Under gårdagen publicerade SVT en artikel om ökning av slaganfall bland unga. Närmare bestämt handlar det om att ”förstagångsinsjuknandet i stroke ökat med 18 procent sedan mitten av 90-talet” bland män i åldern 35–44 år; bland kvinnor i samma åldersgrupp har det skett en ökning med 16 procent (Olsson 2014). Uppgifterna kommer från ett pressmeddelande från Folkhälsomyndigheten om en rapport, som skall offentliggöras den 2 juni (Folkhälsomyndigheten). Som Inger Heimerson från Folkhälsomyndigheten säger är det dock ”oklart” vad ökningen beror på.

Ett skäl till att vi inte vet vad ökningen beror på skulle kunna vara att det inte finns något att veta: att den är ett utslag av brus i de aktuella åldersgrupperna, där det inträffar förhållandevis få slaganfall, snarare än en genuin trend. Jag framförde den misstanken den 25 juli förra året när liknande nyheter presenterades.

Jag gjorde nu några tester av trenden för ”förstagångsinsjuknande” i slaganfall (sjukhusvård eller död i ICD-9: 431, 434, 436/ICD-10: I61, I63, I64 efter åtminstone sju år utan att något av dessa tillstånd rapporterats). Hos (Socialstyrelsen 2014) finns köns- och åldersspecifika uppgifter för detta för perioden 1994–2012. Jag använde en Poissonmodell, med följande typ av kommando i (R Development Core Team 2011) för att t.ex. skatta trenden bland kvinnor i åldersgruppen 35–44 år: glm(strf3544~str$y+offset(log(popf3544)),family=poisson)

Kommandot i exemplet förutsäger $strf3544$ (antalet förstagångsinsjuknanden bland kvinnor i åldersgruppen 35–44 år) utifrån $y$ (kalenderåret) med $popf3544$ (folkmängden i åldersgruppen, tillgänglig via (WHO) eller (SCB 2014)) som offset. Jag gjorde motsvarande tester för närmast föregående 10-årsintervall, 25–34 år, och närmast efterföljande 5-årsintervall, 45–49 år (där det totalt sett inträffar fler förstagångsinsjuknanden än i intervallet 35–44 år, varför skattningarna inte torde vara mindre säkra). Just för åldersgruppen 35–44 år hittades också en positiv trend för tidsvariabeln, som var starkt statistiskt signifikant både för kvinnor $(p\approx ,0041)$ och män $(p\approx ,0003)$. Nedanstående diagram visar regressionslinjerna för åldersgruppen tillsammans med observerat antal förstagångsinsjuknanden för de olika åren:

Vad som är bekymmersamt (eller ur ett folkhälsomässigt perspektiv kanske snarare glädjande) var att det inte gick att hitta några signifikanta trender för något av könen i de båda närliggande intervallen, 25–34 och 45–49 år. I det äldre intervallet var det trenden bland män som kom närmast statistisk signifikans $(p=,11)$, och den var sjunkande snarare än ökande. I det yngre intervallet var trenden inte i närheten av signifikant vare sig bland kvinnor $(p=,4077)$ eller män $(p=,383)$.

För alla tre åldersintervallen handlar det alltså om i hög grad överlappande födelsekohorter (de som varit 45–49 år under perioden 1994–2012 är födda 1944–67, de som varit 35–44 år är födda 1949–77 och de som varit 25–34 år 1959–87), som borde ha exponerats för likartade miljöfaktorer och genetiska faktorer. Etiologin bakom slaganfall torde vara likartad inom närliggande åldersintervall. Finns det då någon teoretisk rimlighet i att det skulle ske en ökning i bara det mellersta intervallet? Kanske kommer svaret i rapporten den 2 juni. Annars finns det en del som talar för att ökningen är slumpmässig.

Myndigheter som Folkhälsomyndigheten och Socialstyrelsen redovisar i sina rapporter köns- och åldersspecifika siffror för en rad olika sjukdomar, utan att de på förhand uppställt några tydliga hypoteser om att de skulle öka eller minska. Förr eller senare stöter de då på något som, när man betraktar det isolerat, ser ut som en tydlig trend, fast det i verkligheten bara är brus (det kan inte heller uteslutas att de låga $p$-värdena för åldersgruppen 35–44 år är relaterade till ”overfitting” som specifikt beror på avvikelser som följer ett visst mönster – t.ex. någon infektion som tenderar att leda till högre slaganfallsfrekvens vissa år). Vi kan jämföra med diskussionen om den i flera svenska medier omskrivna studien om svältande farmödrar, som jag refererade till den 24 mars: forskarna hade testat ett stort antal hypoteser om samband mellan förändringar i födotillgång under uppväxten och cirkulationsdödlighet hos framtida barnbarn, och när de till slut fick ett ”signifikant” utslag, blev det i media presenterat som ett sensationellt fynd.

I dag rapporteras i svenska media om en amerikansk studie, som uppges visa att antioxidanten resveratrol inte tycks ha någon effekt på olika hälsoparametrar. Resveratrol har påståtts vara en faktor bakom påstådda hälsofördelar med rödvin, fast den svenske forskaren Fredrik Nyström ”sågar” studien som irrelevant (Ewenfeldt 2014). Han hävdar att ”[v]i som forskar mer objektivt om alkoholintag och hjärt-kärlsjukdomar” sedan länge kommit fram till att det är ”alkoholen som är nyttig”. Litet längre ned vänder han sig emot den ”franska paradoxen”, som här beskrivs som att ”fransmännen kan äta fet mat, dricka mycket alkohol och ändå inte slå i taket när det gäller de nämnda sjukdomarna”. Han tänker sig att det inte heller har något stöd i modern forskning att (mättat) fett skulle vara farligt, och att det därför inte finns något paradoxalt med Frankrike, annat än den höga andelen rökare.

Ja, den 5 mars förra året visade jag på att Frankrike passar granska bra in i en modell som förutsäger åldersjusterade dödstal i kranskärlssjukdom (den grupp av cirkulationssjukdomar där man oftast tänkt sig att vin/alkohol skulle ha en skyddande effekt) utifrån totalkolesterol, blodtrycksnivåer, andelen diabetiker, andelen rökare och BMI. Alkohol inkluderas inte i modellen. Har det någon betydelse för att förklara skillnader i kranskärlsdödlighet på befolkningsnivå? Jag jämförde (med (R Development Core Team 2011)) uppskattningar av totalkonsumtion av alkohol per capita (i samtliga fall för befolkningarna som helhet) för åren 2005–11 (WHO 2011) med genomsnittliga könsspecifika dödstal i kranskärlssjukdom (ICD-9: 410–414, ICD-10: I20–I25) i åldersgrupperna under och över 65 år, för senaste år under 2000-talet med statistik tillgänglig via (WHO) i november 2012, för de 57 befolkningar där dessa uppgifter kunde tas fram. Det gick inte att hitta några signifikanta samband för någon av de fyra köns- och ålderskategorierna.

När jag jämförde med konsumtionen av liter alkohol per capita i form av vin i (WHO 2011) gick det däremot att hitta negativa samband med kranskärlsdödlighet både bland kvinnor (Kendalls $\tau \approx -,35,p<0,001$ under 65 år, $\tau \approx -,21,p\approx 0,02$ över 65 år) och män (Kendalls $\tau \approx -,30,p<0,001$ under 65 år, $\tau \approx -,20,p\approx 0,03$ över 65 år). Om man vill hävda att det reflekterar ett kausalsamband kanske man ändå inte behöver hävda att det är någon speciell komponent i viner förutom alkoholen: det skulle också kunna vara relaterat till dryckesmönster i befolkningar med ”vinkultur” (måttligt, i tiden utspritt alkoholintag). En visuell inspektion av sambanden tyder emellertid på att man kanske inte bör dra för stora växlar på sambanden. Nedanstående diagram visar sambandet bland kvinnor under 65 år (de övriga tre grupperna uppvisar likartat mönster):

Vi ser att det är några länder (traditionella vinländer vid Medelhavet som Italien, Portugal och Frankrike) som har både hög vinkonsumtion och låga dödstal. Men variationen bland länder med låg vinkonsumtion är stor: det är många av dessa (t.ex. Japan, Korea, Israel, Island och Norge) som har låga dödstal. Å andra sidan hör länder som tillhör det europeiska ”vinbältet”, men skiljer sig från medelhavsländerna i socioekonomiskt avseende, som Moldavien, till de som har högst dödstal i världen (tillsammans med andra länder från gamla Sovjetunionen, som inte har så hög vinkonsumtion). Det påminner om tidigare observerade korrelationer på befolkningsnivå mellan intag av fett och kranskärlsdödlighet, som i mitten av 1900-talet var positiva (åtminstone bland medelålders män) och senare negativa (som jag beskrivit t.ex. den 1 januari 2012). Även här verkar det primärt röra sig om korrelationer mellan kluster av befolkningar med likartade kulturella och socioekonomiska faktorer snarare om specifika samband med fett.

Kanske bidrar måttligt intag av alkohol ändå till att skydda mot kranskärlssjukdom; det får i så fall vägas mot andra negativa effekter, som kan variera med kön och ålder (White, Altmann, och Nanchahal 2002). Någon avgörande faktor på befolkningsnivå tycks det i alla fall inte vara.

Det har uppstått en debatt i Sverige kring en kampanj som dragits igång av företaget Proviva, som vänder sig mot ”hälsohets”. Nu har DN publicerat en artikel av Karin Bojs där hon menar att kampanjen hänger samman med att det aktuella företaget inte längre får marknadsföra sina drycker med probiotika med påståenden om positiva hälsoeffekter, som att de skulle vara ”[m]agens bästa vän”, eftersom det saknas tillräckligt vetenskapligt underlag för sådana effekter (Bojs 2014b).

Mot slutet av krönikan ställer sig Bojs också frågan om det verkligen stämmer att svenska folket lider av ”omfattande hälsohets”. Jo, vissa personer kanske gör det, i synnerhet en del unga kvinnor, hävdar hon, fast hon tillägger att ”[å] andra sidan hör just unga kvinnor till dem som äter sämst idag; många får till exempel i sig alldeles för mycket socker” (något som Provivas hälsodrycker innehåller en hel del av), och att medellivslängden för svenska kvinnor minskade något ”i den senaste mätningen”, något som hon tror hänger samman med rökning men kanske även med ”stillasittande och bristfällig kost”.

Det hon refererar till när hon talar om ”den senaste mätningen” är uppenbarligen de resultat som presenterades förra året och visade på en minskning av kvinnornas livslängd från 2011 till 2012; som jag skrev här i torsdags hade både kvinnornas och männens livslängd ökat från 2012 till 2013. Det är en sak att hon inte hunnit få med denna statistik, som SCB publicerade för några dagar sedan, i en sådan här artikel; mer bekymmersamt är hur hon genast tolkar en minskning av det slag som skedde från 2011 till 2012 som ett resultat av ogynnsamma livsstilsfaktorer. Tillfälliga svängningar i den förväntade livslängden är inte någon ovanlighet, vilket man enkelt kan konstatera bara genom en hastig titt på publicerade tabeller. Ofta hänger de samman med influensarelaterad överdödlighet, och när det gäller minskningen 2012 finns det, som jag påpekade i torsdagsinlägget, en god sådan förklaring: 2011/12 var det en intensiv influensasäsong med topp under senvintern, som dominerades av A(H3N2), den subtyp som orsakar mest överdödlighet bland äldre (säsongen 2012/13 var det fler verifierade influensafall totalt sett, men A(H3N2) var blandad med A(H1N1)pdm09 och influensa B, som inte drabbat äldre så hårt) (Smittskyddsintitutet 2013).

Dessvärre är det inte första gången Bojs artiklar innehåller förvirring när det gäller saker relaterade till epidemiologi eller statistik generellt. Den 16 december 2012 skrev jag om hur hon i samband med presentationen av Global burden of disease för 2010 använde sig av trender för absolut antal dödsfall i olika orsaker globalt för att påvisa negativa effekter av olika livsstilsförändringar. Det hade i det fallet varit mer relevant med någon typ av åldersjusterade dödstal – och sådana fanns också tillgängliga i de publikationer hon refererar och pekade i de flesta fall, för de orsaker hon diskuterade, i motsatt riktning jämfört med trenderna för antalet dödsfall.

För någon månad sedan uppmärksammade flera svenska medier, däribland DN, en artikel där en svensk forskargrupp, baserat på undersökningar i Överkalix, ansåg sig ha påvisat att förändringar i födotillgången för flickor, från god födotillgång till svält, skulle medföra ökad cirkulationsdödlighet hos deras framtida sondöttrar, vilket tillskrevs någon epigenetisk mekanism. Bl.a. påpekade sedan statistikern Olle Häggström på sin blogg att den statistiska analysen i den aktuella studien inte håller måttet: forskarna hade utfört signifikanstester på 24 olika samband mellan förändringar i födotillgång och barnbarnens cirkulationsdödlighet. Gör man så är sannolikheten stor att man hittar något ”signifikant” samband (om man använder sig av kriteriet $p<0,05$) bara genom slumpfel, även om det inte finns något samband i den underliggande populationen (Häggström 2014).

Bojs skrev sedan en krönika i DN, där hon hänvisade till Häggström och gick på att det var ett misstag att uppmärksamma studien på det sätt som gjorts (Bojs 2014a). Men när hon skall förklara begreppet statistisk signifikans säger hon att det ”brukar i medicinska sammanhang betyda att det är mindre än en chans på tjugo att det som ser ut som ett samband i själva verket bara är ren slump”. Problemet är att de tester det är frågan om inte i sig kan säga något om hur sannolikt det är att ett observerat samband har uppstått av slumpen; snarare handlar de om det omvända, om hur ofta ett samband åtminstone så starkt som det observerade skulle uppstå av en slump, alltså givet att det i verkligheten inte finns något samband. Jag påpekade detta i en kommentar till (Häggström 2014) den 2 mars, efter att någon postat en länk till krönikan, på vilket Häggström svarade att han redan underrättat Bojs om felet, och att hon ”utlovat en korrigering i webbversionen”. Nu har det emellertid gått tre veckor, och den ursprungliga formuleringen står fortfarande kvar i krönikan på DN:s hemsida.

Mot slutet av (Bojs 2014a) säger hon att slutsatser hon drar av fallet med den bristfälliga artikeln om svältdrabbade framtida farmödrar är att ”[n]yheter om vetenskap i stora medier bör hanteras av specialiserade vetenskapsjournalister”, som normalt sker på DN, att Karolinska institutets pressavdelning, som basunerat ut resultaten i studien, ”bör noga akta sin trovärdighet” och slutligen att ”biologer bör samarbeta mer med professionella statistiker”. Jag vill hävda att de exempel jag anfört ovan tyder på att även vetenskapsjournalister (min uppfattning är inte att Bojs utmärker sig negativt jämfört med andra svenska vetenskapsjournalister inom de områden jag diskuterat) bör samarbeta i ökad utsträckning med statistiker, om de inte skaffar sig bättre statistisk kompetens själva¹.

I förra inlägget illustrerade jag vissa problem med att jämföra orsaksspecifika dödstal mellan olika befolkningar över långa tidsperioder. Det uppstår lätt artificiella skillnader genom t.ex. förändringar i klassifikationen. Heterogenitet inom de dödsorsaksgrupper som jämförs kan dessutom leda till att dessa förändringar får olika starkt genomslag i olika populationer, vilket kan medföra artificiella trender i skillnader mellan befolkningarna. Mitt exempel var trender för kranskärlssjukdom bland yngre och medelålders personer i några skolexempel på ”lågriskbefolkningar” och ”högriskbefolkningar”.

Ett sätt att hantera dessa problem är att använda vidare kategorier av dödsorsaker. Används metoden urskillningslöst kan den förvärra problematiken: exempelvis är kategorin som utgörs av kroniska sjukdomar i andningsorganen kanske ofta mer stabil med avseende på artificiella trender än kategorin av alla sjukdomar i andningsorganen, eftersom den senare kategorin inkluderar lunginflammation, som är en vanlig komplikation till sjukdomar utanför andningsorganen, där praxis för att rapportera dödsorsak varierar mellan befolkningar och över tid. Men om det t.ex. sker artificiella förskjutningar mellan olika grupper av hjärtsjukdom kan man hantera det, på bekostnad av specificitet, genom att t.ex. titta på hela gruppen av hjärtsjukdomar. Nedanstående diagram visar trender för samma befolkningar och tidsperiod som förra inlägget, baserat på data från (WHO), för följande definition av hjärtsjukdomar: ICD-7: 400–447, ICD-8/9: 390–429, ICD-10: I00–I51 (definitionen inkluderar alla diagnoser i cirkulationskapitlet i respektive ICD-version som är explicit relaterade till hjärtat men även några ytterligare tillstånd, som vissa blodtryckssjukdomar och sjukdomar i lungcirkulationen, vilket beror på den låga upplösningen i den tillgängliga datan, i de fall de länderna inte använt sig av detaljlistan i ICD-10).

Diagrammet visar logaritmer av dödstal i hjärtsjukdomar från 50-talet bland kvinnor och män i angivna åldersgrupper i sex befolkningar. Se huvudtext för förklaring.

När det gäller män i den övre åldersgruppen är rankningen densamma som för kranskärlssjukdom i förra inlägget, men de relativa skillnaderna är mindre. USA och Finland hade ca 4 gånger så höga dödstal som Japan på 50-talet. Skillnaden mellan Japan och västländerna tenderade att öka fram till 70-talet men har senare åter minskat genom den snabba minskningen i de senare länderna. För kvinnor mellan 50 och 65 år har de relativa skillnaderna mellan de olika länderna varit mindre än för män, och Sverige låg fram till mitten av 80-talet lägre än Italien. Sedan ca 1980 har den relativa skillnaden mellan USA och övriga västländer ökat, genom att minskningen släpat efter i USA.

Bland män under 50 år har Sverige, Italien och Japan hela tiden legat nära varandra och har haft lägre dödstal än Finland och USA, även om skillnaderna reducerats sedan 70-talet. Bland kvinnor i motsvarande ålder fanns på 50-talet ett mönster där Sverige hade klart lägre dödstal än Italien, Finland, Japan och USA, som låg nära varandra. Sedan 70-talet har det i stället uppstått ett mönster där USA har högre dödstal än Japan och de tre europeiska länderna, som alla har legat på en liknande nivå. Ryssland har uppvisat stora svängningar i dödstalen men har inte vid något tillfälle sedan statistiken inleddes 1980 legat tydligt under de västliga högriskländerna i mitten av 1900-talet i någon av de fyra köns- och ålderskategorierna (bortsett från de yngre kvinnorna under Gorbatjoveran). Vi ser att de kraftiga hacken i samband med framförallt bytet till ICD-8 i Japan, som jag visade på i förra inlägget, försvinner när man studerar trender baserade på den vida definitionen av hjärtsjukdomar i stället för de kategorier för kranskärlssjukdom som jag använde dem där. Därför kan man anta att dessa växlingar beror på det som nämndes ovan: artificiella förskjutningar mellan olika grupper av hjärtsjukdomar.

Diagrammen illustrerar också en poäng som görs av ett par forskare i en artikel om vetenskaps- och hälsorapporteringens dödssynder (Roy och Sandberg 2013). Den tredje synden är att hävda att det skulle finnas några magiska lösningar i naturen när det gäller åldersrelaterade sjukdomar, som de exemplifierar med cancer, diabetes och hjärtsjukdom. De påtalar att högst livslängd och flest år med bibehållen hälsa finns i rika länder, vilket är att hänföra till sådant som vaccinationer, förbättrad sanitet och minskad rökning, och att de flesta av de åldersrelaterade sjukdomarna är mycket komplexa och inte har enkla orsaker som är lätta att rätta till. Ja, det finns vissa exempel på åldersrelaterade sjukdomar som har relativt enkla orsaker, som i princip skulle gå att rätta till om det inte vore för sociala och politiska hinder, som småcellig lungcancer (tobaksrök), men när det gäller sådana vida kategorier som ”hjärtsjukdomar” (om man utgår från en definition som den ovan) är deras observation förmodligen korrekt. Även populationer som betraktas som ”lågriskbefolkningar” när det gäller kranskärlssjukdom hade på 50-talet, i synnerhet bland kvinnor, en generell hjärtdödlighet som skulle betraktas som katastrofalt hög i ett rikt land idag.

Under gårdagen presenterade SCB ny befolkningsstatistik för 2013 (SCB 2014). Jämfört med 2012 har den förväntade livslängden vid födseln ökat från 83,54 till 83,71 år för kvinnor och från 79,87 till 80,09 för män. Den minskning av livslängden bland kvinnor som skedde från 2011 till 2012 har alltså vänts till en ökning. Kraftiga influensasäsonger kan ge tillfälliga minskningar av livslängden genom ökad dödlighet bland äldre, och så tycks ha varit fallet 2012, som jag skrev om när jag kommenterade uppgifterna det året den 29 mars 2013. Visserligen var det totala antalet verifierade influensafall ännu högre i början av 2013 jämfört med 2012, men det var lägre när det gäller influensa A(H3N2), som är den variant som orsaker mest överdödlighet bland äldre.

Trenden med minskande livslängdsklyfta mellan könen, som pågått sedan 80-talet, fortsätter dock: i relativa tal är skillnaden nu nere på samma nivå som på 50-talet. Under årtiondena fram till 70-talet hade klyftan ökat i både absoluta och relativa tal. Som jag skrev om i inlägget den 29 mars 2013 hänger dessa trender samman med förändringar i andelen dödsfall som tillskrivs diagnoser som kan hänföras till kranskärlssjukdom och lungcancer men även med förändringar i den relativa manliga överdödligheten i dessa orsaker. En sak man kan fråga sig är om det är frågan om genuina förändringar av risken för någon sjukdom med en specifik etiologi, eller om det rör sig om en förskjutning mellan olika undergrupper med sinsemellan varierande relativa frekvenser mellan könen. Förändringar när det gäller lungcancer är sannolikt till största delen av det första slaget och hänger samman med varierande skillnader i rökvanor hos kvinnor och män i olika generationer.

När det gäller ökande och sedan sjunkande manlig överdödlighet i kranskärlsdiagnoser är det emellertid mer problematiskt. Den 9 juli och 11 juli 2012 visade jag med data från USA och England/Wales på att det i diagnosgrupper som är specifika för ateroskleros fanns en i relativa tal stark manlig överdödlighet i medelåldern redan på 1920-talet. Min hypotes är att det inte så mycket var frågan om någon ”epidemi av kranskärlssjukdom” bland medelålders män i västvärlden under 1900-talet, utan snarare om en ökning av undergrupper av kranskärlssjukdom som kanske alltid haft en markant manlig överdödlighet, i förening med en minskning av andra hjärtåkommor som drabbat könen mer lika.

Nedanstående diagram visar, baserat på data från (WHO), utveckling från tidigaste till senaste år med tillgängliga data av genomsnittliga dödstal i 5-åriga åldersintervall mellan 50–54 och 60–64 och mellan 20–24 och 45–49 år i diagnoser som ingår i följande definition av kranskärlssjukdom/ischemisk hjärtsjukdom (IHD): ICD-7: 420–422, ICD-8/9: 410–414, ICD-10: I20–I25. För ICD-7 är det kateogrin A081 i den s.k A-listan (”arteriosklerotiska och degenerativa hjärtsjukdomar”); den har bl.a. använts i flera studier som studerat samband mellan kost och dödlighet under 50- och 60-talen (för översikt, se (Ravnskov 1998)). För de tre senare versionerna motsvarar koderna det som explicit definieras som ”ischemisk hjärtsjukdom”. Jag har inkluderat Sverige tillsammans med två av de länder som på 50-talet, när den hjärtepidemiologiska forskningen tog fart, sågs som utpräglade högriskländer (USA och Finland) och två av de länder som sågs som utpräglade lågriskländer (Italien och Japan). Som jämförelse inkluderas även ett modernt högriskland (Ryssland), där statistik finns tillgänglig först från 1980.

Diagrammet visar logaritmer av dödstal i ischemisk hjärtsjukdom från 50-talet bland kvinnor och män i angivna åldersgrupper i sex befolkningar. Se huvudtext för förklaring.

Den klassiska bilden av hög- och lågriskländer bygger framför allt på det mönster som ses bland män mellan 50 och 65 år. USA och Finland hade 5–6 gånger så höga dödstal som Japan vid denna tid. Rangordningen av de fem länder för vilka det finns 50-talsdata är i stort sett densamma i nutiden som för 60 år sedan. Men, som jag påpekade i förra inlägget, har dödstalen sjunkit även i länder som Japan och Italien, som adapterat en mer västerländsk livsstil. Kvinnor mellan 50 och 65 år har haft en liknande rangordning som männen, men skillnaderna mellan låg- och högriskländer på 50-talet var mindre både i absoluta och relativa tal (USA hade ca 2,5 gånger så höga dödstal som Japan), och den relativa minskningen har varit kraftigare i lågdödlighetsländerna. Dagens svenska kvinnor i åldersgruppen har ett dödstal som motsvarar Japan ca 1975 eller Italien ca 1995. När det gäller män under 50 låg USA och Finland högst på 50-talet, men det fanns inga större skillnader mellan Japan, Sverige och Italien, vilket de inte heller gör idag. Från 60-talet fram till början av 2000-talet låg dock Japan klart lägre även i denna grupp. På 2000-talet har USA haft högst dödlighet av de fem länderna. Mönstret för kvinnor under 50 år på 50-talet stämmer inte överens med de övriga grupperna: Japan hade högre dödstal än de övriga länderna och Sverige klart lägre. Under de senaste åren har de fem länderna legat nära varandra, förutom USA, som legat klart högre. Ryssland har, speciellt efter Sovjetunionens fall, haft kraftiga svängningar i dödlighet: ofta har nivåerna till och med legat högre än i USA och Finland på 50- och 60-talet.

Samtidigt är den använda IHD-definitionen uppenbart känslig för artificiella trender. Framför allt innebar skiftet från ICD-7 till ICD-8 i Italien och Japan 1968 en kraftig minskning av dödstalen, speciellt bland kvinnor och yngre. Detta visar på en betydande inre heterogenitet inom ICD-7-delen av definitionen. I Japan ökade dödstalen åter vid bytet till ICD-10 1995. Sverige, Finland och USA bytte från ICD-7 till ICD-8 vid ungefär samma år som Italien och Japan utan att det fick liknande dramatiska effekter. Att det finns en sådan heterogenitet mellan både länder, kön och åldersgrupper i effekterna av klassifikationsbytet tyder också på att övergången till ICD-8 innebar att kategorin blev mer specifik för tillstånd som varit relativt sett vanligare bland män i 50–60-årsåldern i högriskbefolkningar. Det är inte möjligt att använda någon mer specifik definition för ICD-7 med de data som är tillgängliga via (WHO) eftersom dessa är grupperade efter blocken i A-listan. Ett sätt att undvika artificiella trender är att använda sig av vidare kategorier, som hjärtsjukdomar generellt eller alla sjukdomar i cirkulationsorganen, men då försämras specificiteten ytterligare.