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摘要
客觀的評估蘇格蘭引入最低單價(MUP)對酒精消費的直接影響，以及這種影響是否因受訪者的性別、酒精消費水平、年齡、社會等級和居住剝奪程度而不同。
設計主要控製中斷時間序列分析和次要前後分析的影響，引入MUP在蘇格蘭以英格蘭的酒精消費數據為對照。
設置數據來自Kantar Worldpanel的Alcovision調查，這是一項連續的在線回溯回溯性時間軸跟蹤日記調查，對前一周的飲酒情況進行調查。
參與者女性347人，男性143人。
幹預措施2018年5月1日起，在蘇格蘭銷售酒類的最低價格為每英國單位50便士(6.25便士/克)。
主要結果測量每周在非貿易場所(如家中)和貿易場所(如酒吧、餐館)消費的酒精總量克數。
結果主要中斷時間序列分析發現，MUP的引入與報告的每周總酒精消費量下降5.94 g (95% CI 1.29 - 10.60)、貿易外消費量下降3.27 g (95% CI 0.01 - 6.56)和貿易內消費量下降2.67 g (95% CI 1.48 - 6.82)相關。女性的相關減少比男性更大，重度飲酒者的相關減少比輕度飲酒者更大，除了5%的重度飲酒者發現飲酒增加。第二次前後分析發現，在老年受訪者和生活在較不貧困地區的受訪者中，消費的減少更大。MUP的引入與年輕男性和生活在較貧困地區的男性消費的減少沒有關聯。
結論需要在政策上更多地關注酗酒最嚴重的男性、年輕男性和生活在更貧困地區的男性。
- 公共衛生
- 社會醫學
- 物質濫用
數據可用性聲明
數據可能會從第三方獲得，並且不是公開的。由於許可限製，Kantar WorldPanel數據無法共享。
這是一篇根據創作共用署名非商業性(CC BY-NC 4.0)許可發布的開放獲取文章，該許可允許其他人以非商業的方式發布、重新製作、改編、構建本作品，並以不同的條款授權他們的衍生作品，前提是正確引用了原始作品，給出了適當的榮譽，表明了所做的任何更改，並且使用是非商業性的。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/．
來自Altmetric.com的統計
本研究的優勢與局限性
該研究使用了一個大型商業數據集，調查了蘇格蘭和英格蘭106490名成年人上周的酒精消費量。
該研究采用位置控製中斷時間序列分析方法，以英格蘭居民(敏感性分析中，英格蘭北部居民)的酒精消費量為對照，分析蘇格蘭引入最低單價(MUP)的潛在影響。
該研究評估了MUP的潛在影響可能因受訪者的性別、酒精消費水平、年齡、社會等級和居住剝奪程度而不同。
調查對象的樣本不是隨機樣本，而是配額樣本，不能完全代表蘇格蘭和英格蘭的所有成年居民。
該研究隻評估MUP的直接影響，而不是長期影響。
簡介
在全球和歐洲的比較風險分析中發現，飲酒是造成疾病負擔和死亡率的主要風險因素之一。1 2製定酒精管製政策是為了減少這種可歸因的傷害。世界衛生組織已經確定了三種所謂的“最合算”政策，它們是最有效、最具成本效益和最容易實施的政策:(1)通過提高稅收或最低價格來提高酒類價格的政策;(2)限製酒精供應;(3)禁止銷售酒類。3.盡管最合算的政策已經被證明是有效的，4其他政策，如酒後駕駛或教育運動似乎更受歐洲政府的青睞5和其他地方。然而，繼蘇格蘭和一些東歐國家(包括亞美尼亞、白俄羅斯和俄羅斯)之後，最低定價政策(即酒精飲料不能低於門檻價格出售的政策)目前正獲得支持。6 7因此，對現行政策及其影響的評價對於計劃實行這種政策的其他國家的政府來說是至關重要的。8 - 10
本文旨在評估一項特定的最低定價政策的影響，即對蘇格蘭所有酒類產品引入最低單價(MUP)，低於該價格就不能合法銷售。自2018年5月1日起，零售價定為每單位(8克)銷售的純酒精(乙醇)(6.25便士/克)50 GB便士。6將MUP作為蘇格蘭更大的國家酒精戰略的一部分的理由是，減少危險和有害的酒精消費，針對的是受傷害風險最大的飲酒者，這些人傾向於消費最便宜的酒精，通常在價格相對最低的超市和商店購買。之前的計量經濟學模型研究11建議MUP可能比以體積為基礎(根據產品強度/乙醇含量)或以從價為基礎(與產品價值成比例)征稅更能減少與酒精有關的不平等。這種效果的部分原因在於，通過進一步降低價格(尤其是在較低價格點)，防止生產商和零售商吸收部分增稅。12
雖然到目前為止對蘇格蘭MUP的評價是積極的，表明酒精的購買、使用和酗酒現象普遍減少，8 - 10許多評價是基於酒精銷售或家庭支出，沒有或不能按飲酒者的性別進行區分。然而，這種區分是必要的，以確定適當的針對性政策的基本假設是否成立，特別是因為許多實施前的模型是基於性別不明確的價格彈性或一般假設。直到最近才對MUP進行了性別特異性建模，該模型預測男性的降幅大於女性。13例如，0.5便士的單價預計會使男性的消費量減少5.3%，入院率減少4.1%，但對女性而言，消費量減少0.7%，入院率減少1.6%。Kantar Worldpanel (KWP) Alcovision調查，14一項連續的在線時間軸回溯回溯(TLFB)日記調查，允許我們以英格蘭為對照組，具體調查MUP在蘇格蘭的性別影響。除了可以讓我們根據社會人口特征來分類消費外，Alcovision調查的另一個優勢，也被用於以前的酒精政策相關分析，15日16其龐大的樣本規模——每年大約有3萬名來自大不列顛(英格蘭、蘇格蘭和威爾士)的不同受訪者。
根據目前的經驗證據和基於模型的假設，我們可以預期如下:
蘇格蘭引入MUP將導致整體消費量的下降。
對於資源稀缺的重度飲酒者來說，消費的減少將更為明顯;在蘇格蘭，社會經濟地位較低的男性受MUP的影響最大。
方法
研究設計
作為一項初步分析，我們以英國男性和女性的消費量為對照，采用位置控製的中斷時間序列回歸方法，對引入MUP對蘇格蘭男性和女性場外和場外酒精消費的短期相關影響進行了分析。我們分析的是消費的直接變化和水平變化，而不是趨勢(斜率)的變化，這與我們以前分析的結果一致。9日10我們進行了敏感性分析，重複間斷的時間序列回歸，將居住在英格蘭北部的男性和女性作為對照，而不是整個英格蘭，注意到英格蘭北部的居民比整個英格蘭的居民更有可能擁有與蘇格蘭居民相似的飲酒文化。作為二次分析，我們進行了前後分析，以更詳細地調查MUP的潛在影響的個人年齡和個人居住剝奪排名的受訪者居住的地方。
數據源
我們的數據來源是KWP Alcovision調查，14一項正在進行的跨部門在線TLFB日記調查，對前一周的酒精消費量進行調查，每年抽樣約3萬名18歲以上的英國人。參與者提供了他們在過去7天內飲酒場合的詳細數據，包括飲酒品牌和酒量的詳細信息，以及這些酒量是在交易外(如家中)還是交易中(如在酒吧、酒吧或餐廳)消費的。參與者隻完成一次調查，沒有重複調查。根據年齡、性別、社會等級和地理區域的配額樣本來自Kantar的管理訪問麵板。14參與邀請在固定的日期和時間發出，以便在每個月完成調查的日期，並在數據中表示一年中的每一天。使用英國人口普查數據構建了基於年齡-性別群體、社會等級和地理區域的權重。根據客戶的要求，Kantar對蘇格蘭居民以及英格蘭和蘇格蘭18-34歲的人群進行了抽樣調查在線補充圖1和2在我們分析的數據集中，來自英格蘭和蘇格蘭的106490名受訪者在2015年至2018年的4年間完成了飲酒日記，平均每周寫512本日記(SD 173)，這一比例在4年期間保持穩定(F=0.544, p=0.462)。
我們收到了截斷的郵政編碼數據，我們用來識別蘇格蘭、英格蘭或英格蘭北部(英格蘭西北部、英格蘭東北部、約克郡和亨伯地區)的居民。我們用英語17和蘇格蘭18多重剝奪指數將受訪者按居住剝奪程度分組(詳情見在線補充頁2 - 5和在線補充圖3-7)．
飲料消費的數量分別記錄在交易內外，並給出了以毫升(mL)為單位的飲用量信息。在分析的數據集中，我們有7天內所有飲料的消費記錄，但沒有按星期指定。飲料被分為19個類別，我們將這些類別分為啤酒、蘋果酒、葡萄酒、烈酒、強化葡萄酒和即飲產品。在數據集中，我們分析了啤酒的詳細產品描述，包括不含酒精的啤酒，但不包括其他飲料。對於非啤酒產品，使用了同一4年(2015-2018年)家庭購買數據中各類別的酒精含量(ABV)平均值。19對於啤酒產品，使用了來自家庭購買數據的品牌特異性abv。19體積結合ABV計算酒精的克數(1 mL酒精=0.79 g純酒精)。我們將每個調查對象每周的飲酒量按飲酒量分組彙總為克數。
除了五個剝奪組，我們還根據全國讀者調查將個人分為:(1)四個年齡組(18-24歲，25-44歲，45-64歲和65歲以上)和(2)四個基於職業的社會等級組(AB(最高)，C1, C2, DE(最低))。20.
對於間斷時間序列分析，我們準備了每周數據，在研究期間的208周中，我們分別為男性和女性、總消費、貿易外消費和貿易內消費平均了所有受訪者的消費。我們繪製了英格蘭和蘇格蘭(研究周)隨時間的季節性調整的總消費量(在線補充圖8在引入MUP之前，我們觀察到了英格蘭和蘇格蘭之間的平行趨勢，說明了英格蘭作為控製區的適當性(平行趨勢的測試，見在線補充表1第6頁)。
為了按消費水平分析MUP在減少酒精消費方麵的潛在影響，我們分別對男性和女性、每個國家(蘇格蘭和英格蘭)以及每周(從第1周到第208周)計算了在5%的間隔內不同消費百分比的平均消費量，範圍從5%到95%不等。
統計分析
主要中斷時間序列分析
作為主要分析，間斷時間序列回歸21我們對所有受訪者的每周消費數據進行了平均，並分別針對男性和女性進行了整個208周的調查，其中第1周是2015年的第一周，第208周是2018年的最後一周。正如我們之前的分析，9日10我們創建了三個新的因變量:蘇格蘭減去英格蘭(淨效應)，分別為:(1)男性和女性每周所有克酒精的平均消費量;(2)男性和女性每周在場外(如在家)分別消費的所有酒精的平均消費量;(3)男性和女性每周在貿易中(如在酒館、酒吧或餐館)消費的所有酒精的平均消費量。
對於三個因變量中的每一個，我們用Q-Q圖直觀地檢查了分布，發現所有變量，即被調查者在208周的每一周裏的消費方式的蘇格蘭減去英格蘭的差異(淨效應)，都是正態分布的(見在線補充圖9我們使用移動平均比率法調整了因變量的季節性。22基於杜賓-沃森測試23(範圍1.53-2.18)，沒有自相關的證據，根據增強Dickey-Fuller檢驗，24該係列被發現是固定的(見表1)．我們研究了在第174周蘇格蘭引入MUP事件導致的直接和永久性水平變化。事件變量作為虛擬變量輸入，在事件發生前的每一周用0編碼，事件轉發後的每一周用1編碼。因此，在我們的廣義線性回歸模型中，我們分別對男性和女性運行，因變量是蘇格蘭和英格蘭之間報告的克酒精消費量的差異(淨效應)。自變量為虛擬變量事件和時間(每周1 - 208)。中提出了中斷時間序列回歸方程1和SPSS語法在線補充箱1, 8頁。
加入模型的Durbin-Watson統計(值應接近2.0)和擴增Dickey-Fuller檢驗(p值應<0.05)，對所有受訪者以及男性和女性分別進行總消費、貿易外消費和貿易內消費的中斷時間序列分析(95% CI)的非標準化係數
為了測試MUP是否有與受訪者性別相關的差異影響，我們對總樣本(男性和女性)重新運行中斷的時間序列回歸方程1，添加受訪者性別和交互項性別*引入MUP到模型(見在線補充箱1, 8頁)。
我們分別對四個年齡組、四個社會等級組和五個剝奪組重複間斷時間序列回歸方程1(因此，對英格蘭和蘇格蘭的相同組進行比較)。在這些分析中，我們將連續變量轉化為它們的z分數，並使用z分數作為因變量，這樣就可以以SD而不是原始單位來比較組間的結果。這使我們能夠比較回歸係數的相對重要性，從而在受訪者的社會人口特征中變化。
對於單獨的消費百分比的分析，我們還通過減去平均消費，蘇格蘭減去英格蘭，在每個單獨的消費百分比中創造了一個消費差異。我們分別為19個百分位(從5%到95%)重複間斷時間序列回歸方程1，並分別為男性和女性繪製與事件(引入MUP)相關的係數和95% ci的百分位。
敏感性分析
我們重複了間斷時間序列回歸方程1，使用居住在英格蘭北部的男性和女性作為蘇格蘭的對照，而不是來自整個英格蘭的居民。
二次前後分析
次要的前後分析是對個體受訪者每周的7天消費數據分別進行彙總，以更好地理解MUP隨年齡和剝奪的相關影響的變化，而不是按中斷時間序列分析中使用的4個年齡組和5個剝奪組進行分析。在這些分析中，我們沒有計算新的因變量(蘇格蘭減去英格蘭)，而是按國家使用原始數據。我們檢查了因變量的分布，發現它們高度分散(參見在線補充數據10和11, 11頁)。我們排除了所有在前一周消費為零的受訪者，然後對消費數據進行自然對數，從而得到自然記錄數據的正態分布(參見在線補充數字12和13,第12頁)。在我們的模型中，自變量為:事件變量(引入MUP)，編碼為上述中斷時間序列分析的虛擬變量;國家作為因素(英格蘭或蘇格蘭);年齡作為每個個體年齡年的虛擬編碼變量;剝奪作為虛擬編碼變量，將剝奪得分四舍五入為整數;時間(周)作為協變量。對於每一個因變量，我們進行了兩個單獨的模型，一個是年齡模型，一個是剝奪分數模型。前後分析回歸方程2和SPSS語法補充框2, 8 - 9頁。
根據回歸模型的結果，對於每個個體年齡和每個個體剝奪得分，我們取邊際平均值的差異(以及差異的95% CI)[蘇格蘭*MUP*年齡/或/剝奪得分]減去[英格蘭*MUP*年齡/或/剝奪得分]，這個差異代表每個個體年齡和每個個體剝奪得分，蘇格蘭MUP的附加相關影響大於英格蘭。我們分別繪製了男性和女性在每個年齡和每個整數剝奪排名下的邊際平均值(95% ci)的差異。我們從圖表中提取了變化的平均值(y軸)，並分別對男性和女性按年齡和剝奪分數對這些值進行了線性回歸，以檢驗蘇格蘭和英格蘭的邊際平均值(淨效應)如何因年齡和剝奪分數的不同而不同。前後分析回歸方程3和SPSS語法在補充箱39頁。通過對總樣本(包括男性和女性)重複回歸方程3，將交互項性別*年齡/或/剝奪得分作為模型的一個額外自變量，我們測試了男性和女性之間總消費的斜率差異。最後，考慮到年齡和剝奪分數之間的關係(補充圖9(第5頁)，我們還測試了酒精消費的變化與MUP和受訪者年齡之間的關係是否因剝奪組而不同。我們通過在回歸模型中加入交互項年齡剝奪組來驗證這一點補充4箱第10頁)。
患者和公眾參與
這項研究沒有公眾參與。製定研究問題時沒有征求公眾意見，也沒有涉及確定研究設計或結果。我們沒有邀請公眾參與結果的解讀，也沒有邀請公眾參與本文的撰寫和編輯。目前還沒有計劃讓公眾直接參與研究結果的傳播。
結果
總體而言，106490名受訪者(53 347名女性和53 143名男性)對數據集做出了貢獻(關於MUP實施前後各國受訪者數量以及社會人口特征的詳細信息，請參見補充表2, 14頁)。盡管MUP前蘇格蘭和英格蘭之間存在小的差異(女性受訪者的比例、年齡和男性受訪者的平均剝奪分數)，但MUP後這些差異保持不變，除了女性的平均年齡(見補充表3 - 5第15 - 17頁)。在MUP之前，樣本中的蘇格蘭女性平均比英格蘭女性年輕一些，而在MUP之後，她們平均比英格蘭女性年長一些(補充表4, 16頁)。
對於所有受訪者(英格蘭和蘇格蘭)，男性每周的平均消費量為125.8克(66.4%的人在場外消費)，女性為71.3克(71.3%的人在場外消費;詳情見補充表6, 18頁)。男性和女性的消費量隨著年齡的增長而減少，每10年減少5.1克(95%可信區間4.4至5.7)補充圖14, 19頁)。隨著剝奪程度的減少，消費量隻減少了少量，男女都是如此，剝奪程度每減少10個點(在1-100的範圍內)，消費量就減少1.1克(95%可信區間0.8 - 1.4)補充圖15, 19頁)。
中斷時間序列分析:主要發現
圖1繪製了2015-2018年208周期間蘇格蘭減去英格蘭(淨效應)的酒精消費量差異(g)。表1顯示了MUP對所有受訪者以及男性和女性飲酒變化的相關影響的結果。對於所有受訪者和總消費量而言，MUP的引入與每周5.9克的消費量淨下降(蘇格蘭減去英格蘭)相關(95% CI 1.3至10.6)(與蘇格蘭MUP前的平均水平相比下降6.2%，95% CI 2.3%至8.4%)。消耗量的減少主要是由女性驅動的(每周減少8.6克，95%可信區間2.9至14.3)，而不是男性(每周減少3.3克，95%可信區間-3.6至10.4)。補充表7，第20頁給出了包含交互項的模型結果(受訪者性別*事件，MUP的引入)。根據相互作用項的係數，女性與男性相比，MUP相關的消耗量下降幅度更大，為每周8.8 g(95%可信區間1.9 - 15.7)。
用T4253H平滑所有受訪者每周的總酒精消費量、貿易外消費量(如在家中)和貿易內消費量(如在酒吧和餐館)繪製蘇格蘭減去英格蘭的平均每周酒精消費量(淨效應)。58黑色豎線顯示了最低單價的介紹。用於主要中斷時間序列分析的數據。
中斷時間序列分析:靈敏度分析
表2顯示以英格蘭北部受訪者為對照的敏感性分析結果。對於所有受訪者和總消費量而言，MUP的引入與每周5.9克(95% CI 2.6 - 9.2)的淨消費量下降相關(蘇格蘭減去英格蘭)，這一發現與以整個英格蘭作為對照時的結果非常相似(95% CI 2.6 - 9.2)。表1)．基於交互項的模型(受訪者性別*事件，MUP的引入)，女性與男性相比，MUP相關的消費量減少更大，為6.0 g /周(95% CI 1.0 - 11.0)，這一水平略低於以全英格蘭為對照的水平(見補充表8,第20頁)。
根據受訪者的特點，MUP引入後的相關消費變化
圖2通過酒精總消費量的飲酒百分比分布(以百分比表示的平均消費量見)，繪製了引入MUP後酒精消費量差異(蘇格蘭減去英格蘭)的相關變化補充圖16的數字數據圖2看到補充表9，第22頁，其中一個腳注增加了每百分位受訪者的平均人數)。在第45個百分位之前，飲酒沒有相關的減少。從第45到第85百分位，與MUP相關的酒精消費量減少，女性的減少幅度大於男性(回歸係數(RC) 2.8 g / 5%， 95%可信區間2.0到3.6)。對於第95個百分位，MUP的引入與男性13.8 g (95% CI 5.8 - 21.5)的攝入量增加有關，但與女性不相關(4.8 g, 95% CI 4.0 - 13.7)。
引入最低單價(MUP)後，消費差異的相關變化(蘇格蘭減去英格蘭，淨效應)通過總消費量的飲酒百分比分布。藍線:男性;紅線:女性。粗線:指;細線:95% ci。水平黑線設為零(即沒有變化)。主要中斷時間序列分析結果。
圖3按年齡組(上圖)、社會等級(中圖)和貧困組(下圖)顯示了MUP引入後消費差異的相關變化，繪製了標準化係數，允許各組之間進行相對而非絕對比較(有關數字數據，請參見補充表10 - 12第23 - 25頁)。
引入最低單價(MUP)後，按年齡組別(上圖)、社會等級組別(中圖)和剝奪組別(下圖)(男性(藍色)和女性(紅色)對所有消費、貿易外消費和貿易內消費(蘇格蘭減去英格蘭，淨效應)進行的相關消費變化。消耗變化是95% ci的初級中斷時間序列分析的標準化係數(SD單位)。
按年齡組別劃分(圖3(上圖)，隨著年齡的增長，男性和女性的所有消費以及場外消費都有一個更大的相關下降模式。對於較年輕的男性來說，貿易外消費增加了，這被同一組中貿易內消費的減少所抵消。並沒有明顯或一致的社會階層可識別的模式(圖3，中圖)或被剝奪組(圖3,底部圖)。第二次前後分析提供了更詳細的MUP相關影響的個人年齡和剝奪排名。
二次前後分析
圖4按性別和個人年齡，繪製了引入MUP後所有消費量、場外消費量和場外消費量的相關變化(以酒精克數為單位)。對於男性來說，引入MUP後消費的減少隨著年齡的增加而增加，無論是總消費(年齡區間線性RC, 95% CI−0.094到−0.083)還是貿易外消費(RC−0.092,95% CI−0.097到−0.088)。對於貿易消費而言，隨著年齡的增長，消費的減少程度變得非常小(rrc 0.0038, 95%可信區間0.0026至0.0050)。對於較年輕的男性(30歲以下)，MUP的引入與消耗的減少不相關，年齡越年輕越如此，因為95%以上的ci大於零。對於女性來說，也出現了類似的情況，各個年齡段的飲酒量都有所下降。總消費(RC−0.070,95% CI−0.072至−0.067)和貿易外消費的減少都隨著年齡的增加而略微增大(RC−0.087,95% CI−0.090至−0.085)，而貿易內消費的減少則隨著年齡的增加而非常輕微地減小(RC 0.0179, 95% CI 0.0176至0.0182)。交互項性別*年齡(以女性為參照類別)的係數為−0.019 (95% CI為−0.025 ~−0.013)，表明隨著年齡的增加，男性消費的減少程度略大於女性。
在蘇格蘭引入最低單價(MUP)後，控製了英格蘭每個年齡年的變化，繪製了酒精消費量(g/周，95% ci)的變化圖。男性和女性的總消費、貿易外消費和貿易內消費。粗線:指;細線:95% ci。水平黑線設為零(即沒有變化)。變化由二次前後分析回歸方程2導出。它們表示，對於每個年齡，[蘇格蘭*事件(引入MUP) *年齡(每個年齡的虛擬編碼變量)]減去[英格蘭*事件(引入MUP) *年齡(每個年齡的虛擬編碼變量)]的邊際均值差異(以及差異的95% ci)。
圖5按性別和個人被剝奪程度排序，繪製了引入MUP後所有消費、場外消費和場外消費的相關變化(以酒精克數為單位)。對於男性來說，MUP引入後消費的減少隨著剝奪的減少而增加，總消費(RC−0.102,95% CI−0.108至−0.097)和貿易外消費(RC−0.082,95% CI−0.087至−0.078)比貿易內消費(RC−0.020,95% CI−0.022至−0.019)減少得更多，這表明生活在最貧困地區(底部五分之二)的消費沒有減少。被剝奪的次數越多(95%以上的ci大於零)。對於女性來說，也出現了類似的模式，在所有的剝奪分數中，女性的消耗都有所減少。MUP引入後，消費下降幅度加大，對總消費(RC−0.050,95% CI−0.051至−0.049)、場外消費(RC−0.035,95% CI−0.036至−0.034)和貿易中消費(RC−0.0151,95% CI−0.01550.107至−0.0147)的剝奪減少。交互項性*剝奪得分(以女性為參照類別)的係數為−0.053 (95% CI為−0.059 ~−0.046)，表明剝奪較少時，男性消費的減少略大於女性。
![Plots of the changes in alcohol consumption (g/week, with 95% CIs) associated with the introduction of minimum unit pricing (MUP) in Scotland, controlling for changes in England for each age year. Plots of men and women for total consumption, off-trade consumption and on-trade consumption. Thicker lines: means; thinner lines: 95% CIs. Horizontal black line set at zero (ie, no change). The changes are derived from the secondary before-and-after analysis regression equation 2. They represent, for each age, the difference in the marginal means (and 95% CIs of the differences) for [Scotland*event (introduction of MUP) *age (dummy coded variable for each age)] minus [England*event (introduction of MUP) *age (dummy coded variable for each age)].](http://www.delf06.com/content/bmjopen/12/7/e054161/F4.large.jpg?width=800&height=600&carousel=1){kind=link}
![Plots of the changes in alcohol consumption (g/week, with 95% CIs) associated with the introduction of minimum unit pricing (MUP) in Scotland, controlling for changes in England for each deprivation score (on a 100% scale). Plots of men and women for total consumption, off-trade consumption and on-trade consumption. Thicker lines: means; thinner lines: 95% CIs. Horizontal black line set at zero (ie, no change). The changes are derived from the secondary before-and-after analysis regression equation 2. They represent for each deprivation score (the higher the deprivation score, the less deprived) the difference in the marginal means (and 95% CIs of the differences) for [Scotland*event (introduction of MUP) *deprivation score (dummy coded variable for each deprivation score)] minus [England*event (introduction of MUP) *deprivation score (dummy coded variable for each deprivation score)].](http://www.delf06.com/content/bmjopen/12/7/e054161/F5.large.jpg?width=800&height=600&carousel=1){kind=link}
在蘇格蘭引入最低單價(MUP)後，控製了英格蘭每個剝奪分數(100%)的變化，繪製了酒精消費量(g/周，95% ci)的變化圖。男性和女性的總消費、貿易外消費和貿易內消費。粗線:指;細線:95% ci。水平黑線設為零(即沒有變化)。變化由二次前後分析回歸方程2導出。它們代表了每個剝奪分數(剝奪分數越高，剝奪越少)的[蘇格蘭*事件(引入MUP) *剝奪分數(每個剝奪分數的虛構編碼變量)]減去[英格蘭*事件(引入MUP) *剝奪分數(每個剝奪分數的虛構編碼變量)]的邊際均值差異(以及差異的95% ci)。
與年齡相關的模式圖4不受剝奪的影響。分析前後回歸方程4發現，年齡和剝奪組在引入MUP相關的總酒精消費量變化(蘇格蘭減去英格蘭，淨效應)方麵沒有交互作用:對於男性，交互係數為−2.25(95% CI−5.53到5.43)，而女性的這一係數為1.63(95% CI−1.13到4.23)．換句話說，男性和女性飲酒量隨年齡變化的斜率繪製出來圖4在五個被剝奪組中幾乎相同。
前後分析:敏感性分析
我們使用酒精消耗量的平方根(而不是日誌)作為因變量，重複了前後分析，結果與圖4和圖5相似(參見補充圖17和18,26-27頁)。然而，坡度有所不同。對於總消費量，前後分析回歸方程5發現，隨著年齡的增長，男性的酒精對數克的斜率略陡峭(交互作用項“正常化類型*年齡”的RC為- 0.017,95% CI為- 0.025至- 0.008)，但女性的斜率略陡峭(交互作用項RC為0.082，(95% CI為0.078至0.087)，低於消費平方根的斜率。依賴評分的斜率差異也有類似的發現，記錄的酒精克數的斜率對於男性略陡(交互作用項“歸一化*依賴評分”的RC為- 0.059,95% CI為- 0.068至- 0.050)，對於女性略陡(交互作用項RC為0.040,95% CI為0.038至0.043)。
討論
我們發現，MUP在蘇格蘭的引入與報告的總體酒精消費量的變化相關聯，與預測的方向一致。與來自英格蘭的受訪者相比，蘇格蘭受訪者報告稱，與MUP相關的酒精消費量下降了6.2%(95%可信區間2.3%至8.4%)。敏感性分析使用了來自英格蘭北部的受訪者，他們與蘇格蘭的飲酒量比整個英格蘭更接近，26發現酒精消耗量的下降與此幾乎相同。重度飲酒者的飲酒量下降比輕度飲酒者更大，除了前5%的重度飲酒者，他們的飲酒量隨著MUP的引入而增加。
與預期相反，我們發現，無論是在主要分析(以全英格蘭為對照)還是在敏感性分析(以英格蘭北部為對照)中，女性的相關消費降幅都大於男性。男性和女性的反應也因年齡而不同。基於中斷時間序列分析和前後分析，男性的相關消費下降的規模隨著年齡的降低而變小，年輕男性的消費沒有相關的下降。對女性來說，隨著年齡的下降，消費的下降也變小了，盡管沒有男性那麼大。
我們納入了兩種潛在的社會經濟劣勢衡量指標:社會等級和基於收入、就業、教育、健康、犯罪、住房獲得和環境質量的多重衡量指標的居住剝奪指數，17 18注意到，個人越是處於社會經濟不利地位，以及除此之外，個人所居住的地區越是處於社會不利地位，與酒精有關的傷害的風險就越大。27應該指出的是，蘇格蘭和英格蘭對居住剝奪指數的估計是不同的，因此，從絕對值來看，它們可能不一樣。然而，在我們的分析中，我們比較了相對剝奪;例如，將蘇格蘭最貧困的五分之一與英格蘭最貧困的五分之一進行比較，指出相對貧困本身是疾病的關鍵決定因素。28根據間斷時間序列分析，男性和女性都沒有明顯的社會等級或被剝奪群體的模式。然而，根據第二次前後分析(主要和敏感分析)，男性消費的相關下降幅度隨著剝奪的增加而變小，生活在最貧困地區的男性沒有相關的消費下降。對於女性來說，消耗的相關下降也會隨著剝奪分數的降低而略有下降，盡管這種下降程度不如男性。
6.2%的消費下降略低於我們之前分析家庭購買數據時的7.6%9和中期。10與目前基於調查數據的研究一樣，我們之前對家庭購買數據的分析也發現，在通常購買更多而不是更少酒精的家庭中，消費下降更大。9日10然而，根據我們之前對家庭購買數據的分析，我們無法按年齡或性別測試MUP對購買的影響，因為購買數據是針對整個家庭的，不能歸屬於個別家庭成員。這些分析也沒有報告MUP對家庭的社會等級或家庭所處的貧困程度的影響。因此，本文的研究結果為MUP對不同人群亞型的差異影響提供了更細致入微的理解。具體來說，我們在目前的分析中確定的是，前5%的重度飲酒者沒有減少與MUP相關的飲酒量;相反，我們的結果表明，這一群體的相關消費有所增加。對於女性來說，在飲酒最嚴重的百分比中，酒精消費量的變化有所上升。圖2）;女性的95%置信區間低於0可能是因為19個消費百分比中每個百分比的受訪者數量相對較少(補充表9, 22頁)。
我們不知道為什麼，對於較年輕的男性(年齡<32歲)和那些生活在貧困程度最低的五分之二居民區的男性，與較年長的男性和生活在較不貧困地區的男性相比，與MUP相關的消費量沒有減少。有人認為，一些重度飲酒者(我們發現前5%的重度飲酒者)不太容易受到MUP的潛在影響，29並可能需要額外的支持來應對MUP的影響。30.對MUP的反應可能因個人和社會心理因素而異，包括社會經濟劣勢，這可能與酒精的情境可得性相互作用。31這顯然是一個需要進一步研究的領域。
在我們討論結果的含義之前，有必要提一下我們研究的潛在優勢和局限性。我們的分析基於來自英格蘭和蘇格蘭的53347名女性和53143名男性的大樣本——除去18-34歲的過度抽樣——總體上代表了人口的性別和年齡結構(補充圖1和2樣本的貧困程度並不比英格蘭或蘇格蘭的整體人口多或少(補充圖3中斷時間序列分析的一個優點是在(n=173)之前和從MUP引入(n=25)開始(n=25)之前的大量數據點(每周消耗)，被認為對中斷時間序列分析足夠了。22總體而言，對前後分析而言，第二個優點是樣本量大(MUP引入前有88 894名受訪者，引入後有17 596名受訪者)。第三個優點是使用了位置控製，在靈敏度分析中包括整個英格蘭和英格蘭北部。位置控製允許控製幹預之外的其他外部因素，例如在6月、7月和8月影響整個英國的異常熱浪。32
首先，所有的結果都是基於飲酒的主觀報告。雖然這樣的主觀報告往往低估了所有歐洲國家的消費量，以銷售額或其他記錄數據衡量，33我們沒有理由相信，漏報情況會因國家或地區、或在MUP出台之前或之後而有所不同。時間軸跟蹤調查方法一直受到批評，因為它涵蓋的飲酒時間有限，因此錯過了參與者頻繁飲酒的嚴重偶發性場合。這種對個體進行分類的限製實際上是對總體平均特征的一種優勢;然而，時間越短，由於記憶造成的偏差就越小，總體平均值就越準確。34其次，與所有基於酒精的調查研究一樣，這項研究不能完全具有代表性。35統計理論規定，這種代表性需要基於概率抽樣設計(即對所有來自英格蘭和蘇格蘭的居民進行概率>0的分配)，並結合不受係統不回應影響的高回複率。36然而，在涉及酒精的現代調查中，無論采用何種方法，都無法達到這些條件。35 37-39相反，采用了基於性別、年齡、社會等級和地理區域的後分層，以便對一般人口作出概括。配額示例來自Kantar的托管訪問麵板。關於每年接受調查的3萬名受訪者的人數的數據無法獲得，也無法獲得，例如，基於Alcovision調查的現有出版物中沒有提到這一信息。15日16與家庭購買數據不同，家庭購買數據記錄了他們在哪裏進行的購買，從而解釋了跨境購買，我們無法解釋受訪者可能進行的任何跨境購買或飲酒。如果這是重要的(一項關於許可遵從性的研究表明它不是40)，人們可能會假設，以英格蘭北部或整個英格蘭作為對照，MUP在減少飲酒方麵的相關影響的估計大小會有所不同，但事實並非如此。最後，由於我們隻有截至2018年底的數據，我們無法檢驗MUP在當前期限之後的影響。
在我們的分析中，我們使用了中斷時間序列分析和前後分析。在間斷時間序列分析中，我們使用英格蘭(或北英格蘭)作為位置控製，創建新的因變量，蘇格蘭和英格蘭之間的差異。中斷時間序列分析是研究新引入的自然實驗(MUP的引入)影響的合適方法，該方法考慮了數據隨時間的季節性變化和自相關性。22前後分析隻是簡單地比較了引入MUP前後的方法。前後分析的結果通常與中斷的時間序列分析一起呈現，就像我們以前對家庭購買數據所做的那樣。9雖然我們加入了國家*事件的交互項(引入MUP)，這應該考慮到MUP之外發生在蘇格蘭和英格蘭的常見事件，但當比較引入MUP前的較長時間和引入MUP後的8個月期間時，我們的分析無法控製季節變化。
外部驗證指標35 39使用銷售41 42或者以家庭購買數據為基礎9日10證實了我們的結果，與英國在相同和較長時間內的比較，MUP的引入與飲酒的減少有關。最後，減少蘇格蘭的酒精消費是酒精政策總體國家戰略或框架的一部分，報紙已經廣泛報道了所有措施。不能排除的是，實際的下降可能部分是由於媒體對引入MUP的報道，而不是最低價格本身(例如，媒體影響似乎更大的酒精政策措施，見Møller)43)．然而，與對照組相比，媒體報道不太可能產生這種突然而持久的模式——也就是說，消費下降恰好從MUP引入之日開始，並持續一段時間。
盡管有這些潛在的局限性，大多數研究證實了我們的研究結果，即與英格蘭或英格蘭北部相比，MUP導致了整體酒精消費量的減少。9 10 41 42總的來說，研究是基於一些設計，包括從家庭購買數據或銷售記錄。我們的研究結果是基於對照組設計的，幹預措施隻在一組中引入，從而增強了我們對實際效果的信心。44
當公共衛生、體育和福利部長推出2018年酒精政策框架時，6他強調，通過減少酗酒最嚴重和最脆弱的飲酒者的酒精消費，減少健康不平等現象，這是實施《聯合行動計劃》的強烈動機。我們的結果表明，這一目標可能沒有完全實現:首先，我們發現，在我們的數據和迄今為止全球幾乎所有的調查中，45比男性減少的更多;第二，5%飲酒最重的男性飲酒與MUP相關;第三，年輕男性和生活在更貧困地區的男性與MUP沒有相關的消費量下降。這些結果是令人驚訝的，因為建模研究可能會給出相反的結果。11日14
我們隻能推測酗酒人數增加5%的原因。幾項研究發現，總的來說，重度飲酒者——包括有酒精使用障礙的人——對價格的反應比普通人群要少(也就是說，他們對價格的反應更缺乏彈性，他們的消費是由其他因素決定的46個47)．然而，雖然這可能解釋更低的削減，但它不能解釋消費的增加。這種兩極分化已經在幾項研究中被觀察到，在總體消費水平下降的情況下，重度飲酒者的消費卻在增加，通常發生在青少年和年輕人身上。48 49這些研究表明，這種極化意味著對標準集體理論的偏離，即所有子群體都朝著同一個方向變化，50但對於為什麼會這樣，卻沒有很好的解釋。
研究結果還可能表明，酒精對因飲酒而住院和死亡的影響較小，而這與男性和社會經濟地位較低的人的大量飲酒密切相關。51-54事實上，一項關於引入MUP後急診就診的大型對照研究並沒有顯示酒精相關急診就診的任何減少。55
在得出任何進一步的結論之前，我們需要在不同的研究中證實我們的性別、年齡、酗酒和社會經濟地位相關的發現。這似乎很重要，因為其他國家可能會對MUP的影響得出不同的結論。如果我們的研究結果確實得到證實，那麼可能需要考慮額外和/或不同的定價機製，以減少酒精導致的住院和死亡率。例如，飲酒造成的若幹危害，如公共秩序混亂和暴力，都與貿易飲酒特別相關。56立陶宛最近的經驗表明，在主要影響男子的稅收增加之後，全因死亡率大幅下降。57
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參考文獻
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