Introducción

En los inicios de la exploración conceptual del síndrome de quemarse por el trabajo (SQT) (burnout),^{Maslach (1976)} marcó un hito empírico al realizar una investigación con trabajadores asistenciales, intentando describir la forma en que ellos afrontaban la carga emocional generada en la interacción con sus pacientes. Maslach encuentra que algunos trabajadores describen sus dificultades psicológicas como agotamiento, desgaste o sentirse "quemados" por el trabajo. Su investigación da origen al desarrollo de un modelo conceptual sobre el SQT (aunque la acepción es atribuida a ^{Freudenberger (1975)} y su trabajo pionero) que considera la naturaleza interpersonal del mismo. Cabe anotar que el constructo ha tenido una evolución progresiva y su estudio se ha enfocado principalmente en ocupaciones relacionadas con el cuidado a otros.

^{Maslach (2006)} define el SQT como un síndrome psicológico que "implica una respuesta prolongada a estresores interpersonales crónicos en el trabajo. Las tres dimensiones claves de esta respuesta son un agotamiento extenuante, sentimiento de cinismo y desapego por el trabajo, y una sensación de ineficacia y falta de logros" (pp. 37, 38). Sin embargo, no es la única definición sobre el SQT reconocida en el ámbito académico. ^{Shirom (2009)} afirma que el SQT es "una reacción afectiva a un estrés prolongado, cuyo contenido medular es el agotamiento gradual de los recursos energéticos intrínsecos de los individuos en el transcurso del tiempo, incluyendo la expresión de agotamiento emocional, fatiga física y cansancio cognitivo" (p. 44).

^{Gil-Monte (2003)} defiende la importancia de unificar las diferentes denominaciones que se han atribuido al SQT en el idioma español y propone el uso del término "Síndrome de quemarse por el trabajo" que "debe ser entendido como una respuesta a fuentes de estrés crónico (estresores) que se originan en la relación profesional-cliente, y en la relación profesional-organización" (p. 183). Esta definición es similar a la definición otorgada por la Organización Mundial de la Salud (OMS, 2021) en la versión 11 de la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE-11), donde se reconoce el SQT como un síndrome de desgaste ocupacional que se refiere específicamente a los fenómenos en el contexto laboral, y que es resultado del estrés crónico en el lugar de trabajo, que no se ha manejado adecuadamente.

La relevancia que adquiere el estudio del SQT como un asunto de salud concerniente al ámbito laboral exige el uso de instrumentos que midan de manera válida y confiable este fenómeno. La literatura sobre el SQT da cuenta de ello con estudios que han indagado sobre la prevalencia del SQT, la relación que tiene con otros constructos del ámbito organizacional y su impacto en la productividad y el desempeño laboral. Con estos propósitos las investigaciones han utilizado instrumentos como el ^{Maslach Burnout Inventory (MBI) diseñado por Maslach et al. (1996)} (^{Bakker et al., 2005}; ^{Figueiredo-Ferraz et al., 2012}; ^{Hermosa, 2006}), el Shirom-Melamed Burnout Measure (^{Michel et al., 2021}), el Copenhagen Work Burnout Inventory (^{Sklar et al., 2021}) y el Cuestionario para la Evaluación del Síndrome de Quemarse por el Trabajo (CESQT) creado por ^{Gil-Monte (2011}; 2019) (^{Esteves et al., 2020}; ^{Muñoz & Velásquez, 2016}) o Spanish Burnout Inventory (^{Gil-Monte & Manzano-García, 2015}).

El CESQT es un instrumento compuesto por cuatro dimensiones, denominadas: a) Ilusión por el trabajo, definida como el deseo del individuo de alcanzar las metas laborales porque suponen una fuente de satisfacción y realización personal; b) Desgaste psíquico, se relaciona con la aparición del agotamiento emocional y físico derivado del trabajo; c) Indolencia, que concierne a la presencia de actitudes negativas de indiferencia y cinismo hacia los receptores del servicio o labor que se realiza y d) Culpa, que se asocia con la aparición de sentimientos de culpa por el comportamiento y las actitudes negativas generadas en el desarrollo del trabajo. Esta dimensión diferencia este instrumento de otros que miden el SQT y agrega una ventaja sobre otras herramientas de medición que cumplen el mismo fin, pues permite diferenciar dos perfiles del SQT: perfil 1, sin niveles críticos de culpa y perfil 2, con niveles críticos de culpa (^{Gil-Monte, 2011}; 2019).

El modelo teórico del CESQT toma como punto de partida los modelos transaccionales de estrés (^{Lazarus y Folkman, 1986}) y de estrés laboral (^{Cox y Mackay, 1981}). Considera que el SQT es una respuesta al estrés laboral crónico que aparece tras un proceso de reevaluación cognitiva, cuando las estrategias iniciales para afrontar el estrés laboral crónico no resultan funcionales. Esta respuesta es una variable mediadora entre el estrés percibido y sus consecuencias, y se inicia con el desarrollo conjunto de un deterioro cognitivo (baja Ilusión por el trabajo) y alto deterioro emocional y físico (Desgaste psíquico). Las actitudes y conductas negativas que siguen a ese deterioro (Indolencia) se consideran una estrategia de afrontamiento desarrollada por los profesionales ante la experiencia crónica de carácter negativo (^{Gil-Monte, 2005}; 2019). Esta perspectiva integra el papel de las cogniciones y emociones como variables mediadoras en la relación entre el estrés laboral percibido y las respuestas actitudinales y conductuales que le siguen tomando como referencia el modelo de ^{Eagly y Chaiken (1993)} sobre cogniciones, emociones y actitudes (Gil-Monte, 2012). Además, como se ha señalado en el párrafo anterior, los niveles de culpa permiten diferenciar dos perfiles en el desarrollo del SQT y ayuda a diferenciarlo de otros problemas de salud y sus consecuencias (Gil-Monte, 2005). Los profesionales que desarrollan el perfil 1 desarrollarán sentimientos y conductas vinculados al estrés laboral que originan una forma moderada de malestar, pero que no les incapacitan para el ejercicio del trabajo. Este perfil se caracteriza por la presencia de baja ilusión por el trabajo, junto a altos niveles de desgaste psíquico e indolencia, pero los individuos no presentan niveles críticos de sentimientos de culpa, pues la indolencia funciona como estrategia de afrontamiento funcional para manejar el estrés laboral y sus síntomas. El perfil 2 constituye un problema más serio para la salud de los profesionales que lo desarrollan. Además de los síntomas anteriores, los individuos presentan niveles más altos de sentimientos de culpa y con más probabilidad desarrollarán problemas de salud (^{Figueiredo-Ferraz et al., 2021}; Gil-Monte, 2012; ^{Llorca-Pellicer et al., 2021}; ^{Misiolek-Marín et al., 2020}; ^{Olivares-Faúndez et al., 2014}; ^{Rabasa et al., 2016}). La inclusión de la dimensión Culpa y la diferenciación de perfiles en función de esa variable introduce una innovación en la evaluación psicométrica del SQT (^{Maslach & Leiter, 2016}) y un avance frente a otros modelos psicométricos como el modelo del MBI. Considerando la validez de contenido el CESQT ofrece algunas ventajas frente a otros instrumentos existentes pues, si bien algunas dimensiones son similares a las del MBI, incorpora los sentimientos de culpa como un síntoma que permite establecer diferentes perfiles en la evolución del SQT, e incluye ítems que evalúan aspectos cognitivos y físicos del agotamiento, además de los emocionales (^{Gil Monte & Zúñiga-Caballero, 2010}).

El CESQT también ha presentado consistencia psicométrica en estudios realizados con muestras de diferentes países. El modelo original ha sido probado y se ha obtenido un ajuste adecuado a los datos en España (^{Gil-Monte & Manzano-García, 2015}) y otros países de Europa como Alemania (^{Bosle & Gil-Monte, 2010}), Italia (^{Viotti et al., 2015}), Polonia (Misiolek et al., 2017) y Portugal (^{Figueiredo-Ferraz et al., 2013}). En Latinoamérica el CESQT ha sido validado con muestras de diferentes colectivos ocupacionales en Brasil (^{Carlotto et al., 2015}), Chile (^{Olivares-Faúndez et al., 2018}) y México (^{Gil-Monte et al., 2013}). La calidad psicométrica del CESQT también ha sido ratificada en estudios meta analíticos como el realizado por ^{Serna-Gómez et al. (2018}). En todos estos estudios se ha confirmado la estructura de cuatro factores que reproduce el modelo original de cuatro dimensiones (Ilusión por el trabajo, Desgaste psíquico, Indolencia y Culpa) y cuando se comparan mediante AFC modelos con diferentes número de factores se concluye que esta estructura es psicométricamente superior a otras combinaciones con diferente número de factores (Carlotto et al., 2015; Figueiredo-Ferraz et al., 2013; Gil-Monte et al., 2013; Gil-Monte & Manzano-García, 2015), lo que confirma su validez de constructo.

Los hallazgos en estos estudios sobre las características psicométricas del CESQT han revelado que todas las relaciones ítem-factor fueron significativas (^{Carlotto et al., 2015}; ^{Gil-Monte et al., 2013}; Gil-Monte & Manzano-García, 2015; Gil-Monte et al., 2017; ^{Olivares-Faúndez et al., 2018}; ^{Viotti et al., 2017}). Específicamente, las cargas factoriales más bajas se han obtenido para la relación entre ítems de los factores de Indolencia (14, 11, 6) y Culpa (20, 4) y la carga factorial más alta se observa en la relación entre el ítem 15 y el factor Ilusión por el trabajo con valores À que oscilan desde .82 a .97.

Con relación a la consistencia interna del CESQT, los estudios evidencian que la escala Ilusión por el trabajo tiende a mostrar los valores alfa de Cronbach más altos (a = .77 a α = .93) de las cuatro dimensiones que constituyen el CESQT (^{Carlotto et al., 2015}; ^{Gil-Monte et al., 2013}; Gil-Monte & Manzano-García, 2015; Gil-Monte et al., 2017; ^{Viotti et al., 2017}). Los valores alfa de Cronbach más bajos tienden a encontrarse en la escala de Indolencia con muestras formadas por empleados de administración pública en Brasil (^{Carlotto et al., 2015}), empleados penitenciarios en México (Gil-Monte et al., 2013), enfermeras en España (Gil-Monte & Manzano-García, 2015), personal de la salud en Italia y trabajadores de servicios mineros en Chile (^{Olivares-Faúndez et al., 2018}). Inclusive en algunas investigaciones no ha alcanzado valores de fiabilidad superiores a .70 (Gil-Monte et al., 2013; Olivares-Faúndez et al., 2018).

Siendo el CESQT el segundo instrumento más utilizado en Latinoamérica para evaluar el SQT (^{Díaz & Gómez, 2016}) no se han identificado estudios sobre su validez y fiabilidad realizados en Colombia que concluyan que es un instrumento válido y fiable para evaluar en este país los niveles de SQT. Realizar el proceso de validación psicométrica a través de varios estudios que confirmen su validez y fiabilidad en Colombia es importante como paso previo a su aplicación con fines diagnósticos o periciales.

El SQT no es un problema exclusivo de ámbitos laborales de las sociedades del bienestar desarrolladas en el "primer mundo", por el contrario, es un problema geográfica y culturalmente más amplio que se extiende a otros países con lenguas y culturas diferentes, de forma que puede hablarse de un problema laboral no sólo transnacional sino transcultural (^{Gil-Monte, 2007}). Los valores sociales y las condiciones económicas son elementos decisivos para explicar los procesos individuales y colectivos que contribuyen al desarrollo del SQT, pues es un fenómeno que también refleja las estructuras sociales y los momentos históricos (^{Sarason, 1985}). Colombia tiene unas particularidades culturales y geográficas que la hacen diferente a otros países de Latinoamérica, por lo que la validación del CESQT en otros países del continente no garantiza su validez en este país. Además, bajo esos supuestos validar el CESQT en momentos de pandemia por COVID-19 puede dar un valor añadido a la fiabilidad y validez del instrumento.

En consecuencia, el objetivo del presente estudio es analizar la validez factorial del modelo psicométrico del CESQT en una muestra multiocupacional de trabajadores colombianos. Se hipotetiza un modelo de cuatro factores con base en la estructura factorial del modelo original.

Método

Resultados

Para alcanzar el objetivo del estudio se realizaron tres tipos de análisis: (1) análisis descriptivo de los ítems, (2) evaluación de la estructura factorial considerando la validez de constructo, así como la validez convergente y la validez discriminante de los factores y, (3) análisis de la consistencia interna de las escalas y su fiabilidad compuesta.

Análisis de la estructura factorial

Como se observa en la tabla 2, el modelo hipotetizado inicial no presentó un ajuste adecuado a los datos: X ² = 355.96, p < .001, GFI = .808, NNFI = .844, CFI = .865 y RMSEA = .088, por lo que se liberaron covarianzas entre errores, pero siempre entre ítems de la misma escala. Se liberaron de manera progresiva considerando el valor de los índices de modificación, de mayor a menor, las siguientes covarianzas: (1) Ilusión por el trabajo (dos relaciones): Ítem 1-Ítem 5, Ítem 1-Ítem 15; (2) Desgaste psíquico (dos relaciones): Ítem 8-Ítem 12, Ítem 8-Ítem 18; (3) Indolencia (una relación): Ítem 2-Ítem 3 y (4) Culpa (una relación): Ítem 9-Ítem 13. En total se liberaron seis relaciones (figura 1).

Tabla 2  Índices de Ajuste de los Modelos para el CESQT  

Modelos	X 2	gl	X 2/gl	RMSEA	GFI	NNFI	CFI
Modelo Inicial	355.96	164	2.17	.088	.808	.844	.865
Modelo Revisado	261.05	158	1.65	.066	.858	.913	.927

Nota 1. X ² = chi-cuadrado, gl = grados de libertad, RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation, GFI = Goodness-of-Fit Index, NNFI = Non-Normed Fit Index, CFI = Comparative Fit Index.

Nota 2. Para todos los valores de chi-cuadrado, p < .001.

Figura 1  Resultados para el Modelo Factorial Hipotetizado Revisado  

El modelo hipotetizado revisado presentó los siguientes resultados (tabla 2): X ²(158) = 261.05, p < .001, X ²/gl = 1.65, RMSEA = .066_(051-079), que resultaron inferiores a los obtenidos en el modelo inicial, con el valor del RMSEA inferior a .080. Aunque el índice de bondad del ajuste ó GFI = .858 resultó ligeramente inferior al valor que se plantea como adecuado, el valor del CFI = .927 y del NNFI = .913 indican que un ajuste adecuado del modelo a los datos.

Todas las cargas factoriales resultaron significativas para p < .001 y valores para los coeficientes críticos superiores a 1.96. El valor más bajo para las relaciones ítem-factor se obtuvo para la relación entre el ítem 11 ("Me apetece ser irónico/a con algunos colaboradores/as") y el factor de Indolencia. El valor del parámetro para esta relación fue λ = .53 (c.r. = 5.06, p < .001) (figura 1). Las covarianzas para las relaciones entre las dimensiones del CESQT también resultaron significativas para p < .05, excepto la relación entre Ilusión por el trabajo y Culpa (cov = -.019, p = .684). Con estos resultados se aceptó el modelo hipotetizado revisado.

Análisis de la fiabilidad

La tabla 4 presenta los valores alfa de Cronbach y omega de McDonald para todas las escalas que componen el CESQT. Se evidencian consistencias internas y valores de fiabilidad compuesta adecuados para todas las escalas. Es el caso de Ilusión por el trabajo, Desgaste Psíquico y Culpa que presentaron valores superiores o iguales a .80, e Indolencia que presenta un valor alfa ligeramente inferior pero confiable (α = .79). Para el coeficiente omega de McDonald se obtuvieron resultados superiores a .80 para todas las escalas. La homogeneidad corregida fue alta para todos los ítems, con valores superiores a .40, lo cual asegura la fiabilidad de los ítems y de las escalas en general. En cuanto al valor alfa al eliminar el ítem, todos los ítems aportan al incremento de la consistencia interna de cada una de las dimensiones que miden el SQT (tabla 4).

Tabla 4  Análisis de Relación Ítem-Escala de las Subescalas del CESQT  

Nota. El número del ítem indica su ubicación en el CESQT.

Adicionalmente se calcularon los valores para la fiabilidad compuesta (CR) considerando la suma del cuadrado de las cargas factoriales y la suma de las varianzas de error (^{Hair et al., 2014}). En la tabla 4 se presentan los valores obtenidos que fueron superiores a .70 para todos los constructos.

Discusión

Este estudio tuvo como objetivo analizar la validez factorial del modelo psicométrico del CESQT en una muestra multiocupacional de trabajadores colombianos. Con el fin de lograr este propósito se probó la estructura factorial del modelo, la validez convergente y discriminante de los constructos y la consistencia interna de las escalas que componen el CESQT.

Los resultados del estudio ratifican la consistencia del modelo original formulado por ^{Gil-Monte (2011}; 2019) que diferencia cuatro factores o dimensiones para la evaluación del SQT: Ilusión por el trabajo, Desgaste psíquico, Indolencia y Culpa. Se confirmó la estructura factorial hipotetizada y la validez factorial del CESQT en la muestra del estudio. Aunque el modelo inicial hipotetizado no obtuvo un ajuste adecuado a los datos, el modelo revisado, que consistió en liberar seis covarianzas de error entre ítems del mismo factor, sí presentó un ajuste adecuados a los datos. Estos resultados sobre la estructura factorial son similares a los resultados obtenidos en estudios similares realizados en otros países de Latinoamérica (^{Carlotto et al., 2015}; ^{Gil-Monte et al., 2013}; ^{Olivares-Faúndez et al., 2018}) y de Europa (^{Figueiredo-Ferraz et al., 2013}; Gil-Monte & Manzano-García, 2015; Gil-Monte et al., 2017; ^{Llorca-Rubio et al., 2021}) y aportan evidencias adicionales a estudios de meta-análisis previos en los que se concluye que es un instrumento válido y fiable (^{Serna-Gómez et al., 2018}). Los resultados también son relevantes porque se prueba la validez del CESQT en una zona geográfica, cultural, e incluso lingüística, diferente a las zonas en las que se han realizado estudios previos en Latinoamérica: Brasil (^{Carlotto et al., 2015}); México (^{Gil-Monte et al., 2013}; ^{Gil-Monte & Noyola, 2011}) y Chile (^{Gil-Monte & Olivares, 2011}; ^{Olivares-Faúndez et al., 2018}). E incluye una región andina en el grupo de países en los que el CESQT ha sido validado.

Todos los valores obtenidos para las cargas factoriales, superiores a .50, e incluso superiores a .60 para 16 ítems (80%), permiten afirmar que los cuatro constructos que componen el CESQT tienen validez concurrente (^{Hair et al., 2014}). Esta afirmación se ve reforzada en el caso de los factores Ilusión por el trabajo y Desgaste psíquico por los valores obtenidos para la varianza media extraída (AVE), que superó ampliamente el valor de .50 y estuvo cercano para el factor Culpa (AVE = .49). Sin embargo, para el factor Indolencia el valor de la AVE no sustentaría la validez convergente (^{Hair et al., 2014}). La validez discriminante de los factores ha sido probada, pues en todos los casos el valor de la AVE resultó superior al valor de las correlaciones al cuadrado para todos los pares de factores (^{Hair et al., 2014}).

Todos los valores de fiabilidad alfa de Cronbach (^{Pontekotto & Ruckdeschel, 2007}) y fiabilidad compuesta estimada con omega (^{McDonald, 1999}) y con los pesos factoriales (CR) (^{Hair et al., 2014}) han superado los umbrales recomendados (^{Campo-Arias & Oviedo, 2008}) en todos los factores, por lo que se puede afirmar que las cuatro dimensiones del CESQT son fiables en la estimación de la medida. Además, los valores de homogeneidad corregida para los ítems fueron altos, y esto indica que los ítems predicen bien la puntuación de cada una de las dimensiones del CESQT; y todos los ítems contribuyen al incremento de la fiabilidad alfa de Cronbach de las escalas a las que pertenecen, pues suprimir alguno de los ítems implica un decremento en la consistencia interna de las mismas.

El factor Indolencia fue el que presentó los indicadores de validez más débiles. Considerando los ítems, los valores más extremos de asimetría (3.11) y curtosis (9.87) los encontramos en el ítem 6 ("Creo que los familiares de los colaboradores/as son unos pesados") que forma parte de esta escala. Esos valores desestiman la normalidad univariante del ítem. En este ítem también se da la media más baja de todos los ítems de la escala y de los veinte ítems del cuestionario. Hay que señalar que este resultado no es habitual en los estudios sobre la validez psicométrica del CESQT, pues lo más frecuente es que los valores más extremos de asimetría y curtosis, junto con el valor más bajo de la media, se obtengan para el ítem 7 (^{Gil-Monte et al., 2010}; Gil-Monte & ^{Figueiredo-Ferraz, 2013}) o el ítem 11 (^{Carlotto et al., 2015}; ^{Gil-Monte et al., 2013}; ^{Gil-Monte & Noyola, 2011}; ^{Gil-Monte & Olivares, 2011}; ^{Gil Monte & Zúñiga-Caballero, 2010}) que también forma parte de la escala de Indolencia. El resultado podría explicarse por las características heterogéneas de la muestra, por el sector profesional del que procede, en el que los familiares de los usuarios pueden no ser una fuente relevante de tensión psicológica a diferencias de sectores como la sanidad o la educación, o por el país de origen de la muestra.

En cuanto al tamaño de las cargas factoriales, el ítem 11 que también corresponde a la escala de Indolencia tuvo el valor más bajo. Este resultado puede entenderse por el hecho de que algunos términos en la redacción del ítem no son usuales en el contexto colombiano (e. g., "me apetece ser irónico/a...") y podrían no entenderse como una actitud negativa en el trabajo. No obstante, también puede ser que el término irónico genere cierto rechazo por deseabilidad social, pues es un ítem que también ha presentado el peso factorial más bajo en estudios realizados en España (Gil-Monte & ^{Figueiredo-Ferraz, 2013}; ^{Gil-Monte & Manzano-García, 2015}; ^{Llorca-Rubio et al., 2021}), en Portugal (^{Figueiredo-Ferraz et al., 2013}) y en México (^{Gil Monte & Zúñiga-Caballero, 2010}).

Atendiendo a la validez convergente, los resultados más débiles se obtuvieron también para el factor Indolencia. Así, el valor de la AVE fue considerablemente inferior a .50, por lo que según este índice se cuestiona la validez convergente del factor, pues este resultado indicaría que el porcentaje de varianza explicada por el factor en los ítems es inferior al error (^{Fornell & Larcker, 1981}). No obstante, las cargas factoriales fueron superiores a .50 para todos los ítems lo que es un indicador de que el factor sí tiene un nivel adecuado de validez convergente (^{Hair et al., 2014}).