¿Ha dejado de disminuir la mortalidad por enfermedades cerebrovasculares en España?

Resumen

Objetivos

Analizar los cambios en las tendencias de la mortalidad por enfermedades cerebrovasculares según comunidad autónoma y sexo en España durante el período 1980-2016 utilizando modelos de regresión joinpoint.

Métodos

Los datos de mortalidad se obtuvieron del Instituto Nacional de Estadística. Para cada comunidad autónoma y sexo se calcularon las tasas brutas y estandarizadas. El análisis de regresión joinpoint se utilizó para identificar los puntos más adecuados donde se produjo un cambio estadísticamente significativo en la tendencia.

Resultados

El análisis joinpoint permite diferenciar comunidades en las que las tasas muestran un descenso continuado a lo largo de todo el periodo en ambos sexos (Asturias, Cantabria, Castilla y León, Ceuta y Melilla) o solo en los hombres (Extremadura). En los hombres, en las comunidades en las que se observan cambios en la tendencia se aprecia, en todas ellas (excepto en Aragón, Baleares y Murcia, donde las tasas permanecen estables), un primer periodo de descenso, que oscila entre el −3,4% en Cataluña y Extremadura y el −6,0% en Madrid, y un periodo final donde las tasas muestran tendencias divergentes: siguen descendiendo en Andalucía, Aragón, Baleares y Madrid, han comenzado a estabilizarse en Castilla-La Mancha y Murcia y aumentan en Canarias.

En las mujeres, en las comunidades en que se observan cambios en la tendencia se aprecia, en todas ellas (excepto en Aragón, Murcia y País Vasco, donde las tasas permanecen estables), un primer periodo de descenso, que oscila entre el −3,1% en Cataluña y el −6,4% en Navarra, y un periodo final donde las tasas muestran tendencias divergentes: siguen descendiendo en Andalucía, Aragón, Cataluña, Galicia, Madrid y País Vasco, han comenzado a estabilizarse en Extremadura y Murcia, y aumentan en Canarias.

Conclusiones

Los datos actuales muestran que las tasas de mortalidad por enfermedades cerebrovasculares se han desacelerado (en mujeres en Andalucía), estancado (en ambos sexos en Murcia, en hombres en Castilla-La Mancha y en mujeres en Extremadura) e incluso se han revertido (en hombres y en mujeres en Canarias). Las causas de estas tendencias requieren más estudios.

Abstract

Objectives

To analyse the changes in stroke mortality trends in Spain by autonomous community and by sex during the period 1980-2016, using joinpoint regression models.

Methods

Mortality data were obtained from the Spanish National Statistics Institute. Crude and standardised rates were calculated for each Spanish autonomous community, and for each sex. Joinpoint analysis was used to identify the best-fitting points showing a statistically significant change in the trend.

Results

Joinpoint analysis enabled us to differentiate between communities in which mortality rates showed a continuous decline throughout the study period in both sexes (Asturias, Cantabria, Castile and Leon, Ceuta, and Melilla) or in men only (Extremadura). In men, in all those communities in which changes in the trend were observed (all but Aragon, the Balearic Islands, and Murcia, where rates remained stable), we observed an initial period of decline (ranging from –3.4% in Catalonia and Extremadura, to –6.0% in Madrid) and a final period where the trends diverged: mortality rates continued to fall in Andalusia, Aragon, the Balearic Islands, and Madrid, but began to stabilise in Castile-La Mancha and Murcia and to increase in the Canary Islands.

In women, in those communities where changes were observed (all but Aragon, Murcia, and the Basque Country, where rates remained stable), we observed an initial period of decline (ranging from –3.1% in Catalonia to –6.4% in Navarre) and a final period where divergent trends were observed: rates continued to decline in Andalusia, Aragon, Catalonia, Galicia, Madrid, and the Basque Country, but began to stabilise in Extremadura and Murcia and to increase in the Canary Islands.

Conclusions

Current data show that stroke mortality rates have decreased (in women in Andalusia), stabilised (in both sexes in Murcia, in men in Castile-La Mancha, and in women in Extremadura), and have even reversed (in both sexes in the Canary Islands). Further study is needed to identify the causes of these trends.

Introducción

Desde hace tiempo se reconoce que las enfermedades cerebrovasculares (ECV) constituyen un importante problema de salud pública. A nivel mundial, representan la segunda causa de muerte y la tercera causa de discapacidad¹.

Los países de América del Norte parecen tener una mortalidad por ECV marcadamente menor que Europa, que a su vez se caracteriza por una tasa de mortalidad altamente heterogénea entre diferentes países y regiones².

Pese al descenso constante observado en las tasas de mortalidad por ECV en muchos países³, el número absoluto de fallecidos, discapacitados o supervivientes ha aumentado de forma significativa⁴, y se espera un incremento de su incidencia en las próximas décadas como consecuencia del progresivo envejecimiento de la población y del incremento en la prevalencia de los principales factores de riesgo modificables⁵.

En Estados Unidos, el marcado descenso en las tasas de mortalidad por ECV durante las últimas cuatro décadas se ha ralentizado, estancado o, en algunos casos, revertido en los últimos años, y se han observado variaciones sustanciales en relación con el momento y la magnitud del cambio según características demográficas y geográficas^6,7. Algo similar se ha observado en algunos países europeos y asiáticos⁸.

En España, pese al descenso observado en la mortalidad desde la década de los setenta⁹, las ECV suponen una alta carga de enfermedad¹⁰. Dicho descenso se aceleró en la década de los noventa, sobre todo en los grupos de mayor edad¹¹, y ha continuado durante este siglo¹², aunque a diferente ritmo en algunas áreas geográficas¹³.

Desde comienzos de este siglo el análisis de regresión joinpoint se ha mostrado útil para identificar y describir la ocurrencia de cambios en distintos periodos de tiempo a lo largo de la tendencia de los datos¹⁴ y ha sido usado ampliamente en estudios de tendencias de la mortalidad en nuestro contexto^12,13.

Teniendo en cuenta todo lo anterior, nos planteamos el objetivo de proporcionar información actualizada sobre la mortalidad por ECV en España y analizar los cambios recientes (1980-2016) en la tendencia de dicha mortalidad según comunidades autónomas (CCAA) y sexo, empleando modelos de regresión joinpoint para verificar si las tendencias observadas previamente continúan.

Pacientes y métodos

Los datos de mortalidad por edad y sexo se obtuvieron de las publicaciones del Instituto Nacional de Estadística durante los años 1980 a 2016. Se han usado las defunciones por ECV (códigos 430-438 y I60-I69 de la novena y décima revisiones de la Clasificación Internacional de Enfermedades [CIE] para los periodos 1980-1998 y 1999-2016, respectivamente). Para el cálculo de indicadores se han utilizado las poblaciones estimadas a 1 de julio por el Instituto Nacional de Estadística.

Para cada comunidad autónoma (CA) se calcularon, en hombres y mujeres, las tasas brutas y estandarizadas por el método directo, usando como referencia la población europea¹⁵ y expresándose como tasas por 100.000 personas-año.

Para el análisis de tendencias se usaron modelos de regresión joinpoint (también llamados modelos segmentados de Poisson). El propósito de estos modelos es doble: identificar el momento en que se producen los cambios significativos de la tendencia y estimar la magnitud del aumento o del descenso observado en cada intervalo. De esta manera se expresaron en los resultados los años (periodo) que componen cada tendencia, así como el porcentaje de cambio anual (PCA) para cada una de ellas.

Fijamos el mínimo número de datos en la tendencia lineal en ambos extremos del periodo en 3. Se buscó un máximo de 3 puntos de inflexión en cada regresión, para lo cual el programa busca el modelo más sencillo que se ajuste a los datos mediante la técnica de mínimos cuadrados ponderados, estimando luego su significación estadística por medio de permutaciones Monte Carlo.

Para cuantificar la tendencia a lo largo de todo el período, calculamos el porcentaje de cambio medio anual (PCMA) como un promedio geométrico ponderado de los PCA del modelo joinpoint. Esto representa una medida resumen de la tendencia durante el período de estudio. Si un PCMA se encuentra por completo dentro de un único segmento, el PCMA será igual al PCA para ese segmento.

Al describir los resultados del análisis de tendencias, los términos «aumentar» o «disminuir» indican significación estadística (p < 0,05), mientras que los resultados no significativos se informan como «estables».

Se usó la opción «pairwise comparison» del software para verificar si las tendencias eran paralelas según sexo¹⁶. La significación estadística se fijó en 0,05.

Todos los cálculos se realizaron con el software Joinpoint Regression¹⁷.

Resultados

En la tabla 1 se muestra para cada CA el número de defunciones, población, tasa bruta y tasa estandarizada para los años 1980 y 2016 según sexo.

Tabla 1.

Mortalidad por enfermedades cerebrovasculares según comunidad autónoma y sexo (1980 y 2016)

	Hombres						Mujeres
	Defunciones		TB		TEe		Defunciones		TB		TEe
	1980	2016	1980	2016	1980	2016	1980	2016	1980	2016	1980	2016
Andalucía	3.552	2.341	112,5	56,3	338,7	78,5	5.005	3.039	153,6	71,5	308,8	65,7
Aragón	734	458	124,0	70,3	238,4	66,6	842	582	139,4	87,5	205,3	50,0
Asturias	510	348	93,2	70,2	225,2	61,7	850	599	146,8	110,7	235,4	56,0
Baleares	431	172	134,8	30,1	304,6	45,3	563	252	171,4	44,1	281,6	42,2
Canarias	578	351	85,7	33,0	288,8	47,6	676	453	99,7	42,0	259,0	44,6
Cantabria	213	161	85,1	56,7	209,4	57,3	385	243	147,8	81,7	234,9	48,6
Castilla y León	1.533	821	119,4	68,0	242,7	52,8	1.761	1.099	134,7	88,9	203,2	42,4
Castilla-La Mancha	1.259	562	153,7	54,7	313,1	56,1	1.573	723	188,2	71,1	295,1	48,1
Cataluña	2.856	1.538	98,6	42,4	271,8	49,7	4.051	2.091	134,4	55,2	248,4	39,8
Comunidad Valenciana	2.720	1.238	153,6	50,9	397,6	60,7	3.403	1.601	184,7	64,2	345,3	51,2
Extremadura	856	309	161,8	57,5	350,7	60,0	1.106	515	203,6	94,7	304,4	61,3
Galicia	1.789	883	131,8	67,3	301,7	58,2	2.745	1.369	189,8	97,7	276,1	50,7
Madrid	1.337	973	59,7	31,4	194,7	40,7	1.837	1.389	76,5	41,5	159,5	32,6
Murcia	615	387	132,0	52,6	365,4	76,2	773	473	160,1	64,6	298,0	61,2
Navarra	291	150	115,1	47,4	276,2	51,8	305	192	119,7	59,6	211,7	39,4
País Vasco	781	613	73,9	58,4	250,6	59,5	1.000	750	93,0	67,2	200,4	40,8
Rioja	169	113	133,7	73,2	316,5	71,3	190	97	149,8	61,3	248,7	37,3
Ceuta	26	17	81,5	39,5	337,8	70,0	39	6	117,8	14,4	274,8	19,8
Melilla	16	20	60,9	46,5	182,5	99,6	40	18	145,0	43,2	288,3	62,2
España	20.304	11.556	110,4	50,7	291,7	58,6	27.171	15.566	142,3	65,8	257,3	47,9

TB: tasa bruta; TEe: tasa estandarizada (población estándar europea).

El número de defunciones por ECV de 1980 a 2016 ha disminuido tanto en hombres (de 20.304 a 11.556) como en mujeres (de 27.171 a 15.566) en España (−43% en ambos sexos) y en las diferentes CCAA (tabla 1).

En el año 2016, Melilla y Andalucía muestran las tasas estandarizadas más elevadas tanto en hombres (99,6 y 78,5, respectivamente) como en mujeres (62,2 y 65,6, respectivamente).

Las tablas 2 y 3 muestran los resultados del análisis de regresión joinpoint, es decir, los puntos en los que las tasas cambian significativamente y el PCA de cada tendencia en hombres y mujeres respectivamente según CA. Asimismo, se muestra el PCMA del periodo de estudio (1980-2016).

Tabla 2.

Análisis joinpoint de la mortalidad por enfermedades cerebrovasculares en hombres según comunidad autónoma (1980-2016)

Hombres
	1980-2016	Tendencia 1		Tendencia 2		Tendencia 3		Tendencia 4
Comunidad autónoma	PCMA	Periodo	PCA	Periodo	PCA	Periodo	PCA	Periodo	PCA
Andalucía	−4,1*	1980-1997	−3,8*	1997-2003	−1,4	2003-2016	−5,8*
Aragón	−3,8*	1980-1984	1,2	1984-1993	−5,5*	1993-2006	−2,4*	2006-2016	−5,8*
Asturias	−3,7*	1980-2016	−3,7*
Baleares	−5,0*	1980-1985	0,8	1985-1989	−8,5*	1989-2003	−4,2*	2003-2016	−6,9*
Canarias	−4,9*	1980-1990	−5,8*	1990-2002	−4,1*	2002-2013	−7,6*	2013-2016	5,8*
Cantabria	−3,7*	1980-2016	−3,7*
Castilla-La Mancha	−4,8*	1980-2003	−4,4*	2003-2011	−7,4*	2011-2016	−2,2
Castilla y León	−4,3*	1980-2016	−4,3*
Cataluña	−4,5*	1980-1990	−3,1*	1990-2016	−5,1*
Ceuta	−5,2*	1980-2016	−5,2*
Comunidad Valenciana	−5,2*	1980-1993	−4,2*	1993-2016	−5,8*
Extremadura	−4,7*	1980-2016	−4,7*
Galicia	−4,6*	1980-2013	−4,2*	2013-2016	−9,3*
Madrid	−4,5*	1980-1986	−6,0*	1986-1990	0,9	1990-2003	−4,6*	2003-2016	−5,4*
Melilla	−4,4*	1980-2016	−4,4*
Murcia	−4,3*	1980-1983	0,7	1983-2007	−4,3*	2007-2013	−8,7*	2013-2016	−0,2
Navarra	−4,5*	1980-1989	−6,4*	1989-2016	−3,9*
País Vasco	−4,2*	1980-1990	−4,6*	1990-2002	−2,7*	2002-2016	−5,1*
Rioja	−4,5*	1980-1996	−5,3*	1996-2016	−3,8*
España	−4,5*	1980-2003	−4,1*	2003-2016	−5,3*

PCA: porcentaje de cambio anual; PCMA: porcentaje de cambio medio anual.

* p < 0,05.

Tabla 3.

Análisis joinpoint de la mortalidad por enfermedades cerebrovasculares en mujeres según comunidad autónoma (1980-2016)

Mujeres
	1980-2016	Tendencia 1		Tendencia 2		Tendencia 3		Tendencia 4
Comunidad autónoma	PCMA	Periodo	PCA	Periodo	PCA	Periodo	PCA	Periodo	PCA
Andalucía	−4,3*	1980-1997	−3,9*	1997-2004	−1,8*	2004-2010	−8,0*	2010-2016	−4,4*
Aragón	−3,8*	1980-1984	1,2	1984-1993	−5,5*	1993-2006	−2,4*	2006-2016	−5,8*
Asturias	−4,1*	1980-2016	−4,1*
Baleares	−5,2*	1980-1998	−4,4*	1998-2016	−6,0*
Canarias	−4,9*	1980-1990	−5,8*	1990-2002	−4,1*	2002-2013	−7,6*	2013-2016	5,8*
Cantabria	−4,2*	1980-2016	−4,2*
Castilla-La Mancha	−5,2*	1980-1992	−3,8*	1992-2016	−5,9*
Castilla y León	−4,5*	1980-2016	−4,5*
Cataluña	−5,0*	1980-1991	−3,4*	1991-1996	−8,0*	1996-2002	−3,8*	2002-2016	−5,7*
Ceuta	−5,2*	1980-2016	−5,2*
Comunidad Valenciana	−5,4*	1980-1993	−4,0*	1993-2016	−6,1*
Extremadura	−4,3*	1980-1992	−3,4*	1992-2011	−5,6*	2011-2016	−1,5
Galicia	−4,9*	1980-1999	−4,1*	1999-2008	−6,0*	2008-2012	−1,7	2012-2016	−9,6*
Madrid	−4,5*	1980-1986	−6,0*	1986-1990	0,9	1990-2003	−4,6*	2003-2016	−5,4*
Melilla	−4,4*	1980-2016	−4,4*
Murcia	−4,3*	1980-1983	0,7	1983-2007	−4,3*	2007-2013	−8,7*	2013-2016	−0,2
Navarra	−4,5*	1980-1989	−6,4*	1989-2016	−3,9*
País Vasco	−4,3*	1980-1985	−2,1	1985-1989	−7,2*	1989-2002	−3,1*	2002-2016	−5,4*
Rioja	−4,5*	1980-1996	−5,3*	1996-2016	−3,8*
España	−4,6*	1980-1984	−2,9*	1984-2005	−4,4*	2005-2011	−6,5*	2011-2016	−4,0*

PCA: porcentaje de cambio anual; PCMA: porcentaje de cambio medio annual.

* p < 0,05.

El análisis por CCAA muestra que en el periodo completo las tasas estandarizadas descienden de forma significativa en todas ellas, tanto en hombres como en mujeres. En los hombres, los mayores descensos se observan en Ceuta y en la Comunidad Valenciana (−5,2% en ambas) y los menores en Cantabria y Asturias (−3,7% en ambas). En las mujeres, la Comunidad Valenciana es la que presenta un mayor descenso (−5,4%), seguida de Ceuta, Baleares y Castilla-La Mancha (−5,2% en todas), y Aragón la que menos (−3,8%), seguida de Asturias (−4,1%).

El análisis joinpoint permite diferenciar CCAA en las que las tasas muestran un descenso continuado a lo largo de todo el periodo en ambos sexos (Asturias, Cantabria, Castilla y León, Ceuta y Melilla) o solo en los hombres (Extremadura). En los hombres, en las CCAA en las que se observan cambios en la tendencia se aprecia, en todas ellas (excepto en Aragón, Baleares y Murcia, donde las tasas permanecen estables), un primer periodo de descenso, que oscila entre el −3,4% en Cataluña y Extremadura y el −6,0% en Madrid), y un periodo final donde las tasas muestran tendencias divergentes: siguen descendiendo en Andalucía, Aragón, Baleares y Madrid, han comenzado a estabilizarse en Castilla-La Mancha y Murcia y aumentan en Canarias.

En las mujeres, en las CCAA en las que se observan cambios en la tendencia se aprecia, en todas ellas (excepto en Aragón, Murcia y País Vasco, donde las tasas permanecen estables), un primer periodo de descenso, que oscila entre el −3,1% en Cataluña y el −6,4% en Navarra, y un periodo final donde las tasas muestran tendencias divergentes: siguen descendiendo en Andalucía, Aragón, Cataluña, Galicia, Madrid y País Vasco, han comenzado a estabilizarse en Extremadura y Murcia, y aumentan en Canarias.

El test de comparabilidad muestra que las tasas siguieron tendencias paralelas según sexo en Aragón, Canarias, Ceuta, Madrid, Melilla, Murcia, Navarra y La Rioja.

Discusión

Nuestros resultados muestran importantes variaciones geográficas (con una magnitud de aproximadamente el doble respecto al área de menor mortalidad en ambos sexos) y temporales en la mortalidad por ECV en España (1980-2016). Estas diferencias pueden deberse a diferencias en la incidencia (reflejo de una prevalencia de factores de riesgo y/o del control de estos diferentes), la supervivencia de los pacientes con ictus o a una combinación de ambas^18,19.

La incidencia estimada en España es de 120-350 casos por 100.000 habitantes y año, aunque muestra una importante variabilidad geográfica (tasas más altas en el sur y regiones del noroeste en comparación con las regiones centrales y del Mediterráneo)²⁰ y temporal (p.ej., las tasas de hospitalización por ECV aguda han disminuido en algunas áreas^21,22 pero han aumentado en otras)^23,24.

Las razones de la desaceleración (en las mujeres en Andalucía), del estancamiento (observado en ambos sexos en Murcia, en hombres en Castilla-La Mancha y en mujeres en Extremadura), o incluso de la reversión (en hombres y mujeres en Canarias) en la disminución de las tasas de mortalidad por ECV no son claras. Estos cambios podrían estar relacionados con cambios adversos en la prevalencia de los factores de riesgo o en su manejo que podrían aumentar la incidencia de ECV. Canarias, Extremadura y Andalucía presentan la mayor prevalencia de obesidad, diabetes mellitus, hipertensión arterial o dislipemia en ambos sexos¹⁸. Además, la mortalidad relacionada con la diabetes es más alta en Canarias que en cualquier otra región española²⁵.

La prevalencia de hipertensión en España es alta, y un porcentaje considerable de pacientes hipertensos aún no han sido diagnosticados²⁶, y aunque la terapia con medicamentos es cada vez más común, el grado de control no ha mejorado y sigue siendo bajo²⁷. Además, el aumento de la prevalencia de obesidad²⁸, de diabetes²⁹ y del consumo de tabaco, sobre todo en las mujeres³⁰ en las últimas décadas, podría estar contribuyendo a la desaceleración del descenso en algunas áreas. A todo ello se podrían estar sumando las consecuencias de la crisis de 2008 sobre la salud y las desigualdades en salud³¹, ya que existen evidencias de que peores condiciones socioeconómicas se asocian a mayor mortalidad cardiovascular y mayor prevalencia de factores de riesgo cardiovascular³².

Parte de las diferencias observadas en las tendencias entre CCAA podrían estar relacionados con las diferencias en el tratamiento y la atención de las ECV, lo que llevaría a desigualdades en las tasas de letalidad.

Desde la configuración del Sistema Nacional de Salud español (en la Ley General de Sanidad de 1986) y el traspaso de competencias sanitarias (1981-2001) a los servicios de salud de las CCAA han sucedido muchos cambios de orden político, legislativo, conceptual y técnico que afectan a la salud de la población y que han sido abordados de forma diferente en cada CA, generando diversidad enriquecedora pero también desigualdades (las prestaciones a las que uno puede acceder no son las mismas en un territorio u otro). Así, pese a la existencia de la Estrategia Nacional del Ictus (2008) y del Plan de Asistencia Sanitaria al Ictus que se han ido adaptando en las CCAA, siguen existiendo importantes diferencias entre CCAA, fundamentalmente en la dotación de recursos técnicos y humanos^33,34. Además, han sido pocas las CCAA que han evaluado la implantación y los resultados obtenidos, y son menos todavía las que los han publicado^35-37.

Mientras que la fibrinólisis intravenosa y la utilización del «código ictus» están ampliamente implantados, la dotación de Unidades de Ictus, la atención neurológica especializada y los centros de referencia para trombectomía mecánica se reparten de manera desigual. Así, de las 56 unidades de ictus existentes en España en noviembre de 2016, 10 se encuentran en Cataluña, 9 en la Comunidad de Madrid, 6 en la Comunidad Valenciana y 5 en el País Vasco, mientras que en Extremadura o Castilla-La Mancha solo hay dos³⁸. Además, en los diferentes servicios de salud autonómicos persiste una importante heterogeneidad interhospitales en la capacidad de respuesta antes nuevos casos de ictus, de tal modo que la residencia más que la distancia a un centro sanitario marca la accesibilidad a un tratamiento especializado adecuado³⁹ y, por tanto, a un mejor pronóstico^40,41.

Fortalezas y limitaciones

Hemos realizado un análisis de tendencia de la mortalidad por ECV en un periodo de tiempo amplio (37 años) mediante análisis de regresión joinpoint que es capaz de identificar períodos de forma objetiva. Esto evita la necesidad de preespecificar periodos de tiempo (que puede sesgar la forma en la que se analizan las tendencias).

Las posibles limitaciones de nuestro estudio surgen de las peculiaridades de la fuente de información (certificado de defunción) y del fenómeno que se evalúa (mortalidad). Pese a ello, la medida más útil y más ampliamente usada del estado de salud de una población continúa siendo la causa de muerte obtenida en los certificados de defunción⁴². Dada la escasa disponibilidad de datos sobre morbilidad, la mortalidad es el único indicador con carácter universal disponible en nuestro país. Los problemas relacionados con la codificación y la certificación de la causa de muerte se deben tener en cuenta al explicar las tendencias de mortalidad observadas, aunque la precisión de los datos de mortalidad es considerable en nuestro país⁴³.

No es probable que la adopción de la 10.ª revisión de la CIE haya influido en las tasas de mortalidad por ECV, ya que esta categoría es similar en las dos revisiones usadas⁴⁴.

Conclusiones

Dado el progresivo envejecimiento de nuestra población, la magnitud de las ECV representa todavía un gran reto para las políticas preventivas y de cuidados de salud, sobre todo a edades avanzadas con un peor pronóstico evolutivo, tanto en términos de muertes como en secuelas funcionales y costes de salud, especialmente en las hemorragias cerebrales⁴⁵, y por ello sería interesante analizar la mortalidad en esos grupos de edad.

Los datos actuales muestran que las tasas de mortalidad por ECV se han desacelerado (en las mujeres en Andalucía), estancado (en ambos sexos en Murcia, en hombres en Castilla-La Mancha y en mujeres en Extremadura) e incluso se han revertido (en hombres y mujeres en Canarias). Las causas de estas tendencias requieren más estudios. Las nuevas estrategias en la atención de las ECV deberían resultar no solo en la disminución de las tasas de mortalidad y del número de pacientes con accidentes cerebrovasculares gravemente discapacitados, sino también en la disminución de las desigualdades regionales observadas.

Financiación

Este trabajo no ha recibido financiación, ni pública ni privada.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.