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Introducción
Considerando los casos de neumonía asociados al coronavirus 2 del síndrome respiratorio agudo grave (SARS-CoV-2) y su enfermedad, la pandemia por COVID-19 constituye un problema de salud pública con tasas variables de morbimortalidad1-3.
De acuerdo con la Dirección General de Epidemiología, en nuestro país contamos con 2,175, 662 casos confirmados acumulados de COVID-19 (49.9% mujeres) hasta la primera quincena de marzo 2021; lo cual corresponde al 17.26% de los 126,014,024 habitantes de nuestro país según el último reporte del Instituto Nacional de Estadística y Geografía (INEGI)4. Se reportan 32,206 casos activos, de los cuales el 18.71% requieren tratamiento intrahospitalario; las principales comorbilidades asociadas son hipertensión arterial (17.31%), obesidad (14.45%), diabetes mellitus (13.35%) y tabaquismo (7.35%); además, se reportan 195,908 muertes acumuladas5-7. Durante los meses de enero a agosto del 2020, en nuestro país la COVID-19 fue la segunda causa de muerte8.
Existe miedo y preocupación al contacto con otras personas por el riesgo de infección por SARS-CoV-2, desarrollar formas severas de COVID-19, la posibilidad de requerir ventilación mecánica, perder seres queridos o morir. Las medidas de distanciamiento social son indispensables para reducir las tasas de infección, sin embargo, se asocian a síntomas de ansiedad y depresión que afectan especialmente a grupos vulnerables como mujeres embarazadas, niños, personas con discapacidad física o mental y adultos mayores9,10.
La escala de temor a la COVID-19 (FCV-19S) es un instrumento utilizado para la detección del temor relacionado con la COVID-19 en la población general, que identifica síntomas de ansiedad y depresión relacionados con esta pandemia. Consta de siete elementos, con respuestas tipo Likert (1-5) y rangos de puntuación de 7 a 35. Cuanto mayor sea la puntuación, mayor será el miedo relacionado con la COVID-19. Este instrumento ha mostrado consistencia interna en su versión original, con a = 0,82, y fiabilidad en la repetición del instrumento (coeficiente intraclase de correlación = 0.72)11. Hasta la fecha se han validado versiones y reportado su consistencia interna en varios idiomas, como italiano (a = 0.87)12, ruso (a = 0.81)13, turco (a = 0.85)14, árabe (a = 0.88)15, hebreo (a = 0.86)16, bengalí (a = 0.87)17, malayo (a = 0.89)18, rumano (a = 0.88)19, portugués (a = 0.88)20, japonés (a = 0.87)21, griego (a = 0.83)22 e inglés (a = 0.84 y 0.86 en diferentes muestras)23.
En español ha sido validado en la población general en Perú (n = 832; edad media: 38,37 ± 12,75 años), reportando una a = 0.8724, y en estudiantes universitarios de 18 a 40 años en España (n = 606; edad media: 21.59 ± 3.04 años), con un a = 0.8625.
En nuestro país, la FCV-19S ha sido utilizada para realizar mediciones del temor relacionadas con la COVID-19 en trabajadores de la salud (con a = 0.92); sin embargo, no se realizaron mediciones de convergencia26.
Teniendo en cuenta lo anterior, nuestro objetivo fue validar la versión en español de la FCV-19S en la población general mexicana.
Material y métodos
En este estudio, la versión original del FCV-19S fue traducida al español por un traductor bilingüe certificado independiente con amplia experiencia en las áreas clínicas, posteriormente revisada por dos traductores bilingües independientes para confirmar sus características (inteligibilidad y fidelidad) y se realizó la retrotraducción.
La población del estudio fue la población general de la Ciudad de México, se utilizó una estrategia de muestreo por conveniencia. El reclutamiento se realizó por medio de redes sociales, se incluyeron 306 participantes de 18 a 80 años, previa firma y envío por correo electrónico del consentimiento informado de participación. La información fue recopilada durante los meses de agosto a noviembre de 2020, por medio de llamadas telefónicas cuando se establecieron las medidas de distanciamiento social a nivel nacional para reducir los riesgos de infección entre los participantes y el personal médico.
Se recopiló información sociodemográfica, incluyendo edad, sexo, estado civil, nivel académico y estado socioeconómico.
Para determinar la validez de la convergencia de la FCV-19S en la versión original, se utilizó la Escala de ansiedad hospitalaria y depresión (HADS), la cual ha sido validada previamente en nuestro país25,26.
Análisis estadístico
Estadística descriptiva de los elementos de la FCV-19S (media y desviación estándar de los elementos principales) y la matriz policórica de sus siete elementos; el análisis factorial se realizó mediante la prueba de esfericidad de Bartlett y la prueba Keiser-Meyer-Olkin (KMO). El criterio de validez de la FCV-19S en su versión en español se determinó con el coeficiente de correlación de Pearson utilizando la HADS. La fiabilidad de la escala fue examinada mediante fiabilidad compuesta (CR), la consistencia interna de la puntuación global se calculó utilizando el coeficiente alfa de Cronbach. La bondad del ajuste del modelo se examinó con los siguientes índices: el índice de bondad de ajuste (GFI), la prueba chi-cuadrada (χ2), los grados de libertad (df), el error de aproximación cuadrático medio (RMSEA), el índice de ajuste comparativo (CFI), el residuo estandarizado cuadrático medio (SRMR) y el índice Tucker-Lewis (TLI). El análisis se llevó a cabo utilizando SPSS v.23.0 (IBM Corp., Armonk, NY), FACTOR v.10.10.03 (Ferrando y Lorenzo-Seva, Universitat Rovira i Virgili) e IBM SPSS AMOS v.23 (IBM Corp., Armonk, NY).
Resultados
Características sociodemográficas
La muestra de la población general incluyó a 306 participantes (n = 197, 64.4% mujeres), con una edad media de 32 años (18-68); al agrupar por edad, el mayor porcentaje (44.4%) se encontró entre los 30 y 39 años. En cuanto al nivel académico, agrupamos los resultados en cinco grupos y respecto al estado civil encontramos: 21.8% solteros, 49.4% casados, 9.8% divorciados y 18.9% en unión libre (Tabla 1).
Tabla 1 Características de la muestra (n = 306)
| Sexo n = 306 (%) | Nivel educativo | Estado civil |
| Mujeres 197 (64.4) | Primaria 6 ( 2.0) | Soltero 67 (21.8) |
| Hombres 109 (35.6) | Secundaria 51 (16.7) | Casado 151 (49.4) |
| Bachillerato 78 (25.5) | Divorciado 30 (9.8) | |
| Edad (años) (%) | Universidad 126 (41.1) | Unión libre 58 (18.9) |
| 18-29 126 (41.1) | Posgrado 12 (3.9) | |
| 30-39 136 (44.4) | Ninguna 8 (2.6) | |
| 40-49 31 (10.1) | No contestaron | |
| 50-59 11 ( 3.5) | 25 (8.2) | |
| ≥ 60 2 (0.7) |
Análisis psicométrico de la versión en español de la FCV-19S
La puntuación media del total del puntaje de la FCV-19S fue de 17.63 (desviación estándar [DE] ± 6.60) (Tabla 2). Se realizó una prueba t para muestras independientes para comparar las puntuaciones FCV-19S entre las mujeres 19.09 (DE ± 6.67) y los hombres 14.99 (DE ± 5.62), con una diferencia significativa (t = –4.01; p < 0.001).
Tabla 2 Análisis descriptivo de las siete preguntas de la versión en español de la Escala de Temor a la COVID-19
| Media | Intervalo de confianza 95% para la media | Varianza | Sesgo | Curtosis | |
|---|---|---|---|---|---|
| Ítem 1 | 2.96 | 2.77 –3.14 | 1.363 | –0.328 | –0.937 |
| Ítem 2 | 2.44 | 2.25 –2.63 | 1.466 | 0.308 | –1.062 |
| Ítem 3 | 1.72 | 1.58 –1.86 | 0.741 | 0.943 | –0.048 |
| Ítem 4 | 2.57 | 2.36 –2.79 | 1.874 | 0.201 | –1.352 |
| Ítem 5 | 2.57 | 2.37 –2.78 | 1.708 | 0.222 | –1.202 |
| Ítem 6 | 1.77 | 1.62 –1.92 | 0.947 | 1.237 | 1.085 |
| Ítem 7 | 2.19 | 2.01 –2.37 | 1.335 | 0.528 | –0.815 |
Las siete preguntas de la FCV-19S (Fig. 1) se distribuyeron asimétricamente con las frecuencias más altas en los rangos inferiores, excepto las preguntas 1 y 7, con una distribución forma no normal (prueba de Kolmogorov-Smirnov, p < 0.001).
Figura 1 Histogramas de las siete preguntas de la versión en español de la Escala de temor a la COVID-19 (las líneas rojas muestran la distribución normal de la curva).
El análisis factorial exploratorio se realizó en 70 participantes escogidos al azar, resultando en un KMO = 0.848 (intervalo de confianza del 95% [IC 95%]: 0.848-0.891), la prueba de esfericidad del Barlett fue significativa (χ2: 272.0; p < 0.001), lo cual indica que el análisis factorial es pertinente para el conjunto de datos. Todos los elementos fueron estadísticamente significativos para la correlación policórica (mín.: 0.258, máx.: 0.727, p < 0.001) (Tabla 3).
Tabla 3 Matriz estandarizada de la varianza/covarianza (correlación policórica)
| Correlaciones | Pregunta 1 | Pregunta 2 | Pregunta 3 | Pregunta 4 | Pregunta 5 | Pregunta 6 | Pregunta 7 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Pregunta 1 | 1.000 | ||||||
| Pregunta 2 | 0.500* | 1.000 | |||||
| Pregunta 3 | 0.425* | 0.711* | 1.000 | ||||
| Pregunta 4 | 0.552* | 0.450* | 0.367* | 1.000 | |||
| Pregunta 5 | 0.549* | 0.700* | 0.526* | 0.480* | 1.000 | ||
| Pregunta 6 | 0.449* | 0.727* | 0.709* | 0.258* | 0.512* | 1.000 | |
| Pregunta 7 | 0.489* | 0.618* | 0.661* | 0.335* | 0.628* | 0.668* | 1.000 |
*p<0.001.
El análisis de componentes principales extrajo un componente con valor propio (4.2744) que explicaba el 61% de la varianza. La carga factorial de todas las preguntas osciló entre 0.519 y 0.869, comunalidad superior a 0.3 (Tabla 4).
Tabla 4 Matriz factorial sin rotamiento
| Variable | F1 | Comunalidad |
|---|---|---|
| Pregunta 1 | 0.640 | 0.410 |
| Pregunta 2 | 0.869 | 0.755 |
| Pregunta 3 | 0.788 | 0.621 |
| Pregunta 4 | 0.519 | 0.269 |
| Pregunta 5 | 0.768 | 0.590 |
| Pregunta 6 | 0.776 | 0.602 |
| Pregunta 7 | 0.784 | 0.615 |
Posteriormente, se realizó el análisis factorial confirmatorio con 236 participantes, diferentes de los utilizados para el análisis factorial exploratorio, utilizando el programa AMOS. Se analizaron varios modelos con el fin de identificar el que mejor se ajustaba a los índices de validación recomendados. El modelo 1 del análisis factorial confirmatorio presentó las siete preguntas y no se correlacionaron las desviaciones de error. El valor de RMSEA fue 0.090, dentro de los valores establecidos como satisfactorios (Fig. 2). En nuestra validación en español encontramos una interrelación entre las preguntas 3 (mis manos sudan cuando pienso en coronavirus-19) y 6 (no puedo dormir porque estoy preocupado(a) por enfermarme de coronavirus-19), con las puntuaciones más bajas, por lo que el modelo 2 se realizó teniendo en cuenta la variación del error (Fig. 3); además, encontramos una interrelación entre las preguntas 6 (no puedo dormir porque estoy preocupado (a) por enfermarme de coronavirus-19) y 7 (mi corazón se acelera cuando pienso en enfermarme con coronavirus-19), con una puntuación moderada pero similar entre las preguntas 6 y 7; por lo tanto, se creó el modelo 3, considerando una variación del error (Fig. 4). Los resultados del modelo 3 se ajustaron satisfactoriamente a los índices recomendados con los siguientes resultados: χ2 = 22.802 (df = 13) con razón de chi-cuadrada/grados de libertad (CMIN/DF) = 1.900 (p < 0.001), GFI = 0.972, CFI = 0.901, RMSEA = 0.062 (IC 95%: 0.019-0.100) y TLI = 0.827 (Tabla 5).
Tabla 5 Índices de bondad de ajuste del análisis factorial confirmatorio para probar la idoneidad de un modelo factorial único de la versión en español de la escala de temor a la COVID-19
| Modelo 1 | Modelo 2 | Modelo 3 | |
|---|---|---|---|
| Chi cuadrada | 40.489 | 30.897 | 22.802 |
| p | 0.000 | 0.003 | 0.029 |
| CMIN –DF | 2.892 | 2.377 | 1.900 |
| GFI | 0.951 | 0.962 | 0.972 |
| TLI | 0.637 | 0.736 | 0.827 |
| CFI | 0.768 | 0.836 | 0.901 |
| RMSEA | 0.090 | 0.077 | 0.062 |
CMIN-DF: razón de chi-cuadrada/grados de libertad; GFI: índice de bondad de ajuste; TLI: índice Tucker-Lewis; CFI: índice de ajuste comparativo; RMSEA: error de aproximación cuadrático medio.
Posteriormente se calculó la fiabilidad, demostrando consistencia interna adecuada en nuestra población. Teniendo en cuenta las siete preguntas de la escala, encontramos a de Cronbach = 0.870. La validez de concurrencia se realizó contrastándola con la HADS como en la versión original. Para medir la validez externa de la versión en español de la FCV-19S se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson como medida concurrente empleando la HADS, mostrando una correlación positiva y estadísticamente significativa (rho de Pearson = 0.508, p < 0.001) utilizando las siete preguntas (Tabla 6).
Tabla 6 Mediciones de concurrencia
| Test | Retest | HADS total | |||
|---|---|---|---|---|---|
| Pearson | Test | Coeficiente de correlación | 1.00 | 0.520* | 0.213* |
| Sig. (2 –colas) n | 0.000 306 | 0.000 306 | 0.000 306 | ||
| Retest | Coeficiente de correlación | 0.508* | 1.00 | 0.151* | |
| Sig. (2 –colas) n | 0.000 306 | 0.000 306 | 0.008 306 | ||
| HADS Total | Coeficiente de correlación | 0.213* | 0.151* | 1.00 | |
| Sig. (2 –colas) n | 0.000 306 | 0.008 306 | 0.000 306 |
*p<0.001.
HADS: Escala de ansiedad hospitalaria y depresión.
Discusión
Este estudio analizó las propiedades psicométricas de la versión en español de la FCV-19S en la población general mexicana. Considerando la representatividad de la muestra, en los datos recientes del INEGI sobre las características sociodemográficas de la población mexicana, observamos similitud en la media de edad, ya que el 41.1% de los participantes se encontró entre 18-29 años y el 44.4% entre 30-39 años; el nivel educativo superior en nuestra muestra (41.1%) contrasta con el 21.6% en la población general de nuestro país, sin embargo, es más cercano al específico en la Ciudad de México5, donde el 34.6% de los habitantes tiene estudios universitarios, lo cual pudiese reflejar las diferencias sociales y culturales en nuestro país.
En cuanto a la consistencia interna, nuestro resultado de a = 0.870 es similar a las validaciones realizadas para otros idiomas como el italiano (a = 0.87)12, ruso (a = 0.81)13, turco (a = 0.85)14, árabe (a = 0.88)15, hebreo (a = 0.86)16, bengalí (a = 0.87)17, malayo (a = 0.89)18, rumano (a = 0.88)19, portugués (a = 0.88)20, japones (a = 0.87)21, griego (a = 0.83)22 e inglés (a = 0.84 y 0.86 en diferentes muestras)23.
Nuestros resultados son similares a las validaciones realizadas en español en otros contextos como la población peruana (a = 0.87)24 y estudiantes universitarios españoles (a = 0.86)25.
La media del puntaje total de la FCV-19S en nuestra población fue de 17.6 ± 6.6, similar a los italianos 16.8 ± 6.612 y los rusos 17 ± 4.713. Además, considerando el sexo, observamos diferencias significativas entre las mujeres (19.09 ± 6.67) y los hombres (14.99 ± 5.62), similares a los hallazgos en otras poblaciones como en Bangladesh (mujeres 22.75 ± 5.65 y hombres 20.29 ± 5.90)17 o en Rusia (mujeres 17.7 ± 4.6 y hombres 15.8 ± 4.6)13. La puntuación total reportada en el FCV-19S fue más alta en las mujeres, lo cual corresponde a los informes internacionales sobre salud mental con una mayor prevalencia de los trastornos de ansiedad y depresión en las mujeres.
Con respecto a la carga factorial de los elementos de nuestra versión (rango: 0.519-0.869) fueron similares a los de otras, como la italiana (0.68-0.90)12, árabe (0.62-0.84)15, bengalí (0.72-0.80)17 y peruana en el modelo de un factor (0.595-0.766)24.
De hecho, el análisis factorial confirmatorio en nuestros resultados de CFI = 0.901 y RMSEA = 0.062 (IC 95%: 0.019-0.100) son comparables a los de otras versiones que utilizaron un modelo unifactorial con correlación en varios elementos, como la árabe (CFI = 0.995, RMSEA = 0.059, IC 95%: 0.037-0.083)15, bengalí (CFI = 0.964, RMSEA = 0.071)17 e italiana (CFI = 0.99, RMSEA = 0.069, IC 95%: 0.032-0.105)12.
En nuestra población, las puntuaciones más bajas se encontraron en las preguntas 3, 6 y 7, que evalúan síntomas somáticos como sudoración palmar, insomnio y palpitaciones, lo cual es similar a los hallazgos en otras poblaciones como la italiana12, turca14 o bengalí17.
Por lo anterior es importante realizar una validación y adaptación cultural en cada población, teniendo en cuenta las diferencias de sexo y edad, para reflejar la realidad de cada contexto sociocultural, permitiendo una medición fiable sobre el temor relacionado con la COVID-19.
La validación del FCV-19S en su versión en español para su aplicación en la población mexicana demuestra que es un instrumento corto, fácil de aplicar e interpretar, que permite un tamizaje identificando a individuos en riesgo de desarrollar trastornos de ansiedad y depresión, con el fin de iniciar el tratamiento oportuno.
Fortalezas y limitaciones
Los participantes mostraron resistencia inicial a participar en el estudio, lo cual asociamos al contexto sociocultural en nuestro país, donde la atención de salud mental no es una prioridad.
Como limitación reconocemos que la muestra general puede considerarse representativa, aunque heterogénea dado la edad, el sexo, el nivel académico y el estado civil; somos conscientes de que no se siguió ningún enfoque formal para garantizarlo.
Por otro lado, este análisis no incluyó el diagnóstico previo de trastornos mentales como depresión, trastornos de ansiedad o de la personalidad que en estudios posteriores deben tenerse en cuenta al reconocer a subgrupos con mayor vulnerabilidad ante situaciones estresantes. Al mismo tiempo, se trata de un estudio transversal, por lo que un seguimiento longitudinal posterior podría ser bastante enriquecedor. A pesar de estas limitaciones, este estudio muestra información útil sobre el uso de la FCV-19S en su versión en español para su aplicación en la población general de México. Además, consideramos indispensable realizar un análisis posterior en los trabajadores del área de la salud que participan en los equipos de respuesta COVID, pues se encuentran estrechamente en contacto con los enfermos, con el fin de validar su uso específico en este grupo de población.
Conclusión
La versión en español del FCV-19S mostró una fiabilidad y consistencia interna adecuadas, además de una buena correlación en la puntuación de las mismas mediciones y correlación posteriores con el HADS, confirmando la validez de convergencia en nuestro análisis. Al mismo tiempo, los resultados obtenidos son similares a los reportados por otros estudios en poblaciones de habla hispana, lo que sugiere que es una escala adecuada con propiedades psicométricas adecuadas para la detección inicial en la población general en México.
