La pandemia por COVID-19 representa una amenaza constante para la salud y la vida de los seres humanos (Alpuche-Aranda, 2020; Ramos, 2020). México es uno de los países que ha presentado mayor incidencia y letalidad por esta enfermedad al acumular más de dos millones de casos confirmados y más de 180 mil defunciones (Dirección General de Epidemiología. Secretaría de Salud, 2020, 2021; Galindo, 2021). Mientras se desarrollan y aplican de forma masiva vacunas y tratamientos específicos, las respuestas conductuales son clave para reducir la trasmisión y contribuir a salvar vidas (Haushofer & Metcalf, 2020; Lunn et al., 2020). La experiencia en crisis sanitarias previas ha evidenciado que factores como la información y las actitudes, además del sexo, edad, lugar de residencia y otras variables sociodemográficas pueden ser predictivos de comportamientos de prevención y de los efectos emocionales negativos derivados de las medidas restrictivas como el confinamiento. Por tanto, identificar los factores asociados a las respuestas psicológicas durante la pandemia es necesario para el desarrollo y mejora continua de intervenciones que contribuyan al manejo de la emergencia y a la disminución del impacto psicosocial (Fisher et al., 2009; Inter-Agency Standing Committee, 2020; Jin et al., 2020; National Health Commission of China, 2020; Pan American Health Organization, 2006; Qian et al., 2020; Wang et al., 2020; World Health Organization, 2020; Xiang et al., 2014; Zheng, 2020).
Los estudios que dan cuenta de las respuestas psicológicas durante las primeras fases de la pandemia se han enfocado, por un lado, en la medición de los niveles de conductas de prevención, y por otro, en la evaluación del efecto en la salud mental. Respecto de la adopción de conductas de prevención, para Jin et al. (2020), la variable tiempo tuvo un efecto significativo en la realización de conductas de prevención por parte de la población china (F(1316) = 48.67, p < .001, ηp2 = .13), al igual que el lugar de residencia F(1316) = 10.83, p < .01, ηp2 = .03). Esta última variable también fue reportada por Qian et al. (2020), quienes hallaron que residir fuera del epicentro de la pandemia (OR = .6, IC 95% = .5 - .8, p < .001) se asoció con una menor propensión a realizar las conductas recomendadas.
En cuanto al impacto de la pandemia en materia de salud mental, los investigadores coinciden en que los niveles de síntomas emocionales asociados a estrés, depresión y ansiedad se mantuvieron en niveles relativamente bajos entre la población china, al menos en las fases tempranas de la crisis (Jin et al. 2020; Li, Yang, Dou et al., 2020; Liu, Ren et al., 2020; Wang et al., 2020). Mientras Jin et al. (2020) encontraron que los habitantes de zonas alejadas del epicentro del brote presentaron menor susceptibilidad al contagio emocional (F(1.317) = 4.34, p < .05, ηp2 = .02), Li, Yang, Dou et al. (2020) hallaron que las variables sexo (r = .07, p < .001), edad (r = .04, p < 05), sospecha y/o diagnóstico de COVID-19 (r = .03, p < .05) y gravedad percibida (r = .19, p < .01) correlacionaron de forma positiva con problemas de salud mental; empero, los antecedentes de enfermedades crónicas (r = -.08, p < .001), correlacionaron de forma negativa. Estos resultados difieren de los hallazgos de Wang et al. (2020), quienes encontraron asociaciones significativas con ansiedad (OR = .48, IC 95% =.22 - .75, p < .001).
En la misma línea, Liu, Ren et al. (2020) hallaron que las mujeres (X2 = 17.165, p < .001) presentaron niveles más altos de ansiedad; mientras que los participantes con una mayor escolaridad (X2 = 16.316, p = .001), casados (χ2 = 25.395, p < .001) y con un estado favorable de salud (X2 = 891.884, p < 0,001) mostraron menor ansiedad. Además, estos autores sostienen que los hombres (OR = .866, IC 95% =.801 - .937, p < .001) jóvenes (OR = 1.843, 95% CI: 1.669 - 2.034, p < .001), solteros (OR = 1.333, IC 95% = 1.213 - 1.464, p < .001), divorciados (OR = 1.486, 95%CI: 1.252 - 1.769, p < .001) o que reportaron otro estado civil (OR = 1.305, 95% CI: 1.067 - 1.6, p < .001) tuvieron menor probabilidad de percibir ansiedad. Este resultado es opuesto al reportado por Wang et al. (2020) quienes encontraron que los hombres obtuvieron mayores puntajes de ansiedad (OR = .19, IC 95% =.05 a .33, p< .01).
A la par, Liu, Ren et al. (2020) señalaron que ser estudiante (OR = .816, 95%CI: .695 - .958, p = .009;) fue un factor predisponente de niveles altos de ansiedad. Igualmente, Wang et al. (2020) coinciden en que los estudiantes (OR = .16, 95%CI: .02 - .30, p< .05) son más propensos a presentar niveles altos de ansiedad. En esta línea, Cao et al. (2020) detectaron que tener familiares o conocidos infectados con COVID-19 fue un factor de riesgo para aumentar la ansiedad de los estudiantes universitarios (OR = 3.007, 95%CI = 2.377 - 3.804, p < .001), mientras que vivir en áreas urbanas (OR = .810, 95%CI: .709 - .925, p < .001), tener un ingreso económico familiar estable (OR = .726, 95%CI: .645 - .817, p < .001) y vivir con los padres (OR = .752, 95%CI: .596 - .950) fueron factores protectores contra la ansiedad.
Jin et al. (2020) hallaron, en población adulta general, efectos significativos de la variable tiempo sobre los niveles de ansiedad (F(1316) = 31.94, p <.001, ηp2 = .10). Por otro lado, Qian et al. (2020) encontraron que, los ingresos económicos bajos (OR = .6, 95%CI: .4 - .9, p < .001), el riesgo percibido (OR = 1.6, 95%CI 1.3 - 1.8, p < .01) se asoció con niveles altos de ansiedad, mientras que el lugar de residencia distinto al epicentro se relacionó con menor ansiedad (OR = .4, 95%CI: .3 - .6, p < .001). Cabe destacar que, en su estudio, las variables sexo, edad, nivel educativo, estado laboral y estado civil no se asociaron con ansiedad.
En poblaciones específicas, como el personal de salud, Cai et al. (2020) hallaron que las enfermeras se percibieron más ansiosas comparadas con otros grupos (X2 = 15.02 p = .02), mientras que los médicos mostraron mayor descontento por trabajar horas extra durante el brote de COVID-19 (X2 =15.08 p = .02). Por su parte, Lai et al. (2020) hallaron que residir en el epicentro del brote epidémico (OR .62; 95%CI: .43 - .88; p = .008), atender pacientes con COVID-19 (OR 1.57; CI 95%: 1.22 - 2.02; p < .001) y ser mujer (OR 1,94; 95%CI: 1.26 - 2.98; p = .003) fueron factores que se asociaron con niveles más altos de ansiedad en el personal sanitario. En otra población específica -pacientes con diagnóstico de COVID-19-, los investigadores encontraron puntajes de ansiedad significativamente más altos (7.85 vs 4.29, p < .01) que los reportados por población sana y por los pacientes con diagnóstico de neumonía general (Yang et al., 2020). Cabe señalar que, a partir de los resultados de las primeras investigaciones sobre las respuestas psicológicas ante COVID-19, los expertos en China diseñaron intervenciones psicológicas piramidales, a través de métodos y medios novedosos como la terapia por carta y online (Duan & Zhu, 2020; Li, et al., 2020; Liu, Yang et al., 2020; Xiang et al., 2020; Xiao, 2020; Zhang et al., 2020; Zheng, 2020).
Al exterior de China, investigadores de Noruega, Alemania, Israel, Colombia y Brasil identificaron que la eficacia percibida de las restricciones gubernamentales durante la pandemia se asociaron significativamente con las variables riesgo percibido (F(1.1696) = 5.260, p =.016, η2 = 0.002), país de origen (F(5.169) = 77.151, p < .001, η2 = .182) y número de acciones relacionadas con la eficacia de las restricciones (F(1.1696) = 31.946, p < .001, η2 = .015), mientras que el sexo y la edad no tuvieron una contribución significativa (Mækelæ et al., 2020). Por otra parte, investigadores daneses estudiaron los factores que se relacionan con la aceptación de las medidas de control y prevención del brote. En este sentido, identificaron que la edad (OR = -.20, 95%CI: .13 - .27, p < .001), la emocionalidad (OR = -.12, CI 95%: .4 - .19, p = .002) y el factor oscuro de la personalidad (OR = -.21, CI 95%: -.3 - -.12, p < .001) explican la disponibilidad personal para aceptar las restricciones como medidas de prevención y control de la pandemia (Zettler et al., 2020).
En México, la investigación de las respuestas psicológicas ante COVID-19 se encuentra en curso. Dado el carácter emergente de la pandemia, la mayoría de los investigadores han optado por diseños descriptivos. Ejemplo de lo anterior es el trabajo de Galindo-Vázquez et al. (2020) quienes encontraron adherencia adecuada a las medidas de autocuidado recomendadas, por ejemplo, el lavado/desinfección de manos (88%). Derivado de sus resultados, estos investigadores sostienen que las mujeres (p < .001), los participantes solteros (p = .008), que contaban con un diagnóstico médico de comorbilidad (p < .001), así como atención previa a la salud mental (p < .001) presentaron niveles más altos de ansiedad. Por su parte, Guzmán-González et al. (2020) y Ramos-Lira et al. (2020) coinciden en que las mujeres refirieron mayor preocupación que los hombres (52.32 vs 47.40, p < .05; 67,7% vs. 51,6%, p <.001). Adicionalmente, González-González et al. (2020) hallaron que, además del sexo, las enfermedades previas como diabetes e hipertensión (F = 4.10, p < .010, η = .04) tienen un efecto significativo sobre la ansiedad. Las aportaciones anteriores contribuyen al reconocimiento del nivel de conductas preventivas que se manifiesta entre los mexicanos, así como a la comprensión del impacto inicial de la pandemia en el ámbito psicológico. No obstante, la identificación de variables relacionadas con las conductas de prevención y respuestas emocionales iniciales que favorezcan el diseño de intervenciones basadas en evidencia es un pendiente en la investigación mexicana. Así, el presente trabajo se planteó como objetivo identificar factores asociados a las respuestas psicológicas ante las fases tempranas de la pandemia por COVID-19 en una muestra de adultos mexicanos. La hipótesis es que el factor temporal, días de distanciamiento social, y los factores sociodemográficos (sexo, lugar de residencia y diagnósticos previos de enfermedades crónicas) se asocian significativamente con las respuestas psicológicas iniciales ante la pandemia.
Método
Tipo de Estudio
Participantes
Dadas las medidas de distanciamiento social, se optó por un muestreo no probabilístico de bola de nieve con aplicación de una encuesta en línea. Se obtuvo un índice de respuesta del 99.5%, ya que seis personas no proporcionaron su consentimiento. Además, los datos de 50 participantes fueron excluidos, 44 por no cumplir el criterio de edad ≥18 años y seis más debido a la detección de repeticiones, esto es, la identificación de dos o más registros iguales en un lapso de 3 a 6 minutos; omisiones, es decir, casillas vacías en la sección de datos sociodemográficos; así como respuestas no congruentes, a saber, información no correspondiente con la pregunta. Por tanto, la muestra final estuvo conformada por 1088 participantes cuyas características sociodemográficas se puntualizan en la Tabla 1.
Variable | Categoría | f | % |
Sexo | Mujer | 778 | 71.5 |
Hombre | 310 | 28.5 | |
Edad | Adultos jóvenes | 419 | 38.5 |
ME=34.56 | Adultos maduros | 640 | 58.8 |
DE=10.558 | Adultos mayores | 29 | 2.7 |
Estado civil | Soltero | 511 | 47 |
Casado | 334 | 30.7 | |
Unión libre | 154 | 14.1 | |
Separado | 35 | 3.2 | |
Divorciado | 50 | 4.6 | |
Viudo | 4 | .4 | |
Lugar de residencia | Ciudad de México | 361 | 33.2 |
Estado de México | 386 | 35.5 | |
Interior de la República | 322 | 29.6 | |
Extranjero | 19 | 1.7 | |
Escolaridad | Primaria | 4 | .4 |
Secundaria | 36 | 3.3 | |
Preparatoria | 161 | 14.8 | |
Licenciatura | 625 | 57.4 | |
Maestría | 230 | 21.2 | |
Doctorado | 32 | 2.9 | |
Ocupación | Empleo/autoempleo | 768 | 70.6 |
Sector salud | 33 | 3 | |
Hogar | 69 | 6.4 | |
Estudiante | 150 | 13.8 | |
Jubilado | 9 | .8 | |
Sin empleo | 19 | 1.7 | |
Prefirió no responder | 40 | 3.7 | |
Seguridad Social | Sí | 788 | 72.4 |
No | 300 | 27.6 | |
Diagnóstico previo de enfermedades crónicas | Sí | 259 | 23.8 |
No | 829 | 76.2 | |
Creencias religiosas | Sí | 715 | 65.7 |
No | 263 | 24.2 | |
Prefirió no responder | 110 | 10.1 | |
Número de personas que viven en el hogar | 1-2 personas | 302 | 27.8 |
3-4 personas | 501 | 46 | |
5-6 personas | 212 | 19.5 | |
7 o más personas | 73 | 6.7 | |
Número de niños que viven en el hogar | Ninguno | 636 | 58.5 |
1-2 niños | 393 | 36.1 | |
3-4 niños | 51 | 4.7 | |
5-6 niños | 3 | .3 | |
7 o más niños | 5 | .4 | |
Número de embarazadas que viven en el hogar | Ninguna | 1058 | 97.2 |
1-2 mujeres | 30 | 2.8 | |
Número de adultos mayores que viven en el hogar | Ninguno | 725 | 66.6 |
1-2 adultos mayores | 347 | 31.9 | |
3 o más | 16 | 1.5 | |
Enfermedades crónicas diagnosticadas en familiares que comparten el hogar | Sí | 633 | 58.2 |
No | 455 | 41.8 | |
Ingreso económico familiar por mes | Menos de 5 mil | 132 | 12.2 |
Más de 5 mil, menos de 10 mil | 341 | 31.3 | |
Más de 10 mil, menos de 15 mil | 206 | 18.9 | |
Más de 15 mil | 409 | 37.6 |
Nota: Para la variable edad la muestra fue dividida en grupos conforme a las etapas de la adultez.
Instrumentos
Se emplearon cuatro instrumentos que fueron digitalizados mediante un formulario de Google®. En primer lugar, se diseñó un cuestionario de datos sociodemográficos ad hoc. Posteriormente, para medir los conocimientos, actitudes y prácticas de prevención percibidas ante COVID-19, se plantearon tres reactivos en escala de autoevaluación ascendente de 0 a 10 puntos, por lo que en conjunto el puntaje mínimo a obtener fue 0 y el máximo 30. La confiabilidad del instrumento fue α = .811.
El tercer instrumento midió las respuestas conductuales, para ello se retomaron ítems propuestos por Qian et al. (2020). Los reactivos se tradujeron al español, se compararon con las disposiciones de las autoridades mexicanas para el inicio de la Jornada Nacional de Sana Distancia y se adaptaron con el fin de que guardaran concordancia con el escenario de la pandemia en México. El instrumento constó de nueve ítems distribuidos en tres subescalas: 1) conductas de evitación, 2) conductas recomendadas y 3) conductas preventivas. En las subescalas conductas de evitación y conductas recomendadas se presentaron seis reactivos, tres para cada una, con opción de respuesta dicotómica (0 = no y 1 = sí), por lo que el puntaje mínimo a obtener fue 0 y el máximo 3 en cada dimensión. La tercera subescala estuvo integrada por tres reactivos y se presentó en escala tipo Likert (0 = nunca; 1 = rara vez; 2 = a veces; 3 = generalmente; 4 = siempre; 5 = no salí) en la que el puntaje mínimo a obtener fue 0 y el máximo 15. En conjunto, el puntaje mínimo a obtener en la variable respuestas conductuales fue 0 y el máximo 21, donde a mayor puntaje, mayor adherencia a las medidas de prevención. La confiabilidad del instrumento fue α = .78 y por subescala osciló entre α = .777 y α = .824.
Adicionalmente, se solicitó elegir un motivo para llevar a cabo las conductas de evitación y recomendadas (1 = miedo; 2 = preocupación; 3 = prevención; 4 = responsabilidad personal; 5 = seguir las indicaciones de la OMS y de la Secretaría de Salud; 6 = otra), o bien, la selección de un motivo para no hacerlo (1 = olvido; 2 = incomodidad; 3 = le parece una medida innecesaria; 4 = le parece una medida drástica o alarmista; 5 = credibilidad cuestionable de las autoridades de salud; 6 = otra). Hacia el final de este apartado, se solicitó la duración aproximada del lavado de manos (1 = menos de 10 segundos; 2 = 10-19 segundos; 3 = 20-39 segundos; 4 = 40-59 segundos; 5 = 60 segundos o más).
Para evaluar la ansiedad se aplicó la Generalized Anxiety Disorder-7 (GAD-7), versión en español (α=.936), validada por García-Campayo et al. (2010) para población española. Los siete reactivos emplean escala tipo Likert con cuatro opciones de respuesta (0 = ningún día; 1 = varios días; 2 = más de la mitad de los días; 3 = casi todos los días). Los puntajes ≥10 se consideran de importancia clínica. Cabe señalar que se trata de una escala validada y ampliamente utilizada en México para evaluar niveles de ansiedad, tanto previo a la pandemia (Castro-Silva et al., 2016) como durante ésta (González-González et al., 2020; Mier-Bolio et al., 2021). De modo complementario, se solicitó la elección del motivo de mayor preocupación relacionado con la pandemia.
Los días de distanciamiento social se calcularon para cada participante de acuerdo con la fecha en que respondieron la encuesta en línea.
Procedimiento
Entre el 22 y el 30 de marzo de 2020, esto es, desde la fase temprana de la Jornada Nacional de Sana Distancia hasta la declaratoria de Emergencia Sanitaria Nacional, se contactó, a través de redes sociales (Facebook, WhatsApp y Messenger), a participantes potenciales. Les fueron enviadas invitaciones digitales que contenían el enlace al formulario de Google®, fueron alentados a responder y compartir entre sus contactos.
El cuestionario utilizó el modo de respuesta forzada que requirió la aceptación del consentimiento informado para el uso de datos con fines de investigación y la respuesta de todos los reactivos antes de enviarlo. Empero, el encuestado podía retirarse del estudio en cualquier momento. Cabe señalar que no se solicitó información que pudiera contribuir a la identificación de los participantes, así se garantizó la confidencialidad de sus datos en cumplimiento de los criterios éticos internacionales de la Declaración de Helsinki aplicables a los estudios observacionales en investigación psicológica. Asimismo, los datos de los participantes menores de edad no fueron considerados en los análisis siguientes debido a que no se pudo tener constancia del consentimiento de los padres o tutores.
Resultados
Los participantes obtuvieron un promedio de 2.97 días (DE = 2.112) de distanciamiento social. Respecto de las respuestas psicológicas se encontró que la población mexicana percibe sus conocimientos, actitudes y prácticas de salud frente a COVID-19 en un nivel medio (ME = 23.35; DE = 4.343). De manera específica, el nivel de conocimiento reportado fue bajo (ME = 6.66; DE = 2.036), el nivel de actitudes fue medio-alto (ME = 8.79; DE = 1.784), mientras que el nivel percibido de prácticas de salud y prevención fue medio (ME = 7.9; DE = 1.871).
Para las respuestas conductuales se registró una media de 13.82 puntos (DE = 3.470). En la subescala de conductas de evitación puntuaron en promedio 2.19 (DE = 1.006), para conductas recomendadas 2.18 (DE = .942) y en conductas preventivas una ME = 9.45 puntos (DE = 2.452). La mayoría de los participantes (n = 1050; 96.5%) señaló la prevención, el seguimiento de indicaciones de las autoridades sanitarias y la responsabilidad social como motivos principales para realizar conductas de evitación y recomendadas, mientras que el 66,8% (n = 727) consideró que el olvido, la presión social, la credibilidad cuestionable de las autoridades y tratarse de medidas drásticas e innecesarias fueron las razones principales para no hacerlo. Por otra parte, para la conducta lavado de manos, la mayoría (37.9%) informó una duración de 10 a 19 segundos y de 20 a 39 segundos (36%). Asimismo, 1085 participantes reportaron el uso de combinaciones de productos para mantener manos y hogares limpios.
En cuanto a ansiedad, se encontró un nivel bajo (ME = 5.13; DE = 4.523 puntos), con poca (n = 505; 46.4%) a nula (n = 418; 38.4%) interferencia en actividades y relaciones personales. Además, el motivo principal de preocupación ante COVID-19 fue que un miembro de la familia pudiera contagiarse (n = 336; 30.9%).
En la Tabla 2 se observan las diferencias y asociaciones entre las respuestas psicológicas iniciales ante COVID-19 y las variables sociodemográficas, donde la mayoría resultó significativa (p < .05). Ahora bien, en la Tabla 3 se muestran las correlaciones entre las respuestas psicológicas iniciales y las variables edad y días de distanciamiento social. Aunque la mayoría de las correlaciones fue significativa (p < .05), resultaron entre débiles y medias, en particular para la variable ansiedad.
Variable | Categoría | CP | AP | PPP | CAPP | EVI | REC | PRE | RCON | ANS | |||||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
ME | DE | ME | DE | ME | DE | ME | DE | ME | DE | ME | DE | ME | DE | ME | DE | ME | DE | ||
Sexo | Mujer | 6.59 | 1.99 | 8.90 | 1.64 | 8.02 | 1.82 | 23.51 | 4.20 | 2.25 | .97 | 2.22 | .92 | 9.79 | 2.33 | 14.26 | 3.26 | 5.39 | 4.63 |
Hombre | 6.84 | 2.14 | 8.52 | 2.08 | 7.60 | 1.98 | 22.95 | 4.66 | 2.02 | 1.09 | 2.10 | .99 | 8.60 | 2.55 | 12.73 | 3.74 | 4.47 | 4.18 | |
T | -1.79 | 2.88** | 3.23** | 1.83 | 3.27** | 1.84 | 7.08** | 6.32** | 3.04** | ||||||||||
X2 | 21.34* | 23.05* | 22.28* | 32.12 | 13.323** | 3.97 | 65.60** | 68.35** | 42.13** | ||||||||||
Edad | Adultos jóvenes | 6.37 | 2.04 | 8.74 | 1.82 | 7.69 | 1.89 | 22.79 | 4.35 | 2.15 | 1.02 | 2.19 | .94 | 9.20 | 2.62 | 13.54 | 3.60 | 5.32 | 4.47 |
Adultos maduros | 6.85 | 1.99 | 8.82 | 1.78 | 7.99 | 1.87 | 23.67 | 4.33 | 2.20 | 1.01 | 2.17 | .95 | 9.59 | 2.35 | 13.96 | 13.96 | 5.06 | 4.58 | |
Adultos mayores | 6.72 | 2.63 | 8.93 | 1.44 | 8.76 | 1.02 | 24.41 | 3.69 | 2.48 | .74 | 2.48 | .83 | 9.93 | 1.77 | 14.90 | 2.77 | 4.03 | 4.10 | |
F | 7.32** | .36 | 6.57** | 6.07** | 1.54 | 1.56 | 3.86* | 3.31* | 1.29 | ||||||||||
X2 | 48.63** | 16.71 | 25.20 | 63.14 | 13.68* | 6.56 | 35.44 | 44.42 | 42.06 | ||||||||||
Estado civil | Soltero | 6.53 | 2.03 | 8.80 | 1.80 | 7.72 | 1.87 | 23.05 | 4.30 | 2.17 | 1.00 | 2.21 | .94 | 9.31 | 2.59 | 13.69 | 3.61 | 5.00 | 4.32 |
Casado | 6.72 | 2.14 | 8.75 | 1.81 | 8.11 | 1.86 | 23.58 | 4.53 | 2.22 | 1.02 | 2.21 | .91 | 9.58 | 2.29 | 14.00 | 3.29 | 5.54 | 4.96 | |
Unión libre | 6.68 | 1.90 | 8.78 | 1.84 | 7.85 | 1.79 | 23.31 | 4.07 | 2.14 | 1.04 | 2.04 | .98 | 9.55 | 2.15 | 13.73 | 3.26 | 5.47 | 4.51 | |
Separado | 7.00 | 2.26 | 9.23 | 1.14 | 8.49 | 1.81 | 24.71 | 4.18 | 2.46 | .89 | 2.09 | 1.10 | 9.83 | 2.85 | 14.37 | 4.08 | 4.03 | 3.89 | |
Divorciado | 7.28 | 1.47 | 8.66 | 1.71 | 7.98 | 2.03 | 23.92 | 4.19 | 2.12 | .92 | 2.26 | 1.01 | 9.42 | 2.70 | 13.80 | 3.47 | 3.62 | 3.55 | |
Viudo | 7.25 | 2.36 | 9.50 | 1.00 | 8.00 | 2.16 | 24.75 | 4.65 | 2.75 | .50 | 2.50 | .58 | 9.50 | 2.38 | 14.75 | 2.75 | 4.50 | 3.70 | |
F | 1.67 | .64 | 2.52* | 1.63 | .95 | 1.06 | .73 | .58 | 2.36* | ||||||||||
X2 | 62.46 | 30.41 | 60.87 | 128.17 | 18.63 | 13.20 | 69.23 | 91.71 | 84.02 | ||||||||||
Lugar de residencia | Ciudad de México | 6.78 | 1.97 | 8.90 | 1.75 | 7.96 | 1.94 | 23.64 | 4.47 | 2.17 | 1.02 | 2.13 | .95 | 9.60 | 2.31 | 13.90 | 3.33 | 5.50 | 4.61 |
Estado de México | 6.45 | 2.13 | 8.50 | 2.02 | 7.67 | 1.93 | 22.62 | 4.52 | 2.00 | 1.07 | 2.07 | 1.00 | 9.06 | 2.67 | 13.14 | 3.74 | 4.85 | 4.63 | |
Interior de la República | 6.80 | 1.97 | 9.04 | 1.40 | 8.09 | 1.69 | 23.93 | 3.79 | 2.42 | .87 | 2.37 | .85 | 9.73 | 2.25 | 14.52 | 3.13 | 5.03 | 4.24 | |
Extranjero | 6.37 | 2.19 | 8.26 | 2.28 | 8.26 | 1.73 | 22.89 | 5.18 | 2.47 | .91 | 2.26 | .65 | 9.63 | 3.08 | 14.37 | 3.56 | 5.42 | 5.00 | |
F | 2.45 | 6.65** | 3.46* | 6.26** | 10.90** | 6.31** | 5.12** | 9.70** | 28.17 | ||||||||||
X2 | 35.07 | 94.71** | 42.90 | 94.32 | 34.39** | 25.86** | 89.62** | 105.23** | 78.34 | ||||||||||
Escolaridad | Primaria | 3.75 | 2.50 | 6.75 | 3.40 | 6.00 | 3.56 | 16.50 | 6.19 | 2.00 | 1.41 | 2.25 | 1.50 | 10.50 | 4.20 | 14.75 | 6.24 | 3.00 | 1.83 |
Secundaria | 5.00 | 2.48 | 7.50 | 2.91 | 6.06 | 2.61 | 18.56 | 6.63 | 1.69 | 1.09 | 1.83 | 1.03 | 7.81 | 3.01 | 11.33 | 4.24 | 5.22 | 4.75 | |
Preparatoria | 5.70 | 2.27 | 8.17 | 2.13 | 7.34 | 2.17 | 21.22 | 4.54 | 1.93 | 1.11 | 1.96 | 1.02 | 8.63 | 2.72 | 12.52 | 3.73 | 5.34 | 4.56 | |
Licenciatura | 6.81 | 1.87 | 8.90 | 1.64 | 7.98 | 1.74 | 23.70 | 3.96 | 2.21 | .99 | 2.22 | .92 | 9.49 | 2.40 | 13.92 | 3.36 | 5.17 | 4.55 | |
Maestría | 7.15 | 1.84 | 9.12 | 1.43 | 8.30 | 1.58 | 24.57 | 3.69 | 2.39 | .90 | 2.29 | .91 | 10.07 | 2.02 | 14.75 | 2.98 | 4.91 | 4.44 | |
Doctorado | 7.28 | 1.91 | 9.09 | 1.63 | 8.41 | 1.60 | 24.78 | 3.74 | 2.25 | 1.02 | 2.31 | .86 | 9.94 | 2.15 | 14.50 | 3.22 | 5.03 | 4.61 | |
F | 2.45 | 6.65** | 3.46* | 6.26** | 10.90** | 6.31** | 5.12** | 9.70** | 28.17 | ||||||||||
X2 | 35.07 | 94.71** | 42.90 | 94.32 | 34.39** | 25.86** | 89.62** | 105.23** | 78.34 | ||||||||||
Ocupación | Empleo/autoempleo | 6.81 | 1.95 | 8.87 | 1.70 | 8.01 | 1.79 | 23.69 | 4.15 | 2.18 | 1.00 | 2.22 | .93 | 9.55 | 2.31 | 13.95 | 3.35 | 5.13 | 4.44 |
Sector salud | 7.85 | 1.25 | 9.39 | 1.22 | 8.52 | 1.58 | 25.76 | 2.97 | 2.45 | .79 | 2.48 | .76 | 10.12 | 1.80 | 15.06 | 2.65 | 4.91 | 4.91 | |
Hogar | 6.12 | 1.82 | 8.58 | 1.68 | 7.68 | 1.75 | 22.38 | 4.09 | 2.29 | .99 | 2.13 | .94 | 9.59 | 2.56 | 14.01 | 3.42 | 6.54 | 5.45 | |
Estudiante | 6.20 | 2.09 | 8.47 | 2.07 | 7.43 | 2.00 | 22.10 | 4.28 | 2.05 | 1.08 | 2.07 | .94 | 8.90 | 2.97 | 13.02 | 3.83 | 4.87 | 4.49 | |
Jubilado | 6.11 | 3.66 | 8.56 | 1.59 | 8.78 | 1.09 | 23.44 | 4.69 | 2.33 | 1.00 | 1.89 | 1.05 | 9.22 | 1.72 | 13.44 | 2.65 | 1.89 | 2.71 | |
Sin empleo | 5.95 | 2.09 | 8.47 | 2.67 | 7.05 | 2.84 | 21.47 | 6.84 | 2.05 | 1.08 | 1.84 | 1.17 | 8.74 | 3.33 | 12.63 | 4.75 | 5.95 | 4.12 | |
No respondió | 5.93 | 2.89 | 8.50 | 2.16 | 7.60 | 2.35 | 22.03 | 5.96 | 2.45 | .93 | 1.93 | 1.16 | 9.20 | 2.58 | 13.58 | 3.94 | 4.25 | 4.17 | |
F | 6.22** | 2.21* | 3.94** | 6.54** | 1.55 | 2.23* | 2.28* | 2.70* | 2.35 | ||||||||||
X2 | 137.70** | 57.09 | 111.87** | 337.95** | 23.20 | 23.30 | 135.81** | 174.07** | 148.41 | ||||||||||
Seguridad Social | Sí | 6.70 | 2.06 | 8.88 | 1.63 | 8.00 | 1.75 | 23.58 | 4.13 | 2.20 | .99 | 2.23 | .92 | 9.54 | 2.39 | 13.97 | 3.34 | 5.01 | 4.42 |
No | 6.56 | 1.97 | 8.55 | 2.13 | 7.63 | 2.13 | 22.74 | 4.82 | 2.16 | 1.04 | 2.07 | 1.00 | 9.20 | 2.60 | 13.43 | 3.78 | 5.47 | 4.79 | |
t | 1.04 | 2.42* | 2.64** | 2.66** | .58 | 2.52* | 1.97* | 2.17* | -1.50 | ||||||||||
X2 | 11.74 | 18.65* | 20.91* | 37.52 | 1.21 | 15.24** | 21.93 | 28.21 | 15.77 | ||||||||||
Diagnóstico previo de enfermedades crónicas | Sí | 6.62 | 2.11 | 8.89 | 1.68 | 8.24 | 1.64 | 23.75 | 3.80 | 2.20 | .98 | 2.29 | .91 | 9.57 | 2.40 | 14.06 | 3.28 | 5.75 | 4.47 |
No | 6.67 | 2.01 | 8.76 | 1.82 | 7.79 | 1.93 | 23.22 | 4.49 | 2.18 | 1.01 | 2.15 | .95 | 9.41 | 2.47 | 13.75 | 3.53 | 4.94 | 4.53 | |
t | -.36 | .99 | 3.68** | 1.83 | .30 | 2.09** | .88 | 1.28 | 2.50* | ||||||||||
X2 | 7.51 | 11.89 | 16.90 | 20.95 | 1.87 | 5.50 | 12.29 | 28.93 | 35.61* | ||||||||||
Creencias religiosas | Sí | 6.71 | 1.99 | 8.80 | 1.74 | 7.92 | 1.85 | 23.44 | 4.27 | 2.18 | .99 | 2.20 | .94 | 9.42 | 2.45 | 13.80 | 3.44 | 5.22 | 4.52 |
No | 6.74 | 1.94 | 8.83 | 1.80 | 7.88 | 1.86 | 23.45 | 4.25 | 2.14 | 1.04 | 2.13 | .97 | 9.52 | 2.41 | 13.79 | 3.52 | 5.17 | 4.62 | |
No respondió | 6.15 | 2.48 | 8.62 | 2.04 | 7.77 | 2.03 | 22.54 | 4.96 | 2.35 | 1.00 | 2.22 | .91 | 9.46 | 2.60 | 14.04 | 3.59 | 4.44 | 4.28 | |
F | 3.97* | .60 | .33 | 2.15 | 1.87 | .67 | .18 | .24 | 1.46 | ||||||||||
X2 | 42.19* | 16.29 | 19.27 | 56.88 | 11.26 | 4.32 | 41.87 | 75.64** | 25.98 | ||||||||||
Número de personas que viven en el hogar | 1-2 personas | 6.77 | 1.99 | 8.96 | 1.58 | 8.07 | 1.71 | 23.80 | 4.09 | 2.32 | .93 | 2.21 | .96 | 9.73 | 2.01 | 14.25 | 3.03 | 5.41 | 4.53 |
3-4 Personas | 6.68 | 2.03 | 8.77 | 1.93 | 7.91 | 1.87 | 23.36 | 4.46 | 2.22 | 1.01 | 2.13 | .96 | 9.42 | 2.59 | 13.77 | 3.63 | 5.23 | 4.60 | |
5-6 | 6.67 | 2.05 | 8.79 | 1.61 | 7.87 | 1.92 | 23.32 | 4.01 | 2.08 | 1.05 | 2.26 | .89 | 9.52 | 2.54 | 13.86 | 3.55 | 4.61 | 4.57 | |
7 o más | 6.08 | 2.18 | 8.21 | 1.92 | 7.19 | 2.20 | 21.48 | 5.00 | 1.75 | 1.02 | 2.22 | .89 | 8.29 | 2.60 | 12.26 | 3.46 | 4.85 | 3.73 | |
F | 2.28 | 3.61* | 4.38** | 5.69** | 7.32** | 1.27 | 6.92** | 6.65** | 1.48 | ||||||||||
X2 | 58.73** | 40.89 | 40.46 | 112.12* | 27.75** | 10.16 | 74.23** | 74.02 | 70.55 | ||||||||||
Número de niños que viven en el hogar | Ninguno | 6.74 | 2.01 | 8.95 | 1.64 | 7.99 | 1.82 | 23.67 | 4.05 | 2.24 | .98 | 2.19 | .96 | 9.62 | 2.33 | 14.04 | 3.34 | 5.30 | 4.58 |
1-2 niños | 6.61 | 2.03 | 8.62 | 1.90 | 7.77 | 1.94 | 23.00 | 4.59 | 2.15 | 1.04 | 2.17 | .92 | 9.31 | 2.58 | 13.62 | 3.61 | 4.83 | 4.41 | |
3-4 niños | 6.33 | 2.13 | 8.49 | 2.11 | 7.94 | 1.76 | 22.76 | 4.57 | 1.98 | 1.07 | 2.27 | .90 | 8.78 | 2.56 | 13.04 | 3.44 | 5.24 | 4.86 | |
5-6 niños | 4.33 | 4.04 | 6.33 | 4.73 | 4.67 | 4.04 | 15.33 | 12.66 | 1.00 | 1.00 | 2.00 | 1.73 | 6.33 | 2.08 | 9.33 | 4.62 | 6.00 | 1.00 | |
7 o más niños | 5.60 | 2.30 | 7.00 | 2.12 | 8.00 | 1.23 | 20.60 | 5.13 | 2.40 | 1.34 | 1.60 | 1.14 | 8.00 | 3.39 | 12.00 | 5.20 | 6.60 | 4.56 | |
F | 1.93 | 5.34** | 3.11* | 4.88** | 2.19 | .65 | 3.71** | 3.25* | .81 | ||||||||||
X2 | 63.13* | 240.84** | 78.58** | 279.84** | 12.92 | 11.99 | 78.73 | 137.90** | 93.12 | ||||||||||
Número de embarazadas que viven en el hogar | Ninguna | 6.67 | 2.02 | 8.79 | 1.79 | 7.90 | 1.88 | 23.36 | 4.35 | 2.18 | 1.01 | 2.17 | .95 | 9.46 | 2.46 | 13.82 | 3.49 | 5.12 | 4.52 |
1-2 mujeres | 6.23 | 2.40 | 8.80 | 1.63 | 7.87 | 1.59 | 22.90 | 4.32 | 2.33 | .71 | 2.50 | .68 | 8.93 | 2.12 | 13.77 | 2.52 | 5.53 | 4.61 | |
t | 1.17 | -.03 | .09 | .57 | -1.11 | -1.87 | 1.17 | .09 | -.49 | ||||||||||
X2 | 17.69 | 6.12 | 3.68 | 19.95 | 6.59 | 3.81 | 20.93 | 15.09 | 21.68 | ||||||||||
Número de adultos mayores que viven en el hogar | Ninguno | 6.62 | 2.04 | 8.80 | 1.78 | 7.87 | 1.90 | 23.30 | 4.40 | 2.20 | 1.01 | 2.14 | .98 | 9.47 | 2.48 | 13.81 | 3.51 | 5.18 | 4.55 |
1-2 adultos mayores | 6.75 | 2.04 | 8.79 | 1.78 | 7.97 | 1.80 | 23.51 | 4.21 | 2.18 | 1.00 | 2.25 | .87 | 9.39 | 2.41 | 13.82 | 3.44 | 4.99 | 4.39 | |
3 o más | 6.31 | 1.96 | 8.31 | 2.30 | 7.50 | 2.10 | 22.13 | 4.84 | 2.06 | 1.00 | 2.56 | .63 | 9.69 | 2.18 | 14.31 | 2.68 | 6.19 | 6.00 | |
F | .70 | .59 | .65 | .92 | .16 | 2.89 | .21 | .16 | .66 | ||||||||||
X2 | 24.43 | 22.23 | 23.42 | 54.63 | 2.46 | 8.37 | 27.72 | 40.72 | 36.23 | ||||||||||
Enfermedades crónicas diagnosticadas en familiares que comparten el hogar | Sí | 6.73 | 2.00 | 8.90 | 1.62 | 8.01 | 1.76 | 23.64 | 4.14 | 2.21 | .99 | 2.24 | .90 | 9.58 | 2.34 | 14.03 | 3.29 | 5.41 | 4.43 |
No | 6.56 | 2.08 | 8.64 | 1.98 | 7.74 | 2.01 | 22.94 | 4.59 | 2.16 | 1.03 | 2.11 | 1.00 | 9.27 | 2.59 | 13.54 | 3.69 | 4.75 | 4.63 | |
t | 1.38 | 2.31* | 2.32* | 2.65** | .71 | 2.24* | 2.09* | 2.26* | 2.37* | ||||||||||
X2 | 12.83 | 15.56 | 20.27* | 43.98* | 2.00 | 7.80* | 19.01 | 26.95 | 33.96* | ||||||||||
Ingreso económico familiar | Menos de 5 mil | 5.51 | 2.49 | 8.21 | 2.36 | 6.83 | 2.56 | 20.55 | 5.79 | 1.81 | 1.11 | 1.98 | 1.04 | 8.57 | 2.83 | 12.36 | 3.78 | 5.35 | 4.94 |
Más de 5 mil, menos de 10 mil | 6.29 | 1.99 | 8.51 | 1.78 | 7.75 | 1.80 | 22.55 | 3.89 | 2.02 | 1.04 | 2.11 | .98 | 8.96 | 2.59 | 13.09 | 3.61 | 4.74 | 4.09 | |
Más de 10 mil, menos de 15 mil | 6.85 | 1.80 | 8.66 | 1.90 | 7.99 | 1.84 | 23.50 | 4.24 | 2.20 | 1.01 | 2.26 | .91 | 9.61 | 2.19 | 14.07 | 3.31 | 5.09 | 4.43 | |
Más de 15 mil | 7.25 | 1.80 | 9.28 | 1.35 | 8.32 | 1.51 | 24.84 | 3.54 | 2.44 | .87 | 2.27 | .88 | 10.06 | 2.14 | 14.78 | 3.01 | 5.42 | 4.76 | |
F | 32.36** | 18.91** | 23.57** | 42.83** | 19.16** | 4.42** | 20.15** | 25.26** | 92.96 | ||||||||||
X2 | 138.08** | 101.50** | 103.01** | 246.18** | 59.47** | 32.43** | 126.46** | 141.94** | 53.00 |
Variable | EDA | CP | AP | PPP | CAPP | EVI | REC | PRE | RCON | ANS | DDS |
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
EDA | - | ||||||||||
CP | .114** | - | |||||||||
AP | .074* | .289** | - | ||||||||
PPP | .164** | .417** | .414** | - | |||||||
CAPP | .155** | .767** | .725** | .796** | - | ||||||
EVI | .047 | .154** | .366** | .370** | .382** | - | |||||
REC | .040 | .155** | .278** | .332** | .330** | .344** | - | ||||
PRE | .112** | .224** | .321** | .501** | .453** | .414** | .310** | - | |||
RCON | .103** | .245** | .408** | .552** | .520** | .676** | .591** | .911** | - | ||
ANS | -0.038 | .011 | .206** | .033 | .104** | .097** | .101** | .071* | .105** | - | |
DDS | .063* | .012 | .022 | .024 | .025 | .127** | .061* | .084** | .113** | .071* | - |
Nota: EDA=Edad; CP=Conocimientos percibidos; AP=Actitudes percibidas; PPP=Prácticas de protección percibidas; CAPP=Conocimientos, actitudes y prácticas percibidas; EVI=Conductas de evitación; REC=Conductas recomendadas; PRE=Conductas de prevención; RCON=Respuestas conductuales; ANS=Ansiedad; DDS= Días de distanciamiento social. *p<.05; **p<.01
Finalmente, mediante el análisis de regresión lineal múltiple, se identificaron modelos de factores predictores para los conocimientos, actitudes y prácticas de salud percibidas (R=.586; R2=.344; AR2=.34), para las respuestas conductuales (R=.622; R2=.387; AR2=.384) y ansiedad (R=.239; R2=.057; AR2=.054) como respuestas psicológicas iniciales ante la pandemia (ver Tabla 4).
CAPP | RCON | ANS | |||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
B | SE | β | B | SE | β | B | SE | β | |
Constante | 14.415 | .567 | 2.617 | .479 | .104 | .696 | |||
PPP | .808 | .049 | .435** | ||||||
AP | .353 | .052 | .182** | .511 | .075 | .201** | |||
RCON | .563 | .032 | .45** | ||||||
SXF | 1.122 | .186 | .146** | ||||||
ECDIV | -1.582 | .638 | -.073* | ||||||
ING-5 | -.884 | .368 | -.067* | ||||||
ING+15 | .861 | .24 | .096** | .754 | .177 | .105** | |||
ESCSEC | -3.052 | .645 | -.126** | ||||||
ESCPRI | -7.119 | 1.778 | -.099** | ||||||
ESCPRE | -1.171 | .324 | -.096** | ||||||
EDA | .036 | .01 | .087** | ||||||
EFCRO | .764 | .314 | .072* | ||||||
DDS | .149 | .039 | .091** | .144 | .063 | .067* | |||
RINT | .648 | .182 | .085** |
Nota: CAPP=Conocimiento, actitudes y prácticas percibidas; RCON=Respuestas conductuales; ANS=Ansiedad; PPP=Prácticas de prevención percibidas; AP=Actitudes percibidas; SXF=Sexo femenino; ING-5=Ingresos económicos mensuales menores a $5 mil; ING+15= Ingresos económicos mensuales mayores a $15 mil; ESCPRE=Nivel de estudios preparatoria; ESCSEC=Nivel de estudios secundaria; ESCPRI=Nivel de estudios primaria; EDA=Edad; ENFCRO=Diagnósticos previos de enfermedades crónicas; DDS=Días de distanciamiento social; RINT=Residencia en el Interior de la República. *p<.05; **p<.01
Discusión
El objetivo del estudio fue identificar factores asociados a las respuestas psicológicas ante las fases tempranas de la pandemia por COVID-19 en una muestra de adultos mexicanos. Al igual que Jin et al. (2020), se encontró que el factor días de distanciamiento social por la pandemia (tiempo) incidió en la emisión de conductas de prevención. En cuanto a la variable lugar de residencia, los resultados de la presente investigación difieren de los reportados por Qian et al. (2020), ya que mientras ellos sostienen que residir fuera del epicentro de la pandemia (OR = .6, 95%CI: .5 - .8, p < .001) se asoció con una menor propensión a realizar las conductas recomendadas, la muestra mexicana que residía fuera del epicentro regional (B = .648, SE = .182, p < .01) refirió mayor nivel de conductas de prevención en comparación con los habitantes de la Zona Metropolitana. A pesar de un mayor número de contagios y muertes, los niveles de conductas de prevención de los residentes fueron medios y se encontraron algunas dificultades en aspectos como el empleo de productos de limpieza (combinaciones químicas riesgosas) y la duración de lavado de manos, tal como lo reportan Galindo-Vázquez et al. (2020). Por tanto, este factor ha de ser motivo de investigación e intervención futuras con el fin de contribuir al moldeamiento de conductas preventivas y de control del brote.
Ahora bien, mientras Qian et al. (2020) no encontraron que las actitudes y prácticas de prevención percibidas incidieran como factores predictores de las conductas de prevención (p > .05), en el presente estudio sí resultaron significativas (p < .01). Lo anterior, es consistente con el modelo psicológico de Información-Motivación-Habilidades conductuales de Fisher et al. (2009), según el cual las actitudes, la autoeficacia y las prácticas intervienen en las conductas de prevención. Igualmente, las variables sexo e ingresos económicos resultaron significativas sólo en la muestra mexicana (p < .01), estos hallazgos parecen estar relacionados con lo señalado por la OMS y la OPS sobre el papel de la vulnerabilidad psicosocial en la salud mental individual y comunitaria de los distintos grupos poblacionales, especialmente en países de Latinoamérica (Inter-Agency Standing Committee, 2020; Pan American Health Organization, 2006; World Health Organization, 2020).
Se detectaron diferencias con lo reportado para la población danesa que refirió realizar conductas preventivas por motivaciones individuales (Mækelæ et al., 2020), mientras que la población mexicana señaló a la presión social, ejercida por familiares y conocidos que no aceptan las medidas restrictivas, como razón para no realizar las conductas de prevención. Además, la referencia al potencial contagio de un miembro de la familia como un motivo de preocupación ante el brote epidémico deja ver que, para la población mexicana, la motivación social juega un papel importante en su conducta.
Sobre los resultados obtenidos para la variable ansiedad es importante señalar que los mexicanos encuestados reportaron niveles más bajos comparados con los referidos por los habitantes de China (Jin et al. 2020; Li, Yang, Dou et al., 2020; Liu, Ren et al., 2020; Wang et al., 2020). Los presentes hallazgos son congruentes con los obtenidos por otros investigadores mexicanos (Galindo-Vázquez et al., 2020; González-González et al., 2020; Guzmán-González et al., 2020) y resultan más parecidos a los referidos por Colombia, Estados Unidos y Brasil, probablemente, debido a las diferencias entre las medidas adoptadas por las autoridades sanitarias y gubernamentales de los distintos países, así como la cronología y epidemiología del brote en cada nación (Mækelæ et al., 2020).
Cabe destacar que, al igual que en el estudio de Wang et al. (2020), los antecedentes de enfermedades crónicas (OR = .48, CI95%: .22 - .75, p < .001) incidieron en los niveles de ansiedad de la muestra mexicana de este estudio (R = .764, SE = .314, p < .05) y de una investigación publicada en 2020 por Guzmán-González (F = 4.10, p <.010, η = .04). Sobre este aspecto hay que tener en cuenta que el hecho de vivir con algún diagnóstico previo, que además es factor de riesgo para complicaciones y mortalidad en caso de contraer COVID-19, está asociado con el aumento de la vulnerabilidad psicosocial y un mayor impacto psicológico (Li, Yang, Dou et al., 2020; Liu, Ren et al., 2020; Pan American Health Organization, 2006; World Health Organization, 2020; Xiang et al., 2020; Xiao, 2020; Zhang et al., 2020).
Asimismo, se encontró que los días de distanciamiento social se asociaron con la ansiedad referida (B = .114, SE = .063, p < .05), un resultado que sigue la línea de lo encontrado por Jin et al. (2020) para una muestra china (F (1316) = 31.94, p <.001, ηp2 = .10). En cuanto a las actitudes ante la pandemia y su asociación con ansiedad, los hallazgos aquí presentados (B = .511, SE = .075, p < .01) son semejantes a los reportados por Qian et al. (2020) quienes emplean el nombre de riesgo percibido (OR = 1.6, 95%CI 1.3 - 1.8, p < .01). Asimismo, son parecidos a las correlaciones encontradas por Li, Yang, Dou et al. (2020) en la denominada gravedad percibida (r = .19, p < .01). Igualmente, la ausencia de asociación entre ansiedad y las variables sexo, edad, nivel educativo y ocupación es consistente con lo reportando por Qian et al. (2020).
Ahora bien, es preciso señalar que mientras el personal del sector salud chino reportó niveles altos de ansiedad y otras consecuencias psicosociales, en México no se encontraron niveles superiores de ansiedad comparados con otras ocupaciones, es posible que este resultado se relacione con el momento de la evaluación (término de la fase 1 y comienzo de la 2) y que las consecuencias para este grupo vulnerable se presenten una vez que avance el curso de la pandemia (Cai et al., 2020; Lai et al., 2020; Pan American Health Organization, 2006; Xiang et al., 2020).
Por otra parte, no ha sido sorprendente que el sexo femenino haya reportado mayor nivel de ansiedad, ya que ha sido descrito ampliamente en la literatura sobre la pandemia en México (Galindo-Vázquez et al., 2020; Guzmán-González et al., 2020; Ramos-Lira et al., 2020) y el mundo (Li, Yang, Dou et al., 2020; Liu, Ren et al., 2020). Asimismo, al igual que en estudios realizados en China (Liu, Ren et al., 2020), el estado civil divorciado (OR = 1.486, 95%CI: 1.252 - 1.769, p < .001) resultó un factor de protección ante la ansiedad en la muestra mexicana (B = -1.582, SE = .638, p < .05). Finalmente, es importante destacar que contrario a los hallazgos previos (Cao et al., 2020; Wang et al., 2020), los estudiantes de la muestra mexicana no presentaron niveles más altos de ansiedad comparados con otros grupos. Es probable que esto se deba a que la investigación tuvo lugar durante los primeros días de la Jornada Nacional de Sana Distancia, por esta razón, el cierre de planteles educativos era reciente y las instituciones no habían iniciado la transición a las actividades no presenciales. Por la prolongación de la pandemia, se considera que es una línea de investigación pendiente y pertinente.
Con todo, resulta importante señalar las principales limitaciones metodológicas de la investigación. En primer lugar, el diseño transversal y exploratorio-descriptivo proporciona una visión del estado psicológico de la muestra estudiada en las fases iniciales de la pandemia. No obstante, la dinámica, ritmo y escenario cambiantes del mismo brote epidémico tienen repercusiones en las respuestas psicológicas de los mexicanos. Por tanto, es necesario que los estudios posteriores se realicen en las diferentes fases y se identifiquen nuevos modelos de factores predisponentes.
Otra limitación es el tipo de muestreo. Al no ser probabilístico, la muestra no necesariamente es representativa de la población adulta mexicana, ejemplo de ello es la sobrerrepresentación de ciertos sectores como el sexo femenino, nivel de estudios superior, estado civil soltero e ingresos económicos familiares superiores a $15 mil pesos mexicanos. Así, los resultados difícilmente pueden ser generalizados y, por sus características, deben ser tomados con cautela. Para futuros estudios se sugiere el empleo de muestreos probabilísticos.
Por último, en cuanto a la evaluación, se considera que, tanto por el momento de la recolección de datoscomo el empleo de instrumentos de autoinforme, aumenta la probabilidad de obtener respuestas sesgadas por deseabilidad social. Además, aunque la consistencia interna de todas las herramientas empleadas resultó aceptable, es necesario someterlas a procesos de validación en población mexicana. Asimismo, los conocimientos, actitudes y prácticas de salud (CAP) fueron valorados únicamente a través de la percepción referida por los participantes, por lo que es imprescindible desarrollar encuestas CAP que permitan identificar los niveles de estas variables con mayor objetividad y validez. También, en el futuro se deben evaluar otros factores, como depresión, estrés, uso de sustancias, entre otros, que prevalecen en situaciones de emergencia sanitaria.
A pesar de las limitaciones mencionadas se considera que los hallazgos del estudio dan cuenta de la relación entre conocimiento, actitud y emisión de conductas para la promoción de la salud y prevención de la enfermedad en tiempos de COVID-19. Igualmente, permite la identificación de factores sociodemográficos que inciden tanto en el seguimiento de las medidas de prevención como en los niveles de ansiedad. De acuerdo con los resultados, las respuestas conductuales para el control del brote epidémico se relacionan con la percepción que el individuo tiene sobre sus propias prácticas de salud, su actitud frente a la pandemia y en última instancia sobre el nivel de conocimientos percibidos. A su vez, la ansiedad se asocia con el diagnóstico previo de enfermedades crónicas, la actitud ante la pandemia y los días de distanciamiento social.
Sobre esta base se pueden formular intervenciones psicológicas eficaces y oportunas orientadas hacia: 1) el entrenamiento en conductas prosociales y de prevención; 2) el favorecimiento de la motivación personal y social; 3) la psicoeducación sobre el brote epidémico y sus consecuencias biopsicosociales y 4) la disminución de los efectos psicosociales derivados de la exposición a una crisis sanitaria sin precedentes y las medidas restrictivas para el control de la pandemia. Todo lo anterior en un marco de inclusión de los grupos vulnerables, con perspectiva de género y del ciclo vital, así como del ritmo de la emergencia sanitaria. Además, implica el uso de todos los recursos y medios disponibles, lo cual exige creatividad, innovación y ética por parte de los profesionales del campo de la salud mental.