Se realizó una búsqueda de artículos publicados en revistas científicas sanitarias en cualquier idioma entre los años 2007 y 2010 en las bases PubMed y Scopus. La búsqueda se realizó en el título y el resumen combinando «hospital» con los términos «reputation», «prestige» y «trustworthy». Los términos MeSH (Medical Subject Headings) fueron descartados por no ofrecer tesauros que facilitaran la localización de estudios apropiados. Se consideraron relevantes los estudios sobre alcance y valoración de la reputación de hospitales, y se descartaron aquellos sobre reputación o prestigio asociados a resultados de intervenciones clínicas en procesos concretos y los referidos a gobernanza, cultura organizativa y sostenibilidad. Esta estrategia permitió localizar 224 referencias, que fueron filtradas, mediante la lectura de su resumen, para identificar enfoques o instrumentos de evaluación pertinentes para este estudio. En total se seleccionaron 14 estudios. Las referencias bibliográficas de estos trabajos permitieron localizar otros cinco estudios. Finalmente, el número de estudios revisados fue de 19, y se identificaron como dimensiones de la reputación social la calidad de la asistencia, la credibilidad/confianza, el comportamiento ético/estilo de conducta, la gestión y el liderazgo, la responsabilidad social (económica, personal y medioambiental), y la innovación y la investigación biomédica. Cada una de estas dimensiones o factores englobaban otras subdimensiones, hasta un total de 18, que delimitaban el alcance del concepto de reputación de un hospital (ver fig. A del Anexo en la versión online de este artículo).

Estas dimensiones y subdimensiones fueron sometidas al criterio de directivos y personal de hospitales, profesionales y posibles clientes para delimitar su alcance en nuestro contexto sanitario y social. Para ello se condujeron seis grupos nominales25,26 durante los meses de marzo y abril de 2010, en Alicante, Madrid y Valencia, en los cuales participaron 47 profesionales (33 directivos y 14 profesionales clínicos) y 32 posibles clientes. Los grupos se organizaron según el perfil de los participantes y fueron conducidos por miembros del equipo investigador con experiencia en esta técnica. Los participantes, tras la discusión, asignaron una ponderación de 1 a 5, mediante un sistema de votación por radiofrecuencia, que permitió identificar la idoneidad del modelo teórico de reputación social confeccionado tras la revisión de la literatura (ver fig. A en versión online). A partir de la información extraída de la revisión de la literatura y de las técnicas cualitativas, el equipo investigador redactó 31 ítems. Se recurrió a una escala de respuesta tipo Likert de 5 puntos (de totalmente de acuerdo a totalmente en desacuerdo). Esta primera versión de MeFío 0.0 fue analizada por 43 pacientes de tres hospitales públicos en junio de 2010. El análisis de sus respuestas aconsejó agrupar los factores a priori «comportamiento ético/estilo de conducta», presente en la literatura anglosajona, con el de «gestión y liderazgo», y eliminar siete ítems debido a su escasa capacidad de discriminación: publicación periódica de memoria de resultados de gestión, criterios de selección de personal adecuados a marco legal, recomendaciones éticas que guían a sus profesionales, respeto de carta de derechos humanos, número inferior de denuncias por mala praxis al de otros hospitales, publicación periódica de memoria de resultados de gestión medioambiental y colaboración con organizaciones no gubernamentales. De este modo, MeFío 0.1 se concretó en cinco factores a priori y 24 ítems: calidad de la asistencia (CA), credibilidad/confianza en el centro (CC), gestión y liderazgo (GL), respeto al medio ambiente (RMA) e I+D y formación (IDF). Se realizó una prueba de comprensión de los ítems, con la colaboración de 15 pacientes en julio de 2010, cuyo resultado fue satisfactorio.

Para realizar el estudio de validación del cuestionario MeFio 0.1 se recurrió a una muestra aleatoria de 385 sujetos (tamaño muestral calculado a través del software Ene 2.0., para un error de precisión del 5% y una p = q = 0,50). Esta muestra estuvo constituida por pacientes o acompañantes de pacientes de cuatro hospitales generales del sistema público de salud atendidos en los meses de octubre a noviembre de 2010. Los sujetos fueron invitados a responder después de recabar su autorización, y se les entregó el cuestionario tras el alta o mientras permanecían en salas de espera. Dos de los hospitales que participaron en esta fase del estudio no habían participado en la fase de diseño.

Se llevó a cabo un estudio preliminar para determinar la unidimensionalidad de los factores a priori propuestos mediante un análisis exploratorio de componentes principales con criterio de autovalor igual a 1 calculando previamente los estadísticos Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y test de esfericidad de Barlett para verificar que se cumplían los requisitos de aplicación de estas pruebas, y se aplicó rotación Varimax26,27. Se consideraron como pérdidas aceptables de información cargas factoriales superiores a 0,528. Adicionalmente se calculó el estadístico alfa de Cronbach, asumiendo como aceptables valores superiores a 0,729, y el valor de la correlación ítem-total tomando como referencia de valor adecuado 0,330. Se empleó el software SPSS versión 19 (SPSS, Inc, Chicago, IL, EE.UU.).

Este análisis no confirmó la agrupación teórica de elementos en cinco factores definidos a priori, sugiriendo una estructura multifactorial en la cual los factores a priori CA y CC, que explicaban la mayor proporción de varianza (52,8%), quedaban desglosados en otros cinco y tres factores, respectivamente (Appendix Bver fig. B del Anexo en la versión online de este artículo). Por esta razón, para confirmar la estructura teórica de cinco factores definida a priori (entendiendo que CA y CC poseían una estructura multifactorial) se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) con el software EQS versión 6.1 (Multivariate Software, Inc, EE. UU.). En este caso se utilizó el método de estimación de máxima verosimilitud robusto y se tomó como entrada la matriz de varianzas y covarianzas. El cuestionario MeFío 0.1 fue depurado siguiendo la recomendación de realizar varios modelos confirmatorios26. Para ello se eliminaron sucesivamente elementos del cuestionario considerando los siguientes criterios: no presentar coeficientes de regresión factorial con significación estadística (t de Student >2,9; p = 0,01), presentar coeficientes estandarizados inferiores a 0,5, o aportar escasa capacidad explicativa del modelo tomando como punto de corte una R2 <0,331. Este análisis aconsejó eliminar tres de los 24 ítems, en concreto los referentes a intimidad de los pacientes, accesibilidad para pacientes con minusvalía, y opinión favorable hacia el hospital y los profesionales que trabajan en él. Se verificó la consistencia del modelo resultante tras esta eliminación (MeFio 1.0), comprobando que los estadísticos empleados en los análisis exploratorios eran satisfactorios.

Para contrastar si la estructura multifactorial de CA y CC era adecuada, se aplicó una estrategia de modelos rivales26–32 y se compararon dos modelos alternativos33: modelo factorial de componentes principales para extraer factores de primer orden, y un segundo modelo factorial con la misma técnica para corroborar la existencia de factores de segundo orden. Se consideraron los efectos techo y suelo, analizando la variabilidad en las respuestas a los elementos del cuestionario, y se analizaron la fiabilidad y la validez de constructo y de criterio. Se estimaron, para cada uno de los factores aislados, sus índices de fiabilidad compuesta y el estadístico alfa de Cronbach para medir la consistencia interna. La validez del constructo se determinó mediante el estudio de la validez convergente-discriminante. Mediante análisis del peso de cada uno de los ítems en su factor se valoró el grado de relación de los elementos. La validez convergente se determinó en el caso de las estructuras multifactoriales CA y CC, contrastando además las correlaciones entre los factores26–34. Al estudiar las covarianzas estandarizadas entre los factores resultantes de este análisis comprobamos que cada uno representaba un componente independiente (validez discriminante), considerando como criterio que los intervalos de confianza de la correlación entre cada par de factores no debía contener el valor 130. Por último, se analizó la validez de criterio del constructo para confirmar la validez externa. Para analizar dicha relación, se planteó un modelo de regresión lineal múltiple, considerando el nivel de satisfacción con las atenciones sanitarias recibidas en el hospital (evaluada mediante una pregunta directa en escala de 1 a 5, donde 1 significaba que el paciente estaba totalmente insatisfecho y 5 que estaba totalmente satisfecho) como variable dependiente y los factores como variables independientes. En los distintos análisis se consideró que había significación estadística cuando p <0,05.

En la tabla 2 se muestran las puntuaciones en cada uno de los ítems del cuestionario MeFio 1.0. Sólo en dos de ellos (relativos a protección medio ambiental y hospital como centro para formación de futuros profesionales) se observó efecto suelo.

La validez de contenido del cuestionario se derivó de la adecuación de la revisión de la bibliografía y del trabajo de las sesiones grupales. El valor del estadístico KMO (0,9) y la prueba de esfericidad de Barlett (ji al cuadrado aproximado = 2,7; p <0.0001) aseguraron la idoneidad de aplicar la técnica de componentes principales. Las cargas factoriales fueron superiores a 0,5 y la varianza explicada resultó aceptable (ACP 66,2%, BF 75,8%, EP 72,2%, SBM 80,4%, GL 80,1% e IDF 78,3%). En cuanto a la consistencia, el valor del estadístico alfa de Cronbach fue de 0,8 para ACP, 0,7 para BF, 0,8 para EP, 0,9 para SBM, 0,7 para GL y 0,7 para IDF; y los valores de la correlación ítem-total fueron superiores a 0,3 en todos los casos.

El resultado del AF confirmatorio se muestra en la Appendix Btabla I del Anexo en la versión online de este artículo. La estructura factorial resultante del AFC se muestra en la figura 1. Los índices de fiabilidad compuesta calculados para cada uno de los factores fueron iguales o mayores que 0,7 (tabla I de la versión online). La estrategia de modelos rivales mostró un mejor ajuste del modelo factorial al incluir factores de segundo orden (Appendix Btabla II del Anexo en la versión online de este artículo), confirmando la multifactorialidad de CA y CC. Finalmente, MeFío 1.0 consta de 21 ítems agrupados en cinco factores, con dos que integran factores de segundo orden (el modelo de medida óptimo estimado se presenta en la Appendix Bfigura C del Anexo en la versión online de este artículo). En el análisis de la validez convergente, todas las cargas estandarizadas resultaron ser significativas en su factor y superiores a 0,6 (tabla I de la versión online). Las estructuras multifactoriales CA y CC mostraron correlaciones estadísticamente significativas. Los resultados del análisis de correlaciones estandarizadas entre los factores alcanzaron en todos los casos significación estadística (<0,05) (Appendix Btabla III del Anexo en la versión online de este artículo).

Figura 1.

Estructura factorial del cuestionario tras el análisis factorial confirmatorio. Estructura factorial resultante: CA: Calidad de la asistencia que presta, integrado por: ACP: Atención centrada en el paciente [ACP1: El personal del hospital se preocupa por los pacientes y los trata bien; ACP2: Los profesionales respetan como personas a los pacientes; ACP3: Los médicos dedican tiempo necesario a cada paciente, escuchan y se preocupan; ACP4: El personal de enfermería atiende bien a los pacientes, escuchan y se preocupan], PRC: Percepción del resultado clínico, PSC: Percepción de seguridad clínica, PA: Percepción de accesibilidad, EMI: estado de los equipos e instalaciones; CC: Credibilidad y Confianza, integrado por: BF: Cuenta con buena fama [BF1: Normalmente, las noticias en prensa o radio sobre este hospital son positivas; BF2: Normalmente, escucho comentarios positivos de otros pacientes o sus familiares de este hospital], EP: Elección y preferencia [EP1: Estoy seguro/a de que recomendaría este hospital a familiares y amigos; EP2: Si necesitara un tratamiento, elegiría este hospital y a sus profesionales; EP3: Aunque tenga que esperar más tiempo aquí que en otro hospital para operarme, lo prefiero porque me fío más de cómo operan aquí], SBM: Sensación de estar en buenas manos [SBM1: Existe plena confianza en los profesionales del hospital, hacen bien su trabajo; SBM2: El personal tiene una buena preparación y saben hacer bien su trabajo; SBM3: En el hospital el paciente siente que está en “buenas manos”]; IDF: I+D y Formación, integrado por: IDF1: Además de tratar enfermos, investigan para mejorar los tratamientos; IDF2: El hospital es bueno, y estudian y se preparan profesionales de otros sitios; GL: Gestión y liderazgo, integrado por GL1: El hospital está bien organizado, hay buena coordinación entre servicios médicos; GL2: El hospital funciona bien y los directivos cumplen con su papel; RMA: Respeto al medio ambiente, integrado por: RMA (ítem): El hospital hace lo posible por cuidar el medio ambiente y no contaminar demasiado.

(0.19MB).

Los pacientes entrevistados de mayor edad tendieron a puntuar más alto cada uno de los factores del cuestionario (tabla 1). La credibilidad y la confianza en el hospital es mayor entre quienes habían cursado estudios básicos (tabla 1).

El resultado del modelo de regresión planteado para establecer la relación de la puntuación del cuestionario con la satisfacción como concepto teórico previsible mostró un buen ajuste en cuatro de los cinco factores (Appendix Btabla IV del Anexo en la versión online de este artículo). Considerando conjuntamente los factores del cuestionario se explicó un 50% de la variabilidad de la satisfacción con las atenciones sanitarias, existiendo una relación lineal entre la satisfacción y los factores (F = 66,5; p <0,001). Se identificó un mayor peso de los factores de segundo orden CA y CC en la varianza explicada de la satisfacción (0,4 y 0,2, respectivamente).