Aldring og depressive symptomer: En epidemiologisk studie

Innledning

I sitt klassiske verk om alderdommen hevder Simone de Beauvoir (1970/1983) at depressive tilstander er noe som hører alderdommen til, som et resultat av kjedsommelighet, nytteløshet og ensomhet. De gamle «grubler i tomgang over farer, de ikke har mulighed for at afværge» (s. 213). Selv om hun i første rekke sikter til det eldste segmentet av befolkningen, gir internasjonale epidemiologiske undersøkelser liten støtte til hennes pessimistiske påstander. Utbredelsen av depresjon blant eldre er generelt relativt moderat, og sammenhengen mellom alder og depresjon har også vist seg å være svak. Studier har imidlertid vist at utbredelsen av depressive symptomer er høy blant de skrøpeligste av de gamle (Barusch, Rogers & Abu-Bader, 1999; Davidson, Feldman & Crawford, 1994). Dette kan tyde på at det ikke er kronologisk alder som forårsaker depressive tilstander, men at det nettopp er «særlige omstendigheter» som utløser slike stemningslidelser. En rekke amerikanske undersøkelser har vist at forhold som dårlig helse, sykdom, sosial isolasjon og dårlig økonomi er risikofaktorer for depressive tilstander blant de eldre (George, 1992; Hays et al., 1998).

Hensikten med denne artikkelen er for det første å gi et estimat på utbredelsen av depressive symptomer blant middelaldrende og eldre i Norge. Med depressive symptomer menes her mindre alvorlige depressive tilstander, til forskjell fra markant depresjon («major depression»), der plagene er langt mer omfattende. Mild depresjon («minor depression») måles ofte med såkalte «screening»-instrumenter, i form av selvrapporteringer av symptomer, for å kartlegge forekomsten i ulike typer normalutvalg. De fleste av disse skalaene har høye interkorrelasjoner, og følgelig gir de estimater på forekomster som varierer relativt lite (Blazer, 2002a).

I en nylig publisert norsk epidemiologisk studie av psykiske lidelser fant man en 12 måneders prevalensrate for alvorlig depresjon på 7,3 % for aldersgruppen 18–65 år (Kringlen, Torgersen & Cramer, 2001). Forekomsten var over dobbelt så høy for kvinner som for menn (9,7 % versus 4,1 %). Ifølge forfatterne har store deler av utvalget ennå ikke passert risikoperioden for fremkomsten av depresjon, hvilket indikerer en høyere prevalensrate i den eldre befolkningen. En tilsvarende prevalensstudie fra Norge ble presentert av Ayuso-Mateos et al. (2001), som fant månedsprevalens for markant depresjon på 7,0 % for normalbefolkningen mellom 18 og 64 år. En annen norsk undersøkelse om forekomsten av depresjon ble utført med et representativt utvalg fra en bydel i Oslo og i Lofoten (Sandanger, Nygård, Ingebrigtsen, Sørensen & Dalgard, 1999). De fant en to ukers prevalensrate på 2,6 % for markant depresjon i totalutvalget, med et kvinne/mann prevalens forhold på 6:1. Blant de eldre mellom 60 og 79 år var forekomsten 4,2 %. Det mangler imidlertid studier av utbredelse av mildere former for depresjon blant eldre i Norge (Rosenvinge & Rosenvinge, 2003).

Internasjonalt viser ulike studier nokså konsistente prevalenstall for depressive symptomer i totalbefolkningen, med et gjennomsnitt på rundt 15 %, og med en variasjonsbredde fra 10 til 25 % (Blazer, 2002a). Når det gjelder markante eller alvorlige depressive lidelser, tyder studier i USA på at forekomsten i befolkningen ligger mellom 2 og 5 % (Blazer, 2002a). Rosenvinge og Rosenvinge (2003) fant i sin oversikt over 55 utenlandske prevalensstudier at forekomsten av depressive symptomer i eldrebefolkningen lå på totalt 13 %, mens utbredelsen av alvorlig depresjon var 2 %. Ifølge denne studien viser resultater fra utenlandske studier stor variasjon i forekomsten av depressive symptomer blant eldre.

En av de viktigste årsakene til variasjoner i forekomsten av depresjon i forskjellige studier er at man benytter prevalensperioder med ulik varighet. Innenfor epidemiologisk forskning er det mest vanlig å kartlegge utbredelsen i øyeblikket (punktprevalens), mens års- og livstidsprevalens også er vanlig. Dette forklarer forskjeller i forekomsten av alvorlig depresjon referert tidligere. Ved bruk av selvrapporteringer er det også vanskelig å fastsette grenseverdier for hva som skal regnes som depressive plager. En annen årsak til variasjoner mellom ulike undersøkelser er at det benyttes utvalg med forskjellig aldersbredde. Dersom depressive plager øker med alderen, vil ulike aldersutvalg gi varierende prevalensestimater. Videre viser depresjonsestimatene store variasjoner mellom ulike geografiske regioner og nasjoner, selv når samme måleinstrument benyttes (Blazer, 2002a). Den måten instrumentet presenteres på, har også stor betydning. Ved å benytte intervjuere er man mer sårbar for sosialt ønskelige svar, mens selvadministrerte spørreskjemaer vanligvis gir markert høyere prevalens (Moum, 1998).

I en komparativ undersøkelse i fem europeiske land fant man store forskjeller i utbredelsen av markant depresjon både mellom landene og i urbane versus rurale områder, med høyest forekomst i urbane strøk (Ayuso-Mateos et al., 2001). Enkelte studier har vist eksepsjonelt høye prevalenstall. I en nylig publisert studie fra Nord-Italia fant man at over halvparten av kvinnene og vel en tredjedel av mennene hadde depressive symptomer i et tilfeldig utvalg av eldre over 65 år (Minicuci, Maggi, Pavan, Enzi & Crepaldi, 2002). Meget høye prevalenstall er også funnet blant eldre i Spania (Zunzunegui, Béland, Llácer & León, 1998), og i Finland fant man andeler med depressive symptomer på 30 % for kvinnene og 22 % for mennene i et utvalg fra normalbefolkningen (Kivela, Pahkela & Laippala, 1988). I Japan derimot viste resultater fra et spredtbygd område svært lave forekomster av depressive symptomer, med en totalforekomst på 5 % (referert i Blazer, 2002a).

En annen hensikt med denne artikkelen er å studere sammenhengen mellom alder og depresjon. Flere studier har vist at forekomsten av depressive symptomer avtar fra tidlig voksen alder til de middelaldrende, for deretter å øke inn i alderdommen (Blazer et al., 1991; Lin, Ensel & Dean, 1986). Den svake positive korrelasjonen man finner mellom alder og depressive symptomer har imidlertid en tendens til å forsvinne eller reversere når man kontrollerer for blant annet helse, funksjonsdyktighet og sosialt nettverk (Blazer et al., 1991). Når det gjelder alvorlig depresjon, har flere studier vist at forekomsten avtar med økende alder (Kasl-Godley, Gatz & Fiske, 1998). Disse empiriske funnene kontrasterer altså de observasjoner som Simone de Beauvoir beskriver i sin bok om alderdommen, selv om dette ikke betyr det samme som at alderdommen er enkel å bære. Forskning på sammenhengen mellom alder og depressive symptomer har stort sett foregått i USA, og vi ønsker å etterprøve om tilsvarende relasjoner mellom alder og depressive plager også gjelder for Norge.

Metode

Dataene som benyttes i denne studien, er hentet fra den norske undersøkelsen Livsløp, aldring og generasjon (NorLAG) utført ved Norsk institutt for forskning om oppvekst, velferd og aldring (NOVA). Tidsskriftet har tidligere gitt en kort presentasjon av undersøkelsen (Daatland, 2002), som er den første større undersøkelsen i Norge om livsløpet til mennesker som er over 40 år gamle. Utvalget er hentet fra 24 kommuner i følgende fire regioner i Norge: Troms, Nord-Trøndelag, Agder-fylkene og Akershus/Oslo. Kommunene ble trukket ut etter kriterier som folkemengde, levekårsindeks, andel unge/eldre og næringsstruktur. Videre ble utvalgskommunene stratifisert i tre strata: 12 bykommuner, 12 landkommuner og 6 bydeler i Oslo. For å sikre et tilstrekkelig utvalg i alle kommuner ble det trukket et likt antall personer i hver kommune (Holmøy, 2004). I bydelene i Oslo ble det trukket dobbelt så mange som i kommunene. Dette betyr at de ulike strata har ulik trekksannsynlighet, som medfører at små kommuner er overrepresentert, mens de store er underrepresentert. Det er derfor nødvendig å vekte datamaterialet når vi skal beregne resultater på tvers av kjønn, aldersgrupper og regioner. SSB har inkludert en slik vekt i datamaterialet. I denne undersøkelsen benytter vi den vektede versjonen av datafilen, siden et av formålene med studien er å gi estimater på utbredelsen av depressive symptomer.

Datainnsamlingen ble utført i perioden mars 2002 til april 2003 ved hjelp av post- og telefonintervju av personer mellom 40 og 79 år. Nettoutvalget består av i alt 5559 personer for telefonintervjuet (svarprosent 67,0), og av disse besvarte også 4169 det postale skjemaet (74,6 % av de som besvarte telefonintervjuet). Alle personer er bosatt utenfor institusjoner. Undersøkelsen er lagt opp som en prospektiv longitudinell studie, og neste datainnsamling er planlagt utført i 2006.

I tillegg til NorLAG-materialet benytter vi også data fra Levekårsundersøkelsen 1998, som hadde helse som et hovedtema. Den delen av undersøkelsen som benyttes her, har et landsrepresentativt utvalg på i alt 7125 personer i alderen 16 år og eldre, med en responsrate på 72,7 %. I denne studien benytter vi data for samme aldersgruppe som vi har i NorLAG, og dette utgjør i alt 3668 personer. En detaljert beskrivelse av Levekårsundersøkelsen er utgitt av SSB i en dokumentasjonsrapport (Roll-Hansen, 2000).

Måling av depressive symptomer

For måling av depressive plager i NorLAG har vi benyttet en norsk versjon av Center for Epidemiological Studies-Depression Scale (CES-D) (Radloff, 1977).

Den norske versjonen bygger dels på den svenske utgaven, dels på egen fram- og tilbakeoversettelse av den amerikanske teksten. CES-D er et av de mest brukte sjekkliste-instrumentene som benyttes for å kartlegge depressive symptomer i en normalbefolkning. Instrumentet består av i alt 20 ledd som er gjengitt i Tabell 1, og disse er ment å måle samtidig nivå av depressive symptomer. Skalaen gir en sumskåre som varierer mellom null og 60, og jo høyere verdi, desto flere depressive symptomer. Vanligvis benyttes en totalskåre på 16 eller høyere som indikasjon på forekomst av depressive symptomer. I en rekke studier har instrumentet vist høy grad av intern konsistens, og i vårt utvalg er Cronbachs alfa på 0,86, som ligger nær resultater oppnådd i flere amerikanske studier (Ensel, 1986; Radloff, 1977).

Tabell 1. CES-D-skalaen med gjennomsnittsverdier for hvert ledd (vektet materiale).

I Levekårsundersøkelsen benyttet man Hopkins Symptom Check List (HSCL) for å måle utbredelse av angst- og depresjonssymptomer i befolkningen (Derogatis, Lipman, Rickels, Uhlenhuth & Covi, 1974). Denne skalaen består av i alt 25 ledd, og 13 av disse er ment å måle depressive symptomer (Moum, Falkum, Tambs & Vaglum, 1991). En gjennomsnittlig sumskåre for disse leddene på 1,75 eller høyere indikerer tilstedeværelse av plagsomme depressive symptomer. Enkelte har også foreslått å benytte en grenseverdi på 1,55 eller høyere som indikasjon på mulige depressive plager (Sandanger et al., 1999). Levekårsundersøkelsen benyttes her som et supplement til NorLAG for å estimere forekomsten av depressive symptomer i befolkningen. De tretten depresjonsleddene i HSCL som vi benyttet, viste høy intern konsistens, med Cronbachs alfa lik 0,90.

Resultater

Tabell 2 viser fordelinger på noen demografiske variabler, egenvurdering av egen helse og økonomi, samt andel som skårer over grenseverdiene på de to depresjonsskalaene. HSCL-depresjonsskåre er også basert på aldersgruppen 40 til 79 år. Tallene viser at 22,4 % skårer høyere enn grenseverdien for depressive plager på CES-D-skalaen, mens dette kun gjelder 14,2 % på HSCL, med en grenseverdi på 1,75. Benytter vi en grenseverdi på 1,55, gir det en andel med mulige depressive plager på 21,4 %, som ligger nær opptil resultatene fra CES-D.

Tabell 2. Prosentfordelinger av uavhengige variabler, samt andeler som skårer over grenseverdiene for depressive symptomer på CES-D og HSCL.

Figur 1 presenterer prosentandeler som skårer over grenseverdiene for depressive symptomer på CES-D og HSCL etter alder. Det framkommer at CES-D (>15) og HSCL (=1,55) ligger omtrent på samme nivå, og begge viser en økning i andeler som rapporterer depressive symptomer med økende alder. CES-D-andelene ligger noe lavere for de middelaldrende, mens de ligger noe høyere for de eldste aldersgruppene. Korrelasjonene mellom depresjon sumskåre og alder er beskjedne, med verdiene 0,10 og 0,06 for henholdsvis CES-D og HSCL. Begge er imidlertid statistisk signifikante. Figur 1 viser også prevalenskurven for HSCL (=1,75), som ga en total prevalensrate på 14,8 %.

I Tabell 3 ser vi prosentandeler som skårer høyere enn 15 på CES-D etter ulike demografiske og uavhengige variabler. Det er flere kvinner enn menn som rapporterer depressive plager. Det er i de minste kommunene og i storbyene vi finner flest med depressive symptomer, men her er forskjellene små. En tredjedel av de enslige skårer over grenseverdien, mens vi bare finner halvparten så store andeler blant gifte og samboende. Tabell 3 viser også at det er sterke utslag både for helse og privatøkonomi. Over halvparten av de som vurderer sin helse som dårlig, har depressive symptomer. Dette gjelder også nesten to tredeler av de som vurderer sin økonomi som svært vanskelig. Til sist ser vi at vel en fjerdedel av de som sier de ikke har noen venner de kan snakke fortrolig med, også skårer høyt på depressive plager. Alle disse resultatene er i tråd med tidligere forskning i USA og Norge.

Tabell 3. Andeler (prosent) med CES-D-skåre høyere enn 15 etter ulike demografiske variabler og andre karakteristikker (vektet).

I Tabell 4 presenteres resultatet fra en multippel regresjonsanalyse, der den avhengige variabelen er sumskåren fra CES-D-målingene. Modellen består av i alt syv uavhengige variabler, og disse forklarer 19 % av variansen i den avhengige variabelen. Alle variablene unntatt alder er statistisk signifikant relatert til depressive symptomer. Størst forklaringskraft har helse, dernest økonomi, ekteskapelig status, fortrolige venner, kommunestørrelse og kjønn.

Tabell 4. Multippel regresjonsanalyse med CES-D sumskåre som avhengig variabel.

Diskusjon

Resultatene fra denne studien ligger nær opp til resultater fra flere tilsvarende undersøkelser i USA og Norge (Blazer, 2002a; Engedal, 2000; Rosenvinge & Rosenvinge, 2003). Utbredelsen av depressive symptomer i normalbefolkningen ligger i følge NorLAG-undersøkelsen på 21 %, når dette måles med CES-D-skalaen. Resultatene fra Levekårsundersøkelsen 1998, der depressive plager ble målt med HSCL, viste også en forekomst på 21 % for samme aldersgruppe, når vi benyttet en grenseverdi på 1,55. Dette tyder på høy stabilitet av depressive symptomer i befolkningen.

Forekomsten av depressive symptomer er imidlertid langt lavere enn funn fra en del søreuropeiske land, som Italia og Spania. Slike forskjeller mellom land kan reflektere kulturelle ulikheter når det gjelder villighet til å tilkjennegi emosjonelle problemer (Minicuci et al., 2002), men det er neppe sannsynlig at dette er hele forklaringen. Det er også sannsynlig at ulike kulturer legger ulikt innhold i en del av utsagnene i testene. Dette innebærer at instrumentene burde standardiseres separat i de ulike land, og ikke bare oversettes fra amerikansk og benyttes direkte i andre kulturer. De landene som er referert over med høye forekomster av depressive symptomer, er katolske, og det er som nevnt mulig at mennesker i disse landene er mer åpne og vant til å gi utrykk for emosjonelle problemer. At katolikker skulle være mer deprimert enn protestanter, blir ikke underbygget av de lavere selvmordsratene man ofte finner blant katolikker (Pescosolido & Georgianna, 1989). Dette forklares med sterke sosiale nettverk og mellommenneskelig støtte som mange av disse miljøene er preget av.

Blazer (2002b) påpeker at det kan få negative konsekvenser å stille depresjonsdiagnoser på grunnlag av grenseverdier på slike screening-instrumenter. En depresjonsdiagnose kan fort utløse foreskrivelse av medisiner mot depressive lidelser, og dette vil i flere tilfeller ikke være det personen har behov for. Ofte vil det være mer behov for samtaleterapi og løsninger på praktiske problemer. Dessuten har studier vist at en grenseverdi på 16 for CES-D har en tendens til å gi en stor andel falske negative tilfeller, dvs. at personer med depressive symptomer blir klassifisert som symptomfrie (Ensel, 1986). Andelen falske positive har vist seg å være noe lavere. Dette impliserer at slike grenseverdier bare kan benyttes som grove indikatorer på depressive plager i en befolkning, selv om flere studier har vist at CES-D er et effektivt instrument for slike beregninger (Lewinsohn, Seeley, Roberts & Allen, 1997). En depressiv diagnose bør kun fastsettes etter et klinisk intervju med de som har skåret over grenseverdien. Med disse forbeholdene i minnet tyder imidlertid resultatene fra disse målingene på at en av fem personer i aldersgruppen 40–79 år har depressive symptomer, som er plagsomme og som representerer psykiske helseproblemer.

Undersøkelsen har også vist at sammenhengen mellom alder og depressive symptomer er svak, men statistisk signifikant. Nesten en tredel av respondentene som er mellom 70 og 79 år rapporterer depressive symptomer, mens dette kun gjelder en av fem for de som er yngre enn 65 år. I tillegg er det mulig at andelen deprimerte blant de eldre er enda høyere enn våre resultater viser, da studier i USA kan tyde på at de gamle deprimerte ofte er overrepresenterte i frafallet i slike studier (Thompson, Heller & Rody, 1994). Dette ville i tilfelle øke sammenhengen mellom alder og depresjon. I likhet med flere undersøkelser i USA (Blazer et al., 1991), forsvant sammenhengen mellom alder og depresjon når vi kontrollerte for andre variabler som også er knyttet til depresjon. Dette gjelder blant annet kjønn, helse, økonomi og sosialt nettverk.

Helse synes å være den variabelen som er sterkest forbundet med depressive symptomer. Bare ved å kontrollere for denne ene variabelen forsvinner effekten av alder. Vi har kun kontrollert for egenvurdering av helsen, og dette har vist seg i andre studier å være en sterk prediktor for depresjon. Egenvurdering av økonomien er også sterkt knyttet til depresjon, og ca. halvparten av de som karakteriserer sin økonomi som problematisk, skårer over grenseverdien for depressive symptomer. Også blant enslige og personer som ikke har venner de kan snakke fortrolig med, finner vi en overvekt med depressive plager. Alle disse resultatene er i tråd med resultater funnet i andre studier (Blazer, 2002a).

Det er mulig at forbindelsen mellom alder og depressive symptomer skyldes effekten av kohort, og ikke alder. En slik effekt får man f.eks. dersom depresjon har ulik forekomst i de samme aldersgrupper på ulike tidspunkt, og at utbredelsen ikke øker med alderen innenfor kohorter. Slike effekter har vi ingen mulighet for å identifisere i dette datamaterialet, som i dag er et tverrsnittsmateriale. Undersøkelsen er imidlertid planlagt som en longitudinell studie, og neste datainnsamling forventes å finne sted i 2006–2007. Når denne neste runden med data foreligger, vil vi være i stand til å analysere aldersforskjeller innenfor de samme fødselskohortene, og kohortforskjeller innenfor de samme aldersgruppene.

Faktoranalytiske studier har vist at CES-D-skalaen kan dekomponeres i fire separate faktorer: 1) depressiv affekt, 2) (lav) positiv affekt, 3) somatisk og retardert aktivitet og 4) interpersonlige problemer (Radloff, 1977). Til tross for høy intern konsistens (reliabilitet) har det blitt hevdet at å behandle totalskåren på CES-D som et overordnet depresjonsmål har sine begrensninger (Hays et al., 1998). De konstruerte subskalaer av ledd fra de fire faktorene, og fant forskjeller i hvordan disse samvarierte med ulike sosiale bakgrunnsfaktorer. Shrout og Yager (1989) har vist at CES-D-skalaen kan forkortes med opptil 75 %, uten at testens egenskaper som «screening»-instrument forringes. Tilsvarende analyser av testens subskalaer vil også være av interesse på vårt materiale.

Depresjon har mange alvorlige negative konsekvenser. Ifølge Verdens helseorganisasjon er depresjon i global sammenheng en av de viktigste årsakene til uførhet, tap av produktivitet og for tidlig død (WHO, 2001). Dette innebærer at depresjon, foruten store lidelser for de som rammes, også har store samfunnsøkonomiske konsekvenser (Sanne, Dahl & Tell, 2001). Overfører man amerikanske analyser til norske forhold, ville depresjon i 1990 kostet vårt samfunn hele syv milliarder kroner. Ifølge Sanne et al. (2001) er depresjon både underdiagnostisert og underbehandlet, og de understreker at det teoretisk ligger store samfunnsøkonomiske besparelser i å øke både oppdagelses- og behandlingsraten for depresjon. Dette kommer i tillegg til at dette også vil øke livskvaliteten til de menneskene som er rammet.

Noen av de kontrollvariablene som var sterkt forbundet med depresjon, er det mulig å påvirke, slik som helsetilstand, økonomi og sosialt nettverk. Ved å bedre slike konkrete livsbetingelser hos de eldre kan dette bidra til å bedre livskvaliteten og redusere omfanget av depressive symptomer i normalbefolkningen.