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Introducción
La Organización Mundial de la Salud declaró a la enfermedad ocasionada por el nuevo coronavirus SARS-CoV-2 de 2019 (COVID-19) como una emergencia de salud pública1. Esta situación generó repercusiones en la población mundial, y una mención especial merece el personal sanitario, que se encuentra en la primera línea de respuesta a la pandemia de COVID-19 y se considera una población expuesta a un mayor riesgo de infección2 y propagación nosocomial3.
Aun con los equipos de protección personal (EPP) adecuados, los trabajadores de salud que atienden a pacientes infectados pueden contagiarse con el virus SARS-CoV-24. Tal como revelan algunos reportes de China, esta población también viene afrontando repercusiones en su salud mental a causa de factores como la sobrecarga de trabajo, que los vulnera emocionalmente5. Por ello, en gran parte de los hospitales de la ciudad china de Wuhan se tuvo que establecer un sistema de turnos de trabajo para que el personal de salud descansara y evitara estar constantemente expuesto6.
Es frente a esta situación que surgió la necesidad de que la exposición ocupacional de este tipo de población tuviera que abordarse con precisión; por ello, una de las estrategias para el control y la prevención de esta enfermedad en instituciones de salud es la vigilancia y el tratamiento del personal expuesto7. Sin embargo, factores como equipos de protección inadecuados, pruebas de diagnóstico insuficientes, sobrecarga de trabajo y exposición prolongada a pacientes infectados son causa de riesgo de contagio8),(9. A modo de ejemplo de la gravedad de las circunstancias, iniciada la pandemia escasearon las mascarillas respiratorias N95 de un solo uso, lo cual llevaba al reciclaje para ampliar la validez limitada de los proveedores y las instalaciones de atención médica10.
En consecuencia, esta crisis global ha impulsado la preocupación por el contagio de la COVID-19 entre los trabajadores de la salud, pues lo que menos desean es perjudicar a los compañeros de labor, familiares cercanos y amigos. Esto se ha evidenciado en investigaciones que han hallado que la preocupación más frecuente entre el personal sanitario es transmitir la infección a familiares y amigos, más que a ellos mismos, lo que les genera estrés y ansiedad11. A pesar de estas circunstancias, se observa en diversos contextos que el personal de salud continúa realizando sus funciones aun cuando se encuentran en un persistente modo de supervivencia para proteger a todos los que los rodean12.
En este escenario en Perú, algunos investigadores han diseñado, adaptado y validado pruebas para evaluar aspectos importantes del impacto de la COVID-19. Así, se ha creado una escala breve para medir el nivel de conocimientos básicos acerca del coronavirus (KNOW-P-COVID-19)13 compuesta por 9 ítems distribuidos en 2 dimensiones. Otros investigadores han diseñado una escala para evaluar el fatalismo ante la posibilidad del contagio de la enfermedad (F-COVID-19)14, que quedó compuesta por 8 ítems distribuidos en 2 factores. Así mismo ha aparecido una escala para medir el miedo y la magnitud del problema (MED-COVID-19)15 compuesta por 13 ítems distribuidos en 3 factores. Por último, Ruiz Mamani et al.16 han validado una escala de preocupación por el contagio para adultos peruanos, la cual consta de 6 ítems en 1 solo factor (EPCov-19).
Por lo visto hasta este punto, se ha hecho énfasis en el diseño de instrumentos para la población general; sin embargo, no existen pruebas específicas para la sanitaria, lo cual constituye la principal motivación para emprender esta investigación en virtud de llenar este vacío en la literatura científica. Además, aunque los trabajadores sanitarios son responsables de gestionar la crisis en los centros de atención, no son inmunes a las consecuencias psicológicas, de ahí la necesidad de desarrollar instrumentos para evaluar la preocupación por el contagio de la COVID-19 y de esta forma generar evidencias sobre el tema. Por lo tanto, el objetivo de la presente investigación es diseñar y analizar las evidencias de validez de contenido, estructura interna y confiabilidad de una medida de preocupación por el contagio de COVID-19 en personal de salud peruano.
Métodos
Diseno del estudio y participantes
Se realizó un estudio de tipo instrumental de corte transversal17. El muestreo utilizado fue no probabilístico, intencional y por criterios. Se incluyó a 321 profesionales de ambos sexos (78 varones y 243 mujeres; edad, 22-64 [38,12 ± 9,61] anos) del área de la salud (Medicina, Odontología, Enfermería, Nutrición, Psicología, Obstetricia) de la Región Puno, sur del Perú, que desearon participar.
Selección inicial de los ítems
Se realizó una revisión de la literatura en diferentes fuentes de información científica: Google Académico, Pub-Med/MEDLINE y SciELO, con los siguientes términos de búsqueda: "2019-nCoV", "COVID-19", "SARS-CoV-2", "2019 novel coronavirus", "coronavirus disease 2019", "novel coronavirus", "new coronavirus", "coronavirus 2019", "concern", "infection" y "health-care workers". Luego se redactó el primer borrador del instrumento, el cual fue revisado y aprobado por todos los autores.
Información técnica y metodológica
La escala de preocupación ante la posibilidad de contagio de la COVID-19 (EPPC-Cov19) mide el estado emocional que implica temor, intranquilidad, angustia e inmovilidad que se inician ante sucesos desconocidos y negativos, construido por el sistema cognitivo; en otras palabras, la reacción psicológica natural frente a lo desconocido, como es el caso de la COVID-19, que es una enfermedad nueva que causa incertidumbre en los trabajadores del ámbito sanitario. Está conformada por 8 ítems con 5 opciones de respuesta en una escala Likert de igual cantidad de puntos (1 = nunca; 5 = siempre), y la puntuación final es la suma de todos los ítems.
Validación
Se analizó la evidencia de la validez de contenido de la escala y se solicitó el juicio de 8 expertos (diferentes de los desarrolladores de la escala) que consideraron 4 criterios para la evaluación de los ítems (desde 0 = nada relevante/representativo/claro hasta 3 = totalmente relevante/representativo/claro). Estos profesionales expertos son médicos epidemiólogos e intensivitas, psiquiatras, psicólogos clínicos y enfermeras intensivistas. Para cuantificar el grado de relevancia, representatividad y claridad, se empleó el coeficiente V de Aiken y sus intervalos de confianza del 95% (IC95%). Una V > 0,70 con IC95% > 0,59 indica una valoración positiva del reactivo18. Luego se procedió a la aplicación de la encuesta online mediante Google Form. Antes de la aplicación, se comentó a los participantes el objetivo de la investigación y se solicitó el consentimiento informado. Se consideró la participación voluntaria y anónima.
Análisis de datos
El análisis se realizó en varias etapas. En la primera se analizaron los estadísticos descriptivos (media ± desviación estándar, asimetría y curtosis) de los 8 ítems de la escala, el valor que se tuvo en cuenta para la asimetría y la curtosis fue> ± 1,5 de acuerdo con Pérez et al.19. En la segunda fase, se realizó un análisis factorial exploratorio (AFE) siguiendo los criterios de Kaplan et al.20, considerando el coeficiente Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de Bartlett. El análisis paralelo reveló la existencia de un solo factor; asimismo, el método de estimación fue de mínimos cuadrados no ponderado con rotación promin21. En la tercera etapa, se ejecutó un análisis factorial confirmatorio (AFC) y se consideró el modelamiento de ecuaciones estructurales (SEM). Para evaluar las medidas de bondad de ajuste, se utilizó el índice de bondad de ajuste (GFI), el índice ajustado de bondad de ajuste (AGFI), el índice de bondad de ajuste parsimonioso (PGFI), el índice normalizado de ajuste (NFI), el índice de ajuste relativo (RFI), índice de ajuste incremental (IFI), el índice de Tucker-Lewis Index (TLI) y el índice de ajuste comparativo (CFI). También se consideraron los parámetros para el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y el índice de error cuadrático medio (RMR), siguiendo los criterios recomendados por Hu et al.22, quienes senalan que GFI, CFI, TLI y NFI deberían ser > 0,9 y el RMSEA y el SRMR,<0,08.
Para los análisis descriptivos y el AFE, se utilizó el programa FACTOR Analysis versión 10,1. Para ejecutar el AFC, se empleó el software estadístico AMOS versión 21, y para calcular la confiabilidad de la escala, el programa estadístico SPSS versión 25.0 y sus respectivos intervalos de confianza23.
Resultados
La Tabla 1 muestra que todos los ítems recibieron una evaluación favorable de los expertos (V> 0,70). En cuanto a la relevancia, se encontró que los ítems4y5sonlosmás importantes y representativos (V = 1,00; IC95%, 0,86-1,00. Con respecto a los ítems más entendibles (claros), el ítem5y8 fueron los mejor evaluados (V= 1,00; IC95%, 0,86-1,00). Asimismo, se observa que los valores del límite inferior (Li) del IC95% son adecuados y todos los valores del coeficiente V fueron estadísticamente significativos.
Tabla 1 Vde Aiken para la evaluación de la relevancia, la representatividad y la claridad de los ítems de la EPPC-Cov19
| Ítems | Relevancia (n = 8) | Representatividad (n = 8) | Claridad (n = 8) | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ma | DEb | Vc | IC95%d | M | DE | V | IC95% | M | DE | V | IC95% | |
| Ítem 1 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 |
| Ítem 2 | 2,75 | 0,46 | 0,92 | 0,74-0,98 | 2,63 | 0,52 | 0,88 | 0,69-0,96 | 2,38 | 0,52 | 0,79 | 0,60-0,91 |
| Ítem 3 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 | 2,75 | 0,46 | 0,92 | 0,74-0,98 | 2,63 | 0,52 | 0,88 | 0,69-0,96 |
| Ítem 4 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 |
| Ítem 5 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 |
| Ítem 6 | 2,38 | 0,74 | 0,79 | 0,60-0,91 | 2,25 | 0,89 | 0,75 | 0,55-0,88 | 2,25 | 0,89 | 0,75 | 0,55-0,88 |
| Ítem 7 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 | 2,88 | 0,35 | 0,96 | 0,80-0,99 | 2,63 | 0,52 | 0,88 | 0,69-0,96 |
| Ítem 8 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 | 3,00 | 0,00 | 1,00 | 0,86-1,00 |
a Media.
b Desviación estándar. c Coeficiente V de Aiken.
d Intervalo de confianza del 95% de la V de Aiken.
Análisis preliminar de los ítems
La Tabla 2 muestra la media ± desviación estándar, la asimetría y la curtosis de los 8 ítems de la EPPC-Cov19. Se aprecia que el ítem 5 tiene el mayor puntaje promedio y la mayor dispersión (3,68 ± 1,17). Los valores de asimetría y curtosis de los 8 ítems de la escala no exceden el intervalo > ± 1,519. Asimismo, las correlaciones entre los ítems fueron significativas (> 0,40).
Tabla 2 Descriptivos de la escala EPPC-Cov19
| Ítems | Ma | DEb | Asc | Kd | Correlación inter-ítem | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ítem 1 | Ítem 2 | Ítem 3 | Ítem 4 | Ítem 5 | Ítem 6 | Ítem 7 Ítem 8 | |||||
| Ítem 1 | 3,419 | 1,132 | -0,094 | -1,055 | 1 | ||||||
| Ítem 2 | 2,912 | 1,12 | 0,229 | -0,673 | 0,681 | 1 | |||||
| Ítem 3 | 2,172 | 1,131 | 0,834 | 0,047 | 0,555 | 0,722 | 1 | ||||
| Ítem 4 | 2,146 | 1,146 | 0,777 | -0,315 | 0,503 | 0,589 | 0,692 | 1 | |||
| Ítem 5 | 3,682 | 1,174 | -0,435 | -0,94 | 0,647 | 0,588 | 0,484 | 0,519 | 1 | ||
| Ítem 6 | 3,058 | 1,109 | 0,185 | -0,869 | 0,598 | 0,649 | 0,603 | 0,571 | 0,652 | 1 | |
| Ítem 7 | 3,094 | 1,165 | 0,211 | -0,838 | 0,438 | 0,441 | 0,461 | 0,488 | 0,449 | 0,463 | 1 |
| Ítem 8 | 2,825 | 1,14 | 0,229 | -0,848 | 0,615 | 0,689 | 0,67 | 0,658 | 0,642 | 0,709 | 0,565 1 |
a Media.b Desviación estándar. c Coeficiente de asimetría. d Coeficiente de curtosis.
Análisis factorial exploratorio
En primera instancia, se analizaron los índices de adecuación muestral, el valor de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = 0,917) y el test de Bartlett (1.555,4; gl = 28; p< 0,001) fueron muy buenos, lo indica que es adecuado realizar el AFE en la muestra estudiada. Se utilizó el método de mínimos cuadrados no ponderados, y el análisis paralelo indicó que los 8 ítems subyacen en un solo factor. El factor obtenido explica el 63,89% de la varianza total de la prueba y sus cargas factoriales oscilan entre 0,599 y 0,864 (Tabla 3).
Tabla 3 Análisis factorial de la EPPC-Cov19
| Ítems | F1 | h2* |
|---|---|---|
| 1. Me preocupa la posibilidad de contagiarme de la COVID-19 durante mis horas de trabajo | 0,753 | 0,567 |
| 2. Pensar en la posibilidad de contagiarme con la COVID-19 mientras realizo mi trabajo me angustia (me pone nervioso/a, ansioso/a) | 0,826 | 0,683 |
| 3. Pensar en la posibilidad de contagiarme con la COVID-19 en mi ambiente de trabajo no me deja dormir bien | 0,787 | 0,619 |
| 4. Pensar en la posibilidad de contagiarme con la COVID-19 afecta a mi capacidad para realizar mis actividades laborales y personales | 0,748 | 0,56 |
| 5. Al salir del trabajo, me preocupa contagiar la COVID-19 a mis familiares o personas con que vivo | 0,74 | 0,548 |
| 6. La COVID-19 me causa incertidumbre porque es una enfermedad impredecible | 0,799 | 0,638 |
| 7. En mi centro laboral hay muchos riesgos (altas tasas de contagios, escasez de EPP, problemas con los seguros de salud, etc.) que me generan preocupación de contagiarme la COVID-19 | 0,599 | 0,359 |
| 8. A pesar de poner en práctica las medidas de bioseguridad para no contagiarme la COVID-19, no puedo evitar seguir preocupándome | 0,864 | 0,746 |
* Comunalidades.
Análisis factorial confirmatorio
Para analizar la estructura interna de la escala, se realizó un AFC donde se cargaron los 8 ítems de la EPPC-Cov19 en una sola variable latente; los resultados del modelo original mostraron que la bondad de ajuste era deficiente, por lo que, a través de la técnica de modificación de índices, se eliminaron los ítems2y3yquedó un modelo óptimo. Los índices de bondad de ajuste muestran que el modelo propuesto es adecuado (x 2 = 27,183; df=9; p = 0,001; RMR = 0,036; GFI = 0,971; AGFI = 0,931; PGFI = 0,416; NFI = 0,971; RFI = 0,951; IFI = 0,980; TLI = 0,967; CFI = 0,980, y RMSEA = 0,079) (Tabla 4). La confiabilidad de la prueba se calculó con el coeficiente alfa de Cronbach (σ= 0,865; IC95%, 0,83-0,89). En síntesis, el modelo de 6 ítems en 1 solo factor es satisfactorio (Figura 1).
Tabla 4 Índices de bondad de ajuste general
| Índice de bondad de ajuste | Original | Modelo 1 |
|---|---|---|
| (8 ítems) | (6 ítems) | |
| CMIN | 111.408 | 27.183 |
| DF | 20 | 9 |
| p | <0,001 | 0,001 |
| CMIN/DF | 5,570 | 3,020 |
| RMR | 0,051 | 0,036 |
| GFI | 0,920 | 0,971 |
| AGFI | 0,856 | 0,931 |
| PGFI | 0,511 | 0,416 |
| NFI | 0,927 | 0,971 |
| RFI | 0,898 | 0,951 |
| IFI | 0,940 | 0,980 |
| TLI | 0,915 | 0,967 |
| CFI | 0,939 | 0,980 |
| RMSEA | 0,120 | 0,079 |
| a (IC95%) | 0,908 (0,887-0,925) | 0,865 (0,835-0,890) |
CMIN: c2; DF: grados de libertad; p: valor p; CMIN/DF: c2 sobre los grados de libertad; RMR: índice de error de cuadrático medio; GFI: índice de bondad de ajuste; AGFI: índice ajustado de bondad de ajuste; PGFI: índice de bondad de ajuste parsimonioso; NFI: índice normado de ajuste; RFI: índice de ajuste relativo; IFI: índice de ajuste incremental; TLI: índice de Tucker-Lewis; CFI: índice de ajuste comparativo; RMSEA: error cuadrático medio de aproximación; a (IC 95%): alfa de Cronbach (intervalo de confianza al 95%).
Discusión
Durante los meses de emergencia sanitaria, las víctimas del SARS-CoV-2 no solo han sido población general, sino que esta enfermedad se ha llevado consigo la vida de policías, funcionarios públicos y, sobre todo, personal de salud. Hasta el momento de la redacción de este estudio, Perú lamentaba la pérdida de 125 médicos en todo el territorio nacional24.Asu vez, la preocupación del personal de salud no solo afecta a su esfera íntima, sino que enmarca el riesgo de contagio al que expone a sus familiares, entre los que se cuentan padres (mayoresde65anos), hijos (niños pequeños) y familiares cercanos (pacientes con comorbilidades), lo que en el peor de los casos podría significar la muerte de alguno de ellos. Por lo tanto, la carga emocional y el estrés al que están sometidos por lo complejo de su labor profesional se suman al riesgo que representa para sus familiares más cercanos.
De manera que la creación y la validación de una escala que permita medir la preocupación que el personal de salud experimenta a razón de la labor que realizan adquiere una importancia capital, sobre todo en tiempos de pandemia. Un objetivo similar tuvo Mejia et al., quienes diseñaron algunas escalas que fueron validadas durante los momentos álgidos de la pandemia peruana y contaron con una muestra muy variada que recogió poblaciones de diferentes partes de Perú, incluso tomando ciudades tan aisladas como Iquitos. Es así como la escala F-COVID-19 se propuso como instrumento para determinar la fatalidad percibida entre la población general de Perú1. Su aplicación permitió observar en una muestra de 2.466 personas en 20 ciudades de Perú que las mujeres y los que convivían con alguna comorbilidad eran más propensos a ideas fatalistas como morirse, contagiarse o deprimirse25. Por otro lado, ese mismo equipo de trabajo desarrolló la escala MED-COVID-19, que mide la magnitud de la percepción de miedo generada por la información divulgada por los medios de comunicación y el círculo más cercano de los participantes2. Con esta escala se pudo conocer en una muestra de 4.009 personas que la televisión y las redes sociales fueron las que más generaron noticias y emitieron información que ocasionaba miedo entre sus receptores26.
La actual escala EPPC-Cov19 muestra una estructura interna y una validez formal que se sostienen con valores de V de Aiken > 0,70. De modo similar, otros estudios que han medido variables relacionadas con los aspectos psicopatológicos de la pandemia han obtenido valores de V de Aiken parecidos a los de esta validación14),(15),(18. Con respecto al análisis factorial exploratorio, los métodos utilizados permitieron agrupar la totalidad de los ítems en un solo factor. Otros estudios de validación, como el realizado por Ruiz Mamani et al.1 que tenía como objetivo medir la preocupación durante los tiempos de COVID-19, alcanzaron la consistencia adecuada al agrupar sus 6 ítems en 1 solo factor. Sin embargo, validaciones realizadas en otros contextos, como la desarrollada por Chandu et al.27 en una muestra de la India, alcanzaron agrupación de sus ítems con 2 factores. Sería oportuno agregar que esta poseía muchos más elementos que los contenidos en el presente instrumento. Además, la confiabilidad medida por el coeficiente alfa de Cronbach fue adecuado (> 0,80), tal como propusieron Gliem et al.28. De manera que la escala EPCov-19 obtuvo coeficientes similares al de esta validación al evaluar su confiabilidad4. La escala MED-COVID-19, sin embargo, alcanzo valores de a > 0,905, pero la escala F-COVID-19 obtuvo valores de 0,704.
El estudio presenta algunas limitaciones. La primera se relaciona con el método de muestreo empleado, que no permite extrapolar sus resultados más allá del contexto en el que fue realizado; además, sería importante realizar un análisis de invarianza factorial. Además, no se realizaron grupos focales en las fases iniciales de construcción de la escala ni evaluaciones en la población objetivo, como tampoco análisis de confiabilidad del tipo prueba-reprueba, lo cual debe ser considerado al momento de reproducirla en otros contextos. Sin embargo, la evidencia de validez basada en el contenido, la estructura interna y el nivel de confiabilidad alcanzados permiten tener confianza en que su aplicación y su validación en otras realidades será igual de provechosa que en esta experiencia.
La presente escala pretende levantarse como instrumento para poder generar políticas públicas que permitan mejorar las condiciones y el estado de salud mental del personal de salud que se encuentra a cargo del tratamiento de la pandemia en los diferentes países de la región latinoamericana.
Por lo tanto, se concluye que la escala EPPC-Cov19 tiene la validez de forma y fondo y la confiabilidad necesaria para evaluar la preocupación por el contagio que sufre el personal de salud peruano durante la pandemia de COVID-19. Además, se propone utilizar este instrumento para medir la implicancia real de este problema en esa población en específico
