Многолетний опыт изучения хронобиологических процессов привел к выводу, что циклические процессы, протекающие в отдельно взятом организме, являются популяционно синхронизированной закономерностью. Биологически метаболический синхронизм обусловлен влиянием внешних астрономических, геологических, географических и метеорологических синхронизаторов. Адаптация к ним закреплена на генетическом уровне через системы o’clock и watch генов, регулирующих как метаболический синхронизм отдельных клеток, так и, очевидно, организма в целом. Эта закономерность является основной причиной формирования социального устройства общества (цикличность социальной жизни, производственных процессов и т. п.). Социальная организация обществ в целом осуществляется физически и психически здоровыми людьми. Больные люди, естественно, также вовлечены в процесс социализации, но, поскольку их метаболизм нарушен, у них могут наблюдаться изменения хронобиологических ритмов либо в виде смещения экстремумов, либо их усиления или выравнивания вплоть до полного исчезновения. Ранее мы сообщали [1, 2], что потребление алкоголя является ведущим десинхронизатором как суточного естественного ритма смертей от внезапной сердечной смерти, так и недельного, и цирканнуального, и находится в отрицательной корреляционной связи с влажностью воздуха.

Психические расстройства, являясь по сути многофакторными метаболическими нарушениями, должны сопровождаться закономерными изменениями биологического синхронизма, характерными для популяции больных в целом [3]. Не вызывает сомнений, что острые и стойкие нарушения психики у людей являются одной из основных причин аддиктивного и суицидального поведения. Так, например, нами было выявлено [4], что уровень самоубийств является значимым предиктором болезненности психическими расстройствами на территории республики с доверительной вероятностью 99,7%. Суициды являются значимым социальным фактором, влияющим на статистику продолжительности жизни [5, 6]. Поэтому изучение суицидальной активности и влияющих на нее факторов (алкоголь) представляют значительный интерес, поскольку в конечном итоге может послужить основой для разработки мер профилактики и методик снижения числа суицидов.

Цель данного исследования — изучение влияния алкоголя на хронологические ритмы суицидальной активности пациентов, находящихся под наблюдением у нарколога и психиатра.

Проанализированы акты Республиканского бюро судебно-медицинской экспертизы суицидентов за 1997—2002 гг. по городам Чебоксары и Новочебоксарск. Все суициденты были разделены на две группы в зависимости от наличия или отсутствия алкоголя в биологических жидкостях: в 1-ю группу вошли лица, в крови и/или моче которых алкоголь обнаружен не был; во 2-ю — в крови и/или моче алкоголь был обнаружен, т. е. употреблявших алкоголь непосредственно перед суицидом. В каждой группе выделены три выборки: а) психически здоровые суициденты (ЗС); б) суициденты, состоявшие под наблюдением врачей Республиканской психиатрической больницы, т. е. психически больные (ПБ); в) суициденты, состоявшие под наблюдением врачей Республиканского наркологического диспансера, как больные с алкогольной зависимостью — наркологические больные (НБ).

Во всех случаях регистрировали пол, дату рождения и смерти, наличие алкоголя в крови и/или моче, время совершения самоубийства, подтвержденного судебно-медицинской экспертизой, родственниками или близкими, обнаружившими труп. В анализ было включено 1094 случая самоубийств мужчин. Наблюдавшиеся у них при жизни расстройства были диагностически оценены по МКБ-10 и определялись рубриками: X60−66, X70, X72−74, X78, X80.

Статистическую обработку осуществляли с помощью описательной статистики (М — среднее значение, σ — стандартное отклонение). В целях рандомизации первичные данные были использованы для расчета относительных величин, на основе которых рассчитывались паттерны биологических ритмов. Различия экстремумов хронобиологических ритмов оценивали с помощью z-критерия, частот биологических ритмов — тестом Колмогорова—Смирнова с поправкой Лиллиефорса (Т_КМ) и ранговой корреляции. В целях усреднения динамических данных были вычислены тренды каждого хронобиологического ряда и измерены углы наклона тренда, которые были исследованы как статистические величины с помощью таблиц 2×2 по методу χ² с поправкой Мак-Немара.

В выборке лиц ЗС 1-й группы суточный максимум совершения суицидов соответствует периоду активного бодрствования — от 9 до 21 ч (рис. 1). Угол наклона тренда составлял 14°, величина достоверности аппроксимации R²=0,6627.

В выборке НБ наблюдается выраженный пик с 15 до 17:59, который превышает средневероятностную долю самоубийств в 1,92 раза (p=0,2695, z-тест). Угол наклона тренда, как и у ЗС, равен 14°.

В выборке ПБ суточные максимумы приходились на период 9—11:59 и 18—20:59, последний превышал средневероятностную долю самоубийств в 1,5 раза (p=0,2278, z-тест). Угол наклона тренда 8,5° (R²=0,044). Несмотря на то что углы наклона тренда по сравнению с ЗС и НБ статистически не различаются р=0,3121 (χ²), по Т_КМ суточный биоритм самоубийств ЗС, статистически значимо отличается от НБ и ПБ, p=0,0000 (см. рис. 1), что обусловлено различием формы распределения.

Как можно видеть на рис. 1, употребление алкоголя значительно меняет суточный паттерн биоритма суицидов. Заметно, что в выборке ЗС 2-й группы наблюдается плавное прогредиентное нарастание числа случаев суицидов от периода 0—2:59 до 15—17:59, а с 18 до 20:59 — выраженный максимум, превышающий средневероятностную долю самоубийств в 1,54 раза (p=0,015, z-тест). Угол наклона тренда 10° (R²=0,8565), различия углов по отношению к выборке лиц ЗС 1-й группы р=0,4292 (χ²) — различия статистически не значимы.

У НБ 2-й группы также просматривается прогредиентное нарастание числа случаев суицидов в течение суток с максимумом в период 21—23:59. Средневероятностная доля самоубийств была превышена в 1,67 раза (p=0,2964, z-тест). Угол наклона тренда 20° (R²=0,1923), различия углов р=0,3253 (χ²) по отношению к НБ 1-й группы и р=0,0793 по отношению к ЗС 2-й группы — статистически не значимы.

В группе лиц ПБ 2-й группы четко прослеживаются два максимума в 6—8:59 и 18—20:59. Средневероятностная доля самоубийств утреннего пика превышена в 2,22 раза (p=0,2525, z-тест), вечернего пика — в 1,78 раза (p=0,4422, z-тест). Сравнение с помощью Т_КМ паттерна суточного биоритма между выборками 1-й и 2-й групп также выявляет статистически значимые различия между одноименными группами — p=0,0000. Угол наклона тренда 173° (R²=0,3543), различие углов составляет р=0,0000 (χ²) по отношению как к ПБ 1-й группы, так и ко всем остальным группам, т. е. в выборке ПБ 2-й группы суицидентов прием алкоголя вызвал перелом временно́го суточного тренда частоты самоубийств.

По Т_КМ наблюдаются высокодостоверные статистические различия между суточными ритмами лиц 2-й группы как ЗC, так и ПБ, p=0,0000 (см. рис. 1).

Из полученных данных следует вывод: несмотря на наличие статистически достоверных различий частот самоубийств между ЗС 1-й и 2-й групп, определяемое по ТК_М, у них наблюдается одинаковый нарастающий суточный тренд (угол наклона 14° и 10°), что подтверждается наличием сильной корреляции, r=0,71. Таким образом, можно предположить, что это, как правило, лица, систематически употреблявшие алкоголь, но только часть из них попала под наблюдение нарколога и составила контингент соответствующей группы (НБ). Сходство в хронологии самоубийств между группами ЗС и НБ также подтверждено коэффициентами ранговой корреляции: между ЗС и НБ 1-й группы r=0,77, 2-й — r=0,75.

Дополнительный прием алкоголя в группе НЗ повышает суицидальное поведение, максимум которого приходится на вечерние часы, что прослеживается по увеличению угла наклона тренда с 14° до 20°. Это наблюдение согласуется с данными авторов, обнаруживших, что в возрасте 15—19 лет существует алкогольная атрибутивность смертности мужского населения [7].

У ПБ прием алкоголя резко меняет суицидальное поведение. Поскольку максимум самоубийств во 2-й группе в отличие от 1-й приходится на утренние часы, это вызывает перелом тренда. Поэтому можно предположить, что алкоголь у ПБ вызывает значительные нарушения метаболизма, в том числе медиаторного обеспечения информационных процессов в головном мозге [8], которые являются «последним производящим аргументом» в пользу принятия рокового решения. Известно, что алкоголизм сопровождается нарушением обмена мелатонина, что искажает формирование естественных биоритмов [9].

Таким образом, употребление алкоголя увеличивает суточную суицидальную активность. Этот вывод хорошо согласуется с мнением, что риск совершения самоубийства у больных алкоголизмом в 50 раз выше, чем у населения в целом [10].

Недельная динамика паттерна биоритма суицидов у ЗС 1-й группы (рис. 2) характеризуется максимумом, приходящимся на понедельник. Доля самоубийств, совершенных в понедельник, в 1,67 раза больше средневероятностной доли (p=0,0346, z-тест). Угол наклона тренда 166°. У ЗС 2-й группы максимум частот суицидов приходится на среду (см. рис. 2), превышая средневероятностную долю в 2,24 раза (p=0,1727, z-тест). Угол наклона тренда 177,5° (R²=0,0093), различия углов по отношению к ЗС 1-й группы статистически не значимы, р=0,6436 (χ²). Различия паттернов биоритмов между этими группами суицидентов по Т_КМ статистически различаются — р=0,0000, т. е. если в выборке ЗС 1-й группы тренд наклонный, то в ЗС 2-й группы он практически параллельный оси абсцисс.

У НБ 1-й группы наблюдаются два максимума суицидов — в понедельник и среду (см. рис. 2), средневероятностная доля суицидов — в 1,68 (понедельник, p=0,3834, z-тест) и в 1,96 (среда, p=0,2356, z-тест) раза больше. Угол наклона тренда 161° (R²=0,3988), различия углов р=0,8414 (χ²) по отношению к ЗС 1-й группы, т. е. между этими двумя группами статистических различий ни по одному показателю нет. Это подтверждается и наличием средней ранговой корреляции — r=0,66.

У НБ 2-й группы (см. рис. 2) максимум, приходящийся на понедельник, увеличивается. Средневероятностная доля суицидов в понедельник превышена в 1,9 раза (р=0,0862). Наблюдается два меньших пика в среду и пятницу. Различия паттернов между 1-й и 2-й группами НБ по Т_КМ статистически значимы — р=0,0000. Тем не менее угол наклона тренда практически не меняется — 159° (R²=0,1875), т. е. дополнительный или очередной прием алкоголя не сказывается на динамике самоубийств в этой группе, поскольку естественный биоритм у них изменен изначально. Соответственно, коэффициент ранговой корреляции между НБ 2-й группы и ЗС 1-й группы составляет 0,82.

Недельный паттерн биоритма суицидов в 1-й группе ПБ характеризуется двумя равновеликими максимумами в среду и воскресенье, отличающимися от средневероятностной доли самоубийств в 1,53 раза, р=0,4298 (см. z-тест, рис. 2). В четверг наблюдается пессимум, величина которого в 2,8 раза меньше максимумов. Угол наклона тренда 10° (р=0,0000, χ², по отношению к ЗС и НБ 1-й группы). Во 2-й группе ПБ недельная динамика суицидов резко отличается от 1-й группы ПБ. В понедельник суициды не наблюдались совсем, а максимум приходится на четверг (средневероятностная доля превышена в 1,84 раза, p=0,3578 по z-тесту), различия по Т_КМ статистически значимы — р=0,0000. Угол наклона тренда 19° (р=0,1078, χ², по отношению к 1-й группе ПБ). Несмотря на отсутствие статистических различий, можно сделать вывод о том, что прием алкоголя вызывает тенденцию к нарастанию тренда в группе ПБ.

Таким образом, в 1-й группе ПБ по Т_КМ статистически значимые различия наблюдаются только между НБ и ЗС (р=0,0000), тогда как между НБ и ЗС, НБ и ПБ статистических различий нет (Т_КМ — p>0,1). Во 2-й группе различия наблюдаются между ПБ и ЗС, ПБ и НБ. У первых тренд восходящий, у НБ — нисходящий, а у ЗС — пологий, т. е. дополнительный прием алкоголя не меняет суицидальную активность П.Б. Как видим, влияние алкоголя на паттерн естественного биоритма суицидов сказывается и на недельном ритме.

Годовая динамика биоритма суицидов в 1-й группе ЗС характеризовалась максимумом в апреле—мае (рис. 3). Средневероятностная доля самоубийств превышена в 1,64 раза (р=0,0153, z-тест). Пессимум относительных частот суицидов приходился на октябрь. Различие между экстремумами составляет более чем 3,2 раза (p=0,0000). Угол наклона тренда 176° (R²=0,1138). Во 2-й группе ЗС, максимумов два — апрель и октябрь (см. рис. 3). Различия паттернов между 1-й и 2-й группами ЗС по Т_КМ статистически значимы — р=0,0000. Угол наклона тренда близок к 0° (R²=0,0004), различия углов р=0,91 (χ²) между 1-й и 2-й группами ЗС.

Таким образом, прием алкоголя перед совершением самоубийства сглаживает годовой хронологический ритм, что подтверждается отсутствием достоверных различий между апрельским пиком и средневероятностной долей самоубийств (р=0,0507). Об этом же свидетельствует и большая пологость линии тренда.

Паттерн НБ 1-й группы (см. рис. 3) имел два равновеликих экстремума в мае и июле, между которыми наблюдался резко выраженный пессимум, различия в 5,9 раза. Средневероятностная доля самоубийств в мае и июле превышена в 2,58 раза (р=0,1681). Угол наклона тренда 174° (R²=0,0374). У НБ 2-й группы (см. рис. 3) годовой паттерн биоритма суицидов резко отличается, он имеет небольшие колебания с экстремумом в декабре и пессимумом в сентябре. Экстремумы различаются в 10,8 раза. Средневероятностная доля самоубийств в декабре превышена в 1,95 раза (р=0,16). По Т_КМ различия статистически значимы — р=0,0000. Угол наклона тренда 2,5° (R²=0,0296), различия углов р=0,0000 (χ²) между 1-й и 2-й группами НБ.

У ПБ 1-й группы (см. рис. 3), максимум приходился на апрель, а минимум — на октябрь, различия экстремумов — 4,5 раза. Средневероятностная доля самоубийств в апреле превышена в 2,01 раза (р=0,1869). Во 2-й группе НБ (см. рис. 3) максимумы приходились на июль и ноябрь. Средневероятностная доля самоубийств в июле превышена в 2,01 раза, а в ноябре — в 2,5 раза. Наблюдалось два нулевых пессимума в январе и августе. По Т_КМ различия между параллельными группами статистически значимы — р=0,0000. Тем не менее при анализе углов наклона тренда у ПБ суицидентов прием алкоголя значительно менял динамику. Если в 1-й группе ПБ наклона тренда 177° (R²=0,3295), то у ПБ 2-й группы угол наклона тренда 16° (R²=0,0138), различия углов р=0,0000 (χ²).

Тем не менее между выборками 1-й группы различия годовых паттернов относительных частот суицидов по Т_КМ статистически незначимы. Во 2-й группе годовые паттерны динамики частот суицидов по Т_КМ различаются между ЗС и НБ, ЗС и ПБ — р=0,0000. Между Н.Б. и ПБ статистически значимых различий нет.

Судя по малой величине углов наклона трендов, близкой к нулю, как в положительных, так и отрицательных значениях, годовая динамика суицидов у ЗС и НБ, как 1-й, так и 2-й групп, более стабильна, чем суточная и недельная.

В отличие от наших данных, например, в Финляндии [11] единственный максимум суицидов приходится на период с 15 мая по 25 июля, т. е. он симметричен относительно летнего солнцестояния. Наличие единственного максимума может быть обусловлено как этнической однородностью населения, так и особенностями статистической обработки материала без выделения подгрупп в общей выборке. А различия временны́х максимумов — с продолжительностью фотопериода.

Нами была исследована динамика суицидов только у мужчин в связи с большей представленностью этой гендерной группы суицидентов. Ранее было установлено [12], что в группе лиц от 15 лет и старше спотреблением алкоголясвязано 33,4% всейсмертностиот самоубийств. При этом 29,4% суицидов приходится на мужчин и 23,3% — на женщин, но авторы считают, что связь междупотреблением алкоголяисамоубийствами более выражена у женщин, чем у мужчин. При этом у женщин, наблюдаемых психиатрами, алкогольное опьянение в момент совершения суицида встречается в 4—5 раз реже, чем в популяции в целом, в 2 раза реже, чем у мужчин в случае завершенных суицидов, и в 1,5 раза меньше, чем у мужчин при незавершенном суициде [13]. Эти наблюдения подтверждают наши данные о роли потребления алкоголя в реализации самоубийств.

Между тем алкоголь является не единственным фактором, отягчающим суицидальное поведение. Например, установлена положительная корреляционная связь частот ежемесячных попыток самоубийства со средними месячными значениями влажности, температуры окружающей среды, продолжительности и интенсивности солнечного света, отрицательная с облачностью и атмосферным давлением [14]. Подобные закономерности обнаружены и нами [2].

Несмотря на мнение, что 90—95% суицидентов имели психические расстройства на момент совершения самоубийства [15], нами установлено, что хронобиологические паттерны ПБ суицидентов значительно отличаются от таковых у ПЗ и Н.Б. Такие расхождения могут иметь в основе устоявшееся убеждение, что суицид может совершить только психически больной человек [15].

Результаты проведенного исследования позволяют заключить, что в выбранных временны́х интервалах (сутки, неделя, год) у всех суицидентов 1-й группы наблюдается схожий характер рисунка ритма, о чем свидетельствуют близкие по углу наклона тренды (для суток — нарастающий, для недели и года — убывающий). Исключением из данной закономерности является выборка ПБ, у которых во второй половине недели происходит повышение активности саморазрушающего поведения.

Прием алкоголя перед самоубийством (2-я группа) изменяет хронобиологический паттерн, при общем сходстве ритмов в выборках ЗС и НБ, экстремум смещается на более позднее время в течение суток, на конец года и на начало недели. Особенно выражен этот сдвиг в выборке НБ, что отражается на большем угле наклона линии тренда.

В выборке ПБ 2-й группы тренд имеет противоположную направленность, а именно: суточный — нисходящий (основной пик приходится на утренние часы), недельный и годовой — восходящие вследствие смещения экстремума на вторую половину недели и года (июль, ноябрь).

Конфликт интересов отсутствует.