ORIGINAL

 

Desarrollo y validación de un cuestionario para medir la reputación de los hospitales

Development and validation of a questionnaire to measure hospitals´ social reputation

 

 

Isabel María Navarro^a, José Joaquín Mira^a,b,c y Susana Lorenzo^d

^aUniversidad Miguel Hernández, Elche (Alicante), España
^bDepartament D´Alacant-Sant Joan, Consellería de Sanitat, Alicante, España
^cCIBER de Epidemiología y Salud Pública (CIBERESP), España
^dHospital Universitario Fundación Alcorcón, Alcorcón (Madrid), España

Esta investigación ha sido financiada por el FIS y Fondos FEDER, referencia PS09/00802.

Dirección para correspondencia

 

 

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RESUMEN

Objetivo: Diseñar y validar un cuestionario (MeFío) para medir la reputación social de un hospital desde el punto de vista de los ciudadanos y de los pacientes.
Material y método: Revisión de la literatura para acotar los límites del concepto de reputación social de un hospital. Se realizaron cuatro grupos nominales con la participación de 47 directivos y profesionales y de 32 posibles clientes para establecer factores a priori del cuestionario MeFío. Se elaboraron ítems reactivos y se realizó una prueba piloto de comprensión. Se seleccionó una muestra aleatoria de 385 sujetos y se analizaron los efectos suelo y techo, la consistencia interna, la fiabilidad y la validez de constructo y de criterio.
Resultados: Se obtuvieron 343 cuestionarios válidos (tasa de respuesta del 89%). MeFío cuenta con 21 ítems agrupados en cinco factores. En todos los casos los valores de correlación ítem-total fueron superiores a 0,30, las cargas factoriales superiores a 0,5, el rango de varianza explicada entre el 66,2% y el 80,4%, y el valor alfa de Cronbach entre 0,7 y 0,88. Los índices de fiabilidad compuesta fueron mayores de 0,7. La estrategia de modelos rivales mostró un mejor ajuste del modelo con dos factores de segundo orden. En el análisis de validez convergente-discriminante, todas las cargas estandarizadas fueron superiores a 0,6. Los factores explicaron un 50% de la variabilidad de la satisfacción con las atenciones sanitarias (F = 66,5; p <0,001).
Conclusiones: MeFío explora de forma fiable y válida las cinco dimensiones que delimitan la reputación de un hospital en nuestro país.

Palabras clave: Hospitales. Información sanitaria para los ciudadanos. Elección de centro sanitario. Identidad social.

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ABSTRACT

Objective: To design and validate a questionnaire (MeFio) to measure the social reputation of a hospital from patients´ and citizens´ perspective.
Material and methods: We performed a literature review to define the concept of a hospital's social reputation. Four nominal groups were conducted to set up the a priori factors of the MeFio questionnaire. These groups consisted of 47 managers and health professionals and 32 potential customers. Reactive items were identified and a pilot test was conducted to examine comprehension. A random sample of 385 subjects was selected. Ceiling and floor effects, internal consistency, reliability, and construct and criteria validity were analyzed.
Results: A total of 343 validated questionnaires (response rate 89%) were collected. The MeFio questionnaire has 21 items grouped into five factors. All items had an item-total correlation higher than 0.30. All factor loads were higher than 0.5; between 66.2% and 80.4% of the variance was explained and Cronbach's alpha was 0.7- 0.88. The construct-composite-reliability scores were higher than 0.7. Standardized scores in the convergent discriminant validity test were higher than 0.6. The factors explained 50% of the variability in satisfaction with the health care received (F = 66.5; p <0.001).
Conclusion: The MeFio questionnaire is a valid and reliable tool to measure the five dimensions that define the reputation of a hospital in Spain.

Key words: Hospitals. Consumer health information. Patient freedom of choice laws. Social identification.

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Introducción

Aunque los hospitales del sistema público de salud comparten muchas características, es difícil que dos hospitales sean iguales. Si bien hay diferencias en su cartera de servicios, case-mix (conjunto o tipo de casos que atiende el hospital), presupuesto, tamaño, antigüedad, equipamiento tecnológico o proporción entre profesionales y camas, difieren mucho más en otros activos que no pueden imitarse ni comprarse, y que en un entorno en cambio se vuelven estratégicos¹: cultura organizativa, conocimiento (saber hacer) y reputación. Aunque independientes, los tres están relacionados y se han asociado al rendimiento y a la calidad².

La reputación supone prestigio y se fundamenta en las percepciones que los clientes (externos e internos) y otros grupos de interés tienen de una organización. Es la consolidación de la imagen social de un hospital³, que depende de cómo se comporta una organización a lo largo del tiempo⁴ y hace que la veamos como mejor que otra. Es el resultado de combinar^5,6 solidez como organización, respeto y consideración hacia el cliente (paciente en el caso de un hospital) y sus allegados, empleados, proveedores y otros grupos de interés; calidad percibida del producto o servicio que brindan; capacidad de innovación; y su ética y responsabilidad social (económica, laboral y medioambiental). Permite considerar a una organización como de confianza y de mayor credibilidad en lo que hace y oferta. La paradoja es que, aunque se requiere un importante esfuerzo para lograr una buena reputación, ésta puede perderse rápidamente⁷.

Las organizaciones que gozan de buena reputación logran también mejores resultados económicos y los mantienen por más tiempo, aun en periodos de crisis^8,9. La reputación actúa como escudo para evitar litigios, contribuye a ampliar la cartera de clientes y a que éstos se declaren más satisfechos, al tiempo que facilita atraer inversiones, retener y atraer a profesionales con talento, y estimula a los profesionales para lograr mejores resultados^10-16. Para un hospital, como para cualquier otra organización, estas ventajas competitivas resultan básicas, por lo que la reputación es un activo social que un hospital debe gestionar y promover¹⁷.

No hay muchos estudios sobre la reputación de los hospitales. En Holanda¹⁸, un 69% de los pacientes quirúrgicos se fijan en la reputación de los hospitales para elegir dónde operarse. En España y Corea se ha confirmado que en la elección de un hospital para una intervención quirúrgica o un tratamiento médico^19,20 la reputación desempeña un importante papel. En España se ha estudiado la relación entre reputación y producción científica (medida en número de artículos y citas) en cuatro especialidades²¹ (cardiología, patología digestiva, otorrinolaringología y neurología), aplicando una metodología similar a la del America's Best Hospitals (http://www.usnews.com/usnews/health/besthospitals/tophosp.htm), y se ha comprobado la relación entre ambas variables. En Estados Unidos, la posición relativa en el Top50 de los hospitales se ha relacionado más con la reputación de los hospitales que con la calidad objetiva de la actividad asistencial realizada²².

Por lo que sabemos, la difusión de información de la actividad y de los resultados de los hospitales, o de informes de los resultados de la actividad asistencial^23,24, influye en la reputación junto al boca a boca y la propia experiencia durante un ingreso. Pese a todo, el análisis de la reputación de un hospital entre su público está poco desarrollado. En este estudio diseñamos y validamos un cuestionario para medir la reputación de un hospital desde el punto de vista de los ciudadanos y de los pacientes.

 

Métodos

En el diseño y la validación de un instrumento de medida de la reputación primero se identificaron aquellas dimensiones que delimitan el concepto de reputación en el ámbito de los hospitales públicos, para después establecer factores a priori del cuestionario. Por último, se diseñó, construyó y validó un cuestionario de reputación tomando como referencia la opinión de ciudadanos y pacientes.

Diseño y construcción del cuestionario

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 nominales^25,26 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.

Estudio de validación, selección de la muestra

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.

Estudio de validación, análisis de fiabilidad y validez

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 Varimax^26,27. 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 rivales^26-32 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 factores^26-34. 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.

 

Resultados

Se recibieron 343 cuestionarios válidos (tasa de respuesta del 89%). Respondieron 208 (60%) mujeres y 133 (40%) no superaban los 50 años de edad (tabla 1).

Análisis de dimensionalidad inicial y de consistencia

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.

Análisis confirmatorios de dimensionalidad y análisis de fiabilidad

El resultado del AF confirmatorio se muestra en la Appendix B tabla 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 B tabla 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 B figura 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 B tabla 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.

 

Puntuaciones factoriales

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).

Validez predictiva

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 B tabla 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).

 

Discusión

La reputación de un hospital alude a un concepto multidimensional⁶. Los resultados de este estudio avanzan en esa misma dirección. En este caso se ha comprobado la bondad del ajuste de un modelo teórico de cinco factores de la reputación para desarrollar un instrumento de medida aplicable a hospitales españoles. El cuestionario MeFío ha mostrado una buena consistencia interna y unos adecuados índices de fiabilidad y de validez convergente y discriminante. La extensión del cuestionario (21 preguntas) y el modo de presentación (papel) lo convierten en un instrumento de fácil uso.

Los factores de calidad, confianza y atención centrada en el paciente se corresponden con las dimensiones también empleadas por Satir⁶, si bien el espectro del factor «atención centrada en el paciente» es algo mayor que el de comunicación del estudio turco. En nuestro caso, además, se incluyó el efecto de las listas de espera, del respeto al medio ambiente y de la investigación y capacidad de formación de otros profesionales sanitarios. Con respecto a la literatura anglosajona^1,5, las dimensiones de «cultura organizativa» y «estilos de dirección» tienden a unificarse en un mismo factor y no se discrimina empíricamente entre ambas.

Los pacientes, tanto los europeos¹⁸ como los americanos¹³ o los asiáticos²⁰, cuando tienen la opción de elegir hospital se valen de distintas fuentes de información para decidir a cuál acudir, y la reputación del hospital es clave en esta elección, aunque no es la única dimensión que se considera. También se ha comprobado que los pacientes valoran la limpieza y las tasas de infección nosocomial³⁵, y la distancia del hospital al domicilio³⁶.

Pero la reputación no debe considerarse únicamente como un aliciente para buscar atención en un hospital u otro. La difusión de resultados y, cabe esperar también, la difusión de las valoraciones de la reputación de los hospitales, tienen efectos positivos en el corto plazo en términos de mejoras internas en estas organizaciones¹³. El orgullo profesional actúa como aliciente en caso de una valoración de la reputación no tan positiva como la de otros centros, actuando para corregir ineficiencias. Un índice de reputación podría, en este sentido, estimular cambios para una mejor atención. Sin embargo, aún no contamos en España con índices de la reputación corporativa de nuestros hospitales.

La estructura del cuestionario MeFío está pensada como medida de la reputación social de los hospitales públicos españoles, bien del Sistema Nacional de Salud o adscritos en alguna de las fórmulas de gestión por las que no media pago directo del paciente al centro. En otro contexto o modelo organizativo, el contenido del cuestionario debería revisarse.

En un contexto como el actual, en que la crisis económica está suponiendo recortes en la disponibilidad de recursos, podría ser relevante evaluar la legitimidad del sistema mediante medidas objetivas de reputación de los hospitales. En otros ámbitos, desde 1999, el Monitor Español de Reputación Corporativa (MERCO) ofrece un ránking de las 100 empresas con mejor reputación (http://www.merco.info/es). Este índice fue ideado por el Prof. Villafañe, de la Universidad Complutense de Madrid, y en la actualidad se encuentra en su décima edición. En él se valoran resultados económico-financieros, calidad del producto o servicio, cultura corporativa y calidad laboral, ética y responsabilidad social corporativa, presencia internacional y capacidad de innovación. MeFío supone un primer paso para evaluar la reputación de nuestros hospitales, centrado en la perspectiva de los usuarios (reales o posibles). A esta medida podrían acompañarla otras de carácter más objetivo para delimitar una medida de la reputación corporativa.

 

 

Contribuciones de autoría

I.M. Navarro, J.J. Mira y S. Lorenzo son responsables del diseño del estudio. J.J. Mira y S. Lorenzo han dirigido el estudio de campo. I.M. Navarro ha realizado los análisis estadísticos. Todos los autores interpretaron los resultados, redactaron un primer borrador de trabajo y son responsables de la versión final.

 

Conflictos de intereses

Ninguno.

 

Agradecimientos

Merce Guilabert colaboró en la confección de las bases de datos. Alicia Peralta participó en la recogida de los cuestionarios.

 

Anexo. Material adicional

Puede consultarse material adicional a este artículo en su versión electrónica, disponible en doi:10.1016/j.gaceta.2011.11.020.

 

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Dirección para correspondencia:
jose.mira@umh.es
(J.J. Mira).

Recibido 15 Junio 2011
Aceptado 21 Noviembre 2011