Introducción
La medición de la satisfacción de los pacientes se ha convertido en una herramienta clave para la evaluación de la práctica asistencial, en investigación clínica y en la toma de decisiones en política y en gestión sanitaria1,2. Para facilitar estas mediciones se ha desarrollado un gran número de cuestionarios. La mayoría de ellos se han elaborado en países de habla inglesa y, para poderlos utilizar en otras culturas y en otras lenguas, se han desarrollado unas normas que garanticen una traducción y adaptación que conserve la capacidad de medición3,4. La satisfacción con la atención recibida por el personal sanitario es un concepto en el que influyen aspectos como el tiempo dedicado a la consulta, la calidad científico-técnica del profesional, la empatía percibida por el paciente, y otros. Así pues, su medición requiere de instrumentos que recojan diferentes dimensiones. Los cuestionarios que existen en castellano o catalán miden estas dimensiones y añaden otros aspectos de la evaluación del servicio sanitario: organización del centro, limpieza, accesibilidad, etc.5-7. El cuestionario de Baker8 es un instrumento diseñado específicamente para evaluar la satisfacción del paciente con la consulta del médico; posteriormente ha sido validado en personal de enfermería9. El objetivo de este estudio es la adaptación del cuestionario al catalán y castellano, para medir la satisfacción del paciente con la consulta de medicina de familia y de enfermería.
Métodos
El estudio se ha realizado en el Equipo de Atención Primaria Gòtic, situado en el distrito de Ciutat Vella de Barcelona ciudad (población asignada de 22.300 personas en el año 2006). El cuestionario original (autocumplimentable) consta de 18 ítems que se responden mediante una escala de Likert de 5 puntos (desde totalmente en desacuerdo a totalmente de acuerdo). Las preguntas en positivo y en negativo están intercaladas para evitar la tendencia a evaluar la misma categoría. Se definen 4 dimensiones: satisfacción general, compuesta por 3 ítems agrupados por los autores, y 3 factores más diseñados mediante un análisis factorial: cuidados ofrecidos por el profesional, tiempo dedicado a la consulta y profundidad de la relación con el profesional. En el presente estudio el cuestionario original ha sido traducido por un médico de lengua castellana y catalana, experto en la traducción de textos médicos en lengua inglesa. Posteriormente, su versión fue retrotraducida al inglés por parte de una persona cuya lengua materna era el inglés, con dominio del catalán y del castellano, para descartar diferencias entre ambas versiones. Los investigadores y los traductores discutieron las discrepancias encontradas y se llegó a un consenso final. Posteriormente, se realizó una prueba piloto con pacientes seleccionados en la que se valoró el grado de comprensión del cuestionario y se permitió modificar alguna expresión que había sido mal entendida. La versión catalana y la versión castellana definitivas se exponen en los anexos 1 y 2. Los pacientes fueron seleccionados entre los que consultaron a los 10 médicos de familia y a los 10 profesionales de enfermería del centro, entre diciembre de 2005 y febrero de 2006. Los criterios de exclusión fueron los siguientes: no entender ninguno de los dos idiomas, analfabetismo, deterioro cognitivo, o incapacidad visual o de escritura. Se calculó que se requería un mínimo de 10 pacientes para cada ítem para poder aplicar un análisis factorial4. Al traducirlo y adaptarlo a la vez a la lengua catalana y a la castellana, la muestra se duplicó a los 360 pacientes. Como se esperaba una tasa de respuesta del 60% y un porcentaje añadido de personas seleccionadas no válidas (cumplen criterios de exclusión, cuestionarios no válidos, pacientes repetidos, etc.: 40%), se calculó que sería necesario incluir a 1.100 personas. Los pacientes, seleccionados por muestreo sistemático aleatorio, fueron invitados a responder al cuestionario fuera de la consulta. Se les informaba de que se trataba de un estudio confidencial. La encuesta era depositada en un buzón a la salida del centro. Se recogieron de la historia clínica variables demográficas (edad, sexo y lugar de nacimiento). Antes de iniciar el análisis de datos, se recodificaron las respuestas a los ítems negativos para que todos ellos tuvieran el mismo sentido: a mayor puntuación mayor satisfacción. Para comprobar la validez de los datos se ha realizado un análisis del patrón de respuesta general y de cada ítem (pruebas basadas en el proceso de respuesta), y un análisis factorial exploratorio de tipo componentes principales con rotación Varimax (prueba basada en la estructura interna). Se comprueba la adecuación de la aplicación del análisis mediante el test de esfericidad de Bartlett (comprueba la hipótesis nula de que la matriz de correlaciones es la unidad) y el test de Kaiser-Meyer-Olkin (porcentaje de varianza compartida entre las variables). Se mantiene en cada dimensión los ítems que pesan 0,4 o más en cada factor y, si un ítem se correlaciona con más de un factor, se incluye en el que pesa más. Para valorar la fiabilidad de las dimensiones obtenidas, se calculan los coeficientes de correlación ítem-escala corregidos (se excluye de la escala el ítem que se está evaluando) y el alfa de Cronbach para cada dimensión (global y excluyendo el ítem evaluado). El análisis se hace por separado para cada idioma.
Resultados
Se seleccionó un total de 1.186 personas, de las que se excluyó a 341 por no cumplir los criterios o por estar repetidas en las listas de consulta. Se repartieron cuestionarios a 845 pacientes, de los que 213 no se retornaron (tasa de respuesta del 74,8%). De los 632, hubo que eliminar 52 cuestionarios porque la respuesta a todos los ítems era la misma. Por tanto, el análisis se realiza con 580 cuestionarios, 300 en catalán y 280 en castellano. De las 580 personas que respondieron, el 57,4% son mujeres (optaron por igual a ambos idiomas), el 9,8% son extranjeros (optaron el 80% por el castellano), y la media ± desviación estándar de edad de los participantes fue de 58,1 ± 18,2 años, sin diferencias significativas en la edad media de los que eligieron cada idioma. Un 81,6% contestaron a todos los ítems. En el porcentaje de ítems no contestados se observa un patrón decreciente, lo que hace pensar en una distribución típica de respuesta. Los ítems con mayor porcentaje de no respuesta fueron los números 8 y 17 (tabla 1). Estas preguntas son las menos contestadas en ambas lenguas, aunque en castellano también hay que considerar las preguntas números 7 y 14. El análisis factorial se realizó excluyendo los ítems de satisfacción general (números 1, 7 y 17), como se hace en la versión original, y por separado para cada idioma (tablas 2 y 3). La solución de 3 factores explica el 63,2 y el 59,7% de la varianza total (catalán y castellano, respectivamente). El primer factor reproduce la dimensión de «cuidados ofrecidos por el profesional» (CP) y está compuesto por 8 ítems que valoran la competencia del profesional, habilidades clínicas y de comunicación médico-paciente. El segundo factor es el «tiempo dedicado a la consulta» (TC) y está compuesto por 4 ítems que valoran si se ha considerado demasiado breve el tiempo dedicado por el profesional. El tercer factor trata sobre la «profundidad de la relación con el profesional» (PR) y se incluyen 3 ítems que valoran lo que el profesional conoce del paciente. Los ítems números 4 y 18, que en el original se encuentran en esta última dimensión, se han correlacionado más con el factor 1 (el número 4) y con el factor 2 (el número 18). El resto de ítems tiene la mayor carga factorial con los mismos componentes que el cuestionario original. La distribución de ítems y la correlación con los factores es similar en castellano y en catalán.
La consistencia interna medida mediante el coeficiente alfa de Cronbach (tablas 4 y 5) ha resultado aceptable (coeficientes mayores a 0,70) para las escalas de CP y TC. La consistencia es algo menor para la escala PR en ambas lenguas. La correlación de esta escala con el ítem número 8 es baja (inferior a 0,30) y el coeficiente alfa mejora en ambas versiones si el ítem se elimina de la escala. La puntuación media de las dimensiones (tabla 6) resultó ser diferente: mayor para los CP (intervalo de confianza [IC] del 95%: 4,33-4,47), seguido de PR (IC del 95%: 3,13-3,27). La escala que menos puntuación media obtuvo fue la de TC (IC del 95%: 3,00-3,13).
Discusión
El proceso de adaptación de cuestionarios a diferentes idiomas o culturas se considera un paso necesario para asegurar una fiabilidad y una validez similares a las del instrumento original. En este sentido, la adaptación del cuestionario de Baker8 y Poulton9 han demostrado poseer una estructura interna similar en nuestro ámbito a la descrita en los pacientes del centro de salud de Bristol, donde se realizó el estudio original. La distribución de los ítems en cada una de las dimensiones es la siguiente: la primera dimensión, CP, está formada por los mismos ítems, más el ítem 4 que en el original se encuentran en el factor PR. Lo mismo ocurre con el factor TC: incluye el ítem 18 que se sitúa en la dimensión PR en el original. Este cambio de ítems entre dimensiones puede poner de manifiesto que el concepto que más se diferencia entre estas dos versiones del test (la inglesa y la nuestra) es «profundidad en la relación». Quizás el concepto que menos se adapta a nuestro contexto es una relación profesional-paciente de tipo «personal». La fiabilidad de cada dimensión se considera aceptable, con coeficientes superiores a 0,7 en ambas versiones, excepto en la dimensión profundidad (alfa de Cronbach de 0,649 en catalán y 0,575 en castellano) y en el tiempo dedicado en castellano (alfa de Cronbach de 0,673). En ambos idiomas, si se elimina el ítem número 8, la consistencia interna de la primera dimensión pasa a ser superior a 0,7. Este resultado, junto con el hecho de que es uno de los ítems menos contestados (un 8% de no respuestas), y su significado: «hay algunas cosas que la enfermera/el médico no sabe de mí», que puede ser de difícil comprensión en nuestra cultura, hace recomendable su exclusión del cuestionario. El porcentaje de respuesta obtenido (74,8%) es superior al de otros estudios, que utilizan también una encuesta autocumplimentada y anónima, en el centro de salud5, o los que remiten el cuestionario por correo10,11.Sin embargo, teniendo en cuenta que se excluyeron 52 personas que no entendieron cómo se debía cumplimentar el cuestionario (contestaron la misma opción a todo, positivo o negativo) y 341 de 1.186 no fueron seleccionadas por criterios de exclusión, habría un 33% de pacientes que acuden a la consulta que no son candidatos a ser encuestados por dificultad de comprensión del cuestionario (extranjeros que no dominan el idioma, analfabetismo, deterioro cognitivo, problemas visuales, etc.). Si la opinión de estos pacientes es cualitativamente diferente de la de los encuestados, no se reflejaría en estudios con este tipo de cuestionarios de satisfacción. La dimensión que menor puntuación ha obtenido y, por tanto, refleja menor satisfacción es el «tiempo dedicado a la consulta». Esta percepción es reproducida en casi todos los estudios de satisfacción del usuario que preguntan sobre el tiempo dedicado, sea en consulta o esperando en la sala de espera, o en días de espera hasta conseguir que los visiten5,10. Como conclusión del estudio, podemos decir que la adaptación del cuestionario de Baker al castellano y al catalán es una herramienta muy útil (válida, fiable, autocumplimentable y breve) para evaluar la satisfacción del paciente con el desarrollo de la consulta con su médico o enfermera.
Lo conocido sobre el tema
•Los cuestionarios que miden la satisfacción del usuario son una herramienta clave para la evaluación de la práctica asistencial.
•Necesidad de instrumentos con validez comprobada para medir la satisfacción del usuario.
Qué aporta este estudio
•Cuestionario adaptado al castellano y al catalán para medir la satisfacción del usuario con la consulta del profesional sanitario de atención primaria (médico y enfermera) que consta de tres dimensiones: cuidados ofrecidos por el profesional, tiempo dedicado a la consulta y profundidad de la relación con el profesional
Correspondencia:
M.I. Fernández San Martín.
Correo electrónico: mifsanmartin.bcn.ics@gencat.cat
Manuscrito recibido el 15-11-2007.
Manuscrito aceptado para su publicación el 2-4-2008.
