ИЗУЧЕНИЕ ТЕНДЕНЦИЙ ЗАГРЯЗНЕНИЯ АТМОСФЕРНОГО ВОЗДУХА Текст научной статьи по специальности «Химические технологии»

ние. Применение новых технологических приемов обработки воды и реагентов обусловливает необходимость их своевременной гигиенической апробации и оценки.

Хозяйственное освоение засушливых и полузасушливых территорий СССР в условиях недостатка пресной воды и наличия водоисточников с соленой водой высокой минерализации выдвигает задачи ее опреснения. В настоящее время работает более 200 опреснительных установок, главным образом в сельских населенных пунктах. В десятой пятилетке будет введено в строй более тысячи таких установок. Наиболее перспективным для небольших сельских населенных пунктов является опреснение воды на электродиализных установках, серийно выпускаемых в нашей стране (ЭОУ-НИИПМ-25), которые позволяют опреснять воды с уровнем минерализации порядка 2—6 г/л. Опыт эксплуатации этих установок показывает, что с их помощью можно получить воду, по солевому составу соответствующую требованиям ГОСТа 2874-73.

Оценивая изменения в характере сельского водоснабжения, происшедшие в последние годы, и перспективы его развития, следует указать, что создание рациональных систем сельскохозяйственного водоснабжения, отвечающего всем гигиеническим требованиям, возможно только при комплексном подходе к решению этой сложной проблемы специалистами различных областей науки и техники.

ЛИТЕРАТУРА

Бородавченко Н. И. — Гидротехн. и мелиорация, 1976, № 4, с. 2—7. Ветрилэ Л. А. Некоторые вопросы гигиенической оценки метода искусственного пополнения запасов подземных вод. Автореф. дис. канд. М., 1973. Гурвич Л. С., Новиков П. В., Сайфутдинов М. М. — В кн.: Современные вопросы водопользования населения и санитарной охраны водоемов. М., 1976, с. 58. Дик Э. А., Петровский Л. Э. — Гиг. и сан., 1974, № 7, с. 90—92. Перлина А. М., Коробельников В. М., Шуберт С. А. и др. — Водоснабжение и сан.

техника, 1974, № 6, с. 7—10. Сайфутдинов М. М., Гредескул Л. Л., Болдина 3. Н. и др. — В кн.: Современные вопросы водопользования населения и санитарная охрана водоемов. М., 1976, с. 46—49.

Цапко В. П., Мелешко Г. И.. Ванюрихина Л. Н. — Гиг. и сан., 1974, № 9, с. 91.

Поступила 9/Х 1978 г.

За рубежом

УД К1® 14.71/. 73-07

Канд. мед. наук Й. Калпаэанов, канд. хим. наук М. Аргирова

ИЗУЧЕНИЕ ТЕНДЕНЦИЙ ЗАГРЯЗНЕНИЯ АТМОСФЕРНОГО ВОЗДУХА

Медицинская академия, Институт гигиены и профессиональных заболеваний, София,

Болгария

В настоящей работе мы поставили себе задачей поделиться опытом исследования тенденций к загрязнению двуокисью азота нескольких населенных пунктов (промышленных центров) Болгарии. Для этой цели использовали метод наименьших квадратов (Ю. В. Линник; В. Христов). В каждом населенном пункте проводили ежемесячные наблюдения (по 6 дней в каждом месяце) в рамках системы текущего контроля. Метод наименьших квадратов применяли при определении средних годовых концентраций по пунктам. Наблюдения за двуокисью азота проводили в одних населенных пунктах в 1971—1977 г., в других — в 1972—1977 гг.

Таблица I

Сравнение коэффициентов корреляции

Населенный пункт Номер кривой, по которой вычислена корреляция

1 2 3 4 S в

София 0,234 0,240 0,235 0,196 —0,240 0,207

Пловдив —0,235 0,496 —0,162 —0,284 0,094 —0,213

Стара-Загора 0,367 0,603 0,219 0,338 —0,074 0,180

Димитровград —0,083 0,241 -0,160 —0,086 0,223 —0,165

Бургас 0,076 0,485 0,253 0,110 —0,213 0,197

Девня 0,180 0,498 0,271 0,110 —0,314 0,223

Варна 0,136 0,499 0,238 0,049 —0,302 0,153

Плевен —0,006 0,394 —0,086 0,022 0,131 —0,060

Известно, что при использовании метода наименьших квадратов тип кривой определяется обычно визуально с помощью так называемой диаграммы рассеивания. Для точности мы не придерживались этой практики, а поступали следующим образом.

При средней годовой концентрации двуокиси азота у в соответствующем пункте и очередном номере года наблюдения х (хх= 1 и т. д.) вычисляли коэффициент корреляции r7, х кривых:

y = Bt + B1x. (1)

y=B0 + Blx + В*х*. (2)

y = B0+B1\ogx. (3)

logy = B0 + B1x. (4)

У = В0 + В1Х' (5)

logy= s0+Bjlog*. (6)

Наиболее подходящей следует считать кривую, дающую самое высокое абсолютное значение коэффициента корреляции. Из табл. 1 видно, что кривая т. е. парабола II степени, оказалась наиболее подходящей для наших данных. Действительно, гу> х имеет значительно больший размер, чем другие кривые, за исключением Софии, где кривая 2 не выражена так ясно.

В табл. 2 представлены уравнения тенденций, вычисленные методом наименьших квадратов: сначала увеличение концентрации, впоследствии снижение ее (Пловдив, Бургас, Девня, Варна) и наоборот, сначала снижение, а затем увеличение (София, Стара-Загора, Димитровград, Плевен). Визуальное представление о фактических данных и тенденции для г. Стара-Загора дает рисунок.

Таблица 2

Тенденции средних годовых концентраций

Населенный пункт Уравнение тенденции Год наблюдения

София У = 0,01612 - - 0,00004* 4- 0.00015*2 1972- -1977

Пловдив У = 0,01091 + 0,00615* — 0,00097дс2 1972- -1977

Стара-Загора У = 0,01900 - - 0,00485* + 0.00073*2 1971 — -1977

Димитровград У = 0,02755 - - 0,00458* + 0.00048*2 1971- -1977

Бургас У = 0,01297 + 0,02110* — 0.00284*2 1972- -1977

Девня У = 0,00160 ч Ь 0,01137* —0,00129*2 1971- -1977

Варна У = 0,00080 + 0,01272* — 0.00147*2 1971- -1977

Плевен У = 0,02190 - - 0,00507* + 0.0062*2 1971- -1977

0.030

0,020

0,010

I

£ &

Й

1

59 1

к 2?

В качестве одной сравнительной меры степени изменения концентрации (по уравнениям тенденций) использовали процентное отношение между первой производной и средней концентрацией за тот же период, т. е.:

у'

100,

х

где у'=В1+2В2х принимает различные значения в каждом из изучаемых годов (*); х — средняя хронологическая на 1971 г. и соответственно на

Фактические данные и тенденции ния по годам.

сходства между изменениями

1972—1977 гг. Эти отношения представлены в табл. 3. загрязне- Анализ табл. 3 приводит

нас к интересным выводам: например, наличие большого в Варне и Девне (2 района, расположенных недалеко друг от друга), что является показателем корреляционной связи между загрязнением двуокисью азота в них, сравнительно слабый темп увеличения в Софии, перемена характера изменений (от возрастания к снижению или наоборот) в 1974—1975 гг. и др. Мы не рекомендуем абсолютизировать изложенный способ определения и анализ тенденций атмосферного загрязнения. Метод полезен тогда, когда он используется наряду с традиционными гигиено-эпидемиологическими и статистическими методами (Й. Калпазанов). Желательно, чтобы период наблюдения охватывал большее число лет (7, 10, 15) и чтобы информация основывалась на данных нескольких точек каждого населенного пункта.

Внимание, которое в последние годы уделяется вопросам охраны атмосферного воздуха, требует оценки математических и статистических методик, использованных в соответствующих научных и научно-практичес-ких исследованиях. Метод наименьших квадратов вносит вклад в эту область.

ЛИТЕРАТУРА

Калпазанов Й., Курчатова Г. — Гиг. и сан., 1974, № 3, с. 88—90. Линник Ю. В. Метод наименьших квадратов и основы математико-статистической теории обработки наблюдений. М., 1962. Христов В. Изравняване по метода на най-малките квадрати. София, 1965.

Поступила 12/VI 1978 г.

Таблица 3

Относительное изменение средних годовых концентраций

Населенный пункт Средняя концентрация Изменение концентрации по годам, %

1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977

София 0,01829 X 1.4 3,2 4,7 6,3 8,0 9,6

Пловдив 0,01746 X 21,4 13,0 1.9 —9,2 —20,3 —31,4

Стара-Загора 0,01414 —24,0 —13,6 —3,3 7,0 17,3 27,6 38,0

Димитров-

град 0,01782 —20,3 —14,9 —9,5 —4,1 1,2 6,6 12,0

Бургас 0,01856 X 83,1 52,5 21,9 —8,7 —39,3 —69,9

Девня 0,01869 47,0 33,2 19,4 5,6 —8,2 —22,0 —35,8

Варна 0,02222 44,0 39,8 17,5 4,3 —8,9 —22.1 —35.4

Плевен 0,01375 —27,8 —18,8 —9,8 —0,8 8,2 17,2 26,2