CC BY
78
А. Р. Туков, Г.И. Гнеушева, И.Л. Шафранский, Ю.В. Суворова
АНАЛИЗ РЕЗУЛЬТАТОВ НОВЕЙШИХ ЭПИДЕМИОЛОГИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЙ ВЛИЯНИЯ РАДОНА НА ЗАБОЛЕВАЕМОСТЬ И СМЕРТНОСТЬ НАСЕЛЕНИЯ
ФГБУ ФМБЦ им. А.И.Бурназяна ФМБА России, г. Москва
A. R. Tukov, G.l. Gneusheva, I.L. Shafransky, U.V. Suvorova
THE ANALYSIS OF RESULTS OF THE NEWEST EPIDEMIOLOGICAL RESEARCHES OF INFLUENCE OF RADON ON INCIDENCE AND MORTALITY
Center A.I.Burnazjan FMBA of Russia, Moscow
Ключевые слова: радон, население, рак лёгкого, методы исследования, заболеваемость, смертность.
Keywords: radon, population, cancer of the lung, methods investigation, incidence, mortality.
Цель: дать анализ литературы по методам оценки риска рака лёгкого от радона в жилых помещениях.
The purpose: to give the literature analysis on methods of the estimation of risk of a cancer lung from radon in the dwelling.
Сохранение и укрепление здоровья населения по-прежнему остаётся одной из наиболее актуальных проблем современной медицины. Известно, что в любом регионе население постоянно подвергается воздействию излучения от радона и дочерних его изотопов (ДПР).
Концентрация радона в воздухе зависит в первую очередь от геологической обстановки (так граниты, в которых много урана, являются активными источниками радона), а также от погоды. Радон хорошо просачивается в дома через такие отверстия, как трещины в бетоне, в местах соединения пола и стен, щели в полах, неболь
шие поры в стенах из пустотелых блоков, а также через сточные и дренажные трубы. Поэтому в подвалах и других помещениях, примыкающих к почвам (в первых этажах зданий) уровень радона обычно выше.
Уровень обмена между наружным воздухом и воздухом внутри жилых помещений зависит от конструкции дома, строительных материалов, применяемой практики проветривания и герметизации окон [ 1].
В ряде стран в рамках национальных исследовательских и правительственных программ в последнее двадцатилетие проводятся работы по оценке доз облучения от радона.
В России с этой целью в 1994 г. принята Федеральная целевая программа «Радон», направленная на ограничение облучения населения от природных источников ионизирующего излучения.
Радиоактивность радона в жилищах измеряется в беккерелях (Bq, Бк). Один беккерель соответствует преобразованию (распаду) одного атомного ядра в секунду. Концентрация радона подсчитывается как число распадов в секунду в одном кубическом метре воздуха (Bq/m3, Бк/м3). Средний уровень концентрации радона в наружном воздухе составляет от 5 до 15 Bq/m3, при этом наблюдаются как более низкие, так и более высокие уровни [ 1 ].
В результате ряда исследований глобальный уровень концентрации радона внутри помещений оценен в 39 Bq/m3, при значительных колебаниях в различных странах.
Основной опасностью для здоровья является повышенный риск развития рака лёгких в результате значительного воздействия радона. Об этом свидетельствуют многочисленные исследования, проведённые среди шахтёров урановых рудников.
На основе результатов этих исследований Международное агентство раковых заболеваний (1ЛЯС), орган ВОЗ, специализирующийся на изучении рака, и Национальная программа США по токсикологии классифицировали радон как человеческий канцероген [1].
С 90-х годов прошлого столетия стали проводиться многочисленные исследования в жилищах разных стран для выяснения влияния радона и ДПР на здоровье населения. Для описания риска рака лёгкого при облучении радоном используются различные методы и модели.
Методы оценки риска рака лёгкого от радона в жилых помещениях
Традиционно влияние соматических факторов и факторов внешней среды на формирование патологии изучается в ко-
гортных исследованиях, когда на протяжении многих лет можно наблюдать изучаемую когорту, фиксируя как начало заболевания, так и динамику внешних факторов. Вместе с тем, в случае с радоном возникает ситуация дефицита информации в силу незначительного числа случаев заболевания, а также в силу того, что манифестация заболевания происходит примерно в одни и те же сроки, в этой ситуации наиболее адекватным методом анализа становится метод «случай-контроль».
К недостаткам такого подхода можно отчасти отнести трудности в подборе контрольной группы, что в некотором смысле, определяет результат влияния на заболеваемость исследуемых факторов. Однако, масштабность сравнений (большое число случаев) делает эту субъективность менее значимой.
Метод анализа может быть реализован как с помощью процедуры безусловной логистической регрессии, когда исходные пары данных приводятся к логитам (разность логарифмов вероятности заболевания, рассчитанной для данного признака), другими словами, используется понятие Odds Ratio — отношение шансов [7,8,23,58,68], так и условной логистической регрессии. Во втором случае подгонка регрессии осуществляется, исходя из подбора одного или нескольких случаев к одному (нескольким) контролям. Функция
правдоподобия для условной логистической регрессии для варианта 1 случай — 1 контроль
имеет следующий вид:
П(1 + ехр(-с/,/?) 1 , (1)
где dj = х j — х 0 — различия в двух ковариационных векторах рассматриваемых выборок. [14].
Основу многих работ по эпидемиологии радона составляют исследования, использующие в своем анализе именно эти подходы. Всю сложность планирования исследования при этом составляет так называемый дизайн «эксперимента», кото
рый заключается в выборе переменных, могущих влиять на эффект, в данном случае на заболевание. Именно по этим переменным осуществляется подбор пар или групп сравнения с использованием метода случай-контроль. В работе Darby S. et al (1998) в качестве параметров стратификации использованы следующие:
• возраст,
• пол,
• образование,
• регион проживания,
• изменение места жительства,
• место работы, его изменение, профессиональные вредности (хром, асбест, никель, полициклические ароматические гидрокарбонаты и другие),
• концентрация радона в жилищах и по -месту работы,
• фактор курения (возраст начала курения. число выкуриваемых сигарет в день и экспозиция).
В работе использован классический вариант так называемой безусловной логистической регрессии, в которой логитам присваивается некоторая регрессионная зависимость от исследуемых признаков (в данном случае — от концентрации радона в жилом помещении).
Использование подхода, основанного на логистической регрессии, также
продемонстрировано в работах Haylock, Muirhead (подготовлено к печати). Метод основан на подгонке 2-х стадийной модели канцерогенеза к структуре данных, организованных в систему вложенных случай-контроль наблюдений.
Большой интерес представляет работа Lubin
et al.
Р[С= 11 x,d,n)/P[C=01 \,d,n]=t\\)(a'\)OR(d,n), (2) OR(d,n)=l+'Ljinid.
где: x — вектор ковариат,
OR — отношение рисков для числа лет d и числа сигарет п,
С— индикатор болезни, либо контроля, Р -вероятность.
Пуассоновская регрессия — редкий вариант использования в работе с данными по анализу влияния радона. Тем не менее, имеется одна работа, в которой использован этот подход когортного анали
за. В роли дозовой нагрузки при этом использована доза в единицах WLM.
Подход с использованием функции дожития реализован на данных анализа развития рака легких у крыс, подвергаемых воздействию радона. Модель использует вариант подгонки нелинейной регрессии по времени воздействия и WLM [26]. h(t,w)= (а+2) *t "* [k+F(w)l (3)
F(w) = p*w, где: h — функция риска, >v - доза в единицах WLM, t— время экспозиции, а, А — подгоняемые параметры.
Коэффициентр выражен в 10**6 WLM.
Вместе с тем, так называемая регрессия Кокса, по нашему мнению, более предпочтительна для анализа данных, имеющих некоторую временную протяженность, что позволяет построить функцию риска для исследуемого заболевания [25,59].
Полупараметрическая модель Кокса широко используется в анализе выживаемости для объяснения эффекта объясняющих переменных.
Время выживания для каждого члена когорты предполагает описание собственной функцией риска:
hi(t) = h(t;zi) = h0(t) exp(z'i ft), (4)
где г — вектор объясняющих переменных для /-го индивидуума,
Р — вектор неизвестных регрессионных параметров.
Функция правдоподобия выбирается исходя из предположения о дискретной временной шкале (SAS).
Самая очевидная механизменная подгонка радиационно-индуцированной заболеваемости для когорты, а также для кривой фоновой повозрастной заболева
емости злокачественными новообразованиями — многостадийная модель последовательной трансформации клетки, основанная на том факте, что на протяжении своей жизни клетка с какой-то скоростью претерпевает ряд превращений и с некоторой вероятностью может стать неопластической. Основной результат модели — запись функции риска, то есть, функции, описывающей выход неопластических клеток в единицу времени.
В этих моделях рассматривается три типа клеток: нормальные клетки, промежуточные или инициированные клетки и злокачественные клетки. Простота моделей позволяет классифицировать внешние агенты по трем категориям: инициаторы, которые стимулируют первый переход нормальной стволовой клетки в промежуточную стадию; «завершители», которые преобразуют промежуточную клетку в злокачественную путем второго перехода; и про -моторы, которые ускоряют деление клеток и увеличивают итоговое количество промежуточных клеток со временем.
В работе Moolgavkar S.H., CrossF.T., Luebeck G. (1990) предложена модель, основанная на имитации ветвящегося процесса.
Для математического описания процесса
была использована производящая функция Ф( г, у z, t) = £ р{х= /, Y= J, Z= k t}x yJ/ (5) i j k
Начальные условия: в начальный момент времени t= 0 имеется одна стволовая клетка Д0)= 1 и У(0)=0, Z(0)=0.
Функция « Ф» удовлетворяла прямому уравнению Колмогорова:
Ф (г) = <?Ф/<?г = {/ДО* +«|(f)t' +
+ Д(9-[»,(0+Д> + ММ Д дФ1сх+ (6)
{д,(г)г + а,(ф2+/Цг)-[а,(г) + /Цг) + /ь(г] у)оФ/<5у
с начальным условием Ф(0) = 1.
Выход опухолей (злокачественных клеток) связан с вероятностью P(t) h(t) = -dLog(l-P(t))/dt = -S-(t)/S(t), (7)
Kt)-.
(8)
где 57/;=SumZ, YP{X,Y,0} — функция выживаемости, S(t) = Ф(1,1,0,1).
Связь h(t) с производящей функцией будет выражаться соотношением:
ф'плдт
Ф(1ДД; t)
Решение — на основе уравнения Ри- Катти.
В работе Bijwaard Н., Brugmans M.J., Leenhouts Н.Р [11] использован другой подход, основанный на принципе введения дозово-модифипированных скоростей первой и второй мутации. При этом используется запись модели в виде системы дифференциальных уравнений.
В работе Heidenreich [30] использована упрощенная модель, записанная в детерминистском варианте для описания функции риска [59]. Модели упомянутых авторов использованы для оценки воздействия радона на здоровье шахтеров Колорадо и Швеции [59,68].
Оценка относительного риска рака лёгкого у населения
Полученные разными авторами результаты по риску рака лёгкого противоречивы. Так, В. Cohen (1998, 2002), проводивший исследования в 1729 округах США, пришёл к выводу о том, что смертность от рака лёгкого среди мужчин и женщин уменьшается с увеличением концентрации радона в жилищах, чем вызвал многочисленную критику [32,43,44,64].
Letoumeau и Kreienbrock также превышение рака лёгкого у населения при сравнении с контрольным не установили (относительный риск0,95—0,98) [41,33].
Большинство исследователей разных стран на обширном материале показали, что радон в жилищах ответственен за рак лёгкого. При этом рассматривают вопросы относительного риска (OR) рака лёгкого в зависимости от концентрации радона в жилых помещениях, длительности проживания в них, возраста, пола и курения.
В основном эти исследования проведены по методике случай-контроль.
Исследования, проведённые во Франции, Германии, Великобритании, Италии, Швеции, Финляндии, Испании, Чешской республике, США, [45,46,47] показали, что уровни рака лёгкого у населения, проживающего в домах с повышенными концентрациями радона, превышают таковые контрольного населения. По их данным, относительный риск для населения, живущего в течение 5—30 лет в этих условиях, составил для американских жителей США 1,205 на 100 Bq/m3, а для китайских 1,279.
В таблице 1 суммированы данные исследований по методике случай-контроль оценки риска рака лёгкого от радона по ряду стран с 1990 по 2005 год. Результаты исследований большинства авторов свидетельствуют о возникновении рака лёг
кого за счёт радона в жилых помещениях (относительный риск составил от 1,02 до 1,8 на 100 Bq/m3).
Ряд авторов приводит результаты исследования по величине относительного риска рака лёгкого у населения в зависимости от концентраций радона в жилых помещениях (см. рисунок).
Приведённые данные свидетельствуют о том, что с увеличением концентраций радона в жилищах повышается относительный риск рака лёгкого у населения, проживающего в домах в течение от 5 до 35 лет. В основном относительный риск составил от 1,04 до 1,4 Bq/m3 в зависимости от уровней радона.
Более высокие цифры относительного риска в своих исследованиях, превышающих 2,0 на 100 Bq/m3 отметили Bochiccho (2004), Barros-Dios (2002). Ав-
Таблииа I
Относительный риск рака лёгкого при облучении радоном в жилищах
Автор Год Регион Популяции Кол-во сл / контр Время измерения радона Относит риск на 100 Bq/m3 Доверит интервал 95 %
Schoenberg etall 1990 США женщины 480/442 1 год 1,49 1,89-1,89
Blot et all 1990 Китай женщины 308/356 1 год 0,95 недостоверно -1,08
Pershagen 1992 Швеция женщины 201/378 1 год 1,16 0,89-1,92
Pershagen 1994 Швеция оба пола 1281/2576 3 месяца 1.10 1,01-1,22
Letoumeau 1994 Канада оба пола 738/738 1 год 0,98 0,87-1,27
Alavanja 1994 США женщины некурящие 538/1183 1 год 1,08 0,95-1,24
Auvinen 1996 Финляндия оба пола 517/517 1 год 1,11 0,94-1,31
Ruosteenoja 1996 Ю Финляндия мужчины 318/1500 2 месяца 1,80 0,90-3,50
Darby 1998 Англия оба пола 982/3185 6 месяцев 1,08 0,97-1,20
Alavanja 1999 США женщины 477/516 1 год 1,27 0,88-1,53
Sandler 1999 США 963/949 1 год 1,02 0,79-1,51
Sandler 1999 США 511/862 1 год 1,03 0,80-1,55
Field 2000 США женщины 413/614 1 год 1,24 0,95-1,92
Kreienbrock 2001 Зап Германия оба пола 1449/2297 1 год 0,97 0,82-1,14
Lagarde 2001 Ш веция некурящие 436/1649 3 месяца 1,10 0,96-1,38
Tomasek 2001 Чешская респ - 173/12000 1 год 1,10 1,04-1,17
Pisa 2001 Италия - 138/291 1 год 1,40 0,3-6,6
Wang 2002 Китай оба пола 768/1659 1 год 1,19 1,05-1,47
Kreuzer 2003 Зап Германия - 1192/1640 1 год 1,08 0,97-1,20
Baysson 2004 Франция - 486/984 6 месяцев 1,04 0,99-1,11
Lubin 2004 Китай - 1050/1996 - 1,33 1,07-1,91
Bocchichio 2005 Италия - 384/404 6+6 месяцев 1,14 0,89-1,46
Krewski 2005 США - - - 1.11 1,00-1,28
торы считают, что в данных случаях это ный риск рака легкого по данным разных произошло за счет воздействия радона и авторов составил от 0,08 до 0, 29 на 100 табакокурения Избыточный относитель-Bq/m1 (Табл 2)
Таблица 2
Избыточный относительный риск рака лёгкого у населения
Авторы год Избыточный относительный риск рака легкого на 100 Бд/ш3 Примечания
Bochicchio 1996 0,14
Wang 2002 0,19
Wilcox 2008 0,13 мужчины
0,29 женщины
Tomasek 2001 0,087
Kreuzer 2003 0,08 для всех
0,09 для проживающих 30 лет
Krewski 2006 0,18
Таблица 3
Относительный риск рака лёгкого в зависимости от кумулятивных уровней облучения
Кумулятивные экспозиции WLM Средняя медиана WLM Относительный риск Доверительный 95% интервал
0-4,23 3,16 1,0 -
4,24-8,47 6,18 1,34 0,81-2,22
8,48-12,70 10,50 1,73 0,99-3,04
12,71-16,94 14,58 1,62 0,88-2,99
> 16,95 21,16 1,79 0,99-3,26
Field (2000) привёл материалы линейной зависимости рака лёгкого от кумулятивных уровней облучения радоном и ДПР в единицах WLM (Working Level Month). Накопленные уровни облучения населения за 5—19 лет в штате Айова за 1993—1997 гг. составили от 0 до 21,16 WLM (Табл. 3).
Явно прослеживается положительная корреляция относительного риска от кумулятивных уровней облучения населения. Автор утверждает, что пролонгированное радиационное воздействие от радона является второй ведущей причиной рака лёгкого после воздействия сигаретного дыма. То же отметил Karsenty (2001).
Гистологические исследования случаев рака лёгкого показало, что риск определён только для мелкоклеточного рака [67].
Krewski (2005), Pearce (2005) отмечали уменьшение относительно риска рака лёгкого с возрастом на момент смерти.
В систематический анализ влияния радона в воздухе жилых помещений на риск развития рака лёгкого включены данные 13 исследований методом случай-контроль, которые проведены в 9 европейских странах. Всего было изучено 7 148 случаев заболевания раком лёгкого и 14 208 контрольных случаев (Darby et al, 2005). Установлено, что абсолютный риск рака лёгкого к возрасту 75 лет жителей, проживающих в условиях радиационного воздействия от радона в течение 5—34 лет при концентрациях радона 0,100 и 400 Bq/m3 , составляет 0,4, 0,5 и 0,7% соответственно для некурящих, для курильщиков сигарет в 25 раз больше, т.е. 10, 12 и 16%
соответственно. Риск повышенного рака лёгкого с возрастанием концентраций радона составляет 8,0% на 100 Bq/m3.
Считают, что вдыхание радона ежегодно является причиной 20000 случаев рака лёгкого с летальным исходом в Европе, что составляет 9% от случаев рака лёгкого со смертельным исходом. Авторы заключают, что радон в жилищах несёт ощутимый риск, особенно для курильщиков. Он ответственен за 2% от всех смертей от онкологический заболеваний в Европе.
По данным Gray (2009) 3,3 % всех смертей от рака лёгкого обусловлено радоном в жилых помещениях. Свыше 85% их возникли при концентрациях радона ниже 100 Bq/m3, вызванных совместно радоном и курением. Поданным Baysson (2005) риск рака лёгкого возрастает на 4% на 100 Bq/m3.
Обобщённый анализ результатов радиационного воздействия радона на население 7 штатов Северной Америки 16 авторами представлены в статье Krewski с соавторами (2006). Оценены риски рака лёгкого для жителей, проживающих в данных территориях в течение 5—30 лет. Отмечено, что относительный риск рака лёгкого линейно возрастает с концентрацией радона в помещениях. Избыточный относительный риск в среднем составил 0,10 на 100 Bq/m3, для женщин 0,17 и для мужчин 0,03 на 100 Bq/ m3. В основном среди умерших от рака лёгкого превалировали аденокарциномы, в меньшей степени мелкоклеточный рак.
Наибольший избыточный относительный риск установлен в возрасте 60—64 лет, (0,70 на 100 Bq/m3), затем он снижает -
ся к 70 годам до 0,01 на 100 Bq/m3 и в возрасте > 75 лет не обнаружен У курящих избыточный относительный риск более высокий по сравнению с некурящими Это же отмечено у горнорабочих урановых шахт Обычный избыточный относительный риск легкого среди них был определен равный 0,98 на 100 WLM (95% вероятностью 0,18—3,08), в то время как для курящих он составил 3,04 (1,2—7,7) [36]
По данным Европейской комиссии [21] кумулятивный абсолютный риск смерти от рака легкого к 75 годам для курильщиков значительно более высокий по сравнению с некурящими и возрастает с концентрацией радона в помещениях
Первые масштабные исследования в России по методу случай-контроль связи рака легкого и облучения радоном выполнены в городке Первоуральске и Кар- пинске Свердловской области [2,3,4] Разработана модель риска рака легкого, которая является мультипликативной и учитывает достигнутый возраст и уменьшение канцерогенной восприимчивости легких с увеличением достигнутого возраста
Установлено, что при концентрации радона выше 75 Bq/m3 зависимость доза- эффект является линейной возрастающей Прирост относительного риска рака легкого на 100 Bq/m3 равен 0,12 (95% доверительный интервал 0,07— 0,17) Рассчитанное значение дополнительного риска рака легкого для населения Свердловской области при облучении ДПР радона составляло 14%
Установлено, что облучение при концентрации радона 100 Bq/m3 увеличивает пожизненный риск рака легкого в 1,5 раза, а при уровне 200 Bq/m3 в 1,9 раза по сравнению со спонтанной заболеваемостью
Выводы
Анализ основных исследований, проведенных в Европе, Северной Америке, Китае и России показал, что радон, присутствующий внутри помещений, способствует развитию рака легкого
Зависимость доза-эффект представлена линейной и не имеющей порога величины, что означает, что повышение риска развития рака легкого прямо пропорционально возрастанию концентраций радона и значительно повышается у курильщиков Предусмотренные НРБ-99 ограничения облучения населения за счет радона в жилых помещениях при проектировании и эксплуатации являются оправданными и даже необходимо стремиться к их снижению путем проведения защитных мероприятий и улучшения вентиляции помещений Поскольку радон, как отмечено рядом авторов, является второй причиной рака легкого после воздействия на население сигаретного дыма необходимо усилить пропаганду здорового образа жизни без курения
Литература
1 ВОЗ Информационный бюллетень 2005, VI, №291, С 1-4
2 Жуковский М В , Ярошенко И В , Екидин А А и др Радон в жилых помещениях Среднего Урала медицинские последствия его воздействия ж Медицинская радиология и радиационная безопасность 2003, №2, С 5-17
3 Кирдин И А Радиационный риск при облучении радоном в жилищах Авто- реф дисс канд физ-мат наук Екатеринбург 2003, 24 с
4 Ярмошенко И В Закономерности облучения населения изотопами радона на примере Свердловской области Ав- тореф дисс канд физ-мат наук Екатеринбург, 1999,23 с
5 Alavanja М С , Brownson R С , Lubin J Н et al Residential radon exposure and lung cancer among nonsmoking women J Natl Cancer Inst 1994,86,1829-1837
6 Alavanja M С , Lubin J H , Mahaffrey J A et al Residential radon exposure and risk of lung cancer in Missouri Am J Publie Health 1999, 89, P 1Q42-1Q48
7 Auvinen A , Makelainen I , Hakama M
et al. Indoor radon exposure and risk of lung cancer: A nested case-control study in Finland. J. 19. Natl. Cancer Inst. 1996, 90, P.966-972.
8. Barros-Dios J.M., Barreio M.A., Ruano- Ravina A. et al. Exposure to Residential radon and lung cancer in Spain: A population-based case- 20. control study. Am. J. Epidemiology, 2002, 156
(6), P. 548- 555.
9. Baysson H., Tirmarche M., Tymen G. et al. Indoor radon and lung cancer in Franc. 21. Epidemiology. 2004, 15(6), P. 709-716.
10. Baysson H., Trinarch M., Tymen G. et al. Indoor radon exposure and lung cancer risk. Results of an epidemiological study carried in 22. France. Rev. Mai. Respir. 2005, 22 (4), P. 587594.
11. Bijwaard H., Brugmans M.J., Leenhouts FI.P. A consistent two-mutation model of lung cancer 23. for different data sets of radon- exposed rats. Radiat. Environ. Biophys. 2001,40, P.269-277.
12. Blot W.J., Xu Z.Y., Boice J.D. et al. Indoor radon and lung cancer in China. J. Natl. Cancer 24. Inst. 1990, 82, P. 1025-1030.
13. Bochicchio F., Forastiere F., Farch S. et al. Residential radon exposure, diet and lung cancer
a case-control study in a Mediterranean region . 25. Jnt. J. Cancer, 2005, 10. 114 (6), P. 983-991.
14. Breslow N., Day N. Statistical methods in cancer research. The analysis of case- control studies. Lyon, 1980, Vol 1, 350 p.
15. Cohen B.L. Cancer risk from Low-Level 26. Radiation. AJR, 2002, 179, P 1137-1143.
16. Cohen B.L. Response to Lubin's Proposed explanations of our discrepancy. Health Physics. 27. 1998, V. 75, №1, P. 18-22.
17. DarbyS., Hill D. and Doll R. ClinicalTrial .
Service Unit and Epidemiological studies Unit University of Oxfod UK. Annal of 28. Oncology. 2001, 12, P. 1341-1351.
18. Darby S., Hill D., Auvinen A. et al. Radon in homes and risk of lung cancer: collaborative analysis in individual date from 13 Europen case Control studies
British Medical J., 2005, 330, P. 223-227. Darby S., Whitley E., Silcocks P. et al. Risk of lung cancer associated with residential radon exposure in south-west England: a cose-control study. Br. J. Cancer. 1998, 78, (3), P. 394-408. Denman A.R., Parkinson S., Johnstone M. et al. Radon in the workplace: implications of studies of post — remediation monitoring. Ratiat. Dosimetry. 2004, 111 (1), P. 51-54. European commission study of lung cancer risk and residential radon exposure. Final report. Directorate — General of Research, Euratom, 2007, 5 p.
Field R.W. A review of residential radon case-control epidemiologic studies performed in the United States. Rev. Environ. Health, 2001, 16 (3), P. 151-167.
Field R.W., Steck D.J., Smith B.J. et al. Residential radon gas exposure and lung cancer. The Iowa Radon Lung Cancer Study. Am. J. Epidemiol. 2000, 151(11), P. 1091-1102. Field R.W., Steck D.J., Smith B.J. et al. The Iowa radon lung cancer study-phase 1: Residental radon gas exposure and lung cancer. Sci Total Environ. 2001, 272 (1- 3), P. 67-72. Finkelstein, Murray M. Clinical measures, smoking, radon exposure, and risk of lung cancer in uranium miners. Occupational & Environmental Medicine. 1996, 53(10), P.697-702.
Gibert E.S., Cross F.T., Dagle G.E. Analysis of lung tumor risk in rats exposed to radon. Rad. Res. 1996, 145(3), P. 350-360. Gray A., Read S., Me Gale P. et al. Lung cancer deaths from indoor radon and the cost effectiveness and potential of policies to reduce them. British Medical J., 2009, 6,338,3110. Hazelton W.F., Cross F.T., Heidenreich W.F. and Moolgavkar S.H. Analysis of historical cohort of Chinese tin miners with arsenic, radon, cigarette and pipe
smoke exposure using the biologically based 39. two-stage clonal expansion model. Rad. Research. 2001, 156, P. 78-94.
29. Heidenreich W.F., Jacob P., Paretzke
H. G. et al. Two-step model for the risk of 40. fatal and incidental lung tumor in rats exposed to radon. Rad. Research. 1999, 151(2), P. 209-217.
30. Heidenreich W.F., Luebeck G.E., Moolgavkar S.H. Effects of exposure uncertainties in the TSCE model, and application to the Colorado 41. miners data. Rad. Research. 2004, 161(1), P. 7281.
31. JCRP Task Group 64. Radon review. Assessment and control of lung cancer risk from 42. radon. 2009, 23 p.
32. Karsenty E., Zeventhal A. Exposure radon gas at schools, Cohen's paradox and public health policy. Harefuah. 2001, 140 (9), P. 872-876.
33. Kreienbrock L., Kreuzer M., Gerken M. et al. 43. Case-control study on lung cancer and residential radon in western Germany. Am.
J. Epidemiol. 2001, 153(1), P. 42-45.
34. Kreuzer M., Heinrich J., Wolke G. et al. Residential radon and risk of lung cancer in 44. Eastern Germany. Epidemiology. 2003, 14 (5),
P. 559-568.
35. Krewski D. Lubin J.H., Zielinski D.P. etal Residential radon and risk of lang cancer. A combined analisis of 7 North American case- 45. control studies. Epidemiology 2005, 16, P. 137145.
36. Krewski D., Lubin J.H., Zielinski J.M. et al. A 46. combined analysis of North American case-control studies of residential radon and lung cancer. J. Toxicol Environ. Health Part A. 2006, 69(7), P. 533-597. 47.
37. Krewski D., Mallich R., Zilinski et al. Modeling seasonal variation in indoor radon concentrations. J. Expo. Anal. Environ Epidemiol. 2005. 15 (3), P. 234- 243. 48.
38. Lagarde F., Axelsson G., Damber L.et al. Residential radon and lung cancer among never-smokers in Sweden. Epidemiology. 2001, 12 (4), P. 396-404.
Lagarde F., Falk R., Almren K. et al. Glass-based radon-exposure assessment and lung cancer risk. J. Expo Anal Environ. Epidemiol. 2002, 12(5), P. 344-354. Leenhouts H.P., Brugmans M.J. Calculation of the 1995 lung cancer incidence in the Netherlands and Sweden caused by smoking and radon: risk implications for radon. Radiat. Environ. Biophys. 2001,40, P. 11-21. Letourneau E.G., Krewski D., Choi N.W. et al. Case-control study of residential radon and lung cancer in Winnipeg, Manitoba, Canada, Am. J. Epidemiol. 1994, 140(3), P. 310-322. Leuraud K., Billon S., Bergot D. et al. Lung cancer risk associated to exposure to radon and smoking in a case-control study of French uranium miners. Health Phys. 2007,92 (4), P.371-378.
Lubin J.H. On Discrepancy between epidemiologic studies in individuals of lung cancer and residential radon and Cohen's ecologic regression. Hialth Physics. 1998, v. 75, №1, P. 4-10.
Lubin J.H. Rejoinderi Cohen's response to «On the discrepancy between epidemiologic studies in individualis of lung cancer and residential radon and Cohen's ecologis regression». Health Physics, 1998, V. 35, №1, P. 29-30. Lubin J.H. Studies of radon and lung cancer in North America and China. Radiat. Prot. Dosimetry, 2003, 104 (4); P. 315-319. Lubin J.H., Boice J.D. Lung canser risk from residental radon: meta-analysis of eigh epidemiologic studies. J. Natl. Cancer Inst. 1997, 89. P. 49-57.
Lubin J.H., Wang Z.Y., Boice J.D. et al. Risk of lung canser and residehtial radon in China: pooled results of two studies. Int. J. Cancer, 2004, 109 (1) P. 132-137. Moolgavkar S.H., Cross F.T., Luebeck G. et al. A two mutation model for radon- induced lung tumor in rats. Rad. Res. 1990, 131, P.28-37.
49 Morrison H I, Villeneuve P J , Lubin J H 60 et al Radon progeny exposure and lung cancer risk in a cohort of Newfoundland fluorspar miners Rad Res 1998, 150, P 58-65
50 Pahwa P , McDuffie H Cancer Among 61 Potash Workers in Saskatchewan Journal
of Occupational & Environmental
Medicine 2008, 50(9), P 1035-1041 62
51 Pavia M , Bianco A , Pileggi C et al Meta- analysis of residential exposure to radon gas and lung cancer Bull World
Health organ 2003, 81 (10), P 732-738 63
52 Pearce J , Boyle P Examining the relationship between lung cancer and radon in small areas across Scotland Health Place, 2005, 11, P 275-282
53 Pershagen G , Akerblom G , Axelson O 64 et al Residential radon exposure and lung
cancer in Sweden N Engl J Med 1994, 330, (3),P 159-164
54 Pershagen G , Liang Z H , Hrubec Z et
al Residential radon exposure and lung 65
cancer in Swedish women Health Phys, 1992,63,(2), P 179-186
55 Pisa F E , Barbone F , Betta M et al
Residential radon and risk of lung cancer 66
in an Italian alpine area Arch Environ Health, 2001, 56, (3), P 208-215
56 Puskin J S Smoking as a confo under in
ecologic correlations of cancer mortality 67
rates with average county levels Health Physics, 2003, 84(4), P 526-532
57 Ruosteenoja E , Makelainen I , Rytomaa
P et al Radon and lung cancer in Finland 68
Health Phys 1996, 71(2), P 185-189
58 Schoenberg J B , Klotz J B Wilcox H B et al Case-control study of residential radon and lung cancer among New Jersey women Cancer Res 1990,50,6520-6524
59 Smemovsky Z , Landa K , Rossner P et al Increased risk of cancer in radonexposed miners with elevated frequency of chromosomal aberrations Mutation research , 2002, V 514, no 1-2, P 165176
Straja S R, Moghissi A A Commet on «On the discrepancies between epidemiologic studies of lung cancer and residential radon and Cohen's ecologic regression» Health Physics 1999, V 76, №3,P 316-317
Tomasek L Radon exposure and lung cancer risk — Czech cohort study on residential radon Sci Total Environ 2001, 272, P 43-51 Tomasek L , Muller T , Kunz E et al Study of lung cancer and residential radon in the Czech Republic Cent J Publ Health 2001, 9(3), P 150153
Tracy B L, Krewski D , Chen J et al Assessment and management of residential radon health risk a report from the health Canada radon workshop J Toxicol Environ Health A 2006, 69 (7), P 735- 758 Van Pelt W R Epidemiological associations among lung cancer, radon exposure and elevation alove sea level a reassessment of Cohen's county level radon study Health Phys, 2003, 85(4), P 397-403
Veiga L H , Koifman S , Melo VP et al Preliminary indoor radon risk assessment at the Pocos de Galdas Plateau, M G - Brazil J Environ Radioact 2003, 70(3), P 161-176 Wang Z, Lubin J , Wang L et al Residential radon and lung cancer risk in a high-exposure area ofthe Gansu Province, China Am J Epidemiol 2002, 155(6), P 554-564 Wichmann H E , Rosano A S , Heid J M et al Increased lung cancer risk due to residential radon in poolet and extended analysis of studies in Genmany Health Phys 2005, 88 (1), 71-79 Wilcox H B , Al Zoughool M , Garner M J et al Case-control study of radon and lung cancer in New Jersey Radiat Prot Dosimetry 2008, 128(2), P 169-179
