstas y las medidas establecidas de burnout son altas. En el presente estudio, el IUB no solo mostró sustancial covariación con agotamiento emocional, sino también con indiferencia (ambas subescalas del MBI-GS), lo que indica que el vínculo entre ambos constructos está representado en una medida breve que aparentemente solo enfatiza el agotamiento mental y físico. Esto también tiene sentido desde la literatura sobre la estructura del constructo de burnout, en donde se ha aceptado que las dimensiones medulares del burnout son el AE y la IN, poniendo en duda al AE como parte de este constructo (Lee y Ashforth, 1996; Green, Walkey y Taylor, 1991; Bresó, Salanova y Schaufeli, 2007). Esta convergencia muestra que, aún entre medidas de diferente extensión (ítem único vs. multi-ítem), EP no parece representar (o lo hace débilmente), la sintomatología característica de la experiencia del burnout.
Por otro lado, el patrón correlacional con la medida de afrontamiento tuvo coherencia teórica, en particular la correlación entre un estilo evitativo y el IUB, dado que la evitación generalmente se asocia con respuestas desadaptativas con más fuerza que las estrategias adaptativas de afrontamiento (Amirkhan, 1990; Merino et al., 2007; Smith, Saklofske, Keefer y Tremblay, 2015). Efectivamente, la estrategia evitativa de afrontamiento tiende a predecir un incremento de la ansiedad (Spira, Zvolensky, Eifert y Felder, 2004) y un decremento en el bienestar psicológico (Karekla y Panayiotou, 2011); ambos aspectos están posiblemente vinculados a estrategias de afrontamiento centradas en la emoción y con déficits regulatorios emocionales (Karekla, y Panayiotou, 2011), los cuales son conductas anidadas conceptualmente con el patrón de personalidad tipo D (Polman, Borkoles y Nicholls, 2010). Pero se requiere corroboración de estas potenciales relaciones con la medida de IUB.
Las limitaciones consisten, por un lado, en el tamaño muestral y la representatividad de esta, los cuales no garantizan la generalización de los resultados a otros grupos. Esta debilidad debe ponderarse en el contexto de la literatura SEM, en que la elección del tamaño muestral aún es área de divergencias, especialmente frente a las opiniones tradicionales con poco respaldo empírico (e.g., «la regla del dedo»); por ejemplo, la variación del tamaño muestral aplicando múltiples criterios (entre ellos, las opiniones de expertos o «la regla del dedo») va de 200 hasta 2.760 casos (Vargas y Mora-Esquivel, 2017), incluidos métodos sofisticados y relativamente objetivos (e.g., usando la potencia estadística; MacCallum, Browney Sugawara, 1996; MacCallum, Lee y Browne, 2010). La investigación empírica ha establecido que el tamaño de las cargas factoriales y/o el número de dimensiones (Mundfrom, Shaw y Ke, 2005; Wolf, Harrington, Clark y Miller, 2013) son criterios estables para deducir el tamaño muestral. En nuestro estudio, las cargas factoriales y comunalidades son suficientemente fuertes para adecuarse a un aproximado tamaño muestral cercano a 200 casos (Mundfrom et al., 2005; Wolf et al., 2013).
Por otro lado, otras evidencias de validez también son requeridas, considerando que la validación es un proceso continuo de acumulación e integración de evidencias empíricas (American Educational Research Association et al., 2014); por ejemplo, claridad de vida, bienestar psicológico, satisfacción laboral, etc. Sin embargo, estos resultados son la línea base para futuras corroboraciones en las que también se inspeccione comparativamente la prevalencia o identificación de burnout en las personas, mediante puntos de corte establecidos estadísticamente (e.g., Fernández y Merino, 2014) o experimentalmente producidos y los correlatos psicológicos y sociodemográficos (Lee y Ashforth, 1996).
Responsabilidades éticasProtección de personas y animalesLos autores declaran que los procedimientos seguidos se conformaron a las normas éticas del comité de experimentación humana responsable y de acuerdo con la Asociación Médica Mundial y la Declaración de Helsinki.
Confidencialidad de los datosLos autores declaran que han seguido los protocolos de su centro de trabajo sobre la publicación de datos de pacientes.
Derecho a la privacidad y consentimiento informadoLos autores han obtenido el consentimiento informado de los pacientes y/o sujetos referidos en el artículo. Este documento obra en poder del autor de correspondencia.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.