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Los servicios de urgencias y emer-gencias han jugado un papel funda-mental en la pandemia producida por el SARS-CoV-2, declarada en fe-brero de 20201. Antes de ello, se rea-lizaron varias adaptaciones organiza-tivas en función de los cambios epidemiológicos y de los nuevos co-nocimientos sobre la COVID-192. Sumado a estos cambios, la propia exposición al riesgo de contagio in-crementó la carga de estrés que so-brellevó el personal médico de ur-gencias (PMU) ya documentada previamente3,4. La ansiedad y depre-sión entre el PMU ha sido objeto de estudio3,5, con distintas prevalencias, debido a factores que no son com-parables incluso dentro de un mismo país, pero no se ha analizado en una pandemia como la actual y en un te-rritorio con alto impacto de la mis-ma. Nuestro objetivo ha sido deter-minar qué factores se asocian a una mayor puntuación en los instrumen-tos de detección de ansiedad y de-presión en el PMU de la Comunidad de Madrid.

Diseñamos un estudio observacio-nal-transversal, aprobado por nuestro comi-té ético de investigación científica (Exp.102/20), basado en un formulario electrónico de distribución no aleatoria en-tre médicos de urgencias hospitalarios y ex-trahospitalarios de la Comunidad de Madrid. Se incluyeron profesionales médi-cos enrolados mediante contacto directo con los correspondientes coordinadores/je-fes y difusión en redes sociales. Se eligieron el Inventario de Ansiedad de Beck (IAB)6 y la Escala de Depresión de Hamilton (EDH)7 como instrumentos de cribado para la de-tección de ansiedad y depresión, respecti-vamente. Las puntuaciones clínicamente significativas son 22 en el IAB y 13 en el EDB. Las variables independientes fueron las características demográficas del encues-tado y aspectos logísticos de la organiza-ción de su trabajo y el tipo de hospital. El formulario se distribuyó en la semana del 6 al 12 de abril de 2020.

De las 565 potenciales respuestas, se recibieron 328 (63,0%) cuestiona-rios válidos. La media (desviación es-

tándar) de la edad de los encuestados fue 40,3 (8,2), 247 eran mujeres (75,3%), 195 (59,5%) eran médicos de familia y 69 (21,0%) internistas. Treinta entrevistados (9,1%) eran mé-dicos residentes y 15 (4,6%) médicos que trabajaban en urgencias extra-hospitalarias, 278 (79,5%) encuesta-dos pertenecían al sistema público. El número de guard ia s /mes fue 5,2 (2,3). La media de facultativos hospitalarios en los turnos de maña-na, tarde y noche fue 11 (5), 6 (3) y 4 (2), respectivamente.

La puntuación media en el IAB feu de 16 (10). Las frecuencias de puntuaciones correspondientes a ansiedad moderada y grave fueron 79 (24,1%) y 15 (4,6%), respectiva-mente. La puntuación media entre mujeres fue 17 (10) y entre varones 14 (10) (P = 0,029). Entre los adjun-tos, la puntuación del IAB correla-cionó de forma inversa con la canti-dad de médicos presentes en los tres turnos asistenciales (mañana, tarde y noche) con los siguientes coeficientes de Pearson: –0,27, –0,29 y –0,16 (P < 0,001, P < 0,001 y P = 0,004; respectivamente). La edad del encuestado también corre-lacionó inversamente con la pun-tuación del IAB (coeficiente de Pearson –0,113, P = 0,042). El nú-mero de médicos de plantilla corre-lacionó inversamente con la pun-tuac ión de l IAB en todos los encuestados (coeficiente de Pearson –0,277, P < 0,001) (Figura 1A). La puntuación media del IAB según el nivel de complejidad hospitalaria fue el siguiente: primer nivel 17 (9), segundo nivel 18 (10) y tercer nivel 15 (11). Entre el segundo y tercer nivel de complejidad, la diferencia fue estadísticamente significativa (Scheffé, P = 0,023). Agrupados los encuestados en función del punto de corte establecido para el IAB como indicativo de ansiedad clíni-camente relevante, se determinó que la edad, el número de guar-dias/mes y el número de adjuntos

mostraron diferencias estadística-mente significativas entre el perso-nal no ansioso y el que obtuvo pun-tuaciones superiores (Tabla 1).

La puntuación media en la EDH fue de 13 (10). Las frecuencias de puntuaciones correspondientes a de-presión mayor y depresión grave fue-ron 45 (13,7%) y 30 (9,1%), respec-tivamente. La puntuación media entre mujeres fue 13 (9) y entre va-rones 12 (11) (P = 0,520). Entre los adjuntos, la puntuación de la EDH correlacionó de forma inversa con la cantidad de médicos presentes en los tres turnos asistenciales (mañana, tarde y noche) con los siguientes co-eficientes de Pearson: –0,25, –0,29 y –0,28 (P < 0,001). La antigüedad del encuestado en el puesto de trabajo y el número de guardias/mes correla-cionaron con la puntuación de la EDH, de forma directa (coeficiente de Pearson 0,125, P = 0,024 y 0,122, P = 0,028, respectivamente). El nú-mero de médicos de la plantilla co-rrelacionó inversamente con la pun-tuación de la EDH en todos los encuestados (Coef. Pearson –0,255, P < 0,001) (Figura 1B). La puntua-ción media de la EDH según el nivel de complejidad hospitalaria fue el si-guiente: Primer nivel 16 (12), segun-do nivel 14 (11) y tercer nivel 12 (9). No se detectaron diferencias estadís-ticamente significativas. Agrupados los encuestados en función del punto de corte establecido para la EDH como indicativo de rasgos de depre-sión clínicamente significativa, se de-terminó que el número de adjuntos y el número de guardias/mes mos-traron diferencias estadísticamente significativas entre el personal que obtuvo puntuaciones superiores a las del punto de corte y el resto de en-cuestados (Tabla 1).

Cuando se evaluó la correlación y coexistencia entre depresión y ansie-dad, se observó que las puntuacio-nes del IAB y de la EDH tuvieron un coeficiente de correlación de Pearson de 0,801 (P < 0,001) (Figura 2).

CARTAS CIENTÍFICAS

Niveles de ansiedad y depresión en médicos de urgencias de Madrid durante la pandemia por el virus SARS-CoV-2

Levels of anxiety and depression among emergency physicians in Madrid during the SARS-CoV-2 pandemicCarlos Guillén-Astete1,2, Paloma Gallego-Rodríguez1, César Carballo-Cardona1, Enrique Galli-Cambiaso3, Ana Sofía Collado-Martín2, Lucía Clemente-Bermúdez2, Carolina Sánchez-Gómez2

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Considerando solamente valores de IAB para ansiedad clínicamente relevante y de EDH para depresión clínicamente relevante, la concor-dancia entre sujetos con ansiedad y depresión se dio en 88 encuestados (Kappa 69,3%; P < 0,001). Por otro lado, 195 sujetos no calificaban para ninguna de las dos categorías (Kappa 97,0%). Presentar una pun-tuación de depresión clínicamente significativa se asoció a un riesgo in-crementado de presentar una pun-tuación de ansiedad clínicamente significativa (OR 3,16; IC 95%: 2,43-4,10).

La proporción de encuestados en el presente estudio con puntuaciones clínicamente significativos es tres ve-ces superior a la descrita por Pérez-Álvarez, aunque este último estudio es ajeno a un estado de pandemia8. La mayor detección de ansiedad en-tre mujeres y médicos residentes ya había sido documentada previamen-te9,10. Sin embargo, nuestro estudio señala al menor tamaño del personal de plantilla como un factor añadido al riesgo de ansiedad, probablemen-te por el efecto que las bajas provo-cadas por la infección tienen en el resto del equipo.

Según nuestros resultados, la ve-teranía en urgencias ha sido un fac-tor protector contra la ansiedad. Esta ya había sido previamente relaciona-da con la prevalencia de trastornos emocionales por Atif et al., quienes encontró que la veteranía no se aso-ciaba a mayor ansiedad9, pero sí a menores niveles de depresión. Por el contrario, nuestros hallazgos indican que los médicos más jóvenes mues-tran niveles más altos de ansiedad al comparar adjuntos con residentes o en la correlación bivariada del IAB con la edad de los encuestados. Estas

Figura 1. Correlación entre el número de adjuntos adscritos al servicio de urgencias del encuestado (tamaño de la plantilla) y la puntuación de ansiedad de Beck (derecha) y la puntuación de la escala de depresión de Hamilton (izquierda).

Tabla 1. Resultado del análisis de comparación de medias de variables epidemiológicas y logísticas, entre sujetos con ansiedad y depresión clínicamente significativas y el resto de los encuestadosVariable N Media (DE) PInventario de Ansiedad de BeckEdad Normal 234 41 (8) 0,009

Ansiedad moderada o grave 91 38 (9)Antigüedad Normal 234 12 (6) 0,457

Ansiedad moderada o grave 94 11 (8)N.º de adjuntos adscritos al servicio Normal 231 31 (10) < 0,001

Ansiedad moderada o grave 93 26 (10)N.º de guardias/mes Normal 234 4,9 (2,0) 0,005

Ansiedad moderada o grave 91 5,7 (2,8)Escala de Depresión de HamiltonEdad Normal o leve 201 41 (8) 0,587

Depresión 124 40 (8)Antigüedad Normal o leve 201 11 (6) 0,296

Depresión 127 12 (7)Número de adjuntos adscritos al servicio Normal o leve 198 32 (10) < 0,001

Depresión 126 25 (9)Número de guardias/mes Normal o leve 201 5,0 (2,0) 0,043

Depresión 124 5,5 (2,7)N: número absoluto de encuestados; DE: desviación estándar.

Figura 2. Correlación entre la puntuación de la escala de depresión de Hamilton y el inventario de ansiedad de Beck.

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observaciones son congruentes con los hallazgos de Firth-Cozens et al.12 en médicos de reciente incorpora-ción y en estudios ya comentados referidos a población médica en general9,13,14.

La relación entre niveles clínica-mente significativos de ansiedad y depresión observados en este estudio es especialmente llamativa14. Por un lado, podemos considerar que el in-cremento de la demanda asistencial y la exposición a cambios logísticos y a un riesgo inherente de contagio pueden explicar mayores niveles de ansiedad. Finalmente, el efecto del ambiente generado por población afectada por depresión o ansiedad y que puede inducir a cambios en el humor en personal sano también puede contribuir a fortalecer esta correlación15.

Ante futuras situaciones semejan-tes, podríamos sugerir como medi-das de utilidad: aumentar transitoria-mente el tamaño del staff, contar con una plantilla de refuerzo, reducir el número de guardias médicas y combinar personal veterano con per-sonal menos experto.

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Filiación de los autores: 1Hospital Universitario Ramón y Cajal, Madrid, España. 2Universidad CEU San Pablo, Madrid, España. 3Departamento de Psiquiatría, Clínica Ricardo Palma, España.Correo electrónico: carlos.guillen@salud.madrid.orgConflicto de intereses: Los autores declaran no tener conflicto de interés en relación al presente artículo.Contribución de los autores, financiación y responsabilidades éticas: Todos los autores han confirmado su autoría, la no existencia de financiación externa y el mantenimiento de la con-fidencialidad y respeto de los derechos de los pacientes en el documento de responsabilidades del autor, acuerdo de publicación y cesión de derechos a EMERGENCIAS. Fue aprobado por el comité ético de investigación científica (Exp.102/20).Artículo no encargado por el Comité Editorial y con revisión externa por pares.Editor responsable: Guillermo Burillo Putze.Correspondencia: Carlos A. Guillén. Servicio de Reumatología. Servicio de Urgencias. Hospital Universitario Ramón y Cajal. Ctra. Colmenar Viejo, km 9,3. 28034 Madrid, España.