Evaluando la salud laboral de los docentes de centros concertados: el Cuestionario de Salud Docente

Como resultado del análisis de discriminación de ítems se seleccionan 59 ítems de los 70 ítems del cuestionario inicial. Los análisis factoriales exploratorios se realizan sobre la primera mitad de la base de datos y permiten depurar el cuestionario a 23 ítems. El índice KMO de Kaiser-Meyer-Olkin obtenido es .88, por lo que se supera el valor de .70, criterio habitual de conveniencia. El test de la esferidad de Bartlett mostró un valor de chi-cuadrado, ? 2(253, n = 3.080) = 24477.93, p < .001. Ambos resultados confirman la adecuación de los datos al análisis factorial. La solución factorial obtenida utilizando el método de los mínimos cuadrados generalizados (GLS) con rotación Oblimin muestra seis factores que explican el 61.43% de la varianza, con valores que oscilan entre el 26.36% y el 4.76% de la varianza explicada para cada uno de ellos. El primer factor está compuesto por los ítems 7, 12 y 17, relacionados con la sensación de agotamiento, por lo que este factor recibe el nombre de “agotamiento” y explica el 26.36% de la varianza. El segundo factor se configura con los ítems 6, 10, 15, 18 y 23 ítems relacionados con la percepción de satisfacción en el ejercicio de la profesión docente, por lo que recibe el nombre de “satisfacción” y explica el 12.35% de la varianza. El tercer factor integra los ítems 8, 14 y 16, que hacen referencia al estado de la voz, por lo que se ha denominado “alteraciones de la voz” y explica el 6.84% de la varianza. El cuarto factor reúne los ítems 2, 5 y 21, que hacen referencia a malestares de tipo muscular, por lo que se denomina “afectaciones músculo-esqueléticas” y explica el 5.43% de la varianza. El quinto factor reúne 4 ítems: 3, 9, 11 y 20, relacionados con dificultades de carácter cognitivo, por lo que es denominado “afectaciones cognitivas” y explica el 5.70% de la varianza. El sexto factor se configura con 5 ítems relacionados con la percepción de “autoeficacia” en la docencia, explicando el 4.76% de la varianza. Está formado por los ítems 1, 4, 13, 19 y 22. Así pues, el análisis factorial exploratorio organiza los ítems en torno a seis factores que sirven de referencia para la realización del análisis confirmatorio. El índice de bondad de ajuste indicó un valor chi-cuadrado ? 2(130, n = 3.080) = 467.50, p < .001, por lo que el cociente ? 2/df arroja un valor de 3.59, considerado un nivel de ajuste aceptable (ver tabla 2 ). Los coeficientes de congruencia de Tucker-Burt oscilan entre los valores .64 y .92, valores que indican que hay una congruencia entre moderada y alta.

En el AFC sobre la segunda mitad aleatoria de la muestra los índices de bondad de ajuste obtenidos han sido los siguientes: chi-cuadrado ? 2(253) = 23744.07; ?2(253)/253 = 93.85, p ? .001; CFI = .96; IFI = .96; GFI = .97; AGFI = .96, RMSEA = .037 (.035 - .040) y AIC = 689.18. De acuerdo con Hu y Bentler (1999) y Kline (2005) , estos resultados indican que el cuestionario definido por 6 factores presenta un buen ajuste a los datos. Las cargas factoriales estandarizadas son acep, siendo superiores a .50 para todos los ítems, excepto para el ítem 24, con una carga de .48 (ver tabla 3).

Los índices de bondad de ajuste para el modelo alternativo de 6 factores más dos factores de segundo orden (M2), bienestar y afectaciones, ? 2(253) = 48027.15, ?2 (253)/253 = 189.83 (p < .001), CFI = .88, IFI = .88, GFI = .92, AGFI = .89, RMSEA = .04 (.04 - .04) y AIC = 2753.97, y para el modelo que añade un factor total (M3), ? 2 (253) = 48027.15, ?2(253)/253 = 189.83 (p < .001), CFI = .88, IFI = .88, GFI = .92; AGFI = .89; RMSEA = .07 (.07 - .06) y AIC = 2749.97; indican que el modelo original de 6 factores correlacionados es el que logra un mejor ajuste. Finalmente, se replicó el modelo resultante en diferentes subgrupos en función de la edad y del nivel educativo (ver tabla 4).

Los resultados del análisis de fiabilidad muestran que la consistencia interna de los factores del cuestionario presentan unos valores de alfa de Cronbach que oscilan entre .71 y .87, por lo que la consistencia interna del CSD es satisfactoria. En la tabla 5 aparece la matriz de correlaciones entre factores latentes. Las correlaciones entre los factores de satisfacción y autoeficacia y los factores de agotamiento y afectaciones de voz, musculares y cognitivas son negativas. Los factores satisfacción y autoeficacia presentan una correlación alta, .77 ( p < .001), mientras que los factores relacionados con afectaciones presentan valores de correlación entre ellos que oscilan entre .31 y .57, siendo el factor “afectaciones de la voz” el que presenta correlaciones de menor magnitud. También destacan los valores altos de la correlación entre afectaciones cognitivas y satisfacción, ?.41 ( p < .001), y autoeficacia, ?.41 ( p < .001) (ver tabla 5).

De esta forma el cuestionario adopta su forma final: consta de 23 ítems, con 6 escalas: a) satisfacción (5 ítems), b) autoeficacia (5 ítems), c) agotamiento (3 ítems), d) voz (3 ítems), e) afectaciones músculo-esqueléticas (3 ítems) y f) afectaciones cognitivas (4 ítems). La puntuación de las escalas se obtiene por la suma directa de los ítems correspondientes. El cálculo del índice total de salud docente se obtiene a partir de la suma directa de las escalas satisfacción y autoeficacia y la suma inversa de las escalas agotamiento, afectaciones de la voz, afectaciones músculo-esqueléticas y afectaciones cognitivas, de forma que una puntuación alta indica un buen nivel de salud y una puntuación baja, un nivel bajo de salud del docente.

Los descriptivos de las escalas se muestran en la tabla 6 : media, desviación típica, asimetría, curtosis, rango y valor máximo y mínimo. Los valores de asimetría están comprendidos entre +/? 1. Lo mismo sucede con los valores de curtosis, excepto para el factor autoeficacia.

Los resultados de comparación entre grupos en función del género muestran diferencias significativas en todas las dimensiones, siendo mayores las diferencias en las afectaciones músculo-esqueléticas ( F = 237.89, p < .001), afectaciones de la voz ( F = 166.63, p < .001) y satisfacción (F = 94.12, p < .001), mostrando en todos los casos puntuaciones mayores para las mujeres. En relación a la autoeficacia la diferencia es mucho menor (ver tabla 7).

En relación a la edad, la comparación entre medias muestra diferencias significativas en todas las escalas, excepto para afectaciones de la voz. Las mayores diferencias se encuentran en la escala satisfacción ( F = 43.89, p < .001). También se observan diferencias significativas en las escalas de afectaciones músculo-esqueléticas ( F = 11.45, p < .001) y afectaciones cognitivas ( F = 12.80, p < .01). Los resultados también muestran diferencias significativas en las escalas autoeficacia ( F = 6.77, p < .01) y agotamiento (F = 11.45, p < .01), siendo mejores las puntuaciones de los docentes con edad inferior a 25 años (ver tabla 8).

La comparación entre medias en función de los años de docencia muestra diferencias significativas en todas las escalas excepto en afectaciones de la voz. Las mayores diferencias se encuentran en la escala satisfacción ( F = 38.23, p < .001), seguida de las escalas de afectaciones músculo-esqueléticas ( F = 31.61, p < .001) y afectaciones cognitivas ( F = 25.23, p < .01). Los resultados muestran diferencias significativas en agotamiento ( F = 8.94, p < .01) y en autoeficacia (F = 3.98, p < .01) (ver tabla 9).

La comparación entre medias en función del tipo de contrato muestra diferencias significativas en las escalas afectaciones músculo-esqueléticas ( F = 16.30, p < .001), afectaciones cognitivas ( F = 11.60, p < .01), en la escala Ssatisfacción ( F = 12.70, p < 0.001) y en la escala agotamiento ( F = 7.26, p < .001) (ver tabla 10).

Este estudio tenía por objetivo la construcción y validación de un nuevo cuestionario para valorar la salud de los docentes, el Cuestionario de Salud Docente (CSD). Los resultados de los análisis factoriales muestran la existencia de seis factores: agotamiento, satisfacción, afectaciones de la voz, afectaciones cognitivas, afectaciones músculo-esqueléticas y autoeficacia. El factor agotamiento evalúa la sensación de agotamiento físico y emocional ocasionado por la realización de la actividad docente. Es el factor con mayor peso en la varianza. Se asocia a un riesgo mayor de desarrollar trastornos físicos y psicológicos ( Calvete y Villa, 2000; Gil-Monte, 2005; Steinhardt et al., 2011 ) y es considerado como la dimensión central en el SQT ( Halbesleben y Demerouti, 2005 ). Este factor es el elemento decisivo en las espirales de pérdida de salud, indicando que las demandas que atiende el profesional son excesivas y que se requieren más recursos organizativos, materiales y formativos para disminuir la carga del docente ( Hakanen et al., 2006 ). El factor satisfacción evalúa la satisfacción con la profesión docente, el disfrute, energía y sensación de felicidad por el hecho de ejercer la docencia ( López-Araujo et al., 2007 ). Se trata de un factor próximo al de engagement , con sus dimensiones de vigor, disfrute y absorción, y al de flow . En estudios previos, la satisfacción ha mostrado correlacionar negativamente con las tres dimensiones del SQT ( Gil-Monte, 2005 ), disminuye las posibilidades de generar estrés ( ETUCE, 2011 ) e incrementa la empatía y la satisfacción de los destinatarios ( Vermeeren, Kuipers y Steijn, 2012 ). El tercer factor, alteraciones de la voz, evalúa la presencia de sensaciones físicas de malestar relacionadas con la voz, en concreto afonía, o pérdida de la voz, fatiga vocal y molestias en el cuello, siendo estos aspectos los más frecuentes en la profesión docente ( Escalona et al., 2007; Ranchal y Vaquero, 2008b ). El cuarto factor, alteraciones cognitivas, valora la presencia de disfunciones en las capacidades cognitivas de concentración, memoria, distracciones y pensamiento obsesivo. Esta sintomatología está muy relacionada con situaciones de cansancio y/o agotamiento emocional y es consecuencia de la alta concentración de glucocorticoides en el hipocampo provocada por la vivencia de agotamiento emocional y de distress ( Moyano y Riaño-Hernández, 2013; Sandi et al., 2001 ). Es uno de los efectos negativos que participan en la generación de espirales negativas de pérdida de salud por disminuir las posibilidades de éxito profesional, de recibir apoyo de los compañeros y aumentar las posibilidades de aislamiento, distancia y desmotivación. El quinto factor, alteraciones músculo-esqueléticas, evalúa la presencia de malestares en la columna vertebral y en la espalda, siendo los daños más frecuentes contracturas, dolores cervicales o dorsales, hernias discales y lumbalgias ( Erick y Smith, 2011 ), estando probada su relación con situaciones sostenidas de estrés ( Bermúdez de Alvear, Martínez-Arquero, Barón, & Hernández-Mendo, 2010; Escalona et al., 2007 ). El sexto factor, denominado autoeficacia, valora la percepción del docente sobre su capacidad para obtener resultados positivos y significativos, así como su valoración sobre su competencia y capacidades profesionales. Numerosos estudios indican su relación con el bienestar físico y psicológico del docente y con una buena calidad de las relaciones interpersonales. Se ha obtenido evidencia empírica de su importancia en la generación de procesos en espiral de ganancia y, por ello, es un relevante elemento preventivo en la salud profesional ( Del Libano, Llorens, Salanova, & Schaufeli, 2012; Flores y Fernández-Castro, 2004 ).

Analizando los resultados en función del género, las mujeres presentan puntuaciones más altas en todas las escalas, siendo mayores las diferencias en las escalas de afectaciones de la voz y afectaciones músculo-esqueléticas, y también en la escala agotamiento, lo cual es coincidente con lo obtenido en otros estudios ( Bermúdez de Alvear et al., 2010; Erick y Smith, 2011; Longás et al., 2012 ). Así mismo, obtienen puntuaciones mayores en la escala de satisfacción, indicando una vivencia de la docencia agradable y gratificante.

Al estudiar los resultados en función de la edad, las mayores diferencias se observan en la escala de satisfacción, seguida de afectaciones músculo-esqueléticas y afectaciones cognitivas. El nivel de satisfacción es mayor en los docentes con edad inferior a 25 años, permaneciendo es en edades superiores. En relación a las afectaciones músculo-esqueléticas, los docentes con edad inferior a 25 años muestran menos afectaciones musculares, seguidos de los docentes entre 25 y 35 años, mientras que los docentes entre 45 y 55 años son los que manifiestan más riesgo. En relación a las afectaciones cognitivas, los resultados indican que éstas aumentan ligeramente con la edad hasta la edad de 55 años. Respecto a los años de docencia, los resultados muestran mayores diferencias significativas que los obtenidos en función de la edad, lo que indica que los años de docencia son un factor importante en relación a la salud del docente. Las mayores diferencias se observan en la escala de satisfacción, siendo los docentes con menos de 5 años de docencia los que presentan un nivel de satisfacción mayor, seguidos por los docentes que tienen entre 5 y 10 años de docencia. Así mismo, con los años de docencia se produce un ligero aumento de los niveles de agotamiento y de afectaciones músculo-esqueléticas y cognitivas. Los resultados de la escala afectaciones de la voz no muestran diferencias en función de los años de docencia.

Los resultados en función del tipo de contrato indican que los docentes con contrato fijo presentan un nivel más alto de afectaciones y menos satisfacción ( tabla 10).

Para estudios futuros, consideramos de interés la evaluación de la salud en el profesorado de centros escolares públicos, la verificación de la estructura factorial del cuestionario y añadir evidencias de validez. Con la intención de ampliar su aplicabilidad, se puede identificar el nivel de riesgo en la salud a partir del cual es conveniente que el docente reciba atención o tratamiento específico.

En conclusión, este cuestionario supone una mejora respecto a los existentes puesto que incluye los aspectos más relevantes en la evaluación de la salud y de los principales riesgos asociados a la profesión docente y ofrece una medida rápida y precisa de patrones de salud/enfermedad en el colectivo docente. Además, se puede afirmar que las cualidades psicométricas que posee el CSD permiten considerarlo como una herramienta de evaluación válida y fiable, que se enmarca en las actuales políticas de vigilancia de la salud al satisfacer las condiciones necesarias para formar parte de protocolos de vigilancia de la salud del colectivo docente.

Although teacher's health has been the subject of many studies in the last decades, most of the research is focused on work and teaching conditions and its effects on teacher's well-being, and not so much attention has been given to the surveillance and assessment of teacher's health. Since the ning of this century, increased attention has been paid to the scientific study of employees’ wellbeing and optimal ing as positives indicators of health. In order to that approach, being healthy means feeling competence and active at work and enjoying positive relationships ( Salanova, Llorens, & Schaufeli, 2011; Schaufeli, 2004 ). This approach is a necessary complement to the traditional focus on disease, damage, disorder, and disability. Concepts such us job satisfaction, work engagement, and flow at work are increasingly relevant to generate healthy jobs, employees, and organizations, and they need to be considered in health surveillance.

Focusing on teachers, according to different studies, the most frequent teachers’ complaints are: respiratory problems, voice alterations, muscular complaints due to physical effort, falling down or accidents, and burnout and others stress-related risks produced by psychosocial hazards, which have a predominant effect on teachers’ health ( Alvear, Martínez-Arquero, Barón, & Hernández-Mendo, 2010; Erick y Smith, 2011; Escalona, Sánchez-Tovar, & González, 2007; Ranchal & Vaquero, 2008b; Villanueva, Losada, de la Cruz, & Recio, 2002 ). Burnout is a psychological syndrome in response to chronic interpersonal stressors on the job. The three key dimensions of this response are an overwhelming exhaustion, feelings of cynicism and detachment from the job, and a sense of ineffectiveness and lack of accomplishment ( Gil-Monte, 2005; Maslach, Schaufel, & Leiter, 2001 ). To the assessment of teacher physical and psychological complaints and of teacher burnout, different instruments are available. To the evaluation of an optimal health state, the Job Satisfaction Scale for Teachers, developed by Anaya and Suárez (2007) , is focusing on teacher satisfaction, including the dimensions of job design and personal accomplishment; the Generalized Self-Efficacy scale by Schwarzer and Jerusalem (1995) focuses on self-efficacy; the Utrecht Work Engagement Scale (UWES) is related to the three aspects of Engagement: vigor, dedication and absorption; and the Work Related Flow Inventory (WOLF) is related to absorption, enjoyment, and intrinsic motivation. After a literature search on teacher health surveillance, to our knowledge, there are different available instruments focusing on different aspects. However, no validated Spanish instrument has been developed to assess the positive and negative aspects of teacher health. It become obvious the need of a short and reliable instrument that focuses on all aspects related to teacher health sufficiently.

The theoretical framework for its design is based on the dual gain-loss spirals model ( Del Libano, Llorens, Salanova, & Schaufeli, 2012; Hakanen, Bakker, & Schaufeli, 2006; Llorens, Schaufeli, Salanova, & Bakker, 2007; Salanova et al., 2011 ) and on the model proposed by Rudow (1995, 1999) . According to these two models, burnout is the result of a process of wearing out in which reiterative failure experiences lead to a sense of inadequacy and doubts about own teaching competence, which reduce teacher's efficacy and psychological and physiological well-being. On the other hand, gain spirals, enhanced by success experiences that confirm efficacy-beliefs, lead to increased job satisfaction, which in turn encourages the individual to become more involved in the job. Well-being, positive emotions, and satisfaction are also increased. There is a reciprocal relationship between achievement, self-efficacy, satisfaction, engagement, and well-being. The dual gain and loss spirals model focuses on self-efficacy, positive affects as enthusiasm, satisfaction and comfort, and activity engagement: vigor, dedication, and absorption, and Rudow's model is mainly related to teachers somatic and psychological dispositions, efficacy, satisfaction, and motivation.

As there is no instrument that focuses on the positive and negative aspects of teacher's health, we believe that it is necessary to develop a complete, short, and reliable perceived health questionnaire for teachers. Based on the aforementioned, the intention of this study is to the psychometric properties of the Teachers Health Questionnaire (CSD).

• a)

  Descriptive analysis: average, standard deviation, asymmetry, and kurtosis indicated items fell within the normalcy of the statistics. Eleven items with an item-total correlation below .30 were eliminated.

• b)

  Exploratory Factor Analysis: these analyses were obtained for half of the randomly split sample. The value of .88 obtained through Kaiser-Meyer-Olkin test is considered as an adequate value and the result of the Barlett test, ? 2(253, n = 3080) = 24477.93, p < .001, gives the sufficiency of correlations between items. Results of the factor analysis using the Generalized Least Squared method (GLS) with Oblimin rotation suggested seven factors that accounted for 61.43% of the common variance. It was determined that the first factor, composed of 3 items, considered exhaustion, the second factor, composed of 5 items, concerned satisfaction in the teaching activity, the third factor, composed of 3 items, concerned voice complaints, the fourth factor, composed of 4 items, concerned cognitive complaints, the fifth factor, composed of 3 items, concerned musculoskeletal complaints, and the six factor, composed of 5 items, concerned self-efficacy. They accounted, respectively, for 25.58%, 12.54%, 6.96%, 5.67%, 5.34%, and 4.78% of the common variance,

• c)

  Confirmatory Factor Analysis: the CFA results obtained for the second half of the sample suggested that the seven factor model (M1) fit the data acceptably, ? 2(253) = 23744.07; ?2(253)/253 = 93.85, p ? .001; CFI = .96; IFI = .96; GFI = .97; AGFI = .96; RMSEA = .037(.035 - .40); and AIC = 689.18. The factor loadings are above .50 except for item 24, with a factor loading of .48 (see Table 2). The numerous model fit indices comparison results indicated that the seven-factor model (M1) is the preferred model (see Table 3).

• d)

  Reliability and correlations between factors: all Cronbach's alpha coefficients estimated for the factors were higher than .70, which indicates a high reliability level. Additionally, latent factors related to wellbeing were negatively correlated to those related to exhaustion and complaints. Satisfaction and self-efficacy were highly inter-correlated, and voice complaints showed the lowest correlations (see Table 4).

• e)

  The results that there are significant differences for variable gender in the six scales; for age and years of professional experience there are significant differences in all scales except voice complaints. For kind of contract there are significant differences in satisfaction, exhaustion, musculoskeletal, and cognitive complaints.

The purpose of this study was to examine CSD psychometric properties and factors underlying its structures. Results of exploratory factor analysis showed the existence of six factors and the confirmatory factor analysis suggested the goodness of the model to the data. Apart from the statistical and structural stability, these factors are consistent with other studies on the same subject and they also have practical implications for health assessment. The first factor, exhaustion, explain a 26.8% of the common variance and has already been considered as the predominant factor in burnout and somatic complaints ( Calvete & Villa, 2000; Gil-Monte, 2005; Halbesleben & Demerouti, 2005; Steinhardt, Smith Jaggars, Faulk, & Gloria, 2011 ). The second factor, satisfaction, is a factor that measures positive affects in teaching activity ( López-Araujo, Osca, & Peiró, 2007 ) and correlates negatively with burnout ( Gil-Monte, 2005 ). The third factor is concerned with voice complaints, whose prevalence is higher in the teaching profession ( Ranchal & Vaquero, 2008b ). The fourth factor, cognitive complaints, reveals the influence of teaching-stress on cognitive competence ( Calvete & Villa, 2000; Moyano & Riaño-Hernández, 2013 ). Next factor, musculoskeletal complaints s neck and back pain, which have been demonstrated to report higher prevalence than in other occupational groups ( Bermúdez de Alvear et al., 2010; Erick y Smith, 2011 ). The sixth factor is self-efficacy, including beliefs about the own level of competence. Recent studies have found empirical evidence of his influence ion generating positive gain spirals ( Del Libano et al., 2012).

Results that women present more satisfaction, but also more complaints. There are also significant differences for the variables age and years of professional experience, with those teachers with less than 5 years of tenure reporting better results.

CSD reliability coefficients of factors reveal high reliability levels. In addition, exploratory and the confirmatory factor analyses indicate that data structure is congruent with theoretical dimensions of the questionnaire and they properly reflect the theoretical framework.

The psychometric properties of the CSD suggest it is an acceptable instrument to assess teacher health. Further studies with this instrument should provide clearer evidence of its properties comparing with similar instruments and verifying the factor structure. Also, it would be interesting to use it with a sample of public school teachers.

The CSD provides some advantage: it is a short, reliable, and easy-to-use instrument to assess teachers’ health, including the core aspects of most relevant teacher work risks and the core aspects of their professional wellbeing. This instrument may contribute to the institutional surveillance of teachers’ health.

Los autores de este artículo declaran que no tienen ningún conflicto de intereses.

La realización de este estudio ha recibido el apoyo de Prevenció Risc Escolar y Gassiot Assegurances S.L.