Las transformaciones en las políticas educativas, el situar al estudiante en el centro del proceso de enseñanza-aprendizaje y los avances tecnológicos propios de la globalización, son situaciones del quehacer docente que conllevan constantemente a transitar por momentos exigentes, complejos y de cambios que afectan su salud física y mental (Tacca & Tacca, 2019). El trabajo docente se realiza de acuerdo con estándares de calidad que implican que los profesores deban destinar mayor tiempo fuera del ámbito laboral en actividades como tareas administrativas, acciones de vinculación con familias y espacios de reforzamiento para estudiantes (Alvites-Huamaní, 2019). Actividades y demandas que generan un exceso de trabajo (Chavarría et al., 2017), lo cual puede desencadenar en sentir estrés, síntomas ansiosos y/o depresivos (Cardozo, 2016; Castillo et al., 2014; Parihuaman- Aniceto, 2017; Rodríguez-Martínez et al., 2018), así como, agotamiento a nivel emocional y personal (Arís, 2009).
Lazarus y Folkman (1984) definen el estrés como un conjunto de relaciones particulares entre la persona y la situación, la cual es valorada por el individuo como algo que agrava o excede sus propios recursos y que pone en peligro su bienestar personal. Desde esta perspectiva, lo relevante para valorar los efectos del estrés no es el estresor como tal, sino cómo la persona percibe el estresor, ya que de ello dependen las respuestas cognitivas y comportamentales que utilizará para hacer frente al estrés.
Es en este punto donde se hacen relevantes dos procesos que intervienen en la relación entre la persona y el ambiente: la evaluación cognitiva y el afrontamiento, los cuales son una sucesión de tres subprocesos o procesos menores. De modo inicial, se da una evaluación primaria en donde la situación puede ser interpretada como desafiante, amenazante, dañina o beneficiosa para los intereses personales. Por otro lado, se da una evaluación secundaria, la cual consiste en generar eventuales ideas de respuesta a la situación en base a la ocasión y los medios personales, desencadenando en la ejecución de la estrategia de afrontamiento por parte del sujeto (Folkman et al., 1986).
Sánchez (2017) distingue el estrés del estrés laboral, el cual acontece del desequilibrio de las exigencias y presiones que enfrenta el individuo por presiones en el trabajo y condiciones laborales no óptimas. Dicho esto, el estrés laboral del docente estaría asociado a los cambios de políticas educativas, a las condiciones laborales, a la interacción con los liderazgos, a la confusión de los roles y a la carga académica (Echerri et al., 2019), en consecuencia, son variados los factores que pueden desencadenar el estrés del docente.
El concepto de estrés percibido da cuenta respecto al grado en que las personas perciben las demandas de su entorno como impredecibles e incontrolables (Cohen et al., 1983).
El estrés puede llevar al docente a no cumplir de manera satisfactoria sus labores debido a la disminución de su ánimo para afrontar el día a día (De la Cruz, 2017; González, 2018; Sánchez, 2017). De la misma manera, puede afectar a la salud física, específicamente, al sistema inmune, ocasionando el padecimiento de diversas afecciones que en condiciones normales no afectarían a la persona. Por otro lado, se puede identificar un detrimento de la interacción del docente con sus estudiantes y colegas, malogrando la relación con la comunidad educativa. Las variaciones a nivel de pensamientos, acciones y emociones son claros ejemplos de las consecuencias a nivel psicológico del estrés en los docentes (Carranco & Pando, 2019).
En cuanto a los estudios realizados con docentes, se destaca lo llevado a cabo en el contexto español por Guerrero-Barona et al. (2018) quienes evidencian que la indisciplina, la falta de interés de los alumnos y la escasa colaboración de las familias son las principales fuentes de estrés. En este sentido, los profesores que perciben altos niveles de estrés presentan peor salud mental. Los mejores predictores de salud mental son el nivel de estrés percibido, el grado de satisfacción y el grado de compromiso. Por otro lado, en el estudio realizado por Rubio-Gonzáles et al. (2019) a un grupo de profesores chilenos en contextos urbanos y rurales, se reconocieron factores ambientales tales como liderazgos deficientes, roles docentes desconfigurados, agobio laboral, aulas sobrepobladas, alumnos desmotivados y desvinculación de los padres de su rol educativo, como las principales amenazas para su salud mental.
Jorquera et al. (2014) comprobaron en un grupo de profesores de la ciudad de Copiapó, Chile, la existencia de una relación entre el estrés crónico (burnout) y el ausentismo laboral. Junto a ello, evidenciaron diferencias estadísticamente significativas de burnout entre profesores dependientes de establecimientos municipales y privados, mostrando los peores resultados en los primeros. Junto a lo anterior, plantearon una correlación negativa entre los niveles de agotamiento emocional y desgaste psíquico de los equipos de profesores y los resultados obtenidos por sus estudiantes en la prueba estandarizada SIMCE.
Por su parte, Cuadra et al. (2015), en una muestra de profesores de Copiapó, encontraron que los docentes tienden a presentar un mayor compromiso con la función profesional que con el cuidado de la salud laboral; en este sentido, se prioriza el desempeño profesional por sobre el cuidado de la salud laboral, donde esto se ve factible sólo cuando no limita el logro de las metas educativas. Además, perciben los factores que regulan la salud laboral como externos y fuera del control personal, y que quienes la determinan, presentan baja disposición a instalar medidas de cuidado de la salud laboral.
Desde un punto de vista protector de la salud mental de los docentes, se ha observado la relación entre el estrés crónico (burnout) y la resiliencia en profesores. De tal forma que, en situaciones de adversidad laboral, los docentes más resilientes logran sobreponerse a las dificultades y adaptarse adecuadamente, mientras que los docentes menos resilientes manifiestan mayor cansancio e indiferencia en el trabajo. Asimismo, se observa que algunas variables personales (ej., humor, empatía, personalidad resistente, autoeficacia) permiten hacer frente a las demandas laborales, y actúan como factores de protección frente al burnout (De Vera & Gabari, 2019).
En el contexto de la pandemia por covid-19, se ha evidenciado en mujeres trabajadoras chilenas menores niveles de compromiso (engagement) y mayores niveles de agotamiento comparado con el género masculino. Lo anterior, podría ser explicado porque el género femenino sumaría las tareas del hogar a sus responsabilidades laborales, causando una importante sobrecarga, con esto sus niveles de agotamiento aumentan y sus niveles de engagement disminuyen (Circular HR, 2020).
En cuanto a su medición, la escala de estrés percibido (PSS-14 y PSS-10) determina el nivel de estrés que percibe el sujeto en las diferentes actividades que realiza en el día a día. Considera al estrés de forma unidimensional, siendo una de las más utilizadas a nivel mundial (Calderón et al., 2018; Domínguez-Lara et al., 2022); no obstante, su uso a nivel latinoamericano es incipiente, donde se han analizado sus propiedades psicométricas en Perú con población de enfermeros/as profesionales de entre 23 y 69 años. A través de un análisis factorial confirmatorio y un modelo bifactor, se analizaron las propiedades en su versión de 10 y 14 ítems, concluyendo que la versión de 10 ítems con dos factores presenta mejores indicadores que la de 14 ítems y dos factores (Domínguez-Lara et al., 2022).
En el contexto colombiano Campo-Arias et al. (2009) evaluaron sus propiedades con una muestra de 175 estudiantes universitarios de la carrera de Bacteriología, a través de un análisis factorial exploratorio en su versión de 10 y 14 ítems, obteniendo adecuados indicadores de consistencia interna y una solución de dos factores en sus dos versiones.
En cuanto al contexto local, Calderón et al. (2017) analizaron las propiedades psicométricas de la escala en su versión de 10 y 14 ítems, con 200 trabajadores de la ciudad de Antofagasta a través de un análisis factorial exploratorio usando el análisis paralelo de Horn. Obtuvieron como resultado un modelo de dos factores, donde los mejores indicadores se encontraron en la versión de 10 ítems.
Las correctas propiedades psicométricas obtenidas en estudiantes y trabajadores del área de la salud avalan su uso en dicha población, pero no así en docentes, más aún cuando la escasa evidencia a nivel nacional fue obtenida a través de análisis factorial exploratorio en una muestra de trabajadores sin especificar (Calderón et al., 2017). Estos elementos sustentan la indagación y evaluación de sus propiedades psicométricas en docentes chilenos.
La presente investigación tiene como objetivos:
(1) describir las propiedades psicométricas de la Escala de Estrés Percibido en sus versiones de 14 y 10 ítems en docentes chilenos e (2) indagar respecto a la invarianza estructural de sus modelos según el sexo de los/as docentes.
Método
Diseño
La presente investigación tiene como propósito evaluar las propiedades psicométricas del PSS-14 y PSS-10, por lo anterior es posible señalar que este es un estudio de tipo instrumental (Ato et al., 2013).
Participantes
El muestreo fue de tipo intencional (no probabilístico). La muestra estuvo conformada por 206 profesores de la comuna de Copiapó, Atacama, Chile, de los cuales 53 fueron varones (25.7%) y 153 mujeres (74.3%). En cuanto a la edad, 11 tenían edades entre 20 y 29 años (5.3%), 73 entre 30 y 39 años (35.4%), 55 entre 40 y 49 años (26.7%), 48 entre 50 y 59 años (23.3%) y 19 más de 60 años (9.2%). Respecto a experiencia docente, 6 de ellos tenían menos de un año de ejercicio profesional (2.9%), 18 entre 2 y 5 años de experiencia (8.7%), 49 entre 6 y 10 años de experiencia (23.8%), 72 entre 11 y 20 años de experiencia (35%) y 61 profesores tenían más de 21 años de experiencia docente (29.6%). Por último, respecto al tipo de contrato laboral, 179 tenían un contrato de tipo indefinido (72.3%), 52 un contrato laboral a plazo fijo (25.2%) y 5 un contrato por honorarios (2.4%).
Medición
Escala de Estrés Percibido (PSS-14) (Cohen et al., 1983). Es un instrumento que mide el nivel de estrés percibido durante el último mes. Consta de 14 preguntas con un formato de respuesta tipo Likert de cinco opciones. Existen evidencias de sus propiedades psicométricas en idioma español (Campo-Arias et al., 2009; Gonzáles & Landero, 2007). A partir de este instrumento, se consideraron las 10 preguntas que constituyen el PSS-10, el cual ha sido aplicado en otras investigaciones en Latinoamérica (Campos-Aria, et al., 2009; Domínguez-Lara, et al., 2022). Se ha constatado una estructura de 2 factores en la versión de 14 ítems (PSS-14) y de 10 ítems (PSS- 10) y una confiabilidad adecuada, con índices w McDonald’s de .84 y .81 en el caso del PSS-14, y de .85 y .76 en el PSS-10 (Domínguez-Lara, et al., 2022).
Procedimiento
El presente estudio se realizó en la ciudad de Copiapó, Chile, debido a las condiciones de accesibilidad para la muestra. El procedimiento de muestreo se realizó a través del Colegio de Profesores Comunal Copiapó, que es la asociación gremial que congrega a los profesores de esta ciudad. Previa solicitud de autorización se envió por medios electrónicos un enlace a través del cual se podía acceder al cuestionario, el cual se encontraba digitalizado en un formato de formulario de Google. Antes de contestar el cuestionario virtual, los participantes debían leer un consentimiento en el cual se explicaban los objetivos del estudio, el tratamiento que tendrían los datos, el carácter voluntario y anónimo de sus respuestas, y los riesgos asociados. Los 206 profesores dieron su consentimiento a participar del estudio, lo cual quedó constatado en las respuestas del formulario.
Análisis de datos
En relación con el análisis de datos, se constataron los estadísticos descriptivos de los ítems, específicamente medias, desviaciones estándar, asimetría y curtosis. La validación de la estructura del instrumento se verificó mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC). En este caso, se efectuó la estimación de las medidas de bondad de ajuste de cuatro modelos teóricos mediante el método robusto de máxima verosimilitud (MLR). Los índices que se consideraron en el AFC fueron el Índice de Tucker-Lewis (TLI) y el Índice de Bondad de Ajuste Comparativo (CFI), así mismo se aplicó la prueba de chi-cuadrado. Se estiman como buenos indicadores de medidas de ajuste a valores superiores a .95 en CFI y TLI (Hu & Bentler, 1999). Además, se analizó el error de aproximación cuadrático medio (RMSEA), en donde valores inferiores a .06 son considerados aceptables; asimismo, se analizó el error cuadrático medio estandarizado (SRMR) donde se deberían obtener valores cercanos a cero. Sumado a esto, se constató la invarianza factorial del instrumento en la muestra. Se usaron los mismos indicadores de ajuste usados en el AFC para describir y comparar de forma secuencial la invarianza configural, métrica y escalar del instrumento, observando que las variaciones en los valores de CFI, entre cada procedimiento, fueran inferiores a .010 y que las variaciones de RMSEA fueran menores a .015 (Byrne, 2008; Cheung & Rensvold, 2002).
Los análisis descriptivos se realizaron a través del software SPSS 22. Los análisis factoriales confirmatorios se realizaron con el software MPLUS-7 y las estimaciones de invariancia factorial con R versión 4.0.2 (R Core Team, 2020) ejecutado en la terminal RStudio versión 2022.03.2. La estimación de la confiabilidad mediante el estadígrafo omega de McDonald´s (w) se realizó con el software JASP 0.14 (JASP Team, 2020).
Resultados
Los estadísticos descriptivos evidencian valores medios de los ítems de entre 1.214 (En el último mes, ¿con qué frecuencia has pensado que es necesario «tirar hacia delante?) y 2.966 (En el último mes, ¿con qué frecuencia te has sentido ansioso/a?). Todos los valores de asimetría y curtosis fueron inferiores a +/-1, lo cual permite asumir un comportamiento orientado a la normalidad de los ítems (Ver Tabla 1).
N | Media | Desviación estándar | Asimetría | Curtosis | |
En el último mes, ¿con qué frecuencia te has sentido agobiado/a por algo que ha sucedido inesperadamente? | 206 | 2.607 | .9296 | -.095 | -.520 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia te has sentido incapaz de controlar las cosas importantes de tu vida? | 206 | 2.141 | 1.0047 | -.024 | -.278 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia te has sentido ansioso/a»? | 206 | 2.966 | .9127 | -.555 | -.336 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has afrontado exitosamente las preocupaciones diarias? | 206 | 1.359 | .6678 | -.167 | -.361 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sentido que has afrontado con éxito los cambios importantes de tu vida? | 206 | 1.563 | .7008 | -.528 | -.030 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has confiado en tu capacidad para manejar tus problemas personales? | 206 | 1.398 | .7630 | .050 | -.344 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sentido que las cosas van por buen camino? | 206 | 2.000 | .8024 | .057 | .154 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sentido que no puedes sobrellevar todas las cosas que debes hacer? | 206 | 2.146 | .9413 | .201 | -.133 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sido capaz de controlar las irritaciones cotidianas? | 206 | 1.811 | .8428 | .124 | .309 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sentido que estás en tu mejor momento? | 206 | 2.602 | .9354 | -.282 | -.146 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sentido enfado ante sucesos que escapan a tu control? | 206 | 2.466 | .9760 | -.031 | -.593 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has pensado que es necesario «tirar hacia delante»? | 206 | 1.214 | .8163 | .294 | -.370 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sido capaz de controlar la forma en que usas tu tiempo? | 206 | 1.796 | .8538 | .167 | -.042 |
En el último mes, ¿con qué frecuencia has sentido que las dificultades se acumulan de tal manera que no consigues superarlas? | 206 | 2.068 | .9398 | .184 | -.336 |
Se usó un análisis Mardia para la asimetría y curtosis multivariada. En el caso del instrumento de 14 ítems se apreció un coeficiente de asimetría de 27.570 (X2 = 946.568, gl = 560, p < .001) y un coeficiente de curtosis de 244.948 (z = 7.102; p < .001). Por su parte, el instrumento de 10 ítems evidenció una asimetría de 10.034 (X2 = 344.495, gl = 220, p < .001) y un coeficiente de curtosis de 128.654 (z = 4.009; p < .001). Con lo anterior se constató la ausencia de una distribución normal multivariada de los datos.
Se procedió a efectuar la verificación de las estructuras factoriales de las versiones del instrumento de 14 y 10 ítems. En cada uno de ellos, se evaluó su conformación en un único factor y en dos factores relacionados.
El instrumento de 14 ítems no mostró indicadores de ajuste adecuados para el modelo unifactorial (X2 = 264.828, gl = 77, p < .001; CFI = .829; TLI = .798; RMSEA = .109), pero sí fueron positivos los indicadores de ajuste del modelo de dos factores relacionados (X2 = 166.693, gl = 76, p < .001; CFI =.918; TLI = .901; RMSEA = .076).
Un panorama similar se observó en el instrumento de 10 ítems, en donde el modelo de un factor tampoco mostró indicadores favorables (X2 = 98.612, gl = 35, p < .001; CFI = .921; TLI = .898; RMSEA = .094), lo que sí ocurrió con el modelo de dos factores relacionados (X2 = 59.979, gl = 34, p < .001; CFI = .968; TLI = .957; RMSEA = .061).
X2 | DF | p | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | |
Un factor 14 ítems Dos factores relacionados 14 ítems Un factor 10 ítems Dos factores relacionados 10 ítems | 264.828 166.693 98.612 59.979 | 77 76 35 34 | .000 .000 .000 .004 | .829 .918 .921 .968 | .798 .901 .898 .957 | .109ENT#091;.095-.123) .076 ENT#091;.060-.092ENT#093; .094ENT#091;.072-.116ENT#093; .061ENT#091;.034-.086ENT#093; | .082 .073 .060 .042 |
Respecto a las cargas factoriales estandarizadas, en el instrumento de 14 ítems se observa que el ítem 12 del factor 1 y el ítem 9 del factor 2 muestran pesos inferiores a .5 (.342 y .482, respectivamente). Lo cual se repite en su estructura unifactorial (con valores de .430 y .429 en cada caso). En el instrumento de 10 ítems solo el ítem 9 evidencia cargas factoriales bajas en el modelo de dos factores (.461) y en el unifactorial (.380). Se evaluó la confiabilidad de cada uno de los factores con el coeficiente w McDonald’s, encontrándose adecuados niveles de fiabilidad en el instrumento de 14 ítems y de 10 ítems, en cada uno de los factores y en el instrumento completo. Este indicador mostró valores de entre .721 y .904 (Ver Tabla 3).
14 ítems | 10 ítems | |||||
---|---|---|---|---|---|---|
Factor1 | Factor 2 | Unifactorial | Factor 1 | Factor 2 | Unifactorial | |
Ítem 1 | .813 | .750 | .823 | .802 | ||
Ítem 2 | .853 | .839 | .847 | .849 | ||
Ítem 3 | .760 | .741 | .763 | .765 | ||
Ítem 4 | .663 | .562 | ||||
Ítem 5 | .715 | .578 | ||||
Ítem 6 | .766 | .700 | .754 | .638 | ||
Ítem 7 | .620 | .551 | .670 | .507 | ||
Ítem 8 | .586 | .551 | .592 | .580 | ||
Ítem 9 | .482 | .429 | .461 | .380 | ||
Ítem 10 | .611 | .563 | .619 | .518 | ||
Ítem 11 | .714 | .669 | .726 | .717 | ||
Ítem 12 | .342 | .430 | ||||
Ítem 13 | .624 | .562 | ||||
Ítem 14 | .799 | .786 | .792 | .792 | ||
Correlación F1-F2 | .748 | .760 | ||||
McDonald’s ω | .879 | .823 | .904 | .892 | .721 | .891 |
IC 95% | .853-.904 | .786-.860 | .885-.923 | .869-.915 | .659-.783 | .869-.913 |
Se evaluó la invarianza factorial de los modelos de dos factores relacionados de ambas versiones del instrumento. De manera específica se evaluó sucesivamente la invarianza configural, métrica y escalar mediante un análisis factorial confirmatorio multigrupo (Byrne, 2008). Se constataron las variaciones de los índices CFI (DCFI) y RMSEA (DRMSEA), considerándose como referencia valores DCFI £ .01 y DRMSEA £ .015 para estimar la invarianza de los modelos (Cheung & Rensvold, 2002).
Primero, se evaluó el instrumento de 14 ítems, comenzando por su invarianza configural, observándose un ajuste adecuado (CFI = .932; RMSEA = .074). Se prosiguió con la invarianza métrica estableciéndose valores idénticos al procedimiento anterior (CFI = .932; RMSEA = .074), por lo cual no se observan diferencias significativas, garantizando la equivalencia del instrumento según sus cargas factoriales. Posteriormente, se evaluó la invarianza escalar, estableciéndose un buen ajuste (CFI = .933; RMSEA = .070). Al comparar la invarianza métrica y escalar no se constatan diferencias significativas (DCFI = .001 y DRMSEA = -.004), lo que permite señalar que los interceptos son invariantes en los grupos de hombres y mujeres. Lo anterior, entrega antecedentes respecto a la equivalencia del instrumento de 14 ítems entre hombres y mujeres.
X 2 Robust | DF | p | CFIRobust | RMSEARobust | ∆CFIRobust | ∆RMSEARobust | |
Configural | 208.679 | 137 | .000 | .932 | .074 | ||
Métrica | 208.679 | 137 | .000 | .932 | .074 | 0 | 0 |
Escalar | 223.176 | 150 | .000 | .933 | .070 | .001 | -.004 |
Se continuó con el análisis de la invarianza del instrumento de 10 ítems. Los resultados del procedimiento de invarianza configural fueron positivos (CFI = .949; RMSEA = .075). Al igual que en el caso anterior, la invarianza métrica mostró valores idénticos a la invarianza configural (CFI = .949; RMSEA = .075). Luego, se constató la invarianza escalar, apreciándose un adecuado ajuste (CFI = .947; RMSEA = .072). Al comparar la invarianza métrica y escalar no se constatan diferencias significativas (DCFI = .002 y DRMSEA = -.003). Igual que con la versión de 14 ítems, el instrumento de 10 ítems mostraría una equivalencia estructural para hombres y mujeres.
Discusión
Los objetivos del presente estudio fue describir las propiedades psicométricas de la Escala de Estrés Percibido en sus versiones de 14 y 10 ítems en docentes chilenos, al igual que indagar respecto a la invarianza estructural de sus modelos según el sexo de los/as docentes. La evidencia respalda, con mayor fuerza, un modelo de dos factores de los instrumentos. En este sentido, el modelo unifactorial no posee indicadores de ajustes aceptables en ninguna de las dos versiones del instrumento evaluado. Lo anterior coincide con lo encontrado (Domínguez-Lara et al. (2022) en una muestra de profesionales de enfermería en Perú, y en el caso de Chile por Calderón et al. (2018) en una muestra de trabajadores.
Los resultados permiten visualizar un mejor comportamiento de la versión del cuestionario de 10 ítems, observándose un mejor ajuste estructural en su modelo de dos factores relacionados. Lo cual ha sido constatado previamente por otros autores (Domínguez-Lara et al., 2022; Reyna et al., 2019).
Los indicadores de confiabilidad de los factores son todos favorables en ambas versiones del instrumento, ya sea si se considera el instrumento de forma unifactorial o conformado por dos factores. Estos resultados han sido consistentes con la literatura anterior que ha visualizado la adecuada consistencia interna del instrumento y sus factores (Calderón et al., 2018; Domínguez-Lara et al., 2022; Reyna et al., 2019).
Se logró verificar la invarianza factorial del instrumento según sexo, por lo cual, es posible señalar que el modelo teórico subyacente, y especialmente su dimensionalidad de dos factores, es equivalente para la muestra de hombres y de mujeres evaluadas.
Se pueden mencionar como limitaciones en la investigación el tamaño de la muestra y las características sociodemográficas, toda vez que pertenecen a una sola región de Chile.
Desde el punto de vista de los indicadores de ajuste es preciso mencionar como limitación del estudio el hecho de que el PSS-10 el valor RMSEA se encuentre en .061, levemente superior a los valores óptimos de referencia, lo cual lleva a seguir probando este modelo. Para enriquecer el análisis en próximas investigaciones, se hace necesario aumentar el tamaño de la muestra, incorporar docentes de diversas regiones del país, así como de establecimientos educacionales con diversos sostenedores, no solo que provengan de la educación municipal, para que de esta manera se puedan determinar las propiedades del instrumento en diferentes poblaciones de docentes chilenos.
Conclusión
Los resultados avalan las propiedades psicométricas del instrumento en sus versiones de 10 y 14 ítems, referidas a su adecuado comportamiento estructural de dos factores y su buena consistencia interna. Junto a ello, se logra demostrar su invarianza factorial para la muestra de hombres y mujeres. Esto permite contribuir con antecedentes orientados a validar el uso del instrumento para el desarrollo investigativo y/o profesional en contexto de diagnóstico en comunidades educativas.