Analizar las propiedades psicométricas de 2 herramientas de medida de la satisfacción con la atención recibida de la enfermera en atención primaria y estimar los valores de esta satisfacción y las características del paciente y el servicio asociadas con su variabilidad.
MétodosLos sujetos fueron elegidos aleatoriamente en 23 centros de salud de la Comunidad de Madrid. Se midió la satisfacción con los cuestionarios AMABLE y de Baker, cuyas propiedades psicométricas fueron evaluadas. Se recogieron variables sociodemográficas y otras relativas al estado de salud, o al proceso de atención. Se construyó un modelo explicativo mediante Generalized Estimating Equations.
ResultadosLos 662 sujetos expresaron una satisfacción media de 4,95/5 (DE 0,25) con AMABLE y 4,83/5 (DE 0,42) con el cuestionario Baker. AMABLE se explicaba en una única dimensión (alfa Cronbach 0,85), y Baker en 3: cuidados profesionales (media 4,76 [DE 0,48], alfa Cronbach 0,74), profundidad de la relación (media 3,76 [DE 1,18], alfa Cronbach 0,73) y tiempo dedicado (media 4,42 [DE 0,86], alfa Cronbach 0,47). La edad, una mejor percepción del estado de salud y la consulta concertada por la enfermera se asociaban con una mayor satisfacción expresada. La atención en el domicilio, los ingresos hospitalarios, el retraso en la consulta, la familia más extensa o la renta familiar elevada se asociaban con una menor satisfacción.
ConclusionesLa satisfacción con la consulta de la enfermera en atención primaria era muy alta y se asociaba con características personales y de la propia consulta. Las herramientas evaluadas eran adecuadas para medir este resultado.
This study aims to assess the psychometric properties of two measurement tools for patient satisfaction with nursing care in Primary Care, the satisfaction level, and the personal and consultation characteristics associated with its variability.
MethodsSubjects randomly selected in 23 Health Care centres in the Community of Madrid were included. Satisfaction was measured by means of the AMABLE and Baker questionnaires, in which the psychometric properties were evaluated. Sociodemographic characteristics of the consultations, variables related to health status, and other related to the consultation process were collected. An explanatory model using Generalized Estimating Equations was constructed.
ResultsThe 662 subjects expressed a mean satisfaction of 4.95/5 (SD .25) with AMABLE, and 4.83/5 (SD .42) with the Baker questionnaire. AMABLE had a single dimension (Cronbach's alpha .85), and Baker three: professional care (mean 4.76, SD .48 Cronbach's alpha .74), depth of relationship (mean 3.76, SD 1.18, Cronbach's alpha .73), and perceived time (mean 4.42, SD .86, Cronbach's alpha .47). Ageing, a better perception of health status, and appointments arranged by nurses were associated with higher expressed satisfaction. Home care, hospital admissions, delayed consultation, extended family, or high family income were associated with lower satisfaction.
ConclusionsSatisfaction with nurse consultations in Primary Care was very high, and varied depending on personal characteristics and on the type of consultation. The assessed tools allowed this outcome to be measured properly.
El estudio de la satisfacción de los usuarios de los servicios de salud se ha convertido en un instrumento de valor en la investigación de servicios sanitarios1. La satisfacción se ha considerado como un resultado en sí mismo del contacto con el servicio de salud, a la vez que modula la interacción del sujeto con el propio sistema de salud2. La información sobre la satisfacción de los pacientes se puede utilizar como medida de la calidad de diferentes aspectos del servicio, y ha permitido identificar áreas que presenten déficit desde el punto de vista del receptor del servicio, para adaptarlo a las necesidades de sus destinatarios. La implicación del paciente en el diseño de los servicios de salud se ha propuesto como un estilo favorecedor de la equidad3, y propicia unos mejores resultados para el paciente y una mejor consecución de sus expectativas4. Por otra parte, el análisis de la satisfacción tiene relevancia desde la perspectiva de la gestión sanitaria. Ofrece una medida singular de la capacidad de la organización para responder a las expectativas de los usuarios, y es un predictor de la «adhesión» o «fidelidad» del usuario al prestador del servicio5, se relaciona con la satisfacción del agente que proporciona el servicio, especialmente en el caso de las enfermeras6, y se ha usado como argumento para legitimar diferentes propuestas de reformas sanitarias en nuestro medio7.
La satisfacción con la atención recibida por los profesionales sanitarios es un concepto difícil de delimitar. Algunas teorías psicológicas tratan de encuadrar esta satisfacción en un marco de actitudes personales o sociales, pero se acepta que en la génesis de la satisfacción se encuentra la concordancia entre las expectativas del paciente sobre lo que pensaba obtener y los resultados que percibe en su contacto con el sistema sanitario 8,9.
En parte las dificultades de conceptualización de la satisfacción se producen por su naturaleza multidimensional, estando conformada por aspectos relativos a la calidad científico-técnica, la relación personal con el profesional, tipos de comunicación, la accesibilidad al sistema y cuestiones organizativas, entre otras10.
La medida de la satisfacción no siempre tiene un abordaje único, y su estudio debería integrar diferentes metodologías desde diferentes paradigmas, incluyendo aquellos que exploran e interpretan el fenómeno, como hacen los estudios cualitativos11. Desde la perspectiva cuantitativa parece importante disponer de cuestionarios validados, pues aquellos no construidos en el contexto de un marco teórico adecuado suelen dar lugar a medidas sesgadas, a veces motivadas por un sesgo de aceptabilidad de la respuesta del entrevistado12. En nuestro entorno existen herramientas validadas para medir la satisfacción del usuario de los servicios enfermeros, tanto en el ámbito hospitalario13 como en atención primaria14,15. El cuestionario AMABLE fue construido según el modelo teórico SERVQUAL y validado en el contexto de atención primaria de salud (APS)14. El grupo de Fernández-San Martín15 adaptó el cuestionario construido por Baker16 bajo un modelo denominado «pragmático», que se utilizó primero para evaluar la satisfacción con la consulta del médico y posteriormente de enfermería en APS17.
La necesidad de utilizar la medida de la satisfacción del usuario del sistema de salud para comprender la realidad de los entornos sanitarios, y de su evaluación con herramientas apropiadas, justifican el presente trabajo que pretende analizar las propiedades psicométricas de 2 herramientas de medida de la satisfacción con la atención recibida de la enfermera en APS, y estimar los valores de esta satisfacción y las características del paciente y el servicio asociadas con su variabilidad.
Material y métodosDiseñoEstudio multicéntrico transversal. Se incluyeron sujetos mayores de 18 años, en el contexto de un estudio sobre evaluación de servicios sanitarios, que habían acudido a 23 centros de salud de la Comunidad de Madrid. Los criterios de selección de centros y sujetos habían sido descritos en estudios previos18,19.
Tamaño muestralEl tamaño muestral preestablecido (600 sujetos) permitía estimar un parámetro (satisfacción) con un error inferior al ±15% de la DS de la distribución del estadístico, para una confianza del 95%, asumiendo un efecto diseño de orden 3.
VariablesLa variable principal fue la satisfacción, evaluada mediante 2 herramientas: el cuestionario AMABLE14 y el cuestionario de Baker, adaptado por Fernández-San Martín15.
El cuestionario AMABLE estaba constituido por 3 únicas preguntas que se agrupaban en un solo dominio y que se contestaban en una escala tipo Likert con 5 posibles respuestas. Estas 3 preguntas explicaban más del 86% de la variabilidad de la respuesta y presentaban una alta consistencia interna (alfa de Cronbach de 0,92)14. La adaptación de Fernández San Martín al castellano del cuestionario de Baker tenía 18 preguntas, que se contestaban en un escala Likert con rango de 1 a 5 y se articulaba en 4 dominios relativos a la satisfacción general, los cuidados ofrecidos por el profesional, concepto que podía solaparse con la calidad científico-técnica, el tiempo dedicado a la consulta y la profundidad de la relación con el profesional.
Como variables explicativas se recogieron características personales de los consultantes, edad y sexo, la nacionalidad (español/extranjero), su nivel de estudios (estudios superiores si habían terminado el bachiller o tenían estudios universitarios), la «clase social» en una clasificación de 6 categorías20 (clase social «alta» para las 2 primeras) y la renta familiar mensual en miles de euros ajustada por el número de personas del hogar (según el método propuesto por la OCDE).
En cuanto a sus condiciones de salud se recogieron el número de condiciones crónicas (definidas como aquellas que requerían atención continuada por un periodo superior a 6 meses), el haber tenido ingresos hospitalarios en el último año y la percepción de la calidad de vida evaluada con el EuroQol-5D. Los resultados del EuroQol-5D se transformaron en utilidades (rango de 0 a 1)21 y se ordenó la distribución en quintiles.
Las características de la consulta estudiadas fueron el lugar de la atención, tipo de servicio, tiempo para conseguir cita, tiempo de espera en la sala para ser atendidos, duración real de la consulta en minutos, tiempo percibido de duración de la consulta y origen de la consulta.
Las variables clínicas fueron recogidas de la historia clínica informatizada del paciente. El resto de variables fueron recogidas mediante una entrevista personal realizada por un profesional entrenado y ajeno a la institución, para minimizar el sesgo de complacencia o de aceptabilidad de la respuesta. Se obtuvo el consentimiento informado escrito de cada sujeto incluido. El estudio de evaluación de servicios obtuvo el dictamen positivo del CEIC del Hospital Universitario Fundación Alcorcón (25 de junio de 2009).
Para evaluar la factibilidad del cuestionario se analizó la tasa de respuesta. La validez de constructo se estudió mediante un análisis factorial, con rotación Varimax. Se comprobó la adecuación de la aplicación del análisis mediante el test de esfericidad de Bartlett y el test de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO). Para valorar la fiabilidad de las dimensiones obtenidas se calcularon los valores del alfa de Cronbach. También se estudió la existencia de los llamados «efecto suelo» y «efecto techo».
La fiabilidad test-retest se evaluó en una submuesta de 127 pacientes escogidos al azar, a los que se les repitió la entrevista telefónicamente a las 2 semanas. Se calculó el coeficiente de correlación intraclase (CCI) para cada dominio. Para estudiar la asociación entre las variables personales y de la consulta con el grado de satisfacción, y dado que los sujetos se incluyeron desde distintos conglomerados (centros sanitarios) se recurrió a los modelos Generalizad Estimating Equations22. Se construyó un modelo para la satisfacción global y otro para cada una de las dimensiones principales del cuestionario. Los modelos presentados se seleccionaron de entre todos los posibles por su encaje en el modelo teórico y por el principio de parsimonia.
ResultadosSe propuso la participación a 757 sujetos. Rechazaron participar 95 sujetos (un 12,6% del total, IC 95%: 10,1-15,0%), por lo que se incluyeron 662 entrevistas. Los 95 sujetos que rechazaron participar no se diferenciaban de los entrevistados ni en edad, ni en el número de consultas realizadas el último año, ni en el número de condiciones crónicas.
En la tabla 1 se presentan las características de los sujetos incluidos. Las características de la consulta previa a la encuesta y a la utilización de los servicios se muestran en la tabla 2.
Características los sujetos incluidos (n=662)
| Media (IC 95%) | Mediana (rango IC) | Porcentajes (IC 95%) | |
|---|---|---|---|
| Edad en años | 65,4 (64,1-66,6) | 69 (55-78) | |
| Sexo (mujer) | 60,7 (56,9-64,5) | ||
| Nacionalidad española | 95,2 (93,5-96,9) | ||
| N.° de familiares en el hogar | 2,6 (2,5-2,7) | 2 (2-3) | |
| Condiciones crónicas (sí) | 82,9 (79,9-85,9) | ||
| Grupo social alto | 22,4 (19,2-25,5) | ||
| Estudios superiores | 37,2 (33,5-40,9) | ||
| Renta familiar mensual ajustada (€) | 875,8 (836,5-915,0) | 714,3 (600,0-1000,0) | |
| EuroQol-5D utilidades | 0,68 (0,66-0,71) | 0,76 (0,48-1,00) | |
| Hospitalizaciones en el último año (sí) | 29,2 (25,7-32,8) |
IC 95%: intervalo de confianza del 95%; rango IC: rango intercuartílico (percentil 25-percentil 75).
Características de la consulta y de utilización del servicio evaluado (n=662)
| Porcentajes (IC 95%) | |
|---|---|
| Tipo de consulta | |
| Actividades preventivas | 12,5 (9,9-15,1) |
| Seguimiento de procesos crónicos | 21,3 (18,1-24,5) |
| Seguimiento de planes de cuidados | 2,6 (1,3-3,8) |
| Procedimientos diagnósticos y terapéuticos | 63,6 (59,9-67,3) |
| Origen de la demanda | |
| Espontánea | 24,3 (21,0-27,7) |
| Autoconcertado | 65,4 (61,7-69,1) |
| Derivado por enfermera | 0,5 (0,1-1,3) |
| Derivado por otros | 9,8 (7,5-12,2) |
| Tiempo en conseguir consulta | |
| En el mismo día | 81,3 (78,2-84,3) |
| Un día | 6,3 (4,4-8,3) |
| Dos días | 4,8 (3,1-6,5) |
| Tres días | 1,8 (0,7-2,9) |
| Más de 3 días | 5,7 (3,9-7,6) |
| Tiempo de espera en consulta | |
| Menos de 15min | 84,9 (82,1-87,7) |
| Entre 16 y 30min | 12,1 (9,5-14,6) |
| Entre 31 y 60min | 2,65 (1,3-3,8) |
| Más de 1h | 0,5 (0,1-1,3) |
| Percepción de la duración de la consulta | |
| <1min | 0,6 (0,2-1,5) |
| 1-5min | 18,1 (15,2-21,1) |
| 6-10min | 42,4 (38,6-46,3) |
| 11-15min | 23,0 (19,7-26,2) |
| 16-30min | 12,5 (9,9-15,1) |
| >30min | 3,3 (1,9-4,8) |
| Media (IC 95%) Mediana (rango IC) | |
| Duración de la consulta (minutos) | 13,3 (12,7-13,9)10 (10-15) |
| Visitas a la enfermera/año | 16,6 (14,6-18,7)10 (5-16) |
IC 95%: intervalo de confianza del 95%; rango IC: rango intercuartílico (percentil 25-percentil 75).
En la tabla 3 se recogen las puntuaciones medias para cada una de las preguntas de los 2 cuestionarios. El cuestionario AMABLE encontró en más del 95% de los casos la máxima puntuación para cada una de las 3 preguntas (efecto «techo»). En el cuestionario de Baker esto ocurrió para las preguntas 1, 2, 3, 9 y 17. Ninguna pregunta del AMABLE quedó sin contestar. Las preguntas 1 y 17 del cuestionario de Baker no tuvieron respuesta en un caso y la 15 en 2 casos.
Descriptivos de las respuestas a las preguntas de los cuestionarios de satisfacción (n=662)
| Cuestionario AMABLE | ||||
|---|---|---|---|---|
| Mínimo | Máximo | Media | Desviación típica | |
| 1. Mi enfermera me escucha cuando le explico mis problemas de salud | 3 | 5 | 4,9 | 0,3 |
| 2. Mi enfermera es amable, me trata con cortesía | 2 | 5 | 5,0 | 0,2 |
| 3. Confío en mi enfermera, creo en lo que me dice | 1 | 5 | 4,9 | 0,3 |
| Cuestionario Baker | ||||
|---|---|---|---|---|
| Mínimo | Máximo | Media | Desviación típica | |
| 1. Estoy totalmente satisfecho de la visita con esta enfermera | 1 | 5 | 4,9 | 0,4 |
| 2. La enfermera ha puesto mucha atención en examinar todos los problemas | 1 | 5 | 4,9 | 0,4 |
| 3. Seguiré los consejos de la enfermera porque creo que son muy acertados | 1 | 5 | 4,9 | 0,4 |
| 4. Me he sentido cómodo hablando con la enfermera sobre temas muy personales | 1 | 5 | 4,6 | 1,1 |
| 5. El tiempo que he pasado con la enfermera ha sido algo corto | 1 | 5 | 4,8 | 0,7 |
| 6. La enfermera me ha dado una información completa sobre mi tratamiento | 1 | 5 | 4,8 | 0,9 |
| 7. Algunos aspectos de la consulta con la enfermera podrían haber sido mejores | 1 | 5 | 4,8 | 0,8 |
| 8. Hay algunas cosas que la enfermera no sabe de mí | 1 | 5 | 3,6 | 1,7 |
| 9. La enfermera ha escuchado con mucha atención todo lo que le he dicho | 1 | 5 | 4,9 | 0,3 |
| 10. Pienso que la enfermera me ha tratado de manera personalizada | 1 | 5 | 4,9 | 0,5 |
| 11. El tiempo que he estado con la enfermera no ha sido suficiente para comentarle todo lo que deseaba | 1 | 5 | 4,7 | 1,0 |
| 12. Después de la visita con la enfermera entiendo mucho mejor mi problema de salud | 1 | 5 | 4,4 | 1,3 |
| 13. La enfermera se ha interesado por mí no solo a causa de mi enfermedad, sino también como persona | 1 | 5 | 4,6 | 1,0 |
| 14. La enfermera lo sabe todo sobre mí | 1 | 5 | 3,6 | 1,7 |
| 15. Creo que la enfermera sabía realmente lo que yo estaba pensando | 1 | 5 | 2,8 | 1,8 |
| 16. Me hubiera gustado estar más tiempo con la enfermera | 1 | 5 | 3,8 | 1,7 |
| 17. No estoy del todo satisfecho con la visita a la enfermera | 1 | 5 | 4,9 | 0,5 |
| 18. Me resultaría difícil hablar con la enfermera sobre temas personales | 1 | 5 | 4,7 | 1,0 |
La tabla 4 recoge la solución factorial para ambos cuestionarios. El cuestionario AMABLE presentaba una solución con un único dominio o dimensión, que explicaba el 79,2% de la varianza. La estructura de los datos era adecuada para realizar el análisis factorial (medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin 0,726), y el ajuste de las variables mediante el análisis factorial idóneo (prueba de esfericidad de Bartlett, p<0,0005). El alfa de Cronbach para esta escala fue de 0,85.
Composición factorial para el cuestionario AMABLE y el cuestionario de Baker
| Cuestionario AMABLE | |||
| Componente | |||
| 1 | |||
| Pregunta 1 | 0,90 | ||
| Pregunta 2 | 0,91 | ||
| Pregunta 3 | 0,86 | ||
| Cuestionario de Baker | |||
| Componente | |||
| 1 | 2 | 3 | |
| Pregunta 2 | 0,77 | ||
| Pregunta 3 | 0,63 | ||
| Pregunta 4 | 0,56 | 0,42 | |
| Pregunta 5 | 0,74 | ||
| Pregunta 6 | 0,56 | ||
| Pregunta 8 | 0,88 | ||
| Pregunta 9 | 0,66 | ||
| Pregunta 10 | 0,53 | ||
| Pregunta 11 | 0,77 | ||
| Pregunta 12 | 0,44 | 0,44 | |
| Pregunta 13 | 0,55 | 0,44 | |
| Pregunta 14 | 0,89 | ||
| Pregunta 15 | 0,56 | ||
| Pregunta 16 | 0,62 | ||
| Pregunta 18 | 0,38 | 0,35 | |
Se eliminan todas las correlaciones<0,35; AMABLE: componente 1 satisfacción general; Cuestionario adaptado de Baker: componente 1 cuidados ofrecidos por el profesional; componente 2 profundidad de la relación con el profesional; componente 3 tiempo dedicado a la consulta; las preguntas 1, 7 y 17 se refieren a satisfacción global.
El cuestionario de Baker, una vez aisladas las 3 preguntas relativas a satisfacción general (preguntas 1, 7 y 17) estaba constituido por 3 factores con autovalores superiores a uno, que explicaban el 50,1% de la varianza. También era adecuada la estructura de los datos (medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin 0,799), y el ajuste de las variables mediante el análisis factorial correcto (prueba de esfericidad de Bartlett, p<0,0005).
Los 3 dominios del cuestionario eran superponibles a la propuesta original (cuidados profesionales, profundidad de la relación y tiempo dedicado), salvo para las preguntas 4 y 18. La pregunta 4 («Me he sentido cómodo hablando con la enfermera sobre temas muy personales») se incluyó en el primer dominio, como hicieron Poulton y Fernández San Martín. La pregunta 18 («Me resultaría difícil hablar con la enfermera sobre temas personales») se dejó en el dominio profundidad de la relación por correlacionar con él de manera adecuada. Los valores alfa de Cronbach fueron de 0,74, 0,73 y 0,47 para las dimensiones cuidados profesionales, profundidad de la relación y tiempo dedicado respectivamente.
Las puntuaciones medias para cada uno de los dominios se presentan en la tabla 5. El cuestionario AMABLE obtuvo para su valor medio un CCI de 0,98 (IC 95%: 0,97-0,99). Este CCI fue de 0,89 (IC 95%: 0,85-0,92) para la satisfacción global medida con el cuestionario de Baker, de 0,98 (IC 95%: 0,96-0,98) para la subescala cuidados profesionales, 0,85 (IC 95%: 0,56-0,93) para profundidad de la relación y 0,90 (IC 95%: 0,87-0,93) para la subescala tiempo dedicado.
Puntuaciones para cada uno de los dominios de los cuestionarios
| Cuestionario AMABLE | ||||
|---|---|---|---|---|
| Mínimo | Máximo | Media | Desviación típica | |
| Satisfacción general | 2,7 | 5,0 | 4,9 | 0,3 |
| Cuestionario Baker | ||||
| Satisfacción general | 1,0 | 5,0 | 4,9 | 0,4 |
| Cuidados profesionales | 2,3 | 5,0 | 4,8 | 0,5 |
| Profundidad de la relación | 1,0 | 5,0 | 3,7 | 1,2 |
| Tiempo dedicado | 1,0 | 5,0 | 4,4 | 0,9 |
En la tabla 6 se presentan las variables personales o de la consulta asociadas con la satisfacción general medida con el cuestionario AMABLE14 o de Baker adaptado (modelos 1 y 2) o con los dominios de la satisfacción que define el cuestionario de Baker adaptado15 (cuidados profesionales en el modelo 3, profundidad de la relación en el modelo 4 y tiempo dedicado en el modelo 5). En cuanto a las características personales, la edad se relacionaba con los dominios cuidados profesionales y profundidad de la relación, aumentando la puntuación en cada dominio entre 0,10 y 0,20 puntos por cada década que aumenta la edad. La mejor percepción del estado de salud se asociaba con mejor satisfacción general (aumentaba una media de 0,02 puntos por cada cambio de quintil de utilidad) y mejor percepción del dominio tiempo dedicado (cambio medio de 0,09 puntos por cada cambio de quintil de utilidad). El aumento de renta familiar se asociaba con disminuciones medias de la satisfacción general, en ambos cuestionarios (descensos medios de 0,06 a 0,10 puntos por cada 1.000 euros de aumento de la renta familiar mensual ajustada). También se relacionó el aumento de renta con el descenso en las puntuaciones medias de los componentes cuidados profesionales (0,18 puntos por cada 1.000 euros) y profundidad de la relación (0,35 puntos por cada 1.000 euros). El aumento del tamaño familiar se asociaba con una disminución de la satisfacción medida con el cuestionario de Baker (0,02 puntos por cada miembro más del hogar), pero no con el AMABLE. Las hospitalizaciones se relacionaban con una menor puntuación en la escala profundidad de la relación (0,20 puntos medios menos en los pacientes que habían sido hospitalizados) y los pacientes españoles tenían una mejor percepción del tiempo dedicado que los extranjeros (0,33 puntos más de media).
Variabilidad de la medida de la satisfacción medida con los cuestionarios AMABLE o Baker adaptado (n=662)
| Modelo 1 | Modelo 2 | Modelo 3 | Modelo 4 | Modelo 5 | |
|---|---|---|---|---|---|
| Variable dependiente | Puntuación AMABLE | Satisfacción general Baker | Cuidados profesionales | Profundidad de la relación | Tiempo dedicado |
| Variables independientes | Valor coeficiente | ||||
| Características personales | |||||
| Edad | 0,01(0,00-0,01) | 0,02(0,01-0,02) | |||
| Hospitalizaciones | –0,20(–0,39 a –0,01) | ||||
| Número de miembros en hogar | –0,02 (–0,05 a –0,01) | ||||
| EuroQol- 5D Utilidad en quintiles | 0,02(0,00-0,05) | 0,09(0,04-0,13) | |||
| Español vs extranjero | 0,33(0,03-0,63) | ||||
| Renta familiar mensual ajustada (1.000€) | –0,06(–0,10 a –0,02) | –0,10(–0,17 a –0,04) | –0,18(–0,25 a –0,11) | –0,35(–0,52 a –0,18) | |
| Características de la consulta | |||||
| Atención domicilio vs consulta | –0,07(–0,13 a –0,01) | –0,07(–0,19-0,03) | –0,15(–0,26 a –0,03) | –0,25(–0,53-0,02) | |
| Demanda concertada vs espontánea | 0,07(0,02-0,12) | 0,11(0,03-0,20) | 0,17(–0,03-0,38) | ||
| Derivado por otra enfermera vs espontánea | 0,10(–0,18-0,37) | –0,30(–0,77-0,17) | –1,25(–2,51-0,02) | ||
| Derivada por otro profesional vs espontánea | 0,09(–0,02-0,13) | 0,08(–0,04-0,20) | –0,29(–0,62-0,03) | ||
| Retraso en la cita>24h vs cita en menos de 24h | 0,08(0,02-0,15) | 0,09(–0,01-0,20) | |||
| Retraso en la consulta (por cada vez que se duplica tiempo de espera) | –0,06(–0,12-0,00) | ||||
| Constante | 5,02(4,93-5,11) | 5,02(4,80-5,25) | 4,72(4,52-4,91) | 3,07(2,59-3,56) | 3,83(3,49-4,17) |
| Características del modelo | N=662p (χ2)=0,0005 | N=660p (χ2)=0,0002 | N=662p (χ2) <0,00001 | N=658p (χ2) <0,00001 | N=662p (χ2)<0,00001 |
En negrita p<0,05, en cursiva p<0,10.
Respecto a las características de la consulta, la atención en el domicilio se asociaba con disminuciones en la satisfacción media de 0,07 puntos en el cuestionario AMABLE y de 0,15 y 0,25 puntos respectivamente en las dimensiones cuidados profesionales y profundidad de la relación del cuestionario de Baker. La demanda concertada por la propia enfermera se asociaba con aumentos de la satisfacción de entre 0,07 y 0,11 puntos, medida con ambos cuestionarios. El retraso en conseguir la cita no producía disminución de la satisfacción (se asocia con incrementos de 0,08-0,09 puntos en la satisfacción), pero cada vez que se duplica el tiempo en la sala de espera disminuía la satisfacción en el cuestionario de Baker una media de 0,06 puntos (p<0,10).
DiscusiónLa satisfacción de los pacientes con la enfermera de atención primaria es muy elevada, cuando utilizamos cuestionarios específicos para su medida, como el AMABLE o el cuestionario de Baker. El cuestionario AMABLE tiene unas propiedades psicométricas de consistencia y fiabilidad adecuadas, y su estructura factorial única es estable en poblaciones diferentes, pero presenta un efecto techo llamativo que limita su capacidad discriminativa. El cuestionario de Baker, adaptado al castellano, tiene una estructura factorial consistente en diferentes entornos. Este cuestionario, aunque también tiene cierto efecto techo, es más discriminativo que el cuestionario AMABLE. Ambas herramientas presentan una aceptabilidad excepcional, aunque hay que tener en cuenta que en esta ocasión fueron administrados por un entrevistador. El que las descripciones de las propiedades psicométricas sean similares a las encontradas en los trabajos originales habla de la adecuación de la herramienta para medir el constructo para el que se diseñó.
Al valorar los resultados sobre la satisfacción con la enfermera de atención primaria encontramos que está en niveles muy altos. Esto concuerda con los resultados de las encuestas realizadas por el propio servicio de salud, en las que el 94% de los encuestados se declaran satisfechos tanto con la eficacia como con la amabilidad de las enfermeras que les atienden23, aunque en este caso se utilizan herramientas no validadas. Parece que la potencial mejora de la satisfacción no puede utilizarse como argumento justificativo de cambios profundos en la prestación del servicio. Buscando las áreas de mejora en la satisfacción del paciente podríamos centrarnos en 2 dominios, la «profundidad de la relación», una dimensión quizá con diferente alcance en el ámbito anglosajón y el mediterráneo15, y el «tiempo dedicado». Determinadas teorías explican cómo el tiempo dedicado, la comunicación, la continuidad y la confianza en la enfermera modelan la satisfacción24. De estos elementos, los incardinados en la dimensión cuidados están muy bien valorados por el paciente, y quizá pueda mejorarse desde la perspectiva del profesional los relativos a la relación (comunicación y confianza) y desde la organización los elementos que permitan que el tiempo dedicado se perciba de una manera más satisfactoria.
En cuanto a las características personales asociadas a la satisfacción, algunos estaban previamente descritos para la relación con otros profesionales en APS. La edad se había asociado en muchos estudios con una percepción positiva de la atención recibida en atención primaria25–27. La asociación negativa entre nivel socioeconómico y satisfacción se había descrito en entornos de cierta privación social28, aunque en este caso no se han estudiado minorías, ni grupos de riesgo social. Las personas extranjeras expresaban una peor satisfacción con el tiempo dedicado, lo que sí es acorde con lo conocido25, y podría explicarse por unas mayores expectativas respecto al tiempo necesario para la prestación del servicio.
La asociación negativa, aunque de pequeña magnitud, entre el número de miembros en el hogar, expresión en cierta medida de la red de apoyo del paciente, y la satisfacción podría derivarse también de una perspectiva diferente en la percepción de cuidados entre quienes tienen más posibilidades de recibir apoyo fuera del entorno asistencial29.
De las características de la consulta las visitas en el domicilio se relacionaron con una menor satisfacción. Los pacientes domiciliarios tienen una mayor necesidad de cuidados, que pueden suponer una mayor cantidad de expectativas que pueden no ser satisfechas. Lo mismo ocurre con los pacientes con peor percepción de su estado de salud. Ya se había comunicado una peor satisfacción con los cuidados recibidos en aquellos enfermos con más enfermedad crónica en el entorno de la APS30. En cuanto a la accesibilidad, cierta demora en conseguir cita no perjudica la satisfacción, Hay que tener en cuenta, además, que la mayor parte de las citas que se demoraban más de 24h eran demandas espontáneas, lo que puede rebajar el nivel de expectativas respecto a la rapidez en conseguir esta cita. Sí empeora la satisfacción una mayor espera a ser atendido dentro del centro, aspecto bien documentado en la literatura31.
La consulta concertada por la propia enfermera, que puede hablar de una relación más profunda, se asociaba con una mayor satisfacción, y el número de visitas anuales no se asoció con cambios significativos en la satisfacción.
Este trabajo tiene algunas limitaciones propias de su diseño. Se intentan delimitar las percepciones de los pacientes, una realidad dinámica con una técnica limitada en cuanto a su alcance. Las expectativas y experiencias son específicas en el tiempo, el contexto y la situación de salud, aparte de verse influenciadas por otros elementos ajenos a la propia relación con el profesional32. Al valorar las características relacionadas con la satisfacción hay que tener en cuenta que el efecto techo de las herramientas de medida puede limitar la capacidad discriminativa de estas y acotar la magnitud de las asociaciones, y que las asociaciones no pueden ser interpretadas en términos de causa-efecto al tratarse de un estudio transversal. Tampoco se ha podido ofrece respuesta a la sensibilidad al cambio de las herramientas de medida, pues no estaba diseñado el estudio para ese fin. Además, poco se puede decir de las expectativas con el sistema y preferencias de aquellos que no lo utilizan.
Entre las fortalezas del estudio cabe destacar la calidad de la información utilizada. Los registros informatizados para conocer el número de visitas, las enfermedades y los ingresos hospitalarios evitan la presencia de sesgos de memoria, y la recogida de datos de manera individual ofrece una calidad de los datos sociodemográficos del mayor nivel posible.
En conclusión, entendiendo el análisis de la satisfacción como una forma de acercarnos a los resultados del servicio evaluado, podemos afirmar que los usuarios de la consulta de enfermería en atención primaria valoran positivamente la atención recibida. Las áreas potenciales de mejora, en la búsqueda de la excelencia de la atención, pueden dirigirse a aspectos organizativos que mejoren la percepción del tiempo dedicado, y a aquellas habilidades profesionales que mejoren la percepción de una relación de más cercanía con el paciente. También debe considerarse que la planificación y desarrollo de la prestación de servicios puede hacerse de una manera más personal, orientándola a las expectativas de determinados grupos de pacientes, pues hay características personales que modelan la percepción de la satisfacción, sin que parezcan necesarios cambios globales en la forma de prestar los servicios en aras de mejorar esa satisfacción. Por otra parte, las herramientas evaluadas permiten una correcta aproximación al constructo de la satisfacción, especialmente el cuestionario de Baker adaptado al castellano, que tiene una mejor capacidad discriminativa.
FinanciaciónLa realización del trabajo de campo de este estudio fue posible gracias a las ayudas para la realización de proyectos de investigación en el campo de resultados en salud en atención primaria, establecida en la Orden 472/2010, de 16 de septiembre, de la Consejería de Sanidad de la Comunidad de Madrid.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
