Comparação dos utentes do antigo Hospital do Desterro com os utentes do
Hospital de São José no acesso à consulta de Medicina Interna: Parte II:
diferenças em acesso realizado
Introdução
Ao focar-se no encerramento do Hospital do Desterro (HD) e na consequente
reorganização e integração de serviços noutros hospitais da cidade de Lisboa,
este artigo apresentou, na sua primeira parte, o quadro concetual para o estudo
do acesso à consulta de Medicina Interna (MI) do Hospital de São José (HSJ)
(que não é mais do que a materialização do contributo dos vários marcos
teóricos no estudo do acesso a serviços de saúde), descreveu os métodos
adotados para a realização do presente estudo que se identifica como
epidemiológico, transversal e analítico e expôs os resultados obtidos sobre o
Potencial de Acesso dos 2 grupos em estudo (grupo I - amostra dos indivíduos
que, nos 3 meses que antecederam a transferência da consulta externa de
Medicina Interna do Hospital do Desterro para o Hospital de S. José, foram
utilizadores da consulta externa de Medicina Interna do Hospital do Desterro;
grupo II - amostra dos utilizadores da consulta externa de Medicina Interna do
Hospital de S. José, nos 3 meses que antecederam a referida transferência). Tal
como é descrito na primeira parte deste artigo, demonstraram-se diferenças
estatisticamente significativas no potencial de acesso entre o grupo I (HD) e o
grupo II (HSJ), nomeadamente no que diz respeito à idade, ao estado civil, à
situação profissional, ao número de crianças residentes na mesma casa do
respondente, à escolaridade, à perceção sobre acessibilidade física ao HSJ e à
distância e tempo de viagem do domicílio ao HSJ1.
Nesta segunda parte será dado enfoque aos resultados sobre o Acesso Realizado,
sendo consideradas as variáveis pertencentes à categoria Utilização (número de
consultas de MI realizadas no HSJ em 2008 e número de consultas de MI marcadas
a que o utente não compareceu no mesmo período de tempo e na mesma instituição)
e as variáveis que advêm dessa utilização de serviços. São elas: perceção sobre
a qualidade do atendimento pelo administrativo, perceção sobre o tempo de
espera imediatamente antes e após a consulta, a atenção, informação (sobre o
estado de saúde, sobre medicamentos prescritos e cuidados a seguir),
envolvimento na decisão terapêutica e desempenho global do médico, a qualidade
global percebida acerca do serviço prestado na consulta, satisfação global com
a experiência na consulta, cumprimento das expetativas em relação à última
consulta, lealdade e recomendação.
Acesso realizado
Enquanto Potencial de Acesso engloba as características dos indivíduos que
restringem ou potenciam a capacidade de utilização dos serviços de saúde, as
necessidades de saúde desses indivíduos e fatores contextuais, o termo Acesso
Realizado refere-se à utilização dos serviços de saúde (indicadores objectivos)
e à satisfação consequente a essa utilização (indicadores subjetivos)2.
Note-se que, tal como foi explicado na primeira parte deste artigo, associada à
satisfação do utente surgem variáveis como a qualidade percebida3,4,5,6, o
cumprimento das expetativas6,7 e a lealdade6,8, igualmente consideradas neste
estudo como componentes de acesso realizado.
População e métodos
Trata-se de um estudo epidemiológico, transversal e analítico, optando-se pelo
método de amostragem aleatória proporcionalmente estratificada dos 2 grupos em
estudo, de acordo com o género e idade da população previamente analisados e de
dimensão igual a 256 elementos, para cada um dos grupos.
A colheita de dados foi realizada através da aplicação de um questionário por
via telefónica, aos 2 grupos de sujeitos, sendo esta antecedida pelo envio de
uma carta registada com aviso de receção explicando os contornos do estudo. Os
detalhes metodológicos foram publicados na Parte I deste artigo em Pereira et
al.1. Foi realizada a análise dos dados comparando os 2 grupos através dos
testes de homogeneidade e independência do qui-quadrado, ANOVA one-way e
regressão ordinal.
Resultados
Os resultados abordam as diferenças encontradas no número de consultas
marcadas, em 2008 no HSJ a que o utente não compareceu, a perceção sobre a
qualidade do atendimento pelo administrativo, o tempo de espera antes da
consulta, o nível de qualidade percebida acerca das informações recebidas pelo
médico sobre o seu próprio estado de saúde, o envolvimento na decisão
terapêutica, o cumprimento das expetativas, a qualidade global percebida, a
satisfação global, a lealdade e a probabilidade de recomendação do serviço de
MI do HSJ a familiares, amigos ou colegas.
O facto de ter sido utente da consulta de MI do HD aumenta a probabilidade de
faltar a consultas de MI no HSJ, diminui a probabilidade de percecionar níveis
elevados na qualidade do atendimento pelo administrativo, aumenta a
probabilidade de percecionar tempos de espera longos imediatamente antes da
consulta, diminui a probabilidade de experimentar altos níveis de satisfação
com o serviço recebido na consulta de MI no HSJ, diminui a probabilidade de ser
leal à consulta de MI do HSJ e diminui a probabilidade de recomendar este
serviço a familiares, amigos e colegas.
Número de consultas de Medicina Interna marcadas no Hospital de São José a que
o utente não compareceu em 2008
Os dados apurados indicam que, para ambos os grupos, não é frequente faltar às
consultas. Esta ideia reflete-se na Moda e Mediana que se igualam a 0 tanto
para o grupo I (HD) como para o grupo II (HSJ). No entanto, um utente
pertencente ao grupo I (HD) faltou em Média a 0,42 consultas enquanto um
elemento do grupo II (HSJ) não compareceu a uma Média de 0,20 consultas de MI
em 2008 (p < 0,001) (Tabela 1).
Tabela 1 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa ao
número de consultas não comparecidas em 2008
Para avaliar se as variáveis de Potencial de Acesso e de Acesso Realizado, cuja
análise sugeriu diferenças significativas entre os grupos e no caso do grupo I
(HD), se as variáveis referentes aos efeitos do encerramento do HD apresentam
um efeito estatisticamente significativo sobre as probabilidades de resposta
(variáveis independentes ou preditivas) à variável «Número de consultas
marcadas de MI no HSJ a que o utente não compareceu em 2008» (variável
dependente ou de resposta), recorreu-se à construção de 2 modelos estatísticos
baseados na regressão ordinal em que o primeiro contempla apenas os utentes do
grupo I (HD) e no qual se incluem também as variáveis referentes às alterações
sentidas após o encerramento do HD (alterações no tempo de espera antes da
consulta, alterações na duração da consulta, alterações na qualidade global da
consulta, alterações na facilidade em obter uma consulta, benefício/prejuízo
após o encerramento do HD) e o segundo em que são abrangidos ambos os grupos e
contempladas apenas as variáveis independentes que lhes são comuns (idade,
estado civil, situação profissional, número de crianças residentes na mesma
casa do respondente, escolaridade, distância e tempo de viagem do domicílio ao
HSJ, perceção sobre acessibilidade física ao HSJ, expetativas antes da última
consulta, número de consultas marcadas, em 2008 no HSJ a que o utente não
compareceu, a perceção sobre a qualidade do atendimento pelo administrativo, o
tempo de espera antes da consulta, o nível de qualidade percebida acerca das
informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, o
envolvimento na decisão terapêutica, o cumprimento das expetativas, a qualidade
global percebida, a satisfação global, a lealdade e a probabilidade de
recomendação do serviço de MI do HSJ a familiares, amigos ou colegas).
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 109,056 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(223) = 610,396, p <
0,001, D(223) = 238,931, p = 0,221, dimensão do efeito refletida em R2CS =
0,398, R2N = 0,496 e R2MF = 0,313, pressuposto de homogeneidade dos declives
cumprido com p = 0,999 e com função de ligação «Log Log negativa» dada a
distribuição assimétrica positiva da variável], de acordo com o nível de
significância de 5%, surgem como variáveis preditivas do número de consultas de
MI em falta no ano de 2008 para os elementos do grupo I (HD), a escolaridade, a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde, o cumprimento das expetativas prévias à consulta e a
situação profissional.
No segundo modelo de regressão ordinal, no qual são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) = 93,980
e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(694) = 798,487, p = 0,004, D(694) =
436,218, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,192, R2N = 0,261 e R2MF =
0,160, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 0,973 e com
função de ligação «Log Log negativa» dada a distribuição assimétrica positiva
da variável], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas do número de consultas em falta no ano de 2008, o
hospital, o número de menores de idade no agregado familiar, a perceção sobre o
tempo de espera imediatamente antes da consulta, a qualidade global e a
recomendação.
Qualidade do atendimento pelo administrativo
No que respeita a esta variável, (mais uma vez utilizando a escala de 5 pontos
em que 1 representa uma qualidade de atendimento «muito má» e 5 «muito boa»)
ambos os grupos exibem o nível 4 como sendo o mais frequente com 39,4% dos
elementos do grupo I (HD) e 57,6% do grupo II (HSJ) (Tabela 2).
Tabela 2 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
qualidade do atendimento pelo administrativo
No entanto, de acordo com a Tabela 2 parece haver uma tendência para os
elementos do grupo I (HD) selecionarem os níveis mais baixos de qualidade no
atendimento pelo administrativo (1, 2 e 3) e para os utentes do grupo II (HSJ)
selecionarem os níveis mais elevados (níveis 4 e 5) (p < 0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal em que são contemplados apenas os
elementos do grupo I (HD) (estatisticamente significativo com G2(2) = 492,132 e
p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(339) = 505,242, p < 0,001, D(339) =
374,631, p = 0,089, dimensão do efeito com R2CS = 0,899, R2N = 0,979 e R2MF =
0,915, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e com
função de ligação «Log Log complementar» dada a distribuição assimétrica
negativa da variável), de acordo com o nível de significância de 5%, surgem
como variáveis preditivas da qualidade percebida acerca do atendimento pelo
administrativo o número de consultas de MI marcadas no HSJ a que o utente não
compareceu em 2008, número de menores de idade no agregado familiar, perceção
sobre alterações na facilidade em obter uma consulta de MI após o encerramento
do HD, perceção de benefício/prejuízo inerente ao encerramento do HD, qualidade
global percebida, satisfação global e lealdade.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) = 934,927
e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2P(805) = 1183,329, p < 0,001, D(805) =
677,774, p = 1,000, dimensão do efeito refletida em R2CS = 0,881, R2N = 0,983 e
R2MF = 0,939, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000
e função de ligação «Log Log complementar» dada a distribuição assimétrica
negativa da variável], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem
como variáveis preditivas da qualidade percebida acerca do atendimento pelo
administrativo, o hospital, a situação profissional, a acessibilidade
geográfica percebida, a perceção sobre a qualidade das informações recebidas
pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, a perceção sobre o
envolvimento na decisão terapêutica, o cumprimento das expetativas, a
satisfação global, a lealdade e a recomendação.
Perceção acerca do tempo de espera para ser atendido
Utilizando a escala de 5 pontos em que 1 representa um tempo de espera «muito
longo» e 5 um tempo de espera «muito breve», destaca-se o nível 2 como sendo o
mais frequente no caso do grupo I (HD) com 39,3% dos elementos e o nível 3 para
o caso do grupo II (HSJ) com 54,3% dos indivíduos (p < 0,001) (Tabela 3).
Tabela 3 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa ao tempo
de espera para ser atendido antes da consulta
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 148,940 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(297) = 406,665, p <
0,001, D(297) = 323,369, p = 0,140, dimensão do efeito refletida em R2CS =
0,500, R2N = 0,548 e R2MF = 0,285, pressuposto de homogeneidade dos declives
cumprido com p = 1,000 e com função de ligação «Log Log negativa» dada a
distribuição assimétrica positiva da variável], de acordo com o nível de
significância de 5%, surgem como variáveis preditivas da perceção do utente em
relação ao tempo que esperou para ser atendido antes das consultas de MI no HSJ
a situação profissional, o estado civil, escolaridade, perceção sobre
alterações na qualidade global do serviço após o encerramento do HD, perceção
sobre o envolvimento na decisão terapêutica e a lealdade.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) =
1113,623 e p < 0,001, dimensão do efeito com R2CS = 0,920, R2N = 0,991e R2MF =
0,958, ajustamento aos dados com X2p(761) = 3403,817, p < 0,001, D(761) =
733,871, p = 0,754, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p =
1,000 e com função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da
distribuição], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas da perceção do utente em relação ao tempo que esperou para
ser atendido antes das consultas de MI no HSJ, o hospital, o número de
consultas de MI marcadas no HSJ a que o utente não compareceu em 2008, situação
profissional, qualidade do atendimento pelo administrativo, perceção sobre a
qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de
saúde, satisfação global, qualidade global percebida, lealdade e recomendação.
Perceção acerca do atendimento pelo médico
No que diz respeito ao atendimento pelo médico, as diferenças encontradas dizem
respeito unicamente à perceção sobre a informação transmitida acerca do estado
de saúde do utente e à perceção sobre o envolvimento do utente na decisão
terapêutica.
No que toca à primeira, a tendência é de ambos os grupos selecionarem os níveis
superiores. Tanto o grupo I (HD) como o grupo II (HSJ) situam respetivamente
84,4% e 89,2% dos seus elementos nos níveis 4 e 5 (Tabela 4).
Tabela 4 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
perceção sobre a informação transmitida pelo médico acerca do próprio estado de
saúde
A diferença estatisticamente significativa deve-se essencialmente ao nível 2,
em que a proporção de utentes do grupo I (HD) é menor do que a frequência
esperada e ao nível 3 em que, pelo contrário, a frequência observada
respeitante a este grupo é maior do que a esperada. Desta forma, a análise dos
dados sugere que os elementos do grupo I (HD), quando comparados com o grupo II
(HSJ) percecionam uma mais alta qualidade das informações recebidas pelo médico
sobre o seu próprio estado de saúde (p = 0,004).
No primeiro modelo de regressão ordinal em que são contemplados apenas os
elementos do grupo I (HD) [estatisticamente significativo com G2(2) = 325,354 e
p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(25) = 12,838, p = 0,978, D(25) =
20,054, p = 0,744, dimensão do efeito com R2CS = 0,780, R2N = 0,892 e R2MF =
0,731, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e
função de ligação «Log Log complementar» dada a assimetria negativa da
distribuição], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas da perceção sobre a informação transmitida pelo médico
acerca do estado de saúde, a perceção sobre alterações na qualidade global do
serviço após o encerramento do HD e a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) = 921,742
e p < 0,001, dimensão do efeito com R2CS = 0,877, R2N = 1,000 e R2MF = 1,000,
ajustamento aos dados com X2p(698) = 562,175, p=1,000, D(698) = 317,396, p =
1,000, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e
função de ligação «Log Log complementar» dada a assimetria negativa da
distribuição], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas da perceção da qualidade da informação transmitida pelo
médico acerca do seu estado de saúde o número de menores de idade no agregado
familiar, a idade, o estado civil, a situação profissional, a escolaridade, a
acessibilidade geográfica percebida, a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica, a qualidade global percebida e a lealdade.
No que diz respeito ao envolvimento na decisão terapêutica, os dados voltam a
sugerir uma tendência para a seleção dos níveis 4 e 5 em ambos os grupos. De
facto, a escolha de 66,2% dos elementos do grupo I (HD) e 80,5% dos elementos
do grupo II (HSJ) voltou a recair nos 2 níveis superiores (Tabela 5).
Tabela 5 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica
Destacam-se os níveis 3 em que a proporção de utentes do grupo I (HD) é maior
do que a frequência esperada e o nível 4 em que, pelo contrário, a frequência
observada respeitante a este grupo é menor do que a esperada. A presente
análise parece sugerir que os utentes do grupo II (HSJ) se sentem mais
envolvidos na decisão terapêutica do que os utentes do grupo i (HD) (p <
0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal, em que são contemplados apenas os
elementos do grupo I (HD) [estatisticamente significativo com G2(2) = 495,068 e
p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(249) = 154,537, p = 1,000, D(249) =
139,319, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,900, R2N = 0,989 e R2MF =
0,955, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e
função de ligação «Log Log complementar» dada a assimetria negativa da
distribuição], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas da perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica, o
número de consultas de MI marcadas no HSJ a que o utente não compareceu em
2008, a perceção sobre alterações na qualidade global do serviço após o
encerramento do HD, a situação profissional, a perceção sobre a qualidade das
informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, o
cumprimento das expetativas, a lealdade e a recomendação.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) = 767,647
e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(199) = 460,085, p < 0,001, D(199) =
213,418, p = 0,230, dimensão do efeito com R2CS = 0,825, R2N = 0,904 e R2MF =
0,714, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e
função de ligação «Log Log complementar» dada a assimetria negativa da
distribuição], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas do envolvimento na decisão terapêutica a perceção sobre a
qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de
saúde, o cumprimento das expetativas e a qualidade global percebida.
Cumprimento das expetativas
Analisando o cumprimento das expetativas em relação à última consulta de MI no
HSJ e utilizando a escala de 5 pontos em que o 1 representa «muito menos do que
o esperado» e 5 «muito mais do que o esperado», observa-se que em ambos os
grupos o nível modal é o 3, no caso do grupo I (HD) com 70,3% dos elementos e
no caso do grupo II (HSJ) com 67,0% dos elementos (Tabela 6).
Tabela 6 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa ao
cumprimento das expectativas em relação à última consulta de MI no HSJ
Parece verificar-se uma tendência para os níveis inferiores (1, 2 e 3) serem
selecionados pelos elementos do grupo I (HD) que, por sua vez, já tinham
assinalado níveis mais baixos de expetativas prévias, enquanto os níveis
superiores (4 e 5) são tendencialmente selecionados pelos elementos do grupo II
(HSJ) com expetativas prévias mais altas do que as dos utentes do grupo I (HD)
(p < 0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 80,194 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(32) = 24,566, p =
0,823, D(32) = 30,749, p = 0,530, dimensão do efeito com R2CS=0,311, R2N=0,376
e R2MF=0,213, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 0,189
e função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição], de
acordo com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas do
cumprimento das expetativas dos elementos do grupo I (HD), a perceção de
benefício/prejuízo inerente ao encerramento do HD e a satisfação global.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [função de ligação «Probit», estatisticamente
significativo com G2(2) = 694,148 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p
(821) = 1089,397, p < 0,001, D(821) = 451,676, p = 1,000, dimensão do efeito
com R2CS = 0,794, R2N = 0,938 e R2MF = 0,842 e pressuposto de homogeneidade dos
declives cumprido com p = 0,486], de acordo com o nível de significância de 5%,
surgem como variáveis preditivas do cumprimento das expetativas do utente, a
situação profissional, as expetativas prévias à consulta, a qualidade do
atendimento pelo administrativo, a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica, a perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico
sobre o seu próprio estado de saúde, a satisfação global e a qualidade global
percebida.
Qualidade global percebida
No tocante à qualidade global do serviço prestado na consulta percebida pelos
utentes, de acordo com a escala de 5 pontos em que o 1 representa «muito má» e
5 «muito boa» destaca-se o nível 4 como sendo o mais frequente em ambos os
grupos, contando com 47,5% de elementos no caso do grupo I (HD) e com 71,0% dos
elementos para o caso do grupo II (HSJ) (Tabela 7).
Tabela 7 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
qualidade global percebida acerca do serviço prestado na consulta de MI no HSJ
Observa-se que, a partir do nível 4, é exibido um resíduo negativo para o grupo
I (HD), sugerindo assim que os elementos do grupo II (HSJ) percecionam níveis
mais elevados de qualidade global do serviço do que os elementos do grupo I
(HD) (p < 0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 270,329 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(54) = 17,687, p =
1,000, D(54) = 22,990, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,709, R2N =
0,826 e R2MF = 0,632, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p
= 1,000 e função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição],
de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas
da qualidade global percebida pelos elementos do grupo I (HD), a escolaridade e
a satisfação global.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) = 822,495
e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(545) = 771,740, p < 0,001, D(545) =
275,887, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,846, R2N = 0,987 e R2MF =
0,963, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e
função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição], de acordo
com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas da
perceção do utente em relação à qualidade global do serviço, a escolaridade,
qualidade do atendimento pelo administrativo, a perceção sobre a qualidade das
informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, a
perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica, a perceção sobre o tempo
de espera imediatamente antes da consulta e a satisfação global.
Satisfação global
No que se refere à satisfação global com a experiência na consulta de MI no
HSJ, tendo em conta a escala de 5 pontos em que 1 significa «muito
insatisfeito» e 5 «muito satisfeito», pode observar-se através da Tabela 8 que
o nível mais frequentemente selecionado pelo grupo I (HD) é o 3, com 53% dos
elementos e, pelo grupo II (HSJ), o 4, com 69,7%.
Tabela 8 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
satisfação global com a experiência na consulta de MI no HSJ
A par do exposto e adicionando à análise o valor de resíduo dos outros níveis,
parece verificar-se que a proporção de utentes do grupo I (HD) é superior ao
esperado nos níveis mais baixos, nomeadamente no 2 e no 3, ao mesmo tempo que a
proporção de utentes do HSJ é superior ao esperado nos níveis mais elevados,
nomeadamente no 4 e no 5 (p < 0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 312,702 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(56) = 23,498, p =
1,000, D(56) = 36,036, p = 0,982, dimensão do efeito com R2CS = 0,760, R2N =
0,864 e R2MF = 0,675, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p
= 1,000 e função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição],
de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas
da satisfação global pelos elementos do grupo I (HD), o cumprimento das
expetativas, a recomendação e a qualidade global percebida.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) = 926,028
e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(504) = 6330,286, p < 0,001, D(504) =
328,633, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,878, R2N = 0,990 e R2MF =
0,965, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000 e
função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição], de acordo
com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas da
satisfação global com serviço recebido na consulta de MI do HSJ, o hospital, o
número de menores de idade no agregado familiar, a situação profissional, a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde, a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica, a qualidade global percebida, a lealdade e a recomendação.
Lealdade
No que respeita à vontade expressa de voltar à consulta de MI do HSJ, mesmo
tendo oportunidade de receber o mesmo serviço noutra instituição, pode
observar-se através da Tabela 9, utilizando a escala de 5 pontos em que 1
significa «muito improvável» e 5 «muito provável», que o nível mais
frequentemente selecionado pelo grupo I (HD), é o 3, com 34,2% dos elementos, e
pelo grupo II (HSJ), o 5, com 37,6%.
Tabela 9 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
lealdade
De acordo com a Tabela 9, parece haver uma tendência para os elementos do grupo
I (HD) selecionarem os níveis mais baixos de lealdade (1, 2 e 3) e para os
utentes do grupo II (HSJ) selecionarem os níveis mais elevados (níveis 4 e 5)
(p < 0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 493,229 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(441) = 427,623, p =
0,667, D(441) = 322,318, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,899, R2N =
0,951 e R2MF = 0,788, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p
= 0,080 e função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição],
de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas
da lealdade dos elementos do grupo I (HD), a escolaridade, a alteração da
qualidade global do serviço prestado na consulta de MI após encerramento do HD,
a acessibilidade geográfica percebida, a perceção sobre a qualidade das
informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, o
cumprimento das expetativas, a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica e a recomendação.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) [estatisticamente significativo com G2(2) =
1146,255 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(627) = 1107,329, p < 0,001,
D(627) = 683,360, p = 0,059, dimensão do efeito com R2CS = 0,926, R2N = 0,977e
R2MF = 0,883, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000
e função de ligação «Log Log complementar» dada a assimetria negativa da
distribuição], de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas da lealdade para com a consulta de MI do HSJ, o hospital,
o número de menores de idade no agregado familiar, a situação profissional, a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde e a recomendação.
Recomendação
No que se refere à probabilidade do utente recomendar o serviço de consulta
externa de MI do HSJ a familiares, amigos ou colegas, utilizando a escala
anterior, pode observar-se através da Tabela 10 que o nível mais frequentemente
selecionado pelo grupo I (HD) é o 3 com 35,2% dos elementos e pelo grupo II
(HSJ) o 5 com 43,9%.
Tabela 10 - Comparação entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) relativa à
recomendação
Parece verificar-se que a proporção de utentes do grupo I (HD) é superior ao
esperado, desde os níveis mais baixos até ao nível 4, inclusive, ao mesmo tempo
que a proporção de utentes do HSJ é superior ao esperado no último nível (nível
5) (p < 0,001).
No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G2
(2) = 456,016 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(467) = 713,549, p <
0,001, D(467) = 293,809, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,880 R2N =
0,937 e R2MF = 0,756, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p
= 0,124 e função de ligação «Probit» dada a aparente simetria da distribuição],
de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como variáveis preditivas
da recomendação pelos elementos do grupo I (HD), o número de menores de idade
no agregado familiar, a idade, a escolaridade, a situação profissional, a
perceção acerca de alterações na duração da consulta após o encerramento do HD,
a perceção de benefício/prejuízo inerente ao encerramento do HD, a perceção
sobre o envolvimento na decisão terapêutica, a perceção sobre a qualidade das
informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, a
satisfação global e a lealdade.
No segundo modelo de regressão ordinal, em que são contemplados também os
elementos do grupo II (HSJ) (estatisticamente significativo com G2(2) =
1175,008 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X2p(843) = 1131,571, p < 0,001,
D(843) = 665,613, p = 1,000, dimensão do efeito com R2CS = 0,931, R2N = 0,993 e
R2MF = 0,967, pressuposto de homogeneidade dos declives cumprido com p = 1,000
e função de ligação «Log Log complementar» dada a assimetria negativa da
distribuição), de acordo com o nível de significância de 5%, surgem como
variáveis preditivas da recomendação da consulta de MI do HSJ, o hospital, a
escolaridade, o estado civil, a situação profissional, a qualidade do
atendimento pelo administrativo, a perceção sobre a qualidade das informações
recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, a qualidade global,
a satisfação global e a lealdade.
Discussão e conclusões
Número de consultas realizadas
Não foram detetadas diferenças estatisticamente significativas entre os 2
grupos em estudo, em relação ao número de consultas realizadas no ano de 2008.
Tal facto não deixa de ser interessante, uma vez que têm vindo a detetar-se
diferenças significativas entre os grupos em variáveis descritas na literatura
como determinantes da utilização de serviços, como sejam a idade, as
expetativas antes da última consulta, o estado civil, o número de crianças
residentes na mesma residência, a escolaridade, a situação profissional, a
distância e tempo de viagem do domicílio ao HSJ e a perceção sobre
acessibilidade física ao HSJ9,10,11,12,13.
Número de consultas não comparecidas
Os resultados parecem indicar que, ainda que o número de consultas realizadas
em 2008 seja semelhante nos 2 grupos, os elementos do grupo I (HD) acabaram por
faltar mais frequentemente do que os utentes do grupo II (HSJ). Neste contexto,
convém não esquecer o possível efeito das variáveis acima mencionadas e
descritas na literatura como determinantes da utilização de cuidados de saúde
cuja análise sugeriu diferenças significativas entre os grupos.
Quando realizado o modelo de regressão ordinal, relativamente às variáveis de
potencial de acesso preditivas do número de consultas a que o utente do grupo I
(HD) não compareceu, surgem apenas a escolaridade e a situação profissional,
descartando-se o efeito da idade no número de consultas em falta14,15, das
expetativas prévias à consulta16, do estado civil17, do número de menores de
idade17,18, da distância e tempo de viagem15,17 e da perceção sobre a
acessibilidade física9. No que diz respeito a variáveis de acesso realizado,
foram identificados no modelo de regressão ordinal o cumprimento das
expetativas prévias (à semelhança de estudos de Hardy, O'Brien e Furlong16) e a
perceção do utente sobre a qualidade das informações recebidas do médico acerca
do seu estado de saúde, o que vai ao encontro do que é defendido por Lloyd,
Bradford e Webb19. É interessante notar que, ao contrário daquilo que seria de
esperar, nenhuma das variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD é
indicada pelo modelo como preditiva da variação do número de consultas de MI no
HSJ a que o utente falta.
Na verdade, a análise exploratória de dados a publicar na terceira parte deste
artigo destaca como principais efeitos do encerramento do HD, um aumento do
tempo de espera imediatamente antes da consulta, sugerido na literatura como
fator determinante da não comparência do utente às consultas20, bem como a
perceção de perda de qualidade global do serviço prestado na consulta, também
apontado como potenciador de não comparência21 e a perceção de perda de
facilidade em obter uma consulta de MI, aumentando a probabilidade de quebra na
continuidade de cuidados9.
No presente contexto, no entanto, as referidas variáveis não apresentam
significância para que se possa dizer que são preditivas do número de consultas
em falta. Tal fenómeno vem confirmar que o problema da não comparência às
consultas é de grande complexidade, existindo uma multiplicidade de razões para
um indivíduo decidir faltar à consulta marcada22.
Quando são considerados também os elementos do HSJ, nenhuma das variáveis
preditivas do primeiro modelo se mantém, surgindo o número de menores de idade
no que toca a variáveis de potencial de acesso.
Perante estes resultados, que apontam para a ausência de significância das
variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD no número de faltas dos
utentes e perante a significância da variável hospital indicando uma maior
probabilidade de faltar à consulta pelo facto de pertencer ao grupo I (HD),
poderá ser possível sugerir o efeito natural da resistência à mudança que
caracteriza o ser humano23.
No que toca a variáveis de acesso realizado, surge a perceção sobre o tempo de
espera imediatamente antes da consulta, a qualidade global percebida e a
recomendação. Cabe reforçar a presença da variável hospital como variável
preditiva no segundo modelo, indicando que o grupo I (HD) tem uma maior
probabilidade de faltar a consultas de MI no HSJ, quando comparado com o grupo
II (HSJ) confirmando, por isso, as diferenças encontradas nos testes de
homogeneidade do qui-quadrado.
Atendimento pelo administrativo
Perante os resultados apurados em 2005 pelo sistema de avaliação da qualidade
percebida e satisfação do utente nos hospitais EPE na valência de consultas
externas24, a avaliação do utente em relação ao atendimento pelo administrativo
no processo de admissão recai, em níveis intermédios, o que faz com que seja
considerada pelo referido sistema de avaliação como um ponto fraco (ainda que
muito próximo do limite dos pontos fortes) e caracterizado como secundário,
dado o baixo nível de impacto na satisfação apurado por este estudo. No
presente contexto, dadas as diferenças encontradas entre os 2 grupos em estudo,
parece verificar-se que o grupo I (HD) se aproxima mais dos resultados
descritos no estudo supracitado do que o grupo II (HSJ), que tendencialmente
avalia o atendimento pelo administrativo com os 2 níveis máximos de qualidade.
As variáveis preditivas de potencial de acesso da perceção sobre a qualidade do
atendimento pelo administrativo surgem no primeiro modelo como sendo o número
de menores de idade no agregado familiar. No tocante às variáveis de acesso
realizado, surgem como sendo preditivas, o número de consultas de MI marcadas
no HSJ a que o utente não compareceu em 2008 (à semelhança de Martin, Perfect e
Mantle25), a qualidade global percebida, a lealdade e a satisfação global
também mencionadas na literatura como associadas à perceção sobre a qualidade
do atendimento pelo administrativo (Madhok, Hameed e Bhopal26 e Martin, Perfect
e Mantle25). Interessa salientar que a perceção sobre alterações na qualidade
global do serviço após o encerramento do HD, a perceção sobre alterações na
facilidade em obter uma consulta de MI após o encerramento do HD e a perceção
de benefício/prejuízo inerente ao encerramento do HD surgem também como
variáveis preditivas do comportamento da variável perceção sobre a qualidade do
atendimento pelo administrativo no processo de admissão. Este resultado já
seria de esperar uma vez que estas variáveis são mencionadas na literatura como
associadas à qualidade percebida acerca do atendimento pelo administrativo
(Madhok, Hameed e Bhopal26, Kenagy, Berwick e Shore27 e Martin, Perfect e
Mantle26). No segundo modelo de regressão ordinal, contemplando também os
utentes pertencentes ao grupo II (HSJ), o número de menores de idade no
agregado familiar deixa de ser significativo e surgem como variáveis preditivas
de potencial de acesso a situação profissional e a acessibilidade geográfica
percebida. No que diz respeito a variáveis preditivas de acesso realizado, o
número de consultas de MI marcadas no HSJ a que o utente não compareceu em 2008
e a qualidade global percebida deixam de ser significativas, contrariando
associações defendidas por Madhok, Hameed e Bhopal26 e Martin, Perfect e
Mantle25, mantêm-se a satisfação global e a lealdade e acrescem a perceção
sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o próprio estado
de saúde, a perceção sobre o seu envolvimento na decisão terapêutica, o
cumprimento das expetativas e a recomendação. Note-se que a variável hospital
foi tida como significativa o que indica que as diferenças observadas no teste
de homogeneidade do qui-quadrado à perceção de níveis inferiores de qualidade
do atendimento do administrativo se pode, de facto, dever ao encerramento do HD
e à consequente transferência dos utentes para o HSJ. Tal facto não será de
estranhar uma vez que no primeiro modelo são apontadas como significativas
variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD que traduzem perda de
qualidade global do serviço, maior dificuldade em obter uma consulta e
sentimentos de prejuízo. Estas variáveis são mencionadas na literatura como
associadas à qualidade percebida acerca do atendimento pelo administrativo
(Madhok, Hameed e Bhopal26, Kenagy, Berwick e Shore27 e Martin, Perfect e
Mantle25).
Tempo de espera para ser atendido
No que toca à perceção que o utente tem acerca do tempo que esperou para ser
atendido imediatamente antes da consulta, é de salientar que, como
anteriormente observado, o grupo I (HD) é composto por mais elementos
reformados (logo, com uma natural maior disponibilidade) do que o grupo II
(HSJ), composto por mais elementos empregados (possivelmente com menor
disponibilidade e maior intolerância aos tempos de espera). Não seria de
estranhar, portanto, se o grupo I (HD) percecionasse tempos de espera mais
curtos do que o grupo II (HSJ). Contrariamente ao que seria de esperar, os
elementos do grupo I (HD) percecionam o tempo de espera para ser atendido antes
da consulta mais longo do que os elementos do grupo II (HSJ).
No que diz respeito a variáveis preditivas de potencial de acesso, foram
identificados, para os elementos do grupo I (HD), a situação profissional, o
estado civil e a escolaridade muito possivelmente devido à sua relação com a
quantidade de tempo disponível e consequente tolerância a tempos de espera e,
quanto a variáveis preditivas de acesso realizado, são indicadas a perceção
sobre o envolvimento na decisão terapêutica e a lealdade. No que diz respeito a
variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD, é indicada pelo modelo
de regressão ordinal como preditiva da perceção acerca do tempo de espera para
ser atendido antes da consulta, a perceção sobre alterações na qualidade global
do serviço após o encerramento do HD. Tal facto não será de estranhar uma vez
que a perceção sobre o tempo de espera, para além de ser considerado um
indicador de qualidade (McCarthy, McGee e O'Boyle28), é associada à satisfação
do utente (Bar-Dayan et al.29, Bower et al.30, Andersen, Camacho e
Balkrishnan31) que, por sua vez, se associa à qualidade percebida do serviço
obtido (O'Loughlin e Coenders3, Salazar, Costa e Rita4, Feddock et al.5 e
Caetano6).
No segundo modelo, em que constam também os elementos do grupo II (HSJ), surge
como única variável preditiva de potencial de acesso a situação profissional. A
lealdade mantém-se como variável preditiva de acesso realizado à qual acrescem
o número de consultas de MI marcadas no HSJ, a que o utente não compareceu em
2008, a qualidade do atendimento pelo administrativo, a qualidade global
percebida, a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o próprio
estado de saúde, a satisfação global e a recomendação. Carece acrescentar que a
variável hospital também mostrou significância estatística, pelo que as
diferenças encontradas no teste de homogeneidade do qui-Quadrado se podem dever
realmente ao encerramento do HD. Assim, tal como é de esperar, depois de terem
mencionado uma perda de qualidade no serviço da consulta após o encerramento do
HD, os utentes do grupo I (HD) apresentam uma maior probabilidade de
percecionarem maiores tempos de espera prévios à consulta, quando comparados
com os utentes do grupo II (HSJ).
Importa destacar, no entanto, que o tempo de espera antes da consulta é a
variável cujos resultados indicados por ambos os grupos atinge valores mais
baixos, no que diz respeito à qualidade percebida. A este nível, vários estudos
têm sugerido os impactos negativos do tempo de espera imediatamente antes da
consulta na satisfação do utente5,24,32.
Tempo de espera após a consulta
Importa salientar a inexistência de diferenças estatisticamente significativas
entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ), no que toca à perceção sobre o tempo
de espera após a consulta, bem como o predomínio do nível 5 (tempo de espera
muito breve). Estes resultados são, muito provavelmente, devidos às novas
estratégias adotadas que prevêem a realização de procedimentos anteriormente
realizados pelo administrativo, que são agora efetuados pelo próprio médico,
ainda no consultório, tomando como exemplo os procedimentos relacionados com a
receita médica ou a marcação da consulta seguinte.
Atendimento pelo médico
No que toca à perceção dos respondentes acerca do atendimento pelo médico, a
análise realizada sugere não existirem diferenças significativas entre o grupo
I (HD) e grupo II (HSJ) nas variáveis: atenção dispensada, explicações sobre
medicamentos prescritos, informação sobre cuidados a seguir e desempenho global
do médico. Em todas estas variáveis e em ambos os grupos, a maioria dos
elementos selecionou os 2 níveis superiores (4 e 5). Note-se que na escala de 5
pontos utilizada neste conjunto de variáveis, o 1 representa o pólo negativo
significando baixa qualidade e o 5 o pólo oposto, representando uma ótima
qualidade de atendimento.
Importa salientar que os resultados indicando altos níveis de qualidade no
atendimento pelo médico foram já apurados por outros estudos importantes como,
por exemplo, o referente à avaliação da qualidade percebida e satisfação do
utente nos hospitais EPE na valência de consultas externas24 ou o de Cabral e
Silva33.
Ao estudo dos dados referentes à perceção sobre o atendimento pelo médico
carece acrescentar que, como se observará adiante, a transferência do serviço
de MI do HD para o HSJ não implicou uma mudança de médico assistente para
nenhum dos utentes inquiridos. Os utentes do grupo I (HD) permaneceram no HSJ
com o mesmo médico que os seguia no HD, daí que não sejam de estranhar as
semelhanças encontradas entre os 2 grupos.
As diferenças encontradas entre os 2 grupos recaem apenas na perceção sobre a
informação transmitida acerca do estado de saúde do utente, em que a análise
dos dados é sugestiva de que os elementos do grupo I (HD), quando comparados
com o grupo II (HSJ), percecionam uma qualidade mais alta acerca das
informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde e na
perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica em que a presente análise
parece sugerir que os utentes do grupo II (HSJ) se sentem mais envolvidos na
decisão terapêutica do que os utentes do grupo I (HD).
Qualidade acerca das informações recebidas pelo médico
No que diz respeito à perceção sobre a qualidade acerca das informações
recebidas pelo médico surge, no primeiro modelo, apenas uma variável preditiva
de acesso realizado (perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica) e
uma variável preditiva relativa aos efeitos do encerramento do HD (perceção
sobre alterações na qualidade global do serviço após o encerramento do HD).
O facto de uma variável relativa aos efeitos do encerramento do HD se revelar
variável preditiva da qualidade percebida acerca da informação dispensada pelo
médico, torna-se particularmente interessante uma vez que, com a transferência
de serviços para o HSJ, os médicos da consulta externa de MI permaneceram com
os mesmos utentes, não ocorrendo, portanto, qualquer mudança a este nível.
Várias explicações poderiam ser sugeridas para este resultado apontando-se, a
título de exemplo, mudanças de comportamento por parte dos médicos após o
encerramento do HD, no que diz respeito à disponibilização de informação ao
utente acerca do seu estado de saúde ou, por outro lado, uma perceção do utente
do grupo I (HD) tendencialmente pessimista quanto à transferência para o HSJ
(inclusivamente da minoria que aponta uma melhoria na qualidade global), que
acaba por se estender até aspetos não influenciados pelo encerramento do HD.
No tocante a este último aspeto, encontra-se o trabalho de Hughes e Kerr34 em
que se defende que, em circunstâncias geradoras de ansiedade (o encerramento do
HD e respetiva transferência de serviços pode assim considerar-se dados os
vários protestos de utentes assinalados pela comunicação social35,36,37), se
torna mais difícil ajustar as expetativas ao contexto existente, podendo levar
a que defensivamente o ser humano se centre na sua ideia pré-concebida,
percecionando a realidade (neste caso a informação recebida pelo médico acerca
do seu estado de saúde) distorcida de acordo com o seu preconceito34.
Já no segundo modelo surgem múltiplas variáveis preditivas de potencial de
acesso, como sejam o número de menores de idade no agregado familiar, a
acessibilidade geográfica percebida, a idade, o estado civil, a escolaridade e
a situação profissional e quanto ao acesso realizado mantém-se a perceção sobre
o envolvimento na decisão terapêutica, à qual acrescem a qualidade global
percebida e a lealdade. Ao contrário do primeiro, neste segundo modelo, o
elevado número de variáveis preditivas para a qualidade percebida acerca das
informações transmitidas pelo médico vêm a refletir a complexidade que
caracteriza a relação médico-utente e, mais especificamente, a comunicação
médico-utente, amplamente assinalada por autores como Beate, Skorpen e
Materud38, Oliver39 ou Koszegi40. Note-se que a variável hospital não se
mostrou significativa, pelo que as diferenças encontradas entre o grupo I (HSJ)
e o grupo II (HD) no que toca à perceção acerca da qualidade da informação
acerca do estado de saúde transmitida pelo médico, se podem dever meramente ao
acaso.
Envolvimento na decisão terapêutica
No que diz respeito à perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica, o
primeiro modelo de regressão ordinal indica como única variável preditiva de
potencial de acesso a situação profissional.
No que diz respeito a variáveis de acesso realizado tidas como preditivas,
contam-se o número de consultas de MI marcadas no HSJ a que o utente não
compareceu em 2008, à perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo
médico sobre o seu próprio estado de saúde, o cumprimento das expetativas, à
lealdade e à recomendação refletindo novamente a complexidade que caracteriza a
relação médico-utente38,39,40.
Das variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD, destaca-se como
significativa a perceção sobre alterações na qualidade global do serviço após o
encerramento do HD.
À semelhança da perceção sobre a qualidade das informações cedidas pelo médico
acerca do estado de saúde do utente, também a variável perceção sobre o
envolvimento na decisão terapêutica é dependente de uma variável relativa aos
efeitos do encerramento do HD, o que é sugestivo de que, ou os médicos (visto
que acompanharam os seus utentes na transferência do serviço) promoveram um
maior envolvimento do utente na decisão terapêutica após o encerramento do HD
ou a perceção dos utentes a este nível acaba por ser influenciada por ideias
pré-concebidas resultantes do processo de transferência34.
No segundo modelo deixa de haver variáveis preditivas significativas de
potencial de acesso e como variáveis preditivas de acesso realizado mantêm-se a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde e o cumprimento das expetativas às quais acresce a
qualidade global percebida. Mais uma vez se nota que a variável hospital não é
dotada de significância estatística, pelo que as diferenças observadas na
perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica entre os grupos se podem
dever unicamente ao acaso.
Cumprimento das expetativas
Parece verificar-se uma tendência para os níveis inferiores de cumprimento das
expetativas em relação à última consulta realizada no HSJ (1, 2 e 3) serem
selecionados pelos elementos do grupo I (HD) que, por sua vez, já tinham
assinalado níveis mais baixos de expetativas prévias, enquanto os níveis
superiores (4 e 5) são tendencialmente selecionados pelos elementos do grupo II
(HSJ) com expetativas prévias mais altas do que as dos utentes do grupo I (HD).
Perante estes resultados, tendo em conta que o cumprimento das expetativas é um
forte determinante da satisfação do utente com o serviço obtido (como é
defendido por Kravitz7 ou Caetano6), espera-se que o grupo I (HD) venha a
demonstrar níveis de satisfação global com o serviço prestado na consulta mais
baixos do que o grupo II (HSJ).
Na ausência de variáveis preditivas significativas de potencial de acesso para
o cumprimento das expetativas no primeiro modelo (em que nem sequer se incluem
as expetativas prévias à consulta, como seria de esperar, de acordo com Hughes
e Kerr34, Bell et al.41 ou Feddock et al.5), é identificada a satisfação global
como variável preditiva de acesso realizado.
No que diz respeito a variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD é
indicada como significativa a perceção de benefício/prejuízo inerente ao
encerramento do HD. Quando são considerados também os elementos do HSJ surgem
como variáveis preditivas de potencial de acesso a situação profissional e as
expetativas prévias à consulta, aqui já de acordo com Hughes e Kerr34, Bell et
al.41 ou Feddock et al.5. No que toca a variáveis de acesso realizado,
permanece significativa a satisfação global, à qual acrescem, no segundo modelo
a perceção acerca da qualidade de atendimento pelo administrativo, a perceção
sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio
estado de saúde, a perceção acerca do seu envolvimento na decisão terapêutica e
a qualidade global percebida.
Note-se que apesar de nos testes de homogeneidade do qui-Quadrado terem sido
detetadas diferenças entre os grupos em estudo do cumprimento das expetativas
prévias à consulta, no segundo modelo de regressão ordinal, ao contrário do que
seria de esperar, a variável hospital não se demonstrou significativa levando a
crer que as diferenças de proporção detetadas previamente entre o grupo I (HD)
e o grupo II (HSJ) se devem ao acaso.
Qualidade global percebida
Os elementos do grupo II (HSJ) percebem níveis mais elevados de qualidade
global do serviço do que os elementos do grupo I (HD).
Sendo esta tendência em tudo semelhante às expetativas prévias à última
consulta, bem como ao seu cumprimento, acaba por confirmar-se o que é defendido
por O'Loughlin e Coenders3 quando definem o cumprimento das expetativas como o
resultado de um prévio consumo de serviços, relacionado com o nível de
qualidade que os utentes esperam receber, ou por Ferreira et al.42 quando
afirmam que a qualidade pode ser definida na forma como as necessidades e
expetativas relativas à prestação de um cuidado de saúde específico ou
utilização de um serviço foram satisfeitas ou atingidas.
Quando é realizado o primeiro modelo de regressão ordinal, é indicada a
escolaridade como única variável preditiva de potencial de acesso para a
qualidade global percebida e a satisfação global como única variável preditiva
de acesso realizado.
Note-se que nenhuma das variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD,
nem mesmo a variável «perceção sobre alterações na qualidade global do serviço
prestado na consulta de MI após o encerramento do HD» revelou significância
estatística suficiente para que pudessem ser consideradas variáveis preditivas
da qualidade global percebida. No segundo modelo mantém-se a escolaridade como
única variável preditiva de potencial de acesso e como variáveis preditivas de
acesso realizado surgem a qualidade do atendimento pelo administrativo, a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde, a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica, a perceção sobre o tempo de espera imediatamente antes da consulta
e a satisfação global. Mais uma vez, importa salientar que a variável hospital
não se mostrou suficientemente significativa, pelo que as diferenças detetadas
entre os grupos no teste de homogeneidade do qui-Quadrado relativamente à
qualidade global percebida se podem dever ao acaso.
Satisfação global
Os resultados levam a crer que os utentes do grupo II (HSJ) se encontram mais
satisfeitos do que os utentes do grupo I (HD), grupo este que assinalou
expetativas prévias mais baixas em relação à última consulta realizada e que
assumiu níveis também mais baixos de cumprimento das expetativas prévias e de
qualidade global percebida. Tal concordância vai ao encontro ao que é defendido
por autores como Kravitz7, O'Loughlin e Coenders3, Ferreira et al.42, Salazar,
Costa e Rita4, Feddock et al.5 e Caetano6.
Construído o primeiro modelo de regressão ordinal, na ausência de variáveis
preditivas significativas de potencial de acesso para satisfação global do
utente do grupo I (HD), são identificadas como variáveis preditivas de acesso
realizado o cumprimento das expetativas, a qualidade global percebida e a
recomendação cuja associação é mencionada na literatura por autores como
O'Loughlin e Coenders3, Ferreira et al.42, Salazar, Costa e Rita4, Feddock et
al.5 ou Caetano6.
Note-se que nenhuma das variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD é
indicada como significativa e preditiva da satisfação do utente do grupo I
(HD). Quando são considerados também os elementos do HSJ surgem como variáveis
preditivas de potencial de acesso o número de menores de idade no agregado
familiar e a situação profissional. No que toca a variáveis de acesso
realizado, permanecem significativas a qualidade global percebida e a
recomendação, às quais acrescem, no segundo modelo a perceção sobre a qualidade
das informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, a
perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica e a lealdade. Note-se que
a significância estatística da variável hospital vem confirmar as diferenças
entre os grupos em estudo na satisfação global detetada nos testes de
homogeneidade do qui-quadrado. Tal resultado leva a crer que, embora nenhuma
das variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD seja preditiva da
satisfação, as diferenças detetadas previamente entre o grupo I (HD) e o grupo
II (HSJ) se devem, provavelmente, à transferência de serviços em consequência
do encerramento do HD.
Lealdade
Parece haver uma tendência para os elementos do grupo I (HD) selecionarem os
níveis mais baixos de lealdade (1, 2 e 3) e para os utentes do grupo II (HSJ)
selecionarem os níveis mais elevados (níveis 4 e 5).
Dado que a lealdade é vista como um consequente da satisfação6 e que a
satisfação, por sua vez, se associa ao cumprimento das expetativas e à
qualidade percebida3,4,5,6,7,42, o facto de os utentes do grupo II (HSJ) serem
mais leais acaba por ser esperado, uma vez que a análise realizada tem vindo a
sugerir para este grupo expetativas mais altas, acompanhadas de altos níveis do
seu cumprimento, qualidade global percebida mais alta e níveis de satisfação
global também superiores.
Quando realizado o primeiro modelo de regressão ordinal surgem como variáveis
preditivas de potencial de acesso para a lealdade do utente do grupo I (HD) a
situação profissional e a acessibilidade geográfica percebida. No que diz
respeito a acesso realizado surgem como variáveis preditivas a perceção sobre a
qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de
saúde, a perceção sobre o envolvimento na decisão terapêutica (indo ao encontro
do que é defendido por Emany et al.43 quando sugerem a forte associação entre
as características do prestador de cuidados e a lealdade do utente. Note-se que
estas são também variáveis preditivas do cumprimento das expetativas, da
qualidade global percebida e da satisfação global o que não é de estranhar pois
a associação destas últimas tem vindo a ser apontada pelos autores
supracitados), o cumprimento das expetativas e a recomendação (também estas
associadas à lealdade no trabalho de Caetano6).
Das variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD, destaca-se a
alteração da qualidade global do serviço prestado na consulta de MI após
encerramento do HD, o que já seria de esperar pois como tem sido descrito, a
qualidade global percebida associa-se à satisfação3,4,5,6,7,42 e esta, por sua
vez, constitui um fator determinante da lealdade.
No segundo modelo, em que são acrescentados à análise os elementos do grupo II
(HSJ), surgem o número de menores de idade no agregado familiar e a situação
profissional como variáveis preditivas de potencial de acesso.
Já no que diz respeito às variáveis preditivas de acesso realizado, apenas se
mantêm a perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre
o seu próprio estado de saúde e a recomendação.
Note-se que a variável hospital apresentou significância estatística, pelo que
se confirma que os utentes do grupo I (HD) têm menor probabilidade de serem
leais do que os utentes do grupo II (HSJ).
Recomendação
A análise sugere que, mesmo assinalando níveis mais baixos de expetativas e
respetivo cumprimento de qualidade percebida e de satisfação, os utentes do
grupo I (HD) têm vindo a identificar níveis relativamente altos na recomendação
dos serviços, ainda que sejam, no último nível (nível 5) ultrapassados pelo
grupo II (HSJ), em que um maior número de elementos assume ser muito provável
recomendar o serviço de MI a familiares, amigos ou colegas.
Quando realizado o primeiro modelo de regressão ordinal, surgem como variáveis
preditivas de potencial de acesso para a recomendação por parte do utente do
grupo I (HD) o número de menores de idade no agregado familiar, a idade, a
escolaridade e a situação profissional.
No que diz respeito a acesso realizado, surgem como variáveis preditivas a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde, a perceção sobre o envolvimento na decisão
terapêutica, a satisfação global e a lealdade. Tal facto não será de estranhar
uma vez que, como tem vindo a ser referido, as 2 primeiras são variáveis
preditivas do cumprimento das expetativas, da qualidade global percebida, da
satisfação e da lealdade que, por sua vez, também se associam à recomendação6.
No tocante a variáveis relativas aos efeitos do encerramento do HD, destacaram-
se como sendo variáveis preditivas da recomendação por parte do utente do grupo
I (HD), a perceção de alterações na duração da consulta após o encerramento do
HD e a perceção de benefício/prejuízo inerente ao encerramento do HD.
Quando são acrescentados à análise os elementos do grupo II (HSJ), apenas se
mantêm a situação profissional e a escolaridade como variáveis preditivas de
potencial de acesso, às quais acresce o estado civil neste segundo modelo.
Já no que diz respeito às variáveis preditivas de acesso realizado, mantêm-se a
perceção sobre a qualidade das informações recebidas pelo médico sobre o seu
próprio estado de saúde, a satisfação global e a lealdade, às quais se junta a
perceção sobre a qualidade do atendimento pelo administrativo e a qualidade
global percebida. Note-se que a variável hospital apresentou significância
estatística pelo que se confirma que os utentes do grupo I (HD) têm menor
probabilidade de recomendar a consulta de MI a familiares, amigos ou colegas do
que os utentes do grupo II (HSJ).
Devido ao facto de serem sugeridas diferenças estatisticamente significativas,
no acesso realizado entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ), e devido ao
aumento da probabilidade de faltar a consultas de MI no HSJ, à diminuição da
probabilidade de percecionar níveis elevados na qualidade do atendimento pelo
administrativo, ao aumento da probabilidade de percecionar tempos de espera
longos imediatamente antes da consulta, à diminuição da probabilidade de
experimentar altos níveis de satisfação com o serviço recebido na consulta de
MI no HSJ, à diminuição da probabilidade de ser leal à consulta de MI do HSJ e
à diminuição da probabilidade de recomendar este serviço, todos pelo facto de
ter sido utente da consulta de MI do HD, é permitido sugerir que, paralelamente
às diferenças do potencial de acesso identificadas na primeira parte deste
artigo, o encerramento do HD e a consequente transferência da consulta de MI
para o HSJ, tiveram um efeito negativo em importantes componentes de acesso
realizado.
