La versión original del Cuestionario de Preocupación Paterna sobre Cirugía (CPPC) recoge los principales elementos estresantes para los padres en la cirugía de un hijo de acuerdo con la literatura científica y la experiencia profesional de los autores. La tabla 1 muestra el enunciado de los 37 ítems originales del cuestionario referidos a distintos elementos que pudieran relacionarse con preocupaciones sobre la futura cirugía de un hijo. Estos ítems se circunscriben a diferentes aspectos, como los relacionados con la enfermedad que origina la cirugía, los relacionados con la propia cirugía y su evolución, elementos en relación con el ámbito hospitalario y, por último, aspectos personales que nacen de la propia figura como padres. Las preguntas se realizaron mediante un autocuestionario que valoraba el grado de preocupación en cada pregunta.

La autoevaluación del grado de preocupación se realizó mediante una escala de Likert de 5 puntos que va desde 1, nada preocupado hasta 5, muy preocupado.

El rango de puntuaciones de los 37 ítems en el cuestionario original era, por tanto, de los 37 a los 185 puntos.

Se seleccionó al azar una muestra de 123 sujetos adultos de ambos sexos, ninguno de los encuestados iba a tener una experiencia quirúrgica cercana, ya fuera propia o con algún hijo. La distribución de la muestra se resume en el tabla 2. El 74,8% eran mujeres y el 78,05% tenían hijos. A todos ellos se les ofreció un cuestionario con una serie de ítems que debían rellenar y enviar anónimamente. Todos los encuestados pertenecen al área metropolitana de Madrid (España). El tiempo empleado en su cumplimentación fue de 1,5-5 min.

Para realizar los análisis psicométricos se empleó el paquete R commander versión 2.2-12, una interfaz para el programa de software libre R for Mac GUI3.

Como primera fase, para tener una validez de contenido adecuado, se distribuyó el cuestionario original de 36 ítems a un grupo de médicos expertos en cirugía pediátrica para que dieran su opinión bajo los siguientes criterios: ítem imprescindible, ítem útil o ítem prescindible. El índice de validez de contenido (IVC) de Lawshe sumado a las observaciones de estos expertos hicieron desestimar los ítems 13 y 18 por reiterativos. 11 ítems con un IVC menor de 0,4 fueron puestos en cuestionamiento hasta valorar la fiabilidad de los ítems individualmente. Se incluyó el ítem 37 (preocupaciones por alteraciones de la rutina en los padres) por petición de varios expertos.

La fiabilidad del instrumento se calculó mediante el coeficiente alfa de Cronbach, cuyo valor, 0,97 para todos los ítems, definió la buena precisión y estabilidad del cuestionario.

El análisis de ítems individuales se efectuó a través de las correlaciones ítems-total (tabla 3) y su relación con el valor alfa de Cronbach si ese ítem fuera eliminado de la encuesta. Se definieron 2poblaciones para valorar las correlaciones ítem-total: una población con experiencia hospitalaria (personal médico y enfermería) y otra sin experiencia hospitalaria. Los ítems 17 (posibilidad de fallecimiento), 28 (preocupación por los tiempos de espera) y el 30 (preocupación por el diseño de las instalaciones) fueron desestimados por contar con bajos índices de correlación en ambas poblaciones y presentar un bajo IVC.

El 65,7% de los ítems obtuvieron un índice de correlación mayor del 0,5%, indicativo de su buen comportamiento respecto al total de la prueba.

Para hallar la validez del constructo se realizó un análisis factorial. Se utilizó el método de máxima verosimilitud y rotación de factores tipo varimax con los 32 ítems restantes.

En un primer paso, se efectuó un análisis de componentes principales, los cuales determinaron 8 factores comunes con un autovalor superior o igual a uno. Sin embargo, el autovalor de los factores comunes 9 y 10 fue de 0,9 y 0,8 respectivamente. Hay que añadir que el porcentaje acumulado de la varianza común y no común con 10 factores suponía el 74,08%. Esto determinó un análisis factorial por parte de los autores, usando 10 factores comunes. La decisión fue avalada por un análisis estadístico del modelo mediante un contraste de hipótesis. El valor del Chi-cuadrado fue de 247,23 con 221 grados de libertad con una p de 0,109, lo suficientemente alta para aceptar la hipótesis de que 10 factores eran suficientes para explicar el modelo. Esta circunstancia no ocurría cuando se tomaban 9 factores (p = 0,014).

Así pues, el patrón factorial aisló 10 factores (tabla 4) que explicaron el 63,9% de la varianza común y el 74,08% de la varianza común y no común de la prueba. El primer factor, preocupaciones sobre las secuelas de la cirugía, explicó el 9,2% de la varianza y se compuso de 3 ítems (7, 8 y 12) referidos a las posibles secuelas físicas y psíquicas de la cirugía. El segundo factor, preocupación sobre la actitud personal correcta, explicó el 8,9% de la varianza. Este estaba compuesto por 4 ítems (35, 36, 4 y 34) relativos al entendimiento pleno de la cirugía y a las pautas necesarias que seguir. El tercer factor, preocupación por el procedimiento anestésico, supuso el 7,3% de la varianza y se compuso por 3 ítems (20, 15 y 19) relativos a los riesgos anestésicos. El cuarto factor, preocupación por el personal hospitalario, recoge los ítems 32 y 31, relativos a la preparación y actitud del personal hospitalario. El quinto factor, preocupación por la ausencia, explicó el 6,8% de la varianza común y se compuso por los ítems (22, 23 y 25) relativos a los miedos del hijo por la ausencia de los padres, por la impresión del entorno o por la presencia de extraños. El sexto factor, preocupaciones por la enfermedad, explica el 6,5% de la varianza común de la prueba e incluye los ítems 1, 2 y 3, relativos a aspectos sobre la gravedad de la enfermedad, tiempo de curación y alternativas terapéuticas. El séptimo factor, relacionado con los ítems 26 y 27, explica el 5,7% de la varianza y se relaciona con preocupaciones por la idoneidad del propio hospital como elemento estructural (moderno, adecuado para niños, buenas habitaciones). El octavo factor, relativo a la alteración del modo de vida normal del niño, explica el 5,5% de la varianza, representado por el ítem 10.

Los factores noveno y décimo explican solo el 3,8 y el 3,2% de la varianza e incluyen los ítems relativos a los riesgos de la cirugía y al conocimiento de la técnica quirúrgica, respectivamente. Los ítems con carga factorial representativa en estos factores (el 14 y el 21) fueron eliminados del cuestionario definitivo.

La puntuación media del autocuestionario fue de 139,9 (un 77% de la puntuación máxima) con una desviación estándar de 20,05 puntos. Los ítems con una preocupación máxima y mínima están reflejados en la tabla 5. La preocupación más alta está relacionada con los riesgos inherentes a una intervención quirúrgica, tanto los riesgos anestésicos como los propiamente quirúrgicos. Respecto a los ítems que señalan mayor preocupación, se aprecian pequeñas diferencias en la valoración dada por los entrevistados pertenecientes de un modo u otro al mundo sanitario respecto a los que no estaban familiarizados con el ambiente hospitalario. Los ítems que reflejan menor preocupación (29, 30, 37), relativos a la arquitectura, a la vestimenta del personal y a la alteración de la rutina personal, presentan unas mayores diferencias de valoración cuando comparamos entrevistados que no pertenecen al medio hospitalario y entrevistados que sí trabajaban en este ambiente (médicos, personal de enfermería y celadores).

Para valorar si existen diferencias significativas entre las respuestas dadas por nuestra población estudiada atendiendo a distintos factores diferenciadores, los autores escogieron algunas variables significativas en otros estudios realizados sobre preocupación quirúrgica4 como pudieran ser el sexo y la tenencia o no de hijos. También valoraron la posibilidad de que el número de hijos y la pertenencia o no al mundo sanitario pudiera considerarse una variable significativa para tenerla en cuenta. Para ello, se realizó un análisis de la varianza de distintos grupos poblacionales atendiendo a: tener o no tener hijos, ser hombre o mujer y pertenecer o no al mundo sanitario. La homocedasticidad fue aprobada con el test de Bartlett (p = 0,07) y la normalidad de los datos fue también aceptada con el test de Kolmogorov (p entre 0,29 y 0,93 en los distintos grupos). El análisis de la varianza no puso de manifiesto diferencia significativa entre ningún grupo (p = 0,036). Tampoco se puso de manifiesto ninguna diferencia significativa cuando se compararon las medias de los distintos grupos entre sí, realizadas mediante test de normalidad. En cuanto a posibles diferencias en la puntuación del cuestionario dependiendo del número de hijos, el análisis de la varianza tampoco obtuvo ninguna diferencia significativa.