ARTÍCULOS DE INVESTIGACIÓN

 

Validación de la Escala de Satisfacción con la Vida en trabajadores peruanos

Validation of the Satisfaction with Life Scale in Peruvian workers

 

Gustavo Calderón-De la Cruz^a,*

https://orcid.org/0000-0001-8780-7517

Fidel Lozano Chávez^b

https://orcid.org/0000-0002-7722-8973

Anyela Cantuarias Carthy^b

https://orcid.org/0000-0002-4619-7190

Lidia Ibarra Carlos^b

^aUniversidad de San Martín de Porres, Perú

^bUniversidad Nacional Mayor de San Marcos, Perú

*gcalderond@usmp.pe

Para citar este artículo:

Calderón-De la Cruz, G., Lozano, F., Cantuarias, A., & Ibarra, L. (2018). Validación de la Escala de Satisfacción con la Vida en trabajadores peruanos. Liberabit, 24(2), 249-264. https://doi.org/10.24265/liberabit.2018.v24n2.06

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Resumen

Se presenta la validación de la Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS, por sus siglas en inglés). Participaron 177 trabajadores (74% varones) de 19 a 64 años de edad (M = 36.24; DE = 9.75) provenientes de una industria pesquera de diversas ciudades del Perú. Se obtuvo la evidencia de validez relacionada con la estructura interna mediante el análisis factorial confirmatorio complementado con el análisis de la varianza extraída promedio para la convergencia interna entre los ítems. Además, se examinó la evidencia de validez por su relación con otros constructos cumpliendo la satisfacción con la vida el papel de variable dependiente frente a los efectos del síndrome de burnout. La confiabilidad de consistencia interna fue calculada con los coeficientes alfa de Cronbach, Omega y H. Los resultados demuestran una estructura unidimensional de la SWLS con errores correlacionados entre los pares 1-2 y 4-5. En el análisis de regresión, las dimensiones de eficacia profesional e agotamiento emocional del síndrome de burnout influenciaron en la satisfacción con la vida en contraste con la dimensión de indiferencia. La consistencia interna de las puntuaciones de la SWLS fue aceptable. Se discute la implicancia de los resultados a nivel práctico y teórico además de las limitaciones y recomendaciones futuras.

Palabras clave: satisfacción con la vida, validación, confiabilidad, síndrome de burnout, trabajadores peruanos

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Abstract

This paper presents the validation of the Satisfaction with Life Scale (SWLS). Participants were 177 workers (74% males) between 19 and 64 years of age (M = 36.24, SD = 9.75) from fishing companies located in different cities of Peru. Evidence of validity related to the internal structure was obtained through the confirmatory factor analysis complemented with the analysis of the average variance that determines the internal convergence between the items. In addition, evidence of validity was examined to assess its relationship with other constructs: the satisfaction with life fulfilled the role of dependent variable versus the effects of the burnout syndrome. The reliability of the internal consistency was calculated with Cronbach’s alpha coefficient, McDonald’s omega coefficient, and Mueller & Hancock´s H coefficient. The results demonstrate a one-dimensional structure of the SWLS with errors correlated between pairs 1-2 and 4-5. In the regression analysis, the dimensions professional efficacy and emotional exhaustion of burnout syndrome influenced the satisfaction with life dimension in contrast to the indifference dimension. The internal consistency of the SWLS scores was acceptable. The implication of the results at practical and theoretical level is discussed, as well as the limitations and future recommendations.

Keywords: satisfaction with life, validation, reliability, burnout syndrome, Peruvian workers

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Introducción

Para la obtención de resultados relacionados al bienestar y la salud percibida, se han elaborado medidas que examinan globalmente aspectos de la vida de las personas. En este eje de estudios emerge el constructo de bienestar psicológico (BP) que integra el componente afectivo, diferenciado en emociones positivas (e.g., alegría, optimismo y orgullo) y negativas (e.g., tristeza, enfado y preocupación); y el componente cognitivo, que refiere a la satisfacción con la vida (SV; Lucas, Diener, & Suh 1996; Pavot & Diener, 1993; Pavot, Diener, Colvin, & Sandvik, 1991). Además de la naturaleza de sus procesos (cognitivo y afectivo), otro criterio de contraste entre los componentes del BP es el grado de temporalidad (Eid & Diener, 2004) presentando la SV mayor relación con acontecimientos importantes y perdurables (e.g., duelo, jubilación y parto; Luhmann, Hofmann, Eid, & Lucas, 2012); mientras que el componente afectivo está más asociado a las situaciones cotidianas (Diener, Kahneman, Tov, & Arora, 2010). De este modo, las fuentes de predicción y consecuencias de estos componentes son diferenciados (Luhmann, Hawkley, Eid, & Cacioppo, 2012) y complementarios en las evaluaciones (Pavot & Diener, 2009). Sin embargo, puede decirse que existe un mayor predominio de estudios de la SV debido al interés de obtener evidencia sobre cómo diferentes contextos de actuación individual (familia, trabajo, ocio, etc.) impactan sobre su percepción.

Tradicionalmente, la SV se define como un «proceso de juicio mediante el cual los individuos valoran la calidad de sus vidas sobre la base de su propio conjunto único de criterios» (Pavot & Diener, 1993, p. 164). Sobre esta propuesta, se entiende a la SV como un proceso cognitivo que involucra un juicio global parcialmente perdurable en el tiempo (Glaesmer, Grande, Braehler, & Roth, 2011) dependiente del contexto, pues la persona valorará la SV contrastando sus estándares con su condición actual de vida y de carácter personal dado que se involucran cuestiones idiosincráticas relacionadas con la interferencia de sesgos cognitivos y el estado anímico (Pavot & Diener, 1993; Swami & Chamorro-Premuzic, 2009; Vázquez, Duque, & Hervás, 2013).

La Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS, por sus siglas en inglés; Diener, Emmons, Larsen, & Griffins, 1985) es el instrumento de medición mayormente utilizado en el mundo para la evaluación de la SV (Pavot & Diner, 2008). En su versión original, la SWLS reportó adecuados coeficientes de confiabilidad respecto a su consistencia interna (α = .87) y estabilidad temporal (método test-retest; r = .82). En cuanto a las evidencias de validez, se examinó su estructura interna mediante el análisis factorial exploratorio determinando un solo factor subyacente, además se analizó sus relaciones con constructos vinculados al bienestar y su valor predictivo con características de personalidad (Diener et al., 1985).

En población adulta, la vertiente de estudios psicométricos de la SWLS que analizan su estructura interna concluye que un solo factor es capaz de explicar la mayor proporción de variabilidad en países como Estados Unidos (Pavot & Diener, 1993), Alemania (Glaesmer et al., 2011), Turquía (Durak, Senol-Durak, & Gencoz, 2010), Malasia (Swami & Chamorro-Premuzic, 2009), Brasil (Gouveia, Milfont, Fonseca, & Coelho, 2009), China (Bai, Wu, Zheng, & Ren, 2011), Angola (Sancho, Galiana, Gutierrez, Francisco, & Tomás, 2012) y España (Atienza, Pons, Balaguer, & García-Merita 2000; Vázquez et al., 2013). En relación a la examinación de los ítems, los hallazgos obtenidos resaltan la presencia de errores correlacionados entre los ítems uno y dos (Sachs, 2004) y los ítems cuatro y cinco (Clench-Aas, Bang, Steffen, & Edvard, 2011; Jovanoviæ, 2016; Moksnes, Løhre, Byrne, & Haugan, 2014). Respecto a su invarianza, no existe evidencia concluyente respecto a las diferencias de género (Atienza, Balaguer, & García-Merita, 2003; Glaesmer et al., 2011; Wu & Yao, 2006), aunque sí sobre la edad y la cultura (Emerson, Guhn, & Gadermann, 2017).

Al centrarnos en el Perú, los estudios de validez de la SWLS en personas adultas se han elaborado principalmente a través de evidencia de validez basada en la estructura interna aplicada en estudiantes universitarios, reportando un modelo de dos factores con niveles de confiabilidad bajos (Alarcón, 2000) utilizando de base el método Little Jiffy (valores eigen > 1, componentes principales y rotación varimax), el cual es ampliamente criticado debido al impacto negativo que tiene sobre la estructura factorial resultante y la posibilidad de interpretarla (Dominguez- Lara & Merino-Soto, 2016; Navarro-Loli & Merino- Soto, 2015). Posteriormente, fue analizado un modelo unidimensional para la evaluación de la felicidad, integrando ítems de la SWLS e incorporando en ella un sexto ítem, sin especificar los criterios para su decisión (Alarcón, 2006). En dicho estudio también se aplicó el método Little Jiffy para la extracción factorial. Por tanto, lo obtenido psicométricamente con el SWLS en muestra adulta peruana no contaría con un respaldo sólido siendo sus resultados sujetos a debate y probablemente a una posible desestimación.

Considerando lo anterior, el objetivo del presente estudio es obtener evidencias de validez de la SWLS a través de su estructura interna y además en su relación con otros constructos (American Educational Research Association, American Psychological Association, National Council on Measuremente in Education, 2014). Para cumplir con este propósito se evaluará la SV como variable criterio sobre el papel predictor del Síndrome de Burnout (burnout).

Referente al burnout, se le considera como una respuesta del estrés laboral crónico (Gil-Monte, Viotti, & Converso, 2017) producto de las altas demandas laborales y la reducción de los recursos (Alarcón, 2011). Considerando que el burnout es desarrollado principalmente en trabajos donde la interacción con otras personas es continua, Maslach y Jackson (1981) propusieron las dimensiones de agotamiento emocional, despersonalización y realización personal para explicar su desarrollo. Posteriormente, modificarían las dimensiones de despersonalización por cinismo, y reducida realización personal por ineficacia profesional, respondiendo a una consonancia teórica que enfatizaba la susceptibilidad de este fenómeno en diversos escenarios del trabajo (Maslach & Jackson, 1986). El agotamiento emocional es explicado por la sobreexigencia y pérdida excesiva de los recursos emocionales y físicos, el cinismo implica actitudes distantes y de indiferencia del trabajador sobre diversos aspectos de su actividad laboral, y la ineficacia profesional se relaciona con una tendencia a evaluar negativamente el trabajo en conjunto con la reducción de las creencias de eficacia y la habilidad para resolver las tareas laborales (Maslach, 2008; Salanova & Llorens, 2008).

Los estudios de influencia corroboran el efecto del burnout sobre la SV (Durán, Extremera, Montalbán, & Rey, 2005; Hakanen & Schaufeli, 2012; Hayes & Weathington, 2007). En ese sentido, este trabajo se justifica en la medida que es necesario examinar la SV en el trabajo, pues este contexto es vital para las personas (Pinquart & Silbereisen, 2010) demostrando que existen antecedentes y consecuentes los cuales aportan a su explicación (Erdongan, Bauer, Truxillo, & Mansfield, 2012; Campen & Cardol, 2009). Por ejemplo, en el marco explicativo de la Psicología de la Salud Ocupacional, se ha establecido que las altas demandas y la ausencia de los recursos laborales conllevan a implicancias que afectan la salud del trabajador (Meyer, Maltin, & Thai, 2012), impactando colateralmente en otras esferas de la vida del mismo (e.g., familia) (Ford, Heinen, & Langkamer, 2007) y, en relación al burnout, este constructo puede servir como un proxy de resultados originados en el trabajo que puede aportar a la explicación de la SV.

Método

Diseño

El diseño del estudio es de tipo instrumental siguiendo la propuesta de diseños de investigación elaborado por Ato, López y Benavente (2013).

Participantes

La muestra tuvo un carácter no probabilístico de tipo accidental (León & Montero, 2005). Participaron 177 trabajadores peruanos (55.9% procedentes de ciudades fuera de la capital) de una industria pesquera (74% varones) con edades entre los 19 y 64 años (M = 36.24, DE = 9.75), los cuales presentaron diferencias estadísticamente significativas (t), pero pequeñas en su magnitud (d de Cohen; Cohen, 1988) referente al sexo (t = .01, d = .21). Los cargos laborales se diferenciaron en operarios (31.1%, edad promedio = 37 años, varones = 87.3%), administrativos (53.1%, edad promedio = 35 años, varones = 63.8%) y ejecutivos (15.8%, edad promedio 40 años, varones = 82.1%); los tipos de contrato fueron, determinado (48%), indeterminado (12.4%) y por recibo por honorarios (39.6%); con niveles de instrucción, secundaria completa (32.3%), bachiller (52.5%) y magister (15.2%).

Instrumentos

Escala de Satisfacción con la vida (SWLS, Diener et al., 1985). Es una medida de autoreporte que evalúa de forma unidimensional la SV con un total de cinco ítems (e.g., Las condiciones de mi vida son excelentes) escalados como una medida ordinal de cinco opciones de respuesta, que van desde muy en desacuerdo hasta muy de acuerdo. Fue utilizada la versión española (Vazquez et al., 2013). La versión del presente estudio difiere de la propuesta inicial (Diener et al., 1985), la cual propone un rango de siete posibles respuestas, pero se ha demostrado que el cambio en las opciones de respuesta se justifica cuando es necesario estandarizar una serie de medidas de evaluación (Kim, Park, Sun, Smith, & Peterson, 2014).

Maslach Burnout Inventory-General Survey (MBI-GS; Maslach, Jackson, & Leiter, 1996). El MBI-GS está compuesto por 16 ítems que se distribuyen en las dimensiones de agotamiento emocional (AE; e.g., Me siento agotado emocionalmente por mi trabajo), indiferencia (IND; e.g., Dudo de la relevancia que tiene mi trabajo) y eficacia profesional (EP; e.g., Puedo resolver eficazmente los problemas que surgen en mi trabajo), puntuados a través de un rango ordinal de 7 puntos: 0 (nunca), 1 (Esporádicamente: pocas veces al año o menos), 2 (De vez en cuando: una vez al mes o menos), 3 (Regularmente: algunas veces al mes), 4 (Frecuentemente: una vez por semana), 5 (Muy frecuentemente: varias veces por semana) y 6 (diariamente).

Se utilizo la traducción al español que fue aplicada en estudios peruanos para examinar la validez de la estructura interna del MBI-GS en docentes y escolares, reportando la estructura tridimensional del instrumento pero eliminando el ítem 13 (Fernández- Arata & Merino, 2014; Fernández-Arata, Juárez, & Merino, 2015). En el presente estudio, también se considerará la eliminación de este ítem debido a su inconsistencia también encontrada en otros reportes de investigación (Gil-Monte, 2002; Nguyen, Kitaoka, Sukigara, & Thai, 2018; Oramas, González, & Vergara, 2007). En cuanto a su confiabilidad, en el reporte de Fernández-Arata et al. (2015) se examinó la consistencia interna encontrando coeficientes adecuados en el AE (α = .907), EP (α = .849) e IND (α = .805).

Procedimiento

Se tuvo una reunión con los directivos de la empresa pesquera para obtener la autorización de aplicar una batería de instrumentos de evaluación, entre los que figuraba la SWLS y el MBI-GS. En la entrevista se acordó el horario y el ambiente de evaluación. En el proceso de administración de los instrumentos, se anexó el consentimiento de información explicando el propósito de la evaluación y las consideraciones éticas sobre la confidencialidad y la no trasgresión a las personas, cumpliendo de esta manera con la declaración de Helsinki para estudios con seres humanos.

Análisis de datos

Análisis descriptivo. Se consideró la evaluación de la media, la desviación estándar, la asimetría (g₁) y la curtósis (g₂). Asimismo, se examinó la normalidad univariada de los ítems de la SWLS a través de los índices estandarizados de asimetría (Standardized Skew Index; SS1) considerando la categoría de Malgady (2007; SSI < .25).

Evidencia de validez relacionada con la estructura interna. Se examinó la estructura interna de la SWLS mediante el análisis factorial confirmatorio utilizando el programa EQS Estructural Equation Modeling Software en su versión 6.2 (Bentler & Wu, 2012). Se consideró como función de ajuste: a) el método de extracción de máxima verosimilitud aplicando para la atenuación de los efectos de la no normalidad de las variables la prueba general corregida χ² (SB-χ²; Satorra & Bentler, 1994), y b) la matriz de correlación policórica debido al criterio ordinal de puntaje de los ítems. El ajuste del modelo se evaluó con los índices de ajustes tradicionales: RMSEA (≤ .05), CFI (≥ .95) y SRMR (≤ .05).

Complementariamente, se examinó la varianza extraída promedio (AVE, por sus siglas en inglés) con el propósito de evaluar la representatividad o varianza que aportan los ítems al constructo, considerando como criterio de satisfacción que sea mayor a .50 (Fornell & Larcker, 1981).

Análisis de la confiabilidad. Previo al empleo del coeficiente α (Cronbach, 1951), fue examinada la tauequivalencia (igualdad estadística de las cargas factoriales) desde las bases del modelo congenérico examinado inicialmente (Dunn, Baguley, & Brunsden, 2014). La tau-equivalencia fue evaluada con dos criterios: uno enfocado en el cambio en los índices de ajuste al restringir la igualdad de cargas factoriales en el CFI (CFI_congenérico – CFI_{tau-equivalente} < .01; Cheung & Rensvold, 2002), el RMSEA (RMSE_{Atau-equivalente} – RMSEA_congenérico < .015; Chen, 2007) y el SRMR (SRMR_{tau-equivalente} – SRMR_congenérico < .030; Chen, 2007); y el otro criterio, mediante la valoración de los Índices de Modificación (IM; Sörbom, 1989) de cada restricción, indicando que la diferencia entre cargas factoriales es estadísticamente significativa si p < .05. Así también, los IM fueron calculados para detectar de la posibilidad de que existan errores correlacionados.

En relación a la confiabilidad del constructo, fueron calculados el coeficiente omega (ω; McDonald, 1999) y H (Hancock & Mueller, 2001). Por último, fue implementada una corrección para el coeficiente ω en presencia de correlación de errores (Dominguez-Lara, 2016; Raykov, 2001).

Evidencia de validez por su relación con otros constructos. Fue empleado un análisis de regresión lineal. De forma previa, se examinó la normalidad de las dimensiones del burnout (AE, IND y EP) y la SWLS examinando la g₂, esperando indicadores > .10 (Winter, Gosling, & Potter, 2016). Seguidamente, se estableció el análisis de la correlación entre las puntuaciones que conforman las dimensiones del MBIGS (AE, IND y EP) y la SWLS evaluando su dirección y magnitud, en este último caso, esperando un grado de asociación mayor a ± .20. En cuanto a la regresión lineal, se evaluó la significancia de los predictores (F = p < .01), coeficiente de determinación (R2 ajustado) (Ferguson, 2009) y su grado de influencia (IC 95%; Dominguez-Lara, 2017) considerando para su interpretación los puntajes de .02 (pequeño), .13 (mediano) y .26 (grande) (Ellis, 2010); y luego, la influencia directa de cada variable independiente (β = > .20) (Ferguson, 2009).

Resultados

Estadísticos descriptivos. En la Tabla 1, el promedio de respuestas fue levemente elevado en todos los ítems de la SWLS. La normalidad univariada reportó un ajuste adecuado presentando niveles de asimetría y curtosis menores a 2 y 7, respectivamente (Curran, West, & Finch, 1996). Esto fue contrastado con la evaluación de la SSI, encontrando resultados aceptables: tres ítems obtuvieron niveles pequeños (< .25) y los dos restantes, un nivel moderado (< .50); no encontrando una alta dispersión de datos (Malgady, 2007).

En el caso del MBI-GS, las respuestas estuvieron orientadas a una experiencia eventual en las dimensiones de AE e IND. En el caso de la EP, el promedio de las respuestas indicaba una práctica más frecuente de sus ítems. Asimismo, la dispersión de datos a nivel de las dimensiones del MBI-GS fue mayor en el caso de la IND siendo todos los ítems mayores o cercanos a la media.

Evidencia de validez relacionada con la estructura interna. Los índices de ajuste extraídos del modelo congenérico determinaron que el modelo unidimensional del instrumento es adecuado (Tabla 2), presentando cargas factoriales estadísticamente significativas y de magnitud moderada (λ > 60; Tabla 1). Asimismo, fueron detectados dos pares de errores correlacionados estadísticamente significativos (φ_{4, 5} = .275; φ_{1, 2} = .218).

Con respecto a la validez interna convergente, el resultado obtenido fue aceptable (AVE = .670) indicando que la varianza explicada por el constructo influye de forma significativa sobre las respuestas dadas a los ítems.

Confiabilidad. Los resultados indican que el supuesto de tau-equivalencia no se cumple, por lo que el uso del coeficiente α no es viable. Con respecto a la confiabilidad del constructo, fueron obtenidos un coeficiente ω = .90 y el H = .92. A su vez, una vez corregido el coeficiente ω en presencia de errores correlacionados, se encontró un ω_corregido = .863, lo que indica que esa situación no impacta significativamente en su estimación.

Evidencia de validez por su relación con otros constructos. Las correlaciones fueron significativas y negativas entre las dimensiones AE e IND con la SWLS, y positiva con EP (Tabla 3). La magnitud de las correlaciones fue mayor según el criterio esperado. Para la regresión lineal, la influencia conjunta de los predictores (AE, EP e IND) fue significativa F = 22.148 (p > .001), y el porcentaje de varianza explicada elevado (R² _ajustado = .267; IC 95% = .156, .377). Respecto a la influencia independiente de cada dimensión del burnout sobre la SV, se encontró que EP (β = .343) y AE (β = -.275) reportaron magnitudes mayores al criterio esperado, sin embargo, en el caso de IND (β = -.055) se presentó una magnitud insignificante.

Discusión

El presente estudio tuvo por objetivo evaluar las propiedades psicométricas de la versión española de la SWLS en trabajadores de una industria pesquera de diversos sectores del Perú. Los resultados sobre la evidencia de validez de la estructura interna indica una estructura unidimensional con presencia de errores correlaciones; sobre la evidencia de validez en relación con otros constructos, se comprobó que la SV en su papel de variable criterio es dependiente de las dimensiones de AE y EP del burnout, pero no con la dimensión de IND. En cuanto a la confiabilidad, fue hallada una adecuada consistencia interna en relación a los puntajes derivados del constructo.

Desde su creación, la SWLS ha sido objetivo de constantes estudios sobre su validez basada en la estructura interna, siendo consistentes los reportes sobre su unidimensionalidad en diferentes culturas y con diferentes grupos muestrales (Emerson et al., 2017). Un aspecto característico en el estudio fue la presencia de errores correlacionados, los cuales han sido reportados en estudios previos, por ejemplo, en los ítems uno y dos (Sachs, 2004) y los ítems cuatro y cinco (Clench-Aas et al., 2011; Jovanovic, 2016; Moksnes et al., 2014). En este panorama, puede decirse que el análisis del impacto de la presencia de los errores correlacionados en los estudios instrumentales del SWLS es poco frecuente si se contrasta con la variedad de reportes de su estructura interna procedentes de diversos contextos. No obstante, la omisión de este procedimiento podría acarrear perjuicios con el instrumento de medición debido a que los ítems pueden presentar errores en cuanto a su relevancia, claridad, brevedad, proximidad y similitud en el contenido que comparte con otros ítems (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2017).

La correlación encontrada entre los errores de los ítems cuatro (Hasta ahora he conseguido las cosas más importantes que quiero en la vida) y cinco (Si pudiera vivir mi vida de nuevo, no cambiaría casi nada), que representan un monto de varianza ajena al constructo SV, puede explicarse en mayor grado por la semejanza en el contenido de dichos ítems focalizados en el pasado del individuo evaluado (Moksnes et al., 2014), a ello podría agregarse la cercanía que comparten pues son consecutivos. Sobre los errores correlacionados en el ítem uno (En la mayoría de los aspectos, mi vida se acerca a mi ideal) y dos (Las condiciones de mi vida son excelentes), se requiere obtener mayor evidencia de su reporte.

Sobre la evidencia de validez en relación con otros constructos, se encontró un grado de influencia del burnout sobre la SV, aportando a su explicación las dimensiones de EP y AE en contraste con la dimensión de IND, la cual presentó una escasa influencia. Este resultado es apoyado por otros reportes empíricos (Durán et al., 2005; Hakanen & Schaufeli, 2012; Hayes & Weathington, 2007) y es acorde a la propuesta explicativa vertida en el marco de la Psicología de la Salud Ocupacional que explica las implicancias de estrés y sus derivados (burnout y engagement) en el bienestar de los trabajadores (Bakker & Demerouti, 2013; O´Driscoll & Brough, 2010).

La dimensión de EP presentó mayor influencia sobre la SV, resultado similar al reportado por Hayes & Weathington (2007) quienes emplearon la dimensión de reducción de la realización personal del MBI. Bandura (1997), desde la propuesta de la Teoría Social Cognitiva, afirma que las creencias de eficacia son una fuente de adaptación y bienestar en la persona, y que estas creencias deben ser tratadas dentro de su evaluación a través de dominios específicos, como es el caso de la EP que está centrada en una evaluación de las creencias de eficacia en el ámbito del trabajo. La EP es una dimensión inestable en el MBI-GS, debido al poco grado de asociación que mantiene con el AE y la IND (Lee & Ashforth, 1996) presentando por el contrario, resultados más convergentes con constructos relacionados al bienestar psicosocial del trabajo: el engagement (Schaufeli & Salanova, 2007), este último atribuido como constructo opuesto al burnout (Demerouti, Mostert, & Bakker, 2010). En ese sentido, algunos autores refieren que las dimensiones centrales en el burnout son el AE y la IND (Green, Walkey, & Taylor, 1991; Schaufeli & Taris, 2005), siendo tratada la EP como dimensión influyente en ellas, explicando que las creencias de autoevaluación negativas sobre sus competencias y las habilidades para resolver sus tareas laborales son fuente de desarrollo del burnout (Llorens, García- Renedo, & Salanova, 2005; Taris, Le Blanc, Schaufeli, & Schreurs, 2005; Ventura, Salanova, & Llorens, 2014). Aún frente a estas discrepancias sobre el papel de la EP en la explicación del burnout, las creencias de eficacia son relevantes, demostrando que la intervención sobre ellas puede mejorar el sentido de bienestar de las personas (Bresó, Schaufeli, & Salanova, 2011).

En relación al AE, también influye significativamente sobre la SV, por lo que personas que presenten altos niveles de agotamiento pueden ver vulnerado su sentido de satisfacción vital, lo que se aprecia en estudios que involucran ambas variables (Durán et al., 2005; Demerouti, Bakker, & Schaufeli, 2005). La AE es la dimensión central del burnout (Bakker & Costa, 2014) y el primer síntoma en aparecer dentro de su desarrollo (Toppinen-Tanner, Kalimo, & Mutanen, 2002). Los efectos negativos del AE impactan en la organización laboral y en contextos diferentes como el hogar (Therese & Rundmo, 2015; Richter, Schraml, & Leineweber; 2015), afectando la vida diaria de los trabajadores; evaluando, entonces, el grado de SV. En el caso de IND, fue escasa su influencia sobre la SV. Teóricamente, la IND implica actitudes negativas tanto con compañeros de trabajo o clientes por lo que es considerado como la dimensión que valora las características interpersonales del trabajo (Maslach, 2008) y, por tanto, no pareciera involucrar estas actitudes en otros aspectos de la vida de las personas.

La evidencia favorable de la estructura unidimensional y su relación con otras variables de la SWLS, apertura una continuidad de estudios relacionados al contexto laboral; sin embargo, es necesario continuar con una mayor consolidación sobre su reporte instrumental.

Dentro de las limitaciones del estudio, se menciona la cantidad de los participantes y el muestreo utilizado, por lo que no se puede garantizar una generalización de resultados. En el marco de estudios de ecuaciones estructurales, la cantidad muestral es un tema de debate. El monto mínimo en los estudios es de doscientos casos, pero una cantidad cercana a esta cifra aunado con la presencia de elevadas cargas factoriales y de sus comunalidades posibilita que esta limitación se vea reducida (Merino-Soto, Juárez-García, Altamirano- Bringas, & Velarde-Mercado, 2018). Aun así, es necesaria una réplica de investigación en cuanto a la estructura interna del SWLS subsanando los aspectos anteriormente mencionados, además de corroborar la existencia de los errores correlacionados para determinar posibles modificaciones en el contenido o posicionamiento del ítem. Sobre la evidencia de validez relacionada con otros constructos, deben involucrarse otras variables psicológicas considerando las teorías explicativas derivadas de la Psicología de la Salud Ocupacional (e.g., Teoría Demandas-Recursos Laborales; Bakker & Demerouti, 2013), la cual es considerada como un campo emergente en el Perú (Fernández-Arata, Calderón-De la Cruz, & Navarro- Loli, 2016), por lo que sus estudios requieren de una mayor consolidación.

En cuanto a las recomendaciones, es necesario elaborar una segmentación sociodemográfica para el estudio de la invarianza de medición; también se requiere evaluar el efecto inverso que implica la influencia de la SV sobre el burnout el cual es reportado en otras investigaciones (David & Quintão, 2012; Doðan, Laçin, & Tutal, 2015; Upadyaya, Vartiainen, & Salmela-Aro, 2016), además de explorar las implicancias del trabajo sobre la satisfacción con la vida involucrando otras esferas de la vida de las personas como es el contexto familiar.

Conflicto de intereses

No existe conflicto de intereses entre los autores del manuscrito.

Responsabilidad ética

Para el proceso de evaluación a los participantes, se cumplió con brindar el consentimiento informado en ella. Se siguió los derechos de Helsinki para el estudio con humanos informándoles sobre los objetivos de investigación, primando la confidencialidad de la información y la no trasgresión física o psicológica hacia los participantes.

Referencias

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Gustavo Calderón-De la Cruz

Universidad de San Martín de Porres

Magister en Psicología Organizacional por la Universidad de San Martín de Porres. Con investigaciones relacionadas en el ámbito de la Psicología de la Salud Ocupacional.

ORCID: 0000-0001-8780-7517

Autor corresponsal: gcalderond@usmp.pe

Fidel Lozano Chávez

Universidad Nacional Mayor de San Marcos

Estudiante de Maestría en Psicología Organizacional.

ORCID: 0000-0002-7722-8973

f.lozanoch@gmail.com

Anyela Cantuarias Carthy

Universidad Nacional Mayor de San Marcos

Estudiante de Maestría en Psicología Organizacional.

ORCID: 0000-0002-4619-7190

anyelac@gmail.com

Lidia Ibarra Carlos

Universidad Nacional Mayor de San Marcos

Estudiante de Maestría en Psicología Organizacional.

lidiaibarracarlos@gmail.com

Recibido: 13 de marzo de 2018

Aceptado: 13 de noviembre de 2018