INVESTIGACIÓN ORIGINAL ORIGINAL RESEARCH

 

Depressão em comunidades quilombolas no Brasil: triagem e fatores associados

 

Depression in former slave communities in Brazil: screening and associated factors

 

 

Sabrina Martins BarrosoI; Ana Paula Souto MeloII; Mark Drew Crosland GuimarãesIII

IUniversidade Federal do Triângulo Mineiro, Departamento de Psicologia, Uberaba (MG), Brasil. Correspondência: sabrina@psicologia.uftm.edu.br
IIUniversidade Federal de São João del-Rei, Departamento de Medicina, Divinópolis (MG), Brasil
IIIUniversidade Federal de Minas Gerais, Departamento de Medicina Preventiva e Social, Belo Horizonte (MG), Brasil

 

 


RESUMO

OBJETIVO: Estimar a prevalência e fatores associados à triagem positiva para episódio depressivo maior (EDM) em comunidades quilombolas do estado da Bahia, Brasil.
MÉTODOS: Estudo populacional, transversal, com 764 participantes selecionados aleatoriamente em cinco comunidades quilombolas de Vitória da Conquista, Bahia, Brasil. A depressão é definida por 10 ou mais pontos e presença de cinco ou mais sintomas no Patient Health Questionnaire (PHQ-9). Utilizou-se a regressão de Poisson para obter razões de prevalência (RP), com intervalo de confiança de 95% (IC95%).
RESULTADOS: A triagem foi positiva para EDM em 12% dos participantes (IC95%: 10 a 14), mas apenas 2,3% das pessoas relataram diagnóstico prévio. A triagem para depressão associou-se a autoavaliação da saúde ruim ou muito ruim (RP = 1,14; IC95%: 1,04 a 1,26), doenças crônicas (RP = 1,08; IC95%: 1,04 a 1,13), sedentarismo (RP = 1,06; IC95%: 1,01 a 1,11) e acesso razoável (RP = 1,07; IC95%: 1,01 a 1,13) ou ruim aos serviços de saúde (RP = 1,07; IC95%: 1,02 a 1,12).
CONCLUSÕES: A prevalência de EDM na população quilombola foi semelhante à da população geral brasileira. A relação entre triagem para EDM e pior acesso aos serviços de saúde indica perda de oportunidade de diagnóstico precoce. Ações públicas de combate à desigualdade social e de saúde devem ser implantadas para garantir a equidade nessas comunidades.

Palavras-chave: Depressão; vulnerabilidade social; acesso aos serviços de saúde; Brasil.


ABSTRACT

OBJECTIVE: To assess the prevalence and the factors associated with positive screening for major depressive episode (MDE) in former slave communities in the state of Bahia, Brazil.
METHODS: In this population-based, cross-sectional study, 764 participants were randomly selected from five former slave communities in Vitória da Conquista, Bahia, Brazil. Depression was defined as a cutoff score of 10 or more points and the presence of five or more symptoms according to the Patient Health Questionnaire (PHQ-9). Poisson regression was used to assess prevalence ratios (PR), with a 95% confidence interval (95%CI).
RESULTS: Screening for MDE was positive in 12% of participants (95%CI: 10 - 14%), but only 2.3% reported a previous diagnosis. Depression was associated with self-reported poor or very poor health status (PR = 1.14; 95%CI: 1.04 - 1.26), chronic disease (PR = 1.08; 95%CI: 1.04 - 1.13), no physical activity (PR = 1.06; 95%CI: 1.01 - 1.11), and reasonable (PR = 1.07; 95%CI: 1.01 - 1.13) or poor access to health services (PR = 1.07; 95%CI: 1.02 - 1.12).
CONCLUSIONS: The prevalence of MDE in this population was similar to that of the general Brazilian population. The association between MDE and poor access to health services indicates a missed opportunity for early diagnosis. Public measures against social and health inequalities are necessary to ensure equity in these communities.

Key words: Depression; social vulnerability; health services accessibility; Brazil.


 

 

A depressão é um transtorno multifatorial, podendo ter um curso crônico, que gera grande custo pessoal e social para seus portadores (1). A Organização Mundial da Saúde (OMS) estima que a depressão maior será o segundo problema de saúde mais prevalente no mundo em 2020 (2, 3) e que já seja a patologia não transmissível que gera o maior custo para o sistema de saúde mundial (2).

O conceito de depressão é abrangente. O termo depressão pode ser utilizado tanto para caracterizar um sintoma quanto uma síndrome ou uma doença. Na síndrome depressiva, a presença de humor deprimido, o comprometimento cognitivo-ideativo e psicomotor e o comprometimento da capacidade hedônica são fundamentais para o diagnóstico. Apesar de algumas críticas e limitações referentes a esse sistema categórico de classificação (4, 5), a sua utilização tem propiciado a ampliação da pesquisa no campo da psiquiatria.

Não há, na maioria dos países, informações diretas sobre a prevalência da depressão. Contudo, foram realizados estudos populacionais multicêntricos em 17 países utilizando a Entrevista Diagnóstica Internacional Composta (CIDI) (3, 6). Esses estudos mostraram variações entre os países quanto à prevalência da depressão (3, 6). Kessler et al. (3) indicaram que a prevalência de episódio depressivo maior (EDM) ao longo de 12 meses variou de 2,2%, no Japão, a 10,4%, em São Paulo, no Brasil. Os resultados relatados por Bromet et al. (6) mostraram uma prevalência de EDM ao longo da vida variando de 6,6% (Japão) a 17,9% (Holanda). Em São Paulo, a prevalência da depressão ao longo da vida foi de 18,4%. A triagem positiva para depressão nesse estudo variou entre 29,9% (Japão) e 82,4% (Ucrânia). Em São Paulo, observou-se uma triagem positiva de 66% de EDM. A variação na prevalência de depressão entre diferentes países pode ocorrer pela associação de vários fatores, entre eles vulnerabilidade genética, fatores de risco ambientais e culturais e pelo delineamento dos estudos (2).

A depressão não adequadamente tratada tende a tornar-se crônica e representa uma importante causa de tentativa de autoextermínio (7). Fleck et al. (8) estimam que entre 50 e 60% dos casos de depressão deixaram de ser diagnosticados em 2003 no Brasil, enquanto Molina et al. (9) apontam que o diagnóstico de depressão costuma ser prejudicado pela presença de comorbidades, tais como transtornos de ansiedade, abuso de álcool e hipertensão, bem como pela falta de atenção à saúde mental no sistema básico de saúde. Nesse contexto, Nease Jr. e Maloin (10) defendem que a triagem precoce pode ser uma estratégia útil para minimizar o impacto negativo dos transtornos depressivos.

Além de identificar a presença da depressão, é também importante saber quais são os fatores associados a seu surgimento. Estudos sobre adoecimento mental indicam que aspectos da vulnerabilidade social - pobreza (11 - 14), baixa escolaridade (11 - 14), desemprego (11 - 15), altas taxas de morbidade e mortalidade (11, 13, 16), desnutrição (11), ocupação em atividades de risco (12) e vivências de violência (12) - estão associados ao surgimento de transtornos mentais, incluindo a depressão.

Investigar o impacto da vulnerabilidade social no adoecimento mental torna-se especialmente importante no Brasil, classificado como o quarto país no ranking de iniquidade social (17). O censo nacional de 2010 indicou que a população brasileira era composta por 50,7% de negros (pretos e pardos). Desses, 50% tinham renda menor que um salário mínimo (R$ 510,00) e 9,7% eram analfabetos (18). Há também evidências de que os negros e pessoas com baixa escolaridade representam 80% da população abaixo da linha de pobreza no Brasil (19, 20).

Considerando os indicativos de vulnerabilidade social (baixa renda e escolaridade, moradias sem infraestrutura, maioria de população negra), uma parcela da população brasileira que recebe pouca atenção quanto a condições e determinantes de saúde são os quilombolas. Os quilombolas são um grupo social de afro-brasileiros com identidade marcada pela autoidentificação e pela ancestralidade negra. São descendentes de escravos, vivendo nas mesmas áreas onde existiam antigos quilombos e mantendo vínculos com essas terras e a cultura negra (21 - 23). Em 1988, por meio da Fundação Palmares, o governo brasileiro reconheceu os direitos quilombolas, assim como a posse das terras. Entretanto, as áreas quilombolas são predominantemente rurais, com pouca infraestrutura e reduzido acesso aos serviços de saúde, o que caracteriza sua vulnerabilidade e gera questionamentos sobre a saúde física e mental dessa população (21, 22).

Apesar de estarem entre as populações vulneráveis do Brasil e de terem sofrido historicamente iniquidades étnicas e sociais (21 - 23), os quilombolas têm sido negligenciados nas políticas públicas de saúde (22, 23). Existem poucos estudos sobre essa população e, até o momento, a prevalência da depressão e os fatores associados ao transtorno nas comunidades quilombolas brasileiras não são conhecidos. O objetivo deste estudo foi estimar a triagem positiva para EDM e os fatores associados a essa triagem em comunidades quilombolas do município de Vitória da Conquista, estado da Bahia, Brasil.

 

MATERIAIS E MÉTODOS

Este é um estudo de base populacional, transversal, realizado em 2011 e desenvolvido para avaliar as condições e os determinantes de saúde de comunidades quilombolas do município de Vitória da Conquista, Bahia, Brasil. Em 2011, Vitória da Conquista tinha 25 comunidades quilombolas certificadas pela Fundação Palmares, distribuídas em cinco distritos. Os critérios para definição da amostra encontram-se publicados (24) e incluíram: selecionar uma comunidade por distrito; selecionar apenas comunidades com 50 domicílios ou mais; selecionar aleatoriamente os domicílios, proporcionalmente por comunidade; entrevistar todas as pessoas com 18 anos ou mais dos domicílios selecionados. O cálculo da amostra levou em consideração a avaliação simultânea de múltiplos eventos de saúde (depressão, diabetes, hipertensão, uso de serviços de saúde, etc.), sendo fixada em 50%, um nível de precisão de 5%, nível de confiança de 95%, efeito do desenho = 2, estimativa de 2 a 3 moradores por domicílio e perda amostral de 30%. Por tais critérios, havia 2 935 adultos elegíveis, e a amostra foi definida em 884 indivíduos.

Instrumentos

A triagem para EDM foi feita por meio do Patient Health Questionnaire (PHQ-9), um instrumento validado para a população geral do Brasil (25, 26), embora não especificamente para a população quilombola. A escala é baseada nos nove itens de avaliação da depressão da quarta edição do Manual Diagnóstico e Estatístico de Transtornos Mentais (DSM-IV-TR) (27): humor deprimido, anedonia, problemas com o sono, falta de energia, mudança no apetite ou peso, sentimento de culpa ou inutilidade, problemas de concentração, sentir-se lento ou inquieto e pensamentos de ferir-se ou suicidar-se. Os itens avaliam a frequência dos sintomas nos últimos 15 dias, variando de 0 (nenhuma vez) a 3 (quase todos os dias). A pontuação máxima da PHQ-9 é de 27 pontos, indicando: ausência de depressão (0 a 9 pontos), depressão leve (10 a 14 pontos), depressão moderada (15 a 19 pontos) e depressão severa (20 a 27 pontos) (25). Visando a ampliar a comparação dos resultados com outros estudos baseados nos critérios do DSM-IV-TR, adotou-se adicionalmente o critério proposto por Baader et al. (28), de triar positivamente para depressão apenas os casos com pontuação na PHQ-9 igual ou superior a 10 pontos e presença de cinco ou mais sintomas, estando entre eles, obrigatoriamente, o humor deprimido e/ou anedonia na maioria dos últimos 15 dias.

Os dados foram coletados em entrevistas individuais, realizadas por entrevistadores treinados, no domicílio do participante. Para a coleta das possíveis variáveis explicativas, foi utilizada uma adaptação do questionário da Pesquisa Nacional de Saúde, cuja adequação foi verificada em estudo piloto (24). O estudo piloto indicou nível de confiabilidade entre bom e excelente para o instrumento (kappa = 0,78 a 1,00).

As variáveis explicativas foram agrupadas em três blocos: 1) características sociodemográficas (sexo, idade, raça/cor, escolaridade, renda, estado civil, autodefinição como quilombola, emprego atual e idade no primeiro emprego); 2) condições de saúde e violência (diagnóstico prévio de doença crônica ou transtorno mental, autoavaliação de saúde, uso de serviços de saúde nos últimos 12 meses, índice de acesso aos serviços de saúde e ter sofrido violência física ou sexual ao longo da vida); e 3) estratégias de enfrentamento (suporte social, assistir à televisão, participar de atividades em grupo, participar de atividades religiosas, trabalho voluntário, exercício físico, consumo de álcool e tabaco). O consumo de substâncias ilícitas não foi incluído, dada a sua baixa prevalência na população investigada (menor que 1%).

O índice de acesso foi composto considerando-se as características do serviço de saúde (composição da equipe profissional) e do domicílio (cadastro na unidade básica de saúde e número de visitas dos agentes comunitários de saúde). As equipes foram consideradas completas quando compostas por médico, auxiliares de enfermagem, auxiliar de saúde bucal, dentista e enfermeiro, e incompletas quando contavam apenas com auxiliares de enfermagem, dentista e enfermeiro. O índice de acesso foi classificado em: 1) bom, quando a unidade básica de saúde (UBS) contava com uma ou mais equipes completas de profissionais, o domicílio estava cadastrado na UBS e os agentes comunitários de saúde (ACS) faziam visitas mensais ao domicílio; 2) razoável, quando havia uma equipe profissional na UBS (completa ou incompleta), o domicílio estava cadastrado, mas os ACS faziam entre uma e seis visitas anuais ao domicílio; e 3) ruim, quando o domicílio não estava cadastrado na UBS e/ou os ACS não realizaram nenhuma visita domiciliar nos últimos 12 meses, independentemente da composição da equipe.

Análise estatística

Análises de frequência e tendência central foram conduzidas para caracterizar a amostra e a triagem positiva para depressão. A prevalência da depressão foi calculada dividindo-se o total de pessoas com pontuação igual ou superior a 10 pontos na PHQ-9 e que manifestaram cinco ou mais sintomas na maioria dos últimos 15 dias pelo número total de respondentes. Estimou-se, ainda, o intervalo de confiança de 95% (IC95%). A força da associação entre as variáveis e a triagem positiva para depressão foram estimadas por meio da razão de prevalências (RP) com IC95%, obtida por meio de regressão de Poisson com estimadores robustos. A significância estatística foi avaliada pelo teste do qui-quadrado de Wald. A modelagem multivariada foi realizada em dois passos. Primeiro, foram criados modelos intermediários, nos quais as variáveis com indicação de associação com a depressão (P < 0,25) foram agrupadas de acordo com características sociodemográficas, condições de saúde e violência e estratégias de enfrentamento. Em seguida, as variáveis que indicaram relação com o evento nos modelos intermediários foram consideradas para o modelo multivariado final. Apenas as variáveis com relação significativa com o evento (P < 0,05) permaneceram no modelo final (29). A adequação do modelo final foi avaliada pelo teste de resíduos (omnibus test). As análises estatísticas foram realizadas utilizando-se o software SAS, versão 9.0.

O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal de Minas Gerais e da Universidade São Francisco de Barreiras. Todos os participantes assinaram o termo de consentimento livre e esclarecido.

 

RESULTADOS

Dos 884 indivíduos elegíveis, 797 foram entrevistados. A maioria dos não participantes (No. = 87) não estava em casa após três tentativas (82%), era do sexo masculino (77,4%) e tinha idade entre 18 e 34 anos (65,2%). Após a coleta dos dados, foram excluídos outros 33 participantes que não completaram corretamente a PHQ-9, finalizando a amostra em 764 participantes.

Considerando-se apenas a pontuação de 10 ou mais pontos na PHQ-9, observou-se 20% (IC95%: 18 a 26) de pessoas com triagem positiva para EDM. Após aplicar o critério complementar da presença dos cinco sintomas, esse valor foi ajustado para 12% (IC95%: 10 a 14). Entre eles, a maioria (47,8%) foi classificada como estando em depressão moderada (tabela 1).

 

 

A maioria dos participantes era do sexo feminino (53,5%), com idade de 41 anos ou mais (51,4%), vivia com um parceiro (62,0%), nunca havia estudado ou tinha até 4 anos de estudo (71,7%), se autodeclarava quilombola (84,9%) e negro (84,0%). A maior parte dos entrevistados teve seu primeiro emprego antes dos 16 anos (69,9%) e estava desempregada no momento da entrevista (50,4%). Renda mensal superior a meio salário mínimo (R$ 272,50) foi informada por 65,4% dos respondentes. A renda familiar média foi de R$ 610,00 para uma média de quatro moradores por domicílio.

A maioria dos entrevistados percebia a própria saúde como sendo muito boa ou razoável (87,6%). No entanto, 63,6% relataram diagnóstico prévio de doença crônica (hipertensão, diabetes, colesterol alto, artrite, problema crônico na coluna, doença pulmonar crônica e/ou osteoporose), 3,5% relataram diagnóstico anterior de transtorno mental e 2,6% relataram ter sido vítima de violência física ou sexual.

A maioria dos entrevistados tinha apoio social, participava de atividades religiosas, assistia à televisão, não participava de atividades em grupo ou trabalho voluntário e não praticava exercícios físicos. Uma grande parcela dos entrevistados (41,0%) consumia álcool pelo menos uma vez por mês, e 26,4% referiram histórico de tabagismo. Cerca de metade dos participantes (50,1%) relatou ter usado algum serviço de saúde nos 12 meses anteriores à entrevista, e 47,5% relataram bom acesso aos serviços de saúde (tabela 2).

 

 

Análises univariada e multivariada

Dentre as 23 variáveis analisadas, nove apresentaram associação estatística (P < 0,05) com a triagem positiva para depressão na análise univariada (tabela 3). Foram elas: ter 41 anos ou mais, nenhum ano de estudo, primeiro emprego antes dos 16 anos, autoavaliação da saúde como razoável e como ruim/muito ruim, diagnóstico de doença crônica, diagnóstico de transtorno psiquiátrico, acesso razoável ou ruim aos serviços de saúde, não praticar exercício físico e histórico de tabagismo. Seguindo indicação da literatura (30), foram incluídas também as variáveis sexo, trabalho, participar de atividades voluntárias e violência, por apresentarem P-valor até 0,25.

Os modelos multivariados intermediários mostraram que ter o primeiro emprego antes dos 16 anos foi a única característica sociodemográfica associada à triagem positiva para depressão. Para as con de saúde e violência, autoavaliação de saúde razoável e ruim/muito ruim, diagnóstico de doença crônica e índice de acesso aos serviços de saúde razoável e ruim estiveram associados à triagem positiva para depressão. Participar de atividades voluntárias, não praticar exercícios e histórico de tabagismo foram as estratégias de enfrentamento associadas à triagem positiva para depressão (tabela 4).

A análise multivariada final indicou quatro variáveis independentemente associadas à triagem positiva para EDM: autoavaliação da saúde como ruim/muito ruim (RP = 1,14; IC95%: 1,04 a 1,26), diagnóstico de doença crônica (RP = 1,08; IC95%: 1,04 a 1,13), não praticar exercício físico (RP = 1,06; IC95%: 1,01 a 1,11) e acesso razoável (RP = 1,07; IC95%: 1,01 a 1,13) ou ruim (RP = 1,07; IC95%: 1,02 a 1,12) aos serviços de saúde. O modelo final foi considerado adequado (teste goodness of fit = 76,13, P = 0,101; teste omnibus = 46,58, P < 0,001).

 

DISCUSSÃO

A triagem positiva para EDM na população quilombola (12%) mostrou-se inferior à triagem de EDM para outra população tradicional, a de índios Karajás (29%) (30), ficando semelhante à prevalência da depressão observada para a população brasileira em 12 meses (10,4%) (3). Por se tratar de uma população historicamente prejudicada e exposta a várias condições de vulnerabilidade social, poderia-se esperar uma maior triagem positiva para depressão. Contudo, devem-se considerar as características das medidas de autorrelato em populações vulneráveis. Simpson et al. (31) indicam que medidas de autorrelato podem levar à subidentificação de patologias que dependem da habilidade dos indivíduos para reconhecer sinais e sintomas em si ou recordar um diagnóstico prévio, sendo essa habilidade menos presente em homens e indivíduos em piores condições sociais.

Sobre os fatores associados, os resultados novamente indicaram semelhança entre a população quilombola e a população brasileira geral. A literatura sobre depressão já havia identificado que fatores individuais referentes à pior autoavaliação de saúde (3, 19) e doenças crônicas (19, 20, 32) associam-se a maior prevalência de depressão em outras populações. Barros et al. (32) identificaram, em 2003, que as pessoas que vivenciavam maior desigualdade social no Brasil apresentavam 62% mais doenças crônicas do que as pessoas em melhores condições sociais, estando a depressão entre as doenças mais frequentes identificadas. Piores condições de saúde e doenças crônicas interferem na produtividade no trabalho, acarretando mais pedidos de licença e maior dependência (6, 32), podendo impactar a capacidade para garantir a subsistência familiar. Os resultados também mostraram a relação entre a triagem para EDM e o pior acesso aos serviços de saúde. Esse fator afeta maior número de pessoas negras e indígenas (32) e tem relação com diversos problemas de saúde (32), incluindo a depressão (13). O sedentarismo, identificado como associado à EDM, igualmente já havia sido descrito em outros trabalhos sobre a depressão (7, 13).

Por sua constituição histórica, a população quilombola tem maior predominância de negros do que a população geral brasileira. Eles vivem em áreas predominantemente rurais, com precárias condições sanitárias e de segurança (33) e compartilham com outras populações vulneráveis do país a cobertura de saúde ruim ou inexistente (11, 32). Esses resultados confirmam estudos anteriores sobre a depressão em populações vulneráveis que indicam a existência de associação entre piores condições de vida e depressão (11, 16, 32 - 35).

Na população quilombola investigada, 12% das pessoas foram identificadas positivamente para EDM, e 26,1% delas receberam classificação de depressão severa. Entretanto, apenas 3,5% dos entrevistados tinham algum diagnóstico psiquiátrico, e 2,3% relataram diagnóstico anterior de depressão. Esse resultado indica que uma grande proporção daqueles com rastreamento positivo para o transtorno podem não estar em tratamento por estarem subdiagnosticados, corroborando achados de Fleck et al. (8). Kohn et al. (36) revisaram artigos de base populacional e indicaram que, em média, 56% das pessoas com depressão não recebem tratamento, com grande variação entre países. Não realizar diagnóstico precoce e tratamento da depressão pode levar à piora da patologia, prejudicar a qualidade de vida e capacidade de trabalho (20) e aumentar o risco de autoextermínio (7). Esses resultados mostram a influência da vulnerabilidade social como fator de risco para patologias psiquiátricas e a importância das políticas públicas no desenvolvimento de ações preventivas no campo da saúde mental (3). Nease Jr. e Maloin (10) recomendam a implantação de um plano consistente de triagem para depressão nos serviços de saúde. Uma das formas de fazer essa triagem seria capacitar os profissionais de saúde para utilizar escalas de triagem para depressão, tais como a PHQ-9. Além disso, o próprio governo brasileiro (37) indica a necessidade de considerar questões culturais e o racismo na montagem dos programas de saúde. Theme-Filha et al. (7) reforçam a necessidade de adaptar os serviços para atender doenças crônicas, estabelecendo acompanhamento prolongado para pessoas com depressão.

Contrariamente a outros estudos (3, 12, 15, 16, 30, 38), não foi observada associação estatística entre sexo feminino e EDM. Uma possível explicação para a ausência de efeito de gênero na depressão entre os quilombolas é a pobreza extrema, que poderia limitar esse efeito. A renda familiar média observada nessa população no ano de 2011 foi de R$ 610,00 para famílias de quatro pessoas. Segundo o Critério de Classificação Econômica Brasil de 2010 (39), essa faixa de renda classificaria os quilombolas como pertencentes à classe E (renda familiar abaixo de R$ 618,00), a mais baixa da população brasileira. Essa explicação é apoiada pelo trabalho de Beck e Alford (40), que indicam que condições precárias de vida afetam indivíduos de ambos os sexos igualmente, fazendo-os embotar suas necessidades, desejos e preocupações, visando apenas à sobrevivência. Outra possibilidade é que a perda diferencial de homens na amostra pode ter afetado essa associação. Além disso, a ausência de efeito de gênero também foi observada na Bélgica, Alemanha e China (5) e em subpopulações específicas, como afro-americanos (41) e israelenses jovens (42), podendo constituir uma característica de populações muito específicas. A metodologia adotada na presente investigação não permite esclarecer completamente as razões da ausência de efeito de gênero na depressão, sendo necessários estudos futuros sobre esse tema na população quilombola.

Outras limitações do estudo incluíram não poder estabelecer relações causais e não investigar o impacto da constituição histórica da população quilombola ou outras populações tradicionais na depressão, geradas pela adoção de delineamento transversal e quantitativo. Além disso, as informações basearam-se em autorrelato, o instrumento usado para triagem da depressão não foi especificamente validado para a população quilombola e não houve confirmação clínica. Apesar dessas limitações, o presente trabalho apresenta uma contribuição importante para o entendimento da depressão nas comunidades quilombolas. Os resultados mostraram prevalência de rastreio positivo para a EDM menor do que a observada em população indígena (30), mas semelhante à prevalência estimada de depressão na população geral brasileira em 12 meses. Além disso, mostraram que os fatores associados à depressão nas comunidades quilombolas foram similares aos que contribuem para o surgimento da depressão em outras populações vulneráveis. Investir em infraestrutura, saneamento, educação e acesso aos serviços de saúde, bem como preparar os profissionais de saúde para rastrear a depressão na população quilombola, pode contribuir para a melhoria nas condições de vida desse grupo e para a identificação e tratamento precoce de diversas patologias, entre elas a depressão.

Agradecimentos. Este trabalho foi financiado pela Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado da Bahia (FAPESB) e pela Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de Minas Gerais (FAPEMIG).

Conflitos de interesse. Nada declarado pelos autores.

 

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Manuscrito recebido em 30 de março de 2013
Aceito em versão revisada em 24 de fevereiro de 2014

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