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Revista del Hospital Psiquiátrico de
La Habana
Volumen 20 | Nº 2 | Año 2023 | ISSN: 0138-7103 | RNPS: 2030
_____________________________________________
Original
Validación del constructo y confiabilidad del Maslach Burnout Inventory-
Human Services Survey (MBI-HSS) en médicos peruanos
Construct validity and reliability of the Maslach Burnout Inventory-
Human Services Survey (MBI-HSS) in Peruvian physicians
Alfredo Enrique Oyola-García1
Zaida Zagaceta Guevara1
Melisa Pamela Quispe-Ilanzo2
1 Universidad Nacional Mayor de San Marcos, Perú
2 Seguro Social de Salud - EsSalud, Perú Recibido: 15/05/2023
Aceptado: 25/06/2023
Validación del constructo y confiabilidad del Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey (MBI-HSS) en médicos
peruanos. Rev. Hosp. Psiq. Hab. Volumen 20 | Nº 2 | Año 2023 |
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y reproducción no comerciales y sin restricciones en cualquier medio, siempre que sea debidamente citada la fuente primaria de publicación.
Resumen
Introducción: el síndrome del “trabajador quemado” tiene una impresionante lista de consecuencias
negativas en los profesionales médicos.
Objetivo: determinar la validez de constructo y confiabilidad del Maslach Burnout Inventory-Human
Services Survey (MBI-HSS) en médicos peruanos.
Métodos: estudio instrumental del MBI-HSS basado en el análisis secundario de la Encuesta Nacional de
Satisfacción de los Usuarios en Salud 2016 en una muestra de 2216 médicos. La confiabilidad fue evaluada
con el coeficiente Alfa de Cronbach y la validez de constructo con el coeficiente de correlación Rho de
Pearson.
Resultados: El coeficiente Alfa de Cronbach para la escala total fue de 0,908 (IC 95%: .902–.913). Se
observaron correlaciones positivas moderadas pero significativas entre los resultados de la escala y el poco
interés o placer en hacer las cosas (Rho=.399; p=.000); así como con la percepción de estar desanimado/a,
triste, deprimido/a o sin esperanza (Rho=.322; p=.000) en las últimas semanas. Conclusión: la estructura
factorial del MBI-HSS sigue el modelo original de Maslach y posee propiedades psicométricas
satisfactorias, por lo que es un instrumento válido y confiable para su uso en médicos peruanos.
Palabras clave: Burnout, trabajador quemado, validez, confiabilidad, escala de Maslach
Abstract
Introduction: Burnout syndrome has an impressive list of negative consequences for physicians.
Objective: Determine the validation and reliability of the Maslach Burnout Inventory-Human Services
Survey (MBI-HSS) in Peruvian physicians.
Methods: Instrumental study of the MBI-HSS based on a secondary analysis from the National Survey of
User Satisfaction in Health 2016, in a sample of 2216 physicians. Reliability was assessed with Cronbach's
alpha coefficient and construct validation through Pearson's Rho correlation coefficient. Results:
Cronbach's alpha coefficient for the total scale was 0.908 (95% CI:.902-.913). Moderate but significant
positive correlations were observed between the scale results and little interest or pleasure in doing things
(Rho=.399; p=.000); as well as with the perception of being discouraged, sad, depressed or hopeless
(Rho=.322; p=.000) in the last weeks.
Conclusion: The factorial structure of the MBI-HSS follows the original Maslach model with satisfactory
psychometric properties, making it a valid and reliable instrument for Peruvian physicians screening.
Keywords: Burnout syndrome, validation, reliability, Maslach inventory
INTRODUCCIÓN
Validación del constructo y confiabilidad del Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey (MBI-HSS) en médicos
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En los últimos años, la necesidad de establecer nuevos enfoques en relación con la prevención de
riesgos profesionales, así como atender los riesgos psicosociales “emergentes” ha aumentado, debido
a las consecuencias físicas y psicológicas que genera en el trabajador e impactan en la organización
laboral.(1)
Muchas de las lesiones ocupacionales podrían estar relacionadas con la sobrecarga laboral debido al
deterioro de las condiciones de trabajo que afectan la salud mental del trabajador y ocasionan el síndrome
del trabajador quemado. La mayoría de las investigaciones lo definen como una respuesta al estrés laboral
crónico que afecta especialmente a los profesionales y se caracteriza por la desmotivación, el desinterés,
el malestar interno o la insatisfacción laboral.(2) En los médicos, puede tener una variedad de consecuencias
negativas: insatisfacción del paciente y baja calidad de la atención, aumento de las tasas de error y mayor
riesgo de negligencia, aumento de la rotación de personal, consumo y adicción al alcohol y las drogas, así
como suicidio.(3) Sin embargo, a pesar de su importancia, existe dificultad para diagnosticar este síndrome
por la falta de una definición aceptada universalmente. Esto sucede porque es un proceso complejo y tiene
similitud con el concepto de estrés aplicado a las organizaciones (estrés laboral), lo que ha ocasionado el
continuo cuestionamiento del constructo que ha afectado el desarrollo de investigaciones en torno a este
problema.(4)
Aunque existen variados instrumentos para la detección del síndrome, el Maslach Burnout Inventory —
Human Services Survey (MBI-HSS) de Maslach y Jackson (1981), es el instrumento más utilizado.(5)
Valora tres dimensiones: agotamiento emocional, despersonalización y baja realización personal con
validación de su constructo y confiabilidad en diferentes países y grupos laborales de habla hispana. (6,7)
Sin embargo, su validez y confiabilidad para la aplicación en población peruana, especialmente en
médicos, aún está en discusión.(8–10)
A partir del 2014, el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI) y la Superintendencia Nacional
de Salud (SUSALUD) del Perú ha desarrollado la Encuesta Nacional de Satisfacción de Usuarios en Salud,
para explorar la percepción de los usuarios sobre el sistema de salud del Perú, así como algunas
características y reacciones psicológicas de médicos y enfermeros en el ámbito laboral. Una de estas está
referida al síndrome del trabajador quemado, cuyo tamizaje se realiza a través del Maslach Burnout
Inventory-Human Services Survey (MBI-HSS).(11)
Por lo tanto se propone como objetivo determinar la validez del constructo y la confiabilidad del MBI-
HSS en médicos peruanos, que laboran en diferentes instituciones prestadoras de servicios y en diferentes
niveles de complejidad.
MÉTODOS
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Se realizó un estudio instrumental mediante el análisis secundario de datos de la Encuesta Nacional de
Satisfacción de los Usuarios en Salud (ENSUSALUD) realizada por el Instituto Nacional de Estadística
e Informática (INEI).(11)
Participantes
La muestra de médicos estuvo conformada por 2216 médicos, de los cuales 1673 (75.5%) eran varones;
1867 (84.3%) eran asistentes, 349 (15.7%) residentes; 1015 (45.8%) laboraban en el Ministerio de Salud
o Gobierno Regional, 1029 (46.4%) pertenecían a ESSALUD mientras que 169 (6.3%) pertenecían a
clínicas y 33 (1.5%) a la sanidad de las FFAA y PNP.
Instrumentos
El MBI-HSS fue validado por Maslash y Jackson su versión definitiva apareció en 1986. Es un
cuestionario de 22 ítems que mide el síndrome del trabajador quemado en educadores y personal de los
servicios humanos (enfermeras, médicos, psicólogos, asistentes sociales, etc.)(12). En la ENSUSALUD
2016 corresponde a las preguntas C2P50_1 a C2P50_22 (SUSALUD, 2016). Se valora mediante escala de
Likert (1 a 7 puntos) con siete opciones de respuesta (nunca - pocas veces al año o menos - una vez al mes
o menos - unas pocas veces al mes - una vez a la semana - varias veces a la semana - todos los días). El
puntaje máximo es 154 y el mínimo 7.(11)
La escala está dividida en subescalas que contienen situaciones que denotan: agotamiento emocional,
despersonalización y baja realización personal. La subescala de agotamiento emocional está compuesta
por nueve ítems, valora la vivencia de estar agotado emocionalmente debido a las demandas del trabajo y
la conforman los ítems 1, 2, 3, 6, 8, 13, 14, 16 y 20. Su puntuación es directamente proporcional a la
intensidad del síndrome. La subescala de despersonalización está formada por cinco ítems, que son 5, 10,
11, 15 y 22; valora el grado en que cada uno reconoce actitudes de frialdad y distanciamiento. Cuanto
mayor es el puntaje obtenido mayor es la despersonalización y el nivel de síndrome del trabajador
quemado. La subescala de baja realización personal en el trabajo está compuesta de ocho ítems que son 4,
7, 9, 12, 17, 18, 19 y 21; evalúa los sentimientos de autoeficacia y realización personal en el trabajo. En
este caso, la puntuación es inversamente proporcional al grado del síndrome.(12) Sin embargo, existen
discrepancias en el punto de corte a utilizar para determinar la presencia del síndrome.(13,14)
Procedimiento
La ENSUSALUD se realizó por muestreo probabilístico, bietápico, estratificado e independiente en 184
establecimientos de salud bajo la administración del Ministerio de Salud (MINSA), Gobiernos Regionales,
Seguro Social de Salud (EsSalud), servicios de salud de las Fuerzas Armadas y centros de salud
particulares, de categoría I-4 o de mayor complejidad ubicados en zonas rurales y urbanas del país,
ubicados en los 24 departamentos del país incluyendo la Provincia Constitucional del Callao. Uno de sus
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objetivos era conocer el nivel de percepción y satisfacción de los profesionales médicos respecto a su
centro laboral, por lo que entre sus instrumentos incluyeron el MBI-HSS.(11)
Análisis de datos
La comprobación de la adecuación de los factores al constructo teórico se realizó a través del análisis de
factores, como último paso de la fase de desarrollo o diseño de una escala y paso inicial de la fase de
evaluación de esta.(15) El método de análisis factorial exploratorio fue utilizado para definir la estructura
subyacente en una matriz de datos. Se consideraron las cargas cuyos ítems explicaban al menos 15% de la
varianza común con el factor. Se usó el test de Bartlett con un nivel de significación menor de 0,05 y el
índice de Kaiser Meyer Olkim (KMO) con un valor mayor de 0,8 para determinar la correlación entre las
variables del instrumento.
El análisis factorial confirmatorio permitió validar si la estructura hipotética planteada se ajustaba a los
elementos mediante las pruebas estadísticas de ajuste absoluto y de ajuste incremental.(15) El ajuste
absoluto se valoró con la razón de verosimilitud (prueba chi cuadrado), que comparó la matriz de
covarianza con:
- el modelo nulo y se rechazó esta última con un valor p<0,05
- la raíz del cuadrado medio del error de aproximación (RMSEA, por sus siglas en inglés) que
considera un ajuste perfecto a los valores menores a 0,05
- la raíz cuadrada de la media de residuos cuadrados (SRMR, por sus siglas en inglés) se considera
como ajuste aceptable valores menores o iguales a 0,08.
El ajuste incremental se valoró mediante el índice de ajuste comparativo (CFI, por sus siglas en inglés) y
el índice de ajuste incremental están el de Tucker Lewis (TLI, por sus siglas en inglés), con valores
superiores a 0,9.(16)
La evaluación de la confiabilidad estadística del instrumento se realizó a través del cálculo del coeficiente
Alfa de Cronbach, debido a que es la más utilizada para evaluar la confiabilidad de los instrumentos y
otorga solo un valor de consistencia. (15) Los valores del alfa de Cronbach oscilan entre 0 y 1; en salud, los
valores iguales o superiores a 0,8 se han considerado como buenos y otorgan confiabilidad para el uso del
instrumento en la práctica sanitaria.
La validación de constructo se realizó mediante el análisis de la validez convergente a través de la prueba
estadística Rho de Pearson, que permite determinar la relación entre las medidas o variables existentes y
las puntuaciones de la escala motivo del estudio.(15) Ante la limitación de poder incluir otro instrumento
para comparar los resultados obtenidos por la escala de Maslach,(12) se usaron las preguntas del ítem C2P51
de la encuesta: C2P51_1 durante las últimas semanas ¿ha tenido poco interés o placer en hacer las cosas?
y C2P51_2 durante las últimas semanas ¿se ha sentido desanimado/a, triste, deprimido/a o sin esperanza?
(11), como variables proxy para la comparación, debido a que estos estados han sido relacionados como
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efectos importantes del síndrome evaluado (6). Las respuestas se valoran mediante escala de Likert
(1=nunca; 2=varios días; 3=más de la mitad de los días; 4=casi todos los días).(11)
RESULTADOS
En el presente estudio el coeficiente KMO determinó el supuesto de que existe fuerza de relación entre los
ítems que corresponde a la categoría de muy bueno, lo cual indica la existencia de una
estructura subyacente de relaciones entre los ítems. Por su parte, la prueba de esfericidad de Barlett fue
significativa (p< 0,001) con lo que se concluye que la matriz de correlaciones es diferente a una matriz
identidad, por lo tanto, existen relaciones adecuadas entre los ítems .
De los resultados obtenidos en el análisis factorial, se extrajeron tres factores con alta concordancia con el
modelo teórico que plantea el instrumento. Estos factores explican el 50.58% de la varianza total. La
dimensión con mayor carga factorial es la de agotamiento emocional que explica el 35,893% de la varianza
total y en ella se ubicaron los ítems 1, 2, 3, 6, 8, 13, 14, 16 y 20. El segundo factor explica el 9.373% de la
varianza y allí se agruparon los ítems 4, 7, 9, 12, 17, 18, 19 y 21 pertenecientes a la dimensión baja
realización personal en el trabajo; finalmente el factor con menor peso factorial explica el 5.311% de la
varianza total y allí se agruparon los ítems 5, 10, 11, 15 y 22 que miden la dimensión despersonalización
(tabla 1).
Tabla 1. Varianza total explicada por el MBI-HSS en el análisis factorial exploratorio
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Factor
Autovalores iniciales
Sumas de cargas al cuadrado
de la extracción
Sumas de
cargas al
cuadrado
de la
rotación
Total
% de
varianza
%
acumulado
Total
% de
varianza
%
acumulado
Total
1
7,896
35,893
35,893
7,896
35,893
35,893
6,873
2
2,062
9,373
45,266
9,373
9,373
45,266
4,216
3
1,168
5,311
50,577
5,311
5,311
50,577
3,779
La confiabilidad del instrumento se evaluó a través del cálculo del coeficiente Alfa de Cronbach. El valor
de este coeficiente para la escala total fue de .908 (IC 95%: .902–.913), además, si se eliminaran los ítems
6 y 8 se obtendrían coeficientes iguales a 0,899 y 0,898 respectivamente (tabla 2).
Tabla 2. Estadísticos para la escala total si el elemento se ha suprimido
Ítem
Media de escala
Varianza de escala
Alfa de
Cronbach
Total
25,68
378,458
0,908
C2P50_1
23,43
331,735
0,901
C2P50_2
24,65
342,392
0,902
C2P50_3
24,13
334,136
0,900
C2P50_4
25,07
364,805
0,909
C2P50_5
25,10
352,513
0,903
C2P50_6
24,20
334,186
0,899
C2P50_7
25,07
365,641
0,908
C2P50_8
23,86
325,224
0,898
C2P50_9
25,02
363,846
0,908
C2P50_10
24,28
334,397
0,900
C2P50_11
24,39
332,882
0,900
C2P50_12
24,86
353,183
0,904
C2P50_13
24,68
341,593
0,902
C2P50_14
23,43
331,170
0,904
C2P50_15
25,22
363,364
0,909
C2P50_16
24,68
342,342
0,901
C2P50_17
25,07
360,256
0,906
C2P50_18
25,11
360,995
0,906
C2P50_19
24,87
355,551
0,906
C2P50_20
24,49
342,953
0,903
C2P50_21
23,05
338,666
0,910
C2P50_22
24,54
348,030
0,905
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Por otra parte, al realizar un análisis por cada una de las dimensiones (tabla 3) se demostró que la
dimensión agotamiento emocional presenta un coeficiente de 0,897; la dimensión despersonalización
de 0,769; mientras que la dimensión baja realización personal en el trabajo presenta un coeficiente igual a
0,722.
Tabla 3. Análisis de confiabilidad de la escala MBI-HSS según dimensiones
Dimensiones
Ítem
Media de
escala
Varianza de escala
Alfa de
Cronbach
13.53
126.046
.897
Agotamiento emocional
C2P50_1
11,29
96,623
0,882
C2P50_2
12,50
104,329
0,887
C2P50_3
11,99
99,027
0,879
C2P50_6
12,05
100,774
0,882
C2P50_8
11,72
94,088
0,875
C2P50_13
12,53
105,063
0,889
C2P50_14
11,29
97,253
0,893
C2P50_16
12,54
105,709
0,887
C2P50_20
12,34
105,051
0,892
28,172
28,175
0,769
Despersonalización
C2P50_5
4,28
20,947
0,725
C2P50_10
3,46
15,834
0,659
C2P50_11
3,57
16,044
0,679
C2P50_15
4,40
23,046
0,793
C2P50_22
3,72
19,476
0,749
7,29
38,168
0,722
Baja realización personal
C2P50_4
6,68
32,312
0,709
C2P50_7
6,68
32,172
0,698
C2P50_9
6,63
31,103
0,689
C2P50_12
6,48
30,051
0,679
C2P50_17
6,48
30,679
0,676
C2P50_18
6,72
31,263
0,677
C2P50_19
6,48
30,064
0,681
C2P50_21
4,66
25,438
0,759
En el análisis factorial confirmatorio se observó buen ajuste mediante la prueba de chi cuadrado
, el RMSEA cuyo valor fue 0,061, así como en el TLI y el CFI con valores
mayores a 0,9 lo que indicaría buen ajuste. Finalmente, el valor que se obtuvo para el SRMR también
sugirió un buen ajuste (tabla 4).
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Tabla 4. Índices de bondad de ajuste
Prueba
Valor
sig.
Chi cuadrado
19210,37
0,000
RMSEA
0,061
0,000
CFI
0,912
No Aplica
TLI
0,901
No Aplica
SRMR
0,054
No Aplica
En la tabla 5 se observan correlaciones positivas moderadas pero significativas entre los resultados de la
escala y el poco interés o placer en hacer las cosas ( ); así como con la percepción
de estar desanimado/a, triste, deprimido/a o sin esperanza ( ) en las últimas
semanas.
Tabla 5. Matriz de correlaciones entre los resultados de la escala y variables proxy
En las últimas semanas ¿Ha tenido poco
interés o placer en hacer las cosas?
En las últimas semanas ¿Se ha sentido
desanimado/a, triste, deprimido/a o sin
esperanza?
r de Pearson
0,399
0,322
valor de P
0,000
0,000
DISCUSIÓN
Los trabajadores de salud son una población con elevado riesgo de experimentar estrés laboral crónico, así
como las consecuencias derivadas de este problema, entre ellas el síndrome del trabajador quemado, que
pueden afectar su calidad de vida personal y laboral. (2,17,18) Debido a la importancia de identificar
oportunamente a los recursos humanos afectados por este problema, se han propuesto diferentes
instrumentos de tamizaje, entre ellos el MBI-HSS.
La investigación del síndrome del trabajador quemado ha progresado en las últimas décadas con una gran
base de evidencia sustentada en numerosos estudios empíricos sistemáticos y modelos teóricos refinados
que tienen como marco común el modelo tridimensional desarrollado por Maslach.(19) Sin embargo, era
necesaria la verificación empírica de este instrumento en población peruana y, en especial, en profesionales
médicos,(8) debido a que existen cuestionamientos –en otras investigaciones- sobre su validez y
confiabilidad.(10)
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Los resultados de este estudio confirman la confiabilidad de la versión en español del MBI-HSS cuando
se aplica a médicos peruanos, al obtener 0,908 mediante la prueba de Alpha de Cronbach, similar al
reportado en otro estudio realizado en profesionales de salud de habla hispana. (20) Asimismo, se observó
que la eliminación de algunos de los ítems que no eran adecuados para los factores esperados no mejoraba
la confiabilidad de la escala a nivel global. De igual forma, el análisis por dimensiones demostró
confiabilidad solamente para el segmento del agotamiento personal con 0,897 en la prueba de Alpha de
Cronbach, pero no se obtuvieron similares resultados en las dimensiones despersonalización y baja
realización personal en el trabajo, en las que se registraron valores de 0,769 y 0,722, respectivamente, con
la misma prueba. Estos resultados son similares a los observados por Kulakova et al.(7) que confirman la
debilidad en las dimensiones de despersonalización y baja realización personal, a diferencia de la
dimensión agotamiento emocional que resultó consistente.
Al evaluar la validez del constructo se observaron correlaciones moderadas con las variables proxy
planteadas, lo que permitiría afirmar que la escala evalúa adecuadamente el síndrome del trabajador
quemado. Sin embargo, estos resultados debido a que en la ENSUSALUD no se consideran otros
instrumentos que permitan una mejor contrastación, los resultados podrían no ser comparables con otros
estudios.
El constructo del MBI-HSS está compuesto por tres dimensiones y cada una de ellas está organizada de
forma distinta, con un peso de valor igualitario y con mediciones independientes; sin embargo, la
dimensión agotamiento emocional es la que tiene mayor cantidad de ítems, mientras que las otras dos no
están claramente organizadas. En consecuencia, el reducido número de ítems referidos a los síntomas
cognitivo-conductuales, la falta de precisión y/o calidad descriptiva de los síntomas propuestos en cada
ítem de las dimensiones que valoran estas dos dimensiones y la incompatibilidad del contenido propuesto
con el significado psicológico o la expresión cultural de este síndrome en cada grupo poblacional,
limitarían la certeza de los resultados.(7)
Entre las limitaciones del presente estudio se señala que al ser un análisis secundario no existe claridad en
la forma como fueron recogidos los datos, lo que podría generar el sesgo de la varianza común. Asimismo,
la gran variabilidad de las características de los profesionales médicos podría influir en los resultados
individualizados por cada dimensión, por lo que se requieren estudios por especialidades y otras
situaciones específicas que permitan replicar los resultados obtenidos.
Finalmente, los resultados de esta investigación apoyarían la validez de constructo y confiabilidad de este
instrumento para su uso en médicos peruanos, con el objetivo de identificar a aquellos que se encuentran
en riesgo de sufrir este problema y realizar intervenciones costo-efectivas que, finalmente, podrían
impactar en la disminución de errores médicos, menor incidencia de negligencia médica y la mayor
satisfacción del paciente.
Validación del constructo y confiabilidad del Maslach Burnout Inventory-Human Services Survey (MBI-HSS) en médicos
peruanos. Rev. Hosp. Psiq. Hab. Volumen 20 | Nº 2 | Año 2023 |
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y reproducción no comerciales y sin restricciones en cualquier medio, siempre que sea debidamente citada la fuente primaria de publicación.
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Conflicto de intereses
Los autores no tienen conflictos de intereses morales, económicos, laborales o de investigaciones
relacionadas al presente estudio.
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peruanos. Rev. Hosp. Psiq. Hab. Volumen 20 | Nº 2 | Año 2023 |
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y reproducción no comerciales y sin restricciones en cualquier medio, siempre que sea debidamente citada la fuente primaria de publicación.
Declaración de autoría
Los autores reconocen su participación en el presente estudio, según las siguientes contribuciones:
AEOG: concepción y diseño del estudio; obtención, análisis e interpretación de los datos; redacción y
revisión crítica del manuscrito; aprobación de la versión final del artículo.
ZZG: diseño del estudio; revisión crítica del manuscrito; aprobación de la versión final del artículo.
MPQI: diseño del estudio; redacción y revisión crítica del manuscrito; aprobación de la versión final del
artículo.
Responsabilidad ética
El presente estudio no involucró experimentación humana o animal y se realizó haciendo uso de una base
de datos disponible en el portal de la Superintendencia Nacional de Salud del Perú. Al ser datos secundarios
que no consignan la identificación de los encuestados por lo que no se vulneró el anonimato de los
entrevistados.
Financiamiento
Autofinanciado
