Se llevó a cabo un estudio transversal con el fin de validar un cuestionario y extraer resultados exploratorios de corte descriptivo y analítico.

Se diseñó el «Cuestionario de Higiene de Manos-MED» (CHM-MED) para evaluar conductas, conocimientos y actitudes sobre higiene de manos en la atención sanitaria del personal médico (véase Appendix BAnexo A en la versión on line de este artículo). Los ítems adoptan un formato de respuesta múltiple de siete opciones en los continuos de «acuerdo» y de «frecuencia». Se usa una escala Likert de 0 a 6, en la cual 0 significa totalmente en desacuerdo o nunca, y 6 totalmente de acuerdo o siempre.

A priori, se consideró que dicho constructo podía estar compuesto por las siguientes dimensiones:

• 1)

  Conducta antes del contacto con el paciente (CA): se mide la frecuencia con que el médico declara que realizaría higiene de manos antes de realizar una serie de actividades clínicas que pueden implicar riesgo de transmisión de microorganismos patógenos al paciente.

• 2)

  Conducta después del contacto con el paciente (CD): se mide la frecuencia con que el médico declara que realizaría higiene de manos después de realizar las mismas actividades clínicas, cuya práctica puede suponer la contaminación del personal que las realiza y también del siguiente paciente a quien va a atender.

• 3)

  Conocimientos sobre higiene de manos (CON): elementos declarativos y esenciales de los aspectos básicos formativos sobre higiene de manos.

• 4)

  Actitudes sobre la higiene de manos (ACT): variables que miden la predisposición al aumento o la disminución de la conducta de higiene de manos.

Previamente se elaboró una tabla de especificaciones para generar las mayores evidencias posibles sobre la validez de contenido. De esta forma se creó un grupo nominal conformado por un médico de atención primaria, un metodólogo y un médico preventivista. Asimismo, se discutieron distintas fórmulas para obtener la muestra y determinar cómo incentivar, llegado el caso, a los participantes.

Una vez realizado este proceso, se llevaron a cabo entrevistas cognitivas a dos médicos de atención primaria, además de pilotar el cuestionario en una muestra muy reducida, de 10 sujetos, de distintos servicios del Hospital Universitario Clínico San Cecilio en la ciudad de Granada. Esta muestra no participó después en el estudio. Dichas acciones sirvieron para la elección de las conductas más adecuadas.

El cuestionario se aplicó a 113 profesionales médicos. Todos ellos eran trabajadores del Hospital Universitario Clínico San Cecilio, así como de algunos centros de salud de referencia en la ciudad de Granada. La recogida de la muestra se llevó a cabo entre el 10 de enero de 2010 y el 15 de marzo de 2011 (ambos inclusive). La edad media de los participantes fue de 30,91 años (desviación típica de 6,901) y el porcentaje de mujeres fue del 70,8%. El 68,6% eran médicos internos residentes de segundo a quinto año de especialidad, y el 31,4% médicos adjuntos. Además, un 58,4% afirmó haber recibido una formación previa de higiene de manos y un 64,6% declaró disponer de una información adecuada sobre higiene de manos.

Hubo dos procesos paralelos para lograr la cumplimentación de las herramientas:

• 1)

  Se distribuyeron personalmente en distintas ocasiones en varios servicios del Hospital Universitario Clínico San Cecilio, así como por centros de salud de referencia. Si bien se entregaron en mano, después se solicitó que fueran depositados en una caja tras ser cumplimentados con el fin de preservar el anonimato.

• 2)

  Se enviaron correos electrónicos a los médicos de las distintas especialidades, en los cuales se pedía que el cuestionario fuera devuelto a través de una dirección de correo electrónico anónima creada para la ocasión, de la que se facilitó el nombre de usuario y la contraseña. Se veló, de esta forma, por preservar el anonimato. Además, en ambas situaciones se rogó a los participantes que introdujeran en la portada un número en clave para poder recuperar los cuestionarios.

El tipo de muestreo fue incidental, y se optó por esta fórmula de obtención de la muestra dada la baja predisposición a participar del colectivo. El tiempo necesario para cumplimentarlo oscilaría, aproximadamente, entre 20 y 30 minutos. Tanto en la modalidad presencial como en la de correo electrónico, las instrucciones de los encuestadores se limitaron a una presentación formal, instrucciones sobre dónde depositarlo y el agradecimiento personal. No se respondieron preguntas.

La colaboración fue voluntaria, anónima y desinteresada. El estudio se llevó a cabo con la autorización de todos los participantes, y se les informó de que la acción de rellenar el cuestionario y entregarlo se consideraría un consentimiento informado tácito para la aceptación de la inclusión en el estudio. Se les informó sobre la intención de publicar los resultados y se les dio posibilidad, durante los 3 días siguientes, de eliminar su cuestionario.

Los análisis estadísticos se llevaron a cabo mediante el programa estadístico Statistical Package for the Social Sciences (SPSS versión 16.0). El criterio múltiple para la selección de ítems sin deficiencias técnicas fue el siguiente: la media debía oscilar entre 2,5 y 4,5, tener una desviación típica igual o mayor que 1, una correlación ítem-total igual o superior a 0,20, y que al eliminar el ítem no subiera el alfa de Cronbach del cuestionario. Para eliminar un ítem mediante el procedimiento estadístico, éste debería presentar problemas al menos en tres de los cuatro índices estadísticos expuestos. Los valores perdidos en la respuesta del cuestionario, siempre que fueran menos de siete ítems sin respuesta, se rellenaron mediante la moda del ítem.

La consistencia interna y la fiabilidad del cuestionario se analizaron mediante el alfa de Cronbach para elementos tipificados y el procedimiento de las dos mitades con corrección de Spearman-Brown.

Antes de analizar la dimensionalidad del cuestionario se aplicaron tanto el índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) como la prueba de esfericidad de Bartlett. Ambas pruebas se llevan a cabo para comprobar que la matriz de intercorrelaciones de los ítems es apropiada para realizar el análisis factorial. El valor del KMO debe ser mayor de 0,6 y la esfericidad de Bartlett ha de ser significativa. Tras la comprobación de los supuestos, la dimensionalidad se realizó mediante un análisis factorial de primer orden con el método de extracción de ejes principales y rotación oblicua promax y criterio de retención de factores con autovalores mayores que 1. A continuación se realizó un análisis factorial de segundo orden con el método de ejes principales y rotación ortogonal equamax, con autovalores mayores que 1. Por último, se realizó una refactorización con el método de ejes principales y rotación ortogonal varimax.

Se mantuvieron aquellos ítems que saturaron correctamente en la dimensión correspondiente (valores mayores de 0,3) y no presentaron problemas psicométricos.

Aun cuando todos los ítems se incluyeron en las tablas 1 y 2, los análisis descritos en los resultados se realizaron excluyendo los ítems eliminados. Previamente se recodificaron algunos ítems por su sentido negativo hacia el constructo: ítems 33, 37, 38, 40 y 41 para la dimensión de conocimientos, e ítems 43, 44, 45, 46, 47, 48, 49, 50 y 51 para la dimensión de actitudes.

Además, se llevaron a cabo otros análisis: frecuencias de respuesta de algunos ítems de interés, correlaciones bivariadas de Pearson para establecer el grado de relación entre las dimensiones del cuestionario, regresiones lineales y t de Student para contrastes de medias con muestras dependientes, tras la verificación de sus supuestos.

La tasa global de respuesta fue del 57,3% (se solicitó contestación a 279 profesionales). Hay que destacar que se encontraron 47 cuestionarios, de los 160 respondidos, que no fueron cumplimentados en al menos seis campos, por lo que se eliminaron. La tasa de respuesta correcta, por tanto, fue del 70,6% (113 cuestionarios).

En las tablas 1 y 2 se recogen los ítems incluidos inicialmente en el cuestionario, la media aritmética obtenida, la desviación típica, la correlación ítem-total y el alfa de Cronbach si se elimina el elemento.

El cálculo del índice KMO arrojó un resultado de 0,639 y la prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (χ2=2.807,752; p<0,001), lo que indica que la matriz de intercorrelaciones de los ítems es apropiada para la realización del análisis factorial.

Con el análisis factorial de primer orden se obtuvieron 13 factores que explicaron un 73,169% de la varianza total, explicando el primer factor hasta un 23% de la varianza. De forma general, el análisis factorial de segundo orden proporcionó tres factores principales que explicaron el 42,925%. Por último, la refactorización dio como resultado un factor de convergencia general que explicaba el 39,289% de la varianza total.

El CHM-MED formado por los 56 ítems iniciales obtuvo un valor de 0,810 para el alfa de Cronbach basado en elementos tipificados. La correlación obtenida con el procedimiento de las dos mitades con corrección de Spearman-Brown fue de 0,822.

Presentaron problemas en la saturación en sus respectivas dimensiones los siguientes ítems (valores inferiores a 0,3): dimensión CA, 1, 4, 9, 10, 13 y 15; dimensión CD, 18, 19, 20, 25, 28, 29 y 31; CON, 33, 34, 38, 40, 41 y 42; y ACT, 45, 46, 48, 54, 55 y 56. Por lo tanto, se han eliminado los ítems 33 y 34 de conocimientos por problemas psicométricos y de saturación. Los ítems 2, 3, 12, 14, 18, 19, 28, 30, 38 y 48, aunque no presentan problemas técnicos relevantes, sí los tienen con su significado psicológico o con su adecuación a la guía de la OMS, por lo que no se tienen en cuenta para los análisis. En relación con el ítem 56, creemos que es importante mantenerlo debido a la importancia conceptual que se deriva de su contenido, y puede ser un punto importante de las estrategias que se centran en el aumento de la conducta de higiene de manos por parte de los profesionales.

Una vez eliminados los ítems 2, 3, 12, 14, 18, 19, 28, 30, 33, 34, 38 y 48, el cuestionario quedó compuesto por 44 ítems y los valores de consistencia y fiabilidad fueron los siguientes: alfa de Cronbach para elementos tipificados de 0,784 y dos mitades con corrección de Spearman-Brown de 0,791.

Las dimensiones de CA y CD presentaron una media aritmética y una desviación típica de 3,83 (0,91) y 4,56 (0,80), respectivamente. Entre ambas dimensiones hay diferencias significativas (t = -8,991; p <0,001). La media y la desviación típica de los conocimientos fueron 4,27 y 0,73, y la de actitudes 3,22 y 0,71. La media total del cuestionario fue de 3,97 y su desviación típica de 0,50.

La dimensión CON predice solo la dimensión CD (beta estandarizado = 0,264 [0,103-0,512]; p <0,003) con un r2= 0,117. ACT predice tanto la dimensión de CA como CD (beta estandarizado = 0,216 [0,039-0,478], p <0,022; beta estandarizado = 0,263 [0,097-0,483], p <0,004; respectivamente) con una r2= 0,237.

En la tabla 3 se presentan los valores de correlación de Pearson entre las medias de las distintas dimensiones del cuestionario.

En la tabla 4 se muestran las saturaciones factoriales obtenidas de cada ítem, tras la realización del análisis factorial de segundo orden.

En la tabla 5 se encuentran las puntuaciones de los ítems de conocimientos y actitudes, considerados psicométricamente correctos en función de la frecuencia de respuesta dada a cada ítem.