Рис. 2-25. Смертность мужчин и женщин в 1965-2003 гг. (новый стандарт ВОЗ).
Оценить размеры алкогольной смертности в короткий период 1992-1994 гг. трудно, несмотря на очень высокую значимость коэффициента регрессии смертности по алкоголю. Это тот пример, когда статистическая значимость ничего не значит - расчеты приводят к парадоксу: в этот короткий период смертность мужчин на 1 литр алкоголя возрастает в 20, а женщин – в 16 раз по сравнению с предшествующим периодом (1984-1992 гг.). А такого быть не может при небольшом росте потребления. Этот статистический казус можно объяснить тем, что в 1992 г. вместе с ростом потребления алкоголя началось синхронное увеличение других факторов смертности, среди которых вычленить и количественно оценить алкогольную составляющую довольно трудно. Ниже будет показано, что в этот период алкогольный фактор принял новые формы, что также затрудняет количественную оценку. Однако есть возможность качественного решения задачи: повлиял ли рост потребления алкоголя в этот период на рост смертности? Но тут самое время остановиться и подумать вот о чем.
Над исследователем алкогольных проблем в России еще долго будет висеть дамоклов меч возможной ошибки в оценке потребления. Волос, на котором подвешен меч, стал особенно тонок после 1992 г., когда динамика смертности по отношению к алкоголю резко изменила наклон (1993-1994 гг. ; рис. 2-26) и вывела зависимую от алкоголя смертность на новый уровень. Такой "скачок" может отражать реальное соотношение двух явлений, смертности и потребления алкоголя, но может быть и результатом ошибки. Надо исследовать и эту возможность.
Рис. 2-26.Соотношение смертности мужчин и женщин с потреблением алкоголя в 1984-1987 и 1992-2001 гг. Другие пояснения в тексте.
Ошибка в определении общей смертности (ось "у" на рис. 2-26), если и есть, то она невелика, судя по относительно небольшой доле умерших с неопознанным возрастом, т.е. с большим посмертным сроком. Ошибка будет небольшой в предположении, что необнаруженных покойников могло быть в два-три раза больше. Поэтому примем, что подавляющее большинство смертей учтено государственной статистикой. Эта статистика отразила существенный рост количества смертей после 1992 г. (рис. 2-19).
В отличие от этого ось "х" на рис. 2-26 (потребление алкоголя), имеет другое происхождение. Это всего лишь оценка. К тому же в 1995 г. пришлось сменить метод ее расчетов (глава 2-4) из-за невозможности получать данные бюро судебно-медицинской экспертизы, на основе которых строились расчеты потребления для 1980-1994 гг. (Nemtsov, 1998, 2000). Кроме того, базой для оценки потребления служили показатели смертности 1980-1987 гг. По мере удаления от этих базовых лет возможность ошибки возрастает. И, наконец, после 1993 г. и до 2001 г. не существовало других независимых оценок, сделанных на основе эпидемиологических исследований: Госкомстат РФ довел свои расчеты до 1990 г., а Treml (1997) - до 1993. В связи с этим стоит исследовать возможность ошибки в оценке потребления алкоголя после окончания антиалкогольной кампании.
При проверке будем исходить из того, что оценка потребления алкоголя для 1984-1987 гг. близка к реальности (средняя оценка из трех независимых источников с почти совпадающими величинами: Госкомстат РФ, Treml, 1997, Nemtsov, 2000). В последующие годы ошибка могла быть как в сторону занижения, так и завышения показателей. Второе допущение маловероятно, так как в этом случае пришлось бы допустить, что с 1992 по 1994 происходило снижение потребления, что никак не согласуется с резким ростом в это время всех зависимых от алкоголя переменных (например, рис. 1-12 и 2-20).
Труднее решить вопрос о возможности занижения оценки потребления, т.е. вопрос о том, что реальное потребление было выше оценок. Связано это с тем, что неизвестно, какова форма зависимости смертности от потребления выше уровня в 15 л. В случае, если бы зависимость оставалась линейной, решение упрощается. В этом случае проверка состоит в совмещении показателей смертности 1993-1994 гг. с линией регрессии 1984-1987 гг., когда зависимость смертности от потребления была линейной (рис. 2-26). При таком подходе отпадает возможность существенного занижения оценки потребления. В противном случае пришлось бы допустить невероятный рост потребления за два года: с 13,5 (1992 г.) до 20-21 литра в 1994 г. (рис. 2-26).
Решение усложняется, если предположить, что выше 15 л форма зависимости смертности от потребления криволинейна, а это более вероятно. В условиях такой неопределенности прямое решение задачи невозможно. Косвенное решение состоит в том, что корреляция оценок потребления с зависимыми от алкоголя показателями смертности очень велика (таблица 14). Это означает, что оценки – не пустой звук, они близки к реальному потреблению. Тем более, что одно исследование (Zaigraev, 2004), единственное на основе многократных опросов населения, обнаружило потребление, сходное с оценками в настоящей работе (16,0 в 2001 г. vs. 15,0 литров чистого алкоголя на человека в год в 2001 г.).
Приняв оценки потребления алкоголя, можно вернуться к периоду 1992-1994 гг. При этом следует иметь в виду, что в 1992 г. в связи с рыночными реформами возникли новые социально-экономические условия, отличные от условий предыдущих лет. Это могло изменить характер отношения смертности и потребления, т.к. алкогольная смертность определяется не только уровнем и характером потребления, но и целым рядом социальных факторов. Однако уже показано, что такие факторы, как обеднение населения и слабость здравоохранения, действительно снизивших качество жизни в России, а также изменение экологических условий, не могут быть признаны существенными для объяснения столь значительного повышения смертности (Leon et al., 1997, Shkolnikov and al., 1998, Shapiro, 1997). Так в чем же дело, и каков вклад алкоголя в смертность в это время?
Таблица 14. Коэффициенты линейной регрессии (В) отдельных видов смертности по алкоголю (1980-2001 гг.).
|
Отрав-ления
алкого-лем
|
Убий-ства
|
Само-убиства
|
Прочие
внеш-ние причи-ны
|
Заболе-вания
печени
|
Забле-вания
подже-лудоч-ной
железы
|
Сердеч-
но-сосу-дистые
заболе-вания
|
Прочие
причи-ны
|
Общая смерт-ность
|
Мужчины
|
Вм
|
84,26
|
51,56
|
73,22
|
219,07
|
22,25
|
6,77
|
562,09
|
177,09
|
1196,31
|
р
|
0,00000
|
0,00002
|
0,00000
|
0,00000
|
0,00016
|
0,00000
|
0,00008
|
0,00067
|
0,00000
|
Женщины
|
Вж
|
21,48
|
14,56
|
6,36
|
39,34
|
9,58
|
1,00
|
226,01
|
47,89
|
366,25
|
р
|
0,00000
|
0,00000
|
0,00005
|
0,00000
|
0,00007
|
0,00317
|
0,00377
|
0,00198
|
0,00049
|
Вм / Вж
|
3,9
|
3,5
|
11,5
|
5,6
|
2,3
|
6,8
|
2,5
|
3,7
|
3,3
|
По сравнению с периодом, предшествующим антиалкогольной кампании, оценки среднедушевого потребления в это время было практически таким же (таблица 1). В отличие от этого смертность в 1993-1995 гг. существенно превышала уровень (линию регрессии) 1965-1984 гг., особенно у мужчин (рис. 2-24а). В 1992-1994 гг. выросла смертность всех больших классов причин смерти, которые снизились во время антиалкогольной кампании (подробнее смотри ниже). Возникает вопрос, связан ли такой почти тотальный рост смертности с изменением уровня потребления алкоголя?
Для ответа на этот вопрос можно сопоставить общую смертность с явлениями, более жестко зависимыми от потребления, с таким, например, как смерти при отравлении алкоголем (рис. 1-12). Прежде всего, обращает внимание почти полная синхронность изменений двух видов смертности (после исключения линейного тренда Rs=0,813 для мужчин и Rs=0,701 для женщин, p=0,0001; 1980-2001 гг.). Выше уже писалось, что некоторое расхождение показателей в 1981-1984 гг. можно объяснить организацией в 1976 г. наркологической и реанимационной служб в стране, а также стабилизацией продаж потребления алкоголя из государственных источников (рис. 1-4). Аналогичную динамику имела также заболеваемость алкогольными психозами (рис. 2-21).
Другой иллюстрацией вклада алкоголя в общую смертность в 1992-1994 гг. может служить рис. 1-11. Видно, что прирост общей смертности мужчин в 1993-1994 гг. происходил преимущественно в рабочих возрастах, от 20 до 69 лет и мало затронул возраста, наиболее чувствительные к плохим условиям жизни - пожилых и старых людей, а в детских возрастах смертность несколько снизилась в этот период. Характерно и то, что прирост общей смертности мужчин происходил почти синхронно с приростом смертности мужчин при отравлении алкоголем. Некоторое различие относилось только к молодым людям (15-29 лет), вероятно, в связи с тем, что в этих возрастах смерть, связанная с алкоголем, например, автодорожная, настигала молодых людей, еще не успевших стать тяжелыми пьяницами или алкоголиками, из которых главным образом рекрутируются умершие при отравлении алкоголем (Угрюмов, 1997). Нельзя исключить также, что различие частично обусловлено фальсификацией диагнозов смертельных отравлений алкоголем именно у молодых, в отношении которых этические и социальные факторы могли иметь большее значение, чем для пожилых пьяниц и алкоголиков.
Еще одна точка пересечения двух явлений, смертности и потребления спиртного, возросшая токсичность фальсификатов алкогольной продукции. В 1992 г. в связи с рыночными реформами и отменой Государственной монополии на алкогольную продукцию ситуация на алкогольном рынке радикально изменилась. Изготовление самогона из сахара и других пищевых продуктов стало невыгодным из-за роста цен на эти продукты. Однако появились новые источники фальсификатов. Самое важное в этой теме – выход на рынок большого количества фальсификатов, в частности, из технического спирта, свободного от акцизных сборов, а значит очень дешевого. Были сделаны расчеты на основе производства этого спирта и снижения его освоения химической, резиновой и другими видами промышленности. Они показали, что этот спирт покрывал около 20 % потребления (Немцов, 1995). Были также другие виды фальсификатов. По данным Роскомторга при выборочных проверках брак ликерно-водочных изделий к объему проверенной продукции вырос с 5,6% в 1991 г. до 30,4 % в 1994 г. Еще хуже было качество импортной ликерно-водочной продукции - в 1994 г. брак составлял 67,2 % проверенных изделий. Эти и многие другие данные (глава 1-7) свидетельствуют о том, что доля фальсификатов алкогольной продукции, постепенно нарастая, составляла значительную часть потребления спиртных напитков. Это могло отразиться на здоровье тяжелых потребителей и их смертности.
И, наконец, еще один связанный с алкоголем фактор, несомненный, важный, но трудно исчисляемый: увеличение после 1991 г. когорты людей с повышенным риском алкогольной смертности. Это демонстрирует рис. 1-11: распределение умерших 1992-1994 гг. не вполне симметрично распределению сохранивших жизнь в 1985-1986 гг.: сохранивших жизнь во время антиалкогольной кампании было значительно меньше, чем умерших после нее. И это при том, что снижение потребления в 1985-1986 гг. было значительно больше (3,7 литра), чем рост в 1991-1994 гг. (2,1 литр).
Неравенство умерших и сохранивших жизнь в двух периодах, скорее всего, связано с тем, что часть тяжелых потребителей алкоголя, которые сохранили жизнь во время кампании и благодаря ей, вместе с этим сохранили свой повышенный риск умереть алкогольной смертью. Материальным носителем этого риска были соматические или/и нервные заболевания, нажитые или утяжеленные предшествующим, до 1985 г. пьянством. Следует отметить, что и во время кампании потребление алкоголя оставалось очень высоким, на уровне 10-12 литров, что, несомненно, способствовало поддержанию риска алкогольной смертности.
Все эти носители риска умерли после 1991 г. на фоне возросшей доступности спиртного. Произошел «перенос риска» из одного исторического периода (антиалкогольная кампания) в другой (рыночные реформы; «отложенные» смерти по Андрееву, 2002, а также Shkolnikovetal., 2001). Тех, кто сохранил жизнь во время кампании было более миллиона человек. Другая когорта – «новые» потребители, которые «откликнулись» смертью на рост потребления. Поэтому можно считать, что резкий подъем смертности в 1993-1994 гг. отчасти обусловлен "удвоением" когорты людей с повышенным риском за счет "перемещения" связанных с алкоголем смертей.
Есть еще одно свидетельство "переноса риска" алкогольной смертности: удвоение доли смертей при отравлении алкоголем в начале рыночных реформ по сравнению с предшествующим периодом (рис. 2-27). Это выразилось увеличением этой смертности с 2,3 % до 5,0 % на 1 литр алкоголя. В последующий период соотношение вернулось к исходному уровню (2,4%). Похоже, что "удвоение когорты" умерших алкогольной смертностью в начале рыночных реформ не просто метафора, но явление, близкое к реалиям.
Рис. 2-27.Потребление алкоголя и смертность при отравлении алкоголем в 1980-2001 гг. в процентах к 1980 г., принятому за 100%. bx/y – коэффициенты регрессии смертности по алкоголю для 1984-1991, 1992-1997 и 1997-2001 гг.
В связи с этой темой возникает вопрос: как удвоение алкогольной смертности могло произойти без существенного превышения потребления над уровнем начала 1980-х годов? Ответ скорее всего нужно связать не с тяжелыми, а с умеренными потребителями, которые составляют большинство. Сейчас показано, что их вклад в общий уровень потребления значителен (глава 2-2). В результате только что закончившейся кампании и благодаря «инерции», они могли сохранять сравнительно низкое потребление относительно того, что было до кампании, что и сказалось на общем уровне.
Существует представление, что «подъем смертности в первой половине 90-х годов (преслову тый "ельцинский геноцид") - артефакт; реального по вышения смертности в это время либо вовсе не было, либо оно было очень небольшим» (Вишневский, 2000). Этот вывод автор делает на основе того, что подсчитывает суммарный итог двух периодов: антиалкогольной кампании и начала рыночных реформ (1985-1994 гг.). Расчеты автора показывают, что для умерших в это время мужчин фактически прожитое "средним" умершим время оказалось на 133 дня больше, у женщин - на 41 день больше. Но это удлинение жизни – результат антиалкогольной кампании, и только на этом основании подъем смертности в первой половине 90-х годов никак нельзя назвать «артефактом» или еще хуже «компенсаторным». Гендерное отношение составляет 3,2:1. Не потому ли, что до 1985 г. и после 1992 г. мужчины потребляли спиртное приблизительно в три раза больше женщин? Интересно, что это отношение (иногда 4:1) проходит через все исследование о смертности мужчин и женщин в России.
Алкогольная смертность в 1995-1998 гг.
Переломным как для общей смертности (рис.2-19), так и для смертности, связанной с отравлением алкоголем (рис. 2-20), стал 1994 г., после чего началось снижение этих показателей. Такой же в эти годы была динамика алкогольных психозов (рис. 2-21) и смертей при панкреатитах. Смерти при циррозах печени начали снижаться в 1996 г., т.е. с годичным лагом (рис. 2-11). Последние четыре показателя жестко зависимы от потребления алкоголя. Однако в 1995-1996 гг. началось снижение почти всех основных классов смертей, на первый взгляд не связанных с потреблением алкоголя (смотри следующий раздел этой главы). Можно предположить, что после 1994 г. в стране началось снижение потребления алкоголя, которое в 1998 г. составляло 11,7 литров (глава 2-4), т.е. стало ниже уровня начала 1980-х годов.
Со снижением потребления алкоголя можно связать также начавшийся в 1995 г. рост ожидаемой продолжительности жизни, как у мужчин, так и у женщин (рис. 1-10; Госкомстат РФ). Важно отметить, что этот рост происходил на фоне значительного ухудшения качества жизни в виде снижения калорийности пищи и содержания в ней белков (рис. 1-10), сокращения превышения доходов над расходами (с 8,3 % в 1993 г. до 2,2% в 1996 г.), почти двукратного увеличения количества безработных (с 1992 по 1996 гг.), увеличения задолженности по зарплате (с 0,9 % от фонда заработной платы в1992 до 11,7 % в 1996 г.; Гордон, 1997). Казалось бы, все это могло привести к сокращению продолжительности жизни. Однако она выросла. Скорее всего это значит, что в основе роста в этот период, , лежит снижение потребления алкоголя, продолжавшееся вплоть до 1998 г. Иначе говоря, для продолжительности жизни в этот период снижение потребления алкоголя оказалось более сильным фактором, чем существенное снижение уровня и качества жизни.
Среди причин, вызвавших снижение потребления алкоголя и смертности в 1995-1998 гг. возможно было вымирание в 1992-1994 гг. значительной части основных потребителей, т.е. алкоголиков и тяжелых пьяниц, которые, как известно, потребляют существенную часть выпиваемых в стране спиртных напитков (Skog, 1985а). Алкоголики предположительно составляли в начале 1990-х годов 7 % населения или 10 миллионов человек (Энтин и Динеева, 1996), пьяницы - еще больше (около 15 %, Simpura et al., 1997), а в сумме около 30 миллионов человек. С учетом алкогольного урона в начале рыночных реформ на долю умерших из этой когорты потребителей приходилось около 1 литра среднедушевого потребления. Вымирание происходило столь быстро (рис. 1-11), что оно не могло быть в полной мере компенсировано новыми когортами пьяниц и алкоголиков, т.к. становление алкоголизма требует в среднем 6 (Немцов и Покровская, 1997) и более лет массивного пьянства (Лисицын и Сидоров, 1990). Возможно столько же лет требуется для формирования тяжелого пьянства.
Конечно, есть и другие факторы сокращения потребления. Это государственные мероприятиями по сокращению импорта и внутреннего производства фальсификатов, а также некоторое упорядочивание алкогольного рынка на основе новых законодательных актов (глава 1-8). Вероятно, именно такая государственная деятельность лежала в основе небольшого относительного роста цен на алкогольную продукцию в 1995-1997 гг. по сравнению, например, с ценами на продукты питания (рис. 1-8). Перелом в ценах произошел в 1994-1995 гг., а до этого алкогольная продукция относительно дешевела, хотя рост цен на оба вида продукции происходил как до, во время, так и после указанного срока.
Важным фактором снижения потребления спиртных напитков в 1995-1998 гг. могло явиться обеднение населения и снижение его покупательной способности за счет невыплаты зарплат, когда дешевая водка могла оказаться недоступной для значительной части потребителей, тем более что выросла их относительная цена (рис. 1-8).
Период, когда цены на спиртные напитки "догоняли" цены на другие продукты и товары, был недолгим (1994-1997 гг.; рис. 1-8). В 1998 г. началось новое отставание роста цен на спиртное, чему способствовал дефолт (глава 1-8). В 1999 г. возможно именно это воплотилось в новый рост потребления алкоголя (рис. 2-7) и связанных с ним последствий (рис. 2-11). Были и другие причины нового роста потребления, которое в 2000-2001 гг. достигло уровня 1984 г. Естественно, связать с этим, хотя бы отчасти, новый, возвратный рост человеческих потерь после 1998 г., в результате чего смертность снова вышла на уровень, прогнозируемый регрессией 1965-1984 гг. (рис. 2-19).
Диагностический состав алкогольной смертности
В предыдущих разделах этой главы речь шла об общем алкогольном уроне страны. Однако важно знать, из чего слагались алкогольные потери, каков их диагностический состав. Для этого можно рассмотреть динамику отдельных больших классов смертей до, во время и после антиалкогольной кампании.
У мужчин (рис. 2-28а) в 1985-1986 гг. существенно снизился уровень почти всех классов смертей, которые составляют 77,8 % всех смертей (на рис. 2-28а не обозначены только «прочие заболевания», которые у мужчин также значительно снизились в это время). Существенное снижение смертности женщин в этот же период произошло только в группе сердечно-сосудистых и внешних, в частности, насильственных, причин (73,0 % всех смертей в 1986-1991 гг.; рис. 2-28б). Как у мужчин, так и у женщин исключение составили новообразования, инфекционные и паразитарные заболевания. Неизменность их тренда во время антиалкогольной кампании свидетельствует об их независимости от потребления алкоголя или очень большом лаге по отношению к потреблению.
Таким образом, подавляющее большинство классов смертей синхронно «откликнулось» снижением показателей на снижение потребления алкоголя в начале антиалкогольной кампании. Из этого следует, что многие виды смертей с неалкогольными диагнозами связаны с потреблением алкоголя. Это ранее постулировалось для России Лондонской группой исследователей (например, МсКее, Britton, 1998; глава 2-3). В большинстве своем - это непрямые алкогольные потери. Вместе с тем их можно рассматривать как скрытый от государственной статистики алкогольный урон страны.
Рис. 2-28.Количество смертей мужчин (а) и женщин (б) от внешних причин (2), при заболеваниях органов дыхания (3), кровообращения (4), пищеварения (5), новообразованиях + инфекциях + паразитарных заболеваниях (6), а также общее количество смертей (1). «п» и «л» указывают на правую или левую ординату.
Однако снижение смертности, например, сердечно-сосудистой, при снижении уровня потребления алкоголя еще не означает, что спиртное имело отношение ко всем этим смертям, скорее, к какой-то их части. Теперь предстоит определить долю связанных с алкоголем смертей, диагностированных как неалкогольные. Иначе говоря, необходимо количественно оценить вклад алкоголя в неалкогольные виды смертности в России.
В цивилизованных странах оценка связанной с алкоголем смертности делается сравнительно просто: суммируются 10 видов смертей с диагнозами, напрямую обусловленные злоупотреблением алкоголем (например, алкогольный гастрит или цирроз печени) и еще 30, для которых рассчитано долевое участие алкоголя в танатогенезе (например, артериальная гипертензия, смертность при которой в США на 8% зависит от алкоголя (SchulzJ. еtal., 1991).
В России опереться на зарубежный опыт невозможно, т.к. многие рубрики, в частности, алкогольные, в перечне диагнозов смерти в нашей стране отсутствуют: в российской статистике выделено только 188 диагнозов смерти, за рубежом – их больше 900 в соответствие с диагнозами заболеваний. Кроме того, долевой вклад алкоголя в тот или другой вид смертности существенно зависит от уровня потребления: с ростом потребления эта доля растет .
Есть еще одно ограничение в определении зависимой от алкоголя смертности: очень неточная диагностика смертей. Так, смерти при алкогольных циррозах печени за последние семь лет (1999-2005 гг.) выросли в 5 раз у мужчин и в 8 раз – у женщин, вероятно, за счет изменения критериев диагностики. Но и после этого они составляют меньше трети от всех циррозов, тогда как в западных странах, где потребление ниже, алкогольные циррозы составляют больше половины (SchulzJ. еtal., 1991, Mäkelä P., 1999).
Все это делает невозможным в России прямое определение размеров алкогольной смертности. Вот почему пришлось прибегнуть к непрямому методу. Но и тут есть ограничения: в последние двадцать лет колебания потребления хотя и были велики (4,5 л), но происходили на очень высоком уровне, выше 10 л (рис. 2-7). Однако характер связи потребления со смертностью в диапазоне 0-10,5 литров неизвестен, а 10,5 л – очень высокое потребление, и оно вносит значительный вклад в смертность.
Казалось бы, диапазон 0-10,5 л можно было бы заполнить данными стран с низким или сравнительно низким потреблением алкоголя, от Испании (10,5) до Исландии (4,4) в Европе и от Парагвая (4,3) до Гватемалы (около 1 л) в Латинской Америке (Global Status Report on Alcohol 2004, 2004). Однако препятствием для такого подхода служит то, что алкогольная смертность зависит не только от уровня потребления алкоголя, но и от целого ряда других факторов, которые различаются в разных странах. Поэтому зарубежные данные о потреблении алкоголя и смертности не могут использоваться для определения характера зависимости смертности от алкоголя в России, где условия жизни существенно отличаются от условий в зарубежных странах, почему и пришлось разработать оригинальный метод за неимением другого, тем более лучшего.
Метод основан на сопоставлении показателей разных видов смертности с оценками потребления алкоголя. Для этого были использованы стандартизованные показатели смертности на 1 миллион населения (новый стандарт ВОЗ): для 1956-1964 гг. (Mesleetal., 2003), для 1965-1994 гг. (Милле и соавторы, 1996), после 1994 г. расчеты сделаны Е.М.Андреевым (персональное сообщение). Отдельно исследованы социально значимые виды смертности (отравления алкоголем, убийства и самоубийства), а также смерти при панкреатитах. В отдельные группы были объединены все другие внешние причины, обозначенные как «другие внешние причины» (автодорожные, утопления, при пожарах и другие), циррозы печени («алкогольные» и «другие», объединенные из-за очень неполной диагностики алкогольных циррозов). Большую группу смертей составили все сердечно-сосудистые причины и все необозначенные выше («прочие причины»). Эти восемь классов охватывают всю смертность. Кроме того, отдельно исследована общая смертность в целом. Смертность мужчин и женщин учитывалась раздельно. Таким образом, исходными данными для расчетов служили показатели девяти видов смертности за 22 года (1980-2001 гг.).
Пределы анализа по времени определялись наличием оценок реального потребления алкоголя. Показателем уровня потребления алкоголя для 1980-1994 гг. служили данные трех источников, усредненные ранее (Nemtsov, 2000). Оценка потребления алкоголя в 1995-2001 гг. сделана в главе 2-4.
Для России последних двух десятилетий характерны значительные колебания уровня потребления алкоголя и смертности, вызванные антиалкогольной кампанией и последующими рыночными реформами. Как говорится, нет худа без добра: эти колебания позволили рассчитать вклад алкоголя в различные виды смертности.
Анализ временного ряда предполагает исключение из него тренда и других нестационарных компонентов для того, чтобы остатки, насколько возможно, не отличались от процесса "белого шума" и, благодаря этому, были бы сопоставимы. Для исключения влияния линейного тренда во времени были найдены регрессионные зависимости потребления алкоголя и девяти видов смертности от года и вычтены из исходных значений (Бокс, Дженкинс, 1974).
Образчиком этой процедуры служит рис. 2-29, который показывает исходные показатели потребления алкоголя и самоубийств (рис. 2-29а), и те же показатели после исключения линейного тренда (рис. 2-29б). В результате такого преобразования было устранено различие в наклоне линий регрессии, которое могло привести к ошибке дальнейших вычислений.
Для исключения влияния периодического временного тренда для потребления алкоголя и смертности были построены модели «авторегрессия – скользящее среднее» первого порядка (Бокс, Дженкинс, 1974) и из остатков, полученных после вычитания линейного тренда, были вычтены оценки периодического тренда.
Выбор модели для дальнейших расчетов был сделан на основе значений корреляции исходных и преобразованных показателей смертности с исходными и преобразованными оценками потребления алкоголя. Рис. 2-30 демонстрирует усредненные показатели корреляции смертности и потребления алкоголя. Рисунок показывает, что показатели отдельных видов смертности слабо коррелируют с официальными данными Госкомстата РФ о потреблении алкоголя, а корреляция общей смертности вообще незначима. Корреляция во всех случаях становится значимой при переходе к оценкам потребления и нарастает еще больше после исключения линейного тренда. Однако корреляция снижается после исключения периодической составляющей. Это значит, что последняя процедура, обычная при исследовании временных рядов, в данном случае оказалась излишней в связи с тем, что периодичность была сутью процессов потребления алкоголя и смертности в России (рис. 2-29) в связи с колебаниями переменных, вызванных антиалкогольной кампанией и последующими рыночными реформами.
Корреляционный анализ остальных видов смертности приведен в таблице 15, из которой следует, что наибольшая связь с потреблением у модели с исключением линейного тренда. Вот почему дальнейшие расчеты строились только на основе этой модели.
|
