全因死亡率和特定年龄酒精消费指南的情况:对多达10个基于人群的队列的汇总分析
BMJ2015；350doi:https://doi.org/10.1136/bmj.h384(2015年2月10日发布)引用如下:BMJ2015; 350: h384
- 1英国伦敦大学学院流行病学和公共卫生系
- 2英国伦敦大学学院流行病学和公共卫生系体育活动研究小组
- 3.英国南安普顿大学社会统计与人口学系
- 4悉尼大学查尔斯·帕金斯中心，悉尼，澳大利亚
- 5澳大利亚悉尼大学健康科学学院运动健康与表现研究小组
- 通信对象:C S Knottcraig.knott.10在{}ucl.ac.uk
- 接受2014年12月2日
摘要
目标研究酒精消费年龄限制的适用性，并探讨不同年龄组的酒精消费与死亡率之间的关系。
设计1998-2008年英格兰健康调查的基于人口的数据，与全国死亡率登记数据相关联，并使用比例危害回归进行汇总分析。分析按性别和年龄组(50-64岁和≥65岁)分层。
设置多达10波的英格兰健康调查，对居住在英格兰的非机构的一般人口进行抽样调查。
参与者两个分析样本的推导是基于可比较的酒精消费数据、协变量数据以及50岁或以上成年人的相关死亡率数据。使用了两个样本，每个样本都使用了不同的酒精使用变量:自我报告过去一年的平均每周消费量和自我报告过去一周中消费量最大的一天。在完全调整的分析中，前一个样本包括1998-2002年英格兰健康调查，18 368名参与者和4102例死亡，中位随访时间为9.7年，而后一个样本包括1999-2008年英格兰健康调查，34 523名参与者和4220例死亡，中位随访时间为6.5年。
主要指标全因死亡率，定义为访谈日期至2011年3月31日数据链接结束期间记录的任何死亡。
结果在未调整的模型中，在所有年龄和性别的人群中，广泛的酒精使用都确定了保护作用。在调整一系列个人、社会经济和生活方式因素时，这些影响在大多数使用类别中被削弱。在将以前的饮酒者排除在外后，这些影响进一步减弱。与自我报告从不饮酒的人相比，显著的保护性关联仅限于年轻男性(50-64岁)和老年女性(≥65岁)。在年轻男性中，保护作用的范围很小，只有那些报告平均每周摄入15.1-20.0单位(风险比0.49,95%置信区间0.26 - 0.91)或在最严重的一天摄入0.1-1.5单位(0.43,0.21 - 0.87)的人的危害显著降低。在老年妇女中，保护作用的范围更广，但较低，在所有重度日使用水平中，危害显著降低，目前≤10.0单位/平均周。补充分析发现，与各种偶尔饮酒者的定义相比，大多数保护作用都消失了。
结论低强度饮酒与全因死亡率之间的有益关联可能部分归因于参照人群的不恰当选择和对混杂因素的弱调整。与从不饮酒者相比，年龄分层分析表明，饮酒与全因死亡率之间的有益剂量-反应关系可能主要针对65岁或以上的女性饮酒者，而在其他年龄-性别群体中几乎没有保护作用。然而，这些保护性的联系可能是由跨年龄-性别阶层的选择偏差的影响所解释的。
介绍
大量饮酒与200多种急性和慢性疾病呈负相关，12直接医疗成本估计为27亿英镑(合41亿美元;2006-07年度英格兰国民医疗服务支出的36亿欧元)，3.到2011- 2012年将达到35亿英镑4-约占年度医疗预算的3%。5包括劳动生产率损失等社会成本在内，估计将增加约10倍，至200亿英镑之间6每年550亿英镑。7
研究饮酒与全因死亡率之间的关系发现了j型关联，这表明少量饮酒可能具有一定程度的保护作用。8与不饮酒者相比，来自16项队列研究的数据显示，每日饮酒量≤1.9美国标准的男性和女性中，较低饮酒量的风险降低。8相当于≤26.6 g乙醇或≤3.3 UK单位/天。9男性在每天1.0-1.9标准杯(1.8-3.4单位/天)时出现风险降低峰值(相对风险0.84,95%置信区间0.82 - 0.86)，女性在0.1-0.9标准杯(0.2-1.6单位/天)时出现风险降低峰值(0.88,0.86 - 0.90)。8最近，34项队列研究的数据显示，较低水平的峰值保护:男性在6克/天(0.8单位/天)时降低17%(95%置信区间15%至19%)，女性在5克/天(0.6单位/天)时降低18%(13%至22%)。10在这里，男性的保护作用≤38 g/天(≤4.8 UK单位/天)，女性的保护作用≤18 g/天(≤2.3 UK单位/天)。饮酒和全因死亡率之间的j型关系可能部分是酒精和血管疾病之间类似保护关系的产物，11122013年，居住在英格兰和威尔士的65岁及以上人群中，循环系统疾病占死亡人数的29%(124 442/427 170)，是所有已报告疾病组中比例最大的。13
然而，这种j型关系是有争议的，一些人认为，保护作用可能会被不同种类的不饮酒群体划分为一个单一的参考类别所混淆。141516具体来说，曾经喝酒的人自我报告的健康状况更差，17抑郁程度越高，18比从不喝酒的人死亡风险更高。19因此，在轻度饮酒者中发现的保护性关联可能不是有益的生物机制的结果，更多的是由于应用了非饮酒类别而产生的统计假象。事实上，当前饮酒者被排除在元分析之外时，10饮酒对总死亡率的保护作用减弱(P<0.01)。这一发现表明，现有的研究可能高估了保护作用。
除了选择更合适的参照群体外，年龄所起的作用常常被酒精相关死亡率的研究所忽视。根据英格兰健康调查的数据，老年人的饮酒量超过建议的每日限量有所增加。20.1994年至2012年期间，65-74岁人群中超过推荐每日限量的摄入量从5.3%增加到14.0%，75岁及以上人群中从6.0%增加到14.8%，女性的绝对和相对增幅最大。
据了解，衰老身体的生理变化会对摄入酒精后及时消除血液中的乙醇产生不利影响，包括身体水分、肝功能和血流量的下降。21222324鉴于老年饮酒者血液中乙醇的持续时间和峰值浓度可能会增加，老年人群中乙醇消费量的增加是一个潜在的公共卫生问题领域。尤其是考虑到与年龄相关的发病率增加会因饮酒而恶化，25以及与年龄相关的处方药使用的增加，这可能是与酒精禁忌的。262728虽然这可能是早年饮酒过量的滞后效应的产物，但与酒精有关的住院人数和完全可归因于死亡的人数在老年群体中最多。29
综上所述，这些因素表明，老年人可能从减少酒精消费中受益最大。作为回应，英国皇家精神病学家学院最近建议降低65岁或以上人群的推荐限量，从男性每周21单位(约165.9克乙醇)，女性每周14单位(110.6克)，到65岁或以上的男性和女性每周11单位(86.9克)或每天1.5单位。30.然而，缺乏证据支持这种年龄特定的阈值。
虽然按性别对剂量危险估计进行分层是很常见的，但年龄往往只是作为一个混杂因素。在符合荟萃分析条件的34项死亡率研究中，10只有两份出版物纳入了65岁或以上的参与者，并按年龄组报告了结果。第一项研究是对年龄在51-64岁(n=2946)和65-75岁(n=847)的日裔夏威夷男性的研究，发现六年后，两个年龄组的酒精消费量与全因死亡率之间没有显著的多变量调整关系，尽管与不饮酒者相比，每个年龄组的j型关系都很明显。31第二项研究使用了第一次美国国家健康和检查调查(NHANES I)的数据，受益于更大的样本和随访期，将25-59岁和60-75岁的人群分层，并根据年龄、教育程度、吸烟状况和体重指数进行了调整。32与不饮酒者相比，饮酒的中年男性和女性在所有原因的死亡率上没有显着差异，除了在非常高的饮酒量下，风险会增加。相比之下，老年男性和女性在每周少于两杯标准美国饮料(<0.5单位/天)时均表现出轻微的保护性关联，优势比分别为0.78(95%置信区间0.61至1.00)和0.82(0.67至1.00)。尽管在其他模型中，较高水平的摄入会产生保护作用，但这些都考虑了可能存在于因果途径上的因素，如胆固醇33还有血压。34除了这两篇文章之外，还有一些人认为酒精对老年人的保护作用可能最大，35可能支持通过饮酒对老年人群中普遍存在的心血管疾病的有益影响而降低死亡率的假设。
由于缺乏针对特定年龄的数据，10我们探讨了65岁以下和65岁及以上人群饮酒与全因死亡率之间的关系。此外，我们还通过将从不饮酒者和曾经饮酒者分开来检验采用改进的参照组选择的效果。我们假设，如果适量饮酒的保护作用不仅仅是研究设计的人为因素，而是通过心血管途径发挥作用，那么在65岁或65岁以上的人群中，任何降低死亡率的风险都是最大的。
方法
参与者
英格兰健康调查是对居住在英格兰非机构的一般人口进行的具有全国代表性的年度横断面调查。自1994年以来，已要求成年参与者同意通过与国家死亡率登记数据的联系进行随访，从而能够对人口亚组内的存活率进行纵向分析。关于英格兰健康调查的详细信息已在其他地方发表。36
本研究中分析样本的推导是基于50岁或50岁以上成年人饮酒的可比数据、协变量数据和相关死亡率数据的可用性(图1)⇓)。我们排除了年龄小于50岁的人群，以减少年轻人亚组中风险比稀释的可能性。我们还进行了敏感性分析，并纳入了年龄小于50岁的人群(见补充表1和2)。在完全调整的模型中，截断样本显著增加了在男性中观察到的保护性关联。保护性联想在女性中也有所增加，但在效应大小上大致相当。
我们根据不同的酒精使用变量获得了两个分析样本:自我报告的过去一年的平均每周消费量和自我报告的过去一周中消费量最大的一天。在完全调整的分析中，前一个样本包括1998-2002年英格兰健康调查，18 368名参与者和4102例死亡，中位随访时间为9.7年，而后一个样本涉及1999-2008年英格兰健康调查，34 523名参与者和4220例死亡，中位随访时间为6.5年(图1)。
结果变量
我们将全因死亡率定义为基线至2011年3月31日联系结束期间记录的任何死亡。死亡率被编码为代表死亡或审查的二进制变量。分析仅限于那些同意连锁的人。那些同意的人更有可能是年轻人，社会经济地位较高，受教育程度较高，并且是白人背景。
酒精消费
图2⇓显示酒精使用类别的派生。在所有年份里，参与者都被问及他们“现在是否喝酒”，包括自己酿造或自制的饮料，以及在特殊场合饮用的饮料。前饮酒者包括那些报告过去饮酒但后来停止饮酒的人，从不饮酒的人是那些报告从未饮酒的人。
平均每周消费量
那些报告说在过去一年中饮酒的人被问及他们在过去12个月里饮酒的频率。在回答问题的人中，他们针对六种不同的饮料类型提出了补充问题:正常度数的啤酒/窖藏啤酒/烈性啤酒/苹果酒/香迪酒;强烈的啤酒/啤酒/苹果酒;酒;雪利酒和马提尼;烈酒和利口酒;含酒精的软饮料。参与者还被问及“每天通常喝多少”，根据饮料的大小，如品脱、瓶子和125毫升的玻璃杯。然后，根据假设的平均饮酒强度，将报告的数量转换为英国单位的酒精，然后根据过去12个月报告的消费频率，将单位乘以每周平均饮酒天数，从而得出每周消费量的估计值。然后将每周使用变量重新编码为五个类别:0.1-5、5.1-10、10.1-15、15.1-20、>20个单位/周。 (See the 2002 Health Survey for England report for further information on the precise conversion factors used for the derivation of a weekly alcohol consumption variable.37)其他类别包括那些自定义为目前饮酒者，但在接受英格兰健康调查工作人员采访前一年没有饮酒的人，以及基于偶尔饮酒频率的类别:那些报告每月饮酒少于一次的人，以及那些报告每月只饮酒一到两次的人。因此，这些“偶尔饮酒者”代表的是不经常饮酒的消费者。我们排除了那些拒绝回答或无法回忆起过去一年消费频率的人。
消费量最大的一天
我们将报告过去一年饮酒的参与者定义为当前饮酒者，并询问他们是否在过去七天内也饮酒。研究人员收集了这些人一周中饮酒最多的一天所消耗的酒精的类型、数量和数量。用于估计过去一周中最严重一天的使用量的方法和转换因子在其他地方详细介绍。3839
最重日的消费量分为1.5单位增量(≤1.5，>1.5-3.0，>3.0-4.5，>4.5单位/天)。由于最重的一天变量的正偏态，即少数参与者饮酒水平较高，我们将报告饮酒超过4.5单位的人归为一类。鉴于饮酒产生的有益影响通常出现在低于4.5个单位阈值的水平，我们不认为这种最高消费类别的分类对这些分析的目的有问题。
我们将在访谈前一年不饮酒的当前饮酒者和偶尔饮酒者定义为平均每周饮酒变量，并添加了一个类别，表示那些平均每年每月饮酒两次以上但在访谈前一周报告不饮酒的人。我们排除了那些拒绝回答或无法回忆起过去一年消费频率的人。图2概述了这两个变量的推导过程。
协变量
为了捕捉地理和文化差异对饮酒行为的影响，我们纳入了政府办公区域40和种族41不。为了在不同调查年份之间的可比性，不同调查之间的定义有所不同，我们选择了广泛的种族类别(白人、黑人、亚洲人、中国人或其他)。这可能会掩盖南亚裔等少数民族群体的异质性。42教育程度和职业地位已被确定为酒精相关死亡率的独立预测因素。4344社会经济变量包括教育(国家职业资格(NVQ) 4-5级，学位或同等学历;学位以下的高等教育;NVQ 3级或普通教育证书(GCE)同等水平;NVQ 2级或相当于GCE O级;NVQ 1级，其他同等等级或未分级;外国的或其他的;没有资格;全日制学生)，经济活动(就业，失业，退休，其他非经济活动)和社会经济地位(专业，管理技术，熟练非手工，熟练手工，半熟练手工，非熟练手工，其他，例如，武装部队)。
社会支持指标与饮酒行为和死亡率之间也存在关联，45包括婚姻状况4647和孤独。48因此，我们将婚姻状况作为协变量(单身、已婚、分居、离婚、丧偶)。
考虑到吸烟状况在消费类别中的差异分布，选择吸烟状况(从不经常吸烟，曾经吸烟，< 10,10 -19，≥20/天)49和死亡率有很强的联系。50最后，饮酒和肥胖之间可能存在联系，51我们还纳入了体质指数(<25.0,25.0-29.9，≥30.0 kg/m)2)。
统计分析
英格兰健康调查抽样程序的分层多阶段结构产生的参与者子集比使用简单的随机抽样方法在地理上更加集中，引入了聚类，削弱了统计精度并低估了方差。52然而，非响应权重和复杂设计变量直到2003年才被引入。我们进行了敏感性分析，以比较调整后和未调整的风险估计值，根据最重日使用变量，限制在无响应权重和设计变量可用的年份(见补充表3和4)。根据调整后和未调整数据，剂量-反应关系具有广泛的可比性，计算出的风险估计值只有微小的差异。因此，我们决定省略这些变量，以便利用更广泛的调查年份，通过将样本扩展到包括可获得最重日变量的所有调查年份(1999-2008年)，并允许分析前一年(1998-2002年)的平均每周酒精消费量，来增加最重日分析的参与者数量。
失踪率普遍较低，除体重指数外，其余均低于0.2%(周样本:11.9%;最重的一天样本:12.5%)。身体质量指数数据缺失的原因多种多样，包括拒绝、怀孕或高龄不合格，或发型或服装导致的无效。那些数据缺失的人更有可能是老年人、女性、不合格的、全日制学生、退休、无经济活动或单身。由于亚组样本量小，在两个分析样本中，我们将64岁以上的失业人员记录为“其他非经济活动”(n=5)。
对于每个酒精消费变量，我们对两个感兴趣的年龄组分别进行了比例危害分析。在所有情况下，第一个模型只报告了年龄调整后的数字，而第二个模型报告了完全调整后的风险比。我们通过在每个完全调整的模型中引入性别-剂量相互作用项来研究按性别分层的适用性。相互作用在所有病例中都非常显著(P<0.001)，因此我们报告了每个感兴趣年龄组的性别特异性模型。我们还测试了每个完全调整的年龄分层性别特定模型的年龄-剂量相互作用。在所有情况下，这在统计上是微不足道的。
为了检验每个模型的比例风险假设的合理性，我们使用Stata的phtest命令，53回归每个Cox模型的Schoenfeld残差随时间的变化，我们以图形方式评估log-log生存曲线。所有模型都符合比例性假设。所有分析均在Stata 13中进行，显著性阈值小于0.05。
结果
补充表5总结了分析样品的特征。老年人口更可能是丧偶、退休、曾经吸烟以及没有资格证书。在饮酒方面，老年人中从不饮酒和曾经饮酒更为普遍，而女性和年龄较大的性别群体的饮酒量普遍较低。
表1⇓和2⇓显示与传统的非饮酒类别相比，每周和最重的一天使用变量的死亡危险。在年龄调整模型(模型1)中，除了50-64岁的女性(表2)，在所有年龄组中，每周使用和在最严重的一天使用在所有水平和所有年龄组中都具有保护作用，其中消耗超过20.0单位/周是不显著的(P=0.17)。
协变量的调整削弱了大多数类别的周和最重日消费的保护程度(模型2)。在年轻男性中，保护在5.1-20.0单位/周之间明显，在最重日0.1-1.5单位之间明显，具有可比量级的峰值保护分别在15.1-20.0(风险比0.51,95%置信区间0.32 - 0.82)和0.1-1.5(0.50,0.30 - 0.84)单位。在老年男性中，保护作用明显较弱，但在更广泛的酒精使用类别中都有保护作用。峰值保护出现在15.1-20.0单位/周(0.69,0.53至0.89)，>4.5单位在最重的一天(0.68,0.57至0.82)。
在多变量调整后，在年轻女性中，每周饮酒0.1 - 15.0单位和饮酒最重的一天饮酒1.5单位存在保护性关联。与年轻男性相比，在较低的周使用量时，峰值保护明显，为10.1-15.0单位(0.48,0.29至0.79)，但根据最重的日变量，峰值保护水平较高(3.1-4.5单位，0.56,0.32至0.96)。老年女性的峰值保护在最严重的一天(0.55,0.37至0.81)和每周使用与老年男性相当(15.1-20.0单位/周，0.67,0.48至0.94)的使用水平相同。
在完全调整的模型中，就偶尔饮酒而言，报告每月饮酒频率为两次或更少的参与者，在每周饮酒变量上，与所有年龄-性别组的非饮酒者相比，其全因死亡风险始终处于边缘或显著降低。对于最重的一天变量，偶尔饮酒者中具有统计学意义的保护作用的是老年女性(表2)。
表3⇓和图4⇓将以前的饮酒者排除在非当前参考类别之外，并与从不饮酒者进行比较。将曾经饮酒者排除在戒酒类别之外的理由是，与从不饮酒者相比，他们的风险更高。在对所有协变量进行调整后，这些危害的衰减或消失表明，前饮酒者可能不成比例地受到负面暴露的聚集影响。
在将以前的饮酒者排除在参考类别之外后，在更窄的酒精使用类别中，明显有显著的保护作用。在完全调整后的数据中，年轻男性的保护作用仅存在于15.1至20.0单位/周(0.49,0.26至0.91)和0.1至1.5单位/周(0.43,0.21至0.87)之间，而在任何级别的老年男性和年轻女性饮酒者中，无论使用哪种类型，都没有明显的保护作用。有趣的是，尽管省略了前饮酒者，并应用了广泛的协变量调整，但饮酒仍然与老年妇女风险的减少有关。在这里，保护作用仅限于较低水平的平均每周消费量(≤10个单位/周)，在最严重的一天，保护峰值仍然存在3.1-4.5个单位(0.58,0.39至0.87)。此外，在老年妇女中，那些报告每月饮酒频率为两次或更少的人仍然具有保护作用。
讨论
本研究的结果表明，低强度饮酒与全因死亡率之间的典型有益关联，在一定程度上可能归因于参照组的选择不当和对混杂因素的调整不力。传统上，涉及工作年龄人口的研究暗示了饮酒与全因死亡率之间的j型关系，最新的荟萃分析数据表明，男性的保护性关联为33.7单位/周或更少，女性为15.9单位/周或更少。10然而，总体而言，针对老年人群的数据缺乏，美国的一项研究表明，60-75岁人群的保护剂量低于3.5个单位/周。32
为了开发饮酒与全因死亡率之间年龄相关的有限证据，本研究进行的年龄分层分析支持这样的主张，即与从不饮酒者和协变量调整后相比，风险状况可能因年龄组而异，保护性关联显然仅限于年轻男性(50-64岁)和老年女性(≥65岁)(表3和表4)。保护性使用的范围很小，仅在报告每周消耗15.1-20.0单位(风险比0.49,95%置信区间0.26 - 0.91)或在最严重的一天消耗0.1-1.5单位(0.43,0.21 - 0.87)的人群中存在显著有利的危险率。敏感性分析表明，当样本限制在50岁或50岁以上的参与者(即心血管疾病风险更高的人群)时，男性的保护作用会加剧。在老年妇女中，保护使用的范围更广，但较低，在10单位/周或更少的情况下，以及在所有重度使用的情况下，危险显著降低。
在死亡率的背景下，本文所确定的年龄特定关联因此与皇家精神科医学院的建议相冲突。30.该指南建议，假设与年龄相关的风险增加，男女都应减少饮酒量，65岁或以上的人应减少至11单位/周或1.5单位/天。
与从不饮酒者相比，大多数特定年龄和特定性别的酒精使用类别缺乏保护性关联，可能有两种解释。首先，在其他工作年龄人口中发现的保护性关系可能是不适当选择参照群体的结果，在从不饮酒的人群中聚集了一群已知死亡率很高的不健康的前饮酒者。141516这一假设得到了我们的分析的支持，在多元调整之前，前饮酒者通常表现出更高的危险，与不饮酒者相比，模型在更广泛的使用范围内表现出更大的保护作用(表1-4)。这反映了54项死亡率研究的结果，16将前饮酒者从相关类别中移除导致报告的保护作用减弱或完全无效。通过改进参照组选择，本研究进行的分析可能更好地分离出饮酒对死亡率的真实影响。
第二种解释可能是对协变量的选择比许多现有的研究更全面，这些研究已被证明在对混杂因素的调整方面不一致和有限。例如，最近关于酒精相关死亡率的研究只对年龄和吸烟进行了调整，54年龄，教育程度和吸烟状况，55还有体重指数和吸烟状况。56此外，在2006年的一项荟萃分析中，大多数数据被发现是粗糙的或仅经过年龄调整的，当仅限于报告混杂因素调整的研究时，在更窄的饮酒范围内存在保护作用。在本研究中，调整可能足以解释死亡率的主要决定因素，饮酒总体上几乎没有净影响。
最后，在解释酒精健康研究结果时，应注意选择偏差的影响，特别是在对老年人群进行抽样和在基线时排除那些健康状况不佳的人群时。例如，尽管2013年对欧洲癌症与营养前瞻性调查(EPIC)研究数据的分析发现，男性和女性在适度饮酒的情况下，终生饮酒与心血管疾病死亡率之间存在保护性关联，但这些有益影响仅在参加研究时没有普遍疾病的人群中显现出来。57这一发现表明，现有研究中普遍确定的保护作用可能在一定程度上是选择偏差的功能，例如健康参与者的自我选择。如果是这样的话，适度饮酒并不是直接导致死亡风险的降低，它可能只是代表了一种健康人群特有的生活方式。58此外，尽管删除基线时疾病普遍的人群是试图避免错误分类偏差的常见手段，例如将任何以前的重度饮酒者(最近由于健康状况不佳而减少了消费量)错误归类为轻度饮酒者，但删除基线时报告健康状况不佳的人群可能只会加剧选择偏差的程度。59因此，在评估酒精健康研究的结果时，尤其是在寻求将结果推断到人群水平时，应牢记这种偏差的影响。
需要在其他大型前瞻性数据集中进行进一步的年龄分层剂量反应分析，以确定英格兰健康调查的结果是否可以在其他地方复制。分析还需要集中注意老年人所经历的各种不利健康状况。
本研究的优势
与许多现有研究相比，除了采用了改进的参照组和更全面的协变量调整外，本文进行的分析还受到两个额外的优势。首先，探索英国特定年龄消费指南的适用性，这些分析得益于对英国人口代表性样本的关注，并对政府办公区域进行了调整。基于现有研究的概括可能会因其对非英语人群的关注而变得复杂，荟萃分析中只有5项(15%)研究被选择10抽样的队列覆盖了英国或其组成国家。这一点很重要，因为不同地区的健康状况和暴露于不受控制的混杂因素的情况可能不同，调查饮酒与谋杀之间关系的研究强调了这一点60还有意外伤害，61发现了国家间死亡率的显著差异。此外，甚至在国家内部也发现了酒精消费行为的显著差异。62
这项研究的另一个优势是它明确关注65岁或以上的人群。在现有的有关酒精相关死亡率的研究中，超过工作年龄的人的代表性严重不足。考虑到他们与年轻群体的饮酒行为和生理状况不同，从工作年龄人群中提取的剂量反应数据在应用于老年群体时的外部有效性是值得怀疑的。
为了捕捉与全因死亡风险相关的不同饮酒行为，我们使用了两种酒精使用测量方法:访谈前一周的平均每周消费量和饮酒最多的一天。这两项措施的结果被发现是互补的，两者都表明饮酒与死亡率之间的保护性关联主要针对65岁或65岁以上的妇女(表4)。将数据限制在可获得这两个接触变量的年份(1999-2002年)，在年龄-性别阶层中，不包括从不饮酒和以前饮酒类别的变量之间的相关性很强(r=0.57 ~ 0.65, P<0.001)。
最后，我们将多达10个代表非机构化英国人口的大规模人口调查的数据联系起来并汇集起来。因此，本研究的发现很可能对中老年人的英国居民具有良好的外部效度。
本研究的局限性
酒精消费量的估计取决于自我报告的数据，这可能受到几个因素的影响，包括社会背景和文化规范，有证据表明，人们可能会根据所感知的社会可取性改变他们的反应。63因此，较高水平的酒精消费可能被漏报，导致将重度饮酒者错误地划分为较低的消费类别。这种错误的分类可能会对低饮酒者的系数产生正向偏倚，削弱了适当定义的轻度饮酒者的任何保护作用。此外，重度饮酒者可能会选择不参与调查。这种潜在的选择和报告偏差的组合可能解释了在较高酒精使用类别的参与者中没有增加的风险，这在荟萃分析中通常是确定的。
进一步的限制在于参与者回忆的可靠性。根据美国全国酒精调查的数据，64在1992年自称从不饮酒的参与者中，52.9%的人在之前的调查中报告过饮酒。1958年英国出生队列研究的数据也发现了类似的结果，67%自定义从不饮酒的人报告称在前一波中饮酒，65根据美国全国酒精调查的后续数据，这一数字为53%。这种报告错误导致了基于自我报告的消费估计的关联可靠性的不确定性。
除了可靠性问题外，使用从不饮酒的参照类别是否合适还存在争议。尽管将以前的饮酒者排除在参照类别之外有助于忽略不太健康的人，并减少在当前饮酒者中人为夸大的保护作用，但一些人仍然担心，在饮酒规范的人群中，不饮酒参照类别是否合适。例如，研究发现，在连续两波英国出生队列研究中报告疾病的参与者更有可能在同一时期保持不饮酒。66综上所述，似乎一半以上的从不饮酒者可能被错误分类，而正确定义的从不饮酒者的比例可能代表一个非典型的人口亚群体，其健康状况比一般人群差，其方式类似于前饮酒者。因此，一些人建议使用偶尔饮酒者作为更合适的参照类别，6467虽然确切的定义在不同的出版物中有所不同——例如，从一年1-11杯(0.02-0.21杯/月)不等。16一个月1-2杯。68当我们测试几个定义时(见补充表6)，选择偶尔饮酒者作为参照类别，发现几乎一致地消除了所有保护性剂量反应效应。
在死亡率确定方面，2011年3月31日之前记录的死亡人数可能并不代表随访期间的真实死亡人数。首先，死亡与记录死亡之间可能存在延迟，导致队列中死亡率的低估。出于同样的效果，从联合王国移居国外并随后在国外死亡的参与者将被标记为审查，除非东道国通知国民保健服务中心登记册。然而，这一举措的影响可能很小。
分析没有对调查设计变量进行调整，这些变量能够解释抽样程序的聚类和分层性质。此外，可能存在某种程度的不平等选择概率，可能对任何过采样的人口亚群造成不适当的影响。然而，敏感性分析表明，这些因素对研究结果的影响可能很小。
传统的纵向统计方法是在基线使用随着时间的推移保持稳定的假设下运行的，采用重复测量将被证明是有益的。在少数几项重复测量酒精使用的研究中，随着时间的推移，饮酒行为出现了很大的变化，6970这表明现有的风险估计方法不足以模拟酒精消费量的时间变化及其对意外发病率和死亡率风险的影响的复杂性。在重复测量的同时使用生长混合模型将允许识别和分析不同种类的饮酒轨迹，有可能更好地模拟整个生命过程中的酒精使用总量以及特定消费轨迹与疾病风险之间的关系。
结论
研究结果表明，饮酒与全因死亡率之间的有益关联可能部分归因于不适当的参照组选择和对混杂因素的弱调整。选择偏差也可能起到一定作用。与从不饮酒者相比，在全因死亡率的背景下，本研究中进行的年龄分层分析表明，有益的剂量-反应关系主要针对65岁或以上的女性饮酒者，在其他年龄-性别群体中几乎没有保护。然而，跨年龄-性别阶层的选择偏差的影响可能解释这些保护性关联。然而，无论饮酒与死亡率之间的保护性关联是否真实存在，饮酒的时间变异性似乎使得利用重复使用测量来调查酒精健康关系的纵向分析似乎是谨慎的。未来的研究应寻求能够分析复杂的异质饮用轨迹的统计技术，如生长混合物模型。
关于这个话题我们已经知道了什么
在年龄≥65岁的人群中，酒精摄入量正在增加，加上发病率和处方药使用的增加，这一年龄组由于酒精代谢随年龄增长而受损，面临与酒精相关问题的风险
对观察数据的荟萃分析反复表明，与不饮酒的人相比，适度饮酒可能对心血管疾病和全因死亡率有保护作用
从现有的证据来看，尚不清楚适度饮酒的保护作用是否真的适用于老年人群
这项研究补充了什么
来自代表英国人口的多达10个队列的数据表明，先前表明酒精摄入与全因死亡率之间具有保护作用的关联可能部分归因于参照组的选择不当和对混杂因素的调整不力
与自我报告的从不饮酒者相比，保护性联想在很大程度上仅限于65岁或以上的女性饮酒者
在其他年龄-性别组中几乎没有保护
笔记
引用如下:BMJ2015; 350: h384
脚注
贡献者:CSK构思了这项研究，并在JPB的建议下完成了分析。CSK和JPB解释了这些数据并起草了论文。ES获取了数据。NC和ES创建了自定义数据集，其中包括来自英格兰多项健康调查的汇总数据，并通过与国家死亡率登记数据的联系进行跟踪。NC和ES都对论文的修订做出了贡献。CSK和JPB是担保人。
资助:英格兰健康调查最初由卫生部资助。自2005年4月以来，英格兰健康调查一直由国民保健制度健康和社会保健信息中心资助。英格兰健康调查的开发者和资助者对这里提供的分析或解释不承担任何责任。本文仅代表作者个人观点，并不代表资助者的观点。CSK由欧洲研究委员会提供为期三年的博士奖学金。
竞争利益:所有作者均已在以下地址填写ICMJE统一披露表www.icmje.org/coi_disclosure.pdf并声明:没有任何组织支持提交的工作;在过去三年内，与任何可能与所提交作品有利益关系的机构没有财务关系;没有其他关系或活动似乎影响了所提交的工作。
伦理批准:伦敦北泰晤士河多中心研究伦理委员会批准了1998-99年英格兰健康调查(MREC/97/2/ 9,mrec /98/2/89)，伦敦多中心研究伦理委员会批准了2000-07年英格兰健康调查(MREC/99/2/91;MREC/00/2/81, MREC/01/2/82, MREC/02/ 72, MREC/03/2/97, 04/ mre02 / 50,05 / mrec02 / 47,06 /MRE02/62)，以及牛津A的《2008年英格兰健康调查》(07/H0604/102)。每位参与者都口头同意接受调查的采访。
数据共享:英国健康调查数据应通过英国数据服务(www.ukdataservice.ac.uk)，以及透过NatCen (www.natcen.ac.uk)。
透明度:主要作者(CSK和JPB)确认这篇手稿是对所报道的研究的诚实、准确和透明的描述;研究的重要方面没有被遗漏;任何与计划中的研究不符之处都已得到解释。
这是一篇开放获取文章，根据创作共用属性非商业(CC BY-NC 4.0)许可证发布，该许可证允许其他人以非商业方式分发、混音、改编、在此作品的基础上进行构建，并以不同的条款许可其衍生作品，前提是原始作品被正确引用且使用是非商业性的。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/．