CC BY
52Изучение корреляционной взаимосвязи показателей психологического статуса, типов мо-ниторирования АД и гормонального статуса позволило выявить коэффициент корреляции между степенью внутреннего эмоционального напряжения и типом артериальной гипертензии по варианту «гипердиппер» (г=+0,82), а также показателя свободного Т3 (г=-0,74).
В ы в о д ы. 1. Артериальная гипертен-зия у военнослужащих, проходящих службу в экстремальных условиях, характеризуется преобладанием систоло-диастолического и диастолического вариантов с избыточным снижением артериального давления в ночное время и высокими значениями альбуминурии. 2. Психологический статус военнослужащих, подвергающихся хроническому стрессу, определил преобладание лиц со смешанным типом реагирования, для которого характерны общее перенапряжение и соматизация внутреннего конфликта (психосоматический вариант дезадаптации). 3. В условиях длительной работы в экстремальных условиях наблюдается формирование эутиреоидного синдрома, особенно в ранний период по возвращению из командировки. Показана тесная взаимосвязь степени внутреннего эмоционального напря-
жения с типом артериальной гипертензии по варианту «гипердиппер» и уровнем свободного
Т3.
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ
1. Анастази А. // Психологическое тестирование. —
М., 1982. — С. 101—103.
2. Блопольская И.Л. // Патопсихология. — М.,
1998. — С. 103—105.
3. Волков В.С., Мазур Е.С. // Кардиология. —
2000. — № 3. — С. 27—30.
4. Горбачев В.В. Клиническая кардиология: Руководство для врачей. — М., 2007. — С. 264.
5. Гуревич М.А. // Клин. мед. — 2003. — № 5. — С. 56—58.
6. Копина О.С., Суслова С.Ф., Заикин Е.П. // Кардиология. — 1996. — № 3. — С. 20—24.
7. Лавин Н. // Эндокринология. — М., 1999. — C. 455—472.
8. Рубиштейн С.П. // Основы общей психологии.
— С.-Пб., 1998. — С. 126.
9. Фундаментальная и клиническая физиология / Под ред. А.Г. Камкина, А.А. Каменского. — М.: Изд. центр Академия, 2004. — С. 1072.
10. Чазова И.Е., Мычка В.Б. // Артериальная ги-пертензия, 2002. — C. 12—13.
Поступила 03.06.08
апскусспп
УДК 613.1(282.247.412.2):312.2
Б.А. Ревич, Д.А. Шапошников, Е.Г. Семутникова
КЛИМАТИЧЕСКИЕ УСЛОВИЯ И КАЧЕСТВО АТМОСФЕРНОГО ВОЗДУХА КАК ФАКТОРЫ РИСКА СМЕРТНОСТИ НАСЕЛЕНИЯ МОСКВЫ*
Институт народнохозяйственного прогнозирования РАН, Государственное природоохранное учреждение
«Мосэкомониторинг» Департамента природопользования и охраны окружающей среды г. Москвы, Москва
На основе метода анализа временных рядов (ежедневные показатели смертности, температуры и загрязнения атмосферного воздуха) показано, что происходящие в Москве потепление климата, увеличение количества аномально жарких и холодных дней оказывают влияние на уровень смертности населения от всех причин (кроме внешних) — от сердечно-сосудистых заболеваний (ИБС, стенокардия, цереброваскулярные болезни, в том числе острые нарушения мозгового кровообращения), хронических заболеваний нижних дыхательных путей, включая бронхиальную астму, особенно в старшей возрастной группе. При тепловых волнах происходит значительное увеличение смертности населения. Для условий Москвы определена зона температурного комфорта, при которой регистрируются минимальные показатели смертности, — от -20 до +20 °С.
J
* Исследование выполнено при поддержке организации «Защита природы».
Ключевые слова: смертность, загрязнение атмосферного воздуха, изменение климата, Москва.
B.A. Revitch, D.A. Shaposhnikov, E.G. Semoutnikova. Climate conditions and ambient air quality as risk factors for mortality in Moscow. Analysis of time rows (daily values of mortality, temperature and pollution of ambient air) proved that present climate warming in Moscow, more subnormally hot and cold days influences level of mortality with all causes except external - with cardiovascular diseases (IHD, angina pectoris, cerebrovascular diseases including cerebrovascular accidents), chronic diseases of lower respiratory tract including bronchial asthma - especially in older age group. Heat waves are associated with significantly increased mortality. Zone of temperature comfort for Moscow, associated with minimal mortality values, is within -20 to +20 C interval.
Key words: mortality, ambient air pollution, climate changes, Moscow.
Изменение климата с каждым годом становится все более ощутимым неблагоприятным фактором окружающей среды, оказывающим существенное негативное влияние на здоровье населения. Об этом свидетельствует значительное увеличение числа научных публикаций по этой проблеме во всем мире (более 300). Одно из прямых последствий изменения климата для здоровья — это увеличение числа смертельных исходов преимущественно среди лиц пожилого возраста, страдающих хроническими заболеваниями сердечно-сосудистой системы и/или органов дыхания [8, 15, 16, 18 — 20]. Так, длительная жара летом 2003 г. в Европе стала причиной 27 — 40 тыс. смертельных случаев [9, 10, 14, 17, 21, 23]. Министерства здравоохранения ряда европейских стран весьма оперативно организовали контроль показателей ежедневной смертности в городах. Министерство здравоохранения Франции разработало специальный План действий по оценке и профилактике острого воздействия погодных явлений на здоровье человека [22]. В России проблема оценки влияния изменения климата на здоровье населения рассмотрена в публикациях Н.Ф. Измерова и соавт. [1, 2] и ряда других авторов. Первые работы в Европейской части России по оценке влияния повышенных температур воздуха на смертность населения позволили установить положительную корреляцию показателей общей смертности с температурой воздуха в Твери [5] и Москве [4].
М а т е р и а л и м е т о д и к и. В работе использовались ежедневные показатели температуры воздуха, представленные Метеорологической обсерваторией МГУ, и среднесуточные концентрации загрязняющих веществ по данным наблюдений организации «Мосэкомониторинг» (взвешенные вещества с аэродинамическим диаметром менее 10 микрон — РМ10, озон). Эти загрязняющие вещества были выбраны для исследования, прежде всего, потому, что для них
доказана связь уровня загрязнения с острой смертностью, например, в ходе многолетних международных проектов «Национальное исследование заболеваемости, смертности и загрязнения воздуха» и «Загрязнение воздуха и здоровье: европейский подход» [7]. Для определения влияния температурных условий на показатели смертности использован метод анализа временных рядов на основе данных ежедневной смертности населения по причинам, которые могут отражать воздействие загрязнения воздуха и метеофакторов. Это все причины (кроме внешних) ИБС и стенокардии (120—25); це-реброваскулярных болезней (160—69), в том числе острых нарушений мозгового кровообращения (163), хронических заболеваний нижних дыхательных путей (ХЗНДП, ]40—47), в том числе бронхиальной астмы и астматического статуса 045 —46). Наряду со смертностью всего населения, отдельно изучалась смертность в возрастной группе пожилых людей старше 75 лет.
После нахождения минимума температурной кривой смертности (около 20 °С) использовали Пуассоновскую регрессионную модель ежедневной смертности М на температуру Т и линейную регрессионную модель загрязнения Р на температуру, взятую с различными лагами:
Ьп(М) = Сспз1м + РмТ^ + е(Р), (1) Р = Сспв1р + ррТ + в, (2)
где в — ошибка регрессии. При этом регрессия смертности на температуру производилась раздельно для температурного интервала, в котором смертность растет с температурой (Т > 20 °С), и для температурного интервала, в котором смертность уменьшается с температурой (Т < 20 °С). Раздельное моделирование температурных зависимостей смертности для «теплого» и «холодного» температурных интервалов позволило избежать процедуры устранения сезонных колебаний смертности, которые изучались отдельно. Лог-линейное уравнение (1) с постоянным углом наклона вм предполага-
ет, что зависимость смертности от температуры является экспоненциальной, а не линейной, как часто считается. Хотя для небольших температурных интервалов это различие может быть и несущественно, как, например, для «теплого» интервала 20 °С < Т < 27 °С. В то же время для «холодного» интервала, который в Москве продолжается примерно от -20 °С до +20 °С, более состоятельна гипотеза об экспоненциальном снижении смертности с температурой, чем гипотеза о линейном снижении смертности с температурой. Варьируя интервал среднесуточных температур в пуассоновском регрессионном уравнении (1), можно показать, что коэффициент вм остается приблизительно постоянным в диапазоне температур примерно от -10 °С до +20 °С, и заметно увеличивается в области низких температур — в интервале от -20 °С до -10 °С, который надо изучать отдельно.
Р е з у л ь т а т ы. По данным наблюдений в Москве происходит постепенное потепление климата, и среднегодовая температура за последние годы выросла на 2,3 °С. В течение периода 1975—2000 гг. среднегодовая температура в Москве росла быстрее, чем в среднем в мире, — прирост составил 0,25 и 0,13 °С за 10 лет соответственно. Такие различия в темпах роста температуры, возможно, связаны с антропогенным воздействием мегаполиса [3]. Рост среднегодовых и среднемесячных температур нарастает, и если за 1961 —1990 гг. среднегодовая температура составила 5,0 °С, а среднемесячные температуры в июле и августе были равны 18,4 и 16,6 °С, то с 2000 по 2005 г. соответствующие средние значения температур достигли соответственно 6,3, 20,9 и 17,7 °С [3]. Согласно прогнозам климатологов, в Москве будет продолжаться повышение температуры (при уровне значимости 99 %), причем тренд по модельным данным хорошо согласуется с трендом за предыдущие годы по фактическим
данным [6], причем потепление зимой более выражено, чем летом. Так, АТ в среднем за три зимних месяца составило 2,2 °С, а за три летних месяца — всего 0,9 °С. Одновременно с ростом средних температур увеличивается разбалансировка климатической системы. Климат становится все более неустойчивым, то есть увеличивается число аномально холодных и аномально жарких дней. Если считать аномальными дни со среднесуточными температурами, выходящими за пределы интервала температур [Тсреднемесячная±2 ст. откл.], где стандартное отклонение среднесуточных температур для каждого месяца вычислено за период 1961— 1990 гг., то в Москве аномально жаркими являются дни со среднесуточными температурами: в июне выше 20,2 °С, в июле выше 21,8 °С, в августе выше 20,1 °С. Аналогично аномально холодными будут дни со среднесуточными температурами ниже: в декабре -13,2 °С, в январе -16,4 °С и в феврале -14,7 °С. (табл. 1). Происходит заметный рост числа аномально жарких дней летом.
В Москве мониторинг качества воздуха проводит организация Мосэкомониторинг, обладающая современной системой измерения загрязняющих веществ на 26 автоматических станциях контроля загрязнения. Среднегодовые концентрации загрязняющих веществ в воздухе Москвы за 2003 — 2005 гг. составили РМ10 33,5 мкг/м3 при максимальном значении 164 и озона 23,45 мкг/м3 при максимальном значении 73 мкг/м3. Уровни загрязнения атмосферного воздуха в Москве по большинству веществ примерно соответствуют данным по другим столицам мира, но концентрации РМ10 несколько выше, чем в Париже, Лондоне и Стокгольме. Среднесуточные концентрации РМ10 не обнаруживают тенденции к повышению или снижению, а среднесуточные концентрации озона в среднем за период 2003—2005 гг. снизились с 30 до
Т а б л и ц а 1
Число дней с аномально высокими температурами летом и аномально низкими зимой в 2000—2005 гг.
Год Лето Зима
Июнь Июль Август Декабрь Январь Февраль
2000 5 2 0 0 3 0
2001 4 20 7 10 0 4
2002 8 21 8 11 3 0
2003 0 12 4 0 6 3
2004 3 4 14 0 0 2
2005 3 7 8 0 0 0
20 мкг/м3. Разность между средними зимними и летними концентрациями озона также является статистически достоверной, 1-тест для разности средних I = 8,5. По РМ10 достоверных сезонных различий не выявлено.
Влияние температурных условий и качества воздуха на смертность населения Москвы. Для оценки плавных сезонных изменений смертности на фоне резких скачков ежедневной смертности использован метод усреднения первичных данных о суточной смертности «скользящим окном» шириной 30 дней, который показал, что у лиц старше 75 лет вероятность умереть зимой примерно на одну треть выше, чем летом. За 2000 — 2005 гг. в категории смертности от всех естественных причин среди старшей возрастной группы наблюдался небольшой, но статистически значимый (I = 8,9) рост: ежедневная смертность возросла примерно на 6 %. Амплитуда сезонных колебаний естественной смертности для всех возрастов несколько меньше (26 %), чем в возрастной группе старше 75 лет (35 %), что подтверждает повышенную чувствительность пожилых людей к сезонным изменениям.
В зарубежной литературе избыточная зимняя смертность определяется как отношение смертности в зимний период (с декабря по март включительно) к смертности в среднем за все остальные месяцы [13]. Очевидно, что вычисленная в соответствии с таким определением избыточная зимняя смертность должна быть гораздо меньше, чем вычисленная выше амплитуда сезонных колебаний смертности. Например, для Москвы избыточная зимняя смертность от всех естественных причин для всех возрастов составит около 8 %, а в возрастной группе 75 лет и старше около 11 %.
Смертность от ХЗНДП для всех возрастов имела слабую — на 10 %, но статистически значимую (I = -7,4) тенденцию к снижению в период 2000—2005 гг. Сезонное различие смертности от ХЗНДП достигает 2 раз (зимой смертность в 2 раза выше, чем летом). В группе 75 лет и старше максимальная зимняя смертность, усредненная за 30 дней, была в 2,8 раза больше минимальной летней.
Смертность от сердечно-сосудистых заболеваний имеет ярко выраженный сезонный характер в возрастных группах старше 60 лет. Среди всего населения смертность была минимальна в августе и максимальна в январе, причем разность между ними составила до 31 % для ИБС и до 35 % для инфаркта мозга. Возрастная группа самых пожилых людей (свыше 75 лет)
дает наибольший «вклад» в смертность от данных причин для всех возрастов: 54 %, поэтому сезонное поведение смертности для всех возрастов определяется доминирующим «вкладом» именно этой группы.
Температурная кривая смертности и определение зоны температурного комфорта. Минимум температурной кривой общей смертности четко выражен и находится в интервале -20 °С и +20 °С. Эффект температур ниже +20° является отсроченным, то есть смертность сильнее зависит от температуры воздуха за несколько дней до смерти, а не от температуры воздуха в день смерти. Напротив, эффект «высоких» температур — выше +20 °С является мгновенным, то есть самая сильная зависимость смертности от температуры получается с нулевым лагом. Ниже примерно -10 °С температурная кривая смертности начинает загибаться вверх — ее угол наклона увеличивается, что является нелинейным эффектом.
Зависимость показателей смертности от температурных условий. Результаты регрессионного анализа с использованием пуассоновской модели (1) приведены в табл. 2. Для характеристики относительной силы корреляционной связи все риски приведены с соответствующими 95 % доверительными интервалами. Для всех причин смерти, кроме ХНЗП в возрастной группе свыше 75 лет, связь между температурой и смертностью была установлена на 95 % уровне статистической значимости.
Сравнение показателей смертности в зависимости от температурных условий в разных возрастных группах показало, что для всех изученных причин смерти угол наклона регрессионной прямой в возрастной группе 75 лет и старше всегда круче, чем для всех возрастов, то есть на изменения температуры сильнее реагирует эта возрастная группа.
Влияние экстремально низких температур на смертность. Зависимость смертности от температуры во всем диапазоне температур от -20 °С до +20 °С не является линейной. При аппроксимации зависимости ломаной линии с изломом в точке -10 °С падение среднесуточных температур на каждый 1 °С в интервале от -10 °С до +20 °С приведет к возрастанию ежедневной смертности в Москве в среднем на 1,6 случая в день, в то время как падение среднесуточных температур на каждый 1 °С в интервале от -10 °С до -20 °С приведет к возрастанию ежедневной смертности в среднем уже на 6,9 случая в день, то есть наилучшая прямая становится в 4 раза круче.
Т а б л и ц а 2
Относительное изменение показателей суточной смертности ДМ в %, соответствующее приросту среднесуточной температуры на 1 °С
Эффект холодных температур (-10 °С < Т < 20 °С) Влияние жары (T > 20 °C)
Причина смерти Возрастная группа ДМ, % (95 % CI ) Лаг максимального эффекта, число дней до смерти ДМ, % (95 % CI ) Лаг максимального эффекта, число дней до смерти
Все, кроме внешних Все возрасты -0,49 (-0,53; -0,45) 3 2,8 (2,0; 3,6) 0
75+ -0,65 (-0,71; -0,59) 3 3,3 (2,1; 4,5) 1
Ишемическая болезнь сердца и стенокардия Все возрасты -0,57 (-0,63; -0,51) 3 2,7 (1,7; 3,7) 0
75+ -0,69 (-0,77; -0,61) 3 3,1 (1,7; 4,5) 0
Цереброваску-лярные заболевания Все возрасты -0,78 (-0,86; -0,70) 6 4,7 (3,5; 5,9) 1
75+ -0,92 (-1,02; -0,82) 6 5,3 (3,7; 6,9) 1
ХЗНДП Все возрасты -1,31 (-1,75; -0,87) 4 8,7 (0,7; 16,7) 0
75+ -1,21 (-1,93; -0,49) 5 —
Влияние тепловых и холодовых волн на смертность. В июле 2001 г. Москва пережила необычайно продолжительную тепловую волну, во время которой среднесуточные температуры превышали порог в 25 °С в течение 9 последовательных дней (при средней многолетней «норме» три дня в год). В максимуме этой волны суточная смертность достигла рекордно высокого значения — она превысила среднее многолетнее значение смертности для июля на 93 %. Для сравнения укажем, что во время «Чикагской жары» число среднесуточных смертей превысило фоновый уровень на 85 % [20]. Однако количественной мерой воздействия тепловых и холодовых волн на смертность служит не пиковая, а кумулятивная, то есть усредненная за период волны (с учетом лага между ходом температуры и смертности) избыточная смертность, которая может быть определена для каждой причины и возрастной группы по отношению к соответствующему ожидаемому среднему многолетнему значению за данный календарный период.
Тепловая волна 2001 г. привела к четко выраженному и статистически значимому эффекту «всплеска» смертности во всех возрастных группах по всем изученным причинам смерти. Суммарная дополнительная смертность во время рассматриваемой тепловой волны составила 1177 случаев, или 32 %. Летом 2002 г. в Москве также была зафиксирована тепловая волна, однако она была не столь продолжительной, как в 2001 г. Суммарная дополнительная смертность во время тепловой волны 2002 г. составила 283 случая, или 8 %.
Эффект другого типа аномальных метеорологических условий — «холодовых волн» наглядно демонстрирует ситуация января—февраля 2006 г., когда в Москве аномально низкие температуры наблюдались в течение 24 дней, причем было зафиксировано две холодовых волны с небольшим перерывом в 6 дней. Такие холода в Москве по вероятностным законам не могут встречаться чаще, чем 1 раз примерно в 10 лет. Влияние этих волн холода на смертность было достоверно установлено только у лиц старше 75 лет (табл. 3).
Влияние потепления климата на смертность. Потепление климата сопровождается двумя противоположными эффектами. Первый эффект — это снижение смертности из-за повышения среднемесячных температур (во все месяцы, кроме июля, когда среднемесячная температура уже «перевалила» за +20 °С — абсолютный минимум температурной кривой смертности ). Второй эффект — это повышение смертности из-за увеличения числа дней с экстремально высокими температурами летом и экстремально низкими зимой. Величина первого, благоприятного эффекта, то есть снижение смертности в результате потепления климата в Москве в период 2000 — 2005 гг., составила примерно 590 смертей в год. Эта оценка получена с использованием данных о повышении среднемесячных температур в период 2000—2005 гг. по сравнению с периодом 1961 —1990 гг. и показателей зависимости смертности от температурных условий. Величина второго, неблагоприятного эффекта составила около 310 смертей в год.
Т а б л и ц а 3
Кумулятивная дополнительная смертность в возрастной группе свыше 75 лет после волн холода зимы 2006 г.
Дата волн смертности Между 21.01.06 и 31.01.06 Между 6.02.2006 и 20.02.06
Причина смерти Кумулятивная избыточная смертность, % и 95 % доверительный интервал P-тест Общее число дополнительных смертей Кумулятивная избыточная смертность, % и 95 % доверительный интервал P-тест Общее число дополнительных смертей
Все естественные причины 10,2 % (4,2 %; 16,1 %) 0,001 180 8,5% (3,3%; 13,6 %) 0,001 200
ИБС 9,6 % (4,8 %; 14,3 %) < 0,001 92 —
Цереброваску-лярные заболевания — 11,0 % (3,8 %; 18,1 %) 0,002 86
Данная оценка негативного эффекта потепления климата учитывает тепловые волны в период 2000—2005 гг. и холодовые волны зимы 2006 г. Эта оценка несколько завышена, поскольку не все тепловые и холодовые волны связаны с потеплением климата, эти явления наблюдались и в другие годы.
Таким образом, в сумме положительное и отрицательное воздействие потепления климата на смертность почти компенсируют друг друга: результирующая дополнительная смертность АМ = 310—590 = -280 смертей в год. Суммарный прирост смертности оказывается отрицательным, то есть потепление климата в итоге немного снижает смертность, однако следует иметь в виду, что результирующий эффект очень мал и сравним с погрешностью самих вычислений, поэтому вывод о «благоприятном» воздействии потепления на здоровье был бы преждевременным.
Влияние уровня загрязнения атмосферного воздуха на смертность. Полученные по модели 2 зависимости показали, что концентрации РМ10 растут с увеличением температуры летом и также растут с понижением температуры зимой, а концентрации озона монотонно возрастают с температурой во всем диапазоне температур, но влияние более выражено летом. Оценка «вклада» в ежедневную смертность загрязнения атмосферного воздуха в условиях постоянной температуры воздуха показала, что риск смерти от загрязнения в старшей возрастной группе всгда больше, чем в других возрастах. Так, например, риск естественной смертности, обусловленной влиянием РМ10, в старшей возрастной группе в 2 раза превышает риск РМ10 для всех возрастов. Средние значения относительного при-
роста смертности на 10 мкг/м3 РМ10 для разных категорий смертности (с нулевым временным лагом) находится в пределах от 0,48 до 1,39 %, что хорошо согласуется с результатами зарубежных исследований. Относительный риск смертности от всех причин, кроме внешних, по 95 % доверительному интервалу составляет 0,20 %; 0,76 % на 10 мкг/м3 РМ10. Риски от влияния озона в атмосферном воздухе сравнимы по величине с соответствующим риском от РМ10, но наибольший риск выявлен для старшей возрастной группы (75 лет и старше) от ХЗНДП — увеличение на 7,8 % при увеличении среднесуточной концентрации озона на каждые 10 мкг/м3. Это значит, что при изменении концентрации озона от среднего значения до высокого (^ + 2а) смертность от ХЗНДП должна будет возрасти примерно на 20 %.
З а к л ю ч е н и е. Происходящее в Москве потепление климата, увеличение количества аномально жарких и холодных дней, оказывает влияние на уровень смертности населения, особенно в старшей возрастной группе. Анализ показателей ежедневной смертности населения и температуры воздуха позволил построить для Москвы «температурную кривую смертности», которая имеет минимум около +20 °С.
Весьма интересен опыт Министерства здравоохранения Франции, разработавшего специальный план действий во время жары. Этот план конкретизирует уровни опасности для здоровья населения (бдительность, явная тревога, реализация мероприятий, мобилизация дополнительных сил) и предписывает организационные схемы действий. Эти действия охватывают такой широкий
спектр мероприятий, как интенсивное информирование населения о правилах поведения во время жары (одежда, питание, образ жизни, трудовая деятельность), организация работ скорой медицинской помощи, патронажный уход за пожилыми людьми и пациентами с тяжелыми сердечно-сосудистыми и респираторными заболеваниями. Весьма интересен так называемый «Голубой план», которым предусмотрена организация прохладных комнат с кондиционированным воздухом в домах престарелых и учреждениях здравоохранения. За счет бюджета ведется покупка кондиционеров, чтобы в каждом таком здании была комната с температурой воздуха не выше 25 °С. «Белый план» Минздрава Франции направлен на дополнительные мероприятия в лечебных учреждениях, дополнительное оснащение службы скорой медицинской службы [22].
Для медицинских работников необходимо разработать медицинские рекомендации по лечению и ведению лиц с хроническими заболеваниями в условиях жары, особенно учитывая, что в очень жаркие дни смертность от хронических заболеваний нижних дыхательных путей может увеличиться на 70 % по сравнению с временем более комфортной температуры. Для правильной организации лечебно-оздоровительных и социальных мероприятий чрезвычайно важен вывод о том, что аномально высокая температура приводит к летальному исходу в тот же день, а при холодовых волнах смертность максимальна на 3—6-й день этого погодного явления.
Повышенные концентрации атмосферных загрязнителей в жаркие летние дни могут быть связаны с характерными для таких дней температурными инверсиями в приземном слое, которые препятствуют рассеиванию загрязняющих веществ. Оценка зависимостей между температурой и концентрациями загрязняющих веществ в Москве совпали с результатами наших предыдущих исследований в Твери и с результатами многих зарубежных работ, в том числе в Лондоне [12], в которых доказывается доминирующая роль климатических условий города в дополнительной смертности населения.
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ
1. Измеров Н.Ф., Ревич Б.А., Коренберг Э.И. // Мед. труда. — 2005. — № 4. — С. 1 — 6.
2. Измеров Н.Ф., Ревич Б.А., Коренберг Э.И. // Вестн. РАМН. — 2005. — № 11. — С. 33—37.
3. Летопись погоды, климата и экологии Москвы (по наблюдениям Метеорологической обсерватории МГУ), 2001 г. / Отв. редактор проф. А.А. Исаев. — М.: МГУ, 2003.
4. Новиков С.М., Аксенова О.И., Семутникова Е.Г. и соавт. // Гиг. и сан. — 2003. — № 6. — С. 99—101.
5. Ревич Б.А., Шапошников Д.А., Галкин В.Т., Крылов СА., Черткова А.Б. // Там же. — 2005. — № 2. — С. 20—24.
6. Шерстюк Б.Г. // Метеорология и гидрология. —
2000. — № 7. — С. 26—32.
7. Anderson H.R., Atkinson R.W., Peacock J.L. et al. Report to WHO Task Group. Copenhagen: WHO, 2004.
8. Climate change and Human Health: risks and responses / Ed. A.J. McMichael et al. — Geneva: WHO, 2003.
9. Conti S., Meli P., Minelli G. et al. // Environm. Res. — 2005. — 98. — P. 390—399.
10. Dhainaut J.E., Claessens Y.E., Ginsburg C., Riou B. // Crit. Care. — 2004. — 8. — P. 1—2.
11. Extreme Weather Events and Public Health Responses / Ed. W. Kirch, B. Menne, R. Bertollini. — 2005.
12. Hajat S., Kovats R.S., Atkinson R.W. et al. // J. Epidemiol. Community Health. — 2002. — 56. — P. 367—372.
13. Heady J.D. // Ibid. — 2003. — 57. — P. 784— 789.
14. Hemon D. and Jougla E. // Rev. Epidemiol. Santa Publique. — 2004. — 52. — P. 3—5.
15. Huynen M. et al. // Env. Health Perspectives. —
2001. — 109. — 5. — P. 463—465.
16. Integration of Public Health with adaptation to climate change. Lessons and new direction / Ed. K.L. Ebi, J.B. Smith and I. Burton. — 2005.
17. Johson P., Bennet C., Eliasson I., Selin Lindgren E. // Atmos. Environm. — 2004. — Vol. 38. — P. 4175.
18. Keatinge W.R. and Donaldson G.C. // Environm. Research Section. — 2001. — A 86. — P. 209—216.
19. Kysely J. // Int. J. Biometeorol. — 2004. — 49. — P. 91—97.
20. McGeehin MA, Mirabelli M. // Environm. Health Perspect. — 2001. — 109 (Suppl. 2). P. 185—189.
21. Michelozzi P., de Donato F., Accetta G. et al. // J. Amer. Med. Ass. — 2004. — 291. — P. 2537—2538.
22. Plan Canicule. Dossier de presentation.Ministere de la Sante et de la protection sociale. — 2005.
23. Vandentorren S., Suzan F., Medina S. et al. // Amer. J. Public Health. — 2004. — Vol. 94. — P. 1518—1520.
Поступила 16.06.08
