Pandemia y salud mental:
predictores del miedo al coronavirus (COVID-19)
en jóvenes y adultos peruanos
Rocio Soto Bustamante
https://orcid.org/0000-0001-9702-6300
Pontificia Universidad Católica del Perú
Javier Sánchez Calderón
https://orcid.org/0000-0002-8551-761X
Pontificia Universidad Católica del Perú
Doris Miranda Huaynalaya
https://orcid.org/0000-0002-5424-8496
Universidad de Almería
Correo electrónico: rocio.sotob@pucp.edu.pe
Recibido: 8 de diciembre del 2023 / Aceptado: 9 de mayo del 2024
https://doi.org/10.26439/persona2024.n27(1).6819
RESUMEN. La pandemia de COVID-19 ha impactado en la salud mental de miles de jóvenes y adultos, sobre todo en su fase inicial, ya que la enfermedad se percibió como una amenaza incierta y continua y trajo como consecuencia que el miedo al coronavirus se volviera disfuncional, lo que ha generado malestar psicológico. Frente a ello, el objetivo de este estudio es evaluar las variables psicosociales que predicen el miedo al coronavirus y sus dimensiones, en una muestra de 384 jóvenes y adultos peruanos (64.5 % mujeres) entre los 18-67 años (M = 26.36, DE = 9.17). Las variables predictoras evaluadas fueron la incertidumbre, el estrés, y el uso de medios de comunicación. Para su medición, se utilizaron el IUS-12, el PSS-10 y las Escalas de Uso de Medios de Comunicación y de Miedo al Coronavirus que pertenecen al Cuestionario de Impacto Psicológico del Coronavirus de Sandín et al. (2020). Los resultados de los análisis de regresión lineal múltiple evidenciaron un modelo de predicción del miedo al coronavirus global con tamaño de efecto grande (R2 = .28, p < .001) y de magnitud mediana en los modelos para predecir sus dimensiones. Así se evidenció la capacidad predictiva de la intolerancia hacia la incertidumbre, el estrés y el uso frecuente de medios de comunicación. Asimismo, el sexo, el nivel de estudios y el empleo resultaron variables significativas en los modelos, y, al parecer, las mujeres y aquellas personas con bajo nivel educativo o que no cuentan con un trabajo experimentan un mayor miedo al COVID-19.
Palabras clave: COVID-19 / miedo al coronavirus / intolerancia a la incertidumbre / estrés / jóvenes y adultos peruanos
PANDEMIC AND MENTAL HEALTH:
PREDICTORS OF FEAR OF CORONAVIRUS (COVID-19)
IN PERUVIAN YOUTH AND ADULTS
ABSTRACT. The COVID-19 pandemic impacted the mental health of thousands of young people and adults, especially in its initial phase, since the disease was perceived as an uncertain and continuous threat, resulting in the fear of the coronavirus becoming dysfunctional, generating psychological discomfort. The principal aim of the study was to evaluate the psychosocial variables that predict fear of the coronavirus and its dimensions, in a sample of 384 Peruvian youth and adults, women (64.5%) and men (35.5%), between the ages of 18 and 67 (M= 26.36, SD=9.17). The predictor variables evaluated were Uncertainty, Stress, and the Use of the media, using for their measurement the IUS-12, the PSS-10 and the Scales of Use of the media and Fear of the coronavirus that belong to the Questionnaire of the Psychological Impact of the Coronavirus by Sandín et al. (2020). The results of the multiple linear regression analyzes revealed a prediction model of fear of the global coronavirus with a large effect size (R2 = .28, p < .001) and of medium magnitude in the models to predict its dimensions, thus evidencing the predictive capacity of intolerance towards uncertainty, stress, and frequent use of the media. Likewise, sex, educational level and employment were significant variables in the models, and it seems the women and those people who have a low educational level or do not have a job experience a greater fear of COVID-19.
Keywords: COVID-19 / fear of coronavirus / intolerance of uncertainty / stress / Peruvian youth and adults
INTRODUCCIÓN
La pandemia del COVID-19, originada en la ciudad china de Wuhan, aún en la actualidad representa un fenómeno sin precedentes inmediatos. Desde el reporte de los primeros casos hasta marzo del 2023, se calcula que más de 759 millones de personas fueron contagiadas y casi 6.9 millones fallecieron alrededor del mundo como producto de la infección originada por el SARS-CoV-2 (World Health Organization, 2023). Cabe resaltar que, al inicio, se tenía poco conocimiento sobre la enfermedad, por lo que las condiciones en las que se brindaba atención médica resultaron poco eficientes (Torales et al., 2020). Sin embargo, con el pasar de los meses, la comunidad científica fue conociendo mejor al virus y se pudo contar con evidencias más precisas sobre su impacto en la salud física y mental de las personas. Esto permitió que las estrategias de manejo de la pandemia fueran más precisas y eficaces (Chekole & Abate, 2021; Shahriarirad et al., 2021).
Distintos reportes con grandes bases de datos durante la pandemia han recogido indicadores de salud mental que han ido variando durante estos años (Centers for Disease Control and Prevention [CDC], s. f.; Pedersen et al., 2022). Por ejemplo, se identificó que los síntomas de ansiedad, depresión, estrés postraumático, sentimiento de soledad, preocupación por el COVID-١٩, entre otros, indican un nivel de desgaste importante en población joven y adulta (Chen et al., 2021; Del Valle et al., 2020; Hertz & Barrios, 2021; Maxfield & Pituch, 2021). Específicamente, en población joven, se ha identificado la sensación de desprotección, estrés, autolesiones y conductas suicidas (Al Dhaheri et al., 2021; Porter et al., 2021; Bunn, 2021).
Por su parte, la Organización para el Desarrollo y la Cooperación (OCDE, 2021) precisa que personas jóvenes han mostrado entre 30 % y 80 % de probabilidad de desarrollar síntomas de depresión o ansiedad. No obstante, existen algunos factores que tienden a empeorar estas variables, como, por ejemplo, vivir en un país en vías de desarrollo, encontrarse en cuarentena, entre otros (CDC, s. f.; Maxfield & Pituch, 2021, Pedersen et al., 2022).
En el Perú, las problemáticas socioeconómicas y políticas, tales como la pobreza, el desempleo, la informalidad, la inseguridad, la precariedad en los sistemas de salud y educación, entre otros, se intensificaron con la llegada de la pandemia. Esto agravó el estado de la salud mental de millones de peruanos (Velázquez & Rivera-Holguín, 2020). Así, el Ministerio de Salud (MINSA, 2020) halló, en un estudio poblacional con 58 349 personas, que el 28.5 % presentaba criterios mínimos para episodio depresivo y, de este grupo, el 41 % reportaba una escala de severidad de moderada a severa. Además, se encontró que el 12.8 % indicó tener ideación suicida. En tal contexto, se produjo una mayor carga de síntomas depresivos y reacciones psicosociales durante la pandemia, a comparación con años anteriores. Esto afectó principalmente a mujeres, población más joven y a personas con bajos ingresos y nivel educativo (Antiporta et al., 2021). Por ello, resulta relevante explorar las variables psicológicas que pueden estar asociadas con un incremento del miedo al COVID-19.
En primer lugar, la intolerancia a la incertidumbre se muestra como un constructo relevante de la aparición del miedo al COVID-١٩. Esta se define como aquella tendencia a percibir eventos como amenazantes, aunque no se tenga conocimiento de si van a ocurrir o no (Carleton et al., 2007), y que contribuye a entender la respuesta de estrés o ansiedad del individuo. Es un fenómeno que ha sido estudiado desde hace varios años y que, por supuesto, puede asociarse a problemáticas de salud.
Durante la emergencia sanitaria, se ha evidenciado que este rechazo por lo desconocido ha sido asociado directamente con el miedo al COVID-19 (Korkman & Çolak, 2021). Es decir, el poco conocimiento sobre la enfermedad y su tratamiento podría haber generado un incremento del miedo en las personas, lo que ha propiciado un entorno estresante y la disminución del bienestar (Satici et al., 2020). En tal sentido, el estrés experimentado por las personas constituye también un factor relevante a examinar en este contexto (Satici et al., 2021), el cual se entiende como la reacción del ser humano frente a situaciones adversas que atentan contra su vida (Berra Ruiz et al., 2014; Lazarus & Folkman, 1984). Asimismo, según Lazarus y Folkman (1984), esta reacción puede suceder instantáneamente, como ocurre ante un terremoto, o puede mantenerse de manera prolongada (estrés crónico) ante un estímulo que permanece en el tiempo.
En un estudio a lo largo de 44 países, realizado por Couarraze et al. (2021), se encontró que el estrés estaba presente en la totalidad de participantes; además, ser profesional de salud, ser mujer y de menor edad se vinculaba con la incidencia de estrés. Del mismo modo, Oti-Boadi et al. (2022) observaron en población joven que el estrés se asoció fuertemente con el temor hacia el COVID-19.
Otra variable que resulta también relevante es la percepción de los medios de comunicación durante la pandemia. Evidentemente, dicha percepción puede variar según el canal de comunicación. A pesar de que las redes sociales presentan diferentes características que la televisión, ambos medios de comunicación han impactado de manera similar sobre la salud mental de las personas. En esa línea, Santa Cruz-Espinoza et al. (2022) evidenciaron en su estudio, con muestra peruana, que un mayor tiempo de exposición a las noticias sobre la pandemia resultaba en un predictor de un mayor miedo al coronavirus.
Hasta el momento, se han mencionado que estos distintos factores se podrían implicar en el desarrollo de mayor miedo hacia el coronavirus; por ello, es importante resaltar las particularidades de este concepto. Tradicionalmente, miedo se le denomina a aquella reacción física y psicológica que experimenta la persona ante una amenaza inminente (Huarcaya-Victoria et al., 2022). Así pues, el temor por el COVID-19 resulta ser un elemento relevante por la naturaleza de esta enfermedad y el contexto en el que se ha presentado (Sandín et al., 2020). Al ser altamente contagioso, la principal preocupación de las personas ha sido no adquirir el virus causante (Ahorsu et al., 2020; Huarcaya-Victoria et al., 2022); además, la información sobre él se ha conseguido de manera progresiva.
En definitiva, la pandemia ha impactado en la salud mental de millones de personas, lo que las ha llevado a experimentar altos niveles de estrés, ansiedad, insomnio o hipersomnia, cambios en sus patrones de alimentación o abuso de sustancias, incluso la aparición de un pánico masivo impulsado por el miedo al contagio del virus, la incertidumbre y la información errónea de medios poco fiables (Kaligis et al., 2020). Al respecto, la evidencia internacional revisada sugiere que existen variables psicosociales que se relacionan con el desarrollo de un posible temor al COVID-19; sin embargo, en el Perú los estudios aún son escasos, por lo que resulta relevante investigar en nuestro contexto el rol que tienen variables como el estrés, la incertidumbre y los medios de comunicación como posibles predictores del miedo relacionado a la pandemia, para aportar evidencia que contribuya a las directrices de los programas de salud mental, en contextos de emergencias sanitarias o epidemias.
Por tanto, la presente investigación tiene como objetivo principal evaluar las variables psicosociales que predicen el miedo al coronavirus en un grupo de jóvenes y adultos peruanos. En cuanto a los objetivos específicos, se plantea evaluar las diferencias entre el miedo al coronavirus y sus dimensiones, según algunas variables sociodemográficas relevantes (sexo, edad, nivel de estudios y condición laboral) que, a la luz de la evidencia, podrían aportar en la interpretación de las relaciones entre variables. Al respecto, se plantean como hipótesis que la incertidumbre, el estrés y el uso de los medios de comunicación resulten predictores de un mayor miedo al coronavirus. Y que las variables sociodemográficas sexo, edad, nivel de estudios y condición laboral resulten significativas en los modelos de predicción del temor al coronavirus.
MÉTODO
Diseño
Se empleó un diseño no experimental con estrategia asociativa de tipo predictivo, ya que el objetivo principal del estudio busca evaluar variables que predicen el miedo al coronavirus (Ato et al., 2013).
Participantes
Se realizó un muestreo no probabilístico por conveniencia en la selección de participantes, los cuales fueron 384 jóvenes y adultos peruanos —entre mujeres (64.5 %) y hombres (35.5 %)—, con edades entre los 18 y 67 años (M = 26.36, DE = 9.17) y residentes en Lima (94.3 %) y provincias (5.7 %). La mayoría cuenta con estudios superiores: posgrado (8.1 %), pregrado (49.8 %), técnicos (29.9 %) y secundaria (12.2 %). En cuanto a la ocupación principal, 44 % trabaja, 39.1 % solo estudia y 16.9 % se encuentra sin empleo. Entre otros datos relevantes, se encuentra que 48.2 %, o algunos de sus familiares, presentó síntomas del COVID-19, 40.6 % vive con menores de 12 años y 43.2 % vive con personas con enfermedad crónica.
Instrumentos
Cuestionario de Impacto Psicológico del Coronavirus (CIPC)
Evalúa a través de nueve escalas independientes el impacto psicológico asociado a la pandemia por COVID-19 (Sandín et al., 2020). Este instrumento fue construido con una muestra de 1161 jóvenes y adultos, hombres y mujeres españoles, con edades de 19 a 84 años. En el presente estudio se emplearon las dos escalas siguientes:
a. Escala de Miedos al Coronavirus (EMC)
Evalúa los temores y preocupaciones asociados con aspectos psicosociales del coronavirus, tales como el temor a que algún familiar se contagie del virus o el miedo/preocupación a que escaseen los alimentos o productos básicos. Consta de 18 ítems y presenta una escala de respuesta de cinco puntos, entre 1 (“Nada o casi nada”) y 5 (“Muchísimo o extremadamente”).
En relación con sus propiedades psicométricas, el análisis factorial exploratorio de la escala reveló los siguientes cuatro factores de miedos relacionados con el coronavirus: (F1) miedo al contagio, la enfermedad y la muerte; (F2) miedo a la carencia de productos de consumo básicos; (F3) miedo al aislamiento social; y (F4) miedos relacionados con el trabajo y los ingresos económicos. Respecto a los coeficientes de fiabilidad, estos fueron los siguientes: alfa de Cronbach (α) = .89, rho (ρ) = .89 (EMC-total); α = .87, omega (ω) = .88 (F1); α = .79, ω = .81 (F2); α = .72, ω = .74 (F3); y α = .٨٠, ω = .83 (F4) (Sandín et al., 2020).
En el presente estudio se hallaron índices altos de confiabilidad alfa de Cronbach para el miedo al coronavirus global (α = .93) y sus dimensiones, las cuales obtuvieron valores entre .82 y .90. Para analizar la estructura de la escala, se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) y se obtuvo un KMO de .92 y una prueba de esfericidad de Bartlett significativa de X2= 4495.98, p < .001. Se usó el método de componentes principales y la rotación Varimax, y se identificaron cuatro factores, los cuales explicaron el 70.12 % de la varianza. En general, se observó que los factores albergaban la mayoría de la cantidad de ítems propuestos para cada factor.
b. Escala de Uso de los Medios de Comunicación (UMC)
Mide la exposición a los medios de comunicación, tales como la televisión, internet, las redes sociales y la prensa escrita. Está conformada por cuatro ítems con tres opciones de respuesta para cada uno, las que varían entre 1 (“Poco o nada”) y 3 (“La mayor parte del día”) (Sandín et al., 2020). En el estudio, se obtuvo para esta escala una adecuada confiabilidad alfa de Cronbach de .64. El análisis factorial exploratorio evidenció un solo factor que explica el 47.86 % de la varianza total (KMO = .63, X2= 221.03, p < .001).
Escala de intolerancia hacia la incertidumbre (IUS-12)
La escala evalúa la intolerancia ante situaciones ambiguas y de incertidumbre a los sucesos futuros a través de doce ítems, los cuales presentan una escala de respuesta de cinco puntos, del 1 (“No es característico en mí”) al 5 (“Es totalmente característico en mí”) (Carleton et al., 2007).
En el estudio, se utilizó la versión española de Sandín et al. (2012). La evidencia de sus propiedades psicométricas en 983 jóvenes y adultos entre 18-61 años, da cuenta de los dos factores encontrados para la escala, según el análisis factorial confirmatorio: ansiedad prospectiva y ansiedad inhibitoria (X2(53) = 172.48, p < .001, CFI = .99, GFI = .99, RMSEA = .05, SRMR = .06).
En cuanto a la fiabilidad, los valores alfa de Cronbach y omega fueron altos: escala global (α = .٩١, ω = .٩٢), ansiedad prospectiva (α = .٨٩, ω = .٨٩) y ansiedad inhibitoria (α = .٨٤, ω = .٨٣). La escala ha sido utilizada también en otros estudios y ha demostrado adecuadas propiedades psicométricas con jóvenes y adultos. En el estudio, también se halló un índice de confiabilidad alto para la escala global (α = .93). En cuando a la validez, el AFE arrojó valores adecuados para el KMO = .92 y la prueba de esfericidad de Bartlett (X2 = 2968.33, p < .001), y se obtuvo, a través del método de componentes principales y la rotación Varimax, dos factores que explicaron el 67.20 % de la varianza, los cuales contenían la totalidad de ítems planteados originalmente para cada factor.
Escala de estrés percibido (PSS-10)
Mide el estrés percibido durante el último mes (Cohen et al., 1983). Existe una versión larga de catorce ítems y una versión corta de 10 ítems, ambas presentan una escala de respuesta del 0 (“Nunca”) al 4 (“Muy a menudo”). Remor y Carrobles (como se citó en Remor, 2006) tradujeron la escala al castellano y realizaron su validación en una muestra española. Así, Remor (2006) realizó una revisión de sus propiedades psicométricas en una muestra de 440 jóvenes y adultos, y obtuvo para la confiabilidad un coeficiente alfa de Cronbach alto de .82 y una correlación test-retest de .77 (p < .001). Para demostrar validez concurrente, el PSS-10, como modelo unidimensional, estableció correlaciones directas con las escalas de distrés (HADS-T) (r = .72, p < .001) y ansiedad (HADS-A) (r = .66, p < .001).
En Perú, Domínguez-Lara et al. (2022) realizaron un análisis de las propiedades psicométricas de la escala con población de enfermeros y enfermeras de entre 23 y 69 años, y hallaron que la estructura de dos factores muestra índices de ajuste adecuados y mejores que el modelo unidimensional, así como valores de confiabilidad de McDonald de .85 y .76 en el PSS-10. Sin embargo, aún se requieren mayores evidencias de validez para determinar si la estructura bifactorial resulta más robusta que la unifactorial.
En la presente investigación, la escala se consideró bajo el modelo unidimensional y se obtuvo una confiabilidad alta para el instrumento (α = .82). Por su parte, el AFE evidenció que un solo factor explicó el 39.82 % de la varianza total, mientras que, si se considera una estructura bifactorial, se obtiene un mayor porcentaje (64.06 %) (KMO = .84, X2= 1726.89, p < .001).
Procedimiento
Los participantes recibieron la invitación para participar a través de las redes sociales y por correo electrónico para completar los protocolos con los instrumentos en un formato online, elaborado en la plataforma Google Forms. La aplicación se realizó entre los meses de septiembre y diciembre del 2020. Respecto de las consideraciones éticas, se solicitó el consentimiento informado a todos los participantes de forma previa a la presentación de los instrumentos. En dicho documento, se explicó el propósito y las condiciones del estudio, así como los derechos de los participantes, y se cumplió con los principios éticos requeridos en la investigación con seres humanos, respetando los principios fundamentales incluidos en la Declaración de Helsinki.
Análisis de datos
Los datos fueron analizados mediante el paquete estadístico IBM SPSS (versión 22). En primer lugar, se evaluó el supuesto de normalidad de los datos utilizando la prueba Kolmogorov Smirnov (KS), que en la mayoría de casos presentó valores p > .05, y los índices de asimetría y curtosis, que resultaron no problemáticos, por lo que se utilizaron pruebas paramétricas en los análisis estadísticos correspondientes. Para el objetivo general se realizaron correlaciones utilizando el coeficiente de correlación de Pearson, de las cuales las variables que establecieron una asociación significativa fueron consideradas para el análisis de regresión lineal múltiple. En cuanto a los objetivos específicos, se empleó la prueba t-student para la comparación de dos grupos independientes, calculando la d de Cohen para evaluar la magnitud de la diferencia.
RESULTADOS
Los análisis de correlación evidenciaron que el miedo al coronavirus y la mayoría de sus dimensiones establecieron asociaciones positivas y de magnitud mediana con la intolerancia hacia la incertidumbre y el estrés percibido, mientras que las relaciones fueron pequeñas con el uso de los medios de comunicación (véase la Tabla 1).
Tabla 1
Correlaciones entre las variables de estudio
|
Miedo al coronavirus global |
MCEM |
MCPC |
MAS |
MTIE |
|
|
Intolerancia hacia la incertidumbre |
.41* |
.36* |
.39* |
.34* |
.28* |
|
Estrés percibido |
.34* |
.31* |
.32* |
.30* |
.19* |
|
Uso de los medios de comunicación |
.27* |
.27* |
.17* |
.29* |
.20* |
Nota: (*) p < .01. MCEM = miedo al contagio de la enfermedad y la muerte. MCPC = miedo a la carencia de productos de consumo básicos. MAS = miedo al aislamiento social. MTIE = miedos relacionados con el trabajo y los ingresos económicos.
En relación con los contrastes según variables sociodemográficas, se analizaron las diferencias entre el miedo al coronavirus global y sus dimensiones según el sexo. Se halló que el supuesto de igualdad de varianzas se cumplió (p > .05). De acuerdo con ello, se obtuvo diferencias significativas de tamaño pequeño entre los grupos y una de ellas fue que las mujeres presentan un mayor puntaje en el miedo al coronavirus global y en las dimensiones MCEM y MCPC, en contraste con el grupo de varones (véase la Tabla 2).
Tabla 2
Diferencias entre el miedo al coronavirus y sus dimensiones según el sexo
|
Mujer N = 247 |
Hombre N = 136 |
||||||||
|
M |
DE |
M |
DE |
t (381) |
p |
d de Cohen |
|||
|
Miedo al coronavirus |
52.90 |
14.58 |
47.76 |
13.44 |
3.40 |
.001 |
0.37 |
||
|
MCEM |
27.48 |
7.62 |
24.31 |
6.97 |
4.02 |
<.001 |
0.43 |
||
|
MCPC |
9.00 |
3.31 |
8.00 |
3.21 |
2.79 |
.005 |
0.31 |
||
|
MAS |
7.49 |
3.12 |
7.01 |
2.95 |
1.47 |
.144 |
0.16 |
||
|
MTIE |
9.00 |
3.15 |
8.43 |
3.12 |
1.53 |
.126 |
0.18 |
||
Nota. MCEM = miedo al contagio de la enfermedad y la muerte. MCPC = miedo a la carencia de productos de consumo básicos. MAS = miedo al aislamiento social. MTIE = miedos relacionados con el trabajo y los ingresos económicos.
Para la condición laboral, también se obtuvo igualdad de varianzas en los puntajes del miedo al coronavirus y sus dimensiones (p > .05), a excepción del MCEM (p < .05). Así se observó que, las personas que se encuentran sin empleo desde antes de la pandemia, presentan significativamente, y con un tamaño de efecto moderado, un mayor nivel de miedo al coronavirus global y las dimensiones de MCEM y MAS, en comparación al grupo que tiene un trabajo a tiempo completo (véase la Tabla 3).
Tabla 3
Diferencias entre el miedo al coronavirus y sus dimensiones según la condición laboral
|
Condición laboral |
||||||||||
|
Tiempo completo N =113 |
Sin empleo N =20 |
|||||||||
|
M |
DE |
M |
DE |
t (131) |
p |
de Cohen |
||||
|
Miedo al coronavirus |
48.51 |
14.25 |
55.10 |
11.34 |
-1.96 |
.026 |
0.51 |
|||
|
MCEM |
25.21 |
7.55 |
29.35 |
5.46 |
-2.93 |
.006 |
0.63 |
|||
|
MCPC |
8.00 |
3.11 |
8.90 |
3.26 |
-1.26 |
.211 |
0.28 |
|||
|
MAS |
6.60 |
2.77 |
8.00 |
2.50 |
-2.08 |
.040 |
0.53 |
|||
|
MTIE |
8.79 |
3.40 |
8.90 |
2.92 |
-1.40 |
.890 |
0.04 |
|||
Nota. MCEM = miedo al contagio de la enfermedad y la muerte; MCPC = miedo a la carencia de productos de consumo básicos; MAS = miedo al aislamiento social; MTIE = miedos relacionados con el trabajo y los ingresos económicos.
Por su parte, la edad y el nivel de estudios se asociaron de forma significativa e inversa con el miedo al coronavirus global y sus dimensiones (véase la Tabla 4), por lo que se consideraron a dichas variables sociodemográficas en los análisis de regresión.
Tabla 4
Correlaciones del miedo al coronavirus y sus dimensiones con la edad y el nivel de estudios
|
Miedo al coronavirus global |
MCEM |
MCPC |
MAS |
MTIE |
|
|
Edad |
-.28** |
-.23** |
-.32** |
-.25** |
-.17** |
|
Nivel de estudios |
-.20** |
-.12* |
-.27** |
-.12* |
-.23** |
Nota. (**) p < .01. (*) p < .05. MCEM = miedo al contagio de la enfermedad y la muerte. MCPC = miedo a la carencia de productos de consumo básicos. MAS = miedo al aislamiento social. MTIE = miedos relacionados con el trabajo y los ingresos económicos.
En la Tabla 5 se muestran los resultados de los análisis de regresión lineal múltiple que indican las variables predictoras del miedo al coronavirus global y sus dimensiones. En el primer modelo, se observa que la intolerancia a la incertidumbre, el estrés percibido y el uso de los medios de comunicación se comportan como predictores positivos del miedo al coronavirus global, mientras que el sexo y el nivel de estudios lo predicen negativamente. Este modelo, si bien presenta un tamaño de efecto grande, según Cohen (1988) (R2 = .28), tan solo explica el 28 % de la variabilidad del miedo al coronavirus.
En relación con los modelos que predicen los tipos de miedos, la magnitud del efecto es mediano y se destaca que la intolerancia a la incertidumbre, el estrés percibido y el uso de los medios de comunicación se siguen evidenciando como variables predictoras positivas, a excepción de los modelos que predicen el MCPC y el MTIE, en los que el estrés ya no resulta una variable significativa. Por otro lado, el nivel de estudios se manifiesta como un predictor negativo del MCPC y el MTIE, por lo cual, en este último tipo de miedo, la condición laboral también se manifiesta como una variable predictora significativa (véase la Tabla 5).
Tabla 5
Variables predictoras del miedo al coronavirus y sus dimensiones
|
B |
EEB |
β |
t (374) |
R2 ajustado |
p |
|
|
Miedo al coronavirus global |
.28 |
< .001 |
||||
|
Intolerancia a la incertidumbre |
.31 |
.08 |
.22*** |
4.08 |
||
|
Estrés percibido |
.38 |
.17 |
.17* |
2.30 |
||
|
Uso medios comunicación |
2.05 |
.38 |
.24*** |
5.35 |
||
|
Sexo |
-3.54 |
1.38 |
-.12* |
-2.58 |
||
|
Nivel de estudios |
-1.54 |
.63 |
-.12* |
-2.44 |
||
|
Miedo al contagio, la enfermedad y la muerte |
.23 |
<.001 |
||||
|
Intolerancia a la incertidumbre |
.13 |
.04 |
.18** |
3.27 |
||
|
Estrés percibido |
.23 |
.09 |
.20* |
2.52 |
||
|
Uso medios comunicación |
1.00 |
.21 |
.23*** |
4.83 |
||
|
Sexo |
-2.31 |
.74 |
-.15** |
-3.10 |
||
|
Miedo a la carencia de productos básicos |
.24 |
<.001 |
||||
|
Intolerancia a la incertidumbre |
.08 |
.02 |
.25*** |
4.40 |
||
|
Uso medios comunicación |
.25 |
.09 |
.13** |
2.75 |
||
|
Edad |
-.05 |
.02 |
-.14* |
-2.53 |
||
|
Nivel de estudios |
-.55 |
.15 |
-.18*** |
-3.70 |
||
|
Miedo al aislamiento social |
.19 |
<.001 |
||||
|
Intolerancia a la incertidumbre |
.06 |
.02 |
.19** |
3.31 |
||
|
Estrés percibido |
.08 |
.04 |
.16* |
2.01 |
||
|
Uso medios comunicación |
.43 |
.09 |
.24*** |
4.93 |
||
|
Miedo relacionado con el trabajo e ingresos económicos |
.16 |
<.001 |
||||
|
Intolerancia a la incertidumbre |
.04 |
.02 |
.13* |
2.25 |
||
|
Uso medios comunicación |
.38 |
.09 |
.20*** |
4.15 |
||
|
Nivel de estudios |
-.65 |
.15 |
-.22*** |
-4.33 |
||
|
Condición laboral |
-.38 |
.09 |
-.21*** |
-3.90 |
Nota. (*) p < .05. (**) p < .01. (***) p < .001
DISCUSIÓN
El objetivo principal de la presente investigación fue evaluar las variables psicosociales que predicen el miedo al coronavirus en la población juvenil y adulta peruana. Asimismo, de manera secundaria, se planteó analizar algunas variables sociodemográficas que podrían resultar relevantes para entender dichas relaciones. De acuerdo con la literatura, se esperaba que la incertidumbre, el estrés y el uso de los medios de comunicación se comportaran como predictores de un mayor temor al coronavirus (Korkman & Çolak, 2021; Oti-Boadi et al., 2022; Sandín et al., 2020; Zammitti et al., 2021). Asimismo, se esperó que las variables sociodemográficas, como sexo, edad, nivel de estudios y condición laboral, resultaran significativas en los modelos de predicción.
En la línea de dichas hipótesis, los resultados nos han permitido confirmar que, efectivamente, la intolerancia hacia la incertidumbre, el estrés percibido y el uso de los medios destacan como predictores del miedo hacia el coronavirus y sus dimensiones en población joven y adulta. Al parecer, las personas más afectadas son las mujeres, también quienes presentan un menor nivel estudios y aquellos que no cuentan con un trabajo. Sin embargo, es importante resaltar que la variabilidad explicada por el modelo es solo del 28 %.
Resulta evidente que la pandemia del COVID-19, durante el 2020, fue un evento incierto, ya que en ese entonces aún no existían respuestas claras sobre la gravedad y evolución de la infección, así como de la eficacia de las medidas de prevención y el tratamiento. Todo ello impactó en el contexto político, social y económico del Perú, y agudizó las carencias de las estructuras estatales para enfrentar la emergencia sanitaria. Específicamente, la poca efectividad política trajo como consecuencia la lentitud del gasto público, lo que derivó en la pérdida de miles de vidas y de fuentes de trabajo, a lo que se sumó una gran recesión en el desarrollo social (Meza et al., 2020). Dicho panorama, indudablemente, incrementó el nivel de incertidumbre de la población juvenil y la adulta (Zandifar & Badrfam, 2020), lo que los llevó, posiblemente, a experimentar más emociones negativas, tales como el miedo, ya que este suele ser la emoción dominante que emerge en condiciones amenazantes (Nabi & Myrick, 2018). Por ello, ante la incertidumbre frente a la pandemia, se podría haber desarrollado un mayor miedo asociado al coronavirus en la población (Pak et al., 2021).
Asimismo, la pandemia habría incrementado las fuentes de estrés, ya que a las previamente existentes se habrían sumado otras relacionadas con la emergencia sanitaria. Es así que, bajo este contexto, el estrés puede manifestarse como miedo, el cual causa estragos en la salud física y mental, ya que, si bien el estrés puede ser una respuesta natural ante una crisis, este puede reducir la respuesta del sistema inmunológico y afectar así la salud de las personas (Kaligis et al., 2020).
Por otro lado, en cuanto a la relación de predicción observada entre la exposición a los medios de comunicación y el miedo al coronavirus, se destaca que es similar a lo encontrado en investigaciones previas con población joven y adulta de Europa y Norteamérica (Mertens et al., 2020) y también en Perú (Santa Cruz-Espinoza et al., 2022). Esto da soporte a la evidencia que señala que, en contextos de brotes de enfermedades masivas, una mayor exposición a los medios puede influir en que las personas experimenten mayores niveles de temor. Esto debido a que, en contextos de crisis, los mensajes pueden enfatizar demasiado el miedo al comunicar, por ejemplo, datos falsos o sesgados, cuyo impacto es mayor, sobre todo, si se tiene en cuenta la inmediatez y viralización de la información a través de las redes sociales. En esa línea, cabe precisar que el inicio de la pandemia tuvo una particularidad caracterizada por la equivalencia entre la rapidez con la que se propagaba el virus y la viralidad de la información errónea sobre el brote, por lo que el temor y el pánico estuvieron más presentes en la vida de las personas (Depoux et al., 2020).
En este contexto, el estudio también aportó evidencia sobre las diferencias entre hombres y mujeres, pues se observó que este último grupo reporta significativamente más miedo al coronavirus. Dicha tendencia se replica también en estudios en Estados Unidos y Europa (Alsharawy et al., 2021; Fitzpatrick et al., 2020; Metin et al., 2022). Al respecto, Alsharawy et al. (2021) encuentran que las mujeres experimentan mayor miedo al COVID-19, pese a que las consecuencias de la enfermedad, al parecer, son más severas para el grupo de hombres (Bambra et al., ٢٠٢١). Un punto de partida para comprender dichos resultados podría encontrarse en los roles de género, por los cuales existiría una mayor presión social para que las mujeres asuman el cuidado de los miembros de la familia, sobre todo en un contexto de crisis sanitaria, por lo que esta situación podría afectar su bienestar e implicar dificultades en su salud mental.
A lo anterior se podría sumar el contexto de incremento de la tasa de desempleo formal, la inseguridad alimentaria y la respuesta poco eficiente del Estado peruano y sus instituciones frente a la crisis, lo que podría incrementar la magnitud del temor frente al contagio y la enfermedad en este grupo (Colegio Médico del Perú, 2022). Al respecto, el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI, 2020) encontró en su estudio que, los hogares peruanos con mujeres jefas de hogar solas constituyeron un grupo social vulnerable frente la pandemia.
Por otra parte, la investigación también evidenció que quienes no tenían empleo percibían más miedo al COVID-19 y a su impacto en los ingresos económicos. Dicho hallazgo resulta similar a los resultados de la investigación de Luo et al. (2020), que consistió en una revisión de 62 estudios en diferentes regiones del mundo, en la cual se destaca que el impacto psicológico de la enfermedad fue mayor en países económicamente desfavorecidos. La condición laboral inestable, producto de la pandemia, ha sido documentada por diversos estudios que señalan que la inseguridad laboral se relaciona de forma directa con el miedo al COVID-19 y el estrés (Bilal et al., 2021; Blanuša et al., 2021; Sarfraz et al., 2022) y, de manera inversa, con el bienestar (Bilal et al., 2021).
Asimismo, se observó en la presente investigación que un menor nivel de estudios se comportó como un posible predictor de un mayor miedo al coronavirus. Este dato podría sugerir que el nivel educativo podría tener un rol en la forma en que las personas comprenden la infección, ya que se podría incrementar su miedo a la enfermedad si existen dificultades para entender su naturaleza y las pautas de prevención y tratamiento (Doshi et al., 2021).
Otro de los factores que resultó significativo para explicar el miedo al COVID-19 fue la edad, ya que se comportó, específicamente, como un predictor negativo del miedo a la carencia de los productos básicos. Este hallazgo guarda relación con lo encontrado en la revisión de catorce estudios internacionales (Quadros et al., 2021) y en una investigación de nuestro contexto (Caycho-Rodríguez et al., 2022), por lo que se puede sugerir que los jóvenes, a comparación de las personas adultas, experimentan un mayor miedo ante un contexto de crisis que amenaza su acceso a productos tan necesarios como los alimentos. Esto, sobre todo, si se considera que nuestra población juvenil no tuvo la experiencia previa de afrontar crisis semejantes, en contraste a la población adulta, la cual probablemente desarrolló un mayor abanico de recursos personales tras las crisis económicas y sociales de los ochenta y noventa en nuestro país.
No obstante, los resultados sobre la edad, como factor relevante para explicar el miedo al coronavirus, no son concluyentes, puesto que existe evidencia de resultados no significativos en otros estudios (Bisht et al., 2021; Villalba et al., 2020). Por ello, se recomendaría ampliar la investigación sobre este factor para obtener resultados más precisos. Al respecto, valdría la pena resaltar que las diferencias entre los hallazgos del presente estudio y dichas investigaciones podrían deberse a factores contextuales y culturales, ya que los estudios de Bisht et al. (2021) y Villalba et al. (2020) fueron realizados con muestras procedentes de países desarrollados, en donde las condiciones para enfrentar la emergencia sanitaria fueron más favorables a comparación del Perú. Si bien nuestro país mostró indicadores de una economía en crecimiento durante las dos últimas décadas, es indudable que tuvo un deficiente desempeño en su respuesta frente a la pandemia. Factores como la baja inversión pública que se realiza históricamente en materia de salud y el largo ciclo de medidas tendientes a la precarización del empleo, acentuaron las desigualdades existentes en nuestro país, sobre todo al enfrentar la emergencia sanitaria, lo que podría explicar las diferencias de resultados con otros países (Colegio Médico del Perú, 2022; Meza et al., 2020).
En esa línea, la investigación realizada presenta algunas limitaciones a tomarse en cuenta en la interpretación de los hallazgos. En primer lugar, los participantes residen en su mayoría en Lima, por lo que los resultados no se pueden generalizar a nivel nacional. En consecuencia, se recomendaría replicar el estudio en otras regiones del país, a fin de fortalecer la validez cultural. En segundo lugar, los datos del presente estudio se recolectaron en el primer año de la pandemia (fines del 2020), cuando la vacuna todavía no estaba disponible. Además, el diseño fue transversal, lo que dificultaría realizar inferencias causales y tener mayor claridad sobre las relaciones entre las variables en otros momentos de la pandemia. Por ello, se sugiere que, para posteriores estudios, se utilice un diseño longitudinal que permita monitorear e identificar los efectos a largo plazo de la intolerancia hacia la incertidumbre y el estrés al evaluar estas variables en nuevas etapas de la pandemia.
La emergencia sanitaria asociada al coronavirus, a la luz de las evidencias científicas, indudablemente ha impactado en la salud de miles de personas. En ese sentido, la conjunción de variables individuales, relacionales y contextuales habría incrementado las dificultades en la salud mental, lo que genera un efecto desfavorable en el bienestar individual y social. Específicamente, los hallazgos del estudio contribuyen a identificar que variables como la intolerancia hacia la incertidumbre, el estrés y la exposición frecuente a los medios de comunicación estarían incrementando el miedo de jóvenes y adultos peruanos y peruanas en relación al COVID-19. Al parecer, este temor es experimentado en mayor medida por las mujeres y por aquellas personas que tienen un bajo nivel educativo o no tienen un trabajo. En consecuencia, es muy probable que el bienestar y la salud mental de estos grupos se encuentren particularmente afectados. Por ello, se recomienda que los estudios a futuro profundicen en las relaciones de estas variables con aquellas que también podrían dar cuenta de los recursos psicológicos de las personas, tales como el apoyo social, la resiliencia y el crecimiento postraumático, con el fin de establecer posibles lineamientos y directrices para una diversificación de las estrategias de intervención de salud pública, según las características de los grupos que podrían presentar una mayor vulnerabilidad, en contextos de crisis y futuras pandemias.
CONFLICTO DE INTERESES
En el presente estudio no existe ningún conflicto de intereses.
RESPONSABILIDAD ÉTICA
Los autores declaran que en este estudio no se ha realizado ningún tipo de experimento en seres humanos ni en animales. Se ha solicitado y obtenido el previo consentimiento informado de los participantes, el cual no contiene información personal. Asimismo, se ha seguido el protocolo del Comité de Ética de la Investigación de la universidad de filiación, para el cuidado de los participantes, el uso y la confidencialidad de los datos.
CONTRIBUCIÓN DE AUTORÍA
RSB: concepción y diseño del estudio, recolección de los datos, análisis estadístico, interpretación de los datos y elaboración del reporte de investigación.
JSC: búsqueda y selección de artículos, interpretación de los datos y elaboración del reporte de investigación.
DMH: procesamiento y análisis estadístico e interpretación de los datos.
REFERENCIAS
Ahorsu, D. K., Lin, C. Y., Imani, V., Saffari, M., Griffiths, M. D., & Pakpour, A. H. (2020). The Fear of COVID-19 Scale: Development and initial validation. International Journal of Mental Health and Addiction, 20, 1537-1545. https://doi.org/10.1007/s11469-020-00270-8
Al Dhaheri, A. S., Bataineh, M. F., Mohamad, M. N., Ajab, A., Al Marzouqi, A., Jarrar, A. H., Habib-Mourad, C., Abu Jamous, D. O., Ali, H. I., Al Sabbah, H., Hasan, H., Stojanovska, L., Hashim, M., Abd Elhameed, O. A., Shaker Obaid, R. R., ElFeky, S., Saleh, S. T., Osaili, T. M., & Cheikh Ismail, L. (2021). Impact of COVID-19 on mental health and quality of life: is there any effect? A cross-sectional study of the MENA region. PLOS ONE, 16(3), Article e0249107. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0249107
Alsharawy, A., Spoon, R., Smith, A., & Ball, S. (2021). Gender differences in fear and risk perception during the COVID-19 pandemic. Frontiers in Psychology, 12, artículo 689467. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.689467
Antiporta, D. A., Cutipé, Y., Mendoza, M. G., Celentano, D. D., Stuart, E. A., & Bruni, A. (2021). Depressive symptoms among peruvian adult residents amidst a national lockdown during the COVID-19 pandemic. BMC Psychiatry, 21(1), Article 111. https://doi.org/10.1186/s12888-021-03107-3
Ato, M., López-García, J. J., & Benavente, A. (2013). Un sistema de clasificación de los diseños de investigación en psicología. Anales de Psicología, 29(3). https://doi.org/10.6018/analesps.29.3.178511
Bambra, C., Albani, V., & Franklin, P. (2021). COVID-19 and the gender health paradox. Scandinavian Journal of Public Health, 49(1), 17-26. https://doi.org/10.1177/1403494820975604
Berra Ruiz, E., Muñoz Maldonado, S. I., Vega Valero, C. Z., Silva Rodríguez, A., & Gómez Escobar, G. (2014). Emociones, estrés y afrontamiento en adolescentes desde el modelo de Lazarus y Folkman. Revista Intercontinental de Psicología y Educación, 16(1), 37-57. https://psicologiayeducacion.uic.mx/index.php/1/article/view/167
Bilal, Mohammed Al-Matari, E., Khan, S., Ahmed Mareai Senan, N., Abbas, A., & Manzoor, S. (2021). Impact of fear of COVID-19 pandemic on job insecurity and subjective well-being. INQUIRY: The Journal of Health Care Organization, Provision, and Financing, 59, Article 004695802211026. https://doi.org/10.1177/00469580221102695
Bisht, I. P., Bisht, R. K., & Sagar, P. (2021). Effect of gender and age in fear and stress due to COVID-19. Journal of Human Behavior in the Social Environment, 31(1-4), 70-76. https://doi.org/10.1080/10911359.2020.1851844
Blanuša, J., Barzut, V., & Knežević, J. (2021) Intolerance of uncertainty and fear of COVID-19 moderating role in relationship between job insecurity and work-related distress in the Republic of Serbia. Frontiers in psychology, 12, Article 647972. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.647972
Bunn, S. (2021, 29 de abril). Mental health and well-being in the context of COVID-19. UK Parliament. https://post.parliament.uk/mental-health-and-well-being-in-the-context-of-covid-19/
Carleton, R. N., Norton, M. A. P. J., & Asmundson, G. J. G. (2007). Fearing the unknown: a short version of the Intolerance of Uncertainty Scale. Journal of Anxiety Disorders, 21(1), 105-117. https://doi.org/10.1016/j.janxdis.2006.03.014
Caycho-Rodríguez, T., Tomás, J. M., Barboza-Palomino, M., Ventura-León, J., Gallegos, M., Reyes-Bossio, M., & Vilca, L. W. (2022). Assessment of fear of COVID-19 in older adults: Validation of the Fear of COVID-19 Scale. International Journal of Mental Health and Addiction, 20(2), 1231-1245. https://doi.org/10.1007/s11469-020-00438-2
Centers for Disease Control and Prevention. (s. f.). Mental Health Among Adolescents. https://www.cdc.gov/nchhstp/newsroom/docs/factsheets/dash-mental-health.pdf
Chekole, Y. A., & Abate, S. M. (2021). Global prevalence and determinants of mental health disorders during the COVID-19 pandemic: a systematic review and meta-analysis. Annals of Medicine and Surgery, 68, Article 102634. https://doi.org/10.1016/j.amsu.2021.102634
Chen, Y., Zhang, X., Chen, S., Zhang, Y., Wang, Y., Lu, Q., & Zhao, Y. (2021). Bibliometric analysis of mental health during the COVID-19 pandemic. Asian Journal of Psychiatry, 65, Article 102846. https://doi.org/10.1016/j.ajp.2021.102846
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. Lawrence Erlbaum Associates.
Cohen, S., Kamarck, T., & Mermelstein, R. (1983). A global measure of perceived stress. Journal of Health and Social Behavior, 24(4), 385-396. https://doi.org/10.2307/2136404
Colegio Médico del Perú. (2022). Informe del Foro. La pandemia de la COVID en el Perú, su impacto en la sociedad peruana, lecciones aprendidas. Observatorio de Medicina, Salud y Sociedad. https://hdl.handle.net/20.500.12971/81
Couarraze, S., Delamarre, L., Marhar, F., Quach, B., Jiao, J., Avilés Dorlhiac, R., Saadaoui, F., Liu, A. S.-I., Dubuis, B., Antunes, S., Andant, N., Pereira, B., Ugbolue, U. C., Baker, J. S., The COVISTRESS network, Clinchamps, M., & Dutheil, F. (2021). The major worldwide stress of healthcare professionals during the first wave of the COVID-19 pandemic - the international COVISTRESS survey. PLOS ONE, 16(10), e0257840. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0257840
Del Valle, M. V., Andrés, M. L., Urquijo, S., Yerro-Avincetto, M., López-Morales, H., & Canet-Juric, L. (2020). Intolerance of uncertainty over COVID-19 pandemic and its effect on anxiety and depressive symptoms. Revista Interamericana de Psicología, 54(2), Article e1335. https://doi.org/10.30849/ripijp.v54i2.1335
Depoux, A., Martin, S., Karafillakis, E., Preet, R., Wilder-Smith, A., & Larson, H. (2020). The pandemic of social media panic travels faster than the COVID-19 outbreak. Journal of Travel Medicine, 27(3), Article taaa031. https://doi.org/10.1093/jtm/taaa031
Domínguez-Lara, S., Merino-Soto, C., & Torres-Villalobos, G. (2022). Análisis estructural y de fiabilidad de la Escala de Estrés Percibido (PSS) en profesionales de enfermería del Perú. Enfermería Clínica, 32(3), 152-160. https://doi.org/10.1016/j.enfcli.2022.01.003
Doshi, D., Karunakar, P., Sukhabogi, J. R., Prasanna, J. S., & Mahajan, S. V. (2021). Assessing coronavirus fear in indian population using the Fear of COVID-19 Scale. International Journal of Mental Health and Addiction, 19(6), 2383-2391. https://doi.org/10.1007/s11469-020-00332-x
Fitzpatrick, K. M., Harris, C., & Drawve, G. (2020). Fear of COVID-19 and the mental health consequences in America. Psychological Trauma: Theory, Research, Practice, and Policy, 12(S1), S17-S21. https://doi.org/10.1037/tra0000924
Hertz, M. F., & Barrios, L. C. (2021). Adolescent mental health, COVID-19, and the value of school-community partnerships. Injury Prevention, 27(1), 85-86. https://doi.org/10.1136/injuryprev-2020-044050
Huarcaya-Victoria, J., Villarreal-Zegarra, D., Podestà, A., & Luna-Cuadros, M. A. (2022). Psychometric properties of a spanish version of the Fear of COVID-19 Scale in general population of Lima, Peru. International Journal of Mental Health and Addiction, 20(1), 249-262. https://doi.org/10.1007/s11469-020-00354-5
Instituto Nacional de Estadística e Informática - INEI. (2020). Perú: condiciones de vida de la población en riesgo ante la pandemia del COVID-19. https://www.inei.gob.pe/media/MenuRecursivo/publicaciones_digitales/Est/Lib1745/libro.pdf
Kaligis, F., Indraswari, M. T., & Ismail, R. I. (2020). Stress during COVID-19 pandemic: mental health condition in Indonesia. Medical Journal of Indonesia, 29(4), 436-441. https://doi.org/10.13181/mji.bc.204640
Korkman, H., & Çolak, T. S. (2021). Investigation of the relationship between COVID-19 fear and intolerance of uncertainty and generalized anxiety disorder. International Online Journal of Education and Teaching (IOJET), 8(1). 418-431. https://files.eric.ed.gov/fulltext/EJ1286615.pdf
Lazarus, R. S., & Folkman, S. (1984). Stress, appraisal, and coping. Springer Publishing Company.
Luo, M., Guo, L., Yu, M., Jiang, W., & Wang, H. (2020). The psychological and mental impact of coronavirus disease 2019 (COVID-19) on medical staff and general public - A systematic review and meta-analysis. Psychiatry Research, 291, Article 113190. https://doi.org/10.1016/j.psychres.2020.113190
Maxfield, M., & Pituch, K. A. (2021). COVID-19 worry, mental health indicators, and preparedness for future care needs across the adult lifespan. Aging & Mental Health, 25(7), 1273-1280. https://doi.org/10.1080/13607863.2020.1828272
Mertens, G., Gerritsen, L., Duijndam, S., Salemink, E., & Engelhard, I. M. (2020). Fear of the coronavirus (COVID-19): predictors in an online study conducted in march 2020. Journal of Anxiety Disorders, 74, Article 102258. https://doi.org/10.1016/j.janxdis.2020.102258
Metin, A., Erbiçer, E. S., Şen, S., & Çetinkaya, A. (2022). Gender and COVID-19 related fear and anxiety: a meta-analysis. Journal of Affective Disorders, 310, 384-395. https://doi.org/10.1016/j.jad.2022.05.036
Meza, M. J. S., Condori, A. R., & Encalada Carbajal, D. A. (2020). Análisis de políticas públicas en el Perú ante la crisis derivada de la COVID-19. Semestre Económico, 23(55), 113-138. https://doi.org/10.22395/seec.v23n55a5
Ministerio de Salud - MINSA. (2020). Plan de Salud Mental Perú, 2020-2021 (en el contexto COVID-19). http://bvs.minsa.gob.pe/local/MINSA/5092.pdf
Nabi, R. L., & Myrick, J. G. (2018). Uplifting fear appeals: considering the role of hope in fear-based persuasive messages. Health Communication, 34(4), 463-474. https://doi.org/10.1080/10410236.2017.1422847
Organización para el Desarrollo y la Cooperación - OCDE. (2021, 12 de mayo). Supporting young people’s mental health through the COVID-19 crisis. https://www.oecd.org/coronavirus/policy-responses/supporting-young-people-s-mental-health-through-the-covid-19-crisis-84e143e5/
Oti-Boadi, M., Malm, E., Dey, N. E. Y., & Oppong, S. (2022). Fear of COVID-19: psychological distress and coping among university students in Ghana. Current Psychology, 41, 8260-8270. https://doi.org/10.1007/s12144-021-02267-5
Pak, H., Süsen, Y., Denizci Nazlıgül, M., & Griffiths, M. (2021). The mediating effects of fear of COVID-19 and depression on the association between intolerance of uncertainty and emotional eating during the COVID-19 pandemic in Turkey. International Journal of Mental Health and Addiction, 20, 1882-1896. https://doi.org/10.1007/s11469-021-00489-z
Pedersen, M. T., Andersen, T. O., Clotworthy, A., Jensen, A. K., Strandberg-Larsen, K., Rod, N. H., & Varga, T. V. (2022). Time trends in mental health indicators during the initial 16 months of the COVID-19 pandemic in Denmark. BMC Psychiatry, 22(1), Article 25. https://doi.org/10.1186/s12888-021-03655-8
Porter, C., Favara, M., Hittmeyer, A., Scott, D., Sánchez Jiménez, A., Ellanki, R., Woldehanna, T., Duc, L. T., Craske, M. G., & Stein, A. (2021). Impact of the COVID-19 pandemic on anxiety and depression symptoms of young people in the global south: evidence from a four-country cohort study. BMJ Open, 11(4), Article e049653. https://doi.org/10.1136/bmjopen-2021-049653
Quadros, S., Garg, S., Ranjan, R., Vijayasarathi, G., & Mamun, M. A. (2021). Fear of COVID 19 infection across different cohorts: a scoping review. Frontiers in Psychiatry, 12, Article 708430. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2021.708430
Remor, E. (2006). Psychometric properties of a european spanish version of the Perceived Stress Scale (PSS). The Spanish Journal of Psychology, 9(1), 86-93. https://doi.org/10.1017/s1138741600006004
Sandín, B., Valiente, R. M., García-Escalera, J., & Chorot, P. (2020). Impacto psicológico de la pandemia de COVID-19: efectos negativos y positivos en población española asociados al periodo de confinamiento nacional. Revista de Psicopatología y Psicología Clínica, 25(1), 1-22. https://doi.org/10.5944/rppc.27569
Sandín, B., Chorot, P., Valiente, R. M., & Pineda, D. (2012). Versión española de la Intolerance of Uncertainty Scale–12. Universidad Nacional de Educación a Distancia.
Santa Cruz-Espinoza, H., Chávez-Ventura, G., Domínguez-Vergara, J., Araujo-Robles, E. D., Aguilar-Armas, H. M., & Vera-Calmet, V. (2022). El miedo al contagio de COVID-19, como mediador entre la exposición a las noticias y la salud mental, en población peruana. Enfermería Global, 21(1), 271-294. https://doi.org/10.6018/eglobal.489671
Sarfraz, M., Ji, X., Asghar, M., Ivascu, L., & Ozturk, I. (2022). Signifying the relationship between fear of COVID-19, psychological concerns, financial concerns and healthcare employees job performance: A mediated model. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(5), Article 2657. https://doi.org/10.3390/ijerph19052657
Satici, B., Gocet-Tekin, E., Deniz, M. E., & Satici, S. A. (2021). Adaptation of the Fear of COVID-19 Scale: its association with psychological distress and life satisfaction in Turkey. International Journal of Mental Health and Addiction, 19(6), 1980-1988. https://doi.org/10.1007/s11469-020-00294-0
Satici, B., Saricali, M., Satici, S. A., & Griffiths, M. D. (2020). Intolerance of uncertainty and mental wellbeing: Serial mediation by rumination and fear of COVID-19. International Journal of Mental Health and Addiction, 20(5), 2731-2742. https://doi.org/10.1007/s11469-020-00305-0
Shahriarirad, R., Erfani, A., Ranjbar, K., Bazrafshan, A., & Mirahmadizadeh, A. (2021). The mental health impact of COVID-19 outbreak: a nationwide survey in Iran. International Journal of Mental Health Systems, 15(1), Article 19. https://doi.org/10.1186/s13033-021-00445-3
Torales, J., O’Higgins, M., Castaldelli-Maia, J. M., & Ventriglio, A. (2020). The outbreak of COVID-19 coronavirus and its impact on global mental health. International Journal of Social Psychiatry, 66(4), 317-320. https://doi.org/10.1177/0020764020915212
Velázquez, T. & Rivera-Holguín, M. (2020, 27 de mayo). Salud mental comunitaria en tiempos del coronavirus: alcances y desafíos. Revista Memoria. https://idehpucp.pucp.edu.pe/revista-memoria/articulo/salud-mental-comunitaria-en-tiempos-del-coronavirus-alcances-y-desafios/
Villalba, A. A., Stanley, J. T., Turner, J. R., Vale, M. T., & Houston, M. L. (2020). Age differences in preferences for fear-enhancing vs. fear-reducing news in a disease outbreak. Frontiers in Psychology, 11, Article 589390. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2020.589390
World Health Organization. (2023). World health statistics 2023: monitoring health for the SDGs, Sustainable Development Goals. https://www.who.int/publications/i/item/9789240074323
Zammitti, A., Imbrogliera, C., Russo, A., Zarbo, R., & Magnano, P. (2021). The psychological impact of coronavirus pandemic restrictions in Italy: the mediating role of the fear of COVID-19 in the relationship between positive and negative affect with positive and negative outcomes. European Journal of Investigation in Health, Psychology and Education, 11(3), 697-710. https://doi.org/10.3390/ejihpe11030050
Zandifar, A., & Badrfam, R. (2020). Iranian mental health during the COVID-19 epidemic. Asian journal of psychiatry, 51, Article 101990. https://doi.org/10.1016/j.ajp.2020.101