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Resumen: Objetivo. El objetivo del presente trabajo es múltiple: i) analizar las propiedades psicométricas de la escala de resistencia ocupacional aplicada a maestros españoles; ii) estudiar la resistencia ocupacional en función de factores demográficos, el contexto familiar y el, entorno; iii) predecir el grado de satisfacción con la vida a partir de las variables de la resistencia ocupacional. Método. Se empleó un diseño descriptivo, transversal e inferencial. Se aplicaron los cuestionarios de Resistencia ocupacional y la Escala de Satisfacción con la vida a una muestra de 649 docentes en activo. Resultados. Los docentes presentan una puntuación media alta tanto en la puntuación total de resistencia M=3.48±.363 (Escala Likert de 1-4), como en las dimensionesCompromiso M.3.68±.400, Desafío M.3.51±.461 y Control M.3.24±.516. El análisis factorial confirmatorio mostró un ajuste adecuado de las escalas. El análisis inferencial indicó la existencia de diferencias significativas en la resistencia en función del sexo, años de experiencia y especialidad (.<.05). Se encontraron diferencias en la dimensión desafío y los años de experiencia; diferencias en el compromiso en función del sexo y la especialidad; y en el control en función del tipo de centro y el estatus profesional. La variable resistencia es la que más contribuye a predecir la satisfacción con la vida.
Palabras clave: Resistencia ocupacional, Educación, Maestro, Satisfacción con la vida, Psicología.
Abstract: Objective. The objective of this work is multiple: i) to analyze the psychometric properties of the scale of occupational hardiness applied to teachers in Spain; ii) to study the occupational hardiness based on demographic factors, the familiar context and the environment; iii) to predict the degree of satisfaction with life from the variables of the occupational hardiness. Method. A descriptive, transversal and inferential design was used. Occupational Hardiness and Life Satisfaction Scale questionnaires were applied to a sample of 649 active teachers employment. Results. Teachers show a high mean score in the total resistance score M=3.48±.363 (Likert Scale of 1-4), as well as in the Commitment M=3.68±.400, Challenge M=3.51±.461 and Control M=3.24±.516 dimensions. Confirmatory factor analysis showed an adequate adjustment of the scales. Inferential analysis indicated the existence of significant differences in resistance according to sex, years of experience and specialty (p<.05). Differences were found in the challenge dimension and years of experience; differences in commitment according to sex and specialty; and in control according to type of school and professional status. The resistance variable is the one that most contributes to predicting life satisfaction.
Keywords: Occupational Resistance, Education, Teacher, Satisfaction with life, Psychology.
ARTÍCULOS
Resistencia ocupacional y satisfacción con la vida en maestros españoles
Occupational hardiness and life satisfaction in Spanish primary school teachers
Recepción: 28 Julio 2018
Aprobación: 03 Julio 2019
Publicación: 05 Julio 2019
La educación básica en España se estructura en tres etapas: Educación infantil (desde los 0-6 años), Educación Primaria (desde los 7-12 años) y Educación Secundaria desde los 13-16 años). El carácter obligatorio se inicia en la Educación Primaria y continúa en la etapa de Secundaria, si bien es cierto que la gratuidad del segundo ciclo de Educación infantil (3-6 años) promueve su escolarización temprana.
El marco normativo del sistema educativo español se rige por la Ley Orgánica de Educación 2/2006 de 3 de mayo, modificada por la Ley Orgánica 8/2013 de 9 de diciembre de 2013 o ley LOMCE (Ley Orgánica para la Mejora de la Educación).
El presente trabajo se centra en los maestros de las dos primeras etapas: infantil y primaria.
En los últimos años, la labor docente podría considerarse una de las profesiones con mayor riesgo de sufrir estrés (García y Llorens, 2003).
Las exigencias que presenta el nuevo escenario educativo provocan un alto grado de descontento entre los maestros debido a las altas expectativas que se les exige y los insuficientes recursos personales y laborales con los que cuentan (Martínez & Salanova, 2004). Autores como Lima y Lerrechea (2013), muestran que los maestros en la actualidad se sienten insatisfechos con sus resultados y con su hacer pedagógico.
Avargues y Borda (2010) señalan que los maestros son considerados un factor crítico en los procesos de cambio y de quienes se espera rapidez de adaptación.
Otros autores como Álvarez, Nejar, Porras y Ramírez (2010), realizaron un estudio con profesores de enseñanza secundaria que mostró que la mitad de los mismos sentían estrés, siendo sus principales causas: el comportamiento de los alumnos (desconsideraciones, insultos o agresiones), falta de apoyo de las familias a la hora de gestionar la disciplina, y el excesivo número de alumnos.
Las propuestas destinadas a reducir y prevenir la tensión laboral se han centrado en mejorar los ambientes de trabajo (Zeffane & Mcloughlin, 2006), así como conocer los factores de personalidad para afrontar el cambio. En esta línea, Ortega, Ortiz y Coronel (2007), encontraron una correlación significativa y negativa entre el burnout y la resistencia ocupacional en los profesionales de salud estudiados.
Trabajos como el de Marenco y Hernando (2016), muestran que las mujeres, solteras y sin hijos presentan mayor agotamiento y baja realización profesional; mientras que los hombres tienden más a la despersonalización. El tipo de contrato también influye, siendo los trabajadores indefinidos o fijos quienes presentan un menor nivel de burnout.
Por personalidad resistente (término anglosajón hardy personality), también denominada resistencia ocupacional se entiende como un recurso personal contra los efectos de los sucesos estresantes sobre la salud y especialmente como un regulador del estrés ocupacional (Kobasa, 1979). Este perfil describe a un sujeto capaz de enfrentarse de forma activa y optimista a los estímulos estresantes (Kobasa, Maddi & Kahn, 1982). Junto al optimismo, la autoeficacia, la esperanza y el engagement con el trabajo, constituye el capital positivo organizacional (Salanova, 2008).
Hay que decir que el término resistencia ocupacional ha generado bastante interés, tanto en su definición como en los factores y efectos que produce (Maddi & Martínez, 2008). Trabajos como el de Moreno, Garrosa y González (2000), con un grupo de profesores de Educación Secundaria han mostrado que la resistencia ocupacional parece inducir el desarrollo de estrategias de afrontamiento adaptativas que reducen la probabilidad de experimentar los procesos de estrés y burnout.
A pesar de su apariencia multidimensional, la resistencia ocupacional debería considerarse como un constructo unidimensional, formado por tres componentes (control, compromiso y desafío), que, solo unidos, dan lugar al concepto.
El factor control, hace referencia a la capacidad de manejo e influencia sobre los acontecimientos y sus consecuencias que percibe el sujeto. El de compromiso, se refiere a la implicación con las personas y actividades, dando sentido a lo que se hace y no darse por vencido fácilmente a contextos estresantes. Y el de desafío, se trata de la percepción del contexto como una oportunidad de crecimiento. Trabajos como el de Oliver (1993), mostraron que las tres dimensiones de la resistencia ocupacional explicaban el 33% de la varianza del burnout.
No obstante, algunos autores consideran que solamente el componente control o los de control y compromiso, son los que realmente conforman el concepto (Florian, Mikulincer & Taubman, 1995; Williams, Wiebe & Smith, 1991). En este sentido, autores como Moreno-Jiménez, Garrosa, Corso, Boada y Rodríguez-Carvajal (2012), encontraron que la variable compromiso dentro de la resistencia ocupacional tiene efectos directos, significativos y moderadores sobre el agotamiento y el vigor. Otros autores como Moreno, Arcenillas, Morante y Garrosa (2005), estudiaron una muestra de profesores de primaria donde se encontró que la variable compromiso de la resistencia ocupacional junto al optimismo, desempeñan un papel modulador en el burnout. En este mismo sentido Kobasa (1982), observó que la utilización del coping regresivo o tendencia a evitar los problemas, se relacionaba inversamente con el compromiso en un estudio con profesores de enseñanza secundaria.
Autores como Maury, Lugo y González (2014) no encontraron diferencias significativas en la edad y el género respecto a la resistencia ocupacional pero sí en relación al optimismo, siendo mayor en mujeres. Otros autores como Hernández, Ehrenzeweig y Navarro (2009) con una muestra de adultos mayores encontraron diferencias significativas en relación al género, formación, autopercepción de la salud, estado de ánimo en sus enfermedades y nivel de independencia.
En el entorno docente, el bienestar psicológico se relaciona con la satisfacción con la vida y asociado en trabajos previos con el éxito laboral y el buen clima relacional (Luhmann, Lucas, Eid & Diener, 2013); así como el grado de ajuste entre la persona-entorno y el apoyo social (Verhoeven, Kraaij, Joekes & Maes, 2003). De hecho, una de las líneas de investigación más emergentes sobre salud laboral en maestros es encontrar modelos explicativos del bienestar en base a factores psicosociales del trabajo (Chávez y Quiñónez, 2007). De igual modo, la resiliencia se considera el mejor predictor de la satisfacción con la vida (Noorbakhsh, Besharat & Zarei, 2010).
En el entorno laboral, la búsqueda de la perfección se ha relacionado con procesos desadaptativos, neuroticismo y afecto negativo (Einstein, Lovibond, & Gaston, 2000). De hecho, diferentes trabajos (Pelletier, Fortier, Vallerand, & Briere, 2001; Pelletier, Fortier, Vallerand, Tuson, Brière, & Blais, 1995), han mostrado que la percepción de un clima controlador se relaciona con una menor motivación intrínseca y con menor satisfacción con la vida (Méndez, Cecchini & Fernández, 2015).
El factor control en el trabajo, como capacidad de influencia sobre los eventos y sus consecuencias, parece tener una relación negativa con la satisfacción tanto laboral como vital y en contraposición con el concepto de flow. Así Csikszentmihalyi (1998) indica que cuanto mayor son los estados de fluidez en el entorno laboral, mayor efectividad se consegue al interpretar cada momento de forma agradable. De igual modo, el estado de fluidez y la percepción del clima social predicen la satisfacción en el trabajo (Nader, Peña & Sánchez, 2014). Y es que la conciencia de la atención en el momento presente se ha relacionado con la satisfacción con la vida (Laca Arocena, Mejía, Rodríguez & Carrillo, 2017).
El objetivo del presente trabajo es múltiple: i) analizar las propiedades psicométricas de la escala de resistencia ocupacional aplicada a maestros educación primaria e infantil, ii) estudiar la resistencia ocupacional en función de factores demográficos (edad, género, formación), contexto familiar (estado civil y número de hijos), entorno laboral (especialidad, años de experiencia, tipo de contrato, titularidad del centro educativo y tamaño población); iii) predecir el grado de satisfacción con la vida a partir de las variables de la resistencia ocupacional.
El presente trabajo se desarrolla con un diseño cuantitativo, descriptivo, correlacional y de carácter transversal por su aplicación en un único momento temporal (Montero & León, 2005). De la misma manera se trata de una investigación instrumental, en el sentido de que se adapta y analizan las propiedades psicométricas del instrumento utilizado, así como de tipo comparativo por cuanto se indaga sobre las diferencias que se producen en la satisfacción con la vida de la población estudiada con por la situación sociodemográfica y laboral de los participantes (Ato, López & Benavente, 2013).
La muestra estuvo compuesta por 649 maestros de Educación Infantil y Primaria en activo a través de un muestreo incidental, pero con representación de todas las Comunidades Autónomas y Ciudades Autónomas de España.
De los participantes 23,36 % eran hombres y 76,64 mujeres y siendo el perfil mayoritario maestros de edades entre 26-40 años (62,90%).
En relación a las variables sociodemográficas utilizadas se encuadran en cuatro dimensiones: factores demográficos (edad, género, formación), contexto familiar (estado civil y número de hijos), entorno laboral (especialidad, años de experiencia, tipo de contrato, titularidad del centro educativo y tamaño población).
El instrumento utilizado en este estudio para valorar la personalidad resistente es el Cuestionario de Resistencia ocupacional (Moreno, Rodríguez, Garrosa & Blanco, 2014). Dicho instrumento mide la resistencia ocupacional a través de una serie de afirmaciones donde los sujetos deben puntuar cómo se valoran ante dichas situaciones. Dichos ítems se agrupan en base a tres tipos de dimensiones a la hora de abordar las demandas del contexto laboral: compromiso, control y desafío.
La valoración del cuestionario se realiza a través de una escala tipo Likert de cuatro opciones (1= Completamente en desacuerdo hasta 4= Completamente de acuerdo).
Para el estudio de la satisfacción con la vida se utilizó la Escala de satisfacción vital traducida al castellano por Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000) procedentes de la versión inglesa (SWLS) de Diener, Emmons, Larsen y Griffin (1985).
Los ítems que componen la escala son: 1) En la mayoría de los aspectos, mi vida es cercana a mi ideal, 2) Las condiciones de mi vida son excelentes 3) Estoy satisfecho con mi vida, 4) Hasta ahora, he conseguido las cosas importantes que he deseado en mi vida, y 5) Si pudiera vivir mi vida de nuevo, no cambiaría casi nada.
Aunque en la versión original las respuestas oscilan entre 1 y 7, la versión en castellano la integran 5 ítems con valoración en escala tipo Likert de cinco opciones (1=total desacuerdo hasta 5=total acuerdo).
La administración del instrumento se realizó en soporte online para posteriormente, realizar un análisis de correlación para verificar la existencia de relación entre las distintas variables consideradas.
La muestra se caracterizó a través de un análisis descriptivo, empleando la media y la desviación típica. Se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) y confirmatorio (AFC) de la escala de Resistencia ocupacional. Para el AFC se empleó el método de estimación de mínimos cuadrados no ponderados, ya que el análisis se empleó con una escala tipo Likert y no asumen una distribución normal (Brown, 2006; Morata-Ramírez, Holgado-Tello, Barbero-García, & Mendez, 2015; Kline, 2005), además algunos ítems tenían valores no aceptables de curtosis y asimetría. Siguiendo las recomendaciones de Kline (1998) se usaron varios índices para evaluar la bondad de ajuste del modelo. Para ello se utilizó el paquete estadístico AMOS.
Para el análisis inferencial al no cumplirse el supuesto de normalidad se empleó la prueba U de Mann Whitney y la prueba h de Kruskal Wallis cuando no se asumió la igualdad de varianzas (Field, 2009). Para ello se utilizó el paquete estadístico SPSS (versión 21). Se calculó el tamaño del efecto en las variables contrastadas (Borenstein, 2009).
En la Tabla 1 se observa que la curtosis y asimetría de los ítems 1, 5 y 7 es alta y que todos los ítems no cumplen el supuesto de normalidad univariada (.<.05) y que la curtosis multivariada indica que no se cumple la normalidad multivariante (Curtosis Multivariate = 85,331; c.r.= 51,352).
El análisis de la matriz de correlaciones mostró que los quince ítems de la escala eran apropiados para realizar un análisis factorial. La prueba de esfericidad de Bartlett (X.= 3294,73; gl=105; .<.001), indicó que los ítems de la escala Resistencia ocupacional no eran independientes. El coeficiente de Kaiser-Meyer-Olkin, KMO= .89, indicó que las correlaciones entre parejas de ítems pueden ser explicadas por los restantes ítems seleccionados. El screen test de Cattell mostró que el modelo tenía tres factores que explicaban un 55.67% de la varianza. Se observó que el ítem 3 (del factor control) saturaba en el factor compromiso por lo que se decidió eliminarlo. En un segundo análisis la prueba de esfericidad de Bartlett (X.= 3064.43; gl=91; .<.001), también mostró que los ítems de la escala resistencia ocupacional no eran independientes. De igual modo el coeficiente de KMO= .88 indicó que las correlaciones entre parejas de ítems pueden explicarse por los restantes ítems seleccionados. El scree test de Cattell mostró que el modelo tenía tres factores que explicaban un 57.33% de la varianza, algo mayor que en la primera prueba. Los pesos factoriales oscilaban entre .51 y .80. El AFC, sin el ítem 3, mostró un ajuste adecuado (GFI=.987; AGFI=.981; RMR=.017; SRMR=.047; NFI=.976; RFI=.970).
La fiabilidad de la escala Resistencia, calculada a través del coeficiente alpha de Crombach, obtuvo un índice de fiabilidad bueno, α=.85. El factor Desafío obtuvo una fiabilidad de .82, el factor Control .72 y el factor Compromiso .78.
En la Tabla 2 se observa que las variables de la escala resistencia ocupacional no cumplen el supuesto de normalidad y que los factores están correlacionados. Las puntuaciones más altas se observan en la escala compromiso, seguido de desafío.
Se realizó un análisis de las puntuaciones obtenidas para cada factor en función de las variables sociodemográficas. A través de la prueba U de Mann Whitney se encontraron diferencias significativas en el sexo para las variables control (.=33016,50; .=.49; .=.153), desafío (.=33007,00; .=.48; .=.153) y compromiso (.=31644,00; .=.007; .=.207) y resistencia (.=30476.50; .=.001; .=.254); las mujeres presentan una mayor puntuación en las tres dimensiones de la escala de resistencia ocupacional, Tabla 3. No se encontraron diferencias significativas en el cuestionario de resistencia ocupacional en función de la edad, el estado civil, el tamaño de la población de residencia, el número de hijos y la formación (.>.05).
Posteriormente, se pasó a realizar el análisis respecto a las variables de tipo laboral. Así, el análisis de la resistencia ocupacional realizado a través de la prueba U de Mann Whitney mostró diferencias significativas en la variable control en función del tipo de centro (.=38003,50; .=.025; .=.175). En cuanto al estatus laboral, la prueba H de Kruskal Wallis mostró diferencias significativas en la variable control (X.=9,924; gl= 4; .=,042; .=0.193) pero no se pudieron determinar diferencias entre los grupos. No se encontraron diferencias en función de la especialidad y años de experiencia profesional (.>.05).
En la variable compromiso, la prueba H de Kruskal Wallis indicó que existían diferencias significativas en función de la especialidad (X.=15,443; gl= 5; .=,009; .=.257); no observándose diferencias en función del resto de variables (.>.05). Las comparaciones entre grupos realizadas a través de la prueba U de Mann Whitney presentó diferencias significativas entre los profesores de EE/ AL / PT y educación Infantil (.= 4963,50; .=.001; .=.402). Los maestros de educación infantil presentan la puntuación más alta mientras que los de educación musical y EE/ AL / PT la más baja, Tabla 4.
En cuanto a la variable desafío, la prueba H de Kruskal Wallis indicó que existían diferencias significativas en función de los años de experiencia profesional (X.=6,278; gl=2; .=,043; .=.163), no pudiendo determinarse las diferencias entre grupos (.>.017). Los profesores con una experiencia entre 5 y 10 años son los que presentan la mayor puntuación. No existen diferencias en función del tipo de centro, el estatus profesional y la especialidad (.>.05).
En la medida de resistencia no se encontraron diferencias significativas en el tipo de centro y el estatus profesional. La prueba H de Kruskal Wallis indicó que había diferencias en la resistencia en función de la especialidad (X.=16,317; gl= 5; .=,006; .=.268). Las comparaciones entre grupos se realizaron a través de la prueba U de Mann Whitney. Los maestros de educación infantil presentan puntuaciones más altas que los maestros de Educación especial, Audición y lenguaje y Pedagogía terapéutica (.= 4807,50; .=.001; .=.441), Tabla 4. También se encontraron diferencias en la experiencia profesional (X.=6,564; gl= 2; .=,038; .=.169), donde los maestros de entre cinco y diez años de experiencia presentaban puntuaciones más elevadas que los que tienen menos de cinco años de experiencia (.= 15029,00; .=.016; .=.243).
La variable satisfacción con la vida obtenida con la escala SWLS mostró una fiabilidad con un α=.87. El AFC mostró un ajuste adecuado (GFI=.998; AGFI=.984; RMR=.023; SRMR=.028; NFI=.996; RFI=.992).
El coeficiente de correlación de Spearman muestra que las variables relacionadas con la resistencia ocupacional, Control (r.=.142; .<.01), Desafío (r.=.283; .<.01), Compromiso (r.=.305; .<.01) y Resistencia (r.=.289; .<.01) correlacionan positivamente con la satisfacción con la vida. Se analizó la posibilidad de predecir el grado de satisfacción con la vida a través de las variables de la resistencia ocupacional. El modelo obtenido explica un 11.3% de la varianza. La variable resistencia es la que más contribuye a estar satisfecho con la vida. La variable control, Desafío, Compromiso y Resistencia aparece con sentido negativo (. = -1.51), indicando que cuanto más control hay menor será el incremento de la satisfacción.
El cuestionario de resistencia ocupacional analizado en una población de maestros españoles presenta unas buenas propiedades psicométricas, con una estructura de tres factores si bien, fue necesario eliminar el ítem 3; al saturar en la dimensión compromiso. La estructura del constructo resistencia laboral se compone de tres dimensiones, compromiso, control y desafío, que puede considerarse como multidimensional y multifacética, tal y como propusieron teóricamente diversos autores para algunas características de la personalidad tales como la resistencia (Carver, 1989; Hull, Lehn, & Tedlie, 1991), y que ha sido comprobado en el análisis psicométrico realizado por Moreno-Jiménez et al. (2014) para esta escala con distintas muestras y contextos laborales. En el AFC realizado en este estudio, a diferencia del estudio de Moreno-Jiménez, et al. (2014) donde se empleó el método de máxima verosimilitud, se ha empleado el método de estimación de mínimos cuadrados no ponderados al encontrar ítems con una curtosis y asimetría que lo adecuada y al no cumplirse el supuesto de normalidad univariada y multivariada (Guàrdia, 2016; Morata-Ramírez et al, 2015). El AFC ha hipotetizado un ajuste satisfactorio, a través de varios indicadores (Kline, 1998), donde los valores RMR y SMRM fueron <.08, mientras que los valores de GFI, AGFI, NFI y RFI fueron >.095 (Uriel & Aldas, 2005).
La fiabilidad de esta versión con catorce ítems es buena, siendo de .85 para toda la escala de resistencia y .82 para desafío, .72 para control y .78 para compromiso. Estos resultados son muy similares a la fiabilidad obtenida para la versión de quince ítems de Moreno-Jiménez et al. (2014) para una muestra trabajadores de hospital, de bomberos, enfermeras. Nuestros resultados indican que el cuestionario de Resistencia Laboral presenta unas características psicométricas aceptables, eliminado el ítem 3, para una muestra de maestros.
Las puntuaciones medias obtenidas en las dimensiones del cuestionario de resistencia laboral que obtuvieron mayor puntuación se encontraron en la variable compromiso, la cual desempeña un papel modular en el burnout según Moreno, Arcenillas, Morante y Garrosa (2005). Las variables compromiso y desafío presentan puntuaciones ligeramente superiores a estudios con profesionales de la organización de eventos (Bermejo-Casado, Campos, & Sánchez-Bayón, 2017), y estudios realizados con bomberos, personal de hospital y enfermeras (Moreno-Jiménez et al., 2014). Es importante tener en cuenta que las tres dimensiones explican el 33% del burnout (Oliver, 1993).
Las mujeres presentan puntuaciones más altas que los hombres, en las tres dimensiones de cuestionario de resistencia laboral en contraposición con los resultados de Maury, Martínez y González (2014), donde solo se encontraron diferencias significativas entre el género y la variable optimismo, y en contraposición con los resultados de Hernández, Ehrenzeweig y Navarro (2009) que encontraron diferencias significativas en género superiores en hombres. Estos resultados deben interpretarse con cautela ya que los tamaños del efecto son bajos, pero muestran tendencias de que las mujeres presentan una personalidad más resistente.
El análisis de la resistencia ocupacional mostró diferencias significativas para la variable control en función del tipo de centro y el estatus laboral, siendo los maestros de los centros concertados/privados y cooperativistas los que presentan mayor puntuación en control que los de los centros públicos, aunque con un tamaño del efecto bajo. Esta dimensión como contrapunto a ineficacia, caracteriza un perfil que rinde bien incluso en circunstancias más difíciles. Como referencia, en el estudio con organizadores de eventos (Bermejo-Casado, 2017), los trabajadores mostraron una puntuación más alta que los maestros.
Por otro lado, en la dimensión compromiso se observaron diferencias entre los maestros Educación infantil y los maestros de Educación especial, Audición y Lengua y Pedagogía terapéutica, los maestros de educación infantil presentan una puntuación significativamente más alta. Esta dimensión opuesta al término alineación representa la tendencia a implicarse en las diferentes áreas de la vida, siendo más persistentes en el logro de sus metas (Godoy-Izquierdo & Godoy, 2002). De hecho, autores como Kittredge (2010), han identificado al compromiso la única dimensión que tiene valor predictivo al engagement.
Los maestros con una experiencia entre 5 y 10 años son los que presentan la mayor puntuación en la dimensión desafío, pero no se pudieron determinar las diferencias entre grupos. Tampoco se encontraron diferencias en función del tipo de centro, el estatus profesional y la especialidad. Siguiendo a Morett (2005) podría decirse que se dicha experiencia representa un momento donde los maestros encuentran mayor seguridad en sus propios recursos personales.
En la medida total de resistencia no se encontraron diferencias significativas en el tipo de centro y el estatus profesional. Sin embargo, se observó que los maestros de Educación Infantil presentan puntuaciones más altas que los maestros de Educación especial, Audición y lenguaje y Pedagogía terapéutica. Además, los maestros con una experiencia entre cinco y diez años de experiencia presentaban puntuaciones más elevadas que los que tienen menos de cinco años de experiencia. En este sentido, los resultados irían en línea con los de Maury, Martínez y González (2014), donde se encontró una relación positiva y moderada entre la resistencia ocupacional y el engagement.
Las correlaciones encontradas entre las variables de resistencia ocupacional y la satisfacción con la vida están en línea con los trabajos (Luhmann, Lucas, Eid & Diener, 2013; Verhoeven, Kraaij, Joekes & Maes, 2003), encontrando que una resistencia ocupacional también contribuye a estar más satisfecho con la vida.
Los resultados de la variable control como factor predictivo en sentido negativo sobre la satisfacción con la vida, estarían conforme con los trabajos que dan la importancia al estado de flow (Nader, Peña & Sánchez, 2014) muestran el efecto negativo de la percepción de un clima controlador (Méndez, Cecchini & Fernández, 2015).
Cómo referenciar este artículo: Gutiérrez-Caballero, Juana María, Blázquez-Manzano, Alberto, & Feu, Sebastián (2019). Resistencia ocupacional y satisfacción con la vida en maestros españoles. RELIEVE, 25(2), art. 2. doi: http://doi.org/10.7203/relieve.25.2.13139
https://ojs.uv.es/index.php/RELIEVE/article/view/13139/14717 (pdf)
Agradecemos la traducción de este artículo al inglés a Aitor Bailador Garrote
alberto.blazquez@juntaex.es
