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Introducción
El síndrome de burnout suele caracterizarse por la presencia de síntomas de desgano y altos niveles de estrés, ligados a un mal funcionamiento del clima laboral, por lo que suele presentarse con una disminución en la satisfacción del personal en sus ambientes de trabajo (Moreno-Jiménez, González y Garroza, 2001; Estrella y Portalanza, 2015).
El síndrome de burnout genera síntomas emocionales, conductuales, cognitivos y sociales, que causan una disminución de las capacidades del colaborador (Moreno-Jiménez et al., 2001). En cuanto a los síntomas emocionales, estos pueden surgir de estresores presentes en la relación con clientes, compañeros de trabajo o superiores, en la que se perciba ausencia de apoyo o maltrato. Los síntomas cognitivos suelen aparecer por factores que alteran el desempeño de su función, como la poca disponibilidad de recursos, objetivos poco realistas planteados por la empresa, así como por falsas expectativas generadas en el colaborador; también pueden generarse por lo opuesto, como poco desafío para el empleado, al ser básico y plano su desarrollo profesional (Forbes, 2011; Álvarez-Ramírez, Ibarra y García-Espitia, 2011).
Entre los síntomas conductuales y sociales se destaca el sentimiento de minusvalía personal y profesional para llevar a cabo las funciones laborales asignadas (Álvarez y Fernández, 1991). Según Maslach (1982), la baja realización personal, junto con el cansancio emocional, genera actitudes y conductas de despersonalización.
Una de las poblaciones de interés para el estudio del síndrome de burnout son los tripulantes de cabina (Forbes, 2011), debido a la exigencia que las compañías aéreas centran en el servicio al cliente, los lineamientos de seguridad que se deben seguir en cada momento -en particular, durante el vuelo (López y Bautista, 2002)-, los horarios laborales y la alta competencia entre compañías (Boza y Oré, 2007).
En esta línea, la Organización de Aviación Civil Internacional (OACI, 2013), en 2012 reportó 3.2 accidentes no mortales, por un millón de salidas en el mundo, debido a fallos humanos. Si bien esta cifra no es alarmante, hay que tener en cuenta que la presencia o producción de errores afecta negativamente a la empresa y aumenta la responsabilidad de pilotos, tripulantes de cabina y personal de mantenimiento, entre otros (Sebastián-Cárdenas, 2009).
Debido a estas cifras, en 2011 se inició la gestión de riesgos asociados con la fatiga (FRMS) para la tripulación de vuelo y de cabina (OACI, 2013). No obstante, en 2012, la OACI (2013) encontró que el 14% de los accidentes que involucraron vuelos comerciales regulares podrían haberse prevenido si existiera un buen clima laboral. Según este estudio, la ausencia de protocolos para el manejo y control de errores, de supervisión constante y de apoyo al personal no solo es una de las causas del síndrome de burnout en los trabajadores de compañías aéreas, sino que explica los accidentes aéreos asociados a errores humanos.
En el caso particular de los tripulantes de cabina, sus horarios de trabajo y el cambio frecuente en sus horarios de descanso y sueño se han asociado con la presencia de síntomas del síndrome de burnout (Mengenci, 2014). De hecho, la presencia de estos síntomas o del síndrome suponen una mayor probabilidad de cometer un accidente laboral, que podría resultar mortal tanto para el trabajador como para los clientes de la compañía.
En contraposición a la sensación de minusvalía generada en el síndrome de burnout, se encuentra la autoeficacia, la cual hace referencia a la percepción del propio sujeto sobre su capacidad para lograr sus metas (Bandura, 1977). Es la idea de poder dar respuestas y reaccionar de forma adecuada ante problemas, ya que cree en su capacidad para hacerlo (Quijano y Navarro, 2012). Para Baessler y Schwarzer (1996), la autoeficacia es la percepción del control propio de sus acciones, así como la confianza para manejar las diversas situaciones que pueden presentarse en el día a día. Por supuesto, la autoeficacia se ha asociado con una mayor satisfacción de la persona con su trabajo, incluso se ha encontrado una relación con su capacidad de productividad, el nivel de desempeño y el crecimiento profesional (Álvarez y Fernández, 1991).
Diversos estudios revelan que existe una relación entre el síndrome de burnout y la autoeficacia. Por ejemplo, en el estudio de Ballinas-Aguilar, Alarcón-Morales y Balseiro-Almario (2009), realizado con enfermeras, se encontró que hay funciones de sus labores profesionales que pueden ocasionarles agotamiento, y otras que pueden generar satisfacción y un aumento en su autoeficacia. Entre tanto, el estudio de Schaufeli y Salanova (2007) demostró que la eficacia puede ser una herramienta eficiente para afrontar ciertas situaciones de estrés. En este orden de ideas, si un trabajador cuenta con un adecuado nivel de autoeficacia, puede afrontar con mejores recursos situaciones de estrés y protegerse de desencadenar un síndrome de burnout. Por el contrario, un bajo desarrollo de este recurso puede llevar al uso de estrategias deficientes en el trabajo y escasos recursos personales, lo que resultaría en una disminución de su autoeficacia y, probablemente, en la aparición del síndrome de burnout.
Con el fin de conocer la relación entre estas dos variables en una población poco estudiada, se realizó el presente trabajo en tripulantes de cabina. El análisis de esta asociación seguramente contribuirá a comprender mejor sus condiciones de trabajo y, probablemente, a reducir accidentes laborales asociados a errores humanos, relacionados con el síndrome de burnout.
Método
Diseño
La presente investigación tuvo como objetivo identificar si existe relación entre el síndrome de burnout, compuesto por agotamiento emocional, cinismo y eficacia profesional, y la autoeficacia de tripulantes de cabina. Para lograrlo, fue abordada desde un diseño no experimental transversal y correlacional, para no interferir ni provocar ninguna conducta en la población objeto de estudio (Ato, López y Benavente, 2013).
Participantes
La muestra estuvo compuesta por 157 tripulantes de cabina, quienes se encontraban trabajando en una de las tres empresas privadas de aviación comercial que participaron en este estudio. El tamaño muestral calculado con el programa de GPower versión 3.1.9.2, para un tamaño del efecto de 0.20, un poder estadístico de 0.80 y con un error de 0.05, fue de 153 participantes. El muestreo fue probabilístico intencional (Hernández, Fernández y Baptista, 2014).
Los participantes, 28 hombres y 129 mujeres, residentes en Lima, tenían entre 21 y 60 años de edad (M = 33.04, DE = 7.55). Del total, 129 (82.2%) provenían de Lima metropolitana, 25 (15.9%) de provincia y 3 (1.9%) del extranjero. La experiencia profesional de los participantes varió entre un mínimo de 12 meses y un máximo de 444 meses (M = 116.64, DE = 85.77); el rango de tiempo laborando en la empresa fue entre 12 y 312 meses (M = 69.87, DE = 51.11).
En cuanto al estado civil, el 65.5% (103) eran solteros, el 22.3% (35) casados, el 11.5% (18) divorciados y un viudo. El 52.2% (82) de los participantes no tenían hijos. En el grado de instrucción, se encontró que el 54.8% (82) tenían estudios superiores completos, el 2.5% (4) superior incompleto, el 38.2% (60) técnica completa, el 0.6% (1) técnica incompleta y el 3.8% (6) secundaria. Además, el 31% (52) estudiaron la profesión de tripulantes de cabina y el 66.9% (105) otras carreras.
Instrumentos
Inventario de Burnout de Maslach-General.
Este cuestionario mide el nivel de intensidad de burnout. Está compuesto por tres dimensiones: agotamiento emocional, cinismo y eficacia profesional. Se usó la adaptación para Latinoamérica realizada por Pando, Aranda y López (2015) del MBI-GS, creado en 1996.
Esta prueba contiene un total de 16 ítems, que se califican con una escala tipo Likert del 1 (nunca) al 5 (siempre). La primera dimensión está compuesta por seis ítems; la segunda y tercera por cinco ítems cada una. Se puede confirmar la presencia del síndrome de burnout cuando las dos primeras dimensiones (agotamiento emocional y cinismo) obtienen una puntuación alta, aquella que se encuentra por encima de 0.75, mientras que la tercera dimensión (eficacia profesional) debe obtener una puntuación por debajo de 0.25.
La adaptación de esta prueba se efectuó con una muestra peruana (Pando et al., 2015). En dicho estudio se realizó un análisis factorial al MBI-GS, en el que se obtuvieron tres factores que explicaron el 53.85% de la varianza. La escala de agotamiento emocional explicó el 19.36% de la varianza total; la eficacia profesional, el 17.45%, y el cinismo, el 17.03%. La consistencia interna fue de 0.86 para el primer factor, de 0.75 para el segundo y de 0.70 para el último factor.
Escala de Autoeficacia General de Baessler y Schwarzer (1993).
Esta escala evalúa la capacidad de competencia personal para actuar ante estímulos estresores. Para esta investigación se empleó la adaptación para la población peruana realizada por Grimaldo (2005). Esta consta de 10 ítems, con una escala de respuesta de 1 (incorrecto) a 4 (correcto). Su consistencia interna fue de 0.81. Un análisis de componentes principales confirmó la estructura unidimensional de esta escala (Cid, Orellana y Barriga, 2010). Este único factor explicó el 39% de la varianza total.
Adicional a los dos cuestionarios anteriores, se empleó una ficha sociodemográfica por cada uno de los participantes para conocer la edad, el sexo, la profesión, el estado civil, el número de hijos, la nacionalidad, el grado de instrucción, los años de experiencia y el tiempo que lleva laborando en la actual empresa.
Procedimiento
El tiempo de recolección de la información tuvo una duración de dos meses en el año 2016, a través de la aplicación TypeForm, a la cual podían acceder a través de un enlace en su red de trabajo o en sus cuentas personales. Esta aplicación se empleó para que los participantes pudieran acceder conforme a su disponibilidad. Al abrir la aplicación, los participantes iniciaban con el consentimiento informado -que incluía la aceptación de la participación voluntaria, después de leer el objetivo y el procedimiento del estudio- y la confidencialidad de la información que ofrecieran. En las instrucciones se les indicaba que respondieran las preguntas en un ambiente cómodo, sin presión del tiempo. El estudio se organizó siguiendo los lineamientos del Código de Ética en la Investigación Científica de la Universidad Peruana de Ciencias Aplicadas (INV-COD-01), versión 02.
Una vez firmado el consentimiento, los participantes completaban la ficha sociodemográfica para corroborar los criterios de inclusión y exclusión del estudio. Si los participantes cumplían con los anteriores requisitos, procedían a responder los instrumentos de evaluación. Las respuestas fueron codificadas y digitadas en el programa SPSS (versión 22), para proceder al análisis correspondiente que se presenta en el siguiente apartado.
Análisis de datos
Se analizaron las propiedades psicométricas de ambos instrumentos para conocer su validez y confiabilidad. La validez se obtuvo a través de un análisis factorial y la confiabilidad se calculó con el coeficiente Cronbach. Asimismo, se aplicó la prueba rho de Spearman, con el fin de analizar la relación entre las variables burnout y autoeficacia. Por último, según ciertas variables sociodemográficas de sexo, estado civil y presencia de hijos, se hicieron análisis comparativos con el objetivo de conocer si existía alguna relación entre ellas y el síndrome de burnout. Esto debido a que, de acuerdo con Atance (1997), tanto las personas de mayor edad como las que no han tenido una relación de pareja estable o quienes se han establecido durante un periodo largo en una empresa pueden ser propensas al síndrome de burnout. Sin embargo, en otras investigaciones se sostiene que no se encontró una relación directa entre dichas variables y el síndrome de burnout (Molina y Moreno, 2012).
Resultados
Con el fin de reportar evidencias de validez y confiabilidad, se efectuaron los análisis psicométricos del MBI-GS y de la Escala de Autoeficacia General de Baessler y Schwarzer. Para determinar la validez relacionada con la estructura interna de ambos instrumentos, se utilizó el análisis factorial exploratorio (AFE). La consistencia interna de las dimensiones de ambas pruebas se obtuvo mediante el coeficiente alfa de Cronbach.
Para el AFE realizado al MBI-GS, se comprobó inicialmente que los ítems correlacionaran. Para ello se emplearon dos pruebas, la de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), que alcanzó un valor de 0.85, y la prueba de Bartlett, con un valor significativo (X 2 (120), = 1291.80, p < 0.001). Estos resultados permitieron proceder con el análisis factorial.
Para este análisis se aplicó el método de extracción de ejes principales, con el objetivo de conocer cuántos factores podían representar la variable. Además, se empleó la rotación Oblimin para definir el número de dimensiones que teóricamente se podrían correlacionar (Ferrando y Anguiano-Carrasco, 2010). Para determinar la cantidad de factores a extraer que representaran el síndrome de burnout, se aplicó el criterio de autovalores mayores a 1. Este arrojó dos factores que deben ser tomados en cuenta, dado que explicaron el 49.13% de la varianza. Este método sugirió un menor número de dimensiones a las planteadas por los autores, las cuales correspondían con las tres dimensiones propuestas por los estudios psicométricos originales del instrumento.
Los resultados de este AFE mostraron que la dimensión distanciamiento tuvo un autovalor de 6.84 y explicó el 39.94% de la varianza. Esta agrupó 10 ítems que originalmente pertenecían a las dimensiones de agotamiento emocional y cinismo, cuyas cargas factoriales se encontraron entre 0.53 y 0.87, consideradas aceptables, pues superaron el valor mínimo recomendado de 0.30 (Ferrando y Anguiano-Carrasco, 2010). La segunda dimensión arrojó un autovalor de 2.03 y explicó el 9.25% de la varianza. Este factor mantuvo los ítems originales de la dimensión de eficacia profesional. Las cargas factoriales estuvieron entre 0.33 y 0.70, valores cons¡derados aceptables (ver tabla1).
Una vez realizado el AFE, se procedió a analizar la confiabilidad de las puntuaciones. Para ver la consistencia interna se usó el coeficiente alfa de Cronbach, donde 0.70 fue lo aceptable por la dimensión en general y 0.30 por ítem, como sugieren Huh, Delorme y Reid (2006). En la dimensión distanciamiento se encontró un alfa de Cronbach de 0.92. En cuanto a la correlación ítem-test, se identificó un rango entre 0.59 y 0.78, valores dentro del límite permitido. Por su parte, el factor de eficacia profesional arrojó un alfa de Cronbach de 0.77. El análisis ítem-test estuvo entre 0.31 y 0.60, considerados valores aceptables (ver tabla 2).
Tabla 2 Correlación ítem-test corregida del Inventario de Burnout de Maslach-General
Fuente: elaboración propia.
En lo referente a las propiedades psicométricas para la Escala de Autoeficacia General de Baessler y Schwarzer (1996), la prueba de KMO obtuvo un resultado de 0.89, mientras que la prueba de Bartlett fue estadísticamente significativa (X2 (45), = 460.70, p < 0.001). Los resultados de ambas pruebas permitieron inferir la relación entre los ítems y que era posible el AFE. En el caso del segundo instrumento, se aplicó la extracción de ejes principales. Para ello se utilizaron autovalores mayores a 1, con el fin de determinar la cantidad de factores a extraer, lo cual indicó que se debían tomar en cuenta dos factores que explicaron el 40.68% de la varianza. Este criterio sugirió un factor más del que plantea el autor original de la prueba. Posteriormente, se realizó el análisis con una sola dimensión, la cual explicó una varianza acumulada del 35.43%, cantidad de varianza aceptable para sugerir la unidimensionalidad del instrumento. Esta decisión se tomó teniendo en cuenta que si se conoce la estructura del constructo (Grimaldo, 2005), esta puede ser interpretable. Por otra parte, las cargas factoriales estuvieron entre 0.23 y 0.73 (ver tabla 3).
Tras encontrar la unidimensionalidad de la variable, se realizó un análisis de confiabilidad de las puntuaciones. La dimensión autoeficacia presentó un alfa de Cronbach de 0.81. La correlación ítem-test corregida presentó un rango entre 0.22 y 0.64, valores dentro de los límites permitidos, ya que si bien 0.22 fue menor que lo esperado, su eliminación no cambiaría en gran medida la confiabilidad de la prueba, por lo que se decidió mantener dicho ítem (ver tabla 4).
Tabla 4 Correlación ítem-test corregida de la Escala de Autoeficacia General de Baessler y Schwarzer
Fuente: elaboración propia.
Una vez obtenidos los resultados psicométricos de ambos instrumentos, se procedió a analizar los estadísticos descriptivos, con el fin de efectuar la prueba de normalidad y decidir cuál instrumento de correlación era el más adecuado para las variables síndrome de burnout y autoeficacia. Como se muestra en la tabla 4, la variable autoeficacia obtuvo un valor promedio cercano al puntaje máximo de la prueba. También se evidenció poca dispersión entre los puntajes. En cuanto a la variable síndrome de burnout, el promedio de la dimensión distanciamiento estuvo ligeramente orientado hacia su puntaje máximo, al igual que la media ajustada (se calculó al dividir el puntaje bruto entre el número de ítems de la dimensión). Esta dimensión mostró una alta dispersión.
Respecto al factor de eficacia profesional, el promedio estuvo cercano al puntaje máximo de la dimensión; este resultado se repitió al realizar la media ajustada. Los análisis mostraron poca dispersión de los puntajes.
Tabla 5 Estadísticos descriptivos de las variables síndrome de burnout y autoeficacia
Fuente: elaboración propia
La normalidad de los puntajes se evaluó con la prueba de Kolmogorov-Smirnov, con el fin de determinar el estadístico más apropiado para analizar la relación entre la autoeficacia y las dos dimensiones del síndrome de burnout. Se encontró que ambas variables no presentaban una distribución normal (KS autoeficacia = 0.14, p < 0.001; KS burnout = 0.13, p < 0.001). Con dichos resultados se determinó que la prueba debía ser una correlación de Spearman.
En el análisis correlacional se encontró que las hipótesis planteadas se comprobaron en su totalidad, ya que se obtuvo una relación positiva y significativa entre autoeficacia y eficacia profesional (r s = 0.43, p < 0.01). Por el contrario, se halló una relación negativa y significativa entre distanciamiento y autoeficacia (r = -0.32, p < 0.01). Cabe mencionar que la magnitud de ambas correlaciones fue moderada (Cohen, 1988).
Adicionalmente, se consideraron las correlaciones de estas dimensiones con variables sociodemográficas (ver tabla 6). De estas correlaciones, se pudo constatar que a mayor cantidad de años de experiencia menor eficacia profesional, y a mayor tiempo en la empresa donde labora actualmente menor eficacia profesional y menor autoeficacia. Asimismo, se observó que a mayor edad menor eficacia profesional percibida. Por otro lado, se evidenció que a mayor cantidad de años que se laboran en la empresa actual hay un mayor distanciamiento.
Por último, se realizaron análisis comparativos mediante la prueba t-Student para muestras independientes, con el fin de determinar si existían diferencias entre las dos variables -síndrome de burnout y autoeficacia- y algunas variables sociodemográficas. Con respecto a las variables sexo, presencia de hijos y estado civil, no se encontraron diferencias significativas en ninguna de las tres variables del estudio.
Discusión
El objetivo de la presente investigación era conocer la relación entre el síndrome de burnout y la autoeficacia en tripulantes de cabina de la ciudad de Lima. Los resultados permitieron confirmar la existencia de esta relación y la importancia que tiene dicho vínculo. Se encontró que la autoeficacia y la eficacia profesional en tripulantes de cabina presentan una relación significativa, lo cual puede deberse a la cercanía conceptual de las variables.
Muestra de ello es que para Bandura (1977), la autoeficacia hace referencia a la percepción que tiene la persona sobre sí mismo para realizar diversas actividades, mientras que la eficacia profesional dirige el concepto original hacia un área de desarrollo específica, como la laboral (Salanova, Bresó y Schaufeli, 2005).
Las evidencias indicaron que los tripulantes de cabina presentan un grado óptimo de percepción sobre su capacidad para desenvolverse en sus funciones y responsabilidades dentro del avión. Otros estudios sostienen que si una persona no se siente capaz de desarrollarse correctamente en su dominio, no puede afrontar correctamente los estresores a los que se ve expuesta (Carlotto, Gonçalves y Brazil, 2005; Sánchez, Guillén y León, 2006).
Al analizar los resultados de autoeficacia con el distanciamiento laboral, se encontró que la persona agotada emocionalmente suele presentar una actitud de desgano y poca valoración a sus funciones. Esto ocasiona una disminución en su capacidad, lo que altera su autoeficacia (Bandura, 1977; Moriana y Herruzo, 2004). Otros estudios, por el contrario, sustentan que la autoeficacia sirve como herramienta para disminuir la percepción sobre las variables generadoras de estrés, ya que presentan una mayor cantidad de estrategias para afrontar las situaciones (Sánchez et al., 2006).
Por otro lado, la cantidad de años en la empresa, el tiempo de experiencia y la edad son factores que pueden generar en el tripulante de cabina no solo una mayor percepción del desgaste laboral, sino que la presencia de estresores sea vista con más naturalidad (Gascón, Olmedo y Ciccotelli, 2003; Gil-Monte y García-Juesas, 2008). La cantidad de años en la empresa y la edad están significativamente relacionadas debido a que a mayor cantidad de años, el desgaste y la tensión pueden dificultar las relaciones psicosociales y la percepción de los sistemas que se manejen dentro de la empresa (Gil-Monte, Unda y Sandoval, 2009; Malach-Pines y Yafe-Yanai, 2001). Además, un mayor tiempo en una empresa significa que la persona ha debido adaptarse a los cambios y a las innovaciones, lo cual puede generar estrés, pues no solo tiene que adaptarse a los cambios inesperados, sino que debe salir de su espacio de confort y revisar cómo ajustarse de acuerdo a las condiciones actuales que le ofrece la empresa en la cual labora (Gil-Monte, 2002; González-Muñoz y Gutiérrez-Martínez, 2006).
Por otro lado, diversos estudios manifiestan que la edad no es un determinante para la aparición del síndrome de burnout (Atance, 1997). En otras investigaciones se ha determinado que en los trabajadores jóvenes puede haber mayores niveles de estrés debido a que apenas están desarrollando herramientas para manejarlo; mientras que para otros autores el estrés se encuentra en las personas adultas, por el propio cansancio que conllevan los años de trabajo. Otros estudios han revelado que el nivel de estrés laboral no se relaciona con ninguna etapa del desarrollo (Aranda, Pando y Pérez, 2004). Los resultados de este estudio sugieren continuar con su investigación.
Con respecto a los participantes de este estudio -los tripulantes de cabina-, se observó que pueden estar expuestos al burnout cuando las condiciones de trabajo no presentan mejora alguna frente a sus demandas laborales y a sus propios recursos para afrontar dichas demandas (López y Bautista, 2002; Ortega y López, 2004). Este campo laboral tiene una alta tasa de rotación de los tripulantes de cabina. Para algunos, este fenómeno se relaciona con las pobres condiciones de apoyo al interior de la empresa (Aranda et al., 2004), que podrían cambiar si ofreciera mejores condiciones laborales, tanto para realizar sus funciones como para su desarrollo profesional (Gil-Monte, 2012; Estrella y Portalanza, 2015).
Frente a los resultados del presente estudio, se concluye que los tripulantes de cabina perciben que tienen una capacidad adecuada para realizar sus funciones, sin embargo, estas se ven disminuidas al ser expuestas a condiciones laborales de alto contenido estresor, lo que aumenta la probabilidad de desembocar en el síndrome de burnout. Futuros estudios que se lleven a cabo en la psicología aeronáutica tendrían que aumentar el tamaño muestral y aplicar los instrumentos en persona, con el fin de controlar el efecto de variables ajenas en las respuestas de los participantes. También sería importante diferenciar entre los cargos que pueden asumir los tripulantes de cabina, pues algunos implican mayores responsabilidades.
Finalmente, se recomienda emprender estudios cualitativos con la población evaluada, para explorar a profundidad los estresores a los que están expuestos con mayor frecuencia y definir cómo su experiencia laboral incide en su manejo. Estos estudios se verían fortalecidos si consideraran las estrategias de afrontamiento y las características de personalidad de los participantes, como variables cruciales para mejorar la comprensión que hoy en día se tiene del síndrome de burnout en tripulantes de cabina.
