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Revista del Hospital Psiquiátrico
de
La Habana
Volumen 20 | Año 2025 | Publicación continua
ISSN: 0138-7103 | RNPS: 2030
Sección de Adicciones
_____________________________________________
Comunicación breve
Inicio del consumo de alcohol y estructura del cuestionario de
Salud del Paciente en Perú
Onset of Alcohol Consumption and Structure of the Patient
Health Questionnaire in Peru
Alberto Guevara Tirado¹
¹Universidad Científica del Sur, Facultad de Medicina Humana, Lima, Perú.
Recibido: 06/09/2025
Aceptado: 14/11/2025
Editor: Reinaldo Fabelo Roche
Uso problemático de redes sociales y percepción corporal en adolescentes ecuatorianos
Rev. Hosp. Psiq. Hab. Volumen 22 | Año publicación continua
Esta obra está bajo licencia
https://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/deed.es_ES
Resumen
Introducción
: la depresión, evaluada mediante el cuestionario de salud del paciente de nueve
ítems, puede variar según factores sociodemográficos como la edad de inicio del consumo de
alcohol.
Objetivo
: determinar si la estructura factorial del cuestionario de salud del paciente varía en
función de la edad de inicio del consumo de alcohol -
Materiales y método
: estudio de corte a partir de bases de datos secundarios de la Encuesta
Demográfica y de Salud Familiar 2022 y 2024 (n = 57 372). Se evaluó la sintomatología
depresiva mediante el cuestionario de salud del paciente de nueve ítems, y la edad de inicio
del consumo de alcohol, recodificada en dos grupos: ≤17 años y ≥18 años para estratificación.
Se aplicó análisis factorial exploratorio con método de componentes principales, pruebas de
adecuación muestral KMO y Bartlett.
Resultados
: el análisis factorial confirmó la adecuación muestral en ambos grupos (KMO =
0,899 para ≤17 años; KMO=0,896 para ≥18 años; Bartlett χ² = 104 950,673 y 55 974,536); p<
0.001). En ≤17 años, las coincidencias fueron altas, en ideación suicida (0,764) y malestar
general (0,717). Se identificaron 2 factores con autovalores >1 que explicaron 57,5 % de la
varianza (46,4 % y 11,1 %), que conforman una estructura bifactorial: afectivo-somático y
severidad. En ≥18 años, las coincidencias fueron menores (0,295 y 0,400.).
Conclusiones:
el inicio temprano del consumo de alcohol se asocia con una estructura
depresiva más compleja, mientras que el inicio tardío refleja un patrón unidimensional.
Palabras clave
: depresión; consumo de bebidas alcohólicas; edad de inicio; psicometría;
análisis de componente principal.
Abstract
Introduction
: Depression, assessed through the Patient Health Questionnaire-9, may vary
according to sociodemographic factors such as the age of onset of alcohol consumption.
Objective
: Determine if the factor structure of the Patient Health Questionnaire-9 varies
according to the age of onset of alcohol consumption-
Materials and Methods
: A cross-sectional study was conducted using secondary databases
from the 2022 and 2024 Demographic and Family Health Survey (n = 57,372). Depressive
symptoms were assessed with the Patient Health Questionnaire-9, and the age of onset of
alcohol consumption was recoded into two groups (≤17 years and ≥18 years) for
stratification. Exploratory factor analysis was applied using the principal components
method, Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) and Bartlett test.
Results:
Factor analysis confirmed sampling adequacy in both groups (KMO = 0.899 for ≤17
years; KMO = 0.896 for ≥18 years; Bartlett χ² = 104,950.673 and 55,974.536; p < 0.001).
Among those who began drinking at ≤17 years, the similarities were high, especially for
suicidal ideation (0.764) and general distress (0.717). Two factors with eigenvalues >1
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explained 57.5% of the variance (46.4% and 11.1%) t, forming a two-factor structure:
affective-somatic and severity. In the ≥18-year group, similarities were lower (0.295 and
0.400).
Conclusions
: Early onset of alcohol consumption is associated with a more complex
depressive structure, whereas later onset reflects a unidimensional pattern.
Keywords:
depression; alcohol consumption; age of onset; psychometrics; principal
component analysis.
Introducción
La depresión constituye uno de los principales problemas de salud pública a nivel mundial,
con una elevada carga de morbilidad y un impacto considerable en la calidad de vida, la
productividad y la mortalidad por suicidio
(1)
, y afecta a alrededor de 280 millones de personas
(2)
. En América Latina, y especialmente en Perú, la prevalencia de síntomas depresivos ha
mostrado un aumento sostenido durante la última década, lo que resalta la necesidad de
fortalecer los sistemas de detección y diagnóstico oportuno en la población general
(3, 4)
. En
este contexto, el
cuestionario de salud del paciente de nueve ítems (PHQ-9}
es una de las
herramientas más utilizadas por su brevedad, validez psicométrica y aplicabilidad en
encuestas poblacionales de gran escala
(5)
.
La validez de la estructura factorial del PHQ-9 ha sido ampliamente documentada en distintos
países, aunque con hallazgos heterogéneos que oscilan entre un modelo unidimensional y
propuestas de dos factores relacionados.
(6,7)
Tales variaciones sugieren que la
dimensionalidad del instrumento puede estar influida por factores culturales,
sociodemográficos y de salud conductual. En este sentido, el análisis psicométrico en
contextos específicos, como la población peruana, resulta fundamental para garantizar la
interpretación adecuada de los síntomas depresivos.
Uno de los factores conductuales de mayor relevancia en salud mental es el consumo de
alcohol, especialmente cuando se inicia a edades tempranas.
(8)
La evidencia epidemiológica
indica que el inicio precoz del consumo se asocia con mayor riesgo de trastornos afectivos,
alteraciones en la regulación emocional y conductas suicidas en etapas posteriores de la vida.
(9)
No obstante, se conoce poco acerca de cómo la edad de inicio del consumo de alcohol
podría incidir en la organización factorial de los síntomas depresivos evaluados mediante el
PHQ-9, lo cual constituye una dimensión poco explorada en estudios poblacionales.
Por ello, el presente estudio tuvo como objetivo determinar si la estructura factorial del
PHQ-9 varía en función de la edad de inicio del consumo de alcohol en población peruana.
Este análisis busca aportar evidencia sobre la validez estructural del instrumento en un
contexto sociocultural específico y explorar el papel que desempeña un factor conductual de
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alta relevancia en salud pública, con implicancias para la evaluación, la prevención y la
intervención temprana en salud mental.
Materiales y método
Diseño y población
Estudio de corte, basado en información secundaria de la
Encuesta Demográfica y de Salud
Familiar (ENDES)
, conducida por el Instituto Nacional de Estadística e Informática (INEI)
del Perú. La ENDES es un estudio nacional de carácter probabilístico, representativo de las
zonas urbanas y rurales del país, que utiliza un muestreo bietápico y estratificado para
asegurar la validez de sus estimaciones en la población general.
(10)
Para el presente análisis se emplearon las bases de datos correspondientes al 2022 y 2024, que
fueron integradas en una única base combinada. Ambas encuestas incluyen información
sociodemográfica y de salud mental, y en conjunto aportaron una muestra de 57 372
participantes con información completa para las variables de interés. La unidad de análisis
fueron personas de 15 años o más entrevistadas en los hogares seleccionados. La información
recogida por la ENDES se obtuvo mediante entrevistas estructuradas aplicadas en el
domicilio, bajo protocolos estandarizados de recolección y supervisión, lo que asegura la
calidad y confiabilidad de los datos.
Variables y mediciones
El estudio se basó en información proveniente de la Encuesta Demográfica y de Salud
Familiar (ENDES). La variable principal fue la sintomatología depresiva, evaluada mediante
el
cuestionario de salud del paciente de nueve ítems
, en su
versión validada en español y
aplicada oficialmente por la ENDES a la población peruana
. Este instrumento explora la
frecuencia de síntomas depresivos en los últimos 14 días: pérdida de interés, estado de ánimo
deprimido, alteraciones del sueño, fatiga, cambios en el apetito, dificultades de
concentración, agitación o enlentecimiento psicomotor, sentimientos de inutilidad o culpa e
ideación suicida. Cada ítem se califica en una escala de 0 a 3 (de “nunca” a “casi todos los
días”), y para el análisis factorial se trataron como variables continuas.
Como
variable sociodemográfica
se consideró el
nivel educativo
, recodificado en dos
categorías:
hasta secundaria
(sin estudios, primaria o secundaria completa) y
superior
(estudios técnicos o universitarios). Esta clasificación permitió explorar la influencia del
nivel educativo en la organización de los síntomas depresivos.
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Análisis estadístico
El análisis de los datos se realizó en varias etapas con el fin de evaluar la estructura factorial
del PHQ-9 en función de la edad de inicio del consumo de alcohol. Se emplearon la
medida
de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)
y la
prueba de esfericidad de Bartlett
.
El KMO permite estimar la pertinencia del análisis factorial al valorar la proporción de
varianza común entre las variables, mientras que la prueba de Bartlett contrasta la hipótesis
de independencia de las correlaciones, y hace que la matriz sea factorizable.
Posteriormente, se aplicó un
análisis de componentes principales (ACP)
como método de
extracción. El ACP permite reducir la dimensionalidad de los datos al identificar los
componentes que concentran mayor varianza, lo que facilita la exploración de la
organización subyacente de los síntomas depresivos. Para determinar el número de factores
retenidos se utilizó el criterio del
autovalor mayor a 1
, complementado con la observación del
porcentaje de varianza acumulada.
Una vez definidos los componentes, se analizaron las
comunalidades
, que representan la
proporción de varianza de cada ítem explicada por los factores extraídos. Este procedimiento
permitió examinar el grado de integración de cada síntoma al constructo latente de depresión.
Finalmente, se realizó una
rotación ortogonal Varimax con normalización Kaiser
, con el
objetivo de obtener una solución más interpretable al maximizar las cargas altas y minimizar
las bajas en cada factor. Las
cargas factoriales rotadas
se examinaron para identificar la
agrupación de los ítems y caracterizar las dimensiones emergentes. Todos los análisis se
estratificaron según la edad de inicio del consumo de alcohol (≤17 años y ≥18 años), a fin de
comparar la estructura factorial entre ambos grupos.
Todos los procedimientos estadísticos se efectuaron con un nivel de significancia de p < 0,05,
con el programa IBM SPSS
Statistics
versión 27
TM
.
Consideraciones éticas
Este estudio empleó bases de datos secundarias y de libre acceso de la Encuesta Demográfica
y de Salud Familiar (ENDES), disponibles en el portal del INEI. La información se encuentra
anonimizada y en dominio público, por lo que no fue necesaria la aprobación de un comité de
ética, en concordancia con el Memorando N.º 001-2023-UDT-OTIC/INS.
La base de datos, así como los metadatos correspondientes, se encuentran disponibles en el
siguiente enlace:
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ENDES-2022:
https://www.gob.pe/institucion/inei/informes-publicaciones/4233597-peru-
encuesta-demografica-y-de-salud-familiar-endes-2022
ENDES-2024:
https://www.gob.pe/institucion/inei/informes-publicaciones/6813623-peru-
encuesta-demografica-y-de-salud-familiar-endes-2024
Resultados
La mayoría de los participantes refirió no haber presentado síntomas depresivos en los
últimos 14 días, aunque la frecuencia varió según el tipo de manifestación. Los síntomas
menos comunes fueron la ideación suicida y los sentimientos de inutilidad o culpa, con más
del 85 % de los encuestados reportan ausencia total de malestar. En contraste, síntomas como
anhedonia (falta de interés o placer), estado de ánimo deprimido, fatiga y alteraciones del
sueño fueron más frecuentes durante varios días, con aproximadamente una cuarta parte de la
población. Otros ítems, como los cambios en el apetito, las dificultades de concentración y la
lentitud o inquietud psicomotora, mostraron proporciones intermedias, mientras que los
casos de mayor severidad fueron minoritarios. En conjunto, estos resultados reflejan un
predominio de sintomatología leve o ausente en la población evaluada, coherente con los
patrones epidemiológicos observados en estudios poblacionales de salud mental (tabla 1).
Tabla 1.
Distribución de categorías por ítem del PHQ-9 y edad de inicio del consumo de alcohol
Variable
Para nada
(n; %)
Varios días
(n; %)
Mayoría de días
(n; %)
Casi todos los días
(n; %)
Poco interés
38 703 (67,5)
13 798 (24,1)
2 564 (4,5)
2 307 (4,0)
Deprimido
36 799 (64,1)
14 960 (26,1)
3 068 (5,3)
2 545 (4,4)
Dormir
demasiado/poco
41 552 (72,4)
10 112 (17,6)
2 808 (4,9)
2 900 (5,1)
Cansado
42 908 (74,8)
10 474 (18,3)
2 152 (3,8)
1 838 (3,2)
Poco apetito/comer en
exceso
44 846 (78,2)
8 370 (14,6)
2 162 (3,8)
1 994 (3,5)
Poner atención
46 025 (80,2)
7 926 (13,8)
1 485 (2,6)
1 936 (3,4)
Moverse
(lento/inquieto)
47 540 (82,9)
6 640 (11,6)
1 360 (2,4)
1 832 (3,2)
Hacerse daño
53 064 (92,5)
3 112 (5,4)
584 (1,0)
612 (1,1)
Sentirse mal consigo
mismo
50 051 (87,2)
5 237 (9,1)
963 (1,7)
1 121 (2,0)
Edad de inicio de
consumo de alcohol
(n; %)
18 años o más
35 968 (62,7)
17 años o menos
21 404 (37,3)
Fuente: elaboración propia
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El análisis factorial exploratorio mostró una
idoneidad muestral adecuada
en ambos grupos,
con valores de KMO elevados (0,899 para ≤17 años y 0,896 para ≥18 años) y pruebas de
esfericidad de Bartlett significativas (χ² = 104 950,673 y χ² = 55 974,536; p < 0,001), lo que
respalda la validez del modelo. En las comunalidades se observaron diferencias relevantes:
en quienes iniciaron el consumo de alcohol antes de los 17 años, los valores fueron
consistentemente más altos, fundamentalmente en la ideación suicida (0,764) y malestar
general (0,717), que mostraron una fuerte integración al constructo depresivo. En contraste,
en el grupo con inicio a los 18 años o más, los mismos ítems alcanzaron valores
sustancialmente menores (0,295 y 0,400), que sugieren una menor cohesión. Estos hallazgos
vinculan el inicio precoz con una organización más compleja de los síntomas depresivos
(tabla 2).
Tabla 2.
Comunalidades de los ítems del PHQ-9 y prueba de adecuación muestral según
edad de inicio del consumo de alcohol
Ítem (últimos 14 días)
Extracción
(≤17 años)
Extracción
(≥18 años)
Poco interés
0,582
0,481
Deprimido
0,594
0,549
Dormir demasiado o poco
0,523
0,444
Cansado
0,584
0,515
Poco apetito/comer en exceso
0,462
0,408
Problemas de atención
0,469
0,448
Lentitud/inquietud motora
0,48
0,456
Pensamientos de hacerse daño
0,764
0,295
Sentirse mal consigo mismo
0,717
0,4
KMO
0,899
0,896
Chi-cuadrado Bartlett (p<0,001)
104 950,673
55 974,536
Fuente: elaboración propia
El análisis de la varianza total permitió identificar diferencias relevantes según la edad de
inicio del consumo de alcohol. En el grupo que comenzó a beber a los 17 años o menos, se
extrajeron dos componentes con autovalores superiores a uno, que en conjunto explicaron el
57,5 % de la varianza. El primero representó el 46,4 %, mientras que el segundo aportó un
11,1 %, lo que sugiere una estructura bifactorial de los síntomas depresivos, con un factor
principal y otro complementario que refuerza la organización latente. En contraste, en el
grupo que inició el consumo a los 18 años o más, únicamente el primer componente superó el
umbral de autovalor, para el 44,4 % de la varianza, mientras que el segundo quedó en el límite
(0,995; 11,1 %), lo que apunta a una solución esencialmente unidimensional. En ambos
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grupos, los cinco primeros componentes acumularon más del 77 % de la varianza explicada
(tabla 3).
Tabla 3. Varianza total explicada por los componentes según edad de inicio del consumo de alcohol
Componente
Autovalores
iniciales
(≤17 años)
%
Varianza
(≤17 años)
%
Acumulado
(≤17 años)
Autovalores
iniciales
(≥18 años)
%
Varianza
(≥18 años)
% Acumulado
(≥18 años)
1
4,172
46,36
46,36
3,996
44,401
44,401
2
1,003
11,146
57,505
0,995
11,054
55,455
3
0,738
8,203
65,708
0,738
8,196
63,651
4
0,642
7,132
72,84
0,654
7,271
70,922
5
0,565
6,283
79,123
0,612
6,803
77,725
Fuente: elaboración propia
El análisis de las cargas factoriales rotadas mostró diferencias estructurales según la edad de
inicio del consumo de alcohol. En el grupo que comenzó a beber a los 17 años o menos, los
síntomas depresivos se distribuyeron en dos factores. El primero, de tipo afectivo-somático,
integró ítems como poco interés (0,759), estado de ánimo deprimido (0,727), cansancio
(0,743) y alteraciones del sueño (0,702), todos con cargas consistentes. El segundo,
denominado factor de severidad, estuvo conformado principalmente por la ideación suicida
(0,859) y los sentimientos de inutilidad o culpa (0,807), que se agruparon de forma
independiente al resto. En cambio, en quienes iniciaron el consumo a los 18 años o más, los
ítems se concentraron en un único componente con cargas entre 0,543 y 0,741, lo que
evidencia una estructura unidimensional. Estos hallazgos sugieren mayor complejidad
sintomática en los iniciadores precoces (tabla 4).
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Tabla 4.
Cargas factoriales rotadas de los ítems del PHQ-9 según edad de inicio del consumo de alcohol
Dimensión / Ítem
(últimos 14 días)
≤17 años
(Factor 1: afectivo-
somático)
≤17 años
(Factor 2:
severidad)
≥18 años
(Unidimensional)
Factor 1: Afectivo-somático
Poco interés
0,759
0,077
0,693
Deprimido
0,727
0,256
0,741
Dormir demasiado o poco
0,702
0,175
0,667
Cansado
0,743
0,178
0,717
Poco apetito/comer en
exceso
0,655
0,182
0,639
Problemas de atención
0,619
0,294
0,669
Lentitud/inquietud motora
0,584
0,373
0,675
Factor 2: Severidad
Pensamientos de hacerse
daño
0,162
0,859
0,543
Sentirse mal consigo
mismo
0,256
0,807
0,633
Fuente: elaboración propia
Discusión
Los hallazgos de este estudio evidencian que la estructura factorial del
Cuestionario de Salud
del Paciente de nueve ítems
en población peruana varía según la edad de inicio del consumo
de alcohol, lo que coincide con los planteamientos de
Fombouchet et al.
(11)
quienes señalan
que durante la adolescencia la regulación emocional atraviesa un periodo de reorganización
neuropsicológica que puede condicionar la expresión afectiva y la vulnerabilidad a los
trastornos del ánimo. De modo similar,
Sahi, Eisenberger y Silvers
(12)
enfatizan que las
interacciones sociales en etapas tempranas modulan el control emocional, lo que podría
explicar las diferencias observadas entre quienes inician el consumo antes o después de la
mayoría de edad. En este sentido, la presencia de una estructura bifactorial en el grupo con
inicio precoz parece reflejar una organización emocional más fragmentada, mientras que la
estructura unidimensional hallada en quienes comienzan a beber en la adultez temprana
sugiere una mayor estabilidad afectiva y cognitiva.
La literatura neurobiológica respalda esta interpretación. Estudios experimentales y
revisiones sistemáticas, como los de
Kyzar et al.
(13)
y
De Goede et al.
(14)
, han demostrado que
la exposición al alcohol durante la adolescencia interfiere con la maduración de la corteza
prefrontal y los circuitos límbicos, afectan la plasticidad sináptica y los sistemas
dopaminérgico y serotoninérgico. Dichas alteraciones contribuyen a una mayor
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vulnerabilidad hacia la disfunción emocional y la aparición de síntomas depresivos
complejos, lo que concuerda con la identificación de un factor de severidad diferenciado en el
presente estudio. Asimismo,
Nguyen-Louie et al.
(15)
hallaron que un inicio más temprano del
consumo predice un funcionamiento neuropsicológico deficiente en la adultez, refuerza la
hipótesis de que los efectos del consumo inicial pueden perdurar más allá del periodo
adolescente.
Desde una perspectiva clínica y social, los resultados también se alinean con los trabajos de
Workie et al.
(16)
y
Zhen-Duan et al.,
(17)
quienes destacan que los adolescentes expuestos a
entornos familiares adversos o a experiencias tempranas de trauma presentan mayor
probabilidad de iniciar el consumo de alcohol a edades precoces, y con ello, un patrón de
sintomatología depresiva más heterogénea y severa. En contraste, quienes comienzan a beber
en etapas posteriores parecen beneficiarse de un desarrollo emocional más consolidado y de
la presencia de redes de apoyo que favorecen una expresión afectiva más coherente.
Los hallazgos deben interpretarse con cautela por el carácter transversal del estudio; sin
embargo, ofrecen implicancias relevantes. Los resultados destacan la necesidad de fortalecer
el tamizaje en jóvenes que inician el consumo de alcohol a edades tempranas, con prioridad
en la detección de síntomas depresivos de mayor severidad, como la ideación suicida.
Asimismo, pueden orientar el desarrollo de programas preventivos integrales que articulen
intervenciones en salud mental y estrategias de reducción del consumo en adolescentes.
Desde la salud pública, los datos respaldan políticas destinadas a retrasar la edad de inicio del
consumo de alcohol, lo que podría asociarse con una expresión depresiva más simple en la
adultez. Estas implicancias requieren confirmación mediante estudios longitudinales que
permitan esclarecer las relaciones causales entre ambas variables.
Asimismo, surgen interrogantes que merecen ser exploradas en investigaciones futuras. ¿De
qué manera el inicio temprano del consumo de alcohol modifica los circuitos neurobiológicos
implicados en la regulación emocional y la vulnerabilidad depresiva? ¿Podría la
identificación de una dimensión específica de severidad en este grupo orientar estrategias de
tamizaje más sensibles para la detección temprana de riesgo suicida? ¿Qué rol desempeñan
los factores sociales y culturales en la configuración diferencial de la estructura factorial del
PHQ-9 según la edad de inicio del consumo? ¿Hasta qué punto intervenciones orientadas a
retrasar la edad de inicio del consumo de alcohol podrían impactar en la trayectoria de la
salud mental a largo plazo? Estas preguntas reflejan la necesidad de estudios longitudinales y
multimétodo que profundicen en las conexiones entre conductas de riesgo y salud mental en
contextos diversos.
Este estudio presenta limitaciones que deben ser consideradas al interpretar los hallazgos. El
diseño observacional y transversal no permite establecer relaciones causales entre la edad de
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inicio del consumo de alcohol y la estructura factorial de los síntomas depresivos, por lo que
los resultados deben entenderse como exploratorios. El empleo del PHQ-9 mediante
autoinforme puede introducir sesgos de memoria o deseabilidad social, con afectación la
exactitud de las respuestas. Asimismo, la edad de inicio del consumo se basó en declaración
retrospectiva, lo que supone riesgo de sesgo de recuerdo. Aunque la muestra es amplia y
representativa, no se incluyeron factores adicionales como comorbilidades psiquiátricas,
contextos socioculturales o diferencias regionales. Estas limitaciones subrayan la necesidad
de estudios longitudinales y multidimensionales que confirmen y amplíen estos hallazgos.
Conclusión
El presente estudio aporta evidencia de que la estructura factorial del cuestionario de salud
del paciente de nueve ítems en población peruana se asocia con la edad de inicio del consumo
de alcohol, reflejan posibles diferencias en la organización psicológica y emocional según el
momento de exposición. Estos hallazgos subrayan la importancia de fortalecer el tamizaje
temprano y diseñar intervenciones preventivas integradas que aborden simultáneamente el
consumo de alcohol y la salud mental en adolescentes. Asimismo, los resultados respaldan la
necesidad de políticas públicas orientadas a retrasar la edad de inicio del consumo, con el fin
de reducir la complejidad de la sintomatología depresiva en la adultez. Futuras
investigaciones longitudinales deberán confirmar y ampliar estas asociaciones.
Referencias bibliográficas
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Fuentes de financiamiento:
la presente investigación no ha recibido ayudas específicas
provenientes de agencias del sector público, sector comercial o entidades sin ánimo de lucro.
Conflicto de intereses:
sin conflicto de interés.