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Introducción
El confinamiento en los domicilios fue una de las medidas adoptadas en España, y a nivel mundial, con el objetivo de reducir los contagios y disminuir la presión asistencial en el contexto de la pandemia por el COVID-19 (Legido-Quigley et al., 2020). Pese al impacto positivo que supone el confinamiento y el aislamiento en la reducción de las tasas de contagio (Hartley & Perencevich, 2020) , también se han demostrado sus efectos negativos sobre la salud mental, los cuales se clasifican en: a) inmediatos, b) síntomas tardíos o postraumáticos, relacionados directamente con la durabilidad del confinamiento y c) post-confinamiento, se refiere a las consecuencias relacionadas con las alteraciones socioeconómicas (Brooks et al., 2020a; Li et al., 2020; Robertson et al., 2004).
El confinamiento, junto con el exceso de tiempo libre, el aburrimiento y la exposición continuada a noticias sobre las consecuencias de la COVID-19, aumentó los niveles de estrés de la población (Hu et al., 2020), lo que en muchos casos generó cambios en los estilos de vida y patrones de comportamiento como la actividad física, alimentación, consumo de alcohol, tabaco, medicación y juego en línea, entre otros (Balanzá-Martínez et al., 2021; Di Renzo et al., 2020). Así mismo, se han reportado efectos directos del confinamiento sobre la salud de la población, concretamente de personas con enfermedades crónicas, y sobre la salud mental (Biswas et al., 2015; Mahulea et al., 2023).
De otro lado, se ha reportado que las situaciones de estrés y confinamiento impactan de forma diferente la salud de las personas según diversas variables (Esteve-Jordà, 2020; Lobato, 2020; Moreno-Colom et al., 2023). Por ejemplo, es mayor el impacto en las mujeres que en los hombres, dado que estas tienden a soportar dobles y triples jornadas de trabajo y mayor carga como cuidadoras informales (Calvente, 2022; del Río Lozano & García Calvente, 2021; Llobera Ribera et al., 2024). Igualmente, diversas investigaciones han evidenciado que los confinamientos en personas con patologías crónicas previas, tanto físicas como psicológicas, empeoran su estado, ya que aumentan el deterioro cognitivo, los factores de riesgo cardiovascular y condiciones físicas como la obesidad, al tiempo que disminuyen las relaciones interpersonales y la adherencia a los tratamientos, y empeoran el estado de ánimo (Barguilla et al., 2020; Gómez-Escalonilla Lorenzo et al., 2023; Ochoa Esteban et al., 2023; Rodríguez-Fernández et al., 2021; Sideli et al., 2021). Esto, a su vez, supone un factor de riesgo para el aumento de síntomas depresivos y ansiedad, relacionados principalmente con la falta de apoyo social y la soledad no deseada (Bu et al., 2021; Camargo et al., 2023; Solomou & Constantinidou, 2020). En general, se ha demostrado que la soledad aumenta el riesgo de sedentarismo (ya impuesto en sí por el confinamiento), de sufrir enfermedad cardiovascular, tener mala alimentación y el riesgo de muerte (Eng et al., 2002; Locher et al., 2005; Losada-Baltar et al., 2021; Yanguas et al., 2018; Yu et al., 2020).
Los estilos de vida son determinantes en la salud de las personas (Balanzá-Martínez et al., 2021; Córdoba García et al., 2018); comprenden las actitudes psicosociales (higiene del sueño, actividad física, etc.) y las actitudes nocivas (fumar, beber, etc.), las cuales definen la conducta de una persona, y dependen tanto de características biológicas individuales y ambientales, como factores políticos, socioeconómicos, educativos, entre otros (Egea Ronda & del Campo Giménez, 2023; Pickard et al., 2018). Los estilos de vida influyen directamente en diferentes elementos de la calidad de vida como la percepción de uno mismo, la capacidad de adaptación a nuevos entornos y la salud autopercibida (Sprangers, 2015). Así, los estilos de vida y el estado de ánimo están estrechamente relacionados (Gall et al., 2016; Van Gool et al., 2007). El estado de ánimo es un estado afectivo relativamente duradero que influye en la percepción, la toma de decisiones y la conducta de las personas, causado por una variedad de factores físicos, psicológicos y socioambientales (Ekkekakis & Russell, 2013). Se compone de dimensiones como la activación (postiva-negativa) y el agrado (interés-desinterés), y está determinado por factores tanto internos como externos, difusos o globales (Watson & Tellegen, 1985). Aquellas personas con un estado de ánimo decaído y/o fatalista desarrollan peores estilos de vida y presentan peor salud autopercibida (Lubetkin et al., 2005; Pickard et al., 2018). Además, diversos estudios confirman la relación entre el estado de ánimo más negativo y actitudes más nocivas como una dieta deficiente, mayor consumo de alcohol, peor calidad del sueño y menor actividad física (Alford et al., 2020; Baglioni et al., 2010; Ingram et al., 2020; Sarris et al., 2020).
Teniendo en cuenta lo expuesto, el objetivo de esta investigación fue analizar el efecto de los estilos de vida desarrollados durante el primer confinamiento por COVID-19 en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida en una población adulta de España, y la influencia de actitudes psicosociales, actitudes nocivas y enfermedades crónicas en esta relación.
Método
Estudio transversal con diseño correlacional, de la población de Zaragoza mayor de 16 años. Zaragoza es una ciudad del sur de Europa con 717.259 habitantes. Los datos se obtuvieron de la II Encuesta Condiciones de vida, necesidades y expectativas tras 20 meses de pandemia por Covid-19 (Pueyo Campos et al., 2022). Esta encuesta autoadministrada online se realizó con el objetivo de obtener información de la autopercepción de la ciudadanía sobre diferentes aspectos vividos durante el primer confinamiento estricto de la pandemia por COVID 19 (marzo-junio 2020). La encuesta fue desarrollada por un grupo de profesionales con perfil técnico del Ayuntamiento de Zaragoza, de la Universidad de Zaragoza, del Servicio Aragonés de la Salud y del Instituto de Investigación Sanitaria en Aragón. Una vez elaborada la primera versión un grupo de personas expertas la revisaron, hicieron correcciones y se elaboró la encuesta final, sin ser sometida a pilotaje. Esta contenía preguntas sobre datos como la edad, el nivel de estudios e ingresos, y de la salud (salud autopercibida, estado de ánimo, enfermedad crónica, actitudes psicosociales o nocivas) (Pueyo Campos et al., 2022).
Participantes
Se realizó un muestreo no probabilístico mediante el método de bola de nieve con apoyo de técnicas de marketing digital (sorteo de un dispositivo digital por completar correctamente la encuesta). Se invitó a participar a la ciudadanía mediante las redes sociales y entidades locales. Así mismo, con el objetivo de ampliar la muestra, se animó a los primeros participantes a invitar a otras personas de su entorno. Con el objetivo de comprobar si la muestra obtenida era representativa de la población zaragozana, se comparó la distribución real de las variables sociodemográficas de la población con la muestra recogida, y no se encontraron diferencias estadísticamente significativas. Los participantes respondieron la encuesta por ordenador de manera no asistida y auto diligenciada. Para solventar las tasas de no respuestas y las respuestas faltantes de algunas encuestas se calcularon factores de ponderación. Aunque se obtuvieron resultados adecuados, dado el sistema de recolección de la información, se asumió que la muestra era no probabilística (George & Mallery, 2003).
Variables
La variable de resultado es la salud autopercibida. Se evaluó a través de la pregunta "¿Cómo está su salud?" con cinco opciones de respuesta desde 1 (Muy mala) y 5 (Muy buena).
La variable criterio es el estado de ánimo. Se evaluó a partir de la pregunta "¿Cómo se sintió usted antes y durante el confinamiento por COVID-19? con cinco posibles respuestas desde 1 (Muy malo) hasta 5 (Muy bueno), tanto para antes como para después del confinamiento.
Las variables mediadoras son las actitudes psicosociales de los estilos de vida experimentadas durante el confinamiento. Se evaluaron mediante preguntas respecto a la vivencia de diversas situaciones durante el periodo de confinamiento: "insomnio", "falta de apetito", "cansancio", "ansiedad", "irritabilidad", "problemas gástricos” (como variable proxy a síntomas estresantes)" y "problemas de concentración" (Egea Ronda & del Campo Giménez, 2023). Cada una se evaluó con cinco posibles respuestas de modo que el valor más bajo es 7 (actitudes psicosociales adecuadas) y el más alto es 35 (actitudes psicosociales inadecuadas). Para validar el índice obtenido, se realizó un análisis de fiabilidad de la escala de las variables utilizadas a partir del análisis factorial exploratorio por mínimos cuadrados que determina un único factor que explica el 55,6% de la varianza. La prueba de KMO y esfericidad de Bartlett da un resultado de 0,886 (p<0,001) y presenta un Alfa de Cronbach de 0,866 (George & Mallery, 2003).
Las variables moderadoras son la enfermedad crónica y las actitudes nocivas de los estilos de vida. La enfermedad crónica se evaluó mediante la pregunta “tiene o no una enfermedad crónica” durante el confinamiento. Y las actitudes nocivas se evaluaron mediante siete preguntas relacionadas con los hábitos de vida o actitudes durante el confinamiento, indicando en la respuesta el grado de intensidad del cambio (de más cambio a ningún cambio). Las preguntas hacían referencia al cuidado de la alimentación y la higiene personal, la realización de ejercicio físico, consumo de medicamentos, fumar y beber alcohol, o jugar a apuestas online (Egea Ronda & del Campo Giménez, 2023). Todas ellas se suman y dan como resultado un índice con un rango entre 0 (sin actitudes nocivas) y 10 (con actitudes nocivas).
Por último, se consideraron covariables las siguientes variables sociodemográficas: sexo (masculino/femenino); edad clasificada en tres grupos ([16-49 años]; [50-65 años] y [> 65 años]); nivel educativo catalogado en tres grupos (UNESCO, 2011): bajo (educación inferior y secundaria), medio (bachillerato y formación profesional de grado medio) y alto (titulaciones superiores y o carreras); y nivel de ingresos netos mensuales por hogar ([<1000€], [1000-1999€], [2000-2999€], [3000-3999€] y [>4000€]).
Análisis de datos
Inicialmente se realizó un análisis descriptivo y de correlación bivariada de las variables, y entre la variable mediadora y el resto de las variables incluidas en el estudio. Para examinar el efecto del estado de ánimo durante el confinamiento en la salud percibida, y la posible influencia por terceras variables se realizó un análisis de regresión lineal por mínimos cuadrados ordinarios. El modelo resultante permite evaluar, estadísticamente, cómo una variable criterio o antecedente causal ejerce un efecto sobre una variable dependiente o consecuente (X → Y). Este modelo puede complementarse con terceras variables que expliquen con mayor precisión las hipótesis u objetivos planteados (Hayes, 2022).
En la Figura 1 el proceso de mediación simple está definido por tres ecuaciones de regresión que cuantifican estadísticamente la influencia de la variable causal antecedente (X=Estado de ánimo) sobre el resultado de una variable consecuente (Y=Salud autopercibida), considerando o no, una tercera variable denominada mediadora (M=Actitud Psicosocial).
La primera ecuación de regresión (modelo-1) cuantifica la relación entre el estado de ánimo y la actitud psicosocial. La segunda ecuación (modelo-2) cuantifica la relación entre la actitud psicosocial y la salud autopercibida, así como, la relación directa entre el estado de ánimo y la salud autopercibida cuando la actitud psicosocial se mantiene constante. A partir de estos dos modelos, se calcula el efecto indirecto, dado por el producto de los coeficientes dados por el modelo 1 y 2. Y, la tercera ecuación (modelo-3) cuantifica el efecto total determinado por la influencia de la actitud psicosocial en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida.
La mediación anterior puede estar influida por variables mediadoras, en este caso, se determina que el consumo o la práctica de determinadas actitudes nocivas (W) o las asociadas al padecimiento o no de una enfermedad crónica (Z) pueden aumentar o reducir el efecto de las relaciones. En ambos casos, las variables sociodemográficas y económicas juegan el papel de covariables (C1, C2, C3, C4) (Ato & Vallejo, 2011).
Para probar el modelo propuesto, se utilizó la macro PROCCESS en IBN SPSS Statistics24® con los modelos 4 y 73, utilizando 10.000 muestras bootstrap. En todos los análisis se aplicaron factores de ponderación, calculados para evitar errores asociados al diseño o a la falta de respuesta. Todas las pruebas se consideraron significativas cuando p<0,05.
Consideraciones éticas
La realización del estudio original (Pueyo Campos et al., 2022) fue aprobada por la Corporativa local del Ayuntamiento de Zaragoza y el equipo investigador solo obtuvo los ficheros de datos anonimizados por lo que no fueron necesarios permisos de Comité Ético para la realización de este estudio. Los microdatos fueron cedidos por el Ayuntamiento de Zaragoza a la Cátedra de Ordenación del Territorio para su explotación de forma anónima, una vez evaluados y filtrados por el órgano municipal correspondiente. El ayuntamiento de Zaragoza fue el responsable de la obtención del consentimiento informado.
Resultados
Tal y como se observa en la Tabla 1, un total de 3.939 personas (53% mujeres) participaron en el estudio, siendo el grupo de edad más frecuente el de 16-49 años (52,5%). El 57,5% de la población tiene un nivel educativo bajo y el 43% recibe entre 1.000-2.000 euros al mes. En relación con la salud percibida, las mujeres presentaron valores un 4,5% inferiores a los de los hombres (p<0,001). Más del 60% de la muestra no informó tener enfermedades crónicas durante el confinamiento.
Tabla 1. Descripción de las variables de estudio.
| Variables | Hombres n:1851 (%) | Mujeres n:2088 (%) | p (Chi2) | |
|---|---|---|---|---|
| Edad (años) | 16-49 | 55.4 | 49.8 | <0.001 |
| 50-65 | 26.3 | 26.6 | ||
| >65 | 18.2 | 23.6 | ||
| Nivel de estudios1 | Bajo | 57.6 | 57.4 | <0.001 |
| Medio | 22.8 | 19.6 | ||
| Alto | 19.6 | 23 | ||
| Nivel de ingresos | I (< 1,000 €/mes) | 10 | 15.6 | <0.001 |
| II (1,000-1999) | 41.5 | 44.5 | ||
| III (2,000-3000) | 30.6 | 27.9 | ||
| IV (3,001-4,000) | 13 | 7.5 | ||
| V (> 4,000) | 4.9 | 4.6 | ||
| Salud autopercibida | Muy mal | 6.6 | 9.5 | <0.001 |
| Mal | 13.7 | 15.3 | ||
| Normal | 27.7 | 26.4 | ||
| Bien | 31.4 | 31.7 | ||
| Muy bien | 20.6 | 17.1 | ||
| Estado de ánimo antes del confinamiento | Muy mal | 1.5 | 1.3 | <0.001 |
| Mal | 3.7 | 2.8 | ||
| Normal | 22.8 | 20.2 | ||
| Bien | 43.3 | 42.2 | ||
| Muy Bien | 28.7 | 33.5 | ||
| Estado de ánimo durante el confinamiento | Muy mal | 8 | 10.7 | <0.001 |
| Mal | 28.1 | 28.8 | ||
| Normal | 40.5 | 37 | ||
| Bien | 18.8 | 21 | ||
| Muy Bien | 4.5 | 2.3 | ||
| Enfermedad crónica | Si | 37.6 | 38.9 | <0.001 |
| No | 62.4 | 61.1 | ||
| M (D.T)* | M (D.T)* | |||
| Actitudes psicosociales2 | 25.42 (6.83) | 23.25 (6.73) | <0.001 | |
| Actitudes nocivas3 | 4.46 (1.87) | 4.45 (1.87) | 0.935 |
1. Nivel de estudios: Bajo (estudios inferiores y educación secundaria obligatoria), Medio (Bachillerato y/o formación profesional de Grado Medio) y Alto (Formación profesional de Grado Superior y Universitarios). 2. Aptitudes psicosociales: puntuación de 7 a 35 de peores a mayores. 3. Actitudes nocivas: puntuación de 0 a 10 de peores a mayores actitudes nocivas. *M (D.T): Media y desviación típica.
En relación con el estado de ánimo, antes del confinamiento, las mujeres presentaban mejor estado de ánimo que los hombres. Sin embargo, durante el período de confinamiento, el estado de ánimo de la población estudiada empeoró significativamente, principalmente en las mujeres (evaluación muy mala 1,3% vs. 10,7%; p<0,001) (Tabla 1). Los hombres mostraron mejores actitudes psicosociales que las mujeres (p<0,001). Finalmente, no se encontraron diferencias estadísticamente significativas en las actitudes nocivas desarrolladas durante el confinamiento entre hombres y mujeres (p= 0,935).
En cuanto a los factores asociados a una buena salud autopercibida, esta variable se correlacionó positivamente con tener un buen estado de ánimo (r=0,443; p<0,001), con actitudes psicosociales adecuadas (r=0,438; p<0,001) y con no padecer enfermedades crónicas (r=0,194; p<0,001). Y la salud autopercibida se correlacionó negativamente con las actitudes nocivas desarrolladas durante el confinamiento (r=-0,176; p<0,001).
Análisis de Mediación
Los resultados del análisis de mediación de las actitudes psicosociales en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida durante el confinamiento por COVID-19 en población zaragozana mayor de 16 años se presentan en la Tabla 2 y su representación gráfica en la Figura 2. Así, el modelo 1 muestra cómo un estado de ánimo muy bueno se asocia con actitudes psicosociales adecuadas (a=3,945; p<0,001), con mayor relevancia en los hombres, de mayor edad y con una posición socioeconómica alta. El modelo 2 indica la existencia de una relación positiva entre las actitudes psicosociales y la salud autopercibida (b=0,054; p<0,001), siendo los jóvenes y las personas con mayores ingresos los que tienen mejor percepción de la salud. El efecto directo determina que, a igualdad de actitudes psicosociales, quienes tienen un buen estado de ánimo tienen una buena percepción de su salud (c'=0,293; p<0,001). El efecto indirecto expone cómo las actitudes psicosociales (b:0,212, SE:0,014; IC95%: 0,250;0,336) influyen positivamente, aumentando la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida. Y, finalmente, el modelo 3 presenta el efecto total del estado de ánimo sobre la salud autopercibida (c=0,505; p<0,001), siendo los hombres, jóvenes y con altos ingresos los que tuvieron mejor percepción de su salud. El nivel educativo no influyó en estas relaciones (p>0,05).
Tabla 2. Resultados del análisis de mediación de las actitudes psicosociales en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida durante el confinamiento por COVID-19.
| Predictores | Modelo-1 | Modelo 2 | Modelo 3 | ||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Y | (Apsico) Actitudes Psicosociales | Y | (SA) Salud Autopercibida | Y | (SA) Salud Autopercibida | ||||||||
| B | t | β | B | t | β | B | t | β | |||||
| X | (EA) Estado Anímico | a | 3.9452*** | 44,810 | 0,555 | c' | 0.293*** | 13,399 | 0,225 | c | 0.505*** | 27,156 | 0,387 |
| M | (APsico) Actitudes Psicosociales | b | 0.054*** | 16,984 | 0,292 | ||||||||
| C₁ | Sexo | f₁ | -1.878*** | -10,723 | -0,133 | g₁ | 0,010 | 0,263 | 0,004 | h₁ | -0.091** | -2,467 | -0,035 |
| C₂ | Edad | f₂ | 1.393*** | 9,520 | 0,118 | g₂ | -0.299*** | -9,903 | -0,138 | h₂ | -0.224*** | -7,263 | -0,104 |
| C₃ | Formación | f₃ | -0,030 | -0,243 | -0,003 | g₃ | 0,049 | 1,940 | 0,028 | h₃ | 0,047 | 1,815 | 0,027 |
| C₄ | Ingresos | f₄ | 0.479*** | 5,771 | 0,075 | g₄ | 0.0527** | 3,099 | 0,045 | h₄ | 0.078*** | 4,476 | 0,067 |
| 0,375 | 0,228 | 0,174 | |||||||||||
| F R2 | 502.129*** | 205.310*** | 176.537*** | ||||||||||
* p<0.05 ; **p<0.01 ; ***p<0.001.
Análisis condicional
En la Tabla 3 y la Figura 3 se presentan los resultados y su representación gráfica de los análisis de mediación de las actitudes psicosociales moderada por las variables enfermedad crónica y actitudes nocivas, en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida durante el confinamiento por COVID-19 en población zaragozana de 16 y más años. Por un lado, el modelo 1 evalúa cómo la relación entre el estado de ánimo y las actitudes psicosociales está condicionada por determinadas actitudes nocivas y por padecer o no una enfermedad crónica durante el periodo de confinamiento. Este modelo 1 plantea tres efectos principales, los producidos por las variables estado de ánimo (a1=4,501; p<0,001), actitud nociva (a2=0,143; p>0,05) y enfermedad crónica (a3=4,818; p<0,001), lo que implica que los valores del estado de ánimo y de la enfermedad crónica influyen en los valores de las actitudes psicosociales, pero no en los de las actitudes nocivas. Por otro lado, el modelo 2 evalúa la relación entre las actitudes psicosociales y la salud autopercibida, así como entre el estado de ánimo y la salud autopercibida cuando las actitudes psicosociales se mantienen constantes, condicionadas por la influencia de las actitudes nocivas y por tener una enfermedad crónica. Valores más altos de actitudes psicosociales significan una mejor valoración de la salud autopercibida (b1=0,055; p<0,001). Si se valoran los efectos directos, el mayor valor del estado de ánimo (c'1=0,276; p<0,001) y en ausencia de enfermedad crónica (c'3=0,829; p<0,001) y el mismo valor de actitudes psicosociales, se obtienen mejores valoraciones de la salud autopercibida, con mayor relevancia en hombres y clases socioeconómicas altas.
Tabla 3. Análisis de mediación de las actitudes psicosociales moderada por las variables enfermedad crónica y actitudes nocivas, en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida durante el confinamiento por COVID-19.
| Predictores | Modelo-1 | Modelo 2 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Actitudes Psicosociales | Salud Autopercibida | |||||||
| B | t | B | t | |||||
| X | (EA) | Estado Anímico | a₁ | 4.5005*** | 10,667 | c'₁ | 0.2761*** | 2,633 |
| M | (AP) | Actitudes Psicosociales | b₁ | 0.055*** | 3,897 | |||
| W | (AN) | Actitudes Nocivas | a₂ | 0,143 | 0,610 | c'₂ | -0,039 | -0,683 |
| X . W | EA x AN | a₄ | -0,111 | -1,328 | c'₄ | 0,002 | 0,089 | |
| M . W | AP x AN | b₂ | -0,001 | -0,288 | ||||
| Z | (EC) | Enfermedad Crónica | a₃ | 4.8175*** | 3,206 | c'₃ | 0.8286** | 2,262 |
| X . Z | EA x EC | a₅ | -1.032** | -2,062 | c'₅ | -0,053 | -0,430 | |
| M . Z | AP x EC | b₃ | -0,011 | -0,644 | ||||
| W . Z | AN x EC | a₆ | -0.605** | -2,110 | c'₆ | -0,069 | -0,976 | |
| X . W . Z | EA x AN x EC | a₇ | 0.1706ᵀ | 1,704 | c'₇ | 0,010 | 0,418 | |
| M . W . Z | AP x AN x EC | b₄ | 0,002 | 0,458 | ||||
| C1 | Sexo | f₁ | -2.013*** | -11,531 | g₁ | -0,031 | -0,869 | |
| C2 | Edad | f₂ | 1.5652*** | 10,498 | g₂ | -0.2349*** | -7,655 | |
| C3 | Formación | f₃ | -0,121 | -0,986 | g₃ | 0,023 | 0,935 | |
| C4 | Ingresos | f₄ | 0.456*** | 5,543 | g₄ | 0.0483** | 2,882 | |
| R2 | 0,3875 | 0,2541 | ||||||
| F | 240.057*** | 94.707*** | ||||||
* p<0.05 ; **p<0.01 ; ***p<0.001 ; ᵀ Tendencial.
La interacción entre estas variables (EAxAN, EAxEC; ANxEC y EAxANxEC) mostró que: a) el efecto del estado de ánimo sobre las actitudes psicosociales no depende de los valores de las actitudes nocivas (EAxAN =-0,111; p>0,05), b) el efecto del estado de ánimo sobre las actitudes psicosociales depende de tener una enfermedad crónica (EAxEC =-0,520; p<0. 05), c) el efecto de las actitudes nocivas sobre las actitudes psicosociales depende de tener una enfermedad crónica (ANxEC =-0,605; p<0,05), y d) el efecto del estado de ánimo sobre las actitudes psicosociales tiende hacia la relación entre las actitudes nocivas y la enfermedad crónica (EAxANxEC =0,171; p=0,088).
Figura 3. Resultados de los análisis de mediación de las actitudes psicosociales moderada por las variables enfermedad crónica y actitudes nocivas, en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida durante el confinamiento por COVID-19.
Figura 4. Impacto de los efectos condicionales producidos por la enfermedad crónica y las actitudes nocivas sobre el modelo de mediación dado por las actitudes psicosociales en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida.
Así, en la Figura 4 (a,b,c) se representa el impacto de los efectos condicionales producidos por la enfermedad crónica y las actitudes nocivas sobre el modelo de mediación dado por las actitudes psicosociales en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida. Tal y como se muestra en la Figura 4ª el efecto del estado de ánimo sobre las actitudes psicosociales disminuye a medida que aumentan las actitudes nocivas en las personas con enfermedad crónica, en comparación con las personas sin enfermedad crónica, y el efecto aumenta a medida que aumentan las actitudes nocivas. Los efectos directos condicionales, presentados en la Figura 4b, son estadísticamente significativos y determinan que, a igualdad de actitudes psicosociales, el impacto de la enfermedad crónica y de las actitudes nocivas sobre la salud autopercibida es mayor en función del aumento de la frecuencia de los hábitos negativos, siendo más notable entre los que no tienen enfermedad crónica. También, en la Figura 4c se muestra el impacto de los efectos indirectos condicionales de tener una enfermedad crónica y tener actitudes nocivas en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida cuando ésta se ve influida por las actitudes psicosociales. En este sentido, se observa cómo, al igual que en los efectos directos, en aquellos que no tienen una enfermedad crónica, el tamaño del efecto aumenta a medida que aumentan las actitudes nocivas, frente a los que sí padecen una enfermedad crónica, en los que el efecto es mayor cuando tienen más actitudes psicosociales. En ambos casos, tengan o no una enfermedad crónica, el efecto es igual cuando las actitudes nocivas empeoran.
Figura 5. Resultados del modelo de mediación dado por las actitudes psicosociales en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida, diferenciado por los efectos de las variables moderadoras.
Finalmente, en la Figura 5 se presentan los resultados de los modelos descritos anteriormente. Se observa cómo las personas que no declaran tener una enfermedad crónica y tienen un estado de ánimo óptimo, actitudes psicosociales adecuadas y menores actitudes nocivas, a su vez declaran tener una mejor salud autopercibida. Sin embargo, las personas que tienen una enfermedad crónica muestran peores resultados en todas las variables descritas anteriormente. En concreto, la Figura 5 presenta una clara distinción entre los individuos que padecen una enfermedad crónica y los que no. Las personas que padecen una enfermedad crónica presentan valores más bajos en salud autopercibida y estado de ánimo, y mayores actitudes nocivas durante el confinamiento por COVID-19. También se observa que las personas que presentan mejores actitudes psicosociales durante el confinamiento son las que tienen mejor estado de ánimo durante este periodo. Finalmente, este proceso de moderación muestra que las personas que presentaron menos o ninguna actitud nociva durante el confinamiento reflejaron mejor salud autopercibida, mejor estado de ánimo y mejores actitudes psicosociales.
Discusión
El objetivo de este estudio fue analizar el efecto de los estilos de vida, desarrollados durante el confinamiento por COVID-19, en la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida en una población adulta de España, y la influencia de actitudes psicosociales, actitudes nocivas y enfermedades crónicas en esta relación. Los resultados obtenidos muestran cómo esta relación, entre el estado de ánimo y la salud autopercibida, está influenciada principalmente por diversas actitudes nocivas experimentadas durante el confinamiento como insomnio, falta de apetito, cansancio, ansiedad, irritabilidad, problemas gástricos y problemas de concentración. También se encontró una relación directa entre la presentación de actitudes nocivas y una percepción negativa de la salud, valores que se agravan en aquellas personas con enfermedades crónicas.
Durante el confinamiento, la población del presente estudio experimentó un empeoramiento del estado de ánimo, con respecto al periodo anterior al mismo, y afectó en mayor medida a las mujeres. Antes del confinamiento, el 1,3% de las mujeres evaluaron su estado de ánimo como muy malo frente al 10,7% que lo evaluaron como muy malo durante el confinamiento. En esta misma línea, en el estudio transversal de González-Sanguino et al., (2020) realizado con 3480 personas de Toledo (España), reportaron que el 18,7% percibió un empeoramiento del estado de ánimo, y el género femenino y las patologías previas se asociaron a mayor empeoramiento. También, en abril de 2020 se realizó una encuesta internacional con 1047 participantes de Europa, el norte de África, Asia occidental y las Américas, y los resultados reflejaron como el confinamiento domiciliario por COVID-19 provocó un efecto negativo sobre el bienestar mental y el estado de ánimo de dichas poblaciones (Ammar et al., 2020).
Asimismo, en el presente estudio se encontró que los hombres, jóvenes y con mayor capacidad económica fueron los que menos cambios experimentaron en su estado de ánimo y en su percepción de la salud durante el confinamiento. Estudios anteriores han demostrado que las desigualdades socioeconómicas y de género existentes afectan directamente la percepción de la salud, siendo las personas de las clases sociales menos favorecidas, las personas mayores y las mujeres las que peor salud perciben (Aguilar-Palacio et al., 2018; del Río Lozano & García Calvente, 2021; Ogando et al., 2022; Saez et al., 2019). Las preocupaciones económicas experimentadas durante el confinamiento y su efecto lineal con el bienestar, favorecieron el incremento de la brecha en la salud percibida entre aquellos con mayor capacidad económica y los que no (Torrado et al., 2022). Además, durante el confinamiento, los sectores económicos más afectados por las medidas de cierre parcial fueron sectores altamente feminizados, e incluso dentro del personal sanitario fueron las mujeres las que presentaron mayor porcentaje de contagio (27,2% frente al 11%) (Instituto de Salud Carlos III, 2020). También, estos resultados se relacionan con el hecho de que las personas con mayor capacidad económica, además tuvieron mayores oportunidades de realizar teletrabajo, reduciendo de esta manera el impacto de las restricciones e inseguridades generadas por los expedientes de regulación de empleo temporales (ERTEs) (Salas-Nicas et al., 2020).
El confinamiento presentó un efecto negativo sobre la calidad de vida, afectando a las necesidades materiales e impersonales, a las sociales y al desarrollo personal (Brooks et al., 2020b). Un estudio realizado en el sur de Europa reflejó en general una disminución de la satisfacción con la vida durante el confinamiento respecto al periodo anterior (Slimani et al., 2021). Siendo el ocio y las relaciones sociales unas de las principales dimensiones afectadas durante el confinamiento (Fontana Sierra, 2020; Malmierca & Tuero, 2020; Reuter et al., 2022). Se observa como situaciones de confinamiento cambian los estilos de vida sociales de las personas, en la medida que las personas se aíslan, las estructuras de apoyo social se rompen, y se pierde el intercambio con otros elementos significativos del entorno como los familiares, amigos, organizaciones comunitarias o laborales, que actúan, habitualmente, como fuente de soporte emocional y material (Boughattas et al., 2021; Jung & Jun, 2020).
En el presente estudio se encontró una relación positiva entre el empeoramiento del estado de ánimo de los participantes y una peor valoración de su salud autopercibida, principalmente en personas con actitudes nocivas y con enfermedades crónicas. Estos resultados coinciden con los de estudios previos que señalan como el confinamiento provocó cambios en el estilo de vida, reflejados en comportamientos menos saludables y un deterioro del estado de ánimo, principalmente en las mujeres (Di Renzo et al., 2020; Fauci et al., 2020). Como consecuencia del confinamiento, se adoptaron hábitos de vida inactivos y sedentarios (Reuter et al., 2022), disminuyó la calidad y horas el sueño (Abarca et al., 2020; Sinisterra-Loaiza et al., 2020), y se incrementó el consumo de alimentos dulces y postres, bebidas azucaradas y comida rápida (Pérez-Rodrigo et al., 2020; Sinisterra-Loaiza et al., 2020; Villaseñor Lopez et al., 2021), quizás con el objetivo de lograr una mayor producción de serotonina para tratar de mejorar el estado de ánimo (Muscogiuri et al., 2020). En la misma línea se encuentran los resultados reflejados previamente con participantes de Europa, el norte de África, Asia occidental y las Américas, en quienes el confinamiento provocó un efecto negativo sobre el bienestar mental, el estado emocional, los hábitos de vida, la actividad física y social, el sueño y los hábitos alimentarios (Ammar et al., 2020). Otro estudio de revisión sistemática realizado con datos la población general de ocho países (China, España, Italia, Irán, Estados Unidos, Turquía, Nepal y Dinamarca) reflejó como los principales factores de riesgo asociados con la angustia mental durante la pandemia de COVID-19 se encuentran el sexo femenino, la presencia de enfermedades crónicas o trastornos psiquiátricos, y la condición de desempleo (Xiong et al., 2020).
Por último, los resultados evidenciaron que las enfermedades crónicas presentan una asociación negativa con la relación entre el estado de ánimo y la salud autopercibida. Estudios previos muestran resultados similares. Así, un estudio realizado en 3589 sujetos de Arabia Saudita identificó que el confinamiento ha cambiado los estilos de vida sociales de las personas y que las mujeres, las personas casadas y las personas mayores de 50 años experimentaron mayor impacto psicológico (Boughattas et al., 2021). Una revisión sistemática y metanálisis realizado por Wu y colaboradores (2021) permitió concluir que los pacientes con enfermedades crónicas no infecciosas, las personas en cuarentena y los pacientes con COVID-19 presentaron mayor riesgo de depresión y ansiedad que otras poblaciones. Asimismo, un estudio realizado en 1545 adultos estadounidenses reflejó que las personas que viven solas y aquellas con al menos una enfermedad crónica tuvieron un aumento de la soledad durante la fase aguda del brote (Luchetti et al., 2020). Además, se ha reportado que un mayor riesgo de aislamiento y una menor capacidad de autocuidado, puede aumentar la vulnerabilidad y el riesgo de pérdida de autonomía de la población mayor (Ogando et al., 2022).
Este estudio aporta al conocimiento de las consecuencias que las medidas de aislamiento social pudieron tener sobre diversos determinantes de la salud, el estado de ánimo y la salud percibida en una población específica de España. Asimismo, y aunque los datos no son generalizables al resto de la población, sí ayudan a comprender como las situaciones de aislamiento social afectan principalmente a poblaciones vulnerables con menos recursos y enfermedades crónicas. La principal limitación del presente estudio es el tipo de muestreo no probabilístico utilizado, que dificulta la generalización de los resultados. Con el objetivo de comprobar si la muestra obtenida era representativa de la población zaragozana, se comparó la distribución real de las variables sociodemográficas de la población de Zaragoza con la muestra recogida, y no se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre la muestra y la población zaragozana. Para solventar las tasas de no respuestas y las respuestas faltantes de algunas encuestas se calcularon factores de ponderación. Aunque se obtuvieron resultados adecuados, según el sistema de recogida de la información, se asumió que la muestra era no probabilística (George & Mallery, 2003). No obstante, el estudio presenta un tamaño de muestra adecuado al objeto de estudio y una robustez de los datos, que se manifiesta en los resultados obtenidos sobre la infección por COVID-19, como los proporcionados por las fuentes oficiales (Asociación Cántabra de Investigación en Aparato Respiratorio (ACINAR), 2021). Finalmente, se construyó un índice sintético para medir, en su totalidad, las actitudes nocivas desarrolladas por cada persona durante el confinamiento, permitiendo a partir de un solo indicador, conocer el comportamiento de los participantes en un momento con características muy concretas, pero los análisis de fiabilidad no arrojaron resultados óptimos como sería deseable.
La pandemia ha supuesto un hito en la gestión sanitaria. Los confinamientos no sólo suponen un gran reto en la gestión social y laboral de un país, sino también un reto para el individuo, un cambio importante en su forma de vida con un impacto directo en su salud. En periodos de crisis, como el experimentado, con un impacto creciente en la salud de las personas, son necesarios programas de promoción de hábitos saludables, actitudes psicosociales y de consumo responsable, con especial atención a los pacientes crónicos y de edad avanzada, para reducir el deterioro de la salud y el aumento de la presión asistencial.
