IMPACTO EMOCIONAL DE LA PANDEMIA DE COVID-19 DURANTE EL PERIODO DE CONFINAMIENTO EN ESPAÑA: FACTORES PROTECTORES Y FACTORES DE RIESGO/VULNERABILIDAD

Abstract

A sample of 1,561 participants (aged 19 to 84 years) completed online the Coronavirus Psychological Impact Questionnaire (CIPC), the Intolerance of Uncertainty Scale-12, and the Positive and Negative Affect Schedule. Results show that many participants experienced high levels of emotional distress reflected through a 10-symptom distress profile in which worry, stress, hopelessness, sadness/depression and sleep problems predominated. [...]empirical evidence is provided on the validation of the Distress Emotional Scale of the CIPC. Keywords: COVID-19; coronavirus; distress; anxiety; depression; hopelessness; sleep problems; positive and negative affect; intolerance of uncertainty; media exposure.

Headnote

Resumen

El objetivo del presente estudio fue examinar el impacto emocional de la pandemia de COVID-19 y el confinamiento nacional vivido en España durante los meses de marzo y abril de 2020. Se investigó la prevalencia de distrés emocional, así como también los factores protectores y de riesgo/vulnerabilidad. Una muestra de 1561 participantes (edad. 19-84 años) cumplimentó online el Cuestionario de Impacto Psicológico del Coronavirus (CIPC), la Escala de Intolerancia a la Incertidumbre-12, y las escalas PANAS de afecto positivo y negativo. Los resultados indican que muchos participantes experimentaron niveles elevados de distrés emocional reflejado a través de un perfil de distrés de 10 síntomas en el que predominaron la preocupación, el agobio/estrés, la desesperanza, la tristeza/depresión y los problemas de sueño. Encontramos factores protectores (edad, nivel de ingresos, jardín en vivienda, trabajar fuera de casa), de riesgo (exposición a los medios de comunicación, vivir con enfermos crónicos, vivir con personas dependientes, trabajar como sanitario) y de vulnerabilidad (sexo, afecto negativo, intolerancia a la incertidumbre) que predecían significativamente los niveles de distrés. El afecto negativo y la intolerancia a la incertidumbre demostraron ser poderosos predictores del distrés. Adicionalmente, se proporciona evidencia empírica sobre la validación de la Escala de Distrés Emocional del CIPC.

Palabras clave: COVID-19; coronavirus; distrés; ansiedad; depresión; desesperanza; problemas de sueño; afecto positivo y negativo; intolerancia a la incertidumbre; medios de comunicación.

Abstract

The objective of this work was to study the psychological impact of the pandemic COVID-19 and the national lockdown that took place in Spain during March and April 2020. We examined the prevalence of emotional distress, as well as protective and risk/vulnerability factors. A sample of 1,561 participants (aged 19 to 84 years) completed online the Coronavirus Psychological Impact Questionnaire (CIPC), the Intolerance of Uncertainty Scale-12, and the Positive and Negative Affect Schedule. Results show that many participants experienced high levels of emotional distress reflected through a 10-symptom distress profile in which worry, stress, hopelessness, sadness/depression and sleep problems predominated. We found some protective (age, income level, home garden, working outside the home), risk (media exposure, living with chronically ill and/or dependent persons, health worker) and vulnerability (sex, negative affect, intolerance of uncertainty) factors that significantly predicted the levels of distress. Negative affect and intolerance of uncertainty demonstrated to be strong predictors of distress. In addition, empirical evidence is provided on the validation of the Distress Emotional Scale of the CIPC.

Keywords: COVID-19; coronavirus; distress; anxiety; depression; hopelessness; sleep problems; positive and negative affect; intolerance of uncertainty; media exposure.

Introducción

La población humana está viviendo actualmente una situación de pandemia mundial debida a la expansión de la enfermedad por coronavirus COVID-19 (coronavirus disease 2019). La enfermedad se ha extendido por todo el globo terráqueo a una velocidad sin precedentes tras ser declarada por la Organización Mundial de la Salud (OMS) como pandemia global el 11 de marzo de 2020. Según la OMS (datos del 3 de diciembre de 2020), el número de personas infectadas por esta enfermedad es de 63.965.092 casos, y el número de muertes de 1.488.120 casos. La pandemia adquirió en Europa, y especialmente en España, una actividad crítica durante los meses marzo y abril de 2020. Con objeto de frenar la expansión del coronavirus y reducir la emergencia sanitaria que en esos momentos se estaba produciendo en nuestro país, el gobierno español decretó el estado de alarma (BOE, 2020) y un periodo de confinamiento del 14 de marzo al 3 de mayo de 2020 obligatorio para todo el territorio español (una situación de cuarentena global en todo el territorio). Tal confinamiento implicaba condiciones de distanciamiento social, aislamiento en el propio domicilio, limitaciones drásticas de la libertad de circulación de los ciudadanos, y suspensiones de la actividad comercial y educativa; autorizándose únicamente las actividades relacionadas con los bienes de primera necesidad, como las relacionadas con adquisición de alimentos y medicinas, y la asistencia a centros sanitarios o laborales.

Los posibles efectos psicológicos negativos debidos directamente a las condiciones del propio confinamiento, las características de la pandemia y los múltiples factores asociados cualifican al confinamiento como una adversidad de elevado estrés psicosocial, en principio de mayor impacto psicológico que los sucesos vitales normativos (Sandín y Chorot, 2017). Aspectos como la ambigüedad e incontrolabilidad de la amenaza asociada a la pandemia, su carácter invisible e impredecible, la letalidad del inva- sor, o la posible falta de rigor de la información aportada por los medios de comunicación, pueden generar por sí mismos alteraciones psicológicas relacionadas con la percepción de amenaza a la propia salud personal. Las preocupaciones, miedos y/o ansiedad de las personas confinadas podrían asociarse también a otros factores, como la salud de las personas queridas, el posible colapso de la sanidad, los problemas laborales y las pérdidas de ingresos, la expansión mundial del virus y sus consecuencias económicas y sociales, etc. (Sandín, Valiente et al., 2020).

Algunos estudios iniciales, realizados fundamentalmente con población china, pusieron de manifiesto la influencia nociva de la pandemia de COVID-19 sobre diversas variables de la salud mental. El primer estudio que examinó los efectos psicológicos de la COVID-19 en personas bajo cuarentena global fue publicado por Liu et al. (2020) con población china. Estos autores describieron que la cuarentena se asociaba a síntomas de estrés postraumático y alteraciones del sueño (relacionadas con la sintomatología de estrés postraumático). Otros estudios basados también en muestras chinas examinaron el impacto de la COVID-19 sobre diversas variables de salud mental, incluyendo los síntomas del trastorno de ansiedad generalizada (Cao et al., 2020), y la exposición a las redes sociales y la sintomatología de ansiedad y depresión (Gao et al., 2020). Basándose en población india, Roy et al. (2020) investigaron los niveles de ansiedad asociados a la pandemia, los problemas de sueño, y el malestar relacionado con la información proporcionada por los medios de comunicación. Aunque todos estos estudios proporcionan información relevante respecto a los efectos de la pandemia de COVID-19 sobre la salud mental (para una descripción más detallada, véase Sandín, Valiente et al., 2020), una limitación importante es que, salvo el estudio de Liu et al. (2020), estas investigaciones no evaluaron el impacto asociado a un proceso de confinamiento (en su sentido estricto). Unicamente el trabajo de Liu et al. (2020) examinó los efectos de un confinamiento impuesto el 23 de enero de 2020 a la población china residente en Wuhan y otras ciudades limítrofes en la provincia de Hubei (no se trataba, por tanto, de un confinamiento nacional). Aunque muy preliminares, estos datos tienden a sugerir que la pandemia tiene un efecto pernicioso sobre el bienestar emocional de las personas, con un posible impacto sobre los niveles de ansiedad, estrés postraumático, preocupación patológica, y problemas de sueño.

El primer estudio sobre el impacto psicológico del confinamiento aplicado globalmente a un país, relacionado con la pandemia de COVID-19, fue publicado por Sandín, Valiente et al. (2020). Dicho estudio se basó en el confinamiento decretado por el gobierno español durante los meses de marzo y abril de 2020. Aunque la pandemia de COVID-19 se ha extendido por todo el mundo, no todos los países han sido afectados del mismo modo. Durante dicho periodo, España fue sin duda uno de los países del mundo más castigados por el coronavirus, tanto por el número de infectados y de personas fallecidas, como por el colapso y movilización de recursos sanitarios. También fue uno de los más afectados por estrictas medidas de cuarentena y aislamiento en el propio domicilio, incluyendo la prohibición de que los niños pudieran salir a la calle.

En nuestro estudio aislamos cuatro tipos o categorías de miedos al coronavirus, los cuales están respectivamente relacionados con: (1) el contagio, la enfermedad y la muerte por el coronavirus, (2) la carencia de productos de consumo básicos (bienes de primera necesidad), (3) el aislamiento social, y (4) el trabajo y la pérdida de ingresos. Entre los 10 miedos al coronavirus más frecuentes, la mitad de ellos pertenecían a la primera categoría, 3 a miedos relacionados con el trabajo y la pérdida de ingresos económicos, y 2 eran miedos sobre el aislamiento social. Algunos miedos se daban en porcentajes muy elevados de la muestra. Así, los miedos al contagio, la enfermedad y la muerte (p.ej., que muera o se contagie algún familiar, o que se propague el virus) se daban en casi la mitad de la población estudiada (en más del 40 %). Uno de los miedos relacionados con el aislamiento social (i.e., el miedo a no poder ver a familiares o amigos), fue experimentado también por más del 40 % de los participantes. En general, las mujeres eran mucho más vulnerables que los hombres para todos los tipos de miedos examinados: por cada hombre con un miedo al coronavirus solía haber 2 mujeres con el mismo miedo. Las personas más jóvenes eran más vulnerables que las personas mayores para una parte importante de los miedos, especialmente los relacionados con el aislamiento social y el contagio/enfermedad/muerte. Entre los factores de vulnerabilidad a los miedos destacaron la intolerancia a la incertidumbre, el afecto negativo y perte- necer al sexo femenino. Fueron factores de riesgo la excesiva exposición a los medios de comunicación, vivir con enfermos crónicos, y vivir con menores de 12 años. Ciertas variables se asociaron de forma negativa con los miedos al coronavirus (factores de protección), entre las que se incluían el nivel de ingresos, la edad, trabajar fuera de casa, disponer de jardín privado en la vivienda, y el afecto positivo.

Así mismo, el estudio constató que el perfil emocional asociado a la COVID-19 sugiere un predominio de síntomas de preocupación, estrés (sentirse estresado o agobiado), desesperanza y problemas de sueño, destacando también la depresión en el grupo de mujeres. También encontramos un impacto elevado en los niveles de ansiedad, nerviosismo e inquietud. El perfil reflejaba un menor impacto del coronavirus sobre las emociones de ira/irritabilidad y sentimiento de soledad.

Uno de los aspectos más novedosos investigados por el estudio de Sandín, Valiente et al. (2020) fue examinar la posibilidad de que también pudieran derivarse efectos positivos asociados al confinamiento. A este respecto, pusimos de relieve que la situación especial generada por la pandemia de COVID-19 y el confinamiento también puede generar efectos positivos. Muchos de los participantes indicaron haber experimentado efectos positivos como valorar nuevos aspectos de la vida, conocer o vivir nuevas experiencias positivas, aprender a valorar cosas importantes de las que antes no era consciente, o descubrir nuevas capacidades o aficiones. Nos llamó la atención constatar que el mayor grado de experiencias positivas se asociaba a ser mujer y tener menos edad. Los jóvenes y las mujeres parecían, por tanto "ser más propicios... para percibir y valorar aspectos positivos que pueden emerger entre las diversas adversidades que generan las situaciones de extremo estrés psicosocial" (Sandín, Valiente et al., 2020, p. 15).

Posteriormente se han publicado múltiples estudios relacionados con el impacto psicológico asociado a periodos de confinamiento o a la amenaza que supone la propia pandemia de COVID-19. Muchos de los estudios se han focalizado en problemas emocionales (ansiedad, depresión, problemas de sueño, síntomas de trastorno de estrés postraumático, etc.) referidos a poblaciones de adultos en general (Alvites-Huamani, 2020; González-Sanguino et al., 2020; Hidalgo et al., 2020; Jiménez et al., 2020; Odriozola-González et al., 2020; Rodríguez-Hidalgo et al., 2020; Subirón, 2020; personas mayores (Velasco et al., 2020), niños y adolescentes (Gómez-Becerra et al., 2020; Orgilés et al., 2020; Pedreira, 2020), y en profesionales de la salud (Romero et al., 2020; Monteiro da Silva et al., 2020). También se ha constatado que el confinamiento y la pandemia de COVID-19 puede afectar negativamente a otras facetas psicológicas como la conducta sexual (Ballester-Arnal et al., 2020; Nebot-García et al., 2020), el equilibrio laboral -balance ocupacional- (González-Bernal et al., 2020) y la perturbación de la vida cotidiana (Parada y Zambrano, 2020). Así mismo, se han llevado a cabo estudios de intervención para reducir y/o prevenir el impacto emocional de la pandemia (Jiménez et al., 2020; Lugo-González et al., 2020; Rodríguez-Ceberio, 2020), así como también propuestas de actuación (Espada et al., 2020; Pedreira, 2020).

La evidencia actual sobre el impacto psicológico de la pandemia de COVID-19, y especialmente del confinamiento asociado, indica un grado elevado y significativo de afectación reflejada a través de incrementos en los niveles de ansiedad, depresión y otras manifestaciones emocionales. No obstante, aparte de la implicación de los factores sociodemográficos, en general no se ha investigado el papel que puedan jugar las variables de vulnerabilidad individual y otros factores de riesgo en dicha afectación. Por otra parte, aunque se ha investigado el impacto sobre diversas emociones, no se ha estudiado el distrés psicológico como constructo comprensivo propio, ni su afectación vinculada al confinamiento relacionado con la pandemia de COVID-19. Desde el punto de vista subjetivo, suele utilizarse el término "distrés" para referirse a un estado general de malestar emocional caracterizado por un conjunto de respuestas emocionales negativas -preocupación, agobio, ansiedad, tristeza, enfado, etc.- (Sandín, 2020). Esta sensación de malestar constituye actualmente un concepto nuclear para establecer las decisiones diagnósticas en el DSM-5 (Sandín, 2013), siendo por tanto un constructo de gran relevancia actual en psicología clínica y psicopatología.

El objetivo del presente estudio consistió en examinar el grado y características del distrés emocional experimentado durante el periodo excepcional de confinamiento vi- vido en España durante los meses de marzo y abril de 2020. Aunque el impacto emocional suele reflejarse en diferentes reacciones emocionales (Sandín, Chorot y Valiente, 2018), el conjunto de emociones como el miedo, la ansiedad, la ira, la preocupación, etc., suelen darse de forma mixta en situaciones de elevado estrés y ante amenazas de naturaleza incontrolable e impredecible (Sandín, 2020; Sandín, Chorot y Valiente, 2020). Como objetivos específicos pretendemos investigar los siguientes aspectos asociados a la situación de estrés psicosocial producido por el confinamiento: (a) proporcionar información empírica sobre la validación de la Escala de Distrés Emocional (EDE), una escala incluida en el Cuestionario de Impacto Psicológico del Coronavirus (CIPC; Sandín et al., 2020); (b) examinar el distrés emocional y sus características; (c) examinar la influencia de los factores de protección, riesgo y vulnerabilidad (incluyendo factores sociodemográficos, psicosociales y de personalidad).

Método

Participan tes

Se utilizó una muestra total de 1.561 participantes. La muestra incluía participantes que vivían en todo el territorio español (véase la Tabla 1). El rango de edad de los participantes fue de 19 a 84 años (M = 33.5, DT = 10.8), de los cuales 366 (23.4 %) eran varones y 1195 (76.6 %) eran mujeres. Para información sobre el resto de características sociodemográficas véase la Tabla 2.

La muestra estuvo constituida por estudiantes de la UNED. Los protocolos fueron cumplimentados entre los días 18 y 26 de abril de 2020 de forma online por todos los participantes. Previamente se informó sobre los objetivos y características del estudio y se requirió la aceptación del consentimiento informado. El estudio fue aprobado por el comité de bioética de la UNED.

Instrumentos de evaluación

Cuestionario de Impacto Psicológico del Coronavirus (CIPC; Sandín, Valiente et al., 2020). Se trata de un cuestionario de autoinforme diseñado para evaluar el impacto psicológico asociado a la pandemia por COVID-19. Incluye varias preguntas iniciales sobre características sociodemográficas y las nueve escalas independientes siguientes: (1) Experiencia con el Coronavirus (ECOVI); (2) Uso de los Medios de Comunicación (UMC); (3) Conductas Asociadas al Confinamiento (CAC): (4) Uso de Conductas Preventivas (UCP); (5) Escala de Miedo al Coronavirus (EMC); (6) Escala de Distrés Emocional (EDE); (7) Escala de Síntomas de Estrés Postraumático (ESEP), (8) Escala de Interferencia por el Coronavirus (EIC), y (9) Escala de Experiencias Positivas ante las Adversidades (EEPA) (para una descripción completa del cuestionario, véase Sandín, Valiente et al., 2020). En lo que concierne al presente estudio, aparte de las preguntas sobre datos sociodemográficos, se utilizaron las escalas UMC y EDE.

Uso de los Medios de Comunicación (UMC). Mediante esta escala se evalúa a través de cuatro ítems la ex- posición a los medios de comunicación, incluyendo la televisión, internet, las redes sociales, y la prensa escrita. La escala incluye tres opciones de respuesta, que varían entre 1 ("Poco o nada" y 3 ("La mayor parte del día").

Escala de Distrés Emocional (EDE). Consiste en una escala que evalúa 10 tipos de experiencias emocionales negativas (incluida la experiencia de problemas de sueño), que generalmente suelen producirse como reacción a las situaciones de elevado estrés psicosocial. El participante responde indicando la frecuencia con que ha experimentado cada síntoma según una escala de frecuencia de cinco puntos: 1 ("Nunca o casi nunca"), 2 ("Algunas veces"), 3 ("Bastantes veces"), 4 ("Muchas veces") y 5 ("Siempre o casi siempre"). En el presente estudio obtuvimos los siguientes coeficientes de fiabilidad: a = .94, ю = .93.

Intolerance of Uncertainty Scale-12 (IUS-12; Carleton et al., 2007). Se utilizó la versión española de Sandín et al. (2012). Se trata de una escala de autoinforme de 12 ítems que evalúa la intolerancia ante situaciones ambiguas y de incertidumbre a los sucesos futuros. La escala se contesta según un rango de respuestas de cinco puntos, que varía entre 1 ("No es característico en mí") y 5 ("Es totalmente característico en mí). Se ha proporcionado evidencia sobre sus excelentes propiedades psicométricas (Pineda, 2018). En el presente estudio se obtuvieron los siguientes valores de fiabilidad: a = .93, p = .93.

Escalas de Afecto Positivo y Negativo [Positive and Negative Affect Schedule, PANAS]. Se aplicó la versión española validada por Sandín et al. (1999). Consta de 20 ítems, 10 referidos al afecto positivo y 10 al afecto negativo. Cada ítem se puntúa según una escala de intensidad de 1 ("nada o casi nada") a 5 ("muchísimo"). Las propiedades psicométricas de esta versión son excelentes. En el presente estudio, se obtuvieron los siguientes coeficientes de fiabilidad: a = .91, ю = .91 (escala de afecto positivo) y a = .90, ю = .91 (escala de afecto negativo).

Análisis estadístico de datos

Aparte del cálculo de los descriptivos básicos (medias y DTs), se llevó a cabo un proceso de análisis factorial de la Escala de Distrés Emocional (EDE) en dos etapas integradas aplicando el EQS 6.3 (Bentler y Hu, 2017). La primera etapa consistió en un análisis factorial exploratorio (AFE) y la segunda en un análisis factorial confirmatorio. En la primera etapa se aplicó análisis paralelo para la determinación del número de factores a extraer y el método de componentes principales basado en las correlaciones policóricas. Se estableció como criterio que las cargas factoriales fueran > .50. En la segunda etapa se aplicó análisis factorial confirmatorio partiendo de la estructura factorial establecida en la fase previa. Las varianzas de los términos de error fueron especificadas como parámetros libres (como norma no se permitió la covariación entre los residuos). La varianza de las variables latentes se fijó en 1.00 con objeto de identificar el modelo de medida. Los análisis se basaron en las correlaciones policóricas y se utilizó el método de estimación ML-robusto, el cual proporciona estadísticos robustos a partir de la prueba escalada de x2 de Satorra-Bentler (S-Bx2) y errores estándar robustos, corrigiendo los errores debidos a una posible violación del principio de normalidad. La aplicación de este método significa que los valores calculados son válidos incluso aunque se violase la asunción de normalidad en el método de estimación. Como suele recomendarse, utilizamos índices de bondad de ajuste de diversas clases (absolutos, de parsimonia y comparativos): (1) S-Bx2 (x2 de Satorra-Bentler), (2) CFI (robust comparative fit index), (3) SRMR (standardized root mean-square residual), y (4) RMSEA (root mean square error of approximation). Se considera un ajuste aceptable si los valores de CFI > 0.90, SRMR < 0.08, y RMSEA < 0.06 (Byrne, 2009; Hu y Bentler, 1999).

Para estimar la fiabilidad de las escalas (consistencia interna) calculamos los coeficientes rho (p), omega (ю), y el tradicional coeficiente alfa (a). En los análisis de frecuencias utilizamos la prueba de x2 de Pearson y la prueba no paramétrica de tablas cruzadas (para distribuciones de frecuencias multivariadas). Para elaborar los modelos predictivos del distrés psicológico a partir de los factores de riesgo/vulnerabilidad y de protección aplicamos análisis de regresión múltiple de pasos sucesivos hacia adelante y de introducción simultánea de las variables independientes. Los análisis se efectuaron con los programas estadísticos SPSS.25 y el EQS 6.3.

Resultados

Características sociodemográfícas

Las principales características sociodemográfícas de la muestra se indican en la Tabla 2. Tal y como puede apreciarse, la mayor parte de los participantes vivía en áreas urbanas, no disponía de jardín privado en su vivienda, y en su núcleo familiar no superaba las tres personas (en el 33.8 % de los casos consiste en cuatro o más personas). Un porcentaje relevante de participantes vivía con alguna persona que padecía una condición de enfermedad crónica grave (19.0 %), o una persona dependiente que requería elevada atención (7.3 %). La mayor parte de los sujetos no tuvo que salir a trabajar fuera de casa (75.8 %). Un porcentaje importante (8.3 %) de participantes trabajan fuera de casa como sanitarios.

Análisis factorial exploratorio y confirmatorio de la Escala de Distrés Emocional (EDE)

El análisis factorial exploratorio (AFE) reflejó que la estructura de la EDE estaba representada por un único factor, el cual explicaba el 65 % de la varianza total. Tanto el análisis paralelo como el test de scree sugerían un único factor. El valor propio del primer factor era de 6.49 (el resto de valores para los restantes factores eran inferiores a la unidad). Las cargas factoriales de cada ítem de la escala y los valores de la comunalidad (h2) se especifican en la Tabla 3. Puede apreciarse que tanto las cargas factoriales (variaron entre .90 y .68) como las comunalidades (entre .81 y .47) alcanzan valores elevados.

Mediante el segundo paso de análisis de la estructura factorial de la EDE (i.e., a través del análisis factorial confirmatorio, AFC), se examinó la estructura unifactorial sugerida empíricamente en el primer paso (AFE), esto es, la estructura de un factor. No cabía examinar otras estructuras factoriales ya que desde el punto de vista teórico también asumíamos una estructura de un único factor de distrés. Tras un primer AFC encontramos una estructura consistente y en general buenos índices de ajuste del modelo unifactorial, si bien el valor de la RMSEA era ligeramente elevado ( > .06). Por ello, efectuamos un análisis basado en los índices de modificación aplicando el test multiplicador de Lagrange (LM Test). Este análisis sugería mejorar el modelo permitiendo la covarianza entre los residuos del Ítem 3 y los Ítems 1, 4 y 5, así como también entre los Ítems 2, 4 y 7, 9. Estas covarianzas se basan en las estrechas relaciones que se dan entre las variables indicadas y reflejan mejor la realidad del modelo factorial confirmatorio. Por ello, optamos por mantener en el modelo final las covarianzas entre los errores especificados.

En la Tabla 3 se indican las estimaciones paramétricas completamente estandarizadas correspondientes a los ítems de la EDE (estas variaron entre .91 y .62), así como también los valores de la R2 (variaron entre .79 y .39; R2 expresa la proporción de varianza explicada por el factor en cada variable) correspondientes al modelo final. Los índices de bondad de ajuste fueron como sigue: S-B%2 (30) = 175.2 (p < .001), CFI = .996, SRMR = .031, y RMSEA = .056 (.048-.064). Puede apreciarse que los indicadores indican en general un excelente ajuste del modelo. Teniendo en cuenta también los valores de las estimaciones de las cargas factoriales, se demuestra que la EDE posee una estructura robusta de un único factor de distrés emocional.

Análisis de ítems de la Escala de Distrés Emocional (EDE)

La Tabla 4 muestra las puntuaciones medias en cada ítem y en la escala total para las submuestras de varones y mujeres y para la muestra total. En la tabla también se indican las correlaciones ítem-escala corregidas. Como puede apreciarse, la consistencia interna de la escala es elevada, aunque se observan diferencias en el tamaño de las correlaciones ítem-escala (las más bajas corresponden a los Ítems 4, 10 y 6). Así mismo, los coeficientes de fiabilidad a (.94) y ю (.93) son excelentes. Por otra parte, encontramos diferencias estadísticamente significativas en las puntuaciones medias entre los grupos de varones y mujeres (p < .001), tanto para cada uno de los ítems como para la puntuación total en la EDE. No obstante, se observa un patrón similar en ambos grupos, destacando las puntuaciones en los Ítems 3 (preocupación), 8 (agobio/estrés), 2 (tristeza/depresión) y 5 (desesperanza). También se indica en la tabla el tamaño del efecto (%2) correspondiente a cada una de las variables dependientes. Los tamaños del efecto de la variable sexo sobre las variables emocionales son en general medios (a partir de .05/.06 suelen considerarse tamaños medios) y medio-bajos.

Porcentaje de personas que experimentaron con elevada frecuencia cada síntoma emocional

Examinamos la frecuencia con la que los participantes experimentaron cada uno de los síntomas de la EDE durante el periodo de confinamiento. En la Tabla 5 se muestran los porcentajes de participantes que respondieron a la escala indicando que habían experimentado la emoción correspondiente con la máxima frecuencia ("Muchas veces" o "Siempre o casi siempre"). Como puede observarse, encontramos diferencias significativas entre los grupos de hombres y mujeres para todas las experiencias emocionales negativas experimentadas (ítems de la escala). Aunque las diferencias entre los grupos son muy destacadas, se observa un perfil similar en ambos grupos: (a) Tanto en varones como en mujeres, los mayores porcentajes corresponden a la preocupación (32.0/14.5), el agobio/estrés (30.6/12.3), los problemas de sueño (28.6/13.1), la desesperanza (27.3/13.7), y la tristeza/depresión (27.0/11.7); (b) en ambos grupos los porcentajes más bajos corresponden a la irritabilidad/agresión (14.3/5.5) y el sentimiento de soledad (15.1/8.2); (c) el resto de emociones (ansiedad/miedo, nerviosismo e intranquilidad/inquietud) ocupaban un lugar intermedio (véase la Tabla 5). Un aspecto llamativo es la gran diferencia entre hombres y mujeres en la experiencia de las emociones negativas, lo cual sugiere que en general las mujeres son mucho más vulnerables emocionalmente a los efectos del confinamiento que los hombres. Aunque estos resultados contrastan con evidencia de la literatura que no ha sugerido diferencias tan marcadas entre hombres y mujeres (e.g., Barrera-Herrera et al., 2019), una explicación plausible es que las diferencias son más marcadas cuando la situación es extremadamente estresante o adversa (Sandín, Valiente et al., 2020).

Tras examinar las frecuencias según los grupos de edad (19-20, 31-50 y > 51 años), encontramos que estas se distribuían significativamente de forma diferente en función de los grupos de edad. Como se indica en la Tabla 6, los porcentajes de participantes que indicaron haber experimentado muchas veces o siempre/casi siempre cada síntoma emocional variaron en función del grupo de edad, existiendo una asociación significativa para todas las variables (p < .001) entre ser más joven y experimentar mayor grado de impacto emocional (distrés). Aun así, puede apreciarse que se mantiene el perfil general observado para la muestra total y para los grupos de hombres y mujeres; es decir, un perfil en el que predominan los síntomas de preocupación, agobio/estrés, problemas del sueño, sentimiento de desesperanza y tristeza/depresión, existiendo un menor grado de impacto sobre la irritabilidad/ira/agresión y el sentimiento de soledad, y un impacto intermedio sobre la ansiedad/miedo, el nerviosismo y la intranquilidad/inquietud (véase la Tabla 6).

Factores de riesgo/vutnerabilidady tactores de protección

Otro de nuestros objetivos fue examinar el posible papel predictivo de (1) la edad, el sexo y otras características sociodemográficas -véase la Tabla 1-, (2) la exposición a los medios de comunicación y (3) las diferencias de personalidad (afecto positivo, afecto negativo, e intolerancia a la incertidumbre) respecto a la experiencia de distrés experimentada (i.e., puntuación total en la EDE). Inicialmente llevamos a cabo un análisis de regresión múltiple de pasos sucesivos hacia adelante con objeto de seleccionar las variables sociodemográficas que fueran relevantes para predecir el nivel de distrés. En este análisis se incluyeron como variables independientes todas las variables sociodemográficas incluidas en la Tabla 2, además de la edad y el sexo. A partir de este análisis fueron seleccionadas las siguientes ocho variables sociodemográficas: edad, sexo, nivel de ingresos, jardín privado en vivienda, vivir con enfermos crónicos, vivir con personas dependientes, trabajar fuera de casa, y trabajar como sanitario. Posteriormente aplicamos un análisis de regresión múltiple incluyendo en la ecuación de regresión simultáneamente estas ocho variables seleccionadas, las variables de personalidad (afecto positivo, afecto negativo, e intolerancia a la incertidumbre), y la exposición a los medios de comunicación.

Los resultados de este análisis se presentan en la Tabla 7. En la tabla se indican los coeficientes de regresión, las correlaciones parciales y los valores de tolerancia (para descartar la multicolinealidad). La tolerancia osciló entre .61 y .97, indicando ausencia de multicolinealidad entre las variables independientes. Todas las variables independientes fueron estadísticamente significativas, excepto el afecto positivo. Ateniéndonos a los valores de beta y los niveles de significación estadística, así como también a los valores de las correlaciones parciales, el mayor poder predictivo se constata para las dos variables de vulnerabilidad de diferencias individuales (afecto negativo e intolerancia a la incertidumbre), la exposición a los medios de comunicación, y tres variables sociodemográficas (edad, sexo, y vivir con enfermos crónicos). El modelo predictivo descrito en la Tabla 7 explica el 49 % de la varianza en la variable de distrés (i.e., un nivel de predicción elevado).

Se constató que cuatro factores sociodemográficos parecían actuar como variables protectoras del distrés, siendo estas la edad, el nivel de ingresos, disponer de jardín privado en la vivienda, y trabajar fuera de casa. Aunque todas estas variables predecían negativamente el nivel de distrés (i.e., parecían actuar como factores protectores), el efecto predictor más potente se observó con la variable edad. El afecto positivo, en contraste, no predijo significativamente el nivel de distrés. Todas las variables de riesgo seleccionadas (vivir con enfermos crónicos, vivir con personas dependientes, trabajar como sanitario y estar expuesto a los medios de comunicación) predijeron significativamente el nivel de distrés; el mayor efecto predictor se asoció a la exposición a los medios de comunicación. Finalmente, las tres variables de vulnerabilidad de diferencias individuales (sexo, afecto negativo e intolerancia a la incertidumbre) fueron estadísticamente significativas. Aunque el poder predictivo de las tres variables fue elevado, lo fue de forma especial el del afecto negativo y la intolerancia a la incertidumbre (estas fueron las variables que mejor predijeron el distrés emocional entre todas las variables del modelo de regresión).

Teniendo en cuenta la particular relevancia que parecían jugar estos dos factores de vulnerabilidad (afecto negativo e intolerancia a la incertidumbre), examinamos la dispersión de las puntuaciones en distrés asociadas a estas dos variables y en función del sexo (véanse las Figuras 1 y 2).

En la Figura 1 puede apreciarse una fuerte relación positiva entre el afecto negativo (PANAS-N) y el nivel de distrés (EDE), siendo dicha relación similar en los grupos de hombres y mujeres (la pendiente de las líneas de regresión es similar). Se aprecia, así mismo, que en las mujeres son superiores las puntuaciones distrés. La Figura 2 muestra un patrón similar relacionado con la intolerancia a la incertidumbre (IUS), aunque en este caso la pendiente de la recta de regresión es ligeramente inferior, denotando que la potencia predictiva es algo inferior. No se observa, por tanto, que exista interacción del sexo con ninguna de las dos variables de personalidad en la predicción del distrés emocional.

Discusión

Como objetivo general, en el presente estudio pretendíamos investigar el nivel de impacto emocional psicológico (distrés emocional) asociado al periodo de confinamiento excepcional vivido en España durante los meses de marzo y abril de 2020 debido a la pandemia de COVID19. A partir del primer objetivo pretendíamos proporcionar información preliminar para la validación de la Escala de Distrés Emocional (EDE), una escala diseñada en el marco de nuestra investigación sobre el impacto psicológico de la COVID-19 junto a otras escalas que conforman el Cuestionario de Impacto Psicológico del Coronavirus (CIPC; Sandín, Valiente et al., 2020). Los datos obtenidos en el presente estudio demuestran que la EDE posee una elevada consistencia interna y una estructura factorial muy robusta consistente en un único factor de distrés emocional. Esta conclusión deriva, tanto de los resultados del análisis factorial exploratorio y confirmatorio (las cargas factoriales variaron entre .90 y .68 en el AFE y entre .91 y .62 en el AFC, siendo excelentes los índices de bondad de ajuste), como de los análisis de consistencia interna (coeficientes de fiabilidad a y ю) y de la varianza media extraída (AVE; el constructo de distrés emocional explica el 65 % de la varianza de los 10 indicadores de la EDE ).

Mediante nuestro segundo objetivo deseábamos examinar el nivel de distrés emocional y sus características (perfil de síntomas). Fundamentalmente pretendíamos conocer el nivel de distrés teniendo en cuenta posibles diferencias relacionadas con el sexo y la edad. Los resultados sugieren un perfil de distrés similar en los grupos de edad y sexo (véanse las Tablas 5 y 6), el cual está caracterizado por un predominio de síntomas de preocupación, agobio/estrés, problemas de sueño, desesperanza y tristeza/preocupación, y un menor reflejo de síntomas de irritabilidad/ira/agresión y de sentimiento de soledad, situándose en una posición intermedia los síntomas de ansiedad/miedo, intranquilidad/ inquietud, y nerviosismo. Este perfil es consistente con los resultados de nuestro anterior estudio (Sandín, Valiente et al., 2020), y demuestran que no todas las emociones negativas responden de igual forma ante una situación de elevado estrés psicosocial. Es importante tener en cuenta que el perfil emocional se mantiene constante con independencia de los grupos de edad y sexo, es decir, que tales patrones de respuesta se dan por igual en hombres y en mujeres, y en cualquier edad (al menos a partir de los 18 años). Por lo demás, los resultados son consistentes con los referidos por otros autores sobre el notable impacto emocional producido durante el confinamiento nacional vivido en España debido a la pandemia de COVID-19, en los que también suele constatarse un mayor grado de afectación en población de menor edad y sexo femenino (Gómez-Becerra et al., 2020; Hidalgo et al., 2020; Orgilés et al., 2020; Pedreira, 2020; Sandín, Valiente et al., 2020).

El tercer objetivo se centró en estudiar la influencia de los posibles factores positivos (factores protectores) y negativos (factores de riesgo y vulnerabilidad) sobre el distrés emocional experimentado por los participantes. En este sentido, de partida consideramos los factores sociodemográficos como potencialmente protectores o de riesgo, los factores de personalidad como variables protectoras (el afecto positivo) y de vulnerabilidad (el afecto negativo y la intolerancia a la incertidumbre), y la exposición a los medios de comunicación como factor de riesgo. Nuestro objetivo perseguía obtener un modelo de regresión que predijera de forma consistente el distrés experimentado durante el periodo de confinamiento. Tras haber aislado las principales variables sociodemográficas que parecían predecir de forma positiva (factores de riesgo) o negativa (factores de protección) los síntomas de distrés, se integraron como variables independientes junto a las variables de personalidad (afecto positivo y negativo, e intolerancia a la incertidumbre) en un modelo de regresión de 12 variables independientes (véase la Tabla 7). Todas las variables independientes excepto el afecto negativo predijeron significativamente la sintomatología de distrés, alcanzando el modelo un alto grado de predicción de esta variable ya que explicaba el 49 % de la varianza en la variable de distrés. Pudimos constatar, así mismo, que cuatro variables sociodemográficas predecían negativamente los síntomas, es decir, podrían actuar como factores de protección. Estas variables fueron la edad, disponer de jardín privado en la vivienda, el nivel de ingresos económicos y trabajar fuera de casa. Aunque todas estas variables resultaron ejercer un efecto predictivo significativo, excepto la edad todas ellas tenían una asociación modesta con la variable dependiente. Nos llamó la atención la ausencia de una influencia significativa del afecto positivo. Aunque en nuestro anterior estudio sobre el impacto psicológico de la COVID-19 (Sandín, Valiente et al., 2020) encontramos que el afecto positivo predecía significativamente los miedos al coronavirus, solo lo era para un tipo de miedos (los relacionados con el contagio, enfermedad y muerte por coronavirus,) y su poder predictivo era bajo.

En contraste, ateniéndonos a los valores de los coeficientes beta del análisis de regresión, las variables de riesgo o vulnerabilidad parecían ejercer un efecto predictivo mucho más potente. Encontramos que cuatro variables sociodemográficas predecían significativamente el nivel de distrés: el sexo (ser mujer), vivir con enfermos crónicos, vivir con personas dependientes y trabajar como sanitario. Aunque todas resultaron ser significativas esta- dísticamente, el sexo poseía claramente un poder predictivo superior. Así mismo, aunque la exposición a los medios de comunicación predijo de forma elevada y consistente el distrés, el afecto negativo y la intolerancia a la incertidumbre resultaron ser las variables del modelo con mayor potencia predictiva. Si bien el afecto negativo parece ser ligeramente superior a este respecto, el patrón predictivo es similar para los grupos de hombres y de mujeres (no encontramos interacción del sexo con ninguna de estas dos variables) -véanse las Figuras 1 y 2-.

Estos resultados son consistentes con los publicados en nuestro primer estudio (Sandín, Valiente et al., 2020) en el cual constatamos que la intolerancia a la incertidumbre y el afecto negativo destacaban respecto a otras variables independientes (factores de riesgo/vulnerabilidad/protección) en la predicción de los miedos al coronavirus. También son consistentes con nuestros datos sobre la especial relevancia de la exposición de los medios de comunicación para predecir los miedos al coronavirus. En una línea similar a los resultados de dicho estudio, podríamos concluir indicando que existen múltiples factores psicológicos y sociodemográficos que están implicados en la forma en que el estrés psicosocial asociado a una situación de elevada amenaza psicológica impacta emocionalmente sobre la persona. No obstante, no parece que todos los factores tengan el mismo peso, siendo las variables de personalidad, la exposición a los medios de comunicación, el sexo y la edad los que parecen resultar más determinantes. Aunque se han publicado recientemente múltiples estudios relacionados con el grado de impacto emocional generado por la pandemia de COVID-19, y en menor grado sobre el papel que juegan las variables psicológicas, que nosotros sepamos hasta ahora no se habían propuesto modelos predictivos comprensivos basados, no solo en variables sociodemográficas, sino especialmente en variables de personalidad. El modelo que presentamos en el presente estudio sobre la predicción del distrés complementa nuestro modelo previo dirigido a la predicción de los miedos al coronavirus (Sandín, Valiente et al., 2020).

Los resultados del presente estudio poseen importantes implicaciones clínicas. Los porcentajes de personas afectadas con elevada frecuencia ("Muchas veces" / "Siempre o casi siempre") de malestar emocional son altos (para la mayor parte de los síntomas entre el 19.3 % y el 27.9 % de los participantes). A partir de esto podría derivarse que estas experiencias emocionales (distrés emocional) poseen una clara implicación clínica por tratarse de reacciones de malestar y sufrimiento emocional excesivamente frecuentes. El estudio proporciona evidencia relevante sobre algunos de los factores de vulnerabilidad y riesgo que pueden amplificar la sintomatología emocional relacionada con el coronavirus. El afecto negativo, la intolerancia a la incertidumbre y la exposición a los medios de comunicación destacan como posibles factores de vulnerabilidad y riesgo de primer orden. Otros factores de vulnerabilidad/riesgo destacables son pertenecer al sexo femenino, vivir con enfermos crónicos, vivir con personas dependientes (personas con algún nivel de discapacidad física o mental), y trabajar como sanitario. Los factores protectores que hemos examinado han resultado tener menor relevancia, aunque algunos parecen estar implicados y deberían ser tenidos en consideración. Consideramos que la evidencia obtenida en el presente estudio podría ser de gran relevancia para implementar programas de intervención y prevención sobre los efectos psicológicos relacionados con el coronavirus y, especialmente, con la situación de amenaza por la pandemia de COVID-19 que estamos viviendo actualmente, así como también para prevenir o intervenir sobre consecuencias futuras. Los programas podrían beneficiarse de los resultados aquí obtenidos, contemplando, por ejemplo, la posible influencia nociva del exceso de exposición a los medios de comunicación (Garfin et al., 2020), o la elaboración de programas de intervención (e.g., Espada et al., 2020; Pedreira, 2020) en los que se integren como objetivos terapéuticos variables relevantes clínicamente, así como también las variables de riesgo/vulnerabilidad y de protección (variables de personalidad, sociodemográficas y psicosociales), implementando programas basados en el uso de las tecnologías de la información y la comunicación (e.g., a través de internet; Sandín et al., 2019), con objeto de mejorar la atención psicológica a las personas afectadas por la especial situación psicosocial relacionada con el coronavirus.

Entre las limitaciones del estudio figura haberse centrado básicamente en el impacto emocional, desatendiendo otros posibles tipos de efectos psicológicos. Tampoco se ha establecido la relación entre el confinamiento y posibles diagnósticos psicopatológicos evaluados mediante entrevista clínica. La muestra empleada se basa en estudiantes universitarios de la UNED, es decir en participantes con un elevado nivel de estudios. No obstante, salvo en este aspecto, los alumnos de la UNED conforman un tipo de muestra muy similar a la población general en los restantes aspectos sociodemográficos. Futuros estudios deberán incluir muestras de distinto tipo para investigar otras formas de impacto psicológico, tanto negativo como positivo.

Conßictos de interés

Los autores declaran no tener conflictos de interés.

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Cómo referendar este artículo/How to reference this article:

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Correspondence address [Dirección para correspondencia]: Bonifacio Sandín, Facultad de Psicología, Universidad Nacional de Educación a Distancia, España.

Email: bsandinE Dsi.uncd.cs

ORCID: Bonifacio Sandín (https://orcid.ore/0000-0001-7206-6410). Paloma Chorot (https://orcid.ore/0000-0002-54422917). Julia García-Escalera (https://orcid.ore/0000-0002-9288-4071) y Rosa M. Valiente (http://orcid.ore/0000-00032369-3295).

Recibido: 26 de enero de 2021.

Aceptado: 6 de marzo de 2021.

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