Introducción

Dado el incremento de la población mayor a nivel mundial, se prevé que la sintomatología depresiva en dicha población sea un importante factor influyente en la carga de enfermedad en los próximos años, especialmente en los países desarrollados (^{Mathers y Loncar, 2006}). Se ha comprobado que la depresión aumenta el riesgo de pérdida de capacidad funcional (^{Penninx et al., 1999}). También es un factor de mal pronóstico en muchas enfermedades como las cardiovasculares (^{Hare et al., 2014}; ^{Aragonés, Piñol y Labad, 2009}), el deterioro cognitivo y la demencia (^{Zunzunegui et al., 1998}).

La identificación de síntomas depresivos puede realizarse utilizando escalas de cribado, siendo una de las más utilizadas y validadas en la población mayor la Escala de Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D) de los Estados Unidos (^{Radloff, 1977}).

Las cifras de prevalencia publicadas en los estudios que han utilizado la escala CES-D varían según el ámbito del estudio, el país y el tipo de población estudiada. Así, para la sintomatología depresiva se han reportado cifras de prevalencia a nivel mundial en un rango amplio de 7 a 49 por ciento en personas mayores. Esto sugiere, entre otras cosas, que los factores determinantes de la aparición de sintomatología depresiva son múltiples y diferentes según la población de estudio y el área geográfica, pudiendo cambiar a lo largo del tiempo (^{Djernes, 2006}; ^{Vilagut et al., 2016}; ^{Escobar Bravo et al., 2013}).

Se sabe que las mujeres tienen mayor prevalencia de depresión y síntomas depresivos que los hombres en la casi totalidad de los estudios publicados (^{Zunzunegui et al., 1998}; ^{Djernes 2006}; ^{Escobar Bravo et al, 2013}). Sin embargo, los factores causantes de esta gran diferencia no han sido claramente establecidos (^{Zunzunegui et al., 1998}; ^{Matud y García, 2019}).

Además del género, varios estudios han demostrado que los principales determinantes de una elevada sintomatología depresiva en las personas mayores son la presencia de enfermedades, la discapacidad previa y una mala situación económica o social, incluyendo bajo apoyo social (^{Zunzunegui et al., 1998}; ^{Matud y García, 2019}; ^{Otero Puime et al., 2006}).

La prevención de la depresión en las personas mayores ha sido reconocida como una necesidad en España (^{Otero Puime et al., 2006}; ^{Ministerio de Sanidad, 2014}) y también a nivel mundial (^{World Health Organization, 2015}). Por ello, aportar nuevos y recientes resultados a la literatura, en una cohorte amplia y de base poblacional, podría contribuir a valorar la evolución de la prevalencia y de los factores determinantes de sintomatología depresiva en la población mayor para reflexionar sobre el impacto de las estrategias que se vienen aplicando.

El objetivo de este estudio es determinar la prevalencia de sintomatología depresiva en una cohorte española de base poblacional de personas de 65 años o más, utilizando la escala CES-D y analizar los factores determinantes de su aparición.

Material y métodos

La metodología de este estudio ha sido descrita en detalle en una publicación previa (^{Castell Alcalá et al., 2010}). Brevemente, la Cohorte de Peñagrande se inició en 2008 a partir de una muestra de individuos elegidos del registro de tarjeta sanitaria, de forma aleatoria y estratificada por edad y sexo, de la zona básica de salud de Peñagrande, una población urbana localizada al Norte de Madrid (España). Esta muestra estaba compuesta por 1,250 individuos (29.4 por ciento de la población total) de 65 años o más (rango 65-101 años) que vivían en Peñagrande. Se realizaron cuestionarios estandarizados seguidos de una exploración física por entrevistadores entrenados. Las entrevistas se realizaron en el Centro de Salud de Peñagrande o en el domicilio si el individuo tenía alguna discapacidad. La muestra total de participantes que completaron tanto la entrevista como la exploración física fue de 814 individuos. Dado que la variable principal en este estudio es la sintomatología depresiva, determinada por la puntuación obtenida en la escala CES-D, el tamaño muestral para el estudio de los factores asociados a depresión es N = 762 individuos, que habían contestado a las preguntas de la escala por completo, de los 814 de la muestra total.

La escala CES-D (^{Radloff, 1977}), recoge una lista de 20 síntomas que pueden haber ocurrido en la última semana con diferente frecuencia: nunca, a veces, con frecuencia, siempre. La puntuación de corte del test CES-D ≥ 16 equivale a alta sintomatología depresiva indicativa de depresión. La escala ha sido validada para medir la sintomatología depresiva de la población mayor de 65 años residente en la comunidad en España (^{Zunzunegui et al., 1998}). Las variables independientes cuya relación con la depresión se analiza, se clasifican en cinco grupos: variables sociodemográficas, de red de apoyo social, de ayuda social, de problemas vitales y de estado de salud.

Las variables sociodemográficas incluyen: edad; sexo; nivel de instrucción (menos de educación primaria vs. “educación primaria o mayor nivel de instrucción”); estado civil (“casado o en pareja” vs. “no casado o sin pareja: soltero, viudo o divorciado”); ingresos mensuales (< 600 €; 600-1200 €; > de 1200 €); ser propietario de la casa en la que vive (“propietario o propiedad de su pareja” vs. vivir en casa no propia); profesión principal a lo largo de su vida (tres categorías: amas de casa, trabajos semi y no cualificados; administrativos y trabajadores cualificados; empresarios y autónomos).

Las variables de red de apoyo social fueron: convivientes en el hogar (solo vs. acompañado/a), la pertenencia a una asociación cultural, el número de amigos (ningún amigo vs al menos un amigo), hijos (ningún hijo/a vs. tener al menos un hijo/a) y nietos/as (ningún nieto/a vs. tener al menos un nieto/a), nivel de satisfacción en la relación de pareja, presencia de un confidente, pérdida de un ser querido en los últimos años y en caso afirmativo si el fallecido ha sido esposo/a o hijos/as vs. otro familiar o amigo.

Las variables de ayuda social fueron: si alguien externo había ido a ayudar a su casa; la tenencia del servicio de teleasistencia; la asistencia a un centro de mayores/centro cívico y/o a un centro de día.

Los variables relativas a problemas vitales fueron: la presencia de una situación vital crítica en los últimos cinco años; la existencia de problemas mayores; la identificación de estos problemas mayores en cuatro categorías: la salud, las dificultades económicas, los problemas familiares o el sentimiento de soledad.

Las variables relativas al estado de salud fueron las siguientes: la variable de salud autopercibida en dos categorías (buena-muy buena vs. mala); la presencia de discapacidad, considerando discapaz al entrevistado que no realizaba sin ayuda al menos una de ocho de las actividades básicas de la vida diaria: caminar a través de una habitación pequeña, bañarse o ducharse, hacer el aseo personal, vestirse, comer, salir de la cama, levantarse de la silla, usar el retrete (^{Cid-Ruzafa y Damián-Moreno, 1997}).

Resultados

En la Tabla 1 se incluyen las variables utilizadas en este estudio. En la Tabla 2 se describe la distribución de las variables relevantes en la muestra total del estudio (N = 814) y estratificadas por sexo. Del total de la muestra de estudio (N = 814), 48.5 por ciento son hombres (IC 95%: 45.1-51.9 %) y 51.5 por ciento son mujeres (IC 95%: 48.1-54.9%). La mediana de edad es 76 años (rango intercuartílico 71-83 años), siendo la distribución de la muestra por grupos de edad similar en ambos sexos.

Las mujeres tienen más frecuentemente un nivel educativo inferior a primaria (p = 0.053) y presentan un estado civil diferente de casadas (están divorciadas, solteras o viudas) más frecuentemente que los hombres (p < 0.001).

También hay un mayor porcentaje de mujeres con ingresos mensuales de menos de 600 euros o entre 600 y 1200 euros (p < 0.001), siendo mayor el porcentaje de hombres con ingresos mensuales mayores de 1,200 euros. El porcentaje de individuos que han tenido profesiones del tipo “amas de casa, trabajos semi y no cualificados” (p < 0.001) es mayor en las mujeres y el tipo “empresarios y autónomos” en los hombres. La discapacidad (p = 0.006) y la mala salud autopercibida es mayor en las mujeres (p < 0.001).

La prevalencia de depresión en la población de estudio es de 29.7 por ciento (IC 95%: 26.5-32.9%). Las mujeres presentan un mayor porcentaje de depresión que los hombres (mujeres: 39.7 por ciento (IC 95%: 34.9-44.5%); hombres: 19 por ciento (IC 95%: 15-23%); p < 0.001).

La Tabla 3 muestra los resultados del análisis univariante. Se aprecian diferencias estadísticamente significativas entre personas con depresión (CES-D ≥ 16) y sin depresión (CES-D < 16) en todas las variables sociodemográficas analizadas. La depresión es más prevalente a mayor edad, en las mujeres, en personas que tienen un estado civil diferente de casadas, en aquellas personas con ingresos mensuales iguales o inferiores a 1,200 euros, en aquellas con nivel de instrucción inferior a educación primaria y en aquellas cuya profesión ha sido ama de casa, o han realizado trabajos semi o no cualificados.

Respecto a las variables de red de apoyo social, la depresión es más prevalente en aquellas personas que no pertenecen a una asociación cultural, que no tienen amigos, que tienen al menos un nieto/a, que no están satisfechas con su relación de pareja o que han sufrido la pérdida de un ser querido (si el fallecido ha sido esposo/a o hijo/a).

Respecto a las variables de ayuda social, la depresión es más prevalente en aquellas personas que refieren que ha ido alguien de fuera a ayudar a su casa, aquellos que han tenido una situación vital crítica en los últimos cinco años o problemas mayores, específicamente cuando su problema mayor es la soledad.

Respecto al estado de salud, la depresión es más prevalente en aquellas personas que refieren mala salud autopercibida y en las que presentan discapacidad.

En la Tabla 4 se presentan los resultados del análisis multivariante. En el modelo 4 se asocian de forma independiente a la depresión las siguientes variables (p < 0.05): ser mujer, ingresos mensuales menores de 1,200€, tener nivel de instrucción menor de educación primaria, tener al menos un nieto/a, haber recibido ayuda externa en casa, tener una mala salud autopercibida y presentar discapacidad. El valor de la prueba de Hosmer-Lemeshow ha sido muy robusto en todos y cada uno de los modelos, alcanzando en el modelo final un valor de p = 0.933.

Discusión

Es conocido el papel destacado de la depresión en la carga de enfermedad de la población mayor, así como su influencia en la capacidad funcional y mental de los individuos. Por ello, el presente estudio analiza la prevalencia de depresión y los factores determinantes de su aparición en una cohorte española de base poblacional de personas de 65 años o más.

La prevalencia de depresión en nuestro estudio alcanza 29.7 por ciento, siendo inferior a la encontrada por otros estudios realizados en España y sur de Europa (^{Djernes, 2006}). Así, en España (^{Zunzunegui et al., 1998}) encuentran una prevalencia de 37 por ciento, (^{Escobar Bravo et al., 2013}) de 33 por ciento (en un estudio publicado en mayores de 75 años) y en Italia, ^{Minicuci et al., 2002}) de 49 por ciento. Sin embargo, tanto en Estados Unidos como en otros países del norte-centro de Europa, las prevalencias de depresión encontradas en personas mayores viviendo en comunidad son bastante inferiores y se encuentran entre 7.2 y 15 por ciento en Estados Unidos, utilizando la escala CES-D, y entre 10 y 16 por ciento en el norte-centro de Europa con otros instrumentos de medida (^{Djernes, 2006}). Esta menor prevalencia podría explicarse en parte, por la mayor proporción de personas mayores con depresión institucionalizadas en los países del centro-norte de Europa y en Estados Unidos (^{Escobar Bravo et al., 2013}). Además, la variabilidad entre los datos encontrados en los diferentes estudios podría estar influenciada por el hecho de que las personas mayores con depresión residentes en la comunidad podrían tener tendencia a rechazar la participación en estudios, excluyéndose aproximadamente entre 25-35 por ciento de los potenciales participantes (^{Thompson, Heller y Rody, 1994}).

En nuestro estudio, las mujeres presentan un mayor porcentaje de sintomatología depresiva que los hombres (39.7 por ciento frente a 19 por ciento), lo cual coincide con los resultados publicados en la literatura (^{Zunzunegui et al., 1998}; ^{Escobar Bravo et al., 2013}; ^{Matud y García, 2019}; ^{Otero Puime et al., 2006}; ^{Zunzunegui et al., 2007}; ^{Glei et al., 2013}). Esta tendencia de las mujeres mayores a presentar depresión puede estar asociada al menor estatus social y al rol que la sociedad tradicionalmente les ha asignado. En este sentido, estudios publicados en varios países apuntan a diferencias entre géneros en la depresión no explicables por los factores socioeconómicos, psicosociales y de salud analizados, sino que podrían deberse al rol adoptado por la población mayor según sus factores determinantes (^{Zunzunegui et al., 1998}; ^{Otero Puime et al., 2006}; ^{Zunzunegui et al., 2007}; ^{Glei et al., 2013}). Dicho rol podría explicar por qué los hombres viudos tienen más depresión en comparación con los casados y las mujeres sin estudios en comparación con las que tienen un nivel alto de instrucción (^{Matud y García, 2019}). Según estudios previos, factores como la relación de pareja y el reparto de tareas, los ingresos o las condiciones de trabajo influyen notablemente en esta predisposición a la depresión (^{Otero Puime et al., 2006}).

Respecto al estado civil, existe una mayor asociación entre la sintomatología depresiva y el hecho de no estar casado (estar viudo, soltero o divorciado). Sin embargo, entre los individuos con pareja se pudo apreciar mayor proporción de individuos con sintomatología depresiva entre aquellos que no estaban satisfechos con su relación. Estos hallazgos también concuerdan con los resultados de otros estudios realizados en población mayor española (^{Otero Puime et al., 2006}; ^{Zunzunegui et al., 2007}; ^{Perkins et al., 2016}; ^{Hagedoorn et al., 2006}). Siguiendo esta línea, nuestros resultados muestran que se asocia a síntomas depresivos el hecho de vivir solo y no tener amigos. La soledad es una situación cada vez más frecuente en los países desarrollados en la población mayor, con implicaciones sobre la salud mental, emocional y física (^{García Serrano y Tobías Ferrer, 2001}; ^{Wang et al., 2018}). Según nuestros resultados, la pérdida de un ser querido en los últimos años no parece tener relación significativa con la sintomatología depresiva. Sin embargo, la relación establecida con el fallecido sí influye: cuando el fallecido ha sido la pareja o un hijo/a, existe una mayor prevalencia de depresión.

Respecto a la red social, cabe destacar que en nuestro estudio los individuos que pertenecen a asociaciones culturales presentan menor sintomatología depresiva, relación también observada en otros estudios (^{Zunzunegui et al., 1998}; ^{Otero Puime et al., 2006}; ^{Zunzunegui et al., 2007}; ^{Schwarzbach et al., 2014}). Esta asociación podría darse por los vínculos que se establecen en estas entidades.

En el tercer modelo del análisis multivariante, la ausencia de amigos, seguía teniendo una fuerte relación con la presencia de depresión. Sin embargo, esta sintomatología depresiva parece ser explicada más fuertemente por la mala autopercepción de la salud y la discapacidad (^{Sheridan, Mair y Quiñones, 2019}), variables que se introdujeron en el cuarto modelo. Es decir, aquellos entrevistados con mala salud autopercibida y discapacidad tenían menos amigos, lo que podría ser explicado por una mayor dificultad para acudir a asociaciones culturales y establecer vínculos sociales con otras personas. El promover dichas relaciones sociales es una tarea de toda la sociedad, a través de asociaciones culturales y de autoayuda, además de poder ser promovido por los servicios sociosanitarios, adaptándolo al grado de discapacidad que presente la persona mayor (^{Schwarzbach et al., 2014}).

Un gran aporte de este trabajo, son los resultados sobre la relación entre las personas mayores y su relación con los nietos/as, pues aún existe escasa literatura al respecto y la que existe, hasta donde sabemos, no es reciente (^{Joslin y Brouard, 1995}; ^{Pearson et al., 1997}; ^{Minkler y Fuller-Thomson, 1999}). En el Proyecto Envejecer en Leganés (^{Otero Puime et al., 2006}), la tenencia de hijos y nietos/as fue descrita como un fuerte apoyo, mientras que en nuestro estudio se relaciona con un aumento en presencia de depresión de forma independiente a las otras variables del modelo. Esta fuerza estadística denota la necesidad de investigar por qué sucede esto cuando la familia más cercana podría ser un apoyo fundamental para la persona mayor. Esto podría relacionarse con una situación de sobrecarga, por ser los abuelos los que cuidan de los nietos/as (^{Joslin y Brouard, 1995}; ^{Pearson et al., 1997}; ^{Minkler y Fuller-Thomson, 1999}). Sería necesaria la concienciación social y el desarrollo de políticas que liberen a los abuelos de ser el pilar sobre el que se asiente el cuidado de los nietos/as o al menos que reciban ayuda en el caso de que asuman este rol.

Respecto a los factores económicos, en consonancia con los datos publicados en la literatura (^{Matud y García, 2019}; ^{Otero Puime et al., 2006}), aquellos individuos con menor nivel socioeconómico (ingresos inferiores a 1,200€ al mes), presentan más prevalencia de depresión, así como los que viven en una casa que no es propiedad del entrevistado ni de su pareja. Un nivel de instrucción bajo también se asocia con una mayor sintomatología depresiva, al igual que el haber sido ama de casa o un trabajador semi o no cualificado. Sobre este último dato habría que considerar que 56.1 por ciento del total de mujeres en nuestro estudio, se habían dedicado a este rango de profesiones, mientras que entre los hombres se trataba de 17.9 por ciento. En el modelo final, se pierde la asociación estadística depresión-profesión principal (“ama de casa y trabajadores no cualificados”), probablemente debido a la relación existente entre la profesión y el ser mujer, o tener bajo nivel de ingresos y de instrucción. Según la literatura, las diferencias entre hombres y mujeres parecen disminuir e incluso desaparecer en el caso de ocupaciones de mayor nivel (^{Matud y García, 2019}; ^{Marchand, Drapeau y Beaulieu-Prévost, 2012}), lo cual apunta a que el rol asociado al género femenino puede revertirse.

Respecto a la ayuda social, existe una relación entre el hecho de haberla requerido y la depresión, lo cual también coincide con estudios previos (^{Matud y García, 2019}; ^{Haber et al., 2007}). Futuras investigaciones podrían establecer un criterio de causalidad para esclarecer el origen de esta controversia y evaluar el tipo de ayuda recibida.

Conclusión

En conclusión, en nuestro estudio se observan cifras de prevalencia inferiores a las de estudios iniciados o desarrollados en las últimas dos décadas en población mayor española, lo cual podría indicar un impacto positivo de las estrategias de prevención de la depresión. Sin embargo, existen factores de desigualdad como el hecho de ser mujer, tener ingresos inferiores a 1,200€/mes, un nivel educativo inferior a primaria, tener al menos un nieto/a, recibir ayuda social externa, expresar mala salud autopercibida y presentar discapacidad, que se asocian de forma independiente con la depresión en nuestro estudio. Sería interesante incorporar información acerca de estas variables en el diseño de programas de prevención e intervención y adaptar las estrategias al grado de discapacidad, para mejorar los factores modificables que influyen en la prevalencia de depresión de la creciente población mayor a nivel mundial.