El suicidio se sitúa en España como la primera causa de muerte no natural, y el juego patológico es uno de sus principales factores de riesgo de los trastornos adictivos. El estudio realizado tiene como objetivo describir y comparar las características sociodemográficas, la comorbilidad y las características del intento en pacientes con intentos de suicidio que cumplen criterios de juego patológico frente a pacientes con intento de suicidio sin criterios de juego patológico.
MétodosPara los distintos análisis se empleó una muestra de 345 pacientes con intento de suicidio recogida a partir de las admisiones en el servicio de Urgencias de un Hospital Universitario de la Comunidad Autónoma de Madrid durante el periodo comprendido entre 1999 y 2004. Para describir y comparar las características sociodemográficas, de comorbilidad y las relacionadas con el intento de suicidio, se utilizaron modelos de regresión logística ajustados por sexo y edad.
ResultadosLos resultados muestran que los pacientes con intento de suicidio que cumplen criterios de juego patológico son predominantemente varones, con bajo nivel de estudios y con mayor tendencia a tener descendencia. Además presentan mayor prevalencia en determinadas comorbilidades: dependencia global de sustancias, dependencia de nicotina, dependencia de cocaína y dependencia de opiáceos.
ConclusionesEn este estudio se muestra cierta evidencia sobre la existencia de un subtipo de suicida (jugador patológico suicida) con ciertas características propias, similares a las encontradas en muestras de jugadores patológicos.
Suicide is the first cause of non-natural death in Spain. Among addictive disorders, pathological gambling is one the most significant independent risk factors for suicidal behavior. The objective of this study is to describe and compare the sociodemographic traits, comorbidity and attempt characteristics, between suicide attempters who fulfill diagnostic criteria for pathological gambling and those who do not.
MethodsA total of 345 patients admitted to the emergency department of a University Hospital in Madrid between 1999 and 2004 were interviewed for this study. To describe and compare the demographic characteristics, comorbidity and those related to attempted suicide, using logistic regression models adjusted for sex and age were used.
ResultsSuicide attempters who fulfilled diagnostic criteria for pathological gambling were predominantly male, with a low education level, and had more offspring. Furthermore, these patients had more comorbidities, such as: global substance dependence, nicotine, cocaine and opioid dependence.
ConclusionsThe present study suggests that pathological gamblers represent a distinct subgroup among suicide attempters, with particular characteristics, similar to those found in pathological gamblers in the general population.
El suicidio es un problema de salud pública de primer orden en todo el mundo1. En España, se sitúa como la primera causa de muerte no natural según datos aportados por el Instituto Nacional de Estadística, con un total de 3.429 personas fallecidas por suicidio en 2011. En 2000, el suicidio supuso el 2,5% del total de años de vida perdidos por todas las causas en la población española (el 3,1% para los varones y el 1,5% para las mujeres), y se han publicado estudios que señalan un incremento relativo de los suicidios tras la crisis económica en España2,3.
Se han descrito diversos factores de riesgo de suicidio, entre los que destacan ser varón, tener antecedentes de intentos previos de suicidio, trastornos adictivos, historia familiar de suicidio, antecedentes psiquiátricos, estado civil y situación de desempleo3,4.
Entre los trastornos adictivos que actúan como factor de riesgo de suicidio, se encuentra el juego patológico. Su prevalencia en España se ha incrementado de manera exponencial desde la legalización del juego en 1977. Actualmente, al menos el 1,5% de la población mayor de 18 años cumple criterios de juego patológico, llegándose a incrementar la cifra hasta el 2% en niños y adolescentes5. Existen diversos trabajos que analizan la asociación entre el suicidio y el juego patológico. Phillips et al. muestran que el suicidio es la causa más probable de mortalidad tanto en visitantes como en residentes de ciudades en las que existen casinos respecto a ciudades que no disponen de este tipo de establecimientos6. Newman et al. estiman que los jugadores patológicos tienen 3,4 veces más riesgo de llevar a cabo un intento de suicidio que la población general7. Existen otros estudios realizados con jugadores patológicos tratados en unidades específicas destinadas al tratamiento de dicho trastorno que señalan que los intentos de suicidio están presentes hasta en el 40% de estos pacientes8,9.
Como ya se ha mencionado, además del juego patológico existen otros factores de riesgo de suicidio. Uno de ellos es el abuso/dependencia de alcohol. En este sentido se han descrito cifras de prevalencia de abuso de alcohol de un 25-50% en muestras de pacientes fallecidos por suicidio10. El juego patológico no es infrecuente que se asocie a trastornos por uso de alcohol y otras sustancias5,11,12, lo que debe tenerse muy en cuenta, ya que la dependencia de múltiples sustancias simultáneamente supone un riesgo de suicidio 20 veces superior13.
Otro de los factores de riesgo de suicidio es el trastorno afectivo. Se ha descrito como el principal factor modificable de riesgo de suicidio14,15 y se encuentra frecuentemente asociado al juego patológico5,11–13. En ambos trastornos la impulsividad es un rasgo habitualmente presente16,17, que de forma independiente puede aumentar el riesgo suicida18.
El estudio del juego patológico como factor modificable e independiente de riesgo de suicidio es de gran interés, más aún si se considera su frecuente asociación con otros trastornos (afectivos, ansiedad, uso de sustancias y otros factores comórbidos) que a su vez incrementan de manera significativa el riesgo suicida13,19. Algunos estudios describen los factores de riesgo de intentos de suicidio en poblaciones de jugadores patológicos. Bischof et al. encuentran que los trastornos del ánimo, trastornos por uso de sustancias y origen temprano del juego patológico se asocian con ideación suicida. Este y otros autores relacionan el sexo femenino, los trastornos de personalidad del antiguo cluster B, los trastornos del estado del ánimo, la situación de desempleo y las deudas económicas con los intentos de suicidio en jugadores patológicos20,21. Por otro lado, Séguin et al9 estudian la presencia de juego patológico y otros trastornos psiquiátricos en pacientes fallecidos por suicidio mediante entrevista estructurada a sus familiares. En ese trabajo se muestra que los pacientes fallecidos con antecedentes de juego patológico tenían mayor comorbilidad del eje II que los pacientes fallecidos por suicidio sin juego patológico. Sin embargo, por cuestiones de diseño, no incluyeron los intentos de suicidio que no llegaron a consumarse, y tampoco obtuvieron resultados significativos en diferencias de comorbilidad en eje I.
En este contexto, se pretende describir y comparar las características sociodemográficas, de comorbilidad y las características del intento de suicidio (violencia y antecedentes personales y familiares) de los pacientes psiquiátricos con intentos de suicidio que cumplen criterios de juego patológico frente a los que no los cumplen, independientemente de que estén o no previamente en tratamiento por juego patológico.
MétodosMuestraLa muestra de pacientes con intento de suicidio se recogió a partir de las admisiones en el servicio de urgencias de un hospital universitario de la Comunidad Autónoma de Madrid durante el periodo comprendido entre 1999 y 2004. Dicho hospital ofrece atención sanitaria en un área de 500.000 habitantes del norte de Madrid; en su servicio de urgencias se incluyen todas las especialidades médico-quirúrgicas. Recogieron los datos médicos especialistas en psiquiatría. Los diagnósticos DSM-IV se realizaron basándose en la Mini-International Neuropsychiatric Interview, versión 4.4.
El total de pacientes con intento de suicidio de los que se obtuvo información en el periodo de estudio fue 345. Se los clasificó en pacientes con probable diagnóstico de juego patológico (SJP) (n = 23) y con muy baja probabilidad de padecer juego patológico (SNJP) (n = 322) de acuerdo con el resultado obtenido en la escala SOGS (South Oaks Gambling Screen), la cual se cumplimentó como parte de la recogida de datos22,23. En dicha escala22, una puntuación ≥ 5 permite catalogar al paciente como probable jugador patológico con una sensibilidad diagnóstica del 95% y una especificidad del 98%.
Para realizar la comparación entre los dos grupos de pacientes con intento de suicidio, se emplearon variables que recogían información sobre las características sociodemográficas, comorbilidad diagnóstica y valoración de la conducta y antecedentes suicidas. Se consideraron métodos suicidas violentos los que no fueron por sobreingesta medicamentosa o envenenamiento24.
Análisis estadísticoLas características sociodemográficas y clínicas de los pacientes se compararon entre los SJP y SNJP utilizando modelos de regresión logística ajustados por sexo y edad. Como medida de efecto de asociación se calcularon las odds ratio con sus intervalos de confianza del 95% (IC95%). El software que se empleó para la realización de los análisis estadísticos fue R (versión 2.15.3)25.
ResultadosDatos sociodemográficosEn la tabla 1 se muestran los resultados de la comparación de las características sociodemográficas entre los SJP y SNJP. Sin diferencias claras en cuanto a la edad entre los dos grupos, los SJP tienen más probabilidad de ser varones (69,56%; p = 0,001; OR = 4,90; IC95%, 2,01-13,19), con bajo nivel de estudios (59,10%; p = 0,050 y p tendencia = 0,026; OR = 7,96; IC95%, 1,50-147,48) y de tener descendencia (69,57%; p = 0,025).
Características sociodemográficas de los pacientes con intento de suicidio con y sin diagnóstico de juego patológico
| Variable | Tipo, % | Análisis univariable | Análisis multivariable | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| SJP (n = 23) | SNJP (n = 322 | OR | IC95% | p | Tendencia/ANOVA, p | OR | IC95% | p | Tendencia/ANOVA, p | |
| Sexo | ||||||||||
| Mujeres | 30,44 | 67,71 | 1 | - | 0,001 | - | 1 | - | 0,001 | - |
| Varones | 69,56 | 32,29 | 4,79 | 1,98-2,79 | 4,90 | 2,01-13,19 | ||||
| Edad | 37,34 | 36,76 | 1,00 | 0,97-1,03 | 0,855 | - | 1,00 | 0,97-1,02 | 0,776 | |
| Estado Civil | ||||||||||
| Casado | 39,13 | 34,50 | 1 | - | - | 0,175 | 1 | - | - | 0,177 |
| Soltero | 30,43 | 46,30 | 0,58 | 0,20-1,60 | 0,293 | 0,54 | 0,17-1,69 | 0,290 | ||
| Viudo | 0 | 3,10 | 1,00 | - | 1,000 | 1,00 | - | 1,000 | ||
| Separado/divorciado | 30,43 | 16,15 | 1,66 | 0,57-4,70 | 0,340 | 1,64 | 0,54-4,78 | 0,368 | ||
| Descendencia | ||||||||||
| Sí | 69,57 | 47,62 | 1 | - | 0,048 | - | 1 | - | 0,025 | - |
| No | 30,43 | 52,38 | 0,40 | 0,15-0,96 | 0,31 | 0,11-0,84 | ||||
| Nivel de estudios | ||||||||||
| Alto | 4,50 | 22,20 | 1 | - | - | 0,020 | 1 | - | - | 0,026 |
| Intermedio | 36,40 | 40,80 | 4,37 | 0,78-81,87 | 0,168 | 4,82 | 0,84-90,95 | 0,145 | ||
| Bajo | 59,10 | 37,00 | 7,82 | 1,51-143,60 | 0,049 | 7,96 | 1,50-147,48 | 0,050 | ||
| Actividad laboral | ||||||||||
| Empleo | 34,80 | 50,00 | 1 | - | - | 0,094 | 1 | - | - | 0,098 |
| Desempleo | 34,80 | 28,10 | 1,78 | 0,63-5,00 | 0,265 | 2,10 | 0,73-6,11 | 0,163 | ||
| Incapacidad | 30,40 | 15,80 | 2,77 | 0,93-8,10 | 0,061 | 2,05 | 0,65-6,30 | 0,211 | ||
| Jubilado | 0 | 6,10 | 1,00 | - | - | 1,00 | - | - | ||
IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio; SJP: suicidas con diagnóstico probable de juego patológico; SNJP: suicidas sin diagnóstico de juego patológico.
Valor de p por Wald test. Análisis univariable y multivariable mediante regresión logística sin ajustar y ajustando por sexo y edad respectivamente.
En la tabla 2 se muestran los resultados de las comparaciones de la comorbilidad entre SJP y SNJP. En relación con el diagnóstico de trastorno depresivo mayor a lo largo de la vida, no existen diferencias estadísticamente significativas (p = 0,111) entre las prevalencias en SJP (84,21%) y en los SNJP (65,59%), siendo estas muy altas en todos los pacientes con intento de suicidio. Por otro lado, los SJP presentan prevalencias de trastorno bipolar cuya tendencia es significativamente más alta que los SNJP (el 42,86 frente al 6,34%; OR = 10,71; IC95%, 1,72-65,78; p = 0,008).
Comorbilidad de los pacientes con intento de suicidio con y sin diagnóstico de juego patológico
| Variable | Tipo, % | Análisis univariable | Análisis multivariable | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| SJP (n = 23) | SNJP (n = 322) | OR | IC95% | p | OR | IC95% | p | |
| Trastorno depresivo mayor | 84,21 | 65,59 | 2,80 | 0,91-12,22 | 0,108 | 2,82 | 0,89-12,53 | 0,111 |
| Trastorno Bipolar | 42,86 | 6,34 | 11,08 | 1,95-58,39 | 0,004 | 10,71 | 1,72-65,78 | 0,008 |
| Distimia | 0 | 12,99 | 1,00 | - | 0,988 | 1,00 | - | 0,988 |
| Psicosis | 4,55 | 7,35 | 0,60 | 0,03-3,08 | 0,626 | 0,48 | 0,03-2,56 | 0,489 |
| Trastorno de conducta alimentaria | 0,00 | 10,72 | 1,00 | - | 0,989 | 1,00 | - | 0,989 |
| Trastorno somatoforme | 0,00 | 3,56 | 1,00 | - | 0,989 | 1,00 | - | 0,989 |
| Trastorno adaptativo | 4,55 | 15,21 | 0,27 | 0,01-1,32 | 0,200 | 0,33 | 0,02-1,70 | 0,291 |
| Trastorno obsesivo compulsivo | 0,00 | 1,91 | 1,00 | - | 0,989 | 1,00 | - | 0,993 |
| Trastorno de ansiedad | 40,90 | 41,40 | 0,98 | 0,39-2,34 | 0,964 | 1,05 | 0,42-2,57 | 0,911 |
| Abuso de alcohol/sustancias | 54,55 | 25,31 | 3,54 | 1,47-8,69 | 0,005 | 2,38 | 0,93-6,21 | 0,070 |
| Dependencia de sustancias | 43,48 | 16,25 | 3,96 | 1,61-9,50 | 0,002 | 3,04 | 1,19-7,62 | 0,018 |
| Dependencia de nicotina | 82,60 | 56,28 | 369 | 1,35-12,94 | 0,020 | 3,17 | 1,11-11,46 | 0,047 |
| Dependencia de alcohol | 47,82 | 21,80 | 3,29 | 1,37-7,81 | 0,007 | 2,29 | 0,91-5,69 | 0,074 |
| Dependencia de cannabis | 26,09 | 9,66 | 3,30 | 1,12-8,62 | 0,019 | 2,75 | 0,89-7,68 | 0,062 |
| Dependencia de cocaína | 39,13 | 9,97 | 5,81 | 2,26-14,35 | 0,000 | 4,18 | 1,56-10,82 | 0,003 |
| Dependencia de opiáceos | 21,74 | 2,18 | 12,46 | 3,41-43,08 | 0,000 | 8,16 | 2,12-29,69 | 0,001 |
| Abuso/dependencia de alucinógenos | 8,70 | 1,25 | 7,55 | 1,01-41,06 | 0,024 | 5,21 | 0,65-31,26 | 0,079 |
| Dependencia de sedantes | 8,70 | 2,18 | 4,27 | 0,61-19,03 | 0,081 | 2,86 | 0,39-13,54 | 0,222 |
| Dependencia de inhalantes | 0 | 0,31 | 1,00 | - | 0,989 | 1,00 | - | 0,993 |
IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio; SJP: suicidas con diagnóstico probable de juego patológico; SNJP: suicidas sin diagnóstico de juego patológico.
Valor de p por Wald test. Análisis univariable y multivariable mediante regresión logística sin ajustar y ajustando por sexo y edad respectivamente.
El diagnóstico global de dependencia de sustancias fue significativamente mayor en el grupo de SJP (43,48%; p = 0,018; OR = 3,04; IC95%, 1,19-7,62). Analizando los diagnósticos de trastorno por dependencia en función de las diferentes sustancias adictivas, los SJP tenían una mayor dependencia de nicotina (82,60%; p = 0,047; OR = 3,17; IC95%, 1,11-11,46), mayor dependencia de cocaína (39,13%; p = 0,003; OR = 4,18; IC95%, 1,56-10,82) y mayor dependencia de opiáceos (21,74%; p = 0,001; OR = 8,16; IC95%, 2,12-29,69) que los SNJP.
Antecedentes y características de la conducta suicidaEn la tabla 3 se muestran los resultados de las comparaciones de los antecedentes y las características de la conducta suicida entre los SJP y los SNJP. No se observaron diferencias estadísticamente significativas entre ambos grupos en relación con la violencia del intento de suicidio ni con los antecedentes personales y familiares de intentos de suicidio. Cabe destacar que en ambos grupos la presencia de intentos previos de suicidio es habitual (SJP, 100%; SNJP, 97,2%).
Características del intento suicida y antecedentes personales y familiares de suicidio de los pacientes con intento de suicidio con y sin diagnóstico de juego patológico
| Variable | Tipo, % | Análisis univariable | Análisis multivariable | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| SJP (n = 23) | SNJP (n = 322) | OR | IC95% | p | OR | IC95% | p | |
| Antecedentes familiares de conducta suicida | 17,39 | 18,15 | 0,95 | 0,27-2,64 | 0,927 | 1,12 | 0,31-3,26 | 0,842 |
| Intentos suicidas violentos | 5,56 | 0,88 | 6,62 | 0,30-72,56 | 0,131 | 2,91 | 0,13-33,56 | 0,402 |
| Intentos suicidas previos | 100 | 97,20 | 1,00 | - | 0,991 | 1,00 | - | 0,990 |
IC95%: intervalo de confianza del 95%; OR: odds ratio; SJP: suicidas con diagnóstico probable de juego patológico; SNJP: suicidas sin diagnóstico de juego patológico.
Valor de p por Wald test. Análisis univariable y multivariable mediante regresión logística sin ajustar y ajustando por sexo y edad respectivamente.
En este estudio se muestra que los SJP son predominantemente varones, con bajo nivel de estudios y con mayor tendencia a tener descendencia que los SNJP. Además, los SJP presentan mayor prevalencia en determinadas comorbilidades: dependencia de sustancias en general, dependencia de nicotina, dependencia de cocaína y dependencia de opiáceos.
La mayor prevalencia de varones observada en nuestro estudio en el grupo de SJP frente a los SNJP también se repite en estudios que evalúan juego patológico independientemente del suicidio, tanto diagnóstico del trastorno (de 2 a 3 veces más) como subclínico (2 veces más)26.
En relación con el nivel de estudios, nuestros resultados son similares a los obtenidos en otros trabajos cuya muestra incluye jugadores patológicos sin otros antecedentes psiquiátricos, los cuales poseen un nivel de estudios menor que sujetos no jugadores23. La mayor descendencia encontrada en el grupo de SJP probablemente no sea un hallazgo relacionado con la presencia o ausencia de juego patológico, sino más bien debido a la ausencia de otros trastornos mentales graves, sí encontrados en el grupo de SNJP, debido a la diferencia de tamaño muestral entre ambos grupos.
Tanto en el grupo de SJP como en el de SNJP la prevalencia de trastorno depresivo a lo largo de la vida fue muy elevada sin que existieran diferencias significativas entre ambos. La American Psychiatric Association (APA, 2003) indica que los trastornos afectivos conllevan un alto riesgo suicida, con un riesgo relativo de 20,4 para la depresión mayor y un 21,79 para el trastorno bipolar.
Sí que se observó una tendencia a la mayor prevalencia de trastorno bipolar a lo largo de la vida en el grupo de SJP. En poblaciones de jugadores patológicos, diferentes estudios muestran que existe una elevada prevalencia de síntomas maniacos3. La mayor impulsividad encontrada en pacientes con trastorno bipolar podría estar facilitando la aparición de trastornos de conducta adictiva como el juego patológico5,27,28. Todos estos hechos podrían estar indicando que el trastorno bipolar se comporta como un factor de riesgo de juego patológico independientemente del suicidio. Además, la mayor impulsividad que se encuentra tanto en pacientes con trastorno bipolar como en jugadores patológicos podría tener un mecanismo biológico común en la corteza prefrontal ventral16,17,29.
Como se muestra en los resultados, el diagnóstico global de dependencia de sustancias fue significativamente mayor en el grupo de SJP, pero no las prevalencia de abuso de alcohol y otras sustancias. Una posible explicación puede estar relacionada con la existencia de una prevalencia de alcoholismo significativamente menor en las mujeres que en los varones (el 0,15 y el 0,39% respectivamente; χ2, p = 1,14×10−6) junto con una mayor prevalencia de varones entre los SJP (69,56%), lo cual puede confundir y atenuar el resultado debido exclusivamente al juego patológico.
En el grupo de SJP, se observaron también mayores prevalencias en la dependencia específica de nicotina, cocaína y opiáceos. Los resultados no significativos referentes a la dependencia de alcohol (p = 0,074) se podrían explicar de nuevo por la existencia de una prevalencia de alcoholismo significativamente menor en las mujeres y la mayor prevalencia de varones entre los SJP (69,56%). En relación con las prevalencias de dependencia de cannabis, no existe evidencia clara sobre la diferencia entre los SJP y SNJP (p = 0,062) según el modelo ajustado. Quizá se puede explicar por las diferencias entre las medias de edad de los dependientes y los no dependientes de cannabis (37,57 y 30,89 años respectivamente; t de Student, p = 0,0001) y por la ligera diferencia de edad entre SJP y SNJP (37,34 y 36,76 años respectivamente; p = 0,776). Finalmente, los SJP no presentan diferencias significativas en relación con el abuso/dependencia de alucinógenos (p = 0,079) y no hay evidencia clara sobre la confusión por edad o por sexo. Sin embargo, cabe destacar que las prevalencias de los diagnósticos mencionados fueron altas en ambos grupos. La asociación entre abuso y dependencia de sustancias y conducta suicida está ampliamente descrita en la literatura; por ejemplo, el abuso de alcohol se encuentra presente en un 25-50% de todos los suicidios30, y el consumo de alcohol aumenta hasta 6 veces el riesgo de suicidio31. La mayor prevalencia de trastornos por dependencia de sustancias encontrada en el grupo de SJP probablemente se explique porque los jugadores patológicos tienen mayor comorbilidad de trastornos por uso de sustancias, que puede llegar al 56,4% con nicotina, el 21,2% con alcohol y el 11,5% con cannabis, como se describe en una revisión reciente11,32.
Existen ciertas limitaciones en el estudio. El escaso tamaño muestral del grupo de suicidas con juego patológico probablemente pueda estar condicionando la detección de diferencias entre las prevalencias para determinadas comorbilidades. Tampoco se han valorado el subtipo de jugadores patológicos ni los posibles subtipos de suicidas, que pueden presentar diferencias en las variables valoradas en el estudio. Considerando que se trata de un estudio descriptivo y el escaso tamaño muestral, se debe ser cuidadosos al realizar inferencias basadas en estos datos.
Responsabilidades éticasProtección de personas y animalesLos autores declaran que para esta investigación no se han realizado experimentos en seres humanos ni en animales.
Confidencialidad de los datosLos autores declaran que han seguido los protocolos de su centro de trabajo sobre la publicación de datos de pacientes.
Derecho a la privacidad y consentimiento informadoLos autores han obtenido el consentimiento informado de los pacientes y/o sujetos referidos en el artículo. Este documento obra en poder del autor de correspondencia.
