4. Estudio de validez factorial del síndrome de Burnout y engagement en estudiantes universitarios de ingeniería

Jaime Alfonso León Duarte1, Luis Felipe Romero Dessens2, Jaime Olea Miranda3

Universidad de Sonora, México

En la actua­li­dad, pocos cues­tio­nan que el estrés deri­va­do de la rea­li­za­ción del tra­ba­jo es una de las prin­ci­pa­les cau­sas de enfer­me­da­des labo­ra­les y ausen­tis­mo así como cau­sa de acci­den­tes. El sín­dro­me de Bur­nout, defi­ni­do como una res­pues­ta al estrés labo­ral cró­ni­co, ha cobra­do pro­ta­go­nis­mo debi­do a los cam­bios en el entorno socio­eco­nó­mi­co y en el mer­ca­do labo­ral. Entre estas trans­for­ma­cio­nes se encuen­tran los cam­bios en la estruc­tu­ra de los sec­to­res eco­nó­mi­cos, ori­gen de un fuer­te cre­ci­mien­to del sec­tor ser­vi­cios, así como la apa­ri­ción de nue­vas for­mas orga­ni­za­ción carac­te­ri­za­das por la nece­si­dad de tra­ba­jar más tiem­po en con­tac­to con per­so­nas que per­te­ne­cen o no (clien­tes y/o usua­rios) a la orga­ni­za­ción.

El desa­rro­llo del con­cep­to de Bur­nout4 como fenó­meno psi­co­ló­gi­co tie­ne su ori­gen en Esta­dos Uni­dos aso­cián­do­se a los tra­ba­jos rea­li­za­dos por Freu­den­ber­ger a media­dos de la déca­da de 1970. La inves­ti­ga­ción sobre este sín­dro­me se ini­ció como resul­ta­do de los pro­ce­sos obser­va­dos que inci­tan las emo­cio­nes y la for­ma en que las per­so­nas hacen fren­te a ellas (Mas­lach y Jack­son, 1986).

Para Mas­lach y Jack­son (1981) el sín­dro­me de Bur­nout es un pro­ce­so que sur­ge como con­se­cuen­cia del estrés labo­ral cró­ni­co; en él se com­bi­nan varia­bles de carác­ter indi­vi­dual, social y orga­ni­za­cio­nal. Se tra­ta de un sín­dro­me con con­no­ta­cio­nes afec­ti­vas nega­ti­vas que afec­ta al tra­ba­ja­dor a dis­tin­tos nive­les (per­so­nal, social y labo­ral). Una defi­ni­ción actua­li­za­da y amplia­men­te acep­ta­da del tér­mino es la pro­pues­ta por Mas­lach, Schau­fe­li y Lei­ter (2001), quie­nes lo defi­nen como una res­pues­ta pro­lon­ga­da a estre­so­res cró­ni­cos a nivel per­so­nal y rela­cio­nal en el tra­ba­jo deter­mi­na­da a par­tir de las dimen­sio­nes cono­ci­das como ago­ta­mien­to, cinis­mo e inefi­ca­cia pro­fe­sio­nal.

Por otra par­te, des­de la pers­pec­ti­va de la psi­co­lo­gía posi­ti­va, se ha dado impul­so a la bús­que­da de los polos posi­ti­vos de los sen­ti­mien­tos en el tra­ba­jo dan­do ori­gen al con­cep­to de enga­ge­ment5, un cons­truc­to que sur­ge ori­gi­nal­men­te como opues­to al Bur­nou­ten el tra­ba­jo. Sin embar­go, estu­dios pos­te­rio­res (Schau­fe­li y Bak­ker, 2002; Gon­za­lez-Romá, Schau­fe­li, Bak­ker y Llo­ret, 2006) sugie­ren que se tra­ta de dos dimen­sio­nes dife­ren­tes de un mis­mo con­ti­nuo. El enga­ge­men­tse ha defi­ni­do (Schau­fe­li, Sala­no­va, Gon­zá­lez-Romá y Bak­ker, 2002) como un cons­truc­to moti­va­cio­nal posi­ti­vo rela­cio­na­do con el tra­ba­jo que está carac­te­ri­za­do por el vigor, dedi­ca­ción y absor­ción.

El vigor se carac­te­ri­za por altos nive­les de ener­gía mien­tras se tra­ba­ja, de per­sis­ten­cia y de un fuer­te deseo de esfor­zar­se en el tra­ba­jo. La dedi­ca­ción se mani­fies­ta por altos nive­les de sig­ni­fi­ca­do per­so­nal en torno al tra­ba­jo, entu­sias­mo, ins­pi­ra­ción, orgu­llo y reto rela­cio­na­dos con la acti­vi­dad que se rea­li­za. Por últi­mo, laab­sor­ción, se carac­te­ri­za por la con­cen­tra­ción ple­na al rea­li­zar un tra­ba­jo, mien­tras se tie­ne la sen­sa­ción de que el tiem­po pasa volan­do y dejar­se lle­var por el tra­ba­jo (Sala­no­va, Cifré, Llo­rens, Pei­ró y Grau, 2006).

Sin embar­go, a pesar de la abun­dan­te inves­ti­ga­ción que el estu­dio del sín­dro­me de Bur­nout, y recien­te­men­te del enga­ge­ment, ha gene­ra­do en el ámbi­to de la psi­co­lo­gía del tra­ba­jo y las orga­ni­za­cio­nes, la evi­den­cia empí­ri­ca de los mode­los expli­ca­ti­vos del mis­mo es muy limi­ta­da, al menos, en dos pla­nos. Por un lado, las defi­ni­cio­nes pro­pues­tas en el plano con­cep­tual, en la mayo­ría de los casos resul­tan poco ope­ra­ti­vas, y por otro, a nivel meto­do­ló­gi­co, la eva­lua­ción pre­ci­sa del Bur­nout y enga­ge­ment resul­ta dis­cu­ti­ble res­pec­to al mane­jo mate­má­ti­co y esta­dís­ti­co de los ins­tru­men­tos de eva­lua­ción por lo que con­si­de­ra­mos es difí­cil expli­car un sín­dro­me y plan­tear posi­bles solu­cio­nes a los fac­to­res que lo oca­sio­nan si éste no se eva­lúa con rigu­ro­si­dad, cla­ri­dad y efi­cien­cia.

Variables que influyen en el desarrollo del Burnout

Las tres dimen­sio­nes del Bur­nout se rela­cio­nan, de dife­ren­te mane­ra, con varia­bles encon­tra­das en el lugar de tra­ba­jo. El can­san­cio emo­cio­nal y la des­per­so­na­li­za­ción tien­den a sur­gir a par­tir de la pre­sen­cia de la sobre­car­ga de tra­ba­jo y de los con­flic­tos socia­les mien­tras que la difi­cul­tad para la rea­li­za­ción per­so­nal se desa­rro­lla más cla­ra­men­te a par­tir de la esca­sez de recur­sos para lle­var­lo a cabo; por ejem­plo, fal­ta de infor­ma­ción crí­ti­ca, de herra­mien­tas nece­sa­rias o de tiem­po. Las dife­ren­tes com­bi­na­cio­nes de las tres dimen­sio­nes pro­vo­can diver­sos patro­nes en el ambien­te labo­ral y en el ries­go de sufrir Bur­nout (Véa­se Figu­ra 1). El impac­to con­cep­tual del mode­lo de Mas­lach se encuen­tra en la dimen­sión de des­per­so­na­li­za­ción, vis­to des­de el con­tex­to inter­per­so­nal, ya que el indi­vi­duo que pade­ce el sín­dro­me res­pon­de a las per­so­nas de mane­ra nega­ti­va y se ale­ja de las situa­cio­nes labo­ra­les estre­san­tes (Sala­no­va, Schau­fe­li, Llo­rens, Pei­ró y Grau, 2000).

Figura 1: Dimensiones del Burnout. Tomado de Salanova, et al. (2000).

El desa­rro­llo del sín­dro­me de Bur­nout depen­de bási­ca­men­te de tres tipos de fac­to­res: varia­bles indi­vi­dua­les, socia­les y orga­ni­za­cio­na­les (Bre­só, Sala­no­va y Schau­fe­lli, 2002).

• Varia­bles indi­vi­dua­les. El géne­ro pare­ce ser una varia­ble que dife­ren­cia las pun­tua­cio­nes en Bur­nout entre hom­bres y muje­res, sobre todo en las dimen­sio­nes de ago­ta­mien­to e inefi­ca­cia pro­fe­sio­nal. Las muje­res pun­túan más alto en ago­ta­mien­to y en inefi­ca­cia pro­fe­sio­nal que los hom­bres; en cam­bio, algu­nos estu­dios han pues­to de mani­fies­to la ten­den­cia de los hom­bres a mos­trar más acti­tu­des nega­ti­vas hacia el tra­ba­jo.
• Varia­bles socia­les. La impor­tan­cia de varia­bles de carác­ter social como el apo­yo social se hace mani­fies­ta, ya que éste hace refe­ren­cia a la ayu­da real o per­ci­bi­da que el tra­ba­ja­dor obtie­ne de las redes socia­les (com­pa­ñe­ros, ami­gos, fami­lia­res, etc.).
• Varia­bles orga­ni­za­cio­na­les. Las varia­bles per­so­na­les y socia­les pue­den afec­tar a la apa­ri­ción del Bur­nout mien­tras las varia­bles orga­ni­za­cio­na­les, bási­ca­men­te aque­llas vin­cu­la­das al desem­pe­ño del pues­to de tra­ba­jo, lo des­en­ca­de­nan. De esta mane­ra, fac­to­res como el con­te­ni­do del pues­to o el cli­ma orga­ni­za­cio­nal, pue­den con­ver­tir­se en des­en­ca­de­nan­tes del sín­dro­me de Bur­nout y debe­rán tener­se en cuen­ta a la hora de dise­ñar la pre­ven­ción psi­co­so­cial a nivel pri­ma­rio (Véa­se Figu­ra 2).

Figura 2: Factores que propician el Burnout. Tomado y traducido de Schaufeli y Enzmann (1998).

Instrumentos utilizados en la medición del Burnout y engagement

Exis­ten dife­ren­tes ins­tru­men­tos de medi­da o eva­lua­ción del sín­dro­me de Bur­nout pero el más uti­li­za­do es el Mas­lach Bur­nout Inven­tory (MBI), pro­pues­to por Mas­lach y Jack­son en 1981 y del cual exis­ten dife­ren­tes ver­sio­nes. Depen­dien­do de la ver­sión y len­gua­je, se dan varia­cio­nes en el núme­ro total de ítems; sin embar­go, en cual­quie­ra de éstas se pue­den dife­ren­ciar tres subes­ca­las rela­cio­na­das a las tres dimen­sio­nes que con­for­man el sín­dro­me.

La estruc­tu­ra gene­ral de las dife­ren­tes varian­tes del MBI y de los ins­tru­men­tos de medi­da de enga­ge­ment está com­pues­ta por una secuen­cia de ítems que hacen uso de una esca­la de fre­cuen­cia de tipo Likert de sie­te valo­res (usual­men­te de cero a seis). En la con­cep­ción tra­di­cio­nal, para inter­pre­tar los resul­ta­dos del test las pun­tua­cio­nes de cada dimen­sión (para Bur­nout, agotamiento–cinismo-eficacia pro­fe­sio­nal y para enga­ge­ment, vigor–dedicación-absorción), es nece­sa­rio sumar las pun­tua­cio­nes obte­ni­das en cada uno de los ítems que per­te­ne­cen a cada esca­la y divi­dir el resul­ta­do por el núme­ro de ítems que englo­ba la esca­la.

El obje­ti­vo­del pre­sen­te estu­dio es veri­fi­car la vali­dez fac­to­rial de las adap­ta­cio­nes al cas­te­llano de los ins­tru­men­tos de eva­lua­ción para el sín­dro­me de Bur­nout y enga­ge­ment por medio del aná­li­sis esta­dís­ti­co mul­ti­va­ria­ble (aná­li­sis fac­to­rial), uti­li­zan­do para ello una mues­tra de estu­dian­tes de dife­ren­tes escue­las den­tro de la facul­tad de inge­nie­ría en la Uni­ver­si­dad de Sono­ra, Méxi­co.

Método

Participantes

La mues­tra de estu­dio estu­vo com­pues­ta por 460 estu­dian­tes de la facul­tad de inge­nie­ría (civil, indus­trial, quí­mi­ca y minas); del total, el 26.9% per­te­ne­cen al sexo feme­nino y el 73.1% al sexo mas­cu­lino; la edad pro­me­dio de los encues­ta­dos fue de 21.34 años con una des­via­ción están­dar de 2.7 y ran­gos de edad entre 18 y 55 años. En pro­me­dio, al momen­to de la encues­ta los estu­dian­tes par­ti­ci­pan­tes tenían cur­sa­dos 2.8 años de sus estu­dios.

Instrumentos

Para la eva­lua­ción del sín­dro­me de Bur­nout, los datos fue­ron reco­gi­dos median­te la adap­ta­ción al cas­te­llano del Mas­lach Bur­nout Inven­tory-Gene­ral Sur­vey (MBI-GS) (Sala­no­va, et al., 2000). Este cues­tio­na­rio cons­ta de 15 ítems, que se dis­tri­bu­yen en tres subes­ca­las deno­mi­na­das, efi­ca­cia pro­fe­sio­nal (6 ítems), ago­ta­mien­to (5 ítems) y cinis­mo (4 ítems). Los suje­tos valo­ran cada ítem median­te una esca­la Likert en la que se indi­ca la fre­cuen­cia con la que han expe­ri­men­ta­do la situa­ción des­cri­ta. Esta tie­ne sie­te gra­dos que van de 0 (Nun­ca) a 6 (Todos los días). De esta mane­ra, bajas pun­tua­cio­nes en efi­ca­cia pro­fe­sio­nal y altas pun­tua­cio­nes en ago­ta­mien­to y cinis­mo supo­nen una exis­ten­cia mayor del sín­dro­me de Bur­nout. Los valo­res de fia­bi­li­dad de las esca­las según alfa de Cron­bach obte­ni­dos en el estu­dio fue­ron de 0.836 para ago­ta­mien­to, 0.829 para cinis­mo y 0.730 para­efi­ca­cia pro­fe­sio­nal.

Para el ins­tru­men­to de eva­lua­ción del nivel de enga­ge­ment, los datos fue­ron reco­gi­dos median­te la Esca­la de Enga­ge­mentLa­bo­ral de Sala­no­va (2000) redu­ci­da a 15 ítems, los cua­les expre­san tres dimen­sio­nes: vigor (5 ítems), dedi­ca­ción (5 ítems) y absor­ción (5 ítems). Los suje­tos valo­ran cada ítem del cues­tio­na­rio median­te una esca­la Likert en la que se indi­ca la fre­cuen­cia con la que han expe­ri­men­ta­do la situa­ción des­cri­ta. Esta esca­la tie­ne sie­te gra­dos que van de 0 (Nun­ca) a 6 (Todos los días). Los valo­res de fia­bi­li­dad de las esca­las según alfa de Cron­bach obte­ni­dos en el estu­dio fue­ron de 0.888 para vigor, 0.706 para dedi­ca­ción y 0.796 para­ab­sor­ción.

Procedimiento

Los datos fue­ron reco­gi­dos por los auto­res y cola­bo­ra­do­res selec­cio­nan­do a los suje­tos de mane­ra alea­to­ria median­te la dis­tri­bu­ción de 520 cues­tio­na­rios (corres­pon­dien­tes al 19.8% de la pobla­ción), de los cua­les, fue­ron entre­ga­dos debi­da­men­te con­clui­dos 460, obte­nién­do­se un por­cen­ta­je de res­pues­ta de 88.46%.

El aná­li­sis de los datos se reali­zó median­te el uso del paque­te esta­dís­ti­co SPSS ver­sión 18 para Win­dows y la estruc­tu­ra fac­to­rial del cues­tio­na­rio se eva­luó median­te aná­li­sis fac­to­rial. Ésta téc­ni­ca esta­dís­ti­ca per­mi­te resu­mir la infor­ma­ción con­te­ni­da en un con­jun­to de varia­bles (ítems) median­te un núme­ro redu­ci­do de fac­to­res los cua­les repre­sen­tan a las varia­bles ori­gi­na­les, con una pér­di­da míni­ma de infor­ma­ción. Se empleó el méto­do de com­po­nen­tes prin­ci­pa­les con rota­ción Vari­max para su extrac­ción y se retu­vie­ron aque­llos con auto­va­lo­res (eigen­va­lues) mayo­res que 1.00 (Ehren­berg, 1982). Para asig­nar los ítems a los fac­to­res se con­si­de­ra­ron las car­gas fac­to­ria­les igua­les o mayo­res que 0.50. Los valo­res obte­ni­dos de media arit­mé­ti­ca y des­via­ción están­dar de cada ítem del cues­tio­na­rio se pre­sen­tan en la Tabla 1.

Tabla 1. Media y desviación típica para cada ítem de la encuesta.

 

Resultados

Síndrome de Burnout

Antes de rea­li­zar el aná­li­sis fac­to­rial se con­si­de­ra­ron algu­nos cri­te­rios para valo­rar la via­bi­li­dad del mis­mo; el deter­mi­nan­te de la matriz de corre­la­cio­nes alcan­zó un valor de 0.00039, la prue­ba Kai­ser Meyer Olkin (KMO) de ade­cua­ción de la mues­tra fue de 0.811, y la prue­ba de esfe­ri­ci­dad de Bartlett arro­ja un valor crí­ti­co sig. de 0.00, por lo que se ase­gu­ra que los datos se pue­den uti­li­zar para el aná­li­sis fac­to­rial (Ehren­berg, 1982).

Con base en el manual del MBI que asu­me la inde­pen­den­cia de los fac­to­res, se empleó el méto­do de com­po­nen­tes prin­ci­pa­les con rota­ción Vari­max. Como se apre­cia en la Tabla 2 se obtu­vie­ron 3 fac­to­res con auto­va­lo­res (eigen­va­lue) mayo­res a 1, que expli­ca­ron 57.83% de la varian­za total.

Tabla 2. Factores reducidos para Burnout y engagement.

A. Sín­dro­me de Bur­nout
Com­po­nen­te	Auto­va­lo­res ini­cia­les			Suma de las satu­ra­cio­nes al cua­dra­do de la rota­ción
	Total	% de la varian­za	% acu­mu­la­do	Total	% de la varian­za	% acu­mu­la­do
1	4.124	27.495	27.495	3.096	20.639	20.639
2	2.611	17.407	44.902	2.981	19.876	40.515
3	1.939	12.928	57.830	2.597	17.315	57.830
4	0.956	6.374	64.204
B. Enga­ge­ment
Com­po­nen­te	Auto­va­lo­res ini­cia­les			Suma de las satu­ra­cio­nes al cua­dra­do de la rota­ción
	Total	% de la varian­za	% acu­mu­la­do	Total	% de la varian­za	% acu­mu­la­do
1	6.233	41.551	41.551	4.361	29.072	29.072
2	1.857	12.380	53,930	2.768	18.453	47.525
3	1.432	9.547	63.477	2.393	15.952	63.477
4	0.838	5.590	69.067

De igual mane­ra, la Figu­ra 3 mues­tra el grá­fi­co de com­po­nen­tes obte­ni­dos en SPSS des­pués de la rota­ción Vari­max, en apre­cian­do la exis­ten­cia de tres fac­to­res cla­ra­men­te dife­ren­cia­dos.

Figura 3: Gráfico de componentes rotados obtenidos en SPSS para Burnout.

Toman­do como cri­te­rio asig­nar un ítem al fac­tor en el que pre­sen­ta­ra una car­ga fac­to­rial mayor de 0.50, en el Fac­tor I (20.639% de la varian­za) se agru­pa­ron los ítems 1, 2, 3, 4 y 6, que esti­man ago­ta­mien­to. En el Fac­tor II (19.876% de la varian­za) se agru­pa­ron los ítems 8, 9, 13 y 14 corres­pon­dien­tes a cinis­mo. Los ítems de la subes­ca­la que mide efi­ca­cia pro­fe­sio­nal (ítems 5, 7, 10, 11, 12 y 15) se agru­pa­ron en el Fac­tor III (17.315% de la varian­za) (Véa­se Tabla 3).

Tabla 3. Matrices de componentes rotados con rotación Varimax para Burnouty engagement.

Ítems corres­pon­dien­tes al sín­dro­me de Bur­nout				Ítems corres­pon­dien­tes a enga­ge­ment
Ítem	Com­po­nen­te			Ítem	Com­po­nen­te
	1	2	3		1	2	3
1	0.743	0.247	0.032	1	0.668	0.301	0.149
2	0.857	0.028	0.050	2	0.642	0.399	-0.138
3	0.608	0.402	-0.071	3	0.705	0.323	0.000
4	0.736	-0.041	-0.076	4	0.793	0.118	0.181
5	0.203	-0.412	0.570	5	0.756	0.134	0.229
6	0.836	0.135	-0.038	6	0.613	0.015	0.454
7	0.137	-0.023	0.592	7	0.660	0.230	0.317
8	0.183	0.830	-0.158	8	0.710	0.260	0.114
9	0.170	0.834	-0.158	9	0.356	-0.080	0.658
10	-0.201	0.225	0.729	10	0.145	-0.008	0.897
11	-0.086	-0.033	0.783	11	-0.095	0.486	0.674
12	-0.045	-0.198	0.684	12	0.188	0.732	0.188
13	0.159	0.726	0.004	13	0.305	0.839	-0.041
14	0.025	0.736	-0.067	14	0.396	0.725	-0.049
15	-0.048	-0.158	0.489	15	0.217	0.502	0.465

En la Tabla 4 se reco­gen la media, la des­via­ción típi­ca y el valor alfa de Cron­bach para las subes­ca­las del MBI-GS. La media para el nivel efi­ca­cia pro­fe­sio­nal fue 3.93 (DT=1.82), para ago­ta­mien­to 2.48 (DT=1.25) y para cinis­mo 1.51 (DT=1.12).

Tabla 4. Estadísticos obtenidos para Burnout y engagement.

	Sín­dro­me de Bur­nout			Enga­ge­ment
Esta­dís­ti­co	Efi­ca­cia pro­fe­sio­nal	Ago­ta­mien­to	Cinis­mo	Vigor	Dedi­ca­ción	Absor­ción
Media (M)	3.93	2.48	1.51	3.43	3.99	3.09
Des­via­ción típi­ca (DT)	1.82	1.25	1.12	2.22	2.85	2.51
Alfa de Cron­bach	0.730	0.836	0.829	0.888	0.706	0.796

Engagement

Antes de rea­li­zar el aná­li­sis fac­to­rial se con­si­de­ra­ron algu­nos cri­te­rios para valo­rar la via­bi­li­dad del mis­mo: el deter­mi­nan­te de la matriz de corre­la­cio­nes alcan­zó un valor de 0.00039; la prue­ba Kai­ser Meyer Olkin (KMO) de ade­cua­ción de la mues­tra fue de 0.874, y la prue­ba de esfe­ri­ci­dad de Bartlett arro­ja un valor crí­ti­co sig. de 0.00, por lo que se ase­gu­ra que los datos se pue­den uti­li­zar para el aná­li­sis fac­to­rial (Ehren­berg, 1982).

Se empleó el méto­do de com­po­nen­tes prin­ci­pa­les con rota­ción Vari­max. Como se apre­cia en la Tabla 2; se obtu­vie­ron 3 fac­to­res con auto­va­lo­res (eigen­va­lue) mayo­res a 1 que expli­ca­ron 63.48% de la varian­za total. Toman­do como cri­te­rio asig­nar un ítem al fac­tor en el que pre­sen­ta­ra una car­ga fac­to­rial mayor de 0.50, en el Fac­tor I (29.072% de la varian­za) se agru­pa­ron los ítems 1, 2, 3, 4, 5 y 6, 7 y 8 que esti­man nor­mal­men­teel vigor. En el Fac­tor II (18.453% de la varian­za) se agru­pa­ron los ítems 9, 10 y 11, corres­pon­dien­tes a dos de los ítems de la subes­ca­la que mide dedi­ca­ción. Los ítems 12, 13, 14 y 15) corres­pon­dien­tes a 4 de los 5 ítems que miden la absor­ción se agru­pa­ron en el Fac­tor III (15.952% de la varian­za) (Véa­se Tabla 3).

De igual mane­ra, la Figu­ra 4 mues­tra el grá­fi­co de com­po­nen­tes obte­ni­dos en SPSS des­pués de la rota­ción Vari­max. Como se pue­de apre­ciar, la ima­gen no mani­fies­ta cla­ra­men­te la exis­ten­cia de agru­pa­cio­nes fac­to­ria­les entre las varia­bles.

Figura 4: Gráfico de componentes rotados obtenidos en SPSS para engagement.

En la Tabla 4 se reco­ge la media, la des­via­ción típi­ca y el valor alfa de Cron­bach para las subes­ca­las de enga­ge­ment. La media para el fac­tor vigor fue 3.43        (DT = 2.22), para dedi­ca­ción 3.99 (DT = 2.85) y para absor­ción 3.09 (DT = 2.51).

Conclusiones

A par­tir de los resul­ta­dos del aná­li­sis fac­to­rial explo­ra­to­rio ini­cial (Tabla 2) se pue­de con­cluir que la adap­ta­ción al cas­te­llano del MBI-GS pre­sen­ta tres fac­to­res, que de mane­ra glo­bal mues­tran una estruc­tu­ra y com­po­si­ción de la solu­ción fac­to­rial simi­lar a la ofre­ci­da por el manual. Esto es, se ha obte­ni­do un fac­tor que agru­pa los ítems que miden ago­ta­mien­to (Fac­tor I), uno don­de se agru­pan los ítems que miden Cinis­mo (Fac­tor II) y un fac­tor que mide efi­ca­cia pro­fe­sio­nal (Fac­tor III).

Los fac­to­res apa­re­cen dife­ren­cia­dos de mane­ra cla­ra con rela­ción a su uni­di­men­sio­na­li­dad y orto­go­na­li­dad. Por tan­to, se pue­de con­cluir que los tres fac­to­res obte­ni­dos son simi­la­res a los seña­la­dos en el manual y que la estruc­tu­ra fac­to­rial de la ver­sión en espa­ñol es simi­lar a la estruc­tu­ra fac­to­rial de la esca­la ori­gi­nal.

En rela­ción a la fia­bi­li­dad del ins­tru­men­to de eva­lua­ción de enga­ge­ment, los resul­ta­dos del estu­dio indi­can que la adap­ta­ción al cas­te­llano del cues­tio­na­rio no es con­fia­ble debi­do a la dis­tri­bu­ción fac­to­rial obte­ni­da aún cuan­do se cum­ple la pre­mi­sa de exis­ten­cia de tres fac­to­res, uno de ellos (Fac­tor I) agru­pa tres ítems (6, 7 y 8) que se supo­ne debe­rían per­te­ne­cer al Fac­tor II, el cual a su vez agru­pa un ítem (11) que debe­ría per­te­ne­cer al Fac­tor III.

No obs­tan­te las con­clu­sio­nes obte­ni­das, hay que tener pre­sen­te que los resul­ta­dos pue­den estar influi­dos por las par­ti­cu­la­ri­da­des de la mues­tra uti­li­za­da para vali­da­ción, por ello deben ser repli­ca­dos en futu­ros estu­dios median­te aná­li­sis fac­to­rial con­fir­ma­to­rio. Aún así, éstos tie­nen gran valor, pues pro­por­cio­nan un ins­tru­men­to para eva­luar el sín­dro­me de Bur­nout lo que con­tri­bui­rá a pre­ve­nir algu­nos de los prin­ci­pa­les ries­gos psi­co­so­cia­les de dife­ren­tes acti­vi­da­des, per­mi­ti­rá dis­mi­nuir el ausen­tis­mo, así como incre­men­tar la cali­dad de vida de los tra­ba­ja­do­res.

De igual mane­ra, el con­tar con un ins­tru­men­to con­fia­ble para la medi­ción del gra­do de com­pro­mi­so labo­ral (enga­ge­ment) cons­ti­tui­ría una herra­mien­ta exce­len­te para eva­luar con­di­cio­nes labo­ra­les actua­les, así como para esta­ble­cer meca­nis­mos de vali­da­ción de mejo­ras en las con­di­cio­nes, polí­ti­cas y pro­ce­di­mien­tos de tra­ba­jo de una orga­ni­za­ción y su corres­pon­den­cia con la satis­fac­ción labo­ral.

Referencias

Notas