Введение

Общеизвестно, что планирование мер противодействия наркоманиям может быть эффективными только в том случае, если оно основано на достоверной информации об их распространённости. Вот почему во всём мире проводятся многочисленные эпидемиологические исследования, посвящённые проблеме наркоманий (Иванец и др., 1997; Hughes et al., 1995; Hamid et al., 1997; Barrio et al., 1998; Poulin et al., 1998; Dean, 1999; Knolle, 1999). Во многих странах нет развитой национальной наркологической службы, предусматривающей постоянный контроль эпидемиологической ситуации. Данное обстоятельство вынуждает многих авторов прибегать к выборочным, локальным исследованиям или использовать косвенные методы сбора необходимых данных, что оказывает неблагоприятное воздействие на точность и достоверность полученной информации.

В Украине на протяжении многих лет действует государственная наркологическая служба, ведётся систематический учёт больных, что находит своё отражение в ежегодных статистических сборниках МЗ Украины. Однако представленная в статистических сборниках Минздрава информация о больных с впервые в жизни установленным диагнозом наркомании не даёт полного представления о реальных темпах развития эпидемии. Это связано с тем, что лица, попавшие в зависимость от наркотика, выявляются не сразу в момент возникновения этой зависимости, а спустя какое-то время. Таким образом, официальная статистика постоянно запаздывает относительно реальной ситуации на величину «наркотического стажа», который успевают приобрести больные к моменту выявления.

Вместе с тем, единая для всей наркослужбы процедура учёта пациентов (форма 091/у), оперативность передачи информации и большая длительность наблюдений позволяют не только изучать свойства зарегистрированной популяции больных наркоманиями, но и осуществлять достаточно корректные реконструкции некоторых свойств общей популяции больных наркоманиями в стране. Для такого углублённого анализа эпидемиологической информации на базе отдела профилактики и лечения наркоманий Украинского НИИ клинической и экспериментальной неврологии и психиатрии была создана и успешно функционирует система эпидемиологического мониторинга наркоманий.

Первая попытка реконструкции распространённости наркоманий в Украине была нами предпринята два года назад (Linsky, Pervomajsky, 1997; Первомайский, Линский 1998). С тех пор эпидемиологическая ситуация, связанная с распространением наркотиков в стране, изменилась. Согласно статистике Минздрава Украины, снизилась ежегодно регистрируемая заболеваемость наркоманиями. Изменения в эпидемиологической обстановке требуют внесения корректив в сделанные оценки и прогнозы. Кроме того, за прошедшие два года была усовершенствована методика реконструкции реальной распространённости наркоманий в стране, увеличилась глубина наблюдения за эпидобстановкой. На момент подготовки этого материала электронная база данных системы мониторинга содержала информацию о 56340 больных опиоманией, выявленных в период с 1989 по 1999 гг.

Совокупность изложенных выше обстоятельств послужила мотивом для исследований, представленных в настоящей статье.

Используемая в данном исследовании статистика охватывает всех больных наркоманиями. Однако большинство состоящих на диспансерном учёте наркоманов составляют опиоманы. Поэтому описанные ниже закономерности относятся, главным образом, к опиомании. Учитывающие это обстоятельство поправки описаны ниже.

Метод

В основу расчётов реальной динамики распространённости среди населения Украины опиоманий положена гипотеза о том, что любой настоящий опиоман, достаточно долго употребляющий наркотики, рано или поздно попадает на медицинский учёт (обращается за помощью сам или направляется на лечение семьей, ненаркологическими лечебными учреждениями или административными органами).

Другой необходимой предпосылкой для таких расчётов послужила информация о давности заболевания, «наркотическом стаже» на момент выявления (соответствующая информация содержится в форме 091/у). Зная этот срок и дату обращения за медицинской помощью, можно вычислить время подлинного начала наркотизации.

Поскольку на момент написания данной статьи в электронную базу данных введены ещё не все выявленные в Украине больные, было решено изучить распределения больных по стажу наркотизации на имеющемся в базе данных эпидемиологическом материале, выявить существующие закономерности и экстраполировать их на общее количество больных, выявленных наркослужбой МЗ Украины в каждом прошедшем году.

Соотношения численностей больных с различным стажем наркотизации на момент выявления за последние 11 лет представлены в табл. 1.

Таблица 1

Соотношения численностей больных с различным стажем наркотизации на момент выявления, поставленных на диспансерный учёт в период с 1989 по 1999 гг.

Зарегистрированная, согласно отчётам МЗ Украины, заболеваемость была разложена по стажу наркотизации в соответствии с установленными распределениями, причём для периода, выходящего за пределы глубины наблюдения системы мониторинга (1988 г. и предшествующие ему годы), использовались усреднённые оценки (столбец 13 табл. 1). Результаты этих расчётов содержатся в табл. 2.

Таблица 2

Распределение больных, поставленных на диспансерный учёт в период с 1981 по 1998 гг. по стажу наркотизации на момент выявления

Прежде чем продолжить изложение описываемого метода, следует подчеркнуть, что точность содержащихся во второй и последующих таблицах значений (до 1 человека), условна, поскольку является следствием простой экстраполяции полученных ранее процентных соотношений на известные статистические данные.

Представленные в табл. 2 данные ещё не могут быть непосредственно использованы для реконструкции реальной динамики распространённости опиоманий в Украине. Для этого надо получить и исследовать обратные распределения, в которых за точку отсчёта принята не дата выявления больного (как в статистике МЗ Украины), а дата реального начала наркотизации.

Необходимые для этого операции выполнялись в два этапа.

На первом этапе распределения больных по стажу наркотизации в группах, выделенных по признаку года выявления, преобразовывались в распределения, одновременно отражавшие и год начала наркотизации, и год выявления. Для этого шкала стажа наркотизации замещалась шкалой прошедших лет в порядке, обратном хронологическому, а значения, отражающие количество больных, содержащиеся в столбцах табл. 2, последовательно сдвигались вниз. При этом значения каждого столбца смещались на число ячеек, соответствующее времени, прошедшему до 1998 г. (последний завершённый год на момент выполнения настоящей реконструкции) так, чтобы цифры, отражающие количества заболевших и выявленных лиц, занимали места согласно датам начала наркотизации и выявления (табл. 3).

Таблица 3

Распределение больных по датам начала наркотизации и выявления

На втором этапе полученные распределения по датам начала наркотизации и выявления снова преобразовывались в распределения по стажу наркотизации, но при этом сохранялось полученное на предыдущем этапе деление на группы по признаку года начала наркотизации. Для этого данные о группах больных, начавших употреблять наркотики одновременно, в каждом из прошедших лет построчно смещали таким образом, чтобы данные о лицах, имевших одинаковый стаж на момент выявления, оказались в одном столбце. Кроме того, была восстановлена шкала стажа наркотизации на момент выявления. Для восстановления общепринятого порядка величин в шкале стажа (возрастание значений в направлении слева направо) данные в таблице были зеркально отражены относительно вертикальной оси (табл. 4). Для того, чтобы наглядно представить суть выполненных преобразований, ячейки, содержащие данные о лицах, выявленных в год начала их наркотизации, выделены курсивом в открывающей этап табл. 3 и завершающей его табл. 4.

Таблица 4

Распределение больных, начавших наркотизацию в период с 1964 по 1999 гг. по стажу наркотизации на момент выявления

На примере данных табл. 4 видно, что при имеющейся глубине наблюдений наиболее полно представлено распределение по стажу группы лиц, заболевших в 1981 году (ячейки этого распределения отмечены в табл. 4 заливкой серого цвета). Распределения лиц, начавших употреблять наркотики до и после 1981 года, неполны, причём степень этой неполноты тем выше, чем дальше отстоит данный год от 1981 года. Так, например, распределение, соответствующее 1998 году, представлено единственным значением, в связи с вполне естественным отсутствием данных за последующие годы. Строго говоря, данные за 1981 год также неполны, поскольку для обеспечения исчерпывающей полноты данных глубина наблюдений должна быть сопоставимой со средней продолжительностью жизни.

Вместе с тем, глубина наблюдений — в 18 лет — представляется вполне достаточной для приблизительных оценок, поскольку подавляющее большинство больных попадает в поле зрения медиков до истечения этого срока с момента начала наркотизации. Исходя из вышеизложенного, постулировали, что распределение лиц, заболевших в 1981 году, является условно полным.

Для того, чтобы извлечь максимум информации из массива данных, представленных в табл. 4, с привлечением стандартной программы «Excel» из пакета «Microsoft Office 97» была организована итерационная процедура (описана ниже), имевшая целью последовательное уточнение процентных соотношений между численностями лиц с различным стажем наркотизации на момент выявления.

В качестве условий для первого шага итерационной процедуры было сделано допущение, что соотношения процентных долей больных с различным стажем наркотизации и их суммы в группе заболевших в 1981 году (см. соответствующую строку табл. 5) характерны также и для остальных больных. Полученные суммы процентных соотношений присваивались соответствующим неполным распределениям, относящимся к предыдущим, по отношению к 1981 году и последующим годам (см. столбец 20 табл. 5). На основании присвоенных сумм осуществлялся перерасчёт процентных соотношений в распределениях, соответствующих каждому году начала наркотизации, и по столбцам вычислялись их средние величины и доверительные интервалы для всего массива (см. предпоследнюю и последнюю строки табл. 5). На основании теперь уже средних для всего массива величин снова вычислялись суммы процентных соотношений, и опять присваивались соответствующим неполным распределениям (столбец 20 табл. 5). Описанный цикл вычислений в ходе итерационной процедуры был повторен сто раз (технический предел для такого рода операций в программе «Excel»), при этом была достигнута реальная точность вычислений до четвёртого знака после запятой. Полученные в результате итерационной процедуры средние значения процентных соотношений существенно отличаются от принятых за исходные данных, соответствующих 1981 году.

Таблица 5

Расчётные доли выявленных лиц с различным стажем наркотизации на момент выявления в группах больных, реально приобщившихся к наркотикам в каждом из прошедших лет

Таким образом, в год начала наркотизации выявляется 3,1±0,6% от реального числа лиц, начавших наркотизацию в этом году, на второй год — 15,4±2,1%, на третий — 13,1±2,0% и так далее (см. предпоследнюю и последнюю строки табл. 5). Соответственно, за год с начала наркотизации выявляется 3,1±0,6% от реального числа лиц, начавших наркотизацию в этом году, за два — 18,5±0,6%, за три — 31,7±4,7% и т. д. (см. предпоследний столбец табл. 5). Зная эти соотношения и их абсолютное содержание, легко рассчитать реальное число лиц, начавших наркотизацию в каждом прошедшем году. Для этого следует разделить абсолютные величины на соответствующий процент (последний и предпоследний столбцы табл. 5) и умножить на 100%.

Поскольку полученные процентные соотношения имеют доверительный интервал, возможны три варианта реконструкции: «оптимистический» — ориентирующийся на нижнюю границу доверительного интервала, «наиболее вероятный» — ориентирующийся на собственно среднюю величину, и «пессимистический» — ориентирующийся на верхнюю границу доверительного интервала. Как уже было сказано выше, в описанных вычислениях использовалась статистика, охватывающая всех стоящих на учёте больных наркоманиями. Однако, 93% от общего их числа составляют опиоманы, поэтому в целях повышения нозологической определённости имеет смысл говорить именно о них, при этом значения реконструированной заболеваемости следует умножить на поправочный коэффициент 0,93.

Результаты и обсуждение

Динамики зарегистрированной (в период с 1981 по 1998 гг.) и реконструированной реальной (в период с 1967 по 1998 гг.) заболеваемости опиоманиями в Украине представлены в соответствующем разделе табл. 6.

Таблица 6

Динамика зарегистрированных и реконструированных показателей эпидемии опиоманий в Украине

Из полученных данных следует, что реконструированная реальная заболеваемость опиоманиями на протяжении последних 18 лет была существенно выше, чем заболеваемость, ежегодно регистрировавшаяся в этот период времени (в среднем, при сравнении с наиболее вероятным вариантом реконструкции — в 2,26 раза). Также следует отметить, что официальная статистика МЗ Украины в целом адекватно, хотя и с опозданием на год, отражает тенденции в развитии эпидемии опиоманий.

Так, согласно официальным данным,пик заболеваемости опиоманиями пришёлся на 1996 год, когда было впервые поставлено на учёт более чем 14 тыс. больных, в то время как по данным проведённой реконструкции, реальный пик заболеваемости пришёлся на 1995 год (около 20 тыс. больных). Кроме того, в обоих случаях на протяжении последних 2–3 лет наблюдается тенденция к снижению заболеваемости.

В настоящее время недостаточно информации для того, чтобы дать исчерпывающее объяснение этому феномену. Можно лишь предположить, что он является следствием стечения ряда обстоятельств: 1) продолжающегося обеднения большинства населения страны (снижение покупательной способности населения, в том числе и в отношении наркотиков); 2) изменения предпочтений в молодёжной среде в пользу употребления неопийных наркотических и иных психотропных средств (например, гашиша или психостимуляторов); 3) ужесточения политики государства в отношении незаконного оборота наркотических средств и, возможно, 4) исчерпания популяции потенциальных потребителей наркотиков (лиц, имеющих предрасположенность к развитию химической зависимости).

Ранее нами было показано (Pervomajsky, Linsky, 1997), что продолжительность наркотического стажа на момент выявления не зависит от источника инициативы обращения за медицинской помощью (выявления), поэтому вероятность того, что наблюдающееся снижение заболеваемости является артефактом (ухудшение качества работы наркослужбы в плане выявления больных, или разочарование больных в перспективах лечения и связанный с этим отказ от обращения за помощью), невелика.

В любом случае имеющаяся реконструкция заболеваемости позволяет перейти к реконструкции распространённости опиоманий в стране.

Очевидно, что распространённость не тождественна накопленной заболеваемости, поскольку существует естественная ежегодная убыль состоящих на учёте больных, обусловленная выпадением больных из «поля зрения» наркослужбы в связи с изменением места жительства, гибелью или выздоровлением состоящих на учёте лиц. Миграция больных опиоманией за пределы страны, как представляется, невелика, поэтому на численность реальной популяции опиоманов существенное влияние оказывают только два последних фактора. По усреднённым официальным данным, на протяжении последних лет в связи со смертью снимается 2% больных, состоящих на учёте, а по причине выздоровления — 1%. Если предположить, что эти соотношения справедливы и для реальной популяции больных опиоманией, то окажется, что суммарная ежегодная естественная убыль в ней составляет около 3%. Реконструкция реальной распространённости опиоманий в стране, произведённая с учётом естественной ежегодной убыли, представлена в соответствующем разделе табл. 6.

Как было установлено, реальная распространённость опиоманий в стране в 1998 году могла составлять от 120 тыс. до 170 тыс. человек, причём наиболее вероятна цифра в 140 тыс. человек, а зарегистрированная распространённость в том же году не превышала 58 тыс. человек.

Знание темпов естественной убыли (3% в год) позволяет сделать осторожный прогноз относительно уровня стабилизации численности больных опиоманией в стране. Эта стабилизация наступит тогда, когда естественная убыль (в абсолютном исчислении) совпадёт с заболеваемостью. Как уже было отмечено, в последние годы наблюдается тенденция к снижению или, по крайней мере, к стабилизации заболеваемости на уровне 10–15 тыс. человек в год. Если эта тенденция сохранится в будущем, то можно ожидать стабилизации общей численности больных опиоманов в стране на уровне 300–500 тыс. человек. Необходимо отметить, что уровень стабилизации численности популяции опиоманов весьма чувствителен к изменениям величины естественной ежегодной убыли. Так, например, её повышение до 6% (например, за счёт повышения эффективности лечения) приведёт к тому, что стабилизация будет достигнута на уровне 150–230 тыс. человек.

Для стабилизации численности опиоманов в стране на текущем уровне, а тем более для её снижения, необходимо повысить эффективность лечения как минимум в 9 раз (с 1% ежегодно снимаемых с учёта по выздоровлению до 9%), что едва ли возможно без радикального изменения качества оказания наркологической помощи и улучшения общей социальной обстановки в стране (появления альтернативных по отношению к наркотизации возможностей развития личности, облегчения трудоустройства, организации досуга и т. д.).

Выводы

1. Разработана методика реконструкции реальной заболеваемости и распространённости опиоманий в Украине, основанная на анализе закономерностей в популяции больных опиоманией, зарегистрированных наркологической службой страны.
2. Согласно реконструкции, реальная заболеваемость опийной наркоманией в Украине в 1998 году составляла 10–15 тыс. человек, а распространённость — 120–170 тыс. человек.
3. При сохранении существующих тенденций численность опиоманов в Украине стабилизируется на уровне 300–500 тыс. человек.
4. Для стабилизации численности больных наркоманией на достигнутом уровне, а тем более для её сокращения, необходимо как минимум девятикратное повышение эффективности противорецидивных мероприятий (по показателю снятия с учёта с выздоровлением спустя 5 лет диспансерного наблюдения).

Литература

1. Иванец Н. Н. и др. Современное состояние проблемы наркоманий в России // Журнал неврологии и психиатрии им. С. С. Корсакова. — 1997. — Т. 97, вып. 9. — С. 4–10.
2. Первомайский Э. Б., Линский И. В. Реконструкция реальной распространённости опиоманий с помощью системы мониторинга эпидемиологических показателей в Украине // Архив психиатрии. — 1998. — № 1. — С. 24–30.
3. Barrio G. et al. Cocaine use among heroin users in Spain: the diffusion of crack and cocaine smoking. Spanish Group for the Study on the Route of Administration of Drugs // Journal of Epidemiology of Community Health. — 1998. — Vol. 52, № 3. — P. 172–180.
4. Dean M. Britain on the brink of new heroin epidemic // Lancet. —1999. — 5, № 353 (9168). — P. 1947.
5. Hamid A. et al. The heroin epidemic in New York City: current status and prognoses // Journal of Psychoactive Drugs. — 1997. — Vol. 29, № 4. — P. 375–391.
6. Hughes P. H. et al. Heroin epidemics revisited (review) // Epidemiological Review. — 1995. — Vol. 17, № 1. — P. 66–73.
7. Knolle H. The heroin/cocaine epidemic in Switzerland 1979–1997: a mathematical analysis of law enforcement data // Substances Use and Misuse. — 1999. — Vol. 34, № 8. — P. 1117–1136.
8. Linsky I. V., Pervomajsky E. B. Reconstruction of the real distribution of opiomanias with the help of the system of monitoring of epidemiological indices in Ukraine // Materials of the 41^st ICAA International Institute on the Prevention and Treatment of Dependencies «New Developments — New Opportunities». — Cairo, 1997.
9. Pervomajsky E. B., Linsky I. V. The value of drug abuse period at the moment of revealing as measure of rate of development of drug addiction // Materials of the 41^st ICAA International Institute on the Prevention and Treatment of Dependencies «New Developments — New Opportunities». — Cairo, 1997.
10. Poulin C. et al. The epidemiology of cocaine and opiate abuse in urban Canada // Canadian Journal of Public Health. — 1998. — Vol. 89, № 4. — P. 234–238.