Este estudio tiene como objetivo desarrollar y validar un cuestionario para evaluar actitudes, conocimientos y dificultades en el manejo de problemas sociales por parte de los profesionales de pediatría.
MétodosEl desarrollo de la herramienta comenzó con una fase de conceptualización, seguida del diseño, prueba piloto y evaluación de las propiedades psicométricas del cuestionario tras obtener respuestas de 407 profesionales. Se realizaron análisis factoriales exploratorios (AFE) y análisis factoriales confirmatorios (AFC) para explorar la validez de constructo del cuestionario. El índice de ajuste normado (IAN), el error cuadrático medio de aproximación (ECMA), la prueba de chi-cuadrado (χ2) y el índice de ajuste comparativo (IAC) se utilizaron para probar la bondad del ajuste. La confiabilidad se exploró a través del alfa de Cronbach para la consistencia interna.
ResultadosLa AFE identificó doce factores. Todos los factores mostraron buena consistencia interna (alfa de Cronbach 0,8434). El AFC mostró un buen ajuste al modelo (ECMA=0,037). Los valores de IAN y IAC fueron 0,742 y 0,797, respectivamente. Todos los análisis cuantitativos se llevaron a cabo con el software STATA/SE v.16.1.
ConclusionesEste cuestionario de 138 ítems distribuidos en doce factores es un instrumento fiable y válido para analizar actitudes, conocimientos y dificultades en el abordaje de problemas sociales en la infancia por parte de los pediatras, que permitirá diseñar intervenciones, de acuerdo con las necesidades y las carencias identificadas a través del mismo.
The aim of the study was to develop and validate a questionnaire to assess attitudes, knowledge and difficulties in the management of social problems by paediatric care providers.
MethodsThe development of the tool started with a conceptualization phase, followed by the design, pilot testing and psychometric evaluation of the questionnaire based on the responses obtained from 407 professionals. We performed exploratory factor analysis (EFA) and confirmatory factor analysis (CFA) to assess the construct validity of the questionnaire. We used the normed fit index (NFI), the root mean square error of approximation (RMSEA), the χ2 test and the comparative fit index (CFI) to test the goodness of fit. We assessed reliability through the Cronbach's α coefficient of internal consistency. All quantitative analyses were performed with the Stata/SE software, version 16.1.
ResultsThe EFA identified 12 factors. All factors exhibited a good internal consistency (Cronbach's α, .8434). The CFA showed the model was a good fit (RMSEA=.037). The NAI and CAI values were .742 and .797, respectively.
ConclusionsThis questionnaire comprising 138 items distributed in 12 factors is a reliable and valid instrument to analyse the attitudes, knowledge and difficulties in the approach to social problems in children by paediatricians, which will allow the design of interventions according to the needs and deficiencies identified through it.
Los determinantes sociales de la salud (DSS) son los factores no médicos que influyen en los resultados sanitarios. Son las condiciones en las que las personas nacen, crecen, trabajan, viven y envejecen; el conjunto de fuerzas y sistemas que conforman las condiciones de la vida cotidiana, incluyendo políticas y sistemas económicos, programas de desarrollo, normas y políticas sociales, y sistemas políticos1. Concretamente, los DSS abarcan el desarrollo infantil, la educación, el empleo y las condiciones de trabajo, los ingresos familiares, la seguridad alimentaria, vivienda, servicios sanitarios, apoyo social, barrio, seguridad, desigualdades entre grupos económicos y racismo, entre otros.
Los DSS tienen una importante influencia en las diferencias injustas y evitables del estado de salud, y pueden ser influencias más importantes que la atención sanitaria o el estilo de vida en la salud, dependiendo en gran medida de voluntades políticas. En los países de cualquier nivel de renta, cuanto más baja es la posición socioeconómica, peor es la salud1-3. Vivir en la pobreza puede suponer tasas de mortalidad de un 60% más alta en lactantes. Existe un efecto de vulnerabilidad acumulativa en función del número de determinantes o factores de riesgo social y su duración, produciendo estados de salud más pobres que repercuten a lo largo de la vida1,4. Los niños son particularmente vulnerables porque dependen de su familia para las necesidades básicas, apoyo social, educación, socialización y habilidades para la vida.
El pediatra ha de tener un enfoque global, holístico y multidisciplinar de la salud infantil, considerando la salud del niño en el contexto de su sociedad, entorno, escuela y familia, integrando las dimensiones física, mental y social de la salud y el desarrollo infantil; en definitiva, trabajar con todos los factores que determinan el bienestar infantil (incluyendo los recursos públicos, activos comunitarios y factores de protección) así como la atención, prevención y promoción de la salud y de la calidad de vida5,6. La pediatría social actúa sobre el principio del bien superior del menor, incluyendo su escucha activa, en tres áreas principales: problemas de salud del niño con causas sociales, problemas de salud del niño con consecuencias sociales y atención a la salud del niño en la sociedad, y abarca cuatro áreas de atención a la salud del niño: promoción de la salud, prevención de la enfermedad, pediatría curativa y rehabilitación6,7.
A pesar de la tendencia al alza de la mirada social del pediatra, nuestra impresión es que siguen sin identificarse los factores psicosociales que afectan al estado de salud de muchos pacientes pediátricos y que quizás este hecho esté relacionado con las dificultades que los pediatras tienen a la hora de abordar los DSS: falta de recursos básicos como el tiempo en consulta, poca capacitación y conocimiento de los recursos existentes en la comunidad o la complejidad en la gestión de los casos. Por este motivo, se hace imprescindible trabajar con una perspectiva de equidad, y para ello es preciso conocer la realidad de la atención a los problemas de tipo social en los distintos puntos de atención pediátrica de nuestro país.
El objetivo principal de este trabajo es crear un cuestionario que permita evaluar las actitudes que presentan, los conocimientos de que disponen y las barreras a las que se enfrentan los pediatras en el abordaje de las distintas patologías sociales. El análisis de los datos obtenidos mediante este cuestionario permitirá determinar cuáles son las principales debilidades, amenazas, fortalezas y oportunidades existentes, lo que facilitará proponer estrategias que mejoren la atención que prestan a los problemas sociales que afectan a la infancia.
Material y métodosLa metodología del estudio incluyó la elaboración y la validación del cuestionario pasando por varias fases diferentes8.
Fase de desarrolloComenzó con una fase de conceptualización, seguida por el diseño y una prueba piloto del cuestionario.
La conceptualización del cuestionario y la definición de las dimensiones (constructo) se llevaron a cabo teniendo en cuenta: el objetivo de la herramienta; una revisión bibliográfica sobre el tema utilizando las bases de datos CINAHL, PubMed, Psychinfo y SciELO; un estudio cualitativo con varios grupos focales y análisis de contenido, en los que se exploraron los problemas sociales a los que se enfrentaban con mayor frecuencia, así como las dificultades que tenían en su abordaje; y la experiencia del equipo de investigación sobre el tema en cuestión.
Con el objetivo de diseñar el cuestionario inicial se creó un grupo de trabajo conformado por profesionales de distintas comunidades autónomas, distintos ámbitos de la atención y niveles de capacitación en la atención a la patología social que, mediante la metodología de tormenta de ideas, elaboró un primer listado de posibles preguntas sobre el perfil del profesional que contestaba el cuestionario (capacitación, experiencia, carga de trabajo y entorno del mismo), así como distintos aspectos relacionados con su acceso a la formación, conocimientos, actitudes y habilidades a la hora de aplicarlos.
Este primer listado pasó una revisión por parte del equipo de investigación que procedió a agrupar las preguntas que pudieran resultar redundantes o pudieran dar lugar a respuestas contradictorias, revisando su legibilidad y procurando dar un formato unificado para las respuestas, evitando posibles respuestas categóricas y dando la posibilidad de matizar las mismas, en aquellas que pudieran tener un componente cuantitativo, mediante una escala de tipo Likert9, en la que todos los ítems se formularon de forma directa10. Posteriormente se pasaron las preguntas a un formulario mediante la aplicación Formularios de Google11 y se ensayó por parte de todos los miembros del equipo de investigación el tiempo que emplearía su cumplimentación.
La distribución del cuestionario tuvo lugar durante los meses de junio y julio de 2021 contando con el apoyo de distintas sociedades científicas: Asociación Española de Pediatría, Asociación Española de Pediatría de Atención Primaria y Sociedad Española de Pediatría Social, así como de una lista de distribución de pediatría de atención primaria de amplia implantación en nuestro país (PEDIAP)12, buscando conseguir respuestas de los profesionales que ejercen en el ámbito de la atención primaria y hospitalaria pública, privada o mixta en nuestro país, así como de los médicos en formación que se preparan para ejercerla. Se enviaron recordatorios durante el tiempo de recogida de respuestas. No se recabó ningún dato personal que pudiera identificar a los encuestados, aunque se preguntó sobre el código postal del puesto de trabajo para realizar el análisis entre diferentes ámbitos laborales (rural o urbano)13 y como indicador de la complejidad de los problemas sociales atendidos en la consulta14.
El estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica de La Rioja (Ref. CEImLAR P.I. 532)
La población diana estimada es de unos 12.000. Para dicha muestra, ajustando el nivel de confianza al 95%, se calculó que eran necesarias 373 respuestas. Tras una distribución del cuestionario a toda la población diana, se obtuvieron 418 respuestas. De ellas, se descartaron 11 por no pertenecer a la categoría profesional requerida (pediatras, médicos de familia, médicos internos residentes de pediatría y de medicina de familia con dedicación específica a la infancia o adolescencia). Los datos sociodemográficos de los participantes se muestran en la tabla 1.
Características sociodemográficas de la muestra
| Frecuencia | Porcentaje | |
|---|---|---|
| Sexo | ||
| Hombre | 72 | 17,69% |
| Mujer | 335 | 82,31% |
| Edad (media±DE) | 47,19±11,27 | |
| Titulación | ||
| Especialidad en pediatría | 372 | 91,40% |
| Especialidad en medicina de familia | 10 | 2,46% |
| MIR pediatría | 22 | 5,40% |
| MIR medicina de familia | 2 | 0,49% |
| Medicina general | 1 | 0,25% |
| Puesto de trabajo | ||
| Atención primaria pública | 265 | 65,11% |
| Atención hospitalaria pública | 73 | 17,94% |
| Atención primaria u hospitalaria simultáneamente | 43 | 10,56% |
| Médico interno residente | 24 | 5,90% |
| ONG | 2 | 0,49% |
| Si trabaja en hospital, número de pacientes atendidos en una semana (media±DE) | 61,78±37,01 | |
| Si trabaja en atención primaria, pacientes en el cupo (media±DE) | 1.020,42±296,02 | |
Piloto. Para evaluar la aceptabilidad y la validez de contenido del cuestionario, el primer borrador fue revisado de forma independiente por siete expertos clave que modificaron algunos de los ítems originales del instrumento. A continuación se distribuyó un segundo borrador del cuestionario a una muestra pequeña de conveniencia, y se realizó un análisis descriptivo que exploraba las distribuciones de frecuencia y los efectos de suelo y techo (aquellos ítems que agrupan el 70% de las respuestas bajo las opciones extremas) y la fiabilidad del cuestionario medido a través del coeficiente alfa de Cronbach. Finalmente se obtuvo un cuestionario con 161 ítems: 16 de ellos de carácter socio-demográfico y 138 ítems relacionados con problemas sociales pediátricos, más 7 ítems de observaciones al respecto de cada dimensión del cuestionario inicial.
Fase de validación psicométricaTras el estudio piloto se realizó una validación psicométrica de la primera versión del cuestionario. Todos los análisis cuantitativos se realizaron con el software STATA/SE v16.1.
Para ello se tuvieron en cuenta dos recomendaciones para estimar el tamaño de la muestra en esta etapa: 1)que es necesario incluir entre 3 y 5 personas por cada ítem del cuestionario, y 2)que en la fase de validación solamente son necesarios 400 participantes para obtener una muestra «muy buena» para realizar el análisis factorial15. Así, el tamaño de muestra adecuado para esta fase se estimó en 400 personas.
Se realizó la prueba de Kolmogorov-Smirnov para el análisis de normalidad sobre la normalidad de los datos recogidos y se realizó un análisis descriptivo para la aceptabilidad de cada ítem y para identificar los efectos de techo y suelo. El análisis factorial exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC) se llevaron a cabo para explorar la validez de constructo del cuestionario16,17.
Se estudió la adecuación del análisis factorial mediante el coeficiente de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett. El punto de corte de KMO de 0,60 o superior muestra que el tamaño de la muestra es aceptable y por encima de 0,80 es meritorio8,18.
Para la estimación en el análisis confirmatorio se utilizó el modelo de ecuaciones estructurales (MEE) y el método de máxima verosimilitud. El índice de ajuste normalizado (IAN), el error cuadrático medio de aproximación (ECMA), la prueba de chi-cuadrado (χ2) y el índice de ajuste comparativo (IAC) se utilizaron para comprobar la bondad del ajuste, usando los valores habituales de los criterios de referencia para un buen ajuste del modelo. En concreto, el IAN y el IAC oscilan entre 0 y 1, con valores de 0,95 o más que indican un ajuste cercano y de 0,90 que indican un ajuste aceptable8,19, aunque algunos autores consideran un buen valor de ajuste a partir de 0,808,20. Los valores para el ECMA cercanos a 0,05 indican un buen ajuste, 0,08 un ajuste adecuado y valores de 0,10 o superiores un mal ajuste de los datos al modelo8,19,21. La fiabilidad de la versión final del cuestionario se exploró usando el alfa de Cronbach para la consistencia interna.
ResultadosDescripción de la muestra de validaciónEl cuestionario (anexo 1) fue completado por 335 (82,31%) mujeres y 72 (17,69%) hombres, con una edad media de 47,19±11,27 años (tabla 1). La mayor parte de los encuestados tenían especialidad de pediatría y sus áreas específicas (91,40%), trabajando la mayoría en atención primaria pública (65,11%), y destacando que 43 encuestados (10,56%) trabajaban simultáneamente en atención primaria y atención hospitalaria, fuese pública o privada. El número medio de pacientes que atendían los encuestados en el ámbito hospitalario fue de 61,78±37,01 y en atención primaria el cupo de pacientes por profesional fue de 1.020,42±296,02.
Además, la prueba de Kolmogórov-Smirnov mostró una ausencia de normalidad en los datos recogidos y no hubo ningún ítem que mostrase efectos de techo o suelo.
Validación psicométrica del cuestionarioEl tamaño de la muestra para el análisis factorial fue de 138 ítems. El Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) fue de 0,80. La prueba de esfericidad de Bartlett también demostró una adecuación satisfactoria de los datos al análisis factorial (p<0,001).
Se eligieron doce factores en función de las dimensiones teóricas que tenía el cuestionario final. Esta estructura describía el 73,38% de la varianza del modelo (tabla 2).
Varianza total explica por cada factor obtenido en el AF exploratorio
| Factor | Valor propio | % Varianza | % Varianza acumulada |
|---|---|---|---|
| Factor 1 | 25,18 | 0,2263 | 0,2263 |
| Factor 2 | 9,96 | 0,1895 | 0,4159 |
| Factor 3 | 5,99 | 0,0538 | 0,4697 |
| Factor 4 | 4,53 | 0,0407 | 0,5104 |
| Factor 5 | 4,38 | 0,0393 | 0,5497 |
| Factor 6 | 4,07 | 0,0366 | 0,5863 |
| Factor 7 | 3,55 | 0,0319 | 0,6182 |
| Factor 8 | 3,01 | 0,0271 | 0,6453 |
| Factor 9 | 2,78 | 0,0250 | 0,6703 |
| Factor 10 | 2,58 | 0,0232 | 0,6935 |
| Factor 11 | 2,31 | 0,0207 | 0,7142 |
| Factor 12 | 2,18 | 0,0196 | 0,7338 |
El factor1 (explicaba un 22,63% del modelo) correspondería a la asistencia a formación específica; el factor2 (explicaba un 18,95%) correspondería a la relación COVID-19 con los problemas sociales en niños; el factor3 (explicaba un 5,38%) correspondería a la oferta de formación. El factor4 (explicaba un 4,07%) correspondería a las preguntas relacionadas con conocimientos propios para abordar problemas en niños. El factor5 (explicaba un 3,93%) correspondería a la información recibida por los servicios del entorno. El factor6 (explicaba un 3,66%) correspondería a la cumplimentación de la historia clínica. El factor7 (explicaba un 3,19%) correspondería a frecuencia de contacto con los servicios del entono. El factor8 (explicaba un 2,71%) correspondería a la frecuencia de atención a niños con problemas sociales. El factor9 (explicaba un 2,50%) correspondería a la información facilitada a los servicios del entorno. El factor10 (explicaba un 2,32%) correspondería a la propia implicación en los problemas sociales de los menores. El factor11 (explicaba un 2,07%) correspondería al grado de implicación de otros profesionales. El factor12 (explicaba un 1,96%) correspondería a los conocimientos sobre la ley.
El modelo de doce factores para cada ítem se estructuró como se describe en la matriz de componentes rotados de la tabla 3.
Resultados del AFE del cuestionario. Matriz de componentes rotados mediante el método VARIMAX
| Factor 1 | Factor 2 | Factor 3 | Factor 4 | Factor 5 | Factor 6 | Factor 7 | Factor 8 | Factor 9 | Factor 10 | Factor 11 | Factor 12 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| (ítems 17 to 32) | (ítems 132 to 138) | (ítems 1 to 16) | (ítems 66 to 77) | (ítems 40 to 46) | (ítems 95 to 120) | (ítems 33 to 39) | (ítems 54 to 65) | (ítems 47 to 53) | (ítems 121 to 131) | (ítems 78 to 82) | (ítems 83 to 94) |
| 0,7951 | 0,4372 | 0,6464 | 0,7303 | 0,5262 | 0,5755 | 0,3937 | 0,4914 | 0,3432 | 0,4842 | 0,6257 | 0,3040 |
| 0,8131 | 0,3847 | 0,7354 | 0,7347 | 0,7174 | 0,4997 | 0,7149 | 0,6798 | 0,7203 | 0,4203 | 0,5533 | 0,3346 |
| 0,8132 | 0,3521 | 0,7376 | 0,7265 | 0,5121 | 0,3248 | 0,4055 | 0,4431 | 0,6191 | 0,4055 | 0,6300 | 0,3857 |
| 0,7772 | 0,5191 | 0,6938 | 0,6824 | 0,5394 | 0,4706 | 0,4747 | 0,5736 | 0,5597 | 0,4034 | 0,6345 | 0,4926 |
| 0,8620 | 0,5297 | 0,7467 | 0,4911 | 0,3778 | 0,5731 | 0,3744 | 0,4869 | 0,5029 | 0,5907 | 0,5832 | 0,3146 |
| 0,8030 | 0,3372 | 0,6801 | 0,5452 | 0,5612 | 0,6578 | 0,3271 | 0,6283 | 0,5855 | 0,5642 | 0,3249 | |
| 0,7758 | 0,5855 | 0,4706 | 0,5977 | 0,3779 | 0,6587 | 0,3764 | 0,7124 | 0,3249 | 0,5621 | 0,5029 | |
| 0,8807 | 0,6459 | 0,4899 | 0,6088 | 0,5019 | 0,4456 | 0,3432 | |||||
| 0,6765 | 0,5500 | 0,7133 | 0,6047 | 0,3782 | 0,4878 | 0,3778 | |||||
| 0,5682 | 0,3878 | 0,6850 | 0,4529 | 0,5607 | 0,4079 | 0,3012 | |||||
| 0,8463 | 0,6764 | 0,6780 | 0,4892 | 0,3436 | 0,6642 | 0,3636 | |||||
| 0,6559 | 0,5111 | 0,5351 | 0,4222 | 0,5532 | 0,3937 | ||||||
| 0,5810 | 0,4450 | 0,5832 | |||||||||
| 0,8490 | 0,7313 | 0,6701 | |||||||||
| 0,7347 | 0,6664 | 0,6766 | |||||||||
| 0,8449 | 0,6719 | 0,4413 | |||||||||
| 0,8426 | |||||||||||
| 0,7741 | |||||||||||
| 0,8269 | |||||||||||
| 0,7992 | |||||||||||
| 0,8081 | |||||||||||
| 0,7964 | |||||||||||
| 0,7641 | |||||||||||
| 0,7000 | |||||||||||
| 0,6820 | |||||||||||
| 0,6677 |
Tras el AFE se llevó a cabo el AFC, que mostró un buen ajuste del modelo y también que una estructura teórica de siete factores podía ser adecuada, con un buen ajuste, siendo el ECMA de 0,04 y los valores de IAN y IAC de 0,74 y 0,80, respectivamente. De hecho, los factores identificados mostraron una interpretación teórica lógica y una buena consistencia interna (como indica la tabla 4 del alfa de Cronbach de la escala y de cada dimensión), pero su fiabilidad no mejoraba, por lo que se decidió mantener 12 factores, que permiten una mayor versatilidad al usar el cuestionario para explorar cualquiera de las dimensiones concretas para las que se pensó, respetando la estructura inicial que se le dio.
El resultado final fue un cuestionario validado que, además de explorar datos sociodemográficos de los profesionales que responden, exploran distintos aspectos relacionados con la formación, los conocimientos, las actitudes, las herramientas de que disponen y los problemas a los que se enfrentan al abordar los aspectos sociales en la consulta.
Los 12 factores detectados en el proceso de validación pueden finalmente agruparse en las siguientes dimensiones:
- •
Relacionadas con los recursos propios de que dispone el profesional (explicaría un 40,33%):
- ∘
Conocimientos: 4, 12 (6,03%).
- ∘
Actitudes: 1, 6, 7, 9, 10 (34,30%).
- •
Relacionadas con los recursos externos de que dispone el profesional (explicaría un 11,38%):
- ∘
Formación: 3 (5,38%).
- ∘
Coordinación: 5, 11 (6%).
- •
Relacionadas con los aspectos sociales que se abordan: 2, 8 (explicaría un 21,66%).
La relación de dimensiones, factores, ítems y preguntas del cuestionario validadas y no validadas puede consultarse en la tabla 5
Correspondencia entre dimensiones, factores, preguntas del cuestionario e ítems validados
| Dimensión | Factor | Descriptor | Preguntas del cuestionario | Ítem de validación | |
|---|---|---|---|---|---|
| Sociodemográfica | 1-8,108 | NVa | |||
| Dimensiones relacionadas con los recursos propios | Conocimientos | 4 | Conocimientos generales | ||
| 12 | Conocimientos legislación | 77-8896-107 | 66-7783-94 | ||
| Actitudes | 1 | Asistencia a formación | 26-41 | 17-32 | |
| 6 | Cumplimentación historia | 109-134 | 95-120 | ||
| 7 | Frecuencia contacto con otros | 43-49 | 33-39 | ||
| 9 | Información que se facilita | 57-63 | 47-53 | ||
| 10 | Implicación propia | 135-145 | 121-131 | ||
| Dimensiones relacionadas con los recursos externos | Formación | 3 | Oferta de formación | 9-24 | 1-16 |
| Coordinación | 5 | Información que se recibe | 50-56 | 40-46 | |
| 11 | Implicación de otros profesionales | 90-94 | 78-82 | ||
| Problemas abordados | 8 | Frecuencia atención a problemas | 64-75 | 54-65 | |
| 2 | Influencia COVID-19 | 147-153 | 132-138 | ||
| Observaciones | 25, 42, 76, 89, 95, 146, 154 | NVa |
Creemos que con este trabajo damos respuesta a nuestro objetivo principal de crear y validar un cuestionario que permite evaluar las actitudes, los conocimientos y las barreras a las que se enfrentan los profesionales de pediatría en el abordaje de las distintas patologías sociales. Esta validación nos permitirá hacer propuestas de mejora sobre una base sólida.
La valoración de la actitud de los profesionales podrá usarse para enfocar esfuerzos de sensibilización en aquellas agrupaciones de profesionales que lo necesiten: zonas básicas, áreas sanitarias, provincias, comunidades autónomas o el Estado al completo.
El cuestionario también explora los recursos de que disponen los profesionales, lo que permitirá detectar agrupaciones funcionales, desde el nivel de zona básica al nivel de área sanitaria, pasando por servicios de pediatría o de urgencias hospitalarias en las que sean necesarios mayores esfuerzos de formación o coordinación.
Hasta ahora la literatura científica ha presentado solo cuestionarios validados para evaluar aptitudes. Este es, por tanto, el primer formulario que mide todos estos aspectos en un solo cuestionario, aunque existen otros para alguna patología social específica22, más concretamente, para el maltrato infantil23, la depresión24 o la baja autoestima25. Por lo general, los cuestionarios más utilizados no especifican la patología concreta26, lo que no quita que el cuestionario se pueda fragmentar, usando por separado determinados factores para evaluar cuestiones particulares en una determinada agrupación funcional de profesionales.
Por último, respecto a los aspectos sociales que se abordan en el cuestionario (aunque quedan difuminados por la forma de plantear el cuestionario), pueden ser estudiados individualmente, compararse uno a uno, o uno frente a los demás, detectando las carencias de los profesionales y permitiendo desarrollar intervenciones adaptadas a las necesidades identificadas. De modo que se podrá valorar si, por ejemplo, la violencia de género es un aspecto para el que los profesionales están más capacitados, se encuentran más motivados, reciben mejor formación o están mejor coordinados que para la atención a los abusos sexuales a la infancia.
Entre las limitaciones a señalar, la fundamental es que, aunque la distribución del formulario ha sido muy amplia, llegando a la práctica totalidad de los profesionales a los que se pretendía llegar, la respuesta ha sido voluntaria y dicha voluntariedad puede entrañar importantes sesgos de índole cognitiva, sobre todo el denominado heurística de la disponibilidad, por el que nos basamos en ejemplos inmediatos a la hora de hacer una valoración27,28.
Otra limitación es que el cuestionario explora las patologías sociales que más frecuentemente fueron referidas en los grupos focales, pero no explora exhaustivamente la totalidad de problemas sociales señalados en el DSM-5-TR29.
Una tercera limitación es no haber considerado la validez concurrente y divergente del instrumento, para lo que se hubiese requerido un «estándar oro» con que comparar, motivo por el que se omiten en la mayoría de los estudios de validación30,31. Tampoco se incluyeron otros marcadores o índices de mayor enfoque para este ámbito, aunque creemos que los empleados son suficientes para alcanzar el objetivo planteado8,30,31.
Como futuras líneas de investigación señalaríamos, en primer lugar, la validación del instrumento en otros perfiles profesionales que también son fundamentales en la atención a la población que presenta problemas de índole social (otros profesionales sanitarios, profesionales del ámbito social o de la justicia). En segundo lugar, avanzar en la aplicación práctica de este instrumento, a fin de describir cuál es la realidad de la pediatría social a nivel nacional, autonómico, en áreas o zonas de salud concretas, lo que permitirá detectar espacios de mejora a la hora de abordar determinados problemas sociales y, por tanto, a optimizar la asistencia sanitaria.
Consideraciones éticasEste estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Clínica de La Rioja (Ref. CEImLAR P.I. 532).
FinanciaciónEsta investigación no recibió financiación externa de ningún tipo.
Conflicto de interesesLos autores de este manuscrito declaran no tener conflicto de intereses.
