ES EN
Vol. 29. Núm. 1. Marzo 2018. Páginas 14-20

La Prevención de la Depresión en Cuidadores a través de Multiconferencia Telefónica

[Prevention of depression in caregivers through conference calls]

Fernando L. Vázqueza, Patricia Oterob, Lara Lópeza, Vanessa Blancoa, Ángela Torresa y Olga Díaza


aUniversidad de Santiago de Compostela, España; bUniversidad de A Coruña, España

Recibido a 28 de Octubre de 2017, Aceptado a 13 de Noviembre de 2017

Resumen

El objetivo del estudio fue evaluar una intervención breve, en formato telefónico, grupal, dirigida a cuidadores con síntomas depresivos elevados. Se aplicó la intervención de prevención indicada a 61 cuidadores (M = 55.5 años, 90.2% mujeres). Evaluadores independientes valoraron la incidencia de depresión, la sintomatología depresiva, el riesgo de desarrollar depresión y las variables del modelo teórico en que se basó la intervención en la preintervención, posintervención y seguimientos a 1 y 3 meses. La incidencia de depresión hasta 3 meses de seguimiento fue de 4.9%. Hubo una reducción significativa de sintomatología depresiva (p < .001) y del riesgo de desarrollar depresión (p < .001) en la posintervención y los seguimientos a 1 y 3 meses. Las variables del modelo mejoraron significativamente tras la intervención y estuvieron asociadas con los síntomas depresivos posintervención. La adherencia y satisfacción fueron elevadas. Los resultados alientan la realización de un ensayo clínico controlado aleatorizado.

Abstract

The aim of this study was to evaluate a brief intervention, implemented via conference call, for non-professional caregivers with high depressive symptoms. Sixty-one caregivers (M = 55.5, 90.2% women) underwent an intervention of indicated prevention. The incidence of depression, depressive symptoms, the risk of developing depression, and model variables in which the intervention was based were assessed by independent evaluators at the pre-intervention, postintervention, and 1- and 3-months of follow-up. The incidence of depression at 3-month follow-up was 4.9%. There was a significant reduction in depressive symptomatology (p < .001) and the risk of developing depression (p < .001) after the intervention and at 1- and 3-months of follow-up. The model variables improved significantly after the intervention and were associated with post-intervention depressive symptoms. Adherence and satisfaction with the intervention were high. The results encourage the performance of a randomized controlled trial.

Palabras clave

Prevención, Depresión, Cuidador, Teléfono, Psicoterapia

Keywords

Prevention, Depression, Caregiver, Telephone, Psychotherapy

Introducción

Se ha encontrado que un 8.9% de los cuidadores cumple los criterios para un episodio depresivo mayor (Torres et al., 2015). Dadas estas elevadas cifras, así como la escasez de recursos asistenciales para tratar presencial e individualmente a todos aquellos cuidadores que desarrollan una depresión, resulta fundamental llevar a cabo intervenciones de prevención de la depresión dirigidas a esta población (Vázquez y Torres, 2007), ya que disminuyen la incidencia de la depresión en un 21% (van Zoonen et al., 2014). Dentro de éstas, son especialmente relevantes las intervenciones de prevención indicada, las cuales se dirigen a individuos con síntomas subclínicos, pero que no cumplen los criterios diagnósticos para un trastorno determinado y cuyo objetivo es reducir la progresión de esos síntomas hacia un trastorno clínico diagnosticable (Institute of Medicine, 1994).

Sin embargo, hasta el momento actual sólo se han publicado dos estudios de prevención indicada de la depresión dirigidos a cuidadores no profesionales (Otero, Smit et al., 2015; Vázquez, Torres et al., 2016). Aunque ambas intervenciones encontraron diferencias significativas a los 12 meses de seguimiento frente a un grupo de atención habitual en la incidencia de depresión y la reducción de los síntomas depresivos, estas intervenciones utilizaron un formato presencial. Esto puede comprometer su aplicabilidad y accesibilidad, ya que los cuidadores tienen barreras para asistir a las intervenciones por razones como la falta de tiempo, no tener a una persona que le sustituya en el cuidado en su ausencia o la escasez de servicios de salud mental.

Las tecnologías de comunicación de las que la mayoría de los cuidadores dispone, como el teléfono, pueden ayudar a superar estas barreras. El teléfono proporciona ayuda inmediata, anonimato, bajos costes y fácil accesibilidad a las comunidades más remotas (Reese, Conoley y Brossart, 2006). Además, se ha utilizado con buenos resultados en el tratamiento de los trastornos depresivos ( Vázquez, Torres, Blanco, Otero y Hermida, 2015).

El objetivo del presente estudio fue evaluar una intervención de prevención indicada de la depresión administrada a través del teléfono para cuidadores no profesionales con síntomas depresivos.

Método

Participantes

Se empleó un diseño pretest-postest sin grupo de comparación, con dos medidas de seguimiento a 1 y 3 meses. Los participantes fueron reclutados del registro oficial de cuidadores de la Consellería de Trabajo y Bienestar de la Xunta de Galicia (España). Para formar parte del estudio debían cumplir los siguientes criterios: a) estar en riesgo de sufrir depresión, definido por obtener una puntuación ≥ 16 en la Escala para la Depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (CES-D; Radloff, 1977; versión española de Vázquez, Blanco y López, 2007) y no reunir los cinco criterios del DSM-5 para un episodio de depresión mayor (American Psychiatric Association - APA, 2014), b) disponer de teléfono y c) dar su consentimiento informado. Los criterios de exclusión fueron estar recibiendo tratamiento psicológico o psicofarmacológico en los últimos 2 meses, presentar otros trastornos que pudieran actuar como variable de confusión (e.g., síntomas debidos al consumo de sustancias), presentar trastornos mentales o médicos graves que requieran inmediata intervención (e.g., ideación suicida) o que imposibiliten la realización del estudio (e.g., deficiencia mental), estar participando en otro estudio, que el familiar en situación de dependencia tuviera un pronóstico grave para los próximos 6 meses y previsión de cambio de domicilio o institucionalización del familiar dependiente.

De los 191 cuidadores evaluados, 69 (36.1%) no cumplían los criterios de inclusión, de los cuales 63 (91.3%) no estaban en riesgo de depresión y 6 (8.7%) padecían un episodio de depresión mayor. Otros 56 (29.3%) cuidadores presentaban algún criterio de exclusión, de los cuales 20 (35.7%) estaban recibiendo tratamiento psicológico o psicofarmacológico, 24 (42.9%) presentaban otros trastornos mentales o médicos, 7 (12.5%) tenían un familiar con pronóstico grave y 5 (8.9%) tenían previsto cambiar de domicilio o institucionalizar al familiar. Un total de 66 (34.6%) cuidadores cumplían los criterios de elegibilidad y fueron invitados a participar en el estudio. De estos, 5 (7.6%) rechazaron participar debido a no tener tiempo suficiente, no estar interesado en participar en la intervención e imposibilidad de estar al teléfono mientras duraba la sesión. Sólo 1 cuidador (1.6%) abandonó el estudio debido al fallecimiento del familiar al que cuidaba. La muestra final estuvo formada por 61 cuidadores (edad media = 55.5 años). Todos dieron su consentimiento informado. La investigación se desarrolló según la declaración de Helsinki y fue aprobada por el Comité de Bioética de la Universidad de Santiago de Compostela.

Instrumentos

Para evaluar las variables sociodemográficas y de la situación de cuidado se utilizó un cuestionario elaborado ad hoc para este estudio. Para evaluar el episodio depresivo mayor se utilizó la Entrevista Clínica Estructurada para los Trastornos del Eje I del DSM-IV, Versión clínica (SCID-CV; First, Spitzer, Gibbon y Williams, 1999) con buena fiabilidad test-retest para pacientes psiquiátricos (índice kappa = .61), incluyendo las modificaciones de los criterios diagnósticos del DSM-5 (APA, 2014). Para evaluar los síntomas depresivos se aplicó la CES-D (Radloff, 1977; versión española de Vázquez et al., 2007), con una consistencia interna de .89. Para evaluar las variables relacionadas con el modelo teórico en que se basó la intervención se usaron la Escala de Observación de Recompensa desde el Entorno (EROS; Armento y Hopko, 2007; versión española de Barraca y Pérez-Álvarez, 2010), que evalúa reforzamiento positivo con una consistencia interna de .86, y el Cuestionario de Pensamientos Automáticos Negativos (ATQ-N; Hollon y Kendall, 1980), que evalúa la frecuencia de pensamientos automáticos negativos con una consistencia interna de .96. Para evaluar la satisfacción con la intervención se usó el Cuestionario de Satisfacción del Cliente (CSQ-8; Larsen, Attkisson, Hargreaves y Nguyen, 1979; versión castellana de Vázquez, Torres, Otero, Blanco y Attkisson, 2017), cuya consistencia interna oscila entre .83 y .93 (Attkisson y Greenfield, 2004).

Procedimiento

Se manualizó la intervención, la cual se adaptó de un programa cognitivo-conductual de prevención indicada de la depresión aplicada presencialmente en formato grupal que mostró su eficacia en la reducción de síntomas depresivos y de la incidencia de la depresión a corto y largo plazo (Vázquez et al., 2014; Vázquez, Torres et al., 2016), siendo clínicamente significativos los cambios hallados (Blanco, Otero, López, Torres y Vázquez, 2017); dicho programa está basado en el Modelo Integrador Multifactorial de la Depresión, de Lewinsohn, Hoberman, Teri y Hautzinger (1985), y también ha sido el germen para un programa de autoyuda para tratar la depresión (Vázquez, Otero, Torres, Arrojo, 2016). Las adaptaciones realizadas a la intervención consistieron en pequeños ajustes relacionados con el cambio de formato presencial al telefónico multiconferencia, en concreto gestionar un sistema de espera telefónico, usar en la comunicación con los participantes habilidades para la atención telefónica (p. ej., sonreír desde el principio de la llamada, saludar e identificarse, cuidar especialmente la cortesía, hablar despacio y pronunciar con claridad) (van-der Hofstadt, 2008), añadir como norma para el grupo que cada participante debía decir su nombre cada vez que interviniese en la comunicación, abreviar las explicaciones relacionadas con los contenidos del programa y elaborar y enviar por e-mail o por correo postal al domicilio de los participantes material escrito de apoyo a la intervención (un folleto resumen para cada sesión con el contenido clave y las tareas para realizar entre sesiones).

La intervención consistió en 5 sesiones de 90 minutos de duración (1 sesión/semana) en formato grupal (aproximadamente 5 cuidadores) mediante sistema multiconferencia. Fue aplicada por una psicóloga y una doctora en psicología previamente entrenadas. Se grabaron las sesiones y se evaluó la adherencia al protocolo. No hubo diferencias significativas entre terapeutas en los resultados de la intervención. Evaluadores independientes entrenados realizaron la valoración en la preintervención, posintervención y seguimiento a 1 y 3 meses.

Análisis de Datos

Se utilizó el principio de intención de tratar. Para analizar la incidencia de la depresión y el riesgo de sufrir depresión (puntuación CES-D ≥ 16) se usó el test de McNemar para datos emparejados. Para analizar la sintomatología depresiva se utilizó un ANOVA de medidas repetidas y pruebas post hoc por pares con corrección de Bonferroni. Se utilizó la t de Student para datos emparejados para analizar los cambios pre- y posintervención y pre- y seguimientos en la sintomatología depresiva y los cambios pre- y posintervención en el reforzamiento y los pensamientos automáticos negativos. El tamaño del efecto se calculó usando la d de Cohen (pequeño = 0.2, moderado = 0.5 y grande = 0.8; Cohen, 1988). Para analizar la asociación entre las variables reforzamiento, pensamiento negativo y la sintomatología depresiva posintervención se realizaron análisis de correlación de Pearson. Para analizar las variables predictoras de la reducción de la sintomatología depresiva se realizaron análisis de regresión lineal múltiple siguiendo las recomendaciones de Domenéch y Navarro (2006). Para el análisis de la adherencia y satisfacción con la intervención se realizaron análisis de frecuencias y estadísticos descriptivos de las sesiones asistidas, las tareas realizadas y la puntuación en el CSQ-8. Se utilizó el paquete estadístico SPSS para Windows (versión 22.0).

Resultados

Características de los Participantes

La mayoría de los participantes eran mujeres (90.2%), con una edad media de 55.5 años (DT = 10.7). El 75.4% tenían pareja, el 50.8% pertenecían a una clase social baja/media-baja, el 62.3% sabía leer y escribir o tenía estudios primarios y el 62.3% se ocupaba de las tareas domésticas. Respecto a la persona cuidada, la mayoría eran mujeres (60.7%), con una edad media de 61.7 años (DT = 32.2), padecía demencia (37.7%) y era uno de los padres del cuidador (39.3%). Los cuidadores llevaban cuidando a sus familiares una media de 14.4 años (DT = 10.2) y 15.3 horas al día (DT = 4.4). La puntuación media de sintomatología depresiva fue 22.4 (DT = 6.2), del reforzamiento 24.2 (DT = 4.2) y de los pensamientos negativos 52.0 (DT = 16.1) (ver Tabla 1).

Tabla 1

Características sociodemográficas y de cuidado de los participantes

Incidencia de Depresión

Se halló que sólo un participante (1.6%) en la posintervención desarrolló un episodio de depresión mayor y otros dos (3.3%) en el seguimiento a 3 meses. La incidencia acumulada de depresión tras 3 meses de seguimiento fue del 4.9%. Además, no hubo diferencias significativas en la incidencia de depresión entre la preintervención y la posintervención (p = 1.00) ni entre la preintervención y el seguimiento a 1 mes (p = 1.00) ni a 3 meses (p = .25).

Sintomatología Depresiva

En la Figura 1 se muestra la progresión de las puntuaciones de sintomatología depresiva en la preintervención, posintervención y seguimientos a 1 y 3 meses. Los cambios en las puntuaciones de sintomatología depresiva fueron estadísticamente significativos, F(2.37, 142.44) = 82.77, p < .001, ?p 2 = .58. En comparación con la preintervención, la sintomatología depresiva fue significativamente menor en la posintervención y en los seguimientos a 1 y 3 meses, con tamaños del efecto grandes (d de Cohen entre 1.31 y 1.73, ver Tabla 2).

Tabla 2

Valores de t de Student y d de Cohen entre las puntuaciones preintervención y posintervención y las medidas de seguimiento (N = 61)

Respecto al riesgo de sufrir depresión (puntuación CES-D ≥ 16) se encontró que tras la intervención el 82.0% (n = 50) no se encontraban en riesgo de depresión, en el seguimiento a 1 mes el 85.2 % (n =52) y en el seguimiento a 3 meses el 78.7% (n = 48). La disminución del riesgo de depresión entre la preintervención y la posintervención fue significativa (p < .001), así como entre la preintervención y los seguimientos a 1 y 3 meses (p < .001 en ambos casos).

Variables del Modelo Teórico y su Asociación con la Sintomatología Depresiva

Tras la intervención, el grado de reforzamiento de los cuidadores aumentó significativamente, t (60) = -11.40, p < .001, con un tamaño del efecto grande (d = 1.46), mientras que la frecuencia de los pensamientos negativos disminuyó significativamente, t (60) = 5.04, p < .001, con un tamaño del efecto moderado (d = 0.65) (ver Tabla 2).

Además, se halló una correlación inversa y significativa del grado de reforzamiento ambiental positivo posintervención con la sintomatología depresiva posintervención, r(61) = -.42, p = .001, así como una correlación positiva de los pensamientos automáticos negativos posintervención con la sintomatología depresiva posintervencion, r(61) = .55, p < .001.

Variables Predictoras de los Resultados en Sintomatología Depresiva

En el análisis de regresión lineal múltiple resultó un modelo con una R2 = .15 (ETS = 6.18) y fue significativo, F (3, 57) = 3.40, p = .024. Fueron predictoras de la sintomatología depresiva el nivel de sintomatología depresiva preintervención, ? = .26, p = .04, IC 95% [0.01, 0.53] y el número de tareas entre sesiones realizadas, ? = -.26, p = .040, IC 95% [-0.86, -0.21].

Adherencia y Satisfacción con la Intervención

De las 5 sesiones que comprendía la intervención, los cuidadores asistieron una media de 4.4 sesiones (DT = 1.0). El 62.3% asistieron a todas las sesiones. Hubo una media de 15 tareas realizadas de las 18 asignadas durante la intervención. El grado de satisfacción de los cuidadores con la intervención también fue muy elevado, con una media de 28.6 (DT = 3.4) en el CSQ-8.

Discusión

El objetivo de este estudio fue evaluar una intervención breve cognitivo-conductual de prevención indicada de la depresión aplicada a través del teléfono en cuidadores. Se halló que tras la intervención disminuyó la incidencia de depresión, la sintomatología depresiva y el riesgo de depresión, y los cambios se mantuvieron hasta los 3 meses de seguimiento. En cuanto a la incidencia de depresión, sólo un 4.9% de los cuidadores desarrollaron una depresión durante los 3 meses de seguimiento. Un cuidador (1.6%) recibió un valor de depresión imputado y dos (3.3%) fueron diagnosticados de depresión, uno de ellos por problemas laborales y falta de descanso y otro por problemas de salud de un familiar. Aunque estas cifras son ligeramente superiores a las encontradas en la intervención presencial, donde no hubo ningún caso de depresión hasta 3 meses (Vázquez, Torres et al., 2016), son realmente alentadoras. De hecho, son inferiores al 15.9% hallado en el mismo tiempo de seguimiento en el grupo control en dicho estudio.

También hubo una reducción significativa de la sintomatología depresiva tras la intervención, que continuó hasta el seguimiento a 3 meses, con un tamaño del efecto grande (d = 1.31). La puntuación media se redujo hasta 10.0, cercana a la puntuación media de 8.7 para la población general (Radloff, 1977) y similar al 11.6 hallada por Vázquez, Torres et al. (2016) en el seguimiento a 3 meses de la modalidad presencial de la intervención. Asimismo, estos resultados van en la línea de lo hallado en distintas intervenciones presenciales de prevención de la depresión (ver Muñoz, Cuijpers, Smit, Barrera y Leykin, 2010) basadas en el modelo integrador multifactorial de Lewinsohn et al. (1985). Además, tras la intervención se obtuvo un porcentaje significativamente menor de sujetos en riesgo de desarrollar depresión, que pasó del 100% en la preintervención al 18% en la posintervención, manteniéndose hasta el último seguimiento realizado. Estos hallazgos son de gran relevancia dado que supone reducir el riesgo de depresión en el futuro (Cuijpers, Smit y Willemse, 2005) y superan los resultados del formato presencial, donde el 29.5% de cuidadores estaban en riesgo de desarrollar depresión al final de la intervención (Vázquez et al., 2014).

Respecto a las variables del modelo teórico en base al que se desarrolló la intervención, se encontró un aumento significativo del reforzamiento positivo y una disminución significativa de los pensamientos negativos en la posintervención, con tamaños del efecto grande (d = 1.46) y moderado (d = 0.65), respectivamente. Estos resultados refuerzan los hallazgos obtenidos, pues los contenidos de la intervención se diseñaron para potenciar el reforzamiento y disminuir los pensamientos negativos de acuerdo a la formulación de Lewinsohn et al. (1985). Es más, las correlaciones halladas entre el reforzamiento, los pensamientos negativos y la sintomatología depresiva posintervención sugieren que los cambios alcanzados con la intervención en las variables del modelo teórico provocaron un efecto sobre la sintomatología depresiva. Sin embargo, deben ser tomadas con cautela, ya que asociación no es sinónimo de causalidad.

La intervención fue más favorable para los cuidadores que presentaron menor sintomatología depresiva preintervención y los que realizaron más tareas entre sesiones. Una posible explicación para el primer hallazgo es que el cambio terapéutico resulta más fácil cuando los síntomas son incipientes, lo que resalta la importancia de aplicar intervenciones preventivas. Respecto a la segunda cuestión, una posible explicación es que la realización de tareas implica la práctica de habilidades fuera de la terapia para modificar los síntomas. Esto es congruente con el estudio de Otero, Vázquez, Hermida, Díaz y Torres (2015), que encontró que el número de tareas realizadas por los cuidadores estaba asociado con la sintomatología depresiva tras la intervención.

La adherencia a la intervención fue elevada. El 1.6% de abandonos obtenido es inferior al hallado en numerosos estudios de intervenciones presenciales para cuidadores (e.g., López y Crespo, 2008; Losada-Baltar, Izal-Fernández, Montorio-Cerrato, Márquez-González y Pérez-Rojo, 2004). Además, el 62.3% asistieron a todas las sesiones y la media de cumplimiento de las tareas fue de 15 sobre 18. Probablemente la administración telefónica facilitó su accesibilidad. La satisfacción con la intervención fue elevada, con una media de 28.6 sobre 32 en la CSQ-8.

No obstante, este estudio tiene algunas limitaciones. El estudio carece de un grupo control, por lo que son necesarios futuros ensayos controlados aleatorizados para evaluar su eficacia. Asimismo, un seguimiento de 3 meses podría ser escaso para extraer conclusiones sólidas sobre la prevención de la depresión, aunque existe evidencia de que los efectos de esta intervención aplicada presencialmente se mantuvieron hasta un año (Vázquez, Torres et al., 2016).

Extended Summary

About 8.9% of caregivers has been found to meet criteria for a major depressive episode (Torres et al., 2015). Given these high figures and the shortage of care resources to treat all caregivers who develop depression face-to-face and individually, it is essential to develop depression prevention interventions targeting this population (Vázquez & Torres, 2007). Indicated prevention interventions are especially relevant (i.e., those that target individuals with subclinical symptoms but whom do not meet the diagnostic criteria for a disorder and for who the objective is to reduce the progression of those symptoms to a diagnosable disorder; Medicine, 1994).

However, to date, only two studies on indicated prevention of depression directed toward non-professional caregivers have been published (Otero, Smit et al., 2015; Vázquez, Torres et al., 2016). Although both interventions found significant differences at 12 months of follow-up versus the control group in the rate of depression and reduction of depressive symptoms, they used a face-to-face format. This can compromise their applicability and accessibility, since caregivers have barriers to attending the interventions, for reasons such as lack of time or not having a person to take their place in the care tasks during their absence. Using telephone for interventions may help overcome these barriers. Furthermore, this has been used with good results in the treatment of depressive disorders (Vázquez, Torres, Blanco, Otero, & Hermida, 2015). The objective of this study was to evaluate an indicated prevention intervention for depression administered via conference calls to non-professional caregivers who had high depressive symptoms.

Participants were recruited from the official register of caregivers of the Ministry of Labor and Welfare of the Government of Galicia (Spain). To be part of the study, participants had to meet the following criteria: a) be at risk of depression defined as having a score ≥ 16 on the Center for Epidemiologic Studies Depression Scale (CES-D; Radloff, 1977; Spanish version by Vázquez, Blanco, & López, 2007) and not to meet the five DSM-5 criteria for the episode of major depression (American Psychiatric Association - APA, 2014), b) have a telephone, and c) give informed consent. Of 191 subjects that were evaluated, 69 (36.1%) did not fulfill the inclusion criteria, of which 63 (91.3%) were not at risk for depression and 6 (8.7%) had a major depressive episode. A total of 56 (29.3%) caregivers presented some exclusion criteria, of which 20 (35.7%) were receiving psychological or psychopharmacological treatment, 24 (42.9%) had other mental or medical disorders, 7 (12.5%) had a family member with a severe prognosis, and 5 (8.9%) had a change of address or institutionalization of the relative. A total of 66 (34.6%) caregivers met the eligibility criteria and were invited to participate in the study. Of these, 5 (7.6%) refused to participate due to not having enough time, not being interested in participating in the intervention and inability to be on the phone during the session. Only one caregiver (1.6%) left the study due to the death of the relative cared for. The final sample consisted of 61 caregivers (mean age = 55.5 years, 90.2% women). Informed consent was obtained from each participant. The research was approved by the bioethics committee of the University of Santiago de Compostela. The intervention was manualized; it was adapted from a cognitive-behavioral program of indicated prevention of depression use face-to-face in group format, which demonstrated its efficacy in reducing depressive symptoms and the incidence of depression at the short- and long-term (Vázquez et al., 2014; Vázquez, Torres et al. 2016), and the changes were clinically significant (Blanco, Otero, López, Torres, & Vázquez, 2017). This program is based on the Multifactorial Integrative Model of Depression by Lewinsohn, Hoberman, Teri, and Hautzinger (1985) and has also been the germ for a self-help program to treat depression (Vázquez, Otero, Torres, & Arrojo, 2016). Adaptations made to the intervention consisted of small adjustments related to the change to telephonic conference call format. Specifically, to manage a telephone waiting system; to use in the communication with the participants abilities for the telephone attention (e.g., smile from the beginning of the call, greet and identify, especially care for courtesy, speak slowly, and pronounce clearly) (van-der Hofstadt, 2008); to add as a rule to the group that each participant should say his name each time he or she intervened; to abbreviate the explanations related to the contents of the program; to prepare and send by e-mail or postal mail to the participants’ home written material supporting the intervention (a summary brochure for each session with key content and homework).

The intervention included 5 format group sessions, once a week, each approximately 90 minutes long in group format (approximately 5 caregivers) using a multi-conference system. Interventions were performed by a psychologist and a Psychology PhD who were previously trained. No significant differences were observed among therapists regarding intervention outcomes. Sessions were recorded and adherence to the protocol was evaluated. Participants were assessed at pre-treatment, post-treatment, 1- and 3-month follow-up by blind trained interviewers.

The instruments employed were a questionnaire recording socio-demographic and related care data, the Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorders, Clinician version (SCID-CV; First, Spitzer, Gibbon, & Williams, 1999), including modifications of DSM-5 diagnostic criteria (APA, 2013/2014), the CES-D (Radloff, 1977; Spanish version of Vázquez et al., 2007), the Environmental Reward Observation Scale (EROS; Armento & Hopko, 2007; Spanish version by Barraca & Pérez-Álvarez, 2010), the Automatic Thoughts Questionnaire (ATQ-N; Hollon & Kendall, 1980), and the Client Satisfaction Questionnaire (CSQ-8; Larsen, Attkisson, Hargreaves, & Nguyen, 1979; Spanish version by Vázquez, Torres, Otero, Blanco y Attkisson, 2017).

Only one participant (1.6%) was found to develop an episode of major depression after the intervention, and another two (3.3%) at the 3-month follow-up. The accumulated incidence of depression after three months of follow-up was 4.9%. Compared to pre-intervention, depressive symptoms were significantly lower after the intervention and at the 1-month and 3-month follow-ups, with large effect sizes (Cohen’s d between 1.31 and 1.73). Regarding the risk of suffering depression (CES-D score ≥ 16), after the intervention it was found that 82.0% were not at risk for depression, at 1-month follow-up 85.2% were not at risk, and at 3-month follow-up 78.7% were not at risk. The reduced risk of depression between pre-intervention and post-intervention and at the 1- and 3-month follow-ups was significant (p < .001 in all cases).

After the intervention, the degree of reinforcement of the caregivers increased significantly (p < .001), with a large effect size (d = 1.46); and the frequency of negative thoughts decreased significantly (p < .001), with a moderate effect size (d = 0.65). Furthermore, a significant inverse correlation was found between the degree of positive environmental reinforcement post-intervention and depressive symptoms post-intervention, r(61) = -.42, p = .001, and a significant positive correlation between automatic negative thoughts post-intervention and depressive symptoms post-intervention, r(61) = .55, p < .001.

Predictors of post-intervention depressive symptoms were the level of depressive symptoms pre-intervention, ? = .26, p = .04, 95% CI [0.01, 0.53], and the number of between-session tasks completed, ??= -.26, p = 0.40, 95% CI [-0.86, -0.21]. Adherence to the intervention was high. Of the 5 sessions that comprised the intervention, caregivers attended an average of 4.4 sessions (SD = 1.0). More than half (62.3%) attended all of the sessions. Compliance with tasks was very high, with an average of 15 tasks completed of the 18 assigned. The degree of satisfaction with the intervention was also very high, with a mean of 28.6 (SD = 3.4) in the CSQ-8.

The above results show that the intervention reduced the incidence of depression, the depressive symptoms, and the risk of depression, maintaining the results at the follow-ups conducted. Only about 4.9% of caregivers developed depression during the 3 months of follow-up. One caregiver (1.6%) received an imputed value for depression and two (3.3%) were diagnosed with depression, one of them due to labor problems and lack of rest and another due to family health problems. Although these numbers are slightly higher than those found in the face-to-face intervention, where there was no case of depression up to 3 months (Vázquez, Torres et al., 2016), they are really encouraging. In fact, they are lower than the 15.9% found in the control group at the same follow-up time in that study. A significant reduction in depressive symptoms was also found after the intervention, which continued decreasing until the 3-month follow-up, with a large effect size (d = 1.31). The mean score was reduced to 10.0 at the 3-month follow-up, which is close to the mean score of 8.7 for the general population (Radloff, 1977), and similar to the mean score of 11.6 found by Vázquez, Torres et al. (2016) at the 3-month follow-up of the face-to-face modality of the intervention. Furthermore, after the intervention, the risk of depression was reduced to 18% post-intervention, which was maintained until the last follow-up conducted. These findings are of great relevance, given that it means reducing the risk of new cases of depression in the future (Cuijpers, Smit, & Willemse, 2005), and exceed the results of the face-to-face format, where the percentage of caregivers at risk of developing depression at post-intervention was 29.5% (Vázquez et al., 2014).

Regarding the variables of the theoretical model on which the intervention was based, a significant increase in positive reinforcement and a significant decrease in negative thoughts was found at post-intervention, with large (d = 1.46) and moderate (d = 0.65) effect sizes, respectively. This confirms changes in the central variables of the formulation of Lewinsohn et al. (1985). Moreover, the correlations found between the variables of the theoretical model and the depressive symptoms post-intervention suggest that the changes in these variables caused an effect on the depressive symptoms. However, these associations should be taken with caution, since association is not synonymous with causality.

The intervention was most favorable for caregivers who had lower depressive symptoms at pre-intervention and those who completed a greater number of tasks between sessions. A possible explanation is that the therapeutic change is easier when the symptoms are incipient, which emphasizes the importance of preventive interventions. On the other hand, completing tasks involves practicing skills that help modify symptoms. This is consistent with the study of Otero, Vázquez, Hermida, Díaz, and Torres (2015), which found that the number of tasks completed by caregivers was associated with the post-intervention depressive symptoms. Adherence to intervention was high. The 1.6% of drop-outs obtained is much lower than that found in numerous studies of face-to-face interventions that target caregivers (e.g., López & Crespo, 2008; Losada-Baltar, Izal-Fernández, Montorio-Cerrato, Márquez-González, & Pérez-Rojo, 2004). Furthermore, 62.3% of the caregivers attended all of the sessions and the mean completion of tasks was 15 of the 18 assigned. Administration by telephone probably facilitated the accessibility of the intervention. Likewise, satisfaction with the intervention was high (M = 28.6 on the CSQ-8).

Some limitations of this study must be considered. The study lacks a control group, and randomized controlled trials are necessary. In addition, a 3-month follow-up may be insufficient to draw firm conclusions about the prevention of depression, although there is evidence that the effects of this intervention given face-to-face were maintained for up to a year (Vázquez, Torres et al., 2016).

Referencias

Correspondencia: fernandolino.vazquez@usc.es (F. L. Vázquez)

Copyright © 2018. Colegio Oficial de Psicólogos de Madrid

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