Clima laboral en atención primaria: ¿qué hay que mejorar?
Working atmosphere in primary care: what needs improving?
JA. Cortés Rubioa, J. Martín Fernándezb, M. Morente Páezc, M. Caboblanco Muñozd, J. Garijo Coboe, A. Rodríguez Baloa
a Área 11 de Atención Primaria. Instituto Madrileño de la Salud. Madrid. España. Médico de Familia. Subdirector Médico. Madrid. España.
b Área 11 de Atención Primaria. Instituto Madrileño de la Salud. Madrid. España. Médico de Familia. Unidad Docente de Medicina de Familia y Comunitaria. Madrid. España.
c Área 11 de Atención Primaria. Instituto Madrileño de la Salud. Madrid. España. Médico de Familia. Centro de Salud de San Andrés. Madrid. España.
d Área 11 de Atención Primaria. Instituto Madrileño de la Salud. Madrid. España. Auxiliar Administrativo. Responsable de la Secretaría de Técnicos de la Gerencia. Madrid. España.
e Área 11 de Atención Primaria. Instituto Madrileño de la Salud. Madrid. España. Médico de Familia. Centro de Salud de Abrantes. Madrid. España.
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Se considera que el grado de calidad de los servicios sanitarios prestados en un sistema sanitario está relacionado con el grado de satisfacción de sus profesionales, y así la satisfacción en el trabajo se incluye invariablemente en cualquier evaluación de la calidad global de una organización<span class="elsevierStyleSup">1-3</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Se puede definir la satisfacción profesional como el grado de bienestar que experimenta el individuo con motivo de su trabajo. Por otra parte, la calidad de vida profesional (CVP) se puede definir como el sentimiento de bienestar que se deriva del equilibrio que el individuo percibe entre las demandas o cargas de la profesión y los recursos (psicológicos, organizacionales y relacionales) de que dispone para afrontar estas demandas. Así, el trabajador necesita conseguir un desarrollo óptimo de la esfera profesional, personal y familiar para poder hablar de CVP<span class="elsevierStyleSup">4</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Otros términos frecuentemente utilizados en relación a las condiciones de vida en el trabajo son el estrés laboral y el síndrome de <span class="elsevierStyleItalic">burnout</span>. El primero fue definido por McGrath en 1970 como el desequilibrio percibido entre la demanda y la capacidad de contestación del individuo, en condiciones en las que el fracaso ante esa demanda supone importantes consecuencias<span class="elsevierStyleSup">4</span>. El síndrome de <span class="elsevierStyleItalic">burnout</span> hace referencia al agotamiento, la despersonalización y la baja realización profesional, que puede aparecer especialmente en profesionales que trabajan con personas. Fue descrito inicialmente en 1974 por Freudenberg, y Maslach comenzó a publicar estudios al respecto desde 1976<span class="elsevierStyleSup">5,6</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Actualmente, disponemos de varios instrumentos para medir la satisfacción en el trabajo<span class="elsevierStyleSup">3,7-10</span>. La evaluación de la satisfacción del trabajo, el estrés laboral o el síndrome del <span class="elsevierStyleItalic">burnout</span> y la CVP en trabajadores de una organización es esencial cuando existe un compromiso directivo para establecer un plan de mejora<span class="elsevierStyleSup">4</span>. Actualmente, en nuestro medio existen actuaciones de política sanitaria que reconocen la importancia estratégica de mejorar la satisfacción de los profesionales de la salud<span class="elsevierStyleSup">11,12</span>.</p><p class="elsevierStylePara">La Dirección del Área 11 de Atención Primaria decidió realizar un plan estratégico al inicio de 2000; éste se desarrolló entre 2000 y 2001 siguiendo el modelo EFQM de evaluación de la calidad<span class="elsevierStyleSup">12</span>. Durante esta evaluación se constató la necesidad de medir periódicamente la satisfacción en el trabajo o la CVP con el objetivo de llevar a cabo procesos de mejora continua.</p><p class="elsevierStylePara">Por tanto, el presente trabajo se diseñó con el fin de conocer el nivel de la CVP de los trabajadores del Área 11 de Atención Primaria y los factores asociados de forma que se pudieran diseñar las estrategias de mejora más adecuadas.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Material y métodos</p><p class="elsevierStylePara">Se diseñó un estudio transversal analítico en el ámbito del Área 11 de Atención Primaria de Madrid. Se incluyeron todos los trabajadores que a fecha de 1 de enero de 2001 tenían nombramiento como propietarios, interinos u otras situaciones equivalentes y que no pertenecían al equipo directivo. El Área 11 se sitúa en la zona sur de la Comunidad de Madrid y comprende 1.436 profesionales organizados en equipos multidisciplinarios de trabajo. El Área se divide en 5 distritos de la salud (4 urbanos y uno rural) de nivel socioeconómico medio-bajo, y con una heterogeneidad considerable con respecto a la dispersión geográfica y a las <span class="elsevierStyleItalic">ratio</span> de población por profesional.</p><p class="elsevierStylePara">El 85% de los profesionales trabaja en centros urbanos, y el 58% está contratado en situación de interinidad.</p><p class="elsevierStylePara">Selección de los sujetos</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab01.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Los trabajadores se estratificaron en tres grupos, homogéneos en titulación y percepciones salariales. El grupo I (n = 546) incluía médicos, farmacéuticos y psicólogos (un 93,2% de médicos). El grupo II (n = 486) estaba constituido por enfermeras, matronas, fisioterapeutas y trabajadores sociales (un 92% de enfermeras). El grupo III (n = 422) comprendía auxiliares administrativos, celadores, auxiliares de clínica (un 84,6% de auxiliares administrativos o celadores). Estos grupos se corresponden con las categorías administrativas A (grupo I), B (grupo II) y C, D y E (grupo III).</p><p class="elsevierStylePara">Cálculo del tamaño de la muestra y tipo de muestreo</p><p class="elsevierStylePara">En trabajos anteriores se había observado que la valoración de la CVP con el cuestionario CVP-35 en una escala de 1 a 10 presentaba una desviación estándar (DE) de 2,07<span class="elsevierStyleSup">4</span>. Para estimar ese parámetro con una precisión de 0,04 y un nivel de confianza de 0,05 se necesitan aproximadamente 83 sujetos para una población finita de 500 individuos. Con un porcentaje de respuesta del 55% se requería enviar 150 cuestionarios a cada grupo<span class="elsevierStyleSup">13</span>. Los profesionales se seleccionaron mediante un muestreo aleatorio en el listado de trabajadores de los grupos I, II y III.</p><p class="elsevierStylePara">Variables del estudio</p><p class="elsevierStylePara">La encuesta remitida recogía como variables independientes la edad, el género, el grupo profesional, la situación laboral (interino, propietario, otras), el horario (mañana, tarde, otros), el tipo de centro (urbano, rural), el tipo de equipo (equipo de atención primaria, modelo tradicional, unidades de apoyo), la presión asistencial media por día, el desempeño presente o pasado de labores directivas, la pertenencia al grupo director del plan estratégico y el tiempo trabajado en el centro, en el Área y en la Comunidad de Madrid.</p><p class="elsevierStylePara">La variable de resultado era la media de puntos obtenida en el cuestionario CVP-35, agrupada en cada uno de sus tres factores y la media de la medida global de CVP.</p><p class="elsevierStylePara">Instrumento de medida (cuestionario CVP-35)</p><p class="elsevierStylePara">El cuestionario CVP-35 realiza una medida multidimensional de la calidad de vida profesional. Este cuestionario ha sido validado previamente en atención primaria<span class="elsevierStyleSup">4</span>. Consta de 35 preguntas que se responden en una escala de 1 a 10, a la que se superponen las categorías «nada» (valores 1 y 2), «algo» (valores 3, 4 y 5), «bastante» (valores 6, 7 y 8) y «mucho» (valores 9 y 10). Las preguntas se agrupan en tres dimensiones: «apoyo directivo», «cargas de trabajo» y «motivación intrínseca». Existen dos preguntas que no se pueden englobar en estas categorías. Una es una medida resumen de la percepción de CVP, y otra hace referencia a la capacidad de abstraerse del trabajo una vez finalizado. Las subescalas de cada dimensión presentan una consistencia interna muy aceptable (alfa de Cronbach entre 0,75 y 0,86) y las puntuaciones de cada una pueden hallarse promediando los ítems incluidos en cada subescala, pues presentan una elevada correlación entre los promedios así obtenidos y las puntuaciones factoriales<span class="elsevierStyleSup">4</span>.</p><p class="elsevierStylePara">El cuestionario se envió en dos ocasiones distintas (enero y febrero de 2001) para conseguir alcanzar un porcentaje de respuesta superior al 60%. La respuesta era anónima y se recogió por medio de un correo gratuito para el encuestado.</p><p class="elsevierStylePara">Recogida de datos y análisis estadístico</p><p class="elsevierStylePara">Para las comparaciones de medias múltiples se utilizó la prueba de ANOVA de una vía y un análisis <span class="elsevierStyleItalic">a posteriori</span> corrigiendo el nivel de significación para comparaciones múltiples.</p><p class="elsevierStylePara">También se realizó un análisis de regresión lineal múltiple para evaluar el peso de cada componente de la satisfacción en la CVP. Se presentan las estimaciones con las correspondientes medidas de dispersión y los intervalos de confianza del 95%.</p><p class="elsevierStylePara">Resultados</p><p class="elsevierStylePara">Se recibieron 282 encuestas de las 450 remitidas (62,7%), 221 en el primer envío y 61 en el segundo. No se encontraron diferencias en la percepción de calidad de vida global, ni en cada uno de sus componentes entre los dos envíos, por lo que se analizaron los resultados de manera conjunta.</p><p class="elsevierStylePara">Respondieron el cuestionario el 54,7% del grupo I, el 69,4% del grupo II y un 45,4% del grupo III.</p><p class="elsevierStylePara">En la tabla 1 se exponen las características de sexo, estado civil y situación laboral de los que contestaron. La edad media ± DE fue de 41,6 ± 9,02 años. Los profesionales habían trabajado en la institución una media de 14,1 ± 8,0 años, en el área de referencia 10,3 ± 6,6 años, y en la misma plaza 7,1 ± 6,1 años.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab02.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">En las tablas 2 y 3 se muestran los resultados de las preguntas del cuestionario.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab03.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab04.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">El factor de apoyo directivo obtiene una puntuación media de 4,80 ± 1,33, el factor de motivación intrínseca de 7,41 ± 1,14, el factor de cargas de trabajo de 6,06 ± 1,26 y la calidad de vida laboral es de 5,14 ± 1,94.</p><p class="elsevierStylePara">Las mujeres, en relación con la percepción global de la calidad de vida en el trabajo, hicieron una valoración mejor que los varones (5,37 frente a 4,55; p = 0,005), y además tuvieron una mejor percepción del apoyo directivo y una mayor motivación intrínseca (p = 0,050 y p = 0,006, respectivamente) (tabla 4). No hubo diferencias significativas en cuanto a la percepción de cargas de trabajo según el sexo.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab05.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Atendiendo a la situación laboral (tabla 4) sólo se encontraron diferencias en la motivación intrínseca, que era 0,3 puntos de media superior en los interinos que en el personal fijo (p = 0,030).</p><p class="elsevierStylePara">Al estudiar las características del puesto de trabajo (tabla 4), el turno no se relacionaba con la percepción de la calidad de vida global, ni con ninguno de sus tres componentes. En los centros urbanos se percibe un mayor apoyo directivo que en los rurales (4,95 frente a 4,30; p = 0,015). No existen diferencias entre centros rurales y urbanos en cuanto a la percepción de cargas de trabajo, motivación o calidad de vida global. No hubo relación entre el tiempo trabajado en atención primaria y la satisfacción. Tampoco entre el número de profesionales del centro y la satisfacción.</p><p class="elsevierStylePara">Quienes tenían una presión asistencial baja (< 35 pacientes/día para médicos y < 15 pacientes/día para enfermeras) referían una calidad de vida 0,6 puntos superior de media a los que trabajaban con presiones asistenciales altas (p = 0,036).</p><p class="elsevierStylePara">La pertenencia a grupos del Plan Estratégico sólo se asociaba con una mayor puntuación del apoyo directivo (5,39 frente a 4,82; p = 0,037).</p><p class="elsevierStylePara">Cuando fueron analizados los resultados por categorías profesionales (tabla 5), el grupo II refirió una percepción de la calidad de vida en el trabajo (5,65), significativamente superior al grupo III (4,57; p = 0,002) y también superior a la del grupo I, aunque dicha diferencia quedaba al límite del nivel de significación establecido (p = 0,070).</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab06.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">En cuanto a la percepción de cargas de trabajo, éstas fueron inferiores en el grupo II (5,70) que en los grupos I y III (6,35 y 6,27; p = 0,001 y p = 0,010, respectivamente). El grupo I tenía una «satisfacción con su sueldo» de 5,13 puntos de media, 1,02 puntos superior al grupo II y 1,94 puntos por encima del grupo III (p = 0,008 y p < 0,001, respectivamente).</p><p class="elsevierStylePara">La percepción de «la cantidad de trabajo que tengo» fue superior en el grupo III (8,33) que en el I (8,26) y en el II (7,71). Las diferencias fueron significativas al comparar los grupos I y III con el II (p = 0,008 y p = 0,001, respectivamente).</p><p class="elsevierStylePara">La «autonomía en el puesto de trabajo» fue mayor para el grupo I (5,89) que para los grupos II y III (5,38 y 4,78), aunque las diferencias sólo alcanzaron significación en el último caso (p = 0,010).</p><p class="elsevierStylePara">Hubo una mayor percepción de «posibilidad de promoción» en el grupo II (3,20) respecto al grupo III (2,42; p = 0,015).</p><p class="elsevierStylePara">En cuanto a los resultados de satisfacción de los miembros de las comisiones directivas de los equipos de atención primaria (EAP), los coordinadores no presentaron diferencias en la percepción de calidad de vida en el trabajo respecto al resto de profesionales del grupo I. Los responsables de enfermería tenían una mayor percepción de calidad de vida en el trabajo (6,17 frente a 5,54 del resto de profesionales del grupo II; p = 0,050). Los jefes de grupo/equipo tenían una mayor percepción de apoyo directivo (5,12 frente a 4,37; p = 0,037) y una mayor percepción de cargas de trabajo (6,75 frente a 5,95; p = 0,017) respecto al resto de profesionales del grupo III.</p><p class="elsevierStylePara">En el análisis multivariable (tabla 6) encontramos que el conjunto de los factores en que se agrupan los componentes de la calidad de vida explican un 37% de la varianza del ítem calidad de vida global en el trabajo. Según este modelo, el factor que más peso tendría sobre la calidad de vida global sería el apoyo directivo. Por cada punto que aumenta la media del apoyo directivo, la calidad de vida aumentaría 0,549 puntos. Por cada punto que crece el componente de la motivación la calidad de vida aumenta de media 0,41 puntos, y al crecer las cargas de trabajo en un punto decrece la calidad de vida 0,448 puntos de media.</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab07.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">Discusión</p><p class="elsevierStylePara"><img src="27v32n05-13051632tab08.gif"></img></p><p class="elsevierStylePara">La inclusión de la satisfacción laboral entre los atributos de la gestión de calidad se deriva de la influencia que tiene la satisfacción profesional en la calidad del trabajo realizado<span class="elsevierStyleSup">1,14,15</span>. La satisfacción profesional ha de contemplarse dentro de la calidad de la organización, a modo de rasgo estructural que favorece el buen funcionamiento y la calidad del servicio. Algunos autores afirman que es imposible satisfacer las expectativas del cliente externo sin satisfacer las del interno<span class="elsevierStyleSup">2,14,15</span>.</p><p class="elsevierStylePara">En el pasado, la atención primaria en España era una asistencia ambulatoria, con sus características de trabajo individual, baja dedicación horaria, masificación, insatisfacción de los usuarios y de los profesionales, asistencia de baja calidad y múltiples derivaciones. A partir de la Ley General de Sanidad de 1986 se pasa a la atención integral de los centros de salud, haciéndose más hincapié en la promoción de la salud y la prevención de enfermedades, así como el trabajo en equipo, con una estructuración más flexible, mayor dedicación horaria y, en principio, menor masificación y mayor satisfacción de los usuarios y profesionales. Pero, a pesar de la reforma, la atención a excesivas consultas triviales, la escasez de tiempo y el exceso de problemas psicosociales y de tareas burocráticas hacen que las expectativas de los profesionales puedan no verse satisfechas<span class="elsevierStyleSup">7</span>. También en el Reino Unido se ha estudiado el impacto de las reformas de 1990-1991, que produjeron una disminución de la satisfacción laboral por el incremento de la actividad administrativa de los médicos generales, la pérdida de la libertad clínica y la sospecha de que se ponía mayor énfasis en el racionamiento que en los resultados en salud. Parece que, al menos allí, las percepciones se van haciendo más positivas con el tiempo<span class="elsevierStyleSup">3</span>.</p><p class="elsevierStylePara">El porcentaje de respuesta al cuestionario de calidad de vida profesional (un 62,7%) ha sido adecuado para nuestros objetivos y están en la línea de otros estudios realizados en atención primaria<span class="elsevierStyleSup">3,4,7-10</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Dentro del factor de apoyo directivo se ha puntuado más bajo la pregunta: «posibilidad de promoción» (2,90), que iría muy ligada a la carrera profesional ausente en nuestras organizaciones y no abordable por un área de salud, al menos en este momento. La promoción profesional también fue la dimensión peor valorada en el estudio de Fernández et al<span class="elsevierStyleSup">16</span>, en el que se utilizó el cuestionario de Font-Roja, y en el de Clúa se obtiene una puntuación de 3,17 en este ítem con el CVP-35<span class="elsevierStyleSup">10</span>. Este efecto desmotivador de la existencia de un «techo profesional» ha sido claramente demostrado en profesionales de enfermería en Estados Unidos<span class="elsevierStyleSup">17</span>.</p><p class="elsevierStylePara">La «satisfacción con el sueldo» ocupa la tercera posición en importancia relativa después de la posibilidad de promoción y la percepción de si «la empresa hace esfuerzo por mejorar la calidad de vida del puesto de trabajo». El sueldo se ha relacionado con la satisfacción laboral en otros estudios<span class="elsevierStyleSup">3,11</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Aunque la implantación de la carrera profesional y la mejora del salario no están al alcance de la dirección de un área de salud, hay otros aspectos que sí pueden ser abordados. La percepción de que la empresa no se preocupa por mejorar la calidad de los empleados exigiría reenfocar el interés de los directivos hacia las necesidades de los trabajadores, además de las de los usuarios de nuestros servicios. Se deberían mejorar las habilidades directivas, así como la comunicación y <span class="elsevierStyleItalic">feedback</span> entre directivos y empleados.</p><p class="elsevierStylePara">Los resultados del cuestionario proporcionan mucha información respecto a los responsables de los EAP: coordinadores médicos, responsables de enfermería y jefes de la unidad administrativa. Éstos no tienen mayores puntuaciones en motivación intrínseca ni en la percepción de apoyo directivo, excepto los jefes de grupo administrativo. Dado que son profesionales en los que se presupone una mayor motivación, y que es precisamente en este colectivo donde la dirección del área hace un mayor esfuerzo de apoyo, los resultados esperados eran otros. En el trabajo de Alonso Fernández et al<span class="elsevierStyleSup">27</span> sí se obtuvo una mayor percepción de apoyo directivo en estos profesionales.</p><p class="elsevierStylePara">Motivación intrínseca</p><p class="elsevierStylePara">De los ítems relacionados con la motivación intrínseca, el que obtiene mejor puntuación es el referido a la capacitación para hacer el trabajo actual (8,28 sobre 10). Esto puede ser interpretado como positivo siempre que no lleve aparejada la idea de que no se necesita mejorar en esa capacitación. En el estudio de Fernández et al<span class="elsevierStyleSup">16</span> también fue esta dimensión la más valorada en la encuesta.</p><p class="elsevierStylePara">No existe correlación entre la edad y la motivación intrínseca, en contra de la opinión generalizada de que los más jóvenes son los más motivados en las organizaciones.</p><p class="elsevierStylePara">Cargas de trabajo</p><p class="elsevierStylePara">Según las categorías profesionales, las cargas de trabajo se perciben mayores en los médicos (grupo I, 6,36) y en el personal no sanitario (grupo III, 6,27) respecto a las enfermeras (grupo II, 5,69).</p><p class="elsevierStylePara">En esto puede influir la presión asistencial más baja en enfermería respecto a los médicos, y es obvio que las cargas de trabajo de los administrativos han aumentado mucho en los últimos años, asumiendo tareas nuevas (agenda informatizada, cita informatizada de especialistas, tarjeta sanitaria, estadísticas, etc.).</p><p class="elsevierStylePara">En otros estudios se demuestra que la CVP se afecta negativamente cuando aumenta la presión asistencial incluso cuando ésta se compensa con incentivos económicos<span class="elsevierStyleSup">18</span>. Además, la sobrecarga asistencial junto con las interacciones entre personas dentro del equipo y la intrusión del trabajo en la vida privada se han demostrado como predictores de depresión en médicos de familia<span class="elsevierStyleSup">19</span>. Asimismo, la sobrecarga de trabajo ha sido identificada como una causa común de desmoralización e insatisfacción entre los profesionales<span class="elsevierStyleSup">20,21</span>.</p><p class="elsevierStylePara">En cuanto a las limitaciones del estudio, pueden existir sesgos de información inherentes al propio instrumento de medida: al valorar un concepto abstracto como es la satisfacción. Sin embargo, utilizar un cuestionario, el CVP-35, que ya ha demostrado su fiabilidad y validez en otros estudios permite la comparación de resultados<span class="elsevierStyleSup">4</span>. Además, otros cuestionarios están más relacionados con los conceptos de estrés laboral y <span class="elsevierStyleItalic"> burnout</span>: el Inventario de Fuentes de Estrés de Tabarca, el Cuestionario de <span class="elsevierStyleItalic">Burnout</span> de Maslach<span class="elsevierStyleSup">6,7</span>, mientras que el CVP-35 se acercaba más al concepto de calidad de vida laboral que nosotros buscábamos<span class="elsevierStyleSup">26</span>.</p><p class="elsevierStylePara">Respecto a los posibles sesgos de selección, se contó con cuestionarios de personas que respondieron de manera voluntaria. Para estudiar si cierta postura conllevaba una mayor frecuencia de respuesta al cuestionario, se compararon los grupos que respondieron al primer y al último envío, pues cabe suponer que estos últimos serían más parecidos a quienes no contestaron. Dado que no hubo diferencias, habría que asumir que esto no es una limitación de la validez externa del estudio. En la población que contesta el cuestionario se constata un número variable que no rellena algunos datos sociodemográficos o laborales con el objetivo de mantener el anonimato. Además, el porcentaje de respuesta es diferente según las categorías profesionales, lo cual produce, por ejemplo, que en la muestra que responde el cuestionario esté más representado el grupo II (un 41% de los profesionales de la muestra, frente a un 35,4% en la población general de profesionales de la organización). En otros estudios se constataron también diferencias en el porcentaje de respuesta de las diferentes categorías<span class="elsevierStyleSup">27</span>. No conocemos las causas de ello; en todo caso, esto no afecta a los resultados por categorías profesionales.</p><p class="elsevierStylePara">Algunos autores proponen que para mejorar en la percepción de la calidad de vida en el trabajo se debe pasar por un cambio cultural organizativo basado en la participación, la motivación, el compromiso y la implicación<span class="elsevierStyleSup">21</span>. De hecho, la motivación es uno de los elementos que más han preocupado a las organizaciones de servicios públicos<span class="elsevierStyleSup">3,14,15,22-24</span>. En cambio, la insatisfacción se produciría por la falta de cuidado de los factores higiénicos, como el salario, las condiciones físicas, el horario o las comodidades para realizar el trabajo.</p><p class="elsevierStylePara">Para mejorar la percepción de la CVP habrá que aumentar la percepción de apoyo directivo y la motivación intrínseca y disminuir la percepción de cargas de trabajo. Hay que aumentar el apoyo a las comisiones directivas de los equipos de atención primaria y a los profesionales del medio rural. Respecto a la motivación intrínseca, debe considerarse la alta puntuación en este apartado en el abordaje de los problemas, y tendremos que estudiar cómo mejorar la motivación intrínseca de los directivos. Finalmente, habrá que considerar la diferente percepción en cargas de trabajo y calidad de vida laboral de las distintas categorías profesionales, siendo prioritario valorar la disminución de cargas de trabajo de médicos y personal no sanitario, tanto con medidas organizativas como de aumento de recursos.</p><p class="elsevierStylePara">Ya sabemos lo que hay que mejorar. Los nuevos estudios deberían aportar herramientas para conseguirlo. Así, deberán aclarar los cambios en la percepción de CVP que produce la carrera profesional u otras formas de promoción y reconocimiento, la influencia de las mejoras en la comunicación y el <span class="elsevierStyleItalic">feedback</span> entre directivos y empleados, o cómo afecta a la CVP el aumento de la autonomía en la toma de decisiones (gestión descentralizada, fijación de objetivos, etc.)..</p><p class="elsevierStylePara">Agradecimiento</p><p class="elsevierStylePara">A Alfonso Jiménez Palacios, gerente del Área 1 de Atención Primaria de Madrid, y a todos los profesionales del Área 11, por su colaboración y apoyo.</p><p class="elsevierStylePara"> </p><p class="elsevierStylePara">Correspondencia: José A. Cortés Rubio. Viñegra, 6-8, portal B, 2.º A. 28047 Madrid. España. Correo electrónico: jcortesr@inicia.es</p><p class="elsevierStylePara">Este estudio ha sido financiado por el Fondo de Investigaciones Sanitarias 01/0874.</p><p class="elsevierStylePara">Manuscrito recibido el 6 de noviembre de 2002.</p><p class="elsevierStylePara"> Manuscrito aceptado para su publicación el 23 de abril de 2003.</p>" "pdfFichero" => "27v32n05a13051632pdf001.pdf" "tienePdf" => true "PalabrasClave" => array:2 [ "es" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Palabras clave" "identificador" => "xpalclavsec692632" "palabras" => array:3 [ 0 => "Satisfacción laboral" 1 => "Atención primaria de salud" 2 => "Cuestionario" ] ] ] "en" => array:1 [ 0 => array:4 [ "clase" => "keyword" "titulo" => "Keywords" "identificador" => "xpalclavsec692633" "palabras" => array:3 [ 0 => "Work satisfaction" 1 => "Primary health care" 2 => "Questionnaire" ] ] ] ] "tieneResumen" => true "resumen" => array:2 [ "es" => array:1 [ "resumen" => "Objetivo. Evaluar los factores asociados a la percepción de la calidad de vida profesional (CVP) en un área de salud. Diseño. Estudio transversal analítico. Ámbito. Área 11 de Atención Primaria de Madrid. Participantes. Los profesionales del área (1.436) fueron estratificados en tres grupos: I) médicos, farmacéuticos y psicólogos; II) enfermeras, matronas, fisioterapeutas y trabajadores sociales, y III) auxiliares administrativos y de enfermería y celadores. Intervenciones. Se envió un cuestionario de satisfacción (CVP-35) a 450 profesionales seleccionados por azar y se obtuvieron 282 contestaciones (62,7%). Se presentan las estimaciones con intervalos de confianza (IC) del 95%. Resultados. La puntuación media de CVP (escala de 1 a 10) fue de 5,14 (4,90-5,37), la motivación intrínseca (MI) de 7,41 (7,26-7,53), el apoyo directivo (AD) de 4,80 (4,64-4,96) y las cargas de trabajo (CT) de 6,06 (5,91-6,21). La percepción de CVP era más alta en las mujeres, el grupo II y los profesionales con menores demandas de trabajo. La mejor percepción de AD se dio en mujeres, centros urbanos y responsables de áreas administrativas. Las mujeres y los trabajadores interinos mostraron una MI más alta. La percepción de CT fue mayor en los grupos I y III. La edad, el estado civil, el turno de trabajo, la duración de empleo, el número de compañeros y la pertenencia a comisiones directivas no se relacionaron con la CVP. En el análisis multivariante el AD se mostró como el factor más influyente en la CVP. Conclusiones. La percepción de CVP es medio-baja, con una adecuada MI pero con cierto descontento relacionado con una alta CT y una escasa percepción de AD." ] "en" => array:1 [ "resumen" => "Objective. To evaluate the factors linked to the perception of professional quality of life (PQL) in a health area. Design. Analytical cross-sectional study. Setting. Area 11, primary care, Madrid. Participants. The professionals in the area (1436) were stratified into three groups: I) doctors, pharmacists and psychologists; II) nurses, midwives, physiotherapists and social workers, and III) administrative and nursing assistants and caretakers. Interventions. A satisfaction questionnaire (PQL-35) was sent out to 450 professionals selected at random. 282 replies were received (62.7%). All calculations used 95% confidence intervals. Results. The mean PQL score (scale from 1 to 10) was 5.14 (4.90-5.37); for intrinsic motivation (IM), 7.41 (7.26-7.53); for management support (MS), 4.80 (4.64-4.96); and for work-loads (WL), 6.06 (5.91-6.21). Perception of PQL was higher in women, group II and professionals with fewer work demands. Perception of best MS was in women, urban centres and people in charge of administrative areas. Women and temporary workers had higher IM. WL perception was higher in groups I and III. Age, marital status, work shift, length of employment, number of companions and belonging to management committees were not related to PQL. In the multi-variate analysis MS was found to be the factor most affecting PQL. Conclusions. 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Información del artículo
ISSN: 02126567Idioma original: Español
Datos actualizados diariamente
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|---|---|---|---|
| 2024 Octubre | 29 | 2 | 31 |
| 2024 Septiembre | 58 | 11 | 69 |
| 2024 Agosto | 34 | 9 | 43 |
| 2024 Julio | 35 | 8 | 43 |
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| 2024 Marzo | 50 | 10 | 60 |
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| 2015 Noviembre | 67 | 4 | 71 |
| 2015 Octubre | 65 | 6 | 71 |
| 2015 Septiembre | 86 | 5 | 91 |
| 2015 Agosto | 86 | 2 | 88 |
| 2015 Julio | 62 | 7 | 69 |
| 2015 Junio | 70 | 5 | 75 |
| 2015 Mayo | 59 | 1 | 60 |
| 2015 Abril | 68 | 16 | 84 |
| 2015 Marzo | 74 | 4 | 78 |
| 2015 Febrero | 45 | 3 | 48 |
| 2015 Enero | 47 | 5 | 52 |
| 2014 Diciembre | 51 | 7 | 58 |
| 2014 Noviembre | 58 | 2 | 60 |
| 2014 Octubre | 63 | 2 | 65 |
| 2014 Septiembre | 58 | 3 | 61 |
| 2014 Agosto | 55 | 6 | 61 |
| 2014 Julio | 56 | 3 | 59 |
| 2014 Junio | 76 | 3 | 79 |
| 2014 Mayo | 47 | 2 | 49 |
| 2014 Abril | 37 | 3 | 40 |
| 2014 Marzo | 44 | 2 | 46 |
| 2014 Febrero | 50 | 1 | 51 |
| 2014 Enero | 48 | 2 | 50 |
| 2013 Diciembre | 46 | 3 | 49 |
| 2013 Noviembre | 45 | 4 | 49 |
| 2013 Octubre | 65 | 2 | 67 |
| 2013 Septiembre | 40 | 4 | 44 |
| 2013 Agosto | 48 | 5 | 53 |
| 2013 Julio | 28 | 3 | 31 |
| 2003 Septiembre | 3460 | 0 | 3460 |
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