Analizar los cambios en las tendencias de la mortalidad por suicidio en España durante el periodo 1980-2016 utilizando modelos de regresión joinpoint.
MétodosLos datos de mortalidad se obtuvieron del INE. Para cada sexo, las tasas específicas por grupo de edad y estandarizadas (general y truncada) (ASR) se calcularon por el método directo (utilizando la población estándar europea). El análisis joinpoint se utilizó para identificar los puntos más adecuados donde se produjo un cambio estadísticamente significativo en la tendencia.
ResultadosLa tasa de mortalidad por suicidio ajustada por edad en hombres pasó en el periodo de estudio de 9,8/100.000 varones en 1980 a 11,8 en el año 2016, con un incremento anual medio del 0,8%. En las mujeres, las tasas se incrementaron un 1,0% anual pasando de 2,7/100.000 mujeres en 1980 a 3,7 en 2016. El análisis joinpoint identificó 3 puntos de inflexión en las tasas, tanto en hombres (1986, 2000 y 2010) como en mujeres (1986, 2004 y 2010), que identifican cambios en la tendencia. En el periodo 2010-2016 las tasas se incrementan en las mujeres, mientras que en los hombres las tasas permanecen estables.
ConclusionesNuestro trabajo muestra un marcado aumento en la mortalidad por suicidio en las mujeres españolas (2010-2016), mientras que en los hombres las tasas permanecen estables. Poco sabemos sobre los determinantes del aumento y, por ello, son necesarios más estudios.
To analyse changes in suicide mortality trends in Spain between 1980-2016 using joinpoint regression models.
MethodsMortality data were obtained from the INE. For each gender, age-group-specific and standardised (overall and truncated) rates (ASR) were calculated by the direct method (using the European standard population). The joinpoint analysis was used to identify the best-fitting points where a statistically significant change in the trend occurred.
ResultsAge adjusted mortality rates due to suicide in men was 9.8/100,000 males in 1980 and 11.8 in 2016, with an average annual increase of .8%. In women, the rates increased by 1.0% per year from 2.7 women per 100,000 in 1980 to 3.7 in 2016. The joinpoint analysis identified three turning points in the rates for both men (1986, 2000 and 2010) and women (1986, 2004 and 2010), which identify changes in the trend. In the period 2010-2016 the rates increase in women while in men the rates remain stable.
ConclusionsOur work shows a marked increase in mortality by suicide in Spanish women (2010-2016) while in men the rates remain stable. Little is known about the determinants of the increase and, therefore, more studies are needed.
El suicidio, aunque en gran medida prevenible, representa un importante problema de salud pública. Se estima que en 2015 hubo 788.000 muertes por suicidio en todo el mundo (tasa estandarizada de 10,7 por 100.000 habitantes)1.
En la Unión Europea (2015) la tasa estandarizada de mortalidad por suicidio fue de 10,9, oscilando entre 30,8 en Lituania y 2,2 en Turquía. La tasa de España (7,5) fue más baja que la tasa europea en general, similar a la tasa en el Reino Unido (7,3) pero más alta que en Chipre (4,4) y Grecia (4,7)2. En los últimos años, las tasas de suicidio han disminuido en la Unión Europea, de 11,7 en 2011 a 10,9 en 20152.
Las tasas de mortalidad por suicidio, en España, se incrementaron a lo largo del siglo pasado hasta alcanzar valores máximos en la década de los 803. Con posterioridad, las tasas descendieron tanto en hombres como en mujeres y recientemente se han descrito aumentos, tanto a nivel nacional como en algunas áreas del país4,5, que se han asociado a la crisis financiera6,7.
Existen escasos antecedentes en los que los análisis de las tendencias de la mortalidad por suicidio en España se hayan realizado en grupos de edad quinquenales8.
El uso de métodos 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 datos de mortalidad por suicidio9-11.
Teniendo en cuenta todo lo anterior, nos planteamos el objetivo de proporcionar información actualizada sobre la mortalidad por suicidio en España y analizar los cambios recientes en la tendencia de dicha mortalidad en el periodo 1980-2016 por grupos de edad quinquenales y sexo empleando modelos de regresión joinpoint.
Pacientes y métodosLos datos de mortalidad por edad y sexo corresponden a los publicados por el Instituto Nacional de Estadística (INE) durante los años de 1980 a 2016. Se han usado las defunciones por suicidio (códigos E950-E959 y X60-X84, Y87.0 de las revisiones 9.a y 10.a de la Clasificación Internacional de Enfermedades [CIE] para los periodos 1979-1998 y 1999-2008, respectivamente). Para el cálculo de indicadores se han utilizado las poblaciones estimadas a 1 de julio por el INE.
Para cada sexo se calcularon las tasas específicas por grupos de edad y las tasas estandarizadas (todas las edades), por el método directo, usando como referencia la población europea12 y expresándose como tasas por 100.000 personas-año.
Para el análisis de tendencias se usaron modelos de regresión joinpoint13. 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 el 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 (APC) para cada una de ellas.
Para la estimación de dichos modelos se usaron las tasas estandarizadas de mortalidad y sus errores estándar, y para los modelos por grupos de edad se utilizaron las defunciones y las poblaciones bajo un modelo de distribución de Poisson.
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 periodo, calculamos el cambio porcentual anual medio (AAPC) como un promedio geométrico ponderado de los APC del modelo joinpoint. Esto representa una medida resumen de la tendencia durante el periodo de estudio. Si un AAPC se encuentra por completo dentro de un único segmento, el AAPC será igual al APC 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 sexo14. La significación estadística se fijó en 0,05.
Todos los cálculos se realizaron con el software Joinpoint Regression15.
ResultadosEn el periodo 1980-2016 se produjeron en España 113.653 defunciones por suicidio (85.459 en hombres y 28.194 en mujeres).
En la figura 1 se muestra la evolución de las tasas brutas de mortalidad por suicidio según sexo y los resultados del análisis de regresión joinpoint, es decir, los puntos en los que las tasas cambian significativamente y el APC de cada tendencia en mujeres y hombres. Las tasas han pasado de 6,7 suicidios por 100.000 en 1980 a 11,7 en 2016 (AAPC: 1,8%; p<0,05) en los hombres. En las mujeres se observa un incremento similar al de los hombres, pasando las tasas de 2,2 en 1980 a 3,8 en 2016. El análisis joinpoint muestra 3 puntos de inflexión en las tasas tanto en los hombres (1986, 2000 y 2010) como en las mujeres (1986, 2004 y 2010), pero el test de comparabilidad rechazó la hipótesis de tendencias paralelas.
En la figura 2 se muestran las tasas de mortalidad por suicidio ajustadas según sexo y los resultados del análisis de regresión joinpoint. La tasa de mortalidad por suicidio ajustada por edad en hombres pasó en el periodo de estudio de 9,8 por 100.000 varones en 1980 a 11,8 en el año 2016, con un incremento anual medio (AAPC) del 0,8% (p<0,05). En las mujeres, las tasas se incrementaron un 1,0% anual (p<0,05) pasando de 2,7 mujeres por 100.000 en 1980 a 3,7 en 2016. El análisis joinpoint identificó 3 puntos de inflexión en las tasas, tanto en hombres (1986, 2000 y 2010) como en mujeres (1986, 2004 y 2010), que identifican cambios en la tendencia. El test de comparabilidad mostró que las tendencias no eran paralelas. En el periodo 2010-2016 las tasas se incrementan en las mujeres un 4,5% anual (p<0,05), mientras que en los hombres las tasas permanecen estables (APC: 0,8; no significativo).
La tabla 1 muestra los resultados del análisis de regresión joinpoint, es decir, los puntos en los que las tasas cambian significativamente y el APC de cada tendencia en mujeres y hombres, respectivamente.
Tasas específicas por grupos de edad y sexo (1980 y 2016). Estimaciones del análisis joinpoint. España, 1980-2016
| Mujeres | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Grupo edad | Tasas | 1980-2016 | Tendencia 1 | Tendencia 2 | Tendencia 3 | ||||
| 1980 | 2016 | AAPC | Periodo | APC | Periodo | APC | Periodo | APC | |
| 15-19 | 0,8 | 2,0 | 2,5 | 1980-2004 | 1,9* | 2004-2009 | −16,5 | 2009-2016 | 21,1* |
| 20-24 | 1,4 | 1,8 | 0,6 | 1980-1995 | 3,2* | 1995-2011 | −3,8* | 2011-2016 | 7,6 |
| 25-29 | 1,2 | 2,1 | 0,4 | 1980-1990 | 7,5* | 1990-2016 | −2,2* | ||
| 30-34 | 1,4 | 2,5 | 1,5* | 1980-1986 | 11,8* | 1986-2002 | 1,0 | 2002-2016 | −2,2* |
| 35-39 | 1,9 | 3,9 | 2,2* | 1980-1988 | 8,5* | 1988-2016 | 0,5 | ||
| 40-44 | 2,2 | 4,1 | 1,9* | 1980-2016 | 1,9* | ||||
| 45-49 | 2,2 | 4,5 | 1,7* | 1980-1985 | 8,0* | 1985-1992 | −1,9 | 1992-2016 | 1,5* |
| 50-54 | 4,5 | 5,1 | 1,6* | 1980-1984 | 11,0* | 1984-2008 | −0,7* | 2008-2016 | 3,9* |
| 55-59 | 3,9 | 5,1 | 0,8 | 1980-1986 | 8,8* | 1986-2001 | −2,4* | 2001-2016 | 0,8 |
| 60-64 | 6,2 | 5,9 | 0,4 | 1980-1984 | 9,4* | 1984-2011 | −1,4* | 2011-2016 | 3,4 |
| 65-69 | 3,6 | 7,1 | 0,8 | 1980-1987 | 9,4* | 1987-2012 | −2,1* | 2012-2016 | 4,1 |
| 70-74 | 6,1 | 5,4 | −0,1 | 1980-1986 | 12,4* | 1986-2016 | −2,4* | ||
| 75-79 | 7,4 | 6,6 | −0,0 | 1980-1990 | 4,9* | 1990-2011 | −4,0* | 2011-2016 | 7,6 |
| 80-84 | 4,6 | 5,8 | 0,0 | 1980-1987 | 10,2* | 1987-2016 | −2,3* | ||
| 85+ | 6,3 | 6,5 | 0,1 | 1980-1989 | 9,3* | 1989-2016 | −3,5* | ||
| Hombres | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Grupo edad | Tasas | 1980-2016 | Tendencia 1 | Tendencia 2 | Tendencia 3 | ||||
| 1980 | 2016 | AAPC | Periodo | APC | Periodo | APC | Periodo | APC | |
| 15-19 | 2,5 | 3,3 | 1,0 | 1980-1988 | 10,2* | 1988-2010 | −3,3* | 2010-2016 | 5,2 |
| 20-24 | 6,4 | 5,9 | 0,6 | 1980-1995 | 3,2* | 1995-2011 | −3,8* | 2011-2016 | 7,6 |
| 25-29 | 6,1 | 5,9 | 0,4 | 1980-1990 | 7,5* | 1990-2016 | −2,2* | ||
| 30-34 | 6,1 | 9,5 | 1,5* | 1980-1986 | 11,8* | 1986-2002 | 1,0 | 2002-2016 | −2,2* |
| 35-39 | 6,8 | 10,6 | 1,3* | 1980-1998 | 4,1* | 1998-2016 | −1,5* | ||
| 40-44 | 6,2 | 13,7 | 1,9* | 1980-2016 | 1,9* | ||||
| 45-49 | 8,6 | 14,1 | 1,7* | 1980-1985 | 8,0* | 1985-1992 | −1,9 | 1992-2016 | 1,5* |
| 50-54 | 11,0 | 16,5 | 1,6* | 1980-1984 | 11,0* | 1984-2008 | −0,7* | 2008-2016 | 3,9* |
| 55-59 | 11,9 | 15,8 | 0,8 | 1980-1986 | 8,8* | 1986-2001 | −2,4* | 2001-2016 | 0,8 |
| 60-64 | 13,1 | 15,1 | 0,4 | 1980-1984 | 9,4* | 1984-2011 | −1,4* | 2011-2016 | 3,4 |
| 65-69 | 16,3 | 15,6 | 0,8 | 1980-1987 | 9,4* | 1987-2012 | −2,1* | 2012-2016 | 4,1 |
| 70-74 | 22,0 | 16,5 | −0,1 | 1980-1987 | 7,2* | 1987-2016 | −1,8* | ||
| 75-79 | 23,0 | 26,1 | 0,1 | 1980-1986 | 9,5* | 1986-2016 | −1,6* | ||
| 80-84 | 39,4 | 31,1 | 0,0 | 1980-1987 | 10,2* | 1987-2016 | −2,3* | ||
| 85+ | 30,3 | 38,6 | 0,4 | 1980-1985 | 9,4* | 1985-1997 | 2,6* | 1997-2016 | −3,2* |
AAPC: porcentaje de cambio promedio anual; APC: porcentaje de cambio anual.
En ambos sexos, durante el periodo de estudio (1980-2016) las tasas específicas por grupos de edad se incrementaron de forma significativa en los grupos de edad entre 30 y 54 años y permanecieron estables en el resto de los grupos. El análisis joinpoint no muestra cambios de tendencia en el grupo de 40-44 años; en ambos sexos se produce un incremento continuado (APC: 1,9; p<0,05) a lo largo del periodo de estudio. El resto de los grupos de edad muestra uno o 2 puntos de inflexión, destacando un primer periodo, en todos los grupos, de incremento significativo de las tasas (p<0,05) tanto en mujeres como en hombres.
El test de comparabilidad muestra que las tasas no siguieron tendencias paralelas (p<0,05) en los siguientes grupos de edad: 15-19, 35-39, 70-74, 75-79 y 85+.
DiscusiónEn España (2016), el suicidio sigue siendo la principal causa de muerte no natural, produciendo el doble de muertes que los accidentes de tráfico, 13 veces más que los homicidios y 80 veces más que la violencia de género16.
Nuestros resultados, con tasas más altas de mortalidad por suicidio en los hombres (figs. 1 y 2) de forma global y en todos los grupos de edad (tabla 1), son consistentes con los de otros estudios que muestran una diferencia de género en la mortalidad por suicidio17. Asimismo, se observa que la mortalidad aumenta a medida que aumenta la edad en ambos sexos (tabla 1).
La construcción social de los roles de género es una explicación común para la mayor incidencia de suicidios en hombres. Los roles de género masculino tienden a enfatizar la fortaleza, la independencia y el comportamiento de asumir riesgos, y es probable que haga que los hombres eviten buscar ayuda para la depresión y aquellos eventos relacionados con conductas suicidas18.
Durante el periodo 1980-1986, España experimentó un gran aumento en las tasas de mortalidad por suicidio tanto en hombres como en mujeres. En las mujeres este periodo fue seguido de una estabilización de las tasas hasta 2010, mientras que en los hombres las tasas continuaron aumentando hasta el año 2000 (fig. 2).
En varios países se observó un descenso de las tasas de mortalidad por suicidio los años previos a la crisis económica de 200819, sobre todo en los hombres20. Después de 2008 las tasas de suicidio aumentaron en Europa y América21, afectando predominantemente a hombres en edad laboral y en países con mayores niveles de pérdida de empleo22.
En España (2000-2010), las tasas de suicidio descendieron en los hombres, mientras que en las mujeres permanecieron estables. Durante el periodo poscrisis (2008-2016) se produjo un incremento significativo en las tasas de suicidio, en ambos sexos, en el grupo de 50-54 años.
Nuestro hallazgo de un incremento reciente (2010-2016) de las tasas ajustadas de mortalidad por suicidio en las mujeres es similar a lo observado recientemente en Grecia23.
A finales de 2011, el gobierno español introdujo medidas de austeridad que supusieron recortes drásticos en el sector público (entre ellos, salud, educación y servicios sociales)24. Algunas de esas medidas, como las reducciones en los pagos en virtud de la Ley de Dependencia, podrían estar afectando más a las mujeres dado su rol predominante como cuidadoras25.
Aunque los suicidios tienden a aumentar durante las recesiones económicas26, la fuerza de la asociación varía entre los países, y existe evidencia de que los riesgos pueden mitigarse mediante un fuerte apoyo social y programas de empleo27. Además, es posible que otros factores, independientes de la crisis, sean los responsables de las diferentes tendencias observadas según sexo en España en los últimos años.
En España, en las mujeres (15-19 años) se produjo un drástico incremento en las tasas durante el periodo 2009-2016 que necesita ser investigado. En Europa, las tasas de suicidio en ese grupo de edad han disminuido en los hombres, mientras que las tasas de las mujeres han sido estables o han aumentado28. Las diferencias en las tasas de suicidio entre países y los cambios dentro de los países probablemente se deban a una compleja interacción de cultura, condiciones socioeconómicas, disponibilidad de medios y también por actividades de salud pública, incluida la prevención del suicidio en los adolescentes. Entre los factores asociados al suicidio en adolescentes se encontrarían: eventos adversos de la vida, abuso sexual y psicológico, problemas psiquiátricos, impulsividad y desesperanza29. Internet y las redes sociales pueden tener un impacto potencial en los clusters de casos y la difusión de determinados métodos para suicidarse30.
Entre las fortalezas de nuestro estudio se encuentra el largo periodo de tiempo (1980-2016) cubierto y, por lo tanto, la posibilidad de proporcionar un análisis sistemático de las tendencias a largo plazo en la mortalidad por suicidio en España.
Hemos realizado un análisis descriptivo de las tendencias de la mortalidad por suicidio en un periodo de tiempo amplio (37 años) mediante análisis de regresión joinpoint, que es capaz de identificar periodos de forma objetiva. Esto evita la necesidad de preespecificar periodos de tiempo (que puede sesgar la forma en la que se analizan las tendencias).
Aunque el análisis realizado permite identificar cambios objetivos en la mortalidad por suicidio, esta metodología no permite conocer las causas para dichos cambios.
Pese a los posibles problemas de subregistro31, España muestra una buena fiabilidad de sus estadísticas de suicidio en comparación con países de nuestro entorno32.
En conclusión, nuestro trabajo muestra un marcado aumento en la mortalidad por suicidio en las mujeres españolas (2010-2016), mientras que en los hombres las tasas permanecen estables. Poco sabemos sobre los determinantes del aumento y, por ello, son necesarios más estudios. Un mejor entendimiento de estos es fundamental para planificar las estrategias de intervención más eficientes sobre el suicidio en nuestro país ya que, como señala un reciente editorial: «hay que asumir que el estado actual de la investigación no nos permite predecir el suicidio y que la prevención que las distintas intervenciones alcanzan es escasa»33.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.