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. 2020 Nov 27;54:137. doi: 10.11606/s1518-8787.2020054002451
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Older adults with dementia: knowledge and attitudes of physicians in health units

Ana Beatriz Quintes Steiner I,✉, Alessandro Ferrari Jacinto II, Vanessa de Albuquerque Citero III
PMCID: PMC7703527  PMID: 33331529

ABSTRACT

OBJECTIVE:

To describe the knowledge and attitudes of general practitioners of the basic health network of the city of São Paulo in relation to patients with dementia and identify patterns of attitudes.

METHODS:

A total of 10% of the basic health units in the city of São Paulo (n = 45) were randomly distributed into six regional health coordination centers. Up to two general practitioners were interviewed in each unit, with a total of 81 physicians interviewed. They answered the translated and cross-culturally adapted version for Brazil of two British questionnaires, the knowledge quiz (knowledge about dementias) and the attitude quiz (attitude towards the patient afflicted with dementia), as well as a sociodemographic and occupational questionnaire to understand the profile of general practitioners working in primary care. Descriptive data analysis, factor analysis of the main components of the attitude quiz and study of association between attitudes and knowledge were performed, in addition to the multiple linear regression test to determine the relationship between occupational profile and knowledge about attitude patterns in dementia.

RESULTS:

The physicians interviewed had a median of five-year graduation time; 35.8% worked exclusively with primary care, and less than 40% had completed, or were attending, medical residency or specialization. Physicians showed a lower knowledge about the diagnosis of dementia than about the epidemiology of the disease and its therapeutic management. Their attitudes towards patients afflicted with dementia resulted in four factors: proactive optimism, delegated optimism, implicit dismay, and explicit dismay. The regression study showed that the attitude of explicit dismay decreases the longer the weekly working hours of the physician in the units, and that the delegated optimistic attitude of the physician decreases in the same situation.

CONCLUSION:

Investment in training is essential to improve physicians' performance in the field of dementia in primary care.

DESCRIPTORS: Physicians, Primary Care; Health Knowledge, Attitudes, Practice; Patients; Aged; Dementia

INTRODUCTION

Dementia has an important impact on individuals, on their family, on public health, on society and on the economy 1,2 . Early identification of individuals at the beginning of dementia may be a way to intervene in the progression of the disease, and general practitioners of basic health units (BHU) should be prepared for this reality.

The term “general practitioner” in Brazil is often used indistinctly. According to Cremesp (2010) 3 , the term should only be addressed to physicians graduated from the medical school who did not attend medical residency or specialization recognized by the Brazilian Medical Association.

To analyze the attitudes of general practitioners towards patients afflicted with dementia is important to obtain information about the treatment these patients receive in primary care. To do so, it is necessary to understand the level of knowledge of physicians about the subject and what factors influence their attitudes. The aim of this study is to assess the relationship between patterns of attitudes of general practitioners towards older patients with dementia and their level of knowledge.

METHODS

This study was approved by the Ethics Committee of the Escola Paulista de Medicina (no. 1,113,179) and by the Ethics Committee of the Municipal Secretariat of the City of São Paulo (no. 1,076,944).

A descriptive cross-sectional study was conducted. Data collection occurred in 2017, when the city of São Paulo had 451 BHU, distributed into six regional health coordination centers (2019) 4 (North = 88, South = 121, Downtown = 9, West = 29, East = 112, and Southeast = 92).

We estimate that each BHU has two general practitioners. Thus, for data collection, 10% of the BHU in the city of São Paulo (N = 45) were randomly selected, composing a random sample, and 10% of the BHU in the city of São Paulo (N = 45), distributed proportionally into the six regions of the city (North = 9, South = 12, Downtown = 1, West = 3, East = 11 and Southeast = 9). Two physicians were interviewed, when possible, by BHU, totaling an estimated sample of 90 physicians. In case the BHU drawn had only one physician, another BHU from the same region was randomly drawn to complete the sampling. Thus, 48 BHU ( Figure 1 ) were approached, and 81 physicians agreed to participate in the study. The inclusion criterion of the physician was to work in the BHU as a generalist, regardless of training, without additional exclusion criteria.

Figure. Flowchart for data collection.

Figure

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Once the units were drawn, the interviewer contacted the health coordination centers of each region. With the permission and release of the survey by the coordinators, the managers of each BHU were contacted by phone or e-mail. Initially, the interviews for the application of the questionnaires were scheduled according to the best day and time for the unit. The interviewer went personally to 34 BHU. At the time of the visits, the two physicians from each unit, after completing the free and informed consent form, answered the questionnaires by themselves. In the remaining units (14), at the request of the BHU managers, the survey was sent by e-mail. Once answered, the surveys were sent back to the researcher. No differences were observed in the quality of the completion of the questionnaires between those who were handed out personally and those delivered by e-mail.

The translated and cross-culturally adapted version of two questionnaires was applied, one about the physician's knowledge of dementia and the other about his attitude towards these patients 1,5 , as well as the sociodemographic and professional questionnaire of the physician, developed for this study.

  • Knowledge quiz: translated and cross-culturally adapted for Brazil about general practitioner's knowledge about cognitive alterations 5 . There are 14 multiple choice tests, with five possible alternatives, being one of the alternatives “I do not know,” with only one correct answer. The questionnaire is divided into three domains, which cover knowledge related to epidemiological factors (4 questions), diagnosis (7) and management of patients with dementia (3). The questionnaire has been applied to UK general practitioners for some time 1 .

  • Attitude quiz: translated and cross-culturally adapted to Brazil about attitude towards the patients afflicted with dementia 5 . The factor analysis of the instrument in English was coincident with that of the document in Portuguese. There are ten statements related to attitudes and opinions of general practitioners regarding the management and prognosis of dementias. Using a five-point Likert scale, which ranges from “strongly agree” to “strongly disagree,” general practitioners describe how they deal with the care of patients with dementia. In the British version 1 , the ten statements compose two attitude factors, one more positive and the other more negative, in the management of the doctor with older adults who have the disease. The analysis of this instrument implied the conversion of the score of each item to the variation from 0 to 100, and considered the reversal of the responses of statements 6, 7, 8, 9 and 10.

  • Sociodemographic and occupational questionnaire of the physician: information such as age of the physician, time of training, workload in primary care, having performed medical residency/specialization and having participated in courses on cognitive alterations are important for the description of the sample.

At first, the data were analyzed descriptively. For categorical variables, absolute and relative frequencies were presented, and for numerical variables, summary measures (mean, quartiles, minimum, maximum and standard deviation).

The existence of associations between two categorical variables was verified using the chi-square test, or alternatively, in cases of small samples, Fisher's exact test. If there were differences in distribution, the standardized adjusted residual was used to identify local differences — quads with absolute values above 1.96 show (local) associations between the categories related to these quads.

The linear association between two numerical variables was assessed via Pearson's (rP) or Spearman's (rS) correlation.

Student's t-test and variance analysis (ANOVA) were used to compare the means between two and three groups, respectively. Both present as assumptions the normality in the distribution of the data and homoscedasticity, which were verified by the Kolmogorov-Smirnov test and the Levene's test, respectively. In case of violation of the homoscedasticity assumption, the degrees of freedom of statistics were corrected using the Brown-Forsythe correction. In case of violation of the assumption of normality in ANOVA, the kruskal-wallis nonparametric test was used alternatively. The mean knowledge scores were compared by Friedman nonparametric test. With differences in means in ANOVA, the distinct groups were identified by Duncan's test to maintain the overall level of significance. For the Kruskal-Wallis test or Friedman test, Dunn-Bonferroni multiple comparisons were used.

To assess the dimensionality of the attitude scale composed of ten items, exploratory factor analysis (EFA) was performed by using principal components and varimax orthogonal rotation. The criterion for selecting the number of factors was eigenvalues above 1. The adequacy coefficient of the Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) sample and the Bartlett scouting test were presented, which assesses the overall significance of all correlations between the scale items considered. Then, Cronbach's alpha coefficients were estimated to assess the internal consistency of the items that comprised each factor.

To assess the effects of the training and professional characteristics of physicians, as well as knowledge and attitude scores, the multiple linear regression model was used, which also presents normality in the data as one of the assumptions. Initially, all significant explanatory variables to 20% in the univariate analysis were included in the model. Then the variables not significant to 5% were excluded one by one, in order of significance (backward method).

We adopted the significance level of 5% for all statistical tests. The analyses were performed using the statistical package SPSS 20.0.

RESULTS

We found that 54.3% of the physicians were men, from Greater São Paulo, 35.8% worked exclusively in the city of São Paulo, in primary care, and 98.8% worked as general practitioners in the BHU. Additionally, 54.3% reported having acquired, during medical school, a good basis for cognitive alterations (dementia) in older adults, and 18.5%, at some point in their lives, had specific courses on the disease. In addition, 25.9% have already undergone medical residency or equivalent specialization, and 19.8% had a strict sense graduation.

On average, physicians had 10 years of medical school (SD = 11.8 years), and a minimum time of 1 year and maximum of 45 years was observed. Regarding the workload in the BHU, the physicians worked, on average, 31.7 hours (SD = 12.3 hours).

The average knowledge per domain was not similar to each other(p < 0.001). On the other hand, the means of epidemiological knowledge and management were similar, and both higher than those of diagnosis.

We found differences in the means of the knowledge score only by taking, at some time in life, courses on cognitive alteration in older adults (p < 0.001); that is, those who took courses had a higher average of total knowledge than those who did not take a course. This effect was maintained when only knowledge in relation to epidemiology was assessed (p = 0.027), but not when knowledge regarding diagnosis was assessed.

A positive correlation was observed between the workload performed at the BHU and the total knowledge score (rS = 0.244, p = 0.028) and diagnosis (rS = 0.295, p = 0.007). There was also a weak positive correlation between time of graduation and management score (rS = 0.237, p = 0.033). The correlation between the percentage of older people seen in the health unit and the knowledge score of the diagnosis was negative (rS = −0.319, p = 0.021).

Exploratory factor analysis was performed to assess the dimensionality of the attitude scale suggested by the data ( Table 1 ). Four factors were obtained, which together explain 63.2% of the total variability of the ten items. The results of factor analysis can be interpreted by “factor loadings,” indicating the items that make up each factor. When observing the set of item by factor, the following qualities were highlighted:

Table 1. Factor loadings, eigenvalues, percentage of explained variance and Cronbach's alpha coefficient of the four factors of the scale.

Items Attitudes Communalities *
FACTOR 1 Proactive Optimism FACTOR 2 Delegating optimism FACTOR 3 Implicit dismay FACTOR 4 Explicit dismay
3. Much can be done to improve the quality of life of people with dementia 0.756 0.123 −0.100 −0.190 0.632
1. Much can be done to improve the quality of life of caregivers of people with dementia 0.718 −0.039 −0.375 0.154 0.682
4. Providing diagnosis is usually more useful than harmful 0.701 0.091 0.228 −0.004 0.552
5. Dementia is better diagnosed in specialized services 0.218 0.717 −0.285 −0.025 0.643
10. The primary care team plays a very limited role in the care of people with dementia 0.058 0.684 0.181 0.076 0.509
7. It is better to talk to the patient using euphemisms −0.146 0.604 0.410 0.129 0.572
9. It is not worth referring families to specialized services when they do not want to use them −0.164 0.207 0.732 0.100 0.616
2. Families prefer to be informed about their relatives' dementia as soon as possible 0.499 −0.147 0.647 −0.081 0.696
6. Patients with dementia may deplete resources with little positive results 0.144 −0.054 0.060 0.892 0.823
8. Treating dementia is often more frustrating than rewarding −0.293 0.250 −0.001 0.671 0.599
Eigenvalues 2.03 1.50 1.44 1.35
Percentage (%) of the total variance explained 20.34 15.01 14.43 13.46
Cumulative percentage (%) of the total variance explained 20.34 35.35 49.78 63.24
Cronbach's Alpha 0.629 0.468 0.255 0.470
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KMO = 0.534; Bartlett's test for sphericity (45) = 119.47 (p < 0.001).

*

Factor analysis allows the decomposition of the variance of each item into two parts: common part and specific part. The part of the common variance – due to common factors – is called communality. Values below 0.50 indicate that the corresponding items are underrepresented in factor analysis.

  • Factor 1 – proactive optimistic attitude: high values of this indicator show the perception of physicians that they can contribute to improving the quality of care for older adults with dementia and that they are willing to give this care;

  • Factor 2 – optimistic delegating attitude: high values of this indicator show that physicians have the perception that the management of older adults with dementia can be done with optimism, but they are not responsible for it and delegate to other instances;

  • Factor 3 – attitude of implicit dismay: high values of this indicator show that physicians do not perceive themselves as pessimistic in the care of older adults, but deposit in the family the difficulty in seeing a future in the management of older adults with dementia, as if they were dismayed by proxy;

  • Factor 4 – attitude of explicit dismay: high values of this indicator show that physicians have a clear perception that any management of them with older adults with dementia will be unsuccessful.

For all factors, internal consistencies were unacceptable according to Cronbach's alpha coefficients, except for the proactive a optimistic attitude factor, which proved to be adequate (Cronbach's alpha = 0.629). The scores of each factor were generated as the sum of the values assigned to each item in the reversed form and re-staggered in such a way so they varied from 0 to 100.

No differences were found in the means of the proactive optimistic attitude score, the optimistic delegating attitude and the attitude of explicit dismay in relation to sociodemographic and professional characteristics. However, regarding the attitude of implicit dismay, there were differences in the means of the score of “have a good basis on cognitive alterations in older adults during medical school” (p = 0.010). Thus, those who indicated having received a good basis on the disease in medical school presented a mean attitude score of implicit dismay higher than those who mentioned not having had a good basis.

A negative correlation was found between workload and proactive optimistic attitude score (rP = −0.375, p = 0.001) and explicit dismay (rP = −0.331, p = 0.003). On the other hand, the correlation between the percentage of older people seen at the BHU and the implicit dismay attitude score was positive (rP = 0.277, p = 0.046), but no correlation was found between these data and the optimistic delegating attitude.

Negative correlations were found between optimistic delegating attitude and total knowledge (rS = −0.225, p = 0.044) and diagnosis (rS = −0.305, p = 0.006) score. Additionally, positive correlations were found between attitude of implicit dismay and total knowledge (rS = 0.257, p= 0.021), epidemiological (rS = 0.224, p = 0.044) and management (rS = 0.341, p = 0.002) score.

To assess the effects of the professional characteristics of physicians, as well as knowledge and attitude scores, multiple linear regression models were adjusted for the scores of optimistic delegating attitude ( Table 2 ) and explicit dismay ( Table 3 ). Models were not adjusted for proactive optimistic attitude, because it was not associated with any of the characteristics of physicians and knowledge scores. Regarding the attitude of implicit dismay, models were not adjusted due to low internal consistency (α = 0.255).

Table 2. Multiple linear regression model for optimistic delegating attitude.

Initial model Final model
Coefficient (95%CI) p Coefficient (95%CI) p
Knowledge score
Epidemiological −0.04 (−0.19 – 0.12) 0.628 – –
Diagnosis −0.24 (−0.50 – 0.02) 0.075 −0.25 (−0.49 – −0.02) 0.037
Treatment 0.03 (−0.10 – 0.15) 0.665 – –
Workload (hours/week) −0.51 (−0.87 – −0.16) 0.005 −0.53 (−0.86 – −0.21) 0.002
Attended residency/specialization (ref. = no)
Completed −9.37 (−18.75 – 0.01) 0.050 −9.52 (−18.24 – −0.81) 0.033
Studying 1.18 (−11.38 – 13.74) 0.852 – –
Took, at some time in life, courses on cognitive alteration in older adults −3.20 (−13.96 – 7.56) 0.555 – –
Constant 76.34 (60.44 – 92.24) < 0.001 76.69 (63.78 – 89.6) < 0.001
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Table 3. Results of multiple linear regression model for explicit dismay attitude.

Initial model Final model
Coefficient (95%CI) p Coefficient (95%CI) p
Knowledge score
Epidemiological −0.08 (−0.23 – 0.07) 0.315 – –
Diagnosis 0.25 (−0.01 – 0.50) 0.058 – –
Treatment 0.04 (−0.09 – 0.16) 0.571 – –
Workload (hours/week) −0.48 (−0.8 – −0.15) 0.005 −0.49 (−0.80 – −0.18) 0.003
Good basis on cognitive alterations in older adults during medical school (ref. = Did not have)
Yes, I had −6.64 (−15.2 – 1.92) 0.126 – –
I cannot remember −13.88 (−29.6 – 1.84) 0.083 – –
Took, at some time in life, courses on cognitive alteration in older adults −7.31 (−18.12 – 3.49) 0.182 – –
Constant 56.47 (42.31 – 70.63) < 0.001 58.32 (47.68 – 68.97) < 0.001
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For the optimistic delegating attitude score ( Table 2 ), the predictor variables considered were “ever performing courses on cognitive alteration in older adults,” “having medical residency or equivalent specialization” and “workload” (significant at 20%), in addition to the scores of the three subscales of knowledge. The scores of diagnostic knowledge (p = 0.037), workload (p = 0.002) and having completed residency/specialization (p = 0.033) remained significant in the final model. Thus, the higher the score of diagnostic knowledge or workload, the lower the physician's optimistic delegating attitude score (0.25 points and 0.53 points less, respectively, each increase of 1 point in the diagnostic knowledge score and 1 more hour of work). In addition, physicians with residency or completed specialization have 9.5 points less, on average, in the score of optimistic delegating attitude.

For the attitude of explicit dismay score ( Table 3 ), taking courses on cognitive impairment in older adults, having received a good basis of cognitive alterations in older adults during medical school and workload (significant to 20%) were considered as predictor variables, in addition to knowledge scores. Only workload (p = 0.003) remained significant in the final model. Thus, with each 1-hour increase in the weekly working day, there was a reduction of 0.5 points in the attitude of explicit dismay score.

DISCUSSION

The knowledge quiz and the attitude quiz, initially created for the evaluation of general practitioners working in the United Kingdom 1 , and already cross-culturally adapted for Brazil 5 , proved to be extremely useful for the assessment of Brazilian general practitioners working in basic health units. Half of the physicians interviewed had five years of education, which shows the high turnover of this group in primary care; only one third worked exclusively in primary care, and most did not have and did not attend any specialization or medical residency. When assessing the level of knowledge, all indexes were low, and the worst of them was the diagnosis level, which reached a correction level of 39.5%. Turner's original study 1 , conducted in Scotland with general practitioners in 2004, showed diagnostic correct rates of 74%. A study conducted with physicians attending residency in a university in São Paulo 6 , with the application of the same instruments, showed a diagnostic correct rate of 58.7%.

The variables related to having taken courses during medical school, or at some time in life as a professional update, and having attending medical residency or equivalent proved to be very important in the relationship with knowledge about dementia for professional practice. The study showed that obtaining more knowledge by the general practitioner – for example, taking courses on cognitive alterations – positively impacted their knowledge compared with professional who had never been updated on the subject. The workload was also an impact factor, and the longer graduation time may have meant greater experience.

The four patterns of attitudes identified show a spectrum that varies from a frankly optimistic and proactive posture towards the patient to a frankly pessimistic posture, which does not acknowledge benefits in the diagnosis and treatment of patients with dementia. The graduation time and having attended medical residency or specialization are factors that contributed to a more optimistic attitude of the doctor towards patients with dementia. The level of knowledge of the physician was often positively correlated with more favorable and receptive attitudes in the care of these patients.

The attitude profile of Brazilian general practitioners is different from that of British professionals 1 , possibly due to marked cultural differences. Some examples: in Britain, physicians agree almost 100% with the statement that much can be done for the quality of life of patients with dementia and their healthcare, while in this study some doctors still have doubts about it. Another aspect is the role of primary care and specialized services in the diagnosis of dementia – while in this study 56% of physicians considered that the diagnosis should be made in a specialized service, in the United Kingdom, this rate was 33%, showing that the generalists there, back in 2004, already saw greater possibilities for primary care to take in these services than the doctors in São Paulo. Due to these differences, it was not unexpected that the factor analysis of attitudes obtained from the perceptions of physicians in São Paulo was substantially different from that of British physicians. Conceptually, the analyses look similar. There is a profile of more optimistic (in Turner's study 1 , classified as a “heartfelt” factor, and in this study, factors of proactive optimism and delegating optimism) and pessimistic attitudes (“heartsink,” for Turner 1 , and implicit and explicit dismay factors in São Paulo), but in practice the items were not distributed accordingly. Of the four items that make up the “heartsink” factor, in this study an item is in the proactive optimism factor (“the primary care team has a very limited role in the care of people with dementia”), and of the three items of the “heartfelt” factor, in this study an item is in the implicit dismay factor (“families prefer to be informed about their relative's dementia as soon as possible”).

The factor that showed the highest reliability is the attitude of proactive optimism, despite the low variability with the data studied. Regarding the optimistic delegating attitude factor, we perceived that, although it is still positive, it is an attitude of the physician to take no responsibility for the management of the problems presented. This attitude was less used by physicians who spent more time working in the BHU during the week, they knew how to identify the diagnosis of dementia and had attended residency or equivalent degree.

The attitude of implicit dismay proved to be a weak factor from the point of view of factor analysis, because reliability was very low. Finally, the pattern of attitude of explicit dismay showed that working time in the BHU was, again, the variable of greater interference on attitude, that is, the less time to work in the BHU had the doctors, the greater the chance of them having a pessimistic attitude, of not recognizing the importance of the diagnosis of dementia in older adults.

The association between greater experience of the general practitioner and increase in positive attitudes, verified by Turner 1 and Ólafsdóttir 7 , was also observed in our study, in which there was an association between medical residency/specialization and more positive attitudes, as a lower delegation of care of patients with dementia to other services. In the study by Jacinto 6 , there was no association between experience and positive attitudes, since undergraduates showed more positive attitudes than resident physicians in the early stages.

In this study, variables such as course on cognitive alterations, longer graduation time, having attended medical residency or specialization positively impacted the better performance of general practitioners on the scale of knowledge and attitudes.

To improve the care of patients with dementia in primary care in the city of São Paulo, it is necessary to invest in a medical training that includes the performance of medical residency or specialization, as well as courses on cognitive alterations. General practitioners who have good knowledge about dementia associated with optimistic attitudes are expected to have the greatest success in the recognition, diagnosis and management of these patients.

One of the limitations of this study was the small number of the sample. Another factor is the difficulty of comparing the results with other studies from abroad, since the culture, the medical training and the definition of general practitioner are quite different 8–10 .

Funding Statement

Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq – Productivity scholarship – Process 133229/2016-5).

Footnotes

a

The alpha coefficient typically ranges from 0 to 1. However, in reality, there is no lower limit for this coefficient. The closer to 1, the greater the consistency between items on a scale or subscale. George and Mallery (George D, Mallery P. 2003, SPSS for Windows step by step: A simple guide and reference, 11.0 update – 4th. Ed. Boston: Allyn & Bacon) provide some rules: 0.9 — excellent; from 0.8 to 0.9 inclusive — good; from 0.7 to 0.8 inclusive — acceptable; from 0.5 to 0.7 inclusive – poor; and below 0.5 – unacceptable.

Funding:

Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq – Productivity scholarship – Process 133229/2016-5).

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Rev Saude Publica. 2020 Nov 27;54:137. [Article in Portuguese]

Idosos com demência: conhecimentos e atitudes dos médicos nas unidades de saúde

Ana Beatriz Quintes Steiner I,✉, Alessandro Ferrari Jacinto II, Vanessa de Albuquerque Citero III

RESUMO

OBJETIVO:

Descrever os conhecimentos e atitudes dos médicos generalistas da rede básica de saúde da cidade de São Paulo em relação a pacientes com demência e identificar padrões de atitudes.

MÉTODOS:

Foram sorteadas aleatoriamente 10% das unidades básicas de saúde da cidade de São Paulo (n = 45), distribuídas proporcionalmente em seis coordenadorias regionais de saúde. Foram entrevistados até dois médicos generalistas em cada unidade, obtendo-se ao todo 81 médicos entrevistados. Eles responderam à versão traduzida e adaptada transculturalmente para o Brasil de dois questionários britânicos, o knowledge quiz (conhecimentos sobre demências) e o attitude quiz (atitudes frente ao paciente dementado), além de um questionário sociodemográfico e ocupacional para o entendimento do perfil dos médicos generalistas que atuam na atenção primária. Realizaram-se análise descritiva dos dados, análise fatorial dos principais componentes do attitude quiz e estudo de associação entre atitudes e conhecimentos, além do teste de regressão linear múltipla para determinar a relação entre o perfil ocupacional e de conhecimento em demência sobre os padrões de atitudes.

RESULTADOS:

Os médicos entrevistados tinham mediana de tempo de formado de cinco anos; 35,8% trabalhavam exclusivamente com atenção primária, e menos de 40% tinham concluído, ou estavam cursando, residência médica ou especialização. Os médicos mostraram um conhecimento menor sobre diagnóstico de demência do que sobre a epidemiologia da doença e seu manejo terapêutico. Suas atitudes em relação a pacientes dementados resultaram em quatro fatores: otimismo proativo, otimismo delegador, desalento implícito e desalento explícito. O estudo de regressão mostrou que a atitude de desalento explícito diminui quanto maior for a jornada de trabalho semanal do médico nas unidades, e que a atitude otimista delegadora do médico diminui na mesma situação.

CONCLUSÕES:

O investimento em capacitação é fundamental para melhorar o desempenho do médico no campo da demência na atenção primária.

DESCRITORES: Médicos de Atenção Primária; Conhecimentos, Atitudes e Prática em Saúde; Pacientes; Idoso; Demência

INTRODUÇÃO

Quadros demenciais têm importante impacto no indivíduo portador, em sua família, na saúde pública, na sociedade e na economia 1,2 . Identificar precocemente indivíduos no início do quadro demencial pode ser uma maneira de intervir na progressão da doença, e médicos generalistas de unidades básicas de saúde (UBS) devem estar preparados para esta realidade.

O termo “médico generalista” no Brasil é muitas vezes utilizado de forma indistinta. Segundo o Cremesp (2010) 3 , o termo deve ser apenas dirigido a médicos egressos da faculdade de medicina que não fizeram residência médica ou especialização reconhecida pela Associação Médica Brasileira.

Analisar as atitudes de médicos generalistas frente a pacientes dementados é importante para obter informações sobre o cuidado que esses pacientes recebem na atenção primária. Para isso, deve-se compreender o nível de conhecimento dos médicos sobre o tema e que fatores influenciam suas atitudes. O objetivo deste estudo é avaliar a relação entre padrões de atitudes de médicos generalistas frente ao paciente idoso com demência e seu nível de conhecimento.

MÉTODOS

Este estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética da Escola Paulista de Medicina (nº 1.113.179) e pelo Comitê de Ética da Secretaria Municipal da Prefeitura de São Paulo (nº 1.076.944).

Foi realizado estudo transversal descritivo. A coleta de dados ocorreu em 2017, quando a cidade de São Paulo possuía 451 UBS, distribuídas em seis coordenadorias regionais de saúde (2019) 4 (Norte = 88, Sul = 121, Centro = 9, Oeste = 29, Leste = 112 e Sudeste = 92).

Estima-se que cada UBS tenha dois médicos generalistas. Dessa forma, para a coleta de dados, foram sorteadas aleatoriamente, compondo uma amostra randômica, 10% das UBS da cidade de São Paulo (N = 45), distribuídas proporcionalmente nas seis regiões da cidade (Norte = 9, Sul = 12, Centro = 1, Oeste = 3, Leste = 11 e Sudeste = 9). Foram entrevistados, quando possível, dois médicos por UBS, totalizando uma amostra estimada de 90 médicos. No caso da UBS sorteada ter apenas um médico, foi sorteado mais uma UBS da mesma região para completar a amostragem. Dessa forma, foram abordadas 48 UBS ( Figura 1 ), e 81 médicos concordaram em participar da pesquisa. O critério de inclusão do médico foi trabalhar nas UBS como generalista, independentemente da formação, sem critérios de exclusão adicionais.

Figura. Organograma da coleta de dados.

Figura

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Uma vez sorteadas as unidades, o entrevistador entrou em contato com as coordenadorias de saúde de cada região. Com a permissão e a liberação da pesquisa pelos coordenadores, os gerentes de cada UBS foram contatados por telefone ou e-mail . Inicialmente, as entrevistas para aplicação dos questionários foram agendadas de acordo com o melhor dia e horário para a unidade. O entrevistador foi pessoalmente a 34 UBS. Na ocasião das visitas, os dois médicos de cada unidade, após preenchimento do termo de consentimento livre e esclarecido, responderam sozinhos os questionários. Nas unidades restantes (14), por solicitação dos gerentes das UBS, a pesquisa foi enviada por e-mail . Respondidas, as pesquisas foram reenviadas ao pesquisador. Não foram observadas diferenças na qualidade do preenchimento dos questionários entre os que foram realizados pessoalmente e os que foram entregues por e-mail .

Foi aplicada a versão traduzida e adaptada transculturalmente de dois questionários, um sobre o conhecimento do médico a respeito da demência e outro sobre sua atitude em relação a esses pacientes 1,5 , além do questionário sociodemográfico e profissional do médico, desenvolvido para esta pesquisa.

  • Questionário de conhecimentos ( knowledge quiz ): traduzido e adaptado transculturalmente para o Brasil sobre conhecimentos do médico generalista a respeito de alterações cognitivas 5 . São 14 testes de múltipla escolha, com cinco alternativas possíveis, sendo uma das alternativas “eu não sei”, com apenas uma resposta correta. O questionário é dividido em três domínios, que abrangem conhecimentos relacionados a fatores epidemiológicos (4 questões), de diagnóstico (7) e de manejo de pacientes com demência (3). O questionário já vem sendo aplicado em médicos generalistas do Reino Unido há algum tempo 1 .

  • Questionário de atitudes frente ao idoso com demência ( attitude quiz ): traduzido e adaptado transculturalmente para o Brasil sobre atitudes frente ao paciente dementado 5 . A análise fatorial do instrumento em inglês foi coincidente com o a do documento em português. São dez afirmações relacionadas a atitudes e opiniões de médicos generalistas frente ao manejo e prognóstico de demências. Utilizando uma escala Likert de cinco pontos, que variam entre “concordo plenamente” e “discordo plenamente”, os médicos generalistas descrevem como lidam com o atendimento de pacientes dementados. Na versão britânica 1 , as dez afirmações compõem dois fatores de atitudes, uma mais positiva e outra mais negativa, no manejo do médico com o idoso que tem a doença. A análise deste instrumento implicou a conversão do escore de cada item para a variação de 0 a 100, e considerou a reversão das respostas das afirmações 6, 7, 8, 9 e 10.

  • Questionário sociodemográfico e ocupacional do médico: informações como idade do médico, tempo de formação, carga horária na atenção básica, ter realizado residência médica/especialização e ter participado alguma vez de cursos sobre alterações cognitivas são importantes para a descrição da amostra.

De início, os dados foram analisados descritivamente. Para as variáveis categóricas, foram apresentadas frequências absolutas e relativas, e para as variáveis numéricas, medidas-resumo (média, quartis, mínimo, máximo e desvio-padrão).

A existência de associações entre duas variáveis categóricas foi verificada utilizando-se o teste de qui-quadrado, ou alternativamente, em casos de amostras pequenas, o teste exato de Fisher. Havendo diferenças na distribuição, utilizou-se o resíduo ajustado padronizado para identificar as diferenças locais – caselas com valores absolutos acima de 1,96 evidenciam associações (locais) entre as categorias relativas a essas caselas.

A associação linear entre duas variáveis numéricas foi avaliada via correlação de Pearson (rP) ou Spearman (rS).

Foi utilizado o teste t de Student e a análise de variância (Anova) para comparar as médias entre dois e três grupos, respectivamente. Ambos apresentam como pressupostos a normalidade na distribuição dos dados e a homocedasticidade, as quais foram verificadas pelo teste de Kolmogorov-Smirnov e pelo teste de Levene, respectivamente. Em caso de violação da suposição de homocedasticidade, os graus de liberdade da estatística foram corrigidos utilizando-se a correção de Brown-Forsythe. Em caso de violação da suposição de normalidade na Anova, empregou-se alternativamente o teste não paramétrico de Kruskal-Wallis. As médias dos escores de conhecimento foram comparadas pelo teste não paramétrico de Friedman. Havendo diferenças de médias na Anova, os grupos distintos foram identificados pelo teste de Duncan, para se manter o nível global de significância. Já para o teste de Kruskal-Wallis ou teste de Friedman, foram empregadas as comparações múltiplas Dunn-Bonferroni.

Para avaliar a dimensionalidade da escala de atitude composta por dez itens, realizou-se análise fatorial exploratória (AFE) pelo método por componentes principais e rotação ortogonal Varimax. O critério para a seleção do número de fatores foi de autovalores acima do valor 1. Foram apresentados o coeficiente de adequação da amostra de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e o teste de esfericidade Bartlett, que avalia a significância global de todas as correlações entre os itens da escala considerados. Em seguida, foram calculados os coeficientes alfa de Cronbach, para avaliar a consistência interna dos itens que compunham cada fator.

Para avaliar os efeitos das características de formação e profissional dos médicos, bem como dos escores de conhecimento e de atitudes, empregou-se o modelo de regressão linear múltipla, o qual também apresenta como um dos pressupostos a normalidade nos dados. Inicialmente, foram incluídas no modelo todas as variáveis explicativas significantes a 20% na análise univariada. Em seguida, as variáveis não significantes a 5% foram excluídas uma a uma, por ordem de significância (método backward ).

Para todos os testes estatísticos, foi adotado um nível de significância de 5%. As análises foram realizadas utilizando-se o pacote estatístico SPSS 20.0.

RESULTADOS

Verificou-se que 54,3% dos médicos eram do sexo masculino, procedentes da Grande São Paulo, 35,8% trabalhavam exclusivamente na prefeitura de SP, em atenção básica, e 98,8% trabalhavam como clínicos gerais na UBS. Adicionalmente, 54,3% apontaram ter adquirido, durante a graduação, boa base sobre alterações cognitivas (demências) em idosos, e 18,5% realizaram, alguma vez na vida, cursos específicos sobre a doença. Além disso, 25,9% já realizaram residência médica ou especialização equivalente, e 19,8%, pós-graduação senso estrito.

Em média, os médicos possuíam 10 anos de formado (DP = 11,8 anos), sendo observado um tempo mínimo de 1 ano e máximo de 45 anos. Com relação à carga horária na UBS, os médicos trabalhavam, em média, 31,7 horas (DP = 12,3 horas).

As médias dos conhecimentos por domínios não foram similares entre si (p < 0,001). Já as médias de conhecimento epidemiológico e de manejo foram similares, e ambas superiores às de diagnóstico.

Encontraram-se diferenças de médias do escore de conhecimento apenas por realização, alguma vez na vida, de cursos sobre alteração cognitiva em idosos (p < 0,001); isto é, aqueles que realizaram cursos apresentaram média de conhecimento total superior à daqueles que não fizeram curso. Este efeito se manteve quando foi avaliado apenas o conhecimento em relação à epidemiologia (p = 0,027), mas não quando foi avaliado o conhecimento em relação ao diagnóstico.

Observou-se correlação positiva entre carga horária realizada na UBS e escore total de conhecimento (rS= 0,244, p = 0,028) e de diagnóstico (rS= 0,295, p = 0,007). Notou-se também fraca correlação positiva entre tempo de formado e escore de manejo (rS= 0,237, p = 0,033). Já a correlação entre porcentagem de idosos atendidos na unidade de saúde e escore de conhecimento de diagnóstico mostrou-se negativa (rS= −0,319, p = 0,021).

Foi realizada análise fatorial exploratória para avaliar a dimensionalidade da escala de atitude sugerida pelos dados ( Tabela 1 ). Obtiveram-se quatro fatores, que, juntos, explicam 63,2% da variabilidade total dos dez itens. Os resultados da análise fatorial podem ser interpretados pelas “cargas fatoriais”, indicando os itens que compõem cada fator. Na observação do conjunto de item por fator, destacaram-se as seguintes qualidades:

Tabela 1. Cargas fatoriais, autovalores, porcentagem da variância explicada e coeficiente alfa de Cronbach dos quatro fatores da escala.

Itens Atitudes Comunalidades *
FATOR 1 Otimista proativo FATOR 2 Otimista delegador FATOR 3 Desalento implícito FATOR 4 Desalento explícito
3. Muito pode ser feito para melhorar a qualidade de vida de pessoas com demência 0,756 0,123 −0,100 −0,190 0,632
1. Muito pode ser feito para melhorar a qualidade de vida de cuidadores de pessoas com demência 0,718 −0,039 −0,375 0,154 0,682
4. Fornecer diagnóstico geralmente é mais útil do que prejudicial 0,701 0,091 0,228 −0,004 0,552
5. A demência é mais bem diagnosticada em serviços especializados 0,218 0,717 −0,285 −0,025 0,643
10. A equipe de atenção primária tem papel muito limitado no cuidado de pessoas com demência 0,058 0,684 0,181 0,076 0,509
7. É melhor conversar com o paciente utilizando eufemismos −0,146 0,604 0,410 0,129 0,572
9. Não vale a pena direcionar as famílias para serviços especializados quando elas não querem usá-los −0,164 0,207 0,732 0,100 0,616
2. As famílias preferem ser informadas sobre a demência de seu parente o mais rápido possível 0,499 −0,147 0,647 −0,081 0,696
6. Pacientes com demência podem esgotar recursos com resultado pouco positivo 0,144 −0,054 0,060 0,892 0,823
8. Tratar a demência costuma ser mais frustrante do que gratificante −0,293 0,250 −0,001 0,671 0,599
Autovalores 2,03 1,50 1,44 1,35
Porcentagem (%) da variância total explicada 20,34 15,01 14,43 13,46
Porcentagem acumulada (%) da variância total explicada 20,34 35,35 49,78 63,24
Alfa de Cronbach 0,629 0,468 0,255 0,470
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KMO = 0,534; Teste de esfericidade de Bartlett-Chi (45) = 119,47 (p < 0,001).

*

A análise fatorial permite a decomposição da variância de cada item em duas partes: parte comum e parte específica. A parcela da variância comum – devida a fatores comuns – é denominada comunalidade. Valores inferiores a 0,50 indicam que os itens correspondentes estão pouco representados na análise fatorial.

  • Fator 1 – atitude otimista proativa: valores altos deste indicador apontam a percepção de médicos de que podem contribuir para melhorar a qualidade do cuidado do idoso com demência e que eles estão dispostos a efetivar esse cuidado;

  • Fator 2 – atitude otimista delegadora: valores altos deste indicador apontam que os médicos têm a percepção de que o manejo do idoso com demência pode ser feita com otimismo, porém eles não se responsabilizam por isso e delegam a outras instâncias;

  • Fator 3 – atitude de desalento implícito: valores altos deste indicador apontam que os médicos não se percebem pessimistas no cuidado do idoso, mas depositam no familiar a dificuldade de ver futuro no manejo do idoso com demência, como se estivessem desalentados por procuração;

  • Fator 4 – atitude de desalento explícito: valores altos deste indicador apontam que os médicos têm a percepção clara de que será infrutífero qualquer manejo deles com o idoso com demência.

Verificaram-se, para todos os fatores, consistências internas inaceitáveis segundo os coeficientes alfa de Cronbach a , exceto para o fator de atitude otimista proativa, que se mostrou adequado (alfa de Cronbach = 0,629). Os escores de cada fator foram gerados como soma dos valores atribuídos a cada item na forma revertida e re-escalonados de tal modo que variassem de 0 a 100.

Não foram encontradas diferenças de médias do escore de atitude otimista proativa, de atitude otimista delegadora e de atitude de desalento explícito em relação a características sociodemográficas e profissionais. No entanto, quanto à atitude de desalento implícito, verificaram-se diferenças de médias do escore com “ter boa base sobre alterações cognitivas em idosos durante a graduação em medicina” (p = 0,010). Dessa forma, aqueles que apontaram ter recebido na graduação boa base sobre a doença apresentaram média de escore de atitude de desalento implícito superior à dos que citaram não ter tido boa base.

Observou-se correlação negativa entre carga horária e escore de atitude otimista proativa (rP= −0,375, p = 0,001) e de desalento explícito (rP= −0,331, p = 0,003). Já a correlação entre porcentagem de idosos atendidos na UBS e o escore de atitude de desalento implícito mostrou-se positiva (rP= 0,277, p = 0,046), mas não houve correlação deste dado com a atitude otimista delegadora.

Encontraram-se correlações negativas entre atitude otimista delegadora e escore de conhecimento total (rS= −0,225, p = 0,044) e de diagnóstico (rS= −0,305, p = 0,006). Adicionalmente, verificaram-se correlações positivas entre atitude de desalento implícito e escore de conhecimento total (rS= 0,257, p = 0,021), epidemiológico (rS= 0,224, p = 0,044) e de manejo (rS= 0,341, p = 0,002).

Para avaliar os efeitos das características profissionais dos médicos, bem como dos escores de conhecimento e de atitude, foram ajustados modelos de regressão linear múltipla para os escores de atitude otimista delegadora ( Tabela 2 ) e de desalento explícito ( Tabela 3 ). Não foram ajustados modelos para atitude de otimismo proativo, por não apresentar associação com nenhuma das características dos médicos e escores de conhecimento. Com relação à atitude de desalento implícito, não foram ajustados modelos devido à baixa consistência interna (α = 0,255).

Tabela 2. Modelo de regressão linear múltipla para atitude otimista delegadora.

Modelo inicial Modelo final
Coeficiente (IC95%) p Coeficiente (IC95%) p
Escore de conhecimento
Epidemiológico −0,04 (−0,19 – 0,12) 0,628 – –
Diagnóstico −0,24 (−0,50 – 0,02) 0,075 −0,25 (−0,49 – −0,02) 0,037
Tratamento 0,03 (−0,10 – 0,15) 0,665 – –
Carga horária (horas/semana) −0,51 (−0,87 – −0,16) 0,005 −0,53 (−0,86 – −0,21) 0,002
Fez residência/especialização (ref. = não)
Sim, concluído −9,37 (−18,75 – 0,01) 0,050 −9,52 (−18,24 – −0,81) 0,033
Está cursando 1,18 (−11,38 – 13,74) 0,852 – –
Realização, alguma vez na vida, de curso sobre alteração cognitiva em idosos −3,20 (−13,96 – 7,56) 0,555 – –
Constante 76,34 (60,44 – 92,24) < 0,001 76,69 (63,78 – 89,6) < 0,001
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Tabela 3. Resultados do modelo de regressão linear múltipla para atitude de desalento explícito.

Modelo inicial Modelo final
Coeficiente (IC95%) p Coeficiente (IC95%) p
Escore de conhecimento
Epidemiológico −0,08 (−0,23 – 0,07) 0,315 – –
Diagnóstico 0,25 (−0,01 – 0,50) 0,058 – –
Tratamento 0,04 (−0,09 – 0,16) 0,571 – –
Carga horária (horas/semana) −0,48 (−0,8 – −0,15) 0,005 −0,49 (−0,80 – −0,18) 0,003
Boa base sobre alterações cognitivas em idosos durante a sua graduação (ref. = Não teve)
Sim, teve −6,64 (−15,2 – 1,92) 0,126 – –
Não lembro −13,88 (−29,6 – 1,84) 0,083 – –
Realização, alguma vez na vida, de curso sobre alteração cognitiva em idosos −7,31 (−18,12 – 3,49) 0,182 – –
Constante 56,47 (42,31 – 70,63) < 0,001 58,32 (47,68 – 68,97) < 0,001
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Para o escore de atitude otimista delegadora ( Tabela 2 ), foram consideradas como variáveis preditoras “realização alguma vez na vida de cursos sobre alteração cognitiva em idosos”, “ter residência médica ou especialização equivalente” e “carga horária” (significantes a 20%), além dos escores das três subescalas de conhecimento. Permaneceram significantes no modelo final o escore de conhecimento de diagnóstico (p = 0,037), carga horária (p = 0,002) e ter residência/especialização concluída (p = 0,033). Dessa forma, quanto maior é o escore de conhecimento de diagnóstico ou carga horária de trabalho, menor é o escore de atitude otimista delegadora do médico (0,25 pontos e 0,53 pontos a menos, respectivamente, a cada aumento de 1 ponto no escore de conhecimento de diagnóstico e 1 hora a mais de trabalho). Além disso, médicos com residência ou especialização concluída têm 9,5 pontos a menos, em média, no escore de atitude otimista delegadora.

Para o escore de atitude de desalento explícito ( Tabela 3 ), foram consideradas como variáveis preditoras a realização, alguma vez na vida, de cursos sobre alteração cognitiva em idosos, ter recebido durante a graduação boa base sobre alterações cognitivas em idosos e carga horária (significante a 20%), além dos escores de conhecimento. Permaneceu significante no modelo final apenas a carga horária (p = 0,003). Dessa forma, a cada aumento de 1 hora na jornada de trabalho semanal, ocorreu redução de 0,5 pontos no escore de atitude de desalento explícito.

DISCUSSÃO

O knowledge quiz e o attitude quiz, criados inicialmente para avaliação de médicos generalistas atuantes no Reino Unido 1 , e já adaptados transculturalmente para uso no Brasil 5 , mostraram-se extremamente úteis para a avaliação de médicos generalistas brasileiros atuantes nas unidades básicas de saúde. Metade dos médicos entrevistados tinha cinco anos de formados, o que mostra a alta rotatividade deste grupo na atenção primária; apenas um terço trabalhava exclusivamente na atenção primária, e a maioria não tinha e não fazia nenhuma especialização ou residência médica. Ao avaliar o nível de conhecimento, todos os índices mostraram-se baixos, e o pior deles foi o de diagnóstico, que chegava ao nível de acerto de 39,5%. O estudo original de Turner 1 , realizado na Escócia com médicos generalistas em 2004, evidenciou índices de acerto de diagnóstico de 74%. Estudo realizado com médicos residentes de uma universidade em São Paulo 6 , com a aplicação dos mesmos instrumentos, mostrou porcentagem de acerto de diagnóstico de 58,7%.

As variáveis relacionadas a ter feito cursos durante a graduação, ou alguma vez na vida como atualização profissional, e ter feito residência médica ou equivalente mostraram-se muito importantes na relação com o conhecimento sobre demência para a prática profissional. O estudo mostrou que a obtenção de mais conhecimento pelo médico generalista – por exemplo, realizando cursos sobre alterações cognitivas – impactava positivamente em seu conhecimento em comparação com o profissional que nunca se atualizou sobre o assunto. A carga horária também foi fator de impacto, e o maior tempo de formado pode ter significado maior experiência.

Os quatro padrões de atitudes identificados demonstram um espectro que varia de uma postura francamente otimista e proativa diante do paciente a uma postura francamente pessimista, que não reconhece benefícios no diagnóstico e tratamento de pacientes com demência. O tempo de formado e ter feito residência médica ou especialização são fatores que contribuíram para uma atitude mais otimista do médico em relação a pacientes portadores de demência. O nível de conhecimento do médico muitas vezes correlacionou-se positivamente com atitudes mais favoráveis e receptivas no cuidado com esses pacientes.

O perfil de atitudes dos médicos generalistas brasileiros é distinto daquele dos profissionais britânicos 1 , possivelmente por diferenças culturais marcantes. Alguns exemplos: na Grã-Bretanha, médicos registram quase absoluto 100% de concordância com a afirmação de que muito pode ser feito pela qualidade de vida do paciente com demência e dos cuidados para com ele, enquanto no presente estudo ainda há médicos que demonstram duvidas em relação a isso. Outro aspecto é o papel da atenção primária e dos serviços especializados no diagnóstico da demência – enquanto no presente estudo 56% dos médicos consideraram que o diagnóstico deve ser feito em serviço especializado, no Reino Unido esta taxa foi de 33%, mostrando que os generalistas de lá, em 2004, já viam maiores possibilidades de a atenção primária cuidar desses serviços do que os médicos de São Paulo. Devido a essas diferenças, não foi inesperado que a análise fatorial das atitudes obtida a partir das percepções dos médicos de São Paulo tenha sido substancialmente diferente daquela dos médicos britânicos. Conceitualmente, as análises parecem semelhantes. Há um perfil de atitudes mais otimistas (no estudo de Turner 1 , classificada como fator “ heartfelt ”, e no presente estudo, fatores de otimismo proativo e otimismo delegador) e mais pessimistas (“ heartsink ”, para Turner 1 , e fatores de desalento implícito e explícito em São Paulo), mas na prática os itens não foram distribuídos de forma correspondente. Dos quatro itens que compõem o fator “ heartsink ”, no presente estudo um item está no fator de otimismo proativo (“a equipe de atenção primária tem papel muito limitado no cuidado de pessoas com demência”), e dos três itens do fator “ heartfelt ”, no presente estudo um item está no fator de desalento implícito (“as famílias preferem ser informadas a respeito da demência de seu parente o mais rápido possível”).

O fator que mostrou maior confiabilidade é a atitude de otimismo proativo, apesar da baixa variabilidade com os dados estudados. Em relação ao fator de atitude otimista delegadora, percebe-se que, apesar de ainda ser positiva, é uma atitude do médico para afastar de si a responsabilidade pelo manejo dos problemas apresentados. Essa atitude foi menos utilizada por médicos que ficavam mais tempo trabalhando na UBS durante a semana, sabiam identificar o diagnóstico de demência e tinham realizado residência ou equivalente.

A atitude de desalento implícito mostrou-se um fator fraco do ponto de vista da análise fatorial, pois a confiabilidade foi muito baixa. Por fim, o padrão de atitude de desalento explícito mostrou que o tempo de trabalho na UBS foi, novamente, a variável de maior interferência sobre a atitude, isto é, quanto menos tempo para trabalhar na UBS tinha o médico, maior era a chance de ele ter uma atitude pessimista, de não reconhecimento da importância do diagnóstico de demência no idoso.

A associação entre maior experiência do médico generalista e aumento de atitudes positivas, verificada por Turner 1 e Ólafsdóttir 7 , também foi observada no presente estudo, no qual se verificou associação entre residência médica/especialização e atitudes mais positivas, como menor delegação do cuidado do paciente dementado a outros serviços. No estudo de Jacinto 6 , não se encontrou associação entre experiência e atitudes positivas, uma vez que graduandos mostraram atitudes mais positivas do que médicos residentes nas fases iniciais.

No presente estudo, variáveis como realização de curso sobre alterações cognitivas, maior tempo de formado, ter feito residência médica ou especialização impactaram positivamente no melhor desempenho dos médicos generalistas na escala de conhecimentos e atitudes.

Para melhorar o atendimento a pacientes portadores de demência na atenção básica na cidade de São Paulo, é preciso investir em uma formação médica que inclua a realização de residência médica ou especialização, bem como cursos sobre alterações cognitivas. Imagina-se que médicos generalistas que apresentem bom conhecimento sobre demência associado a atitudes otimistas são os que terão maior sucesso no reconhecimento, diagnóstico e manejo desses pacientes.

Uma das limitações deste estudo foi o número pequeno da amostra. Outro fator é a dificuldade de comparar os resultados com outros estudos do exterior, uma vez que a cultura, a formação médica e a definição de médico generalista são bastante diferentes. 8–10 .

Footnotes

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O coeficiente alfa normalmente varia entre 0 e 1. Entretanto, na realidade, não há limite inferior para este coeficiente. Quanto mais próximo de 1, maior será a consistência entre os itens de uma escala ou sub-escala. George e Mallery (George D, Mallery P. 2003, SPSS for Windows step by step: A simple guide and reference, 11.0 update – 4th. Ed. Boston: Allyn & Bacon) fornecem algumas regras: 0,9 – excelente; de 0,8 a 0,9, inclusive – bom; de 0,7 a 0,8, inclusive – aceitável; de 0,5 a 0,7, inclusive – pobre; e abaixo de 0,5 – inaceitável.

Financiamento:

Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPQ - bolsa de mestrado − processo 133229/2016-5).

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