CONDUCTA ALIMENTARIA Y CONSUMO DE ALCOHOL DURANTE EL DISTANCIAMIENTO SOCIAL POR COVID-19 EN MÉXICO: UN ESTUDIO EXPLORATORIO

Introducción

La pandemia por COVID-19 ha modificado profundamente muchos aspectos de la vida cotidiana (Capasso et al., 2021; Graupensperger et al., 2021; Ramalho, 2020; Zvolensky et al., 2020). El distanciamiento social, la cuarentena y/o el aislamiento son esenciales para el manejo de la crisis sanitaria (American Psychological Association [APA], 2021; Brooks et al., 2020; Natera, 2020; Villanueva et al., 2020). No obstante, muchas personas experimentan esta situación como desagradable, estresante y potencialmente traumática (Comisión Nacional contra las Adicciones [CONADIC], Secretaría de Salud, 2020; Touyz et al., 2020). Varios autores e instituciones coinciden en que la disminución del contacto físico con otras personas, la pérdida de libertad para realizar actividades en el exterior, la incertidumbre sobre el estado de salud, el cierre de espacios públicos, la interrupción y cambios en la rutina, el aburrimiento por permanecer en casa, el estrés, la incapacidad para la autorregulación y la crisis económica pueden tener efectos colaterales, a corto, mediano y largo plazo, en la salud física y psicosocial, especialmente, en grupos vulnerables (APA, 2021; Armitage & Nellums, 2020; Brooks et al., 2020, Canadian Centre on Substance Use and Addiction; 2020; CONADIC, 2020; Haddad et al., 2020; Hanada et al., 2020; Rehm et al., 2020).

Capasso et al. (2021) sostienen que el escenario pandémico actual se caracteriza por condiciones perturbadoras y altamente estresantes que podrían exacerbar las alteraciones emocionales y el consumo de alcohol. Adicionalmente, CONADIC (2020) indica que también es probable que se agudicen las creencias mitificadas respecto al uso de sustancias, disminuya la actividad física y aumente el consumo compulsivo de comida. Lo anterior tienen lugar cuando, a través de la ingesta de comida y de bebidas alcohólicas, las personas buscan disminuir los efectos desagradables de una situación estresante y/o generadora de ansiedad, o bien, cuando intentan sentirse con mejor ánimo (Laitinen et al., 2002; CONADIC, 2020). De acuerdo con el modelo transaccional de estrés de Lazarus y Folkman (1984) y el modelo transaccional de afrontamiento de Moos y Holahan (2003, citado en Moos, 2010), tanto factores personales como situacionales interactúan entre sí ante la presencia de un estresor. La acción recíproca de estos factores permite a la persona responder en términos de aproximación vs. evitación y poner en marcha esfuerzos cognitivos y conductuales que constituyen su modo o estilo de afrontamiento (Higareda et al., 2015; Lazarus & Folkman, 1984). Laitinen et al. (2002) señalan que, generalmente, las personas que recurren a la comida y al alcohol cuando experimentan estrés presentan un afrontamiento centrado en la emoción. Dicho en términos de Moos (2010), son personas que, por un lado, procuran la descarga emocional, esto es, la atenuación de las emociones generadas por la situación estresante y, por el otro, buscan recompensas alternativas. Esto resulta de especial interés en el contexto de COVID-19 en donde el estrés generado por la crisis ocurre a la par del aumento de la disponibilidad física y la asequibilidad de alimentos y bebidas (Rehm et al., 2020).

La cuantificación de las alteraciones emocionales y los comportamientos de riesgo asociados a estas es importante para orientar y determinar la eficacia de las políticas de salud emprendidas por las autoridades de cada nación —por ejemplo, las restricciones para la producción, distribución y venta de alcohol—, así como de los programas individuales y grupales de intervención para mitigar el impacto biopsicosocial de la pandemia y promover estilos de vida saludables durante el distanciamiento social y la nueva normalidad (Barbosa et al., 2020a; Rehm et al., 2020). Sin embargo, los datos son limitados y existe falta de consenso sobre la forma en que el distanciamiento físico por COVID-19 afecta la conducta alimentaria y el consumo de alcohol (Ammar et al., 2020; Clay & Parker, 2020; Mayasari et al., 2020; Villanueva et al., 2021).

La mayor parte de las investigaciones se han llevado a cabo en Europa, Asia y Norteamérica. En cuanto a la conducta alimentaria, actividad física y ganancia de peso, Al-Musharaf (2020) encontró, para mujeres sauditas, correlaciones positivas entre ansiedad y menor actividad física (r = .107, p < .001), al igual que para la variable estrés (r = .08, p < .05), que también correlacionó con una mayor cantidad de ingesta de refrigerios (r = 0.084, p <0.05). Por otro lado, Ammar et al. (2020) realizaron un estudio multi región, con datos provenientes, principalmente, de África, Asia y Europa. Encontraron que la frecuencia de la actividad física disminuyó en un 22.7 % durante el confinamiento (t = 7.75, p < .001, d = .374). Por otro lado, el consumo de comida poco saludable fue mayor (t = −3.46, p < .001, d = .14), al igual que la ingesta fuera de control (t = −9.44, p < .001, d = 0.22). Por su parte, Di Renzo et al. (2020) hallaron que el 48.6 % de jóvenes italianos encuestados percibieron aumento en su peso. No obstante, un 38.3 % mencionó haber incrementado su actividad física. Asimismo, el 34.4 % reconoció alteraciones en el apetito predichas por el sexo (OR = 1.521, p <0,001; OR = 1.738, p <0,001). Cabe mencionar que, en España, el 49.8 % de los adultos encuestados también mencionó haber ganado peso durante el confinamiento (López et al., 2020). Mientras tanto, Haddad et al. (2020) encontraron que, en una muestra libanesa, la preocupación por la alimentación se asoció con el género femenino (β = .52), mayor ansiedad (β = .04), IMC alto (β =.06), sensación constante de inseguridad (β = .41) y actividad física (β = .43). Finalmente, sobre el trastorno por atracón durante el confinamiento, Hanada et al. (2020) hallaron, en una muestra brasileña, que el 22.8 % de los encuestados obtuvo un probable diagnóstico en su forma moderada a grave, el 64.7 % mostró un nivel moderado y el 35.3 % grave.

Ahora bien, el consumo de alcohol en Estados Unidos de América ha sido ampliamente documentado. Los investigadores encontraron un aumento en el consumo de bebidas alcohólicas por día (+29%, p < .001) y consumo excesivo de alcohol (+21 %, p < .001) durante el primer mes de confinamiento. En general, el 31 % de los participantes refirió beber alcohol con más frecuencia, mientras que el 21 % aseguró hacerlo con menor asiduidad. Además, hallaron que las mujeres presentaron mayor consumo excesivo que los hombres (p = .026), aunque estos últimos aumentaron las bebidas por día un poco más que las mujeres (.21 vs. a .19, p = .77) (APA, 2021; Barbosa et al., 2020a, 2020b). Asimismo, Capasso et al. (2021) hallaron asociación entre los síntomas de ansiedad referidos por los participantes y el consumo frecuente de alcohol (OR = 1.41; 95%IC = 1.20-1.66; p< .05). Adicionalmente, sus hallazgos sugieren que las personas entre 18 y 39 años de edad tienen mayor probabilidad de reportar más consumo de alcohol (OR = .44; 95%IC = .40, .48; p< .05) que las de edad avanzada (OR = .73; 95%IC = 0,63, 0,83; p < .05). No obstante, Graupensperger et al. (2021) encontraron que los estudiantes universitarios estadounidenses que viven en casa con sus padres durante la pandemia disminuyeron su consumo de alcohol y que la edad y el sexo no se relacionaron con este.

En la misma línea, el Canadian Centre on Substance Use and Addiction (2020) reportó que el 47 % de un grupo de canadienses encuestados refirió mantener el mismo consumo de alcohol durante la pandemia, pero el 20 % lo aumentó, mientras que solo el 10 % aseguró una disminución. Al igual que los estadounidenses, los residentes de Canadá de entre 18 y 34 años mostraron mayor probabilidad de informar un consumo frecuente (29 %) en comparación con los adultos mayores (13 %). Además, de acuerdo con la cantidad de alcohol ingerido, se encontró que las mujeres que consumen un trago o dos superaron a los hombres que ingieren la misma cantidad (37 % de los hombres vs. 49 % de las mujeres y 31 % de los hombres vs. 32 % de las mujeres, respectivamente) (Rodríguez et al., 2020).

Para encuestados de África, Europa y Asia, se encontró una disminución significativa en el consumo de alcohol durante el confinamiento (t = −12.16, p < .001, d = .58) (Ammar et al., 2020). De la misma forma, en España, el consumo de riesgo mostró un descenso importante (15,1 %), tanto en hombres ($x^2$ = 224.829; p < .001) como en mujeres ($x^2$ = 214.324; p < .001), pero los hombres reportaron mayor consumo que las mujeres (t₍₂₃₄₃₎=-5.664; p < .001; d = .231). A diferencia de Estados Unidos y Canadá, el rango de edad de 18 a 24 años fue el que mostró menor prevalencia en consumo, de hecho, el consumo de riesgo durante el confinamiento aumentó conforme incrementó la edad de los participantes (F_(5,2338) = 43.849; p = .001). Además, de acuerdo con la ocupación, el grupo conformado por estudiantes fue el que presentó una menor prevalencia en comparación con el resto ($x^2$ = 8.191; p = .004) (Villanueva et al., 2021) tal como sucedió en el estudio de Graupensperger et al. (2021).

En México no se encontraron publicaciones que evidencien el estudio científico de la conducta alimentaria durante las fases iniciales de la pandemia por COVID-19. Para el consumo de alcohol, Natera (2020), sostiene que los hombres aumentaron la ingesta de bebidas alcohólicas por ansiedad en un 47 %, mientras que las mujeres lo hicieron en un 56 %. Además, los nuevos consumidores alcanzaron el 5.5 % durante la pandemia. En cuanto a la frecuencia de consumo, tanto los hombres (18.9 % vs. 7.8 %) como las mujeres (15.3 % vs. 3.9 %) aumentaron el número de días de uso de alcohol con respecto al reportado antes de la pandemia, mientras que la frecuencia referida al consumo una vez a la semana disminuyó para ambos sexos (hombres = 47.7 % vs. 64 % y mujeres = 51.9 % vs. 59.8 %).

Aunque ha circulado un buen número de encuestas en línea orientadas a la evaluación de variables psicosociales, conducta alimentaria, consumo de alcohol y otras sustancias durante la pandemia en México, se desconocen las metodologías empleadas, así como los resultados obtenidos. Por tanto, ante la limitada evidencia empírica y bajo el supuesto de que el distanciamiento social exacerba la ingesta emocional de comida y bebidas alcohólicas como forma de afrontamiento ante el estrés, se planteó como objetivo de investigación explorar la conducta alimentaria y el consumo de alcohol durante el distanciamiento social por COVID-19 e identificar las variables psicosociales asociadas a dichas conductas. Para ello, y dadas las condiciones sanitarias, se optó por un estudio exploratorio con estrategia metodológica cuantitativa, recolección remota de datos y por autoinforme, así como análisis estadístico descriptivo e inferencial.

Método

Diseño

Estudio transversal, exploratorio, descriptivo y correlacional.

Participantes

Debido a las medidas nacionales de distanciamiento social para el control del brote epidémico, se eligió un muestreo no probabilístico tipo bola de nieve. Se diseñó y aplicó una encuesta en línea a través de Google Forms®. El índice de respuesta obtenido fue del 96.5 %, ya que 51 personas no proporcionaron su consentimiento para el uso de datos. Además, se excluyó la información de 290 participantes menores de edad y 25 más que reportaron residencia fuera de México. Adicionalmente, 48 datos no fueron considerados debido a la detección de repeticiones y omisiones en la información sociodemográfica. Por tanto, la muestra final estuvo constituida por 1110 mexicanos (62.8 % mujeres y 37.2 % hombres). El promedio de edad fue de 26.83 años (DE = 11.346). La mayoría refirió residencia en el Estado de México (64.2 %), estado civil soltero (67.5 %), nivel de estudios medio superior (52.5 %), ocupación estudiante (44.8 %), tener con algún tipo de creencias religiosas (69.2 %) y contar con seguridad social (69.2 %).

Sobre su estado de salud física, gran parte de la muestra lo evaluó como bueno (36.4 %), sin enfermedades crónicas (81.6 %) y sin síntomas (90.7 %) o diagnóstico de COVID-19 (97 %) al momento del estudio. En cuanto a sus condiciones de vida, la mayor parte de la muestra aseguró ingresos económicos familiares mensuales entre $5 mil y $10 mil pesos mexicanos (36.3 %), habitar en hogares conformados por 3 a 4 personas (47.7 %), convivir con niños menores de 12 años (55.3 %), sin presencia de mujeres embarazadas (95.9 %) ni adultos mayores (66.3 %) en el hogar. Además, aseveraron cohabitar con familiares diagnosticados con alguna enfermedad crónico-degenerativa (56.8 %) sin síntomas (62.3 %) o diagnóstico de COVID-19 (64.8 %). La tabla 1 resume las principales características sociodemográficas de los participantes.

Instrumentos

Ante las restricciones para la observación directa de conductas, se digitalizaron seis instrumentos de autoinforme distribuidos en tres secciones. La primera se denominó datos sociodemográficos y constó de un cuestionario de dieciocho preguntas ad hoc.

El segundo apartado, llamado variables psicológicas, midió estrés, ansiedad fisiológica ante el coronavirus y estilos de afrontamiento. Para la variable estrés se recurrió a la Perceived Stress Scale de 10 ítems (PSS-10), versión adaptada y validada (α = .83) por Velasco (2017) para población mexicana. La escala parte de la concepción del estrés psicológico como resultado de la interacción persona-ambiente en la que las exigencias de este último son percibidas como excedentes de los recursos disponibles (Lazarus y Folkman, 1984). Así, evalúa dos factores: 1) distrés (estrés negativo percibido) y 2) capacidad de afrontamiento (gestión del estrés). Ofrece cinco opciones de respuesta (0 = nunca a 4 = muy frecuentemente), de ahí que el puntaje mínimo a obtener es 0 y el máximo 40. Los puntajes altos se relacionan con mayor estrés percibido. Además, las puntuaciones se pueden clasificar en niveles de estrés bajo (0 a 13 puntos), moderado (14 a 26 puntos) y alto (27 a 40 puntos). Adicionalmente, se incluyó un reactivo en el que se solicitó la elección del factor considerado como mayor generador de estrés durante la Fase 3 de la pandemia de COVID-19 en México.

La variable ansiedad fisiológica ante el coronavirus se midió a través de la Coronavirus Anxiety Scale (CAS-4SP), versión en español, adaptada y validada (α = .792; ω = .868; sensibilidad = 91 %, especificidad = 96.9 %) por Carrillo-Valdez (2020). La escala considera cuatro síntomas somáticos desagradables que se experimentan ante situaciones de peligro como las relacionadas con el SARS-CoV-2. Consta de cuatro ítems y presenta cuatro opciones de respuesta (0 = de ningún modo; 1 = rara vez, menos de un día o dos; 3 = varios días; 3 = más de 7 días y 4 = casi todos los días durante las últimas 2 semanas). El puntaje mínimo es 0 y el máximo es de 16 puntos. Para las mujeres sin síntomas de COVID-19 el punto de corte es ≥4, mientras que para los hombres un puntaje ≥3 se considera clínicamente relevante. Ante presencia de síntomas de COVID-19, el punto de corte para mujeres es de ≥5 y para hombres es ≥6. Asimismo, la escala permite la clasificación de los niveles de ansiedad en mínima, leve, moderada, alta y muy alta.

Los estilos de afrontamiento, concebidos como los modos en que la persona pone en marcha esfuerzos cognitivos y conductuales ante situaciones estresantes (Lazarus & Folkman, 1984), se evaluaron mediante la Scale of Moos Type-B Coping Styles (B-Moos), versión adaptada y validada para población mexicana por Higareda et al. (2015). Esta versión está conformada por 35 ítems y ofrece seis opciones de respuesta. En las primeras dos dimensiones las alternativas de respuesta van de 0 = nunca a 6 = siempre a casi siempre (más del 80 % del tiempo), mientras que la tercera ofrece como opciones 0 = ninguno a 6 = más de cuatro. La distribución de los reactivos en las tres dimensiones es la siguiente: a) estilos de afrontamiento personal (α = .82) que incluye las subescalas estilo de afrontamiento cognitivo (0 a 35 puntos); baja tolerancia a la frustración y retirada social (0 a 20 puntos); afrontamiento externo (0 a 24 puntos); preparación para la acción (0 a 20 puntos); evitación del malestar (0 a 20 puntos); distracción (0 a 20 puntos); b) conductas negativas de afrontamiento con puntaje mínimo de 0 y máximo de 20 (α = .71) y c) red de apoyo (α = .81) con 20 puntos como máximo posible. Los puntajes altos en cada subescala indican mayor probabilidad de un foco (orientación) y de ejecutar un método (esfuerzos determinados) ante situaciones estresantes (Moos, 2010).

La tercera sección fue nombrada excesos conductuales y evaluó los cambios percibidos en la conducta alimentaria, actividad física y peso, la ingesta excesiva de comida y el consumo de alcohol. Para la primera dimensión se presentaron cinco reactivos referidos a la valoración de los hábitos alimentarios durante el distanciamiento social, así como el mantenimiento, aumento o disminución percibida en el consumo de alimentos, comida poco saludable, actividad física y peso.

La ingesta excesiva de comida, esto es, episodios de consumo de grandes cantidades de alimentos, se evaluó a través del Binge Eating Disorder Screener-7 (BEDS-7), versión adaptada y traducida para México por Grau (2014). Presenta siete reactivos con opción de respuesta dicotómica (Sí y No), donde tres o más respuestas afirmativas se relacionan con la probabilidad de trastorno por atracón. El instrumento no cuenta con datos de validación; sin embargo, para el presente estudio la escala mostró confiabilidad aceptable (α = .784).

Finalmente, el consumo de alcohol, es decir, ingerir bebidas con graduación etílica, se midió mediante un reactivo referido a la percepción de cambios en el consumo de bebidas alcohólicas durante el distanciamiento social, un reactivo para la elección de tipos de bebidas alcohólicas ingeridas, así como la administración del Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT), un instrumento desarrollado por Babor et al. (2001) cuyo empleo en México es ampliamente difundido. De acuerdo con Villamil et al. (2009) las adaptaciones mexicanas muestran sensibilidad (80 %) y especificidad (89 %) altas, así como consistencia interna adecuada (α = .87). Consta de 10 reactivos cuyas opciones de respuesta fluctúan entre 0 y 4 puntos. Permite la clasificación del consumo de alcohol a través de tres categorías: a) 0 a 3 puntos = consumo responsable; b) 4 a 7 puntos = consumo de riesgo o perjudicial y c) 8 o más puntos = abuso o dependencia.

Procedimiento

El estudio tuvo lugar entre el 18 y 31 de mayo de 2020, es decir, durante la Fase 3 de la pandemia en México. En ese momento, de acuerdo con las autoridades sanitarias y gubernamentales mexicanas, se vislumbraba el retorno a actividades (nueva normalidad) a partir del 1ero de junio para algunas regiones. Con el fin de respetar las disposiciones de sana distancia, se enviaron invitaciones digitales a participantes potenciales identificados en redes sociales y comunidades virtuales universitarias (Facebook, WhatsApp y Messenger). Las invitaciones contenían el enlace al formulario de Google®, así como la petición para compartir entre sus contactos.

Aunque el cuestionario empleó el modo de respuesta forzada para evitar la pérdida de datos y garantizar la aceptación del consentimiento informado antes del envío, el participante podía retirarse del estudio en el momento que lo decidiera. Cabe resaltar que, debido a las características de las variables evaluadas, el consentimiento informado fue presentado de forma detallada y se incluyeron datos de contacto (correo electrónico) ante la posibilidad de que algunos reactivos causaran inquietud y/o demanda de información, orientación y/o psicoeducación gratuita. Además, se proporcionaron enlaces a sitios de internet con información confiable y útil para disminuir algunos efectos psicosociales (ansiedad, estrés, ingesta excesiva de comida y consumo de alcohol) derivados de las medidas de prevención y control de la COVID-19. Asimismo, no se solicitó información que pudiera contribuir a la identificación de los participantes, con el propósito de garantizar la confidencialidad de sus datos. Todo lo anterior con el fin de cumplir los criterios éticos internacionales de la Declaración de Helsinki que se aplican a los estudios psicológicos sin intervención. Además, ante la falta de constancia del consentimiento de padres y/o tutores, la información de participantes menores de edad fue excluida.

Análisis estadístico

Descriptivo e inferencial con el programa SPSS, versión 25. Cabe señalar que los factores sociodemográficos fueron utilizados tanto como variables independientes como dependientes.

Resultados

Respecto de las percepciones sobre la conducta alimentaria, actividad física y peso durante el distanciamiento social por COVID-19 la muestra refirió pocos cambios. De este modo, la mayoría de los participantes calificó sus hábitos de alimentación como buenos (41.9 %), el 38.3 % los consideró regulares, el 10.1 % excelentes, mientras que el 9.7 % los etiquetó como malos. Asimismo, el 45.8 % consideró que su consumo de comida se mantuvo igual durante la cuarentena, mientras que el 39.4 % percibió un aumento y el 14.9 % señaló una disminución. Aunado a lo anterior, el 35.9 % refirió que su consumo de comida poco saludable durante este periodo fue el mismo; en cambio, el 32.2 % reportó aumento y el 14.9 % disminución. De manera similar, el 40.7 % consideró que su actividad física durante el distanciamiento social disminuyó, mientras que el 30.1 % refirió que se mantuvo igual y el 29.2 % aseguró que incrementó. 

Finalmente, respecto del peso corporal, la mayoría (42.4 %) reportó mantenimiento, el 41.5 % notó un aumento y el 16 % percibió disminución.

Ahora bien, en la muestra estudiada, el puntaje promedio obtenido en el BEDS-7 para la ingesta excesiva de comida fue de 2.05 (DE = 2.371) de 7 puntos máximos. Al tratarse de un puntaje bajo, la probabilidad de desarrollar trastorno por atracón durante el distanciamiento social es igualmente baja entre los participantes. De hecho, la mayor parte de la muestra (63.7 %), al obtener menos de tres puntos, se considera sin riesgo. En cambio, el 36.3 % presentó conductas alimentarias asociadas con un probable trastorno por atracón, ya que obtuvo 4 o más puntos en el instrumento.

Aunado a lo anterior, se observó que los participantes de sexo femenino (ME = 2.52; DE =2.51), en adultez temprana (ME = 2.16; DE = 2.4), solteros (ME = 2.21; DE = 2.41), residentes del interior de la República Mexicana (ME = 2.54; DE = 2.53), con escolaridad media superior (ME = 2.18; DE = 2.37), estudiantes (ME = 2.45; DE = 2.45), con ingresos familiares mensuales menores a $5 mil pesos mexicanos (ME = 2.28; DE = 2.44), que percibieron un mal estado de salud (ME = 2.38; DE = 2.66), que contaban con diagnóstico previo de enfermedades crónicas (ME = 2.67; DE = 2.65), síntomas (ME = 2.81; DE = 2.59) o diagnóstico de COVID-19 (ME = 2.39; DE = 2.61) y además convivían con familiares diagnosticados con enfermedades crónicas (ME = 2.26; DE = 2.47), síntomas (ME = 2.27; DE = 2.54) o diagnóstico de COVID-19 (ME = 2.37; DE = 2.57) obtuvieron puntuaciones más altas que el resto de los grupos (ver apéndice 1). Como muestra la tabla 2, las diferencias y asociaciones encontradas fueron significativas (p < .05).

En cuanto al consumo de alcohol durante el distanciamiento social, mientras el 25.8 % aseguró no consumir alcohol, el 39.2 % refirió ingerir distintas combinaciones de bebidas alcohólicas, así como cerveza (17.6 %), destilados (11.4 %), vino (4.9 %) y pulque (1.7 %). El 45.9 % de los encuestados señaló una disminución en el uso de alcohol, el 44.9 % reportó que permaneció igual y solo el 9.3 % mencionó que percibió un aumento. Respecto del consumo excesivo de bebidas con graduación etílica, la muestra registró un promedio de 4.16 puntos (DE = 4.755) en el AUDIT, lo que corresponde, en general, a un consumo de riesgo. No obstante, la mayoría (58.6 %) se ubicó en el rango de consumo responsable, mientras que el 22.8 % presentó consumo de riesgo y el 18.6 % consumo perjudicial o dependencia. Los participantes de sexo masculino (ME = 5.03; DE = 5.49), en adultez temprana (ME = 4.46; DE = 4.91), solteros (ME = 4.52; DE = 4.86), con escolaridad media superior (ME = 4.58; DE = 5.07), desempleados (ME = 4.4; DE = 5.11), sin creencias religiosas (ME = 4.53; DE = 4.64), con ingresos mensuales entre $10 mil y $15 mil pesos mexicanos (ME = 4.38; DE = 5.48) y que convivían con adultos mayores en el hogar (ME = 4.59; DE = 5.11) obtuvieron puntajes significativamente (p < .05) más altos que el resto de los grupos (ver apéndice 1). Nuevamente, en la tabla 2 se observan las diferencias y asociaciones de la conducta consumo excesivo de alcohol durante el distanciamiento social por COVID-19 de acuerdo con factores sociodemográficos.

En las variables psicológicas los participantes obtuvieron puntuaciones bajas a medias. Particularmente, en ansiedad fisiológica ante el coronavirus el puntaje promedio obtenido en la CAS-4SP fue bajo (ME = 2.04; DE = 2.54 puntos). De hecho, el 56.7 % reportó niveles mínimos de ansiedad. Sin embargo, el 14.1 % se ubicó en el nivel más alto, seguido del nivel moderado (11.7 %), leve (9.1) y alto (8.5 %). Los niveles de ansiedad fisiológica obtenidos por la muestra evidenciaron diferencias significativas (p < .05) por sexo, creencias religiosas, estado de salud percibido, presencia de síntomas de COVID-19, número de personas que viven en el hogar, presencia de mujeres embarazadas y adultos mayores en el hogar, así como familiares con síntomas y/o diagnóstico de COVID-19 (ver apéndice 1).

En lo que concierne al estrés psicológico, los puntajes generales obtenidos en la PSS-10 fueron bajos a medios (ME = 17.86; DE = 7.02 de 40 puntos máximos). El 57.8 % de la muestra obtuvo un nivel moderado, el 33.3 % bajo y el 8.8 % registró un grado de estrés alto. En la dimensión distrés de la PSS-10, los participantes obtuvieron un promedio de 11.62 (DE = 5.16) de 24 puntos posibles, es decir, el estrés negativo fue percibido entre bajo y moderado. En cambio, en la dimensión afrontamiento la media fue de 9.76 (DE = 2.84) de 16 puntos posibles, lo que parece indicar que los encuestados percibieron capacidades suficientes para el manejo del estrés psicológico durante la Fase 3 de la pandemia. Las variables sexo, edad, estado civil, lugar de residencia, escolaridad, ocupación, creencias religiosas, seguridad social, estado de salud percibido, síntomas de COVID-19, número de personas que viven en el hogar, ingresos familiares mensuales, así como enfermedades crónicas y síntomas de COVID-19 en familiares que viven en el hogar mostraron diferencias significativas (p < .05) en los puntajes de estrés psicológico comparadas con otros grupos (ver apéndice 1)

Adicionalmente, en cuanto a los principales estresores identificados por la muestra para el distanciamiento social por COVID-19, la mayoría (22.4 %) refirió a la posibilidad de contagio y muerte de un familiar como el motivo principal de estrés; seguido de la extensión de la cuarentena (15.2 %); la crisis económica (13.4 %); las clases en línea (12.4 %); el contagio y/o muerte personal (6.8 %), así como no tener empleo (6.6 %). El resto (22.9 %) se distribuyó en otras opciones de respuesta que mostraron baja frecuencia.

En estilos de afrontamiento, los participantes obtuvieron puntuaciones medias. Por ejemplo, para el tipo cognitivo el promedio fue de 24.57 puntos (DE = 6.885) de 35 posibles; para baja tolerancia a la frustración y retirada la media obtenida por los encuestados fue de 7.09 puntos (DE = 4.234) de 20 máximos; en afrontamiento externo puntuaron un promedio de 12.74 (DE = 5.208) de 25 posibles; para el tipo prepararse para la acción el promedio fue de 12.81 puntos (DE = 3.846) de 20 máximos; en evitación registraron una media de 11.91 puntos (DE = 3.569) de 20 máximos; en distracción el promedio fue de 12.87 puntos (DE = 3.482) de 20 posibles; para afrontamiento conductual (conductas negativas) reportaron una media de 7.85 puntos (DE = 4.337) de 20 máximos; mientras que en red de apoyo la media fue de 8.35 puntos (DE = 3.86) de 15 posibles. Con base en lo anterior, se encontró que los participantes encuestados prefirieron el estilo de afrontamiento cognitivo, distracción y prepararse para la acción ante el distanciamiento social por COVID-19. Tanto el afrontamiento cognitivo como prepararse para la acción corresponden a afrontamiento centrado en el problema, mientras que la distracción es un estilo de afrontamiento orientado a la emoción. Cabe mencionar que las diferencias en los puntajes de estilo de afrontamiento de acuerdo con las variables sociodemográficas evaluadas se observan en el apéndice 1.

Por otro lado, en la tabla 3 se presentan las correlaciones entre variables psicosociales (edad, ansiedad fisiológica, estrés psicológico y afrontamiento) y las conductas ingesta excesiva de comida y consumo de alcohol durante el distanciamiento social por COVID-19. La mayoría de los coeficientes de correlación (r) resultaron significativos y fluctuaron entre débiles y fuertes. Destacan las relaciones positivas entre la ingesta excesiva de comida y estrés (r = .432, p < .001), ansiedad (r = .311, p < .0001), baja tolerancia a la frustración y retirada social (r = .340, p < .0001) y conductas negativas (r = .351, p < .0001). Las relaciones negativas tuvieron lugar, principalmente, con las variables afrontamiento (r = -.322, p < .0001), estilo de afrontamiento cognitivo (r = -.236, p < .0001) y apoyo social (r = -.161, p < .0001). Igualmente, se hallaron relaciones positivas entre el consumo excesivo de alcohol y estrés (r = .129, p < .0001), ansiedad (r = .225, p < .0001), conductas negativas (r = .361, p < .0001) e ingesta excesiva de alimentos (r = .188, p < .0001). En contraste, las principales relaciones negativas se presentaron con afrontamiento (r = -.125, p < .0001), afrontamiento cognitivo (r = -.226, p < .0001) y distracción (r = -.102, p < .0001).

Los resultados del análisis de regresión lineal múltiple para las conductas consumo excesivo de comida y alcohol se presentan en la tabla 4. Un total de siete predictores explican la ingesta excesiva de comida durante el distanciamiento social por COVID-19 (R = .535; $R^2$ = .286; $A{R}^2$ = .281), mientras que seis predictores conforman el modelo para el consumo de alcohol durante el mismo periodo (R = .453; R2 = .205; $A{R}^2$ = .200).

Finalmente, la figura 1 presenta, de manera gráfica, el modelo predictivo para los excesos conductuales en comer y beber alcohol durante el distanciamiento físico por COVID-19.

Discusión

El objetivo del estudio fue explorar la conducta alimentaria y el consumo de alcohol durante el distanciamiento social por COVID-19 e identificar las variables psicosociales asociadas a dichas conductas. La falta de consenso caracteriza a la investigación sobre predictores de la ingesta de comida y consumo de alcohol como forma de afrontamiento (Laitinen et al. 2002); más aún en una situación crítica y en constante evolución como la pandemia actual (Mayasari et al., 2020; Villanueva et al., 2021). Sin embargo, se considera que la principal aportación de los resultados del presente estudio es la identificación de factores psicosociales que pueden considerarse en el diseño de intervenciones en salud (Barbosa et al., 2020a, b; Rehm et al., 2020), ya que guardan estrecha relación con resultados obtenidos en investigaciones previas.

El aumento en el consumo de comida poco saludable y la disminución de la actividad física durante el distanciamiento social referidos por la muestra mexicana son parecidos a los reportados para poblaciones asiáticas, africanas y europeas estudiadas por Al-Musharaf (2020) y Ammar et al. (2020). No obstante, difieren de lo encontrado por Di Renzo et al. (2020) que hallaron mayor aumento en la actividad física (italianos = 38.6 % vs. mexicanos = 29.2 %). Asimismo, la percepción de ganancia de peso difiere ligeramente de los hallazgos de Di Renzo et al. (2020) y Villanueva et al. (2020) (italianos = 48.6 % vs. españoles = 49.8 % vs. mexicanos = 41.5 %). Sobre la ingesta excesiva de comida durante el distanciamiento físico los encuestados mexicanos mostraron mayor probabilidad de desarrollar un trastorno por atracón (36.3 %) que los encuestados brasileños (22.8 %) del estudio de Hanada et al. (2020).

El modelo predictivo obtenido para la ingesta excesiva de comida coincide en dos factores con el modelo presentado por Haddad et al. (2020), a saber, sexo femenino (libaneses: β = .52 vs mexicanos β = .111) y ansiedad (libaneses: β = .04 vs mexicanos β = .147). A su vez, la asociación entre sexo femenino y alteraciones en el apetito también es mencionada por el modelo predictivo de Di Renzo et al. (2020). Si bien el estrés no es referido como variable asociada a la ingesta de comida, la relación está documentada en la literatura (Al-Musharaf, 2020; Laitinen et al., 2002). De forma similar, los modelos previos no encontraron el apoyo social como factor protector ante la ingesta excesiva de comida. El hecho de que se hallara en la presente investigación se puede explicar a partir de lo que sostienen Laitinen et al. (2002) sobre el apoyo como recurso de afrontamiento en situaciones estresantes, el cual, según estos autores, brinda contención emocional y disminuye la búsqueda de actividades de desahogo emocional como comer. Cabe señalar que los modelos derivados de los estudios previos tampoco han considerado variables como la convivencia con un familiar con diagnóstico de COVID-19, por supuesto, se debe tener en cuenta que la muestra mexicana contemplada refirió la posibilidad del contagio y muerte de un familiar en periodo de pandemia como el estresor más relevante durante el distanciamiento social. Igualmente, el estilo de afrontamiento no se menciona en otros estudios, por tanto, su investigación constituye una nueva y fructífera línea, ya que su asociación con el estrés y las conductas excesivas de comer y beber está documentada (Laitinen et al., 2002). De igual modo, es necesario estudiar la asociación entre las variables lugar de residencia y conducta alimentaria, ya que en el estudio de López et al. (2020) también resultó significativa, pero solo en cuanto a la ganancia de peso.

Para el consumo de alcohol, al igual que las muestras consideradas por Ammar et al. (2020), el Canadian Centre on Substance Use and Addiction (2020) y Villanueva et al., (2020), la muestra mexicana percibió una disminución en el uso de bebidas alcohólicas. Sin embargo, los participantes mexicanos percibieron una reducción mayor (canadienses = 10 % vs. españoles = 15,1 % vs mexicanos = 45.9 %). Asimismo, a diferencia de los reportado por APA (2021), y Barbosa et al. (2020a, 2020b), el aumento en el consumo de alcohol en México solo fue del 9.3 % vs. 31 % reportado por las muestras estadounidenses. Probablemente, la disminución percibida por parte de los participantes mexicanos se deba a las políticas de restricción aplicadas a la industria del alcohol durante la fase de la pandemia evaluada en esta investigación, así como la puesta en marcha de la llamada ley seca o prohibición de venta de bebidas con graduación alcohólica durante la Fase 3 de la pandemia. Aunque también puede estar relacionado con las características de la muestra, ya que la mayoría refirió un consumo responsable e incluso la no ingesta de alcohol. No obstante, se sugiere realizar más estudios debido a que Natera (2020) reportó aumento en el consumo de alcohol para una muestra mexicana.

En cuanto al modelo predictivo obtenido, los resultados del presente estudio coinciden con los reportados por Capasso et al. (2021) en lo que respecta a ansiedad (estadounidense: OR = 1.41; 95%IC = 1.20-1.66; p< .05 vs. mexicanos: B = .276; SE= .053; β = .148; p < .001) y edad (estadounidenses: OR = .73; 95%IC = .63, .83; p < .05 vs. mexicanos: B= -.079; SE = .015; β = -.188; p < .001). El que el sexo femenino constituya un factor de protección en el modelo presentado difiere de lo encontrado por Barbosa et al. (2020 a, b) y Graupensperger et al. (2021), pero puede estar relacionado con el hecho de que las mujeres muestran puntuaciones altas para el consumo moderado de alcohol, pero las puntuaciones disminuyen a medida que aumenta el número de tragos o consumo de riesgo (Canadian Centre on Substance Use and Addiction, 2020; Natera, 2020; Rodríguez et al., 2020; Villanueva et al., 2021). Igualmente, el que la ocupación estudiante en la muestra mexicana sea un factor protector para el consumo de alcohol durante el distanciamiento social puede estar asociado a los hallazgos de Graupensperger et al. (2021) y Villanueva et al. (2021) quienes encontraron que los estudiantes que viven con sus padres disminuyeron su consumo. Lo anterior puede estar relacionado con el hecho de que esta población tiende a consumir bebidas alcohólicas en lugares que se encontraban cerrados en el momento del estudio como parte de las medidas de control del brote. Por otro lado, la identificación del estilo de afrontamiento distracción como factor protector para el consumo de alcohol durante el distanciamiento social revela, de forma indirecta, que el aburrimiento por estar en casa sin realizar actividades distractoras influye en la práctica de conductas poco saludables (Brooks et al., 2020; CONADIC, 2020).

Por último, se puntualizan las principales limitaciones metodológicas del estudio; estas tienen que ver con el tipo de diseño, su alcance, muestreo e instrumentos empleados. Debido al momento y forma en que se recolectaron los datos, a la falta de investigaciones locales similares, el carácter exploratorio y transversal de la investigación, la sobre representación de algunos grupos poblacionales, el uso de instrumentos de autoinforme en lugar de la observación directa de conductas y la pandemia como evento en constante transformación resulta imposible realizar generalizaciones, ya que las limitaciones señaladas favorecen la descripción de la muestra y no necesariamente de la población mexicana. Empero, la metodología y resultados obtenidos contribuyen a la generación de hipótesis e incentiva la investigación futura, para la cual se sugiere el empleo de muestras probabilísticas, la inclusión de grupos vulnerables que muestran dificultades para acceder a encuestas en línea, la medición por observación directa, registros y autoinformes de otras variables relevantes para las conductas de interés y la preferencia por diseños longitudinales.

Conclusiones 

Las limitaciones de la investigación no restan valor a sus aportaciones en materia de la identificación de factores psicológicos y sociales que se relacionan con conductas de riesgo como el comer y beber en exceso durante el distanciamiento social por COVID-19. Con base en los resultados se propone una estrategia de intervención psicosocial que incluya: 1) psicoeducación sobre los efectos en la salud física, emocional, psicológica y social del consumo excesivo de comida y alcohol; 2) desmitificación de creencias sobre los alimentos, el alcohol y COVID19; 3) técnicas de desactivación fisiológica para el manejo de los síntomas somáticos de ansiedad y estrés; 4) activación conductual con el propósito de disminuir los periodos de aburrimiento a partir de actividades planificadas y valiosas para la vida; 5) entrenamiento en solución de problemas para favorecer los estilos de afrontamiento orientados a la aproximación; 6) entrenamiento en autocontrol, con la finalidad de contribuir a la disminución de conductas perjudiciales para la salud y 7) auto reforzamiento, para que la persona sea capaz, por sí misma, de mantener los cambios generados. Además, es fundamental que las intervenciones se diseñen en formatos que aseguren el acceso y disponibilidad en función de las medidas sanitarias vigentes, así como de las condiciones económicas y tecnológicas de la población. Es decir, mientras las intervenciones presenciales no sean una alternativa viable, se deberán elegir otros medios de provisión, por ejemplo, carta, radio, televisión, teléfono e internet. Asimismo, es importante que cuenten con perspectiva de género y respeto a la diversidad de la población mexicana. De esta forma, se podrá contribuir a la mitigación de los efectos biopsicosociales de las medidas de control del actual brote epidémico y otras crisis de salud y desastres que pudieran presentarse.