CC BY
51
Terra Humana
ЗДОРОВОЕ ОБЩЕСТВО
УДК 312.242:616-036.88(075.8)
ББК 51.1(2 Рос), 03
В.А. Дульский, Е.М. Мозерова
циркадные колебания общей смертности среди женщин за 13 лет наблюдения
Изучены циркадные колебания показателей общей смертности среди женщин в зависимости от дня недели, месяца года, времени года, от перевода стрелок часов на летнее и зимнее время. Показатель общей смертности среди 5597 женщин в возрасте от 15 лет и старше, наблюдавшихся 13 лет, составил 265,4 на 1000. Наибольшие показатели наблюдались в воскресенье, наименьшие - в понедельник и во вторник. Показатели общей смертности в январе и ноябре выше, чем в феврале и апреле. Зависимости показателей общей смертности от времени года и от перевода часов как на летнее, так и на зимнее время не выявлено. Смертность в понедельник летом практически в 2 раза превышала смертность в понедельник осенью.
Ключевые слова:
время года, день недели, женщина, зимнее время, летнее время, месяц года, общая смертность.
Показатели смертности от всех причин изучаются с различных точек зрения, однако зависимость смертности от дня недели, месяца, времени года, а также от перевода стрелок часов на летнее и зимнее время изучена недостаточно, а имеющиеся данные весьма противоречивы [1, с. 3].
Впервые корреляция между сезоном года и приступами коронарного тромбоза была отмечена в 1926 г. [13, с. 13]. С тех пор сезонные колебания смертности были неоднократно зафиксированы в обоих полушариях, как правило, с пиком в зимнее время [5, с. 263; 10, с. 42]. В то же время B. Sohrabi и соавт. (2009) за 3,5 года наблюдения вообще не обнаружили никаких сезонных колебаний в показателях смертности [11, с. 353].
Имеются данные, что частота возникновения инфаркта миокарда (ИМ) и смертность от сердечно-сосудистых заболеваний (ССЗ), а, соответственно, и общая смертность, выше в понедельник, чем в остальные дни недели [12, с. 401]. С другой стороны, австралийские ученые A.G. Barnett и A.J. Dobson (2004) расценили чрезмерную частоту коронарных событий в понедельник как искусственно созданный факт, явившийся результатом того, что сомнительные данные
были закодированы как события, имевшие место в понедельник [4, с. 583].
Четверть населения мира (или почти 1,5 млрд чел.) дважды в год испытывает на себе влияние перевода стрелок на час вперед весной и на час назад осенью. Считается, что эти переводы могут нарушить хронобиологические ритмы и уменьшать длительность и качество сна, вследствие чего увеличивается травматизм на рабочем месте, частота ИМ [3, с. 1305; 6, с. 1966; 7, с 1996; 8, с. 1]. В то же время в Финляндии T.A. Lahti и соавт. (2008) не обнаружили какого-либо влияния перевода стрелок часов на частоту несчастных случаев [9, с. 74]. На территории России комплексных исследований влияния перехода на «летнее» время на все сферы человеческой жизни не проводилось [2, с. 3].
В Восточной Сибири показатели общей смертности в зависимости от дня недели, месяца года, времени года, а также в зависимости от перевода стрелок часов на летнее и зимнее время практически не исследованы, что и предопределило наш интерес к данной проблеме. С этой целью исследовались циркадные колебания показателей общей смертности среди женщин в зависимости от дня недели, месяца
года, времени года, от перевода стрелок часов на летнее и зимнее время.
Материалом работы послужило наблюдение за 5597 женщинами в возрасте от 15 лет и старше за 13 лет. Регистрацию случаев смерти осуществляли на основании выкопировки данных из «Врачебного свидетельства о смерти» (ф. 106/у) и акта о смерти из книги «Записей актов гражданского состояния» населения, прописанного на территории района.
Общий показатель смертности рассчитывали отдельно для каждого дня недели, для каждого месяца, а также для каждого времени года. Времена года определялись согласно календарю: зима - декабрь, январь и февраль; весна - март, апрель, май; лето - июнь, июль, август; осень - сентябрь, октябрь, ноябрь.
Общий показатель смертности в зависимости от перехода на летнее или зимнее время рассчитывался с 1997 г. (за 11 лет), когда перевод стрелок часов на летнее время стал осуществляться в последнее воскресенье марта в 2 ч. 00 мин.; на зимнее время - в последнее воскресенье октября в 2 ч. 00 мин. Таким образом, сравнивалась смертность с первого числа месяца, предшествующего переводу стрелок часов, со смертностью за такое же количество дней после перевода стрелок часов вперёд или назад. Соответственно, в одном случае сравнивалась смертность женщин, наступившая в марте и апреле; а в другом случае - в октябре и ноябре.
Статистическая обработка проведена с использованием ППП STATISTICA
(StatSoft, USA) с оценкой нормальности распределения показателей по критерию Shapiro-Wilk, методами описательной статистики и таблицы частот. Сравнение долей умерших проводили с использованием точного критерия Фишера (ф). В процессе статистической обработки проводились множественные сравнения, в связи с чем применялась поправка Бонферрони. Данные представлены в виде средней и среднеквадратичного отклонения, а также в виде медианы и интерквартильного размаха (Me; Q25-Q75).
Полученные результаты. Возраст всех женщин, включённых в исследование, составил 51,6±17,0 лет (Ме 55 лет; Q25-Q75: 39-65 лет). За период наблюдения умерло 1089 женщин (возраст 70,2± 12,7 лет [Ме 72,2 лет; Q25-Q75: 64,2-79,2 лет]). Выбыло из исследования 402 женщины (возраст 40,6±19,1 лет [Ме 35,7 лет; Q25-Q75: 23,256,9 лет]). На момент окончания исследования под наблюдением находились 4106 женщин (возраст 61,4±15,8 лет [Ме 62,6 лет; Q25-Q75: 49,6-74,0 лет]).
Распределение женщин по возрастным группам в различные моменты наблюдения (на начало исследования, на момент выбытия, на момент смерти, выживших на момент окончания исследования) представлено в табл. 1.
В возрастной группе 15-19 лет на момент начала исследования было 210 женщин. 33 из них выбыли из исследования, остальные к моменту его окончания перешли в другую возрастную группу. Таким образом, к моменту окончания исследова-
Таблица 1
Распределение женщин по возрастным группам в различные моменты наблюдения
Возрастные группы, лет a 7 20-29 30-39 9 1 0 50-59 60-69 70-79 80-89 Всего
на начало n 210 580 627 971 1077 1279 736 117 5597
% 3,7 10,4 11,2 17,3 19,2 22,8 13,1 2,0 100
выбытие n 33 138 53 46 46 49 28 9 402
% 8,2 34,3 13,2 11,4 11,4 12,2 7,0 2,2 100
смерть n - 13 24 47 106 267 390 242 1089
% - 1,2 2,2 4,3 9,7 24,5 35,8 22,2 100
выжившие n - 54 473 532 780 867 899 501 4106
% - 1,1 11,5 13,1 19,1 21,1 21,9 12,2 100
Таблица 2
Показатели общей смертности среди женщин разных возрастных групп
Возрастные группы, лет сь 5 20-29 30-39 9 - 0 50-59 60-69 70-79 >80 Всего
% умерших - 1,3 2,2 4,3 9,7 24,5 35,8 22,2 100
на 1000 жен. каждого возраста - 240,7 50,7 88,3 135,9 308,0 433,8 483,0 265,4
Общество
Terra Humana
Показатели общей смертности среди женщин по дням недели
Пн Вт Ср Чт Пт Сб Вс
количество умерших 134 140 154 165 147 167 182
доля умерших, % 12,3 12,9 14,1 15,2 13,5 15,3 16,7
на 1000 женщин 32,6* 34,1* 37,5 40,2 35,8 40,7 44,3*
* статистическая значимость различий между минимальными и максимальным показателями (р < 0,01 с учётом поправки Бонферрони).
Рис. 1. Показатели общей смертности по месяцам среди женщин (на 1000) (* -р < 0,01 по сравнению с январём; # -р < 0,01 по сравнению с ноябрём).
ния в возрастной группе 15-19 лет не находилось ни одной женщины. Смертности в данной возрастной группе также не было зарегистрировано.
Показатель общей смертности среди женщин всех возрастов составил 265,4 на 1000 (табл. 2). С возрастом показатели общей смертности увеличиваются. Обращает на себя внимание высокий показатель общей смертности в возрастной группе 20-29 лет (240,7 на 1000), что объясняется большим количеством выбывших в этой возрастной группе (138 женщин, или 34,3% от всех выбывших).
При изучении динамики общей смертности по дням недели в течение всего периода наблюдения было выявлено, что наибольшая общая смертность наблюдалась в воскресенье (44,3 на 1000), наименьшая -в понедельник (32,6 на 1000; р < 0,001) и во вторник (34,1 на 1000; р = 0,004). По остальным дням недели статистически значимых различий в показателях общей смертности не обнаружено (табл. 3).
При анализе общей смертности по месяцам года обнаружено, что наибольшие показатели наблюдались в январе (27,8 на 1000) и ноябре (26,8 на 1000); наимень-
шие - в феврале (18,5 на 1000) и апреле (18,3 на 1000) (рис. 1).
При сравнении показателей общей смертности по другим месяцам года статистически значимых различий не выявлено.
Оценка показателей общей смертности по временам года свидетельствовала, что наибольшая общая смертность наблюдалась зимой (70,6 на 1000); наименьшая -весной (59,9 на 1000; табл. 4), однако статистической значимости эти различия не достигли (р >0,05).
На наш взгляд, представляло интерес сравнение показателей общей смертности среди женщин не только по дням недели за весь период наблюдения, но и в зависимости от времени года. Результаты этого сравнения представлены в табл. 5.
Таблица 4
Показатели общей смертности среди
женщин по временам года
Зима Весна Лето Осень
п умерших 290 246 274 279
% умерших 26,6 22,6 25,2 25,6
на 1000 женщин каждого времени года 70,6 59,9 66,7 67,9
Показатели общей смертности среди женщин по дням недели в зависимости от времени года
Время года Показатели Пн Вт Ср Чт Пт Сб Вс Всего
Зима п умерших 38 40 38 47 37 47 43 290
% умерших 13,1 13,8 13,1 16,2 12,8 16,2 14,8 100
на 1000 жен 9,3 9,7 9,3 11,4 9,0 11,4 10,5 70,6
Весна п умерших 33 28 38 32 31 40 44 246
% умерших 13,4 11,4 15,4 13,0 12,6 16,3 17,9 100
на 1000 жен 8,0 6,8 9,3 7,8 7,5 9,7 10,7 59,9
Лето п умерших 41 40 34 34 37 43 45 274
% умерших 15,0 14,6 12,4 12,4 13,5 15,7 16,4 100
на 1000 жен 10,0 9,7 8,3 8,3 9,0 10,5 11,0 66,7
Осень п умерших 22 32 44 52 42 37 50 279
% умерших 7,9 11,5 15,8 18,6 15,1 13,3 17,9 100
на 1000 жен 5,4* 7,8 10,7 12,7* 10,2 9,0 12,2* 67,9
Итого п умерших 134 140 154 165 147 167 182 1089
% умерших 12,3 12,9 14,1 15,2 13,5 15,5 16,7 100
на 1000 жен 32,6 34,1 37,5 40,2 35,8 40,7 44,3 265,4
* статистическая значимость различий между минимальным и максимальными показателями (р < 0,001 с учётом поправки Бонферрони).
Обнаружено, что зимой наибольшая смертность наблюдалась в четверг и в субботу (по 11,4 на 1000), наименьшая - в понедельник (9,3 на 1000; р > 0,1). Весной наибольшая смертность регистрировалась в воскресенье (10,7 на 1000), наименьшая - во вторник (6,8 на 1000; р > 0,05). Летом наибольшая смертность была отмечена в воскресенье (11,0 на 1000), наименьшая - в среду и четверг (по 8,3 на 1000; р > 0,05). Осенью наибольшая смертность была в четверг (18,6 на 1000) и в воскресенье (12,2 на 1000), наименьшая - в понедельник (5,4 на 1000), разли-
чия достигли статистической значимости (р < 0,001).
Кроме того, показатели общей смертности были проанализированы в каждый день недели в различные времена года (табл. 6). Статистическая значимость была обнаружена только для одного дня недели: в понедельник наибольшая доля умерших от всех причин наблюдалась летом (30,6%, или 10,0 на 1000), а наименьшая - осенью (16,4%, или 5,4 на 1000) (р<0,001).
Для выявления возможной связи между смертностью от всех причин и переходом на «летнее» или «зимнее» время, показа-
Таблица 6
Доля умерших женщин (%) по дням недели в разное время года
Время года Показатели Пн Вт Ср Чт Пт Сб Вс
Зима п умерших 38 40 38 47 37 47 43
% умерших 28,4 28,6 24,7 28,5 25,2 28,1 23,6
Весна п умерших 33 28 38 32 31 40 44
% умерших 24,6 20,0 24,7 19,4 21,1 24,0 24,2
Лето п умерших 41 40 34 34 37 43 45
% умерших 30,6 * 28,6 22,1 20,6 25,2 25,7 24,7
Осень п умерших 22 32 44 52 42 37 50
% умерших 16,4* 22,9 28,6 31,5 28,6 22,2 27,5
Итого п умерших 134 140 154 165 147 167 182
% умерших 100 100 100 100 100 100 100
* статистическая значимость различий между минимальным и максимальным показателями (р < 0,001 с учётом поправки Бонферрони).
Общество
Terra Humana
Рис.2. Общая смертность у женщин (на 1000) с учётом перевода стрелок часов на «летнее» и «зимнее» время.
тели смертности сравнивались за определенный промежуток времени, предшествовавший переводу стрелок часов (март и октябрь) и такой же период, последующий за переводом стрелок часов (апрель и ноябрь; рис. 2). Проведенный статический анализ не выявил зависимости показателей общей смертности среди женщин от перевода стрелок часов, как на летнее, так и на зимнее время (р > 0,1).
Выводы.
1. Показатель общей смертности среди женщин 15 лет и старше составил 265,4 на 1000.
2. Наибольшая общая смертность у женщин наблюдалась в воскресенье (44,3 на 1000), наименьшая - в понедельник (32,6 на 1000) и во вторник (34,1 на 1000).
3. Показатели общей смертности в январе (27,8 на 1000) и ноябре (26,8 на 1000) выше, чем в феврале (18,5 на 1000) и апреле (18,3 на 1000). По остальным месяцам года статически значимых различий не выявлено.
4. Показатели общей смертности среди женщин не различались в зависимости от времени года, также как и показатели по дням недели в разные времена года. Исключение составил только понедельник летом и осенью. Смертность в понедельник летом практически в 2 раза превышала смертность в понедельник осенью: 10 на 1000 (30,6%) vs 5,4 на 1000 (16,4%).
5. Зависимости показателей общей смертности среди женщин от перевода стрелок часов, как на летнее, так и на зимнее время не выявлено.
Список литературы:
[1] Оганов Р.Г., Комаров Ю.М., Масленникова Г.Я. Демографические проблемы как зеркало здоровья нации // Профилакт. медицина. - 2009, № 2. - С. 3-8.
[2] Шкель Т. Игра со стрелками // Российская газета (федеральный выпуск). - 2010, № 5130, 12 марта. - С. 3.
[3] Barnes C.M., Wagner D.T. Changing to daylight saving time cuts into sleep and increases workplace injuries // J. Appl. Psychol. Vol. 94. - 2009, № 5. - Р. 1305-1317.
[4] Barnett A.G., Dobson A.J. Is the increase in coronary events on Mondays an artifact? // Epidemiology. Vol. 15.- 2004, № 5. - Р. 583-588.
[5] Dнaz A., Ferrante D., Badra R. Seasonal variation and trends in heart failure morbidity and mortality in a South American community hospital // Congest. Heart Fail. Vol. 13. - 2007, № 5. - Р. 263-266.
[6] Janszky I., Ljung R. Shifts to and from daylight saving time and incidence of myocardial infarction // N. Engl. J. Med. Vol. 359. - 2008, № 18. - Р. 1966-1968.
[7] Kantermann T., Juda M., Merrow M. The human circadian clock’s seasonal adjustment is disrupted by daylight saving time // Curr. Biol. Vol. 17. - 2007, № 22. - P. 1996-2000.
[8] Lahti T.A., Leppдmдki S., Ojanen S.M. Transition into daylight saving time influences the fragmentation of the rest-activity cycle // J. Circadian. Rhythms. Vol. 19. - 2006, № 4. - Р. 1.
[9] Lahti T.A., Haukka J., Lцnnqvist J. Daylight saving time transitions and hospital treatments due to accidents or manic episodes // BMC Public Health. - 2008, № 8. - Р. 74.
[10] Loughnan M.E., Nicholls N., Tapper N.J. Demographic, seasonal, and spatial differences in acute myocardial infarction admissions to hospital in Melbourne Australia // Int. J. Health. Geogr. Vol. 7. - 2008. - Р. 42.
[11] Sohrabi B., Kazemi B., Aghazadeh B. Seasonal variation in enzymatic infract size and mortality in patients with ST-segment elevation myocardial infarction // Saudi Med. J. Vol. 30. - 2009, № 3. - Р. 353-357.
[12] Witte D.R., Grobbee D.E., Bots M.L. A meta-analysis of excess cardiac mortality on Monday // Eur. J. Epidemiol. Vol. 20. - 2005, № 5. - Р. 401-406.
[13] Wolff L., White P.D. Acute coronary occlusion // Boston Med. Surg. J. Vol. 195. - 1926. - P. 13.
