Anexos<\/a><\/p>\nResumen<\/h2>\n
Objetivo. El presente estudio tuvo como objetivo comparar los perfiles de sue\u00f1o de una muestra de bomberos (n = 161) y no bomberos (n = 179), analizando variables como la calidad subjetiva del sue\u00f1o, el tiempo para dormirse, los despertares nocturnos, la somnolencia y el cansancio diurnos, as\u00ed como la prevalencia de trastornos del sue\u00f1o autoinformados. Tambi\u00e9n se exploraron asociaciones con s\u00edntomas de ansiedad y depresi\u00f3n (BSI-18), experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas (PDEQ) y fallos cognitivos (CFQ), y se evalu\u00f3 el sue\u00f1o utilizando la escala BaSIQS.<\/p>\n
M\u00e9todos. El sue\u00f1o es una necesidad fisiol\u00f3gica fundamental para la salud y el bienestar humanos, desempe\u00f1ando un papel central en el equilibrio biol\u00f3gico, la regulaci\u00f3n emocional, la consolidaci\u00f3n de la memoria y el funcionamiento cognitivo. Los bomberos representan una poblaci\u00f3n especialmente vulnerable a las alteraciones del sue\u00f1o, dada la naturaleza exigente e impredecible de su profesi\u00f3n, los turnos rotativos y la exposici\u00f3n recurrente a eventos potencialmente traum\u00e1ticos.<\/p>\n
Resultados. Los resultados no mostraron diferencias estad\u00edsticamente significativas entre los dos grupos en los principales indicadores de sue\u00f1o, lo que contradice parcialmente la literatura internacional. La depresi\u00f3n fue el principal predictor de la calidad del sue\u00f1o en ambos grupos (\u03b2 = 0,319, p = 0,012). Se encontr\u00f3 una correlaci\u00f3n positiva moderada y significativa entre las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas y la calidad del sue\u00f1o en los bomberos (r = 0,418, p < 0,001), lo que sugiere que la exposici\u00f3n a eventos traum\u00e1ticos constituye un factor de riesgo espec\u00edfico en esta poblaci\u00f3n. Los bomberos tambi\u00e9n sufrieron significativamente menos fallos cognitivos que los no bomberos, un resultado posiblemente explicado por el efecto protector del entrenamiento cognitivo inherente a la profesi\u00f3n.<\/p>\n
Conclusiones. Estos resultados subrayan la importancia de intervenciones integradas que articulen la promoci\u00f3n de la salud mental y la calidad del sue\u00f1o en los bomberos. Refuerzan la relevancia de promover el desarrollo de mecanismos adaptativos de afrontamiento como forma de protecci\u00f3n psicol\u00f3gica en bomberos, principalmente en lo que toca a la detecci\u00f3n temprana de s\u00edntomas disociativos y depresivos.<\/p>\n
Palabras clave<\/h2>\n
Dormir; bomberos; no bomberos; Depresi\u00f3n.<\/p>\n
Abstract:<\/h2>\n
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.<\/p>\n
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.<\/p>\n
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 (\u03b2 = 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.<\/p>\n
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.<\/p>\n
Keywords:<\/h2>\n
Sleep; firefighters; non-firefighters; Depression.<\/p>\n
Introducci\u00f3n<\/h2>\n
El sue\u00f1o es una necesidad fisiol\u00f3gica fundamental para la salud y el bienestar humanos (1), desempe\u00f1ando un papel central en el equilibrio biol\u00f3gico, la regulaci\u00f3n emocional, la consolidaci\u00f3n de la memoria y el funcionamiento cognitivo. Los bomberos representan una poblaci\u00f3n especialmente vulnerable a las alteraciones del sue\u00f1o, dada la naturaleza exigente e impredecible de su profesi\u00f3n, los turnos rotativos y la exposici\u00f3n recurrente a eventos potencialmente traum\u00e1ticos.<\/p>\n
Metodolog\u00eda<\/h2>\nObjetivos e Hip\u00f3tesis del Estudio<\/h3>\n
El problema de investigaci\u00f3n actual tiene como problema el estudio del sue\u00f1o y los perfiles de sue\u00f1o de una poblaci\u00f3n de bomberos y de una poblaci\u00f3n no forestal, y su efecto en la toma de decisiones, el trabajo y las relaciones interpersonales. Tambi\u00e9n se tienen en cuenta las caracter\u00edsticas sociodemogr\u00e1ficas y socioprofesionales, con el objetivo de evaluar su posible impacto en la principal variable, el sue\u00f1o. De tal modo, los objetivos de esta investigaci\u00f3n buscan analizar de qu\u00e9 forma el sue\u00f1o impacta el d\u00eda a d\u00eda de grupos profesionales distintos, as\u00ed como si existen diferencias en los h\u00e1bitos relativos al sue\u00f1o y en la calidad de sue\u00f1o percibida entre los dos grupos.<\/p>\n
Para guiar el an\u00e1lisis emp\u00edrico y responder a los objetivos proyectados, se formularon las siguientes hip\u00f3tesis de investigaci\u00f3n bas\u00e1ndose en la revisi\u00f3n bibliogr\u00e1fica y la lectura de estudios previos:<\/p>\n
H1 \u2013 Los bomberos tienen una calidad general de sue\u00f1o peor (BaSIQS) que los participantes no bomberos.<\/p>\n
H2 \u2013 Los bomberos tardan m\u00e1s en dormirse que los que no lo son.<\/p>\n
H3 \u2013 Los bomberos tienen una mayor frecuencia de despertares nocturnos que los no bomberos.<\/p>\n
H4 \u2013 Los bomberos tienen mayor somnolencia que los que no lo son.<\/p>\n
H5 \u2013 Los bomberos sufren mayor fatiga diurna que los que no lo son.<\/p>\n
H6 \u2013 Los bomberos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sue\u00f1o autoreportados (por ejemplo, insomnio, despertares tempranos, despertarse temprano) que los no bomberos.<\/p>\n
H7 \u2013 Niveles m\u00e1s altos de ansiedad y depresi\u00f3n (derivados de la escala adaptada de (4)) predicen una peor calidad del sue\u00f1o en ambos grupos, pero la asociaci\u00f3n ser\u00e1 m\u00e1s fuerte en los bomberos.<\/p>\n
H8 \u2013 Entre los bomberos, los niveles m\u00e1s altos de experiencias peritraum\u00e1ticas disociativas (PDEQ) se asocian con una menor calidad del sue\u00f1o.<\/p>\n
H9 \u2013 Los bomberos tienen una mayor frecuencia de fallos cognitivos, y estos est\u00e1n negativamente correlacionados con la calidad del sue\u00f1o (es decir, peor sue\u00f1o \u2192 m\u00e1s fallos cognitivos).<\/p>\n
Participantes<\/h3>\n
La participaci\u00f3n en este estudio ten\u00eda los siguientes criterios de inclusi\u00f3n: 1) tener m\u00e1s de 18 a\u00f1os, 2) que los sujetos mostraron disposici\u00f3n e inter\u00e9s en participar en el estudio, lo que indic\u00f3 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 cumpl\u00edan el primer criterio de inclusi\u00f3n.<\/p>\n
As\u00ed, la muestra asume un total de 340 participantes, de los cuales 161 son bomberos (47,4%) y 179 participantes no forman parte de ning\u00fan cuerpo de bomberos (52,6%).<\/p>\n
Los participantes en el presente estudio tienen, en total, una media de 35,16 a\u00f1os (m\u00ednimo de 18 a\u00f1os y m\u00e1ximo de 82 a\u00f1os). Analizando exclusivamente el grupo de bomberos, es posible verificar una media de 32,88 a\u00f1os (m\u00ednimo de 18 a\u00f1os y m\u00e1ximo de 59 a\u00f1os), mientras que en el grupo de participantes no bomberos la edad media corresponde a 37,22 a\u00f1os (m\u00ednimo de 18 a\u00f1os y m\u00e1ximo de 82 a\u00f1os).<\/p>\n
En cuanto al g\u00e9nero de los participantes, la muestra indica que 172 participantes son hombres (50,6%) y 168 participantes son mujeres (49,4%). Cuando analizamos solo la poblaci\u00f3n de bomberos, es posible verificar que la mayor\u00eda, 108 participantes son hombres (67,1%) y 53 participantes son mujeres (32,9%). Analizando solo la poblaci\u00f3n de no bomberos, es posible observar que la mayor\u00eda, 115 participantes son mujeres (64,25%) y 64 son hombres (35,75%).<\/p>\n
Analizando el estado civil de los participantes en la muestra total, es posible determinar que 170 participantes (50%) son solteros, 100 participantes (29,4%) est\u00e1n casados, 52 participantes (15,3%) est\u00e1n en una uni\u00f3n de facto y 18 participantes (5,3%) est\u00e1n separados\/divorciados. Al analizar el estado civil de los bomberos participantes, encontramos que 83 participantes (51,6%) son solteros, 39 participantes (24,2%) est\u00e1n casados, 31 participantes (19,3%) est\u00e1n en una uni\u00f3n de facto y 8 participantes (5%) est\u00e1n separados\/divorciados. En el grupo de participantes no bomberos, 87 participantes (48,6%) son solteros, 61 participantes (34,1%) est\u00e1n casados, 21 participantes (11,7%) est\u00e1n en una uni\u00f3n de facto y 10 participantes (5,6%) est\u00e1n separados\/divorciados.<\/p>\n
En cuanto a las cualificaciones acad\u00e9micas, en la muestra total, el 0,6% de los participantes complet\u00f3 el sexto a\u00f1o de escolarizaci\u00f3n, el 4,7% el 9\u00ba a\u00f1o, el 39,4% complet\u00f3 el 12\u00ba a\u00f1o de escolarizaci\u00f3n, el 34,4% declar\u00f3 tener estudios superiores, de los cuales el 29,4% posee una licenciatura, el 22,4% posee un m\u00e1ster y el 3,5% posee un doctorado. Cuando analizamos solo la poblaci\u00f3n de bomberos de nuestra muestra, encontramos que el 0,6% ha completado el sexto a\u00f1o de estudios, el 8,1% el 9\u00ba a\u00f1o, el 65,8% habr\u00e1 completado el 12\u00ba a\u00f1o y el 25,5% tiene estudios superiores, de los cuales el 18% tiene una licenciatura y el 7,5% un m\u00e1ster. Al analizar el grupo de participantes no bomberos, analizamos que el 0,6% de los participantes tiene 6\u00ba curso, el 1,7% 9\u00ba, el 55,4% tiene 12\u00ba curso de escolaridad y el 42,3% tiene estudios superiores, con un 35,8% con un m\u00e1ster y un 6,7% con doctorado.<\/p>\n
En cuanto al distrito de residencia, la mayor\u00eda de los participantes residen en el distrito de Castelo Branco (33,2%), seguido por el distrito de Santar\u00e9m (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 Santar\u00e9m, 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 mayor\u00eda 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).<\/p>\n
En cuanto al grupo de bomberos, tambi\u00e9n se recopil\u00f3 informaci\u00f3n sobre la duraci\u00f3n del servicio en la funci\u00f3n de bombero. El an\u00e1lisis descriptivo puede verse en la siguiente tabla (Tabla 2).<\/p>\n
Instrumentos<\/h3>\n
Para llevar a cabo este estudio se utilizaron cinco instrumentos diferentes: el Cuestionario Sociodemogr\u00e1fico, el Inventario Breve de S\u00edntomas – 18 (BSI-18), el Cuestionario de Experi\u00eancias de Disociaci\u00f3n Peritraum\u00e1tica (PDEQ), la Escala B\u00e1sica de S\u00edntomas de Insomnio y Calidad del Sue\u00f1o (BaSIQS) y el Cuestionario de Insuficiencia Cognitiva (CFQ).<\/p>\n
El cuestionario sociodemogr\u00e1fico utilizado fue desarrollado por el equipo de investigaci\u00f3n y consta de v\u00e1rias preguntas para recopilar una amplia variedad de datos relacionados con las caracter\u00edsticas sociodemogr\u00e1ficas de la muestra, tales como: g\u00e9nero, edad, cualificaciones acad\u00e9micas, distrito de residencia, estado civil, estado profesional, entre otros.<\/p>\n
La escala BaSIQS es un instrumento compuesto por 7 preguntas que permite evaluar la auto-percepci\u00f3n de la calidad del sue\u00f1o y los s\u00edntomas del insomnio que ocurren en gran parte de la poblaci\u00f3n (2). Analizando la consistencia interna, es posible observar que los datos indican un coeficiente total de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,862, lo que revela una buena fiabilidad interna.<\/p>\n
El Inventario Breve de S\u00edntomas (BSI-18) es un instrumento que tiene como objetivo detectar el malestar psicol\u00f3gico mediante la autorrespuesta. Originalmente desarrollado por (3) y cuenta con una versi\u00f3n en portugu\u00e9s por Canavarro y colaboradores (4). BSI-18 se dirige a personas mayores de 18 a\u00f1os. Este instrumento consta de 18 preguntas, divididas en tres subescalas: Somatizaci\u00f3n (6 \u00edtems) con la intenci\u00f3n de evaluar el malestar asociado a causas org\u00e1nicas, Depresi\u00f3n (6 \u00edtems) con el objetivo de identificar caracter\u00edsticas habituales en casos de trastornos depresivos y Ansiedad (6 \u00edtems) con el objetivo de identificar s\u00edntomas como nerviosismo, aprensi\u00f3n, tensi\u00f3n y agitaci\u00f3n motora. Para citar los \u00edtems, se utiliza una escala de Likert, que va de 0 (\u00aben absoluto\u00bb) a 4 (\u00abextremamente\u00bb).<\/p>\n
En cuanto a la consistencia interna de BSI-18, los datos indican un coeficiente total de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,949, lo que demuestra una buena fiabilidad interna (3). Al considerar las dimensiones por separado, es posible observar que: la dimensi\u00f3n de \u00absomatizaci\u00f3n\u00bb tiene un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,815, la dimensi\u00f3n de \u00abdepresi\u00f3n\u00bb tiene un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,867, la dimensi\u00f3n de \u00abansiedad\u00bb tiene un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,865. As\u00ed, es posible verificar en la Tabla 3 que todos los coeficientes de \u03b1 de Cronbach en este estudio presentan valores superiores a 0,80, como en el estudio de validaci\u00f3n del instrumento en el que, en la dimensi\u00f3n comunitaria, la dimensi\u00f3n \u00absomatizaci\u00f3n\u00bb presenta un coeficiente de \u03b1 de Cronbach (3) de \u03b1 = 0,80, la dimensi\u00f3n \u00abdepresi\u00f3n\u00bb presenta un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,86 y la dimensi\u00f3n \u00abansiedad\u00bb presenta un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,80, lo que, seg\u00fan (1), representa una indicaci\u00f3n de la fiabilidad de la escala.<\/p>\n
Canavarro y otros (4) informan que puede analizarse mediante la suma de los puntos obtenidos en todos los \u00edtems, es decir, en su escala total y\/o mediante el an\u00e1lisis de los factores, siendo el factor 1 compuesto por los \u00edtems 1, 8, 9 y 10 llamados falta de conocimiento y el factor 2 compuesto por los \u00edtems 3, 4, 5, 6 se llaman despersonalizaci\u00f3n\/desrealizaci\u00f3n, con un punto de corte (5) de 15 puntos. Maia et al, (6) adaptaron el PDEQ al portugu\u00e9s utilizando una muestra de bomberos, que representa una poblaci\u00f3n similar a la utilizada en el estudio de este trabajo.<\/p>\n
En 1996, Marmar y otros desarrollaron el Cuestionario de Experiencias de Disociaci\u00f3n Peritraum\u00e1tica, un instrumento revisado posteriormente en 2009 por Brooks y otros, (4) y la versi\u00f3n portuguesa apareci\u00f3 en 2009 por Maia y otros (6). Estos autores afirman que este cuestionario de autorespuesta eval\u00faa \u00fanicamente las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas asociadas a la exposici\u00f3n a un evento traum\u00e1tico espec\u00edfico, afirmando as\u00ed que el PDEQ no eval\u00faa una patolog\u00eda espec\u00edfica, sino un conjunto de s\u00edntomas asociados a la disociaci\u00f3n que pueden surgir en respuesta a ciertos eventos traum\u00e1ticos.<\/p>\n
Algunos autores (4) informa que la PDEQ puede analizarse mediante la suma de los puntos obtenidos en todos los \u00edtems, es decir, en su escala total y\/o mediante el an\u00e1lisis de los factores, siendo el factor 1 compuesto por los \u00edtems 1, 8, 9 y 10 llamados falta de conocimiento y el factor 2 compuesto por los \u00edtems 3, 4, 5, 6 se llaman despersonalizaci\u00f3n\/desrealizaci\u00f3n, con un punto de corte de 15 puntos. Maia y otros (6) adaptaron el PDEQ al portugu\u00e9s utilizando una muestra de bomberos, que representa una poblaci\u00f3n similar a la utilizada en el estudio de este trabajo.<\/p>\n
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 agrup\u00e1ndolos en tres categor\u00edas: lapsos de atenci\u00f3n (como errores al observar algo significativo), lapsos de memoria (como distracciones) y lapsos psicomotores (como la falta de acci\u00f3n). As\u00ed, aunque es posible identificar una estructura factorial de la CFQ, com\u00fanmente la mayor\u00eda de los estudios utilizan una estructura de un solo factor, como Broadbent et al. (1) identificaron originalmente, y solo se eval\u00faa la frecuencia general de fallos cognitivos de un sujeto en su vida diaria (2). En los estudios originales de la escala, se present\u00f3 un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,79, mientras que en este estudio se obtuvo un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,963, como se muestra en la Tabla 5.<\/p>\n
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 agrup\u00e1ndolos en tres categor\u00edas: lapsos de atenci\u00f3n (como errores al observar algo significativo), lapsos de memoria (como distracciones) y lapsos psicomotores (como la falta de acci\u00f3n). As\u00ed, aunque es posible identificar una estructura factorial de la CFQ, com\u00fanmente la mayor\u00eda de los estudios utilizan una estructura de un solo factor, como (1) identificaron originalmente, y solo se eval\u00faa la frecuencia general de fallos cognitivos de un sujeto en su vida diaria (5). En los estudios originales de la escala, se present\u00f3 un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,79, mientras que en este estudio se obtuvo un coeficiente de \u03b1 de Cronbach de \u03b1 = 0,963, como se muestra en la Tabla 5.<\/p>\n
Procedimientos<\/h3>\n
Para llevar a cabo esta investigaci\u00f3n, se utiliz\u00f3 un protocolo existente con todos los instrumentos previamente d\u00e9critos. Como esta investigaci\u00f3n forma parte de un proyecto existente, ya hab\u00eda emitido una opini\u00f3n favorable por parte del comit\u00e9 de \u00e9tica de la Universidade da Beira Interior, al que se le asign\u00f3 el c\u00f3digo CE-UBI-Pj-2023-004-ID1584.<\/p>\n
El protocolo de investigaci\u00f3n se prepar\u00f3 en Google Forms y se difundi\u00f3 a trav\u00e9s de redes sociales y diversos medios. Al mismo tiempo, se contact\u00f3 formalmente con el Mando de Bomberos del Municipio de Tomar para solicitar autorizaci\u00f3n para la divulgaci\u00f3n interna y la consiguiente recogida de datos. Tras la recogida, los datos se convirtieron a Google Sheets.<\/p>\n
El protocolo de investigaci\u00f3n 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 sue\u00f1o tanto de bomberos como no bomberos. Posteriormente, se informa a los participantes de la naturaleza voluntaria de la rellenaci\u00f3n del protocolo de investigaci\u00f3n, y la retirada es posible en cualquier momento, as\u00ed como de que el presente estudio no tiene remuneraci\u00f3n, financiaci\u00f3n ni benef\u00edcio m\u00e1s all\u00e1 de la naturaleza cient\u00edfica de los investigador ni conflicto de intereses. El documento tambi\u00e9n hace referencia a la garant\u00eda de confidencialidad, siendo los datos proporcionados totalmente confidenciales y tratados colectivamente, para garantizar el anonimato de todos los participantes, y tampoco hay ning\u00fan elemento en el protocolo que permita la identificaci\u00f3n personal de los participantes.<\/p>\n
Al principio del protocolo, tambi\u00e9n se menciona que el tiempo estimado para rellenarlo es de aproximadamente 20 minutos. Para asegurar la comprensi\u00f3n de la informaci\u00f3n descrita en la primera p\u00e1gina del documento, antes de continuar, se pide a los participantes que respondan a los siguientes temas, y solo una respuesta afirmativa permitir\u00eda la continuidad del cuestionario: 1) Lean toda la informaci\u00f3n necesaria para aclarar el estudio en cuesti\u00f3n; 2) Se aclar\u00f3 el motivo del estudio; 3) Acepta voluntariamente participar en el estudio. Al responder afirmativamente, el participante podr\u00eda responder a los distintos instrumentos que conforman el protocolo de investigaci\u00f3n.<\/p>\n
El primer instrumento que encontraron los participantes fue un cuestionario sociodemogr\u00e1fico creado por el equipo de investigaci\u00f3n, y se les inform\u00f3 que responder\u00edan a algunas preguntas sobre la caracterizaci\u00f3n sociodemogr\u00e1fica. Posteriormente, los participantes obtuvieron la informaci\u00f3n de que el conjunto de preguntas que sigui\u00f3 estaba dirigido a evaluar los s\u00edntomas psicopatol\u00f3gicos. Aqu\u00ed estaban los instrumentos BSI-18 y PDEQ. Finalmente, se invit\u00f3 a los participantes a responder a un conjunto de preguntas sobre peque\u00f1os errores que todos cometemos de vez en cuando, algunos de los cuales ocurren con m\u00e1s frecuencia que otros, buscando esta informaci\u00f3n para presentar el CFQ.<\/p>\n
An\u00e1lisis de datos<\/h3>\n
Primero, los datos se importaron a Microsoft Office Excel versi\u00f3n de Microsoft 365 Apps para Grandes Empresas, donde el an\u00e1lisis y tratamiento de las variables se realiz\u00f3 en una fase temprana, como su codificaci\u00f3n, y posteriormente se transfirieron a la versi\u00f3n 0.95.4 de JASP.<\/p>\n
En el JASP, se realizaron los an\u00e1lisis estad\u00edsticos considerados relevantes para el estudio. Se utilizaron an\u00e1lisis descriptivos para caracterizar la muestra y para el an\u00e1lisis individual de los distintos instrumentos.<\/p>\n
Para evaluar la normalidad de las distribuciones, se utiliz\u00f3 la prueba de Shapiro-Wilk, que permite verificar el ajuste de los datos a una distribuci\u00f3n normal, considerando una distribuci\u00f3n estad\u00edsticamente significativa cuando el valor es mayor que 0,05. No obstante, y teniendo en cuenta el tama\u00f1o de las muestras, se consider\u00f3 la robustez de las pruebas param\u00e9tricas basadas en el teorema del l\u00edmite central (1).<\/p>\n
Para comparar medias entre grupos, se utiliz\u00f3 la prueba t de Student para muestras independientes, asumiendo diferencias estad\u00edsticamente significativas para valores p inferiores a 0,05 (5). Cuando no se cumpl\u00edan los supuestos de normalidad, tambi\u00e9n se consideraban pruebas no param\u00e9tricas, concretamente la prueba de Shapiro-Wilk.<\/p>\n
Para el an\u00e1lisis de la asociaci\u00f3n entre variables continuas, se utiliz\u00f3 el coeficiente de correlaci\u00f3n de Pearson, que permiti\u00f3 identificar relaciones positivas o negativas entre las variables. La interpretaci\u00f3n de la magnitud de las correlaciones sigui\u00f3 los criterios de referencia: r=0,10 a 0,29 (d\u00e9bil), r=0,30 a 0,49 (moderado) y r\u2265,50 (fuerte) (5).<\/p>\n
Adem\u00e1s, para analizar las relaciones de predicci\u00f3n, se utiliz\u00f3 regresi\u00f3n lineal, lo que nos permiti\u00f3 evaluar la contribuci\u00f3n de variables psicol\u00f3gicas, como la ansiedad y la depresi\u00f3n, en la explicaci\u00f3n de la calidad del sue\u00f1o, as\u00ed como explorar posibles efectos de interacci\u00f3n entre variables (7).<\/p>\n
Resultados<\/h2>\n
Los resultados y la discusi\u00f3n surgidos de los an\u00e1lisis realizados para probar las hip\u00f3tesis propuestas para este estudio se describen a continuaci\u00f3n. Las suposiciones para las estad\u00edsticas param\u00e9tricas se confirmaron evaluando la normalidad de los datos de las variables sociodemogr\u00e1ficas (tablas 6 y 8) y de las variables psicol\u00f3gicas (tablas 7 y 9), de la poblaci\u00f3n de bomberos y de la poblaci\u00f3n no bombera, ya que se realizaron an\u00e1lisis en ambas poblaciones.<\/p>\n
Como se puede ver en la Tabla 6, la prueba de Shapiro-Wilk revela que las variables no siguen una distribuci\u00f3n normal (p<.001). Sin embargo, bas\u00e1ndose en el teorema del l\u00edmite central, es posible realizar an\u00e1lisis param\u00e9tricos considerando el tama\u00f1o de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (5).<\/p>\n
Como se puede ver en la Tabla 7, la prueba de Shapiro-Wilk revela una vez m\u00e1s que las variables no siguen una distribuci\u00f3n normal (p<,001). Sin embargo, bas\u00e1ndose en el teorema del l\u00edmite central, es posible realizar an\u00e1lisis param\u00e9tricos considerando el tama\u00f1o de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (9).<\/p>\n
En la muestra de participantes no bomberos, la media del cuestionario de fallos cognitivos fue de 68,06 puntos (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 100 puntos). En el BSI-18, los resultados muestran una media de 5.547 puntos para los s\u00edntomas de somatizaci\u00f3n (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 20 puntos), para los s\u00edntomas de depresi\u00f3n una media de 4.637 puntos (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 21 puntos) y para los s\u00edntomas de ansiedad una media de 4.894 puntos (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 21 puntos). Los resultados del PDEQ muestran una media total de 16,39 puntos (m\u00ednimo de 10 puntos y m\u00e1ximo de 48 puntos). Los resultados de los BaSIQS muestran una media total de 18,51 puntos (m\u00ednimo de 7 puntos y m\u00e1ximo de 31 puntos).<\/p>\n
Como se puede ver en la Tabla 9, la prueba de Shapiro-Wilk revela que, una vez m\u00e1s, las variables no siguen una distribuci\u00f3n normal (p<.001). Sin embargo, bas\u00e1ndose en el teorema del l\u00edmite central, es posible realizar an\u00e1lisis param\u00e9tricos considerando el tama\u00f1o de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (5).<\/p>\n
En la muestra de bomberos participantes, la media del cuestionario de insuficiencia cognitiva fue de 60,02 puntos (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 98 puntos). En el BSI-18, los resultados muestran una media de 5 puntos para los s\u00edntomas de somatizaci\u00f3n (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 24 puntos), para los s\u00edntomas de depresi\u00f3n una media de 4.031 puntos (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 22 puntos) y para los s\u00edntomas de ansiedad una media de 4.404 puntos (m\u00ednimo de 0 puntos y m\u00e1ximo de 22 puntos). Los resultados del PDEQ tienen una media total de 16,50 puntos (m\u00ednimo de 10 puntos y m\u00e1ximo de 46 puntos). Los resultados de BaSIQS tienen una media total de 18,02 (m\u00ednimo de 8 puntos y m\u00e1ximo de 33 puntos).<\/p>\n
En relaci\u00f3n con las hip\u00f3tesis en estudio, en un primer enfoque, se presentar\u00e1n los resultados relativos a su confirmaci\u00f3n o invalidaci\u00f3n:<\/p>\n
H1 \u2013 Los bomberos tienen una calidad general de sue\u00f1o peor (BaSIQS) que los participantes no bomberos<\/h3>\n
Esta hip\u00f3tesis no revela diferencias estad\u00edsticamente significativas en la calidad general del sue\u00f1o entre los bomberos y los no bomberos participantes (Mbomberos<\/sub>BaSIQS=18,02, Mno-bomberos<\/sub>BaSIQS=18,51), t(337)=-0,906, p=.366, d’=-0,098, invalidando as\u00ed la hip\u00f3tesis.<\/p>\nH2 \u2013 Los bomberos tardan m\u00e1s en dormirse que los que no lo son<\/h3>\n
Los resultados indican que (Mtiempo_adormecer_bomberos<\/sub>=2,18, Mtiempo_adormecer_no-bomberos<\/sub>=2,31), t(329,8)=-1,143, p=0,254, d’=0,124, sin diferencias estad\u00edsticamente significativas en el tiempo para dormir entre ambos grupos, invalidando as\u00ed la hip\u00f3tesis.<\/p>\nH3 \u2013 Los bomberos tienen una mayor frecuencia de despertares nocturnos que los no bomberos<\/h3>\n
Los resultados indican que (Mdespertares_bomberos<\/sub>=2,22, Mdespertares_no-bomberos<\/sub>=2,21), U=14241, p=0,843, r=0,01, y no hay diferencias estad\u00edsticamente significativas en la frecuencia de los despertares nocturnos entre ambos grupos, lo que refuta la hip\u00f3tesis.<\/p>\nH4 \u2013 Los bomberos tienen mayor somnolencia que los que no lo son<\/h3>\n
Los resultados indican que (Msomnolencia_bomberos<\/sub>=2,335, Msomnolencia_no-bomberos<\/sub>=2,408), t(338)=-0,906, p=.366, d’=-0,098, sin diferencias estad\u00edsticamente significativas en la somnolencia entre ambos grupos, invalidando as\u00ed la hip\u00f3tesis.<\/p>\nH5 \u2013 Los bomberos sufren mayor fatiga diurna que los que no lo son<\/h3>\n
Esta hip\u00f3tesis no muestra diferencias estad\u00edsticamente significativas entre ambos grupos, ya que los resultados indican que (Mcansancio_bomberos<\/sub>=2,398, Mcansancio_no-bomberos<\/sub>=2,408), t(338)=-0,133, p=.894, d’=-0,014, invalidando as\u00ed la hip\u00f3tesis.<\/p>\nH6 \u2013 Los bomberos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sue\u00f1o autoreportados que los no bomberos<\/h3>\n
Para comprobar si los bomberos tienen una mayor prevalencia de trastornos del sue\u00f1o autoreportados en comparaci\u00f3n con los no bomberos, se realiz\u00f3 una prueba de independencia del chi cuadrado. Los resultados indicaron que la proporci\u00f3n de bomberos que reportaron alteraciones del sue\u00f1o (8,70%, n=14) fue ligeramente menor que la de los no bomberos (10,06%, n=18), sin diferencia estad\u00edsticamente significativa entre los grupos, \u03c7\u00b2(1, n=340)=0,184, p=0,668. La prueba exacta de Fisher confirm\u00f3 este resultado (p=0,713), y la raz\u00f3n de probabilidades fue de 0,160, IC 95% [\u2212,573, 0,894]. Por tanto, la hip\u00f3tesis de que los bomberos tendr\u00edan una mayor prevalencia de trastornos del sue\u00f1o autodeclarados no fue corroborada por los datos.<\/p>\n
H7 \u2013 Niveles m\u00e1s altos de ansiedad y depresi\u00f3n predicen una peor calidad del sue\u00f1o en ambos grupos, con asociaci\u00f3n m\u00e1s fuerte en los bomberos<\/h3>\n
Para comprobar si la relaci\u00f3n entre ansiedad, depresi\u00f3n y calidad del sue\u00f1o (BaSIQS; M = 18,28, SD 5,01) se moderar\u00eda por grupo (bomberos vs. no bomberos), se realiz\u00f3 una regresi\u00f3n lineal jer\u00e1rquica en dos bloques. El primer modelo (M\u2080) incluy\u00f3 ansiedad (M=4,66, DS=4,70), depresi\u00f3n (M=4,35, DE=4,63) y el grupo, que fue estad\u00edsticamente significativo, F(3, 336)=19,27, p<,001, R\u00b2=0,147, R\u00b2aj=0,139.<\/p>\n
El an\u00e1lisis de los coeficientes indic\u00f3 que la depresi\u00f3n era el \u00fanico predictor estad\u00edsticamente significativo (\u03b2=0,319, p=0,012), lo que sugiere que niveles m\u00e1s altos de depresi\u00f3n se asocian con una peor calidad del sue\u00f1o.<\/p>\n
Como se puede ver en la Tabla 8, la prueba de Shapiro-Wilk revela que, una vez m\u00e1s, las variables no siguen una distribuci\u00f3n normal (p<.001). Sin embargo, bas\u00e1ndose en el teorema del l\u00edmite central, es posible realizar an\u00e1lisis param\u00e9tricos considerando el tama\u00f1o de la muestra (N), asegurando la robustez de los resultados (5).<\/p>\n
La ansiedad (\u03b2=0,066, p=0,599) y el grupo (p=0,629) no mostraron efectos significativos.<\/p>\n
El segundo modelo (M\u2081) a\u00f1adi\u00f3 los t\u00e9rminos de interacci\u00f3n Ansiedad\u00d7Grupo y Depresi\u00f3n\u00d7Grupo, manteni\u00e9ndose igualmente significativos, F(5,334)=12,05, p<.001, R\u00b2=,153, R\u00b2aj=,140 (Tabla 11).<\/p>\n
Sin embargo, la suma de los t\u00e9rminos de interacci\u00f3n no produjo un aumento significativo en la varianza explicada, \u0394R\u00b2=0,006, p=0,311, lo que sugiere que el grupo no modera la relaci\u00f3n entre variables psicol\u00f3gicas y calidad del sue\u00f1o. El an\u00e1lisis de los coeficientes M\u2081 confirm\u00f3 que ninguna de las interacciones fue estad\u00edsticamente significativa: Grupo \u00d7 Ansiedad (B=\u2212.331, SE=0,284, t=\u22121,169, p=0,243) y Grupo \u00d7 Depresi\u00f3n (B=0,208, SE=.297, t=.701, p=.484). Tambi\u00e9n debe se\u00f1alarse que, con la introducci\u00f3n de los t\u00e9rminos de interacci\u00f3n, la depresi\u00f3n dej\u00f3 de ser un predictor individualmente significativo (\u03b2=0,206, p=0,365), lo que puede explicarse por la absorci\u00f3n de parte de la varianza previamente atribuida a los principales efectos por los t\u00e9rminos de interacci\u00f3n.<\/p>\n
La hip\u00f3tesis solo se corrobor\u00f3 parcialmente: la depresi\u00f3n result\u00f3 ser un predictor significativo de la calidad del sue\u00f1o cuando se considera aislada, lo que sugiere que niveles m\u00e1s altos de sintomatolog\u00eda depresiva se asocian con una menor calidad del sue\u00f1o. Sin embargo, la hip\u00f3tesis de que esta asociaci\u00f3n ser\u00eda significativamente m\u00e1s fuerte en los bomberos no fue confirmada por los datos.<\/p>\n
H8 \u2013 Entre los bomberos, los niveles m\u00e1s altos de experiencias peritraum\u00e1ticas disociativas (PDEQ) se asocian con una menor calidad del sue\u00f1o<\/h3>\n
La relaci\u00f3n entre las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas y la calidad del sue\u00f1o en los participantes del grupo de bomberos se analiz\u00f3 utilizando el coeficiente de correlaci\u00f3n de Pearson. Hubo una correlaci\u00f3n positiva moderada entre ambas variables, r=0,418, n=161, p<,001, lo que indica que niveles m\u00e1s altos de disociaci\u00f3n peritraum\u00e1tica se asocian con una menor calidad del sue\u00f1o, lo que corrobora la hip\u00f3tesis.<\/p>\n
La Hip\u00f3tesis 8 fue totalmente respaldada por los datos. En los bomberos, hubo una correlaci\u00f3n positiva moderada y estad\u00edsticamente significativa entre las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas (PDEQ) y la calidad del sue\u00f1o, r=0,418, n=161, p<,001. Este resultado indica que los bomberos que experimentan niveles m\u00e1s altos de disociaci\u00f3n peritraum\u00e1tica, es decir, experiencias de despersonalizaci\u00f3n, desrealizaci\u00f3n o amnesia durante o inmediatamente despu\u00e9s de eventos traum\u00e1ticos, tienen consistentemente una peor calidad de sue\u00f1o.<\/p>\n
H9 \u2013 Los bomberos tienen una mayor frecuencia de fallos cognitivos, negativamente correlacionados con la calidad del sue\u00f1o<\/h3>\n
Se realiz\u00f3 una prueba t para muestras independientes para comparar la frecuencia de fallos cognitivos entre bomberos y no bomberos. Se encontraron diferencias estad\u00edsticamente significativas entre los grupos: t(338)=-3,53, p<,001, d’=-0,38. Los resultados indican que los no bomberos (Mfallos_cognitivos_no-bomberos<\/sub>=68,06, SD=21,81) presentan niveles m\u00e1s altos de fallos cognitivos que los bomberos (Mfallos_cognitivos_bomberos<\/sub>=60,02, SD=19,91).<\/p>\nLa prueba de Levene revel\u00f3 una violaci\u00f3n de la suposici\u00f3n de homogeneidad de varianzas, F(1, 338)=5,59, p=0,019 (Tabla 12).<\/p>\n
En cuanto a la asociaci\u00f3n entre fallos cognitivos y calidad del sue\u00f1o en bomberos, analizada utilizando el coeficiente de correlaci\u00f3n de Pearson, no hubo una relaci\u00f3n estad\u00edsticamente significativa entre las variables, r=-0,03, p=0,736. Se obtuvieron resultados similares con el coeficiente de Spearman, \u03c1=-0,08, p=.292.<\/p>\n
La hip\u00f3tesis 9 postulaba que los bomberos tendr\u00edan una mayor frecuencia de fallos cognitivos y que estos estar\u00edan negativamente correlacionados con la calidad del sue\u00f1o. Esta hip\u00f3tesis 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)=\u22123,53, p<,001, d’=\u2212,38, Mfallos_cognitivos_no-bomberos<\/sub>=68,06 frente a Mfallos_cognitivos_bomberos<\/sub>=60,02, como se muestra en la Tabla 12.<\/p>\nPor otro lado, y en l\u00ednea con las expectativas, no hubo una asociaci\u00f3n estad\u00edsticamente significativa entre fallos cognitivos y calidad del sue\u00f1o en los bomberos (r=\u2212.03, p=.736), resultado confirmado por el coeficiente de Spearman (\u03c1=\u2212.08, p=.292).<\/p>\n
Discusi\u00f3n<\/h2>\n
Contrariamente a lo esperado, las hip\u00f3tesis 1 a 5 no fueron corroboradas por los datos, no habi\u00e9ndose verificado diferencias estad\u00edsticamente significativas entre bomberos y no bomberos en la calidad global del sue\u00f1o, 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 sistem\u00e1ticamente que los bomberos constituyen una poblaci\u00f3n particularmente vulnerable a las alteraciones del sue\u00f1o, debido a la naturaleza impredecible y exigente de su trabajo, los horarios de trabajo por turnos y la exposici\u00f3n recurrente a eventos potencialmente traum\u00e1ticos (9, 10).<\/p>\n
Sin embargo, varios factores pueden explicar la ausencia de diferencias significativas en el presente estudio. En primer lugar, es importante considerar las caracter\u00edsticas espec\u00edficas de la muestra de bomberos recogida. Estudios previos sugieren que la experiencia laboral y los a\u00f1os de servicio pueden moderar el impacto del trabajo por turnos en la calidad del sue\u00f1o, con bomberos m\u00e1s experimentados desarrollando estrategias de adaptaci\u00f3n m\u00e1s efectivas (8). En segundo lugar, el grupo de comparaci\u00f3n utilizado no bomberos es una categor\u00eda heterog\u00e9nea que puede incluir a personas con otras profesiones igualmente exigentes o con factores de riesgo para trastornos del sue\u00f1o, lo que puede haber diluido cualquier diferencia entre grupos. Esta limitaci\u00f3n metodol\u00f3gica debe tenerse en cuenta al interpretar los resultados.<\/p>\n
Adem\u00e1s, la evaluaci\u00f3n autoinformada del sue\u00f1o a trav\u00e9s 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 expresi\u00f3n de vulnerabilidad, como ocurre con los bomberos (11). Este fen\u00f3meno, conocido a menudo como \u00abpresentismo psicol\u00f3gico\u00bb (11), pudo haber contribuido a una subestimaci\u00f3n de las dificultades para dormir reportadas por los bomberos (12).<\/p>\n
De manera similar, la ausencia de diferencias en la somnolencia y el cansancio diurno (hip\u00f3tesis 4 e hip\u00f3tesis 5) contradice los resultados de estudios que documentan altas tasas de fatiga en bomberos, asociada al trabajo nocturno y a la privaci\u00f3n cr\u00f3nica de sue\u00f1o (13). Sin embargo, estos estudios se realizaron principalmente en contextos anglosajones, donde el r\u00e9gimen de turnos y las condiciones laborales de los bomberos difieren considerablemente del modelo portugu\u00e9s. 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 sue\u00f1o de esta poblaci\u00f3n, justificando la necesidad de investigaciones adaptadas a la realidad portuguesa.<\/p>\n
La Hip\u00f3tesis 6, que defend\u00eda una mayor prevalencia de trastornos del sue\u00f1o autoreportados en bomberos, tampoco fue respaldada por los datos. El an\u00e1lisis chi-cuadrado revel\u00f3 que solo el 8,70% de los bomberos y el 10,06% de los no bomberos reportaron alteraciones del sue\u00f1o, sin que esta diferencia alcanzara significaci\u00f3n estad\u00edstica, \u03c7\u00b2(1, N= 340)=0,184, p=0,668. Estos valores de prevalencia son considerablemente inferiores a los reportados en estudios internacionales, que sit\u00faan la prevalencia de trastornos del sue\u00f1o en bomberos entre el 30% y el 50% (10, 11).<\/p>\n
La discrepancia entre los resultados actuales y los de la literatura (12) puede atribuirse a diferencias en los instrumentos de evaluaci\u00f3n utilizados, ya que muchos estudios internacionales emplean medidas cl\u00ednicamente validadas, como el \u00cdndice de Calidad del Sue\u00f1o de Pittsburgh (PSQI) (14) o el \u00cdndice de Severidad del Insomnio (ISI) (17), que eval\u00faan las alteraciones del sue\u00f1o de una manera m\u00e1s completa y sensible. El uso de una medida de autoinforme m\u00e1s gen\u00e9rica, como la adoptada en el presente estudio, pudo haber resultado en una subestimaci\u00f3n de la prevalencia real de los trastornos. Las futuras investigaciones deber\u00edan considerar la incorporaci\u00f3n de instrumentos de evaluaci\u00f3n del sue\u00f1o con mayor sensibilidad diagn\u00f3stica.<\/p>\n
La hip\u00f3tesis 7 fue parcialmente corroborada. El an\u00e1lisis jer\u00e1rquico de regresi\u00f3n lineal mostr\u00f3 que, en el modelo sin interacciones (M\u2080), la depresi\u00f3n era el \u00fanico predictor estad\u00edsticamente significativo de la calidad del sue\u00f1o (\u03b2=0,319, p=0,012), lo que sugiere que niveles m\u00e1s altos de s\u00edntomas depresivos se asocian con una peor calidad del sue\u00f1o, como se muestra en la Tabla 10.<\/p>\n
Sin embargo, la ansiedad no fue un predictor significativo (\u03b2=0,066, p=0,599), y la moderaci\u00f3n grupal no se confirm\u00f3 (\u0394R\u00b2=0,006, p=0,311).<\/p>\n
La asociaci\u00f3n entre la depresi\u00f3n y la calidad del sue\u00f1o est\u00e1 ampliamente documentada en la literatura. La depresi\u00f3n y los trastornos del sue\u00f1o tienen una relaci\u00f3n bidireccional bien establecida: la sintomatolog\u00eda depresiva afecta la arquitectura del sue\u00f1o, en particular mediante la reducci\u00f3n del sue\u00f1o de ondas lentas y la alteraci\u00f3n del ritmo circadiano, mientras que la privaci\u00f3n del sue\u00f1o a su vez contribuye al empeoramiento de la sintomatolog\u00eda depresiva (18). Los resultados actuales est\u00e1n en l\u00ednea con esta literatura, reforzando la importancia de hacer el cribado para la depresi\u00f3n en contextos donde la calidad del sue\u00f1o es una preocupaci\u00f3n relevante.<\/p>\n
La ausencia de un efecto significativo de la ansiedad puede parecer contraintuitiva, dado que la hiperactivaci\u00f3n fisiol\u00f3gica y cognitiva asociada a los estados ansiosos se considera un mecanismo central en el desarrollo y mantenimiento del insomnio (19). Sin embargo, la superposici\u00f3n conceptual y estad\u00edstica entre ansiedad y depresi\u00f3n, a menudo llamada comorbilidad ansiedad-depresiva, pudo haber contribuido al efecto de la ansiedad absorbida por la variable depresiva en el modelo de regresi\u00f3n. La alta correlaci\u00f3n entre estas dos dimensiones, caracter\u00edstica de muestras no cl\u00ednicas, pudo haber atenuado el poder predictivo individual de la ansiedad (16). V\u00e9ase tambi\u00e9n \u00abLa Privaci\u00f3n del Sue\u00f1o y Salud Mental: Impactos Neurobiol\u00f3gicos y Comportamentales\u00bb, Cabellino LF y otros (17).<\/p>\n
No se confirm\u00f3 la hip\u00f3tesis de que la asociaci\u00f3n entre variables psicol\u00f3gicas y calidad del sue\u00f1o ser\u00eda m\u00e1s fuerte en los bomberos. Este resultado sugiere que el impacto de la depresi\u00f3n y la ansiedad en la calidad del sue\u00f1o act\u00faa de manera transversal (18), independientemente del grupo ocupacional, y no hay amplificaci\u00f3n de este efecto en los bomberos. Este hallazgo es coherente con perspectivas te\u00f3ricas que conceptualizan las alteraciones del sue\u00f1o (19) como consecuencia de vulnerabilidades psicol\u00f3gicas individuales (20), en lugar de como resultado directo de la exposici\u00f3n laboral (21). Sin embargo, no se puede descartar que el tama\u00f1o de la muestra y la heterogeneidad intragrupo de los bomberos comprometieran la detecci\u00f3n de un efecto real de moderaci\u00f3n.<\/p>\n
La Hip\u00f3tesis 8 fue totalmente respaldada por los datos. En los bomberos, hubo una correlaci\u00f3n positiva moderada y estad\u00edsticamente significativa entre las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas (PDEQ) y la calidad del sue\u00f1o, r=0,418, n=161, p<,001. Este resultado indica que los bomberos que experimentan niveles m\u00e1s altos de disociaci\u00f3n peritraum\u00e1tica, es decir, experiencias de despersonalizaci\u00f3n, desrealizaci\u00f3n o amnesia durante o inmediatamente despu\u00e9s de eventos traum\u00e1ticos, tienen consistentemente una peor calidad de sue\u00f1o.<\/p>\n
Este resultado es te\u00f3ricamente coherente con la literatura sobre trauma y sue\u00f1o. La disociaci\u00f3n peritraum\u00e1tica se reconoce como uno de los predictores m\u00e1s robustos del desarrollo del trastorno de estr\u00e9s postraum\u00e1tico (20), y los trastornos del sue\u00f1o son uno de los criterios diagn\u00f3sticos centrales para este trastorno (21). Se sabe que las experiencias disociativas interfieren con el procesamiento emocional del trauma durante el sue\u00f1o, especialmente durante las fases de sue\u00f1o REM, que desempe\u00f1an un papel clave en la regulaci\u00f3n emocional y la consolidaci\u00f3n de la memoria (21).<\/p>\n
Desde un punto de vista cl\u00ednico, los resultados actuales subrayan la importancia de evaluar sistem\u00e1ticamente las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas en bomberos como indicador de riesgo para los trastornos del sue\u00f1o. La identificaci\u00f3n temprana de bomberos con altos niveles de disociaci\u00f3n peritraum\u00e1tica puede permitir la implementaci\u00f3n de intervenciones preventivas, como programas de psicoeducaci\u00f3n sobre higiene del sue\u00f1o, t\u00e9cnicas de regulaci\u00f3n emocional e intervenciones centradas en el trauma, como EMDR (Desensibilizaci\u00f3n y Reprocesamiento por Movimientos Oculares) o terapia cognitivo-conductual (TCC) centrada en trauma (16). La integraci\u00f3n de estos programas en los servicios de apoyo psicol\u00f3gico de los cuerpos de bomberos parece ser una recomendaci\u00f3n pr\u00e1ctica con un impacto significativo potencial en la salud y el bienestar de esta poblaci\u00f3n.<\/p>\n
La hip\u00f3tesis 9 postulaba que los bomberos tendr\u00edan una mayor frecuencia de fallos cognitivos y que estos estar\u00edan negativamente correlacionados con la calidad del sue\u00f1o. Esta hip\u00f3tesis 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)=\u22123,53, p<,001, d’=\u2212,38, Mfallos_cognitivos_no-bomberos<\/sub>=68,06 frente a Mfallos_cognitivos_bomberos<\/sub>=60,02, como se muestra en la Tabla 12.<\/p>\nPor otro lado, y en l\u00ednea con las expectativas, no hubo una asociaci\u00f3n estad\u00edsticamente significativa entre fallos cognitivos y calidad del sue\u00f1o en los bomberos (r=\u2212.03, p=.736), resultado confirmado por el coeficiente de Spearman (\u03c1=\u2212.08, p=.292).<\/p>\n
El resultado de que los no bomberos tengan m\u00e1s fallos cognitivos que los bomberos es contraintuitivo, pero puede explicarse por varios mecanismos. En primer lugar, la pr\u00e1ctica profesional de los bomberos requiere, por naturaleza, altos niveles de atenci\u00f3n, concentraci\u00f3n y toma de decisiones bajo presi\u00f3n, lo que puede promover el desarrollo y mantenimiento de habilidades cognitivas superiores mediante un mecanismo de entrenamiento cognitivo continuo (1). Este fen\u00f3meno es coherente con la idea de que la demanda cognitiva de la profesi\u00f3n de bombero puede actuar como un factor protector frente al declive de las funciones ejecutivas, ya que la exposici\u00f3n prolongada a tareas profesionalmente exigentes en la cognici\u00f3n se ha asociado con la preservaci\u00f3n del funcionamiento cognitivo a lo largo de todo el ciclo vital (8).<\/p>\n
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 psicol\u00f3gicos en el grupo de no bomberos es una limitaci\u00f3n relevante que debe considerarse en la interpretaci\u00f3n de este resultado.<\/p>\n
La ausencia de correlaci\u00f3n entre fallos cognitivos y calidad del sue\u00f1o en los bomberos es igualmente notable. La literatura sugiere que la privaci\u00f3n de sue\u00f1o afecta consistentemente el rendimiento cognitivo, incluyendo la atenci\u00f3n, la memoria de trabajo y las funciones ejecutivas (20). La falta de confirmaci\u00f3n de esta asociaci\u00f3n en la muestra actual puede deberse, en parte, a la ya mencionada ausencia de diferencias significativas en la calidad del sue\u00f1o de los bomberos en comparaci\u00f3n con los no bomberos, lo que limita la variabilidad necesaria para detectar correlaciones. Adem\u00e1s, la medida de fallos cognitivos utilizada, el Cuestionario de Fallas Cognitivas (CFQ) (1), eval\u00faa los deterioros cognitivos cotidianos autoinformados, que pueden no reflejar de forma sensible los sutiles d\u00e9ficits cognitivos inducidos por la baja calidad del sue\u00f1o en una poblaci\u00f3n profesionalmente entrenada para operar en condiciones adversas.<\/p>\n
Limitaciones y direcciones futuras<\/h3>\n
El presente estudio presenta un conjunto de limitaciones que deben ser reconocidas. El uso de medidas de autoinforme para la evaluaci\u00f3n del sue\u00f1o est\u00e1 sujeto a sesgos de respuesta, incluyendo la deseabilidad social y la subjetividad de la percepci\u00f3n del sue\u00f1o. La naturaleza transversal del estudio impide establecer relaciones causales entre las variables estudiadas, es decir, entre experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas y la calidad del sue\u00f1o. Se necesitar\u00e1n estudios longitudinales para aclarar la direcci\u00f3n de estas asociaciones e identificar los mecanismos subyacentes.<\/p>\n
La representatividad de la muestra tambi\u00e9n es una limitaci\u00f3n, ya que los participantes fueron reclutados por conveniencia. Adem\u00e1s, la heterogeneidad del grupo de no bomberos limita la especificidad de las comparaciones realizadas. Los estudios futuros deber\u00edan utilizar grupos de comparaci\u00f3n m\u00e1s homog\u00e9neos, como profesionales de otras fuerzas de seguridad o de atenci\u00f3n sanitaria de emergencia, que compartan con los bomberos algunas de las caracter\u00edsticas ocupacionales m\u00e1s destacadas, principalmente el trabajo por turnos y la exposici\u00f3n a situaciones de alto estr\u00e9s. Por \u00faltimo, la ausencia de datos sobre variables moderadoras importantes, como el tipo de ocurrencias m\u00e1s frecuentes y la presencia de diagn\u00f3sticos formales de trastornos mentales, constituye una carencia que los estudios futuros deber\u00edan buscar cubrir.<\/p>\n
En conclusi\u00f3n, los resultados del presente estudio indican que los bomberos no difieren significativamente de los no bomberos en la mayor\u00eda de los indicadores de sue\u00f1o evaluados, lo que sugiere que la calidad del sue\u00f1o puede estar influenciada por factores transversales a ambos grupos, adem\u00e1s de la pertenencia profesional. Aun as\u00ed, este resultado no excluye la presencia de dificultades para dormir, sino que se\u00f1ala la necesidad de considerar variables contextuales e individuales en su comprensi\u00f3n.<\/p>\n
Sin embargo, se destaca la asociaci\u00f3n significativa entre las experiencias disociativas peritraum\u00e1ticas y la calidad del sue\u00f1o, observada exclusivamente en el grupo de bomberos, lo que sugiere un impacto espec\u00edfico de la exposici\u00f3n a eventos potencialmente traum\u00e1ticos en esta poblaci\u00f3n. Adem\u00e1s, la depresi\u00f3n result\u00f3 ser el principal predictor de la calidad del sue\u00f1o en ambos grupos, reforzando la estrecha relaci\u00f3n entre la sintomatolog\u00eda psicol\u00f3gica y el funcionamiento del sue\u00f1o (17).<\/p>\n
Estos hallazgos pueden entenderse a la luz de las exigencias inherentes a la actividad de los bomberos, es decir, la exposici\u00f3n a situaciones estresantes y horarios irregulares, que pueden contribuir a un mayor agotamiento psicol\u00f3gico. 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 traum\u00e1ticos experimentados.<\/p>\n
En t\u00e9rminos pr\u00e1cticos, los resultados subrayan la importancia de intervenciones integradas que articulen la promoci\u00f3n de la salud mental y el sue\u00f1o, as\u00ed como la implementaci\u00f3n de estrategias de prevenci\u00f3n y seguimiento en esta poblaci\u00f3n.<\/p>\n
Anexos<\/h2>\n
Tabla 1<\/strong><\/em><\/p>\nCaracterizaci\u00f3n sociodemogr\u00e1fica de la muestra<\/em><\/p>\n\n\n\n| Variables sociodemogr\u00e1ficas<\/th>\n | Total Participantes<\/th>\n | Participantes Bomberos<\/th>\n | Participantes no Bomberos<\/th>\n<\/tr>\n |
\n| <\/th>\n | n<\/th>\n | %<\/th>\n | n<\/th>\n | %<\/th>\n | n<\/th>\n | %<\/th>\n<\/tr>\n |
\nSexo<\/strong><\/td>\n<\/tr>\n\n| Mujeres<\/td>\n | 168<\/td>\n | 49.4<\/td>\n | 53<\/td>\n | 32.9<\/td>\n | 115<\/td>\n | 64.2<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Masculino<\/td>\n | 172<\/td>\n | 50.6<\/td>\n | 108<\/td>\n | 67.1<\/td>\n | 64<\/td>\n | 35.8<\/td>\n<\/tr>\n | \nEstado civil<\/strong><\/td>\n<\/tr>\n\n| Sencillo<\/td>\n | 170<\/td>\n | 50<\/td>\n | 83<\/td>\n | 51.6<\/td>\n | 87<\/td>\n | 48.6<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Casado<\/td>\n | 100<\/td>\n | 29.4<\/td>\n | 39<\/td>\n | 24.2<\/td>\n | 61<\/td>\n | 34.1<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Uni\u00f3n de facto<\/td>\n | 52<\/td>\n | 15.3<\/td>\n | 31<\/td>\n | 19.3<\/td>\n | 21<\/td>\n | 11.7<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Divorciado\/separado<\/td>\n | 18<\/td>\n | 5.3<\/td>\n | 8<\/td>\n | 5<\/td>\n | 10<\/td>\n | 5.6<\/td>\n<\/tr>\n | \nTitulaciones acad\u00e9micas<\/strong><\/td>\n<\/tr>\n\n| 5 a 6 a\u00f1os de escolaridad<\/td>\n | 2<\/td>\n | .6<\/td>\n | 1<\/td>\n | .6<\/td>\n | 1<\/td>\n | .6<\/td>\n<\/tr>\n | \n| 7 a 9 a\u00f1os de escolaridad<\/td>\n | 16<\/td>\n | 4.7<\/td>\n | 13<\/td>\n | 8.1<\/td>\n | 3<\/td>\n | 1.7<\/td>\n<\/tr>\n | \n| 10 a 12 a\u00f1os de escolaridad<\/td>\n | 134<\/td>\n | 39.4<\/td>\n | 106<\/td>\n | 65.8<\/td>\n | 28<\/td>\n | 15.6<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Grado \/ Licenciatura<\/td>\n | 100<\/td>\n | 22.4<\/td>\n | 29<\/td>\n | 18<\/td>\n | 71<\/td>\n | 39.7<\/td>\n<\/tr>\n | \n| M\u00e1ster\/Posgrado<\/td>\n | 76<\/td>\n | 22.4<\/td>\n | 12<\/td>\n | 7.5<\/td>\n | 64<\/td>\n | 35.8<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Doctorado<\/td>\n | 12<\/td>\n | 3.5<\/td>\n | 0<\/td>\n | 0<\/td>\n | 12<\/td>\n | 6.7<\/td>\n<\/tr>\n | \nDistrito de residencia<\/strong><\/td>\n<\/tr>\n\n| Castelo Branco<\/td>\n | 113<\/td>\n | 33.2<\/td>\n | 37<\/td>\n | 23<\/td>\n | 76<\/td>\n | 42.5<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Santar\u00e9m<\/td>\n | 45<\/td>\n | 13.2<\/td>\n | 34<\/td>\n | 21.1<\/td>\n | 11<\/td>\n | 6.1<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Guarda<\/td>\n | 43<\/td>\n | 12.6<\/td>\n | 26<\/td>\n | 16.1<\/td>\n | 17<\/td>\n | 9.5<\/td>\n<\/tr>\n | \nRestantes distritosa<\/sup><\/td>\n| 139<\/td>\n | 41<\/td>\n | 64<\/td>\n | 39.8<\/td>\n | 75<\/td>\n | 41.9<\/td>\n<\/tr>\n | \nNota: Los datos sociodemogr\u00e1ficos representados en esta tabla se consideran los m\u00e1s relevantes para el estudio.
\na<\/sup> 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, Santar\u00e9m y Guarda son los m\u00e1s representativos de la distribuci\u00f3n geogr\u00e1fica del \u00e1rea de residencia.<\/em><\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\nTabla 2<\/strong><\/em><\/p>\nDuraci\u00f3n media de servicio de los bomberos de la muestra<\/em><\/p>\n\n\n\n| Duraci\u00f3n del servicio (a\u00f1os)<\/th>\n | M<\/th>\n | m\u00ednimo<\/th>\n | m\u00e1ximo<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Bomberos Participantes<\/td>\n | 9.883<\/td>\n | 1<\/td>\n | 38<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 3<\/strong><\/em><\/p>\nConsistencia interna de BSI-18 y sus dimensiones<\/em><\/p>\n\n\n\n| Dimensiones<\/th>\n | \u03b1 de Cronbach (\u03b1)<\/th>\n | M<\/th>\n | DP<\/th>\n<\/tr>\n | \n| BSI-18<\/td>\n | .949<\/td>\n | .794<\/td>\n | .720<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Somatizaci\u00f3n<\/td>\n | .815<\/td>\n | .881<\/td>\n | .677<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Depresi\u00f3n<\/td>\n | .867<\/td>\n | .725<\/td>\n | .771<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Ansiedad<\/td>\n | .865<\/td>\n | .777<\/td>\n | .783<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 4<\/strong><\/em><\/p>\nConsistencia interna de los factores PDEQ<\/em><\/p>\n\n\n\n| Factores<\/th>\n | \u03b1 de Cronbach (\u03b1)<\/th>\n | M<\/th>\n | DP<\/th>\n<\/tr>\n | \n| PDEQ Total<\/td>\n | .935<\/td>\n | 1.644<\/td>\n | .762<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Factor 1 \u2013 Falta de conocimiento<\/td>\n | .863<\/td>\n | 1.605<\/td>\n | .795<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Factor 2 \u2013 Despersonalizaci\u00f3n\/Desrealizaci\u00f3n<\/td>\n | .895<\/td>\n | 1.631<\/td>\n | .843<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 5<\/strong><\/em><\/p>\nConsistencia interna del cuestionario de fallo cognitivo<\/em><\/p>\n\n\n\n| <\/th>\n | \u03b1 de Cronbach (\u03b1)<\/th>\n | M<\/th>\n | DP<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Cuestionario sobre fallos cognitivos<\/td>\n | .963<\/td>\n | 2.570<\/td>\n | .851<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 6<\/strong><\/em><\/p>\nPrueba de normalidad de variables sociodemogr\u00e1ficas de la poblaci\u00f3n no bombera<\/em><\/p>\n\n\n\n| Variables sociodemogr\u00e1ficas<\/th>\n | Estad\u00edsticas (Shapiro-Wilk)<\/th>\n | GL<\/th>\n | Sig.<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Edad<\/td>\n | .907<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Sexo<\/td>\n | .606<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Titulaciones acad\u00e9micas<\/td>\n | .888<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Estado civil<\/td>\n | .774<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Distrito<\/td>\n | .877<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Profesi\u00f3n<\/td>\n | .865<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Tiempo en la profesi\u00f3n<\/td>\n | .903<\/td>\n | 137<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 7<\/strong><\/em><\/p>\nPrueba de normalidad de los instrumentos psicol\u00f3gicos de la poblaci\u00f3n no bombera<\/em><\/p>\n\n\n\n| Variables psicol\u00f3gicas<\/th>\n | Estad\u00edsticas (Shapiro-Wilk)<\/th>\n | GL<\/th>\n | Sig.<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Somatizaci\u00f3n<\/td>\n | .904<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Depresi\u00f3n<\/td>\n | .838<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Ansiedad<\/td>\n | .857<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Experiencias disociativas<\/td>\n | .788<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Fallos cognitivos<\/td>\n | .956<\/td>\n | 179<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Sue\u00f1o<\/td>\n | .982<\/td>\n | 179<\/td>\n | .020<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 8<\/strong><\/em><\/p>\nPrueba de normalidad de variables sociodemogr\u00e1ficas de la poblaci\u00f3n de bomberos<\/em><\/p>\n\n\n\n| Variables sociodemogr\u00e1ficas<\/th>\n | Estad\u00edsticas (Shapiro-Wilk)<\/th>\n | GL<\/th>\n | Sig.<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Edad<\/td>\n | .962<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Sexo<\/td>\n | .593<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Titulaciones acad\u00e9micas<\/td>\n | .771<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Estado civil<\/td>\n | .773<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Distrito<\/td>\n | .932<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Profesi\u00f3n<\/td>\n | .562<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Tiempo en la profesi\u00f3n<\/td>\n | .861<\/td>\n | 154<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 9<\/strong><\/em><\/p>\nPrueba de normalidad de los instrumentos psicol\u00f3gicos de la poblaci\u00f3n de bomberos<\/em><\/p>\n\n\n\n| Variables psicol\u00f3gicas<\/th>\n | Estad\u00edsticas (Shapiro-Wilk)<\/th>\n | GL<\/th>\n | Sig.<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Somatizaci\u00f3n<\/td>\n | .853<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Depresi\u00f3n<\/td>\n | .840<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Ansiedad<\/td>\n | .840<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Experiencias disociativas<\/td>\n | .822<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Fallos cognitivos<\/td>\n | .969<\/td>\n | 161<\/td>\n | <.001<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Sue\u00f1o<\/td>\n | .975<\/td>\n | 161<\/td>\n | .006<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 10<\/strong><\/em><\/p>\nRegresi\u00f3n lineal jer\u00e1rquica de variables: Predictores de la calidad del sue\u00f1o \u2013 Modelo 0<\/em><\/p>\n\n\n\n| Predictor<\/th>\n | Coeficientes no est\u00e1ndar (B)<\/th>\n | Coeficientes beta estandarizados (\u03b2)<\/th>\n | P<\/th>\n<\/tr>\n | \n| (Constante)<\/td>\n | 16.320<\/td>\n | <\/td>\n | <.001**<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Ansiedad<\/td>\n | .071<\/td>\n | .066<\/td>\n | .599<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Depresi\u00f3n<\/td>\n | .346<\/td>\n | .319<\/td>\n | .012*<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Grupo<\/td>\n | .245<\/td>\n | <\/td>\n | .629<\/td>\n<\/tr>\n | \n| R\u00b2<\/td>\n | <\/td>\n | .147<\/td>\n | <\/td>\n<\/tr>\n | \n| Nota: Variable dependiente \u2013 Calidad del sue\u00f1o (BaSIQS); * p<.05; **p<.001.<\/em><\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 11<\/strong><\/em><\/p>\nRegresi\u00f3n lineal jer\u00e1rquica de variables: Predictores de la calidad del sue\u00f1o \u2013 Modelo 1<\/em><\/p>\n\n\n\n| Predictor<\/th>\n | Coeficientes no est\u00e1ndar (B)<\/th>\n | Coeficientes beta estandarizados (\u03b2)<\/th>\n | P<\/th>\n<\/tr>\n | \n| (Constante)<\/td>\n | 16.011<\/td>\n | <\/td>\n | <.001*<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Ansiedad<\/td>\n | .253<\/td>\n | .237<\/td>\n | .261<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Depresi\u00f3n<\/td>\n | .223<\/td>\n | .206<\/td>\n | .365<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Grupo<\/td>\n | .888<\/td>\n | <\/td>\n | .215<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Ansiedad x Grupo<\/td>\n | -.331<\/td>\n | <\/td>\n | .243<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Depresi\u00f3n x Grupo<\/td>\n | .208<\/td>\n | <\/td>\n | .484<\/td>\n<\/tr>\n | \n| R\u00b2<\/td>\n | <\/td>\n | .147<\/td>\n | <\/td>\n<\/tr>\n | \n| Nota: Variable dependiente \u2013 Calidad del sue\u00f1o (BaSIQS); *p<.001.<\/em><\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n Tabla 12<\/strong><\/em><\/p>\nFallos cognitivos en funci\u00f3n del grupo<\/em><\/p>\n\n\n\n| <\/th>\n | Bomberos<\/th>\n | No-bomberos<\/th>\n | t(df)<\/th>\n | p<\/th>\n<\/tr>\n | \n| <\/th>\n | n<\/th>\n | M<\/th>\n | DP<\/th>\n | n<\/th>\n | M<\/th>\n | DP<\/th>\n<\/tr>\n | \n| Fallos cognitivos<\/td>\n | 161<\/td>\n | 60.02<\/td>\n | 19.91<\/td>\n | 179<\/td>\n | 68.06<\/td>\n | 21.81<\/td>\n | -3.53(338)<\/td>\n | <.001*<\/td>\n<\/tr>\n | \n| Nota: *p<.001<\/em><\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n | | | | | | | | | | | | | | | | |