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Introducción
La enfermedad SARS-2 por COVID-19 ha generado una de las pandemias más severas en los últimos 100 años, impactando de manera negativa la salud física y mental de las personas dado su alto índice de contagio y de mortalidad, y el alto grado de incertidumbre que conlleva (Lancet, 2020). La pandemia por COVID-19, que tuvo su origen en Wuhan, China, a mediados de diciembre de 2019, ha progresado de manera diferencial por regiones y países en función de las medidas sanitarias para el control y disminución del contagio establecidas por la Organización Mundial de la Salud (WHO, 2020), vinculadas a contextos socio políticos y culturales diversos (Hernández, 2020). De acuerdo con la Organización Panamericana de la Salud (OPS, 2016), la salud mental implica un estado de bienestar asociado con un sentido de competencia social y emocional, básico para hacer frente a las presiones cotidianas de la vida; por lo que, desde un enfoque del desarrollo de riesgo-protección, la pandemia se constituye en un evento mayor de naturaleza crítica que representa un factor de riesgo psicosocial para la salud mental, que implica la interacción entre una amenaza real y los recursos de los individuos.
Desde una perspectiva ecológica y de la resiliencia (Bonanno et al., 2010), la pandemia por COVID-19 ha modificado los contextos ecológicos (p. e. familia, escuela) de los adolescentes y jóvenes, así como sus trayectorias de desarrollo con base en la interacción de factores de riesgo y de protección (Sharma et al., 2020). El confinamiento y el distanciamiento social a nivel mundial, llevado a cabo en la mayoría de los países, generó la suspensión de actividades presenciales no esenciales, lo que implicó el cierre de empresas, centros comerciales, bancos y escuelas (Güner et al., 2020; Secretaría de Salud de México, 2020). Las medidas sanitaras para contener la pandemia cambiaron de manera abrupta los ritmos y condiciones de vida de muchas familias y de los adolescentes y jóvenes, quienes constituyen el 30% de la población de Latinoamérica y el Caribe, y la franja más amplia de la pirámide poblacional en México; y, además, uno de los sectores más vulnerables (Pan American Health Organization [PHO], 2021).
El confinamiento ha representado para los adolescentes y jóvenes exigencias y retos a nivel personal, familiar, escolar, y social, según sus contextos particulares; considerando que se encuentran en una etapa del desarrollo caracterizada por un alto nivel de energía y la consolidación de la identidad a través de las relaciones sociales, principalmente con pares (Oosterhoff et al., 2020). Así mismo, las actividades escolares en casa pueden ser particularmente complicadas y una nueva fuente de estrés para los adolescentes (Cao et al., 2020) debido, entre otros aspectos, a que muchos hogares en Latinoamérica, en especial aquellos económicamente desfavorecidos (Hernández, 2020), no cuentan con suficientes dispositivos tecnológicos o buena conectividad a internet para el trabajo a distancia (Instituto Nacional de Estadística, Geografía e Informática [INEGI], 2020). Además, durante el confinamiento cambió la dinámica familiar, aumentando la convivencia entre padres e hijos, mientras que algunos preferirían pasar más tiempo con amigos y compañeros (Medina-Valencia et al., 2020; Tang et al., 2020). Las rutinas diarias, la actividad física (Martínez et al., 2020), los hábitos de higiene, de sueño (Evans et a, 2021), así como de alimentación (Hall & Martínez-Ochoa, 2020), también se transformaron como parte del proceso de adaptación a las nuevas condiciones impuestas por la pandemia. Existe evidencia de las afectaciones en la salud mental a corto, mediano y largo plazo de situaciones adversas o desastres, que se traducen en incremento de ansiedad, depresión y otras reacciones o indicadores asociadas al estrés (Bonanno et al. 2010; Dyregrov et al., 2018; Lee, 2020). No obstante, el surgimiento del estrés de acuerdo con el modelo transaccional de Lazarus y Folkman (1991), no depende solo del evento "estresante", sino también de cómo el individuo percibe la situación; de ahí la importancia de conocer la percepción subjetiva y las respuestas psicológicas de los adolescentes y jóvenes ante una situación adversa como la pandemia por COVID-19.
En el marco de la pandemia por COVID-19, los primeros estudios realizados con jóvenes (Xie et al., 2020; Zhang et al., 2020; Zhou, Zhang et al., 2020) encontraron que la cuarta parte de los estudiantes de ciudades como Wuhan y Huangshi presentaban síntomas de depresión y ansiedad asociados al COVID-19, en especial cuando se cerraron las escuelas. Además, se observó relación entre el miedo y la preocupación por el contagio a sí mismos y a sus familiares (Ahorsu et al., 2020), asociado con la presencia de ansiedad generalizada, fobias, depresión y otras alteraciones psicológicas (Lei et al., 2020). Por su parte, Zhou, Wang et al. (2020) observaron alteraciones en el sueño de los niños y adolescentes, un síntoma preocupante por las consecuencias a mediano y largo plazo en su salud mental (Becker & Gregory, 2020). En contraste, otros estudios en China encontraron que tener conocimiento sobre el COVID-19 se asoció con actitudes y conductas positivas como el seguimiento de medidas preventivas en los jóvenes (Liu et al., 2020; Zhong et al., 2020). Investigaciones realizadas en Italia (Buzzi et al., 2020) y Argentina (Bazán et al., 2020) encontraron pocos problemas y en general un buen nivel de adaptación a la cuarentena y a las medidas sanitarias.
Algunos estudios sobre los efectos de la pandemia por COVID-19 (p. e. Çetin & Kökalan, 2021; Evans et al., 2021) han utilizado múltiples instrumentos existentes, con el propósito de evaluar diferentes aspectos (p. e. medir ansiedad, depresión, alteración de sueño), mientras que otros han utilizado un solo instrumento o preguntas enfocadas a evaluar un aspecto específico (p. e. percepción social, familiar, hábitos alimentarios o de socialización). Recientemente, una revisión sistemática reportó diversos instrumentos diseñados para evaluar variables relacionadas con la pandemia (Reis et al., 2020), la mayoría desarrollados en algunos países de Europa (p. e. Grecia, Turquía, Inglaterra) y en Estados Unidos, muy pocos en Latinoamérica (p. e. Perú y Argentina), casi todos probados con población general (18 en adelante) y orientados a evaluar un aspecto en particular, por ejemplo, el miedo (Ahorsu et al., 2020).
Teniendo en cuenta lo anterior, es importante disponer de una medida integral que valore la percepción subjetiva y las respuestas psicológicas de los adolescentes y jóvenes frente a la pandemia por COVID-19, en diversas dimensiones y en términos de factores de riesgo-protección. Ante la incertidumbre que plantea la actual pandemia y de acuerdo con un nuevo marco de “normalidad", es necesario diseñar acciones de salud mental para mantener y fortalecer el bienestar físico y emocional de los adolescentes durante y después de la pandemia, en función de un contexto determinado (Drury et al., 2019; Dyregrov et al., 2018). En este sentido, el objetivo general de este estudio fue construir una medida multidimensional válida y confiable para explorar la percepción subjetiva y las respuestas psicológicas ante la pandemia por COVID-19 en adolescentes y jóvenes. Para tal fin, un primer objetivo fue explorar la agrupación de los ítems en componentes o factores, bajo el supuesto de que los datos se agruparían en dimensiones independientes o parcialmente correlacionadas, mientras que un segundo objetivo fue comprobar la estructura obtenida con el análisis anterior. La hipótesis del estudio fue que la estructura obtenida en el primer análisis factorial se confirmaría a través de un análisis por ecuaciones estructurales.
Método
Se realizó un estudio de campo transversal, ex post facto, de tipo instrumental (Ato et al., 2013).
Participantes
La muestra total se seleccionó de manera no probabilística, por conveniencia y estuvo conformada por 727 adolescentes estudiantes de secundaria, bachillerato y nivel universitario de población abierta de la Zona Metropolitana de la Ciudad de México, con un rango de edad entre 13 y 24 años (M= 18.36; DE= 2.9), 486 eran mujeres y 241 eran hombres.
Instrumentos
Se elaboró un instrumento multidimensional al que se denominó Encuesta de Percepción Juvenil del COVID-19 (EPJ-COVID-19), con el objetivo de explorar de manera integral las condiciones, la percepción subjetiva y las respuestas psicológicas de adolescentes y jóvenes de 13 a 24 años frente a la pandemia por el COVID-19. Consta de dos partes: la primera compuesta por 27 ítems con respuesta dicotómica Si/No que exploran datos sociodemográficos y condiciones experimentadas durante la pandemia asociadas con la presencia del contagio, la enfermedad y/o la muerte de algún familiar, amigo o conocido a causa del COVID19 (p. e. “Uno de los mis papás (mamá/papá) se contagió y enfermó”); la segunda parte se desarrolló en un formato de escala Likert de cinco puntos que va del 1 = nunca, a 5 = siempre, compuesta por 80 ítems (p. e. “estando en casa hago ejercicio como caminar, hacer estiramientos, etcétera”; “Creo que no es necesario permanecer en casa durante tanto tiempo”; “Me he sentido enojado” de la cual se presentan el proceso de construcción y sus características psicométricas en términos de validez de constructo y confiabilidad.
Procedimiento
El procedimiento se llevó a cabo de forma virtual con el uso de herramientas como Google-Meet y Google-Forms. Los adolescentes se seleccionaron principalmente a través del método de "bola de nieve" y a través de orientadores y profesores de los participantes. Se obtuvieron los respectivos asentimientos y consentimientos informados de acuerdo con el Acta de Helsinki (Comisión Nacional para la Protección de los Sujetos Humanos de Investigación Biomédica y del Comportamiento, 2010), y se garantizó su participación voluntaria y la confidencialidad de sus datos.
La construcción y validación del instrumento se realizó en varios pasos:
Paso 1. Grupos focales. Se llevó a cabo una sesión virtual por Google-Meet con un grupo de 10 adolescentes con un promedio de 17.8 años, identificados mediante el proceso de muestreo “bola de nieve”, con quienes se discutió durante una hora y media, sobre tres ejes o aspectos centrales: pensamientos y preocupaciones, acciones y sentimientos sobre la pandemia por COVID-19.
Paso 2. Con base en las respuestas de los adolescentes se elaboraron 81 reactivos (80 en un formato de escala Likert y uno abierto) que se integraron en un formulario de Google-Forms, el cual se envió a una muestra intencional comunitaria de 48 adolescentes (promedio de edad 19.2 años) con el fin de adecuar el número de reactivos y su redacción.
Paso 3. A varios grupos de adolescentes se envió, por correo y chat (whatsapp), el enlace del formulario con la versión ajustada de la Encuesta de Percepción Juvenil del COVID-19 [EPJ-COVID-19], integrada por una primera sección que explica el objetivo de la Encuesta, la instancia oficial que la avala y la opción de participar o no en el estudio; la segunda sección estaba integrada por los ítems de la EPJ-COVID-19. Quienes decidieron participar debieron dar su asentimiento informado en el caso de los menores de edad y consentimiento informado en el caso de los mayores.
Paso 4. Análisis de las propiedades psicométricas de los ítems.
Paso 5. Evaluación de la validez de constructo (AFE y AFC).
Paso 6. Evaluación de la consistencia interna por factores.
Paso 7. Obtención de la correlación entre factores.
Análisis de datos
Se realizaron análisis descriptivos de las variables sociodemográficas y de las variables psicológicas de los participantes. Previo a los análisis factoriales se examinaron las propiedades psicométricas de los ítems con base en algunos criterios de eliminación. Se realizaron análisis de indicadores como sesgo y curtosis estableciéndose como criterio para eliminar elementos un valor fuera de rango (+ 1.500). Se obtuvieron correlaciones entre los reactivos, para identificar aquellos ítems que presentaran valores r = <.200 y >.800 y eliminarlos de los análisis subsecuentes (Lloret-Segura et al., 2014). Se realizaron análisis con t de Student de grupos extremos de ítems para eliminar los reactivos cuya capacidad de discriminación no fuera significativa (p >.05).
Para los análisis factoriales la muestra total se dividió al azar, en dos partes, con una de las partes o muestra uno (N1=410), se realizó un análisis factorial con el método de Componentes Principales (CP) con rotación Varimax para explorar la distribución factorial de la Escala tratándose de un instrumento nuevo. Se valoró la pertinencia del análisis factorial con base en el índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) considerándose como aceptable un valor >.800, así como un valor significativo (≤ .05) en la prueba de esfericidad de Bartlett (Ferrando & Anguiano, 2010). Con la otra parte o muestra dos (N2=317) se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) con el fin de comprobar la estructura de la Escala. El ajuste del modelo se examinó en términos de la razón de X 2 /grados de libertad (CMNI/DF) como medida de parsimonia; se evaluó el error de aproximación cuadrática media (RMSEA), usando como criterio valores <. 06 para aceptar el modelo; se consideró la raíz cuadrada media residual estandarizada (SRMR: 0 a 1) para evaluar el grado de ajuste del modelo (Byrne, 2016); se empleó el índice de ajuste comparativo (CFI); se utilizó un índice gamma o GFI y el índice GFI ajustado en función de los grados de libertad o índice de bondad ajustado a la norma (AGFI) cuyos valores oscilan entre 0 y 1, considerados valores >. 80 para aceptar el modelo (Schumacker & Lomax, 2016). La confiabilidad del instrumento (EPJ-COVID-19) se evaluó a través del índice de consistencia interna alfa de Cronbach para los ítems y para cada uno de los factores resultantes (elemento-escala) cuyos valores para versiones preliminares de los instrumentos pueden considerarse como aceptables incluso desde .60 a .90 dependiendo de su uso, en este caso con fines de investigación (Nunnally & Bernstein, 1995). También se corrieron análisis de correlación entre factores cuyos valores de .15, .25 y .35 pueden ser considerados pequeños, moderados y grandes, respectivamente (Gignac & Szodorai, 2016, p.75). Se valoraron diferencias por sexo a través de t de Student, midiéndose el tamaño del efecto con los valores d (Cohen, 1988) y considerándose los resultados de la prueba F de Levene de homogeneidad de las varianzas de las muestras, los cuales no fueron significativos (Schumacker & Lomax, 2016). Los análisis se realizaron a través del SPSS y del AMOS v.25 (IBM, 2017).
Resultados
Características de las muestras
La muestra total estuvo conformada por 727 adolescentes de la Zona Metropolitana de la Ciudad de México, 486 mujeres y 241 hombres de 13 a 24 años (M= 18.36; DE= 2.9), estudiantes de secundaria (15.3%), bachillerato (45.4%) y universidad (39.3%). La muestra fue dividida de manera aleatoria en dos muestras. La muestra uno (N1= 410) estuvo integrada por 280 mujeres y 130 hombres con una edad promedio de 18.36 años (DE= 2.88), y con esta muestra se realizó el análisis factorial mediante el método de componentes principales. La muestra dos (N2= 317) estuvo conformada por 206 mujeres y 11 hombres con una media de edad de 18.36 (DE= 3.0) y con esta muestra se realizó en análisis factorial confirmatorio de la EPJ-COVID-19.
Análisis de los ítems
Con base en los criterios de eliminación se identificaron 26 ítems viables de ser eliminados por uno o más criterios previamente al análisis factorial, sin embargo, para el análisis de CP se excluyeron sólo 18 ítems que no cumplían con dos criterios o más (Tabla 1).
Análisis factorial por Componentes Principales (CP)
De acuerdo con los criterios para eliminar reactivos con base en el sesgo, curtosis y grado de correlación de los ítems, se descartaron 18 ítems y solo entraron en el análisis factorial (CP) 62 ítems. Los índices Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = .847) y la prueba de esfericidad de Bartlett (χ2= 6.386.712; p<.001) indicaron la adecuación de la matriz de correlaciones y la viabilidad de realizar un análisis factorial. Se corrió el análisis por el método de componentes principales (CP) con rotación Varimax y se incluyeron 62 ítems. La solución quedó conformada por 37 ítems con cargas factoriales ≥.40 que oscilaron de .581 a .868 y con valores Eigen > 1, que se agruparon en ocho factores que explican el 59.07% de la varianza, como se observa en la Tabla 2.
Tabla 2 Cargas Factoriales por CP para una solución ortogonal Varimax de ocho factores de la EPJ-COVID-19.
N=410.
Nota: F1= Miedo y preocupaciones, F2= Indicadores de estrés, F3= Presiones escolares, F4= Conductas preventivas, F5= Cambios de rutina, F6= Dinámica familiar, F7= Relajación y esparcimiento, F8= Socialización virtual
Los factores que componen la EPJ-COVID-19 evalúan lo siguiente: 1. Miedo y preocupaciones (α= .852), que examina la percepción de miedo y preocupación por contagiarse o enfermarse, o alguno de sus familiares; 2. Indicadores de estrés (α= .787), que identifica algunas alteraciones emocionales asociadas al estrés, como ansiedad, tristeza y enojo; 3. Presiones escolares (α= .790), que evalúa sentimientos de fastidio o tensión por las demandas escolares relacionadas con el aislamiento; 4. Conductas preventivas, identifica el apego por parte del adolescente o joven a las medidas sanitarias de autocuidado al salir y regresar de la calle, uso de cubrebocas, entre otras; 5. Cambios de rutina (α= .737), identifica la presencia de alteraciones en las rutinas o hábitos alimentarios, de recreación y de sueño; 6. Dinámica familiar (α= .783), explora la convivencia familiar, comunicación y dificultades entre los miembros de la familia; 7. Relajación y esparcimiento (α= .597), indaga las formas de distracción y relajación que utilizan los adolescentes y jóvenes durante el confinamiento; y 8. Socialización virtual (α= .599), examina los medios, formas y personas con quienes socializan los adolescentes y jóvenes durante el confinamiento, a través del uso de las tecnologías digitales.
Análisis factorial confirmatorio
A través de un análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando el método de máxima verosimilitud (ML) se pusieron a prueba tres modelos: en el primer modelo (M1) se incluyeron los 37 ítems, asumiendo la existencia de ocho variables latentes con base en los resultados del análisis de componentes principales; en el segundo modelo (M2), que fue la re-especificación del modelo previo (M1), se excluyó el ítem 4 “Me siento seguro dentro de casa” debido a que el peso de regresión de F1 con respecto a este ítem no fue significativo, asimismo, se correlacionaron errores de acuerdo con los índices de modificación (e2-e5; e13-e16; 19-e21); en el tercer modelo (M3), que fue la re-especificación del M2, se excluyó el ítem 9 “Siento ganas de llorar” debido a que se relacionaba con más de un factor y se correlacionaron algunos errores con base en los índices de modificación (e1-e7; e1-e2; e2-e6; e18-e19; e13-e15). En la Tabla 3 se puede observar que el tercer modelo presenta mejores indicadores de ajuste, a pesar de que el valor del AGFI es marginal.
En la Figura 1 se puede observar el modelo final (M3) de ocho factores con 35 reactivos que componen la Encuesta de Percepción Juvenil del COVID-19 [EPJ-COVID-19], con las re-especificaciones de acuerdo con los índices de modificación. Las covarianzas entre los factores fueron en su mayoría moderadas (de .20 a .55). En cuanto a las cargas factoriales para el factor 1. Miedo y preocupaciones (α= .812) oscilaron de .50 a .72; en el factor 2. Indicadores de estrés (α= .793) de .36 a .78; en el factor 3. Presiones escolares (α= .777) de .32 a .84; en el factor 4. Conductas preventivas (α= .812) de .39 a.88; en el factor 5. Cambios de rutina (α= .812) de .47 a .76; en el factor 6. Dinámica familiar (α= .795) entre .65 a .88, en el factor 7. Relajación y esparcimiento (α= 670), variaron de .51 a .86, y en el factor 8. Socialización virtual (α= 644) se observaron cargas de .32 a .62.
Correlación entre factores
En la Tabla 4 se presentan los resultados del análisis de correlación entre factores. Se obtuvieron correlaciones positivas de pequeñas a altas cuyos valores estadísticamente significativos oscilaron entre .124 y .513; el más bajo entre Presiones escolares y Conductas preventivas, y el más alto entre Miedos y preocupaciones e Indicadores de Estrés. Todas las correlaciones entre Miedos y preocupaciones y los demás factores son estadísticamente significativas, siendo la mayoría medias y altas, mientras que Socialización virtual fue el que menos correlaciones significativas presenta con el resto de los factores.
Análisis comparativos por sexo
En la Tabla 5 se presentan las medias y desviaciones estándar correspondientes a la muestra dos, en los diferentes factores de la EPJ-COVID-19, las cuales indican que Cambios de rutina y Presiones escolares son los que puntúan más alto, seguido de Relajación y esparcimiento, mientras que Dinámica familiar es el que presenta los valores más bajos. Los valores t de Student revelan diferencias entre hombres y mujeres en los factores, dado que los valores de F de Levene no fueron significativos. Se observaron diferencias estadísticamente significativas entre los hombres y las mujeres en los factores: Indicadores de estrés, Miedo y preocupaciones, Cambios de rutina, y Presiones escolares, con un tamaño del efecto de alto a moderado, respectivamente, y con los puntajes más altos en las mujeres.
Discusión y conclusión
El objetivo general de esta investigación fue construir una medida multidimensional válida y confiable para explorar la percepción subjetiva y las respuestas psicológicas ante la pandemia por COVID-19 en adolescentes y jóvenes mexicanos, por lo cual se elaboró la Encuesta de Percepción Juvenil del COVID-19 (EPJ COVID-19) y se examinaron algunas de sus propiedades psicométricas como validez de constructo y consistencia interna.
El primer objetivo fue elaborar un instrumento multidimensional y determinar su estructura factorial, por lo que de manera previa se hizo una depuración del total de ítems, a partir de la que fueron eliminados 18 (p. e. “38. Creo que esto del COVID-19 es pura mentira”, “39. Creo que los adultos exageran con las medidas de limpieza en la casa”, “46. Me junto con mis amigos en una casa, parque, calle, área común, etc.”, “77. He ido a fiestas, bares o restaurantes”) cuyos valores de sesgo y curtosis estaban fuera de los parámetros establecidos, y/o correlaciones fuera del rango establecido, quedando 62 ítems. Los indicadores de adecuación de la muestra KMO y los de la prueba de esfericidad de Bartlett, mostraron la pertinencia de realizar un análisis factorial, el cual se hizo por el método componentes principales (CP) con rotación Varimax, con el fin de explorar su estructura, dado que se trata de un instrumento nuevo y bajo el supuesto de la existencia de factores independientes o moderadamente correlacionados (Ferrando & Anguiano, 2010; Lloret-Segura et al., 2014). De acuerdo con lo esperado, los datos mostraron, una configuración multidimensional de ocho factores con correlaciones moderadas que en conjunto explicaron un nivel de varianza explicada adecuada de alrededor del 60% que se agrupan en torno a lo que se pretende medir, percepción subjetiva y respuestas psicológicas ante la pandemia en diferentes áreas o aspectos de la vida de los adolescentes y jóvenes (Dyregrov et al., 2020). Algunos de estos factores valoran aspectos identificados a través de estudios previos que han aplicado baterías de instrumentos (Wang et al., 2020), medidas unidimensionales o específicas, o preguntas independientes sobre aspectos importantes para el desarrollo de los jóvenes. Por ejemplo, el factor 1 (MP) agrupa ítems relacionados con miedo y preocupaciones (Ahursu et al., 2020); el factor 2 (IE) identifica reacciones o emociones asociadas al estrés tales como enojo, ansiedad y tristeza (Lei et al, 2020; Xie et al., 2020; Zhang et al., 2020; Zhou, Zhang et al., 2020); el factor 3 (PE) se integra por ítems relacionados con presencia de preocupación y tensión por las actividades escolares (Cao et al., 2020); el factor 4 (CP) permite identificar el uso de medidas preventivas por parte de los adolescentes como una forma de autoprotección y protección a los demás, lo cual implica un factor de protección pero al mismo tiempo permite detectar a adolescentes en riesgo (en función de la elevación de las puntuaciones) de contagio y de diseminación del COVID-19 (Bazán et al., 2020; Buzi et al., 2020; Liu et al., 2020; Zhong et a, 2020); el factor 5 (CR) posibilita la detección del nivel de malestar que los cambios de hábitos y rutinas diarias generan en los adolescentes (Evans et al., 2021; Hall & Martínez-Ochoa, 2020; Martínez et al, 2020; Zhou, Wang et al., 2020); por su parte, el factor 6 (DF) identifica la presencia de conflictos familiares que pueden representar un riesgo para el bienestar de los adolescentes (Tang et al., 2020); el factor 7 (RE) identifica las formas de recreación y de esparcimiento utilizados por los adolescentes y jóvenes, que podrían llegar a compensar las presiones escolares y familiares y por tanto implicar un factor de protección (Medina-Valencia et al., 2020); por último, el factor 8 (SV) permite explorar el uso de los medios digitales y las personas con quienes los adolescentes y jóvenes socializan durante el confinamiento (Çetin & Kökalan, 2021), lo que a su vez representa un recurso para compensar en parte la falta de interacción presencial con sus pares y amigos y por tanto representar un factor de protección.
El segundo objetivo fue confirmar la validez de la primera estructura factorial de la EPJ-COVID-19 a través de ecuaciones estructurales, tal como recomiendan algunos investigadores (Byrne, 2016; Schumacker & Lomax, 2016). En consecuencia, se realizó un análisis factorial confirmatorio con el método de máxima verosimilitud, que permitió comprobar la estructura de ocho factores con 35 ítems, al eliminar dos ítems, el ítem cuatro cuyo valor de regresión resultó no significativo en el modelo, y el ítem nueve que se encontraba asociado con más de un factor de la Escala. Después de hacer re-especificaciones, el modelo final (M3) presentó mejores índices de ajuste que indicaron que el modelo es aceptable, en particular el RMSEA, uno de los más robustos que indicó un buen ajuste del modelo (Byrne, 2016); también el SRMR (<.1) sugiriendo un ajuste aceptable, o el caso del CFI y GFI que se encuentran en el límite para considerarse aceptables (Schumacker & Lomax, 2016). Sin embargo, en el caso del AGFI se obtuvo un valor menor a lo esperado, lo cual puede relacionarse con el tamaño de la muestra que es uno de los elementos por los que puede verse afectado este indicador (Byrne, 2016). Estos datos sugieren la necesidad de continuar con la evaluación de este modelo con una muestra más amplia o con mayor variabilidad de contextos y características sociodemográficas.
Con respecto a la consistencia interna de la EPJ-COVID-19 se obtuvieron coeficientes adecuados para la escala global y para la mayoría de los factores, excepto en los factores Relajación y esparcimiento, y Socialización virtual, cuyos valores son marginales pero aceptables en contextos de investigación (Nunnally & Bernstein, 1995); resultado que puede tener relación con el escaso número de ítems que integran dichos factores (Lloret-Segura et al., 2014). Es importante considerar que se trata de una versión preliminar o primera versión, desarrollada dada la emergencia sanitaria y la necesidad de identificar riesgos potenciales para la salud mental de los jóvenes, por lo que los dos últimos factores tendrían que examinarse con reserva y ser sometidos a prueba en estudios futuros. Por otro lado, las relaciones entre los factores fueron moderadas, excepto para Conductas preventivas y Socialización virtual, en los cuales se observaron los coeficientes más bajos y algunos no fueron significativos; hallazgo que apoya el planteamiento de que el EPJ-COVID-19 podría emplearse para una evaluación multidimensional de varios aspectos relacionados con la pandemia y el confinamiento.
La percepción subjetiva y las respuestas psicológicas de los adolescentes y jóvenes sugieren que lo que más les afecta son los cambios de rutina, de manera similar a lo reportado por Zhou et al., (2020). En este estudio se encontraron diferencias estadísticamente significativas por sexo con mayores valores en el caso de las mujeres en las presiones escolares, lo cual coincide con hallazgos previos (p. e. Cao et al., 2020; Tang et al., 2020). Asimismo, los adolescentes de esta muestra presentaron altas puntuaciones en el factor Miedo y preocupaciones, e Indicadores de estrés como enojo, tristeza, sintomatología depresiva y ansiedad, nuevamente siendo las mujeres quienes presentaron las medias más altas; confirmando datos de otras investigaciones (Ahorsu et al., 2020; Lei et al., 2020; Liu et al., 2020; Xie et al., 2020; Zhong et al., 2020). Aunque estos hallazgos podrían reflejar riesgo, en especial para el grupo de mujeres, como mencionan Zhou, Zhang et al. (2020), también se identificó el uso de actividades de relajación y esparcimiento, así como el uso de medios digitales para socializar y estar en contacto con sus amigos, lo cual desde el enfoque de riesgo-protección podrían funcionar de manera compensatoria mitigando los riesgos del confinamiento como lo muestran otros autores (Çetin & Kökalan, 2021; Hall & Ochoa-Martínez, 2020; Medina-Valencia et al., 2020; Sharma et al., 2020).
Las reacciones emocionales y conductuales ante un evento como la pandemia, por parte de los adolescentes y jóvenes, podrían asociarse con diversas dificultades de salud a corto, mediano y largo plazo, de ahí la necesidad de contar con medidas de evaluación válidas y confiables que permitan identificar potenciales factores de riesgo-protección que propicien el desarrollo de la resiliencia (Bonanno et al., 2010; Drury et al., 2019; Oosterhoff et al., 2020; PHO, 2021). La estructura factorial de la EPJ-COVID-19 indica que es una medida multidimensional que evalúa variables identificadas en múltiples investigaciones internacionales como relevantes para la atención y el mantenimiento de la salud física y mental, especialmente con adolescentes y jóvenes. Estas variables pueden funcionar como factores de riesgo o protección (Sharma et al., 2020), cuya detección oportuna representa una potencial contribución para prevenir trastornos de mayor grado de severidad.
En conclusión, dada la emergencia de identificar oportunamente indicadores de riesgo-protección durante y después de la pandemia, los datos de validez y confiabilidad de la EPJ-COVID-19 sugieren que esta primera versión, podría ser usada de forma preliminar para valorar la percepción subjetiva y las respuestas psicológicas de adolescentes y jóvenes ante la pandemia y servir como medida de tamizaje con población abierta y escolar, considerando que las condiciones de aislamiento podrían durar más tiempo del previsto. No obstante, las limitaciones de este estudio hacen que su uso sea discrecional dadas las diferencias contextuales de la pandemia y considerando la importancia de desarrollar programas, tanto universales como selectivos basados en evidencia para mantener el bienestar y fortalecer la resiliencia en los jóvenes.
