ARTÍCULOS

 

Estructura factorial y consistencia interna de la Utrech Work Engagement Scale (UWES) 17 entre trabajadores sanitarios de Chile

Factorial structure and internal consistency of the utrecht work engagement Scale (UWES) 17 among health workers of Chile

 

Ralph Müller Gilchrist*, Cristhian Exequel Pérez Villalobos** y Luis Ramirez Fernández***

* Centro de Salud Familiar Dr. Víctor Manuel Fernandez, Concepción, Chile. rmuller@ssconcepcion.cl
** Departamento de Educación Médica, Universidad de Concepción, Chile. cperezv@udec.cl
*** Departamento de Educación Médica, Universidad de Concepción, Chile. lramirez@udec.cl

 

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RESUMEN

Con la finalidad de aportar evidencias de validez y confiabilidad de los instrumentos para evaluar calidad de vida laboral, el presente estudio evalúa la estructura factorial y la confiabilidad de la escala UWES-17 que mide Engagement o compromiso laboral. Se encuestó a 165 trabajadores de la salud chilenos, de distintas disciplinas sanitarias y calidad contractual, siendo la mayoría mujeres (70.30%) y profesionales no médicos (27.88%). A través de un Análisis Factorial Exploratorio, se identificó dos factores: Involucramiento con el trabajo y Entusiasmo por el trabajo, evidenciando confiabilidad suficiente. El estudio evidencia que la escala UWES-17, considerando la estructura factorial antes mencionada, presenta adecuadas propiedades psicométricas para ser utilizadas en trabajadores sanitarios chilenos, lo que apoya su uso para investigar este fenómeno laboral.

Palabras clave: Engagement laboral, confiabilidad, trabajadores de la salud, análisis factorial.

 

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ABSTRACT

In order to provide evidence of validity and reliability of the instruments to evaluate the quality of working life, this study assesses the factorial structure and the reliability of the UWES-17 scale, measuring Engagement or employment commitment. A group of 165 Chilean Health workers were surveyed from various health disciplines and contract quality, the majority being women (70.30%) and non-medical professionals (27.88%). Through a Factorial Exploratory Analysis, we identified two factors: involvement with work and enthusiasm for work, demonstrating sufficient reliability. The study shows that the UWES-17 scale, considering the factorial structure referred to above, presents appropriate psychometric properties to be used in Chilean health workers, which supports its use to investigate this laboral phenomenon.

Key words: Engagement work, reliability, health workers, factor análisis.

 

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La calidad de vida laboral desde el Burnout

La calidad de vida laboral apunta al nivel de satisfacción, motivación, compromiso e involucramiento que experimentan las personas en torno a su trabajo. Un ambiente de trabajo propicio contribuye a una alta calidad de vida laboral, que se traduce en un mayor nivel de satisfacción general y un mejor desempeño, primero individual y luego organizacional (Pavithra & Barani, 2012).

Dentro de los profesionales de la salud, este fenómeno ha llamado un interés creciente, considerando que afecta tanto al bienestar y la salud de los trabajadores como el servicio que prestan a la comunidad (Extremera, Durán & Rey, 2005; Gil-Monte, 2002). Y en este contexto, el estudio del Burnout ha adquirido un especial protagonismo (Gil-Monte, 2002).

El Burnout es un trastorno derivado del ejercicio laboral, que se manifiesta a través de una sensación creciente de cansancio emocional, cinismo, actitudes negativas hacia las personas y de una evaluación negativa de sí mismo y del desempeño que se tiene en el trabajo (Maslach & Jackson, 1981). Estas características son organizadas por Maslach en tres dimensiones: agotamiento emocional, despersonalización y falta de realización personal, que son recogidas por el Inventario de Burnout del mismo autor: el MBI o Maslach Burnout Inventory (Maslach & Jackson, 1981). Este es el instrumento de autorreporte más utilizado para evaluar el fenómeno (Aguayo, Vargas, de la Fuente & Lozano, 2011).

Originalmente, el Burnout se consideró como una respuesta inadecuada ante los estresores interpersonales crónicos que se producían en profesiones que implicaban el servicio a personas (Aguayo et al., 2011; Carlotto & Camara, 2007; Salanova, Schaufeli, Llorens, Peiro & Grau, 2000) y se asociaba a la carga emocional y las frustraciones propias de labores que se desarrollan en interacción social (Gil-Monte & Olivares, 2011).

En la actualidad se ha ampliado el concepto, de forma que aluda a una crisis laboral en términos amplios, fruto del peso del trabajo mismo y no de la relación con otras personas (Martínez & Márques, 2005; Pacheco, Durán & Rey, 2007). Sin embargo, la historia del Burnout nace en las profesiones que trabajan con personas (Salanova et al., 2000), y entre estas, los profesionales de la salud son el grupo donde más se ha estudiado el fenómeno (Román, 2003). Esto se explica porque los profesionales de la salud se desempeñan en un contexto propicio para la aparición del cuadro, pues se enfrentan constantemente al sufrimiento de los pacientes y sus familiares, a la muerte y a la frustración de no poder curar. Además, su trabajo se desarrolla usualmente en instituciones burocráticas e individualistas, suelen tener horarios irregulares, atienden a un alto número de enfermos y su labor de ayuda demanda un mínimo de involucramiento emocional, para cuya regulación no han sido entrenados (Ríos & López, 2004).

El mayor riesgo de estos profesionales se evidencia en los resultados obtenidos en distintos países. En Estados Unidos, los profesionales de la salud presentan las medias más altas de Burnout entre distintas profesiones (Román, 2003). Igualmente, en un estudio realizado en la atención primaria de salud en España, se encontró que más de un 30% de los encuestados reportaba alto cansancio emocional y alta despersonalización, mientras que casi una cuarta parte de los encuestados reportaba una acusada falta de realización personal (Caballero, Bermejo, Nieto & Caballero, 2001). Resultados similares obtuvo Román (2003) en médicos y enfermeros cubanos que trabajaban en atención primaria y secundaria.

La importancia del estudio del Burnout radica en las consecuencias perniciosas que representa para el individuo y la organización. Entre las consecuencias a nivel individual, se incluyen alteraciones físicas, conductuales, sociales y familiares, que podrían devenir un aumento en el consumo de medicamentos, drogas y alcohol (Atance, 1997). A nivel laboral, en sí mismo implica una actitud negativa hacia las personas con las que se trabaja (Ríos & López, 2004) y se vincularía a una menor eficacia de los sujetos y a un mayor ausentismo (Atance, 1997).

La calidad de vida laboral desde una óptica positiva: El Engagement

A partir del concepto de Burnout se han desarrollado múltiples estudios que buscan comprender la calidad de vida laboral, especialmente en ciencias de la salud (p.e. Caballero et al., 2001; Ibañez, Vilaregut & Abio, 2004; Román, 2003; Wilczek-Ruzyczka, 2011). No obstante, esta línea investigativa insiste en la perspectiva psicológica clásica centrada en los problemas de salud mental (Bakker, Schaufeli, Leiter & Taris, 2008). En la actualidad se propone estudiar la calidad de vida desde la óptica de la psicología positiva, centrada en las fortalezas y los factores protectores (Bakker et al., 2008). A nivel organizacional, esto se apoya en la convicción de que la felicidad, o el bienestar laboral en general, produce éxito (Xanthopoulou, Bakker, Demerouti & Schaufeli, 2009), con evidencia de que una mayor calidad de vida laboral se asocia a un mejor desempeño y también a un mayor deseo por permanecer en el trabajo (Pavithra & Barani, 2012).

La necesidad de aproximarse al bienestar laboral desde la psicología positiva ha llevado a cambiar el foco desde el Burnout al Engagement. El Engagement laboral o compromiso con el trabajo, es la antípoda conceptual del Burnout y se caracteriza por ser un estado afectivomotivacional positivo y persistente de bienestar asociado al trabajo (Bakker et al., 2008; Schaufeli, Salanova, González-Romá & Bakker, 2002b). En esta línea, Maslach y Leiter (citado en Schaufeli et al., 2002b) propusieron una operacionalización de este constructo que incluiría tres dimensiones: vigor, dedicación y absorción, opuestas a su vez a las tres dimensiones del Burnout que clásicamente se han identificado en el modelo de Maslach (Salanova et al., 2000; Schaufeli et al., 2002b).

Al igual que con el Burnout, la relevancia del Engagement laboral, también deriva de sus consecuencias asociadas. Aunque a diferencia de los cientos de estudios que se han generado con su opuesto conceptual, el estudio de este constructo recién comienza (Bakker et al., 2008), ya se han identificado relaciones del Engagement con una mejor salud mental y física, mayor motivación intrínseca, autoeficiacia, optimismo y autoestima en la organización (Sappälä et al., 2009; Xanthopoulou, Bakker, Demerouti & Schaufeli, 2008; Xanthopoulou et al., 2009). En el trabajo, un mayor Engagement se asocia también a un mejor desempeño laboral, mayor satisfacción con el trabajo, mayor compromiso organizacional (Nerstad, Richardsen & Martinussen, 2010; Sappälä et al., 2009) y una mayor producción, ya que afecta positivamente el desempeño del equipo de trabajo (Xanthopoulou et al., 2009). Además, los sujetos más comprometidos laboralmente muestran ser más capaces de apoyar a sus colegas, recibir retroalimentación y crear oportunidades de trabajo, adaptándose exitosamente a sus ambientes de trabajo ya que pueden reconocer, activar y generar recursos laborales con mayor facilidad (Xanthopoulou et al., 2008).

La medición del Engagement

Originalmente, Maslach y Leiter (citado en Schaufeli et al., 2002b) propusieron medir el Engagement interpretándolo como el opuesto de las puntuaciones del MBI, de forma que altas puntuaciones en agotamiento emocional, despersonalización y falta de desarrollo personal, pueden interpretarse como bajos niveles de vigor, dedicación y absorción.

No obstante, otros autores consideran que ambos fenómenos, aunque relacionados, poseen diferentes patrones de causas y consecuencias, jugando roles mediadores diferentes en los ambientes laborales (Shimazu et al., 2008). Desde esta perspectiva, el equipo de Schaufeli construyó un cuestionario de autorreporte, el Utrecht Work Engagement Scale, UWES, en el cual el Engagement se operacionalizaba como un fenómeno en sí mismo contrario aunque diferente al Burnout (Nerstad et al., 2010; Schaufeli et al., 2002b).

En una perspectiva intermedia, el Inventario de Burnout de Oldenburg, fue diseñado para evaluar Burnout, pero tenía ítems fraseados de forma inversa, por lo que podía utilizarse tanto para evaluar Engagement como Burnout (Bakker et al., 2008). Sin embargo, el UWES es el instrumento más utilizado para medir Engagement (Bakker et al., 2008), y es a su vez el que más estudios tiene sobre sus propiedades psicométricas en el mundo.

Aunque la propuesta original del UWES contaba con 24 ítems, se eliminaron 7 reactivos defectuosos, y quedó finalmente constituido por 17 ítems (UWES-17) (Schaufeli et al., 2002b). Estos abordarían las tres dimensiones antes mencionadas del constructo: vigor, dedicación y absorción (Nerstad et al., 2010).

De acuerdo a sus autores, el estudio original del instrumento de Schaufeli et al. (2002b) encontró apoyo empírico para esta estructura trifactorial en España, entre trabajadores y estudiantes (en los últimos se ocupa una versión levemente refraseada para evaluar Engagement académico). Sin embargo, los datos que ellos mismos publican no apoyan tal conclusión ya que los indicadores de bondad del ajuste que obtuvieron para la estructura trifactorial, aunque son mejores que los encontrados para las estructuras de uno y dos factores, arrojaron un estadístico GFI (Goodness of Fit Index) de 0.91 y un CFI (Comparative Fit Index) de 0.90. Por otro lado, el RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) del modelo de tres factores fue de 0.06. Los tres estadísticos muestran que la estructura trifactorial no presentaría un buen ajuste, sino que este apenas sería aceptable (Martínez, Hernández & Hernández, 2006).

Otros estudios también han demostrado un mejor funcionamiento de la estructura de tres factores por sobre las alternativas unifactorial y bifactorial, aunque no hay evidencia concluyente de un buen ajuste de la misma. Así, en trabajadores noruegos se obtuvo un CFI de 0.97 que mostró buen ajuste, pero no así el RMSEA, que fue de 0.07 (Nerstad et al., 2010). Por otro lado, un estudio realizado con estudiantes de Portugal, España y Países Bajos mostró un buen ajuste del instrumento en la muestra total y por grupos, con estadísticos CFI y TLI sobre 0.95 y RMSEA bajo 0.05, (Schaufeli, Martínez, Marques-Pinto, Salanova & Bakker, 2002a), que serían umbrales mínimos para definir un buen ajuste (Martínez et al., 2006). En este estudio funcionó mejor la versión española en comparación a la portuguesa y la neerlandesa. No obstante, en esta ocasión se utilizó el UWES 17-S, que mide Engagement académico, no laboral (Schaufeli et al., 2002a).

En la misma línea, también se han encontrado problemas para replicar la estructura de tres factores en trabajadores alemanes y japoneses, donde una estructura unidimensional ha mostrado un mejor ajuste a través de Análisis Factorial Confirmatorio (Sonnetag, 2003, citado en Nerstad et al., 2010; Shimazu et al., 2008).

En términos de su validez de criterio, el instrumento ha mostrado correlaciones negativas, estadísticamente significativas, con los puntajes del MBI, alcanzando coeficientes de correlación entre r = -0.30 y r = -0.65, lo que es concordante con la teoría, donde se hipotetiza una relación inversa entre ambos constructos. Asimismo, un estudio reciente mostró que el Engagement realiza una evaluación de un tipo de bienestar laboral diferente tanto al Burnout como a la adicción por el trabajo (Workaholism) (Schaufeli, Taris & van Rhenen, 2008).

Una versión más breve del UWES fue desarrollada por el mismo equipo de Schaufeli con posterioridad, y está compuesto por tres ítems de cada factor del instrumento original (Schaufeli, Bakker & Salanova, 2006). El UWES-9, como se le ha denominado, ha mostrado una alta correlación con la versión de 17 ítems y una correlación negativa con el MBI (Nerstad et al., 2010). En términos de su dimensionalidad interna, ha presentado la misma estructura trifactorial en diversos países de Europa, y en Canadá y Sudáfrica (Nerstad et al., 2010; Schaufeli et al., 2006). Inclusive, la versión de nueve ítems mostró un mejor ajuste a la estructura trifactorial en trabajadores chinos de Hong-Kong (Chun-tat & Ng, 2011) y en trabajadores noruegos (Nerstad et al., 2010), con una mayor estabilidad entre muestras y a lo largo del tiempo en un estudio longitudinal realizado con trabajadores finlandeses (Sappälä et al., 2009).

En Chile, por otro lado, la estructura trifactorial no ha podido ser replicada en ninguna de las dos versiones del instrumento. En el caso de la UWES-9, Parra y Pérez (2010) identificaron una estructura de dos factores en un estudio realizado con estudiantes de Psicología. Posteriormente identificaron una estructura bifactorial similar en una muestra de alumnos universitarios de diferentes carreras aplicando la versión de 17 ítems (Parra, Fasce, Pérez, Ortíz & Parra, en revisión). Sin embargo, en ambos estudios se aplicó la versión refraseada para estudiantes que evalúa Engagement académico, sin que se encuentren estudios previos en trabajadores chilenos.

El objetivo de este trabajo

Las características del trabajo de los profesionales de la salud los exponen a problemas de salud física y mental, entre los cuales se cuenta el Burnout, lo que influye no solo en su bienestar personal sino también en el bienestar de las comunidades con las que trabajan. Sin embargo, es necesario complementar las líneas tradicionales de investigación sobre la calidad de bienestar laboral de los trabajadores de la salud con una visión que no se centre solo en las falencias (como los estudios de Burnout), sino en las fortalezas del personal.

Sin embargo, para potenciar la investigación desde esta perspectiva –escasa, sobre todo en Chile– es necesario contar con herramientas con evidencia local de validez que permitan evaluar constructos como el Engagement laboral. Ante este desafío, la presente investigación busca aportar evidencia inicial sobre la validez del UWES-17 en trabajadores de la salud chilenos, que es la versión extendida del instrumento propuesto por el equipo de Schaufeli. Específicamente se busca aportar antecedentes sobre la estructura factorial y la consistencia interna que presenta en esta población. La primera, ya que la estructura factorial aporta evidencia de validez asociada al constructo, al evaluar la coherencia entre el comportamiento teóricamente esperable de este y su comportamiento empírico. La segunda, dado que la consistencia interna permite estimar el grado de precisión de la medición, evaluando en qué nivel esta es afectada por los ítems que se ha decidido incluir en el instrumento, es decir, el muestreo de contenidos (Martínez et al., 2006).

Método

Participantes

Se encuestó a 171 trabajadores que se desempeñaban en un Centro de Salud Familiar (CESFAM) de Concepción, Chile, que prestaban servicio de atención primaria y secundaria. Se extrajo una muestra válida de 165 luego de descartar a quienes tenían respuestas omitidas en el instrumento evaluado, de los cuales 116 (70.30%) correspondieron al sexo femenino y 35 (21.21%) al sexo masculino; hubieron 14 casos que no entregaron esta información. Sus edades se ubicaron entre los 23 y 68 años, con una media de 39.61 años (DE = 11.23).

Los encuestados llevaban entre 0 y 48 años trabajando en el área de la salud (M = 14.08; DE = 10.83), y entre 0 y 44 años trabajando en el mismo CESFAM (M = 9.72; DE = 9.39). El grupo mayoritario pertenecía al estamento profesional, según la Ley 18.834 (n = 46; 27.88%); seguido del personal técnico (n = 44; 26.67%), y los profesionales médicos, según la Ley 19.666 (n = 30; 18.18%). El estudio también incluyó personal administrativo (n = 22; 13.33%) y auxiliares (n = 10; 6.06%), con 13 casos que no dieron esta información.

Instrumentos

El instrumento evaluado es la traducción al español de la Utrecht Work Engagement Scale (Escala de Engagement Laboral de Utrecht). Esta traducción corresponde a una modificación que Parra et al. (en revisión) hicieron de la versión española propuesta por el equipo de Schaufeli (Schaufeli et al., 2002b) para mejorar su comprensión en la población chilena, de la cual se utilizó específicamente la versión de 17 ítems. De acuerdo a Schaufeli et al. (2002b), los ítems tributan a una estructura trifactorial, midiendo tres dimensiones: vigor, absorción y dedicación. La puntuación varia de 0 a 6 entre «ninguna vez» y «todos los días».

Análisis de los datos

Para la evaluación de la estructura factorial del instrumento se realizó un Análisis Factorial Exploratorio, aplicando el método de extracción de Eje Principal, con rotación oblicua Oblimin. Se decidió realizar un Análisis Factorial Exploratorio debido a que existe evidencia inconsistente sobre la cantidad de dimensiones en los que se organiza el instrumento.

La evaluación de la consistencia interna se realizó utilizando el coeficiente de confiabilidad Alfa de Cronbach.

Los análisis estadísticos se efectuaron con el paquete estadístico STATA SE 11.0

Resultados

Evaluación de la estructura factorial del UWES

Dado que Schaufeli et al. (2002b) propone una estructura trifactorial para el instrumento, pero estudios previamente realizados en Chile con el UWES académico (Parra & Pérez, 2010; Parra et al., en revisión) han identificado una estructura bifactorial medianamente consistente, se decidió realizar un Análisis Factorial Exploratorio (cuyas siglas en inglés son EFA) para los diecisiete ítems de la escala UWES.

El Análisis Factorial Exploratorio se realizó utilizando el método de extracción del Análisis de Eje Principal, AEP, que sería el más adecuado para la evaluación de escalas compuestas como esta (Hair, Black, Babin, Anderson & Tatham, 2005; Tabachnick & Fidel, 2006).

Antes de llevar a cabo el EFA, se evaluó si era adecuado realizarlo con los datos recolectados. Con este objetivo, se calculó el estadístico de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett. El estadístico KMO resultó ser igual a 0.82, mientras que la prueba de Barlett resultó estadísticamente significativa χ² (136) = 1258.45; p < 0.001. De esta forma, los dos criterios apoyaron la adecuación del análisis factorial.

Como paso siguiente se procedió a identificar el número de factores, para lo cual se utilizaron tres criterios. En primer lugar se utilizaron los criterios más utilizados en la literatura: 1) el criterio de Kaiser-Guttman o de raíz latente y 2) el criterio de contraste de caída (Hair et al., 2005). No obstante, dada las críticas que han recibido (Buja & Eyuboglu, 1992), se decidió complementarlos con una técnica más adecuada para este propósito: 3) el Análisis Paralelo de Horn.

De acuerdo al primer criterio, de Kaiser-Guttman o raíz latente (Hair et al., 2005) se identificó dos factores con valores propios (eigenvalues) mayores a 1.0, siendo estos autovalores de 6.87 y 1.56, que explicarían un 79.06% de la varianza total de los ítems.

El segundo criterio, de contraste de caída, a través del gráfico de sedimentación o Screeplot coincidió con la solución bifactorial, Figura 1.

 

 

Y finalmente, el Análisis Paralelo de Horn en base a 5,000 muestras aleatorias, coincidió con la existencia de dos factores con valores propios (6.87 y 1.56) por sobre los valores propios presentados por el 95% de las muestras aleatorias (0.83 y 0.73).

Considerando que los tres criterios coincidieron en la solución de dos factores, se procedió a evaluar la organización de los ítems dentro de esta estructura bifactorial, calculando los coeficientes de configuración para cada ítem en cada factor, mediante AEP aplicando rotación oblicua Oblimin, Tabla 1.

 

 

Los 17 ítems de la escala presentaron al menos un coeficiente de configuración sobre 0.30, que es el valor mínimo sugerido como umbral para aceptar una carga factorial como adecuada (Hair et al., 2005), aunque los ítems 5 y 8 presentaron dos cargas factoriales sobre dicho umbral (cargas cruzadas). En estos casos, se realizó un análisis de la coherencia conceptual de los factores y de la pertinencia de estos ítems. Fruto de este análisis se decidió asignar los ítems a aquellos factores donde presentaban sus cargas factoriales más altas ya que en estos también presentaban una consistencia conceptual.

Así, los factores quedaron configurados de la siguiente forma:

Factor I: Compuesto por los ítems 11, 15, 9, 2, 13, 12, 7, 10, 17, 5, 14, 8 y 16 (ordenados de mayor a menor carga), incluyendo los cinco ítems del factor que Schaufeli et al. (2002b) denominaron Dedicación, cuatro del factor Absorción y tres del factor Vigor. Pese a esto, se decidió denominar al factor Involucramiento con el trabajo, ya que el conjunto de ítems aludirían el nivel de esfuerzo que el sujeto le dedica al trabajo junto con las emociones positivas que este le produce.

Factor II: Constituido por los ítems 1, 4, 3 y 6, considera dos ítems del factor original de Vigor y dos del factor original de Absorción. Se le denominó Entusiasmo por el trabajo, ya que sus ítems aluden al nivel de energía y placer que produce la actividad laboral.

Confiabilidad de las escalas

Para evaluar la consistencia interna de estos dos factores se usó el coeficiente de confiabilidad Alfa de Cronbach. Este fue de 0.87 para el factor Involucramiento con el trabajo, con correlaciones entre los ítems y el total corregido de r = 0.35 (ítem 16) a r = 0.76 (ítem 15), y de 0.59 para el factor Entusiasmo por el trabajo, con correlaciones entre los ítems y el total corregido de r = 0.26 (ítem 6) a r = 0.57 (ítem 1). Finalmente, la escala en su conjunto, evaluando el Engagement de manera global, presentó un coeficiente de Cronbach de 0.87, con correlaciones entre los ítems y el total corregido de r = 0.21 (ítem 6) a r = 0.80 (ítem 9).

Dado que las confiabilidades fueron suficientes para utilizar los puntajes de ambos factores y la escala general, se calculó su puntaje mediante la sumatoria de las respuestas codificadas de cada sujeto y se evaluó la correlación entre ellos utilizando el coeficiente de Pearson. Los resultados muestran una correlación de intensidad moderada entre ambos factores, r (163) = 0.56; p < 0.001, Tabla 2.

 

 

Discusión

Al analizar la estructura factorial de la escala UWES-17, se identificaron dos factores, lo cual marca diferencias con la propuesta original de los autores (Schaufeli et al., 2002b), no obstante, se esperaba dado los resultados inconsistentes obtenidos en diversas poblaciones europeas, incluyendo población de habla hispana (Nerstad et al., 2010; Schaufeli et al., 2002a). Asimismo, es esperable a la luz de los problemas que se ha tenido para replicar el modelo trifactorial en otros países, como Alemania y Japón (Sonnetag, 2003, citado en Nerstad et al., 2010; Shimazu et al., 2008).

Por el contrario, los resultados obtenidos son coincidentes con estudios previos realizados en Chile con la versión académica del UWES-17 y del UWES-9 donde se ha encontrado estructuras de dos factores (Parra & Pérez, 2010; Parra et al., en revisión). Esto apuntaría a que en la realidad chilena existen solo dos grandes dimensiones del Engagement: el primero, referido al grado de implicación del sujeto con la tarea, que Parra y sus colaboradores han denominado Involucramiento en los estudios en la aplicación del UWES-17 (Parra et al., en revisión) o Predisposición a estudiar (Parra & Pérez, 2010) en el UWES-9, y el segundo, referido al nivel de agrado que produce la tarea, y que estos investigadores denominaron Satisfacción con los estudios o Satisfacción académica, respectivamente. Aunque estos estudios han sido realizados con la versión del UWES para estudiantes, son concordantes con los presentes resultados, que muestran que la absorción con la tarea y el vigor de esta parecen fusionarse en una sola gran dimensión: el Involucramiento.

En cuanto a la confiabilidad, si bien la escala de Involucramiento con el trabajo presentó una confiabilidad adecuada, en el caso del factor Entusiasmo por el trabajo, la menor confiabilidad, apenas adecuada para el uso de la escala, puede atribuirse a una menor cantidad de ítems en el mismo (4). No obstante, tres de los ítems presentan correlaciones con el total corregido del factor superiores a 0.30 (r = 0.57, r = 0.44 y r = 0.36) y el único que tiene una correlación inferior (ítem 6), presenta un coeficiente cercano a este umbral (r = 0.26), mostrando que aunque la escala presenta una baja confiabilidad, los ítems tienen una adecuada capacidad discriminativa.

Por último, la correlación con tamaño del efecto grande entre ambos factores, evidencia que ambos son independientes, pero intensamente relacionados, como se espera de dos dimensiones de un constructo único: el Engagement laboral.

De esta forma, los resultados evidencian que el UWES17 presenta propiedades psicométricas adecuadas para su utilización en trabajadores de la salud chilenos, considerando la estructura de dos factores. Sin embargo, dado que su confiabilidad se encuentra bajo 0.90, se recomienda su uso solo para fines de investigación o diagnóstico organizacional, pero no para otros fines, como evaluaciones psicológicas o diagnósticos individuales (Martínez et al., 2006).

Por otro lado, aunque la muestra fue disciplinaria y contractualmente heterogénea, se recomienda continuar los estudios de las propiedades psicométricas de este instrumento con trabajadores de distintas áreas geográficas, e incluyendo posteriormente al nivel terciario de salud. De igual forma, dada la evidencia discrepante a nivel mundial en torno a la estructura factorial del UWES, se recomienda realizar estudios posteriores con muestras más amplias que permitan realizar análisis factoriales confirmatorios en Chile y evaluar cuál de estas estructuras es la más pertinente (tres o dos factores, incluso uno). Esto mismo permitiría evaluar si efectivamente la fusión de vigor y absorción refleja mejor el tipo de compromiso laboral de la población chilena.

 

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Recibido: 23 de marzo de 2012
Aceptado: 20 de marzo de 2013