2020-05-12
79
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 (пресловутый "ельцинский геноцид") - артефакт; реального повышения 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.
Рис. 2-29. Соотношение самоубийств и потребления алкоголя в 1980-2001 гг.: а – исходные данные, б – после исключения линейного тренда.
В таблице 14 приведены угловые коэффициенты (В) полученных регрессионных уравнений по алкоголю после исключения линейного тренда и их р -значения для мужчин и женщин. Важно подчеркнуть, что в нашем случае коэффициенты корреляции (В) отражают размеры связанной с алкоголем смертности в расчете на 1 л алкоголя в пределах 10,5-15 л.
В среднем коэффициенты регрессии для женщин примерно в 3-4 раза меньшекоэффициентов регрессии для мужчин. Это является следствием меньшего потребления алкоголя женщинами в сравнении с мужчинами. При этом отношения по отдельным видам смертности существенно различаются: от 2,3 при
Таблица 15. Корреляция отдельных видов смертности с потреблением алкоголя
(по Спирману).
|
Виды смертности |
Потребление по данным Госкомстата | Оценки потребления | |||||||
|
исходные | после исключения линейного тренда | после исключения периодиче-ского тренда | |||||||
| Rs | р | Rs | р | Rs | р | Rs | р | ||
| Мужчины | Отравления алкоголем | 0,485 | 0,022 | 0,844 | 0,000 | 0,894 | 0,000 | 0,649 | 0,001 |
| Убийства | 0,008 | н.з. | 0,478 | 0,024 | 0,825 | 0,000 | 0,736 | 0,000 | |
| Самоубийства | 0,428 | 0,046 | 0,694 | 0,000 | 0,846 | 0,000 | 0,804 | 0,000 | |
| Внешние причины прочие | 0,269 | н.з. | 0,654 | 0,000 | 0,872 | 0,000 | 0,684 | 0,000 | |
| Циррозы печения все | 0,429 | 0,045 | 0,614 | 0,002 | 0,747 | 0,000 | 0,645 | 0,001 | |
| Болезни поджелудочной железы | 0,436 | 0,042 | 0,634 | 0,001 | 0,835 | 0,000 | 0,646 | 0,001 | |
| Сердечнососудистые | 0,351 | н.з. | 0,609 | 0,002 | 0,749 | 0,000 | 0,629 | 0,001 | |
| Прочие | 0,422 | 0,049 | 0,716 | 0,000 | 0,714 | 0,000 | 0,513 | 0,014 | |
| Общая смертность | 0,326 | н.з. | 0,665 | 0,000 | 0,813 | 0,000 | 0,710 | 0,000 | |
| Женщины | Отравления алкоголем | 0,478 | 0,024 | 0,813 | 0,000 | 0,879 | 0,000 | 0,660 | 0,000 |
| Убийства | 0,220 | н.з. | 0,619 | 0,002 | 0,831 | 0,000 | 0,731 | 0,000 | |
| Самоубийства | 0,730 | 0,000 | 0,729 | 0,000 | 0,741 | 0,000 | 0,495 | 0,019 | |
| Внешние причины прочие | 0,182 | н.з. | 0,586 | 0,004 | 0,843 | 0,000 | 0,657 | 0,000 | |
| Циррозы печения все | 0,267 | н.з. | 0,562 | 0,006 | 0,743 | 0,000 | 0,645 | 0,001 | |
| Болезни поджелудочной железы | 0,202 | н.з. | 0,428 | 0,046 | 0,651 | 0,001 | 0,226 | н.з. | |
| Сердечнососудистые | 0,297 | н.з. | 0,512 | 0,014 | 0,680 | 0,000 | 0,477 | 0,024 | |
| Прочие | 0,443 | 0,038 | 0,603 | 0,002 | 0,616 | 0,002 | 0,453 | 0,034 | |
| Общая смертность | 0,325 | н.з. | 0,593 | 0,003 | 0,701 | 0,000 | 0,506 | 0,016 | |
н.з. – корреляция незначима
заболеваниях печени до 11,5 при самоубийствах, что является отражением разноговклада алкоголя в эти виды смертности мужчин и женщин (таблица 14). Эти отношения по сути дела отражают гендерные различия во вкладе алкоголя в разные виды смертности.
Базисными для метода стали следующие свойства исходного материала. Во-первых - линейность зависимости всех видов смертности от уровня потребления алкоголя в пределах потребления алкоголя 10,5-15 л (таблица 14). Это сделало возможным пользоваться сравнительно простыми для интерпретации уравнениями линейной регрессии. Во-вторых, за основу были приняты показатели смертности при отравлениях алкоголем, которые на 100% зависит от злоупотребления алкоголем. Наконец, для метода важно и то, что корреляция видов смертности с оценками потребления оказалась высоко значимой (таблица 14). Это является свидетельством того, что принятые в работе оценки потребления близки к реалиям в отличие от данных Госкомстата РФ. С опорой на это свойство оценок потребления выше была исключена возможность их существенной ошибки в сторону занижения (глава 2-4).
Рис. 2-30. Усредненные коэффициенты корреляции общей смертности с потреблением алкоголя по данным Госкомстата РФ и оценкам потребления до и после исключения линейного и периодического тренда.
Можно утверждать, что смертность за счет прироста потребления с 10,5 до 15 литров напрямую связана с алкоголем (рис. 2-31; треугольники абв для отравлений алкоголем и а'б'в' для самоубийств). Однако, как отмечалось выше, 10,5 л алкоголя также вносит вклад в алкогольную смертность. Определение этого вклада явилось главной задачей.
Рис. 2-31. Схема расчетов алкогольной смертности (пояснения в тексте).
Такая задача решается просто для отравлений алкоголем, т.к. прямоугольник авгд также соответствует алкогольной смертности, ибо отравлений алкоголем не бывает без алкоголя. Условно вклад алкоголя в смерти при отравлении алкоголем был выражен отношением бв/бг (смертность за счет роста потребления 10,5-15 к максимальной смертности при 15 л). Это отношение (0,762 для мужчин и 0,789 для женщин) принято за 100% алкогольной смертности в соответствие с природой этого явления.
Та же процедура была проделана с остальными видами смертности (таблица 16, столбец 7) в предположении, что при других видах смертности то же отношение отражает долю смертности, связанной с алкоголем. А доля в процентах, в свою очередь, позволила рассчитать размеры алкогольной смертности в абсолютном выражении (таблица 16, столбец 9). Эти величины, как и процентные выражения, является средними для периода 1980-2001 гг.
Главные результаты (таблица 16, столбцы 7 и 9) представлены на рис. 2-32а и 2032б. При невозможности прямой проверки вычислений, важно, что и в процентном отношении (кроме отравлений алкоголем), и в абсолютном выражении алкогольная смертность женщин меньше мужской, что соответствует гендерным различиям алкоголизации. В долевом отношении алкогольная смертность женщин при самоубийствах и заболеваниях поджелудочной железы в два раза меньше, чем у мужчин, и мало отличается при циррозах печени (рис. 2-32а). Доля сердечно-сосудистой смертности женщин, связанная с алкоголем, в 1,7 раза меньше мужской. Однако, в абсолютном выражении эти смерти у мужчин всего на 13,4% больше, чем у женщин за счет того, что женщины с сердечно-сосудистыми диагнозами умирают в 1,5 раза чаще мужчин (рис. 2-32б).
Таблица 16. Расчеты и основные показателиалкогольной смертности в России в 1980-2001 гг.
| Пол | Виды смертности | Исходные данные | После исключения линейного тренда | ||||
| Постоян-ный член регрессии | Коэффи-циент регрес-сии | Максимал-ьная смерт-ность при 15 л | Коэффи-циент регрес-сии | Прирост смертности с 10,5 л до 15 л | |||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | |||
| МУЖЧИНЫ | Отравления алкоголем | -788,5 | 85,7 | 497,6 | 84,26 | 379,2 | |
| Убийства | -428,1 | 56,2 | 414,5 | 51,56 | 232,0 | ||
| Самоубийства | -341,0 | 75,1 | 786,0 | 73,22 | 329,5 | ||
| Внешние при-чины прочие | -1229,7 | 229,0 | 2205,0 | 219,07 | 985,8 | ||
| Циррозы печени | -95,2 | 23,4 | 256,4 | 22,25 | 100,1 | ||
| Болезни п/жел. железы | -37,8 | 7,2 | 70,7 | 6,77 | 30,5 | ||
| Сердечно-сосудистые | 4082,2 | 593,1 | 12979,0 | 562,09 | 2529,4 | ||
| Прочие | 3948,0 | 178,3 | 6623,1 | 177,09 | 796,9 | ||
| Общая смертность | 5110,0 | 1248,1 | 23832,2 | 1196,31 | 5383,4 | ||
| ЖЕНЩИНЫ | Отравления алкоголем | -206,6 | 21,9 | 122,5 | 21,5 | 96,7 | |
| Убийства | -111,0 | 15,6 | 123,4 | 14,6 | 65,5 | ||
| Самоубийства | 42,6 | 6,2 | 135,4 | 6,4 | 28,6 | ||
| Внешние при-чины прочие | -113,8 | 42,2 | 519,4 | 39,3 | 177,0 | ||
| Циррозы печени | -42,0 | 10,4 | 114,4 | 9,6 | 43,1 | ||
| Болезни п/жел. железы | 11,5 | 1,1 | 28,3 | 1,0 | 4,5 | ||
| Сердечно-сосудистые | 4762,0 | 241,4 | 8382,6 | 226,0 | 1017,0 | ||
| Прочие | 2132,2 | 46,8 | 2833,7 | 47,9 | 215,5 | ||
| Общая смертность | 6475,0 | 385,6 | 12259,7 | 366,2 | 1648,1 | ||
Поражает очень высокая доля алкогольной смертности при убийствах, причем, эта доля у женщин лишь немного меньше, чем у мужчин – в России семь из десяти убийств так или иначе связаны с алкоголем. Это близко к данным судебно-медицинской экспертизы о доле убитых с алкоголем в крови (смотри ниже).
Окончание таблицы 16.
| Пол | Виды смертности | Отношение прироста смертей (5) к максималь-ной смертно-сти (3) | Доля алкого-льной смерт-ности в % | Среднее количество смертей в тысячах | ||
| Общее число | В связи с алкоголем | |||||
| 6 | 7 | 8 | 9 | |||
| МУЖЧИНЫ | Отравления алкоголем | 0,762 | 100,0 | 21,9 | 21,9 | |
| Убийства | 0,560 | 73,5 | 20,4 | 15,0 | ||
| Самоубийства | 0,419 | 55,0 | 39,5 | 21,7 | ||
| Внешние при-чины прочие | 0,447 | 58,7 | 112,7 | 66,1 | ||
| Циррозы печени | 0,390 | 51,2 | 10,9 | 5,6 | ||
| Болезни п/жел. железы | 0,431 | 56,6 | 3,3 | 1,8 | ||
| Сердечно-сосудистые | 0,195 | 25,6 | 404,0 | 103,3 | ||
| Прочие | 0,120 | 15,8 | 305,4 | 48,3 | ||
| Общая смертность | 0,226 | 29,6 | 918,0 | 272,1 | ||
| ЖЕНЩИНЫ | Отравления алкоголем | 0,789 | 100,0 | 6,2 | 6,2 | |
| Убийства | 0,531 | 67,3 | 7,1 | 4,7 | ||
| Самоубийства | 0,211 | 26,8 | 9,5 | 2,6 | ||
| Внешние при-чины прочие | 0,341 | 43,2 | 33,5 | 14,4 | ||
| Циррозы печени | 0,377 | 47,8 | 7,6 | 3,6 | ||
| Болезни п/жел. железы | 0,159 | 20,2 | 2,1 | 0,4 | ||
| Сердечно-сосудистые | 0,121 | 15,4 | 592,6 | 91,1 | ||
| Прочие | 0,076 | 9,6 | 245,1 | 23,5 | ||
| Общая смертность | 0,134 | 17,0 | 903,6 | 153,9 | ||
