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INTRODUCCIÓN
El nuevo escenario de salud caracterizado por una deficiente capacidad de los servicios de salud pública para cubrir las demandas de la población(1),(2) ha exigido nuevos cambios y redefiniciones complementarias en los modelos de prestación de servicios para brindar una solución oportunidad a las deficiencias en la organización de la atención tales como infraestructura, nuevas medidas de bioseguridad y disminución drástica del personal(3),(4).
En ese sentido, se han desarrollado estrategias para responder de manera integral y con calidad a las demandas en materia de salud integral, es decir, aumentar la eficacia de sus capacidades resolutivas.
De esta manera, la capacidad resolutiva puede entenderse como todos los productos de la atención para alcanzar óptimos niveles de satisfacción de los consultantes(5).
En esa línea, en el continente de Oceanía se propuso como motor impulsor a la pericia de los profesionales de salud con amplia experiencia para disminuir el tiempo de atención y dar una derivación oportuna a los casos que lo requieran(6).
Por otro lado, en el ámbito nacional los esfuerzos de la cartera ministerial de salud han desplegado estrategias en sus tres niveles de establecimientos de salud orientadas a la accesibilidad de los primeros niveles de atención para garantizar la cobertura integral, equiparable, efectiva y eficiente de los servicios de salud para otorgar un óptimo funcionamiento de los índices de respuesta del estado(7),(8), además, se ha enfatizado en el papel que representan los profesionales en la calidad de servicio y satisfacción de las necesidades de la población en la capacidad resolutiva de los establecimientos de salud(7),(9).
En consecuencia, López et al.(5) señalan, sobre el último punto, que prestar atención a los profesionales en un proceso de mejora continua de la capacidad resolutiva de los servicios de atención se basan en la capacitación, uso del soporte tecnológico y en el uso de recursos personales para el manejo de casos complejos; y su priorización incide directamente en elevados niveles de resolutividad en los establecimientos de salud y reducción de brechas de inequidades en hospitales de países de la región europea(10).
En el ámbito nacional, la calidad de atención se ha posicionado una relación significativa con las dimensiones de la capacidad resolutiva: accesibilidad (r=0.262), comunicación (r=0.014), resultados de atención (r=-0.023), y la metodología y trabajo en equipo (r=-0.093)(11),(12).
Por otro lado, las dimensiones de capacidad resolutiva como los recursos humanos se asociaron a un nivel adecuado de calidad percibida de servicios (r=0.707), infraestructura con nivel funcional de calidad de servicios (100%), y el equipamiento con nivel de calidad regular (40%) y bueno (60%) (r=-0.289)(13).
En consecuencia, la capacidad resolutiva incide en cómo se perciben los niveles de calidad de atención, lo que a su vez permite elevar los niveles de satisfacción de los pacientes, adherencia de los consultantes a los procedimientos de intervención y cumplimiento de las normativas institucionales alineadas a los objetivos de desarrollo sostenible(14),(15).
El objetivo del presente estudio se sitúa en analizar la relación de la capacidad resolutiva en la calidad de atención de los usuarios del Hospital San Martín de Pangoa de Junín, Perú, 2024.
METODOLOGIA
El presente estudio se constituyó sobre la tipología relacional dado que examinó la relación entre variables de estudio y diseño transversal ya que las medidas fueron recolectadas en un tiempo único.
Participantes
El cálculo de tamaño muestra se estableció siguiendo el método de raíz cuadrada inversa para analizar la probabilidad de relación de un coeficiente de trayectoria y sus errores de estimación sean mayores a los valores críticos de las pruebas empleadas en modelos de ecuaciones estructurales(16).
De esta manera, se instauraron los puntos de corte propuestos por Hair et al.(17) para analizar el tamaño mínimo de muestra en un 5% de probabilidad de error en un rango de coeficientes de trayectoria de 0.11 a 0.20, se identificó la presencia de un tamaño muestral entre 154.5049 (n=150) a 510.76 (n=511).
Por consiguiente, hubo 251 usuarios del Hospital San Martín de Pangoa de Junín, Perú durante el 2024.
Los criterios de elegibilidad se basaron en inclusión y exclusión.
Los criterios de inclusión fueron: (a) usuarios que acudan al Hospital San Martín de Pangoa de Junín en el periodo establecido; (b) usuarios que acepten voluntariamente participar en el estudio; (c) usuarios que firmen el consentimiento informado; y, (c) usuarios que hayan completado todas las fichas de los instrumentos.
Por otro lado, los criterios de exclusión se basaron en: (a) usuarios que no sean recurrentes al establecimiento; (b) usuarios que no hayan completado totalmente todos los ítems de la prueba; y (c) usuarios que se encuentren supervisando a sus familiares.
Las características sociodemográficas de la muestra fueron hombres (48.462%) y mujeres (51.538%) con edades entre 19 a 46 años ( t (4)=4.243; p=0.545) que fueron seleccionados mediante muestreo no probabilístico dado que no se garantizó la equiprobabilidad de las unidades muestrales y siguió una tipología por conveniencia en la medida que se recopilaron siguiendo los criterios de proximidad con el equipo de investigación(18),(19).
Instrumentos
Escala Multidimensional EMFU-CARE
En la medición de la capacidad resolutiva se empleó la Escala Multidimensional EMFUCARE de la Organización Panamericana de Salud adaptado por Becerra en el escenario peruano(20) con el objetivo de analizar los índices de la capacidad de resolución de instituciones de salud desde la perspectiva de los consultantes, se encuentra compuesto por 23 reactivos segmentados en cinco dimensiones: accesibilidad, comunicación, resultados de la atención, inequidad y trabajo en equipo, cuyos niveles se ubican entre: bajo (23 a 46), medio (47-57) y alto (58-69), desarrollados con cinco estilos de respuesta: siempre, casi siempre, algunas veces, casi nunca, y nunca.
En consecuencia, las evidencias de fiabilidad por consistencia interna reflejaron un coeficiente de 0.888, considerado en una categoría “aceptable”.
Calidad de atención percibida
El SERVQUAL, un instrumento desarrollado por Zeithaml et al(21) en los Estados Unidos, es un cuestionario diseñado para evaluar la calidad del servicio.
Fue aplicado a una muestra de 56 usuarios externos en el Centro de Rehabilitación del Hospital Hermilio Valdizan.
Este cuestionario consta de dos secciones: Expectativas y Percepciones, cada una compuesta por 22 ítems.
La duración estimada para completar el cuestionario individual es de aproximadamente 20 minutos.
Emplea una escala de medición ordinal, donde los participantes asignan calificaciones en una escala de Likert modificada, que va desde 1 como la calificación más baja hasta 7 como la más alta.
En el ámbito peruano, Castillo(22) llevó a cabo una evaluación de la validez de contenido del SERVQUAL mediante la valoración de expertos.
Esta evaluación reveló niveles óptimos de claridad, relevancia y pertinencia del instrumento para usuarios externos en Lima.
En cuanto a la confiabilidad, se determinó el coeficiente alfa de Cronbach, obteniéndose un valor de 0.831.
Este resultado sugiere una consistencia interna adecuada, respaldando la idoneidad del instrumento para su aplicación en el contexto del estudio actual.
Procedimiento de recolección de datos
En primera instancia, se seleccionó los instrumentos óptimos para la recolección de los datos en la muestra seleccionada.
En segunda instancia, se condensó las medidas en un paquete de pruebas de la siguiente manera: consentimiento informado, ficha sociodemográfica, cuestionarios de estudio.
En tercera instancia, se solicitaron los permisos normativos correspondientes a las autoridades del Hospital San Martín de Pangoa de Junín.
En cuarta instancia, se recopilaron los datos entre la primera semana de noviembre del 2024 a la primera semana de diciembre del 2024.
Análisis de datos
Se realizó la depuración y control de calidad de la base de datos en Microsoft Excel y se exportó como formato CSV, se realizó análisis exploratorio de los datos para identificar el patrón de comportamiento a través de la media, desviación estándar y medidas de forma, se hizo valoración de la normalidad univariada a través de los rangos estables de curtosis y asimetría [-2, +2].
Luego, se trasladó al software SmartPLS 4, donde se construyó el modelo basado en bootstraping , se describió las medidas del modelo de mediación para las variables de análisis y se complementó la estabilidad interna de las variables latentes y observables.
Se complementó la validez discriminante de la variable mediante el criterio de Fornell-Larcker.
Asuntos éticos
El estudio se condujo en respeto estricto de los principios éticos de la investigación segmentados en tres alcances: (a) a la persona en la medida que se implementó consentimiento informado, (b) al beneficio ya que se maximizan los beneficios, y (c) concerniente a la justicia para garantizar la protección de los datos sensibles para los usuarios.
El estudio siguió las pautas éticas establecidas por el Colegio Médico del Perú y cumplió con los estándares internacionales del Consejo de Organizaciones Internacionales de las Ciencias Médicas (CIOMS) y la Declaración de Helsinki.
La investigación fue aprobada por el Comité de Ética de la Universidad Nacional Mayor de San Marcos, según consta en el Acta de Evaluación Ética de Estudios de Investigación (AEE-CEI), con el código de estudio N° 0181-2024.
Además, la recolección de información fue autorizada por el Hospital San Martín de Pangoa de Junín mediante el oficio N° 76-2023-GRSJ-DRSJ-RSSMP/DE.
En el presente estudio, no se realizó el uso de módulos de inteligencia artificial o sistemas basados en GPT en los acápites del manuscrito científico.
RESULTADOS
En primera instancia, el tamaño de muestra se estableció en 251 usuarios del Hospital San Martín de Pangoa de Junín, Perú durante el 2024.
En la Tabla 1, se evidenció que la inequidad y comunicaciones de la capacidad resolutiva, y los componentes de seguridad y capacidad de respuesta de la atención de calidad tuvieron mayores puntuaciones promedios, por el contrario, los resultados de atención de la primera variable y la empatía de la segunda variable tuvieron menor promedio.
De esta manera, los valores K-S se asociaron a niveles de significancia inferiores a 0.05, por lo tanto, no existe ajuste de los datos a la distribución normal y el análisis inferencial debe situarse mediante contrastes no lineales.
Tabla 1. Estadígrafos de las dimensiones de las variables de estudio
| Dimensiones | M | DE | g1 | g2 | K-S |
|---|---|---|---|---|---|
| Accesibilidad | 9.23 | 3.124 | 0.344 | -1.050 | .131*** |
| Comunicaciones | 9.72 | 1.883 | -0.001 | 0.709 | .172*** |
| Resultados de atención | 5.73 | 1.561 | 1.030 | 1.054 | .250*** |
| Inequidades | 9.90 | 1.903 | -0.503 | 0.237 | .175*** |
| Trabajo en equipo | 8.37 | 1.956 | 0.029 | 0.513 | .189*** |
| Fiabilidad | 10.10 | 5.092 | 1.066 | 0.729 | .163*** |
| Capacidad de respuesta | 11.80 | 5.882 | 0.957 | 0.297 | .132*** |
| Seguridad | 12.12 | 7.269 | 1.299 | 0.961 | .165*** |
| Empatía | 6.86 | 4.496 | 1.307 | 0.898 | .195*** |
| Aspectos tangibles | 10.94 | 7.164 | 1.319 | 0.876 | .204*** |
Nota. *** coeficientes estadísticamente significativos (p<.05); g1 : asimetría; g2 : curtosis.
Fuente: Elaboración propia
En la Tabla 2, se estableció que los niveles de fiabilidad las dimensiones de la capacidad de respuesta fueron óptimos, con excepción de comunicaciones (a=0.606); de esta manera, la dimensión resultados de atención (a=0.620) y las inequidades (a=0.462) como dimensiones transversales de la capacidad de respuesta tuvieron índices de fiabilidad débiles.
Con relación a las dimensiones de calidad de atención, se observó coeficientes de fiabilidad oscilantes entre 0.899 a 0.965 para el componente fiabilidad y los aspectos tangibles.
Tabla 2. Análisis de fiabilidad de las puntuaciones de la capacidad de respuesta y calidad de atención
| Cronbach's alpha | Composite reliability (rho_a) | Composite reliability (rho_c) | Average variance extracted (AVE) | |
|---|---|---|---|---|
| ACP | 0.840 | 0.841 | 0.886 | 0.610 |
| CCP | 0.606 | 0.616 | 0.761 | 0.393 |
| RCP | 0.620 | 0.615 | 0.779 | 0.470 |
| ICP | 0.462 | 0.540 | 0.695 | 0.342 |
| TCP | 0.751 | 0.737 | 0.832 | 0.501 |
| FAC | 0.899 | 0.907 | 0.930 | 0.769 |
| CPAC | 0.918 | 0.925 | 0.939 | 0.755 |
| SAC | 0.970 | 0.971 | 0.977 | 0.894 |
| EAC | 0.951 | 0.951 | 0.968 | 0.910 |
| ATAC | 0.965 | 0.965 | 0.972 | 0.876 |
Nota. ACP: Accesibilidad; CCP: Comunicaciones; RCP: Resultados de atención; ICP: Inequidades; TCP: Trabajo en equipo; FAC: Fiabilidad; CPAC: Capacidad de respuesta; SAC: Seguridad; EAC: Empatía; ATAC: Aspectos tangibles.
Fuente: Elaboración propia.
Modelo de predicción
De esta manera, la validez discriminante del modelo permitió establecer óptimos niveles de evidencia, por lo cual, existe evidencia consistente para segmentar las variables por dimensiones y diferenciarlas en función a las puntuaciones.
Esencialmente, en la tabla 3, se identificó que las dimensiones de capacidad resolutiva tuvieron índices de validez más elevados entre sí, y menores en las dimensiones de la variable calidad de atención, y viceversa.
Asimismo, la dimensión seguridad de la calidad de atención tuvo mayor validez con la dimensión aspectos tangibles, capacidad de respuesta y empatía de la calidad de atención en un umbral posterior a 0.900, lo que implicó su solapamiento con dichas dimensiones.
De igual manera, la dimensión empatía de la calidad de atención tuvo mayores índices de validez con aspectos tangibles y capacidad de respuesta, y la dimensión fiabilidad de la calidad de atención se asoció a elevados niveles de capacidad de respuesta y aspectos tangibles.
Tabla 3. Validez discriminante de las dimensiones de la variable capacidad resolutiva y calidad de atención.
| ACP | ATAC | CCP | CPAC | EAC | FAC | ICP | RCP | SAC | TCP | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| ACP | ||||||||||
| ATAC | 0.267 | |||||||||
| CCP | 0.499 | 0.278 | ||||||||
| CPAC | 0.259 | 0.900 | 0.213 | |||||||
| EAC | 0.220 | 0.983 | 0.292 | 0.906 | ||||||
| FAC | 0.277 | 0.884 | 0.220 | 0.940 | 0.912 | |||||
| ICP | 0.360 | 0.252 | 0.414 | 0.263 | 0.257 | 0.257 | ||||
| RCP | 0.398 | 0.195 | 0.642 | 0.184 | 0.202 | 0.136 | 0.432 | |||
| SAC | 0.228 | 0.939 | 0.274 | 0.936 | 0.972 | 0.916 | 0.245 | 0.180 | ||
| TCP | 0.184 | 0.176 | 0.302 | 0.255 | 0.208 | 0.233 | 0.398 | 0.463 | 0.182 |
Nota. En ese orden; ACP: Accesibilidad; CCP: Comunicaciones; RCP: Resultados de atención; ICP: Inequidades; TCP: Trabajo en equipo; FAC: Fiabilidad; CPAC: Capacidad de respuesta; SAC: Seguridad; EAC: Empatía; ATAC: Aspectos tangibles.
Fuente: Elaboración propia.
Con respecto a la Figura 1, se observa que la variable latente capacidad resolutiva estuvo explicada significativamente por la accesibilidad (ß=0.753; p<0.05), comunicaciones (ß=0.646; p<0.05), resultados de atención (ß=0.616; p<0.05), inequidades (ß=0.570; p<0.05) y trabajo de equipo (ß=0.523; p<0.05).
De similar manera, la fiabilidad (ß=0.910; p<0.05), capacidad de respuesta (ß=0.937; p<0.05), seguridad (ß=0.970; p<0.05), empatía (ß=0.963; p<0.05), y aspectos tangibles (ß=0.958; p<0.05).
En relación a la configuración modelo, se estimó óptimas evidencias de validez y fiabilidad que soportan la estructura empírica de la capacidad resolutiva como predictor de la calidad de atención (ß=0.127; p<0.05).
DISCUSIÓN
La capacidad de una institución para establecer parámetros de resolución en entornos de salud representa el principal acercamiento a comprender cómo se perciben los cambios de una organización desde la perspectiva de los usuarios beneficiados, siendo un aspecto crucial para determinar la eficacia y eficiencia de las políticas públicas intrainstitucionales y nacionales.
En ese sentido, se partió de la premisa de analizar la relación de la capacidad resolutiva en la calidad de atención de los usuarios del Hospital, y se encontró que la capacidad resolutiva fue un predictor significativo de la calidad de atención percibida (ß=0.127; p<0.05).
Al respecto, a la fecha, no existen estudios previos que aborden desde el nivel estructural ambas variables, sin embargo, puede avizorarse su implicancia en análisis correlacionales.
Por lo tanto, Becerra(20), corroboró los hallazgos mediante un análisis de la relación entre ambas variables, encontrando que existe correlación estadísticamente significativa entre capacidad resolutiva y calidad de atención en usuarios externos de emergencia de un establecimiento I-4 de EsSalud en Nuevo Chimbote (rho=0.395; p<0.005), asimismo, se evidenció su relación significativa con las dimensiones de la capacidad resolutiva: accesibilidad, resultados de atención y trabajo en equipo.
Asimismo, en un plano metodológico con mayores similitudes, Vitteri(23) identificó —a partir de la percepción de los usuarios del Centro de Salud Lucma en Trujillo— las dimensiones de la capacidad resolutiva: accesibilidad, comunicación inherente a la funcionalidad, resultados de la atención, inequidades y trabajo en equipo.
El contraste entre resultados es coherente en la medida que la accesibilidad evita brechas en el seguimiento de tratamientos y garantizar la continuidad de la atención mejora la calidad global del cuidado, especialmente en pacientes con condiciones crónicas, y facilita la participación programas de atención preventiva, como exámenes de detección, vacunación y educación sobre la salud(24).
Con respecto a los resultados de atención en la calidad de atención, se estima su relación significativa en la medida que representa un indicador clave de la eficacia de los servicios de salud para alcanzar resultados positivos como reducción, atenuación o recuperación de enfermedades físicas o psicológicas de los consultantes, incrementando la percepción de calidad de atención.
De esta manera, la comunicación y el trabajo en equipo repercute directamente en la calidad de atención ya que previene brechas en el cuidado, asegurando que cada profesional de la salud esté al tanto de los aspectos relevantes del historial y plan de atención del paciente, la optimización de estrategias de tratamiento ya que la toma de decisiones permite que diversos profesionales interactúen y se comuniquen interdisciplinariamente para decidir las estrategias de intervención integrales(25),(26).
Por otro lado, la relación de las inequidades con la calidad de atención, en la medida que añade barreras financieras, sociales y geográficas para acceder a atención preventiva o tratamientos especializados, produce disparidades en la prestación de servicios y disminuye el acceso a programas preventivos, lo cual contribuye a la aparición de condiciones prevenibles y afecta la calidad de la atención al no abordar adecuadamente aspectos preventivos(27)-(29).
De esta manera, las limitaciones que se establecen a la concepción de los hallazgos del presente estudio se sitúan en torno al análisis de variables moderadoras y/o mediadoras que posibilitan los altos niveles de relación y predicción entre la capacidad resolutiva y la calidad de atención como variables sociodemográficas o variables intrainstitucionales basada en las características de la organización.
Por otra parte, una limitación metodológica de los hallazgos se instauró en la deficiencia para establecer una relación de causalidad frente a la ausencia o bajos niveles de la variable independiente capacidad resolutiva.
CONCLUSIÓN
Se concluyó que los elevados niveles de la capacidad resolutiva se posicionaron como elemento predictor de elevados niveles de calidad de atención percibida en usuarios del Hospital San Martín de Pangoa de Junín, Perú.
Finalmente, se recomienda instaurar variables moderadoras de la calidad de atención en un modelo ecuaciones estructurales de moderación para determinar los factores que incrementan o reducen los grados de asociación entre las variables.
Asimismo, se sugiere que se desarrollen un análisis experimental del comportamiento de la capacidad resolutiva como variable independiente para producir cambios en la calidad de atención mediante un sistema de dos grupos experimentales y grupo control.
