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Introducción
La educación universitaria ha ido evolucionando y modificándose a través del tiempo, considerándose como un medio significativo para el avance social y económico de un país (Arteaga-Céspedes, 2018). La formación académica superior trae consigo consecuencias como el cansancio emocional, el incumplimiento de responsabilidades académicas y una mayor probabilidad de deserción académica (Loayza et al., 2016; Estrada, 2021), depresión, ansiedad (Cao et al., 2020; Wang et al., 2020) y vulnerabilidad que conlleva al estrés (Sani et al., 2020).
Se atravesó la emergencia sanitaria originada por la pandemia a causa de la COVID-19, ocasionando la interrupción de las clases presenciales en todos los grados de educación, sustituyéndose por la modalidad virtual (Comisión de Economía para América Latina y el Caribe, 2020; Gorski, 2019; Viner et al., 2020). Los estudiantes sufrieron un cambio drástico en su estilo de vida, en su manera de interactuar y estudiar; esto generó consecuencias en su salud emocional (Zhai & Du, 2020), deserción universitaria (Santibañez & Guarino, 2021), la sobre carga académica y frustración (Lovón & Cisneros, 2020).
Inmerso en este contexto, se encuentra el cansancio emocional, que hace referencia al sentimiento producido por el trabajo, la sensación de estar agotado y agobiado emocionalmente (Estrada, 2021; Sveinsdóttir et al., 2021). Las exigencias a las que se exponen los estudiantes (Chávez & Peralta, 2019) ocasionan desgaste físico y mental, experimentando situaciones de posibles amenazas, que llegan a exceder sus propias posibilidades, generando niveles altos de estrés, elevando la propensión a estados de ansiedad y depresión (Lovón & Cisneros, 2020; Vizoso & Arias, 2016).
Los instrumentos que miden aspectos relacionados el cansancio emocional son los siguientes: la Staff Burnout Scale for Health Professional (SBS-HP) de Jones (1980), Burnout Measure (BM) de Pines et al. (1981), Shirom-Melamed Burnout Questionnaire de Shirom y Melamed (2006), y la escala de desgaste ocupacional (EDO) de Uribe-Prado (2010). Sin embargo, se centran en el estudio del burnout en el campo laboral, alejándose así de nuestro campo de estudio, optándose por la escala de cansancio emocional (CE) de Ramos et al. (2005), quienes centran su atención en el campo universitario.
A partir de ello se rescata la importancia de contar con una escala adecuada que ayude a identificar la variable en estudiantes universitarios, indagar sobre nuestra realidad y posteriormente generar acciones o programas de intervención tratando esta problemática. Por lo tanto, este estudio tuvo como objetivo general determinar las propiedades psicométricas de la escala de cansancio emocional en estudiantes universitarios de Trujillo; así como el establecer las evidencias de validez de contenido a través de un criterio de jueces, efectuar un análisis factorial confirmatorio, hallar la confiabilidad por consistencia interna y establecer una validez externa.
El cuestionario ha sido adaptado a diversas realidades, como en Argentina, por Fontana (2011), en México, con el estudio de González y Landero (2007), en España por Ramos et al., (2005), y en Perú, con los estudios de Ruiz (2021) y Domínguez- Lara (2014), quienes en sus respectivas investigaciones dieron como resultado que dicho instrumento presenta evidencias de validez.
A partir de ello, cuando se habla de cansancio emocional, se debe saber que es el desgaste tanto físico y psicológico (Vizoso & Arias, 2018); que emerge a partir del cumplimiento de las obligaciones u actividades que la persona debe de efectuar en su entorno (Barraza, 2011). Además, es interpretado como la saturación emocional desmedida a causa de una carga elevada de actividades, en lo académico como en lo laboral, estas, a su vez, producen un desarrollo personal perjudicial (Amor et al., 2020), que se manifiestan en síntomas somáticos y psíquicos, defensivos y comportamentales (Nauman et al., 2018; Escuderos et al., 2017). Los dos primeros destacan los problemas de sueño, las cefaleas, la falta de labilidad emocional y de atención; y a nivel defensivo y comportamental se reportan la irritabilidad, el comportamiento suicida, el aislamiento, el ausentismo, entre otros (Lopes & Guimaraes, 2016). Los dos últimos, se ven cuando un estudiante se deslinda de los trabajos académicos; y evidenciados como un padecimiento más severo, al ser el efecto más frecuente que padece la persona, siendo distinguidos por su duración prolongada (Barraza, 2011).
Dentro de ello, existen actores asociados de manera directa (la depresión, la ansiedad, la autoculpa, la rumiación, la ideación suicida y la catastroficación) e inversa (la autoeficacia, la autoestima, la inteligencia emocional y el compromiso) (Domínguez-Lara & Merino-Soto, 2018; Youssef, 2016).
La presente investigación está basada en el postulado teórico de Maslach, establecido en su teoría de burnout (Maslach & Jackson,1982). Sin embargo, es relevante mencionar que el estudio se centra en la dimensión principal, teniendo como referentes a Ramos et al., (2005) quienes realizaron un estudio específico sobre el cansancio emocional, asimismo, desligaron esta dimensión del campo laboral para ser llevado al contexto universitario.
La diferencia entre el cansancio emocional y el burnout se da cuando la duración del CE es pasajera. Asimismo, la persona mantiene el control, funciona como un elemento regulador del cuerpo, y el burnout es más prolongado, haciendo que los aspectos emocionales sean más lentos en su solución, además, se generan agentes estresores crónico, a nivel personal y laboral, causando agotamiento emocional, despersonalización y falta de realización en lo laboral, asociándose con la irritabilidad, la ansiedad y la depresión (Guan et al., 2017).
Método
Respecto al diseño, este se clasificó como instrumental, Ato et al. (2013) mencionan que se centra en el análisis de instrumentos psicológicos y sus propiedades psicométricas, tomando en cuenta, además, el procedimiento para la elaboración de nuevos test, adaptaciones o traducciones de los instrumentos previamente existentes.
Participantes
Los participantes respondieron a dos cuestionarios, siendo seleccionados mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia. La muestra estuvo conformada por 307 estudiantes, 105 varones (34%) y 202 mujeres (66%), cuyas edades fluctuaron desde 18 a 30 años; pertenecientes a universidades privadas y públicas de Trujillo. La cantidad seleccionada se considera una muestra idónea para un análisis psicométrico (MacCallum & Austin, 2000; Kline, 2016).
Instrumentos
Escala de cansancio emocional (ECE). Establecida por Ramos et al. (2005) y validada al contexto peruano por Domínguez-Lara (2014a). Su aplicación aborda a estudiantes pre y universitarios, es de aplicación individual y grupal. Referente a la estructura, se cuenta con una escala unidimensional de 10 ítems en los que la persona muestra con qué frecuencia se enfrenta a situaciones de cansancio y cómo estas lo afectan de manera emocional, teniendo una repercusión en su bienestar físico.
Respecto a lo anterior mencionado, el sujeto evaluado determina la frecuencia por la que atraviesa esta situación a través de las respuestas de la escala de tipo Likert, que cuenta con 5 alternativas de respuesta: raras veces, pocas veces, algunas veces, con frecuencia y siempre, con valores del 1 al 5, con modalidad de puntuación de la escala de intervalo, donde la máxima puntuación será de 50 puntos y la mínima calificará con 10.
Escala de autoeficacia percibida en situaciones académicas (EAPESA). Este instrumento se elaboró inicialmente por Palenzuela en 1983, y adaptada al contexto peruano por Domínguez-Lara (2014b). Su ejecución abarca a estudiantes universitarios, siendo de aplicación individual y colectiva. En cuanto a su estructura, es unidimensional de 9 ítems, en donde la persona medirá su autoeficacia académica.
Con lo mencionado anteriormente, se determinó a través de las respuestas de la escala de tipo Likert, contando con 4 opciones de respuestas: nunca, algunas veces, bastantes veces y siempre, con valores del 1 al 4, donde la calificación se efectúa a través de una sumatoria simple, donde una puntuación alta muestra mayor autoeficacia académica.
En el contexto peruano, las principales evidencias psicométricas demuestran una adecuada estructura unidimensional, teniendo en consideración una validez interna con índices de ajuste correctos como c2 = 49.426 [gl = 20]; CFI = .985; RMSEA = .071 [IC90% .046 - .096]; TLI = .979; WRMR = .706, resultandos aceptables. La confiabilidad, fue obtenida mediante el coeficiente de Cronbach (.87) y omega (.97) (Domínguez-Lara, 2014; Ruíz, 2021).
Procedimiento
Como parte del proceso, se tuvo en cuenta la realización del criterio de jueces, puesto que se pretende realizar una adaptación de la escala al contexto de COVID 19. De esta manera, se continuará con la creación de la prueba piloto mediante un formulario de Google, buscando ser difundida mediante las distintas redes sociales tales como: Instagram, Facebook, WhatsApp, Telegram y LinkedIn. Para terminar, con los datos obtenidos, se llevará a cabo la descripción y cuantificación de los resultados.
Análisis de datos
En primera instancia, se dio inicio con la aplicación de los instrumentos establecidos para su posterior obtención de datos, donde se tuvo en cuenta los lineamientos de la información y criterios de inclusión. Además de ello, se hará uso de Microsoft Office Excel 2019 y una hoja de cálculo para el almacenamiento de las respuestas obtenidas.
Se consideraron las evidencias respecto a las evidencias de validez basadas en el contenido, a través del criterio de jueces.
En función a la evidencia de validez basadas en la estructura interna, se desarrolló el AFC (Morata-Ramírez et al., 2015) para la realización del contraste con la estructura originalmente propuesta a través del programa AMOS 22. Para analizar los ítems se efectuó la estadística inferencial y descriptiva para examinar la media, la frecuencia, la asimetría, la curtosis, la desviación estándar, el índice de homogeneidad corregida y de discriminación (Bologna, 2013).
De igual manera, se corroboró la fiabilidad mediante el coeficiente de omega de Mc Donald (Flores-Flores et al., 2017) siendo el más idóneo para el estudio, ya que trabaja con las cargas factoriales (Gerbing & Anderson, 1988) cuando sus valores son diferentes (McDonald, 1999), reflejando así un valor más acertado en fiabilidad (Ventura-León & Caycho- Rodríguez, 2017).
Finalmente, se contó con la evidencia de validez basada en la relación con otras variables mediante la escala autoeficacia percibida en situaciones académicas (EAPESA).
Resultados
Evidencias basadas en el contenido
La Tabla 1 muestra los índices de validez de contenido, que se obtuvieron por el estadístico V de Aiken calculado puntual por intervalos de confianza al 95% con el criterio de cinco expertos que calificaron su acuerdo o desacuerdo con la idoneidad de los ítems, encontrándose un acuerdo alrededor del V = 1.00 [.72 a 1.0] relacionado a que la redacción de los ítems sea clara, en torno del V = 1.00 [.72 a 1.0] sobre la pertinencia y próximo de V = 1.00 [.72 a 1.0] sobre la relevancia de los ítems, siendo estadísticamente (p < .05) superiores a .50 (situación de máxima incertidumbre) confirmándose que los ítems calculan el dominio teórico sobre la variable.
Evidencias basadas en la estructura interna
La Tabla 2 indica estadísticos descriptivos sobre los ítems, la media presenta valores que oscilan entre
2.71 a 3.21, la desviación oscila de 1.06 a 1.20. Los valores de asimetría y curtosis conjunta de K2 > 5.99 reflejan el incumplimiento del primer supuesto correspondiente a normalidad univariante, asimismo el índice de curtosis multivariante muestra como valor el 19.92 < 70, probando el cumplimiento del segundo supuesto referente a normalidad multivariante y las correlaciones entre ítems muestran valores de .32 a .66 < .90 confirmando el supuesto de ausencia de multicolinealidad entre los ítems. Esto permite la aplicación del análisis factorial confirmatorio, calculándose los coeficientes de la estructura a través del método de máxima verosimilitud.
Tabla 2 Estadísticos descriptivos y evaluación de supuestos
| Ítems | M | DE | K2 |
| 1 | 3.18 | 1.08 | 9.02 |
| 2 | 3.10 | 1.16 | 7.44 |
| 3 | 2.71 | 1.12 | 6.29 |
| 4 | 3.12 | 1.17 | 8.71 |
| 5 | 2.74 | 1.19 | 11.40 |
| 6 | 3.02 | 1.06 | 4.82 |
| 7 | 2.85 | 1.16 | 6.56 |
| 8 | 3.21 | 1.16 | 8.65 |
| 9 | 3.17 | 1.20 | 10.16 |
| 10 | 3.12 | 1.17 | 9.48 |
| Curtosis multivariante | 19.92 | ||
| Correlaciones entre ítems | .32 - .66 | ||
Nota: M: Media; DE: Desviación estándar; K2: Simetría y curtosis conjunta
En la Tabla 3 se evidencian los coeficientes estandarizados de las cargas factoriales aik y los coeficientes de correlación múltiple al cuadrado r 2 de la escala de cansancio emocional que presenta una estructura unidimensional, observándose valores de aik entre .47 a .83 y una proporción de variabilidad del ítem explicada por el factor cansancio emocional de 22% al 69%, como se representa gráficamente en la Figura 1.
Tabla 3 Coeficientes estandarizados de la estructura de la Escala de Cansancio Emocional
| Relación | aik | r2 | ||
| CE | --> | 1 | .54 | .30 |
| CE | --> | 2 | .47 | .22 |
| CE | --> | 3 | .64 | .41 |
| CE | --> | 4 | .63 | .40 |
| CE | --> | 5 | .67 | .45 |
| CE | --> | 6 | .79 | .62 |
| CE | --> | 7 | .83 | .69 |
| CE | --> | 8 | .72 | .52 |
| CE | --> | 9 | .76 | .58 |
| CE | --> | 10 | .73 | .54 |
Nota: aik: Cargas factoriales estandarizadas; r2: Proporción de variabilidad del ítem explicada por el factor
La Tabla 4 indica índices de ajuste sobre la escala de cansancio emocional, hallándose valores que indican un buen ajuste global, como en la razón de verosimilitud c2/gl = 2.304 < 3 (Carmines & McIver, 1981), SRMR = .0379 < .08 (Hu & Bentler, 1999), RMSEA = .065 < .08; en índices de ajuste comparativo CFI = .967 > .95 y TLI = .957 > .95 (Bentler, 1990) y en el índice de ajuste parsimonioso PCFI = .752 > .70 (James et al., 1982) para el modelo unifactorial con 10 ítems.
Tabla 4 Índices de ajuste de la Escala de Cansancio Emocional
| Variable | χ²/gl | SRMR | RMSEA | CFI | TLI | PCFI |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Cansancio emocional | 2.304 | .0379 | .065 | .967 | 957 | .752 |
Nota: χ²/gl: Razón de verosimilitud; SRMR: Raíz media residual estandarizada; RMSEA: Error de aproximación; CFI: índice de ajuste comparativo: TLI: Índice de ajuste de Tuker -Lewis; PCFI: Índice de ajuste comparativo parsimonioso.
Evidencias de confiabilidad
En la Tabla 5 se explica el índice de confiabilidad omega de Mc Donald. Permite determinar la consistencia interna con un modelo de medición congenérico, se asume que cada ítem mide la misma variable latente (Raykov, 1997) y es un método recomendado cuando se trabaja con cargas factoriales (Ventura-León, 2018). Además, los ítems ostentan cargas factoriales con valores distintos por cada ítem, obteniéndose un valor de .897 evidenciando una buena precisión de la escala para medir el cansancio emocional.
Evidencias de validez en relación con otras variables
En la Tabla 6 se revela la existencia de una relación inversa de magnitud pequeña (.10 £ rs < .30) entre cansancio emocional y la autoeficacia académica.
Tabla 6 Relación entre el Cansancio emocional
| Variables | rs | |
| Cansancio Emocional | Autoeficacia académica | -.125 |
Nota: rs: Coeficiente de correlación de Spearman
Discusión
El cansancio emocional se manifiesta con las sensaciones de agotamiento y agobio anímico, emergiendo de las obligaciones o actividades que la persona realiza (Barraza, 2011). Asimismo, están ligadas directamente las diversas situaciones percibidas como estresantes, que conllevan al desequilibrio en los diferentes ámbitos en los que la persona se desenvuelve (Estrada, 2021; Sveinsdóttir et al., 2021).
En consideración con dicho planteamiento, se desarrolló la investigación presentada, la cual posee como objetivo general el determinar las propiedades psicométricas de la ECE en universitarios de Trujillo; haciendo uso del instrumento adaptado a la realidad peruana por Domínguez-Lara (2014a). La versión tomada en cuenta está conformada por 10 ítems de manera unidimensional, que fue aplicada en una muestra de 307 estudiantes que llegaron a cumplir con los criterios de inclusión establecidos.
De acuerdo con el primer objetivo, se buscó obtener las evidencias de validez basadas en el contenido, considerando a 5 jueces expertos que se desenvuelven en el ámbito clínico, calificaron su acuerdo o desacuerdo en relación con la idoneidad de los ítems, dando como resultados oscilantes de .72 a 1, considerándose como valores adecuados. Merino-Soto (2016) fundamenta que el límite inferior aceptable es mayor a .50, mostrando así pertinencia, coherencia y claridad, lo que confirma que los ítems computan el dominio teórico de la variable.
Como segundo objetivo se planteó la evidencia de validez basada en la estructura interna, comenzando con el análisis estadístico descriptivo de los ítems, se aprecia como resultados una media de 2.71 a 3.21 como promedio de las respuestas por ítem, sumado a una desviación de 1.06 a 1.20, que reflejan la distancia promedio que existe entre las respuestas de los ítems a la media (Salazar & Del Castillo, 2018). Por otro lado, se aprecian resultados de simetría y curtosis conjunta, con valores mayores a 5.99 (Hair et al., 2005), y el índice de curtosis multivariante revela el valor de 19.92 < 70, lo que evidencia que no se presenta una distribución normal univariante.
Se tuvo en cuenta dos supuestos principales de investigación. El primero fue de multicolinealidad o redundancia entre los ítems, analizándose mediante la correlación de todos, donde se aprecian valores de
.32 a .66 menores a .90, confirmando la ausencia de redundancia posibilitando la aplicación del análisis factorial confirmatorio (Arias, 2008). Por otro lado, el segundo fue un supuesto de normalidad multivariante; de acuerdo con Mardia (1970), valores menores de .70 indican que los ítems conservan una distribución normal múltiple, dándose como resultado 19.92. Lo indicado permitió determinar el uso del AFC mediante el método de máxima verosimilitud, debido a que los datos siguen una distribución normal (Ximénez & García, 2005).
Se recurrió al programa AMOS para efectuar lo determinado anteriormente, obteniendo la figura de la estructura teórica de la escala, mostrando cargas factoriales cuyos valores comprenden entre .47 a .83, con una proporción de variabilidad del ítem explicada por el factor cansancio emocional de 22% a 69% como se aprecia gráficamente en la Figura 1. Lo analizado indica relación con los ítems, que se entiende, son claros, pertinentes y que la teoría referente al CE está presente en ellos, siendo medidos a través de la personalidad, satisfacción con los estudios y la salud psicológica (Ramos et al., 2005; Stacciarini & Pace, 2017).
En correspondencia a los resultados obtenidos, se hallaron valores que indican un buen ajuste en los índices de ajuste global, en la razón de verosimilitud c2/gl = 2.304 < 3 (Carmines & McIver, 1981), SRMR = .0379 < .08 (Hu & Bentler, 1999), RMSEA = .065 < .08; en los índices de ajuste comparativo CFI = .967 > .95, TLI = .957 > .95 (Bentler, 1990) y en el índice de ajuste parsimonioso PCFI = .752 > .70 (James et al., 1982) para el modelo unifactorial con 10 ítems. Esto permite comprender que el modelo de cansancio emocional está definido correctamente, la estructura explica adecuadamente la variable con un alto grado de sencillez y comprensión ante la lectura de los individuos, guardando relación con los resultados anteriormente expuestos por González y Landero (2007) y Ruiz (2021). A partir de la teoría propuesta por Maslach y Jackson (1981), quienes explican a la variable como la sensación de estar agotado y agobiado emocionalmente, producido por la elevada carga de labores, también se encuentra vinculado con aquellos sentimientos de desesperanza, impotencia, encierro, que en últimas instancias puede ocasionar ideaciones suicidas.
De acuerdo con el tercer objetivo, se analizó la confiabilidad por consistencia interna del instrumento unidimensional constituida por 10 ítems. El valor obtenido mediante el coeficiente omega de McDonald es de .89, siendo aceptable, correspondientes a los valores establecidos por Campo-Arias y Oviedo (2008). El análisis mencionado anteriormente se empleó debido a las cargas factoriales diferentes, es decir, los ítems median con distinta intensidad al factor que lo contienen, dándose así el uso del modelo congenérico. De la misma forma, De la Cruz y Landero (2007) y Ruiz (2021) emplearon el estadístico omega, con valores aceptables de .76 a .97. Además, emplear el estadístico omega de McDonald, es apto para calcular y evidenciar la buena precisión del instrumento en evaluación, y está relacionada con las cargas factoriales (Flores-Flores et al., 2017; Gerbing & Anderson, 1988).
También se analizaron las evidencias de validez en relación con otras variables, por lo que se consideró la escala de autoeficacia percibida en situaciones académicas (EAPESA) mediante el coeficiente de correlación de Spearman, permitiendo confirmar la asociación de dos variables cuantitativas (Mondragón, 2014), dando como resultados una relación inversa de magnitud pequeña entre cansancio emocional y autoeficacia académica de -.125. Es así que el CE se muestra como la primera experiencia que la persona enfrenta en un entorno exigente como el académico, sin embargo, al no poder sobrellevarlo por un periodo extenso, comienzan a verse afectadas las capacidades frente a sus actividades, perturbando la autoeficacia del estudiante, como su persistencia y esfuerzo ante la toma de decisiones más idóneas para la resolución de tareas como parte de su aprendizaje, de lo contrario el enfrentamiento adecuado de estas demandas fortalecerá esta capacidad (Blanco et al., 2012; Juárez, 2014).
Si bien es cierto, los resultados expuestos son claros e interpretables, también es relevante considerar la existencia de limitaciones en el desarrollo del estudio, como la cantidad de muestra y el tipo de muestreo empleado, siendo importante en futuros estudios hacer uso del muestreo probabilístico, buscando evaluar muestras heterogéneas. Es importante que se considere también seguir analizando la validez basada en la relación con otras variables. Asimismo, se recomienda en futuros trabajos realizar la invarianza del instrumento con otros grupos poblaciones y características sociodemográficas.
Se concluye así que los valores obtenidos en relación con la estructura de la prueba y a las bondades de validez y confiabilidad son adecuadas, esto hace del instrumento una herramienta adecuada para medir el cansancio emocional en estudiantes universitarios.
