Introducción

El humor carece de un modelo de conceptualización universalmente aceptado, lo que hace complejo resumir en una única definición su carácter multidimensional.¹ Diversas definiciones intentan aproximarse a este constructo, entre ellas, la Asociación de Humor Aplicado y Terapéutico, que lo define como "cualquier intervención que promueve la salud y el bienestar estimulando un descubrimiento, expresión o aprecio lúdico del absurdo o incongruencia de las situaciones vitales. Tal intervención puede mejorar la salud o utilizarse como un tratamiento complementario de la enfermedad para propiciar la salud o afrontamiento, ya sea a nivel físico, emocional, cognitivo, social o espiritual".² Como consecuencia de estos beneficios, se ha incrementado su interés como estrategia de salud en nuestra sociedad. El humor es un buen mediador en la reducción de los niveles de estrés, ansiedad o depresión, al potenciar el bienestar psicológico,³,⁴ en la mejora del patrón de sueño, la tolerancia al dolor⁵,⁶ y el afrontamiento eficaz ante situaciones difíciles.⁷,⁸ Se ha descrito también como un factor importante en el funcionamiento del sistema cardiovascular⁹ e inmunológico¹⁰ y como herramienta socializadora y comunicativa,¹¹ al fomentar la cohesión grupal, la cercanía y al reforzar los lazos sociales y disminuir los conflictos interpersonales.¹² En el entorno sanitario, estos beneficios se traducen en un mayor bienestar para los pacientes¹³ como para los profesionales.¹⁴ El humor actúa como herramienta facilitadora del trabajo en equipo,¹⁴ mejora el clima laboral,¹⁵ aumenta la motivación y la satisfacción y disminuye el agotamiento,¹⁵,¹⁶ conllevando a un menor riesgo de abandono laboral y a una mayor productividad.¹⁴ Además, mejora la relación entre compañeros y superiores.¹⁷ Su empleo como recurso en la comunicación entre ambos, se asocia con un mayor desempeño laboral y satisfacción de los profesionales con el rol del superior y una menor percepción de la diferencia entre el estatus de estos con los trabajadores.¹⁸,¹⁹ Por ello, el humor se está incorporando como una estrategia que permite al profesional contemplar los hechos cotidianos y laborales desde una perspectiva diferente, mucho más optimista, repercutiendo positivamente en su autocuidado y en el cuidado del paciente.²⁰

Sin embargo, no todo tipo de humor ofrece efectos positivos, las personas responden de diferente forma al estar condicionado por factores culturales y sociales.²¹ En este contexto, el humor requiere de una adecuada formación para conocer sus tipos, los recursos humorísticos, comprender la apreciación y creación del mismo, su repercusión en la salud y su medición. En este último punto se centra nuestro interés investigador, en el diseño y validación de instrumentos sobre el humor. En la actualidad existen escalas que evalúan este fenómeno en la población general desde una perspectiva sociocultural, tales como la Escala de Adaptación al Humor,²² el Cuestionario de Respuesta Humorística Situacional,²³ el Cuestionario del Sentido del Humor,²⁴ la Escala Multidimensional del Sentido del Humor²⁵ o el Cuestionario de Estilos de Humor,²⁶ siendo esta última validada en profesionales sanitarios.²⁷ No obstante, ninguna de ellas valora el humor en el contexto sanitario. Es precisamente en esta línea en la que se pretende situar el foco de investigación, en cómo el profesional puede llegar a generar y apreciar el humor no solo en su vida privada, sino también en su vida laboral y en la relación con el paciente y su entorno. Por ello, el objetivo de este estudio será analizar las propiedades psicométricas de un instrumento diseñado específicamente para evaluar la actitud ante el humor en profesionales sanitarios.

Metodología

Estudio de validación descriptivo, observacional, transversal. La población de estudio fueron los profesionales sanitarios del Hospital Clínico San Carlos (Madrid). El periodo de recogida de datos se realizó en junio-diciembre de 2019. El muestreo fue oportunista. Los criterios de inclusión fueron ser profesional sanitario, prestar servicio en el hospital en el momento de la entrega de la encuesta, acceder voluntariamente a participar y firmar el consentimiento informado. El criterio de exclusión fue no cumplimentar el 80% del cuestionario.

Se siguieron las recomendaciones de Nunnally y Kline para el cálculo del tamaño muestral, un mínimo tolerable de 5 sujetos por ítem y un máximo suficiente de 10 por ítem²⁸ o 2-3 sujetos por ítem, siempre y cuando la muestra total no fuera inferior de 100 para un estudio factorial exploratorio (AFE).²⁹ Teniendo en cuenta que el cuestionario a validar constaba de 50 ítems, el tamaño muestral debía oscilar como mínimo de 2 a 5 encuestados por ítem, suponiendo un total de 100 a 250 sujetos para el AFE.

Se contactó con las jefas de las unidades de enfermería para explicar el proyecto y solicitar su colaboración. El equipo investigador se encargó de la distribución de 800 cuestionarios por las distintas unidades y su recogida, 20 días después. Se incluyó una hoja informativa con la descripción del estudio, las instrucciones para cumplimentar la escala, las consideraciones éticas, los agradecimientos y el contacto con la investigadora principal, además del consentimiento informado. Para preservar la privacidad de los datos, los cuestionarios permanecieron en una caja custodiada por cada jefa de unidad hasta su recogida. Los cuestionarios tenían asociado un número de identificación, por lo que los investigadores desconocían la identidad de los participantes.

Se incluyeron las variables edad, sexo y categoría profesional. El instrumento a validar fue la Escala Tridimensional del Humor en Profesionales Sanitarios (ETHUPS), que evalúa la actitud del profesional sanitario ante el humor. Su diseño se realizó, en una fase anterior del estudio con un panel de expertos, y se analizaron sus propiedades psicométricas preliminares con un estudio piloto y test-retest, resultando una escala de 50 ítems.³⁰ El formato de respuesta es una escala ordinal, tipo Likert de 5 puntos (0=Totalmente en desacuerdo, 1=En desacuerdo, 2=Neutral, 3=De acuerdo y 4=Totalmente de acuerdo). Una mayor puntuación indica una actitud más favorable del profesional hacia el humor.

Análisis estadístico descriptivo. Las variables cualitativas se presentaron con su distribución de frecuencias y porcentajes y las variables cuantitativas, con media (X̅) y desviación estándar (DE).

Pruebas basadas en el proceso de respuesta. Se halló el efecto techo y suelo de los ítems. Se invirtieron las puntuaciones de los ítems negativos y se analizó la capacidad de discriminación mediante el cálculo del índice de discriminación (ID) basado en la comparación de las medias de la puntación en cada ítem entre dos grupos de sujetos con grupos extremos. Los ítems con índices inferiores a 0 se eliminaron.

Análisis de la fiabilidad. Se calcularon los coeficientes de correlación de Pearson entre los ítems y con la puntuación total. Se halló la correlación media inter-ítem y el coeficiente de homogeneidad con el coeficiente de correlación ítem-total corregido. Se calculó a partir de la suma de todos los ítems menos el ítem evaluado. Los ítems con índices negativos o cero se eliminaron. Se analizó el coeficiente α de Cronbach para cada ítem, subescala y global. Se consideraron aceptables los valores ≥0,70.

Análisis de la validez. Se evaluó la validez de constructo con el AFE de componentes principales para la extracción de factores con rotación Varimax. Se consideraron válidos los ítems que aportaban ≥0,30 al factor. Se utilizó previamente el test de esfericidad de Bartlett y el test de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO). El análisis de los datos se realizó con el programa SPSS v.24.³¹ Para todas las pruebas se aceptó un valor de significación del 5%.

Aspectos éticos. Este estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica del Hospital Clínico San Carlos con nº16/474-E. El manejo de los datos se llevó a cabo de acuerdo a la Ley Orgánica 3/2018, de 5 de diciembre, de Protección de Datos Personales y garantía de los derechos digitales.

Resultados

La muestra fue de 250 profesionales, con una tasa de respuesta del 31,25%, siendo 219 (87,6%) mujeres con una edad media de 40,61 (±11,40) años, 141 (56,4%) enfermeras; 95 (38,0%) técnicos medios en cuidados auxiliares de enfermería; 10 (4,0%) médicos y 4 (1,6%) profesionales de servicios centrales.

Pruebas basadas en el proceso de respuesta. Ningún ítem presentó efecto techo ni suelo. Los porcentajes de respuestas se distribuyeron sin acumularse en un porcentaje mayor al 90% en un valor de respuesta determinado. Al analizar los índices estadísticos de posición y dispersión, la mayoría presentaba valores entre 2 y 3, cercanos al valor medio de la escala (2[0-4]). Los ítems 4, 5, 17, 22, 24, 31, 36, 38, 46 y 47 presentaron valores medios cercanos a 1 y los ítems 25 y 28, valores cercanos a 4. En cuanto a su variabilidad, se obtuvieron valores de desviación estándar en torno a 1. Los índices de discriminación más bajos (<0,15) los presentaron los ítems 17, 22, 26 y 31 (Anexo 1).

Análisis de la fiabilidad. El α de Cronbach global fue de 0,86, con una correlación media inter-ítem de 0,13 (±0,02). Al realizar el análisis con la eliminación de ítems, la correlación entre ellos y la puntuación total disminuía en la mayoría de los casos, y el α de Cronbach se mantenía o disminuía. A excepción de los ítems 14 y 17 que, al eliminarlos, la correlación entre ellos con la puntuación total y el α de Cronbach aumentaba ligeramente, y los ítems 22, 26, 29, 31, 35 y 48 que, a pesar de que la correlación entre éstos y la puntuación total disminuía al eliminar el ítem, el α de Cronbach aumentaba mínimamente. La correlación máxima fue de 0,71 (ítem 18) y la mínima, de -0,12 (ítem 14). Los ítems 14, 17 y 31 presentaron correlaciones negativas, por lo que eran candidatos a ser depurados; al igual que los ítems 22, 26, 29, 35 y 48 con correlaciones muy cercanas a 0 (Anexo 2). El coeficiente de correlación más bajo se observó entre los ítems 35 y 39 (-0,30) y el más alto, entre los ítems 40 y 41 (0,75).

Análisis de la validez. La prueba de KMO (0,802) y el test de esfericidad de Bartlett (5159,78; p=0,000) confirmaron que la muestra cumplía criterios para realizar el AFE. El gráfico de sedimentación sugirió un análisis de 3 a 14 factores. El primer análisis arrojó una solución con 14 factores explicando el 65,31% de la varianza. Se analizaron diferentes soluciones factoriales para establecer el modelo más parsimonioso (Anexo 3), siendo el modelo de 8 factores con 35 ítems el mejor modelo y explicando el 60,99% de la varianza. Se eliminaron los ítems 3, 6, 9, 14, 15, 16, 17, 22, 24, 25, 26, 29, 30, 31 y 48 por aportar valores menores de 0,30 al factor. Siguiendo con el tratamiento de combinación aleatoria para evitar el sesgo de contaminación, se atribuyó el número de orden de los ítems eliminados a los ítems restantes (Tabla 1):

La escala ETHUPS pasó a denominarse Escala Multidimensional del Humor en los Profesionales Sanitarios (EMHUPS), presentando una fiabilidad global de 0,88 y factorial de 0,54 a 0,88. Los factores humor y entorno sanitario y humor y ocio, mostraron una fiabilidad por debajo de 0,70, 0,54 y 0,60, respectivamente. La puntuación final de EMHUPS se obtiene sumando las puntuaciones de cada ítem, teniendo en cuenta que los negativos (ítems 9, 16, 32 y 35) deben ser invertidos previamente.

Se observaron correlaciones positivas entre la puntuación total y el resto de factores (p<0,01). La mayoría de ellos correlacionaron positivamente entre sí con carácter bajo/moderado (p<0,05), salvo el factor formación en humor que correlacionó negativamente con el factor humor en el trabajo y con demanda de formación (p>0,05) (Anexo 4).

Discusión

El análisis psicométrico de EMHUPS mostró buenos índices de fiabilidad y validez en profesionales sanitarios, resultando una escala multidimensional. En el AFE se intentó ajustar el modelo a una solución trifactorial, siguiendo el modelo de los tres componentes principales del humor: cognitivo, emocional e interpersonal.³² Sin embargo, el modelo de 8 factores resultó ser el más parsimonioso y el que mejor explicaba el constructo. Aquellos análisis con mayor número de factores, aún con buenas propiedades psicométricas, no proporcionaban una solución parsimoniosa ni se adaptaban al constructo y los de menor número, presentaban una mayor depuración de ítems asociados a unos bajos valores de varianza explicada.

Los ítems depurados con el AFE, ya presentaban problemas en los análisis previos. Los ítems de humor ofensivo que se añadieron tras la reevaluación del panel de expertos en la fase del diseño de la escala,³⁰ fueron eliminados (ítems 14, 17, 22, 29 y 31). Estos, junto con los ítems 26 y 48, al eliminarlos de la escala, el α de Cronbach total aumentaba ligeramente. Además, los ítems 17, 22, 26 y 31 presentaron los índices más bajos de discriminación. Los ítems 14, 17 y 31 obtuvieron correlaciones ítem-total corregidas negativas y los ítems 22, 26, 29 y 48, muy próximas a cero. En los ítems 3, 6, 9, 15,16, 24, 25 y 30 no se observaron dificultades en las pruebas iniciales basadas en el proceso de respuesta, aunque presentaron índices de discriminación que oscilaban entre 0,33-0,56 y al eliminarlos, la fiabilidad total de la escala se mantenía, por lo que eran candidatos a ser depurados.

La fiabilidad de la versión multidimensional de la escala aumentó ligeramente con respecto a la versión inicial de 0,86³⁰ a 0,88. Todos los factores mostraron buenos índices de consistencia interna (α=0,70), a excepción del factor humor y entorno sanitario (α=0,54) y humor y ocio (α=0,60), representando los niveles más bajos de fiabilidad. Se valoró la posibilidad de eliminarlos, pero finalmente se decidió ceder ante esta limitación y analizar su comportamiento en futuros estudios. Es importante reseñar que las escalas actuales sobre el humor presentan valores de fiabilidad similares a estos dos factores limitantes de EMHUPS. Con el desarrollo de EMHUPS se ha conseguido equiparar e incluso mejorar, los niveles de fiabilidad y validez de las escalas existentes.²³-²⁶

En relación a la polaridad de EMHUPS, en la versión inicial se incorporaron un mayor número de ítems negativos para contrarrestar el sesgo de aquiescencia.³⁰ La mayoría de estos ítems se depuraron con el análisis psicométrico, quedando únicamente 4 ítems negativos (ítems 9, 16, 32 y 35), que deberán ser invertidos para su consideración en la puntuación final de la escala.

La multidimensionalidad de EMHUPS permite abarcar las diferentes esferas del profesional sanitario, obteniendo información desde distintas perspectivas. En este sentido, Martin consideraba que la relevancia del humor para la salud y el bienestar podría tener más que ver con la forma en que las personas usan el humor que con el grado general en que tienen sentido del humor.³² Con el diseño y validación de este nuevo instrumento, se permitirá a los investigadores explorar los usos del humor que realizan los profesionales sanitarios, tanto en su entorno privado como laboral, así como su asociación con el bienestar y la salud.

Conclusiones

La escala EMHUPS es un instrumento pionero que aborda el uso del humor desde la perspectiva de los profesionales sanitarios con unas buenas propiedades psicométricas. El desarrollo de esta herramienta permite conocer cómo el profesional se enfrenta a su día a día utilizando el humor como recurso personal en diferentes contextos: en los cuidados del paciente, en el entorno sanitario, con los compañeros de trabajo, en su entorno privado y tiempo de ocio. Además, explora la necesidad de formación en humor y la formación recibida en este sentido. La escala EMHUPS permite realizar el seguimiento de la actitud ante el humor, ayudando a identificar áreas de mejora, debilidades o fortalezas, permitiendo planificar intervenciones para favorecer las relaciones entre los profesionales, con su entorno y con el paciente. En futuros estudios sería necesario confirmar el modelo de EMHUPS con la realización un análisis factorial confirmatorio en una población de profesionales sanitarios distinta a la de la muestra.