Analizar la prevalencia del síndrome de desgaste profesional o burnout en médicos que trabajan en España mediante una revisión sistemática con metaanálisis.
MétodoSe realizaron búsquedas en PubMed/MEDLINE, Embase y PsycINFO (hasta junio de 2023). Se incluyeron estudios observacionales realizados en España que presentaran la prevalencia de burnout en médicos. De cada estudio se extrajeron las características metodológicas y los resultados, y se evaluó su calidad. Se realizó una síntesis narrativa con metaanálisis de efectos aleatorios para el cálculo de proporciones.
ResultadosSe incluyeron 67 estudios con 16.076 participantes. Para la variable principal, el metaanálisis reveló una prevalencia global de burnout en médicos del 24% (IC95%: 19%-29%; 46 estudios; 8821 participantes; I2=97%). A partir de análisis de subgrupos se observaron diferencias según el criterio diagnóstico utilizado: prevalencia del 18% (IC95%: 13%-23%) utilizando tres dimensiones de burnout, 29% (IC95%: 24%-34%) para dos dimensiones y 51% (IC95%: 42%-60%) para una dimensión. La heterogeneidad entre estudios no pudo ser explicada por completo a través de análisis adicionales, y no se encontraron diferencias estadísticamente significativas con otras variables (p. ej., calidad de los estudios, ámbito de trabajo, categoría profesional o por especialidad médica).
ConclusionesSe aprecia una alta prevalencia del síndrome de burnout en médicos que trabajan en España. Estos resultados pueden contribuir a conocer mejor la carga asociada al burnout en médicos y al diseño de futuros estudios. Parecen ser necesarias estrategias para prevenir y mitigar esta situación.
Registro del protocoloOpen Science Framework: https://osf.io/b2h4m/
To analyze the prevalence of burnout syndrome in physicians working in Spain through a systematic review with meta-analysis
MethodWe searched PubMed/MEDLINE, Embase, and PsycINFO (up to June 2023). Observational studies conducted in Spain reporting the prevalence of burnout in physicians were included. From each study, methodological characteristics and results were extracted, and their quality was evaluated. We performed a narrative synthesis with random effects meta-analysis to calculate proportions.
ResultsSixty-seven studies with 16,076 participants were included. For the primary outcome, the meta-analysis revealed a global prevalence of burnout in physicians of 24% (95%CI: 19%-29%; 46 studies; 8821 participants; I2=97%). From subgroup analysis, differences were observed depending on the diagnostic criteria used: 18% (95%CI: 13%-23%) for three dimensions of burnout, 29% (95%CI: 24%-34%) for two dimensions and 51% (95%CI: 42%-60%) for one dimension. The heterogeneity between studies could not be fully explained through additional analyses where non-statistically significant differences were found with other variables (e.g., study quality, setting, professional category or medical specialty).
ConclusionsA high prevalence of burnout syndrome was found in physicians working in Spain. These results can contribute to estimating the burden associated with burnout in physicians at a national level and to the design of future studies. Strategies appear to be necessary to prevent and mitigate this situation.
Protocol registrationOpen Science Framework: https://osf.io/b2h4m/
El síndrome de desgaste profesional o burnout es considerado un trastorno que ocurre como resultado del estrés crónico en el lugar de trabajo que no se ha manejado con éxito1,2. Entre las distintas conceptualizaciones que existen, una de las más utilizadas ha sido la de Maslach y Jackson mediante el cuestionario Maslach Burnout Inventory (MBI)3,4, que caracteriza al síndrome en tres síntomas o dimensiones principales: cansancio emocional (CE), despersonalización (DP) y realización personal (RP). El CE hace referencia al sentimiento de agotamiento ante las exigencias de un trabajo por el que no se siente atractivo alguno. La DP implica actitudes de frialdad, distanciamiento y rechazo respecto a las personas que se atiende, a las que se culpa de su situación, burocratizando su relación con ellos. La falta de RP consiste en una actitud negativa hacia uno mismo y al trabajo, una pérdida de interés por este, aislamiento en la tarea e ideas de incompetencia personal, junto con irritabilidad, baja productividad y escasa autoestima2,4.
Los profesionales sanitarios, y en concreto los médicos, son una población en riesgo de padecer burnout por el tipo de trabajo y la implicación emocional que este requiere5,6. Las consecuencias del burnout no se limitan a la salud de los trabajadores, sino que también afectarían a la calidad de la atención prestada y a la propia organización. Por ejemplo, algunos estudios y revisiones7,8 han observado que el burnout en médicos estaría asociado con una disminución del desempeño profesional, problemas de seguridad del paciente y una menor satisfacción de las personas usuarias. Se ha llegado a afirmar que el burnout en médicos se está convirtiendo en un problema social y de salud pública9,10 que lleva asociado un gran coste económico11.
En los últimos años se han realizado numerosos estudios epidemiológicos12–15 que describen la magnitud del problema del burnout en diferentes grupos de profesionales médicos en España. Del mismo modo, se han publicado diversas revisiones sistemáticas que analizan la epidemiología del síndrome de burnout en médicos de todo el mundo16, considerando distintas especialidades médicas17,18 y ámbitos asistenciales19, en diversas regiones20,21 y países22. Sin embargo, no se han realizado revisiones sistemáticas ni metaanálisis que evalúen específicamente la prevalencia de burnout en médicos que desarrollan su actividad profesional en el Sistema Nacional de Salud de España. En este contexto, el objetivo principal de este estudio fue analizar la prevalencia del síndrome de desgaste profesional o burnout en médicos que trabajan en España.
MétodoDiseño y registro del estudioLa presentación de esta revisión sistemática y metaanálisis siguió las recomendaciones de la declaración PRISMA 2020 (Preferred Reporting Items for Systematic reviews and Meta-Analyses)23 (véase Anexo 1 en Material suplementario). Se elaboró un protocolo que fue registrado en Open Science Framework (https://osf.io/b2h4m/). En el Anexo 2 del Material suplementario se presentan algunas aclaraciones y modificaciones en el protocolo.
Fuentes de información y estrategias de búsquedaSe realizaron búsquedas en las principales bases de datos (hasta el 8 de junio de 2023): PubMed/MEDLINE, Embase y PsycINFO. Con la ayuda de dos personas expertas en documentación se diseñaron diversas estrategias que incluyeron palabras relacionadas con “médicos”, “desgaste profesional o burnout”, “diseño de los estudios” y “ámbito geográfico”. Para el ámbito geográfico, la búsqueda se fundamentó en un filtro previamente validado para España que incluye los nombres de las comunidades autónomas, las distintas provincias y los servicios regionales de salud24. Las estrategias de búsqueda utilizadas se presentan en el Anexo 3 del Material suplementario. Adicionalmente se realizaron búsquedas en Google Académico y se revisaron las referencias de los artículos incluidos.
Criterios de inclusión y de exclusiónLos estudios se seleccionaron atendiendo a los siguientes criterios:
- •
Población: se incluyeron profesionales médicos, independientemente de su edad, sexo, especialidad, ámbito de trabajo y categoría profesional (p. ej., residentes o especialistas). Los estudios realizados en personal sanitario (p. ej., médicos, enfermeras y otras profesiones sanitarias) fueron elegibles siempre que la información sobre médicos estuviese disponible de manera desagregada.
- •
Variable principal de resultados: se incluyeron estudios cuya variable de resultado fuera la prevalencia del síndrome de burnout o alguna de sus dimensiones por separado (p. ej., CE, DP o RP). En aquellos estudios en los que se utilizó un formulario de medida distinto de alguna versión del MBI se consideró la prevalencia de burnout que presentaran los investigadores del estudio.
- •
Diseño de los estudios: se incluyeron estudios observacionales (transversales, encuestas de salud, cohortes con al menos una medición basal) que presentaran datos de prevalencia.
- •
Otros criterios: se incluyeron estudios publicados en revistas científicas (como artículos originales) sin limitar por año de publicación ni por idioma.
Se excluyeron los estudios que incluían profesionales sanitarios y no presentaban información desagregada para médicos, así como los editoriales y comentarios, los resúmenes de congresos y las revisiones (de cualquier tipo).
Selección de los estudiosAl menos tres personas del grupo investigador (AP-dC, GV-R, PV-C o FC-L) realizaron la selección de los estudios de acuerdo con los criterios de inclusión y exclusión. Para aquellos artículos en los que hubo discrepancias, estas se discutieron hasta alcanzar un acuerdo. Se utilizó el software Rayyan® (Rayyan Systems Inc., Cambridge, USA).
Recogida de informaciónUn investigador (AP-dC) realizó la extracción de datos de los estudios: autor y año de publicación, periodo de realización, tamaño muestral, porcentaje de participación (tasa de respuesta), localización geográfica, ámbito, características de los participantes (p. ej., edad, porcentaje de mujeres, especialidad, categoría profesional), variables e instrumento de medida de burnout, y resultados. Esta información se extrajo de la publicación principal y, cuando los datos no estuvieron disponibles, se contactó con los autores de los estudios (véase Anexo 4 en el Material suplementario). La información extraída fue revisada por al menos otra de las personas del grupo investigador (GV-R, PV-C o FC-L).
Medida principal de resultadosLa variable principal de resultados fue la prevalencia global del síndrome de burnout expresada como el porcentaje de médicos que presentaron desgaste profesional o burnout, dando prioridad a la definición que incluye las tres dimensiones del síndrome (p.ej., alto CE, alta DP y baja RP). Cuando esta información no estuvo disponible, se consideró la definición facilitada por los autores en el artículo, dando preferencia a aquellos datos que se aproximaran más a la definición anterior (p. ej., al menos dos dimensiones) respecto a otras utilizadas en los estudios.
Las variables secundarias fueron la prevalencia específica en cada una de las dimensiones implicadas en el síndrome de burnout por separado (alto CE, alta DP y baja RP).
Evaluación de la calidad de los estudiosUn investigador (AP-dC) evaluó la calidad (riesgo de sesgos) de los estudios. Para ello, se utilizó la herramienta JBI para revisiones sistemáticas de estudios de prevalencia25, que incluye nueve elementos de calidad que son valorados como «sí», «no», «dudoso» o «no aplicable». A cada estudio se le asignó una puntuación total que reflejó el número de elementos con un «sí». Para evaluar la calidad global, los estudios fueron clasificados en alta calidad (de 7 a 9 puntos) y calidad moderada/baja (<7 puntos).
Análisis de los datosSe realizó una síntesis narrativa de los métodos y de los resultados de los estudios incluidos utilizando tablas de evidencia. Se llevó a cabo, siempre que fue posible, un análisis descriptivo mediante recuento de frecuencias (%) de las variables cualitativas, y la mediana y el rango intercuartílico (RIC) para las variables cuantitativas.
Se hicieron metaanálisis utilizando el modelo de efectos aleatorios que pondera con varianza inversa (el estimador de varianza entre estudios de DerSimonian-Laird) para calcular proporciones junto con sus intervalos de confianza del 95% (IC95%). Se evaluó la heterogeneidad estadística mediante el índice I2. Se calcularon la Tau2 y la prueba Q de Cochran de heterogeneidad, considerado estadísticamente significativo un valor p <0,10. Para evaluar la robustez de los resultados y explorar posibles causas de heterogeneidad se realizaron los siguientes análisis de subgrupos: criterio diagnóstico de burnout (tres dimensiones vs. dos dimensiones vs. una dimensión), calidad de los estudios (alta vs. moderada/baja), ámbito de trabajo (atención primaria vs. hospitalaria), categoría profesional (p. ej., residentes vs. especialistas), especialidad (p. ej., atención primaria vs. hospitalaria vs. médica-quirúrgica), instrumento de medida (p. ej., MBI vs. otros) y momento de realización del estudio con respecto al inicio de la pandemia de COVID-19 (p. ej., antes de marzo de 2020 vs. después). Se exploró el potencial sesgo de publicación (efecto por estudios pequeños) mediante un diagrama de embudo y las pruebas de Egger y Begg, considerando como estadísticamente significativo un valor p <0,10.
El análisis estadístico y la generación de gráficos se realizaron con el programa R (versión 4.3.1).
ResultadosResultados de las búsquedas y de la selección de los estudiosA partir de las búsquedas se identificaron 586 registros, de los cuales se eliminaron 122 duplicados. De ellos, se seleccionaron 230 artículos para su lectura a texto completo. Adicionalmente se encontraron 8 artículos en búsquedas complementarias. Tras excluir 171 artículos, se incluyeron 67 estudios (véase el diagrama de flujo en el Anexo 5 y la lista de estudios incluidos y excluidos en los Anexos 6 y 7 en el material suplementario).
Características generalesLas principales características de los estudios se presentan en las tablas 1 y 2 (y en los Anexos 8 y 9 en el material suplementario). Los 67 estudios incluyeron 16.076 participantes, con una mediana de 142 médicos (RIC: 63-243) por estudio. Las comunidades autónomas más representadas fueron Cataluña (n=16 estudios; 24%), Andalucía (n=7; 10%), Comunidad de Madrid (n=4; 6%) y Comunidad Valenciana (n=4; 6%). La mitad de los estudios (n=36; 54%) se realizaron en el ámbito hospitalario, el 37% (n=25) en atención primaria y el 9% (n=6) en ambos niveles. La mayoría de los estudios utilizaron el cuestionario MBI (n=51; 76%) o alguna de sus modificaciones (n=13; 19%). En cuanto a los criterios diagnósticos, la mayoría de los estudios (n=45; 67%) presentaban algún dato de prevalencia cuando al menos dos dimensiones del síndrome estaban afectadas.
Características generales de los estudios incluidos
| Características | n (%) |
|---|---|
| Número total de estudios | 67 (100) |
| Año de publicación | |
| Antes de 2010 | 3 (5) |
| 2000-2009 | 26 (39) |
| 2010-2019 | 19 (28) |
| Desde 2020 | 19 (28) |
| Localización geográfica | |
| Área/centro sanitario | 13 (19) |
| Ciudad/provincia | 22 (33) |
| Comunidad autónoma | 11 (16) |
| Nacional | 21 (31) |
| Comunidad autónoma de realización del estudio | |
| Cataluña | 16 (24) |
| Andalucía | 7 (10) |
| Comunidad Valenciana | 4 (6) |
| Comunidad de Madrid | 4 (6) |
| Castilla-La Mancha | 3 (5) |
| Otras | 12 (18) |
| Ámbito del estudio | |
| Atención primaria | 25 (37) |
| Hospital | 36 (54) |
| Ambos | 6 (9) |
| Número de participantes (tamaño muestral) | |
| n> 100 | 42 (63) |
| n ≤ 100 | 25 (37) |
| Muestra del estudio | |
| Médicos | 50 (75) |
| Médicos y otros profesionales sanitarios | 17 (25) |
| Especialidad médica | |
| Medicina de familia o pediatría de atención primaria | 24 (36) |
| Médica-hospitalaria (p. ej., neumología, medicina interna) | 19 (28) |
| Médica-quirúrgica (p. ej., cirugía general, ginecología) | 8 (12) |
| Otras | 16 (24) |
| Categoría profesional | |
| Facultativo especialista adjunto | 21 (31) |
| Médico interno residente | 8 (12) |
| Facultativo especialista adjunto y médico interno residente | 11 (16) |
| Sin especificar | 27 (40) |
| Instrumento de medida del burnout | |
| MBI | 51 (76) |
| MBI modificada (p. ej., MBI-HSS, MBI-HSS MP) | 13 (19) |
| Otros (p. ej., MPBQ, PWLS1, encuesta propia) | 3 (5) |
| Criterio diagnóstico de burnout | |
| Una dimensión | 18 (27) |
| Dos dimensiones | 20 (30) |
| Tres dimensiones | 25 (37) |
| Otros (p. ej., suma de puntuaciones) | 3 (5) |
Descripción de las características principales de los estudios incluidos
| Autor (año de publicación) | n | Respuesta (%) | Mujeres (%) | Edad, media (DE) | Especialidad | Categoría profesionala | Resultados disponibles |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| De Pablo et al. (1998) | 144 | 50 | 44 | 43,6 (7,8) | Medicina de familia | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Livianos et al. (1999) | 165 | - | 35 | - | Psiquiatría | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Olivar et al. (1999) | 497 | 61 | 45 | 41,0 (7,2) | Medicina de familia y pediatría | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Belloch et al. (2000) | 56 | 81 | - | 28,7 (2,6) | Varias | Residente | BO, CE, DP, RP |
| Bustinza et al. (2000) | 68 | 40 | 31 | - | Pediatría | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Esquerda et al. (2000) | 34 | 76 | 62 | 42,1 (9,2) | Pediatría | Sin especificar | DP, RP |
| Cebrià et al. (2000) | 427 | 81 | 43 | - | Medicina de familia | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Jiménez et al. (2002) | 85 | 45 | 20 | 49,8 (7,9) | Cirugía pediátrica | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Prieto et al. (2002) | 157 | 62 | 25 | 41,5 (7,2) | Medicina de familia | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Sos Tena et al. (2002) | 586 | 82 | 42 | - | Medicina de familia | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Cebrià et al. (2003) | 220 | 100 | 47 | 42,3 (-) | Medicina de familia | Especialista | CE, DP, RP |
| Martínez de la Casa et al. (2003) | 144 | 61 | 28 | - | Varias | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Molina et al. (2003) | 196 | 80 | 60 | 41,1 (8) | Medicina de familia y pediatría | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Grau et al. (2005) | 266 | 44 | 78 | 36,6 (8,8) | Sin especificar | Especialista | CE, DP, RP |
| Jorge et al. (2005) | 94 | 72 | 46 | 44,0 (-) | Medicina de familia y pediatría | Sin especificar | DP, RP |
| Sánchez-Madrid et al. (2005) | 149 | 39 | 7 | - | Traumatología | Especialista | CE, DP, RP |
| Travado (2005) | 39 | - | 60 | 37,6 (8,3) | Sin especificar | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Escribà-Agüir et al. (2006) | 353 | - | 35 | - | Urgencias | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Esteva et al. (2006) | 261 | 62 | 47 | 42,4 (6,5) | Medicina de familia y pediatría | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Fernández-Torres et al. (2006) | 41 | 69 | 34 | 40,5 (10,8) | Anestesia | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Castelo-Branco et al. (2007) | 109 | 67 | 86 | 27 (2,3) | Ginecología | Residente | BO, CE, DP, RP |
| Escribà-Agüir et al. (2008) | 1021 | 68 | 31 | - | Varias | Ambos | CE, DP, RP |
| Fontán et al. (2008) | 22 | 69 | 33 | 49,2 (9) | Ginecología | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Santamaría et al. (2008) | 11 | - | 78 | - | Cuidados paliativos | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Soler et al. (2008) | 86 | 30 | 45 | 45,4 (8,5) | Medicina de familia | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Suárez et al. (2008) | 67 | 66 | 68 | - | Pediatría | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Camps et al. (2009) | 200 | 25 | 48 | 44,3 (-) | Oncología | Sin especificar | BO |
| Frade et al. (2009) | 30 | 7 | 81 | 37 (9,0) | Unidad de cuidados intensivos | Ambos | BO |
| Sánchez Ventín et al. (2009) | 101 | 45 | 54 | 46,49 (2,85) | Medicina de familia | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Fonseca et al. (2010) | 132 | 45 | 52 | 27,0 (-) | Varias | Residente | BO, CE, DP, RP |
| Fontán et al. (2010) | 21 | - | 33 | 49,1 (8,0) | Ginecología | Especialista | CE, DP, RP |
| Chivato et al. (2011) | 404 | - | 55 | 43,9 (8,8) | Alergología | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Domínguez et al. (2012) | 27 | 22 | 67 | 42,3 (8,2) | Sin especificar | Sin especificar | BO |
| Matía et al. (2012) | 167 | 51 | 40 | 47,1 (5,7) | Medicina de familia | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Frutos-Llanes et al. (2014) | 141 | 51 | 48 | 48,5 (8,2) | Medicina de Familia | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Obrero et al. (2014) | 106 | 24 | 17 | - | Traumatología | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Navarro-González et al. (2015) | 88 | - | 73 | 45,6 (9,4) | Medicina de familia | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Vilà et al. (2015) | 293 | 37 | 80 | 46,2 (9,6) | Medicina de familia | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Yuguero et al. (2015) | 108 | 61 | 63 | 49,4 (8,5) | Medicina de familia | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Fernández-Prada et al. (2017) | 42 | 52 | 76 | 26,4 (1,7) | Varias | Residente | CE, DP, RP |
| Yuguero et al. (2017) | 43 | - | 67 | - | Urgencias | Sin especificar | BO |
| Fernández-Sánchez et al. (2018) | 6 | - | 85 | 29,4 (8,9) | Cuidados paliativos | Especialista | BO |
| Merino-Plaza et al. (2018a) | 18 | - | 85 | 46,8 (9,4) | Sin especificar | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Merino-Plaza et al. (2018b) | 6 | - | 82 | 45,1 (9,0) | Sin especificar | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Párraga et al. (2018) | 227 | 26 | 46 | 51,2 (8,5) | Medicina de familia y pediatría | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Riquelme et al. (2018) | 301 | - | 35 | - | Varias | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Ramírez et al. (2019) | 119 | 22 | 69 | - | Varias | Residente | BO, CE, DP, RP |
| Rodríguez-Rey et al. (2019) | 110 | 76 | 83 | 42,2 (10,2) | Pediatría | Sin especificar | CE, DP, RP |
| Lucas-Guerrero et al. (2020) | 452 | 49 | 66 | - | Cirugía general | Residente | BO, CE, DP, RP |
| Macía-Rodríguez et al. (2020) | 934 | - | 59 | 40,0 (-) | Medicina interna | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Ovejas-López et al. (2020) | 214 | 77 | 72 | - | Medicina de familia | Residente | BO, CE, DP, RP |
| Yebra et al. (2020) | 374 | 58 | 64 | 55,5 (7,2) | Medicina de familia | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Garrido-Hermosilla et al. (2021) | 142 | - | 51 | 43,7 (13,1) | Oftalmología | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Jiménez-Labaig et al. (2021) | 243 | 27 | 60 | - | Oncología | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Macía-Rodríguez et al. (2021) | 1015 | 16 | 63 | 37,0 (-) | Medicina interna | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Oprisan et al. (2021) | 226 | - | 47 | 41,1 (11,4) | Radiología | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Peirau et al. (2021) | 42 | 64 | 67 | 42,1 (-) | Pediatría de atención primaria | Especialista | CE, DP, RP |
| Seda-Gombau et al. (2021) | 40 | - | 79 | 47,0 (8,0) | Medicina de familia | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| Gago-Valiente et al. (2022) | 128 | 75 | 83 | - | Varias | Sin especificar | BO, CE, DP, RP |
| García-Molina et al. (2022) | 81 | 54 | 71 | - | Medicina de Familia | Especialista | BO, CE, DP, RP |
| Olivé et al. (2022) | 71 | 79 | 56 | 26,9 (2,7) | Varias | Residente | BO |
| Oprisan et al. (2022) | 150 | 66 | 59 | 40,4 (10,8) | Radiología | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Roig-Grau et al. (2022) | 193 | - | 85 | 45,6 (-) | Medicina de familia y pediatría | Ambos | BO, CE, DP, RP |
| Zambrano-Bohorquez et al. (2022) | 63 | 12 | 60 | - | Medicina de Familia | Especialista | BO |
| De la Vega et al. (2023) | 3140 | - | 37 | 47,8 (-) | Varias | Ambos | CE, DP, RP |
| Fortea et al. (2023) | 188 | 12 | 47 | 40,6 (11,3) | Neurología | Especialista | BO |
| Rivas-García et al. (2023) | 392 | 84 | 75 | 39,2 (7,9) | Pediatría | Especialista | BO, CE, DP, RP |
BO: burnout; CE: cansancio emocional; DP: despersonalización; RP: realización personal.
Cuarenta y seis estudios, que incluyeron 8821 participantes, presentaron datos para la variable principal de resultados. A través de metaanálisis de efectos aleatorios se estimó una prevalencia global de burnout en médicos del 24% (IC95%: 19%-29%), con indicios de heterogeneidad estadísticamente significativa (Tau2=0,03; p <0,01; I2=97%) (fig. 1).
El análisis de cada una de las dimensiones por separado (variables secundarias) permitió obtener prevalencias del 37% (IC95%: 33%-41%; 59 estudios; 15.448 participantes; Tau2=0,02; p <0,01; I2=97%) para alto CE, del 36% (IC95%: 32%-40%; 59 estudios; 15.448 participantes; Tau2=0,02; p <0,001; I2=98%) para alta DP y del 33% (IC95%: 29%-37%; 57 estudios; 14.887 participantes; Tau2=0,03; p <0,001; I2=98%) para baja RP (véanse los Anexos 10 a 12 en el material suplementario).
Resultados adicionalesA partir de diversos análisis de subgrupos definidos en el protocolo se exploraron posibles causas de heterogeneidad. Cuando se utilizó un criterio diagnóstico para definir burnout que incluyera tres dimensiones afectadas la prevalencia fue del 18% (IC95%: 13%-23%; 25 estudios; 4893 participantes), para dos dimensiones fue del 29% (IC95%: 24%-34%; 20 estudios; 3576 participantes) y para una dimensión fue del 51% (IC95%: 42%-60%; 18 estudios; 2473 participantes), con diferencias estadísticamente significativas entre grupos (p <0,01) (fig. 2).
Para el resto de las variables consideradas en los análisis de subgrupos (calidad de los estudios, ámbito de trabajo, categoría profesional, especialidad, instrumento de medida y momento de realización del estudio con respecto al inicio de la pandemia de COVID-19) no se observaron cambios estadísticamente significativos en las prevalencias de burnout (véanse los Anexos 13 a 18 en el material suplementario).
Calidad de los estudios y sesgo de publicaciónEn el material suplementario de este artículo pueden verse las evaluaciones de calidad metodológica de los estudios (Anexo 19) y del sesgo de publicación (Anexo 20). La mayoría de los estudios (n=58; 87%) presentaron alta calidad, con puntuaciones de 7 a 9 puntos en la herramienta JBI. El análisis del potencial sesgo de publicación no fue concluyente, con resultados discrepantes entre las pruebas de Egger (p=0,21) y Begg (p=0,08).
DiscusiónEsta revisión sistemática y metaanálisis ha permitido identificar y evaluar toda la evidencia disponible referente a los datos de prevalencia del burnout procedentes de estudios observacionales realizados en médicos que trabajan en España. El resultado principal de este estudio es la observación de que uno de cada cuatro médicos presenta síntomas compatibles con el síndrome de burnout. Los 67 estudios incluidos en la revisión sistemática informaron una amplia variedad de características demográficas, geográficas, profesionales, de criterios diagnósticos y estimaciones de prevalencia. Algunos estudios caracterizaron el desgaste profesional o burnout como un síndrome uni- o bidimensional, aunque la gran mayoría de los estudios lo caracterizaron como multidimensional. En este sentido, es importante destacar que los resultados de prevalencia de burnout obtenidos en los metaanálisis variaron significativamente según el criterio diagnóstico adoptado. En nuestro estudio, la prevalencia global de burnout fue del 18% cuando se utilizó un criterio diagnóstico más conservador (incluyendo las tres dimensiones afectadas), y se observaron cifras más altas cuando se aplicaron criterios menos estrictos (del 29% para dos dimensiones y del 51% para una dimensión).
Las altas prevalencias del síndrome de burnout en médicos encontradas en los estudios incluidos en esta revisión sistemática son concordantes con las presentadas en otras investigaciones16–22 que evaluaron su prevalencia en médicos de diversas especialidades. Por ejemplo, en una revisión sistemática y metaanálisis22 de estudios realizados en médicos franceses se observó una prevalencia global de burnout del 49% (utilizando tan solo una dimensión afectada), cifra muy similar a la encontrada en nuestro estudio (51%) cuando se aplicó el mismo criterio diagnóstico. No obstante, considerando un criterio multidimensional del síndrome (que incluya tres dimensiones afectadas), la prevalencia global de burnout fue ligeramente inferior (5%) en los médicos franceses que en los médicos que trabajan en España (18%). La evidencia proporcionada en otras revisiones sistemáticas y metaanálisis16–22, y en el presente estudio, permite reflejar que existe cierta heterogeneidad entre estudios en cuanto a los criterios utilizados para definir y medir el burnout, y por lo tanto se destaca la necesidad de estandarizar cómo se define y mide el síndrome de burnout en futuros estudios. Esta consideración es muy importante puesto que la prevalencia puede reducirse significativamente y, en consecuencia, las medidas a adoptar y sobre qué poblaciones.
Entre las estrategias que se han propuesto para prevenir la aparición de síndrome de burnout en médicos2,26–28 se encuentran las siguientes: cambios en los patrones laborales (p. ej., tomar más descansos, evitar trabajo fuera del horario laboral, conciliación del trabajo con la vida personal), desarrollo de herramientas de gestión emocional (técnicas de gestión del tiempo, de resolución de conflictos, de relajación, de autoconocimiento, apoyo psicoterapéutico, etc.), obtención de soporte social (por parte de compañeros y familia), diversificación del trabajo (realización de tareas docentes y administrativas) e implicación en actividades fuera del trabajo (aficiones y otros intereses personales). Si se pretende realizar una acción preventiva específica, es importante conocer los orígenes a los que se atribuye el burnout, ya que en los médicos del ámbito de la atención primaria habría que priorizar las acciones sobre los determinantes del burnout relacionado con los pacientes, mientras que en los médicos residentes serían los relacionados con el trabajo28.
Diversos estudios11,29 han estimado el impacto económico asociado al síndrome de burnout en médicos. Por ejemplo, Dewa et al.29 realizaron una estimación del coste del burnout en médicos de Canadá, en la cual comprobaron que el burnout se asociaba a la insatisfacción, y esta, a su vez, con la jubilación anticipada y la reducción de jornada. En una población de 70.000 médicos, con una prevalencia de burnout estimada del 21%, los autores obtuvieron unos costes de 185,2 millones de dólares perdidos por jubilaciones anticipadas y 27,9 millones de dólares perdidos en reducciones de jornada, lo que resultaba en un coste total de 213,1 millones de dólares (excluyendo bajas laborales y iatrogenia). Sería interesante realizar futuros estudios que valoraran el impacto económico del síndrome de burnout en médicos de España, donde existen 136.344 médicos trabajando en el Sistema Nacional de Salud30, utilizando los resultados de prevalencia de burnout hallados en el presente trabajo.
Como principales fortalezas de este estudio cabe destacar que se trata de la primera revisión sistemática con metaanálisis, en nuestro conocimiento, que integra y evalúa los estudios realizados en España sobre prevalencia del síndrome de burnout en médicos. Además de presentar una evaluación sistemática de la evidencia disponible y analizar aspectos relacionados con la metodología y los resultados de los estudios incluidos, se han podido identificar algunas áreas en las que podría ser necesario realizar nuevos estudios. En este sentido, los futuros estudios de ámbito nacional que se diseñen deberían incluir muestras más amplias y representativas de médicos de diferentes especialidades, en particular de médicos facultativos y residentes, considerando las condiciones objetivas de la organización y de las tareas que realizan, además de utilizar herramientas y criterios estandarizados para su realización y publicación16,27,31.
Este trabajo también presenta algunas limitaciones que deben considerarse. En primer lugar, a pesar de que el cribado inicial de los artículos fue realizado por varias personas de forma independiente, la mayoría de los artículos fueron valorados por uno de los investigadores. Además, la extracción y la evaluación de datos de los artículos incluidos la realizó un único investigador, y aunque fueron revisados por al menos otras dos personas del equipo no pueden descartarse potenciales errores u omisiones. Por otro lado, los resultados obtenidos en esta revisión sistemática presentan algunas limitaciones de los propios estudios. La información que los estudios observacionales aportan es bastante heterogénea y se centra fundamentalmente en el propio concepto de burnout, la diversidad de puntos de corte dentro de una misma escala, y la dificultad en ocasiones de aislar la población de estudio, que en nuestro caso eran médicos, cuando había estudios realizados en varias profesiones sanitarias. También hay que considerar que se incluyeron estudios realizados en ámbitos locales (p. ej., un área sanitaria o una provincia), en distintos lugares y en las especialidades médicas en las que más se ha investigado el trastorno. Algunos de estos factores sin duda pueden contribuir a la heterogeneidad encontrada, manteniéndose incluso después de explorar en análisis adicionales por subgrupos. No obstante, observar una alta heterogeneidad entre estudios parece algo intrínseco de las revisiones sistemáticas y metaanálisis de estudios de prevalencia32,33. Por último, esta revisión sistemática y metaanálisis solo consideró artículos publicados en revistas científicas, y no tuvo en cuenta otros datos disponibles en distintos formatos (p. ej., informes, tesis doctorales, etc.), lo que podría haber introducido otros sesgos (de selección y publicación).
ConclusionesEste estudio ha permitido encontrar una alta prevalencia del síndrome de burnout en médicos que trabajan en España. A pesar de la heterogeneidad observada entre estudios, los resultados pueden contribuir a conocer mejor la carga asociada al síndrome de burnout en médicos en España y al diseño de futuros estudios. Parecen ser necesarias políticas y estrategias que contribuyan a prevenir y mitigar esta situación.
El síndrome de desgaste profesional o burnout es un trastorno derivado del estrés crónico no gestionado en el entorno laboral. Se suele caracterizar por altos niveles de cansancio emocional, despersonalización y falta de realización personal. Los profesionales sanitarios, en especial los médicos, están en riesgo de padecer burnout debido a la naturaleza de su trabajo. Se han realizado diversos estudios epidemiológicos que describen la magnitud del problema en España. Sin embargo, no se han realizado revisiones sistemáticas que evalúen específicamente la prevalencia de burnout en médicos que desarrollan su actividad profesional en el Sistema Nacional de Salud.
¿Qué añade el estudio realizado a la literatura?En esta revisión sistemática y metaanálisis de 67 estudios (16.076 participantes) se observó una prevalencia de burnout del 24%. Se encontraron diferencias según el criterio diagnóstico. La prevalencia de burnout fue del 18% cuando se utilizó un criterio diagnóstico más conservador (incluyendo las tres dimensiones afectadas), y las cifras fueron más altas cuando se aplicaron criterios menos estrictos (del 29% para dos dimensiones y del 51% para una dimensión).
¿Cuáles son las implicaciones de los resultados obtenidos?La prevalencia del síndrome de burnout es alta en los médicos que trabajan en España. Estos resultados pueden contribuir a conocer mejor la carga asociada al síndrome de burnout en médicos y al diseño de futuros estudios. Parecen ser necesarias políticas y estrategias que contribuyan a prevenir y mitigar esta situación.
Cristina Candal Pedreira.
Declaración de transparenciaEl autor principal (garante responsable del manuscrito) afirma que este manuscrito es un reporte honesto, preciso y transparente del estudio que se remite a Gaceta Sanitaria, que no se han omitido aspectos importantes del estudio, y que las discrepancias del estudio según lo previsto (y, si son relevantes, registradas) se han explicado.
Contribuciones de autoríaConcepción y diseño del estudio: A. Pujol-de Castro y F. Catalá-López. Cribado de artículos: A. Pujol-de Castro, F. Catalá-López, G. Valerio-Rao y P. Vaquero-Cepeda. Extracción de datos: A. Pujol-de Castro, F. Catalá-López, G. Valerio-Rao y P. Vaquero-Cepeda. Evaluación de la calidad de los artículos incluidos: A. Pujol-de Castro, G. Valerio-Rao y P. Vaquero-Cepeda. Análisis e interpretación de los datos: A. Pujol-de Castro y F. Catalá-López. Escritura del artículo: A. Pujol-de Castro y F. Catalá-López. Revisión y aprobación final: A. Pujol-de Castro, F. Catalá-López, G. Valerio-Rao y P. Vaquero-Cepeda.
AgradecimientosA María José Merino-Plaza, Rocío Rodríguez-Rey, Antonio M. Garrido-Hermosilla, Manuel Fonseca y los investigadores de los estudios, por sus aclaraciones y por proporcionar datos no publicados para su uso en este trabajo. A Virginia Jiménez-Planet y Adolfo Alonso-Arroyo, por su ayuda en el diseño y la revisión de las estrategias de búsqueda.
FinanciaciónEl Instituto de Salud Carlos III/CIBERSAM se ha hecho cargo de los gastos de publicación que permiten el acceso abierto a este artículo.
Conflictos de interesesNinguno.
