Introducción

En las últimas décadas, los procesos de globalización, desregulación y complejización del mercado laboral han provocado cambios sustanciales en las condiciones de trabajo, caracterizadas por mayores exigencias de calidad y productividad, au­mento de la presión temporal y la sobre­carga laboral, así como por nuevas formas de contratación y remuneración que colocan al trabajador en condiciones de indefensión ante muchos abusos (Schaufeli, Leiter & Maslach, 2009). Asimismo, los cambios ge­nerados por la introducción de nuevas tec­nologías en las empresas plantean nuevos retos que producen, en algunos casos, con­secuencias sobre la salud de las personas (Salanova, 2003). Como resultado de ello, los problemas derivados del estrés laboral se han incrementado rápidamente en las or­ganizaciones, particularmente el burnout, cuya significación y prevalencia se extiende a lo largo del mundo configurando un pro­blema de carácter transnacional y transcul­tural (Carod-Artal & Vázquez-Cabrera, 2013).

El burnout, conocido también en la lite­ratura de habla hispana como síndrome de desgaste profesional o síndrome de que­marse por el trabajo, fue definido inicial­mente por Maslach y Jackson (1986) como un síndrome caracterizado por agotamiento emocional (sentimiento de no dar más de sí a causa de las demandas interpersonales que surgen en el trabajo con las personas), despersonalización (actitudes negativas y de distanciamiento hacia las personas destinatarias del trabajo) y baja realización per­sonal (tendencia a evaluar negativamente las propias competencias y logros en el tra­bajo), que puede ocurrir en cualquier indi­viduo que trabaja de alguna manera con personas. De esta forma, se consideraba que sólo los profesionales y grupos ocupacionales que trabajan en contacto con personas eran susceptibles de desarrollar burnout. No obstante, con el tiempo, diferentes in­vestigaciones han puesto de manifiesto que el burnout puede producirse en una gran variedad de profesiones y ocupaciones, no sólo en aquellas dedicadas a trabajos de contacto con personas (Juárez-García, Idovro, Camacho Ávila & Placencia-Reyes, 2014), reconociéndose así su naturaleza transprofesional (Grau, Flichtentrei, Suñer, Prats & Braga, 2009).

Como consecuencia directa de lo ante­rior, el concepto de burnout fue evolucio­nando y redefiniéndose de manera más am­plia como un estado mental negativo, relacionado con el trabajo, que ocurre en personas normales y que se caracteriza por síntomas de agotamiento, cinismo y falta de eficacia profesional (Schaufeli, Leiter, Maslach& Jackson, 1996). De esta manera, se concibe como un fenómeno relacionado con el trabajo en general y no sólo en relación con los trabajos que suponen un contacto di­recto con personas. Complementariamente, los componentes del burnout fueron ligera­mente reformulados con el objeto de hacer­los extensivos a las distintas ocupaciones. Así, el agotamiento se define como la fatiga producida por el esfuerzo psicológico que se realiza en el trabajo, sin hacer referencia explícita a si la causa de este estado son las relaciones con las personas o el trabajo en general. El cinismo, a diferencia de la anti­gua dimensión de despersonalización, en­globa actitudes de indiferencia y distanciamiento hacia el trabajo en un sentido am­plio, y no sólo hacia las personas para y con las que se trabaja. Finalmente, la falta de eficacia profesional refiere a la tendencia a evaluar negativamente las propias habili­dades para realizar con eficacia el trabajo, incluyendo tanto los aspectos sociales como no sociales de éste (Schaufeli & Salanova, 2007). Este fenómeno se produciría de ma­nera progresiva como resultado de la expo­sición prolongada a estresores a nivel indi­vidual y relacional en el trabajo (Maslach, Schaufeli & Leiter, 2001), especialmente cuando fallan los mecanismos de afrontamiento para reducir el estrés laboral (Mar­tínez Ramón, 2015). Otras perspectivas han resaltado el papel de la recuperación en la génesis del burnout. De acuerdo con ésta, el burnout surgiría cuando existe una recupe­ración física y mental inadecuada debido a la dificultad para desconectarse del trabajo (Derks & Bakker, 2014).

Desde las primeras publicaciones a me­diados de los ‘70, la investigación sobre el burnout ha sido prolífica, existiendo más de 6000 publicaciones al respecto (Schaufeli et al., 2009). Los numerosos estudios realiza­dos han mostrado las repercusiones negati­vas que este síndrome acarrea para los in­dividuos y las organizaciones. En concreto, se ha constatado que los trabajadores “que­mados” poseen menos engagement en su trabajo (Leiter & Maslach, 2017), experi­mentan con mayor frecuencia afecto nega­tivo y en menor medida afecto positivo (Castellano, Cifré, Spontón, Medrano & Maffei, 2013), presentan menor compro­miso organizacional (Mercado-Salgado & Gil-Monte, 2010), como así también mayor absentismo por enfermedad (Roelen et al., 2014) y mayor insatisfacción laboral e in­tención de abandonar la organización (Tziner, Rabenu, Radomski & Belkin, 2015). Sumado a ello, existe evidencia de que el burnout no es un fenómeno exclusivamente individual, sino que puede extenderse (con­tagiarse) al resto de las personas con las que se trabaja (Kim, Youngs & Frank, 2017) y fuera del ámbito laboral (Pines, Neal, Hammer & Icekson, 2011), generando cir­cuitos negativos de malestar que afectan di­versas áreas de funcionamiento (Salanova, 2006). De esta manera, parece claro que el burnout compromete no sólo la salud ocupacional, sino también la eficacia organizacional, siendo uno de los daños laborales más importantes en la actualidad.

Debates en torno al concepto del burnout

Si bien el concepto tridimensional del burnout (i.e., agotamiento, cinismo y falta de eficacia profesional) constituye la defi­nición más empleada (Maslach et al., 2001), la conceptualización del burnout ha sido y continúa siendo objeto de discusión, funda­mentalmente en cuanto a sus dimensiones o componentes (e.g., Schaufeli &Taris, 2005; Schaufeli, Maslach & Marek, 2017). Así, mientras que el agotamiento y el cinismo se consideran las dimensiones centrales o el corazón del burnout (Green, Walkey & Tay­lor, 1991; Halbesleben & Demerouti, 2005), no existe consenso en torno al papel des­empeñado por la tercera dimensión. En par­ticular, se ha sugerido que la falta de efica­cia profesional representa una dimensión más cercana a una variable de personali­dad (Cordes & Dougherty, 1993), un ante­cedente del burnout (Ventura, Salanova & Llorens, 2015), una consecuencia de éste (Schaufeli & De Witte, 2017), o una varia­ble moduladora de la influencia de los estresores laborales sobre el desarrollo del burnout (Gil-Monte, García-Juesas & Her­nández, 2008). Otros autores han propuesto que la ineficacia profesional, y no la falta de eficacia profesional, constituye el tercer componente del burnout. Concretamente, Schaufeli y Salanova (2007) demostraron que, al evaluar la ineficacia profesional en lugar de la falta de eficacia profesional, las correlaciones entre las distintas dimensiones aumentaban y formaban un constructo más compacto. Más aún, comprobaron que un modelo compuesto por agotamiento, ci­nismo e ineficacia profesional presentaba un mejor ajuste en los datos que el modelo ori­ginal representado por agotamiento, ci­nismo y falta de eficacia profesional. Estu­dios posteriores (Bresó, Salanova & Schau­feli, 2007; Simbula & Guglielmi, 2010) ob­tuvieron resultados similares que conclu­yeron en la necesidad de incluir la inefica­cia en lugar de la falta de eficacia como medida del burnout.

En lo que respecta al cinismo, Schaufeli y Salanova (2013) han conceptualizado como una forma particular de distanciamiento mental del trabajo, diferenciándolo de la despersonalización. Así, mientras que esta última se caracteriza por un distanciamiento de los trabajadores de servicios res­pecto de otras personas (e.g., clientes, pa­cientes, usuarios de servicios), en el caso de los trabajadores que no son de servicios, el distanciamiento ocurre bajo la forma de ac­titudes cínicas hacia el trabajo en general. La diferenciación entre estos dos constructos ha sido respaldada en estudios recientes en los que se halló que un modelo de cuatro factores que incluye agotamiento, cinismo, despersonalización e ineficacia profesional, presentaba índices de ajuste superiores a un modelo de tres factores en el que ci­nismo y despersonalización colapsaban en un factor general de distanciamiento (Simbula & Guglielmi, 2010).

Por último, frente a las definiciones que enfatizan la naturaleza multidimensional del burnout, algunos modelos teóricos (Golembiewski, Scherb & Boudreau, 1993; Pi­nes, 1993) lo conciben como un fenómeno unidimensional. En esta misma línea, Gil- Monte (2002) afirma que el burnout podría considerarse como un estado genérico en el que un trabajador muestra una ausencia de compromiso con el trabajo. Desde esta pers­pectiva, el compromiso con el trabajo re­presentaría el empeño por realizar el trabajo de manera excelente, acompañado de senti­mientos de efectividad. Por el contrario, el burnout sería un estado de agotamiento en el que la persona se muestra cínica sobre los resultados de su trabajo y duda de su efica­cia para realizarlo. Esta concepción gené­rica del burnout abre la posibilidad de con­cebirlo como un constructo unitario, hecho que también ha sido asumido por otros au­tores (e.g., Brenninkmeijer & Van Yperen, 2003).

Medición del burnout

Correlativamente al interés en la inves­tigación sobre el burnout, se han propuesto numerosos instrumentos para su evaluación, como el Burnout Measure (BM; Pines & Aronson, 1988), el Oldenburg Burnout In­ventory (OLBI; Halbesleben & Demerouti, 2005), el copenhagen Burnout Inventory (CBI; Kristensen, Borritz, Villadsen & Christensen, 2005), el Cuestionario para la Evaluación del Síndrome de Quemarse por el Trabajo (CESQT; Gil-Monte et al., 2006), y el Maslach Burnout Inventory (MBI), que cuenta con diferentes versiones incluyendo una versión genérica aplicable a todas las ocupaciones independientemente de las ta­reas específicas que se realicen (MBI-GS; Schaufeli et al., 1996). De éstos, ha sido el MBI en su forma más genérica el instru­mento más utilizado para la medida y eva­luación del burnout, siendo adaptado en va­rios países incluyendo España (Gil-Monte, 2002; Salanova, Schaufeli, Llorens, Peiró & Grau, 2000), Holanda (Taris, Schreurs & Schaufeli, 1999), Noruega (Langballe, Falkum, Innstrand & Aasland, 2006), Finlandia (Makikangas, Hatinen, Kinnunen & Pekkonen, 2011), Japón (Kitaoka-Higashiguchi et al., 2004), Venezuela (Constant Millán de Lange & D’Aubeterre López, 2012) y Sudáfrica (Storm & Rothmann, 2003), entre otros.

El MBI-GS fue desarrollado original­mente en Estados Unidos (Schaufeli et al., 1996) partiendo de la definición del burnout como un constructo conformado por agota­miento, cinismo y falta de eficacia profe­sional. La mayoría de los estudios realiza­dos en los distintos países confirman la estructura tridimensional de la escala (e.g., Constant Millán de Lange et al., 2012; Kitaoka-Higashiguchi et al., 2004; Makikangas et al., 2011). Sin embargo, algunas in­vestigaciones han encontrado más de tres factores o, por el contrario, menos. Así, Langballe et al. (2006), en una muestra multiocupacional de más de 5000 trabajadores, encontraron que un modelo de dos factores compuesto por las dimensiones corazón del burnout mostraba índices de ajuste acepta­bles y ligeramente superiores al modelo de tres factores, para la muestra general y para los distintos grupos ocupacionales. En otro estudio realizado sobre una muestra hispa­noamericana de más de siete países, Pando Moreno, Aranda Beltrán y López Palomar (2015) hallaron que los ítems correspon­dientes a las dimensiones corazón del burn­out se solapaban en un factor, mientras que el otro factor agrupaba los ítems pertene­cientes a la escala de falta de eficacia pro­fesional. Por último, Salanova et al. (2005), utilizando una medida compuesta por las escalas del MBI-GS y la subescala de des­personalización correspondiente a la ver­sión original del MBI (MBI-HSS; Maslach & Jackson, 1986), contrastaron varios mo­delos y encontraron que un modelo de cua­tro factores -que incluía agotamiento, ci­nismo, despersonalización e ineficacia profesional- era el que mejor ajustaba a los datos. Además, comprobaron mediante un estudio de invarianza que la estructura fac­torial se mantenía invariable en diferentes ocupaciones.

El presente estudio

En síntesis, a pesar de la cantidad de es­tudios que sustentan la importancia del burn­out en el ámbito laboral, persiste aún cierta controversia en torno a la cantidad de di­mensiones o síntomas que incluye. De esta manera, parece necesario el desarrollo de más estudios que aporten evidencia adicio­nal sobre su estructura. Sumado a esto, aun­que se registran estudios previos en Argen­tina que analizan el burnout sobre distintas muestras ocupacionales y preocupacionales (e.g., Marruco, 2008; Oñate, Resett, Menghi & Iglesia, 2016; Waldman, Diez, Arazi, Linetzky & Grancelli, 2009), no se identifican trabajos que proporcionan evi­dencias de validez y confiabilidad de nin­gún instrumento para la evaluación del burn­out, lo que limitaría en principio la validez de las conclusiones obtenidas. Por todo ello, el presente estudio se propuso analizar la es­tructura factorial y la confiabilidad de una medida del burnout, integrada por las tres escalas del MBI-GS y la subescala de des­personalización del MBI-HSS, en trabaja­dores argentinos. Adicionalmente, se exa­minó la validez externa de las puntuaciones de la escala analizando las correlaciones con medidas de engagement y de afecto.

Método

Participantes

Se utilizó una muestra accidental com­puesta por 1903 trabajadores de ambos se­xos (masculino: 61.8%), con edades com­prendidas entre 18 y 71 años (M= 33.15; DE= 8.59) de la ciudad de Córdoba, Ar­gentina. El 86.4% trabajaba en empresas del sector privado, el 13.2% en el sector público y el resto en organizaciones no gubemamentales (.4%). Con respecto al pues­to de trabajo, el 34.8% trabajaba como em­pleado u operario, el 17.2% estaba repre­sentado por profesionales o técnicos que se desempeñaban de manera autónoma, el 22.3% eran directivos de áreas funciona­les, el 16.1% eran gerentes y el 9.6% estaba comprendido en otras categorías ocupacionales. El tiempo promedio que llevaban tra­bajando en la empresa/organización era de 3.77 años (Mdn= 1) y de 2.45 años en el puesto de trabajo actual (Mdn= 1).

Instrumentos

Burnout.

Se evaluó a través de dos medidas. Es­pecíficamente, para medir agotamiento, ci­nismo e ineficacia profesional, se utilizó la versión española del MBI-GS (Schaufeli & Salanova, 2007), mientras que los niveles de despersonalización se evaluaron me­diante la adaptación española del MBI-HSS (Salanova et al., 2005). El agotamiento está compuesto por 4 ítems (e.g., “Me encuentro agotado/a al final de la jornada laboral”). La dimensión de cinismo fue medida a través de 4 de los 5 ítems de la escala original (e.g., “Cada vez me siento menos implicado/a con el trabajo que hago”). El ítem 13 de la escala de cinismo fue eliminado aten­diendo a las recomendaciones planteadas en diferentes estudios (e.g., Salanova, Grau, Llorens, & Schaufeli, 2001; Schutte, Top­pinnen, Kalimo & Schaufeli, 2000). La in­eficacia profesional se midió a través de 4 ítems que corresponden a una transforma­ción de los ítems originales del factor de efi­cacia profesional en ítems negativos (e.g., el ítem original “En mi opinión, soy eficaz en mi trabajo” fue modificado y sustituido por “En mi opinión, soy ineficaz en mi tra­bajo”). Finalmente, la despersonalización se evaluó a través de 4 ítems que corres­ponden a la escala original del MBI-HSS (e.g., “Creo que soy más insensible con la gente que trato en mi trabajo desde que es­toy en este puesto”). Todos los ítems se res­ponden mediante una escala tipo Likert con 7 opciones, desde 0 (Nunca) hasta 6 (Siempre), según la frecuencia con que el traba­jador se siente de la manera descrita por el ítem. Estudios realizados en España me­diante AFE y AFC confirman la validez de constructo de cada uno de los factores, así como una adecuada fiabilidad con coefi­cientes alfa de Cronbach superiores a .70 en todos los casos (Agotamiento: .77; Cinismo: .84; Despersonalización: .71; Ineficacia Profesional: .80).

Engagement

Se evaluó por medio del Work Utrecht Engagement scale (UWES). La escala cuenta con 17 ítems respondidos a través de una escala tipo Likert de 7 categorías, desde 0 (Nunca) hasta 6 (Siempre) que fue des­arrollada para medir las tres dimensiones conceptuales del engagement: 1) Vigor (6 ítems; e.g., “En mi trabajo me siento lleno de energía”); 2) Dedicación (6 ítems; e.g., “Mi trabajo tiene sentido”); y 3) Absorción (5 ítems; e.g., “Cuando estoy trabajando ol­vido todo lo que pasa a mi alrededor”). Es­tudios realizados en Argentina (Spontón, C., Medrano, Maffei, Spontón, M. & Cas­tellano, 2012) indican que la escala con­serva la misma estructura factorial que la escala original y una fiabilidad estimada mediante el coeficiente alfa de Cronbach aceptable, con valores de .69, .76 y .88 para las dimensiones de absorción, vigor y dedi­cación, respectivamente.

Afecto.

Se usó la Escala de Afecto Positivo y Negativo (PANAS) para adultos, adaptada en el medio local por Moriondo, De Palma, Medrano y Murillo (2012). Se trata de una escala compuesta por 20 ítems, 10 de los cuales corresponden a afectos o emociones positivas (e.g., Orgulloso, Interesado, En­tusiasmado) y 10 a afectos o emociones ne­gativas (e.g., Nervioso, Irritable y Culpa­ble). Cada ítem es respondido en una escala Likert de cinco puntos, desde 1(Muy poco o nada) hasta 5 (Siempre o casi siempre), según la frecuencia con que se ha experi­mentado cada una de las emociones en las últimas dos semanas. Los análisis de con­sistencia interna muestran valores satisfac­torios tanto para la subescala de afecto po­sitivo (a = .73) como para la subescala de afecto negativo (a = .82).

Cuestionario sociodemográfico y la­boral.

Se elaboró un cuestionario ad hoc con el fin de recabar información sobre las carac­terísticas sociodemográficas (sexo, edad, nivel educativo, etc.) y laborales (antigüe­dad laboral, sector en el que trabaja -pú­blico, privado, ONG-, puesto de trabajo, etc.) de los participantes.

Procedimiento

En primer lugar, se llevó a cabo una apli­cación piloto del MBI-GS (n= 32) con el objetivo de analizar la comprensión de los ítems, su grado de adecuación o aceptabili­dad y otros aspectos vinculados con la ad­ministración. En efecto, tal como indica Chahín-Pinzón (2014), aun cuando el idioma en que está redactada la escala uti­lizada es el mismo que el de la población a la que se pretende aplicar -en este caso, el español-, las características idiomáticas y lingüísticas pueden variar sustancialmente de un país a otro, siendo necesario por lo tanto revisar los ítems para garantizar que el lenguaje sea adecuado en sus aspectos idiomáticos y culturales. Una vez concluida la fase del estudio piloto, se administró el cuestionario de burnout junto con las esca­las PANAS, UWES y el cuestionario so­ciodemográfico a una muestra indepen­diente más amplia de trabajadores con el fin de realizar los análisis psicométricos plani­ficados y obtener evidencias sobre la es­tructura interna, confiabilidad y validez de la escala. La recolección de datos se llevó a cabo en pequeños grupos (entre 10 y 15 tra­bajadores aproximadamente) con previa au­torización de los directivos de las empresas, instituciones públicas y organizaciones sin fines de lucro. En todos los casos, la parti­cipación fue voluntaria y anónima, y se brindó información clara sobre los propósi­tos de la investigación.

Análisis de datos

Se realizó un análisis de exploración ini­cial de los datos para identificar la presen­cia de casos atípicos, valores ausentes, y verificar el cumplimiento de los supuestos de normalidad univariada y multivariada (Tabachnik & Fidell, 2001). La evaluación de la estructura interna del cuestionario de burnout se realizó mediante análisis facto­rial confirmatorio (AFC). Basándose en los resultados de las investigaciones previas, se puso a prueba un total de seis modelos: (M1) un modelo de un factor, que asume que todos los ítems saturan en una variable latente burnout; (M2) un modelo de dos factores correlacionados compuesto por las dimensiones corazón (agotamiento y ci­nismo); (M3) un modelo de dos factores correlacionados en el que los ítems de ago­tamiento y cinismo saturan en una variable latente y los ítems de ineficacia profesional en otra; (M4) un modelo de tres factores co­rrelacionados que incluye agotamiento, dis­tancia mental (cinismo y despersonaliza­ción) e ineficacia profesional; (M5) un modelo de tres factores correlacionados re­presentado por agotamiento, cinismo y des­personalización, y (M6) un modelo de cua­tro factores correlacionados integrado por agotamiento, cinismo, despersonalización e ineficacia profesional. Se empleó el mé­todo de estimación de máxima verosimili­tud (ML) y para verificar la adecuación de los modelos propuestos se consideró, ade­más del estadístico chi-cuadrado (x2), el ín­dice de ajuste comparativo (CFI), el índice de bondad de ajuste (GFI) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA). De acuerdo con Hu y Bentler (1999), valo­res superiores a .95 para los índices CFI y GFI indican un ajuste óptimo, mientras que valores superiores a .90 indican un ajuste aceptable. Para el RMSEA, valores inferio­res a .06 se consideran óptimos, e inferiores a .08 aceptables. Finalmente, la contrastación entre los modelos se llevó a cabo me­diante el Criterio de Información de Akaike (AIC), ya que permite comparar múltiples modelos de manera simultánea (Pérez, Me­drano & Sánchez-Rosas, 2013). Valores in­feriores en el estadístico AlC indican un mejor ajuste del modelo con respecto a los modelos rivales. Asimismo, se examinó la significación de las diferencias en los valo­res de chi-cuadrado (Ax2), en el que dife­rencias significativas se interpretan como evidencia de mejor ajuste (Bollen, 1989).

Por último, la confiabilidad se evaluó mediante el índice de consistencia interna (alfa de Cronbach) y la confiabilidad del constructo (coeficiente H; Domínguez-Lara, 2013) mientras que para el análisis de la va­lidez concurrente, se calcularon correlacio­nes bivariadas (coeficiente r de Pearson) entre las escalas. Para los distintos análisis mencionados se utilizó el programa AMOS IBM 20, el SPSS IBM 20 y el Excel 2010.

Resultados

Estudio piloto

Se solicitó a cada persona que anotara los ítems difíciles de entender o con formula­ción poco clara, como así también cualquier otro dato referido a la escala que juzgara de interés. Una vez concluida la actividad se habilitó un espacio para que los participan­tes pudieran opinar sobre el instrumento (pertinencia de los ítems, extensión, difi­cultades de comprensión, tiempo requerido para completar la prueba, etc.), utilizándose para ello la técnica de focus group, por tra­tarse de un procedimiento recomendado (Alexandre & Guirardello, 2002). No se ob­servaron dificultades de comprensión en los ítems, la consigna y el formato de respuesta, por lo cual no se introdujeron cambios. Asi­mismo, los participantes relataron que se trataba de un instrumento interesante y sen­cillo de responder.

Evidencia de estructura interna

Los indicadores de ajuste de los diferen­tes modelos teóricos propuestos se presentan en la Tabla 1. Como se aprecia, los mo­delos M1, M3 y M4 mostraron un mal ajuste a los datos. De manera similar, los modelos M2, M5 y M6 evidenciaron un ajuste insuficiente, aunque en este caso se observaron algunos índices de ajuste con valores aceptables y/o próximos a los valo­res recomendados. Por este motivo, se optó por introducir reespecificaciones al M2, M5 y M6. Un análisis detallado de los índices de modificación evidenció que un ítem co­rrespondiente a la dimensión agotamiento (“Cada vez se me hace más pesado levan­tarme por las mañanas para ir a trabajar”) presentaba saturaciones cruzadas altas en el factor cinismo (2= .58). Asimismo, se iden­tificó la presencia de errores correlaciona­dos entre dos ítems (“Dudo de que mi tra­bajo contribuya a algo interesante” y “No tengo claro cuál es el valor y trascendencia de mi trabajo”) (M.I.= 16.97). Al realizar las mismas reespecificaciones, se observó una mejora significativa en el ajuste de los tres modelos, con índices que alcanzan en su mayoría valores de ajuste óptimos. No obs­tante, las comparaciones entre los modelos indica que M2 posee un ajuste superior con respecto al M5 (Ax2= 227.67, gl= 43, p < .001) y al M6 (Ax2= 557.50, gl= 93, p < .001). De esta manera, se optó por retener el modelo de dos factores que asume el bur­nout como un constructo compuesto por agotamiento y cinismo (ver Figura 1). La correlación entre ambos factores fue mode­rada (r= .32; p < .01), lo que sugiere que agotamiento y cinismo representan factores conceptual y empíricamente distintos, en lugar de manifestaciones de un fenómeno más general.

Evidencias de confiabilidad

Se analizó la consistencia interna de los ítems mediante el coeficiente alfa de Cronbach. Los resultados indican niveles de con­sistencia interna aceptables para agota­miento (a= .73) y cinismo (a= .78). Para analizar la fiabilidad del constructo se uti­lizó el coeficiente H, al tratarse de un coe­ficiente robusto a las variaciones en la mag­nitud de las saturaciones que se producen entre los ítems de un factor, al tiempo que su valor no se ve alterado por la presencia de errores correlacionados (Domínguez- Lara, 2016), como sucede en el presente estudio. Los resultados evidencian coefi­cientes H iguales a .77 y .88 para agota­miento y cinismo, respectivamente, corro­borándose de esta manera la fiabilidad de los constructos.

Evidencia externa de validez

Se analizaron relaciones entre agota­miento y cinismo y entre las escalas de afecto (PANAS) y engagement (UWES). Se esperaba que agotamiento y cinismo co­rrelacionaran negativamente con las di­mensiones del UWES (dedicación, vigor y absorción) y con la escala de afecto positivo del PANAS, mientras que se esperaban co­rrelaciones positivas con la escala de afecto negativo. Los resultados obtenidos mues­tran correlaciones significativas y en las di­recciones esperadas en todos los casos, pro­porcionando así evidencia de validez concurrente para las puntuaciones de la es­cala de burnout (Tabla 2).

Discusión

En el presente estudio se analizó la es­tructura del burnout, evaluado a través de una medida compuesta por escalas del MBI- GS y del MBI-HSS, en una muestra amplia de trabajadores de la ciudad de Córdoba (Argentina). Para ello se compararon dife­rentes modelos teóricos. Los resultados del AFC permiten afirmar que la estructura que mejor explica el síndrome de burnout co­rresponde a un modelo de dos factores in­tegrado por agotamiento y cinismo. De esta manera, en línea con diferentes autores que proponen una conceptualización más parsi­moniosa del burnout (Green et al., 1991; Halbesleben & Demerouti, 2005; Schaufeli & Taris, 2005), los hallazgos del presente trabajo indican que las dimensiones básicas del burnout están representadas por agota­miento y cinismo. Ambas dimensiones pre­sentaron relaciones moderadas entre sí, lo que sugiere que se trata de fenómenos dife­renciadles, tanto desde el punto de vista conceptual como empírico.

Asimismo, no se obtuvo evidencia que respalde la inclusión de la ineficacia laboral como una dimensión del burnout. Estos re­sultados sustentan los planteamientos pre­vios y cuestionan el papel de la ineficacia como un componente genuino del burnout (Halbesleben & Demerouti, 2005). En esta línea, se ha propuesto que la ineficacia la­boral representa más bien un predictor del burnout (Ventura et al., 2015) o una conse­cuencia de éste (Schaufeli & De Witte, 2013). En un estudio longitudinal llevado a cabo por Llorens, García-Renedo y Sala­nova (2005) en el que se analizó el papel de la ineficacia laboral sobre el burnout en dos momentos, se observó que el modelo de causalidad recíproca explicaba mejor las relaciones que un modelo de causalidad di­recta o inversa, lo que parecería indicar que la ineficacia laboral representa tanto un an­tecedente como un consecuente del bur­nout.

No obstante, es importante mencionar que el modelo bifactorial de burnout no presentó inicialmente un buen ajuste, por lo cual debieron introducirse reespecificacio­nes al modelo. En concreto, se comprobó que sólo tras correlacionar los errores de dos ítems (“Dudo de que mi trabajo contri­buya a algo interesante” y “No tengo claro cuál es el valor y trascendencia de mi tra­bajo”), el ajuste del modelo mejoró signifi­cativamente. Cabe destacar que la presencia de errores correlacionados entre estos ítems también se ha observado en otros estudios con muestras de estudiantes (Schaufeli, Martínez, Marqués-Pinto, Salanova & Bakker, 2002) y trabajadores (Schutte et al., 2000) de distintos países. Por lo tanto, más que deberse a las características específicas de la muestra utilizada, la falta de indepen­dencia entre los errores de estos ítems re­flejaría la existencia de factores comunes no especificados que generan variaciones en los ítems, independientemente del país y el tipo de muestra. En particular, la covariación entre los errores podría atribuirse a que el contenido de los ítems parece referir a la falta de valor percibido del propio tra­bajo.

Por otra parte, el ítem “Cada vez se me hace más pesado levantarme por las maña­nas para ir a trabajar”, que inicialmente co­rrespondía a la escala de agotamiento, pre­sentó saturaciones cruzadas en la escala de cinismo, siendo incluso más fuerte en este factor. Tal como indican Rodríguez-Ayan y Sotello Rico (2015), la presencia de satura­ciones cruzadas altas sugiere problemas de especificación en el modelo. En este caso, los índices de modificación sugieren que sería más apropiado considerar al ítem como un indicador de cinismo. A nivel de contenido, esto también podría justificarse atendiendo al hecho de que, si bien el ítem hace referencia a la falta de energía para ir a trabajar, también puede interpretarse como falta de interés (“ganas”), lo que corres­ponde al componente actitudinal del ci­nismo. En cualquier caso, sería provechoso realizar nuevos estudios sobre el funciona­miento del ítem.

Por otro lado, los análisis de confiabili­dad mostraron que las escalas de agota­miento y cinismo poseen una consistencia interna aceptable, como así también una adecuada fiabilidad de constructo. Final­mente, el patrón de correlaciones obtenido entre los puntajes del MBI-GS y las escalas de emociones y engagement fue, en todos los casos, coherente con estudios previos (Castellano et al., 2013; Leiter & Maslach, 2017), lo que constituye evidencia favorable de validez externa de los puntajes de la es­cala.

En síntesis, los resultados de este estudio proveen evidencia sobre la estructura fac­torial del burnout, y evidencias de validez y confiabilidad que sustentan la utilización de las escalas de agotamiento y cinismo del MBI-GS como medida para su evaluación en el contexto argentino. No obstante, sería recomendable realizar nuevos estudios que examinen propiedades psicométricas adi­cionales de la escala, tales como la validez predictiva, convergente y discriminante, y la confiabilidad test-retest. Además, sería in­teresante evaluar la utilidad y la capacidad predictiva del MBI-GS frente a otras medi­das de burnout conceptualmente similares, particularmente el OLBI (Halbesleben & Demerouti, 2005). Por otra parte, conside­rando que las variaciones de muestreo son menores cuando se utilizan muestras gran­des, sería dable suponer que la estructura bi­factorial del burnout fuera generalizable. Sin embargo, dado que la muestra utilizada en este trabajo estuvo conformada en gran medida por trabajadores provenientes del sector privado, sería útil replicar la estruc­tura factorial con muestras de trabajadores pertenecientes a otros sectores. También se­ría deseable realizar análisis factorial con­firmatorio multigrupo (Resett, Costa, Mu­rata & Falcone, 2015) que permita deter­minar la equivalencia del modelo bifactorial de burnout en diferentes ocupaciones, y ofrecer de esta manera evidencia que sus­tente la validez de las conclusiones basadas en las comparaciones entre diferentes gru­pos ocupacionales. Por último, se ha seña­lado que el contenido de algunos ítems del MBI-GS podría ser sensible al sesgo de deseabilidad social (Kristensen et al., 2005) afectando, por consiguiente, la validez de las respuestas (Merino Soto & Vilcherrez Pizarro, 2014). Aunque existe evidencia preliminar que sugiere que el MBI-GS constituye una medida robusta frente al sesgo de deseabilidad social (Fernández- Arata & Merino-Soto, 2016), sería valioso desarrollar nuevas investigaciones que exa­minen el potencial efecto de este tipo de sesgos en las respuestas.

Más allá de estas limitaciones, el pre­sente estudio constituye un aporte a la conceptualización y la medición psicológica de uno de los daños laborales más importantes en las organizaciones. Desde el punto de vista práctico, contar con un instrumento de burnout validado en la población local puede servir para la construcción de proto­colos que permitan evaluar el nivel de riesgo psicosocial dentro de una organiza­ción, puesto o área. Cabe destacar que en la ciudad de Córdoba no se disponen de he­rramientas que permitan examinar el riesgo psicosocial de los puestos de trabajo. Las posibles intervenciones orientadas a dismi­nuir el malestar laboral en las organizacio­nes pueden ser orientadas por los resultados de este protocolo y discriminar más acerta­damente los focos de actuación: la persona y/o la organización.

Tabla 1

Tabla 1

Índices de ajuste correspondientes a los diferentes modelos del MBI-GS probados.

Tabla 2

Tabla 2

Correlaciones entre las dimensiones del MBI-GS y las escalas de emociones y engagement.

Figura 1
Figura 1.

Coeficientes de regresión estandarizados (P) correspondientes al modelo bifactorial (todos ps < .001)

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