Maria Isabel Pereira^a, Bruno de Sousa^b, Anabela Coelho^c, Paulo Ferrinho^d

^a Serviço de Cirurgia Plástica Maxilo–Facial/ORL, Hospital de Egas Moniz, Lisboa, Portugal. maria.pereira@ihmt.unl.pt

^b Centro de Malária e Doenças Tropicais, Instituto de Higiene e Medicina Tropical, Universidade Nova de Lisboa, Lisboa, Portugal

^c Divisão de Gestão Integrada da Doença e Inovação, Direção–Geral da Saúde, Ministério da Saúde, Lisboa, Portugal

^d Instituto de Higiene e Medicina Tropical, Universidade Nova de Lisboa, Lisboa, Portugal

Resumo

Cenário: Na sequência do encerramento do Hospital do Desterro (HD), é focada a atenção na integração do seu serviço de Consulta Externa de Medicina Interna (MI) no serviço de MI do Hospital de São José. Objetivos: O objetivo geral deste estudo é, nesta segunda parte, comparar o acesso realizado à consulta externa de MI do Hospital de São José (HSJ) dos utilizadores da consulta externa de MI do HD (nos 3 meses que antecederam a transferência do serviço) com o dos sujeitos que já eram utilizadores da consulta externa de MI do HSJ, antes da integração de serviços. 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. Foi realizada a análise dos dados comparando os 2 grupos através do teste de homogeneidade do qui–quadrado, ANOVA one–way e regressão ordinal. Principais resultados: São sugeridas diferenças estatisticamente significativas no acesso realizado entre o grupo I (HD) e o grupo II (HSJ) nomeadamente no que toca ao número de consultas marcadas em 2008 no HSJ a que o utente não compareceu, à perceção sobre a qualidade do atendimento pelo administrativo, ao tempo de espera antes da consulta, ao nível de qualidade percebida acerca das informações recebidas pelo médico sobre o seu próprio estado de saúde, ao envolvimento na decisão terapêutica, ao cumprimento das expetativas, à qualidade global percebida, à satisfação global, à lealdade e à probabilidade de recomendação do serviço de MI do HSJ a familiares, amigos ou colegas. Conclusão: O encerramento do HD e a consequente transferência da consulta de MI para o HSJ teve um efeito negativo em importantes componentes de acesso realizado, como sejam a utilização de serviços, a qualidade percebida sobre o serviço prestado, a satisfação, a lealdade e a recomendação a familiares, amigos ou colegas.

Comparison of users of the closed Hospital do Desterro with former users of Hospital de São José in the access to the Outpatient Department of Internal Medicine consultation – Part II: differences in the realized access

Abstract

Context: Following the Hospital do Desterro (HD) closure, the main attention of this study is focused on Outpatient Department of Internal Medicine (MI) and its integration in the Hospital de São José (HSJ). Purpose: The general purpose of this paper is, in this second part, to compare the realized access at HSJ Outpatient Department of Internal Medicine from users of HD Outpatient Department of Internal Medicine (in the three months prior to the transfer of the department) with those who were already users of HSJ Outpatient Department before the integration of both departments. Population and methods: This is an epidemiological, cross–sectional and analytical study, where selection was made through random sampling proportionally stratified from the two study groups, according to gender and age of the population, previously analyzed, with a final size equal to 256 elements for each group. Data collection was performed for the two groups by administering a questionnaire by telephone, preceded by the sending of a registered letter explaining the outlines of the study. Data analysis was performed by comparing the two groups using de chi–square test for homogeneity and independence, ANOVA one–way and ordinal regression. Main findings: Significant differences in realized access were found between group I (HD) and group II (HSJ) particularly with regard to the number of appointments in 2008 at HSJ to which the user has not shown, the perception about the quality of care by the administrative, the waiting time before consultation, the level of perceived quality about the information received from the physician about one's own health, the involvement in the therapeutic decision, the fulfillment of the expectations, the overall perceived quality, the overall satisfaction, the loyalty and the likelihood to recommend the HSJ service to family members, friends or colleagues. Conclusion: The closure of HD and the subsequent transfer of Outpatient Department of Internal Medicine to HSJ had a negative effect on important components of performed access such as the use of services, the perceived quality of the service, the satisfaction, the loyalty and the recommendation to family members, friends or colleagues.

Keywords: Health services access. Realized access. Health services use. Perceived quality. Hospital do Desterro closure.

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 percebida^{3, 4, 5, 6}, o cumprimento das expetativas^{6, 7} e a lealdade^{6, 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

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 X²_p(223) = 610,396, p < 0,001, D(223) = 238,931, p = 0,221, dimensão do efeito refletida em R²_CS = 0,398, R²_N = 0,496 e R²_MF = 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.

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 X²_p(339) = 505,242, p < 0,001, D(339) = 374,631, p = 0,089, dimensão do efeito com R²_CS = 0,899, R²_N = 0,979 e R²_MF = 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 X²_P(805) = 1183,329, p < 0,001, D(805) = 677,774, p = 1,000, dimensão do efeito refletida em R²_CS = 0,881, R²_N = 0,983 e R²_MF = 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.

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 X²_p(297) = 406,665, p < 0,001, D(297) = 323,369, p = 0,140, dimensão do efeito refletida em R²_CS = 0,500, R²_N = 0,548 e R²_MF = 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 R²_CS = 0,920, R²_N = 0,991e R²_MF = 0,958, ajustamento aos dados com X²_p(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.

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 X²_p(25) = 12,838, p = 0,978, D(25) = 20,054, p = 0,744, dimensão do efeito com R²_CS = 0,780, R²_N = 0,892 e R²_MF = 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 R²_CS = 0,877, R²_N = 1,000 e R²_MF = 1,000, ajustamento aos dados com X²_p(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).

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 X²_p(249) = 154,537, p = 1,000, D(249) = 139,319, p = 1,000, dimensão do efeito com R²_CS = 0,900, R²_N = 0,989 e R²_MF = 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 X²_p(199) = 460,085, p < 0,001, D(199) = 213,418, p = 0,230, dimensão do efeito com R²_CS = 0,825, R²_N = 0,904 e R²_MF = 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 X²_p(32) = 24,566, p = 0,823, D(32) = 30,749, p = 0,530, dimensão do efeito com R²_CS=0,311, R²_N=0,376 e R²_MF=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 X²_p(821) = 1089,397, p < 0,001, D(821) = 451,676, p = 1,000, dimensão do efeito com R²_CS = 0,794, R²_N = 0,938 e R²_MF = 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 X²_p(54) = 17,687, p = 1,000, D(54) = 22,990, p = 1,000, dimensão do efeito com R²_CS = 0,709, R²_N = 0,826 e R²_MF = 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 X²_p(545) = 771,740, p < 0,001, D(545) = 275,887, p = 1,000, dimensão do efeito com R²_CS = 0,846, R²_N = 0,987 e R²_MF = 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

No primeiro modelo de regressão ordinal [estatisticamente significativo com G²(2) = 312,702 e p < 0,001, ajustamento aos dados com X²_p(56) = 23,498, p = 1,000, D(56) = 36,036, p = 0,982, dimensão do efeito com R²_CS = 0,760, R²_N = 0,864 e R²_MF = 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 X²_p(504) = 6330,286, p < 0,001, D(504) = 328,633, p = 1,000, dimensão do efeito com R²_CS = 0,878, R²_N = 0,990 e R²_MF = 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 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 X²_p(627) = 1107,329, p < 0,001, D(627) = 683,360, p = 0,059, dimensão do efeito com R²_CS = 0,926, R²_N = 0,977e R²_MF = 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 X²_p(467) = 713,549, p < 0,001, D(467) = 293,809, p = 1,000, dimensão do efeito com R²_CS = 0,880 R²_N = 0,937 e R²_MF = 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.

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 HSJ^{9, 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 falta^{14, 15}, das expetativas prévias à consulta¹⁶, do estado civil¹⁷, do número de menores de idade^{17, 18}, da distância e tempo de viagem^{15, 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.

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).

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 utente^{5, 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

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 social^{35, 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-utente^{38, 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.

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.

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 percebida^{3, 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).

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.

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.

Bibliografía

1. Pereira MI, Sousa B, Coelho A, Ferrinho P. Comparação dos utentes do antigo hospital do Desterro com os utentes do hospital de S. José no acesso à consulta de Medicina Interna – Parte I: objectivos, população, métodos e resultados sobre potencial de acesso. Revista Portuguesa de Saúde Pública. 2011; 29:188–99.         [ Links ]

2. Andersen R, McCutcheon A, Aday LA, Chiu GY, Bell R. Exploring dimensions of access to medical care [Internet] Health Serv Res. 1983;18:49–74 [consultado 22 Nov 2007]. Disponível em: www.pubmedcentral.nih.gov/picrender.fcgi?artid=1068709&blobtype=pdf.         [ Links ]

3. O’Loughlin C, Coenders G. Application of the European Customer Satisfaction Index to postal services: structural equation models versus partial least squares. Girona: Girona University; 2002.         [ Links ]

4. Salazar A, Costa J, Rita P. Relationship between service quality, customer satisfaction and behavioural intentions: a study on the hospitality sector. In: Proceedings of the 33rd EMAC – European Marketing Academy Conference, 2004 May 18–21; Murcia, Spain [Internet]. Brussels: European Marketing Academy; 2004 [consultado 30 Dec 2007]. Disponível em: www.institutodeturismo.org/multimedia/paperEMAC_salazar_rita_costa.pdf.         [ Links ]

5. Feddock C, Hoellein AR, Griffith CH, Wilson JF, Bowerman JL, Becker NS, et–al. Can physicians improve patient satisfaction with long waiting times?. Eval Health Prof. 2005; 28:40–52.         [ Links ]

6. Caetano P. Sistema de avaliação da qualidade apercebida e satisfação do utente dos hospitais EPE [dissertation]. Lisboa: Instituto Superior de Estatística e Gestão de Informação; 2007. Relatório de estágio do Mestrado em Estatística e Gestão da Informação, ISEGI, Universidade Nova de Lisboa.         [ Links ]

7. Kravitz R. Measuring patients’ expectations and requests. Ann Intern Med. 2001; 134:881–8.         [ Links ]

8. Roberge D, Beaulieu MD, Haddad S, Lebeau R, Pineault R. Loyalty to the regular care provider: patient's and physician's views. Fam Pract. 2001; 18:53–9.         [ Links ]

9. Shavers V, Shankar S, Alberg AJ. Perceived access to health care and its influence on the prevalence of behavioural risks among urban African Americans. J Nat Med Assoc. 2002; 94:952–62.         [ Links ]

10. Fitzpatrick A, Powe NR, Cooper LS, Ives DG, Robbins JA. Barriers to health care access among the elderly and who perceives them. Am J Public Health. 2004; 94:1788–94.         [ Links ]

11. Ensor T, Cooper S. Overcoming barriers to health service access and influencing the demand side trough purchasing [Internet] Washington, CD: World Bank Human Development Network; 2004. (HNP Discussion Paper) [consultado 05 Jan 2008]. Disponível em: siteresources.worldbank.org/HEALTHNUTRITIONANDPOPULATION/Resources/281627–1095698140167/EnsorOvercomingBarriersFinal.pdf.         [ Links ]

12. Oliveira E, Travassos C, Carvalho M. Acesso à internação hospitalar nos municípios brasileiros em 2000: territórios do Sistema Único de Saúde [Internet]. Cadernos de Saúde Pública. 2004;20 [consultado 10 Dec 2007]. Disponível em: www.scielo.br/scielo.php?pid=S0102–311X2004000800023&script=sci_arttext.         [ Links ]

13. Scheppers E, van Dongen E, Dekker J, Geertzen J, Dekker J. Potential barriers to the use of health services among ethnic minorities: a review [Internet]. Oxford: Oxford University Press; 2006 [consultado 30 Dec 2007]. Disponível em: fampra.oxfordjournals.org/cgi/reprint/23/3/325.         [ Links ]

14. Barron W. Failed appointments: who misses them, why they are missed and what can be done. Prim Care. 1980; 7:563–4.         [ Links ]

15. Lee V, Earnest A, Chen MI, Krishnan B. Predictors of failed attendances in a multi–specialty outpatient centre using electronic databases. BMC Health Serv Res. 2005; 5:1–8.         [ Links ]

16. Hardy K, O’Brien S, Furlong N. Information given to patients before appointments and its effects on non–attendance rate. BMJ. 2001; 323:1298–300.         [ Links ]

17. Lester S, Harris S. Factors associated with first session non attendance at a university–based family therapy clinic. Am J Fam Ther. 2007; 35:363–76.         [ Links ]

18. Dyer P, Lloyd CE, Lancashire RJ, Bain SC, Barnett AH. Factors associated with clinical non–attendance in adults with type 1 diabetes mellitus. Diabetic Med. 1998; 15:339–43.         [ Links ]

19. Lloyd M, Bradford C, Webb S. Non–attendance at outpatient clinics: is it related to the referral process?. Fam Pract. 1993; 10:111–7.         [ Links ]

20. Chung J, Wong T, Yeung A. Non–attendance at an orthopaedic and trauma specialist outpatient department of a regional hospital. J Nurs Manag. 2004; 12:362–7.         [ Links ]

21. McIvor R, Ek E, Carson J. Non–attendance rates among patients attending different grades of psychiatrist and a clinical psychologist within a community mental health clinic. Psychiat Bull. 2004; 28:5–7.         [ Links ]

22. Cooper S. Non adherence with treatment and non attendance policy learning disability service [Internet] Professional Forum Integrated Clinical Governance; 2009 [consultado 22 Mar 2010]. Disponível em www.walsallcommunityhealth.nhs.uk.

23. Zacker J, Bard M. Adaptive resistance to change in a community. Am J Commun Psichol. 1973; 1:44–9.         [ Links ]

24. Martin C, Perfect T, Mantle G. Non–attendance in primary care: the views of patient and practices on its causes, impact and solutions. Fam Pract. 2005; 22:638–43.         [ Links ]

25. Madhok R, Hameed A, Bhopal R. Satisfaction with health services among the Pakistani population in Middlesbrought. England J Public Health Med. 1998; 20:295–301.         [ Links ]

26. Kenagy J, Berwick D, Shore M. Service quality in health care. JAMA. 1999; 281:661–5.         [ Links ]

27. McCarthy S, McGee H, O’Boyle C. Outpatient clinic waiting times and non–attendance as indicators of quality. Psychol Health Med. 2000; 5:287–93.         [ Links ]

28. Bar–Dayan Y, Leiba A, Weiss Y, Carroll JS, Benedek P. Waiting time is a major predictor of patient satisfaction in a primary military clinic. Mil Med. 2002; 167:842–5.         [ Links ]

29. Bower P, Roland M, Campbell J, Mead N. Setting standards based on patients’ views on access and continuity: secondary analysis of data from the general practice assessment survey. BMJ. 2003; 326:1–5.         [ Links ]

30. Anderson R, Camacho F, Balkrishnan R. Willing to wait? The influence of patient wait time on satisfaction with primary care. BMC Health Serv Res. 2007; 31:1–5.         [ Links ]

31. Ministério da Saúde. Sistema de avaliação da qualidade apercebida e satisfação do utente nos hospitais EPE 2005 [Internet] Lisboa: Instituto Português da Qualidade; 2006 [consultado 14 Oct 2008]. Disponível em: www.hospitaisepe.min–saude.pt/NR/rdonlyres/D0C30602–9F7E–42E1–939A–34917D294F9B/4425/Apres_HEPE2005.pdf.         [ Links ]

32. Helbig M, Helbig S, Kahla–Witzsch HA, May A. Quality management: reduction of waiting time and efficiency enhancement in an ENT – university outpatients’ department. BMC Health Serv Res. 2009; 9:1–9.         [ Links ]

33. Cabral M, Silva P. O estado da saúde em Portugal: acesso avaliação e atitudes da população portuguesa: evolução entre 2001 e 2008 e comparações regionais. Lisboa: Instituto de Ciências Sociais; 2009.         [ Links ]

34. Hughes P, Kerr I. Transference and countertransference in communication between doctor and patient. Adv Psychiat Treat. 2000; 6:57–64.         [ Links ]

35. Serra C. Fim do Hospital do Desterro daqui a duas semanas. Ministro ignora fecho. Correio da Manhã. 9 de Fevereiro 2006.         [ Links ]

36. PÚBLICO. Contra encerramentos: sindicalistas protestam em frente ao Ministério da Saúde. Público. 24 de Maio 2006.         [ Links ]

37. TSF. Vinte mil assinaturas contra encerramento de hospital [Internet]. Lisboa: 12 Mar. 2006 [consultado 10 Out 2009]. Disponível em: tsf.sapo.pt/paginainicial/interior.aspx?content_id=876940.

38. Beate J, Skorpen J, Matterud K. What did the doctor say – what did the patient hear? Operational knowledge in clinical communication. Fam Pract. 1997; 14:382–6.         [ Links ]

39. Oliver S. Living with failing lungs: the doctor–patient relationship. Fam Pract. 2001; 18:430–9.         [ Links ]

40. Koszegi B, Berkeley UC. Emotional agency: the case of the doctor–patient relationship [Internet]. Berkeley: UC Berkeley; 2004 [consultado 22 Mar 2010]. Disponível em: elsa.berkeley.edu/∼botonfd/doctors.pdf.         [ Links ]

41. Bell RA, Kravitz RL, Thom D, Krupat E, Azari R. Unmet expectations for care and the patient–physician relationship. J Gen Intern Med. 2002; 17:817–24.         [ Links ]

42. Ferreira P, Afonso PB, Raposo V, Godinho P. Satisfação dos portugueses com os cuidados de saúde privados. Lisboa: Instituto do Consumidor; 2004.         [ Links ]

43. Emany S, Samitt C, Yood R, Dugan E. Patient loyalty trust and satisfaction: data and observations from a medical group practice. Annual Academy Health Research Meeting. Boston, 26–28 June 2005. 2005. Abstracts. Boston, MA: Academy Health.         [ Links ]

Conflito de interesses

Recebido em 7 de Janeiro de 2011

Aceite em 24 de Outubro de 2011