Sätta press på orden

Jag testar att blogga på en annan domän med WordPress som bas, vilket bl.a. ger mig smidigare hantering av grafik. Jag har postat ett första inlägg, som utgör en vidareutveckling av vissa saker jag tog upp i förra inlägget här.

Det måste förebyggas

I dagens DN finns en debattartikel med epidemiologen Per Hall som förstanamn (Hall och andra 2013). Det påtalas att åldersjusterade insjuknandetal i bröstcancer bland kvinnor i Sverige är på uppåtgående, och enligt författarna borde det startas ett nationellt program med syfte att förebygga bröstcancer (snarare än enbart förbättra överlevnaden). Det sägs att det finns möjlighet att ”med stor säkerhet” identifiera kvinnors risk för bröstcancer med hjälp av information om ”genetiska förändringar, livsstil och mammografisk täthet”. En identifikation av högriskkvinnor utifrån dessa variabler skulle kunna användas som utgångspunkt för råd om livsstilsförändringar men också kunna ligga till grund för antihormonell behandling, även om författarna erkänner att denna kan ha allvarliga biverkningar och endast kan komma ifråga för de med ”tydligt ökad risk” (samtidigt som de talar om att inleda pilotprojekt med syfte att hitta optimal dosering för att balansera biverkningar mot riskreduktion).

När det gäller förklaringar till varför incidensen i bröstcancer ökar pekar de på att kvinnor födda på 40-talet och senare föder barn vid högre ålder, även om de medger att det kanske inte är någon rimlig strategi för prevention att skaffa många barn tidigt, och i större utsträckning använder p-piller och hormonersättning under klimakteriet. Tidigare i år rapporterades också i media om ökande bröstcancerincidens i Sverige. Jag skrev om detta här den 23 februari och argumenterade för att trender när det gäller barnafödande inte håller som förklaring till trenderna i bröstcancerincidens de senaste decennierna. Användning av hormonersättning i menopaus verkar också ha minskat det senaste årtiondet efter att positiva hälsoeffekter av detta har ifrågasatts: för några år sedan publicerades en DN Debatt-artikel där det hävdades att denna minskade användning lett till försämrad hälsa bland kvinnor, som jag skrev om här den 27 december 2009.

Det kan ifrågasättas om den ökade incidensen är verklig eller om den beror på ökad diagnostik. Den sjunkande incidensen i hjärtinfarkt bland kvinnor yngre än 80 år anförs i (Hall och andra 2013) som exempel på att det går att förebygga folksjukdomar. Ja, data i hjärtinfarktstatistiken är baserade på samkörning av dödsorskasregistret och slutenvårdsregistret. Om man tittar på dessa mått när det gäller bröstcancer har åldersspecifika dödstal minskat eller förblivit oförändrade, och frekvenen av sjukhusvård har inte ökat under det senaste decenniet, som jag visade på här den 28 februari. Data över cancerfall i canerregistret, som är det som rimligen ligger till grund för uppgifterna om ökande incidens, rapporteras däremot in direkt av läkare när någon får en cancerdiagnos. När trenderna för de olika måtten divergerar på detta sätt, kan man misstänka att ökningen av rapporterade cancerfall till stor del beror på ökad diagnostik av mindre aggressiva fall som tidigare inte skulle ha upptäckts.

I förra inlägget presenterade jag analyser av effekterna av ålder/period/kohort (med Schmids och Helds mjukvara BAMP (Schmid och Held 2007)) på dödligheten i olika sjukdomsgrupper i Sverige, bl.a. bröstcancer. Analysen pekar på att både period- och kohorteffekter spelat en viktig roll för den minskning av dödligheten i bröstcancer som skett i Sverige. Den periodvisa minskningen från 70-talet och framåt kan bero på sådant som tidigare upptäckt och bättre behandling. Men det finns också en kohorteffekt, med minskad dödlighet bland framför allt kvinnor födda efter 1945. Frågan är vad det beror på: kanske tenderar kvinnor i yngre generationer av någon anledning att drabbas av mindre aggressiva former av bröstcancer. I (Kort och andra 2009), som också är baserad på analyser med BAMP, påpekas också en minskande dödlighet i bröstcancer i USA för kohorter födda från 1930-talet och framåt, på samma sätt som med den totala cancerdödligheten.

Om det ändå skett en verklig ökning av incidensen i bröstcancer, kan det tänkas vara genom faktorer som inneburit en tradeoff med andra sjukdomar, t.ex. hjärtinfarkt. Exempel på detta skulle kunna vara senare menopaus och högre nivåer av tillväxtfaktorer, som IGF-1, vilket kan speglas i ökad längdtillväxt i yngre födelsekohorter (Kamrava och andra 2011; Smith och andra 2000; Ukraintseva och Yashin 2005). Det är också möjligt att det existerar tradeoffs med akuta infektioner. Jag skrev här den 31 januari i år om en kinesisk studie som visade på en negativt samband mellan bröstcancer och frekvens av feberanfall, som dock bara återfanns bland kvinnor med en viss variant av en gen som kodar för signalämnet IFN-γ. Det är ett samband som skulle kunna få genomslag på befolkningsnivå. Det är dock kanske inte så troligt som förklaring till tidstrenderna i incidens: det finns väl knappast någon evidens för att frekvensen av feberanfall bland kvinnor i Sverige skulle ha minskat de senaste decennierna.

Utifrån dessa tradeoffs mellan risker för olika typer av sjukdomar, i förening med de preventiva strategier som antyds i (Hall och andra 2013), kan jag för min del börja undra om vi går mot en framtid där kvinnor får äta mediciner för att reducera risken för bröstcancer just därför att de har faktorer som gör att de slipper äta mediciner för att reducera risken för hjärtinfarkter och slaganfall.

Referenser

Hall, Per, och andra. 2013. ”Stoppa den kraftiga ökningen av bröstcancer”. DN (1 november). http://www.dn.se/debatt/stoppa-den-kraftiga-okningen-av-brostcancer/.

Kamrava, Mitchell, och andra. 2011. ”Will targeting insulin growth factor help us or hurt us?: An oncologist’s perspective”. Ageing research reviews 10. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/pmid/19896561/.

Kort, Eric J., och andra. 2009. ”The Decline in U.S. Cancer Mortality in People Born since 1925”. Cancer Research 69. http://cancerres.aacrjournals.org/content/69/16/6500.long.

Schmid, Volker J., och Leonard Held. 2007. ”Bayesian Age-Period-Cohort Modeling and Prediction – BAMP”. Journal of Statistical Software 21. http://www.jstatsoft.org/v21/i08.

Smith, George Davey, och andra. 2000. ”Cancer and insulin-like growth factor-I. A potential mechanism linking the environment with cancer risk”. BMJ 321. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/pmid/11021847/.

Ukraintseva, Svetlana, och Anatoly Yashin. 2005. ”Economic progress as cancer risk factor II. Why is overall cancer risk higher in more developed countries?” MPIDR working papers. http://www.demogr.mpg.de/papers/working/wp-2005-022.pdf.

Effektfull analys

I förra inlägget skrev jag om en speciell teknik för att identifiera inflytande av ålder, tidsperiod och födelsekohort på t.ex. sjuklighet eller dödlighet i olika sjukdomar, som forskarna Schmid och Held redogör för i (Schmid och Held 2007). Jag beskrev mina problem att köra deras Linuxmjukvara BAMP, som kom sig av att den enbart fanns tillgänglig i binärform och inte uppdaterats sedan 2005, så att den inte var anpassad för moderna operativsystem. Till slut fick jag dock igång den under systemet FreeBSD (tydligen är det inte tomt skryt, det som sägs i onlinemanualen till detta system, att det rapporterats att ”in some situations, Linux® binaries perform better on FreeBSD than they do on Linux®” (FreeBSD Documentation Project 2013, 11.1)).

Sedan jag fick programmet att fungera har jag utfört analyser av dödstalen i några viktiga dödsorsaksgrupper i Sverige under perioden 1951–2012, utifrån data över antal dödsfall tillgängliga via (Socialstyrelsen) och (WHO) och data över befolkningsstorleken tillgängliga via (SCB) och (WHO). Jag tittade närmare bestämt på dödstalen i 5-åriga åldersintervall från 20–24 till 80–84 år (personer över 85 år uteslöt jag från analysen p.g.a. notoriska problem med multipla dödsorsaker) i: bröstcancer bland kvinnor (ICD-7: 170, ICD-8/9: 174, ICD-10: C50), tumörer generellt (ICD-7/8/9: 140–239, ICD-10: C00–D48), kranskärlssjukdom/ischemisk hjärtsjukdom (refereras i fortsättningen till som IHD, ICD-7: 420–422, ICD-8/9: 410–414, ICD-10: I20–I25) och slaganfall (ICD-7: 330–334, ICD-8/9: 430–438, ICD-10: I60–I69). Med 13 5-åriga åldersintervall (å) och 62 perioder (p) går det att definiera 122 (delvis överlappande) födelsekohorter (k), som vi kan referera till enligt k = p − min(å) − 2, vilket innebär att de sträcker sig från 1869 till 1990. Jag utgick från inställningarna i den .ini-fil som medföljer BAMP (förutom att jag förstås justerade antalet åldersgrupper och perioder och ändrade referenserna till deras exempeldata).

Som beskrivs i (Schmid och Held 2007) utgår analysen från att effekterna över åldersgrupper, tidsperioder respektive kohorter summerar till 0. De största variationerna sågs, för samtliga de analyserade dödsorsakerna, inom ålderskomponenten, vilket inte är förvånande eftersom de alla är starkt relaterade till hög ålder. Nedanstående diagram visar variationer mellan tidsperioder och födelsekohorter för de olika grupperna.

Diagrammen (klicka för förstoring) visar medianen av BAMP-uppskattade effekter av period (nedre x-axeln) och kohort (övre x-axeln) på dödligheten i olika dödsorsaker i Sverige under efterkrigstiden (se huvudtext för källhänvisning till rådata och närmare förklaring). Observera att det är olika skalor på y-axlarna i de olika diagrammen.

För de flesta av dödsorsakerna verkar det ha skett kohortvisa ökningar i de äldsta kohorterna, fram till ca 1880. Detta kan spegla konstlade trender, då data för dessa kohorter endast finns tillgängliga för åldersgrupper över 70 år, och de på 1950-talet fortfarande var relativt vanligt att dödsfall i dessa åldrar tillskrevs ospecifika orsaker, som ålderdom. Trender i de yngsta kohorterna bör också tolkas med viss försiktighet, eftersom det finns tillgång till få åldersgrupper med lågt antal dödsfall, där risken för slumpfel kan vara betydande, och dödligheten kan domineras av former som inte har så stor betydelse för dödsorsaksgrupperna i stort, som diskuterades i förra inlägget. Annars stämmer trenderna generellt väl överens med det intryck jag fått när jag ritat upp kohortspecifik dödlighet för samma eller likartade dödsorsaksgrupper i Sverige tidigare (som jag skrivit om här, t.ex. 26 mars 2011 och 25 maj och 2 juni 2012).

När det gäller bröstcancer av kvinnor har det för det första skett en periodvis nedgång av dödligheten från mitten av 1970-talet, vilket skulle kunna vara relaterat till förbättrad behandling eller effektivare diagnostik. Det är dock svårt att se någon tendens till snabbare minskning efter införandet av mammografiscreening, vilket skedde på 1980-talet. Dessutom har det skett en kohortvis nedgång i kohorter födda efter ca 1910, speciellt för kohorter födda ca 1945–70. För tumörsjukdomar i allmänhet har periodeffekterna varit jämförelsevis små, även om det skett en minskning bland män under 2000-talet. Ur ett kohortperspektiv skedde en uppgång i kohorter födda fram till ca 1900, speciellt bland män, och en nedgång i kohorter födda efter ca 1930. Detta stämmer ganska väl överens med Korts resultat för USA, som jag diskuterade i förra inlägget. Det är möjligt att livstidsexponering för tobaksrök och farliga ämnen i yrkeslivet samt vissa kroniska infektioner, t.ex. med ”magsårsbakterien” H. pylori, är viktiga bakomliggande förklaringar till detta mönster. Dessa faktorer påverkar flera av de cancerformer som förblivit mycket svårbehandlade (t.ex. cancer i lungor, lever, magsäck och bukspottskörtel). Som jag visade på här den 6 november 2011 har också incidensen i många av dessa cancertyper minskat i Sverige, även om den totala cancerincidensen ökat genom en rapporterad ökning av generellt mer godartade former.

För IHD skedde det en ökning från 1950-talet till 70-talet bland män, varefter det skett en snabb minskning bland båda könen. Det kan bero på sådant som förbättrad sjukvård, minskad rökning (som får effekter snabbare när det gäller IHD än t.ex. lungcancer) och i viss mån förändrade matvanor. Bland män gick det inte att hitta några större kohorteffekter, bortsett från en viss minskning ca 1925–45. Möjligen hade detta framträtt tydligare om jag specifikt tittat på vissa undergrupper av IHD, som jag diskuterade här den 14 december 2011. Bland kvinnor finns det en mer påtaglig kohorteffekt, med en minskning ca 1880–1940. Vi får åter hålla i minnet att de aktuella diagnoskategorierna kan ha använts på ett oprecist sätt och bland kvinnor kanske i större utsträckning innefattat tillstånd relaterade till ogynnsamma tidiga livsvillkor, som jag diskuterade här den 11 juli 2012. När det gäller slaganfall har det dels skett en periodvis minskning under hela den studerade perioden, dels en minskning inom kohorter födda efter ca 1890 bland kvinnor och efter ca 1930 bland män.

Referenser

FreeBSD Documentation Project, The. 2013. FreeBSD Handbook. http://www.freebsd.org/doc/en_US.ISO8859-1/books/handbook/.

SCB. ”SCB Befolkningsstatistik, Tabeller och diagram”. http://www.scb.se/Pages/ProductTables____25795.aspx.

Schmid, Volker J., och Leonard Held. 2007. ”Bayesian Age-Period-Cohort Modeling and Prediction – BAMP”. Journal of Statistical Software 21. http://www.jstatsoft.org/v21/i08.

Socialstyrelsen. ”Statistikdatabas för dödsorsaker”. http://www.socialstyrelsen.se/statistik/statistikdatabas/dodsorsaker.

WHO. ”WHO Mortality Database”. http://www.who.int/healthinfo/mortality_data/en/index.html.

Nedlagda bibliotek

En vanlig typ av argument för att moderna västerländska samhällen inte har uppnått några större framgångar i det som alltid är särskilt på tapeten så här under oktober, ”kampen[kriget] mot cancer”, är att minskningar i åldersjusterade dödstal i cancer i rika länder under de senaste decennierna varit högst blygsamma jämfört med vad som setts för t.ex. kranskärlssjukdom. Det är emellertid så att dessa jämförelser (med sådana standardbefolkningar som normalt används) främst speglar trenderna i åldersgrupperna över 65 år, där de flesta dödsfallen i cancer inträffar. I en artikel publicerad 2009 påvisades att dödstalen i cancer minskat i yngre åldersgrupper i USA, och det argumenterades för att det kunde hänföras till successivt minskande åldersspecifika dödstal i cancer i kohorter födda efter 1925 (Kort och andra 2009).

Utifrån detta skulle man kunna förvänta sig större minskningar även bland äldre i framtiden, när kohorterna födda i mitten av 1900-talet och senare kommer upp i åldrarna. Kanske bör man dock akta sig för att vara överoptimistisk. När det gäller de yngsta kohorterna kan vi bara studera några få åldersintervall, och den kraftiga minskningen inom dessa kan till stor del bero på specifika behandlingsframångar när det gäller cancerformer vanliga bland unga, som akut lymfatisk leukemi och testikelcancer, och kanske inte kommer att relevanta för cancerdödligheten bland äldre. Vi skall heller inte glömma Strehlers och Mildvans (och senare Riggs) observationer av ett negativt samband mellan dödlighet i låg ålder och hur snabbt dödligheten ökar med åldern, både när det gäller total dödlighet och en rad specifika dödsorsaker, bl.a. när det gäller cancer (Riggs 1994).

Hur man skall utföra en statistisk analys för att hänföra trender när det gäller t.ex. dödlighet till ålder, tidsperiod eller födelsekohort, som gjorts i (Kort och andra 2009), är ett svårt och kontroversiellt problem: det linjära sambandet mellan dessa variabler gör att standardmodeller för regressionsanalys inte duger. Författarna till artikeln har använt sig av mjukvaran BAMP, som bygger på en typ av s.k. bayesiansk modellering och som beskrivs av forskarna Schmid och Held i (Schmid och Held 2007). Jag laddade nu i går hem BAMP för att själv kunna utföra samma typ av analys på andra data. Emellertid visade det sig inte helt okomplicerat att få igång programmet.

Programmet är alltså primärt gjort för Linux (det finns även en Windowsversion, men den kräver Cygwinbiblioteket, som är till för att relativt enkelt porta program för Linux och andra Unixliknande system till Windowsmiljö). Problemet var att det inte uppdaterats sedan 2005, och det visade sig att det krävde det ålderstigna libg2c-biblioteket, och jag kunde inte få till någon fungerade installation av detta under den Linuxdistribution jag använder (en nyuppdaterad Arch). Visserligen är BAMP gratis att ladda hem och använda, men det är inte öppen källkod, så jag kan inte heller modifiera och kompilera om det så att det inte kräver det aktuella (om det är rätta ordet) biblioteket. Jag hade dock experimenterat med en installation av systemet FreeBSD i en VirtualBox-gäst. FreeBSD kan köra program kompilerade för Linux, och jag lyckades installera biblioteket där. Därefter kunde jag köra igång BAMP i en FreeBSD-terminal. Jag har lyckats utföra analyser på data över kranskärlsdödligheten i Sverige och kanske skriver mer om det senare. Men mitt krånglande illustrerar ett viktigt problem i vårt datoriserade samhälle: datorprogram, som kan vara unika i sin funktionalitet, riskerar att i praktiken bli oanvändbara när de systemmiljöer de är gjorda för blir föråldrade.

Referenser

Kort, Eric J., och andra. 2009. ”The Decline in U.S. Cancer Mortality in People Born since 1925”. Cancer Research 69. http://cancerres.aacrjournals.org/content/69/16/6500.long.

Riggs, Jack E. 1994. ”The cohort mortality perspective: the emperor’s new clothes of epidemiology, an illustration using cancer mortality”. Regulatory Toxicol and Pharmacology 19. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/8041917.

Schmid, Volker J., och Leonard Held. 2007. ”Bayesian Age-Period-Cohort Modeling and Prediction – BAMP”. Journal of Statistical Software 21. http://www.jstatsoft.org/v21/i08.

Har du cancer? Gratulerar!

Danska medier har i veckan rapporterat om en studie som uppges visa på gynnsamma hälsoeffekter av att utsättas för solljus. Det rör sig om en registerstudie, publicerad i International Journal of Epidemiology, där forskarna har använt incidens i hudcancer som surrogat för solexponering (Brøndum-Jacobsen och andra 2013). De har gjort jämförelser av total dödlighet, insjuknande i hjärtinfarkt och höftfrakturer i den danska befolkningen över 40 år perioden 1980–2006 mellan personer med dels malignt melanom i huden, dels annan (”godartad”) hudcancer och personer utan dessa diagnoser. I en artikel i Politiken sägs, av en av forskarna bakom studien, att personer med godartad hudcancer i genomsnitt lever sex år längre än befolkningen i stort (Larsen 2013).

Om detta stämde, skulle det innebära att godartad hudcancer vore ett av de mest glädjande besked man kunde få, om man ville leva länge. Det skulle medföra en större ökning av livslängden än t.ex. fullständig eliminering av dödligheten i alla former av tumörer eller sjukdomar i cirkulationsorganen i Sverige (se mitt inlägg här den 4 april 2011). Till grund för den ökade livslängden ligger en hazardkvot på 0,52 (95-procentigt konfidensintervall 0,52–0,53) för total död bland personer med godartad hudcancer, som de fått fram genom att titta på hela den aktuella populationen och justera för bl.a. ålder, kön och utbildningsnivå. Även individer med malignt melanom hade reducerad hazardkvot för total död (0,89; KI 0,87–0,91). Dessutom påvisades reducerat insjuknande i hjärtinfarkt bland både personer med melanom och personer med godartad hudcancer och reduktion av höftfrakturer bland personer med melanom, men ökning av höftfrakturer bland personer med godartad hudcancer.

I en alternativ modell har författarna emellertid jämfört varje person med någon av de aktuella cancerdiagnoserna med fem kontrollpersoner, som matchats efter ålder, födelseår och kön. Här försvinner det starka negativa sambandet med total dödlighet bland personer med godartad cancer. Det finns fortfarande ett statistiskt signifikant samband, men det är svagt (oddskvot 0,97; KI 0,96–0,99, efter justering för flera riskfaktorer). Personer med malignt melanom hade (som man kunde vänta sig utifrån sjukdomens ofta allvarliga karaktär) förhöjd dödlighet (oddskvot 1,96; KI 1,89–2,04). Dock fanns fortfarande ett relativt starkt negativt samband mellan melanom och hjärtinfarkt (oddskvot 0,74; KI 0,68–0,81) och höftfraktur (oddskvot 0,71; KI 0,62–0,81). För godartad hudcancer fanns ett svagare negativt samband med hjärtinfarkt och inget samband med höftfraktur. Ett svagt negativt samband med dödlighet av det slag som påvisades för godartad hudcancer kanske kan förklaras av kvarstående snedvridande faktorer som påverkar sannolikheten för diagnos, t.ex. socioekonomisk status. En tidigare dansk studie från 2008 (som citeras i (Brøndum-Jacobsen och andra 2013)), där de justerat för ålder och kalenderår, kunde visa en likartad svag minskning av total dödlighet bland personer med basalcellscancer (som står för de flesta fallen av godartad hudcancer), men en ökad dödlighet bland personer med skivepitelcancer i huden (Jensen och andra 2008). Men vad låg bakom det starka sambandet i den första modellen (som alltså är det som citeras i abstract och presenterats som studiens huvudresultat)?

Ja, rapporterade åldersjusterade insjuknandetal i hudcancer har ökat kraftigt i Danmark sedan 1980 (Statens Serum Institut), precis som i t.ex. Sverige. Samtidigt har livslängden ökat med flera år, vilket hänger samman med bl.a. minskade dödstal i kranskärlssjukdom, precis som i andra rika länder (HMD; WHO). Att man diagnostiserats med hudcancer vid en viss ålder blir då en markör för att man tillhör en yngre födelsekohort, och det är inte konstigt att hudcancer (speciellt de godartade formerna, som inte i sig är dödliga) kopplas till lägre dödlighet. Möjligen kan problemet ha förvärrats genom att man inte tagit hänsyn till ”högercensurering” (att data om dödsfall efter 2006 inte inkluderades i studien). Men det är fortfarande slående att det finns måttligt starka negativa samband mellan framför allt melanom och hjärtinfarkt samt höftfraktur. Kanske är det dock andra faktorer än solexponering som spelar in; sådant som tillväxtfaktorer och celldöd kan ha effekter på cancerutveckling som är motsatta effekterna på hjärtinfarkt och kanske även osteoporos. Jag skrev litet om den typen av samband här den 2 april 2011. Forskarna kunde ha undersökt detta genom att titta på fler cancerformer, som inte antas ha något positivt samband med solexponering.

Referenser

Brøndum-Jacobsen, Peter, och andra. 2013. ”Skin cancer as a marker of sun exposure associates with myocardial infarction, hip fracture and death from any cause”. International Journal of Epidemiology (Advance Access). http://dx.doi.org/10.1093/ije/dyt168.

HMD. ”Human Mortality Database”. http://www.mortality.org.

Jensen, A.Ø., och andra. 2008. ”Mortality in Danish patients with nonmelanoma skin cancer, 1978–2001”. The British Journal of Dermatology 159. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/pmid/18616784/.

Larsen, Henrik. 2013. ”Soldyrkere lever meget længere”. Politiken (15 oktober). http://politiken.dk/tjek/sundhedogmotion/sygdom/ECE2104726/soldyrkere-lever-meget-laengere/.

Statens Serum Institut. ”Cancerregistret”. http://www.ssi.dk/Sundhedsdataogit/Registre/Cancerregisteret.aspx.

WHO. ”WHO Mortality Database”. http://www.who.int/healthinfo/mortality_data/en/index.html.

Om risken minimerades

I förra inlägget skrev jag här om hur vissa förändringar i matvanor, som minskat intag av mättat fett och ökat intag av fleromättat fett, är otillräckliga som förklaringar till de betydande sänkningar av serumkolesterol som skett i Sverige från 80-talet fram till början av 2000-talet och antagits kunna förklara en stor del av de minskade dödstalen i kranskärlssjukdom under denna period. Denna dödlighetsminskning står i sin för en stor del av de ökningar i den förväntade livslängden som ägt rum i Sverige de senaste decennierna. Det kan utifrån detta vara av intresse att fråga sig i vilken mån ytterligare minskningar av kolesterolnivåerna kunde förväntas leda till ytterligare ökad livslängd, givet att de korrelationer mellan kolesterolnivåer och dödstal i sjukdomar i cirkulationsorgan som observerats i epidemiologiska studier speglar orsakssamband.

Vi kan börja med att anta att en kolesterolnivå på 4 mmol/l innebär minimal risk, vilket ligger i linje med de nivåer som anges som ”theoretical minimum-risk exposure distribution” i Global Burden of Disease 2010 (Lim och andra 2012). Data från Imperial College indikerar att genomsnittliga kolesterolnivåer bland svenskar i åldersgrupperna över 45 år de senaste åren legat på ca 5,5 mmol/l (Imperial College). Utifrån detta kan vi söka uppskatta effekterna av en ytterligare minskning med 1,5 mmol/l (vilket vore mer än de faktiska minskningar som skett sedan 80-talet). Här kan vi använda oss av en sammanställning av epidemiologiska studier i den s.k. Prospective studies collaboration (PSC) som publicerades 2007 (Prospective Studies Collaboration 2007). I webbappendixet till denna rapport anges könsspecifika hazardkvoter för död i kranskärlssjukdom, slaganfall och andra typer av cirkulationssjukdomar i 10-åriga åldersintervall från 40–49 till 80–89 år för kolesterolminskningar med 1 mmol/l, utifrån PSC-studierna. I (Prospective Studies Collaboration 2007) rapporteras en viss ökning av dödstalen i andra dödsorsaker än sjukdomar i cirkulationsorganen med lägre kolesterolnivåer (utan att interaktioner med ålder och kön redovisas); vi kan dock bortse från detta här, eftersom det kanske inte reflekterar orsakssamband.

Med livslängdstabeller för 2012 från (SCB) och uppgifter om hur stor andel av dödligheten i Sverige i åldersintervall från 50–54 till 85–89 år som hänförs till de olika cirkulationskategorierna¹ detta år (tillgängliga via (Socialstyrelsen): jag har uteslutit åldrarna under 50 år, där få dödsfall inträffar), kan vi sedan uppskatta hur stor del andel av dödligheten som kan tillskrivas kolesterolvärden 1,5 mmol/l högre än ”optimalt”. Med dessa uppskattningar kan vi i sin tur beräkna hur mycket livslängden skulle öka om denna ”kolesterolrelaterade överdödlighet” eliminerades, med hjälp av den metodologi som beskrivs i (Anderson 1999). Resultatet är att en sådan eliminering skulle öka livslängden från 83,54 till 83,70 år bland kvinnor och från 79,87 till 80,42 år bland män.

Det kan se ut som en oväntat liten vinst, speciellt bland kvinnor. Varför blir den inte större än ett par månader? Ja, i PSC-studierna finns ett signifikant samband mellan kolesterolnivåer och kranskärlsdödlighet i alla åldersgrupper under 90 år, både bland män och kvinnor. Men den relativa styrkan hos sambandet försvagas med stigande ålder: bland kvinnor mellan 50–59 år sker en 45-procentig minskning av hazards för 1 mmol/l lägre kolesterol, men i åldersgruppen 70–79 år var minskningen 14 procent och i åldersgruppen 80–89 år 8 procent. År 2012 tillskrevs 13,4 procent av all dödlighet bland kvinnor i Sverige kranskärlssjukdom. Det motsvarar 6378 dödsfall, men 5895 av dessa inträffade efter 70 års ålder, varav 5090 efter 80 års ålder, och bara en mindre del av dessa skulle alltså förebyggas genom kolesterolsänkningar med 1,5 mmol/l. Att vinsterna skulle bli större för män beror till en del på att dödsorsaken har större relativ betydelse bland dessa och tillskrevs 17,4 procent av dödligheten. Framför allt inträffar fler dödsfall i kranskärlssjukdom bland män i medelåldern, där det både är så att sambanden är starkare och att det finns mer att vinna i livslängd på ett ”förhindrat” dödsfall. I PSC-studierna är det också så att de relativa sambanden vid en given ålder tenderar att vara något starkare bland män.

När det gäller dödlighet i gruppen slaganfall som helhet (som tillskrevs 8,9 procent av dödligheten bland kvinnor och 6,9 procent bland män) finns inga signifikanta samband med kolesterolnivåer, annat än bland män i åldersgruppen 50–59 år (10 procent minskade hazards från 1 mmol/l lägre kolesterol): detta samband har inte medtagits, men skulle inte påverka resultatet signifikant, då bara 0,2 procent av alla dödlighet bland män utgjordes av slaganfallsdödlighet i denna åldersgrupp. När det gäller andra typer av cirkulationssjukdom än kranskärlssjukdom och slaganfall finns ett samband i PSC-studierna bland män i åldersgrupperna mellan 50 och 80 år (en minskning med 1 mmol/l innebär att hazards reduceras med 12–16 procent) men inte bland kvinnor i någon åldersgrupp över 50 år. Denna restgrupp tillskrevs 16,2 procent av dödligheten bland kvinnor och 13,2 procent bland män.

En del av restgruppen kan utgöras av aterosklerotisk sjukdom i kranskärlen, som fått ospecifika diagnoser som underliggande dödsorsak, t.ex. hjärtsvikt eller hjärtstopp. I vissa sammanställningar, t.ex. Global Burden of Disease, har sådana ospecifika koder omfördelats, så att t.ex. de flesta dödsfall i hjärtsvikt överförts till kranskärlsgruppen, vilket ökat andelen dödsfall som tillskrivs kranskärlssjukdom (se mitt inlägg här den 19 december 2012. På grundval av detta har kranskärlssjukdom uppskattats som orsak till 22/25 procent av dödsfallen bland kvinnor/män i Sverige 2010 (IHME), vilket är en högre andel än i den officiella statistiken något år efter 90-talet. Om man skulle beräkna den andelen av dödligheten som kan tillskrivas förhöjt kolesterol med hjälp av dessa data, skulle det dock finnas risk för överskattning. Det finns t.ex., som jag skrev om här den 6 januari 2012, rapporter från Seven Countries-studien som t.o.m. visar på ett negativt samband mellan kolesterol och dödlighet i ”atypisk” kranskärlssjukdom (kranskärlssjukdom som inte yttrar sig som hjärtinfarkt eller plötslig död, utan i stället som t.ex. kronisk hjärtsvikt). I (Prospective Studies Collaboration 2007) uppges också att i många många av PSC-studierna har uppgift om dödsorsak hämtats från dödsorsaksintyg, där det inte skett någon speciell omfördelning av dåligt specificerade koder.

Detta exempel illustrerar faran med att behandla en viss riskfaktors inflytande på dödlighet i sjukdom i kranskärlssjukdom, speciellt kranskärlssjukdom bland relativt unga individer, och i synnerhet relativt unga män, som statistiskt mer eller mindre liktydigt med faktorns inflytande på hjärtsjukdom eller sjukdom i cirkulationsorgan bland kvinnor och män i befolkningen i stort. Jag har skrivit om detta här t.ex. den 27 juli 2012. Också i den historiska diskussionen i SBU:s nya rapport, som jag skrev om i förra inlägget, finns formuleringar som riskerar att inbjuda till ett sådant tänkande. Jag citerade formuleringen om ett man i t.ex. Seven Countries-studien visat samband mellan ”befolkningens intag av mättade fetter, kolesterolnivåerna och risken för hjärt-kärlsjukdom” (SBU 2013, 76–77). Det talas på samma sidor om att Ancel Keys observerat att ”hjärtsjukdomar” var mycket vanligare bland affärsmän i Minnesota än i länder kring Medelhavet och i nästa stycke om ”den långdragna hjärt-kärlepidemi som svept över de rika länderna från 1940-talet”. Men det som observerats var just en ökning av åldersspecifika dödstal i kranskärlssjukdom bland personer i medelåldern (där de flesta patienter var män), och det var också den gruppen som initialt kom att studeras i studier som Seven Countries.

Referenser

Anderson, Robert N. 1999. United States life tables eliminating certain causes of death. National Centre for Health Statistics. http://www.cdc.gov/nchs/data/lifetables/life89_1_4.pdf.

IHME. ”GBD Cause Patterns”. http://www.healthmetricsandevaluation.org/gbd/visualizations/gbd-cause-patterns.

Imperial College. ”Global Burden of Metabolic Risk Factors of Chronic Diseases”. http://www1.imperial.ac.uk/publichealth/departments/ebs/projects/eresh/majidezzati/healthmetrics/metabolicriskfactors/.

Lim, Stephen S., och andra. 2012. ”A comparative risk assessment of burden of disease and injury attributable to 67 risk factors and risk factor clusters in 21 regions, 1990--2010: a systematic analysis for the Global Burden of Disease Study 2010”. Lancet 380. http://www.thelancet.com/themed/global-burden-of-disease.

Prospective Studies Collaboration. 2007. ”Blood cholesterol and vascular mortality by age, sex, and blood pressure:: a meta-analysis of individual data from 61 prospective studies with 55 000 vascular deaths”. Lancet 370. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/18061058.

SBU. 2013. Mat vid fetma. SBU. http://www.sbu.se/sv/Publicerat/Gul/Mat-vid-fetma-/.

SCB. ”SCB Befolkningsstatistik, Tabeller och diagram”. http://www.scb.se/Pages/ProductTables____25795.aspx.

Socialstyrelsen. ”Statistikdatabas för dödsorsaker”. http://www.socialstyrelsen.se/statistik/statistikdatabas/dodsorsaker.

---

1. Kranskärlssjukdom definieras som koderna I20–I25 i ICD-10, slaganfall som I60–I69 och andra cirkulationssjukdomar som alla andra koder under I00–I99.↩

Mätta(de) svenskar

SBU har idag presenterat en litteraturöversikt om mat vid fetma. Det inslag i rapporten som, föga förvånande, blivit mest uppmärksammat i media är att lågkolhydratkost framhålls som den mest effektiva typen av kost för viktnedgång på kort sikt, samtidigt som det uppges att det saknas evidens för att kost av detta slag skulle vara skadlig för hälsan även om den leder till viktnedgång, men att försiktighetsprincipen kan verka ”återhållande på intag av mättat fett vid råd om lågkolhydratkost”, med tanke på att dokumentationen av långsiktiga effekter än så länge är bristfällig (SBU 2013, 50).

Bakgrunden till idén att man bör vara försiktig med just mättat fett framgår av den historiska översikt av rapportens ämne som ges. Denna innehåller mycket annat intressant: den börjar med hänvisningar till figurer som Pythagoras och den indiske kirurgen Sushruta, som uppges ha påvisat ett samband mellan fetma och diabetes redan ca 600 f. Kr. (SBU 2013, 73). Det beskrivs hur ett slankt kroppsideal vann terräng i västvärlden på 1800-talet, och hur badrumsvågen kom i USA på 1910-talet (kanske f.ö. vid ungefär samma period som folk i rika länder började ha febertermometrar hemma, som jag diskuterade här den 1 september¹). Men sedan framhålls hur befolkningar i Nordamerika och Europa åtminstone sedan 1970-talet av myndigheter och professionella organisationer blivit rådda till lågt intag av framför allt mättat fett, vilket i stor utsträckning varit baserat på observationer av korrelationer på befolkningsnivå mellan ”intag av mättade fetter, kolesterolnivåerna och risken för hjärt-kärlsjukdom” (SBU 2013, 77).

Ja, i den rika världen har det de senaste decennierna skett en kraftig nedgång av åldersspecifika dödstal i bl.a. kranskärlssjukdom, och i t.ex. Sverige har det satts i samband med en relativt stark nedgång av befolkningens kolesterolnivåer: i en studie publicerad 2009 uppskattas att en minskning av genomsnittligt totalkolesterol från 6,15 till 5,51 mmol/l perioden 1986–2002 kan förklara ca 40 procent av dödlighetsminskningen i kranskärlssjukdom bland svenskar under 85 år samma period (Björck och andra 2009). Den aktuella rapporten innehåller i sig inget specifikt om förändringar i kostvanor, men trenden där lägre kolesterol åtföljs av reducerad kranskärlsdödlighet har i media beskrivits som en folkhälsoförbättring orsakad av ett förändrat kostmönster i enlighet med officiella kostråd till allmänheten (som innehållit de komponenter som nämndes i slutet av förra stycket), samtidigt som andra (speciellt förespråkare för lågkolhydratkost) sett dessa kostråd som en viktig bidragande orsak till ökad övervikt i befolkningen.

En premiss för den första av dessa ståndpunkter är att stora delar av befolkningen lyckats följa kostråden hyggligt väl, åtminstone när det det gäller de delar som handlar om mättat fett, vilket är ett antagande som ofta baserats på trender när det gäller enskilda fettkällor (se t.ex. intervju med en företrädare för Socialstyrelsen i slutet av förra året (Eriksson 2012), eller referat av diskussion i SVT våren 2009 (Eenfeldt 2009)). I ett SVT-inslag om SBU-rapporten säger forskaren Mai-Lis Hellénius nu i kväll, samtidigt som hon framhåller att lågkolhydratkost baserad på omättade fetter kan vara passande för många av hennes patienter, att råd om att dra ned på fett var relevanta på 80-talet, eftersom ”svenskar i gemen” då åt ”mycket mer fett” än idag (Fernholm, Atterfall, och Heijne 2013).

I mitt inlägg här den 1 februari 2012 visade jag dock på att det inte skett någon tydlig förändring i energiandelen totalfett eller fördelningen mellan vegetabiliska och animaliska fetter i Sverige de senaste årtiondena, utifrån vilket man kan ifrågasätta just denna förutsättning för diskussionen. Andelen mättat fett i svenskarnas kost är något som inte kan härledas direkt ur födotillgångsstatistik från Jordbruksverket eller FAO: om ordentliga uppskattningar av intaget av mättat fett ingått i den officiella statistiken, som är fallet i t.ex. USA (Gerrior, Bente, och Hiza 2004), hade det kanske inte förekommit spekulationer av den typ som nämnts ovan. I förra inlägget visade jag dock några exempel på sådana uppskattningar från andra typer av källor. Hur står sig idén att kostråden fått dramatiskt (positivt) genomslag när det gäller folkhälsan i relation till dessa?

I en översiktsartikel från 2009 återges bl.a. en formel från Ancel Keys, som är avsedd att användas för att beräkna förändringar av totalkolesterol i en befolkning utifrån förändringar av intag av olika typer av fett samt kolesterol: (Sanders 2009). är förändringen i serumkolesterol i mg/dl (mmol/l fås genom att dela med 38,5), är förändringen i energiprocentenheter mättat fett (bortsett från stearinsyra, som inte tycks höja kolesterolnivåerna), är förändringen i energiprocentenheter fleromättat fett och är förändringen i mg kolesterol/1000 kcal.

Om vi, vilket kan vara rimligt utifrån de uppskattningar av intag under 80- och 90-talet som redovisas tabellen i förra inlägget, räknar med att det mättade fettet minskat med 2,5 energiprocentenheter under den period som berörs av (Björck och andra 2009), och att 30 procent av intaget av mättat fett utgjorts av stearinsyra (andelar som rapporteras för USA är i den storleksordningen (Gerrior, Bente, och Hiza 2004, 65)), skulle det, enligt ovanstående formel, ensamt ge en kolesterolsänkning med ca 0,10 mmol/l. Om vi tänker oss att det dessutom skett en motsvarande ökning av energiandelen fleromättat fett, blir minskningen 0,17 mmol/l. De minskningar med 0,64 mmol/l som rapporteras i (Björck och andra 2009) tycks alltså, om Keys ekvation är tillämplig på den svenska befolkningen, i stor utsträckning vara relaterade till andra faktorer än minskat intag av mättat fett, eller byte av mättat fett mot fleromättat. Intaget av industriella transfetter har minskat under perioden, som jag skrev om i förra inlägget, men det räcker kanske inte heller som förklaring till kolesterolsänkningen. Av (Björck och andra 2009) framgår att läkemedelsbehandling omöjligt kan ha fått så stort genomslag i befolkningen under perioden. Kanske handlar det om andra kostfaktorer, eller om okända biologiska faktorer, som kan vara primärt relaterade till födelsekohort snarare än tidsperiod: jag har skrivit litet om sådana hypoteser här tidigare, t.ex. den 14 december 2011.

Referenser

Björck, Lena, och andra. 2009. ”Modelling the decreasing coronary heart disease mortality in Sweden between 1986 and 2002”. European Heart Journal 30. http://dx.doi.org/10.1093/eurheartj/ehn554.

Eenfeldt, Andreas. 2009. ”Rapport skräms om fett”. Kostdoktorn (15 mars). http://www.kostdoktorn.se/rapport-skrams-om-fett.

Eriksson, Markus. 2012. ”Bättre vård och hälsa – färre dör i akut hjärtinfarkt”. Sveriges Radio Ekot (30 december). http://sverigesradio.se/sida/artikel.aspx?programid=83&artikel=5394674.

Fernholm, Ann, Malin Atterfall, och Thomas von Heijne. 2013. ”LCHF bäst för snabb viktnedgång”. SVT Vetenskap (23 september). http://www.svt.se/nyheter/vetenskap/ny-rapport-om-mat-vid-fetma.

Gerrior, Shirley, Lisa Bente, och Hazel Hiza. 2004. Nutrient Content of the U.S. Food Supply, 1909–2000. Center for Nutrition Policy and Promotion, U.S. Department of Agriculture . http://www.cnpp.usda.gov/Publications/FoodSupply/FoodSupply1909-2000.pdf.

SBU. 2013. Mat vid fetma. SBU. http://www.sbu.se/sv/Publicerat/Gul/Mat-vid-fetma-/.

Sanders, T.A.B. 2009. ”Fat and Fatty Acid Intake and Metabolic Effects in the Human Body”. Annals of Nutrition and Metabolism 55. http://dx.doi.org/10.1159/000229001.

T. Eaton Co. 1918. Fall and Winter Catalogue 1918–19. http://www.collectionscanada.gc.ca/mailorder/029006-101.03-e.php?brws=2.

---

1. I en sökbar samling av gamla postorderkataloger från Kanada går det att hitta exempel från 1918, där febertermometrar markandsförs på ett sätt som tydligt riktar sig till hemmen: de ”may even warn you of serious illness” och ”will be found most useful” där det finns barn (T. Eaton Co 1918, 328).↩

Fördelar med danska wienerbröd

SvD har tagit upp frågan om transfetter i mat som säljs i Sverige: framför allt verkar det finns höga halter i vissa importvaror som finns i svenska butiker (Ennart 2013). I vissa andra länder, t.ex. Danmark finns förbud i lagen mot att sälja varor där transfett utgör mer än 2 procent av det totala fettet, men den svenska regeringen verkställer inte riksdagsbeslut om att införa liknande lagstiftning här. Transfetter är säkerligen ett reellt problem, men det finns ett par konstigheter i SvD:s artiklar.

I en faktaruta med rubriken ”VAD ÄR TRANSFETT?” ges förklaringen: ”Vegetabiliskt, omättat, fett som får en fastare konsistens och längre hållbarhet genom att mättas på konstgjord väg.” Men att en fettsyra är en transfettsyra handlar bara om hur dess dubbelbindningar mellan kolatomer ser ut. Transfetter behöver inte vara vegetabiliska: det finns små mängder transfettsyror i en del animaliska fetter, men de skiljer sig från de industriella transfetterna, och det är oklart om de har liknande skadliga effekter. Däremot måste transfett vara omättat, eftersom mättat fett inte innehåller dubbelbindningar, men när omättade fettsyror härdas för att bli mättade kommer det resulterande fettet att innehålla en del transfettsyror, om härdningen inte är fullständig.

Det nämns också att en Harvardstudie från 2007 visat att ”200 000 dödsfall på grund av hjärtinfarkt skulle kunna undvikas i USA varje år om transfettet försvann helt”. Man kan undra hur det skulle gå till: amerikansk statistik (tillgänglig via (WHO)) från t.ex. 2004 (som bör ha hört till den senaste tillgängliga 2007) visar att det totalt dog 73 907 kvinnor och 82 909 män av akut hjärtinfarkt (ICD-10: I21–I22) i USA. En studie publicerad 2009, av forskare från Harvard School of Public Health, visar dock på att högt intag av transfett kunde tillskrivas 82 000 dödsfall i USA 2005, och de hade då räknat med att mortalitet i kranskärlssjukdom är det som påverkas av transfett (Danaei och andra 2009).

Intaget av transfett i Sverige och andra västländer har av allt att döma ändå minskat kraftigt de senaste decennierna, genom att t.ex. stora tillverkare slutat med partiell härdning av hushållsmargarin, och den totala konsumtionen av hårt margarin (som varit en viktig källa till både transfett och mättat fett) minskat till förmån för mindre processade oljor (Jordbruksverket 2013). Under lång tid har dock intresset för att kvantifiera konsumtionen varit större när det gäller mättat fett än transfett. Den 1 februari 2012 visade jag här på att det inte skett några stora förändringar när det gäller total energiandel fett eller kvoten mellan vegetabiliskt och animaliskt fett i Sverige sedan 1970-talet. Detta bygger på födotillgångsdata från FAO, och fördelningen mellan olika fettsyror kan inte härledas enbart från dessa. Det har dock gjorts en del uppskattningar av energiandelen mättat fett i Sverige över tid, som sammanfattas i nedanstående tabell (notera dock att det är olika källor, som kan skilja sig åt när det gäller metodologi):

Period	Energiandel %	Källa
1947–49	15,7	(Masironi 1970)1
1960–62	14,5	(Masironi 1970)1
1980	17	(SBU och Folkhälsoinstitutet 1997, 46–47)
1989 (kvinnor)	16,5	(Becker och Pearson 2002, 186)
1989 (män)	16,8	(Becker och Pearson 2002, 186)
1992	15	(SBU och Folkhälsoinstitutet 1997, 46–47)
1997–98 (kvinnor)	14,2	(Becker och Pearson 2002, 186)
1997–98 (män)	14,6	(Becker och Pearson 2002, 186)
2010–11 (kvinnor)	13,1	(Amcoff 2012, 75)
2010–11 (män)	13,0	(Amcoff 2012, 75)

Det tycks inte ha skett några dramatiska förändringar i energiandelen mättat fett i Sverige de senaste 50 åren, jämförbara med de skillnader mellan olika befolkningar som finns i t.ex. (Masironi 1970), där variationsområdet är 3,2–19,2 energiprocent för 1960–62 och 1,1–18,2 energiprocent för 1947–49, men det verkar ändå ha skett en minskning med några procentenheter under kanske framför allt 90-talet, och förmodligen har den gått hand i hand med en minskning av transfetter, av de skäl som nämns ovan.

Referenser

Amcoff, Elisabet. 2012. Riksmaten vuxna 2010–11. Livsmedelsverket. http://www.slv.se/upload/dokument/rapporter/mat_naring/2012/riksmaten_2010_2011.pdf.

Becker, Wulf, och Monika Pearson. 2002. Riksmaten 1997–98. Livsmedelsverket. http://www.slv.se/upload/dokument/rapporter/kostundersokningar/riksmat.pdf.

Danaei, Goodarz, och andra. 2009. ”The Preventable Causes of Death in the United States: Comparative Risk Assessment of Dietary, Lifestyle, and Metabolic Risk Factors ”. PLoS Medicine 6. http://dx.doi.org/10.1371/journal.pmed.1000058.

Ennart, Henrik. 2013. ”Svenska butiker i transfett-topp”. Svenska Dagbladet (20 september). http://www.svd.se/nyheter/inrikes/det-nya-transfettlarmet_8536590.svd?sidan=6.

Jordbruksverket. 2013. Livsmedelskonsumtion och näringsinnehåll: Uppgifter t.o.m. 2011. Jordbruksverket. http://www.jordbruksverket.se/webdav/files/SJV/Amnesomraden/Statistik%2C%20fakta/Livsmedel/Statistikrapport2013_4/201304._ikortadrag.htm.

Masironi, Roberto. 1970. ”Dietary factors and coronary heart disease”. Bulletin of the World Health Organization 42. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC2427508/.

SBU, och Folkhälsoinstitutet. 1997. Att förebygga sjukdom i hjärta och kärl genom befolkningsinriktade program. SBU. http://www.sbu.se/sv/Publicerat/Gul/Att-forebygga-sjukdom-i-hjarta-och-karl-genom-befolkningsinriktade-program/.

WHO. ”WHO Mortality Database”. http://www.who.int/healthinfo/mortality_data/en/index.html.

---

1. Anges felaktigt som ”[u]nsaturated” i tabell 1.↩

Feberskräcken

Den 17 juli 2011 ställde jag mig här frågan hur just feber kommit att betraktas som uteslutningskriterium när det gäller krävande fysisk aktivitet, när man inte anser att symptomatisk infektion i luftvägarna i sig är det. Men man kan också fråga sig hur feber rent allmänt kommit att tillmätas en sådan vikt som hälsomått som görs i t.ex. vårt samhälle. I den engelskspråkiga litteraturen finns åtminstone sedan 1980 termen ”fever phobia”, som beteckning på en tendens hos föräldrar att oroa sig överdrivet mycket över måttlig feber bland barn (Schmitt 1980). Moderna läkare tenderar att söka motverka detta och förespråka en avslappnad attityd till feber hos barn. Ett exempel på detta ses i ett inlägg från i år skrivet av en svensk barnläkare (Chrapkowska 2013). Hon påtalar bl.a. att det inte är nödvändigt att ge febernedsättande om barnet inte har smärtor eller är allmänpåverkat, och att man bör mäta temperaturen på barn så sällan som möjligt, dels därför att barnen ogillar det, dels därför att man genom att känna på barnen brukar kunna avgöra om de har ordentlig feber eller inte.

En implikation av detta, att den uppfattning om barnens temperatur man kan få genom att känna på dem är tillräcklig, är att det inte finns goda medicinska skäl att känna till exakt temperatur hos sjuka barn som vårdas hemma – precis som Maria i Hans-Eric Hellbergs Mariaböcker, som jag skrev om här den 20 maj, misstänkte: i tredje boken finns en episod där det skildras hur hon dels tycker illa om att få sin temperatur mätt när hon är förkyld, dels reflekterar över att hon inte förstår vad det skall tjäna för syfte (Hellberg 2013 [1971], 47). Utifrån detta kan man börja undra varför febertermometern överhuvudtaget uppfanns, eller åtminstone hur det kommit sig att den blivit något som alla skall ha i hemmet. Är det ännu ett exempel på ett konstlat ”behov” av en produkt, som det vimlar av i kapitalistiska ekonomier?

Ja, en del föreställningar som kan ligga till grund för en motivation att minutiöst kontrollera temperaturen hos sjuka är exempel på missförstånd, som nämns i litteraturen kring ”fever phobia”, t.ex. att temperaturökningen vid feber i sig kan orsaka bestående skador eller till och med död hos en allmänt robust person. Kanske har sådana uppfattningar sina rötter i att man inte greppat skillnaden mellan feber (en kontrollerad immunologisk reaktion) och s.k. hypertermi (potentiellt farlig okontrollerad temperaturökning av yttre orsaker, t.ex. hårt muskelarbete i hög omgivningstemperatur och luftfuktighet). När man pratar om hotet från global uppvärmning borde man inte, som ofta görs, säga ”Jorden har feber”, eftersom det, även om det förstås är avsett som en metafor, kan bidra till ökad förvirring kring just den distinktionen: när det gäller den globala uppvärmningen är det själva temperaturökningen som är det huvudsakliga problemet.

En annan aspekt är dock att vi i moderna rika samhällen kan kosta på oss en avslappnad attityd till feber därför att vi inte har många infektioner som är farliga för tidigare friska personer. Bruket att mäta temperaturen på sjuka uppstod i en samhällsmiljö med ett, milt uttryckt, annorlunda sjukdomsmönster. Det var under andra halvan av 1800-talet som man dels fick tillgång till maximumtermometrar, som gjorde mätningen någorlunda smidig, dels fastställde människans normala temperatur med hjälp av omfattande mätserier av forskare som Wunderlich. På den tiden var folk befogat rädda för dels smittsamma kroniska infektioner, i synnerhet tuberkulos, som ofta utmärks av långvarig, låggradig feber, dels allvarliga akuta infektioner, t.ex. mässling, som förr inte bara var vanligare i västvärlden jämfört med idag, utan också allvarligare, delvis till följd av sämre möjligheter att behandla komplikationer.

Ett slående exempel på äldre tiders attityder när det gäller feber och prevention av den senare typen av infektioner ges i en artikel av läkaren J.H.P. Paton, publicerad i BMJ 1932 (Paton 1932). Paton kritiserar uppfattningen att normal temperatur hos människan ligger kring 98,4 °F ( ≈ 36,9 °C). Han grundar sin kritik på observationer av flickor på internatskola i åldern 14–17 år, och han påpekar att de inte utan vidare kan generaliseras till pojkar eller till andra åldersgrupper. Vad han noterat är att flickor i den åldern normalt har en temperatur i munnen som ligger närmare 97,4 °F ( ≈ 36,3 °C) än 98,4 °F (de undvek att mäta inom en halvtimme efter måltid och inom en timme efter idrottsutövning), och att om temperaturen går upp till det senare värdet, är det generellt tecken på en pågående sjukdomsprocess. Den kan förstås vara bagatellartad, men Paton menar att det vid mässling ofta inträffar en lätt temperaturstegring någon dag innan mer utpräglade symptom visar sig.

Han ger dels exempel där man nonchalerat temperaturer omkring 98,4 °F och det, enligt Paton, resulterat i mässlingsutbrott, dels exempel där man isolerat 40 flickor som haft sådana temperaturer i början av vårterminen, och där 4 av dessa utvecklade mässling, men inga ytterligare mässlingsfall inträffade på skolan under återstoden av terminen, eftersom man isolerade smittkällorna i tid. Ett sådant hårdnackat förhållningssätt kan måhända vara berättigat i en kontext där sjukdomar som mässling utgör ett allvarligt hälsohot, men det kan tänkas att delar av det levt kvar in i våra dagar, trots en kraftigt förändrad hälsosituation, och att det resulterar i att föräldrar blir utskällda av sjukvårdspersonal för att de inte mäter temperaturen på sina sjuka barn regelbundet, som en del av kommentarerna till (Chrapkowska 2013) vittnar om.

Givetvis finns det smittsamma sjukdomar som utgör ett allvarligt hot mot vissa grupper även i dagens Sverige: framför allt orsakar säsongsinfluensa en betydande överdödlighet bland äldre och kroniskt sjuka. Dessa grupper svarar ofta dåligt på vaccin; personalen som vårdar dem kan vaccinera sig, men det ger inte heller ett fullständigt skydd mot influensa och inget skydd alls mot andra luftvägsvirus, som ofta cirkulerar parallellt med influensan och också kan vara riskabla för sköra personer.

En intressant fråga är om det Paton säger om mässling även gäller influensa och andra typer av febrila virusinfektioner i luftvägarna, om de ger upphov till lätt temperaturförhöjning någon dag innan de mer svårartade symptomen börjar (av de 40 flickor som isolerades i Patons exempel var det hälften som sedan visade sig lida av ”febrile colds”). I så fall vore det kanske möjligt att reducera dödlighet relaterad till influensa om personer som arbetar med sköra individer, inom t.ex. äldreomsorgen, under perioder med hög aktivitet av influensaliknande sjukdom i samhället kontrollerade sin temperatur och höll sig borta från arbetet bara den var t.ex 0,5 °C högre än normalt och det inte fanns någon uppenbar förklaring. Men även om man kunde visa den potentiella nyttan av en sådan praxis, ter den sig knappast realistisk, så länge vi inte kan ta bort karensdagen och förändra dagens personalsituation inom vården.

Referenser

Chrapkowska, Cecilia. 2013. ”Hjälp! Mitt barn har över 40 graders feber!”. Barnakuten.nu (3 februari). http://www.barnakuten.nu/barnsjukdomar/hjalp-mitt-barn-har-over-40-graders-feber/.

Hellberg, Hans-Eric. 2013 [1971]. Maria, Maria, Maria [Jag är Maria jag]. Dejavu.

Paton, J.H.P. 1932. ”The mean temperature of healthy girls”. BMJ 2. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/pmid/20776970/.

Schmitt, B.D. 1980. ”Fever phobia: misconceptions of parents about fevers”. American journal of diseases of children 134. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/7352443.

Piller mot immunitet?

I ett par inlägg här den 1 oktober och 5 oktober 2012 diskuterade jag rapporter om könsskillnader i antibiotikabruk i Sverige. Kvinnor får, i befolkningen i stort, antibiotika i större utsträckning än män (även antibiotika som inte ges för urinvägsinfektioner, där det finns en välkänd kvinnlig överrisk), men könsskillnadernas storlek varierar med åldern, och den kvinnliga överrisken är störst bland unga vuxna. Någon uppenbar förklaring till dessa mönster finns inte, men jag tog upp några tänkbara hypoteser. En intressant fråga är i vilken mån könsmönstret för antibiotikaanvändning stämmer överens med könsmönster för andra mått på infektionsbörda, som frekvens av sjukhusvård och dödlighet i infektioner. Jag visade här den 22 juli 2010 på att könskvoten av frekvens av slutenvård för olika grupper av infektionsrelaterade diagnoser varierar med åldern. Kvinnor vårdas oftare på sjukhus för infektioner bland ungdomar och yngre vuxna, men män vårdas oftare bland äldre, och små pojkar vårdas något oftare än små flickor, vilket är i linje med trenderna för antibiotikabruk.

Om vi ser till mortaliteten i diagnoser som hör till kapitel I i ICD-10 (koderna A00–B99, som inkluderar de flesta typer av infektioner men utesluter t.ex. luft- och urinvägsinfektioner och infektioner relaterade till graviditet och förlossning), är t.ex. de åldersstandardiserade dödstalen för den svenska befolkningen som helhet 2012, som redovisas i (Socialstyrelsen 2013), högre för män (27, 4 / 10⁵) än för kvinnor (17, 9 / 10⁵). Dessa förhållanden återspeglar i första hand mönstret för dödstal i äldre åldersgrupper: de flesta som dör av infektioner i dagens Sverige är äldre människor, vilket hänger samman med åldersrelaterad skörhet. Andelen dödsfall bland unga vuxna är så få att det knappast går att meningsfullt studera trender för enskilda år, då det lätt uppstår tillfälliga variationer. Nedanstående diagram visar emellertid kvoten mellan genomsnittliga dödstal i infektioner bland kvinnor och män för tioårsperioden 2003–12 för dels infektioner från kapitel I, dels luftvägsinfektioner (ICD-10: J00–J22, rådata för antal dödsfall tillgängliga via (Socialstyrelsen) och för folkmängd via (SCB), eller (WHO) fram till 2010). Dödstalen i andra typer av lokaliserade infektioner än luftvägsinfektioner utanför kapitel I är låga i Sverige och har inte inkluderats.

Diagrammet (klicka för förstoring) visar kvoten mellan genomsnittliga dödstal i olika infektionsdiagnoser för kvinnor och män åren 2003–12 i olika åldersgrupper (se huvudtext för källhänvisning och förklaring).

Vi ser att pojkar i åldersgrupperna under 15 år har högre dödstal än jämnåriga flickor. Män mellan 35 och 60 år ungefär så dubbelt så höga dödstal, och män över 60 år ca 50 procent högre dödstal, jämfört med kvinnor i motsvarande åldersgrupper. När det gäller luftvägsinfektioner har män ungefär dubbelt så höga dödstal som kvinnor i de flesta åldersgrupper bland vuxna. Bland unga mellan 15 och 30 år finns det emellertid en kvinnlig överdödlighet i kapitel I-infektioner, vilket överensstämmer med det som nämnts ovan – att dessa åldersgrupper utmärks av att den kvinnliga överrisken för antibiotikabehandling är som störst, och att det inom dem även finns en kvinnlig överrisk att vårdas på sjukhus för infektioner.

Den manliga överdödligheten i infektioner i medelåldern tycks till stor del vara relaterad till vissa riskbeteenden: av 107 dödsfall bland män i åldersgruppen 45–64 år med kapitel I-infektioner som underliggande dödsorsak i Sverige 2012 hänfördes 29 till virushepatit (de flesta fallen av dödlig virushepatit i dagens Sverige är kronisk hepatit C, som ofta hänger samman med intravenöst missbruk) och 9 till HIV. Bland kvinnor i motsvarande åldersgrupp var det 9 av 48 kapitel I-infektionsdödsfall som tillskrevs virushepatit; inget dödsfall tillskrevs HIV. Divergerande trender för dödstal i infektioner och antibiotikauttag (där det finns en, om än successivt avtagande, kvinnlig överrisk högt upp i åldrarna) efter 35 års ålder skulle då kunna förklaras av att vissa allvarliga men relativt ovanliga infektioner är vanligare bland män, samtidigt som mer ”vardagliga” infektioner, som står för den mesta antibiotikaförbrukningen, är vanligare bland kvinnor. Ökad åldersspecifik prevalens bland män av vissa kroniska sjukdomar, som diabetes och hjärtsjukdomar, som kan medföra både ökad infektionsrisk och försämrad överlevnad vid infektioner, kan också påverka den manliga överdödligheten bland medelålders och äldre. De divergerande trenderna för könsskillnader i dödstal i luftvägsinfektioner och kapitel I-infektioner i yngre åldrar är inte lätta att förklara. När det gäller sjukhusvård framträder ingen manlig överrisk för luftvägsinfektioner i dessa åldersgrupper, snarare tvärtom (se inlägget den 22 juli 2010). Dödsfallen i luftvägsgruppen utgörs till största delen av lunginflammation, och detta betraktas ofta som en suspekt underliggande dödsorsak bland yngre, då det ofta är en komplikation till andra tillstånd. Siffrorna bör nog därför tolkas med försiktighet.

Att flera olika sätt att mäta infektionssjuklighet visar på ökad relativ frekvens bland kvinnor i 15–30-årsåldern tyder på att det finns en verkligt ökad infektionsbörda bland kvinnor i dessa åldrar i dagens Sverige jämfört med jämnåriga män, men någon uppenbar förklaring finns som sagt inte. Kvinnor kan vara utsatta för ökad infektionsrisk i samband med graviditet och barnafödande (även om dessa sagt inte skall registreras i kapitel I) och genom kontakt med småbarn, men det stämmer dåligt överens med det aktuella åldersmönstret (det föddes fler barn i Sverige 2012 med mammor i åldersgruppen 40–44 år än med mammor i åldersgruppen 15–19 år, också i relation till antalet kvinnor i de olika åldersgrupperna (SCB)).

Jag nämnde här den 1 oktober 2012 kort förklaringar i termer av hormonella faktorer – det finns mindre studier som visar på lägre aktivitet av naturliga mördarceller, en viktig komponent i infektionsförsvaret, bland unga kvinnor än bland unga män, och på att p-pilleranvändning kan ha en ytterligare hämmande effekt på dessa, och också är förenad med ökad frekvens av infektioner (Scanlan och andra 1995; Yovel och andra 2001). P-pilleranvändningen är också som högst i åldersgrupperna mellan 15 och 30 år (se nedanstående diagram; rådata från (Socialstyrelsen)). Om p-piller bidrar till ökad frekvens av infektioner bland unga kvinnor är det förstås allvarligt, samtidigt som det skulle vara en bieffekt som torde vara lätt att förbise, eftersom infektioner är vanligt förekommande i befolkningen i stort och kanske inte förknippas med dessa piller. Eftersom Socialstyrelsens register innehåller data på individnivå, med personnummer, över sjukhusvård och läkemedelsuttag i Sverige borde det samtidigt vara tekniskt enkelt att organisera en forskningsstudie, som kunde visa i vilken mån det är de flickor/kvinnor som äter p-piller som också står för de kvinnliga överriskerna för t.ex. antibiotikaanvändning och sjukhusvård för infektioner bland ungdomar och yngre vuxna.

Diagrammet (klicka för förstoring) visar uttag av antikonceptionella medel för systemiskt bruk (ATC G03A) bland kvinnor i olika åldrar i Sverige 2012, på vänster axel antal patienter/1000 invånare, på höger axel antal dygnsdoser (DDD)/1000 invånare (se huvudtext för källhänvisning).

Referenser

SCB. ”SCB Befolkningsstatistik, Tabeller och diagram”. http://www.scb.se/Pages/ProductTables____25795.aspx.

Scanlan, James, och andra. 1995. ”Natural killer cell activity is reduced in association with oral contraceptive use”. Psychoneuroendocrinology 20. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/7777656.

Socialstyrelsen. 2013. Dödsorsaker 2012. Socialstyrelsen. http://www.socialstyrelsen.se/publikationer2013/2013-8-6.

———. ”Statistikdatabas för dödsorsaker”. http://www.socialstyrelsen.se/statistik/statistikdatabas/dodsorsaker.

———. ”Statistikdatabas för läkemedel”. http://www.socialstyrelsen.se/statistik/statistikdatabas/lakemedel.

WHO. ”WHO Mortality Database”. http://www.who.int/healthinfo/mortality_data/en/index.html.

Yovel, Galit, och andra. 2001. ”The effects of sex, menstrual cycle, and oral contraceptives on the number and activity of natural killer cells”. Gynecologic oncology 81. http://www.ncbi.nlm.nih.gov/pubmed/11330959.

Dåligt inflytande

I dag offentliggjordes statistiken över dödsorsaker i Sverige 2012; den finns som vanligt tillgänglig dels som pdf-rapport (Socialstyrelsen 2013a), dels via Socialstyrelens statistikdatabaser (Socialstyrelsen). Som jag påpekade här den 20 februari sjönk den förväntade livslängden bland kvinnor något 2012 jämfört med 2011. Jag antog att detta till stor del hänger samman med den höga aktiviteten av influensa A(H3N2) under de första månaderna av 2012. I rapporten påpekar Socialstyrelsen en något ökad dödlighet i lunginflammation jämfört med 2011, men hänvisar till att de, för att snabba upp produktionen av statistiken, i mindre utsträckning än tidigare begär in dödsorsaksintyg för att få uppgifter om bakomliggande orsaker till lunginflammation; detta inleddes redan vid produktionen av 2011 års statistik, men det uppges ha fått ”fullt genomslag” först i och med statistiken för 2012 (Socialstyrelsen 2013a, 46).

Detta borde emellertid leda till minskad kvot mellan antalet personer med lunginflammation nämnd på dödsorsaksintyget och antalet personer med denna som underliggande dödsorsak (som kanske hade fått annan dödsorsak angiven som underliggande om kompletterande uppgifter begärts). Men från 2011 (Socialstyrelsen 2013b) till 2012 ökade antalet kvinnor med influensa eller lunginflammation (den kategori som används i tabell 6A och 6B över nämnda dödsorsaker) på dödsorsaksintyget från 4329 till 4861, och kvoten förblev oförändrad (4,2). Inte heller bland män sjönk kvoten: den låg på 5,1 både 2011 och 2012. Kategorin inkluderar för 2012, till skillnad från 2011, även J09, som är en kod som används för nya influensor som A(H1N1)pdm09, men det torde inte ha någon större betydelse, då aktiviteten av denna var låg 2012, och den enbart tillskrevs ett dödsfall som underliggande dödsorsak. Det verkar alltså som om den ökade dödligheten i lunginflammation från 2011 till 2012 till stor del är verklig; sannolikt beror den just på influensaaktiviteten i början av 2012.

Dödstalen i cirkulationssjukdomar visade på en svagare minskning från 2011 till 2012 än de flesta tidigare år under 2000-talet, och det är möjligt att influensan inverkade ogynnsamt även på dessa (ett samband jag diskuterade i mitt inlägg här den 20 januari 2011), vilket kan ha bromsat den sjunkande trenden. Dödstalen i demens som underliggande dödsorsaker har länge varit på uppåtgående, men 2012 var ökningen något brantare än vanligt. Också detta kan till en del bero på influensaaktiviteten, då det är välkänt att lunginflammation, som i sin tur kan hänga samman med säsongsinfluensa, är en vanlig bidragande dödsorsak bland dementa äldre. Som jag diskuterade här den 3 augusti 2012 varierar andelen som får demens rapporterad som underliggande dödsorsak kraftigt mellan Sveriges landsting, också om man studerar specifika åldersgrupper. Det finns en klar negativ korrelation mellan andelen med demens och andelen med cirkulationssjukdom, och variationsområdet för dessa båda tillstånd är ungefär lika stort bland personer över 85 år (den översta åldersgruppen tillgänglig via gränssnittet till (Socialstyrelsen)). Sannolikt har variationerna till en betydande del sin grund i olika sätt att rapportera dödsorsaker bland äldre.

Nedanstående diagram, som konstruerats med hjälp av R (R Development Core Team och R Foundation for Statistical Computing 2013), visar dessa trender för 2012. Cirkulationssjukdom motsvarar koderna I00–I99 ICD-10, och demens har jag, liksom i inlägget den 3 augusti 2012 definierat som unionen av s.k. organiska psykiska störningar (ICD-10 F00–F09), vilket bl.a. innefattar vaskulär och ospecificerad demens, och en grupp neurodegenerativa sjukdomar (ICD-10 G30–G32), som till största delen utgörs av Alzheimers sjukdom. Vi kan bl.a. lägga märke till att det, liksom tidigare år, är en påfallande hög andel av dödsfallen bland gamla i Västerbotten som tillskrivs demens.

Diagrammen (klicka för förstoring) visar andelen dödsfall i demens och cirkulationssjukdomar bland kvinnor och män 85 år och äldre i Sveriges län 2012 (se huvudtext för källhänvisning och förklaring).

Länsbokstäver: AB: Stockholms län, C: Uppsala län, D: Södermanlands län, E: Östergötlands län, F: Jönköpings län, G: Kronobergs län, H: Kalmar län, I: Gotlands län, K: Blekinge län, M: Skåne län, N: Hallands län, O: Västra Götalands län, S: Värmlands län, T: Örebro län, U: Västmanlands län, W: Dalarnas län, X: Gävleborgs län, Y: Västernorrlands län, Z: Jämtlands län, AC: Västerbottens län, BD: Norrbottens län

Referenser

R Development Core Team, och R Foundation for Statistical Computing. 2013. R: : A Language and Environment for Statistical Computing. Wien. http://www.R-project.org/.

Socialstyrelsen. 2013a. Dödsorsaker 2012. Socialstyrelsen. http://www.socialstyrelsen.se/publikationer2013/2013-8-6.

———. 2013b. Dödsorsaker 2011. Socialstyrelsen. http://www.socialstyrelsen.se/publikationer2013/2013-2-30.

———. ”Statistikdatabaser – Dödsorsaksstatistik”. http://192.137.163.49/sdb/dor/val.aspx.

Sjuk muskel

Forskargruppen från Göteborg som levererade nyheten om ökning av hjärninfarkter bland unga vuxna, som jag diskuterade i förra och förrförra inlägget här, har lanserat ännu en nyhet om en negativ hälsotrend bland yngre svenskar: i detta fall är det insjuknande i hjärtsvikt som ökat (Hansson 2013). Precis som hjärninfarkterna har detta tillstånd minskat sedan slutet av 90-talet bland svenskar över 45 år, men i åldersgruppen 18–34 år har det skett en 50-procentig ökning, och i åldersgruppen 35–44 år en 43-procentig ökning, för perioden 2002–06 jämfört med 1987–91. En rapport finns publicerad i European Heart Journal (Barasa och andra 2013). Hjärtsvikt är en funktionell diagnos, där de bakomliggande orsakerna kan variera, och det ser ut som ökningen bland yngre framför allt kan tillskrivas kardiomyopati (hjärtmuskelsjukdom: termen reserveras i dessa sammanhang för fall som inte beror på andra hjärtsjukdomar, t.ex. kranskärlssjukdom). Av (Barasa och andra 2013) framgår att det skett en ökning av kardiomyopatirelaterad hjärtsvikt även bland äldre, men att det totala insjuknandet ändå minskat. Det beror på att hjärtsvikt beroende på vissa andra orsaker, t.ex. kranskärlssjukdom, som står för en betydligt större andel av fallen bland äldre (i åldersgruppen 18–34 år stod kardiomyopati/kranskärlssjukdom för 108/25 fall av hjärtsvikt perioden 2002–06, jämfört med 2305/41675 fall i åldersgruppen 55–84 år), minskat – både bland yngre och äldre, bortsett från en ökning perioden 1992–96. Ur det perspektivet kan det te sig mindre troligt att det kommer att bli någon kraftig ökning av hjärtsvikt i befolkningen i stort i framtiden, när de födelsekohorter där ökningen observerats kommer upp i åldrarna.

Dessa observationer om heterogenitet i de bakomliggande orsakerna kan för övrigt äga sin giltighet även när det gäller hjärninfarkter. Studier av etiologin bakom hjärninfarkter i olika åldersgrupper visar på att ateroskleros och förmaksflimmer, som är dominerande orsaker till hjärninfarkter bland äldre personer, är förhållandevis ovanliga bland patienter yngre än 50 år (Fromm och andra 2011). Exempel på vanliga orsaker bland yngre är i stället dissektion av halsartärer (sprickor i artärernas innerväggar) och blodproppar från hjärtat av andra orsaker än förmaksflimmer, t.ex. skiljeväggsdefekter, som gör att blodproppar kan passera från vensystemet till artärsystemet. Även om ökningen av hjärninfarkter före 45 års ålder vore robust, vilket jag ifrågasatte i förra inlägget, kanske man därför bör vara försiktig när det gäller att extrapolera till framtida ökningar i högre åldersgrupper. Samtidigt skall det dock erkännas att studier som (Fromm och andra 2011) indikerar att det verkar finnas gemensamma riskfaktorer för hjärninfarkt bland yngre och äldre, t.ex. tobaksrökning.

Uppgifterna om ökning av hjärtsvikt baseras på data över slutenvårdade under perioden 1987–2006. Det övre av diagrammen nedan visar trender för slutenvårdade yngre svenskar perioden 1998–2011 (det tidsintervall som finns tillgängligt via (Socialstyrelsen)) med diagnosen ICD-10 I50 (samma definition av hjärtsvikt som i (Barasa och andra 2013): jag vill dock varna för att de data som är tillgängliga via webbdatabaserna gäller huvuddiagnoser, medan Göteborgsstudien även inkluderade hjärtsvikt som bidiagnos). Vi ser en tendens till fortsatt ökning under 2000-talet bland kvinnor och män i åldersgruppen 20–34 år, men i åldersgruppen 35–44 år syns ingen tydlig sådan trend. I (Hansson 2013) påpekas att det finns risk att hjärtsvikt bland yngre personer felaktigt tolkas som t.ex. ”astma eller luftrörskatarr”, eftersom man inte förväntar sig att en ung person är hjärtsjuk. En förklaring till ökningen skulle då kunna vara att personer som tidigare fått diagnoser av den typen numera diagnostiseras med hjärtsvikt.

Det nedre av diagrammen visar trender för slutenvård för kroniska sjukdomar i luftvägarna, som astma, kronisk luftrörskatarr och KOL (ICD-10: J40–J47) perioden 1998–2011. Här har trenderna generellt varit nedåtgående, i synnerhet under de första åren i perioden. Dessa diagnoser är betydligt vanligare än hjärtsvikt bland svenskar under 45 år, och det är svårt att säga om delar av minskningen beror på att fler i stället diagnostiserats med hjärtsvikt. En stor del av minskningen är sannolikt relaterad till minskad rökning. Det är kanske också hur som helst mindre troligt att sådana förskjutningar i diagnostiken kan förklara ökningen av kardiomyopatirelaterad hjärtsvikt i alla åldersgrupper, därför att hjärtsvikt torde vara en mer närliggande diagnos bland de äldre. Kanske är den rimligaste tolkningen av studiens resultat ändå att det verkligen skett en ökning av hjärtsvikt orsakad av kardiomyopati i alla åldersgrupper. Men frågan är om inte en lämpligare rubrik på pressmeddelandet (Hansson 2013) då vore ”Hjärtsvikt orsakad av kardiomyopati ökar” i stället för ”Risken för hjärtsvikt ökar bland yngre”, eftersom det skulle innebära en ökad fokus på de bakomliggande orsakerna till hälsoproblemen.

Diagrammen (klicka för förstoring) visar genomsnittligt antal slutenvårdade i 5-åriga åldersintervall i åldersgrupperna 20–34 och 35–44 år i relation för folkmängden för hjärtsvikt och kronisk luftvägssjukdom i Sverige 1998–2011 (se huvudtext för källhänvisning och förklaring).

Referenser

Barasa, Anders, och andra. 2013. ”Heart failure in young adults: 20-year trends in hospitalization, aetiology, and case fatality in Sweden”. European Heart Journal (Advance Access). http://dx.doi.org/10.1093/eurheartj/eht278.

Fromm, Annette, och andra. 2011. ”Comparison between Ischemic Stroke Patients <50 Years and ≥50 Years Admitted to a Single Centre: The Bergen Stroke Study”. Stroke Research and Treatment (Advance Access). http://dx.doi.org/10.4061/2011/183256.

Hansson, Ann-Charlotte. 2013. ”Risken för hjärtsvikt ökar bland yngre”. Göteborgs universitet (14 augusti). http://www.sahlgrenska.gu.se/aktuellt/nyheter/Nyheter+Detalj/risken-for-hjartsvikt-okar-bland-yngre.cid1178474.

Socialstyrelsen. ”Statistikdatabas för diagnoser i sluten vård”. http://www.socialstyrelsen.se/statistik/statistikdatabas/diagnoserislutenvard.

Gå över ån

I förra inlägget diskuterade jag rapporteringen kring en studie från Göteborg (en vetenskaplig artikel där resultaten redovisas finns publicerad (Rosengren och andra 2013)), om trender för hjärninfarkt i Sverige. Resultaten har i media framställts som att risken för hela gruppen av slaganfall bland yngre ökat, vilket jag hävdade saknar stöd i den officiella statistiken. Det har dock kommit andra rapporter under året som visat på en ökning av slaganfall bland yngre. I en årsrapport från Socialstyrelsen och Folkhälsoinstitutet om folkhälsa från i våras rapporterades att förstagångsinsjuknandet i slaganfall som grupp ökat i åldersintervallet 35–44 år (Socialstyrelsen och Folkhälsoinstitutet 2013). Förstagångsinsjuknande (som är det som studeras även i Göteborgsstudien) är definierat som sjukhusvård eller död i slaganfall minst sju år efter att man drabbats senast. Det kan strängt taget endast beräknas från 1994, eftersom det rikstäckande slutenvårdsregistret sträcker sig tillbaka till 1987 (i Göteborgsstudien har de dock, för att kunna studera trender från 1987, använt sig av data från 1980, som är tillgängliga för mer än 80 procent av befolkningen). Insjuknandena har ökat mer inom olika utbildningsgrupper än inom åldersgruppen som helhet: det kan inträffa när befolkningen blir mer högutbildad och de lågutbildade går från att vara genomsnittspersoner i fråga om livsvillkor till att vara marginaliserade, samtidigt som de högutbildade går från att vara elit till att vara de nya genomsnittspersonerna.

Vi får hålla i minnet de olika åldersintervall för vilka trenderna redovisats: dels 35–44-åringar i (Socialstyrelsen och Folkhälsoinstitutet 2013), dels 18–44-åringar i Göteborgsstudien, dels 20–49-åringar som grund för mitt påstående om stabil insjuknandetrend, tvärtemot vad som rapporterats i media. Jag valde det åldersintervallet därför att det är det intervall som bäst överensstämmer med Göteborgsstudiens där det gick att direkt beräkna insjuknandetalet via webbgränssnittet i (Socialstyrelsen). Dock finns det där möjlighet att ta fram data över absolut antal incidenta fall i femåriga åldersintervall. Med hjälp av dessa uppgifter, tillsammans med data över medelfolkmängden (tillgängliga via (SCB)) kunde jag sedan beräkna insjuknandetal (antal incidenta fall i förhållande till folkmängden) i femårsintervall från 20–24 till 45–49 år, vilket visas i diagrammen nedan.

Slaganfall definieras hos (Socialstyrelsen) av ICD-9 431, 434 eller 436 eller ICD-10 I61, I63 eller I64. Detta inkluderar hjärnblödning, hjärninfarkt och slaganfall utan specificerad orsak, men exkluderar t.ex. blödning under hjärnhinnor, som annars står för en betydande del av akuta kärlsjukdomar som drabbar centrala nervsystemet bland yngre. Det ges ingen explicit definition av slaganfall i (Socialstyrelsen och Folkhälsoinstitutet 2013), men åldersspecifika siffror för förstagångsfall stämmer med de siffror jag tog fram. I Göteborgsstudien användes samma definition som ovan, exklusive koderna för hjärnblödning (ICD-9 431 och ICD-10 I61).

Diagrammen (klicka för förstoring) visar insjuknande (för perioden 1987–2011) och förstagångsinsjuknande (för perioden 1994–2011) i slaganfall bland kvinnor och män i Sverige i åldersintervall från 20–24 till 45–49 år. Se huvudtexten för förklaring.

Det är svårt att se någon generell tendens till ökning av insjuknande eller förstagångsinsjuknande i slaganfall inom de olika åldersgrupperna. Bland kvinnor i åldersgruppen 40–44 år har det dock skett en ökning av insjuknande och förstagångsinsjuknande under 2000-talet, och bland män i samma åldersgrupp har det skett en ökning av förstagångsinsjuknande under perioden. När det gäller insjuknande i åldersgrupperna under 40 år och förstagångsinsjuknande i åldersgruppen 45–49 år finns det kanske en tendens till ökning de senaste åren jämfört med några år i början av 2000-talet, med ovanligt låga siffror, men inte jämfört med 1990-talet. Insjuknandet i slaganfall ökar förstås kraftigt med stigande ålder. Bland 472 incidenta fall bland kvinnor i åldersgruppen 20–49 år 2011 var det t.ex. 67 som inträffade bland 35–39-åringar, 122 bland 40–44-åringar och 196 bland 45–49-åringar. Gör man en studie av insjuknandet i en grupp där övre åldersgräns är 44 år medför trenderna bland 40–44-åringarna därför att det blir en ökning inom gruppen som helhet, även om det inte skett något ökning inom grupperna under 40 år. Om man även inkluderar åldersgruppen 45–49 år, som jag gjorde i förra inlägget, framträder inte längre någon ökande trend.

Sådana trender inom snäva åldersintervall, där det inträffar relativt få sjukdomsfall, som inte överensstämmer med närliggande åldersintervall, kan vara utslag av tillfälliga avvikelser där det är fåfängt att söka epidemiologiska förklaringar. Det verkar alltså tveksamt om (Socialstyrelsen och Folkhälsoinstitutet 2013) lyckats visa på någon betydelsefull ökning av slaganfall bland yngre. Kanske gick jag också över ån efter vatten när jag i förra inlägget antog att det måste ha skett en minskning av blödningar som kompenserat ökningen av infarkter, som påvisats av forskarna från Göteborg. Tyvärr kan jag inte ens i (Rosengren och andra 2013) hitta någon diskussion kring de ovannämnda robusthetsproblemen, men det framgår att det finns ganska stor osäkerhet i skattningen av insjuknandetrenderna bland 18–44-åringarna för perioden 1987–2010: årlig ökning/95-procentigt kofidensintervall bland kvinnor är 1,6/1,0–2,3 och bland män 1,3/0,8–1,8 procent.

Referenser

Rosengren, Annika, och andra. 2013. ”Twenty-Four-Year Trends in the Incidence of Ischemic Stroke in Sweden From 1987 to 2010”. Stroke 44. http://dx.doi.org/10.1161/STROKEAHA.113.001170.

SCB. ”SCB Befolkningsstatistik, Tabeller och diagram”. http://www.scb.se/Pages/ProductTables____25795.aspx.

Socialstyrelsen. ”Statistikdatabas för stroke”. http://www.socialstyrelsen.se/statistik/statistikdatabas/stroke.

Socialstyrelsen, och Folkhälsoinstitutet. 2013. Folkhälsan i Sverige – Årsrapport 2013. Socialstyrelsen. http://www.socialstyrelsen.se/publikationer2013/2013-3-26.