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Propiedades psicomtricas del Maslach Burnout Inventory-GS en una muestra multiocupacional venezolana

Anthony Constant Milln de Lange1 y Mara Eugenia DAubeterre Lpez2 Universidad Metropolitana, Caracas, Venezuela

La evaluacin del estrs laboral es uno de los aspectos de mayor importancia en el mbito actual de la salud psicolgica ocupacional, ms an cuando llega a niveles crnicos de afec-tacin. Se presentan los resultados psicomtricos de la validacin venezolana de la versin cubana del Maslach Burnout Inventory-General Survey (MBI-GS). Los resultados revelan la adecuada confiabilidad del instrumento y sugieren la necesidad de eliminar el tem 1 para asegurar la validez de constructo del mismo. Tambin se presentan indicadores que revelan la validez de criterio divergente del MBI-GS sobre el grado de Bienestar Psicolgico de los participantes.Palabras clave: Sndrome de Desgaste Profesional, fiabilidad, validacin.

Psychometric properties of the Maslach Burnout Inventory-GS in a Venezuelan sampleThe assessment of work stress is one of the most important aspects in the current scope of occupational psychological health, especially when it comes to chronic levels of involvement. Here are the results of the Venezuelan psychometric validation of the Cuban version of the Maslach Burnout Inventory-General Survey (MBI-GS). Results show adequate reliability of the instrument and suggest the need to remove item 1 to ensure its construct validity. Some indicators reveal the divergent criterion validity of the MBI-GS on the degree of the participants psychological well-being.Key words: Burnout, Burnout Syndrome, reliability, validation.

1 Docente Asociado, Departamento de Ciencias del Comportamiento, Escuela de Psicologa. Contacto: Principio Carretera Petare-Guarenas, Campus Universidad Metropolitana, Edificio de Aulas 2, Piso 2, Departamento de Ciencias del Comporta-miento, Apartado Postal 76.819, Caracas, Venezuela; [email protected]

2 Docente Asociada, Departamento de Ciencias del Comportamiento, Escuela de Psicologa. Contacto: Principio Carretera Petare-Guarenas, Campus Universidad Metropolitana, Edificio de Aulas 2, Piso 2, Departamento de Ciencias del Comporta-miento, Apartado Postal 76.819, Caracas, Venezuela; [email protected]

Revista de Psicologa Vol. 30 (1), 2012 (ISSN 0254-9247)

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De acuerdo con Maslach (2009), el burnout es un sndrome psico-lgico que implica una respuesta prolongada a estresores interpersonales de tipo crnico en el trabajo. Sus dimensiones desde el modelo pro-puesto por esta autora son tres: agotamiento extenuante, sentimiento de cinismo y desapego por el trabajo, y sensacin de ineficacia y falta de logros. El agotamiento representa el componente de estrs individual bsico del burnout y se refiere a sentimientos de estar sobreexigido y vaco de recursos emocionales y fsicos. Las causas principales del ori-gen de este agotamiento son la sobrecarga laboral y el conflicto personal en el trabajo. El cinismo representa el componente del contexto inter-personal del burnout y se refiere a una respuesta negativa, insensible o excesivamente aptica a diversos aspectos del trabajo. La ineficacia representa el componente de autoevaluacin del burnout y se refiere a los sentimientos de incompetencia y carencia de logros y productividad en el trabajo. Este sentido disminuido de autoeficacia es exacerbado por una carencia de recursos de trabajo, as como por una falta de apoyo social y de oportunidades para desarrollarse profesionalmente.

Shirom (2009) seala que puede considerarse al burnout como una reaccin afectiva a un estrs prolongado en el trabajo, cuyo con-tenido medular es el agotamiento gradual de los recursos energticos intrnsecos de los individuos en el transcurso del tiempo, incluyendo la expresin de agotamiento emocional, fatiga fsica y cansancio cog-nitivo. El modelo original de medida del sndrome desde la postura de Maslach y Jackson (1981) se desarrolla dentro del mbito clnico-hospitalario, a travs del inventario MBI-HSS, en donde a diferencia del inventario de MBI-GS, se denomina a la dimensin de Cinismo como Despersonalizacin y a la dimensin de Ineficacia como Baja Realizacin Personal, manteniendo igual la denominacin de Agota-miento Emocional.

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Revista de Psicologa, Vol. 30 (1), 2012, pp. 103-128 (ISSN 0254-9247)

En tal sentido, la despersonalizacin se refera a la respuesta negativa, cnica o excesivamente indiferente hacia otras personas en el trabajo y representaba el componente interpersonal del burnout. La baja realizacin personal se refera a los sentimientos de declina-cin en la competencia y productividad de uno y a la sensacin de autoeficacia disminuida y representaba el componente de autoevalua-cin del burnout (Maslach, 2009). De acuerdo con Shirom (2009), la incorporacin del Cinismo como etiqueta denominadora de la antigua dimensin de Despersonalizacin plantea nuevos problemas, ya que el mismo an tiene que establecer su validez discriminante, por lo que estudios que amplen el anlisis a la validez convergente o divergente de la medida presentaran evidencia emprica de la adecuacin de la nueva denominacin. En tal sentido, el presente estudio incorpor la medida de Bienestar Psicolgico como criterio divergente de la vali-dacin latinoamericana del MBI-GS. Por su parte, Gil-Monte (2001) seala que los cambios de denominacin en las dimensiones del instru-mento MBI-HSS y MBI-GS responden a la necesidad de ampliacin del constructo de burnout desde este contexto clnico-hospitalario, a la aproximacin generalista del MBI-GS, y ello supone conceptualmente que en el caso del Cinismo, se deja de hacer nfasis directamente en la forma de interaccin con las personas a quienes se le presta el servi-cio (como lo haca la dimensin de despersonalizacin), sino que ms bien refleja indiferencia o actitudes de distanciamiento hacia el trabajo engeneral.

Una lectura ms acuciosa permite observar que el cambio de deno-minacin en el caso de la despersonalizacin no supone una anulacin de la misma, ya que ella permanece como una aproximacin indirecta por efecto de la actitud cnica en el trabajo. Al obrar con indiferen-cia con respecto a las propias labores del rol (cuando supone el trato con personas) implica una cosificacin de las personas a las cuales se le presta un servicio, dado que ellas son el componente principal de la ejecucin del rol laboral. Por lo tanto, al manifestarse el cinismo, se expresa en la despersonalizacin de las relaciones interpersonales con respecto a los que reciben el servicio.

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Propiedades psicomtricas del Maslach Burnout Inventory-GS / Milln y DAubeterre

Con respecto a los instrumentos de medida, adems de la dife-rencia ya sealada entre el MBI-HSS y el MBI-GS, Hernndez, Tern, Navarrete y Len (2007) resean una lista de 14 instrumentos. En un esfuerzo similar, Garcs de los Fayos, Lpez y Garca (1997) compa-ran el Burnout Measures de Pines, Aronson y Kafry de 1981, el Staff Burnout Scale de Jones de 1980, y el Maslach Burnout Inventory de Maslach y Jackson de 1981, encontrando diferencias en el nmero de tems y la naturaleza de las dimensiones que estos evalan (de 3 a 4 dimensiones).

Existen casos como el Cuestionario para la Evaluacin del Sn-drome de Quemarse por el Trabajo en profesionales que trabajan con personas con discapacidad (CESQT-PD) de Gil-Monte (2005), en los que se incorporan hasta 7 dimensiones de evaluacin. Otros instru-mentos amplan la manifestacin del sndrome de burnout nicamente a partir del contexto laboral y lo ubican tambin dentro de las rela-ciones maritales (Pines, 1987). Finalmente, Shirom (2009) comenta que la investigacin acerca del burnout, independientemente del enfo-que conceptual utilizado, en sus inicios se focaliz casi exclusivamente en profesionales orientados a las personas y en empleados del sector pblico, limitando su capacidad de generalizacin, ya que en estos con-textos la naturaleza del cargo les exige invertir continuamente energa emocional, cognitiva y fsica en los receptores de sus servicios. Por ello, cualquier propuesta de validacin de estos instrumentos debera incor-porar tambin al sector privado de la economa para asegurar la debida heterogeneidad de la muestra, que exige cualquier anlisis basado en coeficientes de correlacin o covariacin (Aron & Aron, 2001), ms an cuando estos estn centrados en la validacin de instrumentos (Anastasi & Urbina, 1998).

Hair, Anderson, Tatham y Black (1999) sealan como tamao mnimo para estudios que hacen uso de la tcnica del anlisis facto-rial exploratorio, al menos 10 participantes por tem, lo que supondra un tamao mnimo requerido para esta muestra de 160 participan-tes. En este mismo orden de ideas, Prieto y Muiz (2000), haciendo eco del modelo para evaluar la calidad de los tests del Colegio Oficial

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dePsiclogos de Espaa, desarrollado en conjuncin con la Asociacin de Psiclogos Profesionales (EFPPA) y la Comisin Internacional de Test (ITC), sealan que el uso oportuno de muestras en contextos de validacin de constructo es de 200 a 500 participantes como mnimo. Adems de esto el baremo considera de importancia la presentacin de los resultados de anlisis de tem.

Es por ello que en el presente estudio se busca analizar la validez de constructo de la adaptacin latinoamericana del MBI-GS, realizada por Oramas et al. (2007) a partir de la adaptacin espaola que hicie-sen Moreno-Jimnez, Carvajal y Escobar (como se cita en Orama et al., 2007) del instrumento original de Maslach y Jackson (1981). Esto se hace considerando una muestra de participantes venezolanos cuyo tamao est dentro de los lmites mnimos establecidos por el criterio de potencia estadstica para la tcnica del anlisis factorial (al menos 160 participantes) y que cuenta con la debida heterogeneidad en fun-cin a los sectores ocupacional (pblico vs. privado) y sexo (masculino vs. femenino).

Mtodo

Participantes

La seleccin de los participantes se realiz con apoyo logstico de los estudiantes de la asignatura de psicometra correspondiente a los perodos lectivos del ao 2010-2011, de la Escuela de Psicologa de la Universidad Metropolitana (UNIMET), ubicada en Caracas, Venezuela. El muestreo utilizado fue de tipo no aleatorio y proposi-tivo (Kerlinger & Lee, 2002) y como estrategia de maximizacin de la varianza del puntaje verdadero del Test (Magnuson, 2005) se ase-gur que la muestra estuviese balanceada en cuanto a sexo (masculino y femenino) y sector laboral (pblico y privado).

En total se obtuvo una muestra vlida de 233 participantes pro-venientes del rea metropolitana de Caracas. El 18.88% de la muestra

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posea al momento del estudio un nivel socioeconmico tipificado como Alto de acuerdo con los estndares de Fundacin Centro de Estudios Sobre Crecimiento y Desarrollo de la Poblacin Venezolana (FUNDACREDESA), reseado tanto por Seijas (2003), como por el Banco Central de Venezuela (BCV, 2007). El 44.64% posea un nivel socioeconmico Medio y el restante 36.48% un nivel socioeconmico Medio-Bajo.

La edad de los participantes se distribuy entre los 18 y 69 aos, con un promedio de 37.01 y un coeficiente de variacin media del 32.66%, as como un valor en el coeficiente de asimetra de 0.47 puntos y del coeficiente de curtosis de -0.77 puntos. Esto revela la relativa heteroge-neidad de las edades de los participantes (dado el carcter platicrtico de la distribucin) en torno a los 37 aos de edad, con una mayor tendencia hacia las edades menores a este valor (debido a la asimetra positiva de la distribucin). En trminos de desarrollo psicosocial (Papalia & Olds, 1998), puede caracterizarse a la muestra como: adolescentes (0.43%), adultos jvenes (73.39%) y adultos medios (25.75%).

Instrumentos

Maslach Burnout Inventory-General Survey (MBI-GS) (Maslach & Jackson, 1981)

Se utiliz su tercera edicin, validada por Oramas et al. (2007) a partir de la validacin espaola de Moreno-Jimnez, Rodrguez-Carvajal y Escobar (2001). La MBI-GS evala la presencia del Sndrome de Bur-nout para personal latinoamericano que lleva a cabo trabajos dirigidos al rea de servicios. La evaluacin se hace a partir de tres dimensio-nes: Desgaste Emocional, Cinismo y Eficacia Profesional. Esta ltima dimensin es de carcter positivo, ya que est relacionada con las expec-tativas que se tienen en relacin con la profesin que se desempea, y se expresa en las creencias del sujeto sobre su capacidad de trabajo, su contribucin eficaz en la organizacin laboral, la realizacin de cosas que realmente valen la pena y su realizacin profesional; por ello,

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suvaloracin dentro de la manifestacin del Sndrome es inversa a la de las dimensiones de Desgaste Emocional y Cinismo. Los datos obteni-dos de una muestra multiocupacional de 122 sujetos cubanos por parte de Oramas et al. (2007) sealan una adecuada consistencia interna del instrumento entre 0.70 y 0.80, ndices correspondientes con los encon-trados en el manual del MBI-GS de 0.73 y 0.89.

Escala de Bienestar Psicolgico (EBP) (Snchez-Cnovas, 2007)

Fue elaborada por Snchez-Cnovas (2007) en la Universidad de Valencia de Espaa y validada en Venezuela por Milln y DAubeterre (2011). Se trata de un cuestionario de administracin individual o colectiva, con formato de respuesta tipo Likert de 5 puntos, que puede ser aplicable a adolescentes y adultos de ambos sexos, entre 17 y 90 aos de edad. Consta de 65 tems distribuidos en forma dife-rencial en las siguientes 4 subescalas: Bienestar Psicolgico Subjetivo, Bienestar Material, Bienestar Laboral y Relaciones con la Pareja. Para los fines de este estudio y de acuerdo con lo establecido en el baremo de aplicacin del instrumento original, se aplicaron solamente los cuader-nillos referidos al Bienestar Psicolgico Subjetivo, Bienestar Material y Bienestar Laboral. En cuanto a la confiabilidad en la EBP original se reportan coeficientes de consistencia interna alfa de Cronbach () entre 0.941 y 0.886 puntos. En el caso de la validacin venezolana, Milln y DAubeterre (2011) reportan coeficientes de consistencia interna que oscilan entre los 0.923 y 0.866 puntos para cada una de las dimensiones.

Escala Graffar de Estratificacin Social (Mndez-Castellano, 1982)

El mtodo Graffar modificado para Venezuela por Mndez-Cas-tellanos (1982) refiere un ndice socioeconmico mediante el uso de puntajes asociados a un conjunto de variables, tales como Profesin del Jefe del Hogar, Nivel de Instruccin de la Madre, Principal Fuente de Ingreso y Condiciones de Alojamiento. De acuerdo con Seijas (2003) y el Banco Central de Venezuela (BCV, 2007), la clasificacin mediante

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el mtodo Graffar determina 5 estratos a saber: Alto (Nivel I), Medio (Nivel II), Medio Bajo (Nivel III), Obrero (Nivel IV) y Marginal (Nivel V). La confiabilidad del instrumento fue realizada por Contasti (1975) y Laxage, Noguera y Mndez (1986); estos ltimos utilizaron el mtodo de consistencia interna por correlacin inter-tems obteniendo coeficientes que varan entre los 0.62 y 0.75 puntos.

Su validacin se realiz de acuerdo con Mendoza (2007) en dife-rentes instancias: a) por un lado, se estudi la estructura unifactorial utilizando el anlisis de componentes principales; b) se estudi la esta-bilidad de la segmentacin en cinco clases sociales a partir del anlisis de una muestra original de 3850 personas y c) se correlacionaron diver-sas variables antropomtricas y clnicas realizadas en mltiples estudios del Proyecto Venezuela, elaborado por la FUNDACREDESA (como se cita en Mendoza, 2007).

As mismo, Lpez y Landaeta-Jimnez (2003), sealan que estos estudios no se limitaron al anlisis transversal de la escala, sino que continuaron con diseos longitudinales dentro del rea metropolitana de Caracas. Finalmente, Aguilera (2009) destaca que en la actualidad la FUNDACREDESA tiene el requerimiento de la evaluacin psicom-trica de este mtodo Graffar a fin de establecer una nueva actualizacin del indicador.

Procedimiento

Se conform un cuadernillo de aplicacin con los instrumentos antes sealados y una carta de presentacin explicativa del propsito del estudio y su utilidad como informacin a los participantes. Se cont con el apoyo de los estudiantes de la Escuela de Psicologa de la UNIMET en el levantamiento de informacin, como parte de los lineamientos de la ctedra para la estandarizacin de pruebas a la reali-dad nacional y cumpliendo con el modelo de aprendizaje por proyectos que establece el modelo educativo Diseo Instruccional de la Universi-dad Metropolitana (DIUM).

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La informacin recolectada se analiz con el paquete estads-tico PASW Statistics 18 (antiguo SPSS), el Microsoft Excel 2007 y el SPAD 5.5. Se realiz el anlisis descriptivo de la muestra, el anlisis de confiabilidad y el anlisis de tems, para luego proceder a explorar los indicadores que permitieran valorar la validez de constructo del instru-mento, por medio del Anlisis Factorial de Componentes Principales con Rotacin Varimax, con 3 factores predefinidos, dado el carcter confirmatorio3 del estudio. Se llev igualmente a cabo la confirmacin de los supuestos de normalidad, independencia y suficiencia que todo instrumento psicomtrico debe poseer. Finalmente se analiz la validez divergente de la MBI-GS con respecto a la EBP.

Resultados

Los resultados obtenidos en el anlisis de los tems revelan que, si bien existe cierta tendencia entre los tems a agrupar la respuesta pro-medio en un lado del rango que compone la variable (por ejemplo, los tems 11, 15 y 16 tienen un promedio entre 1 y 2 puntos, en un rango que abarca desde 1 hasta 7 puntos), los mismos poseen una alta hete-rogeneidad de las respuestas en torno a la media del tem y, a excepcin del tem 6, todos poseen un valor aceptable ( .30 puntos) en su capa-cidad discriminativa y su aporte a la comunalidad del instrumento.

3 No confundir con Anlisis Factorial Confirmatorio, el cual supone el uso de modelos de parcializacin de las correlaciones.

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Tabla 1Anlisis de tems MBI-GS: validacin venezolana

temMedia tem

(C = 1-7)C.V. Media

Capacidad Discriminativa

(ritem test )

1 si se elimina el tem

Diferencia ( -tem)

Comuna-lidades:

Extraccin

1 3.06 53% .35 .83 0.004 .592 2.03 68% .42 .83 0.007 .593 2.41 66% .62 .82 0.019 .624 3.24 58% .37 .83 0.004 .625 2.71 63% .36 .83 0.004 .536 4.30 42% .22 .84 -0.005 .377 2.21 73% .38 .83 0.005 .398 3.30 57% .43 .83 0.008 .509 2.67 66% .64 .82 0.021 .5310 2.11 74% .48 .83 0.011 .6411 1.97 71% .68 .82 0.020 .5912 2.21 70% .70 .81 0.023 .6113 3.27 64% .36 .84 0.001 .4614 2.32 73% .42 .83 0.008 .4415 1.82 73% .45 .83 0.009 .6116 1.88 70% .49 .83 0.010 .71

En el caso del tem 6, si bien posee un menor aporte a la con-sistencia interna de la prueba, su inclusin supone una muy poca disminucin de dicha consistencia interna (-0.005) y en ningn caso supone su diminucin a niveles inaceptables de confiabilidad (el alfa obtenido para la prueba en general, posterior a la recodificacin de los tems de eficacia profesional, como tems de ineficacia profesional es de 0.84). Puede estarse en presencia de la paradoja de la teora clsica de los test (Muiz, 1998), la cual supondra la posibilidad de sacrificar

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cierto porcentaje de confiabilidad de la prueba final (en especfico el0.006%) en aras de maximizar la validez del cuestionario, lo cual se confirmar analizando: a) el aporte del tem 6 a la correspondencia entre la estructura factorial con respecto a la terica prescrita en la tabla de especificaciones del cuestionario, b) el porcentaje de explica-cin de dicho tem 6 con respecto a tal estructura factorial obtenida, c) el aporte del tem 6 al logro de la normalidad de la prueba, y d) el aporte del tem 6 a la capacidad predictiva del criterio de Bienestar Psicolgico.

El anlisis de consistencia interna revela la adecuacin del ins-trumento a los estndares referidos por Prieto y Muiz (2000) con respecto al valor del coeficiente de consistencia interna ( .70), as como tambin un mayor puntaje en los mismos si se compara con el estudio original de Maslach y Jackson (1981) y el estudio de Oramas et al. (2007); a excepcin del componente de Agotamiento Emocional, que en comparacin con este ltimo estudio es levemente inferior. As mismo, el mayor puntaje reseado por el estudio de Moreno-Jimnez et al. (2001) puede deberse a: a) el uso de una muestra de tan solo 114 participantes, la cual es catalogada como pobre (Pea, 2009) o pequea (Comisin de los Tests del Colegio Oficial de Psiclogos de Espaa, como se cita en Prieto & Muiz, 2000), sin contar lo ya sealado para el criterio de potencia estadstica del anlisis factorial; b) la homogenei-dad de la muestra, puesto que todos los participantes son empleados administrativos, en su mayora con una jornada compacta de trabajo (89.5%), mujeres (79.8%), de edad media (X = 42; C.V. X = 19.33%), con pareja estable (68.4%) y con niveles de estudio medio (64.9%), lo cual, como ya se seal anteriormente, es contraproducente en cual-quier estudio desarrollado a partir de anlisis de varianzas conjuntas o correlaciones, en especial cuando se utiliza el anlisis factorial.

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Tabla 2Consistencia interna MBI-GS: validacin venezolana

Dimensiones de medida

Milln & DAubeterre

(2011)

Oramas et al.

(2007)

Maslach & Jackson

(1981)

Moreno-Jimnez et al.

(2001)

N tems

Total de la Prueba 0.84 0.77 No reporta No reporta 16Cinismo 0.83 0.78 0.68 0.84 5Agotamiento emocional 0.70 0.70 0.73 0.89 5Baja eficacia profesional 0.81 0.80 0.78 0.85 6

La validacin de constructo se realiza, por un lado, a partir de la coincidencia entre la distribucin terica de los tems (tabla de especi-ficaciones del test) y la distribucin emprica de los mismos a partir de la intercorrelacin entre ellos (Anlisis Factorial) y, por el otro, a partir de la correlacin moderada y significativa entre el puntaje global del test y otro test ya validado en la poblacin de estudio, con el cual se posea un vnculo semntico y sintctico (Arnau, 1979). En este caso por tratarse de Bienestar Psicolgico la hiptesis es de divergencia y, por lo tanto, la direccionalidad esperada en el coeficiente de correlacin es negativo o inverso; es decir, a mayor puntaje de Burnout, menor pun-taje de Bienestar Psicolgico.

En el caso del Anlisis Factorial Exploratorio prefijado a 3 factores, se confirmaron los supuestos de suficiencia de la estructura factorial obtenida e independencia entre los factores, ya que por un lado la prueba de adecuacin muestral de Kaiser-Meyer y Olkin (KMO = 0.85) tuvo un puntaje superior al criterio de 0.50 puntos (Pardo & Ruiz, 2005), lo que puede interpretarse inclusive como meritorio (Pea, 2009). El pvalor de la Prueba de Esfericidad de Bartlett (Sig. =0.000), fue menor al criterio de 0.05 puntos, ya que se consider una confianza de 95% (1). Las correlaciones entre factores (Tabla 3) no fueron ni signifi-cativas ni cercanas a 0, a diferencia de lo que sucede con la suma simple de los tems, lo cual incumple con el supuesto de independencia.

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Tabla 3Intercorrelaciones entre los puntajes obtenidos por el mtodo de regresin al factor y la suma simple de tems

Suma Simple Puntaje Factorial

Eficacia Agotamiento Eficacia Agotamiento

Cinismo r -.43 .62 -.06 .01Sig. (bilateral) .000** .000** .39 .85

6

5

4

3

2

1

0

1 2 3Nmero de componente

% Acumulado de S2 = 54,908

Aut

oval

ores

4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16

Figura 1. Grfico de sedimentacin del AFE.

El grfico de sedimentacin (Figura 1) revela que si bien la corrida del Anlisis Factorial Exploratorio fue prefijada a 3 factores dado el carcter confirmatorio del estudio, de haberlo dejado totalmente libre hubiese aparecido igualmente el modelo de 3 factores ya que es hasta este factor que se mantienen los autovalores superiores a 1 (lmite de la

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lnea pespunteada), cumpliendo con el criterio de Gutman-Kaiser para seleccin del nmero de factores dentro del modelo factorial (Morales, 2008). As mismo, es con el modelo trifactorial que se cumple con el criterio de Scree Test de Cattell (Pea, 2009), tambin conocido como el criterio del codo (Hurtado, 2010), puesto que es en este punto donde se encuentra la inflexin o asntota en la acumulacin de auto-valores obtenidos. Finalmente, el porcentaje de varianza explicada por el modelo de 3 factores (ver Tabla 4) supera el lmite de 50% sealado por Morales (2008).

Todo lo anterior confirma entonces la presencia de un modelo trifactorial, tal como lo refleja el modelo terico original del MBI-GS. Ahora, para seguir con la validacin de constructo sobre la base de la informacin interna del instrumento, se verific que la distribu-cin de los tems entre s coincidiera con lo establecido por la tabla de especificaciones del instrumento, a partir de la inspeccin del grfico que representa la ubicacin espacial de cada tem y de cada factor del modelo representado como un vector, as como tambin a partir de su ubicacin en la matriz de componentes rotados obtenidos por medio del Anlisis Factorial Exploratorio con Rotacin Varimax.

En tal sentido, tanto en la Figura 2 como en la Tabla 4 se observa que salvo el tem 1 (vector pespunteado), el resto de los tems man-tienen la ubicacin emprica esperada a partir del constructo terico, validando el mismo. En el caso de este tem, desde el punto de vista te-rico, pertenece a la dimensin Agotamiento Emocional, sin embargo, su ubicacin relativa a partir de las respuestas de los participantes de la muestra lo ubica dentro del cuadrante que representa a los tems de Cinismo.

As mismo, resalta que el tem 13 (marcado con asterisco) coin-cide con la ubicacin terica del instrumento original de Maslach y Jackson (1981), as como la validacin espaola del mismo hecha por Moreno-Jimnez et al. (2001). El tem 12 coincide con la validacin cubana de Oramas et al. (2007).

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0.8

0.4

0

-0.4

-0.8

-0.8 -0.4 0.4 0.80

Facteur 3

Facteur 1

AGOTAMIENTO

p12C*

p13A*

p11C

p09Cp03C

p15Cp08A

p04A

p06A

p05Ep14E

p07E p02E

p16E p10E

p01A

EFICACIA

CINISMO

Figura 2. Grfico de distribucin vectorial - tem x factor.

Los resultados de los indicadores de los supuestos de indepen-dencia, suficiencia y ubicacin relativa de los tems, revelan que la posibilidad de eliminar al tem 6 del instrumento por falta de capacidad discriminativa, queda anulada puesto que en el resto de indicadores internos del instrumento este se comporta dentro de los parmetros esperados. No es as en el caso del tem 1 que internamente deba com-portarse como un tem perteneciente a la dimensin de Agotamiento Emocional y en realidad se comporta como un tem de Cinismo, por lo

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que se recomienda su anulacin al analizarse el Sndrome del Burnout en la poblacin venezolana, para asegurar la debida consistencia semn-tica o de constructo del instrumento.

Tabla 4Matriz de componentes rotados: tems de eficacia

Componente Suma de las saturaciones alcuadrado de la rotacin

Factor 1

Factor 2

Factor 3

% de la varianza

% acumulado de la varianza

Bp16_Eficacia .84

22.84% 22.84%

Bp10_Eficacia .78Bp2_Eficacia .77Bp14_Eficacia .60Bp7_Eficacia .59Bp5_Eficacia .59 -.32Bp15_Cinismo .69

17.01% 39.84%

Bp3_Cinismo .68Bp1_Agotamiento .65Bp9_Cinismo -.36 .59 .33Bp11_Cinismo -.50 .56Bp12_Cinismo* -.45 .53 .37Bp6_Agotamiento .76

15.06% 54.91%Bp4_Agotamiento .71Bp8_Agotamiento .36 .69Bp13_Agotamiento* .57

La inspeccin grfica de la Figura 2 lleva tambin a la reflexin en torno a si la denominacin del Factor 1 debera ser: Eficacia Pro-fesional, Baja Eficacia Profesional o Ineficacia Profesional, la cual ha estado presente en la historia misma del desarrollo del instrumento, tal como lo seala Shirom (2009), pero que en todo caso representa

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las autoevaluaciones de la baja autoeficacia, carencia de logros, falta de productividad e incompetencia. En tal sentido, la ubicacin vectorial de los tems en un cuadrante diferente al de Cinismo y Agotamiento hace que no sea pertinente pensar en trminos negativos con respecto a dicho factor, puesto que dicha proyeccin supondra su anulacin ya que se solapara con los mencionados tems de Cinismo y Agotamiento. Con respecto al supuesto de normalidad (Tabla 5), se observa que salvo en el factor de agotamiento emocional, en la muestra de participantes evaluados no se cumple el mismo ya que el Pvalor (Sig.) obtenido es infe-rior al criterio de .05 puntos, tanto para el puntaje de cada factor como a partir del puntaje factorial por medio de la ecuacin de regresin pertinente segn los coeficientes obtenidos (ver Tabla 5).

Tabla 5Matriz de coeficientes para el clculo de las puntuaciones en las componentes

Factor 1 Eficacia

Factor 2 Cinismo

Factor 3 Agotamiento

Bp2_Eficacia .28 .15 -.03Bp3_Cinismo .10 .36 -.03Bp4_Agotamiento -.04 -.15 .36Bp5_Eficacia .14 -.11 .18Bp6_Agotamiento -.01 -.19 .40Bp7_Eficacia .13 -.08 .10Bp8_Agotamiento .08 .07 .26Bp9_Cinismo .00 .22 .04Bp10_Eficacia .30 .22 -.12Bp11_Cinismo -.03 .23 -.02Bp12_Cinismo -.08 .09 .12Bp13_Agotamiento .00 -.01 .23Bp14_Eficacia .17 -.03 .05Bp15_Cinismo .17 .48 -.18Bp16_Eficacia .31 .19 -.06

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Tabla 6Indicadores del supuesto de normalidad del puntaje total del MBI-GS

Estadstico gl Sig.

Puntaje por dimensin o factor

Suma simple

Cinismo .11 233 .000Eficacia profesional .15 233 .000Agotamiento o Desgaste emocional .07 233 .005

Puntaje factorial

Factor 1: Eficacia .13 233 .000Factor 2: Cinismo .12 233 .000Factor 3: Agotamiento .05 233 .200**

Puntaje final

Sin normalizar

Total Suma tems (tems de Eficacia Rotados)

.09 233 .000

Total Suma Factores (tems de Eficacia Rotados)

.08 233 .002

Normalizados

Log10 Total Suma Factores .06 233 .061**

Log Total Factores: Cinismo + Agotamiento - Eficacia

.06 233 .061**

Se observ que tambin es factible la normalizacin de estos pun-tajes aplicando como constante a cada puntaje su Logaritmo base 10, tanto para el clculo del puntaje total por medio de la rotacin previa de los tems de Eficacia Profesional, como en el caso en que se suma primero el valor del Factor Cinismo y Agotamiento Emocional, para luego restar el valor del Factor de Eficacia Profesional (ver Tabla 6 y Figura 3).

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Total suma tems

20

15

10

5

020

Frec

uenc

ia

30 40 50 60 70 80

Log10 Total suma factores

25

20

15

10

5

01.50

Frec

uenc

ia

1.60 1.70 1.80 1.90

Figura 3. Histogramas del puntaje del MBI-GS calculado como suma simple de los tems y normalizado a partir del LOG10.

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Total suma tems

rxy = -.46 Sig. (Bilateral) = .00

Log10 Total suma factores

rxy = -.46 Sig. (Bilateral) = .00

Figura 4. Dispersigramas entre el puntaje del MBI-GS calculado comosuma simple de los tems y normalizado a partir del LOG10,

conrespecto a la EBP.

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Esta normalizacin permite satisfacer el supuesto de normalidad estadstica que requieren tanto los test psicomtricos, como algunos estadsticos paramtricos, sin que se sacrifique la informacin obtenida ya que se mantiene la posicin relativa de cada participante en rela-cin con el resto de sujetos que pertenecen a la muestra (Magnuson, 2005). En cuanto a la validez divergente del MBI-GS, se observ que la correlacin del MBI-GS con el puntaje general de Bienestar Psicol-gico (ver Figura 4) cumpli con los siguientes criterios: mayor a 0.30, significativo y con direccionalidad inversa, lo cual supone que a mayores puntajes en el MBI-GS, menores puntajes en el EBP se tender a poseer.

Discusin

Los resultados indican que en la muestra estudiada la versin lati-noamericana del MBI-GS, desarrollada por Oramas et al. (2007) es satisfactoria si se prescinde del tem 1: Me siento emocionalmente agotado(a) por mi trabajo, debido a que el mismo posee una carga factorial que lo vincula con los tems de la dimensin de Cinismo y no con la dimensin de Agotamiento Emocional que establece el manual original del instrumento. As mismo, resaltan los casos de los tems 12 y 13, cuyas afirmaciones son: Me siento quemado(a), hastiado(a) de mi trabajo y Slo quiero hacer lo mo y que no me molesten, respectivamente, ya que en el caso del presente estudio se mantiene la posicin sugerida por Oramas et al. (2007), dentro de la dimensin de Cinismo, quizs por el ajuste hecho a la frase, que originalmente sealaba: me siento quemado por mi trabajo, por lo que la incorpora-cin del segmento: hastiado por mi trabajo, hace que se incluya una nocin de aversin y rechazo compatible con el cinismo ms que con el desgaste emocional, como lo seala la versin de Moreno-Jimnez et al. (2001), sobre la cual versa este instrumento.

En cambio, en el caso del tem 13, se mantiene la disposicin del tem dentro de la dimensin de Agotamiento, lo cual resulta lgico dado que su contenido no fue sometido a cambio alguno por parte de

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Oramas et al. (2007). La diferencia quizs dependa, tal como se seal anteriormente, del tamao y la homogeneidad de la muestra, ya que todos los participantes se encontraban en la sala de Clnica Ocupa-cional del Instituto Nacional de Salud de los Trabajadores (INSAT) y posiblemente provengan de una misma categora profesional, cuya visin sobre el trabajo en equipo sea igualmente particular, o final-mente por las diferencias socio econmicas y culturales, propias del sistema econmico particular de la isla de Cuba, que la distinguiran del resto de las muestras estudiadas. Por ello se recomienda mayores estudios al respecto de tipo comparativo, y salvando el tema del tamao y la homogeneidad de la muestra.

Con respecto a la confiabilidad, se observa que los valores encon-trados son adecuados aunque levemente diferentes a lo que, de acuerdo con Oramas et al. (2007), ha sido la tendencia tradicional en el estudio del MBI-GS. En este caso la dimensin de Cinismo no result ser la menos favorecida de las tres dimensiones sino, por el contrario, fue la de mayor puntaje en el coeficiente de consistencia interna alfa de Cronbach. As mismo, Agotamiento Emocional tampoco result ser, en comparacin con la tradicin, la dimensin con mayor consistencia interna, sino ms bien la menor, aunque siempre dentro de los parme-tros establecidos como satisfactorios.

Como valor agregado del estudio se explora la existencia de la normalidad en las distribuciones, aspecto que en los estudios previos analizados no fue realizado, pero cuya importancia es capital para ase-gurar la mxima discriminacin interna de los sujetos con respecto al continuo subyacente de capacidad y para asegurar la continuidad mtrica de la variable Burnout. En tal sentido se recomienda realizar este tipo de anlisis a la hora de validar y, cuando este supuesto no se asegure, se reco-mienda su normalizacin al aplicar el Log10 sobre cada puntaje obtenido.

Importante tambin es la ampliacin del proceso de validacin al uso de indicadores externos al propio test, que en este caso supuso la vali-dacin divergente del instrumento. Finalmente, se presentan evidencias empricas que justifican la denominacin de Baja Eficacia Profesio-nal, en contraposicin con la denominacin de Ineficacia Profesional,

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yaque representan dimensiones diferenciales y suponer una inversin de la direccionalidad del vector significara la prdida del factor al solaparse sus tems dentro del factor de Agotamiento Emocional y Cinismo.

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Recibido: 31 de julio, 2011Aceptado: 30 de octubre, 2011

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