Evaluar la asociación entre la salud familiar y la salud mental en pobladores de una comunidad peruana.
DiseñoEstudio analítico de corte transversal.
EmplazamientoCentro poblado Virgen del Carmen La Era (Lurigancho-Chosica, Lima, Perú).
ParticipantesSe incluyeron 321 adultos mediante muestreo no probabilístico por conveniencia.
Mediciones principalesLa salud familiar se evaluó con la escala SALUFAM (13 ítems) y la salud mental con la DASS-21 (depresión, ansiedad y estrés). Las variables categóricas se describieron con frecuencias y porcentajes; la edad con mediana y rango intercuartílico. En el análisis bivariado se emplearon chi-cuadrado y U de Mann-Whitney. Se utilizaron modelos lineales generalizados de Poisson con varianza robusta para estimar razones de prevalencia ajustadas (RPa) e intervalos de confianza al 95%.
ResultadosLa prevalencia de salud mental deteriorada fue del 37,4%; estrés 42,1%; ansiedad 38,0%, y depresión 25,2%. La mayor vulnerabilidad familiar se asoció con mayor prevalencia de estrés (RPa=1,39; IC95%: 1,02-1,89), ansiedad (RPa=1,41; IC95%: 1,02-1,94) y salud mental deteriorada (RPa=1,92; IC95%: 1,32-2,79), pero no con depresión (RPa=1,33; IC95%: 0,86-2,05).
ConclusionesLa vulnerabilidad familiar se asoció con mayor prevalencia de alteraciones de salud mental, principalmente estrés y ansiedad, lo que respalda intervenciones comunitarias centradas en la familia.
To evaluate the association between family health and mental health among residents of a Peruvian community.
DesignAnalytical cross-sectional study.
LocationVirgen del Carmen La Era community (Lurigancho-Chosica, Lima, Peru).
ParticipantsA convenience sample of 321 adults.
Main measurementsFamily health was assessed using the SALUFAM scale (13 items) and mental health using DASS-21 (depression, anxiety, and stress). Categorical variables were summarized with frequencies and percentages, and age with median and interquartile range. Associations were estimated using generalized linear models with Poisson distribution and robust variance to obtain adjusted prevalence ratios (aPR) and 95% confidence intervals.
ResultsThe prevalence of impaired mental health was 37.4%; stress 42.1%; anxiety 38.0%; and depression 25.2%. Higher family vulnerability was associated with stress (aPR=1.39; 95%CI: 1.02-1.89), anxiety (aPR=1.41; 95%CI: 1.02-1.94), and impaired mental health (aPR=1.92; 95%CI: 1.32-2.79), but not depression (aPR=1.33; 95%CI: 0.86-2.05).
ConclusionsFamily vulnerability was associated with worse mental health outcomes, particularly stress and anxiety, supporting family-centered community interventions.
- •
El entorno familiar es un determinante clave de la salud mental a lo largo del ciclo de vida.
- •
La disfunción familiar se asocia con síntomas de ansiedad y depresión.
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La atención primaria desempeña un papel fundamental en la detección precoz de factores psicosociales.
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La mayor vulnerabilidad familiar se asoció con estrés y ansiedad en adultos de una comunidad peruana.
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La evaluación de la salud familiar podría incorporarse como herramienta de cribado en atención primaria.
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Se respaldan intervenciones comunitarias centradas en la familia para fortalecer la prevención en salud mental.
A nivel global, la salud mental es reconocida como un componente esencial del bienestar integral y del desarrollo humano a lo largo del ciclo de vida. En 2019, aproximadamente una de cada 8 personas en el mundo, equivalente a cerca de 970 millones de individuos, vivía con algún trastorno mental, siendo los trastornos de ansiedad y los depresivos los más prevalentes1. Esta problemática se intensificó tras la pandemia de COVID-19, que generó un incremento significativo de los casos de ansiedad y depresión, evidenciando las limitaciones de los sistemas de salud para responder de manera oportuna y equitativa a las necesidades de la población2.
Determinados grupos poblacionales presentan una mayor vulnerabilidad frente a los problemas de salud mental, particularmente niños, adolescentes, jóvenes y adultos mayores. Se estima que uno de cada 7 adolescentes de entre 10 y 19 años presenta algún trastorno mental, lo que representa una proporción importante de la carga global de morbilidad en este grupo etario. La depresión, la ansiedad y los trastornos del comportamiento constituyen las principales causas de enfermedad y discapacidad, mientras que el suicidio se ubica entre las principales causas de muerte en personas jóvenes3. En los adultos mayores, la presencia de trastornos mentales también es frecuente y se ve agravada por factores como la soledad, el aislamiento social y los malos tratos, los cuales afectan de manera significativa su calidad de vida4,5.
En América Latina y el Caribe, la situación es especialmente crítica debido a la elevada brecha de atención en salud mental. Según la Organización Panamericana de la Salud, más del 70% de las personas con trastornos mentales no recibe tratamiento adecuado, con brechas particularmente altas para la depresión, los trastornos de ansiedad y el consumo de sustancias. Esta realidad se asocia, en gran medida, a la limitada inversión pública en salud mental, que en la región representa apenas una pequeña fracción del presupuesto total de salud y se concentra mayoritariamente en hospitales psiquiátricos, en detrimento de los servicios comunitarios y preventivos5.
Frente a este escenario, la Organización Panamericana de la Salud y los Estados miembros han impulsado diversas estrategias orientadas al fortalecimiento de los sistemas de salud mental, entre ellas el Plan de Acción Integral sobre Salud Mental 2013-2030 y otras iniciativas regionales que promueven un enfoque comunitario, integral y basado en derechos humanos, así como la integración de la atención de la salud física y mental6,7.
En el Perú, los problemas de salud mental han mostrado una tendencia creciente en los últimos años. Durante 2021 se reportaron más de 1,3 millones de atenciones por problemas de salud mental, cifra que se incrementó significativamente en 2022 y mantuvo una alta demanda durante el primer trimestre de 20238. Como respuesta, el país ha fortalecido progresivamente un modelo de atención comunitaria mediante la implementación de centros de salud mental comunitarios, unidades de hospitalización en salud mental y hogares protegidos, así como acciones intersectoriales orientadas a la prevención de la violencia, el fortalecimiento de habilidades socioemocionales y la atención de poblaciones vulnerables9–11.
Diversos estudios nacionales señalan que aproximadamente una quinta parte de la población peruana ha experimentado algún trastorno mental a lo largo de su vida, siendo la ansiedad y la depresión los más frecuentes. Asimismo, una proporción considerable de personas refiere sentirse sola o carecer del apoyo emocional necesario en su entorno familiar. Factores como la violencia doméstica, la precariedad económica y la falta de redes de apoyo configuran contextos familiares adversos que incrementan el riesgo de desarrollar o agravar problemas de salud mental, especialmente en niños, adolescentes y jóvenes12,13.
En este contexto, la salud familiar emerge como uno de los determinantes sociales más relevantes de la salud mental. Entendida como el conjunto de condiciones emocionales, relacionales, sociales y funcionales que caracterizan a la familia como sistema, la salud familiar influye de manera directa en la aparición, la evolución y la recuperación de los trastornos mentales. La evidencia científica indica que entornos familiares caracterizados por el apoyo, la comunicación efectiva y la cohesión actúan como factores protectores del bienestar psicológico, mientras que la violencia, la desorganización y la negligencia emocional incrementan el riesgo de ansiedad, depresión y otros trastornos mentales a lo largo del ciclo de vida14. Asimismo, la participación activa de los miembros de la familia en los procesos de atención en salud mental fortalece los resultados terapéuticos y favorece modelos de recuperación orientados a la comunidad15. Los enfoques integrados de atención familiar han demostrado que los trastornos mentales suelen coexistir con múltiples factores de riesgo en los ámbitos parental, familiar y socioambiental, lo que incrementa la probabilidad de transmisión intergeneracional de estos problemas, especialmente durante la infancia temprana16. En este sentido, el apoyo familiar percibido se ha identificado como un factor protector clave, con una relación positiva significativa con el bienestar emocional, social y psicológico, actuando como un mecanismo mediador frente al estrés y las adversidades psicosociales17.
Por lo tanto, el estudio tuvo como objetivo evaluar la asociación entre la salud familiar y la salud mental en pobladores de una comunidad peruana.
Materiales y métodosSe realizó un estudio analítico, transversal. La población estuvo conformada por pobladores peruanos residentes en el centro poblado Virgen del Carmen La Era, ubicado en el distrito de Lurigancho-Chosica, Lima, Perú, con una población aproximada de 10.000 habitantes. Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, incluyendo a los residentes disponibles que aceptaron participar voluntariamente. El tamaño muestral inicialmente estimado para población finita fue de 370 participantes, considerando un nivel de confianza del 95% (Z=1,96), un margen de error del 5% (E=0,05) y una proporción esperada de 0,5; sin embargo, debido a limitaciones operativas y a la no respuesta durante el trabajo de campo, la muestra final estuvo conformada por 321 participantes. Con este tamaño muestral, el margen de error fue cercano al planificado (≈5,4%), y se alcanzó una potencia estadística aproximada del 82% para detectar asociaciones pequeñas (r≥0,16) con un nivel de significación de 0,05. Se excluyeron personas que no residían en la comunidad, aquellas con diagnóstico previo de trastornos mentales o bajo tratamiento por salud mental en el momento del estudio, así como quienes no aceptaron participar. La recogida de datos se realizó mediante encuesta con cuestionario estructurado que incluyó variables sociodemográficas y 2 instrumentos validados.
La salud familiar se evaluó mediante la Escala de Salud Familiar (SALUFAM), unidimensional de 13 ítems con escala Likert de 5 puntos (1=nunca a 5=siempre), validada en población peruana con un coeficiente alfa de Cronbach superior a 0,91 (18,19), clasificándose en mayor vulnerabilidad (≤38 puntos) y menor vulnerabilidad (≥39 puntos). La salud mental se evaluó con la escala DASS-21, compuesta por 3 dimensiones: Depresión (preguntas: 3, 5, 10, 13, 16, 17 y 21), Ansiedad (preguntas: 2, 4, 7, 9, 15, 19 y 20) y Estrés (preguntas: 1, 6, 8, 11, 12, 14 y 18). La escala ha sido adaptada al contexto peruano y con adecuada confiabilidad (alfa total=0,90; depresión=0,85; ansiedad=0,72; estrés=0,79)20; se consideró presencia de estrés desde 8 puntos, ansiedad desde 4 puntos y depresión desde 5 puntos18,19.
El análisis estadístico se realizó con el programa IBM SPSS Statistics, versión 20; las variables categóricas se describieron mediante frecuencias absolutas y relativas, y la edad, al no seguir distribución normal, se resumió con mediana y rango intercuartílico. En el análisis bivariado se utilizaron las pruebas de chi-cuadrado de Pearson y U de Mann-Whitney para la comparación de la edad entre grupos. Para el análisis multivariable se emplearon modelos lineales generalizados con distribución de Poisson, función de enlace logarítmica y varianza robusta para estimar razones de prevalencia ajustadas (RPa) con intervalos de confianza al 95%, considerando como desenlaces dicotómicos la presencia de estrés, ansiedad, depresión y salud mental deteriorada. En los modelos se incluyeron como covariables: sexo, edad, lugar de procedencia, situación laboral, estado civil, seguro de salud, ingreso económico, tipo de familia y salud familiar como variable independiente principal. El ajuste de los modelos se evaluó mediante la desviancia y el chi-cuadrado de Pearson, observándose un ajuste adecuado.
ResultadosSe incluyeron 321 pobladores peruanos. La distribución por sexo fue similar, con predominio del sexo femenino (50,2%). La mediana de edad fue de 29 años (rango intercuartílico: 19). La mayoría de los participantes procedía de la costa (57,9%), tenía empleo (84,1%), era casado o conviviente (73,8%) y contaba con seguro de salud (87,5%). Asimismo, el 83,8% percibía ingresos menores al sueldo mínimo y el tipo de familia predominante fue la extendida (70,4%) (tabla 1).
Características sociodemográficas de los pobladores peruanos, 2025
| Factores | n=321 | % | |
|---|---|---|---|
| Sexo | Masculino | 160 | 49,8 |
| Femenino | 161 | 50,2 | |
| Edad (años) | Md [RIC] | 29 [19] | |
| Lugar de procedencia | Costa | 186 | 57,9 |
| Sierra | 78 | 24,3 | |
| Selva | 57 | 17,8 | |
| Situación laboral | Sin empleo | 51 | 15,9 |
| Con empleo | 270 | 84,1 | |
| Estado civil | Soltero | 84 | 26,2 |
| Casado/conviviente | 237 | 73,8 | |
| Seguro de salud | Sí | 281 | 87,5 |
| No | 40 | 12,5 | |
| Ingreso económico (soles) | ≥1.130 | 52 | 16,2 |
| <1.130 | 269 | 83,8 | |
| Tipo de familia | Extendida | 226 | 70,4 |
| Nuclear | 40 | 12,5 | |
| Monoparental | 55 | 17,1 |
Los datos se presentan como frecuencia absoluta (n) y porcentaje (%), excepto la edad, que se presenta como mediana y rango intercuartílico (Med [RIC]).
Respecto a la salud familiar, el 66,0% de los participantes presentó mayor vulnerabilidad familiar. En relación con la salud mental, el 37,4% presentó salud mental deteriorada. La prevalencia de estrés fue de 42,1%, ansiedad de 38,0% y depresión de 25,2%. Las medianas y rangos intercuartílicos de las puntuaciones de cada dimensión se muestran en la tabla 2.
Distribución de la salud familiar y dimensiones de salud mental en los pobladores peruanos, 2025
| Variables | n=321 | % | Mín-Máx | Rango | Mediana | RIC | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Salud familiar | Mayor vulnerabilidad | 212 | 66,0 | 30-47 | 17 | 36 | 5 |
| Menor vulnerabilidad | 109 | 34,0 | |||||
| Salud mental | Conservada | 201 | 62,6 | 0-57 | 57 | 21 | 19 |
| Deteriorada | 120 | 37,4 | |||||
| Estrés | No | 186 | 57,9 | 0-17 | 17 | 8 | 6 |
| Sí | 135 | 42,1 | |||||
| Ansiedad | No | 199 | 62,0 | 0-19 | 19 | 8 | 7 |
| Sí | 122 | 38,0 | |||||
| Depresión | No | 240 | 74,8 | 0-16 | 16 | 7 | 6 |
| Sí | 81 | 25,2 |
Los datos se presentan como frecuencia absoluta (n) y porcentaje (%).
Mín-Máx: valores mínimo y máximo observados; RIC: rango intercuartílico.
En el análisis bivariado, la salud familiar se asoció significativamente con el estrés (p=0,019) y con la salud mental deteriorada (p<0,001). Los participantes con mayor vulnerabilidad familiar presentaron mayor proporción de estrés (46,7%) y salud mental deteriorada (44,3%) en comparación con aquellos con menor vulnerabilidad.
El lugar de procedencia se asoció con el estrés (p=0,031), observándose mayor frecuencia en los pobladores de la costa. La situación laboral se asoció con ansiedad (p=0,017) y depresión (p=0,031), siendo más frecuentes en personas sin empleo. Asimismo, el ingreso económico mostró asociación con ansiedad (p=0,035), mientras que el tipo de familia se asoció con estrés (p=0,049) y salud mental (p=0,050).
No se encontraron asociaciones significativas entre sexo, estado civil y seguro de salud con los desenlaces evaluados. Tampoco se evidenciaron diferencias significativas en la mediana de edad entre los grupos con y sin estrés, ansiedad, depresión y salud mental deteriorada (prueba U de Mann-Whitney, p>0,05) (tabla 3).
Análisis bivariado entre factores sociodemográficos, salud familiar y salud mental en pobladores peruanos, 2025
| Variables | Estrés | p | Ansiedad | p | Depresión | p | Salud mental | p | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| No | Sí | No | Sí | No | Sí | Conservada | Deteriorada | ||||||
| Salud familiar | Menor vulnerabilidad | 73 (67,0) | 36 (33,0) | 0,019 | 75 (68,8) | 34 (31,2) | 0,071 | 86 (78,9) | 23 (21,1) | 0,222 | 83 (76,1) | 26 (23,9) | <0,001 |
| Mayor vulnerabilidad | 113 (53,3) | 99 (46,7) | 124 (58,5) | 88 (41,5) | 154 (72,6) | 58 (27,4) | 118 (55,7) | 94 (44,3) | |||||
| Sexo | Masculino | 93 (58,1) | 67 (41,9) | 0,948 | 102 (63,8) | 58 (36,2) | 0,518 | 114 (71,2) | 46 (28,8) | 0,148 | 98 (61,2) | 62 (38,8) | 0,614 |
| Femenino | 93 (57,8) | 68 (42,2) | 97 (60,2) | 64 (39,8) | 126 (78,3) | 35 (21,7) | 103 (64,0) | 58 (36,0) | |||||
| Edad (años) | Md [RIC] | 29 [19] | 28 [19] | 0,658 | 28 [19] | 29 [24] | 0,477 | 30 [24] | 28 [17] | 0,147 | 29 [19] | 29 [24] | 0,734 |
| Lugar de procedencia | Costa | 97 (52,2) | 89 (47,8) | 0,031 | 110 (59,1) | 76 (40,9) | 0,121 | 136 (73,1) | 50 (26,9) | 0,727 | 111 (59,7) | 75 (40,3) | 0,087 |
| Sierra | 54 (69,2) | 24 (30,8) | 56 (71,8) | 22 (28,2) | 60 (76,9) | 18 (23,1) | 57 (73,1) | 21 (26,9) | |||||
| Selva | 35 (61,4) | 22 (38,6) | 33 (57,9) | 24 (42,1) | 44 (77,2) | 13 (22,8) | 33 (57,9) | 24 (42,1) | |||||
| Situación laboral | Sin empleo | 24 (47,1) | 27 (52,9) | 0,086 | 24 (47,1) | 27 (52,9) | 0,017 | 32 (62,7) | 19 (37,3) | 0,031 | 26 (51,0) | 25 (49,0) | 0,061 |
| Con empleo | 162 (60,0) | 108 (40,0) | 175 (64,8) | 95 (35,2) | 208 (77,0) | 62 (23,0) | 175 (64,8) | 95 (35,2) | |||||
| Estado civil | Soltero | 51 (60,7) | 33 (39,3) | 0,549 | 47 (56,0) | 37 (44,0) | 0,184 | 64 (76,2) | 20 (23,8) | 0,727 | 48 (57,1) | 36 (42,9) | 0,228 |
| Casado/conviviente | 135 (57,0) | 102 (43,0) | 152 (64,1) | 85 (35,9) | 176 (74,3) | 61 (25,7) | 153 (64,6) | 84 (35,4) | |||||
| Seguro de salud | Sí | 166 (59,1) | 115 (40,9) | 0,277 | 178 (63,3) | 103 (36,7) | 0,186 | 207 (73,7) | 74 (26,3) | 0,229 | 179 (63,7) | 102 (36,3) | 0,287 |
| No | 20 (50,0) | 20 (50,0) | 21 (52,5) | 19 (47,5) | 33 (82,5) | 7 (17,5) | 22 (55,0) | 18 (45,0) | |||||
| Ingreso económico (soles) | <1.130 | 151 (56,1) | 118 (43,9) | 0,135 | 160 (59,5) | 109 (40,5) | 0,035 | 204 (75,8) | 65 (24,2) | 0,315 | 166 (61,7) | 103 (38,3) | 0,445 |
| ≥1.130 | 35 (67,3) | 17 (32,7) | 39 (75,0) | 13 (25,0) | 36 (69,2) | 16 (30,8) | 35 (67,3) | 17 (32,7) | |||||
| Tipo de familia | Extendida | 131 (58,0) | 95 (42,0) | 0,049 | 133 (58,8) | 93 (41,2) | 0,078 | 164 (72,6) | 62 (27,4) | 0,335 | 135 (59,7) | 91 (40,3) | 0,05 |
| Nuclear | 29 (72,5) | 11 (27,5) | 31 (77,5) | 9 (22,5) | 31 (77,5) | 9 (22,5) | 32 (80,0) | 8 (20,0) | |||||
| Monoparental | 26 (47,3) | 29 (52,7) | 35 (63,6) | 20 (36,4) | 45 (81,8) | 10 (18,2) | 34 (61,8) | 21 (38,2) | |||||
Los valores se presentan como frecuencia absoluta y porcentaje por columna [n (%)], excepto la edad, que se presenta como mediana y rango intercuartílico (Md [RIC]). La asociación entre variables categóricas se evaluó mediante la prueba de chi-cuadrado de Pearson, mientras que la comparación de la edad se realizó mediante la prueba U de Mann-Whitney. Se consideró estadísticamente significativo un valor de p<0,05.
En el análisis multivariable ajustado, los pobladores con mayor vulnerabilidad familiar presentaron una mayor prevalencia de estrés (RPa=1,39; IC95%: 1,02-1,89), ansiedad (RPa=1,41; IC95%: 1,02-1,94) y salud mental deteriorada (RPa=1,92; IC95%: 1,32-2,79), en comparación con aquellos con menor vulnerabilidad familiar. No se observó asociación significativa entre la vulnerabilidad familiar y la depresión (RPa=1,33; IC95%: 0,86-2,05).
Asimismo, no contar con empleo se asoció con una mayor prevalencia de estrés (RPa=1,35; IC95%: 1,01-1,82), ansiedad (RPa=1,50; IC95%: 1,10-2,05), depresión (RPa=1,58; IC95%: 1,06-2,38) y salud mental deteriorada (RPa=1,39; IC95%: 1,01-1,92).
Por otro lado, los pobladores procedentes de la selva presentaron una menor prevalencia de salud mental deteriorada en comparación con los procedentes de la costa (RPa=0,60; IC95%: 0,38-0,94).
No se evidenció asociación estadísticamente significativa entre sexo, edad, estado civil, seguro de salud, ingreso económico y tipo de familia con los desenlaces evaluados en los modelos ajustados (p>0,05) (tabla 4).
Modelo multivariable de regresión de Poisson para factores asociados a estrés, ansiedad, depresión y salud mental en pobladores peruanos, 2025
| Factores | Estrés | Ansiedad | Depresión | Salud mental |
|---|---|---|---|---|
| RPa (IC95%); p | RPa (IC95%); p | RPa (IC95%); p | RPa (IC95%); p | |
| Salud familiar | ||||
| Menor vulnerabilidad | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| Mayor vulnerabilidad | 1,39 (1,02-1,89); p=0,038 | 1,41 (1,02-1,94); p=0,037 | 1,33 (0,86-2,05); p=0,204 | 1,92 (1,32-2,79); p=0,001 |
| Sexo | ||||
| Masculino | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| Femenino | 0,96 (0,75-1,24); p=0,752 | 0,92 (0,69-1,21); p=0,533 | 1,28 (0,87-1,88); p=0,216 | 1,06 (0,80-1,40); p=0,684 |
| Edad (años) | 1,00 (0,99-1,00); p=0,250 | 1,00 (0,99-1,01); p=0,663 | 0,99 (0,98-1,01); p=0,254 | 1,00 (0,99-1,01); p=0,917 |
| Lugar de procedencia | ||||
| Costa | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| Sierra | 1,19 (0,83-1,69); p=0,340 | 0,96 (0,68-1,35); p=0,804 | 1,17 (0,69-1,97); p=0,565 | 0,89 (0,64-1,24); p=0,501 |
| Selva | 0,77 (0,49-1,22); p=0,265 | 0,67 (0,42-1,05); p=0,080 | 0,99 (0,53-1,85); p=0,963 | 0,60 (0,38-0,94); p=0,026 |
| Situación laboral | ||||
| Con empleo | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| Sin empleo | 1,35 (1,01-1,82); p=0,045 | 1,50 (1,10-2,05); p=0,010 | 1,58 (1,06-2,38); p=0,026 | 1,39 (1,01-1,92); p=0,045 |
| Estado civil | ||||
| Soltero | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| Casado/conviviente | 0,90 (0,66-1,21); p=0,472 | 1,16 (0,86-1,55); p=0,337 | 0,93 (0,59-1,46); p=0,758 | 1,17 (0,87-1,58); p=0,306 |
| Seguro de salud | ||||
| Sí | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| No | 1,17 (0,83-1,64); p=0,372 | 1,26 (0,86-1,86); p=0,241 | 0,75 (0,36-1,57); p=0,451 | 1,35 (0,91-1,99); p=0,135 |
| Ingreso económico (soles) | ||||
| ≥1.130 | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| <1.130 | 1,19 (0,78-1,80); p=0,426 | 1,48 (0,90-2,44); p=0,121 | 0,82 (0,51-1,34); p=0,438 | 1,03 (0,69-1,53); p=0,893 |
| Tipo de familia | ||||
| Extendida | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) | 1 (Referencia) |
| Nuclear | 0,61 (0,33-1,14); p=0,120 | 0,88 (0,43-1,83); p=0,736 | 1,08 (0,45-2,56); p=0,871 | 0,73 (0,34-1,56); p=0,414 |
| Monoparental | 0,85 (0,62-1,16); p=0,305 | 1,31 (0,89-1,92); p=0,174 | 1,39 (0,76-2,54); p=0,290 | 1,24 (0,85-1,81); p=0,261 |
Los modelos fueron ajustados por sexo, edad, lugar de procedencia, situación laboral, estado civil, seguro de salud, ingreso económico y tipo de familia. Se consideró estadísticamente significativo un valor de p<0,05.
IC95%: intervalo de confianza al 95%; RPa: razón de prevalencias ajustada.
La asociación observada entre la vulnerabilidad familiar y los desenlaces de salud mental es consistente con la evidencia internacional que señala que entornos familiares caracterizados por bajo apoyo emocional, conflictos relacionales y dificultades en la comunicación incrementan el riesgo de alteraciones psicológicas a lo largo del ciclo de vida. Estudios realizados en Estados Unidos han mostrado que las estructuras familiares no intactas se asocian con mayor exposición a eventos traumáticos y a trastornos psiquiátricos en población infantil, lo que evidencia un impacto acumulativo del entorno familiar disfuncional sobre la salud mental en etapas posteriores de la vida21. Aunque dichos estudios se centran en niños, sus resultados permiten inferir efectos persistentes del contexto familiar adverso en la adultez.
De manera concordante, investigaciones desarrolladas en Australia han evidenciado que la co-residencia prolongada con los padres, en escenarios de limitaciones económicas, se asocia con peores indicadores de salud mental en adultos jóvenes, particularmente en mujeres y poblaciones rurales22. Este hallazgo resulta relevante en contextos como el peruano, donde la dependencia económica y la convivencia en familias extendidas son frecuentes, y podrían influir negativamente en el bienestar psicológico.
En el contexto asiático, estudios realizados en China han demostrado que el conflicto parental temprano y las condiciones socioeconómicas desfavorables se asocian con mayor prevalencia de depresión en la adultez, con diferencias según género y entorno23. Asimismo, se ha reportado una relación positiva entre la riqueza familiar y la salud mental, particularmente en individuos con menor nivel educativo y en regiones menos desarrolladas24. Estos resultados coinciden con los hallazgos del presente estudio, al evidenciar que los factores familiares y económicos interactúan de manera compleja en la determinación de la salud mental.
La evidencia europea también respalda estos resultados. Investigaciones realizadas en Alemania han mostrado que la estructura familiar y el nivel socioeconómico influyen en la salud mental infantil, observándose mayores dificultades emocionales y conductuales en niños provenientes de familias monoparentales o ensambladas, con un efecto modulador del estatus socioeconómico25. En la región latinoamericana, estudios realizados en Perú y Ecuador han evidenciado que una mayor funcionalidad y cohesión familiar se asocian con menores niveles de síntomas depresivos y ansiosos en estudiantes universitarios y adolescentes, respectivamente26.
Adicionalmente, el presente estudio identificó una asociación entre la ausencia de empleo y una mayor prevalencia de estrés, ansiedad, depresión y salud mental deteriorada. Este resultado concuerda con la literatura que reconoce al desempleo como un factor de riesgo para la salud mental, al generar inseguridad económica, pérdida de roles sociales y aumento del estrés crónico. Por otro lado, la menor prevalencia de salud mental deteriorada observada en pobladores procedentes de la selva, en comparación con los de la costa, podría estar relacionada con diferencias culturales, mayor cohesión comunitaria o estilos de vida menos urbanizados, aspectos que requieren ser explorados en investigaciones futuras27.
No se evidenciaron asociaciones significativas entre sexo, edad, estado civil, seguro de salud, ingreso económico y tipo de familia con los desenlaces evaluados en los modelos ajustados. Este hallazgo demuestra que, en esta población, la salud familiar y la situación laboral podrían ejercer una influencia más determinante sobre la salud mental que otras variables sociodemográficas tradicionalmente consideradas.
Entre las limitaciones del estudio se reconoce su diseño transversal, que impide establecer relaciones causales, así como el uso de un muestreo no probabilístico, lo que limita la generalización de los resultados. Asimismo, la información fue obtenida mediante instrumentos de autoinforme, lo que podría introducir un sesgo de información. No obstante, el uso de escalas validadas y el ajuste multivariable fortalecen la validez interna del estudio.
En conjunto, los hallazgos confirman que la salud familiar constituye un determinante relevante de la salud mental en poblaciones adultas peruanas. Estos resultados resaltan la necesidad de fortalecer intervenciones comunitarias que incorporen a la familia como eje central en la prevención y el abordaje de los problemas de salud mental, así como de promover políticas públicas orientadas a mejorar las condiciones laborales y el apoyo psicosocial en contextos de vulnerabilidad.
AutoríaTodos los autores contribuyeron sustancialmente a la concepción y diseño del estudio, adquisición de datos, análisis e interpretación de los resultados, redacción y revisión crítica del manuscrito. Todos los autores aprobaron la versión final del artículo y asumen responsabilidad por su contenido.
Consentimiento informadoTodos los participantes fueron informados sobre los objetivos del estudio y otorgaron su consentimiento informado antes de su inclusión.
FinanciaciónEl presente estudio no recibió financiación.
Consideraciones éticasEl estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Universidad Peruana Unión. Todos los participantes firmaron consentimiento informado. Se garantizó la confidencialidad y el anonimato de la información.
Declaración sobre el uso de la IA y de las tecnologías asistidas por la IA en el proceso de redacciónDurante la preparación del manuscrito se utilizó una herramienta de inteligencia artificial generativa para apoyo en la redacción y mejora del estilo del texto. Los autores revisaron y editaron el contenido según fue necesario y asumen plena responsabilidad por el contenido final del artículo.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener conflicto de intereses.
