Autor principal: Mateus David Monteiro Pereira Cardoso Alves
Vol. XXI; nº 16; 183
ARTÍCULO ORIGINAL
Sueño: comparación de perfiles de sueño de bomberos y no bomberos
Sleep: comparison of the sleep profiles of firefighters and non-firefighters
Mateus David Monteiro Pereira Cardoso Alves, Luis Alberto Coelho Rebelo Maia, Carla Sofia Nascimento, Paulo Rodrigues, Rui Manuel Carreteiro
Incluido en Revista Electrónica de PortalesMedicos.com, Volumen XXI. Número 16 – Segunda quincena de Agosto de 2026 – Página inicial: Vol. XXI; nº 16; 183 – DOI: https://doi.org/10.64396/v21-0183 – Cómo citar este artículo
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Resumen
Objetivo. El presente estudio tuvo como objetivo comparar los perfiles de sueño de una muestra de bomberos (n = 161) y no bomberos (n = 179), analizando variables como la calidad subjetiva del sueño, el tiempo para dormirse, los despertares nocturnos, la somnolencia y el cansancio diurnos, así como la prevalencia de trastornos del sueño autoinformados. También se exploraron asociaciones con síntomas de ansiedad y depresión (BSI-18), experiencias disociativas peritraumáticas (PDEQ) y fallos cognitivos (CFQ), y se evaluó el sueño utilizando la escala BaSIQS.
Métodos. El sueño es una necesidad fisiológica fundamental para la salud y el bienestar humanos, desempeñando un papel central en el equilibrio biológico, la regulación emocional, la consolidación de la memoria y el funcionamiento cognitivo. Los bomberos representan una población especialmente vulnerable a las alteraciones del sueño, dada la naturaleza exigente e impredecible de su profesión, los turnos rotativos y la exposición recurrente a eventos potencialmente traumáticos.
Resultados. Los resultados no mostraron diferencias estadísticamente significativas entre los dos grupos en los principales indicadores de sueño, lo que contradice parcialmente la literatura internacional. La depresión fue el principal predictor de la calidad del sueño en ambos grupos (β = 0,319, p = 0,012). Se encontró una correlación positiva moderada y significativa entre las experiencias disociativas peritraumáticas y la calidad del sueño en los bomberos (r = 0,418, p < 0,001), lo que sugiere que la exposición a eventos traumáticos constituye un factor de riesgo específico en esta población. Los bomberos también sufrieron significativamente menos fallos cognitivos que los no bomberos, un resultado posiblemente explicado por el efecto protector del entrenamiento cognitivo inherente a la profesión.
Conclusiones. Estos resultados subrayan la importancia de intervenciones integradas que articulen la promoción de la salud mental y la calidad del sueño en los bomberos. Refuerzan la relevancia de promover el desarrollo de mecanismos adaptativos de afrontamiento como forma de protección psicológica en bomberos, principalmente en lo que toca a la detección temprana de síntomas disociativos y depresivos.
Palabras clave
Dormir; bomberos; no bomberos; Depresión.
Abstract:
Objective. This study aimed to compare the sleep profiles of a sample of firefighters (n = 161) and non-firefighters (n = 179), analyzing variables such as subjective sleep quality, sleep onset latency, nocturnal awakenings, daytime sleepiness and fatigue, as well as the prevalence of self-reported sleep disturbances. Associations with symptoms of anxiety and depression (BSI-18), peritraumatic dissociative experiences (PDEQ), and cognitive failures (CFQ) were also explored, with sleep assessed using the BaSIQS scale.
Methods. Sleep is a fundamental physiological necessity for human health and well-being, playing a central role in biological balance, emotional regulation, memory consolidation, and cognitive functioning. Firefighters represent a population particularly vulnerable to sleep disturbances, given the demanding and unpredictable nature of their profession, rotating shifts, and recurrent exposure to potentially traumatic events.
Results. The results showed no statistically significant differences between the two groups in the main sleep indicators, partially contradicting the international literature. Depression was the main predictor of sleep quality in both groups (β = 0.319, p = 0.012). A moderate and significant positive correlation was found between peritraumatic dissociative experiences and sleep quality in firefighters (r = 0.418, p < 0.001), suggesting that exposure to traumatic events constitutes a specific risk factor in this population. Firefighters also showed significantly fewer cognitive failures than non-firefighters, a result possibly explained by the protective effect of the cognitive training inherent to the profession.
Conclusions. These results underscore the importance of integrated interventions that combine the promotion of mental health and sleep quality among firefighters, reinforcing the relevance of promoting the development of adaptive coping mechanisms as a form of psychological protection, particularly with regard to the early detection of dissociative and depressive symptoms.
Keywords:
Sleep; firefighters; non-firefighters; Depression.
Introducción
El sueño es una necesidad fisiológica fundamental para la salud y el bienestar humanos (1), desempeñando un papel central en el equilibrio biológico, la regulación emocional, la consolidación de la memoria y el funcionamiento cognitivo. Los bomberos representan una población especialmente vulnerable a las alteraciones del sueño, dada la naturaleza exigente e impredecible de su profesión, los turnos rotativos y la exposición recurrente a eventos potencialmente traumáticos.
Metodología
Objetivos e Hipótesis del Estudio
El problema de investigación actual tiene como problema el estudio del sueño y los perfiles de sueño de una población de bomberos y de una población no forestal, y su efecto en la toma de decisiones, el trabajo y las relaciones interpersonales. También se tienen en cuenta las características sociodemográficas y socioprofesionales, con el objetivo de evaluar su posible impacto en la principal variable, el sueño. De tal modo, los objetivos de esta investigación buscan analizar de qué forma el sueño impacta el día a día de grupos profesionales distintos, así como si existen diferencias en los hábitos relativos al sueño y en la calidad de sueño percibida entre los dos grupos.
Para guiar el análisis empírico y responder a los objetivos proyectados, se formularon las siguientes hipótesis de investigación basándose en la revisión bibliográfica y la lectura de estudios previos:
H1 – Los bomberos tienen una calidad general de sueño peor (BaSIQS) que los participantes no bomberos.
H2 – Los bomberos tardan más en dormirse que los que no lo son.
H3 – Los bomberos tienen una mayor frecuencia de despertares nocturnos que los no bomberos.
H4 – Los bomberos tienen mayor somnolencia que los que no lo son.
H5 – Los bomberos sufren mayor fatiga diurna que los que no lo son.
H6 – Los bomberos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sueño autoreportados (por ejemplo, insomnio, despertares tempranos, despertarse temprano) que los no bomberos.
H7 – Niveles más altos de ansiedad y depresión (derivados de la escala adaptada de (4)) predicen una peor calidad del sueño en ambos grupos, pero la asociación será más fuerte en los bomberos.
H8 – Entre los bomberos, los niveles más altos de experiencias peritraumáticas disociativas (PDEQ) se asocian con una menor calidad del sueño.
H9 – Los bomberos tienen una mayor frecuencia de fallos cognitivos, y estos están negativamente correlacionados con la calidad del sueño (es decir, peor sueño → más fallos cognitivos).
Participantes
La participación en este estudio tenía los siguientes criterios de inclusión: 1) tener más de 18 años, 2) que los sujetos mostraron disposición e interés en participar en el estudio, lo que indicó tras leer el consentimiento libre e informado para participar. La muestra inicial de este estudio tuvo un total de 342 participantes, y se excluyeron a un participante bombero y un no bombero, ambos porque no cumplían el primer criterio de inclusión.
Así, la muestra asume un total de 340 participantes, de los cuales 161 son bomberos (47,4%) y 179 participantes no forman parte de ningún cuerpo de bomberos (52,6%).
Los participantes en el presente estudio tienen, en total, una media de 35,16 años (mínimo de 18 años y máximo de 82 años). Analizando exclusivamente el grupo de bomberos, es posible verificar una media de 32,88 años (mínimo de 18 años y máximo de 59 años), mientras que en el grupo de participantes no bomberos la edad media corresponde a 37,22 años (mínimo de 18 años y máximo de 82 años).
En cuanto al género de los participantes, la muestra indica que 172 participantes son hombres (50,6%) y 168 participantes son mujeres (49,4%). Cuando analizamos solo la población de bomberos, es posible verificar que la mayoría, 108 participantes son hombres (67,1%) y 53 participantes son mujeres (32,9%). Analizando solo la población de no bomberos, es posible observar que la mayoría, 115 participantes son mujeres (64,25%) y 64 son hombres (35,75%).
Analizando el estado civil de los participantes en la muestra total, es posible determinar que 170 participantes (50%) son solteros, 100 participantes (29,4%) están casados, 52 participantes (15,3%) están en una unión de facto y 18 participantes (5,3%) están separados/divorciados. Al analizar el estado civil de los bomberos participantes, encontramos que 83 participantes (51,6%) son solteros, 39 participantes (24,2%) están casados, 31 participantes (19,3%) están en una unión de facto y 8 participantes (5%) están separados/divorciados. En el grupo de participantes no bomberos, 87 participantes (48,6%) son solteros, 61 participantes (34,1%) están casados, 21 participantes (11,7%) están en una unión de facto y 10 participantes (5,6%) están separados/divorciados.
En cuanto a las cualificaciones académicas, en la muestra total, el 0,6% de los participantes completó el sexto año de escolarización, el 4,7% el 9º año, el 39,4% completó el 12º año de escolarización, el 34,4% declaró tener estudios superiores, de los cuales el 29,4% posee una licenciatura, el 22,4% posee un máster y el 3,5% posee un doctorado. Cuando analizamos solo la población de bomberos de nuestra muestra, encontramos que el 0,6% ha completado el sexto año de estudios, el 8,1% el 9º año, el 65,8% habrá completado el 12º año y el 25,5% tiene estudios superiores, de los cuales el 18% tiene una licenciatura y el 7,5% un máster. Al analizar el grupo de participantes no bomberos, analizamos que el 0,6% de los participantes tiene 6º curso, el 1,7% 9º, el 55,4% tiene 12º curso de escolaridad y el 42,3% tiene estudios superiores, con un 35,8% con un máster y un 6,7% con doctorado.
En cuanto al distrito de residencia, la mayoría de los participantes residen en el distrito de Castelo Branco (33,2%), seguido por el distrito de Santarém (13,2%), Guarda (12,6%) y Lisboa (12%), mientras que el resto de participantes proceden de los distintos distritos de Portugal continental e Islas. En el grupo de bomberos de esta muestra, el 23% reside en el distrito de Castelo Branco, el 21,1% en el distrito de Santarém, el 16,1% en Guarda y el resto en los distintos distritos de Portugal continental e Islas. Analizando el grupo de participantes no bomberos, la mayoría vive en el distrito de Castelo Branco (42,5%), seguido por el distrito de Lisboa, donde reside el 15,6% de los participantes no bomberos, y el distrito de Oporto, donde reside el 7,7% de los no bomberos, y el resto distribuido en los distintos distritos de Portugal continental y las islas (1).
En cuanto al grupo de bomberos, también se recopiló información sobre la duración del servicio en la función de bombero. El análisis descriptivo puede verse en la siguiente tabla (Tabla 2).
Instrumentos
Para llevar a cabo este estudio se utilizaron cinco instrumentos diferentes: el Cuestionario Sociodemográfico, el Inventario Breve de Síntomas – 18 (BSI-18), el Cuestionario de Experiências de Disociación Peritraumática (PDEQ), la Escala Básica de Síntomas de Insomnio y Calidad del Sueño (BaSIQS) y el Cuestionario de Insuficiencia Cognitiva (CFQ).
El cuestionario sociodemográfico utilizado fue desarrollado por el equipo de investigación y consta de várias preguntas para recopilar una amplia variedad de datos relacionados con las características sociodemográficas de la muestra, tales como: género, edad, cualificaciones académicas, distrito de residencia, estado civil, estado profesional, entre otros.
La escala BaSIQS es un instrumento compuesto por 7 preguntas que permite evaluar la auto-percepción de la calidad del sueño y los síntomas del insomnio que ocurren en gran parte de la población (2). Analizando la consistencia interna, es posible observar que los datos indican un coeficiente total de α de Cronbach de α = 0,862, lo que revela una buena fiabilidad interna.
El Inventario Breve de Síntomas (BSI-18) es un instrumento que tiene como objetivo detectar el malestar psicológico mediante la autorrespuesta. Originalmente desarrollado por (3) y cuenta con una versión en portugués por Canavarro y colaboradores (4). BSI-18 se dirige a personas mayores de 18 años. Este instrumento consta de 18 preguntas, divididas en tres subescalas: Somatización (6 ítems) con la intención de evaluar el malestar asociado a causas orgánicas, Depresión (6 ítems) con el objetivo de identificar características habituales en casos de trastornos depresivos y Ansiedad (6 ítems) con el objetivo de identificar síntomas como nerviosismo, aprensión, tensión y agitación motora. Para citar los ítems, se utiliza una escala de Likert, que va de 0 («en absoluto») a 4 («extremamente»).
En cuanto a la consistencia interna de BSI-18, los datos indican un coeficiente total de α de Cronbach de α = 0,949, lo que demuestra una buena fiabilidad interna (3). Al considerar las dimensiones por separado, es posible observar que: la dimensión de «somatización» tiene un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,815, la dimensión de «depresión» tiene un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,867, la dimensión de «ansiedad» tiene un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,865. Así, es posible verificar en la Tabla 3 que todos los coeficientes de α de Cronbach en este estudio presentan valores superiores a 0,80, como en el estudio de validación del instrumento en el que, en la dimensión comunitaria, la dimensión «somatización» presenta un coeficiente de α de Cronbach (3) de α = 0,80, la dimensión «depresión» presenta un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,86 y la dimensión «ansiedad» presenta un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,80, lo que, según (1), representa una indicación de la fiabilidad de la escala.
Canavarro y otros (4) informan que puede analizarse mediante la suma de los puntos obtenidos en todos los ítems, es decir, en su escala total y/o mediante el análisis de los factores, siendo el factor 1 compuesto por los ítems 1, 8, 9 y 10 llamados falta de conocimiento y el factor 2 compuesto por los ítems 3, 4, 5, 6 se llaman despersonalización/desrealización, con un punto de corte (5) de 15 puntos. Maia et al, (6) adaptaron el PDEQ al portugués utilizando una muestra de bomberos, que representa una población similar a la utilizada en el estudio de este trabajo.
En 1996, Marmar y otros desarrollaron el Cuestionario de Experiencias de Disociación Peritraumática, un instrumento revisado posteriormente en 2009 por Brooks y otros, (4) y la versión portuguesa apareció en 2009 por Maia y otros (6). Estos autores afirman que este cuestionario de autorespuesta evalúa únicamente las experiencias disociativas peritraumáticas asociadas a la exposición a un evento traumático específico, afirmando así que el PDEQ no evalúa una patología específica, sino un conjunto de síntomas asociados a la disociación que pueden surgir en respuesta a ciertos eventos traumáticos.
Algunos autores (4) informa que la PDEQ puede analizarse mediante la suma de los puntos obtenidos en todos los ítems, es decir, en su escala total y/o mediante el análisis de los factores, siendo el factor 1 compuesto por los ítems 1, 8, 9 y 10 llamados falta de conocimiento y el factor 2 compuesto por los ítems 3, 4, 5, 6 se llaman despersonalización/desrealización, con un punto de corte de 15 puntos. Maia y otros (6) adaptaron el PDEQ al portugués utilizando una muestra de bomberos, que representa una población similar a la utilizada en el estudio de este trabajo.
Broadbent y sus colegas (1) desarrollaron en 1982 el Cuestionario de Falla Cognitiva (CFQ), con el objetivo de crear una medida capaz de cubrir fallos comunes agrupándolos en tres categorías: lapsos de atención (como errores al observar algo significativo), lapsos de memoria (como distracciones) y lapsos psicomotores (como la falta de acción). Así, aunque es posible identificar una estructura factorial de la CFQ, comúnmente la mayoría de los estudios utilizan una estructura de un solo factor, como Broadbent et al. (1) identificaron originalmente, y solo se evalúa la frecuencia general de fallos cognitivos de un sujeto en su vida diaria (2). En los estudios originales de la escala, se presentó un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,79, mientras que en este estudio se obtuvo un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,963, como se muestra en la Tabla 5.
Broadbent y sus colegas (1) desarrollaron en 1982 el Cuestionario de Falla Cognitiva (CFQ), con el objetivo de crear una medida capaz de cubrir fallos comunes agrupándolos en tres categorías: lapsos de atención (como errores al observar algo significativo), lapsos de memoria (como distracciones) y lapsos psicomotores (como la falta de acción). Así, aunque es posible identificar una estructura factorial de la CFQ, comúnmente la mayoría de los estudios utilizan una estructura de un solo factor, como (1) identificaron originalmente, y solo se evalúa la frecuencia general de fallos cognitivos de un sujeto en su vida diaria (5). En los estudios originales de la escala, se presentó un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,79, mientras que en este estudio se obtuvo un coeficiente de α de Cronbach de α = 0,963, como se muestra en la Tabla 5.
Procedimientos
Para llevar a cabo esta investigación, se utilizó un protocolo existente con todos los instrumentos previamente décritos. Como esta investigación forma parte de un proyecto existente, ya había emitido una opinión favorable por parte del comité de ética de la Universidade da Beira Interior, al que se le asignó el código CE-UBI-Pj-2023-004-ID1584.
El protocolo de investigación se preparó en Google Forms y se difundió a través de redes sociales y diversos medios. Al mismo tiempo, se contactó formalmente con el Mando de Bomberos del Municipio de Tomar para solicitar autorización para la divulgación interna y la consiguiente recogida de datos. Tras la recogida, los datos se convirtieron a Google Sheets.
El protocolo de investigación comienza con un consentimiento libre e informado, donde se explican brevemente los objetivos del trabajo, lo que indica que este estudio busca abordar los perfiles de sueño tanto de bomberos como no bomberos. Posteriormente, se informa a los participantes de la naturaleza voluntaria de la rellenación del protocolo de investigación, y la retirada es posible en cualquier momento, así como de que el presente estudio no tiene remuneración, financiación ni benefício más allá de la naturaleza científica de los investigador ni conflicto de intereses. El documento también hace referencia a la garantía de confidencialidad, siendo los datos proporcionados totalmente confidenciales y tratados colectivamente, para garantizar el anonimato de todos los participantes, y tampoco hay ningún elemento en el protocolo que permita la identificación personal de los participantes.
Al principio del protocolo, también se menciona que el tiempo estimado para rellenarlo es de aproximadamente 20 minutos. Para asegurar la comprensión de la información descrita en la primera página del documento, antes de continuar, se pide a los participantes que respondan a los siguientes temas, y solo una respuesta afirmativa permitiría la continuidad del cuestionario: 1) Lean toda la información necesaria para aclarar el estudio en cuestión; 2) Se aclaró el motivo del estudio; 3) Acepta voluntariamente participar en el estudio. Al responder afirmativamente, el participante podría responder a los distintos instrumentos que conforman el protocolo de investigación.
El primer instrumento que encontraron los participantes fue un cuestionario sociodemográfico creado por el equipo de investigación, y se les informó que responderían a algunas preguntas sobre la caracterización sociodemográfica. Posteriormente, los participantes obtuvieron la información de que el conjunto de preguntas que siguió estaba dirigido a evaluar los síntomas psicopatológicos. Aquí estaban los instrumentos BSI-18 y PDEQ. Finalmente, se invitó a los participantes a responder a un conjunto de preguntas sobre pequeños errores que todos cometemos de vez en cuando, algunos de los cuales ocurren con más frecuencia que otros, buscando esta información para presentar el CFQ.
Análisis de datos
Primero, los datos se importaron a Microsoft Office Excel versión de Microsoft 365 Apps para Grandes Empresas, donde el análisis y tratamiento de las variables se realizó en una fase temprana, como su codificación, y posteriormente se transfirieron a la versión 0.95.4 de JASP.
En el JASP, se realizaron los análisis estadísticos considerados relevantes para el estudio. Se utilizaron análisis descriptivos para caracterizar la muestra y para el análisis individual de los distintos instrumentos.
Para evaluar la normalidad de las distribuciones, se utilizó la prueba de Shapiro-Wilk, que permite verificar el ajuste de los datos a una distribución normal, considerando una distribución estadísticamente significativa cuando el valor es mayor que 0,05. No obstante, y teniendo en cuenta el tamaño de las muestras, se consideró la robustez de las pruebas paramétricas basadas en el teorema del límite central (1).
Para comparar medias entre grupos, se utilizó la prueba t de Student para muestras independientes, asumiendo diferencias estadísticamente significativas para valores p inferiores a 0,05 (5). Cuando no se cumplían los supuestos de normalidad, también se consideraban pruebas no paramétricas, concretamente la prueba de Shapiro-Wilk.
Para el análisis de la asociación entre variables continuas, se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson, que permitió identificar relaciones positivas o negativas entre las variables. La interpretación de la magnitud de las correlaciones siguió los criterios de referencia: r=0,10 a 0,29 (débil), r=0,30 a 0,49 (moderado) y r≥,50 (fuerte) (5).
Además, para analizar las relaciones de predicción, se utilizó regresión lineal, lo que nos permitió evaluar la contribución de variables psicológicas, como la ansiedad y la depresión, en la explicación de la calidad del sueño, así como explorar posibles efectos de interacción entre variables (7).
Resultados
Los resultados y la discusión surgidos de los análisis realizados para probar las hipótesis propuestas para este estudio se describen a continuación. Las suposiciones para las estadísticas paramétricas se confirmaron evaluando la normalidad de los datos de las variables sociodemográficas (tablas 6 y 8) y de las variables psicológicas (tablas 7 y 9), de la población de bomberos y de la población no bombera, ya que se realizaron análisis en ambas poblaciones.
Como se puede ver en la Tabla 6, la prueba de Shapiro-Wilk revela que las variables no siguen una distribución normal (p<.001). Sin embargo, basándose en el teorema del límite central, es posible realizar análisis paramétricos considerando el tamaño de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (5).
Como se puede ver en la Tabla 7, la prueba de Shapiro-Wilk revela una vez más que las variables no siguen una distribución normal (p<,001). Sin embargo, basándose en el teorema del límite central, es posible realizar análisis paramétricos considerando el tamaño de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (9).
En la muestra de participantes no bomberos, la media del cuestionario de fallos cognitivos fue de 68,06 puntos (mínimo de 0 puntos y máximo de 100 puntos). En el BSI-18, los resultados muestran una media de 5.547 puntos para los síntomas de somatización (mínimo de 0 puntos y máximo de 20 puntos), para los síntomas de depresión una media de 4.637 puntos (mínimo de 0 puntos y máximo de 21 puntos) y para los síntomas de ansiedad una media de 4.894 puntos (mínimo de 0 puntos y máximo de 21 puntos). Los resultados del PDEQ muestran una media total de 16,39 puntos (mínimo de 10 puntos y máximo de 48 puntos). Los resultados de los BaSIQS muestran una media total de 18,51 puntos (mínimo de 7 puntos y máximo de 31 puntos).
Como se puede ver en la Tabla 9, la prueba de Shapiro-Wilk revela que, una vez más, las variables no siguen una distribución normal (p<.001). Sin embargo, basándose en el teorema del límite central, es posible realizar análisis paramétricos considerando el tamaño de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (5).
En la muestra de bomberos participantes, la media del cuestionario de insuficiencia cognitiva fue de 60,02 puntos (mínimo de 0 puntos y máximo de 98 puntos). En el BSI-18, los resultados muestran una media de 5 puntos para los síntomas de somatización (mínimo de 0 puntos y máximo de 24 puntos), para los síntomas de depresión una media de 4.031 puntos (mínimo de 0 puntos y máximo de 22 puntos) y para los síntomas de ansiedad una media de 4.404 puntos (mínimo de 0 puntos y máximo de 22 puntos). Los resultados del PDEQ tienen una media total de 16,50 puntos (mínimo de 10 puntos y máximo de 46 puntos). Los resultados de BaSIQS tienen una media total de 18,02 (mínimo de 8 puntos y máximo de 33 puntos).
En relación con las hipótesis en estudio, en un primer enfoque, se presentarán los resultados relativos a su confirmación o invalidación:
H1 – Los bomberos tienen una calidad general de sueño peor (BaSIQS) que los participantes no bomberos
Esta hipótesis no revela diferencias estadísticamente significativas en la calidad general del sueño entre los bomberos y los no bomberos participantes (MbomberosBaSIQS=18,02, Mno-bomberosBaSIQS=18,51), t(337)=-0,906, p=.366, d’=-0,098, invalidando así la hipótesis.
H2 – Los bomberos tardan más en dormirse que los que no lo son
Los resultados indican que (Mtiempo_adormecer_bomberos=2,18, Mtiempo_adormecer_no-bomberos=2,31), t(329,8)=-1,143, p=0,254, d’=0,124, sin diferencias estadísticamente significativas en el tiempo para dormir entre ambos grupos, invalidando así la hipótesis.
H3 – Los bomberos tienen una mayor frecuencia de despertares nocturnos que los no bomberos
Los resultados indican que (Mdespertares_bomberos=2,22, Mdespertares_no-bomberos=2,21), U=14241, p=0,843, r=0,01, y no hay diferencias estadísticamente significativas en la frecuencia de los despertares nocturnos entre ambos grupos, lo que refuta la hipótesis.
H4 – Los bomberos tienen mayor somnolencia que los que no lo son
Los resultados indican que (Msomnolencia_bomberos=2,335, Msomnolencia_no-bomberos=2,408), t(338)=-0,906, p=.366, d’=-0,098, sin diferencias estadísticamente significativas en la somnolencia entre ambos grupos, invalidando así la hipótesis.
H5 – Los bomberos sufren mayor fatiga diurna que los que no lo son
Esta hipótesis no muestra diferencias estadísticamente significativas entre ambos grupos, ya que los resultados indican que (Mcansancio_bomberos=2,398, Mcansancio_no-bomberos=2,408), t(338)=-0,133, p=.894, d’=-0,014, invalidando así la hipótesis.
H6 – Los bomberos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sueño autoreportados que los no bomberos
Para comprobar si los bomberos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sueño autoreportados en comparación con los no bomberos, se realizó una prueba de independencia del chi cuadrado. Los resultados indicaron que la proporción de bomberos que reportaron alteraciones del sueño (8,70%, n=14) fue ligeramente menor que la de los no bomberos (10,06%, n=18), sin diferencia estadísticamente significativa entre los grupos, χ²(1, n=340)=0,184, p=0,668. La prueba exacta de Fisher confirmó este resultado (p=0,713), y la razón de probabilidades fue de 0,160, IC 95% [−,573, 0,894]. Por tanto, la hipótesis de que los bomberos tendrían una mayor prevalencia de trastornos del sueño autodeclarados no fue corroborada por los datos.
H7 – Niveles más altos de ansiedad y depresión predicen una peor calidad del sueño en ambos grupos, con asociación más fuerte en los bomberos
Para comprobar si la relación entre ansiedad, depresión y calidad del sueño (BaSIQS; M = 18,28, SD 5,01) se moderaría por grupo (bomberos vs. no bomberos), se realizó una regresión lineal jerárquica en dos bloques. El primer modelo (M₀) incluyó ansiedad (M=4,66, DS=4,70), depresión (M=4,35, DE=4,63) y el grupo, que fue estadísticamente significativo, F(3, 336)=19,27, p<,001, R²=0,147, R²aj=0,139.
El análisis de los coeficientes indicó que la depresión era el único predictor estadísticamente significativo (β=0,319, p=0,012), lo que sugiere que niveles más altos de depresión se asocian con una peor calidad del sueño.
Como se puede ver en la Tabla 8, la prueba de Shapiro-Wilk revela que, una vez más, las variables no siguen una distribución normal (p<.001). Sin embargo, basándose en el teorema del límite central, es posible realizar análisis paramétricos considerando el tamaño de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (5).
La ansiedad (β=0,066, p=0,599) y el grupo (p=0,629) no mostraron efectos significativos.
El segundo modelo (M₁) añadió los términos de interacción Ansiedad×Grupo y Depresión×Grupo, manteniéndose igualmente significativos, F(5,334)=12,05, p<.001, R²=,153, R²aj=,140 (Tabla 11).
Sin embargo, la suma de los términos de interacción no produjo un aumento significativo en la varianza explicada, ΔR²=0,006, p=0,311, lo que sugiere que el grupo no modera la relación entre variables psicológicas y calidad del sueño. El análisis de los coeficientes M₁ confirmó que ninguna de las interacciones fue estadísticamente significativa: Grupo × Ansiedad (B=−.331, SE=0,284, t=−1,169, p=0,243) y Grupo × Depresión (B=0,208, SE=.297, t=.701, p=.484). También debe señalarse que, con la introducción de los términos de interacción, la depresión dejó de ser un predictor individualmente significativo (β=0,206, p=0,365), lo que puede explicarse por la absorción de parte de la varianza previamente atribuida a los principales efectos por los términos de interacción.
La hipótesis solo se corroboró parcialmente: la depresión resultó ser un predictor significativo de la calidad del sueño cuando se considera aislada, lo que sugiere que niveles más altos de sintomatología depresiva se asocian con una menor calidad del sueño. Sin embargo, la hipótesis de que esta asociación sería significativamente más fuerte en los bomberos no fue confirmada por los datos.
H8 – Entre los bomberos, los niveles más altos de experiencias peritraumáticas disociativas (PDEQ) se asocian con una menor calidad del sueño
La relación entre las experiencias disociativas peritraumáticas y la calidad del sueño en los participantes del grupo de bomberos se analizó utilizando el coeficiente de correlación de Pearson. Hubo una correlación positiva moderada entre ambas variables, r=0,418, n=161, p<,001, lo que indica que niveles más altos de disociación peritraumática se asocian con una menor calidad del sueño, lo que corrobora la hipótesis.
La Hipótesis 8 fue totalmente respaldada por los datos. En los bomberos, hubo una correlación positiva moderada y estadísticamente significativa entre las experiencias disociativas peritraumáticas (PDEQ) y la calidad del sueño, r=0,418, n=161, p<,001. Este resultado indica que los bomberos que experimentan niveles más altos de disociación peritraumática, es decir, experiencias de despersonalización, desrealización o amnesia durante o inmediatamente después de eventos traumáticos, tienen consistentemente una peor calidad de sueño.
H9 – Los bomberos tienen una mayor frecuencia de fallos cognitivos, negativamente correlacionados con la calidad del sueño
Se realizó una prueba t para muestras independientes para comparar la frecuencia de fallos cognitivos entre bomberos y no bomberos. Se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre los grupos: t(338)=-3,53, p<,001, d’=-0,38. Los resultados indican que los no bomberos (Mfallos_cognitivos_no-bomberos=68,06, SD=21,81) presentan niveles más altos de fallos cognitivos que los bomberos (Mfallos_cognitivos_bomberos=60,02, SD=19,91).
La prueba de Levene reveló una violación de la suposición de homogeneidad de varianzas, F(1, 338)=5,59, p=0,019 (Tabla 12).
En cuanto a la asociación entre fallos cognitivos y calidad del sueño en bomberos, analizada utilizando el coeficiente de correlación de Pearson, no hubo una relación estadísticamente significativa entre las variables, r=-0,03, p=0,736. Se obtuvieron resultados similares con el coeficiente de Spearman, ρ=-0,08, p=.292.
La hipótesis 9 postulaba que los bomberos tendrían una mayor frecuencia de fallos cognitivos y que estos estarían negativamente correlacionados con la calidad del sueño. Esta hipótesis solo fue parcialmente respaldada por los datos. Contrariamente a las expectativas, los no bomberos presentaron niveles significativamente mayores de fallos cognitivos que los bomberos, t(338)=−3,53, p<,001, d’=−,38, Mfallos_cognitivos_no-bomberos=68,06 frente a Mfallos_cognitivos_bomberos=60,02, como se muestra en la Tabla 12.
Por otro lado, y en línea con las expectativas, no hubo una asociación estadísticamente significativa entre fallos cognitivos y calidad del sueño en los bomberos (r=−.03, p=.736), resultado confirmado por el coeficiente de Spearman (ρ=−.08, p=.292).
Discusión
Contrariamente a lo esperado, las hipótesis 1 a 5 no fueron corroboradas por los datos, no habiéndose verificado diferencias estadísticamente significativas entre bomberos y no bomberos en la calidad global del sueño, en el tiempo para dormirse, en la frecuencia de despertares nocturnos, en la somnolencia diurna ni en el cansancio diurno. Estos resultados resultan, a primera vista, sorprendentes, dado que la literatura internacional ha documentado sistemáticamente que los bomberos constituyen una población particularmente vulnerable a las alteraciones del sueño, debido a la naturaleza impredecible y exigente de su trabajo, los horarios de trabajo por turnos y la exposición recurrente a eventos potencialmente traumáticos (9, 10).
Sin embargo, varios factores pueden explicar la ausencia de diferencias significativas en el presente estudio. En primer lugar, es importante considerar las características específicas de la muestra de bomberos recogida. Estudios previos sugieren que la experiencia laboral y los años de servicio pueden moderar el impacto del trabajo por turnos en la calidad del sueño, con bomberos más experimentados desarrollando estrategias de adaptación más efectivas (8). En segundo lugar, el grupo de comparación utilizado no bomberos es una categoría heterogénea que puede incluir a personas con otras profesiones igualmente exigentes o con factores de riesgo para trastornos del sueño, lo que puede haber diluido cualquier diferencia entre grupos. Esta limitación metodológica debe tenerse en cuenta al interpretar los resultados.
Además, la evaluación autoinformada del sueño a través de BaSIQS puede ser susceptible a sesgos de respuesta, concretamente a la tendencia a la deseabilidad social, especialmente evidente en poblaciones con culturas organizativas que valoran la resiliencia y minimizan la expresión de vulnerabilidad, como ocurre con los bomberos (11). Este fenómeno, conocido a menudo como «presentismo psicológico» (11), pudo haber contribuido a una subestimación de las dificultades para dormir reportadas por los bomberos (12).
De manera similar, la ausencia de diferencias en la somnolencia y el cansancio diurno (hipótesis 4 e hipótesis 5) contradice los resultados de estudios que documentan altas tasas de fatiga en bomberos, asociada al trabajo nocturno y a la privación crónica de sueño (13). Sin embargo, estos estudios se realizaron principalmente en contextos anglosajones, donde el régimen de turnos y las condiciones laborales de los bomberos difieren considerablemente del modelo portugués. La especificidad del contexto nacional, que incluye diferencias en la jornada laboral, en la estructura de las empresas y en la naturaleza de los sucesos, puede influir decisivamente en los patrones de sueño de esta población, justificando la necesidad de investigaciones adaptadas a la realidad portuguesa.
La Hipótesis 6, que defendía una mayor prevalencia de trastornos del sueño autoreportados en bomberos, tampoco fue respaldada por los datos. El análisis chi-cuadrado reveló que solo el 8,70% de los bomberos y el 10,06% de los no bomberos reportaron alteraciones del sueño, sin que esta diferencia alcanzara significación estadística, χ²(1, N= 340)=0,184, p=0,668. Estos valores de prevalencia son considerablemente inferiores a los reportados en estudios internacionales, que sitúan la prevalencia de trastornos del sueño en bomberos entre el 30% y el 50% (10, 11).
La discrepancia entre los resultados actuales y los de la literatura (12) puede atribuirse a diferencias en los instrumentos de evaluación utilizados, ya que muchos estudios internacionales emplean medidas clínicamente validadas, como el Índice de Calidad del Sueño de Pittsburgh (PSQI) (14) o el Índice de Severidad del Insomnio (ISI) (17), que evalúan las alteraciones del sueño de una manera más completa y sensible. El uso de una medida de autoinforme más genérica, como la adoptada en el presente estudio, pudo haber resultado en una subestimación de la prevalencia real de los trastornos. Las futuras investigaciones deberían considerar la incorporación de instrumentos de evaluación del sueño con mayor sensibilidad diagnóstica.
La hipótesis 7 fue parcialmente corroborada. El análisis jerárquico de regresión lineal mostró que, en el modelo sin interacciones (M₀), la depresión era el único predictor estadísticamente significativo de la calidad del sueño (β=0,319, p=0,012), lo que sugiere que niveles más altos de síntomas depresivos se asocian con una peor calidad del sueño, como se muestra en la Tabla 10.
Sin embargo, la ansiedad no fue un predictor significativo (β=0,066, p=0,599), y la moderación grupal no se confirmó (ΔR²=0,006, p=0,311).
La asociación entre la depresión y la calidad del sueño está ampliamente documentada en la literatura. La depresión y los trastornos del sueño tienen una relación bidireccional bien establecida: la sintomatología depresiva afecta la arquitectura del sueño, en particular mediante la reducción del sueño de ondas lentas y la alteración del ritmo circadiano, mientras que la privación del sueño a su vez contribuye al empeoramiento de la sintomatología depresiva (18). Los resultados actuales están en línea con esta literatura, reforzando la importancia de hacer el cribado para la depresión en contextos donde la calidad del sueño es una preocupación relevante.
La ausencia de un efecto significativo de la ansiedad puede parecer contraintuitiva, dado que la hiperactivación fisiológica y cognitiva asociada a los estados ansiosos se considera un mecanismo central en el desarrollo y mantenimiento del insomnio (19). Sin embargo, la superposición conceptual y estadística entre ansiedad y depresión, a menudo llamada comorbilidad ansiedad-depresiva, pudo haber contribuido al efecto de la ansiedad absorbida por la variable depresiva en el modelo de regresión. La alta correlación entre estas dos dimensiones, característica de muestras no clínicas, pudo haber atenuado el poder predictivo individual de la ansiedad (16). Véase también «La Privación del Sueño y Salud Mental: Impactos Neurobiológicos y Comportamentales», Cabellino LF y otros (17).
No se confirmó la hipótesis de que la asociación entre variables psicológicas y calidad del sueño sería más fuerte en los bomberos. Este resultado sugiere que el impacto de la depresión y la ansiedad en la calidad del sueño actúa de manera transversal (18), independientemente del grupo ocupacional, y no hay amplificación de este efecto en los bomberos. Este hallazgo es coherente con perspectivas teóricas que conceptualizan las alteraciones del sueño (19) como consecuencia de vulnerabilidades psicológicas individuales (20), en lugar de como resultado directo de la exposición laboral (21). Sin embargo, no se puede descartar que el tamaño de la muestra y la heterogeneidad intragrupo de los bomberos comprometieran la detección de un efecto real de moderación.
La Hipótesis 8 fue totalmente respaldada por los datos. En los bomberos, hubo una correlación positiva moderada y estadísticamente significativa entre las experiencias disociativas peritraumáticas (PDEQ) y la calidad del sueño, r=0,418, n=161, p<,001. Este resultado indica que los bomberos que experimentan niveles más altos de disociación peritraumática, es decir, experiencias de despersonalización, desrealización o amnesia durante o inmediatamente después de eventos traumáticos, tienen consistentemente una peor calidad de sueño.
Este resultado es teóricamente coherente con la literatura sobre trauma y sueño. La disociación peritraumática se reconoce como uno de los predictores más robustos del desarrollo del trastorno de estrés postraumático (20), y los trastornos del sueño son uno de los criterios diagnósticos centrales para este trastorno (21). Se sabe que las experiencias disociativas interfieren con el procesamiento emocional del trauma durante el sueño, especialmente durante las fases de sueño REM, que desempeñan un papel clave en la regulación emocional y la consolidación de la memoria (21).
Desde un punto de vista clínico, los resultados actuales subrayan la importancia de evaluar sistemáticamente las experiencias disociativas peritraumáticas en bomberos como indicador de riesgo para los trastornos del sueño. La identificación temprana de bomberos con altos niveles de disociación peritraumática puede permitir la implementación de intervenciones preventivas, como programas de psicoeducación sobre higiene del sueño, técnicas de regulación emocional e intervenciones centradas en el trauma, como EMDR (Desensibilización y Reprocesamiento por Movimientos Oculares) o terapia cognitivo-conductual (TCC) centrada en trauma (16). La integración de estos programas en los servicios de apoyo psicológico de los cuerpos de bomberos parece ser una recomendación práctica con un impacto significativo potencial en la salud y el bienestar de esta población.
La hipótesis 9 postulaba que los bomberos tendrían una mayor frecuencia de fallos cognitivos y que estos estarían negativamente correlacionados con la calidad del sueño. Esta hipótesis solo fue parcialmente respaldada por los datos. Contrariamente a las expectativas, los no bomberos presentaron niveles significativamente mayores de fallas cognitivas que los bomberos, t(338)=−3,53, p<,001, d’=−,38, Mfallos_cognitivos_no-bomberos=68,06 frente a Mfallos_cognitivos_bomberos=60,02, como se muestra en la Tabla 12.
Por otro lado, y en línea con las expectativas, no hubo una asociación estadísticamente significativa entre fallos cognitivos y calidad del sueño en los bomberos (r=−.03, p=.736), resultado confirmado por el coeficiente de Spearman (ρ=−.08, p=.292).
El resultado de que los no bomberos tengan más fallos cognitivos que los bomberos es contraintuitivo, pero puede explicarse por varios mecanismos. En primer lugar, la práctica profesional de los bomberos requiere, por naturaleza, altos niveles de atención, concentración y toma de decisiones bajo presión, lo que puede promover el desarrollo y mantenimiento de habilidades cognitivas superiores mediante un mecanismo de entrenamiento cognitivo continuo (1). Este fenómeno es coherente con la idea de que la demanda cognitiva de la profesión de bombero puede actuar como un factor protector frente al declive de las funciones ejecutivas, ya que la exposición prolongada a tareas profesionalmente exigentes en la cognición se ha asociado con la preservación del funcionamiento cognitivo a lo largo de todo el ciclo vital (8).
En segundo lugar, la heterogeneidad del grupo de no bomberos, que puede incluir a personas con profesiones muy diferentes en cuanto a demanda cognitiva, puede haber contribuido a una mayor variabilidad y frecuencia de fallos cognitivos en este grupo. La ausencia de control sobre variables como el tipo de actividad profesional, el nivel educativo y la presencia de trastornos psicológicos en el grupo de no bomberos es una limitación relevante que debe considerarse en la interpretación de este resultado.
La ausencia de correlación entre fallos cognitivos y calidad del sueño en los bomberos es igualmente notable. La literatura sugiere que la privación de sueño afecta consistentemente el rendimiento cognitivo, incluyendo la atención, la memoria de trabajo y las funciones ejecutivas (20). La falta de confirmación de esta asociación en la muestra actual puede deberse, en parte, a la ya mencionada ausencia de diferencias significativas en la calidad del sueño de los bomberos en comparación con los no bomberos, lo que limita la variabilidad necesaria para detectar correlaciones. Además, la medida de fallos cognitivos utilizada, el Cuestionario de Fallas Cognitivas (CFQ) (1), evalúa los deterioros cognitivos cotidianos autoinformados, que pueden no reflejar de forma sensible los sutiles déficits cognitivos inducidos por la baja calidad del sueño en una población profesionalmente entrenada para operar en condiciones adversas.
Limitaciones y direcciones futuras
El presente estudio presenta un conjunto de limitaciones que deben ser reconocidas. El uso de medidas de autoinforme para la evaluación del sueño está sujeto a sesgos de respuesta, incluyendo la deseabilidad social y la subjetividad de la percepción del sueño. La naturaleza transversal del estudio impide establecer relaciones causales entre las variables estudiadas, es decir, entre experiencias disociativas peritraumáticas y la calidad del sueño. Se necesitarán estudios longitudinales para aclarar la dirección de estas asociaciones e identificar los mecanismos subyacentes.
La representatividad de la muestra también es una limitación, ya que los participantes fueron reclutados por conveniencia. Además, la heterogeneidad del grupo de no bomberos limita la especificidad de las comparaciones realizadas. Los estudios futuros deberían utilizar grupos de comparación más homogéneos, como profesionales de otras fuerzas de seguridad o de atención sanitaria de emergencia, que compartan con los bomberos algunas de las características ocupacionales más destacadas, principalmente el trabajo por turnos y la exposición a situaciones de alto estrés. Por último, la ausencia de datos sobre variables moderadoras importantes, como el tipo de ocurrencias más frecuentes y la presencia de diagnósticos formales de trastornos mentales, constituye una carencia que los estudios futuros deberían buscar cubrir.
En conclusión, los resultados del presente estudio indican que los bomberos no difieren significativamente de los no bomberos en la mayoría de los indicadores de sueño evaluados, lo que sugiere que la calidad del sueño puede estar influenciada por factores transversales a ambos grupos, además de la pertenencia profesional. Aun así, este resultado no excluye la presencia de dificultades para dormir, sino que señala la necesidad de considerar variables contextuales e individuales en su comprensión.
Sin embargo, se destaca la asociación significativa entre las experiencias disociativas peritraumáticas y la calidad del sueño, observada exclusivamente en el grupo de bomberos, lo que sugiere un impacto específico de la exposición a eventos potencialmente traumáticos en esta población. Además, la depresión resultó ser el principal predictor de la calidad del sueño en ambos grupos, reforzando la estrecha relación entre la sintomatología psicológica y el funcionamiento del sueño (17).
Estos hallazgos pueden entenderse a la luz de las exigencias inherentes a la actividad de los bomberos, es decir, la exposición a situaciones estresantes y horarios irregulares, que pueden contribuir a un mayor agotamiento psicológico. Sin embargo, la naturaleza transversal del estudio y el uso de medidas de autoinforme son limitaciones importantes, ya que no permiten establecer relaciones causales ni profundizar la naturaleza de los eventos traumáticos experimentados.
En términos prácticos, los resultados subrayan la importancia de intervenciones integradas que articulen la promoción de la salud mental y el sueño, así como la implementación de estrategias de prevención y seguimiento en esta población.
Anexos
Tabla 1
Caracterización sociodemográfica de la muestra
| Variables sociodemográficas | Total Participantes | Participantes Bomberos | Participantes no Bomberos | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| n | % | n | % | n | % | |
| Sexo | ||||||
| Mujeres | 168 | 49.4 | 53 | 32.9 | 115 | 64.2 |
| Masculino | 172 | 50.6 | 108 | 67.1 | 64 | 35.8 |
| Estado civil | ||||||
| Sencillo | 170 | 50 | 83 | 51.6 | 87 | 48.6 |
| Casado | 100 | 29.4 | 39 | 24.2 | 61 | 34.1 |
| Unión de facto | 52 | 15.3 | 31 | 19.3 | 21 | 11.7 |
| Divorciado/separado | 18 | 5.3 | 8 | 5 | 10 | 5.6 |
| Titulaciones académicas | ||||||
| 5 a 6 años de escolaridad | 2 | .6 | 1 | .6 | 1 | .6 |
| 7 a 9 años de escolaridad | 16 | 4.7 | 13 | 8.1 | 3 | 1.7 |
| 10 a 12 años de escolaridad | 134 | 39.4 | 106 | 65.8 | 28 | 15.6 |
| Grado / Licenciatura | 100 | 22.4 | 29 | 18 | 71 | 39.7 |
| Máster/Posgrado | 76 | 22.4 | 12 | 7.5 | 64 | 35.8 |
| Doctorado | 12 | 3.5 | 0 | 0 | 12 | 6.7 |
| Distrito de residencia | ||||||
| Castelo Branco | 113 | 33.2 | 37 | 23 | 76 | 42.5 |
| Santarém | 45 | 13.2 | 34 | 21.1 | 11 | 6.1 |
| Guarda | 43 | 12.6 | 26 | 16.1 | 17 | 9.5 |
| Restantes distritosa | 139 | 41 | 64 | 39.8 | 75 | 41.9 |
| Nota: Los datos sociodemográficos representados en esta tabla se consideran los más relevantes para el estudio. a Los valores representados son la suma de todos los participantes que no residen en los distritos representados en la tabla, ya que los distritos de Castelo Branco, Santarém y Guarda son los más representativos de la distribución geográfica del área de residencia. |
||||||
Tabla 2
Duración media de servicio de los bomberos de la muestra
| Duración del servicio (años) | M | mínimo | máximo |
|---|---|---|---|
| Bomberos Participantes | 9.883 | 1 | 38 |
Tabla 3
Consistencia interna de BSI-18 y sus dimensiones
| Dimensiones | α de Cronbach (α) | M | DP |
|---|---|---|---|
| BSI-18 | .949 | .794 | .720 |
| Somatización | .815 | .881 | .677 |
| Depresión | .867 | .725 | .771 |
| Ansiedad | .865 | .777 | .783 |
Tabla 4
Consistencia interna de los factores PDEQ
| Factores | α de Cronbach (α) | M | DP |
|---|---|---|---|
| PDEQ Total | .935 | 1.644 | .762 |
| Factor 1 – Falta de conocimiento | .863 | 1.605 | .795 |
| Factor 2 – Despersonalización/Desrealización | .895 | 1.631 | .843 |
Tabla 5
Consistencia interna del cuestionario de fallo cognitivo
| α de Cronbach (α) | M | DP | |
|---|---|---|---|
| Cuestionario sobre fallos cognitivos | .963 | 2.570 | .851 |
Tabla 6
Prueba de normalidad de variables sociodemográficas de la población no bombera
| Variables sociodemográficas | Estadísticas (Shapiro-Wilk) | GL | Sig. |
|---|---|---|---|
| Edad | .907 | 179 | <.001 |
| Sexo | .606 | 179 | <.001 |
| Titulaciones académicas | .888 | 179 | <.001 |
| Estado civil | .774 | 179 | <.001 |
| Distrito | .877 | 179 | <.001 |
| Profesión | .865 | 179 | <.001 |
| Tiempo en la profesión | .903 | 137 | <.001 |
Tabla 7
Prueba de normalidad de los instrumentos psicológicos de la población no bombera
| Variables psicológicas | Estadísticas (Shapiro-Wilk) | GL | Sig. |
|---|---|---|---|
| Somatización | .904 | 179 | <.001 |
| Depresión | .838 | 179 | <.001 |
| Ansiedad | .857 | 179 | <.001 |
| Experiencias disociativas | .788 | 179 | <.001 |
| Fallos cognitivos | .956 | 179 | <.001 |
| Sueño | .982 | 179 | .020 |
Tabla 8
Prueba de normalidad de variables sociodemográficas de la población de bomberos
| Variables sociodemográficas | Estadísticas (Shapiro-Wilk) | GL | Sig. |
|---|---|---|---|
| Edad | .962 | 161 | <.001 |
| Sexo | .593 | 161 | <.001 |
| Titulaciones académicas | .771 | 161 | <.001 |
| Estado civil | .773 | 161 | <.001 |
| Distrito | .932 | 161 | <.001 |
| Profesión | .562 | 161 | <.001 |
| Tiempo en la profesión | .861 | 154 | <.001 |
Tabla 9
Prueba de normalidad de los instrumentos psicológicos de la población de bomberos
| Variables psicológicas | Estadísticas (Shapiro-Wilk) | GL | Sig. |
|---|---|---|---|
| Somatización | .853 | 161 | <.001 |
| Depresión | .840 | 161 | <.001 |
| Ansiedad | .840 | 161 | <.001 |
| Experiencias disociativas | .822 | 161 | <.001 |
| Fallos cognitivos | .969 | 161 | <.001 |
| Sueño | .975 | 161 | .006 |
Tabla 10
Regresión lineal jerárquica de variables: Predictores de la calidad del sueño – Modelo 0
| Predictor | Coeficientes no estándar (B) | Coeficientes beta estandarizados (β) | P |
|---|---|---|---|
| (Constante) | 16.320 | <.001** | |
| Ansiedad | .071 | .066 | .599 |
| Depresión | .346 | .319 | .012* |
| Grupo | .245 | .629 | |
| R² | .147 | ||
| Nota: Variable dependiente – Calidad del sueño (BaSIQS); * p<.05; **p<.001. | |||
Tabla 11
Regresión lineal jerárquica de variables: Predictores de la calidad del sueño – Modelo 1
| Predictor | Coeficientes no estándar (B) | Coeficientes beta estandarizados (β) | P |
|---|---|---|---|
| (Constante) | 16.011 | <.001* | |
| Ansiedad | .253 | .237 | .261 |
| Depresión | .223 | .206 | .365 |
| Grupo | .888 | .215 | |
| Ansiedad x Grupo | -.331 | .243 | |
| Depresión x Grupo | .208 | .484 | |
| R² | .147 | ||
| Nota: Variable dependiente – Calidad del sueño (BaSIQS); *p<.001. | |||
Tabla 12
Fallos cognitivos en función del grupo
| Bomberos | No-bomberos | t(df) | p | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| n | M | DP | n | M | DP | |||
| Fallos cognitivos | 161 | 60.02 | 19.91 | 179 | 68.06 | 21.81 | -3.53(338) | <.001* |
| Nota: *p<.001 | ||||||||
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Sobre los autores
Mateus David Monteiro Pereira Cardoso Alves. Máster en Psicología Clínica y de la Salud. Universidad Beira Interior, Portugal.
Luis Alberto Coelho Rebelo Maia. Profesor Auxiliar efectivo. Universidad Beira Interior, Portugal. ORCID: 0000-0002-1803-6680
Carla Sofia Nascimento. Profesora Auxiliar Invitada, Psicología. Sport, Health & Exercise Research Unit – IPCB, Universidad Beira Interior, Portugal.
Paulo Rodrigues. PhD, Profesor Auxiliar efectivo. Sport, Health & Exercise Research Unit – IPCB, Universidad Beira Interior, Portugal.
Rui Manuel Carreteiro. Profesor Auxiliar Invitado. Faculdade de Medicina da Universidade de Lisboa, Portugal.
Autor de correspondencia:
Luis Alberto Coelho Rebelo Maia @
Sobre el artículo
Fecha de recepción: 6 de julio de 2026
Fecha de aceptación: 11 de agosto de 2026
Fecha de publicación: 20 de agosto de 2026
DOI: https://doi.org/10.64396/v21-0183
Conflictos de interés: ninguno
Consentimiento informado: Se obtuvo el consentimiento informado de todos los participantes incluidos en el estudio.
Financiación: ninguna
Declaración ética: Los autores declaran que este trabajo se ha realizado de acuerdo con los principios éticos y las normas internacionales de investigación biomédica, respetando los criterios de confidencialidad, integridad científica y buenas prácticas editoriales.
Autoría y responsabilidad: Todos los autores declaran haber participado activamente en el desarrollo del trabajo, haber revisado y aprobado la versión final del manuscrito y asumir responsabilidad pública por su contenido, conforme a los criterios internacionales de autoría.