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Introducción
La enseñanza presencial en todo el mundo fue afectada por la pandemia producida por el nuevo coronavirus (SARS-CoV-2) y las repercusiones en el campo educativo mundial presentó efectos negativos a causa del COVID-19 (Gonzalez et al., 2020; Iivari et al., 2020). Los profesores tuvieron que migrar rápidamente a un mundo virtual pues se requiere enseñar y estudiar desde casa (Yawson & Yamoah, 2020). En este sentido, los avances tecnológicos aceleraron el impulso del aprendizaje en línea en todo el mundo y las tareas educativas para los profesores se incrementaron, debido a que fue necesario ajustar el formato tradicional de clases y adaptar los procesos educativos a un escenario virtual (Rapanta et al., 2020) y donde los profesores tienen que lidiar diariamente con situaciones emocionales a nivel personal e intrapersonal en su vida laboral como también apoyar la salud mental de los estudiantes (Kim et al., 2019); sin dudas este trabajo presenta altas demandas laborales emocionales que puede ser abrumador e incrementa la carga laboral del profesor (Lemay et al., 2021).
En este contexto, es importante destacar que algunos investigadores consideran la carga de trabajo como un constructo multidimensional y determinada por las características de la tarea, características del empleador, del contexto ambiental y que son difíciles de identificar (Ding et al., 2020). Asimismo, se ve afectada por demandas externas de tareas, factores ambientales y organizativos, factores psicológicos y capacidades perceptivas y cognitivas actuales. Otros investigadores, la consideran como un constructo unidimensional como Calderón-De la Cruz et al. (2018) quienes en su estudio en trabajadores peruanos encontraron un modelo unifactorial. Similar a ello, Gil-Monte (2016), uno de los autores frecuentemente citados (Díaz & Gómez, 2016); en su modelo UNIPSICO reportó también que la carga de trabajo revelaba una sola dimensión. Este cuestionario fue validado en España reportándose una estructura unifactorial satisfactoria confiabilidad adecuada respecto a su modelo teórico, características que lo hacen ideal para estudios de validez especialmente en contextos hispanohablantes. Asimismo, este cuestionario obtuvo buenas propiedades psicométricas en trabajadores peruanos (Calderón-De la Cruz et al., 2018); Validez sustantiva satisfactoria (Merino-Soto et al., 2021); validado al catalán con niveles aceptables (Llorca-Rubio et al., 2022).
Esta investigación considera a la evaluación de la carga de trabajo como un factor clave para evaluar los requisitos cognitivos de los trabajos y para predecir la capacidad de los trabajadores para tareas adicionales (Weinger et al., 2004).
Gomes y Quintão (2012) encontraron que la mayoría de los docentes con mayor carga horaria presentaron síntomas de depresión y que las mujeres tuvieron mayores niveles de cansancio y agotamiento emocional que los varones. Un estudio diferente de Tacca y Tacca (2019) reportó que el agotamiento emocional se da mayormente en varones y que las mujeres presentan mayor resiliencia y realización personal. (Acosta-Romo & Maya-Pantoja, 2020) encontraron que el personal de salud se ha visto afectado en sobremanera por la pandemia con periodos extenuantes y doble turno, lo que también ha afectado a los profesionales de la investigación (Ocampo-Gómez et al., 2020).
De lo descrito, validar una escala que evalúe la carga de trabajo en el contexto ecuatoriano es de suma importancia, considerando que la literatura consultada muestra que es un constructo poco estudiado y no se cuenta con instrumentos válidos y confiables que evalúen la carga de trabajo en población ecuatoriana. Asimismo, permite analizar y confirmar la estructura de la prueba, propuesta teóricamente por Matthews et al. (2020).
La validación cultural llenará un vació del conocimiento en el área psicométrica ecuatoriana, el cual permitirá desarrollar investigaciones con un instrumento acorde a la realidad laboral en Ecuador, principalmente en profesores de educación. Contar con un instrumento que reporta evidencias de validez y confiabilidad tendrá implicancias positivas y el resultado de la medición permitirá establecer planes de mejora y estrategias que permitan dosificar los tiempos y tareas laborales a fin de mejorar la productividad laboral y relacionamiento entre trabajadores y en especial en docentes (Alvites-Huamaní, 2019).
Se han desarrollado números estudios sobre carga de trabajo. Reyes e Imber, (1992) desarrollaron estudios iniciales encontrando que los maestros que ven como injusta su carga de trabajo tienen más probabilidades de desempeñarse mal en su puesto de trabajo y que se puede mejorar el desempeño laboral simplemente reduciendo la carga de trabajo. Boedeker (2001) encontró una asociación entre la carga de trabajo y las enfermedades producidas por el trabajo. Los empleados que tenían mayor carga laboral tenían más probabilidades de sufrir enfermedades relacionadas con cardiopatías o hipertensión.
Ahuja et al. (2002) reportaron en relación al conflicto trabajo-familia, que la carga laboral estaba asociada directamente con el agotamiento y la satisfacción laboral.
Weinger et al. (2004) analizaron la carga laboral de docentes de medicina, encontrando que un aumento de carga de trabajo puede reducir la vigilancia. De Cuyper y De Witte (2006) sugieren que los tipos de contrato no están mediados por la carga de trabajo y que esta no predice la satisfacción vital.
Tomic y Tomic (2011) desarrollaron su estudio sobre carga laboral encontrando que la carga de trabajo se asoció negativamente con el compromiso, cuanto más altos los puntajes de carga de trabajo, más bajos son los puntajes de vigor y dedicación.
Funke et al. (2012) presentaron sugerencias sobre una teoría integral de la carga de trabajo en equipo y métodos para evaluarla. A lo largo de los años se han desarrollado diferentes estudios como el de Saltos et al. (2018) en enfermeras; Firdaus et al. (2019), Werang (2017) y Huyghebaert et al. (2018) en docentes. Mostrando los efectos positivos y negativos de la carga de trabajo sobre el agotamiento emocional, la ansiedad y diferentes trastornos de salud. En el campo psicométrico, Kjønø et al. (2022) validaron el cuestionario PWQ de carga de trabajo con 26 ítems y dos factores y un alfa de 0.94. Kahraman et al. (2018) analizo el cuestionario de carga laboral encontrando una consistencia interna de 0.86 y con una fiablilidad test retest alta ICC = 0,865. Calderón-De la Cruz et al. (2018) reporto un modelo unidimensional y 6 items, con cargas factoriales sobre 0.55 y RMSEA 0.11.
Los últimos años, se ha continuado con el tema, especialmente en el contexto de la pandemia. Como el estudio de Perks (2020) donde observa la posibilidad de que la inteligencia artificial reduzca el trabajo del docente. Montani et al. (2020) encontraron que el compromiso laboral mediaba la relación en forma de U invertida entre la carga de trabajo y el comportamiento innovador. Stapleton et al. (2020) identificaron el trabajo, la carga de trabajo y las finanzas como las principales fuentes de estrés. Gonzalez et al., (2020) encontraron aún en estudiantes efectos del aumento de actividades lo que cambio las estrategias de aprendizaje de los estudiantes a que se llama aprendizaje continuo. Finalmente, el trabajo de Koksal et al. (2020) quienes encontraron niveles de depresión más altos en mujeres especialmente en aquellas cuya carga de trabajo aumento.
Es importante destacar que la Escala de Carga de Trabajo (ECT) diseñada por Gil-Monte (2016) ha obtenido buenas propiedades psicométricas con trabajadores peruanos (Calderón-De La Cruz et al., 2018); validado en personal de salud en medio de la pandemia COVID-19 (Esteban-Carranza et al., 2021); en profesores universitarios (Minaya-Herrera et al., 2022).
En Ecuador, la carga de trabajo es considerado un factor de riesgo debido a que muchos docentes laborar en dos o más trabajos (Jacome-Muñoz et al., 2021) y que a raíz de la pandemia COVID-19 acrecentó (Molina et al., 2021); no obstante, no existen cuestionarios sobre carga de trabajo validados al contexto ecuatoriano y que puedan ayudar a reconocer esta problemática en el área educativa.
Método
Tipo de estudio
Estrategia asociativa con diseño instrumental porque se pretende validar un instrumento de medición (Ato et al., 2013).
Participantes
A través de un muestreo no probabilístico, se alcanzó la participación voluntaria de 304 profesores de ambos sexos que se encontraban laborando en las instituciones educativas de la red adventista de la misión ecuatoriana del sur.
Se aprecia en la Tabla 1, que el 58,9% son profesoras, el 53,6% presenta edades entre 30 y 60 años, el 60,5% son casados y el 48,7% enseñanza en el nivel secundario
Instrumentos
Para la recolección de los datos se utilizó la escala de carga de trabajo (ECT), fue diseñada por Gil-Monte (2016) para el contexto español, a través de seis preguntas, evalúa la carga laboral. Sus opciones de respuestas están en formato Likert: 0 = nunca, 1 = raramente: algunas veces al año, 2 = a veces: algunas veces al mes, 3 = frecuentemente: algunas veces por semana y 4 = muy frecuentemente: todos los días. La ECT ha demostrado ser valida (GFI = 0,935, CFI = 0,914, RMSEA = 0,050) y confiable (α = .86).
La WHO-5 índice breve de bienestar (WHO-5 WBI), escala diseñada por Simancas-Pallares et al. (2016). Compuesto por cinco ítems con cuatro opciones de respuesta tipo Likert (0 = nunca, 1 = a veces, 2 = muchas veces y 3 = siempre). Ha demostrado ser confiable (α = 0.85) y una estructura factorial que explica el 56.17 % de la varianza total con buenos índices de ajuste.
La escala de malestar subjetivo de Kessler-10, ha sido validada por (Larzabal-Fernandez et al., 2020) para población ecuatoriana. Está configurada por 10 ítems con cinco opciones de respuesta tipo Likert (nunca, casi nunca, a veces, casi siempre y siempre). La escala ha reportado ser válida (CFI= ,993; TLI= ,991; RMSEA= ,044) y confiable (α = .70).
Procedimiento
De acuerdo a la normativa dada por el Gobierno Ecuatoriano y en respuesta a la pandemia por el COVID-19, la recolección de la información se envió de manera virtual a través de Google forms a los correos de los profesores(as) como también se compartió vía Facebook y WhatsApp. En la primera sección del formulario se presentó el consentimiento informado, objetivo de la investigación y se enfatizó que la participación era voluntaria y anónima. El estudio fue aprobado por el comité de ética de la Escuela de Posgrado de la Universidad Peruana Unión con el número 2021-CE-EPG-000023.
Análisis de datos
En primer lugar, se analizó los estadísticos descriptivos de los ítems de la ECT, el valor que se tuvo en cuenta para la asimetría y curtosis fue ± 1.5 de acuerdo a Varela y Lévy (2006). En segundo lugar, mediante el programa estadístico AMOS versión 21, se ejecutó un análisis factorial confirmatorio (AFC) a fin de analizar la estructura interna de la escala empleando el modelamiento de ecuaciones estructurales (SEM); se consideró índices de bondad de ajuste tales como: el índice de bondad de ajuste (GFI), el índice ajustado de bondad de ajuste (AGFI), el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de Tucker-Lewis Index (TLI), Índice de Ajuste Normado (NFI) e Índice de Ajuste Incremental (IFI). Asimismo, se utilizó los parámetros para el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y el índice de error de cuadrático medio (RMR). Se tuvo en cuenta las recomendaciones de Hu y Bentler (1999), quienes sostienen que el valor del CFI, TLI, GFI, AGFI, NFI e IFI deben ser mayores a 0.90 y el RMSEA ≤ 0.08 para un ajuste aceptable del modelo. Por último, se utilizó el software estadístico SPSS versión 25.0 para analizar la relación entre las variables de estudio y establecer la validez convergente y discriminante y para calcular la confiabilidad de la escala a través del coeficiente Alfa de Cronbach y sus respectivos intervalos de confianza (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2015).
Resultados
Análisis de ítems
Estadísticos descriptivos.
La Tabla 2, muestra la media, desviación estándar, asimetría y curtosis para los seis ítems de la ECT. Se observa que el ítem 2 tiene el mayor puntaje promedio (M = 3,57). Respecto a la variabilidad, el ítem 6 (DE = 1.06) muestra la mayor dispersión. Los valores de asimetría y curtosis de los ítems de la ECT no exceden el rango > ± 1.5.
Análisis de la estructura interna.
Para verificar la estructura interna de la escala, se tomó en cuenta la evidencia previa por lo que se cargó los seis ítems en una variable latente (Tabla 3). Los índices de bondad de ajuste confirmaron el modelo de un solo factor (χ2 = 28,147, df = 9, p = 0.01; RMR = 0.036; GFI = 0.971; AGFI = 0.931; CFI = 0.958; TLI = 0.931; NFI = 0.941; IFI = 0.959 y RMSEA = 0.080).
En síntesis, el modelo original de estructura unidimensional reportó un buen ajuste (Figura 1).
Validez convergente y discriminante.
El análisis de correlación de Pearson muestra que la ECT se relaciona de manera inversa y estadísticamente significativa con la WHO-5 (r = -.288, p < 0.01); asimismo la ECT se correlaciona de manera directa y estadísticamente significativa con la K10 (r = ,749, p < 0.01).
Los hallazgos muestran evidencias de validez convergente y discriminante (ver Tabla 4).
Fiabilidad
La confiabilidad de la ECT se calculó a través del coeficiente Alpha de Cronbach y se obtuvo un valor α = 0.765 (IC 95% = 0.71 - 0.80), los resultados indican que la escala es confiable (Raykov, 2001).
Discusión
Los últimos años, una serie de estudios han puesto en la mira la carga laboral especialmente en el área educativa (Kim, 2019) y que se acrecentó debido a la pandemia COVID-19 (Stachteas & Stachteas, 2020), en Latinoamérica este problema ha afectado al personal de salud (Delgado-Gallegos et al., 2020) y en Ecuador de forma especial a los maestros llevándolos a una sobrecarga laboral (Lozada et al., 2021). En base a ello esta investigación sobre la ECT contribuye significativamente, dado que es una herramienta valiosa que mide la carga de trabajo. Por ello, el objetivo de esta investigación fue analizar las propiedades psicométricas de la escala de carga de trabajo en profesores ecuatorianos.
Esta investigación analiza las propiedades psicométricas de la ECT. Los hallazgos encontrados indican que los ítems presentan valores adecuados de varianza y los valores de asimetría se encuentran en todos los casos dentro del rango +/1.5 (Varela & Lévy, 2006), así como los valores de curtosis que indican que las puntuaciones presenten niveles adecuados de dispersión. El AFC se utilizó para establecer la bondad de ajuste del modelo unidimensional ECT previamente identificado en la literatura especializada (Calderón-De la Cruz et al., 2018; GilMonte, 2016). Los resultados muestran que el modelo unidimensional presenta un buen ajuste de datos (χ2 = 28,147, df = 9, p = 0.01; RMR = 0.036; GFI = 0.971; AGFI = 0.931; CFI = 0.958; TLI = 0.931; NFI = 0.941; IFI = 0.959 y RMSEA = 0.080).
Asimismo, estos hallazgos han confirmado el ajuste del modelo que fue aceptable mediante los índices de GFI, NFI y CFI que presentaron valores adecuados (Lloret-Segura et al., 2014; Varela & Lévy, 2006), asimismo, el ajuste al modelo fue admisible con un valor del RMSEA 0.080 (Hoyle, 1995). Los resultados de esta investigación corroboran las evidencias de convergencia y divergencia de los puntajes de la ECT, lo cual a su vez aporta validez a las inferencias que puedan realizarse a partir de las puntuaciones de la escala en la muestra de la investigación.
EL estudio presenta evidencias de validez de constructo. Los resultados del AFC son similares a los que se reportaron en el estudio de validación de la UNIPSICO, versión española (Gil-Monte, 2016). En ambos estudios se observa la unidimensionalidad de las escalas, donde la mayoría de los ítems reportan cargas factoriales superiores a 0,4. Asimismo, la varianza total de la ECT es 28, 147, lo que proporciona mayor evidencia de la unidimensionalidad (Ferrando, 1996). Además, la confiabilidad medida por el coeficiente alfa de Cronbach fue adecuado (> 0,76), tal como lo propuso Henson (2001).
Los resultados demuestran que la escala posee una estructura unidimensional, similar a otros instrumentos (Calderón-De la Cruz et al., 2018; Gil-Monte, 2016). Se evidencia que el instrumento puede ser interpretado de forma unidimensional, lo cual es coherente con la perspectiva teórica acerca de la carga de trabajo desde la teoría de Demandas-Control de Karasek (1979) y la teoría de Esfuerzo-Recompensa de Siegrist (1996) que muestran que un exceso de demandas puede deteriorar la salud de los trabajadores. De este modo, la estructura presentada constituye aspectos que puede evaluarse psicométricamente con un solo atributo.
Entre las limitaciones de este estudio se encuentran que no se realizó el análisis de validez de contenido, porque solo se tomaron los 6 ítems de la ECT. Otra limitación consistió en el tamaño y selección muestral. Si bien esta investigación se realizó con participantes voluntarios, es probable que algunos hayan tenido alguna motivación para contar su propia realidad. En base a ello, sugerimos desarrollar futuras investigaciones con el ECT y que se amplié la muestra en grupos de profesores.
A pesar de estas limitaciones, se considera que la ECT es válida y confiable para profesores ecuatorianos, asimismo contribuye al desarrollo de investigaciones sobre la carga laboral dentro del profesorado.
