Статья: Ассоциированные с вредным потреблением алкоголя доходы пациентов на приобретение лекарственных средств

Примечание: ¹ - из анализа исключены участники исследования, не предоставившие ответы на соответствующие вопросы анкеты.

В группе респондентов, набравших 16 и более баллов (т.е. имеющих признаки «вредного потребления алкоголя» или «алкогольной зависимости»), доля имевших указанные выше расходы была относительно низкой в сравнении с теми пациентами, результаты ответов которых можно интерпретировать как «безопасное употребление алкоголя» (p < 0,001 и p < 0,001 соответственно).

Результаты первой процедуры множественного дисперсионного анализа (MANOVA) свидетельствовали о том, что эффект трехуровневой независимой переменной («результаты теста AUDIT»), в целом, являлся значимым в сгенерированной статистической модели (Pillai'sTrace = 0.12, F (4.0, 2126.0) = 3.230, p = 0.012), при этом размер эффекта, создаваемого ею, можно оценить, как «умеренный» («частная эта в квадрате», partial з2 = 0.13). Результаты одномерного анализа (тесты межгрупповых эффектов) указывали на то, что влияние трехуровневой независимой переменной было статистически значимым лишь в отношении объема затрат пациентов на приобретение медикаментов (руб. / мес.): F (2) = 6.133, p = 0.002 (размер создаваемого эффекта оценивался как «сильный» («частная эта в квадрате», partial з2 = 0.18)). Влияние фактора на объем затрат респондентов, связанных с оплатой медицинских услуг (руб. / год.), был статистически незначимым: F (2) = 1.573, p = 0.208. Серия процедур теста Тьюки позволила обнаружить статистически значимые отличия в величине средних расходов на медикаменты у пациентов, результаты теста AUDIT которых свидетельствовали о «вредном потреблении алкоголя» (995,0 руб. / мес.) и «безопасном употреблении алкоголя» (1792,0 руб. / мес.). Разница в значении скорректированных показателей составила 797,0 руб. (95% ДИ: 249,6 - 1344,3 руб.), p = 0.002.

Результаты прочих процедур множественного дисперсионного (MANOVA) и ковариационного анализа (MANCOVA) представлены в таблице 2. Так, добавление в модель фактора «пол респондента» несколько ухудшало ее параметры, хотя влияние независимой переменной («результаты теста AUDIT») на величину затрат респондентов на приобретение медикаментов (руб. / мес.): F (2) = 3.075, p = 0.021 оставалось статистически значимым. Серия процедур теста Тьюки также позволила обнаружить статистически значимые отличия в величине средних расходов на медикаменты только между двумя группами пациентов, - результаты теста AUDIT которых свидетельствовали о «вредном потреблении алкоголя» (944,2 руб. / мес.) и «безопасном употреблении алкоголя» (1774,8 руб. / мес.), p = 0.002. Добавление в модель фактора «самооценка состояния здоровья», напротив, улучшало параметры модели; влияние базовой независимой переменной («результаты теста AUDIT») на величину расходов на медикаменты также было статистически значимым (F (2) = 7.459, p = 0,001), в отличие от влияния на величину расходов, связанных с оплатой медицинских услуг (F (2) = 1.689, p = 0,185). Результаты серии последующих процедур попарного сравнения средних величин (теста Геймза-Хоуэлла) в данной модели множественного дисперсионного анализа свидетельствуют о более существенных отличиях в величине средних расходов на медикаменты в группах респондентов, результаты теста AUDIT которых свидетельствовали о «вредном потреблении алкоголя» (841,4 руб. / мес.) и «безопасном употреблении алкоголя» (1867,0 руб. / мес.), p = 0,001. Из двух ковариат, последовательно введенных в модель, лишь эффект возраста респондентов (в годах) являлся значимым в сгенерированной статистической модели. Результаты серии процедур попарного сравнения средних величин (тест Бонферрони) указывают на наличие статистически значимых отличий в величине средних расходов на медикаменты в группе пациентов, имеющих признаки «вредного употребления алкоголя» (1132,3 руб. / мес.) и «безопасного употреблении алкоголя» (1764,4 руб. / мес.), p = 0,015.

Таблица 2. Результаты процедур MANOVA и MANCOVA

Примечание: 1 - множественный дисперсионный анализ (MANOVA), 2 - ковариационный анализ (MANCOVA); результаты теста ^*Тьюки (Tukey's HSD test), ^**Геймза-Хоуэлла (Games-Howell), ^***Бонферрони (Bonferroni).

Таблица 3. Взаимосвязь между характеристиками социально-демографического статуса, алкогольного анамнеза пациентов и величиной их ежемесячных доходов (руб. / мес.)

* Примечание: в модель мЛРА в качестве базового предиктора была включена переменная «общий балл теста AUDIT».

В серии процедур пЛРА и мЛРА (табл. 3) установлено, что каждый дополнительный балл, «набранный» пациентом в тесте AUDIT, был ассоциирован с сокращением величины его ежемесячных доходов на 150 - 210 руб. / мес. (практически независимо от характеристик его социального статуса и алкогольного анамнеза). Таким образом, пациент, имевший признаки «вредного потребления алкоголя» (более 15 баллов по тесту AUDIT), получал, в среднем, на 1500 - 3400 руб./мес. меньше, чем пациент, чье употребление алкоголя можно характеризовать как «безопасное» (0-7 баллов по тесту AUDIT)

Таким образом, результаты серии процедур множественного и ковариационного дисперсионного анализа, линейного регрессионного анализа на примере пациентов, получавших специализированную медицинскую помощь в стационарных условиях, подтверждают гипотезу исследования, - наличие признаков «вредного потребления алкоголя» ассоциировано как с сокращением личных доходов граждан (косвенный экономический ущерб фактора риска), так и с возможностью приобретать медикаменты на лечение заболеваний, возникновение которых может быть ассоциировано с данным фактором риска индивидуальному здоровью.

ОБСУЖДЕНИЕ

В отечественной научной литературе объем медико-демографического, социально-экономического ущерба от употребления алкоголя и (или) ассоциированных форм психических и поведенческих расстройств оценивается в широких пределах. Но, в целом, эксперты сходятся в мнении о том, что негативные последствия фактора риска в своей совокупности представляют угрозу национальной безопасности страны [5,9].

Отсутствие единой методологии количественной оценки совокупного ущерба от употребления алкоголя (и злоупотребления алкоголем) препятствует возможности выполнять сравнительный анализ результатов научных исследований в этой сфере [10]. И наиболее противоречивыми представляются как раз попытки оценить объем экономического ущерба. Решая эту задачу, исследователи зачастую некорректно учитывают природу «воздействия» (потребление алкоголя в любом объеме или формы ассоциированных с фактором риска психических и поведенческих расстройств), игнорируют необходимость оценивать экономический ущерб трех отдельных субъектов экономических отношений (государства, организаций, домохозяйств), а также упускают из внимания возможность формирования «порочного круга», когда потребление алкоголя, с одной стороны, обусловливает необходимость нести дополнительные расходы, связанные с оплатоймедицинских услуг и лекарственных препаратов (на лечение алкоголь-атрибутивных психических и поведенческих расстройств, хронических соматических заболеваний), а с другой - сокращает личные доходы граждан, тем самым снижая не только уровень их жизни, но и возможность нести расходы, связанные с лечением. Несомненно, что в этом «порочном круге» роль первоначального причинного фактора (собственно употребления алкоголя или ассоциированных с ним психических и поведенческих расстройств) может быть искажена.

Параметры данного «порочного круга» были оценены нами на примере величины расходов пациентов больничных медицинских организаций Мурманской, Архангельской областей и Республики Коми, на оплату медицинских слуг или приобретение лекарственных средств в зависимости от их алкогольного анамнеза. Выбор именно этого способа анализа проблемы был обусловлен необходимостью устранить влияние «ошибок отбора» (selectionbiases), эффект которых проявляется в том случае, если выборочная статистическая совокупность не является качественно репрезентативной вследствие нарушения условия рандомизации отбора единиц наблюдения [14]. Так, если бы в выборочную совокупность были включены две независимые группы респондентов (например, пациенты регионального наркологического (или психоневрологического) диспансера, у которых диагноз «психического или поведенческого расстройства вследствие употребления алкоголя» (F10) установлен клинически, и группа условно «здоровых» граждан), то его результаты были бы недостоверными. Напомним, что из 5-7 млн. россиян (по некоторым оценкам), нуждающихся в наркологической помощи, под диспансерным наблюдением по поводу психических и поведенческих расстройств, вызванных потреблением алкоголя, в 2016 г. находилось лишь около 1,4 млн. [4,5,9]. Состояние здоровья последних, объем сопутствующих соматических заболеваний, характеристики социального и экономического статуса, скорее всего, резко отличаются (и в худшую сторону) в сравнении с теми гражданами, у которых есть формы зависимого поведения, но они клинически не диагностированы. Кроме того, выбранный способ формирования выборки позволяет игнорировать влияние т.н. ошибки Берксона (Berkson'sfallacy) [14]. Сила воздействия последней на результаты исследования не являлась существенной, т.к. клинические аспекты основного или сопутствующих заболеваний респондентов не являлись объектом анализа.

Возвращаясь к обсуждению полученных результатов, отметим, что объем расходов россиян на приобретение лекарственных препаратов и оплату медицинских услуг остаются весьма значительным, несмотря на реализацию Программы государственных гарантий бесплатного оказания гражданам медицинской помощи. Так, С.Н. Иванкина и колл. (2016) установили, что они занимают 8-10 ранговое место в бюджете потребителя (домохозяйств) в большинстве федеральных округов Российской Федерации. Их величина варьировала от 72,8 руб. до 582,4 руб. в месяц в зависимости от уровня доходов граждан [6]. В группе пациентов больничных медицинских организаций (участников нашего исследования) объем ежемесячных расходов на лекарственные препараты и оплату дополнительных медицинских услуг был существенно выше (что логично, учитывая состояние их здоровья), и находился в диапазоне 560-2500 руб./мес. и 1900-10000 руб./ в год соответственно (в зависимости от пола, возраста, уровня доходов, характеристик алкогольного анамнеза) (табл. 1).