Validar psicométricamente el Cuestionario de Calidad Relacional y Profesional (QRP-45) para poder utilizarlo en procesos participativos de survey-feedback en los Centros de Atención Primaria.
DiseñoEstudio transversal de validación psicométrica.
SitioCentros de Atención Primaria de la Catalunya Central.
ParticipantesProfesionales sanitarios de los centros de atención primaria y profesionales de los servicios centrales de soporte del Institut Català de la Salut (ICS) de la Gerencia de Atención Primaria y a la Comunidad de la Catalunya Central.
IntervencionesAplicación del cuestionario QRP-45 como parte de una intervención para el desarrollo de la cultura organizativa en cuatro fases interconectadas: averiguar, anhelar, actuar y anclar. El cuestionario se implementó en las fases primera y segunda.
Mediciones principalesEvaluación psicométrica con análisis de contenido (índices I-CVI y S-CVI-Ave), de constructo (análisis factorial exploratorio), de criterio (validez convergente, discriminante y predictiva), consistencia (alfa de Cronbach y omega de McDonald) y fiabilidad (coeficiente de correlación intraclase).
ResultadosLos análisis indican que el QRP-45 presenta una fiabilidad y validez factorial adecuadas, lo que lo convierte en un instrumento útil para medir la calidad relacional y profesional en el ámbito sanitario. Se identificaron algunas limitaciones y áreas de mejora para su interpretación y desarrollo futuro.
ConclusionesEl QRP-45 es un cuestionario adecuado y útil para su uso en procesos de mejora organizativa mediante survey-feedback en Atención Primaria, contribuyendo a evaluar la calidad relacional y profesional en este ámbito.
The objective of this study is to psychometrically validate the QRP-45 questionnaire to use it in participatory survey-feedback processes in Primary Care Centres.
DesignCross-sectional psychometric validation study.
SettingPrimary Care Centres in Central Catalonia.
ParticipantsHealthcare professionals from the primary care centers and professionals from the central support services of the Institut Català de la Salut (ICS), within the Gerència de Atenció Primària i a la Comunitat de la Catalunya Central.
InterventionsImplementation of the QRP-45 questionnaire as part of an intervention aimed at developing organisational culture through four interconnected phases: discover, yearn, act and anchor. The questionnaire was applied in the first and second phases.
Main MeasurementsPsychometric evaluation including content analysis (I-CVI and S-CVI-Ave indices), construct validity (exploratory factor analysis), criterion validity (convergent, discriminant, and predictive validity), consistency (Cronbach's alpha and McDonald's omega) and reliability (intraclass correlation coefficient).
ResultsThe analyses indicate that the QRP-45 has adequate reliability and factorial validity, making it a useful tool for measuring relational and professional quality in healthcare settings. Some limitations and areas for improvement were identified for its interpretation and future development.
ConclusionsThe QRP-45 is a suitable and useful questionnaire for use in organisational improvement processes through survey-feedback in Primary Care, contributing to the evaluation of relational and professional quality in this context.
El sistema sanitario público en Cataluña lleva más de 20 años utilizando el cuestionario de Calidad de Vida Profesional (QVP-35) diseñado por el Dr. Salvador García Sánchez, del Departamento de Psicología Social y Psicología Cuantitativa de la Universidad de Barcelona, como herramienta de survey-feedback para la evaluación y mejora de la satisfacción profesional y el clima en los Equipos de Atención Primaria (EAP). Este cuestionario se basa en modelo de demandas/recursos de Karasek y Theorell y en el modelo de diseño de puestos de trabajo de Hackman y Oldham, así como en aportaciones de experiencia propia del autor como médico y consultor del sistema sanitario1. Fue validado psicométricamente2–4 y ha sido utilizado satisfactoriamente por el Instituto Catalán de la Salud (ICS) y por otras muchas instituciones sanitarias de España y de otros países (Argentina, Brasil, Chile, Colombia, Reino Unido, República Dominicana, Perú, Portugal, Venezuela) para valorar la calidad de vida profesional y el funcionamiento en centros sanitarios tanto de atención primaria como hospitalarios.
El Cuestionario de Calidad Relacional y Profesional (QRP-45) representa una versión actualizada y ampliada conceptualmente del QVP-35 realizada por el propio autor. Responde a la necesidad de una evolución cultural participativa en el sistema sanitario que incluya una amabilización o mejora de la calidad relacional y emocional entre todos los agentes implicados: gestores, profesionales asistenciales y personas atendidas. Esta evolución es necesaria tanto por los cambios en la sociedad que se han producido en estos años, como en el sistema sanitario y en los propios profesionales. Se basa en los mismos modelos de la Psicología de las Organizaciones de demandas y recursos y de diseño de puestos de trabajo, e incorpora la evaluación del liderazgo motivacional y de la cultura de empatía existente a todos los niveles, incluyendo la relación bidireccional con los pacientes/personas atendidas, así como el autocuidado y autoamabilidad de los propios profesionales.
Él QRP-45 está concebido como una herramienta de survey-feedback para trabajar de forma participativa con Círculos de Conversaciones Generativas para promover la amabilización o mejora de la calidad relacional en 360° del conjunto de interacciones en el sistema sanitario, sin dejar de valorar las demandas y recursos y otras dimensiones incluidas en la versión previa.
Dado que la versión original del cuestionario estaba en catalán, se tradujo mediante procedimientos de conciliación y traducción paralela (dos psicólogos tradujeron de forma independiente la lista original del catalán al castellano y después, un tercer traductor identificó y resolvió cualquier discrepancia entre las traducciones)5.
El cuestionario QRP-45 se diseñó incluyendo 45 ítems divididos en nueve dimensiones psicosociales relacionadas con la cultura de amabilidad organizacional. El cuestionario utiliza una escala cuantitativa discreta de tipo Likert de 11 puntos, entre 0 y 10, donde 0 significa «nada de acuerdo» y 10 significa «totalmente de acuerdo». El cuestionario completo (versión en castellano) se presenta en el Apéndice I.
La validación psicométrica es un proceso ampliamente utilizado en la investigación psicológica, educativa y en ciencias de la salud, destinado a evaluar y verificar la fiabilidad, validez y consistencia de un instrumento de medida como un cuestionario, test o escala. Este proceso no se limita únicamente a comprobar la exactitud de las puntuaciones, sino que busca garantizar que la herramienta realmente mide el constructo teórico que pretende evaluar6.
Este estudio tiene como objetivo validar psicométricamente el QRP-45 en sus versiones catalana y española.
Material y métodoDiseñoEstudio transversal de validación psicométrica con análisis de contenido (índices I-CVI y S-CVI-Ave) de constructo (análisis factorial exploratorio), de criterio (validez convergente, discriminante y predictiva), consistencia (alfa de Cronbach y omega de McDonald) y fiabilidad (coeficiente de correlación intraclase).
Ámbito de estudioCentros de Atención Primaria de la Catalunya Central, que incluye las comarcas del Bages, Berguedà, Moianès, Osona y Anoia.
Población /muestraLa población está formada por profesionales sanitarios de los centros de atención primaria y profesionales de los servicios centrales de soporte del ICS de la Gerencia de Atención Primaria y a la Comunidad de la Catalunya Central.
Para conseguir el objetivo de la validación, la muestra debía ser de entre 225 y 450 profesionales sanitarios en base a que haya entre cinco y 10 participantes por cada uno de los 45 ítems del cuestionario QRP-457.
Los criterios de inclusión de los participantes fueron profesionales sanitarios y no sanitarios de los centros de atención primaria del ICS de la Cataluña Central, incluyendo las siguientes categorías: Directivo/a Facultativo/va (que incluye medicina de familia, pediatría, odontología, farmacia); Enfermero/a (que incluye comadrón/a); Residente MIR/EIR; TCAI; Técnico sanitario (que incluye fisioterapia, psicología, higienista, biología, trabajo social, dietista-nutricionista); y Técnico/a y administrativo/va (que incluye auxiliar administrativo, celador/a, personal de oficio, técnico/a de gestión, informática, técnico/a de prevención de riesgos laborales y técnico/a FP2). También se incluyeron a los profesionales de los servicios centrales de la Gerencia.
Los criterios de exclusión fueron no hablar con fluidez catalán y/o castellano.
Herramientas de validez de criterioPara evaluar la validez de criterio del cuestionario, se utilizaron las siguientes herramientas validadas:
- a)
Validez convergente
Para evaluar la validez convergente se utiliza la Self-Compassion Scale (SCS), dado que mide constructos cercanos a la calidad relacional, como autocompasión y mindfulness. Se hace a través de 4 ítems que conforman la subescala de mindfulness al Self-Compassion Scale8.
- 1.
Cuando algo me disgusta trato de mantener mis emociones en equilibrio.
- 2.
Cuando me sucede algo doloroso trato de mantener una visión equilibrada de la situación.
- 3.
Cuando fallo en algo importante para mí, trato de ver las cosas con perspectiva.
- 4.
Cuando me siento deprimido/a trato de observar mis sentimientos con curiosidad y apertura de mente.
- b)
Validez discriminante
- b)
Para la validez discriminante y predictiva se emplea la ProQOL, que incluye fatiga, desgaste y satisfacción por compasión, constructos diferenciados pero vinculados al bienestar profesional. Desgaste profesional a través de 6 ítems que conforman la subescala de desgaste profesional en el ProQOL9.
- 1.
Los procedimientos administrativos y las normas hacen que mi trabajo sea demasiado difícil.
- 2.
Soy infeliz en el trabajo.
- 3.
Mi carga de trabajo parece interminable.
- 4.
Mi lugar de trabajo es un lugar extremadamente duro para trabajar.
- 5.
Debido a mi trabajo, tengo muy poco tiempo para una vida personal.
- 6.
Mi trabajo me agota demasiado.
Sentido trascendente del trabajo a través de seis ítems que conforman la subescala de satisfacción por compasión en el ProQOL9.
- 1.
Estoy feliz de haber escogido trabajar en servicios de salud.
- 2.
Trabajar con los pacientes me da energía.
- 3.
Me siento satisfecha/o por mi trabajo en servicios de salud.
- 4.
Creo que puedo hacer una diferencia a través de mi trabajo en el cuidado de la salud.
- 5.
Estoy orgullosa/o de lo que puedo hacer para ayudar.
- 6.
Siento que mi trabajo en el cuidado de la salud hace del mundo un lugar mejor.
El cuestionario se distribuyó en formato electrónico mediante Microsoft Forms (Microsoft 365) a profesionales sanitarios y no sanitarios de 6 EAP y de servicios centrales de la entidad. Basándonos en experiencias previas con el QVP-35, donde las tasas de respuesta estuvieron alrededor del 50%2–4, se esperaba obtener una respuesta similar en esta validación del QRP-45. Por tanto, se envió el cuestionario a un número suficiente de equipos para alcanzar los participantes necesarios para garantizar la fiabilidad psicométrica del instrumento.
Se notificó a los participantes los objetivos del estudio y se les pidió el consentimiento informado de forma electrónica para participar en el estudio de validación. Además, se les comunicó que se trataba de una validación por lo que se volvería a enviar el cuestionario pasados 30 días. El cuestionario estuvo disponible en catalán y en castellano, y los participantes pudieron responder en la lengua de su preferencia. Dado que ambas versiones habían pasado por un proceso riguroso de traducción paralela y conciliación con revisión de expertos, se consideró que no era necesario realizar análisis psicométricos diferenciados por idioma.
Para comparar la congruencia de resultados a los 30 días sin identificar a los profesionales (proceso de pseudoanonimización), se les solicitó la creación de un número de identificación: las cuatro letras de la tarjeta sanitaria y los 3 últimos números del documento nacional de identidad español.
Análisis de datosEn primer lugar, se utilizó la estadística descriptiva para analizar las propiedades psicométricas de la escala: media, mediana, desviación estándar (SD), rango intercuartil y correlación ítem-subescala para cada ítem. Siempre teniendo en cuenta que se trata de un instrumento de autoinforme en referencia a la percepción personal de cada uno de los participantes.
Se siguió el modelo propuesto por Argimon et al.10 y replicado posteriormente por Vidal-Alaball et al.11 para calcular el rango y la SD, y realizar análisis de frecuencias para detectar los efectos suelo y techo. Estos sesgos son cruciales, ya que pueden afectar a la validez, fiabilidad y sensibilidad de un cuestionario, y se utilizan para determinar el porcentaje de participantes con puntuaciones extremadamente bajas o altas. Hemos considerado que existe ese efecto cuando el 15% o más de las respuestas se sitúan en los valores más altos o bajos. Para evaluar la capacidad discriminativa de cada ítem se calcularon las tasas de discriminación utilizando el método de grupos extremos. Para ello, la muestra se dividió en dos subgrupos en función de la puntuación total del cuestionario: el tercil inferior (P33) y el tercil superior (P66), que corresponden aproximadamente al 15% de participantes con puntuaciones más bajas y más altas, respectivamente. Posteriormente, para cada ítem se obtuvo la media en el grupo superior y en el inferior. Las tasas discriminatorias superiores a 0 indican la capacidad de discriminación de los ítems.
Para analizar la validez del contenido hemos usado el I-CVI (proporción de expertos que valoraron el ítem único con una puntuación de 3 o 4) y S-CVI/Ave (I-CVI medio de todos los ítems con un I-CVI adecuado (puntuación superior a 0,78)) siguiendo las recomendaciones de Polit et al.12 Se consideraron adecuados valores de I-CVI ≥ 0,78 y S-CVI/ave ≥ 0,90.
La consistencia interna de la escala se ha evaluado mediante los coeficientes de fiabilidad alfa de Cronbach (∝) y omega (ω) de McDonald, dadas las limitaciones del coeficiente alfa de Cronbach13,14 y la fiabilidad prueba-retest mediante el coeficiente de correlación intraclase (ICC) siguiendo las recomendaciones de Polit15. La estabilización del instrumento se valoró con el test-5, que consistió en aplicar el cuestionario en dos momentos distintos a un mismo grupo de participantes y calcular el ICC para estimar su estabilidad temporal.
Por lo que respecta a la validez del constructo para explorar la dimensionalidad del QRP-45, se ha realizado un análisis factorial exploratorio siguiendo las recomendaciones de Ferrando et al.16. Este análisis se llevó a cabo utilizando el estimador de Máxima Verdad (ML), dada la naturaleza continua de los ítems, ya que es una escala con cinco o más categorías de respuesta17.
Por último, se evaluó la validez de criterio mediante la relación del constructo con otras variables externas (validez externa) siguiendo las recomendaciones de Grimm et al.18. Para estimar la validez convergente y discriminante, se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson entre las dimensiones del QRP-45 y las subescalas de la SCS y de la ProQOL.
Para los análisis estadísticos se utilizó el programa estadístico R y R Studio: Integrated Development for R. RStudio, Inc., Boston, MA.
Los cuestionarios QRP-45 se distribuyeron después de presentarlos en directo a todos los integrantes de los EAP, solicitando colaboración voluntaria y ofreciendo información sobre el estudio. Los cuestionarios fueron anónimos y opcionales. Durante el proceso se pusieron en marcha todos los procedimientos para proteger la confidencialidad de la información y el anonimato de los participantes en todos los materiales de investigación, y los participantes fueron informados de las potenciales restricciones en relación con la confidencialidad de la información proporcionada.
ResultadosAnálisis descriptivo de la muestraEn total se distribuyeron 453 cuestionarios a una muestra de profesionales del ICS (1% Mando, 22% Facultativo/a, 25% Enfermero/a, 13% Residente MIR/EIR, 4% TCAI, 7% Técnico/a sanitario/a, 27% Técnico/a administrativo/a), enviados en dos rondas separadas por 30 días. Tras sus respuestas, la muestra final quedó formada por 241 profesionales en la primera evaluación y 180 en la segunda ronda de respuestas, pertenecientes a diferentes categorías profesionales. La mayoría fueron mujeres (81,3%), mientras que un 17,8% fueron varones y un 0,83% se identificó como género no binario. La edad más representada fue entre 45-54 años (35,7%), seguida de los grupos de 35-44 años (22,8%) y menores de 35 años (20,7%). Un 20,7% tenía 55 o más años, evidenciando una presencia significativa de profesionales cercanos a la jubilación (tabla 1).
Variables sociodemográficas de los profesionales (n=241)
| Género | Masculino | 43 (17,8%) |
| binario no | 2 (0,83%) | |
| Femenino | 196 (81,3%) | |
| Edad (años) | Menos de 35 | 50 (20,7%) |
| De 35 a 44 | 55 (22,8%) | |
| De 45 a 54 | 86 (35,7%) | |
| 55 o más | 50 (20,7%) | |
| grupo profesional | Mando | 23 (9,54%) |
| Facultativo/va | 33 (13,7%) | |
| Enfermero/a | 55 (22,8%) | |
| Residente MIR/EIR | 1 (0,41%) | |
| TCAI | 8 (3,32%) | |
| tecnico sanitario | 25 (10,4%) | |
| Técnico/a administrativo/va | 96 (39,8%) | |
| Años que llevas trabajando en el ICS | Menos de 5 | 78 (32,4%) |
| De 5 a 10 | 51 (21,2%) | |
| De 11 a 20 | 46 (19,1%) | |
| Más de 20 | 66 (27,4%) |
Por lo que respecta a los perfiles profesionales, el grupo más numeroso fue el de los técnicos administrativos (39,8%), seguidos por enfermeras (22,8%) y facultativos/as (13,7%). El resto incluyó técnicos sanitarios (10,4%), mandos (9,54%) y TCAI (3,32%), con solo un residente MIR/EIR (0,41%). En relación con la experiencia laboral en el ICS, un 32,4% tenía menos de cinco años, mientras que un 27,4% superaba los 20 años de experiencia.
Propiedades psicométricas de la escalaLa evaluación de la validez de contenido mostró una amplia variabilidad en los valores de I-CVI. El valor más alto se observó en el ítem 5: «Me pongo en el lugar de mis compañeros y los trato con amabilidad» (I-CVI=0,967), mientras que el más bajo correspondió al ítem 31: «Creo que me he equivocado de profesión» (I-CVI=0,120). En conjunto, el I-CVI osciló entre 0,120 y 0,967. El índice global S-CVI/Ave fue de 0,66 (IC 95%: 0,671-0,72), por debajo del umbral recomendado de ≥ 0,90, lo que indica que, aunque algunos ítems alcanzaron niveles adecuados de validez de contenido (I-CVI ≥,78), el promedio global se situó por debajo de lo esperado (tabla 2).
Análisis descriptivo, de contenido y fiabilidad de cada ítem
| Media (sd) | Mediana (Q1; Q3) | I-CVI* | ICC | |
|---|---|---|---|---|
| Percepción de calidad de liderazgo: | ||||
| 1. Mis jefes inmediatos son líderes que inspiran y motivan a la participación | 6,9 (2,4) | 7 (6;9) | 0,647 | 0,849 |
| 2. Mis jefes inmediatos son líderes que saben organizar tareas y son eficaces y orientados a resultados | 6,9 (2,4) | 7 (6;9) | 0,656 | 0,824 |
| 3. Me siento comprometido y apoyado con aprecio por mis jefes inmediatos | 7,3 (2,5) | 8 (6;9) | 0,685 | 0,793 |
| 4. Mis propuestas de mejora son escuchadas y valoradas para su aplicación por mis jefes inmediatos | 7,3 (2,4) | 8 (6;9) | 0,718 | 0,747 |
| Clima y cultura de la empatía: | ||||
| 5. Me pongo en el lugar de mis compañeros y los trato con amabilidad | 8,7 (1,1) | 9 (8;9) | 0,967 | 0,593 |
| 6. Me pongo en el lugar de mis jefes inmediatos y los tracto con amabilidad | 8,6 (1,1) | 9 (8;9) | 0,950 | 0,609 |
| 7. Sé escuchar | 8,6 (1,1) | 9 (8;9) | 0,959 | 0,638 |
| 8. Tenemos una cultura en la gerencia que promueve el apoyo mutuo y el bienestar | 6,6 (2,4) | 7 (5;8) | 0,581 | 0,727 |
| 9. Me siento tratado con amabilidad y apoyo por mis compañeros | 7,9 (1,8) | 8 (7;9) | 0,838 | 0,730 |
| 10. En este centro nos sabemos escuchar y podemos hablar | 7,4 (2) | 8 (6;9) | 0,730 | 0,586 |
| 11. En este centro somos cuidadosos con el medio ambiente | 7 (1,8) | 7 (6;8) | 0,656 | 0,589 |
| 12. En este centro somos amables con todas las personas que apoyan para poder hacer el acto asistencial | 7,5 (1,8) | 8 (7;9) | 0,776 | 0,579 |
| 13. Trabajo en un centro amable | 7,2 (2,1) | 8 (6;9) | 0,693 | 0,720 |
| 14. En esta gerencia aprendemos de nuestros errores con apertura y comprensión mutua | 6,7 (2,2) | 7 (6;8) | 0,589 | 0,660 |
| 15. En mi centro sabemos tener detalles para agradecernos mutuamente y celebrar los éxitos | 6,7 (2,4) | 7 (5;8) | 0,593 | 0,708 |
| Autoamabilidad y autocuidado: | ||||
| 16. Soy amable conmigo mismo | 7,3 (1,6) | 7 (6;8) | 0,714 | 0,727 |
| 17. Me cuido a través de la alimentación | 7,5 (1,7) | 8 (7;9) | 0,768 | 0,771 |
| 18. Me cuido haciendo ejercicio físico | 6,9 (2,3) | 7 (6;9) | 0,610 | 0,797 |
| 19. Me cuido sabiendo decir que no y poniendo los límites necesarios | 6,1 (2,2) | 6 (5;8) | 0,469 | 0,627 |
| 20. Cuando necesito ayuda, la sé pedir | 6,8 (2,2) | 7 (5;9) | 0,606 | 0,700 |
| Actitud profesional: | ||||
| 21. Tengo ganas de aportar nuevas ideas | 7,5 (1,9) | 8 (7;9) | 0,793 | 0,777 |
| 22. Normalmente estoy motivado/a y no he perdido las ganas de esforzarme en el trabajo | 7,5 (2) | 8 (7;9) | 0,751 | 0,762 |
| 23. En mi día a día trabajo más allá de cumplir mínimos | 8,3 (1,6) | 9 (8;9) | 0,905 | 0,640 |
| 24. Estoy dispuesto a participar en momentos complicados de mi centro | 8,4 (1,6) | 9 (8;9) | 0,905 | 0,755 |
| Reconocimiento y satisfacción profesional: | ||||
| 25. Me siento orgulloso y agradecido/a de ser parte del ICS | 7,3 (2,2) | 8 (6;9) | 0,726 | 0,784 |
| 26. Si pudiera, dejaría de trabajar aquí hoy mismo | 7,3 (3) | 9 (5;10) | 0,149 | 0,606 |
| 27. Estoy satisfecho/a con mi salario | 4,1 (2,7) | 4 (2;6) | 0,232 | 0,804 |
| 28. Siento que se reconoce socialmente mi trabajo y esfuerzo | 4,7 (2,6) | 5 (3;7) | 0,274 | 0,702 |
| 29. Mis compañeros en otros ámbitos asistenciales reconocen y valoran mi trabajo y esfuerzo | 6 (2,4) | 6 (5;8) | 0,481 | 0,617 |
| 30. Creo que tengo buena calidad de vida en mi trabajo | 6,4 (2,2) | 7 (5;8) | 0,544 | 0,727 |
| 31. Creo que me he equivocado de profesión | 7,8 (2,8) | 9 (6;10) | 0,120 | 0,543 |
| 32. Creo que mi trabajo tiene consecuencias negativas para mi salud | 5,3 (2,9) | 7 (4;9) | 0,191 | 0,500 |
| 33. Tengo estrés por sobrecarga de trabajo que no puedo hacer con calidad | 5,2 (2,9) | 5 (3;8) | 0,328 | 0,572 |
| 34. Me siento orgulloso de ser parte de nuestro sistema sanitario público | 7,1 (2,6) | 8 (5;9) | 0,676 | 0,798 |
| Reconocimiento del paciente: | ||||
| 35. Me pongo en el lugar de los pacientes y los tracto con amabilidad | 8,7 (1,1) | 9 (8;10) | 0,955 | 0,53 |
| 36. Me siento tratado con amabilidad por los pacientes | 7,3 (2) | 8 (6;9) | 0,725 | 0,75 |
| 37. Me siento reconocido y valorado por los pacientes | 7,3 (2,2) | 8 (6;9) | 0,700 | 0,75 |
| Diseño del puesto de trabajo: | ||||
| 38. Mi trabajo es variado | 7,4 (2,2) | 8 (6;9) | 0,730 | 0,74 |
| 39. Tengo autonomía o libertad de decisión | 6,8 (2,1) | 7 (6;8) | 0,656 | 0,73 |
| 40. Recibí feedback de los resultados de mi trabajo | 6,4 (2,3) | 7 (5;8) | 0,544 | 0,64 |
| 41. Mi trabajo me parece importante para la calidad de vida de otras personas | 8 (1,9) | 8 (7;9) | 0,830 | 0,63 |
| 42. Me siento físicamente confortable en mi puesto de trabajo | 6,8 (2,3) | 7 (6;8) | 0,643 | 0,68 |
| Creencias generales: | ||||
| 43. Creo que trabajo en una gerencia ágil y amable en su conjunto | 5,5 (2,5) | 6 (4;7) | 0,369 | 0,76 |
| 44. Creo que la amabilidad está relacionada con la salud | 8,3 (1,8) | 9 (8;10) | 0,880 | 0,50 |
| 45. ¿Hasta qué punto cree que los resultados de esta encuesta serán utilizados para abrir conversaciones de mejora? | 4,8 (2,8) | 5 (3;7) | 0,278 | 0,80 |
| Responsable de equipo: | ||||
| 1. Creo que mi estilo de liderazgo es el más adecuado para motivar al equipo | 6,2 (2,1) | 7 (5;8) | 0,519 | 0,63 |
| 2. Tengo el apoyo de mi equipo | 7,3 (2,1) | 8 (6;9) | 0,698 | 0,84 |
| 3. Me siento apoyado por los míos | 7,5 (2,1) | 8 (6;9) | 0,736 | 0,55 |
| Valores globales | S-CVI/Ave**=0,66 (0,671; 0,72) | 0,69 (0,66; 0,72) | ||
El análisis descriptivo de las dimensiones del cuestionario mostró puntuaciones medias entre 6,21 «Creencias generales» y 7,92 «Actitud profesional». En cuanto a la variabilidad, «Percepción de liderazgo» (SD=2,24) y «Creencias generales» (SD=1,76) mostró una dispersión elevada, indicando respuestas más heterogéneas, mientras que «Clima y cultura de empatía» (SD=1,35) fue la más homogénea (tabla 3).
Análisis descriptivo de las dimensiones
| Dimensiones | Media (sd) | Mediana (cuartiles) | Correlaciones Ítem-subescala |
|---|---|---|---|
| Percepción de liderazgo | 7,12 (2,24) | 7,5 (6;8,75) | 0,29 (0,24;0,34) |
| Clima y cultura de la empatía | 7,52 (1,35) | 7,64 (6,73;8,45) | 0,40 (0,25;0,57) |
| Autoamabilidad y autocuidado | 6,92 (1,52) | 7 (6;8) | 0,16 (0,14;0,19) |
| Actitud profesional | 7,92 (1,46) | 8 (7,25;9) | 0,29 (0,21;0,32) |
| Reconocimiento y satisfacción profesional | 6,22 (1,61) | 6,4 (5,3;7,3) | 0,34 (0,13;0,57) |
| Reconocimiento del paciente | 7,78 (1,57) | 8 (6,92;9) | 0,27 (0,21;0,31) |
| Diseño del puesto de trabajo | 7,07 (1,6) | 7,4 (6,2;8,2) | 0,36 (0,29;0,39) |
| Creencias generales | 6,21 (1,76) | 6,33 (5;7,33) | 0,55 (0,18;1) |
| Responsable de equipo | 7,03 (1,74) | 7,33 (6;8,33) | 0,32 (0,25;0,39) |
El análisis de la correlación ítem-subescala mostró una alta consistencia interna en la mayoría de las dimensiones del QRP-45, con correlaciones elevadas que indican una buena coherencia entre los ítems. «Actitud profesional» (M=7,92, SD=1,46) y «Reconocimiento del paciente» (M=7,78, SD=1,57) presentaron la mejor consistencia. Asimismo, «Clima y cultura de empatía» (M=7,52, SD=1,35) destacó por su alta homogeneidad, con correlaciones ítem-subescala especialmente altas. En la subescala «bondad hacia uno mismo y autocuidado», los ítems relacionados con el autocuidado físico y emocional mostraron correlaciones elevadas. Sin embargo, el ítem 19 («Me cuido sabiendo decir que no y poniendo los límites necesarios») presentó una relación más débil con el conjunto de la subescala, lo que indica que capta un matiz diferente dentro de la misma dimensión. Por el contrario, las dimensiones «salarial» (M=4,1, SD=2,7) y «percepción de la utilidad de la encuesta» (M=4,8, SD=2,8) mostraron una dispersión más elevada en las respuestas, sugiriendo una menor consistencia interna una mayor heterogeneidad en la percepción de los participantes (tabla 3).
Se realizó un análisis de frecuencias para detectar efectos suelo y techo, considerando como criterio que más del 15% de las respuestas se sitúen en los valores extremos. Se identificaron efectos techo en varios ítems, especialmente en las dimensiones Empatía clima y cultura (ítem 5: «Me pongo en el lugar de mis compañeros y los trato con amabilidad») y Reconocimiento del paciente (ítem 35: «Me pongo en el sitio de los pacientes y los trato con amabilidad»), donde más del 15% de los participantes han señalado la puntuación máxima. Esto sugiere que estos aspectos se perciben muy positivamente, y dado que la escala ya tiene 11 puntos es poco probable que aumentando los puntos de la escala se recogieran variaciones relevantes.
Por otra parte, se detectó efectos suelo en ítems relacionados con Reconocimiento y satisfacción profesional, como el ítem 27 («Estoy satisfecho/a con mi salario») y el ítem 28 («Siento que se reconoce socialmente mi trabajo y esfuerzo»), donde más del 15% de los participantes eligieron la puntuación mínima, indicando una insatisfacción notable.
Además, se identificaron ítems con doble efecto (suelo y techo simultáneamente), como el ítem 26 («Si pudiera, dejaría de trabajar aquí hoy mismo»), lo que sugiere una distribución polarizada en las respuestas y puede indicar la existencia de grupos de personas con percepciones diferentes entre los que han respondido al cuestionario. Aunque la mayoría de los ítems discriminan adecuadamente, los ítems con fuertes efectos suelo o techo podrían limitar la capacidad del cuestionario para diferenciar entre niveles moderados y bajos de satisfacción, afectando así a su sensibilidad.
El análisis de la fiabilidad de la consistencia interna, mediante los coeficientes alfa de Cronbach (∝) y omega (ω) de McDonald y el ICC, mostró que la mayoría de las subescalas del QRP-45 presentan una buena o excelente fiabilidad. La alfa de Cronbach oscila entre 0,78 y 0,95, indicando que los ítems miden adecuadamente los constructos de cada dimensión. Sin embargo, en Percepción de liderazgo y Empatía clima y cultura, valores superiores a 0,90 podrían sugerir una redundancia entre ítems, lo que requeriría una revisión del cuestionario. El ICC mostró una excelente consistencia interna en las diferentes subescalas, con valores comprendidos entre 0,83 y 0,92. El coeficiente omega (ω) refuerza estos resultados, con valores elevados que oscilan entre 0,97 («Percepción de liderazgo») y 0,83 («Diseño del puesto de trabajo»), confirmando una buena consistencia interna y una estructura clara. Nuevamente, Creencias generales destaca como una excepción con un valor de 0,63, lo que sugiere que sus ítems no miden un único factor bien definido y se requiere una revisión conceptual de los mismos (tabla 4). Se presenta una notable variabilidad de respuestas especialmente en el ítem 43 y el 45, mientras que el 44 presenta puntuaciones medias más altas y menos dispersión, es decir, mayor acuerdo general de satisfacción entre los participantes (tabla 2).
Fiabilidad: consistencia interna
| Consistencia interna (n=241) | |||||
|---|---|---|---|---|---|
| Alfa Cronbach | IC 95% | Omega jerárquica | omegas totales | ICC* | |
| Percepción de liderazgo | 0,95 | (0,94; 0,96) | 0,92 | 0,97 | 0,92 |
| Clima y cultura de la empatía | 0,91 | (0,89; 0,92) | 0,78 | 0,95 | 0,87 |
| Autoamabilidad y autocuidado | 0,81 | (0,78; 0,85) | 0,65 | 0,89 | 0,86 |
| Actitud profesional | 0,84 | (0,80; 0,87) | 0,76 | 0,91 | 0,89 |
| Reconocimiento y satisfacción profesional | 0,81 | (0,78; 0,85) | 0,65 | 0,88 | 0,90 |
| Reconocimiento del paciente | 0,81+ | (0,78; 0,86) | 0,03+ | 0,86+ | 0,83+ |
| Diseño del puesto de trabajo | 0,8 | (0,75; 0,83) | 0,7 | 0,83 | 0,89 |
| Creencias generales | 0,58 | (0,48; 0,67) | 0,01 | 0,63 | 0,88 |
| Responsable de equipo | 0,78++ | (0,73; 0,83) | 0,4++ | 0,84++ | 0,89++ |
| + norte=200 | +norte=105 | ||||
| ++norte=129 | ++norte=62 | ||||
El análisis factorial exploratorio confirma una estructura coherente de nueve factores que explican conjuntamente el 58% de la varianza total, con Empatía clima y cultura, Actitud profesional y Percepción de liderazgo como las dimensiones con cargas más elevadas. La mayoría de los ítems presentan cargas factoriales altas, indicando una buena representatividad dentro de cada dimensión. Los ítems se distribuyeron de manera coherente con las dimensiones teóricas propuestas, con cargas factoriales superiores a .40 en su dimensión principal. Algunos ítems presentaron cargas cruzadas, aunque se mantuvieron en la dimensión original por su relevancia conceptual. El método de extracción utilizado fue máxima verosimilitud (ML), con rotación oblimin dada la correlación esperada entre factores. Sin embargo, se identificaron algunos ítems con cargas inferiores a 0,40 (p. ej., «Mi trabajo es variado» y «Creo que la amabilidad está relacionada con la salud»), sugiriendo la necesidad de revisarlos (tabla 5).
Análisis factorial
| PA1 | PA3 | PA8 | PA6 | PA2 | PA4 | PA5 | PA7 | PA9 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Cargas SS* | 6.50 | 4.31 | 4.08 | 3.41 | 3.09 | 3.01 | 2.62 | 2.26 | 2.12 |
| Varianza de proporción | 0,12 | 0,08 | 0,08 | 0,06 | 0,06 | 0,06 | 0,05 | 0,04 | 0,04 |
| Varianza acumulada | 0,12 | 0,20 | 0,28 | 0,34 | 0,40 | 0,45 | 0,50 | 0,54 | 0,58 |
| Proporción explicada | 0,21 | 0,14 | 0,13 | 0,11 | 0,10 | 0,10 | 0,08 | 0,07 | 0,07 |
| Proporción acumulada | 0,21 | 0,34 | 0,47 | 0,58 | 0,68 | 0,78 | 0,86 | 0,93 | 1.00 |
El análisis de validez convergente y discriminante muestra fuertes correlaciones (r> 0,5) entre la mayoría de los factores, reforzando la coherencia del modelo. Sin embargo, bondad hacia uno mismo y autocuidado presentan correlaciones más bajas (r entre 0,2 y 0,3), indicando que es un constructo más diferenciado. Además, Reconocimiento del paciente tiene una correlación débil con Percepción de liderazgo (r=0,1) y Responsable de equipo (r=0,3), sugiriendo que la percepción de soporte por parte de los pacientes no depende directamente de estos factores.
Por último, el análisis de regresión con satisfacción laboral como variable criterio confirma la capacidad predictiva del cuestionario. Los resultados indican niveles bajos de satisfacción, con puntuaciones medias entre 3,6 y 4,1, destacando una percepción negativa y una baja variación entre profesionales del significado y valor de la labor profesional (tabla 6).
Validez predictiva
| Media | Desviación típica | Mediana | Q1 | Q3 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 1. Me hace feliz haber escogido trabajar en servicios de salud | 4,1 | 0,9 | 4 | 4 | 5 |
| 2. Trabajar con pacientes me da energía | 3,6 | 1,0 | 4 | 3 | 4 |
| 3. Me siento satisfecho/a por mi trabajo en el servicio de salud | 4,0 | 0,8 | 4 | 4 | 4 |
| 4. Creo que puedo hacer una diferencia a través de mi trabajo en el cuidado de la salud | 3,7 | 0,9 | 4 | 3 | 4 |
| 5. Estoy orgulloso/a de lo que puedo hacer para ayudar | 4,1 | 0,8 | 4 | 4 | 5 |
| 6. Siento que mi trabajo en el cuidado de la salud hace del mundo un sitio mejor | 3,7 | 1,1 | 4 | 3 | 4 |
Los resultados obtenidos en la validación del cuestionario QRP-45 muestran una buena fiabilidad y coherencia interna en la mayoría de las dimensiones, con un alto grado de consistencia (α y ω elevados) y estabilidad temporal (ICC alta), lo que valida el cuestionario como herramienta útil para medir la percepción de los profesionales de EAP. Aunque el S-CVI/Ave global se situó ligeramente por debajo del umbral recomendado, numerosos ítems alcanzaron valores elevados de I-CVI, lo que refleja una buena aceptación por parte de los expertos y confirma la solidez del instrumento. Al mismo tiempo, la identificación de ciertos ítems con menor validez de contenido señala áreas concretas de mejora que podrán aprovecharse en futuras versiones del cuestionario, fortaleciendo así su utilidad y aplicabilidad.
El análisis factorial ha confirmado una buena adecuación de la estructura del QRP-45, explicando el 58% de la varianza total. Este hallazgo apoya la validez de las dimensiones evaluadas, como Clima y cultura de empatía, actitud profesional y percepción de liderazgo, que muestran una alta relevancia conceptual. Sin embargo, algunas dimensiones como Autoamabilidad y autocuidado presentan ítems con cargas factoriales inferiores a 0,40, lo que sugiere la necesidad de revisar estas preguntas para mejorar su representatividad y consistencia dentro de la subescala. La correlación débil entre la bondad hacia uno mismo y otras dimensiones indica que esta puede ser una subescala más independiente, lo que podría ser útil para explorar más a fondo su relación con otros aspectos del trabajo. La dimensión Creencias generales presenta un valor bajo, lo que indica una carencia de coherencia entre los ítems en su consistencia interna y sugiere la necesidad de una revisión conceptual. Además de esta revisión general, con especial énfasis en la dimensión de «Creencias generales», debería explorarse la posibilidad de reducir el número de ítems. Un exceso de reactivos podría estar influyendo en los resultados del coeficiente α de Cronbach y, por tanto, comprometiendo la estimación de la fiabilidad de la subescala.
Los resultados muestran una gran variabilidad en algunos ítems, especialmente aquellos relacionados con la satisfacción laboral, como: «Si pudiera, dejaría de trabajar aquí hoy mismo» y «Creo que me he equivocado de profesión». Esta variabilidad sugiere que existen grupos con opiniones polarizadas en la muestra, con algunos profesionales expresando una gran insatisfacción, mientras que otros tienen una percepción más positiva. Esta polarización es especialmente relevante para futuras investigaciones, puesto que podría indicar la presencia de problemas laborales específicos dentro de ciertos grupos, como la sobrecarga de trabajo y el reconocimiento profesional en algunos colectivos. Además, la media y la mediana de respuesta en estos ítems tiende al desacuerdo (4,8), lo que corrobora la percepción generalizada de descontento. Una característica de la atención primaria es la multidisciplinariedad de los equipos, y el presente estudio se diseñó tratando a la población de profesionales en su globalidad, sin permitir analizar las diferencias entre grupos (por profesión, edad, sexo, etc.). Estudios posteriores deberían profundizar en las valoraciones de los diferentes grupos profesionales.
Se observó que algunos ítems presentan efectos de suelo (respuestas bajas y poco dispersas) y techo (respuestas concentradas en valores altos). Por ejemplo, los ítems relacionados con la empatía y la escucha activa muestran efecto techo, con una mayoría de respuestas en los valores más altos, sugiriendo que estas cualidades son ampliamente compartidas entre los participantes. Sin embargo, este efecto puede limitar la capacidad del cuestionario para detectar variaciones entre los más altos niveles de empatía. Por otra parte, los ítems relacionados con el reconocimiento profesional y sobrecarga de trabajo presentan un efecto suelo, indicando insatisfacción generalizada. Este efecto puede afectar a la capacidad del cuestionario para captar las diferencias más finas en las percepciones negativas de estos aspectos. Dado que se ha utilizado una escala amplia, de 11 puntos, que ya recoge la posibilidad de discriminar entre intensidades de valores altos o bajos según el caso, se considera que no aportaría mucho ampliar los puntos de la escala.
Los resultados de la validez convergente, con fuertes correlaciones entre la mayoría de las dimensiones, sugieren que los constructos medidos están bien interrelacionados, confirmando la consistencia del modelo. Por su parte, la capacidad del cuestionario para predecir la satisfacción laboral refuerza su validez predictiva, indicando que las percepciones sobre la calidad relacional influyen significativamente en los resultados laborales. Esta validación predictiva aporta evidencia de la relevancia del cuestionario para medir las percepciones que afectan a la tarea y la satisfacción laboral.
Este estudio presenta varias limitaciones. En primer lugar, aunque el cuestionario se administró en catalán o castellano según la preferencia del participante, no se realizaron análisis psicométricos diferenciados por idioma. Dado que ambas versiones habían pasado por un proceso riguroso de traducción paralela y conciliación con revisión de expertos, se consideró que no era necesario realizar análisis psicométricos diferenciados por idioma.
En segundo lugar, el uso de un cuestionario de autoinforme podría haber introducido sesgos relacionados con la precisión y veracidad de las respuestas, pero la calidad de vida es subjetiva y requiere la valoración personal mediante cuestionarios; el hecho de que sea anónimo, confidencial y de análisis agregado reduce la posibilidad de sesgos de deseabilidad social. En tercer lugar, la elevada tasa de no respuesta observada en la administración del cuestionario en dos fases (especialmente en algunas categorías profesionales) podría comprometer la representatividad de la muestra y limitar la generalización de los resultados. Finalmente, la presencia de ítems con una alta consistencia interna puede sugerir que algunos de estos ítems podrían ser redundantes y, por tanto, sería conveniente revisarlos para evitar la sobrerrepresentación de aspectos específicos, como en las dimensiones de Clima y cultura de empatía y Percepción de liderazgo. La posibilidad de fusionar o eliminar algunos ítems ayudaría a mejorar la facilidad de respuesta, la eficacia y precisión del cuestionario.
Los resultados obtenidos en la validación del cuestionario muestran una alta consistencia con estudios previos, como el anterior CVP-35, confirmando que el cuestionario mide de forma similar la calidad de vida profesional en diferentes contextos4,19. Los resultados de este estudio para las preguntas que estaban previamente incluidas en el CVP 35 coinciden con la estructura factorial descrita anteriormente y muestran una relación entre factores como «apoyo directivo», «motivación intrínseca» y «cargas de trabajo», lo que valida la fiabilidad del cuestionario. Los efectos de suelo y techo observados en algunas preguntas, como el soporte directivo y la motivación intrínseca, indican tendencias claras entre los profesionales, con mayor satisfacción en la motivación intrínseca y una percepción desfavorable de las cargas laborales. Estos resultados validan el uso del cuestionario como herramienta para medir tanto calidad de vida profesional como la cultura existente de amabilidad organizacional y permiten establecer comparaciones entre distintas organizaciones.
Por último, la fiabilidad test-retest, evaluada con el coeficiente de correlación intraclase (ICC), muestra valores entre 0,83 (Reconocimiento del paciente) y 0,92 (Percepción de liderazgo), evidenciando una alta estabilidad temporal. Esto confirma que el QRP-45 mide los mismos conceptos de forma coherente a lo largo del tiempo, consolidándose como una herramienta fiable y estable.
ConclusiónEstos resultados indican que el QRP-45 es una herramienta fiable y válida para medir la calidad relacional profesional y la cultura de amabilidad existente, con una buena estructura factorial y alta consistencia interna en la mayoría de las dimensiones.
Además, la capacidad predictiva del cuestionario para medir la satisfacción laboral confirma su utilidad para entender mejor las dinámicas laborales y relacionales en el entorno profesional, identificando áreas clave que requieren intervenciones específicas.
Este instrumento permitirá que las organizaciones sanitarias implementen estrategias dirigidas a mejorar estos aspectos, incluyendo políticas de retribución equitativas, programas de reconocimiento profesional e iniciativas para promover un liderazgo inspirador y una cultura de calidad relacional que favorezca un clima laboral positivo.
Estos hallazgos sugieren que el QRP-45 es una herramienta robusta para evaluar (survey) la cultura de amabilidad integral o calidad relacional existente en los EAP. El paso siguiente (feedback) consiste en liderar las conversaciones participativas necesarias para asimilar los resultados, desarrollar nuevas prácticas culturales relacionadas con la calidad relacional e incorporarlas en todos los procesos e interacciones de la organización.
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El QVP-35 es un instrumento ampliamente utilizado y validado en el ámbito sanitario en España como herramienta para evaluar de forma multidimensional la percepción del bienestar profesional.
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Los procesos de survey-feedback se han consolidado como metodologías participativas eficaces para impulsar el desarrollo organizativo.
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Introduce y valida psicométricamente el QRP-45, un instrumento complementario al CVP-35, centrado en la calidad relacional y profesional desde una perspectiva organizativa y colectiva.
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Aporta evidencia de validez (contenido, constructo y criterio) y fiabilidad (alfa de Cronbach y omega de McDonald) que respalda su uso del QRP-45.
En todo momento se han seguido los principios éticos de la Declaración de Helsinki de 1964, revisada por la Asociación Médica Mundial (AMM) en 2013 en Fortaleza (Brasil). Se ha cumplido con el Reglamento Europeo de Protección de Datos 2016/679 del Parlamento Europeo y del Consejo, de 27 de abril de 2016, relativo a la protección de las personas físicas en lo que respecta al tratamiento de datos personales y a la libre circulación de estos datos, así como con la Ley Orgánica 3/2018, de 5 de diciembre, de protección de datos personales y garantía de los derechos digitales.
Todos los datos incluidos en el estudio fueron anonimizados y tratados de forma confidencial. Los datos del cuestionario recogidos a través de Microsoft 365° Forms (herramienta corporativa) se almacenarán en los servidores de la Gerencia Territorial de la Cataluña Central del ICS durante un periodo de 10 años. La base de datos de los correos corporativos utilizada para invitar a los participantes fue eliminada una vez se hubo enviado el cuestionario por segunda vez. El responsable del tratamiento de datos fue el coordinador de la Unidad de Innovación e Investigación, Josep Vidal-Alaball.
El estudio estuvo bajo la supervisión y orientación del Comité de Ética de Investigación Clínica (CEI) de la Fundación Instituto Universitario para la Investigación en Atención Primaria de Salud Jordi Gol i Gurina (IDIAPJGol), se incorporaron sus recomendaciones y sugerencias y contó con su aprobación con el código CEIm: 23/288-P.
FinanciaciónLos autores declaran que no han recibido financiación para la realización de este estudio.
Conflicto de interesesLos autores declaran ausencia de conflicto de intereses.
