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Evoluoción de los corocterr$icos socioombientoles y los relociones personoes en dversos contex-iosr ftobojo, forniLio, cenlros e4olores y cenlros penilencioros

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Evo uoción de los respuestos cogniiivos, f siológcos y moioros de onsedod onie siluociones de lovido cotdiono,

JAS,"lnventorio de Aciividod de Jenkins(C, D. lenkins, S, L Z\Fonski y R, H, Rosennon)

Aprecio e potrón de conducto 'Iipo A" corocterístico oe perso'tos con 'iesgo de problemoscordiovosculores.. junto con ottos tres escolos oflnest Ropidez e impociencio, lmpicociÓn en ellr^hnió a l*n' rls v d'rn¡omncliiividOd,

MPS. Escolo de l¡loiivociones Psicosocioles(J.1. Fenóndez Seoto)

EvoLuoción de o gunos foctores y componentes de los molivoclones en eJ mundo loborol'

STAI. Cue$ionorio de Ansiedod Estodo/Rosgo/a n C^iÁlh6'.'6r D I É.yct ¡h r¡D F l|<honpl' \ w . e . l P t c t w o t v e t ¡ | r \ ' L r w r " w t ' v )

Auloevoluoción de o onsiedod como estodo fonstorio y como rosgo loienle

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¡srnÉs LABoRAL AStsrENctAL

C, Maslach y S, E.Jackson

MANUAL

puBLtcActoNEs DE psrcoLoeh nplclolSerie menor núm. 21 I

Publicado por TEA Ediciones, S.A., según acuerdo especial con el propietano original,CPP, Corusurlruc PsycHorocrsrs Pnrss, 1ruc., Plro Arro, Crurontn, USA,

que se reserva lodos los derechos

MADRID 1997

' i ' r

.44

fitulo original:<Maslach Burnout Inventory, Manualr, Christina Maslach y Susan E. Jackson.

Consulting Psychologists Press, Inc., Palo Alto, California.

La adaptación española de la prueba, los esludiosestadísticos y la redacción del Manual han sido realizadospor Nicolás Seisdedos, técnico del Departamento l+Dde TEA Ediciones, S.4..

Copyrighl O 1986 by CPP, Consulting Psychologists Quedan rigurosamenle prohibidas, sin la aulor¡zac¡ón escrilaPress, Palo Alto, California, USA. de los titulares del"Copyright', bajo las sanciones eslablecidas en

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LS.B.N.: 84 - 7174 - 452 - X. alquiler o próstamo públicos.Depósito legal: l\4 - 15.218 ' 1997. .. i¡ r.'

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Edita: TEA Ediciones, S.A.; Fray Bernardino de Sahagún, 24 - 28036 Madr¡d

. Printed ¡n Spa¡n. lmpreso en España por lmp. Casillas, Agustín Calvo, 47, 28043 Madrid

ICEÍND

rNtnooucclóN

2 .

1 . opscnrpclóN GENERAL1.1. Ficha técnica1.2. Fundamentos y datos históricos1.3. Material para la aolicación

NORMAS DE APLICACIÓN Y CORRECCIÓN ..................2.1. Norrnas generales .. . . . . . . . . . : . . . . . . . . . . . . . .2.2. Obtención de Ias puntuaciones .. . . . . . . . . . . . . . . .

3 JUSTIFICACION ESTADISTICA3.1. Estudios originales...,3.2. Adaptación esoañola3.3. Análisis de elementos3.4. Capacidad discriminativa de las escalas3.5. Fiabilidad3.6. Validez3.7. Otros estudios espaioles3. 8. Su gerencras para invest igaciones futuras . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .3.9. Estrés laboral asistencial en docentes.

NORMAS INTERPRETATIVAS ..,...........,..4.1 . Muestra normativa4.2. Criterios para la interpretación ...............

Tabla de Baremos

BIBLIOGRA-F'ÍA

7779

101011

12t213I4192022252629

3 1

3 134

4 .

\- ' 'a :

INTRODUCCIÓN

Los profesionales de instituciones de serwicios socia-les, sanitarios y educativos se ven forza-dos a implicarse durante muchas ho.as !ffi p-iobÉ;;s y preocupá¿ioherdé Iás--personas conlas. clue se relacionan profesiona lmente. Frecuentemente, /a

- interáccióm del pfofes-i6Fá1 con elsujeto se centiá en los problemas actuales de éste rsalud. hib"ne m endielá¡Íbñe-f pd6ón ales olaborales, etc.), y éstos vienen cargados con muy diversos sentimientos, tales cono la preocupa-ción, el miedo, el rechazo, el odio, la desesperación, etc.

Por otra parte, como 4,o s.iglqprg ,9g o=bvia ia solución a estos problemas ni fácilmente alcanza-ble, esa interacción ael pr;T.s-ió"ai-c; el sujeto se hace ambigua y frustrante. En consecuencia,el profesional que continuamente trabaja con péisonas en esa labor asistenciál va acumulandoun estrés crónico que puede qa-nsarl e emssiotalm*ente ¡ frnalmente, llevarle a una situación deagotado o quemadn. Por todo esto, y para evitar el término inglés (burnout) que ha comenzado aentrar v extenderse en el ambiente universitarió, parece preferible denominar este constructocon la siguiente perífrasis: síndrome del estrés Iaboral asistencial.

El término inglés .burnout" alude a esa disfunción descrita en los párrafos anteriores.A:rtes de entrar en Ia terninología psicológica, el término se empleaba entre los atletas y depor-tistas para aludir a ese estado en que Ia persona no logra los resultados esperados de unentrenaniento a fondo. El término pasa luego a la problemática de los servicios sociales, y laautora C. Maslach lo dio a conocer en el ambiente psicológico en 1977 en una convención de laAPA (Asociación Americana de Psicólogos). El síndrome del quemado conlleva los síntomas de.agotamienLo enrocional. i"rp.gl:9¡glzes|on y disnrnución {e..!a. reali4aqip¡ person¿rl. y puedeaParecer prlncrpahtente en prolesionales que trabajan con personas y se implican en los proble-mas de éstas. Cuando se dice que este profesional está quemado se indica que la situación(familiar, social o laboral) le ha sobrepasado y ha quedado reducida su capacidad de adaptación.

Puede ser variada la óasuística y el conjunto de variabies que intervienen en el proceso dedesgaste que ocurre en el profesional, pero en los párrafos que siguen dichas variables secondensan en los tres aspectos que intenta apreciar la presente prueba, el Inventario de Maslach(MBI).

Una de las primeras claves del síndrome es el incremento del cansancio emocional. Cuan-do la fuerza o capital emocional se va consumiendo, el profesional ve cómo se vacía su capacidadde entrega a los demás, tanto desde un nivel personal como psicológico.

Otro aspecto rlel síndrome es Ia despersonalización, es decir, Ia aparición de unos senti-mientos v actitudes negativas y cínicas acerca del sujeto con el que trabaja. Este proceso deendurecimiento, o incluso de deshumanización, en relación con sus casos lleva a los profesiona-les a considerar que esas personas son algo o bastante merecedoras de sus problemas. El desarro-llo de la despersonalización aparece relacionado con la experiencia del agotamlento emocional,síntoma visto anteriormente.

Un tercer aspecto es. la reducción de la autorrealización personal. Esto implica la tenden-cia a evaluarse negativamente, y surge de modo especial cuando el profeSional tqabaja conpersonas. En estos casos este profesional puede sentirse infeliz y descontento, consigo mismd¿"col su l:rbor.

Las consecuencias de este síndrome son, potencialmente, muy peiigrosas para este personal.para 1os sujetos que reciben su labor y para la misma institución en la que trabaja. Se ha

observado que puede llevar a un deterioro de la calidad de los servicios prestados, al absentismo,a poca moral de trabajo y a la baja o despido del personal. Cuando los síntomas se agudizan, elsíndrome puede ser el causante de pérdida de profesionalidad, de agotamiento ffsico, de insom-nio, de abuso del alcohol o drogas o de problemas personales y familiares.

La investigación de las autoras permitió delimitar conceptualmente esas variables y desarro-llar el instrumento que describe y justifrca este Manual, el MBL Los profesionales de nuestropaís han tenido noticias de los resultados y han querido usa¡lo en su labor profesional (Moreno,1990). TEA Ediciones se ha hecho eco de esta necesidad y ha realizado una primera adaptacióndel Inventarió con muestras españoles.

La colaboración de esos primeros estudiosos del síndrome deI quemada ha facilitado lapuesta a punto del instrumento, su adaptación y una primera tipificación que recoge este Ma-nual. Encarna Alvarez Gallego (Sa¡rtiago de Compostela), Laurencio Conde Bla¡co (Madrid),Amalia Escalona (Madrid), Juan Carlos Fernández (FREMAP, Zaragoza), Enrique García Fer-nández-Abascal (Santander), Mariano García Izquierdo (Murcia), MiIá Gascó Hernández (Thrra-gona), Gloria Giménez Frontín (Barcelona), Fernando Gómez-Busto (Vitoria), Isabel HidalgoRodrigo y Rubén J. Díaz González (Avila), Ana Belén Martín (Vitoria), Juan Meín (Madrid),Bernardo Moreno Jiménez (UAM, Madrid), Jesús Navarro Rubio (Madrid), Javier Nebot Ca¡edo(Barcelona), José Rodríguez Blanco (Salamanca), Loli Ruíz de Alegría (Vitori4), Tbresa SeisdedosCubero (Tbrrejón de A¡doz), lbresa Tbrres Coronas (Tarragona) han colaborado prestándonos suayuda en la obtención de Ia muestra experimental de población general. Agradecemos esta cola-boración y animamos a los futr¡¡os usua¡ios del i¡strumento a que nos presten sus datos paraenriquecer el conocimiento del instrumento y Ia elaboración de una mejor tipificación.

N. SeisdedosAbril 1997

tlll ,

44

a

I.. DESCRIPCIÓN GENER^AL

1.1. FICTIA TECNICA

Au,toras: C. Maslach y S. E. Jackson, 1981.

Adctptación: N. Seisdedos, Departamento de I+D de TEA Ediciones, S.A.(Madrid).

Procedencia: Consulting Psychologibts Press, Inc., Palo Alto, Califor-nia, USA.

Aplicación: Individual y colectiva, adultos; tiempo: variable, 10 a 15 minutos.

FincLlidad,: Evaluación de tres variables del síndrome del estrés laboralasistencial: cansancio emocional, despersonalización y falta deautorrealización personal.

Material'. Ma¡rual (1997) y Ejemplar autocorregible; es posible Ia utiliza-. ción de los servicios de corrección mecanizada con la at'uda de

una Hoja de respuestas.

Tipiflcación: Baremos en puntuaciones centiles y típicas, en cada sexo yen eI total de urra muestra de población general, y estadísticosdescriptivos de varios subgrupos de la pobl4ción asistencial.

1.2. FUNDAMENTOS Y DATOS TIISTÓRICOS

Parte del trabajo realizado originalnentesobre las dimensiones del estrés laboralasistencial no ha tenido una fundamentaciónteórica estructurada, en eI sentido de que lasvariables estudiadas y las hipótesis propues-tas nó se han derivadq de un nodo cla¡o deuna deterninada teoría de dicho síndrome.La razón, en parte, ha sido la falta de unosmodelos preexistentes sobre dicho estrés.

Sin embargo, recientemente han surgidoalgunas contribuciones teóricas que el lectorinteresado puede encontrar en las publica-ciones de las autoras, así como en las citasbibliográficas que se recogén al frnal de esteManual. En ocasiones, algunas de las contri-buciones han sido ya incorporadas en inves-tigaciones específrcas.

Originalmente los elementos del MBI sediseñaron para medir hipotéticos aqpectosdel síndrome del estrés laboral ásistencial:

la entrevista y los datos de cuestionariosfueron Ia base en los primeros estudios ex-ploratorios de las actitudes y los sentirnien-tos que caracterizan a los profesionales qze'mados. Se revisaron muchas escalas paradefinir el material existente, pero no se to-maron directamente sus elementos.

Los elementos del MBI están redacta-dos en una forma directa para expresarunos sentimientos o actitudes personales, ysu versión defrnitiva pasó por unas fases ex-perimentales que duraron ocho años. En unprincipio se usaron 47 elementos que erancontestados sobre dos continuos de medida:la frecuencia y Ia intensidad de los senti-mientos (escalas de tipo Likert, de 0-6 y 0-7puntos, respectivamente). Los recuadros quevienen a continuación muestran,ambos con-tinuos de medida ta-l como han sido utiñsa-.dos también en las primeras fases de la apli-cación experimental españgla.. - _

ESCALA DE FBECUENCIA

NUNCA

0 1

Pocas veces alaño o menos

2

lJ na vez almes 0 menos

3

Unas pocdsveces al mes

4

Una vez ala semana

ESCAI-A DE INTENSIDAD

0

Nada

f

Suave, pocolmpodanle

2 3 4

Términomedl0

6 7

Grande, muyluene

En los estudios originales, una muestrade 605 profesionales de los sewicios socialesy sanitarios respondieron al instrumento ex-perimental; se eligieron profesionales quetrabajaran con personas y en temas que nor-malmente presentan proólemcls, aquellos enlos que es natural la aparición de componen-tes emocionales en la interacción del profe-sional con el sujeto. La hipótesis subyacentees que esta tensión o estrés emocional pro-voca, a la larga, el desarrollo del síndromédel estrés laboral asistencial.

Las respuestas recogidas fueron someti-das a análisis factoriales de coinponentesprincipales de tipo ortogonal; se definierondiez dimensiones y los resultados permitie-ron seleccionar los 25 eiementos que mejorcontribuyen a las dime¡siones obtenidas.

Esta revisión del instrumento fue aplicada a una nueva muestra de 420 profesio-nales y el anáiisis factorial de sus respues-tas fue muy similar al anterior; esto justificó

la unión de ambas muestras (N=1.025) pararepetir el análisis y obtener una solución or-togonal con cuatro faitores; las dimensioneseran muy similares cuando se analizaban demodo separado las medidas de frecuencia ylas medidas de intensidad de los sentimien-tos. Las tres primeras dimensiones teníansaturaciones superiores a la rmidad (véanselos resultados en el capítulo destinado a fun-d anientaci<in estadística ).

Esta estructura tridinensional ha sidoreplicada en nunerosas ocasiones, y a partir

ó

de ella se han definido Ias escalas o varia-bles del sttjeto quemado. Son las que vie-nen a continuación.

a) Cansancio emocional (CE)

Sus elementos describen Ios sentimien-tos de una persona emocionalmente exhaus-ta por e} propio trabajo; el elemento con ma-yor saturación contiene una expresión clara

.de dicho sentimiento: "1. Me siento emocio-nalmente agotado Pbr mi trabajo,.

b) Despersonalización (DP)

Los elementos de esta escala describenuna respuesta impersonal y fría hacia losreceptores de los servicios o cuidados delprofesional.

Tanto en ésta como en la escala anterior,los profesionales con puntuaciones ai taspresentan g¡ados elevados de vivencia delsíndrome del estrés laborai asistencialComo algunos de sus elementos presentanpequeñas saturaciones en la otra escala, seobservan pequeñas correlaciones entre am-bas dimensiones. Es decir, aunque son medi-das separadas, están relacionadas y se pre-

sentan como aspectos del síndrome.

c) Realización personal (RP) t

Esta escala contiene "I"-"nto"

.ii,"describen sentimientos de competentia y

éxito en el trabajo propio con persbnas. Encontraste con las otras dos escalas, las

puntuaciones bajas son indicativas del sín-drome; pero es independiente de ellas ysus elementos no tienen pesos negativosen ellas. La variable puede ser considera-da como 1o opuesto al Cansancio emocionaly a la Despersonalización. Sin embargo, seobservan correlaciones bajas con las otrasoos escalas.

Los dos cóntinuos de medida utilizados(frecuencia e intensidad) estaba¡ muy rela-cionados, pero la conexión no era perfectaentre el número de veces que se vrve un sen-tiniento y el grado con que se üve. Poste-riormente se ha demostrado que la relaciónes mucho mayor cuando se obtienen Duntua-

Aparte del presente Manual con las ba-ses teóricas, descripción, normas de aplica-ción e interpretación y Ia fundamentaciónestadística, es necesario disponer del Ejem- .plar de la prueba autocorregible (sin necesi-dad rle unas plantillas de corrección).

1.3. MAIERIAL PAR"A I,A APLICAC IÓN

ciones escalares o factoriales en las dos di-mensiones.

' Consecuenternente, en la úItima ver-sión original del MBI se evalúa únicamenteIa ümensión de frecuencia; se tomó estadecisión por dos razones: 1") este formatoes menos usual en otros instruméntos de

' medida de las actitudes y los sentirnientos;con ello se minirniza Ia posible correlaciónespuria del MBI con esas medidas debida ala semejanza de formato de respuesta; 2")los siete puntos del continuo de frecuencia(escala de 0 a 6) están muy claramente de-finidos para eI examinando y Ie presentanuna gama de respuestas bastante usual.

Es posible utiliza¡ la necanización enIos procesos de corrección, puntuación e in-terpretación, pero exige eI uso del Ejemplarcomo si fuera un Cuadernillo, de una Hojadé respuestas de diseño especial y de lapice-rolgoma para su cumplimentación.

1 ¡ " J

2. NORMAS DE APLICACION Y CORRECCION

2.1. NORMAS GENERA,LES

En principio, el MBI puede ser autoapli-cable, así cono administrado en una situa-ción individual o colectiva. Las instruccionesnecesarias están impresas en el anverso delEjenplar, con un ejemplo que ilustra lacumplimentación de los elementos. Cualdose utilicen Hoj as de respuestas para correc-ción mecanizada, eI examinador dará lasinstruóciones necesarias para una correctacunplimentación de dichas Hojas y poderrecoger todas las alternativas de respuestadel MBI.

EI instrumento no tiene tiempo limita-do, y ia mayoría de los sujetos tartla entre10 y 15 minutos en completarlo.

El MBI se presenta como una EncuestctaI personul de los Seruicio Humanos, comoun primer intento de crear un buen climaque facilite una cumplimentación sincera.No es totalmente üpdrente la iútencionali-dad del instrumento (medida del síndromedel estrés laboral asistencial), y el exami-nador procurará no emplear ese término.Antes bien, sus esfue¡zos deben dirigirse aminimizar los sesgos de respuesta con laayuda de:

a) Car(Lcter priuado. El examinando debesentirse completamente libre, no frsca-lizado por otros, a la hora de ir dandosus respuestas. Hay que evitar comen-tar en voz aita el contenido de los ele-mentos, pues las opiniones de los de-más pueden influir en las respuestaspersonales. No es aconsejable, por tal-to, entregar los Ejemplares para sercumplimentados en otros momentos oen el hogar.

b) Confi.dencialidad. Si fuera posible, sedebería contestar de modo anónimo;pero cuando esto no es posibie (porejemplo, en estudios longitudiiales),se puede acudir a procedimientos (ta-Ies cono códigos numéricos) que a)'u-

1 0

den a que el sqjeto se sienta cómodo yseguro a la hora de responder.

c) Sensíbilidad preuia. Había que evitarque las creencias personales sobre elsíndrome del estrés laboral asistencialafecten a las respuestas. Por eso no sehan empleado estos términos en elEjemplar y éste se presenta cono unaencuesta sobre las actitudes de las per-sonas o profesionales ante su trabajo.Naturalmente, Ia frnalidad de la medi-da debe aparecer a posteriori, cuandose pretenda alguna intervención tera-Péutica.

Por todo lo anterior, parece convenienteque el examinador no sea un superv.isor omando directo del profesional que cumpli-menta el MBI, puesto que su presencia difr-cultaría la creación de un buen clima.

Cuando el grupo de examinandos es nu-meroso se pueden leer las instrucciones envoz alta, mientras los examinandos Io hacenmenta-lmente teniendo a la vista el Ejem-plar. Si durante las instrucciones prelimina-res o en el desarrollo de la prueba misnasurge alguna pregunta sobre el contenidoespecífrco de un elemento, el examinadorpuede coñtestarla de forma que no influyaen el resto de Ia prueba ni en los demásexaminandos. Casi siempre es suficientecontestar con: Simplemente intente contestarde acuerdo con lo que Vd. siente o pienscLsobre ese temd.

El examinador debe enfatizar que seresponda con sinceridad y que se cumpli-ménten todas los elementos. Por ello, unavez terminada Ia aplicación, y a Ia hora derecoger el matérial de examen, depe conpro-barse que se han anotado los datds peditlpg"y que se harr dado las respuestas en los lülgares adecuados. En caso.contrario. pledepedirie, antes de que se retir,:';"Que tsubsanelas deficiencias.

Al frnal de la prueba, una vez cumpli-mentados los 22 elementos del MBI, se lepide al sujeto que cumplimente algunos da-tos complementarios, de tipo demográfrco osituacional; se encuentran en el dorso elEjemplar, a la izquierda de los elementos; sufrnalidad principal es encuadrar mejor elsíndrone evaluado. Es probable que, en al-guna ocasión,- Ia cumplimentación de ulo o

La puntuación en las escalas del MBI esel resultado de sumar todos Ios puntos o gra-dos de frecuencia anotados en los elementoscorrespondientes a cada urra de ellas.

Los elementos que comprende cada esca-la y sus puntuaciones directas (PD) máxi-mas se especifrcan en la tabla 1.

. Tabla 1Conposición de las escalas del MBI

Escala Elementos PDmaxtma

CE 1 2 3 6 8 1 3 1 4 1 6 2 0 54

DP s 1 0 1 1 1 5 2 2 30

RP 4 7 9 1 2 1 7 1 8 1 9 2 1 48

Para facilitar la obtención de las pun-tuaciones directas el Ejemplar se ha cons-trurdo en un inpreso con hojas pegadas ylas contestaciones dadas han quedado refle-jadas en Ia segunda de ellas; por tanto, bas-ta con romper el precinto o margen trepadoque existe a la derecha del dorso del ejem-plar, v en la segunda hoja se encuentran to-dos los datos, incluidos los de identifieacióndel recuadro de la izouierda.

2,2. OBTENCIÓN DE I,AS PT]NTUACIONES

varios de esos datos violente la sensibilidadde algún sujeto (por ejemplo, podría ocurriren el dato del sexo o del estado civil del exa-minando). En las instrucciones impresas enel anverso del Ejemplar se anuncia la peti-ción de estos datos y se facilita el que pue-dan dejarse en blalco si algrrno es conside-rado demasiado oersonal.

Las respuestas dadas a los elementos dela escala CE están dentro de pequeños re-cuadros de línea frna, Ios de Ia escala DPestán en recuadros de línea gruesa y los dela escala RP están en recuadros sombreadosy con línea de trazos.

Por tanto, la tarea de corrección y pun-tuación de Ia escala CE consiste en sumartodos los números anotados en los recuadrosde línea frna y anotar el resuitado de lasuma en la casilla PD (puntuación directa)que, también con línéa fina, se encuentra enel margen superior, sobre la redacción de loselementos y precedido por las letras CE.

Este proceso se repite con los elementosde la escala DP (recuadro de línea gruesa) y}a puntuación directa resultante se trasladaa la casilla PD del margen superior, junto alas letras DP. La puntuación directa en laescala RP (recuadros somb¡eados y con líneade trazos) se obtiene de la misma forma y seanota en el margen superior, en la casillacorrespondiente.

Si se ha contestado en una Hoja de dise-ño especial para tratamiento mecalizado, elprocedimiento tendrá incorporados los ele-mentos puntuables en cada escala y obten-drá las tres puntuaciones sin necesidad derealízar manualmente los pasos indicadosen los párrafos arteriores. . ¡ .,,r,.

I t

3. JUSTIFICACIÓN ESTADÍSTICA

3.1, ESTUDIOS ORIGINALES

Como se ha indicado en el apartado 1.2(Fundamentos y datos históricos), las fasesexperimentales de la construcción originaldel MBI duraron aproximadamente unosocho años. Se partió de un instrumento con47 elementos apreciados en dos continuos demedida: Ia frecuencia y la intensidad de lossentinientos.

Esta primera versión fue aplicada a unanuestra de 605 profesionales de serücioshumanos. Los análisis de las respuestaspernitieron seleccionar los 25 mejores ele-mentos que cumplían los sigrrientes crite-rios: saturación factorial superior a 0,40 ensólo un factor, amplia variabilidad de res-puestas, porcentaje mínimo de respuestasen Ia alternativa Nunca y una elevada co-rrelación del elemento con su escala.

Este segundo instrumento fue aplicado áuna segrrnda muestra de 420 profesionales.Los resultados eran tan semejantes a los an-ter iores que se unieron las muestras(N=1.025) para factortzar las respuestas ydefinir cuatro factores principales de tipo or-togonal; sus saturacionps eran muy similaresen ambos continuos de medida. Los tres pri-nreros (con ualore s coÍLunes superiores a la uni-dad) han sewido para definir las escalas de1MBI. Los resultados de este estudio factorialorigrnal se encuentran en las primeras colum-nas de la izquierda de la tabla 3, incluida den-tro del apartado 3.3 (Anáüsis de elementos).

La muestra original estaba compuestapor 1.025 sujetos de muy diversas profesio-nes de tipo asistencial: 142 policías, 132 en-fermeras, 125 administradores, 116 profeso-res, 159 asistentes sociales, 97 orientadores,63 empleados en centros de salud,43 médi-cos, 40 psicólogos y psiquiatras, 31 abogadosy 77 de otras profesiones. A continuación, enla pade central de la tabla 3, se encuentranlos resultados de una primera múestra es-pañola, formada por 156 médicos en diver-sos centros hospitalarios.

7 2

Para su presentación en Ia tabla 3, Ioselementos se han agrupado por su pertenen-cia a las escalas; en ambos análisis se pre-sentan. en centésimas (sin el cero ni la comadecimales), las saturaciones factoriales de lamatriz patrón y las comunalidades (h2) decada variable o elemento en la solución re-sultante; en la base se encuentran los por-centajes de varianza total (YlVa) que explicacada dimensión etiquetada en cabecera conlas siglas de la esca.la a la que pertenecenIos elementos. Esta estructura ha sido vali-dada de nuevo en otros estudios (con profe-sores, psicóIogos escolares, empleados deasistencia legal, profesionales de organiza-ción de empresas, etc.), tanto en estudiosoriginales como en los realizados en mues-tras espaíolas, como se verá más adelante.

Los nueve elementos de CE describenfos sentimientos de una persona que se en-cuentra exhausta por su propio trabajo y lamayor saturación (0,84) en el estudio origi-nal estaba en un elemento que claramentealude al síndrome (8. Me siento "quemado"por mi trabajo); sin embargo en la muestraespañola la dimensión queda mejor defrnidapor los dos primeros elementos del MBI (1.Me siento emociondlmente agotcLd,o por mi,trabajo, 2. Me siento cansado al final de lo,jornad,a de trabajo).

Los cinco elementos de DP expresan au-sencia de sentimiento o respuesta imperso-nal para quien recibe eI servicio del profesio-nal. El factor queda menos claramentedefrnido que el anterior, y los elementos en-tregan parte de su va¡ianza aI primer factor,con el cual presenta alguna covananza.

Una puntuación elevada en Ias dos esca-las corresponde a una persona con el sín{ro-me del estrés laboral asistencial. Á pesar $rp 'que estos dos factores son ortogonales lnorelacionados de acuerdo con el método facto-rial empleado), como en cada ü'rio*dé ellos seobservan pequeñas saturaciones positivas

en el otro, es conprensible la existencia deuna relación significativa entre las escalasempíricas que se derivan de ambos factores;en el estudio espalol, con una factorizacióntipo oblicuo, la relación es de 0,81 en lamuestra de médicos, tal como puede verseen Ia base de Ia tabla 3; como informaciónoriginal substitutiva las correspondientesescalas CE y DP presentan una intercorrela-ción de 0,52 e4 el Manual original.

La tercera dimensión contiene ocho ele-mentos que describen los sentimientos decompetencia y éxito en eI trabajo personal.En ella una puntuación baja se correspondecon un elevado índice del síndrome. Cuandoexisten, hay saturaciones muy poco sigrrifr-cativas de estos elementos en las otras dosdimensiones; por esor son muy pequeñas lasrelaciones entre esta escala y las dos prime-

La versión . experimental española hasido elaborada a partir de la edición originalde 1986, pero incorpora-ndo tanbién en su di-seño los dos continuos de medida aludidos en1os apartados anteriores, Ia frecuencia y laintensidad de los sentimientos. Esto ha per-mitido contrasta¡ ias conclusiones de las au-toras en el tema del continuo de la medida.

La prinrera nruestra experimental estu-vo formada por 156 profdsionalesl de los ser-vicios médicos (Adjuntos, Jefes de Servicio yJefes de Sección de varios centros hospitala-rios). En este estudio se introdujeron varioscriterios de tipo actitudinal para compren-der mejor el síndrome del estrés jaboralasistencial en la profesión médica.

En esta nuestra de personal médico, losíndices de correlación entre los dos continuosde medida (frecuencia e intensidad de lossentimientos) han sido de 0,91 para CE, 0,87para DP v 0,83 para RP. Además, ambas me-drdas han presentado una estructura muy si-milar en cuando a su composiciói factorial yde relaciones; por talto, se contrastarf las

ras (-0,22 y -0,26 entre las escalas dentrodel estudio original).

EI anáIisis de las relaciones entre laspuntuaciones observadas en el continuo defrecuencia y en eI continuo de intensi-dad de los 22 elementos, ofrecía índicesque variaban entre 0,35 y 0,75 con un pro-medio de 0,56. Aunque esta relación no era' perfecta, resultaba muy elevada a nivel depuntuaciones directas en las escalas y parael futuro del instrumento las autoras deci-dieron considerar únicamente el continuode frecuencia.

El lector interesado en los estadísticosbásicos de los estudios originales puede en-contrar Ios referidos a varias muestras en latabla 8 incluida en el apartado dedicado a Iainterpretación de Ios resultados.

3.2. ADAPTACIÓN ESPAÑOLA

conclusiones de ias autoras y en la versiónespañoia definitiva del instrumento se recogeúiricamente una medida de Ia frecuencia delos sentimientos del estrés, y se continúan losestudios con los 22 elementos originales yesta escala de frecuencia de los sentimientos.

Durante varios años, ei instrumento hasido aplicado a muestras muy diversas, nor-maimente de modo anónimo (para facilitar 1asinceridad de Ias respuestas) y sin una finah-dad práctica (de.aprovechamiento de los re-sultados para, por ejemplo, tomar decisionessobre las personas). Tbdo ello ha facilitado la¡ealización de análisis diversos: dispersión deIas respuestas, an¡álisis factoriales de éstas,distribuciones de frecuencias de ias puntua-ciones directas, correlaciones con las medidasde otras variables, etc., cuya explicación vana constituir Ios siguientes. apartados de estecapítulo de Justificación estadística de laadaptación españoia.

La 2" parle de la tabla 3 preseriiá resuJtá".-,,dos de un análisis factorial (similar al realizadcj

'

por las autoras) con una muestra esqanota .'

I Agradeceuros a Isabel Hidalgo Roclrigo Ia cesión de sus puntuaciones directas para la realización cle algunos análtsisestaclíliicos.

I 3

3.3. ANALISIS DE ELEMENTOS

En alguna de las submuestras se ha es-tudiado la distribución de las respuestas delos sujetos en las siete alternativas (0 a 6)de respuesta de los 22 elementos. Su pre-sentación ocuparía varias páginasJ y en sulugar se ha considerado preferible presen-tar el resultado del anáIisis de una mues-tra parcial separando los estadísticos obte-n idos po r 436 va rones (V ) y po r 318mujeres (M).

En Ia tabla 2 se resumen dichos resulta-dos en la forma de porcentajes (índices deatracción) de cada una de las alternativas (0a 6) y de los estadísticos básicos media ydesviación típica (D.t.) de Ia puntuación queobtiene en cada elemento si se considera quelas respuestas se extienden a lo largo de uncontinuo de 1a variable medida.

En la presentación de esta talia 2, asícomo de algunap de los siguientes anáIisisde elenrentos (EI a 822), éstos aparecenagrupados de acuerdo con la escala a quepertenecen; es decir, se presentan primerolos 9 elementos de la Escala CE, luego los 5de DP y finalmente los 8 de RP. Debajo delas columnas correspondientes a las alter-nativas (Alt.) se encuentran los porcentajesobtenidos por 436 varones (V) y por 318mujeres (M), de la muestra experimental.Estos porcentajes puedén ser consideradoscomo índices de atracción de las alternati-vas de los elementos; por ejemplo, la alter-nativa 0 (Nunca) del primer elemento (Mesiento emocionahnente agotado por ni trd'

Figura 1.Distribución teórica

en las sietealternativas

de un elemento

bajo), ha sido elegida por eI 78Vo de los va-rones y por eI 13% d.e las mujeres, mientrasque la alternatíva 6 (Siempre) del elemento4" (Fdcilmente comprendo cóno se sientenlas personas) ha sido elegida por el 52% deIos varones y por el 55% de Ias mujeres. Elprimer elernento es un síntoma de Cansan-cio emocional, y el sentimiento subyacenteestá un poco más ausente (es mayor Ia fre-cuencia de Nunca) en los varones; el ele-mento 4' es un síntoma de Realización per-sonal, y esa conducta es ligeramente másfrecuente en las mujeres.

Para comprender el significado de lasmedias que se presentan en las columnasfrnales, eI lector debe recordar la significa-ción de los siete puntos de Ia escala Likertempleada:

0 = Nunca1 = Pocas veces al a-ño o menos2 = Una vez al mes o menos

' 3 = Unas pocas veces al mes4 = Ur.a vez a la semana5 = Pocas veces a la semana6 = Tbdos los días

Si el sentimiento que reflej a eI contenidode un elemento tuviese una distribución teó-rica de forma simétrica en una muestra desujetos, Ia gráfica resultante tendría unaforma similar a la que presenta la frgura 1;Ia media estaría én el valor 3,00, y vendría aindicar que ese sentimiento aparece unasnocas ueces al mes.

T4

Por talto, si empíricamente en un ele-mento se obtiene una media de 2,00 en esamuestra el sentimiento subyacente tiene lafrecuencia de uncL uez al mes o nenos. v sila

Una primera observación de tipo generalde los resultados de la tabla 2 es oue todoslos elenrentos de Cansancio emocional v to-dos los de Despersonalización tienen unás in-dices de atracción que se inclinan hacia laparte izquierda de la tabla (poca frecuenciade esos sentimientos), mientras que los deRealización personal se in¡linan hacia la par-te derecha (mucha frecuencia). Es decir, en lanuestra general de estudio de la adaptaciónespañola el síndrome de estrés laboral asis-tencial líene una incidencia o f¡ecueneia infe-nor al promedio de Ia escala 0-6 empleada:poco cansancio emocional, poca despersonali-

media fuese de 4,50 eI sentimiento tiene unafrecuencia de un poco más que una uez a ktsemand.

zací6n y mucha realización personal. Es nor-mal que haya ocurrido esto porque la mues-tra procede de Ia población general; c.uandoen el futuro se analice una muestra con unamayor incidencia del síndrome es probableque los índices de atracció¡ aumenten en Iazona derecha de Ia escala 0-6

Una mirada a las medias oue han obte-nido ambos sexos muestra lo anterior; las de¡,,los elementos de las escalas CE y DP se cen-'tran alrededor del valor 2,0Q mientras q'ue'las

de los elementos de RP estát"¿lrédedordel valor 4,50.

Tabla 2. A¡álisis de elemenros

EscalasAtt,0 Att. f AII 2 Att.3 Att.4 Alt. 5 Att.6 Varones Mujeres Dif

'1"V M V M V M v M V M V M v M Med. D.t. Med. D,t.t r l f 8 13 27 28 t o 21 20 20 6 7 I I 5 3 2,14 1,72 2,21 1,60 -0,57E2 t l 2 17 10 I I 20 22 14 t c t o 18 14 25 3,11 1,94 3,91 1,70 -q 00

E.l 27 t c 28 30 12 t c I J 14 o 8 I 12 6 6 l 0 a 1,85 224 1,83 -2,57E6 17 14 t o l 4 I I t c I 11 I 11 28 27 3,20 2,27 9 1 0 _n 0t

E8 25 19 ¿o 13 t o I J 18 7 4 11 6 10 I 2,32 2,03 2,13 1,84 1 '1/l

E13 33 36 ¿ l 24 I 12 13 12 7 7 I c 10 3 2,04 2,06 1,59 1,73 1r4E14 23 '19 13 t \ t 12 t¡+ 20 I 7 12 10 t o 19 2,73 2,17 2,90 2,12 -1,07E t o 28 JU ¿+ 18 t . l 14 ¿ l 6 5 I I I 6 2,00 1,92 2,02 1,87 ,0,14E¿\) 69 69 14 7 7 4 4 2 2 2 3 2 ,1 0,70 1,34 0,65 1,24

n

P

E5 54 o¿l 22 18 6 7 I 6 3 2 3 1 J 3 1,07 1,58 0,76 2,88E10 ¿tD c0 t o 21 I 3 I I 6 4 7 3 I 3 1,69 2,06 1,06 1,62 4,68E11 39 49 t . l 20 6 10 11 5 3 I 5 t o 7 2,06 21s 1,40 1,87 4,43E t c 52 58 1,1 12 4 6 7 I 4 2 8 5 1 l 10 1,68 2,21 1,37 , n¿. 1,98E22 26 +0 32 22 t o t1 11 t1 6 3 6 3 7 3 1,84 1,83 1,24 1 ( A 4,80

¡'l

f

E,1 4 2 3 3 2 3 13 8 7 7 19 22 52 55 4,81 I , b J 1,46 -l aq

E I 3 3 3 2 4 22 11 l 1 22 46 37 4,78 1,49 2,06E9 I 5 5 5 4 6 13 17 8 10 20 42 43 4,36 f,93 4,36 1,85 0,00

E t ¿ 3 0 2 I 5 3 I t c 1 1 25 ¿o 43 42 4,74 I , C C 4,83 1,30 -0,86E t / 3 2 3 1 5 6 11 t r t

'11t , ) 26 29 36 4,69 1,56 4,67 0,18

E'i8 4 2 5 3 5 6 19 t ¿ 8 27 36 34 4,44 1,71 4,45 1,58 -0,08E19 3 3 8 7 I 6 I D 19 11 I 21 22 33 JJ 4,2Q 1¡6 4,21 1,77 -0,08E21 4 4 6 6 5 I t 0 18 14 11 17 20 38 33 4,33 1,76 t n 1,76 0,84

1 5

En la columna frnal de la tabla se presen-tan las razones críticas ('t de Student) de lasdiferencias de medias en ambos sexos. Si seconsidera que 1,98 es el punto crítico de unadiferencia significativa al nivel de confianza(N.c.) del 5% y qre 2,58 lo es a-l N.c. del 1%,existen diferencias significativas intersexos(al menos al 5%) en Ia tercera parte de loseiementos CE, en todos los de la escala DP yen uno de ÉP En general, estas diferenciasapu.ntan a que los varones presental unosvalores más altos en Despersonalización, ylas mujeres tienen mayor Cansancio emocio-nal (elementos 2" y 3'). El único elemento di-ferencial intersexos en la Realización perso-nal (el 7') lo es a favor de los varones.

'Una vez conocido el comportarniento di-ferencial de los elementos tomados indivi-dualmente, el siguiente paso de Ios anáIisisfue determinar su estructura factorial. Sehan realizado varios análisis de este tipo in-cluyendo como variables los 22 elementosdel MBI; en gcasiones se introdujeron tam-bién algunos criterios (otras variables) paraconocer mejor esa estructura subyacente.

En Ia tabla 3 se resumen los resultadosde varios anáIisis factoriales; los elementosse presentan ordenados por su pertenencia alas tres escalas (CE, DP y RP), tal como seha indicado anteriorrúente. Primero se ofre-cen las saturaciones de Ios elementos encada factor y luego lás comunalidad'es (h2),es decir lo que aporta cada elemento a estaestructu¡a tridimensional. Las saturacionesy valores comunes vienen expresados encentésimas (sin el cero ni la coma decimales)y, para una mayor claridad de los resulta-dos, se han eliminado aquellas saturacionescon valor inferior a 0,25. En la base de lascolumnas se presenta el porcentaje de va-rianza total (VT%) que explica cada dimen-sión y el conjunto de elias (debajo de la co-lumna h2).

En primer lugar (bajo eI rít:uIat Origi'zal), se presentan las saturaciones del estu-

. dio original de Maslach y Jackson (1986) a]' que se há aludido en un apartado anterior

(Estud,ios originales); en ese análisis facto-rial ortogonal se extrajeron tres dimensio-nes que defrnen con bastante claridad lastres escalas del MBI. Una vez eliminadaslas saturaciones inferiores a 0,25, se observaque sóIo hay tres elementos que entreganparte de su varianza a otra dimensión dis-tinta de la propia: el elemento 16' (Tfabaiar

direcLomente con personas me produce es'úrés) es de CE (saturación de 0,54) y ponderatambién (0,31) en DP, el elemento 17" (Mepreocupd eI lrccho de que este trabaio tne estéendureciendo emocionalmenf¿) es de DP(0,55) y pondera también (0,37) en CE, v elelemento 72' (Me siento muy actiuo) es deRP (0,43) y pondera tqmbién (-0,30) en CE.En conjunto se explica eI 4l7o de Ia vatianzatotat fJ"l%) común de los elementos; el pn-mer factor explica el 207o de dícha varianzay el 27Vo restante es propio de las otras dosdimensiones. Si se atiende a las comunali-

'dades (h'?), el elemento más pobre es eI 22"\Creo que Las personas que trato me culpande algunos de sus problemas).

A pesar de estas defrciencias, Ia estruc-tura tridimensional es bastante clara en losestudios originales y sólo unos pocos ele-mentos se relacionan en más de una dimen-sión; por eso no es de extrañar la existenciade relaciones signifrcativas entre las escalasque se constrdyeron. En Ia base de este aná-lisis factorial de los estudios originales serecogen. también en centésimas, las corre-Iaciones entre las escalas: positiva y elevadaentre CE y DP, y negativas las existentesentre RP y las otras dos; eI síndrome delestrés laboral asistencial es un resultadoacumulativo positivo del Cansancio emocio-nal (CE) y Despersonalización (DP) y nega-tivo de la Realización Personal.

1 . ¡ ' ;

1 6

Tabla 3, A¡r¿álisis factoriales de los elementos del MBI

Original Médicos Total Varones MuieresCE DP RP h2 CE DP RP h2 CE DP RP h2 CE DP RP h2 CE DP RP h2

E2

tro

f t J

t r t o

E20trJ

EloE ]1E t c

E4É t

E12c ) t

E 1 8E 1 9E21VT%

74 5573 5466 4961 4384 7565 4956 3254 31 3965 47

67 4766 51

37 55 4562 424 1 1 9

50 2754 3058 37

,30 43 2851 2755 36

. 5 7 3 659 36

2 0 1 0 1 1 4 1

1 8 1 6 sa l

50 -26 3363 4271 5966 5378 6748 2532 33 2330 52 3633 63 5144 37 33

64 4248 34 37

32 -42 48 5261 3869 4864 4963 4'l

-27 58 4248 2655 32

2 1 I . 1 4 4 4

76 65/ / J O

66 4659 3468 26 6758 33 6262 4065 4543 36

53 3776 6157 4253 2952 29

48 3270 4469 4559 3861 3955 4454 3049 29

1 8 1 3 9 ' 4 1

73 6681 6262 4762 3759 36 6751 43 6467 4467 4830 34 39

45 3268 52

29 51 4354 3255 32

45 2570 4765 3963 4458 3653 4848 2854 31

1 8 1 3 1 0 4 1

77 6367 4665 4257 33/ / o c

o / 5 9

56 27 3766 44cc J5

4S 3381 6758 4467 4229 14

32 51 3970 5370 5154 2963 4358 4360 3947 30

19 '14 I 42

CENtr ND DD' 52 .22

CE DP RPJ I - J

' - 1 4

CE DP RP' 24 -14

- -29

CE DP RP- 26 -16

- -28

CE DP RP- 1 8 - 1 1

Una vez decidido en las orimeras fasesde la adaptación empleár únicamente la es-cala de frecuencia en eI MBI, se aprovechóuna prrmera nuestra de personal sanitario(156 nrédicos) para realízar con sus respues-tas un análisis factorial similar al llevado acabo por las auto¡as. Dada la existencia derelaciones entre las tres dimensiones, a ni-vel enpírico de las escalas resultantes, en Iafactorización del análisis de la muestra es-pañola se empleó una rotación oblicua; deeste modo se facilitaba Ia presencia de satu-raciones cruzadas entre.los elementos y lastres dimensiones o escalas.

El resultado de este análisió español sepresenta a continuación del anteri,ol én latabla 3, bajo el epígrafe Médicos. En esteanálisis se explica algo más que en el estudio

original, rn 44% de la varianza común, y ladimensión de Realización personal acumulauna mayo¡ varialza. De nuevo r,-uelve a ob-servarse la existencia de algunos elementosque ponderan en más de u¡a dimensión: unode CE pondera también en RP, casi todos losde DP ponderan también de CE, y uno de RPpondera en CE. El esquema de relaciones esmuy similar al visto en el estudio original;au¡que parece un contrasentido que un ele-mento de RP (el 4", Fó,cilmente co,rlprendocómo se sienten las personas) pondere positi-vamente en CE, el hecho ocurría de modosimilar en el estudio original (pe4o su pesoera inferior a 0,26 y desapareció de'la tablá)r"En ese estudio de una muestra sanitaria, loi

'

factores CE y DP se relacionan de modo pnsi-tivo t0.31 ) y ambos están con'ectadm dé modonegativo con RP, pero los índices son inferio-

1 7

res a los observados en el estudio origrna-l; enesta nuestra española las dimensiones sonalgo más independientes que en la muestraamerica¡ra (los índices de correlación de labase son inferiores).

Al finalizar la recogida de submuestraspara la tipificación se tomó una con 778 ca-sos y se reali-zaron varios anáIisis factorialesde los elementos: uno con el grupo total yotro bon cada uno de Io sexos. Con un esque-ma sinilar al analisis de la mueÉtra de mé-dicos, en la mitad derecha de la tabla 3 serecogen los resultados de estos tres estudios.

En esta muestra general, la varianza ex-nlicada vuelve a ser simila.r a Ia obtenida en eIestudio original, y los elementos se agrupande modo bastante claro en las escalas a quepertenecen; una vez eliminadas las saturacio-nes inferiores a 0,25 sólo hay dos eiementos deCE que presental saturación en una dirnen-sión distinta a la de su escala de pertenenciaen el estudio de Ia muestra tota-l. Los factoresCE y DP son algo más independientes (t=0,24)que 1o visto anteriormente, pero ha aumenla-do Ia relación negativa de RP con las otras dosdimensiones (sube a -0,29 con DP, ul poco ma-yor a 1a obsewada en el estudio original). Pa-rece que ha aumentado Ia tónica general de laparticipación (comrmalidad) de los elementosen Ia estructura tridimensional, armque Loda-vía se observan fuerl,es diferencias entre elmás participativo (0,65 el 1') y el que menosaporfa (0,29 el 22', eI de menos participaciónen el estudio original).

Conrparando la estructuras resulLantesde los tres anáIisis comentados (original,

nrédicos y nruestra de tipificacion )' se obser-van diferencias que probablemente son másdebidas a peculiaridades culturales (original

frente a tipifrcación espaiola ) o muestrales(nrédicos frente a muestra general) que asesgos en el proceso de adaptación.

Sólo para conocer las posibles peculiari-dades de ambos sexos en la estructura fac-torial que se obtiene con sus respuestas alMBI, ios dos últimos apartados de Ia tabla3 presentan la estructura tridimensional de

i 8

los varones y de las mujeres de Ia muestrade tipificación española. Los resultados si-suen ofreciendo Ia tónica vista anterror-

'mente; por ejemplo, el elemento con unaparticipación más pobre en eI MBI vuelve aser el22o, pero sólo en la muestra de muje-res; su participación en el factor DP dismi-nuye mucho (a 0,14).

Los resultados de otros investigadoresespañoles presentan resultados similaresPor ejemplo, en el trabajo de Oliver, Pastor,Aragoneses y Moreno (1990), con una inues-fta de 234 casos (60% son mujeres) se llegaa explicar eI 46Vo de Ia variarlza,la relaciónCE y DP es de 0,28, y uno de los elementosmás pobres es el citado 22".

Las tres escalas resultantes de estosanálisis no son, por ta¡to, independientes'Pero las conexiones entre ellas no son tam-poco constantes y varían en relación con elgrupo de sujetos empleado en el análisis. EnIa tabla 4 se resumen los índices encontra-dos en estudios españoies, en diversos análi-'sis correlacionales, y se especifrca eI tipo desujetos empleados.

Tabla 4. Relaciones entre escalas del MBI

Grupo N CE.DP CE.RP DP.BP

A Tiplicación 1.138 0,46 -0,24 -0,33

B Sanilario 0,61 - 0 ,18 -0 ,16

Docentes 51 0,10 .0,08 -0,36

Cuidadores 66 -0,02 -0,23 .0,32

ClÍnica 55 0,15 -0,08 -0,26

F Ayuda SIDA s3' 0,29 -0,20 -t\ rt

Policial 149 0,52 -0,32

H Salud 238 0,41 -^ t7

l\¡onilores 95 0,40 -0,40 .0,28

Vadada 389 0,33 -0,40 -0,36

NOTA. Especifrcación de tas gruPos: A-G = Euestra y sub-

muestras áe tipificación; H = profesionales de la salud (G¿Lr-

cia lzquie¡do, 1994); I = enferme¡ía (Gil'Monte y Peiró'

1993); p¡ofesionales va¡ios (Aluja, 1996)

Normalmente, la relación es positiva en-tre Cansalcio emocional y Despersonaliza-ción, tal como se había visto antBrlormente,y en ocasiones es muy elevada (0,52 en:¡la

muestra G de policías). La escala RP sg rela-

ciona negativamente con las,o't';ras dos, y va-

ría bastante de unas muestras a-otras.

'-¿:t

3.4. CAPACIDAD DISCRIMINATIVADE LAS ESCAI.AS

En el apartado anterior se ha alalizadola capacidad discriminativa de los elementos, , ; , '{los rndices de variabilidad de la tabla 2 y elanálisis diferencial intersexos facilita el co-nocimiento de esa capacidac,,

En cuanto a las puntuaciones directasque se obtienén con las escalas, un primerarálisis de su capacidad discriminativa puede

facilitarse con los gráficos resultantes de lasdistribuciones de frecuencias obtenidas en lamuestra de tipificación española. En Ia frgura2 se incluyen los gráficos corresponüentes alas tres escalas. En cada gráfico se han pro-yectando dos curvas, ula derivada de las fre-cuencias empíricas (Fe) y otra con las frecuen-cias acumuladas (Fa, Ia que facilita laelaboración de ios baremos de interoretación).

Figura 2. Distribuciones de frecuencias, en 778 casos (CE, DP y RP)

cansancio émoc¡onal (cE)

1 0 1 3 1 6 1 9 2 2 2 5 2 3 3 1 3 4 3 7 4 0 4 3 4 6 4 9 5 2 5 5

P!nraac ion6r d ¡ r€c la !

Despe16ona l izac ión (DP)

' l¡' '

1 9

Figura 2. Distribuciones de frecuencias, en 778 casos (cont.)

Beal ización personal (RP)

1 9 2 2 2 E 2 8 3 1

Pu i t !aé io ¡ .s d i réé tas

Tanto la curva de frecuencias empíricasde CE como la de DP son asimétricas positi-vas, v la segunda en nayor medida; en am-bos casos, la capacidad discriminativa de lavariable es mejor en Ia parte alta de las es-calas: a partir de las puntuación 31 en CE yde 11 en DP Este tipo de asimetría favoreceel valor discrinrnativo del MBI, porque eIpolo alto de ambas escalas apunta al síndro-me cle estrés asistencial.

La curva de frecuencias empíricas de laescala RP es asimétrica negativa; por tanto,su capacidad discriminativa se encuentra enla parte baja de Ia escala, la que apunta alsíndrome: las puntuaciones inferiores a unvalor directo de 31 puntos.

Podría parecer un defecto de la cons-trucción (o de la adaptación) eI que los gráfr-

cos de distribución de Iás variables no seancurvas gausianas normales; sin embargo,para un instrumento que intenta detectarconductas problemáticas, la asimetría favo-rece su capacidad discriminativa, sobre todocuando el signo de Ia asimetría se orientahacia el polo más signiñcativo del constructoa evaluar.

Las curvas de las frecuencias acunula-das, presentadas en el mismo gráfrco, a¡r-dan a determinar la pendiente creciente delos valores centiles que van a encontrarse enlos baremos que se elaboren a partir de esaspuntuaciones directas. Los puntos directoscríticos indicados en los párrafos anterioressugieren que a partir de los mismos se en-cuentra el cuartil (25Vo) extreno en el quetiene mayor incidencia el síndrome de estréslaboral asistencial.

3.5. FIABILIDAD

Los coefrcientes de los estudios origina-les se obtuvieron en múestras no emtrileadaspara la selección final de los elementos(para evitar una inflación espuria de los ín-dices). Estimada Ia consistencia interna nre-diante el coefrciente alfa de Croibach enuna muestra 1.316 casos se obtuvieron los

z0

siguientes índices: 0,90 en CE, 0,79 en DP v0,71 en RP, y sus correspondientes erroresde medida (en puntuaciones directas) fueFonde 3,80; 3,16 y 3,73, respectivamente.

'; ¡:

En ot¡os dos análisis orig.i4ales. se em-pleó tarnbién el procedimienlo de test-re'

test. En el primero se empleó una muestrade 53 graduados universitarios en serviciossociales con un intervalo de dos a cuatrosemanas entre ambas aplicaciones, y los ín-dices de fiabilidad fueron de 0.82 en CE.0,60 en DP y 0,80 en RP. En el segundo,sobre una muestra de 248 profesores y unintervalo de un año entre el momento deltest y el del retest, se hallaron unos índicesde 0,60 en CE, 0,54 en DP y 0,57 en RPTodos estos índices son de tipo moderadopero signifrcativos a1 nivel de .confianza(N.c.) del 1%.

En la primera muestra de los estudiosespañoles (N=156 médicos profesionales), secalcularon los índices de consistencia inter-na (relación entre cada elemento y su esca-la) y sus resultados están en Ia tabla 5. Loselementos están agrupados de acuerdo conla escala a que pertenecen. En primer lugarse han calculado las correlaciones de cada

elemento con las pultuaciones en las tresescalas, tanto en la muestra total (T) comoen la de varones (V) y mujeres (M). Estosíndices de ielación están algo contaminadoscuando se trata de relacionar un elementocon su propia escala, porque el mismo ele-mento participa en Ia escala, pero no existecorrelación espuria cuando un elemento secorrelaciona con las otras dos escalas.

Para eliminar ese efecto espurio, en lamuestra total se obtuvieron los índices dehomogeneidad corregida (IHc) poniendo enrelación un elemento con su propia escalapero en el cálculo de la puntuación en laescala no se ha dejado que participara elmismo elemento. Estos índices IHc ocupanla última columna del gmpo de elementosque pertenecen a una escala; en las bases deestas columnas de valorps IHc se presentala media de dichos índices obtenida median-te los valores 'z'de Fisher.

Tabla 5. Indices de relación y homogeneidad (IHc) de los elementos

Escala C E Escala DP Escala RP

E I . T V M I H c T v M IHc T V M I I I c

E 1 7 5 7 8 8 0 7 IE2 67 69 72 59E3 64 66 67 56E 6 6 3 6 1 6 0 4 1E 8 7 9 7 9 7 9 7 IE 1 3 7 r 7 3 7 5 6 3E14 59 61 62 4 ' .7E 1 6 6 7 6 8 6 8 5 7E 2 0 5 6 5 6 5 5 4 7

2 3 3 1 3 81 7 1 3 2 71 3 2 1 3 27 7 2 0 2 329 41, 493 3 4 5 5 11 3 1 9 2 42 7 2 4 2 71 9 3 1 3 9

-20 -23 -233 -6 -11

-10 -20 -25-8 -6 -3-t4 -29 -37-27 -33 -361 0 1 - 5-7 -79 -25-t4 -28 -3 5

Promedio en CE 58

E 5 2 3 3 1 3 6E 1 0 2 4 3 3 3 8E l l 3 1 3 8 4 7815 3 -0 1E22 16 25 30

56 57 67 36/ o / o t + D ó6 7 6 6 6 6 3 76 0 5 4 5 2 2 05 0 5 7 5 8 3 1

-26 -30 -31-22 -25 -27-22 -27 -24-11 -13 -16-19 -77 -14

Promedio en DP

E 4 1 3E 7 5E9 -0E 1 2 - 1 1E 1? -12Et8 -27E 1 9 - 1 6E 2 1 - 1 6

1 , 1

-4 -9-7 -10-2r -26-21 -24-33 -37-18 -1,'.7-18 -20

-1-4 .18 -77-18 .10 -9-20 -16 -74,14 -27 -25-22 -22 -24-25 -31 -37

. -r4 -r7 -19-26 -23 -23

5 3 5 1 4 9 3 66 8 6 0 5 7 4 76 9 6 4 6 1 4 85 1 5 9 6 3 4 66 5 6 1 5 9 4 96 2 6 5 6 7 5 15 9 5 8 5 6 4 l '5 8 5 8

' 5 8 , ' - 4 1

l.¡:

Promedio en RP

..i 2

NOTA; l{uestra (le 778 casr¡s (T), 436 va¡ones (V) y 318 muieres (M) l,os valores IHc están obtenidos sol¡¡e la muesha total

4 5

2 \

Atendiendo primero a estos valores pro-nedio de IHc, parece que Ia escala más co-nexionada es CE (0,58) y la que menoshonogeneidad tiene es DP; pero estos índi-ces están influidos por Ia Iongitud del ins-trumento enpleado, la escala, que en elcaso de CE tiene 9 elementos v sólo hav 5en DP

Sr el Iector observa los índices de homo-geneidad de los elementos de este análisis,los dos menos homogéneos son el 15n y eI

22", de Ia escala DP Además, a nivel de estetipo de análisis, se repite una estructura in-terna vista en los análisis factoriales: la ten-

. dencia a telaciones positivas entre CE y DP(índices de homogeneidad positiva de perte-nencia a la otra escala, de los elementos deCE con la escala DP y de los elementos deDP con la escala CE), y a relaciones negati-vas de los elementos de RP con las otras dosescalas, a excepción del elemento 4' (de RP)que presenta una homogeneidad positivacon la escala CE (0,13).

3.6. VALIDEZ

La defrnición básica de un índice de va-lidez. es el grado en que el instrunentomide 1o que dice medir; en ei caso de untest de conocimientos o aptitudinal, esaapreciación es fácil y se puede hacer direc-tamente definiendo con claridad un cri.terioobietivo. Pero no ocurre así cuando se tratade la nedida de una característica de lapersonaiidad.

¿Qué es lo que pretende medir el MBI?De acuerdo con la intención de las autoras yde las consideraciones apuntadas en el apar-tado destinado a Ia Descripción general, sej!ryrta de-pveluer e_l qÍldro¡r€ del€qllg! lebq--rq] asistencial a partir de tres aspectos o.variables de ese.constructo.

En los estudios factoriales, orignales yespañoles, se ha visto que los elementos quecomponen el MBI defrnen una estructuratridimensional que apunta posiblemente aesas mismas dimensiones. Pero este tipo devalidez factorial puede verse apoyado porotros tipos de validez.

Desde un enfoque de la validez con-vergente se puede aportar evidencia sobre

el MBI con el anáIisis de los índices de rela-ción de las variables del MBI con otras queapunten a constructos muy relacionados conel estrés laboral asistencial. En Ios estudiosoriginales de Maslach ! Jackson (1986) selecogieron tres tipos de análisis en los queIas puntuaciones del MBI se pusieron en re-lación con:

. a) las evaluaciones del comportamientohechas por una persona que conocebien al sujeto examinado (su pa¡eja oun compañero en el puesto de trabajo);

b) la presencia de algunas característicaslaborales que normalmente provocanestrés;

c) las medidas en otras variables que, porhipótesis, están relacionadas con esteest¡és.

En la tabla 6 se presentan los índicesaportados por las autoras en su Manual ori-ginal y referidos a estos tres tipos de análi-sis; se han señalado con uno o dos asteriscoscuando los índices son signifrcativos al nivelde confianza (N.c.) del 5% y del l7o, respecti-vamente.

':.¡t

22

Tal¡la 6. Datos correlacionales de validez convergente

40 asislenles socialesMayar Cansancio enocional (CE)

. agotado por el lrabajo

. fisicamenle faligadoMay or Desper sonakaa ón (D P)

. agolado por el lrabajo

. lísicamente latigado

. quejas sobre clienles

142 policías y cónyugesMayor Cansancb enacianal (CE)

. kuslrado y e¡ladado

. ienso y ans 0s0

. lísicamenle exhauslo

. quejas sobre problemasMayor Realzación prsonal (BP)

. animoso y leliz

. e lrabajo da prestgio y orgul/o

Con expeÍencias personales (hetotoevaluaciones) Con exprriencias personalss (heteroevaluaciones)

91 prolesionales de servicio socialy salud menlalLkyor Cansancio enocional (CE)

. menos conocimienlo de los resul|ad0s.,.,...................... -0,31 '-

Mayar Desperconalhación (D P). menos significativo el labajo rea|i2ad0.,.....,.................-0,32 ". menos conocimienlo de los resullad0s.............,........,.,.-0,31 "

Mayar Ruliacion personal (BP). más signilicalrvo el trabajo ¡ealizado ........................,.... 0,27 ". más conocimiento de los resultados ,.,........................... 0,20 '

43 médicosMayat Cansando enocianal (CE)

. deseo de aleiarse de las personas

180 enfermeas y profesionales de seruicio socialy salud mentalMayor Cansancio enocianal (CE)

. menos salislacción de compañeism0...........,.,.,.,.,.,.....-0,i6'l,kyot Desperso nalizacton (DP)

. menos salilacc¡ón de compañe smo ......,..,......,.......... -0,41 '-

Mayar Realización personal (RP). men0s salislacción de compañerism0........................... 0,40 *

142 policihs y sus cónyugesMayor Cansancio enocional (CE)

. se enfada con la familia.

0,28'¡ l t "

0,56 "

0,32

0,34 -'

tr27 *

0,20 *

t t )1"

0,27',

Con dimensiones de la exDedencia laboral

43 médicosMayor Cansancio eriocional (CE)

. conlaclos más direclos

. menos aprendiz4e

. menos burocracia

0,31 '-0,26 "-¡ t1

91 profesionales de servicio social y salud menlalMayot Cansancio enac¡ana! (CE)

. menos l¡formación desde el puesto de trabaj0.............-0,24'

. más'tato con olfas 0,15May ar D espersonalización (DP)

. me¡os información desde el puesto de trabajo............. -0,44 "Mayor Reahación prsonal (RP)

. más i¡lormación desde elpuedo de trabajo,.,.,............ 0,gB "

. más mpo ancia de ia larea..,..................,.,.,,.,.,.,.......... 0,19'

Con resullados Debonales

180 e¡le neras y proleslonales de seruicio socialy salud menlalMayor Cansancio enocbnal (CE)

. menos salslacción de progreso prcfesiona|.................-0,24'tMay or Despe r sonalizaci ón (D P)

. menos salislacción de progreso prolesional ................. -0,47 "Mayor Bealización persanal (RP)

. más salislacciól] de progreso prolesional ..,.....,,..........: 0,41 *

. más iÍtp0rlancia de la tarea...............,,,,,,.,.................... 0,19'

. desea eslar solo, sin la lamilia

. mas tnsomnto

. loma beb das

. uso de medicinasMayor Despusonaliactón (DP)

. se enfada con la familia

. ve a sus hijos emocionalmente distanles......................¡ ausenle en celebraciones familiates ...,.,...,.,..,............... menos am¡stades. profesionaiy su pareja tienen amistades distintas........

lllayor Bealizactón personal (BP). ve sus hijos emocionalmente muy próximos a símisno. menos lranquilizanles¡ menos medicinas

0,16 -

0 , 1 6 'n 2 t "0,24 *

0,1 i -

0 ,16 '

0,32"0,21*0,22 "

u,,ro-0,18 "

á;4

23

Para interpretar las puntuaciones dife-renciales de la tabia 7 conviene recordar ouetanto CE conlo DP apuntan utm -uyotestrés ocupacional, mientras que Ia escalaRP tiene una incidencia inversa en el sín-drome (ya que una mayor puntuación apoyala existencia de menor estrés, es decir unanejor realización personal); eI perfil del sín-drome debería tener unos apuntamientos detipo "+ + -", eS decir altos en CE y DP y bajoen RP Teniendo en cuenta esto, ninguno delos grupos presenta con claridad este perfrlde estrés asistencial; cada grupo parece des-tacar en algo específrco.

El alejamiento mayor de Ia muestra totalque ha servido de criterio normativo está enla Despersonalización (DP) de los cuidadoreshospitalarios: tienen u¡r alejamiento negativo(-0,88); es decir, que están menos quemadosque ios demás profesionales de la asistenciaen cuanto a su despersonalización. Le sigueen inportancia Ia baja puntuación media(puntuacrón diferencial de -0,52) que hanobtenido en Realización personal los nlédi-cos; si a este valor se unen los valores altosen CE ('z'=0,53) y en DP ('z'=0,60) que mues-tran estos profesionales, se podría sacar la

conclusión de que éste es eI gtupo profesio-nal que tiene más elevados los índices delsíndrome asistencial ocupacional.

La muestra va¡iada (grupo I de A. Aluja,1997) es, tal vez, iunto con Ia de cuidadoreshospitalarios, Ia que presenta una mejor es-tructura en cuanto al síndrome del MBI,

. porque sus valores diferenciales CE y DPson negativos y su valor RP es positivo.

EI personal de policía que atiende a losciudadanos presenta una estructura deestrés laboral asistencial algo distinto; enestos profesionales se da una elevada y sig-nificativa Despersonalización ('z'=0,36), unabuena Realización personal ('z'=0,11) y undescenso signifrcativo en su Calsancio er¡o-cional ('z'=-0,40). En este gr"rrpo no se obser-van las asociaciones esperadas en las esca-las dei MBI (relación positiva entre CE y DPy negativa entre estas dos y RP), porque a1aumento visto en DP debería asociarse undescenso en RP, y esto no ocurre en este gru-po de profesionales españoles; se¡án necesa-rios nuevos estudios para confirmar estasapreciaciones derivadas de los datos de latabla 7.

3.7. OTROS ESTT.DIOS ESPAÑOLES

El constructo objeto de medida del MBIha recibido bastante atención entre los in-vestigadores españoles. En el apartado deBibliografía de este Manual se recogenaquellos trabajos publicados por autores es-pañoles en revistas de ámbito nacional y ex-tranjero de los que se tenía noticia a la horade componer este Manual; son bastantes ymuy sustalcialesr pero su inclusión en esteapartado signifrcaría muchas páginas. Ellector interesado en los temas tratados de-berá consultar dichas publicaciones para ob-tener eI detalle de los enfoques aplicados, delas muestras empleadas y de los resultadosobtenidos. En este apartado únicamente sevan a comentar de modo general.

En prinrer Iugar. es de destacar el equr-po de trabajo e investigación de Ia Universi-

dad Autónoma de Madrid que desde haceaños viene introduciendo el burnout entresus temas de investigación; Io definen o eti-quetan como forma específica de estrés labo-ral (Moreno, Oliver y Aragoneses, 1990) oestrés laboral asistencial (Oliver et al.,1990), y eI constructo ha sido bastante ana-Iizado y validado (Moreno, 1991 y 1993).Otras universidades, como las de Málaga(Montalbán et al, 1996), La Laguna y Valen-cia (Gil-Monte y Peiró, 1996), Salamanca yZatagoza (Daniel Vega et al, 1996), Murcia(García Izquierdo, 1994), Santiago de Com-postela (Alvarez Gallego y Fernández Ríos.1991), Vitoria (Fernando Gómel-tsusto ét.-al., en preparación), Tarragona (Milá Gascá'1

'

et al., en preparación), se han hecho eco delinterés general y el tema esiá despertandomucha atención. Los hospitales (Filgueira

25

Bouza, 1993) y centros de salud mental es-tán aprovechaldo esta llamada de atenciónpara concienciar a los profesionales sobre elriesgo y proponer aiguna solución.

Cuando ha sido posible recoger los resul-tados (en la forma de estadísticos básicos oíndrces de correlación) de estos estudios y lametodología empleada por los investigado-res ha sido

-similar a la que propone este

Manual, dichos estadísficos han sido incor-por4dos en las tablas que ofrece este capítu-lo de Justifrcación estadística. En otras oca-siones, eI constructo ha sido estudiado conotros instrumentos distintos del MBI o mo-drfrcando éste muy sustarcialmente; los es-tadísticos obtenidos no son comparables,pero sí son aprirvechables las conclusionesque se tlerivan de los citados estudios.

El tipo de profesionales del área asisten-cial empleados en estos estudios españoles

El desarrollo del MBI se basó en la nece-sidad de un instrumento que midiese el sín-drome Laboral asistencial que experimentandiferentes profesionales de los servicios hu-manos. Los resultados obtenidos hasta elmomento muestran una aceptable fiabiiidady validez que justifrcan el uso de dicha me-dida. No obstante parece conveniente un fu-turo desarrollo del MBI. En los párrafos si-guientes se sugieren algunos temas.

Perfil de las escalas

Las tres escalas del MBI, Cansa¡cio emo-cional, Despersonalización y Realización per-sonal, se hal considerado hasta el momentocomo unas entidades separadas, sin combi-narlas en una sola punluación para formaruna entid ad superior. Si hubiera algún modode combinarlas, debería realizarse a partir deunos datos ernpíricos. Como no se tiene noti-cia de la existencia de estos datos, no estáclaro si las escalas deberían simplemente su-marse o si se deberíal emplear alguna pon-deración específi.ca. Por otra pade, es posible

ha sido diverso: docentes (Moreno et al ,1993), médicos (Blanco, 1992; Daniel Vegaet al., 1996), trabajadores en centros ocupa-cionales (Gil-Monte y Peiró, 1996), personalde enfermeía (García-Izquierdo, 1991; Gil-Monte et al., 1993), terapeutas (FilgueiraBouza, 1994), trabajadores de la salud (Fil-gueira et il, 1994; Montalbán et al., 1996) yprofesionales diversos (Oliver et a1., 1990;García Izquierdo, 1994).

Como conclusiones de esos estudios es-pañoles, el lector puede apreciai' cnticas alMBI (García-Izquierdo, 1994; Oliver et al,1990; Gil-Monte y Peiró, 1996), variablesprofesionales relacionadas (Gil-Monte y Pei-ró, 1996; Montalbán et a1., 1996), factoresetiológicos y tratamiento (Filgueira, 1994),factores de vulnerabilidad e inlervención(Filgueira et al, 1994) 9 incidencia en la ac-tividad profesional en general (Moreno yOliver. 1993).

que el patrón o perfil de puntuaciones de lastres escalas sea el índice más signifrcativo delsíndrome. Por ejemplo, la persona que pun-túa alto en CE, bajo en DP y alto en RP pue-de estar en diferente estado o fase de estréslaboral asistencial que quien tiene altas CE vDP y baja RP Por talto, un examen en pro-fundidad del perfrl puede arrojar alguna Iuzsobre esta problemática.

Algtlos autores que hal trabajado conperfiles dicotomizaron las puntuaciones enlas esca.las con dos categorías, alta y baja, deacuerdo con la mediana; de este modo los su-jetos se clasificaron en ocho grupos, combina-toria de sus valores altos o bajos en las tresesca-las. Sin embargo ia validez de este ocualquier otro sistema clasifrcatorio depende-rá de una mayor profundización de las basesteóricas y de una investigación que la apoye

t 2

Baremos específicos 'lll'

En este Manual se drec€p" u4osfbare-mos de tipo general obtenidos a'partir de la

3.8. SUGERENCIAS PAR.A INVESTIGACIONES FUTURAS

L\'J

reunión de muestras de diferentes profesio-nales de los servicios huma¡os, así como losestadísticos básicos que han obtenido lassubmuestras que constituyen el grupo gene-ral. No es una tipiflcación defrnitiva, y seúaconveniente seguir investigando sobre nue-vas muestras de iguales o distintas caracte-rísticas demográficas para drsponer, por unaparte, de más estadísticos normativos degrupos profeSionales específrcos o locales, y,por otra, y si así se creyera útii, para elabo-rar nuevos baremos, generales o específrcos,subs [itutivos o complem ent arios.

G ene ral izac ión o cup ac iona,I

El MBI se construyó explícitamente parauso en los profesionales de ios servicios hu-manos, donde el síndrone del estrés laboralasistenciai ha sido más universalmente de-tectado. Por eso, los datos psicométricos másrelevantes de la frabilidad y validez del MBIse han obtenido en muestras de ese tipo deprofesionales. Es más, la redacción de mu-chos de sus eleinentos apuntan a situaciones'específrcas de dichas profesiones (aunque seha empleado una alusión de tipo general,person(r, para referirse a los destinatarios es-pecífrcos de esos servicios h:umarros paciente,escok,r, cliente, ciudadano etr.).

Esta misma redacción de Ios elementos,con esa alusión más general de persona, po-drá ayudar a generalizar el estudio del sín-drone en otras ocupaciones; probablementebastará con que el examinador añada en lasinslrucciones introductorias a que ese mismotérmino de persona puede aludir a ese otrotipo de sujetos que reciben los serwicios deestas otras ocupaciones. En estos estudios lapreponderancia de los apuntamientos delperfri puede variar y presentalr otros patro-nes nlás ajuslados a dichas ocupaciones.

Estudios sobre el síndrome de estrés laborc¿lt t sistenciul

que faciliten o reduzcan la ocurrencia delsíndrome; dicha información podrá tener suaplicación práctica en los procesos de reclu-

'tamiento, selección, formación y diseño depuestos de trabajo.

a) Estudios correlacionales. En este sen-tido podrá ser interesante el estudio deIos correlatos que pueden asocia.rse con elsíndrome, lo cual permitirá pistas (aun-que no pruebas) de 1o que causa el síndro-me y de sus consecuencias. Por ejenplo,el síndrome ha sido relacionado con cier-tos factores del ambiente de trabajo, talescomo volumen de la carpeta de expedien-tes o de clientes en cursoJ rol de la red decomunicaciones. mayor porcentaje detiempo de atención a los usuarios dei ser-vicio, mayor difrcultad de los problenasde los receptores del ¡ervicio, mayor con-flicto de roles, distinta presión laboral,bajo grado de apoyo de los companeros yfalta de oportunidad de promoción; el lec-tor interesado en el detalle de estos estu-dios puede consultar el Manual original

' (Masiach y Jackson, 1986). No obstante,existen otras muchas características delpuesto de trabajo que son potencialmenteimportantes para el síndrome del estrésIabora-l asistencial y aún no han sido es-tudiadas.

También los rasgos de personalidad sehan puesto en relación con el presentesíndrome, pero es necesaria más investi-gación para éIucidar las variables de per-sonalidad nás significativamente impor-tantes. El síndrome está relacionado conlas expectativas personales y las motiva-ciones; y es probable que existal otras ca-racterísticas individuales que resultentambién importantes. Es necesario tam-bién araliza¡ algunas variables demográ-hcas en relación con el síndrome en elseno de las ocupaciones, porque dichas va-riables pueden quedar asumidas en el tipode trabajo o en el nivel del plresto. Porejemplo, en el estudio de los docentes, d8'los directivos y de los profesionales ds losservicios sociales se ha obso¡y¿{o.una pe-queña diferencia en cuanto al sexo en Ia

La inclusión del MBI en programas deevaluación y estudios de investigación per-mitirá una mejor comprensión de las varia-bles cle tipo personal, social e institucional

27

escala de Despersonalización, en Ia que losvarones puntúan algo más que las muje-resl sin enbargo, esta pequeña diferenciano fue claramente ta¡ importalte comootras variables para predecir el síndrome.

En términos de posibles resultados, eIsíndrome se ha puesto en relación con Iainsatisfacción laboral, con unos defrcien-tes resultados laborales, con la intenciónde cambiar de trabájo, con la movilidadlaboral real, con los problemas familiaresy con una deficiente salud. Como en lamavoría de estos estudios se han utiliza-do autoinformes, sería muy convenienterecoger datos con unas técnicas más obje-tivas de los aspectos laborales, la salud yla calidad de vida faniliar.

b) Inaestigación longitudin¿I. En la ma-yoría de los análisis realizados sobre elsíndrome del estrés asistencial se ha es-tudiado al sujeto en una sola ocasión (yen una única muestra). No se han reali-zado estudios de seguimiento durante va-rios periodos de tiempo. Un estudio longi-tudinal de este tipo permitiría obteneruna información nuy valiosa sobre ei de-sarrollo y sucesivas fases del síndrome.Aunque hay mucha especulación sobreeste parlicular. no hay datos puntualesque apoyen dichas ideas.

Los estudios longitudinales tarnbiénpodrian facilitar evidencia de una rela-ción causal entre el síndrome y diferentesfactores personales y sociales. Por ejem-plo, en un estudio correlacional (Maslachy Jackson, 1982) se observó Ia relaciónentre cotas elevadas del síndrome y es-trategras de evitación de afrontamientoltales conro alejarse de las personas o de-tener el cr-rrso del pensamiento cuandoéste ronda los temas laborales), mientrasque valores bajos en el síndrome se aso-ciari a estrategias de afrontamiento social(tales como hablar con las personas sobreel trabaio o buscar ayuda). Sin embargo,las relaciones causales subyagentes de es-tos patronps correlaciones no son claras.Tai vez sea más cierto el patrón inverso,

.,es decir, que diferentes estilos de afronta-

28

miento precipitan, exacerban o alivian lossentimientos de estrés laboral asisten-cial. O bien, es posible que sea un tercerfactor ei responsable de la correlación;por ejemplo, ciertos rasgos de personali-dad pueden mediar entre esos sentimien-tos y los estilos de afrontamiento.

Finalmente, Ios estudios longitudina-les son necesarios para demostrar la rela-ción causal entre el síndrome y distintosdatos objetivos de la realidad ocupacio-nal; dichos datos, a su vez. puede ser inr-portantes para los profesionales que ofre-cen servic ios humanos, Porque unaeüdencia de este tipo ayudaría a conven-cer a los responsables de los recursos or-ganizativos para hacer modificacionesque podrían reducir Ia incidencra del sín-drome. En esta Iínea podría estar el estu-dio (empleando medidas cualitativas vcuantitativas) del absentismo y del esta-do de salud de los profesionales de ocupa-ciones asistenciales.

Las autoras del MBI reconocen en suManual que sólo conocen un estudio deeste tipo con docentes, y las pun tuacionesdel MBI eran predictivas del desarrollode carrera y del posible abandono.

c) Eaaluación d.e las interaenciones- Unode los principales objetivos del estudio dela probiemática deL síndrone del estrés ia-boral asistencial es determin a-r unas es-trategias efectivas para controlar dicho es-trés. Una vez más, se observa que se citanmuchas ideas para manejar este estrés,pero realmente no se aporta una evidenciaconcreta sobre qué puntos son efectivos y

cuáles no lo son. El impacto a largo térrri-no de cualquier intervención no es fácil deevaluar (donde principalmente se requie-ren estudios longitudinales), pero dichasevaluaciones son esenciales para desarro-llar futuras estrategias.

, .d,) Desa,¡rollo d.e la teoría. Gran partb-rfle1

trabajo realizado hasta el frnal de 13 déca-da de los anos 80 sobre el. qiTd4qme no ha

tenido ur enfoque teónco, eriel sentido de

oue Ias variables estudiadas y las hipóte-

á n

srs propuestas no se han deducido clara-mente de u¡a determinada teoría sobre elestrés laboral asistencial. En alguna med!da, esto ha sido debido a ia falta de unosmodelos bien elaborados en este camoo.

E1 MBI oriiginal fue diseñado para medireste estrés en ocupaciones que dan apoyo ya¡rda a personas, y por eso ta¡to en los es-tudios originales como en los españoles seha aplicado a muestras de docentes. Existenvarias razones para este hecho.

En primer iugar, Ia profesión docentees una de las más extendidas y en mayorcontacto con las personas cono receptoresde su actividad profesional. En segundo lu-gar, la docencia ha venido exDerimentandola presión de la sociedad pará intentar co-rregir problemas sociales de toda índole(por ejemplo, la, droga, el alcohol y el abusosexual), y el formar a los escolares en habi-lidades y temas académicos fomenta unasactividades de enriquecimiento personal,da respuesta a las necesidades individualesde los escolares con muy diferente nivel ap-titudinal y facilita el desarrollo moral y éti-co de los profesionales. En tercer lugar, seestá dando el hecho de ciue algunos profeso-res abandonan la docencia, quemados porla labor diaria, para iniorporarse en otrasactividades laborales.

Los análisrs de los resultados del MBIen docentes ha mostrado la existencia decondiciones personales, organizativas y delpropio rol del docente que aparecen relacio-nadas con las tres escalas del MBL Se hanidentificado algunos tenas recurrenres v ¡o-davía no tienen respuesta algunas cuestio-nes que merecen una investigación futura.

Ciertos factores del historial del docenteparecen predecir un aumento sigrrificativodel síndrome, pero serían necedarios estu-dios longitudinaJes para clarificar su influjo.La edad, por ejemplo, ha resultado ser unpredictor significativo del Cansancio emocio-

Sin embargo, se hal aportado ya algunascontribuciones teriricas: aunque, a juiciode las autoras, sería necesario definir unaestructu¡a teórica más claramente esoeci-ficada para futuras investigaciones.

nal en los estudios americanos: Ios sujetosdisminuyen sus puntuaciones al aumentarla edad; pero este dato no se ha confrrmadoen los estudios españoles. También en esosestudios americanos se ha observado oue losprofesores de enseñanza media y superiorpresentan niveles más bajos de Realizaciónpersonal que sus colegas de la enseñanzaprimaria; Ios profesores universitarios tie-nen unos sentimientos más desoersonaliza-dos que sus compañeros'de enseñan"a -e-dia y primaria. Como temas de investigaciónse podríal seña-lar factores tales como el nú-mero de alumnos por profesor (algo así comola cartera de clientes en otras profesiones),el nivel inicial de expectativas (por ejemplo,el enfoque centrado en la materia o conteni,do del programa frente aJ enfoque centradoen el alumno), y Ia edad de los escolares(niños, preadolescentes y adolescentes). Encuanto aI sexo, los profesores varones obtie-nen puntuaciones más altas en la escala deDespersonalización, tanto en los estudiosorigipales como en los españoles, y el dato escongruente con lo que ocurre en otras profe-siones de tipo asistencial.

Aplicando técnicas de regresión múlti-ple se han identifrcado factores organizati-vos que contribuyen al síndrome entre losdocentes. En este sentido se han señaladoIos siguientes factores: el conflicto o ambi-güedad de roles del docente, su participa-ción en la toma de decisiones educativas,Ios sistemas de premios, la autononía ylibertad en su actividad y el apoyo que re-cibe de la organización; dicha técnica deregresión múItiple muestra que Ih escaf4r,,más afectada es la de Cansancio emocional(en la que dichos factores explican nás del30% de la varianza), le sigue'la 'Desperso-nalización (entre un 207o y ,rn 30%) y fi-

3.9. ESTRÉS I,ABORALASISTENCIAL EN DOCENTES

2L)

nalnrente la Realización personai (entretn l0% v rn 2O%).

La mayoría de los estudios del estrés eneste campo se ha centrado en el aula escolar,en la educación especial y en los profesiona-les que Ia ejercen directamente, los docen-tes. Existe otro personal dentro de la docen-cia que ayuda a los docentes y prestaser-vicios de tutores, jefes de departamento ydireitores, en los que no se han realizadoestudios con el MBL

En un estudio (Aluja, 1997) realizadocon una muestra de 389 profesores de ense-ñanza primaria de Lérida que habían con-testado al MBI, se ha observado una rela-ción positiva estadísticamente significativa,tanto en varones como en muJeres, entre raescala de Cansancio emocional y la de Des-personalización, por una parte, y un índicede psicopatoiogía, por otra; este índice seobtuvo mediante el CAQ (Cuestionario deAná-lisis Clínico de S. E. Krug, TEA Edicio-nes, 3" edición, 7994); e$a relación fue designo negativo con la escala de Realización

personal. En ambos sexos se observó quelos docentes con puntuaciones más elevadasen CE informan de más problemas de salud

'en el último año. Un análisis factorial delas variables implicadas reveló una co-nexión entre problemas de salud fisica, ten-dencias psicopatológicas y CE en relacióncon la práctica docente. Además, las muje-res con más Cansancio enocional y Desper-sonalización presentaron mayores puntua-ciones en la variable S del JAS, escala deRapidez, prisas e impaciencia del Inventa-rio de Actividad de Jenkins, Rosenman vZyzanski (TEA Ediciones, 1992), uno de loscomponentes el patrón de conducta A, cons-tructo relacionado con una predisposición adesarrollar enfermedacles coronarias. El es-trés asistencial profesional conlleva, en ge-

neral, y en el ámbito docente en particular.un riesgo de malestar, fisico y psicológicopuesto de manifiesto en Ia mayoría de lostrabajos. En el estudio de Aluj a se informade una buena validez de constructo y deaceptable frabilidad lipo ct'Ifa en el MBI, coníndices de 0,83 en CE, de 0,48 en DP Y de0,77 en RP.

4. NORI\{AS INTERPRETATTVAS

4. 1. MI]ESTRA, NORMATIVA

La muestra normativa recogida hasta elmomento de esta edición del Manual estáformada por algo más de un millar de suje-tos españoles que han contestado al MBI enmuy diferentes situaciones de aplicación.Aproxrmadamente en la mitad de los casosse trataba de sujetos que prestaban su cola-boración para el estudio del instrunento, yrespondían a sus elementos de modo anóni-no, lo cual ha significado que en algunoscasos no se haya podido disponer de algunade las variables clasifrcatorias (edad o sexo).o bien. había dejado algunos elementos sj.ncontestar y estos casos fueron desechados

Las puntuaciones directas obtenidas enla fase de correbción y puntuación no soninterpretables por sí mismas, no tienen sig-

' nifrcación por su valor absoluto; es necesariocompararlas con las obtenidas por unos de-termiirados grupos (tomados de Ia poblacióngeneral o de unos grupos específicos), o bientransformarlas en unos valores o escala designificación universal que sitúa las puntua-ciones del sujeto en relación con ias obteni-das por ese grupo normativo.

La muestra normativa descrita en elapartado anterior (N=1.138) ha sido emolea-da para construir los baremos de tipo general(reunión de varias submuestras), siguiendoel esquema usual de los Manuales de TEAEdiciones. Además de una baremación de lamuestra total española, se ha realizado tam-bién atendiendo al sexo de los sujetos y en latabla de baremos que viene al final de estecapítu1o se destinan t¡es columnas para lasescalas del MBI en varonés y otras tres paraIas mujeres; en la base de los baremos seencuentran los estadísticos básicos.

Estas tablas de baremos perm-i ten laconversión de las puntuaciones directas endos esc,alas de valor unive¡sal: la de los cen-

4.2. CRITERIOS PARA I,A INTERPRETACIÓN

para la elaboración de los ba¡emos.

Por eso, como muestra normativa para.la obtención de ba¡emos se ha consideiadosólo una muestra general formada por 1.138casos, de Ios cuales se pudieron clasifrcarpor su sexo 530 va¡ones y 580 mujeres. En-tre los varones 508 casos indicaron su edady ésta variaba desde los 18 a los 67 años.con una media de 40,27 y una desviacióntípica de 9,76 años. En la muestra de muje-res 566 indicaron su edad y variaba desdeIos 20 a los 63 años, con una media de 3b,32y una desviación típica de 7 ,77 años.

tiles, escala ordinal que va desde I a gg, yla escala típica S cuya media vale 50 y sudesviación típica es de 20 unidades; en estaescala típica Ia mayoría de los sujetos se en-cuentra¡ entre Ios valores 3 v 97 de estaescala típica.

En el Ma¡ual original, las autoras deci-dieron emplear una clasificación tripartita dela va¡iabilidad de los resultados en el MBI.Tbniendo como punto de mira el sínd¡omeque mide el MBI, en la categoía baja se en-cuentra los resultádos de Ios sujetos que ocu-pan el tercio inferior (centiles 1 a BB), en lacategoría media están las puntuaciones delos casos que ocupan el tercio central de unadistribución normal (centiles 34 a 66), y en lacategoría alta se recogen las puntuacionesdel tercio superior (centiles S7 a 99). Con estecriterio normativo para la interpretaciónconstruyeron una tabla cón las principalesmuestras. Para su uso es necesario recordarque el polo alto de la escala RP del MBI debeser la falta de Realización personal (iropio de -una persona con el síndrome de estrés labo--"] '

ral asistencial), es decir, cuando el sujeto ob-tiene puntuaciones bajas; pot tá!.tq, en esatabla el polo alto está señalado como menosque (con eI símbolo <), y el polo bajo encuadra

3 l

Tabla 8. Clasificación tripartita y estadísticos básicos en muestras originales (USA) y españolas

Clas¡licación Estad íst¡cos

I\¡uestra Esc Baja Media A[a l\4ed. D.r.

US

Mueslra total(N=11 067)

17-26 > 2 6 20,99 10,75

DP 7-12 > 1 2 8,73 5,89

BP > 3 8 32.38 < 3 2 34,58 7 , 1 1

Enseñanza primaria/media(N=4.163)

11-26 21,25 11 ,01

DP 9-13 11 ,00 6 , 1 9

RP > 3 6 < 3 1 33,54 6,89

Enseñanza superiol(N=635)

1+23 > 2 3 1A,57

DP < 3 3-8 > 8 5,57 6,63

BP > 4 2 3G42 < 3 6 39,17 7,92

Personal de servicio social(N=1.538)

CE 17-27 > 2 7 21,35 10 ,51

DP < 6 G10 > 1 0 7,46 5 , 1 1

RP > 3 6 3G36 < 3 0 32,75 7,71

Proles¡onales médicos(N=1.104)

CE < 1 9 19-26 > 2 6 22 ,19

DP < 6 G9 > 9 7 ,12 5,22

RP > 3 9 3+39 < 3 4 36,53, 7,U

P@lesionales salud menlal(N=730)

1+20 > 2 0 16,89 8,90

DP 5-7 > 7 5,72 4,62

RP > 3 4 29-34 < 2 9 30,87 6,37

Otros proles¡onales(N=2 897)

CE 11-27 > 2 7 21,42 11 ,05

DP < 6 6-10 > 1 0 8 , 1 1

BP > 3 9 34-39 < 3 4 36,43 7,00

ESPAñA

lvuéslra lotal(N=1.138)

15-24 > 2 4 20,86 1r ,30

DP +9 7,62 5 , 8 1

RP > 3 9 33-39 < 3 3 8,08

Profesionales méd¡cos(N=156)

< 2 2 22-31 > 3 1 26,42 12,26

DP 7-13 10,77 6,60

RP > 3 5 3G35 < 3 0 32,46 8,4s

Profesionales de policia(N=14s)

CE < 1 0 1G '17 15 ,79 11,77

DP G1' l > ' t l 9,36 5,79

RP 3+41 < 3 4 37,31 I,U2

Prolesionales docenles(N=51)

CE < 1 7 11-21 > 2 1 20,33 8,94

DP < 3 3.5 > 5 5,08 4,08

RP 3S41 < 3 6 s8,22 6,35

NOTA. EspecifrcacióD de las muestras empleadas :

11.06? USA muestra total conjunta4.163 USA profesores e señanza elementaVsecundaria, hasta grado 12

. 635 USA profesores e señanza Post-secundaria, colegios profesionales etc'

1.538 USA trabajailores sociales, protección infancia, etc

1.104 USA personal médico y enfermero?30 USA psicólogos. psjcoLerapeutas, consejeros y psiquiatras'

2.89? USA ot¡os: abogaclos, policlas, frscales, religiosos y libreros

1.138 España, muestra total, tle composición tliversa ' '"'1

. '

156 España, méclicos de diversas especialidades, en una provincia

149 Espaúa, profesionales de los cuerpos ile policla

51 Esnaña. docerltes de enseñanza primaria y metlia

I . ' ¡" :

32

las puntuaciones que son m,(ntores que (con elsímbolo >).

Dado que estos criterios normativos ori-ginales pueden ser de interés para los usua-rios españoles (o como términos comparati-vos en investigaciones), la tabla 8 recoge la

clasificación tripartita y estadísticos básicosde Ia muestras america:ras. Y en la partefinal de esta tabla 8 se incluyen, presenta-dos con los mismos criterios, la clasificacióny estaüsticos de algunos gtupos españoles;todos los gt'upos son descritos someramenteen la base de la tabla 8.

¿¡'i i

' \!ti* ..r

t ';'): ,

.ó4

'r¡

33

TABLADE BAREMOS

Puntuaciones directas

V A R O N E S M U J E R E S T O T A L

Pc CE DP RP U E DP RP DP RP S

9998979695908580

7570oc

60cc

50

45403530

20t c

1 054321

51-54 24-3047-50 22-2345-46 2143-44 2041-42 18-1936-40 16-1733-35 1530-32 13-14

48

4745-46

4443

4241403938

37

28-?e¿ o - ¿ l

¿J'¿A

21-2220

1 9

17-18'16

'14-'15

12-13

1 19-107-86

4-53210

1 110I8

- 3 06 3 5J ,J+

4 32-33

321

3129-3027-2824-2621-23201 9

13-180-12

43-54 23-3042 21-22

40-4'1 2039 19

36-38 17-1834-35 15-1631-33 '13-14

29-30 12

48

47

28zo-¿ t

2523-2422

19-2017-1815-161 4

l ¿ - t o

10-118-96-74-53

0-2

1 11 08-97

45-464443

41-42403938J I

36

3533-34

32o l

21

29-3028

¿o-¿ |

¿+-¿c¿ t .¿n

I g-zo17-180-16

45-54 24-3044 22-23

42-43 20-2141 19

38-40 1834-37 15-1732-33 1429-31 12-13

48

4746

44-4543

4241403938

37

JC-óO

3433

2826-2724-2522-23

19-20

1 8'16-17

1 4-15t . t

11-121 0 .8-96-74-532

0-1

1110I87

65

32

30-3129

26-2824-25

20'19

16-180-15

97918785837671o ¡

636058cc

52

50

48454240

373329241 7I J

t ¿

I3

NlVled,D.t .

53020,401 1 , 9 1

530 5308,22 36,005,92 8,12

580 580 58021,51 7,10 35,1810,69 5,75 8,03

1.138 1 .138 1 .13820,86 7,62 35,711'1 ,30 5,8'1 8,08

NlVed.D.t.

' | a

_l

l '}:'

34

14

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3lr

OTRAS PRUEBAS PUBLICADAS POR IEA EDICIONESY RETACIONADAS CON EL TEMA

CUMA SOCtAt, ESCATAS DE(R, H. Moos)

Evoluoción de los corocterhticqs socioombienloles y los relociones penonoles en diversos contex.' tos: Trobojo, fomilio, cenffos esoolores y centros penifenciorios,

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. (C. D. Spelberger R, L. Cotsuch y R. t, ¿ushene)

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Froy Bernordino de Sohogún, 24 . 2E03ó MADRIDTel,: (91) 359 83 I I - 3457026 Fox: (91) 345 Eó 08

ISBN 84-7174-452-X

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