La anorexia nerviosa es un trastorno grave que causa tasas elevadas de morbilidad y mortalidad. La aplicación de una intervención no voluntaria solo es legalmente admisible si el paciente no es competente. Sin embargo, la evaluación de su capacidad puede ser extremadamente compleja. Ello conlleva que la decisión final pueda verse influida por las actitudes individuales del facultativo.
ObjetivoCrear y validar empíricamente un cuestionario en español que permita medir la actitud hacia la capacidad y el internamiento no voluntario y comparar entre grupos categóricos.
MétodosFormaron la muestra 338 profesionales de salud mental. Los ítems fueron validados por grupos de expertos. Se realizaron un análisis factorial exploratorio y comparaciones grupales.
ResultadosSe obtuvo un modelo de 13 ítems formado por 3 factores: prointervención, ausencia de capacidad y cronicidad. Los profesionales tienden a creer en la ausencia de capacidad y la necesidad de la intervención no voluntaria, así como en la idoneidad diferencial en virtud de la cronicidad. El respaldo previo a intervenciones involuntarias se relacionó significativamente con los factores prointervención y ausencia de capacidad y la formación en bioética, con la cronicidad.
ConclusionesEl instrumento resultante es válido y fiable. Puede ser útil a profesionales, pacientes y sociedad.
Anorexia nervosa is a serious disorder that causes high rates of morbidity and mortality. Involuntary treatments are only legally admissible if the patient is not competent. However, assessing their capacity can be really complex. This implies that the final decision might be influenced by the individual attitudes of the physician.
ObjectiveTo create and empirically validate a questionnaire in Spanish that makes it possible to measure the attitude towards capacity and involuntary commitment and compare between categorical groups.
MethodsThe sample consisted of 338 mental health professionals. The items were validated by groups of experts. An exploratory factor analysis and group comparisons were carried out.
ResultsFavourable evidence was obtained of a 13-item model consisting of three factors: pro-intervention, lack of capacity and chronicity. Professionals tend to believe in the lack of capacity and the need for involuntary interventions, as well as differential suitability due to chronicity. Having ever supported involuntary interventions was significantly related to the pro-intervention and lack of capacity factors, and training in bioethics to chronicity.
ConclusionsThe resulting instrument is valid and reliable. Its use can be useful to professionals, patients and society.
La anorexia nerviosa (AN) es un trastorno grave que causa tasas elevadas de morbilidad, con una prevalencia del 1-4%1 y una mortalidad de 5,1/1.000 personas-año2. Una de las características de la AN es que quienes la manifiestan a menudo rechazan el tratamiento a pesar del peligro que ello supone para su salud y niegan el problema o parecen presentar dificultades para apreciar su situación.
Por ello, la AN plantea un importante dilema bioético relativo al respeto a la autonomía del paciente, ya que puede entenderse la resistencia al tratamiento como un patrón de conducta inherente al trastorno y no está claro que la decisión de rechazarlo sea autónoma. Una actuación acorde a la voluntad expresada por la persona con AN puede desembocar en una situación crítica, incluso el fallecimiento. Si la persona es competente y con edad para la toma de decisiones sanitarias, ello no sería más que una manifestación de la primacía que, hoy por hoy, tiene la autonomía del paciente en nuestro derecho3 (Ley de Autonomía del paciente).
Ahora bien, evaluar la capacidad de las personas con AN puede ser difícil, ya que normalmente son competentes en la toma de decisiones en todos los aspectos de la vida a excepción de lo relacionado con su peso corporal. Algunos estudios han examinado la capacidad de los pacientes con AN para consentir el tratamiento, con resultados discordantes4.
La norma que regula específicamente el internamiento involuntario (art. 763 la Ley 1/2000 de Enjuiciamiento Civil5) se expresa muy vagamente a la hora de determinar la posibilidad de su aplicación, al establecer como requisito que la persona «no esté en condiciones de decidirlo por sí», lo que parece dejar en manos del personal facultativo el peso de su determinación.
Ello conlleva que la decisión final respecto a la aplicación de un tratamiento involuntario pueda estar influida por las actitudes personales del responsable sanitario hacia la capacidad de los pacientes con AN y la aplicación de medidas no voluntarias.
Sin embargo, poco se conoce de estas actitudes. En un estudio6 se encuestó a un grupo de psiquiatras generales, psiquiatras infanto-juveniles y psiquiatras con experiencia en trastornos alimentarios. Los encuestados generalmente apoyaron la idoneidad del tratamiento involuntario de los pacientes con AN y consideraron que esta condición dificulta la toma de decisiones de tratamiento y las conductas de autocuidado. En otro estudio7, los psiquiatras también respaldaron por lo general el papel de las medidas obligatorias en el tratamiento de pacientes con AN. En una reciente investigación8 se midieron las actitudes hacia el uso de métodos de tratamiento coercitivos tanto formales como informales entre 254 profesionales: psiquiatras, psicólogos y enfermeros, pero también médicos, terapeutas y trabajadores sociales. Los resultados revelaron actitudes agregadas ligeramente favorables hacia los enfoques de tratamiento coercitivo en general, aunque no se ofrecieron datos desagregados por profesión ni por tipo de coerción, lo que obliga a tomarlo con cautela.
En España, en lo que abarca el conocimiento de los autores del presente trabajo, no existe investigación sobre actitudes de los profesionales de salud mental hacia la capacidad o el internamiento no voluntario en AN.
El objetivo planteado en este trabajo es elaborar y validar un cuestionario útil para evaluar las actitudes del personal sanitario de salud mental ante la capacidad y el internamiento no voluntario de pacientes con AN mayores de edad, analizar sus propiedades psicométricas y valorar los resultados.
MétodosParticipantesEl número de respuestas obtenidas fue de 338. En la tabla 1 se muestran las características sociodemográficas.
Características sociodemográficas de los participantes (n=338)
| Variable | |
|---|---|
| Profesión | |
| Psiquiatra | 134 (39,6) |
| MIR Psiquiatría | 9 (2,7) |
| Psicólogo/a Clínico/a | 96 (28,4) |
| PIR | 9 (2,7) |
| PGS | 47 (13,9) |
| Enfermero/a en salud mental | 26 (7,7) |
| EIR en salud mental | 4 (1,2) |
| Otra | 12 (3,6) |
| NS/NC | 1 (0,3) |
| Antigüedad (años) | 10,58±10,7 |
| Intervalo | 49 (1-50) |
| Hasta 10 años inclusive | 112 (33,1) |
| Más de 10 años | 222 (65,7) |
| NS/NC | 4 (1,2) |
| Sexo | |
| Mujeres | 237 (70,1) |
| Varones | 98 (29,0) |
| NS/NC | 3 (0,9) |
| Experienca en TCA | |
| Sí | 220 (65,1) |
| No | 117 (34,6) |
| NS/NC | 1 (0,3) |
| Formación en bioética | |
| Sí | 127 (37,6) |
| No | 211 (62,4) |
| Alguna vez ha respaldado solicitud de internamiento | |
| Sí | 167 (49,4) |
| No | 169 (50,0) |
| NS/NC | 2 (0,6) |
Los valores expresan n (%), media±desviación estándar o intervalo (mínimo-máximo).
Para responder al objetivo principal del estudio, se procedió a la construcción y validación de un cuestionario específicamente diseñado, sobre la base de la información obtenida previamente mediante técnicas cualitativas (revisión bibliográfica y entrevistas en profundidad). En particular, se tomó como referencia el cuestionario empleado por Tan et al.6.
Se optó por la escala de 11 puntos (de 0 a 10), ya que minimiza los efectos de categorización y mejora el análisis y la fiabilidad de los datos9. Además, a medida que aumenta el número de alternativas de respuesta se reduce el uso del punto medio o neutro10.
El formato y los ítems del cuestionario se desarrolló mediante un proceso iterativo de aclaración y simplificación. Se diseñó una versión inicial del cuestionario cuya validez de contenido se puso a prueba en un pequeño número de expertos, eticistas y facultativos voluntarios, en un proceso tetraetápico.
Primera etapa. Se implementó un debriefing11 mediante la presentación de un documento con los ítems iniciales a 3 psiquiatras (2 de ellos, expertas en bioética). A raíz de sus comentarios, se modificaron los reactivos, dando una nueva redacción o eliminando aquellos que habían presentado evaluaciones o comentarios negativos.
Segunda etapa. La versión modificada se presentó a 3 nuevos voluntarios: un psiquiatra, un psicólogo clínico y una psicóloga clínica, todos ellos igualmente representativos de la población objetivo. A los dos últimos se les dejó en formato papel y se recogió en días posteriores una vez cumplimentado. En el caso del psiquiatra, se realizó una entrevista cognitiva concurrente12 en presencia del entrevistador. Con los datos de los 3 expertos anteriores, se elaboró una nueva versión.
Tercera etapa. Se procedió a realizar una entrevista cognitiva retrospectiva12 con una psicóloga clínica.
Cuarta etapa. Tras esta entrevista se formuló el cuestionario tal como sería presentado para su validación cuantitativa, reducido a 6 ítems sociodemográficos y 17 ítems relativos a la actitud de estudio (anexo 1).
Se esmeró el cuidado en la confección de la escala para prescindir de la prueba piloto antes de presentarla a la muestra definitiva, siguiendo esa alternativa metodológica.
ProcedimientoLa población diana estaba integrada por los profesionales de salud mental de la sanidad española, que incluye psiquiatras, médicos internos residentes (MIR) de Psiquiatría, psicólogos clínicos, psicólogos generales sanitarios (PGS), psicólogos internos residentes (PIR), enfermeros de salud mental y residentes de enfermería (EIR) de salud mental.
Se solicitó a las consejerías de todas las comunidades autónomas españolas las direcciones de las gerencias de los hospitales que tratasen a pacientes por AN. Con las direcciones de las consejerías de salud que atendieron la petición, se envió una invitación a dichas gerencias para que la transmitiesen a los profesionales que allí ejercían su labor. Además, se solicitó la colaboración de todos los colegios profesionales de psicólogos, médicos y enfermeros de España, universidades españolas y grupos hospitalarios privados que operan en España. Se desconocen las instituciones que efectivamente cursaron la petición. Además, se intentaron otras formas menos amplias de acceso a la población objetivo, como elementos de muestreo por conveniencia y bola de nieve.
En octubre de 2019 se inició el envío de solicitudes de colaboración. En ella se incluía el enlace de la dirección web respectiva que dirigía al formulario, con información general sobre el estudio y los estándares éticos. En enero de 2020 se envió un recordatorio de participación. El cuestionario quedó cerrado el 31 de marzo de 2020.
Análisis estadísticoLos resultados se analizaron mediante el paquete estadístico IBM SPSS Statistics versión 24 y el software Jamovi versión 1.1.9.0. En primer lugar, se procedió a revisar la corrección de los datos y a su depuración y limpieza. Para el estudio de la validez de constructo, se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) de los ítems. Ello dio lugar a la selección de los 13 ítems de la escala definitiva.
Antes de llevar a cabo el análisis factorial, se verificó que la matriz de correlaciones cumplía las condiciones suficientes para ser factorizada. Para ello se utilizó la prueba de esfericidad de Barlett. Igualmente se comprobó la medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin13 que compara las correlaciones observadas con las correlaciones parciales entre las variables.
Como medio de extracción y rotación para el AFE, se usó el software SPSS y se empleó el modo de extracción de los mínimos cuadrados no ponderados con rotación Oblimin para delta igual a 0.
Se utilizó para el tratamiento de los valores perdidos la opción del software SPSS «excluir casos según pareja», ya que ello permite aprovechar el conjunto de datos de que se dispone. Se entendió que la ausencia de respuestas obedecía principalmente al cansancio que supone una prueba larga, y no se observó indicio alguno que aconsejase otro tratamiento. Hay que reseñar que se verificó un patrón de abandono del cuestionario localizado en cada cambio de apartado (coincidente con el cambio de pestaña del test informatizado). Esta pauta apunta a que el origen del abandono se debe a fatiga, falta de motivación por continuar o creencia de haber llegado al final del test y no a algún motivo que pudiese esconder un sesgo en los resultados. Por ello se decidió contabilizar las respuestas de los participantes que al menos habían completado la viñeta clínica para perder el mínimo de casos.
La decisión acerca del número de factores se tomó tras considerar y comparar varios criterios (análisis paralelo, gráfico de sedimentación, valores propios superiores a la unidad, mínimo de 3 ítems por factor), pero siempre teniendo en cuenta una interpretación sustantiva de la solución encontrada, buscando un equilibrio entre los criterios de buen ajuste, parsimonia e interpretabilidad.
A continuación, se analizó la fiabilidad mediante el análisis de la homogeneidad o consistencia interna del cuestionario con los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald correspondientes, con los que se obtuvo una medida de la fuerza de la relación entre todos los ítems de cada dimensión.
La validez de constructo se evaluó mediante la correlación cruzada de las puntuaciones de los factores individuales utilizando el coeficiente de correlación de Spearman.
Se realizaron pruebas de normalidad (Kolmogorov-Smirnov y Shapiro-Wilk) previas a las pruebas de Mann-Whitney/Kruskal-Wallis para la determinación de diferencias de la distribución de los grupos de todas las categorías en cada factor. Se realizó un análisis descriptivo de las respuestas obtenidas con objeto de obtener la información desglosada por los grupos que componen cada variable sociodemográfica.
ResultadosEstadísticos descriptivosEn la tabla 2 se recogen el intervalo y los valores mínimos y máximos obtenidos en los ítems iniciales del cuestionario, así como los estadísticos de la media y desviación estándar.
Estadísticos descriptivos de los ítems
| N | Intervalo | Mínimo | Máximo | Media | Desviación estándar | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Q7 | 337 | 10 | 0 | 10 | 7,34 | 2,438 |
| Q8 | 335 | 10 | 0 | 10 | 6,56 | 2,925 |
| Q9* | 336 | 10 | 0 | 10 | 5,08 | 2,878 |
| Q11* | 335 | 10 | 0 | 10 | 6,12 | 2,710 |
| Q12 | 335 | 10 | 0 | 10 | 4,10 | 2,720 |
| Q13 | 335 | 10 | 0 | 10 | 4,69 | 2,879 |
| Q14 | 332 | 10 | 0 | 10 | 6,09 | 2,832 |
| Q15 | 337 | 10 | 0 | 10 | 4,03 | 2,817 |
| Q16 | 309 | 10 | 0 | 10 | 7,31 | 2,407 |
| Q17* | 308 | 10 | 0 | 10 | 7,70 | 2,244 |
| Q18 | 308 | 10 | 0 | 10 | 7,71 | 2,019 |
| Q19 | 308 | 10 | 0 | 10 | 8,11 | 1,760 |
| Q20 | 309 | 10 | 0 | 10 | 7,17 | 2,528 |
| Q21 | 289 | 10 | 0 | 10 | 6,45 | 2,823 |
| Q22* | 290 | 10 | 0 | 10 | 6,55 | 2,577 |
| Q23 | 286 | 10 | 0 | 10 | 6,30 | 2,782 |
| Q24 | 287 | 10 | 0 | 10 | 3,52 | 2,525 |
Los valores de las medias estuvieron entre 3,52 (ítem Q24) y 8,11 (ítem Q19), mientras que las desviaciones típicas tuvieron valores ≤ 2,925.
Análisis factorial exploratorioEl valor de la medida de adecuación muestral, KMO=0,905, la prueba de esfericidad de Bartlett, χ2(136)=1.959,356 (p <0,001) y el determinante de la matriz de correlaciones (0,001) informaron de la viabilidad de someter los datos a una reducción en dimensiones, llevada a cabo con el método de extracción de «mínimos cuadrados no ponderados», y el método de rotación aplicado fue Oblimin con delta igual a 0. Se tomó el valor 0,40 como criterio de selección de las cargas factoriales14.
En la tabla 3 se presenta la rotación que convergió en 16 iteraciones, mientras que en la tabla 4 aparecen las puntuaciones de la diagonal de la matriz de las correlaciones antiimagen.
A partir de los resultados del análisis, se consideró que la solución más sustantiva y parsimoniosa era la que eliminaba los ítems Q21 y Q22 (por no alcanzar el mínimo de 3 ítems y carecer de significado sustantivo) y los ítems Q18 y Q23 por no cargar un mínimo de 0,4 en ninguno de los factores. Se mantuvo el resto de ítems en 3 factores, que explicaban el 45,8% de la varianza. El factor 1 «Pro-intervención» incluye 5 ítems (Q8, Q9, Q11, Q13 y Q14) que se refieren a una consideración favorable a la intervención no voluntaria. Una alta puntuación en el factor indicaría una tendencia a valorar positivamente la implementación de intervenciones involuntarias en pacientes con AN. El factor 2 «Cronicidad» incluye 3 ítems (Q12, Q15 y Q24) que miden la existencia de diferencias en virtud precisamente del mayor o menor tiempo de padecimiento del trastorno de cara a decidir sobre una actuación involuntaria. Así, una mayor puntuación en este factor muestra una mayor tendencia a considerar más adecuada la intervención involuntaria en pacientes crónicos. Un menor valor indicaría, por el contrario, una actitud favorable a la mayor idoneidad de su aplicación en pacientes debutantes. El factor 3 «Ausencia de capacidad» incluye 5 ítems (Q7, Q16, Q17, Q19 y Q20) y recoge la ausencia de autenticidad, capacidad decisoria y de autocuidado de los pacientes con AN. Una mayor puntuación en este factor da muestras de una visión negativa hacia la capacidad del paciente. De esta forma las 3 dimensiones establecidas tienen sustantividad, presentan valores propios> 1 y explican el 45,8% de la varianza.
El cuestionario resultante tras los respectivos análisis factoriales se ha denominado Cuestionario de Actitudes hacia la Capacidad y el Internamiento No Voluntario en Anorexia Nerviosa (ACINOVAN) (anexo 2).
FiabilidadFinalizado el proceso de reducción y simplificación del cuestionario, se evaluó la fiabilidad de los factores identificados mediante el análisis de consistencia interna con la estimación del coeficiente alfa de Cronbach y el coeficiente omega de McDonald. Para el factor prointervención, se obtuvieron α=0,862 y Ω=0,865. Para el factor ausencia de capacidad, α 0,778 y Ω=0,785. Por último, el factor cronicidad obtuvo α=0,591 y Ω=0,660.
Análisis descriptivo de las dimensiones del cuestionarioPara la comparación actitudinal entre grupos, se utilizó la escala basada en el análisis factorial en lugar de la escala factorial en sentido propio en atención a su sencillez y a que la fiabilidad de la puntuación factorial no suele ser mucho mayor15. Para ello, se procedió a calcular la media aritmética simple de los ítems seleccionados como definitorios de los factores obtenidos. En la tabla 5 se presenta el intervalo, la media y el intervalo de confianza del 95% de cada subescala.
Resultados del análisis descriptivo según dimensiones
| Estadístico | Error estándar | |
|---|---|---|
| Prointervención | ||
| Media | 5,72 | 0,127 |
| Intervalo de confianza del 95% de la media | ||
| Límite inferior | 5,47 | |
| Límite superior | 5,97 | |
| Diferencia | 10 | |
| Ausencia de capacidad | ||
| Media | 7,52 | 0,095 |
| Intervalo de confianza del 95% de la media | ||
| Límite inferior | 7,33 | |
| Límite superior | 7,71 | |
| Diferencia | 9 | |
| Cronicidad | ||
| Media | 3,85 | 0,117 |
| Intervalo de confianza del 95% de la media | ||
| Límite inferior | 3,62 | |
| Límite superior | 4,09 | |
| Diferencia | 9 |
Hay una actitud favorable hacia la intervención no voluntaria, y el valor de la escala para el factor prointervención es> 5 (5,72). La creencia en la ausencia de capacidad es marcada (7,52). En cuanto al factor cronicidad, el paciente crónico es considerado menos idóneo que el paciente debutante para la intervención involuntaria. Este factor tomó un valor de 3,85.
Relación entre factoresLos resultados muestran una correlación positiva fuerte y significativa entre las respuestas de los encuestados sobre el factor prointervención y el factor ausencia de capacidad (rho de Spearman=0,656; p <0,001). También se dio una correlación positiva moderada y significativa entre los factores prointervención y cronicidad (ρ=0,402; p <0,001). Igualmente, se encontró una correlación positiva débil y significativa entre los factores ausencia de capacidad y cronicidad (ρ=0,258; p <0,001).
Diferencias entre categorías dentro de cada una de las variables sociodemográficasEl rechazo de la hipótesis nula en las pruebas de normalidad (Kolmogorov-Smirnov y Shapiro-Wilk) en gran parte de las distribuciones aconsejó el empleo de pruebas no paramétricas.
Las pruebas de Mann-Whitney/Kruskal-Wallis, con un nivel de significación de 0,05, para la determinación de diferencias entre las distribuciones de los grupos que componen cada categoría en los tres factores, dieron como resultado la retención de la hipótesis nula de igualdad de distribución en la mayoría de los casos. La excepción se dio en la categoría de antecedente de respaldo a una decisión o solicitud de internamiento no voluntario, con diferencias significativas para los factores prointervención y ausencia de capacidad. Igualmente, se evidenciaron diferencias significativas en la categoría de formación en bioética para el factor cronicidad. Se presentan en la tabla 6 los valores medios por factor y categoría.
Valores medios por factor y categoría
| Prointervención | Ausencia de capacidad | Cronicidad | |
|---|---|---|---|
| Media | Media | Media | |
| Profesión | |||
| Psiquiatra | 5,98 | 7,68 | 3,72 |
| MIR Psiquiatría | 5,24 | 7,23 | 3,71 |
| Psicólogo clínico | 5,65 | 7,23 | 3,64 |
| PIR | 4,96 | 6,67 | 3,21 |
| PGS | 5,87 | 7,78 | 4,86 |
| Enfermería en salud mental | 5,21 | 7,59 | 3,84 |
| EIR en salud mental | 4,50 | 7,30 | 4,17 |
| Otra | 5,27 | 7,98 | 3,21 |
| Sexo | |||
| Mujeres | 5,78 | 7,55 | 3,90 |
| Varones | 5,57 | 7,46 | 3,75 |
| Antigüedad | |||
| ≤ 10 años | 5,52 | 7,42 | 3,85 |
| > 10 años | 5,79 | 7,56 | 3,86 |
| Experiencia en TCA | |||
| Sí | 5,83 | 7,56 | 3,85 |
| No | 5,49 | 7,45 | 3,86 |
| Formación en bioética | |||
| Sí | 5,50 | 7,37 | 3,50 |
| No | 5,85 | 7,61 | 4,07 |
| Alguna vez ha respaldado solicitud de internamiento | |||
| Sí | 6,01 | 7,76 | 3,78 |
| No | 5,44 | 7,27 | 3,94 |
Los resultados obtenidos avalan la fiabilidad y validez del cuestionario ACINOVAN para evaluar la actitud de los profesionales sanitarios de salud mental ante el internamiento no voluntario y la capacidad de decisión y adopción de medidas de autocuidado en pacientes con AN mayores de edad. Los factores prointervención y ausencia de capacidad ofrecen una alta fiabilidad. El factor cronicidad ofrece una fiabilidad menos satisfactoria para decisiones individuales, si bien suficiente para decisiones grupales16.
En cuanto al tamaño de la muestra, aun cuando no existe un criterio o norma definitiva, se han alcanzado los requisitos encontrados en la literatura. Para el AFE, la recomendación mínima es de al menos 200 sujetos17.
No es posible determinar con rigor la validez convergente del instrumento, entendida ésta como el grado de acuerdo entre varias medidas del mismo constructo obtenidas por distintos métodos, dado que no existe otra herramienta que lo mida. Por el mismo motivo, no es posible analizar la validez discriminante, grado de diferenciación entre distintos constructos, al no existir trabajos de validación de escalas y cuestionarios que permitan establecer la comparativa.
Las correlaciones entre los factores parecen apoyar la validez de constructo de la escala. Parece congruente que las personas que defienden la ausencia de capacidad de los pacientes tiendan a defender la necesidad del tratamiento no voluntario en el mejor interés del paciente. Igualmente es esperable la correlación entre los factores prointernvención y cronicidad, ya que los profesionales de salud mental que apoyan la medida de intervención no voluntaria son conscientes de que esta tiene menores perspectivas de éxito psicopatológico a largo plazo en pacientes crónicos, lo que supone una diferencia cualitativa importante con respecto al paciente debutante. Por parecido razonamiento, resulta razonable la existencia de una correlación débil entre ausencia de capacidad y cronicidad. Normalmente se considera que el paciente crónico tiene mayor capacidad y una elevada «conciencia de vida con la enfermedad»18.
Además de lo anterior, el análisis factorial ha detectado la diferencia sutil que conllevan los factores prointervención y ausencia de capacidad. Siendo elementos que han de moverse en el mismo sentido, cabía esperar que se uniesen en un solo factor (lo cual no sería problema y, de hecho, algún criterio objetivo ofrecía la posibilidad de presentar con rigor metodológico esa solución) o, en el peor de los casos, que mezclasen los ítems en dos factores, pero sin permitir la distinción entre la actitud ante la intervención y la actitud ante la capacidad. La creencia en la ausencia de capacidad no ha de conllevar necesariamente la adhesión a una actitud favorable a la intervención involuntaria. En efecto, ese matiz está recogido parcialmente en el factor cronicidad, que parece graduar la percepción de la idoneidad del internamiento en virtud de la cronicidad del trastorno.
Disponer de un instrumento que mide la actitud hacia el internamiento no voluntario y la capacidad de los pacientes con AN es importante desde distintas perspectivas.
Del lado del paciente, cabe plantearse si, en un marco de libre elección de especialista, podría hacer uso adecuado de esa información. Es decir, tomar la elección de acudir a un profesional u otro en virtud de cómo se sitúa este en la escala ACINOVAN, de la misma manera que se seleccionan por su adhesión a una determinada corriente psicoterapéutica.
El propio profesional puede autocalibrarse por su posición en la escala, lo que, sin duda, ha de reportarle elementos de reflexión sobre su desempeño profesional.
Poe extensión, sería aconsejable su ampliación a profesionales que, sin pertenecer al ámbito de la salud mental, acaban tomando decisiones de internamiento que involucran a pacientes con AN.
Además, puede resultar un elemento de evaluación de los resultados de acciones formativas en bioética. El instrumento ha atestiguado la existencia de diferencias actitudinales entre los profesionales con esta formación de los que carecen de ella en relación a la evolución temporal del trastorno. Queda por resolver la incógnita de la direccionalidad. La formación en bioética puede ofrecer distintas perspectivas a la hora de evaluar la mejor opción. Pero también, determinadas características personales de los profesionales de salud mental pueden guiarles en la búsqueda de una formación bioética que sienten como necesidad.
Resumen de los principales resultadosLos encuestados en este estudio mostraron una actitud positiva hacia la ausencia de capacidad de los pacientes con AN para hacerse cargo de su cuidado y para la toma de decisiones relativas a su tratamiento. Esto concuerda con lo hallado en estudios precedentes a nivel internacional6.
Igualmente, los entrevistados mostraron una actitud favorable a la adopción de medidas no voluntarias para salvaguarda de la salud de los pacientes con AN. También en este sentido los resultados son consonantes con el trabajo previo en este campo6–8.
El factor cronicidad como elemento que tener en cuenta en la toma de decisiones éticas ya se apuntaba en la literatura18, pero no se había sometido a verificación cuantitativa. Efectivamente, se aprecia un consenso hacia la mayor idoneidad del tratamiento no voluntario en pacientes debutantes. El hecho de que se evidencien diferencias significativas entre los profesionales en virtud de su formación en bioética refleja la relevancia del contacto con la disciplina. La reflexión bioética implica una actitud de empatía con el paciente que va mucho más allá de la aplicación racional de unos principios.
Los profesionales que han respaldado alguna vez una intervención involuntaria se muestran significativamente más favorables a la intervención no voluntaria, además de considerar con más fuerza actitudinal que los pacientes con AN carecen de capacidad. Esta información puede parecer redundante. Sin embargo, interesaría, de nuevo, esclarecer el juego de causalidades. Resulta coherente que quien más propugna la intervención tenga también mayor probabilidad de haberla solicitado o respaldado alguna vez (otro debate sería la valoración ética del empleo desigual entre profesionales). Pero no hay que perder de vista la posibilidad de que la actitud sea consecuencia de la acción, por habituación o por mecanismos de reducción de la disonancia cognitiva. Haberse visto envuelto en una situación asistencial que ha dado lugar a una intervención no voluntaria puede originar la adhesión a la idea de esa necesidad. Así, se reduciría el conflicto que una actuación de este tipo conlleva.
LimitacionesExisten varias limitaciones en este estudio. La tasa de respuesta fue baja, algo habitual entre el personal sanitario. Se desconoce si algún elemento pudo afectar a la representatividad muestral. Entre los profesionales que pueden legalmente implementar el internamiento no voluntario, la cifra de psiquiatras y psicólogos clínicos ha sido satisfactoria. Sin embargo, el grupo de médicos residentes en Psiquiatría no ha alcanzado el número de participación que hubiese sido deseable. Ello supone un hándicap, ya que este grupo de profesionales prescribe ingresos no voluntarios.
No se ofrece evidencia rigurosa acerca de su validez convergente, con instrumentos de medida que evalúen constructos similares, ni discriminante, con instrumentos que midan constructos hipotéticamente relacionados con la actitud.
El factor cronicidad ha ofrecido una consistencia interna no del todo satisfactoria.
No se puede detectar la direccionalidad del juego entre el respaldo a intervenciones no voluntarias y las actitudes medidas por el cuestionario ACINOVAN. Una investigación longitudinal que tuviese en cuenta las actitudes antes y después de haber apoyado o implementado una actuación no voluntaria podría ser una vía de investigación interesante.
Por último, el acotamiento del cuestionario ACINOVAN a pacientes mayores de edad obedece a su presunción legal de capacidad, lo que simplifica enormemente la construcción y la reflexión. La creación de un instrumento con el foco en adolescentes y niños parece una vía de investigación evidente, si bien, mucho más compleja.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
