Análisis de las propiedades psicométricas del Maslach Burnout Inventory Human Services (MBI-HSS) en profesionales chilenos

Olivares, Faúndez, E. Víctor.

Unidad de Investigación Psicosocial de la Conducta Organizacional (UNIPSICO). Facultad de Psicología (Dpto. Social), Universidad de Valencia, Av. Blasco Ibáñez, 21, 46010, Valencia, España. E-mail: Victor.Olivares@uv.es.

FUCYT-Fundación Científica y Tecnológica ACHS. E-mail: volivares@achs.cl.

ABSTRACT

El objetivo de este estudio fue analizar la validez factorial y la consistencia interna de las subescalas del “MBI•Human Services Survey (MBI•HSS). La muestra la formaron 548 profesionales de servicios chilenos de diferentes unidades públicas . Los datos fueron analizados mediante análisis factorial, con el método de Componentes principales y rotación Varimax. En el análisis factorial exploratorio se evidenció la extracción de tres factores [1]. Los ítems de Agotamiento emocional se agruparon en el Factor I, los ítems de Realización personal en el trabajo cargaron en el Factor II y los ítems de Despersonalización en el Factor III. Los resultados presentaron una estructura factorial consistente con la estructura original. Sin embargo, tres ítems cargaron al igual que en sus respectivas dimensiones (determinadas originalmente por el instrumento), en un cuarto factor anexo, con menores cargas factoriales (ítems 12, 20 y 22), que no colabora al desajuste del modelo.

Se concluye que los resultados del estudio apoyan la validez factorial del MBI-HSS, y la consistencia interna adecuada de sus dimensiones, por lo que es un instrumento adecuado para evaluar el síndrome de quemarse por el trabajo (SQT) (burnout en denominación anglosajona) en profesionales de servicios públicos chilenos.

Palabras clave

Burnout, análisis factorial, estrés laboral, Síndrome de Quemarse por el Trabajo, SQT, MBI-HSS.

INTRODUCCIÓN

El Síndrome de Quemarse por el Trabajo (SQT en adelante) (burnout en denominación anglosajona) se puede definir como una respuesta al estrés laboral crónico que aparece en numerosos tipos de profesionales y grupos ocupacionales, pero especialmente en profesionales de las organizaciones de servicios que trabajan en contacto con los clientes, o usuarios de la organización [2]. Este cuestionario tiene tres dimensiones: Agotamiento emocional con 9 ítems, refleja la sensación de estar exhausto emocionalmente por el trabajo y con menor capacidad de entrega a los demás; y Baja realización personal en el trabajo con 5 ítems, alude a la sensación de que no se están obteniendo logros de su trabajo, autocalificándose negativamente, apuntando a las dificultades en el desempeño; y

Despersonalización con 8 ítems, describe una respuesta impersonal y fría hacia los pacientes y/o clientes.

A partir del surgimiento del MBI, ha nacido una vasta 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.

El MBI 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) [3-4] se ha utilizado extensamente. 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 en este instrumento, evidencia empírica que respalda su estructura factorial. Diferentes estudios de esta naturaleza de carácter exploratorio han reproducido una estructura de tres factores similar a la del manual para las diferentes versiones del MBI, ya sea mediante rotación ortogonal [5] o rotación oblicua [6]. Así por ejemplo, algunos autores han confirmaron la estructura factorial de tres factores que explican el 43.39% de la variación (rotación ortogonal) [7], 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 [8-9]. Asimismo, numerosos estudios que han utilizado análisis factorial confirmatorio recomiendan asumir una estructura de tres factores [10-11].

Otra ventaja del MBI-HSS es que posee importante evidencia de validez concurrente. Maslach y Jackson (1986) [1] obtuvieron correlaciones significativas entre diversas escalas conductuales y el MBI, utilizando como estimaciones es posas y compañeros de trabajo. Al parecer, la puntuación global del MBI mide parcialmente el mismo constructo que el Tedium Measure (TM), el Staff Burnout Scale (SBS-HP) y el Meier Burnout Assessment (MBA), siendo el 25 % la varianza que estos instrumentos explican del MBI [12]. Por otro lado, también se ha evidenciado que este instrumento tiene validez divergente, por las correlaciones significativas que se han encontrado entre las puntuaciones de sus escalas y las descripciones ante sus clientes, la sobrecarga objetiva de trabajo, el tiempo total de contacto directo con los pacientes y con las conductas del trabajador en el hogar, evaluadas por sus parejas, a la vez, de las bajas correlaciones con deseabilidad social y las correlaciones negativas con la satisfacción en el trabajo [13].

Junto a lo anterior, el MBI presenta también importantes debilidades. Entre estas cabe citar: a) Dificultades en las normas de diagnóstico: una crítica importante a considerar del MBI, son los serios problemas para demarcar normas de diagnóstico [14]. 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 serias 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”; b) la estructura factorial del modelo con fundamento teórico diferente de la ofrecida por el manual y la ambigüedad factorial de algunos Ítems [15-16-17] c) la baja fiabilidad de la escala de Despersonalización, en especial cuando el MBI se aplica fuera de EEUU y muestras que no son de habla anglosajona [18]. Además, los ítems de la escala de Despersonalización presentan valores de asimetría que exceden demasiado el criterio de normalidad (+/-1), loque dificulta una posible mejora y desarrollo psicométrico de la escala [19]; d) 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 [20-21]; e) la falta de validez discriminante con otros conceptos relacionados (e.g. depresión) [22-23]; f) la creación de modelos teóricos diferentes derivados de las distintas versiones del MBI (MBI-HSS, MBI-GS) [21].

En este contexto general, se hace especialmente necesario conocer la validez y fiabilidad de los instrumentos utilizados en la evaluación global de este trastorno, ya que los instrumentos psicométricos existentes y su utilización con fines diagnósticos ofrecen resultados muy cuestionables.

El objetivo de este estudio es analizar la validez factorial del Maslach Burnout Inventory Human Services Survey (MBI-HSS), y la consistencia interna de sus subescalas en una muestra chilena.

METODOLOGÍA

La muestra del estudio está formada por 548 trabajadores chilenos de servicios públicos: 27% (n=153) funcionarios de prisiones, 49.10% (n=278) funcionarios públicos del área de la salud, y 23,9% (n=135) fiscalizadores públicos de distintos centros localizados en Santiago de Chile, con una raíz local y una fuerte orientación al servicio y la atención de personas. En función del sexo, 250 individuos eran mujeres (44.2%) y 316 hombres (55.8%). La media de edad fue de 42.04 años (rango 20-69) y de la media de números de hijos 1.64. El 44.17% (n=250) tiene educación básica y/o secundaria, el 22.61% (n=128) educación técnica, 32.16% (n=182) educación superior incompleta y/o completa, y un 1.06% (n=6) no contesta. Respecto a la antigüedad en el puesto la media fue de 177.32 meses (dt=119.63). El 23.5% (n=133) soltero, el 36.2% (n=206) casado, un 8.3% (n=47) separado, divorciado o anulado, 6.9% (n=39) conviviente, .9% (n=5) viudo y un .2% (n=1) no contesta.

INSTRUMENTOS

Los datos se recogieron mediante la adaptación al castellano del Maslach Burnout Inventory- Human Services Survey (MBI-HSS) dirigida a los profesionales de servicios humanos [1] elaborada por Gil-Monte y colaboradores [24-25]. 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 (9 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 según alfa de Cronbach en este estudio fueron: .87 para Agotamiento emocional; .80 para Realización personal en el trabajo; y .69 para Despersonalización.

PROCEDIMIENTO

El presente estudio es cuantitativo, de tipo descriptivo, correlacional, no experimental y transversal. Se realizó una selección no aleatoria de las diferentes unidades en la región Metropolitana, y se pidió a todos los participantes que respondieran el cuestionario de manera voluntaria y anónima. El instrumento, juntocon un sobre de respuesta, fue entregado directamente a los participantes y se recogió en sobre cerrado directamente a los participantes. Los datos fueron analizados con el programa estadístico SPSS 16 para Windows. Debido a que el cuestionario no había sido validado anteriormente en el colectivo profesional de estudio en muestras chilenas, se optó por realizar un Análisis Factorial Exploratorio (AFE). Para la extracción de los factores se utilizó el método de Componentes Principales con rotación Varimax, y se retuvieron aquellos factores con eigenvalues mayores que 1.00. Para asignar los ítems a los factores se consideraron las cargas factoriales iguales o mayores que |.40| [26].

RESULTADOS

Para conocer las características de la distribución del MBI -HSS se estimaron los estadísticos descriptivos de las escalas, las medias, las desviaciones típicas, la asimetría y la curtosis de las variables (Tabla 1). En el valor de la asimetría se observa que las tres subescalas del MBI-HSS presentan valores entre -1.09 y .58. Sólo la escala de Despersonalización supera de manera moderada el rango +/- 1. Resultados similares se observan en las medidas de Curtosis.

Tabla 1. Estadísticos descriptivos para las variables del estudio.

Para analizar la calidad de los ítems con relación a su dimensión (relación ítem-escala), se calculó la homogeneidad del ítem y la correlación ítem-escala (Tabla 2). Se puede observar que la mayor parte de los valores de estos estadísticos se sitúan por encima de .40, con algunas excepciones sobre todo en las escalas de Realización personal en trabajo y Despersonalización.

Tabla 2. Análisis de la relación ítems-escala para los elementos del MBI-HSS.

Nota. El número de los ítems corresponde a su posición en el cuestionario. Previos a la realización del análisis factorial se tomaron en consideracióndeterminados criterios tratando de ponderar la viabilidad del mismo. El determinante de la matriz de correlaciones obtuvo un valor de .001. La prueba de esfericidad de Barlett fue significativa y el test KMO de adecuación de la muestra alcanzó un valor superior a .89. Considerando el modelo del MBI-HSS [1] se ajustó la solución factorial a tres factores que explicaron de manera conjunta un 45,76 % de la varianza total, aunque se puede observar también un cuarto factor que explica sólo un 6.63% de dicha varianza.

De acuerdo a los resultados expuestos en la Tabla 3, se observa que el Factor I, que explicó el 20.32 % de la varianza, representó a los nueve ítems de la dimensión Agotamiento emocional. El cuarto ítem de esta dimensión (ítem 12), presentó una carga factorial de .48, mientras que en el Factor IV presentó una carga factorial inferior .44. El Factor II que explicó el 14.65 % de la varianza, representó a ocho ítems de la dimensión Realización personal en el trabajo. El noveno ítem de esta dimensión (ítem 20), presentó una carga factorial de .42, mientras que en el Factor IV presentó una carga factorial inferior -.63. El Factor III explicó un 10.79 % de la varianza, y reunió cinco ítems de la dimensión

Despersonalización. El quinto ítem de esta dimensión (ítem 22), presentó una carga factorial de .50, mientras que en el Factor IV presentó una carga factorial inferior.49. Finalmente, el Factor IV explicó sólo el 6,63 % de la varianza, y agrupó tresítems en una categoría anexa.

En la Tabla 3 se puede observar que todos los ítems se agruparon en el factor al que por su contenido pertenecían, según el modelo tridimensional del instrumento, y sólo tres ítems cargaron también en un cuarto factor de forma paralela (ítems 12, 20 y 22).

Tabla 3. Análisis factorial de los ítems del MBI-HSS.

Nota 1. Ítems ordenados por dimensiones del MBI-HSS.

Nota 2. Valores ≥ .40.

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 observan correlaciones intensas y significativas: Agotamiento emocional con Realización personal en el Trabajo, r=-.20 (p < .001); y con Despersonalización, r=.54 (p < .01); y Realización personal en el Trabajo con Despersonalización, r=-.30 (p < .001).

DISCUSIÓN

Los resultados obtenidos en este estudio contribuyen a la validación del modelo tridimensional del MBI-HSS, dado que dan cuenta de un modelo factorial de tres factores similar al obtenido para el MBI•Educators (MBI•ES), que es la versión para profesionales de la educación [27], y contribuyen a confirmar el ajuste entre el modelo teórico y el modelo factorial del instrumento.

El análisis factorial exploratorio, aunque ha ofrecido una estructura de cuatro factores, ha replicado el ajuste adecuado considerado por el modelo originalmente propuesto. En esa estructura, el Factor I ha agrupado los ítems que miden Agotamiento emocional, en el Factor II se han agrupado los ítems diseñados para evaluar Realización personal en el trabajo, en el Factor III los ítems de Despersonalización. Sólo tres ítems (ítem 12, ítem 20 e ítem 22) han cargado también en un factor anexo, que no colabora al desajuste del modelo.

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 [28], como para poder afirmar que el instrumento presenta suficiente consistencia interna para evaluar el SQT en la población objeto de estudio. En relación a las investigaciones desarrolladas en otros países los resultados son similares, por lo que se puede afirmar que el instrumento presenta cierta validez transcultural, y supera algunas insuficiencias observadas en distintas adaptaciones al español del MBI, sin embargo, se replica la baja consistencia interna que con frecuencia presenta la escala que evalúa despersonalización [29], problema que también presenta en otras lenguas [30-31-32].

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. El MBI-HSS ha presentado algunas debilidades en otros estudios, relacionadas con las cargas factoriales de algunos de sus ítems, pero este resultado puede estar condicionado a las características de la muestra en lugar de al diseñó 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.

Un punto importante a considerar en este estudio es que la muestra está compuesta en su mayor parte por hombres, y esta composición ha podido afectar a los resultados.

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 SQT. Esto resultados tienen una gran importancia y proyección aplicada, pues facilita los esfuerzos por acercarse a una evaluación más adecuada el SQT en organizaciones.

REFERENCIAS

• 1. Maslach, C. y Jackson, S. E. (1986). Maslach Burnout Inventory Manual (2.ª ed.). Palo Alto, California: Consulting Psychologists Press.
• 2. Dormann, C. y Zapf, D. (2004). Customerrelated social stressors and burnout. Journal of Occupational Health Psychology, 9, 6182.
• 3. Golembiewski, R. T., Boudreau, R. A., Munzenrider, R. F. y Lou, H. (1996). Global burnout: A worldwide pandemic explored by the phase mode. Monographs in organizational behaviour and industrial relations, vol. 21. Greenwich, CT: JAI Press.
• 4. Maslach, C. Schaufeli, W. y Leiter, M. (2001). Job burnout. Annual Review of Psychology, 52, 397•422.
• 5. Söderfeldt, M., Söderfeldt, B., Warg, L. y Ohlson, C. (1996). The factor structure of the Maslach Burnout Inventory in two Swedish human service organizations. Scandinavian Journal of Psychology, 37, 437433.
• 6. AbuHilal, M. M. (1995). Dimensionality of burnout: Testing for invariance across Jordanian and Emirati teachers. Psychological Reports, 77, 13671375.
• 7. Aluja, A., Blanch, A. y García, L. F. (2005). Dimensionality of the Maslach Burnout Inventory in School Teachers: A Study of Several Proposals. European Journal of Psychological Assessment, 21, 6776.
• 8. Bakker, A., Demfrouti, E., y Schaufeli, W. (2002). Validation of the Maslach Burnout InventoryGeneral Survey: An internet study, Anxiety, Stress and Coping, 15, 245260.
• 9. Shirom, A. y Melamed, S. (2006). Comparison of the Construct Validity of Two Burnout Measures in Two Groups of Professionals. International Journal of Stress Management. 13, 176200.
• 10. Boles, J. S., Dean, D. H., Ricks, J. M., Short, J. C. y Wang, G. (2000). The dimensionality of the Maslach Burnout Inventory across small business owners and educators. Journal of Vocational Behaviour, 56, 1234.
• 11. Hansung, K. y Juye, J. (2009). Factor Structure and Longitudinal Invariance of the Maslach Burnout Inventory. Research on Social Work Practice, 19, 325339.
• 12. Schaufeli, W. D., Enzmann, D. y Girault, N. (1993). Measurement of burnout: a review. In: Schaufeli, W. B., Maslach, C. y Marek, T. (Eds) Professional burnout: recent developments in theory and research. UK: Taylor & Francis, 199215.
• 13. Mingote, A. (1998). Síndrome de burnout o síndrome de desgaste profesional. Formación Médica Continuada, 5, 493509.
• 14. Schaufeli, W. B. y Buunk, B. P. (2003). Burnout: An overview of 25 years of research and theorizing. In M. J. Schabracq, J. A. M. Winnubst y C. C. Cooper (Eds.), Handbook of work and health psychology (2nd ed., pp. 383429). West Sussex, UK: Wiley.
• 15. Hallberg, U. E. y Sverke, M. (2004). Construct validity of the Maslach Burnout Inventory: Two Swedish health care samples. European Journal of Psychological Assessment, 20, 320338.
• 16. Kristensen, T. S., Borritz, M., Villadsen, E. y Christensen, K. B. (2005). The Copenhagen Burnout Inventory: A new tool for the assessment of burnout. Work & Stress, 19, 192•207.
• 17. Sonnentag, S. (2005). Commentary. Burnout research: Adding an offwork and daylevel perspective. Work & Stress, 19, 271275.
• 18. GilMonte, P. R. y Peiró, J. M. (1999). Validez factorial del Maslach Burnout Inventory en una muestra multiocupacional. Psicothema, 11, 679689.
• 19. GilMonte, P. R. (2005a). El síndrome de quemarse por el trabajo (“burnout”). Una enfermedad laboral en la sociedad del bienestar. Madrid: Pirámide.
• 20. Bouman, A. M., Brake, H. T. y Hoogstraten, J. (2002). Significant effects due to rephrasing the Maslach Burnout Inventory`s personal accomplishment items. Psychological Reports, 91, 825•826.
• 21. Demerouti, E., Bakker, A. B., Vardakou, I., y Kantas, A. (2003). The convergent validity of two burnout instruments: A multitrait–multimethod analysis. European Journal of Psychological Assessment, 19, 12.23.
• 22. Brenninkmeyer, V., Van Yperen, N. W. y Buunk, B. P. (2001). Burnout and depression are not identical twins: is decline of superiority a distinguishing feature?. Personality and Individual Differences, 30, 873880.
• 23. Shirom, A. y Ezrachi, J. (2003). On the discriminant validity of burnout, depression and anxiety. Anxiety, Coping, & Stress, 16, 8399.
• 24. GilMonte, P. R. (1994). El síndrome de Burnout: un modelo multicausal de antecedentes y consecuentes en profesionales de enfermería: Tesis doctoral publicada. Facultad de psicología, Universidad de La Laguna, España.
• 25. GilMonte, P. R. y Peiró, J. M. (1997). Desgaste psíquico en el trabajo: el síndrome de quemarse. Madrid: Síntesis.
• 26. Clif, N., y Hamburger, C. D. (1967). The study of sampling errors in factor analysis by means of artificial experiments. Psychological Bulletin, 68, 430445.
• 27. Schwab, R. (1986). Burnout in education. En C. Maslach y S. E. Jackson, Maslach Burnout Inventory: Manual. Palo Alto, California: Consulting Psychologists Press.
• 28. unnally, N. C. (1978). Psychometric theory. Nueva York: McGrawHill.
• 29. GilMonte, P. R. (2005b). Factorial validity of the Maslach Burnout Inventory (MBIHSS) among Spanish professionals. Revista de Saúde Pública, 39, 18.
• 30. Peeters, M. A. y Rutte, C. G. (2005). Time management behavior as a moderator for the Job DemandControl Interaction. Journal of Occupational Health Psychology, 10(1), 64–75.
• 31. 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, 311318.
• 32. Truchot, D., Keirsebilck, L. y Meyer, S. (2000). Communal orientation may not buffer burnout. Psychological Reports, 86, 872878.