Una nueva visión del apoyo parental en los equipos de pediatría de atención primaria

La Estrategia de Promoción de la Salud y Prevención de la Enfermedad del Sistema Nacional de Salud¹ incluye una línea de prevención temprana destinada a la infancia entre cero y tres años. En dicha línea se subraya la importancia de incluir el apoyo sistemático a las figuras parentales (padre, madre u otros cuidadores principales) en el servicio de atención primaria por su papel central en el bienestar y en el desarrollo infantil. Una de las acciones que se ha patrocinado es el curso basado en evidencia “Ganar salud y bienestar de 0 a 3 años”². Se trata de una iniciativa novedosa de e-health que promueve el desarrollo saludable en la primera infancia, aportando conocimientos y experiencias a las familias sobre la crianza y la educación en los ámbitos de la vinculación afectiva, la alimentación, el juego y el sueño. Este programa está siendo ampliamente utilizado por las figuras parentales y por los profesionales, registrando en ambos casos altos niveles de satisfacción³. Con el objetivo de garantizar el uso universal de este programa, la Dirección General de Salud Pública del Gobierno de Canarias, en el marco de la aplicación de la estrategia en su comunidad, ha impulsado un estudio piloto en el que se combina el uso de dicho programa online con el apoyo parental presencial, tanto en talleres grupales como en la consulta pediátrica, en los centros de atención primaria, para comprobar así su efectividad. El presente trabajo forma parte de este estudio, aportando la validación de un instrumento de evaluación de la satisfacción parental del apoyo recibido por el equipo de atención pediátrica.

La nueva visión del apoyo parental en el ámbito sanitario sigue el Modelo Centrado en la Familia (en adelante, MCF), basado en establecer una relación de colaboración entre los profesionales y la familia, que se ofrece desde la dignidad y el respeto, en la que se comparten tanto la información como la responsabilidad de la salud del/la niño/a⁴. El concepto de apoyo parental está basado en la Recomendación del Consejo de Europa (Rec2006/19)⁵ a sus estados miembros sobre Políticas de Apoyo al ejercicio de la Parentalidad Positiva. En esta, se señala la responsabilidad del Estado para brindar apoyo parental mediante programas basados en la evidencia dirigidos a la familia, tanto en los ámbitos educativos y sociales como en el ámbito sanitario, para garantizar de esta manera los derechos de la infancia y promover su bienestar personal y social.

La incorporación de la familia en general, y de las figuras parentales en particular, como agentes promotores de la salud a los/as niños/as entre 0 y 3 años responde también a la evidencia científica que ha venido señalando de forma consistente que la familia es un agente clave en la salud y el desarrollo del/la niño/a^6,7,8. Además, la inclusión de la familia en la atención pediátrica aporta información relevante sobre cómo promover la salud del/la niño/a en el entorno más cercano^9,10. Igualmente, incrementa la adherencia a los tratamientos y a las orientaciones pediátricas, ya que facilita que la familia asuma activamente su rol como agente valedor del desarrollo de sus hijos/as¹¹.

La evaluación de la satisfacción familiar en el Modelo Centrado en la Familia y desde la Parentalidad Positiva

Como resultado de la introducción de nuevas formas de actuación en la práctica pediátrica, los estándares de calidad en los servicios están cambiando. De ello se deriva la necesidad de actualizar los instrumentos de evaluación de los servicios de atención primaria. De acuerdo con el MCF y el marco de la Parentalidad Positiva, la evaluación de la calidad de la atención prestada en el servicio debe considerar la voz de las familias como un recurso muy útil para la planificación y mejora de las intervenciones basadas en la evidencia. En este sentido, la satisfacción ha sido considerada como el constructo principal para incorporar el punto de vista de la familia¹², ya que constituye un indicador central de la calidad del servicio¹³. Además, la satisfacción se relaciona con variables relevantes como la asistencia a las citas programadas o la adherencia al tratamiento^14,15. Así mismo, la satisfacción nos brinda información de hasta qué punto las familias sienten que sus necesidades (y las de sus hijos/as) están siendo cubiertas.

Tradicionalmente, la satisfacción se ha medido como una dimensión general y en términos positivos^16,17. Sin embargo, es importante considerar los dos aspectos de la satisfacción general, la percepción de la adecuación del servicio y el descontento con el servicio, como dimensiones positivas y negativas diferenciadas. De este modo, se evita la mera acumulación de valoraciones positivas y negativas que no ofrecen una imagen contrastada de las fortalezas y debilidades del servicio.

Además de la satisfacción general, es necesario incluir indicadores de satisfacción que se relacionen con los componentes centrales del MCF y del marco de la Parentalidad Positiva. En el caso del MCF, es crucial evaluar la relación de colaboración entre el/la profesional y la figura parental para identificar las necesidades específicas de cada familia y poder elaborar conjuntamente una intervención individualizada y ajustada a cada situación⁴. Por su parte, en relación con el marco de la Parentalidad Positiva, se debe evaluar en qué medida las actuaciones de los profesionales ayudan a la promoción de las habilidades parentales y su autopercepción positiva, de modo que se garantice una mayor autonomía de funcionamiento de la familia¹⁸.

En el área de la pediatría, los cuestionarios más empleados de satisfacción están en lengua inglesa y han omitido tanto la relación de colaboración como la capacitación de las familias como factores principales (por ejemplo, Parent’s Perceptions of Primary Care¹⁹, Child ZAP²⁰, Parents’ Perceptions of Satisfaction with Care from Pediatric Nurse Practitioners²¹). Además, los instrumentos se han desarrollado para evaluar programas específicos²², unidades de cuidados intensivos²³ o atención hospitalaria^17,24. Por tanto, la elaboración de un instrumento en español para evaluar la satisfacción parental en atención primaria desde esta nueva perspectiva puede cubrir un hueco muy importante.

El objetivo de este estudio fue desarrollar y evaluar la fiabilidad y validez de constructo del cuestionario “Satisfacción con el Apoyo Parental recibido en Atención Primaria” (en adelante, SATAP-AP) (anexo I).

Participantes

Los participantes fueron 226 figuras parentales con hijos/as entre 0 y 36 meses, usuarias de la atención pediátrica de los centros de Salud de la isla de Tenerife y de Gran Canaria. Todos ellos formaron parte de un estudio más amplio que evaluó el programa de apoyo parental basado en el curso online “Ganar Salud y Bienestar de cero a tres años”, cuya recogida de datos tuvo lugar entre los años 2018 y 2019. Los participantes fueron principalmente madres (88,1%), con hijos e hijas en torno al año de edad, con empleo (76,2%), los niveles de estudios correspondieron tanto a estudios universitarios (53,7%) como a niveles educativos inferiores (46,3%), y la mayoría vivían formando familias biparentales (tabla 1).

Tabla 1.  Perfil sociodemográfico familiar y percepción de salud del/la niño/a. 

M: Media; DT: Desviación Típica.

Instrumentos

Desarrollo del cuestionario SATAP-AP. El cuestionario fue elaborado por un panel de tres investigadores expertos del Departamento de Psicología Evolutiva y de la Educación de la Universidad de La Laguna. Las dimensiones del constructo de satisfacción que se pretendieron medir fueron “adecuación del servicio”, “descontento con el servicio”, “relación de colaboración con la familia” y “capacitación parental”. Como primer paso, se realizó una revisión de los instrumentos en inglés y en español utilizados para evaluar la satisfacción con el servicio, empleando las siguientes palabras clave en la estrategia de búsqueda: “satisfaction” AND “parent*” OR “mother” AND “paediatric*”. Los instrumentos identificados evaluaban con mayor frecuencia las siguientes dimensiones: “satisfacción general”, “competencia profesional clínica”, “competencias transversales” (por ejemplo, comunicación y empatía) y, en menor medida, la “atención centrada en la familia”^{16,17,20,21,25}.

Como segundo paso, se elaboró una primera versión de 17 ítems con un formato de respuesta de escala tipo Likert (de 1 a 4 puntos), que recogía el grado de acuerdo con las afirmaciones presentadas.. Dicha versión contó con nueve ítems extraídos del Family Feedback CWS questionnaire²⁶, relativos sobre todo a las áreas de satisfacción general y colaboración con la familia. Además, se elaboraron ocho ítems para evaluar de forma completa el área de colaboración y el de capacitación, ya que no contábamos con ejemplos de ítems apropiados en cuestionarios previos. Como último paso antes de la administración del cuestionario, la versión inicial fue revisada por otro grupo de colaboradores expertos para asegurar que la redacción de las instrucciones y de los ítems fuera comprensible, a partir de la cual se realizaron cambios menores en las instrucciones iniciales y en el formato de presentación.

Perfil sociodemográfico. Compuesto ad hoc por 13 preguntas, incluido género y edad de adultos y niño/a, nivel educativo, situación laboral, estructura familiar y área de residencia.

Escala de percepción de salud del/la niño/a (H-HANES)²⁷. Las figuras parentales evaluaron en un solo ítem el estado de salud de su hijo/a en una escala de cinco puntos, con una calificación de 1 que indicaba una salud “Muy mala” y 5 para “Muy buena”.

Procedimiento. Los participantes fueron captados por los equipos de pediatría de atención primaria en las sesiones de revisión del Programa de Salud Infantil²⁸, y tenían la opción de completar el cuestionario de forma online o presencial. En ambos casos, se aseguró la confidencialidad y se contó con el consentimiento informado de las familias de forma escrita, de acuerdo con el Comité Ético de la Universidad de La Laguna.

Plan de análisis. Se llevaron a cabo dos procedimientos para evaluar la validez de constructo: un análisis de la estructura factorial así como de la fiabilidad de los factores resultantes, y un análisis de las diferencias individuales en los factores obtenidos en función de las variables sociodemográficas. Para determinar la estructura factorial del cuestionario se utilizó el modelo de ecuaciones estructurales exploratorio (MESE)²⁹, que combina el análisis factorial exploratorio (AFE) con el análisis factorial confirmatorio (AFC). Como método de estimación se utilizó el de mínimos cuadrados ponderados ajustado por la media y la varianza (WLSMW, Weighted Least Squares Mean and Variance Adjusted). Para analizar el ajuste del modelo al patrón de los datos se tomaron como indicadores el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de bondad de ajuste (GFI), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y la raíz del error cuadrático medio (SRMR), tomando en consideración que los parámetros de un buen modelo son: RMSEA < 0,05; CFI y TLI > 0,95; SRMR < 0,1³⁰. Además, se utilizó el test de esfericidad de Bartlett y la medida de adecuación muestral de Kaiser-Mayer-Olikin³¹. A continuación, se realizó un análisis de ítems y se evaluó la consistencia interna con eliminación del ítem, utilizando el índice Alfa de Cronbach. Por último, para el análisis de las diferencias individuales, se emplearon ANOVAs con la puntuación tipificada de cada individuo obtenida en cada factor, que refleja la contribución ponderada de cada ítem, para explorar la variabilidad de la satisfacción con el servicio en función del perfil sociodemográfico. Para los contrastes post hoc, se utilizó la prueba Scheffe. Para realizar los ANOVAs y estimar la fiabilidad se utilizó el programa estadístico SPSS 25, y para el MESE, el Mplus 6.11.

Análisis factorial del cuestionario SATAP-AP

El Análisis Confirmatorio de la versión inicial no mostró índices apropiados para ninguna estructura factorial, de acuerdo con los criterios de Tabachnick & Fidell³⁰. Tras la eliminación de dos ítems, la estructura de cuatro factores mostró unos índices de ajuste adecuados, por lo que la versión resultante fue de 15 ítems (tabla 2).

Tabla 2.  Índices de ajuste de los modelos del análisis factorial confirmatorio (N=226). 

RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation; CFI: Comparative Fit Index; TLI Tucker-Lewis Index; SRMR: Standarized Root Mean-Square.

A continuación, se muestra la estructura factorial final con los 14 ítems significativos que la componen (el ítem “Los/as profesionales resuelven mis dudas dándome toda la información que necesito” fue eliminado ya que no resultó significativo en ningún factor), el orden en que se presentaron los ítems y sus pesos factoriales (figura 1):

Figura 1.  Diagrama del modelo mostrando los factores, ítems y pesos factoriales. 

En la tabla 3 se presentan todos los pesos factoriales de la versión final según sus factores correspondientes.

Tabla 3.  Pesos factoriales para la versión definitiva de la escala según el modelo estandarizado para los 4 factores. 

^(*)p<0,05;

^(**)p<0,01;

^(***)p<0,001.

En el análisis de la consistencia interna global de las sub-escalas, ninguno de los elementos reveló un comportamiento inapropiado (tabla 4). Las medias indicaron estar “bastante de acuerdo” con aquellos ítems con contenidos positivos relativos a los factores 1, 2 y 4, y “poco de acuerdo” con aquellos ítems con contenidos negativos que indicaban “descontento con el servicio” relativos al factor 3. Las desviaciones estándar alcanzaron valores cercanos a 1,00, por lo que fue posible asumir una variabilidad suficiente en las puntuaciones de acuerdo con los supuestos²⁹. Las sub-escalas mostraron una fiabilidad de entre 0,83 y 0,90, alcanzando un cociente de fiabilidad total de α=0,84.

Tabla 4.  Media (M), Desviación Típica (DT) y Alfa de Cronbach si se elimina el ítem de cada factor (α-i). 

Análisis de las diferencias individuales en función de las variables sociodemográficas y la salud infantil

Solo las variables sociodemográficas mostraron diferencias significativas en los factores. En la tabla 5 se recogen aquellas variables que mostraron diferencias significativas en al menos un factor. En relación con el factor “Adecuación del servicio”, se observaron diferencias significativas entre los diferentes niveles educativos. Aquellos participantes sin estudios o con estudios secundarios mostraron mayor satisfacción que aquellos con estudios universitarios o con formación profesional. Además, la estructura familiar resultó significativa, ya que las familias biparentales mostraron más satisfacción que las monoparentales (tabla 5).

Tabla 5.  Diferencias individuales en cada factor del cuestionario SATAP-AP en función de las variables sociodemográficas. 

^(*)p<0,05;

^(**)p<0,01;

^(***)p<0,001;

M: Media; DT: Desviación Típica; F: Prueba F de Fisher. Nivel educativo codificado como 1=Sin estudios/Estudios secundarios, 2=Formación profesional y 3=Estudios universitarios.

El factor “Colaboración con la familia” mostró mayor variabilidad en función de las características sociodemográficas. Específicamente, se observaron diferencias significativas en relación con el nivel educativo. Los participantes con menor nivel de estudios (Sin estudios/Estudios secundarios) percibieron niveles más altos de colaboración del/la profesional con la familia que aquellos con formación profesional o estudios universitarios. Los participantes en situación de desempleo reportaron mayores niveles de colaboración que aquellos en situación activa. Además, las familias monoparentales percibieron menos colaboración del/la profesional que las biparentales (tabla 5).

En el factor de “Capacitación parental” de nuevo resultó significativo el nivel de estudios. Los participantes con menor nivel educativo (Sin estudios/Estudios secundarios) percibieron que el apoyo recibido promovía más sus capacidades que aquellos con formación profesional o con estudios universitarios (tabla 5).