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Mortalidad por suicidio en España (1984-2018): análisis edad-período-cohorte
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Lucia Cayuelaa, Agustín Sánchez Gayangob, Paula Antona Sánchez-Trincadoc, Susana Rodríguez-Domínguezc,
Autor para correspondencia
susana.rodriguez.dominguez@gmail.com

Autor para correspondencia.
, Antonio Andrés Velasco Quilesd, Aurelio Cayuelae
a Servicio de Medicina Interna, Hospital Universitario Severo Ochoa, Leganés, Madrid, España
b Unidad de Gestión Clínica de Salud Mental, Área de Gestión Sanitaria Sur de Sevilla, Hospital de Valme, España
c Centro de Salud Pino Montano A. Distrito Sevilla, España
d Comunidad Terapéutica, Unidad de Salud Mental, Hospital Universitario Virgen Macarena, Sevilla, España
e Unidad de Gestión Clínica de Salud Pública, Prevención y Promoción de la Salud, Área de Gestión Sanitaria Sur de Sevilla, Hospital de Valme, España
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Resumen
Objetivo

Evaluar los efectos de la edad, período y cohorte sobre la tendencia de la mortalidad por suicidio en España (1984-2018).

Métodos

Los datos de mortalidad y población se obtuvieron del Instituto Nacional de Estadísticas. El análisis del efecto de la edad, el período de muerte y la cohorte de nacimiento sobre la evolución de la mortalidad por suicidio en el período 1984-2018 se realizó utilizando una herramienta web para el análisis edad-período-cohorte proporcionada por la División de Epidemiología y Genética del Cáncer del Instituto Nacional del Cáncer de EE. UU.

Resultados

Las tasas aumentan en función de la edad (efecto edad) en ambos sexos. El efecto período muestra, en los hombres, un aumento durante el período 1984-1998 seguido de un descenso significativo hasta 2018. En las mujeres, las tasas permanecen estables durante el período 1987-2002, descienden durante 2007-2012 (p < 0,05) y se estabilizan al final. Tanto en hombres como en mujeres el riesgo disminuyó en cada cohorte de nacimiento sucesiva nacida entre 1904 y 1939. Posteriormente, los riesgos aumentaron hasta la cohorte de nacidos durante el período 1964-1974 a partir de los que el riesgo disminuye en los hombres y permanece estable en las mujeres.

Conclusión

Una mejor comprensión de los efectos de la cohorte de nacimiento podría abrir nuevas puertas a la prevención del suicidio.

Palabras clave:
Suicidio
Epidemiología
Mortalidad
Tendencias
Análisis edad-período-cohorte
Texto completo
Introducción

A nivel mundial, pese al descenso observado en las tasas de mortalidad ajustadas por edad desde 1990, el suicidio sigue siendo una causa importante de mortalidad prevenible a nivel mundial (se estima que en 2016 hubo 817.000 muertes por suicidio, 1,5% del total de muertes)1.

En España, las tendencias más recientes de mortalidad por suicidio muestran diferencias según sexo y edad tanto a nivel nacional2 (incremento del 4,5% anual en el período 2010-2016 en las mujeres mientras que en los hombres permanecen estables) como entre las diferentes comunidades autónomas3.

El análisis edad-período-cohorte se ha usado ampliamente durante décadas para evaluar el carácter y naturaleza de las tendencias temporales observadas en la prevalencia/incidencia/mortalidad de numerosos problemas de salud con el objetivo de mejorar la comprensión de los factores implicados en dichas tendencias. Esto se puede lograr estimando los efectos de estos tres componentes dependientes del tiempo en las tasas por separado, lo que permite al investigador considerar cada componente independientemente de los otros dos. Este tipo de análisis ya se ha adoptado para evaluar la mortalidad por suicidio en muchos países desarrollados4-6. En España solo hemos encontrado un estudio, publicado en 1996, que analizó las tendencias de mortalidad por suicidio (1959-1991) mediante un análisis edad-período-cohorte7.

El efecto de la edad representa el cambio en las tasas asociado a la edad (cambios fisiológicos, acumulación de experiencia social, cambios en el rol o estatus social, o una combinación de estos). Este efecto siempre es importante, pues la aparición de determinados eventos suele incrementarse al aumentar la edad. Los efectos período y cohorte, conjuntamente, responden a cambios en las tasas asociados al tiempo. El efecto período representa cambios en las tasas debidos a factores localizados en un momento del tiempo y que influyen en todos los grupos de edad simultáneamente (guerras, crisis económica, introducción de nuevos tratamientos). El efecto cohorte se asocia a factores que afectan a una generación (hábitos o exposiciones de larga duración) y provoca cambios en las tasas de magnitud diferentes en sucesivos grupos de edad y en sucesivos períodos8.

Teniendo en cuenta todo lo anterior nos planteamos el objetivo de proporcionar información actualizada sobre la mortalidad por suicidio en España, así como analizar los cambios recientes en las tendencias de dicha mortalidad en el período 1984-2018 mediante el análisis edad-período-cohorte.

Pacientes y métodos

Los datos de mortalidad por edad y sexo corresponden a los publicados por el Instituto Nacional de Estadística (INE) durante los años de 1984 al 2018. Se han usado las defunciones por suicidio (códigos E950-E959 y X60-X84, Y87.0 de la 9ª y 10ª revisiones de la Clasificación Internacional de Enfermedades (CIE) para los períodos 1984-1998 y 1999-2018 respectivamente). Para el cálculo de indicadores se han utilizado las poblaciones estimadas al 1 de julio por el INE.

Para cada sexo se calcularon las tasas estandarizadas (todas las edades), por el método directo, usando como referencia la población europea y expresándose como tasas por 100.000 personas-año.

Para llevar a cabo el análisis edad-período-cohorte, los datos de mortalidad y población se organizaron en siete períodos consecutivos de 5 años desde 1984-1988 hasta 2014-2018, 15 grupos de edad de cinco años desde 10-14 años hasta 80-84 años y 21 cohortes de nacimiento identificadas por su año central de nacimiento desde 1904 a 2004. Dado que la ocurrencia de suicidio en los menores de 10 años era muy rara y que las personas mayores de 85 años solo se registraron como un grupo en la base de datos del INE, estos no se consideraron en este estudio.

El análisis edad-período-cohorte se realizó mediante modelos de Poisson siguiendo la propuesta de funciones estimables para evitar el problema de no identificabilidad (dada la relación lineal entre la edad, el período y la cohorte)9. Si se identifican estas funciones, no es necesario realizar ninguna suposición adicional para restringir los parámetros, ya que cualquiera de los modelos máximo-verosímiles permite obtener los mismos resultados sobre ellas. En este estudio, nos centramos en las siguientes funciones estimables: la tendencia lineal o cambio neto («net-drift») que indica el porcentaje de cambio anual en las tasas ajustadas por edad, las desviaciones locales («local drifts»), que indican el porcentaje de cambio anual en las tasas específicas por edad, curva de edad transversal (tasas específicas de edad esperadas en el período de referencia, ajustada por el efecto cohorte), razón de tasas del período (o cohorte) sería el riesgo relativo (RR) del período (o cohorte) ajustado por la edad y los efectos no lineales de cohorte (o período) en un período (o cohorte) versus el de referencia.

Los análisis edad-período-cohorte se realizaron mediante una herramienta web facilitada por la División de Epidemiología y Genética del Cáncer en el Instituto Nacional del Cáncer de EE. UU. (http://analysistools.nci.nih.gov/apc/)10 y que ha sido usada en estudios sobre suicidio11. Usamos los valores de referencia predeterminados por la herramienta web (rangos de edad, período y cohorte promedio) como puntos de referencia para los cálculos.

La prueba de Wald se utilizó para determinar la significación. Los valores de p inferiores a 0,05 se consideraron estadísticamente significativos.

Resultados

En la figura 1 se muestran las tasas de mortalidad por suicidio ajustadas por edad (todas las edades) según sexo y quinquenio y la razón de tasas hombres/mujeres.

Fig. 1.

Tasas ajustadas de mortalidad por suicidio por 100.000 personas-año según sexo y quinquenio. Razones de tasas hombre/mujer. España 1984-2018.

(0.13MB).

En la figura 2 se muestran las tasas específicas por grupos de edad y sexo en el primer y último quinquenio del estudio.

Fig. 2.

Tasas especificas por grupos de edad y sexo en 1984-1989 y 2014-2018. Mortalidad por suicidio en España 1984-2018.

(0.31MB).

En la figura 3 se muestran para cada grupo de edad el porcentaje de cambio anual («local drifts») según sexo para todo el período de estudio. En los hombres el porcentaje de cambio anual estimado («net-drift») para los grupos de edad incluidos (10-84 años) fue de -0,5% (p < 0,05) y en las mujeres de -0,3% (p < 0,05).

Fig. 3.

Porcentaje de cambio anual («local drifts») e intervalo de confianza del 95% según grupos de edad y sexo para todo el período de estudio. Porcentaje de cambio en todos los grupos de edad («net drift») e intervalo de confianza del 95%.

(0.27MB).

Los estimadores obtenidos del modelo final edad-período-cohorte se muestran en la figura 4 y figura 5 para hombres y mujeres, respectivamente.

Fig. 4.

Efectos edad-período-cohorte estimados. Mortalidad por suicidio en hombres, España 1984-2018.

(0.11MB).
Fig. 5.

Efectos edad-período-cohorte estimados. Mortalidad por suicidio en mujeres, España 1984-2018.

(0.11MB).

El efecto de la edad («cross-sectional age curve») se representa en una escala logarítmica en vista del hecho de que las tasas específicas aumentan exponencialmente en relación con esta variable y son interpretables como tasas de mortalidad específicas por edad esperadas en el período de referencia ajustadas por los efectos cohorte.

Los efectos período y cohorte pueden interpretarse como razones de tasas (RR) específicas por edad en cada período o cohorte en relación con el período o cohorte de referencia.

El efecto período muestra, en los hombres, un ligero aumento durante el período 1986-1996 seguido de un descenso significativo hasta el final del período de estudio. En las mujeres, las tasas permanecen estables durante el período 1986-2001, descienden ligeramente durante 2001-2012 (p < 0,05) y se estabilizan al final.

Tanto en hombres como en mujeres el riesgo disminuyó en cada cohorte de nacimiento sucesiva nacida entre 1904 y 1944. Posteriormente, los riesgos aumentaron hasta las cohortes de nacidos alrededor de 1969, observándose a partir de ese momento que el riesgo disminuyó en los hombres, mientras que en las mujeres se estabilizó hasta 1994 año en que comenzó a aumentar (aunque sin alcanzar significación estadística).

Discusión

Nuestro estudio analizó las tendencias de mortalidad por suicidio en España en los últimos 35 años utilizando un análisis edad-período-cohorte por sexos. Las tasas de suicidio han disminuido discretamente en los últimos 35 años (-0,5% anual en hombres y -0,3% anual en mujeres).

Como se esperaba, este estudio mostró que el sexo y la edad son factores de gran importancia para explicar las tasas de suicidio en España.

La razón de tasas entre sexos (hombre / mujer) difiere mucho según el país y la edad. Nuestros resultados (fig. 1) muestran que durante el período de estudio esta oscila entre 3,1 y 3,9 (media 3,5). Esto es consistente con los hallazgos en otros estudios en países occidentales12 en los que la razón de tasas ajustadas es de 3-4:1, mientras que en los países orientales suele ser < 2:113.

El efecto edad ha sido el componente más fuertemente relacionado con los cambios en las tasas de mortalidad por suicidio en otros estudios, a veces para ambos sexos o solo para hombres14.

En nuestros hallazgos observamos que en ambos sexos las tasas aumentan en función de la edad (fig. 2, fig. 4 y fig. 5) a lo largo de todo el período de estudio. Esto puede ser debido a cambios fisiológicos, experiencias vitales, cambios en el rol o estatus social o a una combinación de estos15. La razón por la cual el riesgo de suicidio alcanza su punto máximo en la vejez es probablemente porque la jubilación, la muerte de familiares (especialmente cónyuge) y/o amigos, las limitaciones físicas a la movilidad y las enfermedades graves contribuyen a un aislamiento más severo en la edad adulta16. Esto tiene implicaciones considerables ya que, dado el envejecimiento de la población, debido a la cohorte de los «baby boomers» y a una mayor esperanza de vida, se podría esperar un aumento en el número de suicidios si no se adoptan las medidas preventivas oportunas.

Los patrones de suicidio por edad (es decir, las variaciones en las tasas de suicidio a lo largo del ciclo de vida desde la infancia hasta la vejez) difieren entre países y, dentro de ellos, según grupos de población caracterizados por género, raza/etnia y clase social y difieren a través del tiempo17.

Nuestros resultados muestran cambios relevantes en el perfil de edad de las tasas de suicidio con el tiempo (fig. 2). En ambos sexos se ha observado una tendencia descendente significativa en los grupos de edad avanzada (≥ 60 años), aunque mayor en las mujeres que en los hombres (fig. 3). Algo similar se ha observado en Australia, Bélgica, Canadá, Francia, Italia, Países Bajos, Estados Unidos y Reino Unido, donde las tasas de mortalidad por suicidio en la vejez son más bajas en 2005 que en 1985 y se ha sugerido que dicho descenso en las tasas de suicidio en la vejez es atribuible, en parte, a las condiciones socioeconómicas mejoradas para las personas mayores y al reconocimiento y tratamiento de los trastornos físicos y mentales18. Teniendo en cuenta que el número y la proporción de personas mayores en la población aumentará sustancialmente en las próximas décadas, se necesita más investigación para comprender mejor las causas del descenso observado.

En España, los hombres de 35-54 años presentan tendencias ascendentes con un pico en torno al 1% por año en los grupos de 40-49 años y en las mujeres se observa un aumento significativo en los grupos de 35-49 años (fig. 3). Algo similar se observó en la población blanca de Estados Unidos15 y se atribuyó a que la cohorte de nacimiento de los «baby boomers» pueden tener un riesgo de suicidio único que llevan consigo a lo largo de la vida19.

Una preocupación importante, desde el punto de vista de la salud pública, es que determinadas cohortes de nacimiento puedan tener una mayor predisposición al suicidio a medida que envejecen. Tal efecto cohorte podría surgir debido a la exposición a factores durante su desarrollo o vida adulta temprana. La adversidad en la niñez, que incluye el abuso físico y sexual, una atención inadecuada por fallecimiento o separación de los padres o experiencias traumáticas (como una guerra) aumentan el riesgo de comportamientos suicidas y trastornos mentales en todo el ciclo de la vida16. Las variables sociales típicas que promueven los efectos cohorte de nacimiento son las oportunidades de formación, de lograr una carrera profesional, la posibilidad de vivir en pareja o, más generalmente, el tamaño relativo de una cohorte con respecto a otras cohortes determinando así las posibilidades de vida específicas de la cohorte20.

En España (fig. 4 y fig. 5), en ambos sexos, las sucesivas cohortes de nacimiento desde principios del siglo XX hasta 1939-1949 experimentaron paulatinamente un menor riesgo de suicidio a lo largo de sus vidas. Tras la finalización de la Guerra Civil el riesgo aumenta hasta alcanzar su punto máximo a finales de los 60 (personas de mediana edad durante la crisis económica de 2008)21, a partir del cual el riesgo disminuye en los hombres mientras que en las mujeres se estabiliza hasta 1994 donde comienza a aumentar (aunque sin alcanzar significación estadística).

Nuestros datos muestran que ambos efectos (período y cohorte) han influido sobre las tasas de mortalidad por suicidio en España en ambos sexos y el efecto cohorte pre- y post-Guerra Civil concuerda con el observado en un estudio publicado en 1996 (limitado a las cohortes de nacimiento anteriores a 1979)7. En otros países occidentales también se observó un mayor riesgo de suicidio en las cohortes sucesivas nacidas en los períodos de posguerra22. Todo ello refuerza la idea de que las cohortes nacidas tras la posguerra constituyen un grupo de mayor riesgo de suicidio y, por tanto, deberían constituir una diana poblacional sobre la que dirigir futuras actividades preventivas.

En algunos estudios se ha atribuido el efecto cohorte al aumento del abuso de alcohol y drogas ilícitas, ya que se sabe que el comportamiento adictivo se determina principalmente a una edad temprana y difiere de una cohorte de nacimiento a otra23.

Desde un punto de vista estratégico, las diferencias específicas por sexo en las cohortes más jóvenes (disminución del riesgo en los hombres y estabilización en las mujeres) no solo proporcionan un desafío importante sino también una oportunidad prometedora para mejorar la comprensión de los mecanismos subyacentes. Pueden estar funcionando diferentes mecanismos para los efectos de cohorte de nacimiento en hombres y mujeres y cualquier hipótesis debe ajustarse a esta posibilidad20. El hecho de un aumento en el riesgo (aunque no alcanza significación estadística) requerirá de un mayor seguimiento de dichas cohortes para establecer la permanencia del efecto de cohorte descrito en los próximos años. Estudios previos han mostrado que los efectos cohorte apuntalan la creciente mortalidad por suicidio observada entre los grupos de edad más jóvenes24. En Escocia, el riesgo de suicidio aumentó para los nacidos entre 1960 y 1980, especialmente para aquellos que vivían en las zonas más desfavorecidas, lo que resultó en un aumento de las tasas estandarizadas por edad para el suicidio entre los adultos jóvenes durante la década de 199025.

Una compleja red de factores subyace a la mortalidad por suicidio, incluidos factores de riesgo y factores de protección a nivel individual, familiar y comunitario26. Entre las posibles causas de la disminución observada (principalmente en los hombres) estarían las mejoras en la atención médica, en cuanto a la accesibilidad al diagnóstico y tratamiento de los trastornos mentales, la mejora del nivel de educación y la creciente concienciación sobre el suicidio en la población27 en las cohortes nacidas a finales de los 60. Asimismo, el aumento de la educación también podría mejorar las habilidades para abordar problemas, la resolución de conflictos y las habilidades para manejar disputas, que son factores protectores.

Nuestras estimaciones muestran en ambos sexos, tras un período inicial en el que el riesgo permanece estable, un período de descenso en el riesgo. En los hombres el descenso comienza en 1996 y dura hasta el final del período de estudio y en las mujeres comienza en 2004 pero sólo dura hasta 2011 cuando el riesgo se estabiliza (fig. 2 y fig. 3).

Un factor que podría influir en las tasas de suicidio en ciertos años en todos los grupos de edad (efecto período) son las condiciones económicas28. En España a finales de 2011 se introdujeron medidas de austeridad que supusieron recortes drásticos en el sector público (entre ellos salud, educación y servicios sociales)29. Podríamos pensar que algunas de esas medidas, como las reducciones en los pagos en virtud de la Ley de Dependencia, habrían afectado más a las mujeres dado su rol predominante como cuidadoras30 y esto se reflejaría en la diferente tendencia en el riesgo de suicidio según sexo observada.

La tasa de desempleo y su relación con los indicadores económicos se ha relacionado con una elevada mortalidad por suicidio en España de forma global y en algunas comunidades algunos años después del comienzo de la crisis de 200831. Pese a ello, la relación hipotética entre la recesión económica y el aumento de suicidios en España está sujeta a discusión y, por ello, se necesitan estudios analíticos específicos para dilucidar el papel de los cambios socioeconómicos recientes en las tendencias de mortalidad por suicidio y para ayudar a establecer estrategias preventivas32.

En otros países el efecto de la crisis de 2008 mostró efectos diferentes. En algunos países las tasas aumentaron (Grecia, Países Bajos y Reino Unido), mientras que en otros las tendencias descendentes anteriores a la crisis se detuvieron (Alemania e Italia)33.

En España, la disminución en las tasas de suicidio podría explicarse, al menos en parte, por el uso más extenso de medicamentos antidepresivos y las mejoras generales en los servicios de salud mental que se han desinstitucionalizado y descentralizado34.

Los eventos históricos o sociales que ocurren en un período de tiempo determinado y afectan a todos los grupos de edad crean efectos de período, pero en la medida en que dichos eventos tengan un impacto diferencial de acuerdo con la etapa del curso de la vida en que se experimentan, pueden producir efectos de cohorte. Ciertamente, el impacto de algunos cambios sociales en los individuos depende en parte de su edad y circunstancias sociales en ese momento. Por ejemplo, es probable que los shocks económicos, un efecto de período, tengan un impacto desproporcionado en aquellos en la mediana edad que son los sostenedores de la familia, creando un efecto de cohorte como el observado por nosotros.

Mientras que algunos estudios han encontrado que el efecto cohorte es de poca importancia para los cambios en la mortalidad por suicidio en comparación con el efecto período, otros han encontrado que el efecto cohorte es más importante que el efecto período y algunos, al igual que nosotros, han encontrado que ambos efectos influyen en los cambios en la mortalidad por suicidio7,14.

Fortalezas y limitaciones del estudio

Entre las fortalezas del estudio se encuentra el largo período de estudio (1984-2018) y, por tanto, la posibilidad de proporcionar un análisis sistemático de las tendencias a largo plazo en la mortalidad por suicidio en España.

El estudio se basa en los datos oficiales que pueden verse afectados por problemas de subnotificación y clasificación errónea35. Sin embargo, a pesar de la posible subestimación de los casos, España ha demostrado una buena fiabilidad de las estadísticas de mortalidad por suicidio36. Además, desde 1982 algunas administraciones regionales de salud asumieron la responsabilidad de verificar y confirmar los certificados de defunción con causas no especificadas de muerte37, observándose que la tendencia obtenida usando solo muertes catalogadas como suicidas y la tendencia obtenida usando muertes catalogadas como suicidas más muertes de intención indeterminada, son muy similares38. Durante el período de estudio, hubo una transición de la 9ª a la 10ª revisión de la Clasificación Internacional de Enfermedades. Afortunadamente, las investigaciones existentes sugieren que dichos cambios no tuvieron un impacto sustancial en el análisis de las tendencias temporales del suicidio en nuestro contexto39.

Los efectos cohorte de los jóvenes y los muy viejos deben interpretarse con cautela debido al escaso número de observaciones en ambos grupos y sus errores estándares son más grandes que en otros grupos; por ello, nos hemos centrado en los patrones generales de los efectos cohorte en el rango de mediana edad

Dado el diseño ecológico (basado en datos agregados) de nuestro estudio, el nivel de inferencia de sus estimaciones es también agregado de otro modo estaríamos ante una posible falacia ecológica40.

A pesar de sus limitaciones, los análisis de cohorte de edad-período son estrategias útiles para describir las tendencias con mayor precisión.

Conclusiones

En España, aunque se ha avanzado en la reducción de la mortalidad por suicidio en las últimas décadas, esta sigue siendo un importante problema de salud pública prevenible. Su importancia y la complejidad de su etiología explican la necesidad de su vigilancia epidemiológica para evaluar mejor los factores de riesgo asociados y mejorar la prevención.

El análisis edad-período-cohorte muestra que, en la misma cohorte de nacimiento, el riesgo de muerte por suicidio aumenta exponencialmente con la edad para ambos sexos. Los riesgos relativos de período y de cohorte muestran un patrón similar en ambos sexos (aunque con matizaciones) durante todo el período.

Una mejor comprensión de los efectos de la cohorte de nacimiento podría abrir nuevas puertas a la prevención del suicidio.

Declaración de transparencia:

Los autores afirman que este manuscrito es un relato honesto, preciso y transparente del estudio que se presenta, que no se ha omitido algún aspecto importante del estudio y que las diferencias con el estudio que se planeó inicialmente se han explicado (y si son relevantes, registrado).

Financiación

Este trabajo no ha recibido ningún tipo de financiación.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

Bibliografía
[1]
M. Naghavi.
Global Burden of Disease Self-Harm Collaborators Global, regional, and national burden of suicide mortality 1990 to 2016: systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2016.
BMJ., 364 (2019), pp. l94
[2]
A. Cayuela, L. Cayuela, A. Sánchez Gayango, S. Rodríguez-Domínguez, F.J. Pilo Uceda, A.A. Velasco Quiles.
Suicide mortality trends in Spain, 1980-2016.
Rev Psiquiatr Salud Ment., 13 (2020), pp. 57-62
[3]
L. Cayuela, F.J. Pilo Uceda, A. Sánchez Gayango, S. Rodríguez-Domínguez, A.A. Velasco Quiles, A. Cayuela.
Divergent trends in suicide mortality by Autonomous Community and sex (1980-2016).
Rev Psiquiatr Salud Ment., S1888–9891 (2019), pp. 30095-30103
[4]
S. Kino, S.-N. Jang, K. Gero, S. Kato, I. Kawachi.
Age, period, cohort trends of suicide in Japan and Korea (1986-2015): A tale of two countries.
Soc Sci Med., 235 (2019), pp. 112385
[5]
X. Chen, Y. Sun, Z. Li, B. Yu, G. Gao, P. Wang.
Historical trends in suicide risk for the residents of mainland China: APC modeling of the archived national suicide mortality rates during 1987-2012.
Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol., 54 (2019), pp. 99-110
[6]
N. Dougall, C. Stark, T. Agnew, R. Henderson, M. Maxwell, P. Lambert.
An analysis of suicide trends in Scotland 1950-2014: comparison with England & Wales.
BMC Public Health., 17 (2017), pp. 970
[7]
J.J. Granizo, E. Guallar, F. Rodríguez-Artalejo.
Age-period-cohort analysis of suicide mortality rates in Spain, 1959-1991.
Int J Epidemiol., 25 (1996), pp. 814-820
[8]
J.R. González, F.J. Llorca, V. Moreno.
Algunos aspectos metodológicos sobre los modelos edad-período-cohorte Aplicación a las tendencias de mortalidad por cáncer.
Gac Sanit., 16 (2002), pp. 267-273
[9]
T.R. Holford.
The estimation of age, period and cohort effects for vital rates.
Biometrics, 39 (1983), pp. 311-324
[10]
P.S. Rosenberg, D.P. Check, W.F. Anderson.
A Web Tool for Age-Period-Cohort Analysis of Cancer Incidence and Mortality Rates.
Cancer Epidem Biomarkers Prev., 23 (2014), pp. 2296-2302
[11]
Z. Wang, J. Wang, J. Bao, X. Gao, C. Yu, H. Xiang.
Temporal Trends of Suicide Mortality in Mainland China: Results from the Age-Period-Cohort Framework.
Int J Environ Res Public Health., 13 (2016), pp. 784
[12]
C. Borrell, M. Marí-Dell’Olmo, M. Gotsens, et al.
Socioeconomic inequalities in suicide mortality before and after the economic recession in Spain.
BMC Public Health., 17 (2017), pp. 772
[13]
M. Hee Ahn, S. Park, K. Ha, S.H. Choi, J.P. Hong.
Gender ratio comparisons of the suicide rates and methods in Korea, Japan, Australia, and the United States.
J Affect Disord., 142 (2012), pp. 161-165
[14]
P.V. Machado Galvão, H.R. Sousa E Silva, C.M. Furtado Passos da Silva.
Temporal distribution of suicide mortality: A systematic review.
J Affect Disord., 228 (2018), pp. 132-142
[15]
Z. Wang, C. Yu, J. Wang, J. Bao, X. Gao, H. Xiang.
Age-period-cohort analysis of suicide mortality by gender among white and black Americans, 1983-2012.
Int J Equity Health., 15 (2016), pp. 107
[16]
B.M. Draper.
Suicidal behaviour and suicide prevention in later life.
Maturitas., 79 (2014), pp. 179-183
[17]
J. Snowdon, J. Phillips, B. Zhong, T. Yamauchi, H.F.K. Chiu, Y. Conwell.
Changes in age patterns of suicide in Australia, the United States, Japan and Hong Kong.
J Affect Disord., 211 (2017), pp. 12-19
[18]
L. Chauvel, A.K. Leist, V. Ponomarenko.
Testing Persistence of Cohort Effects in the Epidemiology of Suicide: an Age-Period-Cohort Hysteresis Model.
PLoS One., 11 (2016), pp. e0158538
[19]
J.A. Phillips.
A changing epidemiology of suicide? The influence of birth cohorts on suicide rates in the United States.
Soc Sci Med., 114 (2014), pp. 151-160
[20]
V. Ajdacic-Gross, M. Bopp, M. Gostynski, C. Lauber, F. Gutzwiller, W. Rössler.
Age-period-cohort analysis of Swiss suicide data, 1881-2000.
Eur Arch Psychiatry Clin Neurosci., 256 (2006), pp. 207-214
[21]
J.A. Phillips, A.V. Robin, C.N. Nugent, E.L. Idler.
Understanding recent changes in suicide rates among the middle-aged: period or cohort effects?.
Public Health Rep., 125 (2010), pp. 680-688
[22]
D. Gunnell, N. Middleton, E. Whitley, D. Dorling, S. Frankel.
Influence of cohort effects on patterns of suicide in England and Wales, 1950-1999.
Br J Psychiatry, 182 (2003), pp. 164-170
[23]
A.C. Edwards, H. Ohlsson, J. Sundquist, K. Sundquist, K.S. Kendler.
Alcohol Use Disorder and Risk of Suicide in a Swedish Population-Based Cohort.
Am J Psychiatry., (2020),
[24]
T. Jukkala, A. Stickley, I.H. Mäkinen, A. Baburin, P. Sparén.
Age, period and cohort effects on suicide mortality in Russia, 1956-2005.
BMC Public Health., 17 (2017), pp. 235
[25]
J. Parkinson, J. Minton, J. Lewsey, J. Bouttell, G. McCartney.
Recent cohort effects in suicide in Scotland: a legacy of the 1980s?.
J Epidemiol Community Health., 71 (2017), pp. 194-200
[26]
M. Oyesanya, J. Lopez-Morinigo, R. Dutta.
Systematic review of suicide in economic recession.
World J Psychiatry, 5 (2015), pp. 243-254
[27]
S. Bachmann.
Epidemiology of Suicide and the Psychiatric Perspective.
Int J Environ Res Public Health., 15 (2018), pp. 1425
[28]
E.C. Alexopoulos, K. Kavalidou, F. Messolora.
Suicide Mortality Patterns in Greek Work Force before and during the Economic Crisis.
Int J Environ Res Public Health., 16 (2019), pp. 469
[29]
H. Legido-Quigley, E. Urdaneta, A. Gonzalez, et al.
Erosion of universal health coverage in Spain.
[30]
I. Ruiz-Perez, M. Rodriguez-Barranco, A. Rojas-Garcia, O. Mendoza-Garcia.
Economic crisis and suicides in Spain Socio-demographic and regional variability.
Eur J Heal Econ., 18 (2017), pp. 313-320
[31]
C. Iglesias-García, P.A. Sáiz, P. Burón, et al.
Suicide, unemployment, and economic recession in Spain.
Rev Psiquiatr Salud Ment Engl Ed., 10 (2017), pp. 70-77
[32]
K. Thompson, J.V. Ophem, A. Wagemakers.
Studying the impact of the Eurozone's Great Recession on health: Methodological choices and challenges.
Econ Hum Biol., 35 (2019), pp. 162-184
[33]
G. Alicandro, M. Malvezzi, S. Gallus, C. La Vecchia, E. Negri, P. Bertuccio.
Worldwide trends in suicide mortality from 1990 to 2015 with a focus on the global recession time frame.
Int J Public Health., 64 (2019), pp. 785-795
[34]
L. Salvador-Carulla, J. Costa-Font, J. Cabases, D. McDaid, J. Alonso.
Evaluating mental health care and policy in Spain.
J Ment Health Policy Econ., 13 (2010), pp. 73-86
[35]
L. Giner, J.A. Guija.
[Number of suicides in Spain: differences between data from the Spanish Statistical Office and the Institutes of Legal Medicine].
Rev Psiquiatr Salud Ment., 7 (2014), pp. 139-146
[36]
P. Värnik, M. Sisask, A. Värnik, et al.
Validity of suicide statistics in Europe in relation to undetermined deaths: developing the 2-20 benchmark.
Inj Prev., 18 (2012), pp. 321-325
[37]
F. García, A. Segura, C. Godoy.
Estadísticas de mortalidad en España: pequeños problemas, grandes perspectivas.
Revisiones en Salud Publica. Volume 2, Masson, (1991), pp. 43-66
[38]
D. Salmerón, L. Cirera, M. Ballesta, F. Navarro-Mateu.
Time trends and geographical variations in mortality due to suicide and causes of undetermined intent in Spain, 1991-2008.
J Public Health (Oxf)., 35 (2013), pp. 237-245
[39]
G. Cano-Serral, G. Perez, C. Borrell.
COMPARA Group. Comparability between ICD-9 and ICD-10 for the leading causes of death in Spain.
Rev Epidemiol Sante Publique, 54 (2006), pp. 355-365
[40]
H. Morgenstern.
Ecologic studies in epidemiology: concepts, principles, and methods.
Annu Rev Public Health., 16 (1995), pp. 61-81
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