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Introducción
La satisfacción del paciente con la atención médica es una variable multidimensional, en la cual el individuo evalúa distintos aspectos de la atención médica.1 Incluye inquietudes sobre la enfermedad y su tratamiento, carga financiera, comunicación con el equipo de salud, acceso a los servicios, satisfacción con las explicaciones del tratamiento y confianza en su médico.2 Es particularmente relevante en el campo de la atención del cáncer, caracterizada por importante cantidad de consultas médicas, estancias prolongadas en hospitalización y variedad de tratamientos. La satisfacción generada por aspectos interpersonales en la interacción con el personal médico o de enfermería determina, en gran medida, la satisfacción global del paciente oncológico con el proceso de atención médica3-9 y repercute en la adherencia terapéutica,10,11 las alteraciones psicológicas,12 la calidad de vida13,14 e, incluso, en una mayor supervivencia.11
La satisfacción del paciente es apreciada como relevante al menos en cuatro áreas: comparación de sistemas o programas de salud, evaluación de la calidad de los servicios de salud, identificación de los aspectos que necesitan modificación en los servicios y asistencia a las organizaciones sociales en la identificación de consumidores con poca aceptabilidad de los servicios.15 La evaluación de la satisfacción se convierte en una tarea permanente y dinámica que aporta datos de cómo se encuentra y qué falta para cumplir con las expectativas de los pacientes. No solo permite obtener un indicador de excelencia, es más un instrumento de la excelencia.16
Para el sector de salud mexicano es fundamental contar con un instrumento que proporcione información válida y confiable respecto a la evaluación que realiza el paciente del proceso de atención médica. En este contexto, algunos instrumentos que se han utilizado para medir la satisfacción del paciente con la atención médica son CASE-cancer,17 ChPSQ-9,18 EORTC IN-PATSAT3219 y PSCC.20 Dichos instrumentos presentan una variabilidad considerable de constructos, la mayoría de ellos evalúa la satisfacción del paciente con el médico y omite diversos personajes importantes del equipo de salud. En la revisión de la literatura no se encontró una escala validada para población mexicana con cáncer que evaluara la satisfacción del paciente con el equipo de salud.
Por lo tanto, el objetivo de este estudio fue validar el Instrumento de Evaluación de Funcionalidad en el Tratamiento para Enfermedades Crónicas-Satisfacción con el Tratamiento-Satisfacción del Paciente (FACIT-TS-PS) versión 4, capaz de evaluar la satisfacción del paciente enfocándose en la confianza y claridad de la comunicación que se tiene con tres de los principales grupos de atención médica oncológica: personal médico, personal de enfermería y personal encargado del tratamiento (asistentes técnicos, laboratoristas clínicos).
Método
Se solicitó la autorización a la organización FACIT.org para validar en México el instrumento. La investigación fue aprobada por el Comité de Ética y el Comité de Investigación del Instituto Nacional de Cancerología de la Ciudad de México.
La obtención de los participantes fue por disponibilidad en los servicios ambulatorios del Instituto Nacional de Cancerología, entre octubre de 2018 y diciembre de 2018. Los participantes aceptaron participar en la investigación previa comprensión y firma del consentimiento informado. Los criterios de participación fueron los siguientes:
– Criterios de inclusión: diagnóstico de cualquier tipo de cáncer, en cualquier tipo de tratamiento o periodo de seguimiento, y saber leer y escribir.
– Criterios de exclusión: deterioro cognitivo que impidiera contestar las encuestas o deficiencia visual o auditiva severa.
– Criterio de eliminación: no contestar de forma completa el instrumento y llenado incorrecto de los cuestionarios.
A 15 expertos que forman parte de equipos multidisciplinarios en oncología se les envió FACITS-TS-PS y un formato para evaluar criterios de pertinencia, redacción, lenguaje apropiado para la población, validez teórica, validez aparente y validez de contenido. Posteriormente, se realizaron modificaciones para mejorar el entendimiento de las instrucciones y reactivos.
La adaptación al español en población mexicana se realizó mediante una prueba piloto en 29 pacientes. Se aplicó un formato de registro de caso de acuerdo con los lineamientos de Mora et al., que incluyó un cuestionario específico sobre la comprensión de las instrucciones, cada reactivo y las opciones de respuesta.21
Se diseñó una cédula de identificación del participante que incluía datos sociodemográficos y clínicos. Se empleó FACIT-TS-PS versión 4, desarrollado por Peipert et al.,2 el cual constituye una escala tipo Likert autoadministrada que permite evaluar la satisfacción del paciente con el equipo de salud, conformada por 26 reactivos distribuidos en cinco factores: comunicación médica (alfa = 0.95), comunicación con el personal de tratamiento (alfa = 0.89), competencia técnica (alfa = 0.86), comunicación con enfermería (alfa = 0.72) y confidencialidad y confianza (alfa = 0.93); así como por tres reactivos individuales que no se incluyen en la sumatoria final. En total se trató de 29 reactivos.
Los datos fueron analizados con el programa estadístico SPSS versión 21. Se empleó un análisis factorial de componentes principales con rotación varimax en el que los criterios utilizados fueron los siguientes: sin suprimir pequeños coeficientes, no tomar un mínimo de reactivos por factor y coeficientes de consistencia interna por cada factor alfa de Cronbach ≥ 0.60.
Se evaluó el ajuste del modelo a cuatro factores mediante un análisis factorial confirmatorio, en el que se uso el método de máxima verosimilitud que incluyó los pasos siguientes:22-24 identificación y especificación del modelo, estimación de parámetros estandarizados (correlaciones R2, covarianzas, índices de modificación y proporciones críticas de las diferencias) y, por último, evaluación del ajuste mediante la observación de límites aceptables de los estimadores, así como no colinealidad en las variables medidas.
Se estimaron los siguientes índices: χ2, razón de χ2/grados de libertad, índice de bondad de ajuste (goodness of fit index, GFI) y sus complementos: el índice de Tucker-Lewis (Tucker-Lewis index, TLI) y el índice de bondad de ajuste corregido (adjusted goodness of fit index, AGFI); así como el índice de bondad de ajuste comparativo (comparative fit index, CFI),25 que constituye el mejor indicador para muestras iguales o superiores a 200 y la raíz cuadrada media del error de aproximación (root mean square error of approximation, RMSEA).
Resultados
Se estudió una muestra no probabilística de 200 pacientes de ambos sexos con diagnóstico de cáncer, con un promedio de 45.86 ± 15.01 años, que acudieron a consulta al Instituto Nacional de Cancerología (Tabla 1).
Tabla 1 Características sociodemográficas y clínicas de una muestra de 200 pacientes diagnosticados con cáncer
| Edad en años: rango 17-92, mediana 47 (36-56) | |||||
|---|---|---|---|---|---|
| Variable | n | % | Variable | n | % |
| Sexo | Paternidad | ||||
| Mujer | 129 | 64 | Sí | 141 | 70 |
| Hombre | 71 | 36 | No | 59 | 29 |
| Estado civil | Número de hijo(a)s | ||||
| Soltero(a) | 74 | 37 | 1 | 32 | 16 |
| Casado(a) | 83 | 41 | 2 | 59 | 29 |
| Unión libre | 22 | 11 | 3 | 28 | 14 |
| Otro (viudo, divorciado) | 21 | 10 | ≥ 4 | 22 | 11 |
| Comorbilidad | Ocupación | ||||
| Sí | 54 | 27 | Empleado(a) | 46 | 23 |
| No | 146 | 73 | Autoempleado(a) | 37 | 19 |
| Desempleado(a) | 49 | 24 | |||
| Hogar | 68 | 34 | |||
| Tipo de comorbilidad | |||||
| Diabetes | 10 | 5 | |||
| Hipertensión | 14 | 7 | Nivel de estudios | ||
| Diabetes + hipertensión | 12 | 6 | Primaria | 29 | 15 |
| Infección por VIH | 4 | 2 | Secundaria | 44 | 22 |
| Otro | 14 | 7 | Preparatoria | 56 | 28 |
| Licenciatura | 56 | 28 | |||
| Lugar de residencia | Posgrado | 15 | 7 | ||
| Ciudad de México | 96 | 48 | |||
| Provincia | 104 | 52 | Nivel socioeconómico | ||
| 1 | 33 | 16 | |||
| Apoyo social | 2 | 81 | 40 | ||
| Bajo | 30 | 15 | 3 | 62 | 31 |
| Mediano | 57 | 28 | 4 | 7 | 3 |
| Alto | 113 | 56 | 5 | 6 | 3 |
| índice de Karnofsky | 6 | 11 | 5 | ||
| 100 | 90 | 45 | |||
| 90 | 93 | 46 | Diagnóstico | ||
| 80-60 | 17 | 8 | Mama | 55 | 27 |
| Urología | 23 | 11 | |||
| Estadio | Gastroenterología | 21 | 10 | ||
| I | 35 | 17 | Pulmón | 15 | 7 |
| II | 41 | 20 | Piel y partes blandas | 24 | 12 |
| III | 50 | 25 | Ginecología | 31 | 15 |
| IV | 44 | 22 | Leucemia | 13 | 6 |
| Sin estadificar. | 30 | 15 | Cabeza y cuello | 12 | 6 |
| Otro | 6 | 3 | |||
| Tratamiento | |||||
| Seguimiento | 45 | 23 | |||
| Quimioterapia | 46 | 23 | |||
| Cirugía | 32 | 16 | |||
| Radioterapia | 19 | 9 | |||
| Quimioterapia-cirugía-radioterapia | 33 | 16 | |||
| Otro | 23 | 11 | |||
El valor de la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin fue de 0.91 (p = 0.001), lo que confirmó que la muestra fue adecuada para el análisis. El análisis factorial exploratorio mediante el método de componentes principales y rotación varimax con 26 reactivos arrojó un modelo con cuatro factores.
Los reactivos ¿Confió en las sugerencias de tratamiento de su(s) médico(s)? (TS37) y ¿Tuvo confianza en su(s) médico(s)? (TS36) del factor Confianza y confidencialidad cambiaron al factor Conocimientos y habilidades médicas; así como el reactivo ¿El personal a cargo del tratamiento respetó su privacidad? (TS35) al factor Comunicación con el personal de enfermería. Se eliminaron los reactivos ¿Le pareció que el personal a cargo del tratamiento respondió a sus preguntas con sinceridad? (TS34) y ¿Su(s) médico(s) le explicó (explicaron) los posibles beneficios de su tratamiento? (TS10), debido a que tenía una carga factorial por encima de 0.40 en más de un factor.
En el análisis de confiabilidad se obtuvo un alfa total de Cronbach de 0.94 y 24 reactivos agrupados en cuatro factores que explicaron 68.15 % de la varianza. El factor Confianza y confidencialidad se unificó con el factor conocimientos y habilidades médicas, por lo que se decidió nombrar a este nuevo factor como conocimientos médicos y confianza (Tabla 2).
Tabla 2 Análisis factorial exploratorio de la escala FACIT-TS-PS versión 4 en pacientes con cáncer (n =200)
| Alfa total de Cronbach = 0.94 Varianza explicada total = 68.15 % | Carga factorial | X̄ del reactivo | σ del reactivo | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Factor 1. Comunicación con el médico | ||||||
| TS16. ¿Su(s) médico(s) parecía(n) entender sus necesidades? | 0.81 | 0.27 | 0.09 | 0.17 | 2.44 | 0.81 |
| TS15. ¿Su(s) médico(s) mostró (mostraron) un verdadero interés por usted? | 0.80 | 0.11 | 0.16 | 0.19 | 2.38 | 0.911 |
| TS15. ¿Su(s) médico(s) mostró (mostraron) un verdadero interés por usted? | 0.75 | 0.31 | 0.09 | 0.19 | 2.53 | 0.78 |
| TS18. ¿Pudo hablar con su(s) médico(s) cuando lo necesitó? | 0.74 | 0.18 | 0.20 | 0.18 | 2.26 | 0.97 |
| TS27. ¿Lo/la motivaron a participar en la toma de decisiones respecto a su atención médica? | 0.73 | 0.27 | 0.14 | 0.21 | 2.27 | 1.02 |
| TS30. ¿Su(s) médico(s) parecía(n) respetar sus opiniones? | 0.68 | 0.29 | 0.26 | 0.25 | 2.52 | 0.80 |
| TS14. ¿Su(s) médico(s) parecía(n) entender lo que era importante para usted? | 0.68 | 0.28 | 0.24 | 0.22 | 2.40 | 0.87 |
| TS12. ¿Tuvo oportunidad de hacer preguntas? | 0.66 | 0.26 | 0.09 | 0.15 | 2.55 | 0.75 |
| TS28. ¿Tuvo suficiente tiempo para tomar decisiones respecto a su atención médica? | 0.65 | 0.26 | 0.26 | 0.13 | 2.29 | 0.95 |
| TS9. ¿Pudo entender las explicaciones de su(s) médico(s)? | 0.58 | 0.18 | 0 | 0.10 | 2.38 | 0.77 |
| TS11. ¿Su(s) médico(s) le explicó (explicaron) los posibles efectos secundarios o riesgos de su tratamiento? | 0.41 | 0.38 | 0.07 | 0.34 | 2.44 | 0.86 |
| Factor 2. Conocimientos médicos y confianza | ||||||
| TS23. ¿Le pareció que su(s) médico(s) tenía(n) experiencia en el tratamiento de su enfermedad? | 0.26 | 0.76 | 0.06 | 0.21 | 2.82 | 0.51 |
| TS37. ¿Confió en las sugerencias de tratamiento de su(s) médico(s)? | 0.30 | 0.75 | 0.21 | 0.03 | 2.77 | 0.52 |
| TS25. ¿Su(s) médico(s) evaluó (evaluaron) su caso y ofreció (ofrecieron) un tratamiento detallado? | 0.32 | 0.74 | 0.20 | 0.19 | 2.68 | 0.67 |
| TS24. ¿Le pareció que su(s) médico(s) estaba(n) al tanto de los últimos avances médicos sobre su enfermedad? | 0.27 | 0.69 | 0.09 | 0.25 | 2.70 | 0.65 |
| TS36. ¿Tuvo confianza en su(s) médico(s)? | 0.35 | 0.67 | 0.15 | 0.17 | 2.73 | 0.60 |
| Factor 3. Comunicación con el personal de enfermería | ||||||
| TS32. ¿El personal de enfermería mostró un verdadero interés por usted? | 0.11 | 0.07 | 0.86 | 0.20 | 2.60 | 0.70 |
| TS33. ¿El personal de enfermería parecía entender sus necesidades? | 0.16 | 0.05 | 0.85 | 0.25 | 2.50 | 0.78 |
| TS31. ¿Pudo entender las explicaciones del personal de enfermería? | 0.13 | 0.18 | 0.81 | 0.11 | 2.60 | 0.68 |
| TS35. ¿El personal a cargo del tratamiento respetó su privacidad? | 0.28 | 0.32 | 0.62 | 0.02 | 2.74 | 0.55 |
| Factor 4. Comunicación con el personal de tratamiento | ||||||
| TS21. ¿El personal a cargo del tratamiento le explicó la manera en que su salud y el tratamiento podrían afectar sus relaciones personales (familiares, amistades, laborales)? | 0.24 | 0.11 | 0.15 | 0.85 | 1.83 | 1.20 |
| TS20. ¿El personal a cargo del tratamiento le explicó la manera en que su salud y el tratamiento podrían afectar sus actividades diarias habituales (por ejemplo, bañarse, vestirse)? | 0.18 | 0.22 | 0.24 | 0.80 | 2.12 | 1.13 |
| TS22. ¿El personal a cargo del tratamiento le explicó la manera en que su salud y el tratamiento podrían afectarlo(a) emocionalmente? | 0.26 | 0.12 | 0.07 | 0.78 | 1.9 | 1.2 |
| TS19. ¿El personal a cargo del tratamiento le explicó la manera en que su salud y el tratamiento podrían afectar su trabajo habitual (incluidos los quehaceres domésticos)? | 0.26 | 0.34 | 0.28 | 0.67 | 2.18 | 1.09 |
| Valor alfa del factor | 0.93 | 0.88 | 0.86 | 0.88 | ||
| Porcentaje de varianza explicada | 25.83 | 15.70 | 13.51 | 13.09 | ||
| Media | 26.43 | 13.70 | 10.43 | 8.01 | ||
| Desviación estándar | 7.42 | 2.49 | 2.31 | 4.00 | ||
| Varianza del factor | 55.13 | 6.22 | 5.35 | 16.06 | ||
| Correlación intraclase del factor | 0.56 | 0.60 | 0.61 | 0.66 | ||
| Valor inferior | 0.50 | 0.55 | 0.55 | 0.60 | ||
| Valor superior | 0.61 | 0.66 | 0.68 | 0.71 | ||
| Valor F | 15.01 | 8.80 | 7.50 | 8.88 | ||
| Valor p | ≤ 0.001 | ≤ 0.001 | ≤ 0.001 | ≤ 0.001 | ||
Los índices relativos de bondad de ajuste comparativo (CFI, TLI y AGFI) estuvieron muy cercanos al valor ideal (igual, próximo o mayor a 0.95, respectivamente), lo que confirmó que se trata de un modelo aceptable en comparación con el modelo nulo. El valor CFI, que tendió a 1 (superior a 0.5), señala un modelo más eficiente que el nulo.26
La proximidad a cero del índice de la raíz del residuo cuadrático promedio (RMR) e inferior a 0.08 (RMR = 0.044) ratifica la diferencia virtualmente nula entre la matriz de covarianza observada y la predicha; por lo tanto, puede asumirse que la discrepancia entre el modelo propuesto y los datos reales fue casi nula o muy baja.24
De forma general, el valor de chi cuadrada ajustado a 244 grados de libertad fue de 2.431 (es ideal que sea < 3), con valor de p < 0.05, lo que confirmó el ajuste absoluto del modelo a los datos observados.24
Se observó un valor cercano a cero en el índice RMSEA (0.085) y el intervalo superior fue muy cercano de 0.08 (0.076-0.093), lo que indicó casi nulidad en el error del modelo.24
En la prueba de Holter (n = 101, p = 0.01), el tamaño de muestra teórico superó el utilizado, por lo que se pudo afirmar que el modelo era correcto y se aceptó la hipótesis (probabilidad de un error alfa de 0.01) de que la muestra era suficiente para los análisis. La Tabla 3 y la Figura 1 del modelo final resumen estos resultados.
Tabla 3 Índices de bondad de ajuste del modelo confirmatorio resultante de la escala FACIT-TS-PS (satisfacción con el equipo de salud), 4 factores en pacientes con cáncer (n=200)
| Estadístico | Criterio deseable | Valor en el presente estudio | Interpretación |
|---|---|---|---|
| Ajuste absoluto razón de χ2/grados de libertad | < 2 o 3 | 595.772/244 gl = 2.441 | Los errores del modelo son nulos con la muestra utilizada y el ajuste absoluto es excelente |
| Índice de bondad de ajuste(GFI) | > 0.90 Preferente > 0.95 | GFI = 0.809 | Ajuste aceptable |
| Índice de bondad de ajuste comparativo (CFI) | > 0.90 Preferente > 0.95 | CFI = 0.900 | Ajuste comparativo muy aceptable |
| Raíz del residuo cuadrático medio (RMR) | Próximo a cero | RMR = 0.044 | Error del modelo próximo a cero, casi ajuste perfecto del modelo a los datos |
| Raíz del residuo cuadrático medio de aproximación (RMSEA) | < 0.08, próximo a cero | RMSEA = 0.085 (0.076-0.093) | Error del modelo próximo a cero, casi ajuste perfecto del modelo a los datos |
Figura 1 Modelo de análisis factorial confirmatorio de primer orden de cuatro factores de FACIT-TS-PS versión 4. χ2= 595.772, 244 gl, razón de χ2/grados de libertad = 2.431, p = 0.000, índice de bondad de ajuste comparativo = 0.900, índice de Tucker-Lewis = 0.887, índice de bondad de ajuste corregido = 0.766, raíz del residuo cuadrático medio = 0.044, raíz cuadrada media del error de aproximación = 0.085 (0.076-0.093), prueba de Hoelter, n = 101 (p = 0.01).
Discusión
La evaluación de la satisfacción del paciente oncológico con el equipo de salud es de gran relevancia debido a su relación con la continuidad terapéutica del paciente, los resultados en su salud y distintas afectaciones psicológicas. El instrumento FACIT-TS-PS presentó una estructura exploratoria similar a la versión original y propiedades psicométricas adecuadas. El análisis factorial confirmatorio indicó que el modelo teórico propuesto se ajustó casi perfectamente a los datos de la muestra utilizada y los indicadores estructurales del modelo (CFI, RMR y RMSEA) sugieren que se trata de un modelo con error próximo a cero, equilibrado y que mide cuidadosamente la satisfacción global del paciente con el equipo de salud.
El factor confianza y confidencialidad evalúa la confianza en general del paciente con el equipo de salud. Al unificar los reactivos de este factor con el de conocimientos y habilidades médicas se identificó que la confianza en general con el equipo de salud recayó mayormente en la percepción de la experiencia del equipo médico en el tratamiento, lo cual se podría explicar de acuerdo con lo que indica Wright, quien menciona que la confianza en la experiencia de los médicos es la principal preocupación de los pacientes con cáncer. Ser médico era suficiente, pero la confianza aumentaba cuando los médicos mostraban eficiencia y habilidades técnicas;9 incluso, los pacientes manifiestan tener confianza en la profesión médica como agente principal del sistema. Esta confianza es superior a la depositada en otras profesiones sanitarias y se mantiene a pesar de las quejas en torno a la atención sanitaria recibida.3 En el mismo sentido, Navarro menciona que los pacientes dan más importancia a la competencia del médico, la información sobre la enfermedad y los tratamientos, que a los aspectos de apoyo emocional y contextual.27
De acuerdo con la muestra obtenida en esta investigación, 40 % de los participantes tenía un nivel socioeconómico 2, es decir, bajo. Se ha encontrado que las poblaciones de menores ingresos tienen menores niveles de satisfacción, sobre todo las que asisten a hospitales públicos.28 De los participantes, 27 % presentaba alguna otra comorbilidad con el cáncer, por lo cual la atención médica debe enfocarse a atender y comprender las afectaciones físicas y psicológicas producto de la interacción del cáncer con distintas enfermedades crónicas, como la diabetes y la hipertensión. Por ello, conocer la satisfacción del paciente oncológico en escenarios del sector salud público en México es de gran relevancia.
La ventaja del FACIT-TS-PS sobre otros instrumentos de satisfacción es que, más allá de conocer la cantidad de la información comunicada al paciente, se centra en conocer la claridad de la comunicación con el personal médico, integrando al personal de enfermería y al personal encargado del tratamiento, los cuales interactúan constantemente en la atención de los pacientes oncológicos. La comunicación efectiva ejerce una influencia positiva no solo en la salud emocional del paciente sino también en la resolución de los síntomas físicos, el estado funcional y fisiológico y el ajuste a la enfermedad.7 Por lo anterior, la evaluación de satisfacción que proporciona FACIT-TS-PS podría ser empleada en distintos servicios de atención médica oncológica del país, con ventajas en comparación con los resultados de otros estudios realizados en México acerca de satisfacción del paciente entre las que se encuentran las siguientes:
– Utiliza una escala válida y confiable para conocer la satisfacción con el equipo de salud.
– Fue validada en población oncológica.
– Se enfoca en conocer la calidad de la comunicación con tres de los principales sectores de la atención médica.
– Se consideran aspectos de la comunicación relacionados con la información brindada sobre el impacto psicológico y social esperados por la enfermedad; adicionalmente, puede servir como una medida de resultado de la calidad de la atención médica o del tratamiento.13,14
Entre las limitaciones de esta investigación se encuentra la falta de validez externa mediante correlaciones con medidas concurrentes. Finalmente, se espera que FACIT-TS-PS sea empleado en población clínica mexicana. Se recomienda que en estudios futuros se evalúe la estabilidad del instrumento a lo largo del tiempo y se desarrollen investigaciones que permitan analizar el impacto de la satisfacción del paciente con el equipo de salud mediante otros constructos como la adherencia, la aceptabilidad del tratamiento, la calidad de vida y la sintomatología de ansiedad o depresión.
