Tendencia de la mortalidad por edad y sexo en España (1981-2016). Cambios asociados a la crisis económica

Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 Original Tendencia de la mortalidad por edad y sexo en Espa˜ na (1981-2016). Cambios asociados a la crisis económica Soledad Márquez-Calderóna,b,∗, Laura Pérez Velascoc, Francisco Viciana-Fernándezb y Juan Carlos Fernández Merinoa aConsejería de Salud de la Junta de Andalucía, Sevilla, Espa˜ na bInstituto de Estadística y Cartografía de Andalucía, Sevilla, Espa˜ na cHospital Universitario Virgen del Rocío, Sevilla, Espa˜ na información del artículo Historia del artículo: Recibido el 23 de enero de 2019 Aceptado el 14 de marzo de 2019 On-line el 4 de junio de 2019 Palabras clave: Mortalidad Tendencias Crisis económica r e s u m e n Objetivo: Analizar la tendencia de las tasas de mortalidad por edad y sexo en Espa˜ na e identificar si se han producido cambios tras el comienzo de la crisis económica. Método: Estudio de tendencias de las tasas de mortalidad por grupos quinquenales de edad y sexo en el periodo 1981-2016, mediante regresión joint-point. Se detallan los resultados de los dos últimos periodos identificados en las regresiones, que permiten identificar cambios ocurridos después del inicio de la crisis. En caso de ralentización o estancamiento de la tendencia de mortalidad en varios grupos de edad sucesivos, se realizó un análisis de tendencias por causas. Resultados: La mortalidad se redujo de forma significativa entre 1981 y 2016. Tras el inicio de la crisis económica, la tendencia de la mortalidad total estandarizada no cambió en los hombres, y sufrió un estancamiento en las mujeres entre 2013 y 2016. En el análisis por grupos quinquenales de edad, la tendencia descendente de la mortalidad sufrió un estancamiento en los hombres en todos los grupos entre los 15 y 39 a˜ nos, que se inició entre 2011 y 2014 y duró hasta 2016. En ambos sexos, en los cuatro grupos de edad entre 60 y 79 a˜ nos, la reducción previa de la mortalidad sufrió una ralentización o estancamiento, que se inició entre 2009 y 2014, y continuó hasta 2016. Las causas que más contribuyeron al cambio de tendencia fueron las causas externas en hombres de 15-39 a˜ nos, y las enfermedades del sistema circulatorio y respiratorio en las personas de 60-79 a˜ nos. Conclusión: La tendencia descendente de la mortalidad ha sufrido una ralentización o un estancamiento después del inicio de la crisis económica, principalmente en hombres jóvenes, y en hombres y mujeres de 60-79 a˜ nos. © 2019 SESPAS. Publicado por Elsevier Espa˜ na, S.L.U. Este es un art´ ıculo Open Access bajo la licencia CC BY-NC-ND (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). Trends in age-sex-specific mortality in Spain (1981-2016). Changes associated with the economic crisis Keywords: Mortality Trends Economic recession a b s t r a c t Objective: To analyze trends in age-sex-specific mortality in Spain, and to identify if there have been changes following the onset of economic crisis. Method: A study of trends in mortality rates by sex and quinquennial groups of age was carried out, from 1981 to 2016. Time trends were established by joint-point regression models. The results of the last two periods identified in the regressions are presented in detail, identifying changes after the onset of the economic crisis. When slowdown or stagnation of the mortality trends were identified in several successive age groups, an analysis of trends by causes was carried out. Results: Mortality was significantly reduced between 1981 and 2016. After the beginning of the economic crisis, the trend in total age-standardized mortality did not change for men, but it stagnated for women from 2013 to 2016. In the analysis by quinquennial age groups, the downward trend in mortality suffered a stagnation in men in all the groups between 15 and 39 years, which started between 2011 and 2014, and lasted until 2016. In both women and men, in the four groups between 60 and 79 years, the previous decline in mortality suffered a slowdown or stagnation, which began between 2009 and 2014, and continued until 2016. Negative changes in mortality trends were mainly influenced by external causes (in 15-39 years men) and diseases of the circulatory and respiratory systems (in 60-79 years men and women). ∗Autora para correspondencia. Correo electrónico: [email protected] (S. Márquez-Calderón). https://doi.org/10.1016/j.gaceta.2019.03.007 0213-9111/© 2019 SESPAS. Publicado por Elsevier Espa˜ na, S.L.U. Este es un art´ ıculo Open Access bajo la licencia CC BY-NC-ND (http://creativecommons.org/licenses/by-nc- nd/4.0/). S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 231 Conclusions: The downward trend of mortality suffered stagnation or deceleration after the onset of the economic crisis in young men and 60-79 years old men and women. © 2019 SESPAS. Published by Elsevier Espa˜ na, S.L.U. This is an open access article under the CC BY-NC-ND license (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/). Introducción Recientemente se ha documentado una ralentización de la tendencia ascendente de la esperanza de vida en diversos países, como los Estados Unidos e Inglaterra y Gales1. En un análisis comparativo de 20 países industrializados se ha puesto de manifiesto que en 15 de ellos se han ralentizado las mejoras de mortalidad, aproximadamente desde 2011, sobre todo en la población de 65 a 79 a˜ nos2. Una de las hipótesis más citadas es que el estancamiento de la mortalidad sea una consecuencia de los efectos sobre la salud de la crisis económica iniciada en 2008, así como de las políticas de austeridad asociadas3. En Espa˜ na se han publicado diversos estudios que analizan la relación entre crisis económica y salud, incluyendo un informe de la Sociedad Espa˜ nola de Salud Pública y Administración Sanitaria (SESPAS)4. En dicho informe se presentaba un análisis de las tasas estandarizadas de mortalidad desde 1999 a 2011, en el que no se hallaban cambios de tendencia5, y un análisis centrado en la población mayor de 60 a˜ nos, en el que se detectaba un descenso menor que el esperado después de 2008, sobre todo en las mujeres y en los meses de invierno6. Después del Informe SESPAS de 2014 ha habido otras publicaciones sobre crisis y mortalidad en Espa˜ na. En un estudio se comparó la mortalidad general y sensible a la atención sanitaria entre los a˜ nos anteriores y posteriores al inicio de la crisis. Las tasas de mortalidad descendieron entre el periodo 2002-2007 y el periodo 2008-2013, pero cabe se˜ nalar que este estudio no incluyó un análisis de tendencia, sino la comparación de las tasas medias de los dos periodos7. El debate en Espa˜ na en torno a la relación entre el estancamiento de la tendencia de mortalidad y la crisis económica ha estado especialmente candente en el último a˜ no, sobre todo a raíz de la publicación de un estudio que concluía que se había producido un incremento de las tasas de mortalidad desde 2011, atribuido por los autores a las políticas de austeridad durante la crisis8. Sin embargo, el referido artículo era contestado en un editorial que ponía de manifiesto que las tasas estandarizadas que se usaban eran las calculadas por el Instituto Nacional de Estadística, que cambió el método de estandarización en 2011, lo que suponía un sesgo importante9. En definitiva, la pregunta sobre si ha habido cambios en la mortalidad relacionados con la crisis en Espa˜ na no está contestada de forma contundente, y se necesitan estudios que incluyan periodos más largos e indaguen en otros aspectos. El estudio por grupos de edad y sexo tiene interés para clarificar cómo contribuyen los distintos grupos poblacionales a la tendencia general. En el presente estudio se plantean los siguientes objetivos: 1) analizar la tendencia general de las tasas de mortalidad específicas por edad en Espa˜ na, entre 1981 y 2016, de forma diferenciada para hombres y mujeres; 2) identificar si existen cambios en las tendencias de las tasas de mortalidad específicas por edad y sexo entre los a˜ nos previos a la crisis económica y los a˜ nos posteriores a su inicio; y 3) explorar las tendencias de la mortalidad por causas en los grupos de edad y sexo en los que se detecta un estancamiento o una desaceleración de la mortalidad total. Método Se ha realizado un estudio observacional basado en el análisis de tendencias de las tasas de mortalidad. Para dar respuesta a los dos primeros objetivos, el análisis de tendencias se ha realizado para las tasas de mortalidad en Espa˜ na por grupos quinquenales de edad (a excepción de los grupos de menores de 1 a˜ no, de 1-4 a˜ nos y de mayores de 95), para cada sexo, en un periodo de 36 a˜ nos (1981-2016). Las defunciones y las poblaciones de cada grupo se extrajeron del Instituto Nacional de Estadística. El método de análisis empleado fue la regresión joint-point, utilizando el test de permutación para seleccionar el modelo más ajustado en cada grupo de edad y sexo10. Dado que se han realizado 42 análisis de tendencias (21 grupos de edad para cada sexo) y que interesaban especialmente los cambios tras el inicio de la crisis económica, se presentan de forma detallada solo los resultados de las dos últimas rectas de regresión identificadas en las regresiones jointpoint (periodos más recientes); el análisis completo (1981-2016) se encuentra disponible en el Apéndice online de este artículo. La regresión joint-point identifica puntos de cambio de la tendencia de mortalidad, dividiendo en varios tramos el periodo total de estudio. A cada periodo le corresponde una recta de regresión, y un valor de cambio porcentual anual (CPA) de la mortalidad, con su intervalo de confianza del 95%. Los cambios de tendencia de la mortalidad iniciados en cualquier momento a partir de 2008 se han categorizado como aumento (deja de descender y empieza a aumentar), estancamiento (deja de descender y se mantiene sin cambios: CPA no distinto de cero), ralentización (sigue descendiendo, pero con un CPA menor que en el periodo previo), sin cambios (la tendencia no cambia tras la crisis) o descenso (aumenta la velocidad de decrecimiento). El análisis de la mortalidad por grupos quinquenales de edad se realizó para obtener el mayor detalle posible de cara a la detección de diferencias en las tendencias. Sin embargo, para dar más consistencia a los resultados, en los casos en que se identificaron tendencias de ralentización o estancamiento de la mortalidad en varios grupos quinquenales de edad sucesivos, se realizó un análisis de tendencias por causas (según grandes grupos de causas de la CIE-10) para la población comprendida entre la edad inicial del primer quinquenio y la edad final del último quinquenio afectado. Estos análisis de tendencias se realizaron con regresión joint-point usando la mortalidad estandarizada por edad (método directo) en el grupo de población en el que se detectó el estancamiento o ralentización. Para la estandarización se usó la población estándar europea de 201311. Los análisis estadísticos de tendencias se realizaron con Joint Point Regression Program (software libre del National Cancer Institute), versión 4.6.0.0. Resultados La mortalidad total siguió una tendencia descendente entre 1981 y 2016, con una reducción de la tasa estandarizada casi a la mitad entre el principio y el final del periodo tanto en mujeres como en hombres (tabla 1). En esta tendencia no se detectó ningún cambio después de 2008 en los hombres (el descenso fue constante entre 1999 y 2016), pero en las mujeres se produjo un estancamiento entre 2013 y 2016, tras un periodo de descenso constante entre 2003 y 2013. En cuanto a las tasas de mortalidad por grupos de edad y sexo, la tendencia general en el periodo estudiado fue de disminución en todos los grupos, salvo en el de las personas de 95 a˜ nos en adelante, en el que hubo muchas oscilaciones (propias de la mortalidad en las personas muy mayores). En la tabla 1 se presenta un resumen de 232 S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 Tabla 1 Tendencias en las tasas de mortalidad específicas por edad y sexo (últimos periodos de la regresión joint-point 1981-2016). Cambios de tendencia identificados después del inicio de la crisis económica Grupo de edad (a˜ nos) Mujeres Hombres Tasa (por 100.000) Periodos (CPA)aCambio de tendenciab Tasa (por 100.000) Periodos (CPA)aCambio de tendenciab 1981 2016 Penúltimo Último 1981 2016 Penúltimo Último Total (estándar) 1231 651 2003-2013 (−2,6c) 2013-2016 (0,0) E 1844 1074 1981-1999 (−0,9c) 1999-2016 (−2,2c) SC < 1 1084 233 1990-1996 (−6,7c) 1996-2016 (−3,3c) SC 1307 311 1995-2013 (−3,8c) 2013-2016 (0,1) E 1-4 54 13 - 1981-2016 (−4,0c) SC 71 15 - 1981-2016 (−4,4c) SC 5-9 24 6 - 1981-2016 (−3,8c) SC 35 8 - 1981-2016 (−4,1c) SC 10-14 23 7 1981-1998 (−2,2c) 1998-2016 (−3,9c) SC 36 9 1981-2004 (−2,9c) 2004-2016 (−5,7c) SC 15-19 32 13 1994-2000 (1,6) 2000-2016 (−5,2c) SC 77 23 2007-2012 (−13,9c) 2012-2016 (−0,5) E 20-24 38 16 2003-2012 (−6,0c) 2012-2016 (0,4) E 110 35 2003-2013 (−8,0c) 2013-2016 (−1,5) E 25-29 44 18 1995-1998 (−14,3) 1998-2016 (−4,2c) SC 110 42 1998-2014 (−6,3c) 2014-2016 (3,5) E 30-34 59 24 1998-2009 (−5,3c) 2009-2016 (−3,5c) R 126 56 1998-2011 (−7,4c) 2011-2016 (−1,7) E 35-39 83 40 1998-2002 (−0,4) 2002-2016 (−4,2c) SC 171 69 2004-2014 (−7,9c) 2014-2016 (3,0) E 40-44 128 66 1996-2007 (−1,7c) 2007-2016 (−3,8c) SC 280 114 1995-2005 (−2,1c) 2005-2016 (−6,1c) SC 45-49 207 115 1998-2003 (0,9) 2003-2016 (−2,3c) SC 433 214 1994-2004 (−1,4c) 2004-2016 (−3,9c) SC 50-54 317 195 2005-2008 (0,6) 2008-2016 (−1,2c) D 704 394 1994-2005 (−1,0c) 2005-2016 (−2,8c) SC 55-59 474 288 2000-2006 (−1,3c) 2006-2016 (0,1) SC 1091 629 1981-1992 (−0,9c) 1992-2016 (−1,8c) SC 60-64 831 413 1981-2009 (−2,4c) 2009-2016 (0,4) E 1729 989 1999-2010 (−2,3c) 2010-2016 (−1,1c) R 65-69 1315 610 2004-2010 (−3,6c) 2010-2016 (−0,2) E 2726 1479 2004-2010 (−3,4c) 2010-2016 (−0,8c) R 70-74 2428 989 1999-2013 (−3,0c) 2013-2016 (1,2) E 4460 2242 1999-2014 (−2,7c) 2014-2016 (−0,3) E 75-79 4544 1916 2004-2010 (−3,5c) 2010-2016 (−1,8c) R 7265 3779 2002-2011 (−3,0c) 2011-2016 (−1,2c) R 80-84 8851 3968 1981-2000 (−1,9c) 2000-2016 (−2,5c) SC 11772 6517 1981-2003 (−1,2c) 2003-2016 (−2,5c) SC 85-89 15806 8392 1981-2003 (−1,4c) 2003-2016 (−2,3c) SC 19156 11744 1981-2003 (−0,9c) 2003-2016 (−1,9c) SC 90-94 23293 16220 2005-2013 (−2,4c) 2013-2016 (1,0) E 26406 20257 1984-2004 (−0,7c) 2004-2016 (−1,6c) SC ≥ 95 26233 27969 2005-2014 (−2,8c) 2014-2016 (3,5) E 28209 29460 2001-2004 (1,4) 2004-2016 (−2,5c) SC CPA: cambio porcentual anual medio de la tasa de mortalidad en cada periodo; D: descenso respecto a periodo previo sin cambios; E: estancamiento tras descenso; R: ralentización del ritmo de descenso previo; SC: sin cambios tras descenso previo. aEn la tabla solo se presentan los dos últimos periodos identificados en las regresiones joint-point 1981-2016, con sus CPA. bCambio de tendencia: se refiere a los cambios iniciados en cualquier momento después de 2007 respecto al periodo anterior. cSignificación estadística: el intervalo de confianza del 95% del CPA no incluye el valor cero. la evolución de la mortalidad específica por edad y sexo, con especial referencia a los cambios de tendencia identificados después del inicio de la crisis económica. En la mortalidad durante la infancia (población menor de 15 a˜ nos) no se observaron cambios relevantes entre los a˜ nos previos y posteriores al inicio de la crisis, con la única excepción de la mortalidad en los varones menores de 1 a˜ no, en la que se observó un estancamiento de la tendencia descendente entre 2013 y 2016. En la población joven (15-39 a˜ nos) se produjo un estancamiento de la tendencia de la mortalidad en los hombres, que afectó a los cinco grupos quinquenales de este rango de edad y que se inició entre 2011 y 2014. Sin embargo, en las mujeres de 15-39 a˜ nos no hubo un patrón tan claro, ya que en tres de los cinco grupos quinquenales de edad no hubo cambio de tendencia después del inicio de la crisis (fig. 1). No se identificaron cambios negativos (aumento, ralentización o estancamiento de la mortalidad) en los a˜ nos tras el inicio de la crisis económica en ninguno de los grupos quinquenales de edad comprendidos entre los 40 y los 59 a˜ nos, tanto en hombres como en mujeres. La reducción de la mortalidad se desaceleró o se detuvo después del comienzo de la crisis en los hombres y en las mujeres entre 60 y 79 a˜ nos (en los cuatro grupos de edad quinquenales). En el grupo de 70-74 a˜ nos, el inicio del cambio de tendencia fue tardío (2013 en mujeres y 2014 en hombres), pero en el resto de los grupos quinquenales los cambios negativos se iniciaron en los primeros a˜ nos de la crisis económica (entre 2009 y 2011) (fig. 2). A partir de los 80 a˜ nos de edad se observó un patrón caracterizado por una tendencia decreciente de la mortalidad, que se inició a˜ nos antes de la crisis económica y no presentó cambios asociados a esta. Esta mejora de la mortalidad mantenida se observa en los S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 233 10 15 20 25 30 35 40 20 1981 1983 1985 2015 2013 2011 2009 2007 2005 2003 2001 1999 1997 1995 1993 1991 1989 1987 1981 1983 1985 2015 2013 2011 2009 2007 2005 2003 2001 1999 1997 1995 1993 1991 1989 1987 1981 1983 1985 2015 2013 2011 2009 2007 2005 2003 2001 1999 1997 1995 1993 1991 1989 1987 1981 1983 1985 2015 2013 2011 2009 2007 2005 2003 2001 1999 1997 1995 1993 1991 1989 1987 1981 1983 1985 2015 2013 2011 2009 2007 2005 2003 2001 1999 1997 1995 1993 1991 1989 1987 30 40 50 60 70 80 90 100 15-19 años 10 15 20 25 30 35 40 45 50 25 45 65 85 105 125 145 165 20-24 años 15 25 35 45 55 25 75 125 175 225 25-29 años 20 30 40 50 60 70 80 50 100 150 200 250 30-34 años 35 45 55 65 75 85 50 100 150 200 250 35-39 años Tasa: Nº de defun ciones / 10 0.000 habitantes. Eje vertical primario: tasa en hombres; Eje vertical secundario: tasa en mujeres. Hombres Mujeres Figura 1. Tendencia de las tasas de mortalidad entre 15 y 39 a˜ nos según grupo de edad y sexo (1981-2016): regresión joint-point. 300 350 400 450 500 550 600 650 700 750 800 900 1000 1100 1200 1300 1400 1500 1600 1700 1800 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013 2015 60 - 64 años 500 600 700 800 900 1000 1100 1200 1300 1400 1400 1600 1800 2000 2200 2400 2600 2800 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013 2015 1981 1983 1985 1987 1989 65 - 69 años 900 1100 1300 1500 1700 1900 2100 2300 2500 2000 2300 2600 2900 3200 3500 3800 4100 4400 1981 1983 1985 1987 1989 1991 1993 1995 1997 1999 2001 2003 2005 2007 2009 2011 2013 2015 70 - 74 años 1500 2000 2500 3000 3500 4000 4500 5000 3500 2013 2015 2011 2009 2007 2005 2003 2001 1999 1997 1995 1993 1991 4000 4500 5000 5500 6000 6500 7000 7500 75 - 79 años Tasa: Nº de defunciones / 100.000 habitantes. Eje vertical primario: tasa en hombres; Eje vertical secundario: tasa en mujeres. Hombres Mujeres Figura 2. Tendencia de las tasas de mortalidad entre 60 y 79 a˜ nos según grupo de edad y sexo (1981-2016): regresión joint-point. hombres mayores de 80 a˜ nos en todos los grupos quinquenales de edad, y en las mujeres de 80-89 a˜ nos. Sin embargo, en las mujeres muy mayores (por encima de 90 a˜ nos) el descenso de la mortalidad se estancó a partir de 2013-2014. De todo lo anterior puede destacarse que la ralentización o el estancamiento de las tendencias de la mortalidad específica por edad y sexo que se ha producido después del inicio de la crisis económica afecta de forma especialmente consistente a los hombres y mujeres de 60 a 79 a˜ nos y a los hombres de 15 a 39 a˜ nos. Teniendo en cuenta la totalidad del periodo estudiado, la tasa de mortalidad estandarizada en las mujeres de 60-79 a˜ nos se redujo de 2075 a 899 defunciones por 100.000 entre 1981 y 2016, y en los hombres del mismo grupo de edad pasó de 3742 a 1970 defunciones por 100.000 (tabla 2). Atendiendo a los cambios de tendencia después del inicio de la crisis en este subgrupo de edad, cabe destacar que la tasa de mortalidad total sufrió una ralentización en las mujeres desde 2011 a 2016 y un estancamiento en los hombres que abarcó un periodo más corto (desde 2013 a 2016). A la ralentización que se observó en la mortalidad de las mujeres de 60-79 a˜ nos contribuyó sobre todo la mortalidad por enfermedades del sistema circulatorio y respiratorio (ralentización y estancamiento, respectivamente, desde 2011), seguida del estancamiento de la mortalidad por enfermedades digestivas y endocrinas y por causas externas. La mortalidad por tumores en las mujeres de esta edad sufrió un estancamiento en los primeros a˜ nos de la crisis (de 2009 a 2012), pero después volvió a descender. En cuanto al estancamiento de la mortalidad total en los hombres de 60-79 a˜ nos cabe destacar que su inicio se produjo en 2013, cinco a˜ nos después del comienzo de la crisis. Los grupos de causas que más contribuyeron fueron similares a las que se dieron en las mujeres del mismo grupo de edad: 234 S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 Tabla 2 Tendencias en la mortalidad por causas en la población de 60 a 79 a˜ nos (últimos periodos de la regresión joint-point 1981-2016): cambios de tendencia identificados después del inicio de la crisis económica Causas de mortalidada Mujeres Hombres TE Periodos (CPA)bCambio de tendenciac TE Periodos (CPA)bCambio de tendenciac 1981 2016 Penúltimo Último 1981 2016 Penúltimo Último Total (todas las causas) 2075 899 1999-2011 (−2,9d) 2011-2016 (−1,2d) R 3742 1970 1999-2013 (−2,6d) 2013-2016 (0,6) E Tumores (II) 447 372 1995-2009 (−1,2d) 2009-2012 (0,1) 2012-2016 (−1,0d) E + R 980 879 2001-2006 (−1,8d) 2006-2016 (−1,2d) SC Enfermedades del sistema circulatorio (IX) 1000 212 2004-2011 (−5,6d) 2011-2016 (−3,3d) R 1566 470 1999-2013 (−4,3d) 2013-2016 (−1,0) E Enfermedades del sistema respiratorio (X) 167 67 1999-2011 (−3,9d) 2011-2016 (1,2) E 441 192 1999-2011 (−4,2d) 2011-2016 (−1,2) E Enfermedades del sistema digestivo (XI) 113 45 1998-2013 (−3,5d) 2013-2016 (−0,3) E 251 104 1987-2013 (−2,9d) 2013-2016 (−0,5) E Enfermedades del sistema nervioso y órganos de los sentidos (VI a VIII) 23 58 1984-2002 (5,1d) 2002-2016 (0,1) SC 34 75 1981-2001 (3,4d) 2001-2016 (0,8d) SC Enfermedades endocrinas y metabólicas (IV) 114 31 2010-2013 (−6,6d) 2013-2016 (−1,8) E 85 49 - 1981-2016 (−1,7d) SC Causas externas (XX) 46 27 2004-2010 (−4,7d) 2010-2016 (1,2) E 98 64 2005-2010 (−5,2d) 2010-2016 (0,0) E Trastornos mentales y del comportamiento (V) 7 20 1997-2006 (−5,6d) 2006-2016 (0,9) SC 10 33 2001-2010 (−1,2d) 2010-2016 (2,4d) A Resto de causas 158 67 1994-2003 (−0,2) 2003-2016 (2,6d) SC 277 104 1994-2005 (−0,4) 2005-2016 (−3,2d) SC A: aumento tras descenso previo; CPA: cambio porcentual anual medio de la tasa de mortalidad en cada periodo; E: estancamiento tras descenso; R: ralentización del ritmo de descenso previo; SC: sin cambios tras descenso previo; TE: tasa de mortalidad estandarizada por edad, por 100.000. aGrupo de causas según la CIE-10. Entre paréntesis se indica el número de grupo de la CIE-10. Las causas con tasas bajas de mortalidad se agrupan en «Resto de causas». bEn la tabla solo se presentan los dos últimos periodos identificados en las regresiones joint-point con sus CPA, a excepción de la mortalidad por tumores en mujeres (dos periodos diferentes tras el inicio de la crisis económica). cCambio de tendencia: se refiere a los cambios iniciados en cualquier momento después de 2007 respecto al periodo anterior. dSignificación estadística: el intervalo de confianza del 95% del CPA no incluye el valor cero. enfermedades del sistema circulatorio, enfermedades respiratorias y digestivas, y causas externas (todas con estancamientos iniciados entre 2010 y 2013). A diferencia de las mujeres, no hubo cambios en la mortalidad por tumores ni por enfermedades endocrinas, y se produjo un aumento de la mortalidad por enfermedades mentales a partir de 2010. En cuanto a los hombres de 15-39 a˜ nos (tabla 3), después de un periodo de descenso de la tasa de mortalidad a un ritmo constante y de gran magnitud entre 2004 y 2013, se produjo un estancamiento entre 2013 y 2016. Al analizar las tasas estandarizadas por causas se observa que el cambio de mayor magnitud es el de la mortalidad por causas externas, que tras un periodo de descenso entre 2004 y 2012 sufrió un estancamiento entre 2012 y 2016. Asimismo, contribuyeron a la tendencia global en este grupo de edad y sexo el estancamiento de la mortalidad por enfermedades de los sistemas circulatorio, respiratorio y digestivo, y la ralentización en la tendencia de la mortalidad por tumores. Discusión En Espa˜ na, la mortalidad ha seguido una tendencia general decreciente en el periodo 1981-2016 en los hombres y las mujeres. Sin embargo, el análisis de las tasas específicas por edad muestra que esa tendencia se ha ralentizado o estancado en algunos grupos de edad en los últimos a˜ nos. Este cambio en la tendencia se observa de forma consistente en hombres y mujeres de 60-79 a˜ nos, en todos los grupos quinquenales de edad, con un inicio más temprano en las mujeres (2011) que en los hombres (2013), y se mantiene hasta 2016. Aunque en el caso de la población joven la mortalidad es un fenómeno de menor magnitud, cabe destacar un estancamiento de la tendencia en los varones de 15 a 39 a˜ nos a partir de 2013. El fenómeno de estancamiento o ralentización del descenso de la mortalidad que se observa en este estudio comienza algunos a˜ nos después del inicio de la crisis económica, con un retraso de varios a˜ nos en el caso de los hombres, en los que el cambio de tendencia se S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 235 Tabla 3 Tendencias en la mortalidad por causas en los hombres de 15 a 39 a˜ nos (últimos periodos de la regresión joint-point 1981-2016): cambios de tendencia identificados después del inicio de la crisis económica Causas de mortalidadaTasa de mortalidad estandarizada (por 100.0000) Porcentaje respecto al total de muertes Periodos (CPA)bCambio de tendenciac 1981 2016 1981 2016 Penúltimo Último Total (todas las causas) 121 46 100% 100% 2004-2013 (−8,0d) 2013-2016 (0,3) E Causas externas (XX) 58 22 47,6% 47,1% 2004-2012 (−10,5d) 2012-2016 (−1,1) E Tumores (II) 17 8 14,0% 17,6% 1996-2009 (−4,2d) 2009-2016 (−1,1d) R Enfermedades del sistema circulatorio (IX) 18 6 14,9% 12,6% 2004-2014 (−5,3d) 2014-2016 (8,2) E Enfermedades del sistema respiratorio (X) 5 2 4,3% 4,4% 1997-2008 (−2,9d) 2008-2013 (-9,9d) 2013-2016 (2,5) Da + E Enfermedades del sistema digestivo (XI) 8 1 6,9% 2,4% 2002-2013 (−10,2d) 2013-2016 (−3,5) E Resto de causas 15 7 12,3% 15,9% 1995-1998 (−27,1d) 1998-2016 (−7,4d) SC CPA: cambio porcentual anual medio de la tasa de mortalidad en cada periodo; Da: aceleración del ritmo de descenso previo; E: estancamiento tras descenso; R: ralentización del ritmo de descenso previo; SC: sin cambios tras descenso previo. aGrupo de causas según la CIE-10. Entre paréntesis se indica el número de grupo de la CIE-10. Las causas con tasas más bajas de mortalidad se agrupan en «Resto de causas». bEn la tabla solo se presentan los dos últimos periodos identificados en las regresiones joint-point con sus CPA, a excepción de la mortalidad por enfermedades del sistema respiratorio (dos periodos diferentes tras el inicio de la crisis económica). cCambio de tendencia: se refiere a los cambios iniciados en cualquier momento después de 2007 respecto al periodo anterior. dSignificación estadística: el intervalo de confianza del 95% del CPA no incluye el valor cero. inició solo un a˜ no antes de que oficialmente se diera por finalizada la crisis (2014). Sin embargo, hay que tener en cuenta que el producto interior bruto de 2008 no se ha vuelto a alcanzar en Espa˜ na hasta el primer trimestre de 2017, que los indicadores sociales cambian con mayor lentitud que los macroeconómicos y que los efectos que la crisis ha causado en las condiciones de vida pueden prolongarse durante a˜ nos12. Algunas investigaciones previas en Espa˜ na no han encontrado cambios negativos en la mortalidad tras el inicio de la crisis económica5,7,13, e incluso un estudio ha encontrado una mejora de la mortalidad total en especial en los grupos de menor nivel socioeconómico14. Igualmente, una revisión sistemática que incluyó 41 estudios europeos sobre el impacto de la crisis concluyó que no parecía haber cambios en la tendencia descendente de la mortalidad15. La discrepancia con los hallazgos de este estudio puede explicarse por diversas razones. En primer lugar, la mayoría de los estudios publicados abarcan los primeros a˜ nos tras el inicio de la crisis, cuando aún no se habían detectado cambios en la mortalidad, como pone de manifiesto una revisión de la literatura sobre el tema publicada en 201716 y actualizada en 201812. En segundo lugar, muchos estudios no realizan un análisis de tendencia, sino una comparación de los a˜ nos previos y posteriores a la crisis, con un punto de corte en 2008, lo que puede infraestimar los cambios reales, que se inician algunos a˜ nos después. Por último, los resultados del presente estudio muestran que el uso de las tasas de mortalidad total, estandarizadas por edad, puede estar ocultando una evolución diferencial en distintas edades. Así, llama la atención que la tasa de mortalidad total en los hombres no cambie entre los a˜ nos anteriores y posteriores al inicio de la crisis económica, al tiempo que se detecta un estancamiento en los hombres de 15-39 y de 60-79 a˜ nos. El ritmo de descenso de la mortalidad en los hombres mayores de 80 a˜ nos, mantenido tras la crisis, compensa posiblemente la tendencia negativa de los otros grupos de edad. El impacto mayor en la mortalidad entre los 60 y los 79 a˜ nos coincide con lo observado en otros países en un análisis que incluye datos hasta 20162. Este análisis estudia la tendencia de la mortalidad en 20 países y detecta en muchos de ellos (Francia, Alemania y Suecia, entre otros) una ralentización que afecta sobre todo al grupo de edad de 65-79 a˜ nos y que se inicia en la mayor parte de los casos alrededor de 2011. Asimismo, encuentra un mayor impacto en las mujeres de este grupo de edad, lo que coincide con lo encontrado en Espa˜ na (aquí el cambio de tendencia ocurre antes en las mujeres). Sin embargo, hay que se˜ nalar que no en todos los países analizados se produce este cambio de tendencia, pues hay algunos, como Noruega y Finlandia, en los que no se detecta ningún cambio en este grupo de edad2. En este mismo estudio internacional se encuentra que la tendencia descendente de la mortalidad en los mayores de 80 a˜ nos se ralentiza en muchos países, a diferencia de lo que se ha observado en Espa˜ na y en Italia. No es fácil encontrar una explicación a este hecho, aunque tendría interés investigar sobre características sociales o de selección de la población muy mayor que pudieran constituir un hecho diferencial entre países. Otro estudio de comparación internacional encuentra que, a diferencia de la mayoría de los países, los cambios en la mortalidad en los Estados Unidos se han concentrado en las edades más jóvenes (menores de 65 a˜ nos) y se han asociado sobre todo con el sobreuso de opiáceos17. Grecia experimentó una ralentización de la tendencia descendente en la mortalidad general, que fue más acusada en las mujeres y en edades avanzadas, principalmente en las enfermedades del sistema circulatorio18. Resultados similares se obtienen en nuestro estudio, en el que el empeoramiento de las tendencias a los 60-79 a˜ nos se debió principalmente a las enfermedades del sistema circulatorio. En cuanto a la tendencia de la mortalidad total por cáncer, estandarizada por edad, Ferrando et al.19 encontraron en Espa˜ na una ralentización en los hombres y un estancamiento en las mujeres en el periodo 2008-2013. En el presente estudio se detecta también una ralentización de la tendencia de la mortalidad por cáncer en los hombres de 15-39 a˜ nos entre 2009 y 2016, y un estancamiento en las mujeres de 60-79 a˜ nos en los primeros a˜ nos tras el inicio de la crisis (2009-2012), que luego se revierte. Sin embargo, en los varones de 60-79 a˜ nos no se han apreciado cambios en la tendencia de la mortalidad por cáncer en relación con la crisis. Otra causa que ha sufrido un mayor estancamiento de la tendencia de la mortalidad han sido las enfermedades respiratorias, lo que coincide con lo encontrado en el Reino Unido y en otros países 236 S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 de nuestro entorno3. Asimismo, la mortalidad por causas externas sufre un estancamiento de la tendencia descendente que tenía antes de la crisis, en especial importante en los hombres de 15 a 39 a˜ nos a partir de 2012. El estancamiento de la mortalidad en población joven se ha visto también en el Reino Unido, afectando desde 2012 a las personas de 15 a 54 a˜ nos, sin que haya cambios en la población de 0-14 a˜ nos20. Entre las aportaciones del presente estudio cabe destacar que profundiza en el análisis de la mortalidad en Espa˜ na al incluir la tendencia diferenciada por grupos de edad, así como un mayor número de a˜ nos después de la crisis y un periodo previo amplio, lo que aporta consistencia a la interpretación de los resultados. Por ejemplo, el estancamiento de la tendencia de la mortalidad a partir de 2013 en los hombres de 60-79 a˜ nos se produce por primera vez desde 1981, y la ralentización en las mujeres de esta misma edad ocurre tras 12 a˜ nos previos de descenso a ritmo constante. Aun así, es necesario interpretar con precaución los cambios de tendencia que se producen en los últimos a˜ nos del estudio, a partir de 2013, ya que cuando sea posible incluir más a˜ nos en el análisis estos resultados podrían verse modificados. Por este motivo, y por las oscilaciones en las tasas de mortalidad en la población muy mayor, no se extraen conclusiones en relación con el estancamiento observado en la mortalidad de las mujeres mayores de 90 a˜ nos a partir de 2013-2014. Asimismo, el estancamiento observado en la mortalidad infantil en varones desde 2013 hay que tomarlo con cautela, como también se aconseja en el caso del aumento de la mortalidad infantil observado en Inglaterra y Gales a partir de 201421, si bien en este caso no se ha reportado un efecto diferencial por sexo. Por último, el no forzar un punto de corte en 2008 en el análisis de tendencia ha permitido detectar cambios que podrían estar relacionados con efectos a más largo plazo de la recesión económica. En cuanto a posibles limitaciones, no puede descartarse que parte de los cambios encontrados puedan explicarse por una modificación en las estimaciones de los efectivos poblacionales después del censo de 2011, que afecta sobre todo a la población extranjera residente en Espa˜ na. Sin embargo, la mayor parte de los cambios en la tendencia de la mortalidad que se detectan en los análisis presentados en este artículo ocurren en a˜ nos diferentes, bien antes de 2012 o después, y además concuerdan con los cambios en otros países de nuestro entorno2. De este estudio no puede derivarse directamente una relación causal entre la crisis y la mortalidad. Se trata de una aportación más al estado del conocimiento, que debe analizarse juntamente con otras, sobre todo explorando factores intermedios en la cadena causal (como los efectos del desempleo, los desahucios, la pobreza energética, etc.), y analizando la relación entre políticas sociales y sanitarias como factores mitigadores. Este tipo de análisis no está exento de complejidad, sobre todo teniendo en cuenta que se han encontrado tendencias similares de ralentización de la mortalidad en países que han sufrido menos las políticas de austeridad y en otros donde estas han sido más duras3. Puede que el impacto en la salud de la crisis económica y las políticas de austeridad solo esté empezando a observarse ahora, por lo que la investigación con datos de los próximos a˜ nos será clave, con especial atención a la población infantil, en la que ya se está viendo un impacto a corto plazo22 que probablemente también tendrá consecuencias a lo largo del ciclo vital. Asimismo, los resultados diferenciales por grupo de edad y sexo encontrados en el presente estudio pueden ser útiles para formular hipótesis sobre los efectos de la crisis. Así, el desempleo, la precariedad y la falta de perspectivas podrían tener un impacto mayor en los hombres jóvenes que en otros grupos poblacionales. Por otro lado, las personas en los primeros a˜ nos de la jubilación podrían haber visto frustradas sus expectativas, al tener que hacerse cargo de hijos y nietos en situación de precariedad. Sería de gran interés poder analizar estos aspectos en nuevas investigaciones. ¿Qué se sabe sobre el tema? La mortalidad en Espa ˜ na viene descendiendo en las últimas décadas, sin que se hayan detectado cambios en la tendencia en los primeros a˜ nos tras el inicio de la crisis económica. Recientemente, en varios países industrializados se ha observado una ralentización del descenso de la mortalidad, que se inicia varios a˜ nos tras el comienzo de la crisis y afecta sobre todo a la población de 65-79 a˜ nos. ¿Qué a˜ nade el estudio realizado a la literatura? Se analiza la tendencia de la mortalidad en Espa ˜ na por grupos de edad y sexo en un periodo largo (hasta 2016). Se pone de manifiesto una ralentización o estancamiento del descenso de la mortalidad, que se inicia unos a˜ nos después del comienzo de la crisis económica, afecta sobre todo a mujeres y hombres de 60-79 a˜ nos y a hombres de 15-39 a˜ nos, y comienza antes en las mujeres. Se hace evidente la necesidad de seguir estudiando los efectos de la crisis a largo plazo, de forma diferenciada por edad y sexo. Editora responsable del artículo María Victoria Zunzunegui. Declaración de transparencia La autora principal (garante responsable del manuscrito) afirma que este manuscrito es un reporte honesto, preciso y transparente del estudio que se remite a Gaceta Sanitaria, que no se han omitido aspectos importantes del estudio, y que las discrepancias del estudio según lo previsto (y, si son relevantes, registradas) se han explicado. Contribuciones de autoría Todos/as los/las autores/as contribuyeron sustancialmente a la concepción y el dise˜ no del estudio. S. Márquez-Calderón y L. Pérez Velasco realizaron el análisis estadístico. Todos/as los/las autores/as contribuyeron a la interpretación de los datos. S. Márquez Calderón y L. Pérez Velasco escribieron un primer borrador del texto. F. Viciana-Fernández y J.C. Fernández Merino revisaron críticamente este primer borrador e hicieron contribuciones intelectuales relevantes a su contenido y aportaciones a la redacción. Todas las personas firmantes dieron su aprobación a la versión final. Agradecimientos Al Dr. Miguel Ruiz Ramos, por sus aportaciones en la fase inicial del estudio. Financiación Este estudio ha recibido financiación para su publicación de la Fundación Instituto de Investigación en Servicios de Salud (FIISS). Esta organización no ha intervenido en el dise˜ no del estudio, en el análisis y la interpretación de los resultados, ni en la aprobación del manuscrito. S. Márquez-Calderón et al. / Gac Sanit. 2020;34(3):230–237 237 Conflictos de intereses Ninguno. Anexo. Material adicional Se puede consultar material adicional a este artículo en su versión electrónica disponible en doi:10.1016/j.gaceta.2019.03.007. Bibliografía 1. Hiam L, Harrison D, McKee M, et al. Why is life expectancy in England and Wales ‘stalling’? J Epidemiol Community Health. 2018;72:404–8. 2. Office for National Statistics (ONS). Changing trends in mortality: an international comparison: 2000 to 2016. Analysis of period life expectancies and mortality in selected countries globally from 2000 to 2016. ONS. 2018 (Consultado el 6/11/2018.) Disponible en: www.ons.gov.uk/releases/ changingtrendsinmortalityaninternationalcomparison1981to2016 3. Raleigh VS. Stalling life expectancy in the UK. We must look at austerity and beyond for underlying causes. BMJ. 2018;362:k4050. 4. Cortès-Franch I, González López-Valcárcel B. Crisis económico-financiera y salud en Espa˜ na. Evidencia y perspectivas. Informe SESPAS 2014. Gac Sanit. 2014;28 (Supl 1):1–6. 5. 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