https://doi.org/10.24265/liberabit.2023.v29n1.683
ARTÍCULO DE INVESTIGACIÓN
Análisis psicométrico de la Escala de Estrés Percibido (PSS-14
y PSS-10) en un grupo de docentes
de Copiapó, Chile
Psychometric Analysis of the Perceived Stress Scales (PSS-14 and PSS-10) in a group of Teachers from Copiapó, Chile
Ricardo Jorquera-Gutiérrez a,*
https://orcid.org/0000-0002-7059-8488
Felipe Guerra-Diaz a
https://orcid.org/0000-0003-0636-2566
aDepartamento de
Psicología, Universidad de Atacama,
Chile
Autor corresponsal:
Para citar este artículo:
Jorquera-Gutiérrez, R., & Guerra-Diaz, F. (2023). Análisis
psicométrico de la Escala de Estrés Percibido
(PSS-14 y PSS-10)
en un grupo de docentes de Copiapó, Chile. Liberabit, 29(1), e683. https://doi.org/10.24265/liberabit.2023.v29n1.683
________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________________
Antecedentes: el estrés percibido hace referencia al grado en que las personas perciben las demandas
de su entorno como impredecibles e incontrolables. Las escalas PSS-14
y PSS-10 son los instrumentos más utilizados a nivel mundial para evaluar este constructo. Objetivo: describir las propiedades psicométricas de la EEP de 14 y 10 ítems en docentes chilenos, e indagar la
invarianza estructural de sus modelos según el sexo de los/as
docentes. Método: se efectuó un
estudio instrumental en una muestra de 206
profesores. Resultados: el análisis
factorial confirmatorio, a través de un método de máxima
verosimilitud robusto (MLR), mostró
los mejores indicadores de ajuste en los modelos de dos factores relacionados: en el
PSS-14 (X2 = 166.693,
gl = 76, p < .001; CFI = .918; TLI = .901; RMSEA
= .076) y en el PSS-10 (X2 = 59.979, gl = 34,
p < .001; CFI =
.968;
TLI = .957; RMSEA = .061). Los coeficientes w
McDonald’s fueron favorables para los factores
de ambas escalas. Asimismo, se constató
la invarianza de la estructura de dos factores para hombres y
mujeres en los dos instrumentos. Conclusión: se concluye que estos antecedentes avalarían el uso de estos
instrumentos en docentes chilenos.
Palabras
claves: estrés; profesores; validez; confiabilidad; invarianza; Chile.
Abstract
Background: Perceived
stress refers to the degree to which people perceive the demands of
their environment as unpredictable and uncontrollable. The PSS-14 and PSS- 10 scales are the most widely used instruments worldwide
to assess this construct. Objective: To describe the psychometric
properties of the EEP 14 and 10 items in Chilean teachers,
and to investigate the structural
invariance of its models according to teachers’ gender Method: An instrumental study was carried out in a sample of 206 teachers. Results: Confirmatory factor analysis, using a robust maximum likelihood (MLR) method, showed the best fit indicators in the models of
two related factors: in the PSS-14 (X2 = 166.693, df = 76, p <
.001; CFI = .918; TLI = .901; RMSEA = .076) and in the PSS-10
(X2 = 59.979,
df = 34, p < .001; CFI = .968; TLI = .957; RMSEA = .061).
The McDonald’s w coefficients were favorable for the
factors of both scales.
Likewise, the invariance of the two- factor structure for men and women in the two instruments was verified. Conclusion: It is concluded
that these antecedents would support the use of these instruments in Chilean teachers.
Keywords: stress; teachers; validity; reliability; comparison of invariances; Chile.
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- Arias, 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).
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).
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).
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.