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Introducción
En la actualidad, la demanda social y económica ha llevado a que con mayor frecuencia la mujer se incorpore a la fuerza de trabajo remunerada, además de los roles que tradicionalmente ha desempeñado en el hogar y con la familia. Al respecto Pedrero (2005) afirma que a pesar de la importancia que tiene el trabajo doméstico como un aportador de producto no tangible, no se ha reconocido sino hasta fechas recientes en el contexto internacional. El trabajo doméstico se sigue excluyendo de la estimación económica en las convenciones internacionales y no ocupa un lugar con relevancia dentro de los temas de la economía. Por otra parte, el trabajo doméstico no cuenta con un reconocimiento social como tal, su desempeño en un ámbito de privacidad ha favorecido su “invisibilidad” social y su falta de reconocimiento (Campillo, 2000).
La inserción de la mujer al trabajo remunerado aunque si bien ha tenido efectos positivos principalmente relacionados con el desarrollo personal de la mujer, su autoconcepto, autoestima y autonomía económica, también ha ocasionado que, al tener que desempeñar varios roles y variadas cargas de trabajo, la mujer se exponga a condiciones altamente demandantes de su tiempo y acción, las que a menudo sobrepasan su capacidad, exponiéndola a situaciones generadoras de estrés crónico. De persistir dan lugar a sentimientos de agotamiento físico y emocional que se manifiestan a través de síntomas como cefaleas, fatiga, trastornos del sueño, trastornos gastrointestinales, alteraciones menstruales acompañados de altos niveles de irritabilidad, falta de concentración, problemas en la dinámica familiar baja autoestima, ansiedad, etc. Síntomas que diversos autores han reportado como asociados al estrés (Bekker, Croon & Bressers, 2005; Benevides, Moreno, Garrosa & González, 2002; Ortega, Ortiz & Coronel, 2007; Otarola, 2007).
La evaluación subjetiva que la persona hace sobre su capacidad para resolver dichas exigencias, se conoce como sobrecarga percibida (SCP), condición caracterizada por una sensación de molestia, desagrado, e incluso rebeldía por la cantidad excesiva de actividades que realiza, generalmente sin el apoyo del resto de la familia (pareja e hijos) y que frecuentemente se acompaña de alteraciones físicas y psicológicas, propiciando finalmente un deterioro en la salud (García-Calvente, Mateo-Rodríguez & Maroto-Navarro, 2004). Ambos fenómenos, la percepción de sobrecarga y el estrés crónico, son condiciones que se han asociado con la presencia del Síndrome de Burnout (SBO) en cuidadores (Ortiz, Ortega & Martínez, 2012; Ortiz, Ortega & Rojas, 2010).
Se considera que el SBO es producto de un proceso en el cual el individuo ha fracasado en sus intentos por manejar el estrés. Se ha estudiado particularmente en profesionistas de la salud y la educación, cuyas actividades implican un contacto estrecho con otras personas y por largos periodos de tiempo. El Síndrome, se ha definido por Maslach y Jackson (1981) como un síndrome de estrés crónico caracterizado por agotamiento emocional (disminución y pérdida de recursos emocionales), despersonalización (actitudes negativas y de insensibilidad hacia los receptores de los servicios prestados) baja realización personal (evaluación negativa del desempeño personal). En diversos estudios se han identificado al agotamiento emocional y a la baja realización personal como las dimensiones del SBO con mayor sensibilidad en la detección del síndrome o la sintomatología más consistente con la presencia del SBO (Bekker et al., 2005; Garden, 1987; Gil- Monte, García-Juesas & Caro, 2008; Gil-Monte, Peiró & Valcárcel, 1998; Grajales, 2000; Gutiérrez & Martínez, 2006; Shirom, 2002).
En resumen, aun cuando el trabajo doméstico no recibe un reconocimiento formal como tal y no recibe remuneración ni reconocimiento social, si expone a la mujer al estrés crónico, asociado a las principales variables en las que se ha enfocado el estudio Burnout, sobrecarga percibida y sintomatología asociada al estrés en amas de casa mexicanas para cuyos propósitos se conjuntaron diversas medidas llevando a la necesidad de ajustarlas a la población objetivo.
El presente reporte presenta los resultados del análisis de propiedades psicométricas de discriminación de reactivos, consistencia interna y estructura factorial de los instrumentos: (a) Escala de Carga Percibida de Zarit en su versión revisada por Zarit, Orr y Zarit (1985) reducida a 22 ítems por Montorio, Izal- Fernández, López y Sánchez (1998) y ajustada para evaluar la carga percibida del trabajo doméstico y cuidado de la familia; (b) Inventario de Burnout de Maslach (MBI) en sus dimensiones de agotamiento emocional y baja realización personal (Maslach, Jackson y Schwab, 1986) traducido de la versión original en inglés y ajustado para aplicarlo a mujeres amas de casa; (c) Escala General de Salud (GHQ-30) de Goldberg y Hillier- (1979) en la versión ajustada por Romero y Medina-Mora (1987) que evalúa la percepción personal acerca de la afectación del estado de salud; (d) Inventario de Sintomatología del Estrés (ISE), diseñado por Benevides et al. (2002) , que evalúa la frecuencia con que se presentan los síntomas del estrés en la vida diaria.
Método
Participantes
Se incluyeron 759 casos de mujeres amas de casa mexicanas que realizaban labores domésticas para la familia al menos 3 horas diarias (rango de 3 a 21 horas), que fueran responsables de las actividades de crianza, alimentación, higiene, aseo y organización de las labores del hogar y supieran leer y escribir. Se seleccionaron por cuotas mujeres de 5 estados de la República Mexicana (Chihuahua, Jalisco, Sonora, Estado de México y Veracruz) de zona urbana (63%), rural (28%) e indígena (9%), con jornadas de trabajo únicas (30%), dobles (63%) o triples (7%). Las mujeres con carga de trabajo única prácticamente se dedicaban de manera exclusiva al cuidado de la familia; las mujeres con carga doble dedicaban entre 6 y 9 horas diarias (22%de las participantes) y entre 10 a 13 horas diarias (46% de las participantes) a alguna actividad remunerada; por último las mujeres con carga triple dedicaban entre 6 y 9 horas (21% de las participantes) y entre 10 y 13 horas (65% de las participantes) a alguna actividad remunerada. La media de edad fue de 41 años (rango de 16 a 78 años). La mayoría de las mujeres participantes no contaban con apoyo en el hogar para realizar el trabajo doméstico (70%).
En las familias de las mujeres con carga única la economía familiar descansa principalmente en su pareja, mientras que para las familias de las mujeres con carga doble y triple la economía se sustenta en el ingreso de la pareja y de la mujer; en menor proporción su economía descansa exclusivamente en el trabajo asalariado de la mujer. En su mayoría las mujeres viven con su pareja e hijos (83%).
Instrumentos
Los procedimientos de aplicación se especificaron en un manual para el aplicador conteniendo criterios de selección de las participantes, instrucciones para la aplicación individual o grupal y un glosario de los sinónimos permitidos en caso necesario, considerando que la aplicación se llevaría a cabo en diversos escenarios y regiones con costumbres diversas. Además, los aplicadores recibieron entrenamiento para la aplicación de la batería de instrumentos por parte de las responsables regionales del estudio.
Escala de Carga Percibida de Zarit (ECP)
En su versión revisada por Zarit et al. (1985) y analizada por Montorio et al. (1998) mostró una estructura factorial de tres factores: impacto del cuidado (alfa de .90, valor propio 7.3 y 33.2% de varianza explicada); carga interpersonal (alfa de .71, valor propio 2.5 y 11.4% de varianza explicada) y expectativas de auto eficacia (alfa de .69, valor propio de 2.1 y 9.7% de varianza explicada); se obtuvo un alfa de .88 para la puntuación global de la escala y el total de varianza explicada fue de 54.4%. El instrumento originalmente se destinó a la evaluación de la carga percibida del cuidador de adultos mayores y para este estudio se hizo un ajuste de redacción para orientar la evaluación al impacto del cuidado de la familia. Se eligió hacer un ajuste dado que para el estudio el foco de la evaluación era igualmente la carga percibida del cuidador.
Inventario de Burnout de Maslach (MBI)
Diseñado por Maslach et al. (1986) , en su versión de 22 ítems, evalúa tres dimensiones: agotamiento emocional, baja realización personal y despersonalización. Por la sensibilidad mostrada en estudios anteriores se eligieron para este estudio las dimensiones de agotamiento emocional y baja realización personal (Bekker et al., 2005; Garden, 1987; Gil- Monte, García-Juesas & Caro, 2008; Gil-Monte, Peiró & Valcárcel, 1998; Grajales, 2000; Gutiérrez & Martínez, 2006; Shirom, 2002). Los estudios de los propios autores reportan una fiabilidad de 0.75 a 0.90 para ambas subescalas. Para este estudio se llevó a cabo la traducción según los procedimientos especificados para el proceso de traducción y re-traducción recomendados por Hambleton y Patsula (1999); igualmente se hizo el ajuste en redacción para orientar la evaluación a la actividad de cuidado de la familia. La subescala de Agotamiento Emocional consta de 9 ítems y evalúa la disminución y pérdida de recursos emocionales. La subescala de Realización Personal consta de 8 ítems y evalúa los sentimientos de autoeficacia y realización personal en el trabajo de cuidado de la familia.
Escala General de Salud (GHQ-30)
Diseñado por Goldberg y Hillier (1979) , se eligió la versión de 30 ítems ampliamente utilizada por su sensibilidad para detectar la percepción de la persona acerca de su salud en las dimensiones de síntomas somáticos, ansiedad e insomnio, disfunción social y depresión severa, independientemente de la presencia de sintomatología psiquiátrica. Es un instrumento de tamizaje diseñado para la evaluación clínica y preclínica de desórdenes psicosomáticos y propensión a tales trastornos. El estudio de Romero y Medina-Mora (1987) reporta un alfa de .84 con población mexicana universitaria. Así mismo, se han encontrado correlaciones altas y significativas entre las subescalas del GHQ con los factores y puntaje total de la Escala de Carga Percibida en una muestra de cuidadores informales (Alpuche, Ramos, Rojas & Figueroa, 2008).
Inventario de Sintomatología del Estrés (ISE)
Diseñado por Benevides et al. (2002) , evalúa la frecuencia con que se presentan los síntomas del estrés en la vida diaria, pretende evaluar la sintomatología menor, física y psicológica, asociada a las consecuencias del SBO y al estrés crónico. El instrumento fue elaborado exprofeso para el estudio con población de psicólogos en ejercicio profesional y fue ajustado para el estudio de amas de casa. Consta de 30 ítems y en la aplicación original del inventario el análisis factorial original mostró 3 factores: síntomas psicológicos (28.54% de la varianza explicada, alfa=.850); sociopsicológicos (6.356% de la varianza explicada, alfa=.843); físicos (5.466% de la varianza explicada, alfa=.723).
Procedimientos de análisis
Se siguió el mismo procedimiento de análisis para determinar las propiedades psicométricas de los instrumentos: (1) procedimientos de estimación de discriminación de reactivos siguiendo los criterios de distribución y diferenciación significativa de la variabilidad de puntajes utilizando Chi cuadrada; (2) análisis de consistencia interna para confiabilidad de las subescalas estimando Alfa de Cronbach; (3) análisis factorial exploratorio de componentes principales con rotación Varimax para definir la estructura factorial de las variables evaluadas y adicionalmente se estimó el índice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y de esfericidad de Barlett (χ²) para comprobar la pertinencia del análisis factorial; (4) análisis confirmatorio para asegurar validez de constructo. Se utilizó el paquete SPSS versión 21 para el análisis descriptivo y exploratorio y el paquete EQS versión 6.1 para el análisis confirmatorio.
Para todos los análisis de propiedades psicométricas de los instrumentos se siguió la propuesta de Carretero-Dios y Pérez (2005) basada a su vez en criterios básicos como los propuestos por Nunnally y Bernstein (1995) , entre otros.
Para el análisis de discriminación de los reactivos se consideraron varios criterios para determinar qué ítems serían eliminados: (a) que la media del ítem no fuera mayor a +/- una desviación estándar de la media de la subescala; (b) una desviación estándar menor a .50; (c) una correlación del ítem con el resto de la escala mayor o igual a .40; y que al eliminar el ítem de la subescala incrementara el valor de alfa de Cronbach en más de .3 puntos. Para el análisis de consistencia interna se estimó el índice Alfa de Cronbach una vez que fueron eliminados los ítems que no cubrieron los criterios de discriminación y de carga factorial con saturación mínima de .40 en algún factor (preferentemente exclusiva a un solo factor bajo el mismo criterio de saturación); se esperaba que el valor de alfa fuera superior a .80 para considerarlo apropiado para la aplicación del instrumento en investigación aplicada o en todo caso superior a .70 y hasta .79 en etapas tempranas de investigación (Nunnaly y Bernstein, 1995). Para el primer análisis de constructo se estimó la distribución y carga factorial de los ítems utilizando Análisis Factorial Exploratorio de Componentes Principales y con rotación Varimax reteniendo los factores con valor propio igual o mayor a 1 y constituidos por ítems con carga factorial adecuada (igual o mayor a .40). Igualmente se tomó en consideración el índice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y de esfericidad de Barlett (χ²). Una vez definida la estructura factorial y con el propósito de comprobar validez de constructo se corrió un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) estimando los índices de bondad de ajuste χ² (valor deseado menor o igual a 3) y RMSEA (valor deseado menor o igual a .05), así como los índices prácticos de ajuste BBNNFI, CFI, IFI y GFI (valor deseado mayor o igual a .90).
Resultados
Se presentan los resultados para cada instrumento y con fines de optimización de espacio y facilidad para acceder a los resultados se presentan en una sola tabla por instrumento, aclarando que en el texto se señalan los casos donde se eliminaron ítems, mismos que ya no aparecen en las tablas pues se presentan las estimaciones últimas que resultan de la versión final de distribución de los ítems a los factores.
Escala de Carga Percibida
Los análisis de discriminación de reactivos y de consistencia interna para la muestra de amas de casa arrojaron valores adecuados (valor de la media del ítem respecto de la media de la subescala no mayor a la desviación estándar de la subescala, tamaño de la desviación estándar no menor a .50, correlación del ítem con resto de la escala ≥.40 y aumento de alfa si se elimina el ítem ≥.3) permitiendo que todos los reactivos sean retenidos. Sin embargo, en el análisis factorial se observó que el reactivo 4 (Sentirse avergonzada por no tener ordenada y limpia su casa) no cargó en algún factor con una saturación mayor o igual a .40 por lo que se eliminó del análisis de consistencia interna por subescalas. Las subescalas quedan constituidas por un total de 21 reactivos distribuidos en tres factores con un total de varianza explicada de 45.853% con alfas superiores a .755, lo que puede considerarse satisfactorio dado que es una adaptación del instrumento a un fenómeno diferente del planteado originalmente, al menos en cuanto a las actividades y situaciones consideradas. Las estimaciones de KMO y esfericidad de Bartlett fueron adecuadas asegurando que la relación entre las variables es alta y provienen de una distribución normal multivariante, por tanto era pertinente el análisis factorial.
Como resultado de la segunda estrategia de análisis de validez de constructo utilizada, Análisis Factorial Confirmatorio, arrojó coeficientes estructurales gamma por arriba de .50 para todos los reactivos del Factor 1 (excepto los reactivos ECP10 y ECP12) y el Factor 2; para el Factor 3 se observan coeficientes estructurales bajos en cinco de los seis reactivos que lo integran. Los índices prácticos de bondad de ajuste fueron adecuados, excepto para Chi cuadrada que debido al tamaño de muestra es significativa (ver tabla 1).
Tabla 1 Medidas descriptivas, de consistencia interna y cargas factoriales de la Escala de Carga Percibida (ECP)
| Factores | Descriptivos | Fiabilidad | Análisis Factorial | AFC | ||||
| Sub escala Afectación de los Recursos Personales Disponibles | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 4.014 Varianza explicada: 18.25% Saturación factor | λ | ҽ | |
| ECP5 | Enojada haciendo actividades hogar | 0.83 | 1.015 | 0.499 | 0.819 | 0.593 | 0.54 | 0.84 |
| ECP6 | Hacer actividades afecta negativamente relación familia-amistades | 0.57 | 0.946 | 0.518 | 0.817 | 0.635 | 0.55 | 0.84 |
| ECP9 | Tensa en el hogar | 0.93 | 1.094 | 0.552 | 0.813 | 0.545 | 0.62 | 0.78 |
| ECP10 | Cree salud resentida por cuidar al familiar | 0.88 | 1.185 | 0.529 | 0.816 | 0.442 | 0.63 | 0.78 |
| ECP11 | Cree intimidad afectada por familia | 0.69 | 1.024 | 0.558 | 0.813 | 0.625 | 0.61 | 0.8 |
| ECP12 | Cree vida social resentida por actividades dentro y fuera hogar | 1.09 | 1.150 | 0.508 | 0.818 | 0.464 | 0.59 | 0.81 |
| ECP13 | Disgusta desatender amistades por ocuparse casa y familia | 0.75 | 1.009 | 0.461 | 0.822 | 0.522 | 0.49 | 0.87 |
| ECP16 | Cree no poder atender casa y familia más tiempo | 0.94 | 1.206 | 0.528 | 0.816 | 0.550 | 0.59 | 0.81 |
| ECP17 | Siente perder control de vida desde hacerse cargo del hogar | 0.71 | 1.084 | 0.593 | 0.809 | 0.669 | 0.65 | 0.76 |
| ECP18 | Desearía dejar el cuidado de casa a otros | 0.66 | 1.083 | 0.468 | 0.822 | 0.645 | 0.50 | 0.87 |
| Total para la subescala | 0.8 | 0.682 | ɑ total | 0.832 | r 2=.93 | |||
| Subescala Desarrollo Individual y Salud del Cuidador | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 3.077 Varianza explicada: 13.99% Saturación factor | λ | ҽ | |
| ECP1 | Cree cuidado hogar más tiempo del que necesita | 1.92 | 1.417 | 0.541 | 0.710 | 0.731 | 0.59 | 0.81 |
| ECP2 | No tiempo propio por cuidar casa y familia | 1.73 | 1.345 | 0.581 | 0.696 | 0.765 | 0.65 | 0.76 |
| ECP3 | Agobiada por atender casa, familia y trabajo | 1.37 | 1.283 | 0.603 | 0.689 | 0.688 | 0.73 | 0.68 |
| ECP7 | Miedo al futuro de familia | 1.47 | 1.353 | 0.387 | 0.764 | 0.411 | 0.50 | 0.87 |
| ECP22 | Labores del hogar y familia carga pesada | 1.07 | 1.315 | 0.530 | 0.714 | 0.614 | 0.67 | 0.75 |
| Total para subescala | 1.51 | 0.958 | ɑ total | 0.759 | r² = .85 | |||
| Sub escala Capacidad Percibida para Desempeñarse como Cuidadora | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 4.014 Varianza explicada: 18.25% Saturación factor | λ | ҽ | |
| ECP8 | Cree familia depende exceso usted | 1.77 | 1.452 | 0.429 | 0.739 | 0.569 | 0.28 | 0.96 |
| ECP14 | Cree familia espera usted única atenderlos | 1.72 | 1.503 | 0.524 | 0.712 | 0.639 | 0.36 | 0.93 |
| ECP15 | Considera no tener suficiente dinero atender necesidades familia | 2.08 | 1.343 | 0.538 | 0.708 | 0.616 | 0.44 | 0.90 |
| ECP19 | Indecisa que hacer mejorar situación | 1.35 | 1.247 | 0.437 | 0.734 | 0.417 | 0.95 | 0.32 |
| ECP20 | Cree poder hacer más por hogar y familia | 2.19 | 1.321 | 0.551 | 0.705 | 0.751 | 0.39 | 0.92 |
| ECP21 | Cree podría cuidar mejor hogar | 2.27 | 1.322 | 0.497 | 0.719 | 0.696 | 0.34 | 0.90 |
| Total subescala | 1.90 | 0.916 | ɑ total | 0.755 | r² = .93 | |||
KMO = .919 X2 = 5180.929 p = .000 ɑ total = .894
Índices de bondad de ajuste: CFI = .914, BBNNFI = .899, IFI = .914, GFI = .868, RMSEA = .08 4
χ² = 1054.623, gl = 181, p = .00000
Al contrastar la distribución original de los ítems en los factores y la resultante del análisis factorial exploratorio del presente estudio se observa que el factor 1 originalmente evalúa el impacto del cuidado y está constituido por 12 ítems. Para el estudio de amas de casa se retuvieron en un factor seis de ellos relativos al impacto negativo en la salud y control personal sobre las situaciones fuera del mundo familiar; se agregaron tres reactivos del factor 2 original que refieren el hartazgo experimentado por el ama de casa expresado en el deseo de delegar el trabajo doméstico en otros y mostrando sentimientos de enojo. Se agregó un reactivo del factor 3 original que indica que el ama de casa percibe que no puede controlar su vida. Se propone que el nuevo factor para el caso de las amas de casa se denomine Afectación de los Recursos Personales Disponibles debido a que experimenta limitaciones importantes en la capacidad para disponer de tiempo y planear actividades personales fuera de la esfera del cuidado del hogar, además de experimentar tensión, enojo y falta de control.
El factor 2 originalmente evalúa la relación interpersonal cuidador-cuidado y está constituido por seis ítems; para las amas de casa se retuvieron 5 ítems pertenecientes al factor 1 original que evalúan el impacto del cuidado en el desarrollo individual, por lo que el factor se denomina Afectación del Desarrollo Individual.
El factor 3 original se denomina Expectativas de Auto-eficacia y está constituido por seis ítems; para las amas de casa se agruparon seis ítems, tres del factor original y tres más de los otros factores originales haciendo referencia a la capacidad percibida para desempeñarse como cuidador. Se desecha el concepto de auto-eficacia pues se incluyen ítems que refieren la dependencia de los otros y la indecisión para mejorar las cosas. Se propone denominar al factor Capacidad Percibida para Desempeñarse como Cuidadora.
Inventario de Burnout de Maslach (MBI)
En la tabla 2 se presentan las estimaciones correspondientes a los 17 reactivos incluidos para la evaluación de las dimensiones de Agotamiento Emocional (9 reactivos) y Realización Personal (8 reactivos). De acuerdo con los resultados obtenidos y aplicando los criterios ya definidos para retener o eliminar reactivos, se observa que el criterio de valor de la media del ítem respecto de la media de la subescala, - no mayor a la desviación estándar de la subescala, así como el criterio de tamaño de la desviación estándar no menor a .50, permite que todos los reactivos sean retenidos. Igualmente los reactivos cumplieron los criterios de correlación, consistencia interna y carga factorial.
Tabla 2 Medidas descriptivas, de consistencia interna y cargas factoriales del Inventario de Burnout de Maslach (MBI).
| Factores | Descriptivos | Fiabilidad | Análisis Factorial | AFC | ||||
| Sub escala de Agotamiento Emocional | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 4.060 Varianza explicada: 23.88% Saturación factor | λ | ҽ | |
| MBI1 | Muy cansada por trabajo | 3.03 | 2.011 | 0.565 | 0.820 | 0.707 | 0.56 | 0.83 |
| MBI2 | Cansada al final de jornada trabajo | 3.82 | 1.979 | 0.542 | 0.822 | 0.694 | 0.54 | 0.85 |
| MBI3 | Fatigada en la mañana por trabajo | 2.65 | 2.144 | 0.581 | 0.818 | 0.695 | 0.64 | 0.77 |
| MBI5 | Día con familia y trabajo es esfuerzo | 1.77 | 2.283 | 0.525 | 0.825 | 0.611 | 0.60 | 0.80 |
| MBI7 | Exhausta por trabajo | 1.80 | 1.948 | 0.668 | 0.809 | 0.758 | 0.75 | 0.66 |
| MBI10 | Frustrada por trabajo | 1.65 | 2.033 | 0.501 | 0.826 | 0.583 | 0.57 | 0.82 |
| MBI11 | Creo trabajo demasiado | 2.75 | 2.411 | 0.585 | 0.818 | 0.684 | 0.64 | 0.77 |
| MBI12 | Trabajar con familia-personas produce estrés | 1.87 | 2.083 | 0.506 | 0.826 | 0.605 | 0.56 | 0.83 |
| MBI17 | Me siento acabada | 1.16 | 1.780 | 0.477 | 0.829 | 0.552 | 0.54 | 0.84 |
| Total para la subescala | 2.28 | 1.374 | ɑ total | 0.839 | r² = .43 | |||
| Subescala Realización Personal | Media | D.E. | Correl. item resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 3.026 Varianza explicada: 17.80% Saturación factor | λ | ҽ | |
| MBI4 | Fácilmente comprendo cómo siente familia | 1.37 | 1.861 | 0.375 | 0.733 | 0.558 | 0.39 | 0.92 |
| MBI6 | Manejo eficaz problemas de familia | 2.07 | 2.221 | 0.488 | 0.712 | 0.643 | 0.55 | 0.84 |
| MBI8 | Influyo positivamente con trabajo a familia | 1.32 | 2.015 | 0.435 | 0.722 | 0.616 | 0.41 | 0.91 |
| MBI9 | Me siento muy activa | 1.15 | 1.593 | 0.451 | 0.721 | 0.571 | 0.55 | 0.84 |
| MBI13 | Creo ambiente relajado en familia | 1.55 | 1.874 | 0.538 | 0.703 | 0.688 | 0.70 | 0.71 |
| MBI14 | Siento animo después de estar con familia | 0.74 | 1.550 | 0.467 | 0.719 | 0.643 | 0.58 | 0.81 |
| MBI16 | Conseguido cosas buenas vida | 1.23 | 1.874 | 0.453 | 0.719 | 0.577 | 0.50 | 0.87 |
| MBI18 | Trato problemas emocionales con calma | 2.10 | 2.224 | 0.370 | 0.738 | 0.471 | 0.41 | 0.91 |
| Total sub escala | 1.45 | 1.151 | ɑ total | 0.753 | r² = .78 | |||
KMO = .867 X2 = 3348.451 p = .000 ɑ total = .673
Índices de bondad de ajuste: CFI = .909 BBNNFI = .889, IFI = .909, GFI = .938, RMSEA = .059
χ² = 408.223, gl = 112, p = .00000
En este instrumento la agrupación de ítems en las subescalas de Agotamiento Emocional y Realización Personal fue idéntica a la distribución definida en el estudio original de Maslach y Jackson (1981) . Debe anotarse que al comparar los valores de consistencia interna con los del estudio original se observa que bajó para la subescala de Agotamiento Emocional (original de .89, estudio actual .84) y mejoró ligeramente para Realización Personal (original de .74, estudio actual .75). Las estimaciones de KMO y esfericidad de Bartlett fueron adecuadas asegurando que la relación entre las variables es alta y provienen de una distribución normal multivariante, por tanto es pertinente el análisis factorial. El AFC arrojó coeficientes estructurales gamma mayores a .50 en todos los reactivos del factor Agotamiento Emocional; para el factor 2 de Realización Personal los coeficientes estructurales fueron bajos en los reactivos MBI4, MBI8 y MBI18 (de .39 a .41). Los índices prácticos de bondad de ajuste fueron adecuados, excepto para Chi cuadrada que debido al tamaño de muestra es significativa (ver tabla 2).
Cuestionario General de Salud (CGS)
La versión de 30 ítems aplicada resulta del análisis llevado a cabo por Goldberg y Hillier (1979) para obtener una versión reducida de la escala. La versión reducida a 30 es el resultado del análisis factorial exploratorio que deinió 6 factores de los cuales se eligieron aquellos ítems con cargas factoriales más altas para cada uno de ellos (5 ítems por factor); dicha solución explicaba el 53.5% de la varianza.
La tabla 3 presenta los resultados obtenidos con las amas de casa para las distintas estimaciones. Según los criterios para retener o eliminar reactivos ya explicitados anteriormente se observa que se retuvieron todos los reactivos, excepto “Incapaz de resolver sus problemas” dado que no cargó en algún factor con una saturación mayor o igual a .40; en el reactivo “Dificultad para dormir y conciliar el sueño” se observa una baja inter-correlación con los reactivos del factor, sin embargo su eliminación disminuía el valor de alfa y su peso factorial era alto por lo que se decidió retenerlo.
Tabla 3 Medidas descriptivas, de consistencia interna y cargas factoriales del Cuestionario General de Salud (CGS).
| Factores | Descriptivos | Fiabilidad | Análisis Factorial | AFC | |||||
| Síntomas somáticos | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 4.692 Varianza explicada: 15.639% Saturación factor | λ | ҽ | ||
| A1 | Sentido bien y buena salud | 0.93 | 0.766 | 0.557 | 0.817 | 0.677 | 0.61 | 0.79 | |
| A2 | Sentido agotada y sin fuerzas | 0.83 | 0.915 | 0.633 | 0.806 | 0.683 | 0.72 | 0.70 | |
| A3 | Sensación de estar enferma | 0.88 | 0.897 | 0.617 | 0.808 | 0.655 | 0.69 | 0.73 | |
| A4 | Dolores de cabeza | 0.79 | 0.807 | 0.573 | 0.814 | 0.673 | 0.55 | 0.83 | |
| A5 | Pesadez en la cabeza | 0.70 | 0.856 | 0.593 | 0.811 | 0.671 | 0.58 | 0.81 | |
| A6 | Escalofríos o bochornos | 0.58 | 0.862 | 0.451 | 0.830 | 0.411 | 0.51 | 0.86 | |
| A8 | Sentido llena de vida y energía | 1.17 | 0.791 | 0.582 | 0.813 | 0.585 | 0.67 | 0.74 | |
| A20 | Sentido irritada y mal humor | 0.96 | 0.847 | 0.500 | 0.824 | 0.496 | 0.57 | 0.82 | |
| Total para la subescala | 0.84 | 0.574 | ɑ total | 0.835 | r² = .89 | ||||
| Ansiedad e insomnio | Media | D.E. | C o r r e l . item resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 3.899 Varianza explicada: 12.997% Saturación factor | λ | ҽ | ||
| B7 | Despierta muy temprano y no puede volver a dormir | 0.72 | 0.910 | 0.567 | 0.861 | 0.678 | 0.62 | 0.79 | |
| B9 | Dificultad para dormir y conciliar sueño | 0.82 | 0.963 | 0.171 | 0.800 | 0.791 | 0.79 | 0.61 | |
| B10 | Dificultad para dormir de un jalón noche | 0.74 | 0.951 | 0.765 | 0.779 | 0.832 | 0.85 | 0.63 | |
| B11 | Pasado noches inquietas intranquilas | 0.89 | 0.951 | 0.723 | 0.798 | 0.768 | 0.83 | 0.57 | |
| Total Subescala | 0.84 | 0.778 | ɑ total | 0.851 | r² =0.71 | ||||
| Disfunción social | Media | D.E. | C o r r e l . item resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 3.263 Varianza explicada: 10.88% Saturación factor | λ | ҽ | ||
| C12 | Sentir hace las cosas bien | 0.74 | 0.610 | 0.448 | 0.731 | 0.591 | 0.56 | 0.83 | |
| C13 | Sentido satisfecha por su manera hacer cosas | 0.75 | 0.695 | 0.559 | 0.706 | 0.669 | 0.69 | 0.73 | |
| C14 | Siente cariño y afecto por los que le rodean | 0.59 | 0.683 | 0.384 | 0.745 | 0.525 | 0.42 | 0.91 | |
| C15 | Lleva bien con los demás | 0.65 | 0.586 | 0.445 | 0.732 | 0.605 | 0.47 | 0.88 | |
| C16 | Sentido desempeña función útil en la vida | 0.60 | 0.637 | 0.512 | 0.718 | 0.646 | 0.60 | 0.80 | |
| C17 | Sentido capaz de tomar decisiones | 0.57 | 0.676 | 0.473 | 0.726 | 0.658 | 0.53 | 0.85 | |
| C19 | Disfruta actividades diarias | 0.79 | 0.709 | 0.49 | 0.722 | 0.584 | 0.59 | 0.81 | |
| Total Subescala | 0.67 | 0.418 | ɑ total | 0.756 | r² =0.56 | ||||
| Depresión severa | Media | D.E. | C o r r e l . item resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 3.163 Varianza explicada: 10.51% Saturación factor | λ | ҽ | ||
| D21 | Sentido asustada y miedo sin razón | 0.56 | 0.854 | 0.557 | 0.875 | 0.449 | 0.61 | 0.79 | |
| D22 | Sentido triste y deprimida | 0.98 | 0.914 | 0.653 | 0.868 | 0.530 | 0.72 | 0.69 | |
| D23 | Perdido confianza y fe en sí misma | 0.42 | 0.782 | 0.615 | 0.870 | 0.586 | 0.67 | 0.79 | |
| D24 | Pensado que no vale nada | 0.33 | 0.706 | 0.682 | 0.866 | 0.708 | 0.71 | 0.70 | |
| D25 | Siente no puede esperar nada de la vida | 0.37 | 0.754 | 0.557 | 0.874 | 0.612 | 0.59 | 0.81 | |
| D26 | Sentido nerviosa constantemente | 0.78 | 0.912 | 0.658 | 0.867 | 0.554 | 0.73 | 0.68 | |
| D27 | Pensado en posibilidad de quitarse vida | 0.22 | 0.613 | 0.569 | 0.874 | 0.730 | 0.55 | 0.83 | |
| D28 | Notado a veces no puede hacer nada a causa nervios | 0.41 | 0.781 | 0.649 | 0.868 | 0.598 | 0.70 | 0.72 | |
| D29 | Deseado estar muerta y lejos de todo | 0.23 | 0.640 | 0.671 | 0.868 | 0.776 | 0.67 | 0.74 | |
| D30 | Notado idea de quitarse vida viene repetidamente cabeza | 0.28 | 0.720 | 0.550 | 0.875 | 0.750 | 0.53 | 0.85 | |
| Total Subescala | 0.46 | 0.538 | ɑ total | 0.882 | r² = .43 | ||||
KMO = .924 X2 = 8985.305 p = .000 ɑ total = .917
Índices de bondad de ajuste: CFI = .91 BBNNFI = .90, IFI = .91, GFI = .90, RMSEA = .053
χ² = 1156.256, gl = 368, p = .00000
La rotación Varimax produjo cuatro factores similares a los del estudio de Goldberg y Hillier (1979) aunque con algunas variaciones respecto de la distribución de los reactivos en los factores. El factor 1 agrupa los reactivos que evalúan Síntomas Somáticos con 8 reactivos incluyendo sentirse con energía o sin ella, irritada y de mal humor. El factor 2 agrupa los reactivos de Insomnio (4 reactivos). El factor 3 integra los reactivos de Disfunción Social que evalúan sentirse bien con uno mismo y los demás, incluyendo la evaluación de la satisfacción con lo que se hace (7 reactivos). El factor 4 agrupa los reactivos de depresión severa y algunos de los relacionados a ansiedad (10 reactivos). Para todos los factores las saturaciones en su mayoría se encuentran arriba de .60 con pertenencia clara a un solo factor; los valores de alfa son adecuados (por arriba de .70). Igualmente las estimaciones de KMO y esfericidad de Bartlett son adecuados. El AFC arrojó coeficientes estructurales gamma mayores a .50 en todos los reactivos de los factores de síntomas somáticos, ansiedad e insomnio y el factor de depresión severa; para el factor de disfunción social los reactivos C14 y C15 presentaron coeficientes estructurales bajos (.42 y .47 respectivamente). Los índices prácticos de bondad de ajuste fueron adecuados, excepto para Chi cuadrada que debido al tamaño de muestra es significativa (ver tabla 3).
Inventario de Síntomas de Estrés (ISE)
La tabla 4 muestra los resultados de las estimaciones de discriminación de reactivos, consistencia interna y análisis factorial del instrumento para la muestra de amas de casa. Se eliminaron 3 reactivos: ISE8- capacidad para adaptarse a situaciones nuevas; ISE12- tiempo mínimo para uno mismo; ISE17- aumento en el consumo de alcohol o tabaco. Ello obedece a que no cumplieron con el criterio de carga factorial (≥ .40). Se observa que los reactivos retenidos cumplieron con los criterios estadísticos establecidos. En la aplicación con amas de casa se definieron 3 factores que explican 34.78% de la varianza alcanzando índices de consistencia interna entre .63 y .86 que para el caso de los factores de síntomas psicosociales y síntomas somáticos se ubican en un nivel aceptable para utilizar el instrumento en investigación básica; para el tercer factor, síntomas de infecciones, se observa el índice más bajo y se deberá utilizar con reservas. Los resultados del AFC muestran coeficientes estructurales gamma bajos en el factor de síntomas somáticos y en el factor de síntomas de infecciones corroborando entonces que la solución obtenida para amas de casa debe utilizarse con reservas. Los índices de bondad de ajuste muestran valores superiores a .90 excepto el GFI; para el caso del índice RMSEA su valor es mayor a .05 aunque aún en límites aceptables (menor a .08). La estimación de Chi cuadrada arroja valores significativos debido al tamaño de muestra.
Tabla 4 Medidas descriptivas, de consistencia interna y cargas factoriales del Inventario de Síntomas de Estrés (ISE)
| Factores | Descriptivos | Fiabilidad | Análisis Factorial | AFC | ||||
| Síntomas psicosociales | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 4.485 Varianza explicada: 14.95% Saturación factor | λ | ҽ | |
| ISE2 | Fácil irritabilidad | 1.47 | 1.128 | 0.560 | 0.847 | 0.572 | 0.61 | 0.80 |
| ISE4 | Sin ganas de comenzar nada | 1.03 | 1.015 | 0.559 | 0.848 | 0.519 | 0.66 | 0.76 |
| ISE6 | Escasas ganas de comunicarse | 0.91 | 1.014 | 0.503 | 0.851 | 0.464 | 0.56 | 0.83 |
| ISE10 | Sensación de cansancio mental | 1.16 | 1.133 | 0.599 | 0.845 | 0.438 | 0.65 | 0.76 |
| ISE11 | Dificultades sexuales | 0.79 | 1.062 | 0.474 | 0.852 | 0.541 | 0.47 | 0.89 |
| ISE16 | Sentimientos de baja autoestima | 0.91 | 1.050 | 0.509 | 0.850 | 0.473 | 0.55 | 0.84 |
| ISE18 | Dificultad de memoria y concentración | 1.11 | 1.032 | 0.490 | 0.851 | 0.449 | 0.54 | 0.84 |
| ISE20 | Escasas ganas de comunicarse | 0.95 | 1.054 | 0.517 | 0.850 | 0.507 | 0.59 | 0.89 |
| ISE22 | Estar con prisa | 1.89 | 1.381 | 0.372 | 0.861 | 0.474 | 0.40 | 0.92 |
| ISE24 | Estar de mal humor | 1.23 | 1.004 | 0.606 | 0.845 | 0.605 | 0.65 | 0.76 |
| ISE26 | Perdida del deseo sexual | 0.88 | 1.100 | 0.461 | 0.853 | 0.495 | 0.46 | 0.89 |
| ISE28 | Relaciones sociales poco satisfactorias | 0.73 | 0.861 | 0.465 | 0.853 | 0.596 | 0.49 | 0.87 |
| ISE29 | Dificultad para controlar agresividad | 0.80 | 0.099 | 0.527 | 0.850 | 0.661 | 0.55 | 0.84 |
| ISE30 | Cansancio rápido por cualquier actividad | 1.20 | 1.156 | 0.553 | 0.848 | 0.527 | 0.61 | 0.78 |
| Total para la subescala | 1.07 | 0.64 | ɑ total | 0.863 | r² = .99 | |||
| Síntomas somáticos | Media | D.E. | Correl. ítem resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 3.516 Varianza explicada: 11.72% Saturación factor | λ | ҽ | |
| ISE1 | Dolor de espalda o cuello | 1.79 | 1.139 | 0.456 | 0.679 | 0.599 | 0.25 | 0.97 |
| ISE3 | Perdida o exceso de apetito | 1.10 | 1.114 | 0.354 | 0.704 | 0.422 | 0.98 | 0.20 |
| ISE5 | Dolores de cabeza | 1.48 | 1.161 | 0.493 | 0.669 | 0.635 | 0.30 | 0.96 |
| ISE7 | Presión en pecho | 0.66 | 0.936 | 0.440 | 0.684 | 0.438 | 0.22 | 0.98 |
| ISE9 | Dificultad para dormir | 1.01 | 1.141 | 0.456 | 0.679 | 0.584 | 0.30 | 0.96 |
| ISE14 | Fatigada en la mañana por trabajo | 1.31 | 1.116 | 0.484 | 0.672 | 0.515 | 0.30 | 0.96 |
| ISE23 | Presión arterial alta | 0.69 | 1.121 | 0.322 | 0.712 | 0.485 | 0.11 | 0.99 |
| Total Subescala | 1.15 | 0.674 | ɑ total | 0.720 | r² =0.49 | |||
| Síntomas de infecciones | Media | D.E. | Correl. item resto escala | ɑ si ítem elim. | Valor propio: 2.433 Varianza explicada: 8.11% Saturación factor | λ | ҽ | |
| ISE13 | Erupción en la piel | 0.56 | 0.962 | 0.279 | 0.604 | 0.404 | 0.37 | 0.93 |
| ISE15 | Pequeñas infecciones | 0.81 | 0.857 | 0.406 | 0.558 | 0.493 | 0.58 | 0.82 |
| ISE19 | Problemas gastrointestinales | 1.24 | 1.125 | 0.339 | 0.584 | 0.408 | 0.53 | 0.85 |
| ISE21 | Problemas alérgicos | 0.62 | 1.072 | 0.331 | 0.586 | 0.575 | 0.36 | 0.93 |
| ISE25 | Padecer resfriado y gripe | 1.14 | 0.912 | 0.397 | 0.560 | 0.616 | 0.47 | 0.89 |
| ISE27 | Problemas con la voz | 0.69 | 0.931 | 0.182 | 0.565 | 0.679 | 0.40 | 0.92 |
| Total Subescala | 0.84 | 0.576 | ɑ total | 0.627 | r² =0.66 | |||
KMO = .914 X2 = 5603.815 p = .000 ɑ total = .886
Índices de bondad de ajuste: CFI = .936 BBNNFI = .929, IFI = .936, GFI = .829, RMSEA = .074
χ² = 1640.7, gl = 317, p = .00000
Conclusiones y Discusión
As for criterion Se obtuvieron un conjunto de sub-escalas para cada uno de los instrumentos y sus variables con índices de confiabilidad todos ellos arriba de α=.70, cargas factoriales arriba de .40 y varianzas explicadas por encima de 40% para todos los instrumentos excepto uno.
Para la Escala de Carga Percibida (ECP) el ajuste para la evaluación de amas de casa produjo 3 factores, igual que la escala original, eliminándose muy pocos reactivos. Conceptualmente la nueva estructura define como indicadores de la carga percibida: (1) la afectación de los recursos personales disponibles; (2) la afectación del desarrollo individual y (3) la capacidad percibida para desempeñarse como cuidadora.
Para el caso del Inventario de Burnout de Maslach según los índices de consistencia interna obtenidos no se observa una disminución o aumento importante (de .05 puntos para la subescala de Agotamiento Emocional, aumento de .01 puntos para Realización Personal) ni una alteración en la estructura factorial; la solución de dos factores del presente estudio coincide con los definidos en el estudio original. Adicionalmente, el meta-análisis de Worley, Vassar, Wheeler y Barnes (2008) encontró una correlación fuerte entre Agotamiento Emocional y Despersonalización, a su vez ortogonales a Realización Personal, lo que permite suponer que es ese el motivo por el cual el comportamiento de los factores en el presente estudio no se afectó al no incluir los ítems de la subescala de Despersonalización.
Por su parte el meta-análisis de la consistencia interna del MBI (Wheeler, Vassar, Worley & Barnes, 2011) indica que los valores encontrados para Agotamiento Emocional son ≥.80 y el idioma del instrumento sí afectaba los puntajes, no encontrando que esto sucediera para la subescala de Realización Personal cuyos índices variaban entre .70 y .89, rango en el que se encuentran los puntajes de consistencia interna obtenidos en el presente estudio. Se puede asumir que el ajuste de redacción hecho para la aplicación con amas de casa no afectó la estructura factorial o la confiabilidad del instrumento.
Con relación al Cuestionario General de Salud, la aplicación y análisis de sus características psicométricas en amas de casa contribuye a ampliar el abanico de poblaciones donde se ha aplicado, conservando la pertinencia de los síntomas que son sensibles para detectar las afectaciones que el estrés cotidiano tiene sobre las personas.
Para el Inventario de Síntomas de estrés se encontraron 3 factores claramente definidos: síntomas psicosociales, somáticos y de infecciones los cuales difieren de la agrupación original de la aplicación con psicólogos en ejercicio profesional; parece ser entonces que el ajuste para amas de casa afecta de manera importante la estructura factorial original, sobre todo en el surgimiento del factor síntomas de infecciones que debe utilizarse con reservas por sus bajos valores de consistencia interna, cargas factoriales y coeficientes estructurales gamma. Los índices de bondad de ajuste GFI y RMSEA asumieron valores ligeramente por debajo del nivel establecido como apropiado.
Los resultados alcanzados en el análisis de propiedades psicométricas de discriminación de reactivos, consistencia interna y análisis factorial exploratorio dan lugar a un modelo de medición ajustado a las características del fenómeno de burnout en amas de casa, mismo que el AFC corrobora como aceptable para cada uno de los instrumentos.
El abordaje de la población de amas de casa requiere un mayor número de estudios considerando que la proporción de mujeres con cargas de trabajo doble o triple va en aumento. Si bien los estudios sobre burnout incluyen población femenina, generalmente lo hacen considerando los efectos del trabajo fuera de casa dejando de lado documentar los efectos que puede tener sobre su bienestar y salud, por tanto su posible efecto sobre el desarrollo de las actividades de cuidado de la familia y del hogar. Actualmente las políticas de salud siguen planteando como eje de aplicación de los programas a la mujer, ello requiere no perder de vista la importancia que reviste entender los efectos de la carga de trabajo y con ello que los programas consideren a la mujer no solamente como el factor principal en la promoción de la salud y la prevención de la enfermedad, sino los esfuerzos programáticos que la salud pública debe desarrollar para coadyuvar a la mejora de las condiciones de vida de las mujeres.
