Introducción
La pandemia por coronavirus ha supuesto un reto en la asistencia sanitaria por el aumento de la demanda de camas de cuidados intensivos, superando el límite de recursos disponibles. Las asociaciones de cuidados críticos de enfermería en Europa (EFFCna, EFN y EuSEN) advirtieron del riesgo de estigmatización de enfermeras que atendieron a pacientes contagiados por Covid-19.1 Estigma es una etiqueta social desacreditante que cambia la forma en que un individuo se mira a sí mismo y lo descalifica de la plena aceptación social.2 Es un constructo complejo, en el que la depresión y la ansiedad que presentaron los profesionales en primera línea, asociadas con el miedo al rechazo y la autoimagen negativa podían provocar el estigma social. El objetivo del estudio es explorar los factores de la estigmatización social de las enfermeras de cuidados intensivos al inicio de la pandemia por Covid-19.
Método
Se realizó un estudio observacional exploratorio para valorar la estigmatización social en las enfermeras que atendieron a pacientes afectados por Covid-19 en Unidades de Cuidados Intensivos en España. Se incluyeron enfermeras que proporcionaron cuidados críticos a pacientes con Covid-19 en España mediante muestreo aleatorio no probabilístico, entre del 4 de mayo al 17 de mayo de 2020, mientras se iniciaba la desescalada por el confinamiento por Covid-19, donde algunas regiones pasaron a “fase 1” hacia la “nueva normalidad”. No se realizó corrección estadística de la muestra.
Se escogió un instrumento en español sensible al estigma social, Self-Stigma Questionnaire (SSQ) de Ochoa et al3 compuesto por 14 ítems de respuesta tipo Likert 1-7. Los ítems se conformaron en el Cuestionario de Estigma Referenciado por Covid-19 en Enfermeras de Cuidados Intensivos por un panel de 6 enfermeras expertas. Se pilotó con 22 cuestionarios, que tras la depuración de imprecisiones resultó la versión final empleada.
Se empleó un cuestionario online con respuestas de carácter obligatorio desarrollado en 8 páginas y alojado en Google™ Forms. El acceso al enlace de cuestionario se difundió a través de correo electrónico y redes sociales, tipo banner en Twitter™ e Instagram™. Se solicitaron datos de filiación y dirección de correo electrónico para la prevención de entradas múltiples. Se podían revisar las respuestas mediante paso atrás. Se cribaron las duplicidades, datos incompletos, marcas de tiempo atípicas o accesos que no superaran la detección del tráfico procedente de programas automatizados (Recaptcha). Se aplicaron las directrices CHERRIES para cuestionarios online.
Se empleó Análisis Factorial Exploratorio para el tratamiento secuencial e integrado de la validez y fiabilidad de cada ítem del cuestionario. Se analizó el índice de confiabilidad mediante el coeficiente alfa de Cronbach, aceptable entre 0,7 y 0,9. Se calculó la adecuación muestral mediante el índice Kaiser Meyer Olkin (KMO), esperable entre 0,5 y 1. La prueba de esfericidad de Bartlett evaluó la aplicabilidad del análisis factorial descartando la matriz de identidad con valor p< 0,05. Para confirmar los factores latentes se empleó la regla de Kaiser y se aplicó el método analítico de rotación oblicua Promax con valor kappa 4, que permite la correlación entre factores. El tamaño de la muestra no admitió la aplicación de Análisis Factorial Confirmatorio. El análisis estadístico de la correlación, varianzas, comunalidades, matriz de componentes de las variables se apoyó en el software SPSS® v.23.
El estudio fue aprobado por CEIm del Área de Salud Valladolid Oeste el 4 de mayo de 2020 con el código PI100-20. Tras mostrar la hoja informativa se recogió la aceptación del consentimiento informado. Estos datos se disociaron del resto de variables para su anonimización en una base de datos protegida por el investigador principal.
Se solicitó y concedió permiso de los autores de la escala SSQ para su adaptación en la detección de estigma social en enfermeras.
Resultados
Se reunieron 142 cuestionarios de enfermeras de UCI, se descartaron 3 que no comunicaron el puesto de destino y 4 que no formaron parte de unidades Covid, resultando finalmente 135 participantes de 12 provincias españolas que rellenaron completamente el cuestionario. La muestra era mayoritariamente femenina (82,2 %), entre 25 y 44 años (85,9 %), con experiencia en UCI (52,6 %) y con más de 5 años de ejercicio (71,1 %), como se detalla en la Tabla 1.
n= 135 | (%) | ||
---|---|---|---|
Sexo | Femenino | 111 | 82,2 |
Masculino | 24 | 17,8 | |
Edad | 18-24 | 4 | 3,0 |
25-34 | 65 | 48,1 | |
35-44 | 51 | 37,8 | |
45-54 | 13 | 9,6 | |
55- 65 | 2 | 1,5 | |
Experiencia laboral | 0 - 2 años | 9 | 6,7 |
2 - 5 años | 30 | 22,2 | |
5 - 10 años | 26 | 19,3 | |
10 - 15 años | 32 | 23,7 | |
15 - 20 años | 29 | 21,4 | |
20 - 30 años | 7 | 5,1 | |
más de 30 años | 2 | 1,5 | |
Experiencia previa en UCI | 71 | 52,6 | |
Experiencia en UCI | 0 - 2 años | 15 | 11,1 |
2 - 5 años | 20 | 14,8 | |
5 - 10 años | 15 | 11,1 | |
10 - 15 años | 11 | 8,1 | |
15 - 20 años | 8 | 5,9 | |
20 - 30 años , | 1 | 7 | |
más de 30 años | 1 | 0,7 | |
Mantiene destino en UCI | 22 | 31 | |
Cambia destino en UCI | 49 | 69 | |
Sin Experiencia previa UCI | 64 | 47,4 | |
Origen | Quirófano | 39 | 28,9 |
Otros servicios | 10 | 7,4 | |
Consultas | 6 | 4,4 | |
Pediatría | 4 | 3,0 | |
Hospitalización | 3 | 2,2 | |
Pool /Correturnos | 2 | 1,5 | |
Urgencias | 1 | 0,7 | |
Sospecha contagio | SI | 39 | 28,9 |
Contacto con pacientes contagiados | 8 | ||
Contacto con compañeros | 2 | ||
Casa | 2 | ||
Pacientes y compañeros | 2 | ||
No lo sé | 25 | ||
NS/NC | 33 | 24,4 | |
NO | 63 | 46,7 |
Los participantes declararon los síntomas asociados a la situación laboral por la pandemia destacando el estrés (36,3 %), el insomnio (32,6 %) y la ansiedad (31,8 %), seguidos de sobrecarga laboral (21,5 %), depresión (11,8 %), terrores nocturnos (2,22 %) y mobbing (0,7%).
Las tasas de visualización y de participación del cuestionario se asimilan a la tasa de finalización que alcanzó el 99,3 %. El grado de correlación entre todos los ítems mostró un índice Alfa de Cronbach 0,866. El coeficiente de adecuación muestral Kaiser Meyer Olkin (KMO) era 0,886, mostrando correlación entre las variables que permitió rechazar la matriz de identidad y aplicar el análisis factorial. El valor obtenido por la prueba de esfericidad de Bartlett era p < 0,001, la matriz de correlaciones obtenida con 78 grados de libertad (gl), y un Chi-cuadrado 809,801. Según la regla de Kaiser se escogieron los valores con autovariables mayores a 1, resultando 3 factores que expresaron la mayor parte de la variabilidad total.
En la tabla de comunalidades se apreció que el modelo explicaba la mayoría de los ítems, siendo el mayor el ítem 3 con un valor de 0,788 y el menor el ítem 13 con un valor de 0,484. Los resultados de la matriz de análisis de componentes principales tras la normalización de Kaiser y la aplicación del método de rotación oblicua Promax se muestran en la Tabla 2.
Ítem | Componente | ||
---|---|---|---|
| |||
1 | 2 | 3 | |
01. Siento que llevo una etiqueta de contacto con pacientes Covid-19. | ,858 | ||
02. Me siento más insegura que otras porque he tenido contacto con pacientes contagiados por SARS-Cov-2. | ,633 | , | |
03. Desde que cuido de pacientes con Covid-19, siento que la gente me evita. | ,885 | ||
04. Creo que estoy menos capacitada desde que atiendo a pacientes con Covid-19. | ,717 | ||
05. No he contado a amigos que atiendo a pacientes con Covid-19. | ,783 | ||
06. Creo que puedo tener las mismas responsabilidades que alguien que no tiene contacto con pacientes con Covid-19. | -,712 | ||
07. Siento que las personas más cercanas a mí no me dejan tomar decisiones porque atiendo a pacientes con Covid-19. | ,779 | ||
08. Me he distanciado de las personas para evitar bromas o comentarios que podrían lastimarme. | ,737 | ||
09. Creo que la gente tiene miedo a que no sepa cómo actuar. | ,775 | ||
10. Creo que porque atiendo a pacientes con Covid-19, soy un obstáculo para mi entorno. | ,577 | ||
11. Me siento vulnerable porque debo protegerme mediante un Equipo de Protección Individual para atender a los pacientes. | ,715 | ||
12. No digo el nombre de mi profesión o destino laboral para que la gente no me rechace. | ,785 | ||
13. Creo que las personas se asustan cuando escuchan que he atendido a pacientes contagiados por la Covid-19. | ,682 | ||
14. Intento distanciarme de las personas porque no creo que me vayan a entender. | ,725 | , |
La varianza total explicada después de la rotación de los factores era: 41,19 % para el factor 1, 11,37 % para el factor 2 y 9,15 % para el factor 3. Los 3 factores alcanzaron el 61,71 % de la variabilidad del constructo, tras la suma de las saturaciones al cuadrado de la rotación estigmatización. Se ajustó el modelo teniendo en cuenta los factores y su relación identificándose: (a) Aislamiento Social: ítems 4, 5, 7, 8, 9, 10, 11, 12 y 14. (b) Exposición a SARS-Cov-2: ítems 1, 3, 13 y 14. (c) Vulnerabilidad Profesional: ítems 2, 6 (inverso), 10 y 11.
Discusión
El análisis muestra valores de validez y fiabilidad para exponer los factores que influyeron en la estigmatización de las enfermeras que atendieron a pacientes con Covid-19 al inicio de la pandemia. La aplicación de una herramienta sensible se mostró esencial para identificar el estigma y sus componentes. Debería validarse una herramienta específica disponible para su aplicación en contextos similares ante la aparición de nuevas enfermedades contagiosas.
Comparando con el SSQ3, el factor social que relaciona los ítems 4, 8, 9 y 14 al reforzar el aspecto social de la estigmatización, matizado mediante los ítems 1, 2, 13 y 14 motivados por la exposición al virus. De manera diferencial, aparece la vulnerabilidad frente a la enfermedad, donde se expone el origen esencial de la estigmatización en las enfermeras.
El periodo definido para evitar posibles sesgos en la percepción de la estigmatización debido al cambio del contexto social determinó el tamaño de la muestra. Además, los factores de fatiga y cansancio por el compromiso laboral durante la pandemia pudieron limitar la participación.
El estado de estrés, depresión y ansiedad confluye con el riesgo al contagio en el trabajo y la crítica de la sociedad o compañeros por el contagio. Existía el riesgo de una doble victimización, por la atención a pacientes con Covid-19 y por la valoración a nivel social e incluso familiar como vector de contagio y poder sentir ese rechazo social.4
Este desorden había sido detectado en enfermeras de salud mental o con pacientes con enfermedades contagiosas, como el VIH. Andertun et al. detectaron en sanitarios que atendían a pacientes contagiados por el virus del ébola que fueron estigmatizados por amigos, familiares y compañeros. 5 Muñoz Zambrano et al. observaron el impacto de las situaciones estresantes en enfermeras de cuidados críticos repercutía sobre factores físicos y sociales. 6 Los profesionales en primera línea han estado preocupados por la posibilidad de contagio a sus compañeros y familias.7
El sentimiento de aislamiento y marginación podrían prevenirse mediante la colaboración, trabajo en equipo, atención psicológica, promoción de una imagen positiva o la capacitación para afrontar situaciones estresantes.7,8 Frente al estigma, las enfermeras se refugian en la fortaleza y resiliencia,9 como se ha demostrado en el Sistema Nacional de Salud español que actualizó, reorganizó y adaptó los recursos frente al Covid-19.10
El estigma se origina por la conjunción de múltiples causas sociales, laborales y autorreferenciales derivando en el aislamiento social. En el ámbito laboral se manifiesta ante la exposición frente enfermedades infectocontagiosas emergentes. La repercusión en la vulnerabilidad profesional se detecta principalmente a través de alteraciones como estrés, depresión, ansiedad e insomnio.