Научная статья на тему 'Концепция оптимизации системы радиационной защиты в атомной отрасли: управление индивидуальными канцерогенными рисками и оказание адресной медицинской помощи'

Концепция оптимизации системы радиационной защиты в атомной отрасли: управление индивидуальными канцерогенными рисками и оказание адресной медицинской помощи Текст научной статьи по специальности «Экономика и бизнес»

CC BY
561
67
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Похожие темы научных работ по экономике и бизнесу , автор научной работы — Иванов В. К., Цыб А. Ф., Агапов А. М., Панфилов А. П., Кайдалов О. В.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.
i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.

Текст научной работы на тему «Концепция оптимизации системы радиационной защиты в атомной отрасли: управление индивидуальными канцерогенными рисками и оказание адресной медицинской помощи»

Министерство здравоохранения и социального развития Российской Федерации Министерство Российской Федерации по делам гражданской обороны, чрезвычайным ситуациям и ликвидации последствий стихийных бедствий Российская научная комиссия по радиационной защите ГУ - Медицинский радиологический научный центр РАМН

ISSN 0131-3878

Бюллетень Национального радиационно-эпидемиологического регистра

РАДИАЦИЯ РИСК

Специальный выпуск, 2004

Special issue, 2004

Bulletin of the National Radiation and Epidemiological Registry

Концепция оптимизации системы радиационной защиты в атомной отрасли: управление индивидуальными канцерогенными рисками и оказание адресной медицинской помощи

Concept of optimization of the radiation protection system in the nuclear sector: management of individual cancer risks and providing targeted health care

Москва-Moscow

Обнинск-Obninsk

Главный редактор

A.Ф.Цыб

академик РАМН, председатель Российской научной комиссии по радиационной защите, директор ГУ - Медицинского радиологического научного центра РАМН (Обнинск)

Заместитель главного редактора

B.К.Иванов

член-корреспондент РАМН, заместитель председателя Российской научной комиссии по радиационной защите, заместитель директора ГУ - Медицинского радиологического научного центра РАМН (Обнинск)

Ответственный секретарь В.А.Соколов

кандидат биологических наук

Специальный выпуск подготовили:

аналитическая группа - В.К.Иванов, М.А.Максютов, О.В.Кайдалов, А.И.Горский

группа компьютерной

подготовки информации - В.Б.Подлещук, М.В.Сопова

редакционно-издательская - С.К.Хоптынская, Н.М.Семенова, Л.С.Неизвестная, Т.Т.Гарбузова

группа

© 2004 ГУ - Медицинский радиологический научный центр РАМН, НПК "Мединфо".

ISSN 0131-3878

Перепечатка допускается только с письменного разрешения редакции и со ссылкой на Бюллетень "Радиация и риск".

Адрес редакции: 249036, Россия, Обнинск Калужской области, ул. Королева, 4 тел. (095) 956-94-12, (08439) 9-31-09

факс (095) 956-14-40

телекс 412633 ИНФОР

эл.почта nrer@obninsk.com

© 2004 PO - Medical Radiological Research Center RAMS, SPC "Medinfo". ISSN 0131-3878 All rights reserved.

Address: "Radiation and Risk",

4 Korolyov str., Obninsk, Kaluga region, Russia, 249036 phone (095) 956-94-12, (08439) 9-31-09

fax (095) 956-14-40

telex 412633 INFOR SU

E-mail nrer@obninsk.com

Содержание

Введение...........................................................................4

1. Оценка радиационных рисков индукции онкологических заболеваний

при пролонгированном облучении и их сравнение с существующими международными рекомендациями.................................................6

1.1. Критерии формирования и основные характеристики когорты......................6

1.2. Методика статистического анализа зависимости доза-эффект.....................7

1.3. Дескриптивный анализ накопленной медицинской, дозиметрической

и демографической информации..................................................9

1.4. Дескриптивный анализ зависимости онкозаболеваемости от факторов,

связанных с дозой облучения..................................................12

1.5. Результаты оценки радиационных рисков в когорте ГНЦ РФ - ФЭИ................15

1.6. Оценка параметров модели НКДАР (зависимости избыточного

относительного риска на единицу дозы) от возраста при облучении..............16

2. Определение групп потенциального риска на индивидуальном уровне..................19

2.1. Модель радиационных рисков UNSCEAR-94 и алгоритм расчета

индивидуального атрибутивного риска при пролонгированном облучении...........19

2.2. Определение групп потенциального риска для персонала

первой в мире АЭС (ГНЦ РФ - ФЭИ).............................................28

2.3. Определение групп потенциального риска для персонала

Ленинградской АЭС............................................................44

3. Разработка основных принципов по реализации технологии оказания

адресной медицинской помощи персоналу предприятий атомной отрасли................57

Выводы.............................................................................60

Концепция оптимизации системы радиационной защиты в атомной отрасли: управление индивидуальными канцерогенными рисками и оказание адресной медицинской помощи

Иванов В.К., Цыб А.Ф., Агапов А.М.*, Панфилов А.П.*, Кайдалов О.В.,

Горский А.И., Максютов М.А., Чекин С.Ю., Годько А.М.,

Суспицин Ю.В.**, Вайзер В.И.***, Козлов Е.П.****, Епихин А.И.****

ГУ - Медицинский радиологический научный центр РАМН, Обнинск;

* Федеральное агентство по атомной энергии, Москва;

** Центральная медико-санитарная часть № 8, Обнинск;

*** ГНЦ РФ - Физико-энергетический институт, Обнинск;

**** Ленинградская АЭС, Сосновый Бор

Введение

В конце мая 2004 года в Мадриде состоялся 11 Конгресс Международной ассоциации по радиационной защите (IRPA11). В конгрессе приняло участие около 1500 делегатов из более чем 90 стран мира. Особое внимание участников конгресса было обращено на новый Меморандум Международной комиссии по радиологической защите (МКРЗ), обосновывающий необходимость эволюции существующих рекомендаций и нормативов по радиационной защите населения и персонала атомных предприятий [1]. С пленарным докладом по этому поводу выступил председатель МКРЗ профессор Роджер Кларк. В представленных Р.Кларком материалах, а также в многочисленных выступлениях участников конгресса приводится целый ряд важных аргументов, подтверждающих важность проведения изменений в ряде существующих принципов радиационной защиты.

Остановимся на одной из наиболее важных и актуальных проблем в области радиологической защиты - оценке индивидуальных рисков. В новом Меморандуме МКРЗ неоднократно указывается на необходимость фокусирования внимания на этой проблеме. В частности, еще раз подчеркиваются ограничения в возможности использования коллективной дозы. Эти ограничения мы хорошо почувствовали после Чернобыля. Действительно, коллективная доза населения Брянской, Калужской, Тульской и Орловской областей России, полученная вследствие аварии на Чернобыльской АЭС, составляет несколько десятков тысяч человеко-зиверт [2]. Если для прогноза числа радиационно-обусловленных раков воспользоваться моделью коллективной дозы (Публикация 60 МКРЗ, риск - 510-2 чел.-Зв-1), легко установить, что уже к настоящему времени следовало бы ожидать несколько тысяч дополнительных, вызванных радиацией, онкологических заболеваний на этих территориях. Вместе с тем, по данным Национального радиационно-эпидемиологического регистра [3], статистически значимое превышение частоты онкопатологии в указанных областях над спонтанным уровнем не выявлено (за исключением рака щитовидной железы среди детского населения). Из этого урока следуют два основных вывода: во-первых, величина коллективной дозы (когда суммирование ведется по большим контингентам лиц, получившим малые дозы) не дает правильного прогноза медицинских радиологических последствий по радиационному канцерогенезу; во-вторых, необходимо для целей прогноза выделять действительно группу потенциального риска (ГПР), основываясь на индивидуальном и дозовом подходе [4].

Хорошо понимая эту ситуацию, МКРЗ в своих новых рекомендациях (выход этого документа планируется в 2005 г.) предлагает переход для принятия решений и оптимизации радиационной защиты от величины коллективной дозы к некоторой дозо-временной матрице. Что из этого следует? Зная точечное движение человека по дозо-временной матрице, можно действительно перейти к оценкам индивидуального риска. Такой переход, как и в целом анализ дозовременной матрицы для принятия управленческих решений, отдается на откуп национальным комиссиям по радиологической защите и органам исполнительной власти. Как известно, указанная технология определения ГПР в настоящее время успешно используется в Англии [5].

В чем состоит основная проблема по дальнейшему практическому внедрению принципов индивидуальной радиологической защиты? Она, безусловно, определяется уровнем знаний, достигнутых в современной радиационной эпидемиологии. Реализация в последние 20-30 лет крупномасштабных радиационно-эпидемиологических исследований (Хиросима-Нагасаки, регистры рабочих атомной промышленности ведущих стран мира, Чернобыль, Семипалатинск, Южный Урал и др.) позволила в определенном приближении дать оценку величины радиационных стохастических эффектов на индивидуальном уровне. Вместе с тем, остается нерешенным ряд важных эпидемиологических проблем. Рассмотрим только две из них, на наш взгляд наиболее значимых. Во-первых, модели оценки индивидуального атрибутивного (обусловленного) риска (AR), предложенные Научным комитетом ООН по действию атомной радиации (НКДАР ООН), базируются на данных Хиросимы и Нагасаки. Безусловно, эти эпидемиологические данные имеют до настоящего времени ключевое значение при выработке норм радиационной защиты. Вместе с тем, остается открытым вопрос о переносе радиационных рисков острого облучения (Хиросима-Нагасаки) в условия пролонгированного облучения (известный фактор дозы и мощности дозы, DDREF). В настоящее время величина DDREF принимается равной 2, т.е. предполагается, что при равных дозах пролонгированное облучение дает вдвое меньший радиационный риск по сравнению с острым.

Во-вторых, проблема экстраполяции радиационных рисков на область малых доз облучения (до 0,2 Зв). В новых рекомендациях МКРЗ остается в силе линейная беспороговая модель «доза-эффект». Вместе с тем, существующие радиационно-эпидемиологические исследования не подтверждают статистически значимый риск в области указанных малых доз облучения.

Учитывая все эти проблемы, в течение последних 10-15 лет были серьезно интенсифицированы радиационно-эпидемиологические исследования среди работников атомной промышленности в ведущих странах мира (США, Англия, Япония, Франция, Канада и др.).

Научно-технический совет №5 Минатома России (руководитель - академик РАМН Л.А.Ильин) одобрил предложение Медицинского радиологического научного центра РАМН (директор - академик РАМН А.Ф.Цыб) и созданного на его базе Национального радиационноэпидемиологического регистра (руководитель - член-корреспондент РАМН В.К.Иванов) о включении в систему Отраслевого медико-дозиметрического регистра персонала АЭС. Указанное решение НТС №5 утверждено Министром Минатома России А.Ю.Румянцевым. Решением Концерна «Росэнергоатом» (генеральный директор - О.М.Сараев) работы планируется начать с 2005 года, их курирование поручено Департаменту по радиационной безопасности. Таким обра-

зом, представленные ниже материалы можно рассматривать как завершение важного подготовительного этапа по созданию регистра персонала АЭС.

Учитывая вышеизложенное, в настоящей работе дается комплексное решение трех основных задач оптимизации радиационной защиты в отрасли (на примере персонала ГНЦ РФ -ФЭИ им. А.И.Лейпунского и Ленинградской АЭС):

1. Оценка радиационных рисков индукции онкологических заболеваний при пролонгированном облучении и их сравнение с существующими международными рекомендациями.

2. Определение групп потенциального риска (ГПР) на индивидуальном уровне.

3. Разработка основных принципов реализации технологии оказания адресной медицинской помощи.

Следует отметить, что в настоящей работе впервые приводятся заключения радиационно-эпидемиологических исследований по оценке рисков для персонала в условиях нормальной эксплуатации предприятий атомной отрасли.

1. Оценка радиационных рисков индукции онкологических заболеваний при пролонгированном облучении и их сравнение с существующими международными рекомендациями

Когорты работников атомной промышленности представляют особый интерес для исследования влияния низкоинтенсивного облучения на онкологическую заболеваемость. Персонал атомных предприятий имеет надежный дозиметрический и медицинский мониторинг на протяжении нескольких десятилетий. Прямые оценки радиационного риска поданным наблюдения за такими когортами могут дать непосредственный ответ о надежности применения экстраполяции эффектов облучения из области больших доз в область малых доз и пролонгированного облучения.

Предприятие ГНЦ РФ - ФЭИ является одним из первых предприятий атомной отрасли в России, созданных в начале 50-х годов. За все прошедшее время функционирования предприятия с 1950 по 2002 годы полная численность персонала на индивидуальном дозиметрическом контроле (ИДК) составила 5234 человека (4284 мужчины, 950 женщин). За этот период получена информация о 169 случаях онкологических заболеваний (141 - мужчины, 28 - женщины).

1.1. Критерии формирования и основные характеристики когорты

Для проведения радиационно-эпидемиологического анализа из всего персонала ГНЦ РФ -ФЭИ, находившегося на ИДК за период с 1950 по 2002 годы, была сформирована когорта наблюдения. Для формирования когорты использовались следующие критерии:

• Так как информация о времени приема и увольнения временно недоступна (отсутствие

компьютеризированной базы кадровых данных о персонале за весь период функционирования предприятия), за период времени под риском рассматривался период на ИДК с

учетом минимального латентного периода 10 лет.

• Персонал, имеющий даты начала и окончания ИДК. Даты начала и окончания брались по данным при снятии показаний дозиметра.

• Достигнутый возраст за период наблюдения в интервале 20-70 лет.

• Персонал мужского пола.

• Рассматриваются только солидные раки.

• В анализе рассматривались работники, время на ИДК для которых превышало латентный период 10 лет.

• Для учета латентного периода динамика дозы смещалась на 10 лет назад (например, значению дозы в 1980 году присваивалось значение в 1970 году, в 2002 году - значение дозы в 1992 году). Это означает, что в анализе фактически рассмотрены работники, которые находились на ИДК за период с 1960 по 1992 годы.

• Доза для случая заболевания определялась по дате диагноза минус латентный период. Всего работников, удовлетворяющих рассматриваемым критериям, 2357 человек, из них

102 случая заболеваний солидными раками.

1.2. Методика статистического анализа зависимости доза-эффект

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

В основе эпидемиологического анализа воздействия изучаемого фактора лежит сравнение двух групп людей, подверженных и не подверженных воздействию этого фактора (облученных и необлученных). При этом, чтобы избежать систематического смещения оценок риска при воздействии изучаемого фактора, сравниваемые группы максимально гомогенизируют по другим мешающим факторам (кроме изучаемого), которые могут повлиять на оценки. Такими мешающими факторами в нашем случае могут быть: возраст, так как онкологическая заболеваемость увеличивается с возрастом, время - спонтанная онкозаболеваемость изменяется во времени, пол, социальный фактор и многие другие факторы [6].

Гомогенизация групп осуществляется посредством стратификации данных - разбиения групп на более мелкие группы с близкими перечисленными характеристиками.

Методология оценки зависимости доза - онкологическая заболеваемость в условиях пролонгированного облучения существенно отличается от подходов, применяемых при остром однократном облучении. Прежде всего, это связано с тем, что доза хронического облучения персонала атомных предприятий возрастает во времени и сильно коррелирует как со временем, так и с достигнутым возрастом и игнорирование этой корреляции приводит к существенной переоценке эффекта облучения (риск возникновения рака растет с возрастом и дозой облучения). Поэтому при оценке радиационного риска индукции радиогенных раков необходима детальная (с интервалом 1-2 года) стратификация данных по времени и, особенно, по возрасту.

Подход, который часто используется для оценки эффекта острого облучения, когда сравниваются группы с малыми и большими дозами, в данном случае неприменим. Это связано с тем, что в группу с малыми дозами в основном попадет молодой персонал, для которого риск спонтанного заболевания раком невелик, а в группу с большими значениями доз - персонал в

старом возрасте, с большим риском заболевания. Очевидно, что это приведет к искажению зависимости доза-эффект и существенному завышению риска.

Наблюдаемая онкологическая заболеваемость в рассматриваемой когорте формируется двумя основными процессами: спонтанной заболеваемостью, которая свойственна необлучен-ной популяции, и радиационно-индуцированными раками. Эти процессы были представлены линейной беспороговой моделью относительного риска. Напомним, что относительный риск -это соотношение интенсивностей заболеваний в облученной и необлученной группах. По мнению экспертов МКРЗ и НКДАР, модель относительного риска предпочтительна для солидных раков.

Модель имела вид:

где i, j - индексы страт по календарному времени и возрасту, к - индекс дозовой группы; XsPj - показатель спонтанной онкозаболеваемости в когорте; ERR1Sv - избыточный относительный риск на единицу дозы 1 Зв (угловой коэффициент зависимости относительного риска от дозы облучения; djk - кумулятивная доза в момент времени i, в возрасте j и дозовой группе к.

Первое слагаемое, после раскрытия скобок в модели, представляет спонтанную заболеваемость, второе - радиогенные раки.

Для определения парциальных составляющих этих процессов в наблюдаемую заболеваемость был использован статистический пакет EPICURE (модуль AMFIT) [7]. Стратификация по календарному времени и достигнутому возрасту произведена с интервалом 1 год.

Данные были разбиты на 4 дозовые группы: 0, 40, 100, 200, 200+ мЗв.

Параметры модели, а, следовательно, спонтанная и радиогенная составляющие заболеваемости были получены минимизацией отклонений значений, определяемых моделью, от фактических данных (наблюдаемой заболеваемости).

Для обоснования применения атрибутивного риска как основного параметра, на основании которого формировались группы повышенного радиационного риска, использованы различные статистические критерии для сравнения средних. В основе методологии обоснования лежит сравнение профилей атрибутивного риска среди случаев заболеваний и когорты в целом. Проверка статистических гипотез и сравнение профилей атрибутивных рисков производилась с применением пакета “Statistica” фирмы Statsoft.

В анализе использовались такие средние характеристики когорты, как средняя доза и среднее время под риском.

Средняя доза определялась с весом времени под риском по формуле:

Суммирование ведется по числу членов когорты (индекс I) и времени под риском

D =

ЕЕ PY,.t

(индекс t).

Среднее время под риском рассчитывалось по формуле:

_ II ру,.,

ІҐ =

I1

1.3. Дескриптивный анализ накопленной медицинской, дозиметрической и демографической информации

На рис. 1 приведено распределение членов сформированной когорты по возрасту в 2002 году. Из рисунка видно, что для большей части персонала возраст в 2002 году превышает 50 лет. В распределениях виден демографический провал в возрасте 57-60 лет, который обусловлен Великой Отечественной войной (1941-1945).

0.08

„ 0.07

00

ш 0.06 т

§ 0.05

ф 0.04 ю

? 0.03

О

§ 0.02 а

0.01 0.00

20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70

Возраст (годы)

Рис. 1. Распределение персонала ГНЦ РФ - ФЭИ по возрасту в 2002 году (мужчины).

Распределение числа лиц, впервые поставленных на ИДК, по календарным годам представлено на рис. 2. Максимум сотрудников ГНЦ РФ - ФЭИ, взятых на ИДК, наблюдается в конце 50-х годов. Ограничение графика 1992 годом объясняется тем, что в когорту были включены работники, время работы которых на ИДК превышало латентный период 10 лет (2002-10)=1992.

На рис. 3 приведена динамика случаев заболеваний. Видно, что наблюдается рост заболеваний, что связано со старением когорты. Первые диагнозы заболеваний были поставлены после 1970 года.

200 180 1604

І 1401

6 12<

О

5 1004 ° 80Ц

60

о с о

^ 404

20

Мужчины

0

1950 1960 1970 1980 1990

Календарные годы

2000

Рис. 2. Распределение численности персонала, впервые взятого на ИДК, по календарному времени (мужчины).

Календарные годы

Рис. 3. Динамика заболеваний злокачественными новообразованиями.

Структура онкозаболеваемости в когорте приведена в табл. 1. Как видно из таблицы, доминантными в структуре заболеваемости для мужчин являются злокачественные новообразования органов пищеварения, заболеваний кожи, органовдыхания и мочевого тракта.

На рис. 4 приведена зависимость заболеваемости от достигнутого возраста. Число случаев максимально в диапазоне 55-65 лет.

Таблица 1

Структура онкозаболеваемости среди персонала ГНЦ РФ - ФЭИ

Локализация опухоли Код МКБ-10 %

Рот, губы и пищевод С00-С15 1

Органы пищеварения С15-С30 33

Органы дыхания С30-С40 16

Меланома и другие заболевания кожи С43-С45 25

Мезотелиальная и мягкая ткань С45-С60 2

Мужские половые органы С60-С64 6

Мочевой тракт С64-С69 12

Молочная железа С69 -

Глаза, мозг, нервная система С69-С73 2

Щитовидная железа и эндокринная система С73-С80 3

7-

6-

5-

4

3

24

1

0

Мужчины

30

40

50

Возраст (годы)

60

70

Рис. 4. Зависимость заболеваемости от возраста (мужчины).

Основные дозиметрические характеристики когорты приведены на рис. 5.

На этом рисунке приведена динамика годовой коллективной дозы (чел.-Зв). Начало графика, 1960 год, обусловлено смещением годовых доз для каждого человека вправо по шкале времени, для того, чтобы учесть латентный период 10 лет.

Из рисунка следует, что годовая коллективная доза была максимальна в 1970-1975 годах (максимум на рис. 5 для получения истинного облучения во времени надо сдвинуть влево на 10 лет).

Полная кумулятивная доза для мужчин, накопленная с 1950 по 1992 годы, равна 3572 чел.-Зв.

Основные интегральные и усредненные характеристики когорты наблюдения, полученные из приведенных выше распределений, приведены в табл. 2.

0^-------,-, тщмирщтщт

1950 1960 1970 1980 1990 2000

Календарные годы

Рис. 5. Динамика годовой коллективной дозы (мужчины) с учетом латентного периода 10 лет.

Таблица 2

Основные характеристики когорты наблюдения

Параметр Мужчины

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Численность 2357

Число человеко-лет наблюдения 41018

Число случаев 102

Средний возраст в 2002 году 56,6

Средняя кумулятивная доза в когорте (мЗв) 85,5

Средняя кумулятивная доза среди случаев заболеваний (мЗв) 102,5

Среднее время на ИДК (годы) 27,4

1.4. Дескриптивный анализ зависимости онкозаболеваемости от факторов, связанных с дозой облучения

Как уже указывалось, при хроническом облучении время (а, следовательно, и возраст) и доза будут сильно коррелированны. Поэтому рост заболеваемости по времени (возрасту) будет обусловлен как старением когорты (увеличением онкологической заболеваемости), изменением спонтанной заболеваемости по времени, так и возможным влиянием эффекта облучения (рис. 1-5). То есть приведенные на этих рисунках кривые отражают совместное влияние всех этих эффектов и сделать вывод о возможном влиянии эффекта облучения на заболеваемость по этим данным не представляется возможным. К такому же результату, в силу высказанных причин, приведет анализ заболеваемости от дозы облучения. Поэтому необходимо разделение этих эффектов и уже потом оценка дозовой зависимости заболеваемости.

Тем не менее, сравнение средних доз облучения среди случаев заболеваний и в когорте дает полезную информацию о предполагаемом влиянии облучения на онкозаболеваемость. Как уже указывалось, необходимым условием существования эффекта облучения в одинаковых возрастных группах должно быть превышение средней дозы среди случаев заболеваний над средней дозой в когорте.

Как видно из табл. 2, для мужчин средняя доза среди случаев заболеваний превышает среднюю дозу в когорте. Этот результат позволяет предположить о возможном эффекте облучения. Более точный ответ о наличии эффекта может дать только регрессионный анализ с разделением взаимодействий таких факторов как доза, возраст и время.

На рис. 6 приведена динамика средней кумулятивной дозы для персон, которые заболели, и в когорте в целом. Из рисунка следует, что средняя кумулятивная доза для случаев заболеваний в процессе работы в ГНЦ РФ - ФЭИ в основном превышала годовую дозу для когорты в целом.

340

320

в

со

2

я

я

н

д

е

р

о

1 1 Когорта Случаи

240

220

200

180

160

140-

120-

100-

80

60

40

20

0

1950

Мужчины-

1960

1970

1980

1990

2000

Календарные годы

Рис. 6. Динамика средней кумулятивной дозы среди персон, которые заболели,

и когорты в целом (мужчины).

Согласно расчетам, среднеарифметическая накопленная кумулятивная доза среди случаев заболеваний (135,3 мЗв) превышает дозу в когорте (85,6 мЗв). Напомним, что средние дозы, приведенные в табл. 2, получены с весом человеко-лет наблюдения для каждого члена когорты. Среднее время под риском (облучением) для случаев заболеваний - 18,6 лет и 16,6 лет

- для когорты в целом (время под риском получено с учетом латентного периода 10 лет). Учитывая, что средняя годовая доза для каждого члена когорты равна, примерно, 5 мЗв в год, различие во времени под риском (2 года) не может компенсировать различие между средними кумулятивными дозами 55 мЗв.

Таким образом, превышение дозы среди случаев заболеваний над дозой для всей когорты качественно свидетельствует о наличии эффекта облучения.

На рис. 7 приведено распределение членов когорты и случаев заболеваний в зависимости от атрибутивного риска.

Атрибутивный риск

Рис. 7. Распределение случаев заболеваний и членов когорты по атрибутивному риску.

Как видно из рис. 7, около 20% когорты имеют атрибутивный риск свыше 10%. Значение атрибутивного риска среди случаев заболеваний превышает соответствующее значение для членов когорты.

Для анализа статистической значимости отличия средних доз и атрибутивных рисков в когорте и среди случаев заболеваний воспользуемся 7-критерием для независимых выборок. Для этого рассмотрим профили доз и атрибутивных рисков для всей когорты в целом и для случаев заболеваний.

Результаты анализа сравнения средних (уровень значимости нулевой гипотезы - отсутствие отличия средних) в выборках приведены в табл. 3. Как видно из таблицы, отличие средних статистически значимо, то есть средние дозы и атрибутивные риски среди случаев заболеваний значимо отличаются от значений в когорте.

Таблица 3

Уровень значимости нулевой гипотезы (отсутствие различий в средних)

Фактор

р (двусторонний критерий)

Доза

Атрибутивный риск

0,04

0,01

В основу 7-критерия положены предположения о нормальности и равенстве дисперсий распределений и отсутствии корреляции между средними и их стандартными отклонениями.

Согласно [8], это критерий достаточно робастный (устойчивый) к отклонениям от нормальности и равенства дисперсий и его можно применять, когда размер выборки превышает 100 и больше.

Тем не менее, проведем проверку гипотез, лежащих в основе 7-критерия. Для проверки гипотезы о нормальности использован критерий Колмогорова-Смирнова, а для равенства дисперсий - критерий Бартлетта. Проверка показала, что нулевые гипотезы отвергаются - распределение отличается от нормального и дисперсии различны. Этот результат следовало ожидать, так как выборки существенно различаются по численности (102 случая и 2357 членов когорты), а дисперсия зависит от размера выборки.

Тогда для проверки значимости различия средних были использованы непараметрические критерии, которые не требуют информации о функции распределения случайных величин, при этом напомним, что эти критерии менее чувствительные, чем параметрические.

Для этой цели использованы два критерия - Колмогорова-Смирнова и Манна-Уитни. Согласно этим критериям разница средних также статистически значима.

Так как атрибутивный риск среди случаев заболеваний статистически значимо больше, чем в когорте в целом, полученные результаты дают статистическое обоснование для использования атрибутивного риска как параметра для определения групп потенциального повышенного радиационного риска. В принципе, в качестве такого параметра может быть использована и доза облучения, но атрибутивный риск помимо дозы учитывает и такие индивидуальные характеристики, как пол и возраст при облучении.

1.5. Результаты оценки радиационных рисков в когорте ГНЦ РФ - ФЭИ

Основные характеристики дозовых групп, полученные по программе АМНТ, приведены в табл. 4.

Таблица 4

Основные характеристики дозовых групп

Дозовая группа Средняя кумулятивная доза (мЗв) Наблюдаемые случаи РУЯ Ожидаемые случаи (спонтанные)*

1 16,5 26 18757 26

2 65,2 33 11604 31,1

3 140,5 26 7082 25,6

4 376,1 17 3553 17,8

1-4 82,9 102 40996 100,5

* Значения скорректированы на возраст и календарное время.

Проиллюстрируем неправомерность обычного подхода к оценке риска при остром облучении для случая хронического облучения. Для этого выделим дозовую группу 1 (с малой средней дозой) в качестве референтной и сравним с ней заболеваемость в 4 дозовой группе. Тогда интенсивность заболеваний в первой группе, равную 26/18757=1,4х10-3 будем рассматривать, как спонтанную. Тогда спонтанное число заболеваний в 4 дозовой группе должно быть 1,4х10-3х3553=4,9, а не 17,8, это означает что из 17 фактических заболеваний в этой дозовой группе 17-4,9=12,1 радиогенный рак, то есть, в этом случае очевидна существенная переоценка радиационного риска.

Как видно из табл. 4, число радиогенных раков среди зарегистрированных заболеваний (разность наблюдаемого и ожидаемого числа случаев) равно 102-100,5=1,5 случая. Данные табл. 2 позволяют без труда оценить относительный риск и избыточный относительный риск на единицу дозы. Относительный риск равен 102/100,5=1,015, то есть 1,5%, а избыточный (сверх единицы) относительный риск на единицу дозы 1 Зв равен (1,015-1)/0,083=0,18 на 1 Зв. То есть это значение избыточного относительного риска меньше риска при остром облучении (значение, рекомендуемое НКДАР, для мужчин равно 0,43) примерно в 2 раза, что соответствует значению фактора дозы и мощности дозы, рекомендуемого МКРЗ и НКДАР при переходе от острого облучения к хроническому.

Для более точных интервальных оценок риска использовались подходы, приведенные в [6]. Эти подходы основаны на статистическом анализе разности между наблюдаемыми и ожидаемыми (спонтанными) количествами заболеваний. Проверка нулевой гипотезы, что относительный риск равен 1, дала значение р=0,52. Относительный риск равен 1,02 (0,65; 1,66 95% доверительные интервалы (ДИ)), а значение избыточного относительного риска на дозу 1 Зв равно 0,24 (-4,22; 7,96 95% ДИ).

1.6. Оценка параметров модели НКДАР (зависимости избыточного относительного риска на единицу дозы) от возраста при облучении

Одной из задач проведенного исследования было определение групп повышенного радиационного риска в когорте персонала ГНЦ РФ - ФЭИ. Для этой цели предполагалось использовать модель НКДАР для избыточного относительного риска на единицу дозы. В общем виде модель имеет вид:

в = уехр(а(д - 25 )), (1)

где: у= 0,45; а = -0,026 константы, полученные по данным когорты ЬББ, д - возраст при облучении. Формула получена для острого облучения.

Для определения констант модели воспользуемся методом максимального правдоподобия.

Будем рассматривать процесс заболеваемости как нестационарный пуассоновский процесс.

Пусть события процесса произошли в моменты времени. Рассматриваемый процесс состоит из событий двух видов: человек здоров, и человек заболел в определенный момент времени.

Функция правдоподобия для такого процесса имеет вид [9]:

<! >)

Ы-М -|Х^д,+т)Сс М -1Х)(д/+т)Ст

1/к(Х(д + >),х,х2Хы-м,У\,У2,...,Ум) = Пе ° • ПХ)(д + {))'е ° , (2)

1=1 )=1

где N - численность когорты, М - число случаев заболеваний за весь период наблюдения; дI - возраст на начало облучения для /'-ой персоны; X - параметр процесса (интенсивность заболеваний), в общем случае функция времени, возраста при облучении, дозы облучения (напомним, что доза облучения является также функцией времени); Ь - время наблюдения (годы) за /-ым членом когорты (для случаев заболеваний, период времени до выявления заболевания). Разделим интервал интегрирования на годовые интервалы, тогда:

| Х(д1 + т С = £ | Х(д1 + 0)С0.

° к=1 тк -1

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Предположим, что X в пределах годового интервала равно среднему значению. Определим среднее Хдля /-го члена когорты в возрасте д+к как:

Х1,д,+к = } Х(д/ +0)с0 .

тк -1

Логарифм функции правдоподобия с учетом сделанных преобразований выражается следующим уравнением:

М __________ N ______________

Ш(Ик) = £ Ш( Хд +,, ) - ££ X/д+к, . (3)

/=1 /=1 к=1

Выбранная модель относительного риска имеет вид:

Х!,д,+к = ХдI+к (1 + Р ' С/,к ), (4)

где Х°д+к - интенсивность спонтанных заболеваний в возрасте д+к; - накопленная доза для

/-го члена когорты в момент времени; д! к - возраст при облучении, наличие индекса к обусловлено хроническим облучением.

Таким образом, первый член, после раскрытия скобок в (4), отражает интенсивность спонтанных заболеваний, а второй - интенсивность индукции радиогенных раков.

Представляется разумным рассматривать в модели возраст при облучении (который меняется со временем), а не возраст при начале облучения, так как при этом принимается во внимание тот факт, что радиационный риск уменьшается при увеличении возраста при облучении.

Для определения параметров модели (3, 4) обычно используется два подхода: с внешней и внутренней контрольными группами (необлученной когортой с близкими демографическими, социальными, национальными и географическими признаками).

Произведем оценки с внутренней контрольной группой, чтобы избежать возможного смещения оценок вследствие отличия спонтанных заболеваемостей в рассматриваемой когорте и внешней контрольной группе, в качестве которой обычно используются национальные показатели.

В модели с внутренним контролем для оценки риска используются демографические, медицинские и дозиметрические данные исключительно о самой когорте. Основная сложность в определении параметров в этом случае заключается в определении интенсивности спонтанных заболеваний, которая изменяется с возрастом. В этом случае определяемыми параметрами будут спонтанные показатели заболеваемости и коэффициент радиационного риска (относительный или абсолютный риск), то есть придется решать систему уравнений правдоподобия, размерностью (п+1), где п - число возрастных групп. Как показано в [6], эту сложность можно преодолеть, используя следующее преобразование. Интенсивность спонтанных заболеваний в возрасте д+к определим из равенства наблюдаемых и моделируемых чисел случаев в этом возрасте за весь период наблюдения:

х° =_____________тд+к_____________ (5)

Х д+к = X РУ*д+к-(1 + вСк)' (5)

/ Н(д,+к=д+к)

где тд+к - число случаев заболеваний в возрасте д+к за весь период наблюдения (X тд = М); РУЯ1д1+к - число человеко-лет наблюдения для /-ой персоны в возрасте д+к д

(значение 0, если наблюдаемая персона не наблюдалась в этом возрасте, либо 1 в противном случае).

Подставляя (4, 5) в (3), получим выражение логарифма функции правдоподобия в рамках данной модели:

Ы та + > (1 + Р-С„ + > )

1п(Пк) = £ 1п( ы д * * '—н д+^ ) - М, (6)

х X ) (1+вС),к)

)=1 к=1

где N - число членов когорты, а),к=1, если в момент времени к член когорты с индексом ) наблюдался вместе с членом когорты (случай заболевания, индекс /) и равно нулю в противном случае. Представляя параметр процесса в виде модели НКДАР, получим:

Х!,д + к = Х°,+к (1 + У * еХР(а ■ (д,,к - 25 )) • С/,к ). (7)

Коэффициенты модели у и а определяются путем дифференцирования (6) по этим параметрам (определение максимума правдоподобия) и решения полученной системы уравнений. Так как выражения для этих уравнений достаточно громоздки, то они здесь не приводятся. Ре-

шение этих уравнений с использованием данных о когорте ГНЦ РФ - ФЭИ дало значения коэффициентов у= 0,4 и а= -0,02, то есть значения, близкие к коэффициентам модели (1).

Таким образом, исследования зависимости онкологической заболеваемости от дозы облучения среди персонала ГНЦ РФ - ФЭИ показали обоснованность применения величин и моделей радиационного риска, рекомендуемых МКРЗ и НКДАР, для оценок медицинских последствий хронического облучения работников атомной промышленности.

Показана эффективность использования атрибутивного риска для формирования групп потенциального повышенного риска индукции радиогенных раков.

2. Определение групп потенциального риска на индивидуальном уровне

2.1. Модель радиационных рисков UNSCEAR-94 и алгоритм расчета индивидуального атрибутивного риска при пролонгированном облучении

Современные модели радиационных рисков онкологических заболеваний и смертности от них базируются в основном на данных исследований японской когорты лиц, подвергшихся облучению при бомбардировке городов Хиросима и Нагасаки. Кратко рассмотрим базовые характеристики этой когорты и основные результаты ее исследования.

Для исследования последствий воздействия радиации на человека в Японии был создан специальный фонд «Radiation Effects Research Foundation» (RERF). Цель этого фонда - пожизненное наблюдение за когортой лиц, облученных при атомной бомбардировке японских городов Хиросима и Нагасаки в 1945 году. Эта когорта была сформирована в 1950 году и получила название Life Span Study (LSS) - «пожизненное исследование». С течением времени численность когорты LSS изменялась. На 1990 год численность когорты составляла 86572 человека, для которых доза облучения точно установлена (на 1990 год выжившие составляют примерно 56% от этой величины). В эту когорту входит 36459 человек, у которых доза облучения не превышает 5 мЗв. Для остальной части когорты численностью 50113 человек средняя доза облучения составляет 0,2 Зв. Полная когорта LSS также включает в себя 7169 человек, для которых дозу облучения установить не удалось, и 26580 человек, которые во время бомбардировки находились вне города. Так, по данным, приведенным в [10], из 86572 человек более 18000 получили дозу свыше 0,1 Зв, из них около 2000 дозу более 1 Зв. Отметим, что среди когорты есть лица, получившие дозу облучения более 4 Зв.

Обработка и анализ результатов наблюдения когорты за период с 1958 по 1987 годы позволила установить функциональную связь между дозой облучения и уровнем онкозаболеваемости [11]. На 1987 год численность когорты составляла 79972 человека, из них 59,6% женщин, 67,6% - жители Хиросимы. Данные по заболеваемости солидными раками для когорты LSS представлены в табл. 5. Как видно из таблицы, превышение наблюдаемого количества заболеваний над ожидаемым их количеством с увеличением дозы облучения возрастает. Особенно

четко это видно по последнему столбцу таблицы, где приведено в процентах отношение превышения числа заболеваний к их ожидаемому количеству. Так, например, для дозового интервала 0,5-1,0 Зв это отношение составляет почти 45%, т.е. почти треть заболеваний обусловлена облучением. При дозах облучения свыше 1 Зв заболеваемость, как видно из таблицы, возрастает по сравнению с фоновой почти вдвое. Обратим внимание также на то, что, начиная с доз более 0,2 Зв, превышение числа заболеваний выходит за пределы 95% доверительного интервала (ДИ) для ожидаемого числа заболеваний. Жирным шрифтом выделена строка для лиц, получивших дозу более 0,01 Зв.

Таблица 5

Число онкологических заболеваний (солидные раки) в когорте ЬББ в различных дозовых интервалах за период 1958-1987 гг. [11]

Доза, Зв Человек Наблюдаемое число заболеваний Ожидаемое число заболеваний (95% ДИ) Превышение числа заболеваний Отношение превышения к ожидаемому (проценты)

< 0,01 39213 4286 4269 (130) 17 0,4

0,01-0,2 2822 2767 (105) 55 2,0

0,2-0,5 37833 759 623 (50) 136 21,8

0,5-1,0 418 289 (34) 129 44,6

1,0-1,5 195 102 (20) 93 91,2

1,5-2,0 2926 78 38 (12) 40 105,3

> 2,0 55 23 (9) 22 95,6

> 0,01 40759 4327 3842 (124) 485 12,6

Всего 79972 8613 8111 (180) 502 6,2

Данные о фоновой заболеваемости и заболеваемости, обусловленной облучением, могут быть представлены в следующем виде. Пусть ожидаемое (фоновое) количество заболеваний в исследуемой когорте (рассчитанное по среднестатистическим эпидемиологическим данным о числе заболеваний на 100 тыс. человек в год) есть т0, а наблюдаемое количество заболеваний

- т. Тогда взаимосвязь наблюдаемого количества заболеваний с ожидаемым их числом представляется следующим образом:

т = т0 + EAR, (8)

где EAR - превышение числа наблюдаемых заболеваний над ожидаемым их числом. Также наблюдаемое число заболеваний может быть представлено через относительное превышение количества заболеваний ERR:

т = т0 (1 + ERR). (9)

Из (8) и (9) следует, что:

EAR = т0 х ERR. (10)

Важной характеристикой воздействия радиации на уровень онкозаболеваемости является величина атрибутивного риска AR:

AR = EAR/т. (11)

В целом для конкретной когорты облученных лиц атрибутивный риск есть отношение числа радиационно-обусловленных заболеваний ко всему количеству заболеваний. На индивидуальном уровне для конкретного облученного лица атрибутивный риск рассчитывается как:

AR = ERR / (1 + ERR) (12)

и в случае заболевания рассматривается в процентном выражении как вклад радиации в развитие онкологического заболевания.

Согласно [11], значимая линейная связь дозы облучения с уровнем онкозаболеваемости имеется в области доз более 0,2 Зв. Эта связь для избыточного относительного риска имеет следующий вид:

ERR(D) = axD, (13)

где D - доза облучения в Зв. Статистический анализ данных об онкозаболеваемости в когорте LSS позволил установить, что для солидных раков в среднем по когорте а = 0,63 Зв-1. Используя (12) и (13), находим, что при облучении дозой в 1 Зв атрибутивный риск составляет почти 40%. Средняя доза облучения в LSS - 0,2 Зв и в целом по когорте атрибутивный риск достигает 11%. Это значение близко к 12,6% - значению отношения превышения числа заболеваний к их ожидаемому числу для лиц с дозой более 0,01 Зв (см. табл. 5).

В области доз менее 0,2 Зв значимой связи заболеваемости с дозой облучения в [11] не установлено. Это может быть связано либо с недостаточной статистической мощностью когорты LSS, либо с тем, что существует так называемая "пороговая" доза облучения, менее которой радиация не оказывает влияния на здоровье человека. В настоящее время вопрос о воздействии радиации на человека в области доз менее 0,2 Зв является предметом острой научной дискуссии [12-19].

Более детальное исследование когорты LSS позволило установить зависимость ERR от дозы облучения, возраста при облучении и пола для онкологических заболеваний различной локализации. Эти данные были в дальнейшем использованы при разработке моделей радиационных рисков онкологических заболеваний и, в частности, модели UNSCEAR-94. На основе исследования когорты LSS Комитетом ООН по воздействию атомной радиации (UNSCEAR) разработана и предложена к использованию модель радиационных рисков онкологических заболеваний UNSCEAR-94 [20]. Согласно этой модели радиационно-обусловленная заболеваемость солидными злокачественными новообразованиями различной локализации при остром облучении представляется в виде избыточного относительного риска ERR и имеет вид:

ERR(D, g) = a• D• exp (b• (g - 25)), (14)

где параметры риска a и b зависят от локализации заболевания, D - доза облучения в Зв, g - возраст на момент облучения. Воздействие радиации на уровень онкозаболеваемости начинает проявляться через определенное время после облучения - латентный период. Латентный период TL для солидных раков принят равным 10 годам. Как видно из (14), на индивидуальном уровне риск ERR не зависит от уровня фоновой заболеваемости. Значения параметров а и b для заболеваний различной локализации и в зависимости от пола приведены в табл. 6.

Таблица 6

Значения параметров избыточного относительного риска ERR для солидных раков различной локализации

Локализация Параметр а, Зв-1 Параметр b, год-1

мужчины || женщины

Органы дыхания* 0,37 1,06 0,021

Желудок 0,16 0,62 -0,035

Пищевод 0,23 1,59 0,015

Печень 0,97 0,32 -0,027

Мочевой пузырь 1,00 1,19 0,012

Все солидные 0,45 0,77 -0,026

* трахея, бронхи, легкие.

На рис. 8 для заболеваний различной локализации представлена зависимость ERR от возраста при облучении для мужчин, получивших однократную дозу облучения 1 Зв. Как видно из рисунка, избыточный относительный риск существенно зависит от возраста при облучении и локализации заболевания. Наиболее высокий риск характерен для заболеваний мочевого пузыря, легких и печени. Наименьшие риски - для заболеваний желудка и пищевода. Так, например, при облучении в возрасте 20 лет дозой в 1 Зв риск заболевания мочевого пузыря возрастает почти вдвое.

:

:

: 1-легы 4 \ 3 - [Є

- 2-желу - 3-м.пуз : 4-печеі : Э-пшце : б-все с цок ырь 6 1Ь вод J „ ишдные Т““"" _1 1 1 1 1 1 1 1 1_ 11111 і пт

О 10 20 30 40 50 60 70 00

ВОЗРАСТ ПРИ ОБЛУЧЕНИИ (ГОДЫ)

Рис. 8. Зависимость избыточного относительного риска онкозаболеваний различной локализации от возраста при облучении дозой в 1 Зв (мужчины).

40

ЬЙ

U

Я

О.

I—I

Л

Я

Ю

я

н

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

!>.

и

я

Си

н

с

30

20

10

- 1-легкие - 2-желудок ; 3-м.пузырь . 4-ішчинь воз іаст при облу1 ешш 20 лет 4

- 5-ПИЩЄВ0Д^ - б-все соли; ные ^3

: -- -б"""

d II 1 1 1 1 1 1 і і -1 2

10 20 30

ДОЗА ОБЛУЧЕНИЯ, сЗв

40

50

Рис. 9. Зависимость атрибутивного риска онкозаболеваний различной локализации от дозы облучения (мужчины, возраст при облучении 20 лет).

На рис. 9 приведена зависимость атрибутивного риска от дозы облучения для мужчин, облученных в возрасте 20 лет. Обозначения те же, что и на рис. 8. Как видно из рисунка, при облучении достаточно большой дозой в 50 сЗв атрибутивный риск достигает 35% (печень). По всем солидным ракам риск не превышает 20% и с ростом возраста при облучении, согласно рис. 8, будет убывать. Минимальные риски, согласно рис. 9, для заболевания желудка и пищевода - менее 10%.

Для лейкозов избыточный абсолютный риск (показатель на 100 тыс. чел.), согласно 11Ы8СЕАВ-94, следующим образом зависит от дозы облучения, возраста при облучении и времени после облучения і.

EAR(D,g,t) =

D

Do(g)

і+■

D

1,27

exp

t - 25 T(g)

(15)

где значения параметров й0 и тзависят от возраста при облучении д. Эти зависимости приведены в табл. 7.

Таблица 7

Значения параметров избыточного абсолютного риска EAR для лейкозов

g, лет D0, Зв т год

мужчины женщины мужчины женщины

0 - 19 0,300 0,152 5,ВВ 14,3

20 - 39 0,20В 0,103 7,69 33,3

> 39 0,076 0,03В 14,3 33,3

Латентный период для лейкозов принят равным Ті = 2 годам. Недостатком этой модели является ее скачкообразная зависимость от возраста при облучении. На рис. 10 приведена зависимость атрибутивного риска заболевания лейкозами от достигнутого возраста при дозе 100 мЗв, полученной 15 лет назад. При расчетах атрибутивного риска использовались среднероссийские показатели заболеваемости лейкозом за 1996 год. Как следует из рисунка, даже через 15 лет после облучения атрибутивный риск достигает 50% для облученных в возрасте 20 лет (т.е. каждый второй случай заболевания связан с облучением). С увеличением возраста на момент облучения атрибутивный риск уменьшается. Так, в возрасте 55 лет (облучение произошло в возрасте 40 лет) атрибутивный риск составляет около 20%.

100 с--------------------------------------------------

во :___________________________________________________

# I

Я 60

Р-,

0 г...... | | | ........ ......... .........

35 45 55 65 75

ДО СТИГНУТЫЙ В ОЗР ACT

Рис. 10. Зависимость атрибутивного риска заболевания лейкозом от достигнутого возраста через 15 лет после облучения дозой в 100 мЗв.

Рассчитанные по модели значения индивидуальных радиационных рисков носят приближенный характер. Это обусловлено следующими факторами:

- модель радиационных рисков UNSCEAR-94 основывается на статистических данных,

- характером облучения (кратковременное, длительное),

- возможными неточностями в определении индивидуальной дозы облучения,

- индивидуальными особенностями заболевшего (район проживания, образ жизни, вредные привычки, профессия и т.д.).

Несмотря на имеющиеся недостатки модели радиационных рисков UNSCEAR-94, она широко используется при оценке индивидуальных радиационных онкологических рисков для профессиональных работников атомных предприятий и населения [5, 21]. Ниже при формиро-

вании групп потенциального риска онкологических заболеваний (ГПР) будет использоваться модель UNSCEAR-94.

Как следует из формулы (14), при однократном облучении избыточный относительный риск зависит от дозы облучения и возраста при облучении. При длительном облучении риски от ежегодного облучения суммируются с учетом дозы и возраста при облучении [21]. В этом случае изменение индивидуального избыточного относительного риска с возрастом будет описываться обыкновенным дифференциальным уравнением с запаздывающим параметром:

dERR(u) = ERR(d(u- Т) Т)

du L L

где ERR(u) - суммарный избыточный относительный риск в возрасте u на данный момент времени. В качестве запаздывающего параметра в уравнение входит латентный период TL, для солидных раков принимается равным 10 годам. После замены переменной u - TL = e уравнение

(16) интегрируется:

u-Tl

ERR(u) = JERR( d(e),e)de , (17)

e0

где e0 - возраст, при котором работник впервые подвергся облучению. Таким образом, интеграл

(17) дает значение избыточного относительного риска работника в текущем году. Поскольку значения доз облучения известны по текущий момент времени, по формуле (17) можно дать прогноз риска на TL лет вперед, когда возраст работника будет равен u+TL годам:

u

ERR(u + TL) = J ERR( d(e),e)de . (18)

e0

Поскольку для каждого работника режим облучения или зависимость d(e) индивидуальны, уравнения (17) и (18) могут быть проинтегрированы только численным методом. Вводя дискретный шаг по возрасту в 1 год в численном виде интегралы (17) и (18) записываются в виде сумм следующим образом:

e=u - TL

ERR(u) = a• £ Deexp(b(e - 25)) , (19)

e=e0

ERR(u + TL) = a-JuDe- exp(b • (e - 25)) , (20)

e=e0

где e0, e, u - дискретные величины с шагом в 1 год, De - доза облучения, полученная в возрасте e.

Таким образом, для расчета и прогноза индивидуального избыточного относительного риска ERR необходимо для конкретного работника иметь данные, в которых указывается, в каком возрасте e он получил дозу De, а также текущий возраст u. При наличии таких данных полный риск ERR заболевания солидными раками на текущий момент определяется по формулам (19) и (20).

После того как найдено значение ERR(u), находится значение индивидуального атрибутивного риска AR(u) по формуле:

ERR

AR=7ERR,-100% (21)

1 + ERR

с учетом пола и локализации заболевания (см. табл. 6). Аналогичный алгоритм использовался и при расчете атрибутивного риска заболевания лейкозами.

Численный алгоритм методики формирования групп потенциального риска среди персонала АЭС, стоящего на ИДК, состоит из следующих этапов:

- ввод индивидуальных данных о персонале АЭС в заданном формате;

- ввод даты, на которую проводится формирование групп риска;

- расчет индивидуальных атрибутивных рисков онкологических заболеваний с учетом пола и локализации заболевания и их прогноз на заданное время.

Вышеизложенный численный алгоритм для прогноза радиационных рисков персонала АЭС реализован в виде программного средства ProfRisk-2004 для персонального компьютера. Блоки, входящие в состав программного средства, написаны на алгоритмическом языке FORTRAN-90 с использованием среды программирования Compaq Visual Fortran версии 6.5 и Microsoft Developer Studio.

Программное средство ProfRisk-2004 предназначено для работы под оболочкой Windows-95 и выше, требуемый объем оперативной памяти не менее 16 Мб. При запуске исполняемого файла (ProfRisk-2004.exe) на экране дисплея появляется главное окно программы с основным меню. Основное меню состоит из 5 позиций. Позиция "Экран" позволяет изменять размер видимого окна, копировать содержимое экрана с результатами расчета в буфер обмена (рисунок в формате bmp) и переносить его в другие документы. Через позицию меню "Справки" пользователь может ознакомиться с описанием программного средства, разработчиками и с распределением персонала АЭС по дозам и возрасту. Через третью позицию основного меню "Результаты" пользователь получает доступ к результатам расчета в виде графиков или таблиц. Также предусмотрена возможность сохранить результаты прогноза в файле (расширение файла dat).

При активизации первой позиции основного меню появляется диалоговая панель, показанная на рис. 11. Через эту панель пользователь выбирает локализацию заболевания и дату, на которую рассчитываются риски. После нажатия кнопки "ОК" пользователь получает доступ ко второму пункту меню "Расчет", при активизации которого появляется стандартная диалоговая панель Windows для открытия файла, содержащего исходные данные о персонале АЭС. После того, как пользователь укажет необходимый файл, проводится расчет индивидуальных радиационных рисков и рисков всего персонала АЭС на заданный срок. В принципе, программно может быть предусмотрен блок, осуществляющий распечатку результатов расчета риска в виде документа стандартной формы.

Рис. 11. Диалоговая панель для ввода исходных данных для прогноза индивидуального радиационного риска работников АЭС.

Для тестирования программных средств применен стандартный прием, который состоит в следующем. Создается «искусственная» база данных для гипотетических сотрудников АЭС. Расчет рисков по такой базе может быть выполнен аналитическими методами. Например, в такой базе присутствовали работники, подвергшиеся однократному облучению в различных возрастах, или подвергавшиеся одной и той же дозе облучения на протяжении всей работы и т.п. По выше приведенным формулам атрибутивный риск для таких работников может быть получен аналитическим путем. Применение программных средств к искусственной базе показало полное соответствие результатов численных расчетов и расчетов, выполненных аналитическими методами.

Ниже приведем результаты расчета индивидуального радиационного риска для работника АЭС, данные на которого были введены в тестовую базу данных. Расчеты выполнены с помощью программного средства ProfRisk-2004 и аналитическим методом. Итак, расчет проведен для работника, поступившего на работу в 18 лет, проработавшего непрерывно 30 лет, и получавшего ежегодно дозу облучения в 20 мЗв/год. Накопленная за период работы доза составила

0,6 Зв. Результаты численного и теоретического расчета различаются менее чем на 1% и представлены на рис. 12 в виде зависимости атрибутивного риска от текущего возраста работника. Расчеты выполнены для нескольких типов локализаций рака (указаны возле кривых). Как видно из рисунка, риски заболевания весьма высоки (за исключением заболевания желудка). Из полученных величин атрибутивного риска, скажем заболевания мочевого пузыря (40%), следует, что

из 10 заболеваний - 4 обусловлено облучением. Таким образом, даже при облучении дозой в 20 мЗв/год риск заболевания существенно возрастает. Что касается заболевания желудка, то здесь из каждых 100 случаев облучением будет обусловлено примерно 7-8 случаев. Таким образом, тестирование показало хорошую точность расчетов с использованием программного комплекса Рго1В1эк-2004.

Рис. 12. Зависимость атрибутивного риска онкологических заболеваний различной локализации от возраста работника.

2.2. Определение групп потенциального риска для персонала первой в мире АЭС (ГНЦ РФ - ФЭИ)

Подразделением ГНЦ РФ - ФЭИ, ведущим учет индивидуальных доз работников, предоставлен первичный документ (база данных) о ежегодных дозах облучения 5234 работников этого предприятия. В документе также содержатся сведения о дате поступления на работу и дате увольнения, дате первого облучения и ряд другой специфической информации (например, номер дозиметра). В базе данных содержатся сведения о более чем пяти тысячах человек, начиная с 1950 года и заканчивая 2003 годом (54 года). База данных не персонифицирована, но на данном этапе исследования в этом нет необходимости. Структура базы данных следующая: для каждого сотрудника имеется запись в виде строки числовой информации из 14 основных позиций и М-го числа позиций с ежегодным значением индивидуальной дозы. В настоящее время N = 54 года. Ниже в табл. 8 представлена структура базы.

Таблица 8

Структура первичной базы данных по сотрудникам ГНЦ РФ - ФЭИ

№ позиции Наименование позиции Формат

0 Пол 1, 2 (м, ж)

1 Дата рождения 1935

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

2 Дата поступления на работу 19850205

3 Дата увольнения 19901012

О Если работает (99999999)

4 Номер дозиметра 2455

5 Доза в сГр 001.500

52 Доза в сГр

53 Дата начала облучения 19850301

54 Спец. информация 931123

55 Спец. информация 951020

56 Спец. информация 960328

57 Дата смерти 970213

58 Непосредственная причина смерти МКБ-10

59 Основная причина смерти МКБ-10

60 Диагноз заболевания МКБ-10

61 Дата постановки диагноза 950718

В представленном виде база данных не совсем удобна для использования при расчете радиационных рисков. Кроме того, пополнение базы данных затрудняется тем, что записи о дозах находятся внутри строки записи и, следовательно, при каждой новой записи дозы позиции в конце строки изменяют свое положение. Также в базе не учтена возможность неоднократного увольнения и приемка на работу. Для фиксирования повторного увольнения или приемка позиции в базе отсутствуют. Структура этого документа и способ кодировки данных разрабатывались в свое время без учета использования его для расчета рисков онкологических заболеваний. Кроме того, как и всякая база большого объема, данная база может содержать ошибочную информацию. В связи с этим было разработано специальное программное средство Рго1йа1а для работы с исходной базой данных и анализа ее содержимого на предмет ошибочной информации или ее отсутствия. С помощью этой программы выполнен анализ базы данных и создана база с необходимой структурой, не содержащая ошибочной информации о работниках. В частности, выполнялась проверка последовательности возрастания даты рождения, приемка на работу, даты первого облучения и даты увольнения, наличие дозы в год первого облучения, проверялись величины доз. В результате были устранены различного рода ошибки (неверный год поступления, неверные значения доз, отсутствие информации и т.д.), изменен способ кодировки некоторых позиций, удалены излишние позиции. Окончательно сформированная таким образом база данных более удобна и имеет структуру, приведенную в табл. 9.

В этом виде база данных позволяет без изменения номера позиции в строке записи вносить новые сведения о дозах и статусе работника. При записи новой дозы проводится дополнительная запись в конце строки. При изменении статуса работника - изменяется соответствующая позиция в строке записи.

Таблица 9

Структура сформированной базы данных по сотрудникам ГНЦ РФ - ФЭИ

№ позиции Наименование позиции Формат

0 Номер дозиметра 100245

1 Пол 1, 2 (м, ж)

2 Дата рождения 1935

3 Дата поступления на работу 19850205

4 Дата увольнения 19901012

Если работает (99999999)

5 Дата начала облучения 19850301

6 Диагноз заболевания МКБ-10

7 Дата постановки диагноза 950718

8 Дата смерти 970213

О Если дата отсутствует 000000

9 Выбыл 0 или 1

10 Резерв

11 Резерв

12 Доза в сГр 001.500

65 Доза в сГр 000.000

Как уже говорилось, исходная база данных ГНЦ РФ - ФЭИ о дозовых нагрузках сотрудников создавалась для целей внутреннего пользования. В дальнейшем предполагается использовать эту базу в качестве первичной для определения индивидуальных радиационных рисков и расчета компенсационных сумм в случае онкологических заболеваний сотрудников. Основной информацией для этого являются данные об индивидуальном режиме облучения.

Для расчета индивидуального атрибутивного риска и формирования ГПР из базы данных по ГНЦ РФ - ФЭИ отобраны 1160 человек мужского пола, работавших в 2003 г. Возраст работников от 20 до 81 года, время нахождения на ИДК от 1 года до 54 лет. Средняя накопленная доза среди этих работников составляет около 80 мЗв.

На рис. 13 показано распределение 755 работников ГНЦ РФ - ФЭИ, стоящих на ИДК более 10 лет, по интервалам атрибутивного риска (5% интервал) заболевания солидными раками. Расчет проведен с учетом латентного периода в 10 лет. Атрибутивный риск менее 5% имеют 618 человек, 28 человек имеют риск от 10% и выше. В табл. 10 приведены индивидуальные данные об этих 28 работниках. Как видно из таблицы, все эти люди были поставлены на индивидуальный дозиметрический контроль в период с 1951 по 1975 гг. и в 2003 г. имели возраст от 48 до 75 лет. Накопленная доза составляет от 315 до 1664 мЗв. Жирным шрифтом выделено четверо работников, имеющих риск выше 20%. Величина индивидуального атрибутивного риска должна являться основным критерием, по которому формируются группы потенциального риска.

Атрибутивный риск, %

Рис. 13. Распределение работников по атрибутивному риску в 2003 г. (755 человек, находящихся на ИДК более 10 лет, солидные раки). Цифрами указано число человек.

Таблица 10

Индивидуальные данные о работниках ГНЦ РФ - ФЭИ, имеющих атрибутивный риск 10% и более

ФИО № дозиметра Год рождения Год поступления Накопленная доза, мЗв Атрибутивный риск, %

1 1000019 1929 1955 736 20,73

2 1000387 1929 1953 332 10,29

3 1001075 1929 1951 1459 39,08

4 1000053 1930 1954 426 11,66

5 1000638 1931 1957 533 10,73

6 1001454 1931 1956 344 10,19

7 1000818 1932 1956 504 12,20

8 1000039 1933 1956 1058 28,63

9 1000836 1933 1956 610 13,13

10 1001122 1933 1959 1664 41,67

11 1000569 1935 1959 476 11,71

12 1000064 1936 1960 347 10,47

13 1000065 1936 1956 336 10,41

14 1000005 1937 1962 505 13,01

15 1000826 1937 1959 394 10,78

16 1001559 1937 1955 396 13,14

17 1000015 1938 1956 468 15,83

18 1000110 1938 1962 719 14,89

19 1000571 1938 1957 665 15,70

20 1000036 1939 1958 315 10,29

21 1000130 1939 1959 704 16,91

22 1000781 1939 1961 449 12,24

23 1000575 1941 1960 358 10,99

24 1000768 1941 1960 564 13,99

25 1000807 1941 1960 650 13,73

26 1000126 1944 1963 578 13,88

27 1000582 1945 1963 469 12,07

28 1000118 1956 1975 442 10,04

Рассмотрим более подробно индивидуальные данные 28 работников, входящих в группу с атрибутивным риском 10% и более. Вернемся сначала к вопросу о выборе некоторого порогового значения для величины атрибутивного риска. Почему речь идет о 10%?

Одной из ключевых проблем по практической реализации радиационноэпидемиологического обоснования при формировании группы потенциального риска является определение порогового значения величины индивидуального атрибутивного риска, превышение которого приводит к включению человека в эту группу. Так, например, рассмотрение вопроса о компенсационных выплатах в Англии на индивидуальном уровне осуществляется при превышении величины атрибутивного риска значения в 20%.

Рис. 14. Частота онкозаболеваний среди мужского населения центральных областей России, расположенных вокруг ГНЦ РФ - ФЭИ, в 1998 г. (показатели на 100 000 человек).

Нам представляется крайне важным при определении рискового порога формирования ГПР учитывать изменение спонтанной частоты онкологической заболеваемости на региональном уровне. Так, в частности (рис. 14), легко показать, что величина атрибутивного риска, обусловленного изменением частоты спонтанной заболеваемости (рассмотрены 6 областей России вокруг ГНЦ РФ - ФЭИ), составляет около 10%. Это обстоятельство должно быть обязательно учтено при окончательном решении вопроса о пороговом значении величины индивидуального атрибутивного (по радиационному фактору) риска, определяющем включение в группу потенциального риска.

Таким образом, по солидным ракам в целом за порог величины атрибутивного риска, обусловленного региональными спонтанными колебаниями показателя онкозаболеваемости, можно принять величину в 10%. Если говорить о лейкозах, спонтанная заболеваемость которых в 20-30 раз ниже, чем солидных раков, необходимо провести специальные исследования по определению порога атрибутивного риска, обусловленного колебаниями спонтанной заболеваемости .

Применимость модели 11Ы8СЕАВ-94 на практике может быть оценена следующим образом. Для каждого выбранного значения порога ЛИ*, на реальных данных о дозах и заболеваемости работников атомной промышленности могут быть вычислены такие характеристики критерия, как мощность и ошибка первого рода.

В данном случае мощность критерия (М) - это доля субъектов, правильно отнесенных к группе риска (доля лиц с превышением порога ЛИ* среди больных). Ошибка первого рода (ОПР) - это доля субъектов, ложно отнесённых к группе риска (доля лиц с превышением порога ЛИ среди здоровых).

В качестве показателя социально-экономической эффективности применения критерия (ЭПР) на практике может быть принято отношение доли правильно отнесенных лиц к группе риска к доле ложно отнесённых лиц:

ЭПР = М / ОПР.

В когорте работников ГНЦ РФ - ФЭИ, поступивших на ИДК в возрасте старше 18 лет с

1951 по 1993 годы, общей численностью 2499 человек, к 2003 году было зарегистрировано 102 случая заболевания солидным раком. Табл. 11 содержит характеристики критерия атрибутивного риска для различных выбранных порогов (ЛИ*). В данной таблице приводится также уровень значимости р для ЭПР > 1 (т.е. для превышения эффективностью единицы).

Таблица 11

Характеристики пороговых критериев атрибутивного риска

ЛЯ, % М, % ОПР, % ЭПР р (ЭПР>1) 1-р

0,63 93,14 72,51 1,28 0,000008 0,999992

1,00 81,37 63,87 1,27 0,000009 0,999991

1,58 66,67 52,54 1,27 0,000004 0,999996

2,51 50,98 39,18 1,30 0,000178 0,999822

3,98 33,33 25,85 1,29 0,002680 0,997320

6,31 16,67 12,53 1,33 0,001040 0,998960

10,00 3,92 3,56 1,10 0,020300 0,979700

15,85 1,96 0,88 2,23 0,108000 0,892000

25,12 1,96 0,32 6,13 0,380000 0,620000

Табл. 11 может быть проиллюстрирована рис. 15, где вместо уровня значимости (р) для превышения эффективностью единицы приведена величина (1-р), условно характеризующая достоверность.

Атрибутивный риск, %

Рис. 15. Характеристики критерия атрибутивного риска при различных значениях порога, рассчитанные по когорте работников ГНЦ РФ - ФЭИ, находившихся на ИДК в 1951-1993 годах.

Приведённые данные показывают, что максимальная эффективность (ЭПР от 1,1 до 2,2) применения критерия атрибутивного риска с приемлемой достоверностью (от р=0, 02 до р=0,1) может быть подтверждена при пороговом значении ЛЯ* от 10% до 15%. Проверка эффективности применения критерия при больших значениях порога атрибутивного риска требует наблюдения когорты большего объёма.

Таким образом, полученная нами оценка порогового значения величины атрибутивного риска по данным об онкозаболеваемости сотрудников ГНЦ РФ - ФЭИ (10%) хорошо согласуется с приведенной выше оценкой спонтанной вариабельности показателя заболеваемости на локальном уровне.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

На рис. 16 показано распределение 28 работников, входящих в группу с атрибутивным риском 10% и более, по году постановки на ИДК и накопленной дозе. Темными квадратами показаны работники, имеющие атрибутивный риск выше 20%. Как видно из рисунка, большинство работников встали на ИДК в первые 15 лет функционирования станции и накопили к 2003 году дозы примерно от 300 до 800 мЗв.

На рис. 17 аналогичным образом показано распределение работников по возрасту и накопленной дозе. Из рисунка видно, что большинство работников с риском выше 10% имеют возраст более 60 лет и длительный стаж работы.

Рис. 16. Распределение 28 работников с риском 10% и более по году постановки на ИДК и накопленной дозе.

Рис. 17. Распределение 28 работников с риском 10% и более по возрасту и накопленной дозе.

В модель избыточного относительного риска ERR при однократном облучении входят два параметра: доза и возраст на момент облучения. При пролонгированном облучении проводится суммирование ежегодных рисков, и текущий риск зависит от режима облучения работника. Атрибутивный риск есть нелинейная функция от ERR. Следовательно, у работников с одной и той же накопленной дозой, но при различном режиме облучения атрибутивные риски могут отли-

чаться довольно существенно. На рис. 18 показано распределение 28 работников по атрибутивному риску и накопленной дозе. Как видно из рисунка, у сотрудников с риском от 10 до 11% доза облучения лежит примерно в диапазоне от 300 до 500. Также, согласно табл. 10, сотрудник №1 имеет дозу 736 мЗв и риск 20,73%, а №18 примерно такую же дозу 719 мЗв, но риск 14,89%. Можно отметить наличие линейной связи атрибутивного риска и накопленной дозы. Однако, согласно приведенным примерам, накопленная доза не может служить абсолютным показателем радиационного риска, поскольку атрибутивный риск определяется как режимом облучения, так и возрастом на момент постановки на ИДК.

2000

й 1600 3

0 1200

ЕС

И

| 800

1 400

о

О 10 20 30 40 50

Атрибутивний риск, %

Рис. 18. Распределение 28 работников с риском 10% и более по атрибутивному риску и накопленной дозе.

Поскольку облучение увеличивает риск заболевания солидными раками спустя латентный период, то дозы облучения, накопленные работником в период с 1994 по 2003 гг., скажутся в полном объеме только в 2013 г. Таким образом, может быть дан прогноз атрибутивного риска для работающих в данном году на 10 лет вперед. По лейкозам прогноз может быть дан, соответственно, на два года.

Согласно модели рисков UNSCEAR-94 избыточный относительный риск солидных раков, а, следовательно, и атрибутивный, зависят от локализации заболевания. На рис. 19-23 показано распределение работников по атрибутивному риску заболеваний различной локализации. Эти данные также сведены в табл. 12. Как видно из рисунков, наиболее высокие риски характерны для заболевания мочевого пузыря и печени (60-65%), наименьшие - пищевода (25-30%).

группа высокого риска

пП§° ° □ □ “

□ □

I

Рис. 19. Распределение работников по атрибутивному риску в 2003 г. (755 человек, находящихся на ИДК более 10 лет, органы дыхания).

Рис. 21. Распределение работников по атрибутивному риску в 2003 г. (755 человек, находящихся на ИДК более 10 лет, желудок).

о

о

к

&

о

щ

о

к

Атрибутивний риск, %

Рис. 23. Распределение работников по атрибутивному риску в 2003 г. (755 человек, находящихся на ИДК более 10 лет, печень).

Таблица 12

Распределение работников по группам потенциального риска в соответствии с величиной атрибутивного риска заболеваний различной локализации

АТРИБУТИВНЫЙ КОЛИЧЕСТВО РАБОТНИКОВ

РИСК, % Все солидные Легкие Желудок Пищевод Мочевой пузырь Печень

ГРУППЫ РИСКА 5 - 10 109 134 7 73 178 186

10 - 15 21 44 1 12 97 73

15 - 20 3 13 1 2 65 41

>20 4 7 1 3 71 23

В принципе в ячейки такой таблицы могут быть помещены индивидуальные данные на каждого работника, стоящего на индивидуальном дозиметрическом контроле.

Средневозрастной показатель заболеваемости лейкозами в России примерно в 50 раз меньше показателя заболеваемости солидными раками. Среднероссийский показатель заболеваемости лейкозами в возрасте более 18 лет составляет около 10 случаев на 100 тыс. в год. Таким образом, при численности персонала, находящегося на ИДК, в 1000 человек и среднем возрасте 50 лет за 10 лет ожидается 1 случай заболевания (95% ДИ 0,025 - 5,57 случая). Согласно формуле (15), избыточный абсолютный риск EAR заболевания лейкозами зависит не только от дозы и возраста на момент облучения, но и от времени, прошедшего после облуче-

ния. Как следует из табл. 7, характерное время т (уменьшение риска в е раз) составляет 8-14 лет в зависимости от возраста на момент облучения. Наиболее высокий риск наблюдается спустя латентный период в 2 года после облучения. Так, при облучении в возрасте 21 год дозой в 1QQ мЗв, после окончания латентного периода риск EAR составит примерно 8 случаев на 1QQ тыс. Фоновый риск заболевания лейкозами в этом возрасте примерно 2 случая на 1QQ тыс. Соответственно атрибутивный риск будет более 8Q%. Спустя 8 лет после облучения EAR составит около 3 случаев на 1QQ тыс. и атрибутивный риск упадет до 6Q%. Если облучению работник подвергся в возрасте 41 год, то EAR составит 6,5 случаев на 1QQ тыс., фоновый риск - 4 случая на 1QQ тыс., атрибутивный риск - 43%.

Из выше приведенных оценок следует, что среди персонала, стоящего на ИДК, группа риска заболеваний лейкозами будет более многочисленной, чем группа риска заболеваний солидными раками. На рис. 24 показано распределение 1Q28 работников по атрибутивному риску заболевания лейкозами (стаж на ИДК более 2 лет, доза > Q). Численность персонала с риском более 1Q% составляет 385 человек или 33% от персонала, стоящего на ИДК. Атрибутивный риск 5Q% и более имеют 38 человек в возрасте от 27 до 5Q лет, т.е. наибольшие риски у работников среднего возраста.

В табл. 13 представлены индивидуальные данные на работников, у которых атрибутивный риск по лейкозам в 2003 году составил 50% и более. Как видно из таблицы, дозы облучения у этих работников лежат от 36 до 442 мЗв. Максимальный атрибутивный риск у №26 -77,6%, поступил на работу в возрасте 26 лет, стаж на ИДК - 8 лет, накопленная доза облучения

- 144 мЗв.

В табл. 14 приведены данные о режиме облучения этого работника. Жирным шрифтом выделены дозы, которые определяют текущий риск. Сумма этих доз составляет около 94 мЗв.

Таблица 13

Индивидуальные данные работников ГНЦ РФ - ФЭИ, имеющих атрибутивный риск по лейкозам 50% и более

ФИО № дозиметра Год рождения Год поступления Накопленная доза, мЗв Атрибутивный риск, %

1 1000189 1953 1975 341 52.8

2 1000472 1955 1985 319 53.4

3 1000118 1956 1975 442 63.4

4 1000150 1956 1976 323 52.6

5 1000183 1957 1981 235 56.1

6 1000075 1960 1979 195 57.0

7 1000076 1960 1980 195 53.9

8 1000092 1960 1991 142 57.6

9 1000161 1960 1982 165 50.2

10 1000159 1961 1984 155 59.0

11 1000560 1961 1983 126 55.5

12 1000574 1961 1984 202 67.6

13 1000135 1963 1984 140 62.9

14 1000184 1963 1985 140 61.1

15 1000594 1964 1988 82 56.5

16 1000785 1964 1987 140 64.6

17 1000824 1965 1986 138 62.6

18 1000930 1965 1987 81 54.0

19 1001554 1966 1987 112 66.9

20 1000131 1967 1993 58 60.4

21 1000157 1967 1990 116 72.1

22 1000537 1967 1989 77 63.7

23 1000603 1968 1995 113 77.5

24 1000519 1969 1996 53 62.4

25 1000604 1969 1994 80 67.1

26 1000800 1969 1995 144 77.6

27 1000090 1971 1994 41 52.7

28 1000099 1971 1994 87 71.8

29 1000134 1971 1995 63 58.0

30 1000602 1971 1995 98 73.6

31 1000794 1971 1995 71 66.1

32 1000811 1971 1993 59 60.2

33 1000185 1972 1994 114 77.2

34 1000525 1972 1997 36 53.8

35 1000613 1972 1994 38 55.4

36 1000544 1973 1996 59 66.5

37 1000573 1973 1996 64 67.5

38 1000769 1976 1996 58 63.0

Таблица 14

Режим облучения работника №26 с наиболее высоким атрибутивным риском

Доза, мЗв 0,5 5,3 9,1 29,7 25,2 16,6 8,1 19,8 30,6

Возраст Год 26 1995 27 1996 28 1997 29 1998 30 1999 31 2000 32 2001 33 2002 34 2003

Таким образом, в случае лейкозов режим облучения является основным фактором, определяющим атрибутивный риск. Для примера, в табл. 15 приведены индивидуальные данные и атрибутивный риск работников, имеющих накопленные дозы более 500 мЗв. Это работники, имеющие большой стаж работы - от 40 до 54 лет и подвергшиеся облучению преимущественно в начале работы. Так, сотрудник №7 из накопленных 1664 мЗв 1549 мЗв получил в самом начале своей работы. В дальнейшем облучался примерно постоянной дозой 2-3 мЗв/год.

Таблица 15

Индивидуальные данные и атрибутивный риск лейкозов работников ГНЦ РФ - ФЭИ, имеющих накопленные дозы 500 мЗв и более

ФИО № дозиметра Год рождения Год поступления Накопленная доза, мЗв Атрибутивный риск, %

1 1000019 1929 1955 736 8,82

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

2 1001075 1929 1951 1459 3,51

3 1000638 1931 1957 533 29,48

4 1000818 1932 1956 504 13,77

5 1000039 1933 1956 1058 12,85

6 1000836 1933 1956 610 20,94

7 1001122 1933 1959 1664 5,66

8 1000005 1937 1962 505 19,68

9 1000110 1938 1962 719 32,02

10 1000571 1938 1957 665 28,24

11 1000130 1939 1959 704 26,33

12 1000768 1941 1960 564 28,25

13 1000807 1941 1960 650 36,43

14 1000126 1944 1963 578 32,89

В дополнение к сказанному выше, приведем распределение работников с атрибутивным риском 50% и более по возрасту и накопленной дозе, показанное на рис. 25. В отличие от солидных раков (см. рис. 17) распределение простирается в область небольших доз и средних возрастов.

Еще более серьезное отличие лейкозов от солидных раков следует отметить в распределении работников по атрибутивному риску и накопленной дозе. Это распределение представлено на рис. 26 (см. рис. 18). В этом распределении между атрибутивным риском и накопленной дозой трудно уловить какую-либо связь. При данном значении риска доза может меняться в широких пределах.

Рис. 25. Распределение 38 работников с риском 50% и более по возрасту и накопленной дозе.

Рис. 26. То же, что и на рис. 25, но по атрибутивному риску и накопленной дозе.

Проделанный сравнительный анализ структур групп риска по солидным ракам и лейкозам показывает, что критерии формирования групп риска заболевания лейкозами должны отличаться от таковых по солидным ракам.

Наряду с базой данных о персонале, проводится формирование базы данных о случаях онкологических заболеваний работников ГНЦ РФ - ФЭИ. К настоящему времени в базе данных имеются сведения о 102 случаях заболеваний работниках, стоявших на ИДК (солидные раки). На рис. 27 показано распределение заболевших по возрасту и величине атрибутивного риска на момент постановки диагноза.

Рис. 27. Распределение заболевших работников ГНЦ РФ - ФЭИ по возрасту и величине атрибутивного риска на момент постановки диагноза (солидные раки).

Как видно из рисунка, возраст заболевших составляет от 40 до 70 лет. В этом возрасте фоновый риск по солидным ракам высок. Только 4 заболевших имеют атрибутивный риск более 10%, что составляет 4% от числа всех заболевших. Согласно вышеприведенным данным, из 1160 работников, стоящих на ИДК в 2003 году, численность ГПР с атрибутивным риском более 10% составляет 28 человек или 2,4% от числа работников. Таким образом, в процентном выражении ГПР среди заболевших выше, чем в ГПР работающего персонала.

2.3. Определение групп потенциального риска для персонала Ленинградской АЭС

В базе данных по персоналу ЛАЭС содержатся данные на 5937 человек (мужчины и женщины). Данные относятся к периоду с 1973 по 2003 год. Персональные данные представляют собой следующие сведения: пол, учетный номер (номер дозиметра), год рождения, год постановки на ИДК, год увольнения и ежегодные дозы облучения. Отметим, что структура базы отличается от структуры аналогичной базы по ГНЦ РФ - ФЭИ. Исходная база данных по персоналу ЛАЭС представляет собой две таблицы в формате EXCEL. Фрагмент формата базы приведен в табл. 16. Общий объем таблиц составляет 4,5 Мб (сведения на 5937 человек). Параметром, связывающим эти таблицы, является номер индивидуального дозиметра (ID).

Таблица 16

Структура первичной базы данных на персонал ЛАЭС

ю Год Годовая доза

2 1991 1,0

2 1992 5,0

2 1993 1,5

2 1994 1,1

2 1995 1,2

2 1996 3,2

2 1997 2,3

2 1998 1,6

2 1999 1,4

2 2000 1,8

2 2001 0,9

2 2002 1,0

3 1990 0,0

3 1991 0,0

3 1992 4,0

Ю Пол Дата рождения Дата приёма Дата увольнения

2 1 28.01.1965 30.01.1991 9999

3 2 14.09.1953 17.09.1990 9999

4 1 08.12.1970 05.08.1992 9999

5 1 25.01.1947 12.12.1988 9999

6 1 14.03.1964 13.07.1993 9999

7 1 22.05.1961 01.10.1993 9999

9 1 06.09.1954 09.07.1990 9999

10 1 11.11.1948 29.04.1974 9999

11 1 08.09.1973 10.03.1998 9999

12 1 18.12.1970 06.01.1992 9999

14 1 23.12.1933 16.08.1973 9999

15 2 19.05.1950 24.04.1992 9999

16 1 07.10.1966 27.01.1988 9999

18 1 02.10.1950 16.02.1982 9999

19 1 16.05.1952 01.07.1992 11 01 2002

Данные по фактической онкозаболеваемости персонала ЛАЭС находятся на стадии сбора и обработки. База данных включает и уволившихся сотрудников. Далее ограничимся анализом только той части базы, которая включает мужской персонал. Для обработки и анализа структуры персонала использовался пакет программ, описанных выше. Поскольку исследование динамики и дозовых нагрузок проводится для промышленной АЭС впервые, далее подробно опишем основные результаты исследований.

После выверки базы данных по персоналу ЛАЭС сформирована рабочая база данных на 5086 человек мужского пола. На рис. 28 показан рост численности персонала, находящегося и находившегося (уволенные) на ИДК в период с 1973 по 2003 год. Численность персонала растет примерно линейно со временем и в 2003 году составила 5086 человек (число работающих в 2003 году составило 4678 человек). Можно отметить некоторую стабильность численности персонала в период 1980-1990 гг.

1973 1980 1985 1990 1995 2000 2002

ГОДЫ

Рис. 28. Рост численности персонала, находящегося на ИДК в период с 1973 по 2003 год.

Поскольку радиационно-обусловленная заболеваемость зависит от возраста и дозы облучения, наиболее полно персонал атомных предприятий характеризует распределение работников по возрасту и дозе облучения. На рис. 29 показано распределение персонала ЛАЭС по накопленной на 2003 год дозе и текущему возрасту. Линией показана доза облучения в 10 сЗв. Как видно из рисунка, значительная часть персонала имеет накопленную дозу менее 10 сЗв. Число работников, имеющих дозы более 50 сЗв, незначительно.

г 120

10 30 50 70 90

НАКОПЛЕННАЯ ДОЗА, сЗв

Рис. 29. Распределение персонала ЛАЭС по накопленной на 2003 год дозе и возрасту.

Как фоновая онкозаболеваемость, так и радиационно-обусловленная существенно зависят от текущего возраста, и возрастное распределение является одной из важных характеристик структуры персонала. На рис. 30 показано распределение персонала ЛАЭС по возрасту на 2003 год (включая и уволенных, поскольку они продолжают оставаться под риском). Средний возраст работника составляет 44 года. Для этого возраста риск онкологического заболевания составляет около 200 случаев в год на 100 тыс. человек. Таким образом, ожидаемое число фоновых заболеваний среди мужского персонала должно составить около 10 случаев в год.

Изменение накопленной коллективной дозы со временем показано на рис. 31. В 2003 году эта доза составила 375 чел.-Зв. Здесь также изменение дозы происходит примерно по линейному закону со скоростью 11,5 чел.-Зв/год). Накопленная коллективная и средняя дозы, хотя и являются величинами, традиционно используемыми для оценки выхода радиационных раков, но, тем не менее, не дают представления об истинном значении индивидуальных рисков работников. Пусть, например, в группе из 1000 работников 10 человек имеют накопленную дозу

1 Зв, а остальные - 0,1 Зв. Средняя доза составит 0,109 Зв. По солидным ракам избыточный относительный риск составляет 0,63 Зв-1. И в среднем по этой группе атрибутивный риск близок

к 6%. Если ориентироваться на коллективный атрибутивный риск, то при такой небольшой его величине можно не принимать мер по снижению облучения персонала. Однако у 10 человек, имеющих дозу 1 Зв, атрибутивный риск составит около 40%. Вероятность онкологического заболевания у этих работников из-за облучения весьма высока. И для не допущения дальнейшего возрастания риска эти работники не должны допускаться к работе в условиях больших доз облучения или допускаться с уведомлением о текущей величине их индивидуального атрибутивного риска.

Рис. 30. Распределение персонала ЛАЭС по возрасту на 2003 год.

Рис. 31. Изменение накопленной коллективной дозы в период с 1973 по 2003 год.

Для оценки и прогноза радиационных рисков требуется знать распределение персонала по индивидуальной накопленной дозе. На рис. 32 представлено это распределение в 2003 году (дозовый интервал 50 мЗв). Цифрами указано число человек, имеющих дозу облучения в данном интервале. Это довольно типичное распределение для работников предприятий атомной промышленности. Как видно из рисунка, около 4000 человек (первые два столбца) имеют накопленную дозу менее 100 мЗв. Только 20% работников (каждый пятый) имеет дозу выше 100 мЗв. Максимальная доза облучения составляет 934 мЗв. Средняя накопленная доза облучения

- 74 мЗв. Среднегодовая доза облучения составляет 2,5 мЗв. Для сравнения, по данным [5] к 1986 году средняя накопленная доза у 10 тыс. работников атомных предприятий (Англия), принятых на работу с 1971 по 1976 годы, составила 130 мЗв.

100 200 300 400 500 600 700 800 900

ДОЗА, м3 в

Рис. 32. Распределение персонала ЛАЭС по накопленной дозе в 2003 г.

На рис. 33 в динамике показана коллективная годовая доза персонала ЛАЭС. Можно отметить незначительный рост дозы со временем, что связано с ростом численности персонала. В среднем ежегодная коллективная доза составляет около 11,5 чел.-Зв, хотя, например, в 1992 году она составила более 20 чел.-Зв.

Обусловленная заболеваемость существенно зависит от режима облучения (возраст и доза, полученная в этом возрасте). На рис. 34 на нижней диаграмме показано распределение персонала по длительности облучения (количество лет, когда человек подвергался облучению). На верхней диаграмме показаны индивидуальные средние накопленные дозы за это количество лет. Так, например, 895 человек подверглись облучению только один год (первый столбец).

13 человек подвергались облучению ежегодно на протяжении 30 лет (последний столбец), для них средняя накопленная доза составляет, согласно рисунку, около 450 мЗв. В среднем работники подвергались облучению в течение 10 лет и накопили дозу 74 мЗв.

Рис. 33. Динамика коллективной годовой дозы для персонала ЛАЭС.

Рис. 34. Распределение персонала по длительности облучения (нижняя диаграмма) и соответствующая средняя индивидуальная накопленная за это время доза (верхняя диаграмма). Цифрами указана численность персонала.

100

75

£■

и

4 50

О

КС

25

20 25 30 35 40 45 50 55 60 65 70

ВОЗРАСТ

Рис. 35. Максимальные накопленные дозы к 2003 году работников в возрасте от 20 до 72 лет.

Для сравнения приведены темным цветом средние накопленные дозы у всех работников данного возраста.

Из персонала для каждого возраста (от 20 до 72 лет) выбран работник, имеющий максимальную накопленную дозу среди работников того же возраста. Максимальные дозы этих 53 работников показаны на рис. 35. Темным цветом показана средняя накопленная доза у всех работников данного возраста. До возраста 45 лет максимальная и средняя дозы возрастают, а затем несколько стабилизируется, хотя и со значительными флуктуациями. Обратим внимание на существенное различие максимальных и средних доз для всех возрастов. Средние дозы не превышают 160 мЗв. Максимальная доза 934 мЗв накоплена работником, поступившим на работу в 1976 году в возрасте 21 года.

Итак, выше была рассмотрена дозо-возрастная структура данных по персоналу ЛАЭС. Эти данные во многом сходны сданными по персоналу ГНЦ РФ - ФЭИ. Поскольку, как было сказано выше, данные по фактической онкозаболеваемости находятся в состоянии сбора и подготовки, далее будут даны прогностические оценки фоновой и радиационно-обусловленной заболеваемости персонала ЛАЭС.

Очевидно, что формирование групп риска должно проводится по каким-то, с одной стороны количественным критериям, связанными с рисками и дозами, а с другой стороны, должны учитываться экономические возможности отрасли или конкретного предприятия для реализации последствий формирования таких групп. Для того, чтобы наглядно продемонстрировать, каким образом данные по персоналу атомных предприятий могут быть использованы для

управления рисками радиационно-обусловленных заболеваний, ниже приводятся прогностические оценки числа фоновых и радиационных раков (солидные раки) среди персонала ЛАЭС. При расчете ежегодного числа фоновых раков использовались среднероссийские данные о заболеваемости за 1996 г. [22]. Отметим, что показатели онкозаболеваемости существенно зависят от региона России. Так, в среднем по России показатель заболеваемости солидными раками в 1996 г. составлял 268,2 случая на 100 тыс. человек (мужчины). Максимальный показатель зарегистрирован в Саратовской области - 336,5 случаев, минимальный на Чукотке - 119,1 случаев. Различие весьма существенное. Этот факт необходимо учитывать при прогнозе рисков, поскольку данные о миграции персонала до поступления на работу отсутствуют. Также необходимо предусмотреть в базе данных персонала позицию, в которой содержалась информация об облучении работника до поступления на данное предприятие (производственное облучение, облучение в медицинских целях и т.п.).

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

20

1974 1980 1985 1990 1995 2000 2003

ГОДЫ

Рис. 36. Ожидаемое ежегодное фоновое число заболеваний солидными раками среди персонала ЛАЭС. 1 - весь персонал, 2 - персонал, поступивший на работу до 1993 года.

На рис. 36 представлены результаты расчета ежегодного числа фоновых заболеваний солидными раками среди различных групп персонала ЛАЭС с 1974 по 2003 гг. Рост числа фоновых заболеваний обусловлен увеличением среднего возраста и численности персонала. На момент начала работы АЭС численность персонала составляла около 300 человек, средний возраст был около 25 лет, показатель заболеваемости около 20 случаев на 100 тыс. Кривая 1 -число случаев заболеваний среди всего персонала (всего 128 случаев за 30 лет). В 2003 году прогнозируемое число заболеваний составляет около 17 человек. Как уже говорилось, радиационно-обусловленные заболевания могут быть только у лиц, облучившихся 10 и более лет

назад. В 2003 год среди лиц, поступивших на работу после 1993 года, независимо от дозы облучения онкологические заболевания не могут быть связаны с облучением. Таким образом, группа потенциального риска с учетом латентного периода сокращается, и число заболеваний, которые могут быть связанны с облучением, уменьшается. Кривая 2 - число случаев заболеваний с учетом латентного периода (за весь период всего 79 случаев). Существование латентного периода в развитии радиационных раков приводит к тому, что в первые 10 лет работы предприятия радиационные риски отсутствуют - все заболевания обусловлены естественными причинами. Однако формирование групп потенциального риска должно, по-видимому, начинаться на 2 год работы предприятия (персонал уже подвергся облучению и его последствия скажутся через 10 лет).

Рис. 37. Распределение персонала, находящегося на ИДК более 10 лет и имеющего ненулевую дозу облучения, по атрибутивному риску солидных раков в 2003 г. (слева) и 2013 г. (справа). Цифрами показано число человек с атрибутивным риском в данном интервале.

Поскольку облучение сказывается на заболеваемости только спустя 10-летний латентный период, необходимо рассчитать индивидуальный атрибутивный риск на этот период, в данном случае вплоть до 2013 года. И, по-видимому, это значение риска должно служить базовым критерием при формировании групп риска. На рис. 37 представлено распределение персонала по атрибутивному риску солидных раков в 2003 (слева) и 2013 (справа) годах. Расчет проводился

без учета фоновой смертности персонала. Как видно из рисунка, в 2003 году из 2217 человек в группу с атрибутивным риском более 10% попадает только 133. Из них только 2 человека имеют атрибутивный риск в интервале от 20 до 25%. В 2013 году из 4673 человек атрибутивный риск в 10% и более будут иметь уже 246 человек. В группе с риском 20% в 2013 году будет уже 15 человек.

Таким образом, используя результаты прогноза рисков, из персонала отобрано 246 человек (около 5% от всего работающего персонала - 4678 человек), у которых атрибутивный риск в 2013 году будет превышать 10%. За период 2004-2013 гг. среди них ожидается 4-6 заболеваний солидными раками. Действия руководства служб дозиметрического контроля по изменению режима облучения для этих лиц должны определяться соответствующими нормативными документами.

В табл. 17 приведены индивидуальные данные о 34 работниках, имеющих атрибутивный риск 15% и более. Жирным шрифтом выделены два работника, имеющих риск 20% и выше.

Таблица 17

Индивидуальные данные персонала ЛАЭС с атрибутивным риском 15% и более

ФИО № дозиметра Год рождения Год поступления Накопленная доза, мЗв Атрибутивный риск, %

1 226 1957 1980 659 16,25

2 426 1958 1980 712 17,79

3 485 1960 1980 637 17,51

4 558 1961 1979 617 15,62

5 609 1954 1976 689 17,36

6 1181 1951 1976 934 21,96

7 1236 1955 1976 802 18,89

8 1411 1958 1976 624 19,74

9 1461 1951 1975 628 17,10

10 1494 1952 1975 526 15,08

11 1567 1955 1976 757 19,64

12 1604 1953 1979 596 15,72

13 1618 1948 1979 687 15,17

14 1630 1954 1976 772 18,59

15 1672 1956 1979 611 16,30

16 1693 1951 1974 511 15,56

17 1852 1948 1973 563 15,80

18 2167 1951 1974 503 15,00

19 2228 1939 1972 667 15,04

20 2309 1961 1979 663 18,05

21 2328 1961 1979 721 20,05

22 2363 1945 1975 587 15,22

23 2405 1949 1971 764 16,60

24 2558 1947 1976 657 15,76

25 2638 1950 1976 689 17,72

26 2727 1958 1979 669 16,28

27 2792 1951 1975 509 15,36

28 2865 1954 1979 683 16,98

29 2892 1959 1982 667 16,36

30 2984 1947 1975 793 17,15

31 3065 1956 1982 635 15,21

32 3551 1956 1979 671 17,01

33 3563 1955 1976 688 19,74

34 3583 1945 1976 635 15,22

Проведем сравнительный анализ средних характеристик персонала в различных группах

риска.

На рис. 38 показан средний возраст персонала в трех группах риска: с атрибутивным риском от 5 до 10%, от 10 до 20% и выше 20%. Как видно из рисунка, средний возраст во всех группах примерно одинаков. Обращает на себя внимание тот факт, что в группе с атрибутивным риском более 20% возраст работников заключен в довольно узком возрастном диапазоне -42-52 года. В остальных двух группах возраст изменяется от 29-30 до 71-72 лет.

80

60

н

и

<

Рч

ҐГі

£ 40 ш

20

72

48

29

.н,.-

71

48

30

-:1Ш

52

46

ГРУППА РИСКА

Рис. 38. Средний возраст персонала в различных группах риска. Вертикальными планками указаны максимальные и минимальные значения возраста в данной группе риска.

Рис. 39. Средний стаж работы персонала в различных группах риска. Вертикальными планками указаны максимальные и минимальные величины стажа в данной группе риска.

На рис. 39 показан стаж работников в упомянутых выше группах риска. Здесь, как и следовало ожидать, средний стаж возрастает с ростом атрибутивного риска. Так же как и на предыдущем рисунке, наименьший интервал изменения стажа в группе с высоким атрибутивным риском (стаж от 21 до 27 лет).

На рис. 40 приведена средняя накопленная доза облучения персонала в различных группах риска. Как и следовало ожидать, с ростом уровня риска накопленная доза возрастает. От группы к группе доза возрастает примерно вдвое. Разброс по накопленной дозе во всех группах объясняется зависимостью избыточного относительного риска ERR от возраста при облучении. Для солидных раков с возрастом воздействие радиации уменьшается экспоненциально.

Рис. 40. Средняя накопленная доза персонала в различных группах риска. Вертикальными планками указаны максимальные и минимальные величины дозы в данной группе риска.

Рис. 41. Возрастной интервал при поступлении на работу персонала в различных группах риска. Цифрами указан средний возраст при поступлении на работу в данной группе риска.

Как видно из рис. 39 и 41, в группу высокого риска (ГВР) вошли работники, поступившие на работу в молодом возрасте и имеющие наибольший стаж работы. Этот факт полностью объясняется моделью избыточного риска - наибольший риск имеют те работники, которые начали подвергаться длительному облучению в молодом возрасте.

Для сравнения характеристик групп риска ГНЦ РФ - ФЭИ и ЛАЭС на рис. 42 приведено распределение работников с атрибутивным риском более 10% по накопленной дозе и году постановки на ИДК. Как и в случае ГНЦ РФ - ФЭИ (см. рис. 16), в группу риска вошли работники,

поступившие в первые 15 лет функционирования станции. Распределение работников по накопленной дозе и возрасту, показанное на рис. 43, также аналогично распределению работников ГНЦ РФ - ФЭИ, приведенное на рис. 17. В группу риска входят работники старших возрастов с большими дозами.

Рис. 42. Распределение персонала ЛАЭС, входящего в группу с атрибутивным риском от 10% и выше, по накопленной дозе и году постановки на ИДК (солидные раки).

Возраст ня 2003 г.

Рис. 43. Распределение персонала ЛАЭС, входящего в группу с атрибутивным риском от 10% и выше, по накопленной дозе и возрасту (солидные раки).

На предприятиях Минатома в 2001 году работало свыше 65 тыс. человек, находящихся на ИДК. Средняя ежегодная доза облучения составляла 2,77 мЗв. Если исходить из предположения, что структура персонала всех предприятий Минатома близка к структуре персонала ЛАЭС, то можно сказать, что 7% работников Минатома или около 5 тыс. человек будут иметь атрибутивный риск заболевания солидными раками, превышающий 5% уровень. Предлагаемые критерии формирования групп риска персонала атомных предприятий могут быть применены и при определении размера компенсационных выплат по случаю онкологических заболеваний среди персонала.

3. Разработка основных принципов по реализации технологии оказания адресной медицинской помощи персоналу предприятий атомной отрасли

В настоящее время успешное развитие ядерной энергетики как одного из основных компонентов энергетической отрасли России все чаще ставится в прямую зависимость от решения задачи повышения эффективности системы охраны здоровья профессионалов атомной отрасли. Решение данной задачи должно быть реализовано в условиях ограниченных финансовых и ресурсных возможностей существующей системы здравоохранения. Поэтому основой организации эффективной системы охраны здоровья профессионалов атомной отрасли должна стать адресность медицинской помощи на основе объективных критериев формирования групп потенциального риска (ГПР).

Разработка радиационно-эпидемиологических принципов и на их основе рекомендаций для оказания адресной медицинской помощи, в свою очередь, будут направлены на повышение эффективности радиационной защиты в сфере управления индивидуальными рисками.

Достижение поставленной цели лежит в области совершенствования эпидемиологического мониторинга, методов и средств индивидуального радиационного контроля, оценок и прогнозирования риска радиационного воздействия на здоровье человека (в первую очередь выраженного в возможном увеличении частоты онкологических заболеваний).

В настоящей работе нами предлагается технология взаимодействия между предприятием атомной отрасли, медучреждением, осуществляющим медицинский мониторинг персонала данного предприятия, и страховой компанией для оптимального распределения страховой премии на лечение и углубленную диагностику лиц из групп потенциального риска, которая может быть реализована на базе Национального регистра.

На рис. 44 представлена блок-схема реализации технологии оказания адресной медицинской помощи персоналу предприятий атомной отрасли. Как видно из рисунка, информаци-

онной основной при реализации данной технологии являются данные индивидуального дозиметрического контроля (ИДК) и Единого протокола обмена информацией по онкологическим заболеваниям между медучреждением, осуществляющим медицинский мониторинг, и Национальным регистром.

На основании разрабатываемых специалистами Национального регистра методики оценки вероятности причинной обусловленности заболеваний (причин смерти) и методики формирования групп потенциального радиационного риска по различным заболеваниям будет анализироваться медико-дозиметрическая информация, поступающая из предприятий атомной отрасли и медучреждений, осуществляющих медицинский мониторинг. Итогом анализа поступившей информации будет формирование двух списков: а) лица с высокой вероятностью причинной обусловленности выявленного заболевания и б) лица, подлежащие углубленному медицинскому обследованию.

Подготовленные списки будут передаваться на предприятия и далее в страховую компанию. Данные из первого списка, содержащие оценки индивидуального избыточного относительного риска по каждому выявленному онкозаболеванию, будут передаваться также в межведомственные экспертные Советы по установлению причинной связи. Для каждого лица из второго списка будут подготовлены научно обоснованные рекомендации для углубленного обследования и последующего лечения.

Описанная выше технология оказания адресной медицинской помощи персоналу предприятий атомной отрасли должна быть положена в основу разрабатываемой «Концепции оптимизации системы радиационной защиты в части управления индивидуальными рисками и оказания адресной медицинской помощи».

59

МЕДИЦИНСКОЕ УЧРЕЖДЕНИЕ

Единый протокол обмена

ПРЕДПРИЯТИЕ

База данных ИДК

НАЦИОНАЛЬНЫМ РЕГИСТР

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

оценка вероятности причинной обуслов- формирование групп потенциаль-

ленности выявленных заболеваний ного риска по заболеваниям

# Список 1 — Список 2

Лица с высокой вероятностью Лица, подлежащие

причинной обусловленности углубленному медицинскому

выявленного заболевания обследованию

ЭКСПЕРТНЫЙ СОВЕТ

СТРАХОВАЯ КОМПАНИЯ

Рис. 44. Блок-схема реализации технологии оказания адресной медицинской помощи персоналу предприятий атомной отрасли.

"Радиация и риск", 2004, специальный выпуск

Выводы

1. В результате проведения радиационно-эпидемиологических исследований среди персонала ГНЦ РФ - ФЭИ (период наблюдения 1950-2002 гг.) установлено, что риск индукции онкологических заболеваний для этой когорты статистически не значим, и примерно в 2 раза ниже по сравнению сданными японской когорты в Хиросиме и Нагасаки. Таким образом, нами подтверждается обоснованность выбора на международном уровне величины фактора эффективности дозы и мощности дозы (ОйВЕР=2) при оценке медицинских онкологических последствий пролонгированного профессионального облучения по сравнению с острым радиационным воздействием.

2. Дана оценка индивидуального атрибутивного (обусловленного) риска для персонала ГНЦ РФ - ФЭИ, находящегося на индивидуальным дозиметрическим контроле. Установлено, что 53,3% лиц имеют индивидуальный атрибутивный риск потенциальной индукции онкологических заболеваний до 5%, а для 2,4% персонала величина риска превышает 10%. Среди выявленных случаев онкозаболеваний 73,5% лиц имели атрибутивный риск до 5% и у 4% - риск превышал 10%.

3. Анализ частоты онкологической заболеваемости среди мужского населения окружающих ГНЦ РФ - ФЭИ 6 областей России в 1998 г. показал, что величина атрибутивного риска, обусловленного колебаниями показателя спонтанной заболеваемости на региональном уровне, может достигать 10%. Полученная оценка имеет важное значение для определения порогового значения величины индивидуального риска, обусловленного радиационным фактором, при формировании группы потенциального риска.

4. Для персонала Ленинградской АЭС, стоящего на ИДК (4678 человек), показано, что 133 человека имеют в 2003 году величину индивидуального атрибутивного радиационного риска выше 10% (т.е. порогового уровня).

5. Для персонала ЛАЭС выполнен прогноз изменения числа лиц, стоящих на ИДК, у которых радиационный риск превышает спонтанный уровень. Установлено, что число лиц, относящихся к группе потенциального риска (индивидуальный радиационный риск более 10%) в 2013 году составит 246 человек, что в 1,85 раза больше, чем в 2003 году.

Литература

1. Кларк Р. Меморандум. Эволюция системы радиационной защиты: обоснование необходимости разработки новых рекомендаций МКРЗ /Пер. с англ. Р.М.Алексахина и Н.М.Суворовой //Медицинская радиология и радиационная безопасность. - 2003. - Том 4в. - С. 26-38.

2. Отчет Научного комитета ООН по действию атомной радиации за 2000 год. Приложение J. Уровни облучения и эффекты в результате чернобыльской аварии /Пер. с англ. А.А.Вайнсона, М.Н.Мавкина и С.М.Шинкарева; Под ред. Ю.С.Рябухина и С.П.Ярмоненко. - М.: РАДЭКОН, 2001.

3. Иванов В.К., Цыб А.Ф., Максютов М.А., Горский А.И., Власов О.К., Бирюков А.П., Кайдалов О.В., Матвеенко Е.Г., Нилова Э.В., Хаит С.Е., Круглова З.Г., Кочергина Е.В. Медицинские радиологические последствия Чернобыля для населения России: оценка радиационных рисков. - М.: Медицина, 2002.

4. Иванов В.К., Цыб А.Ф., Агапов А.М., Иванов С.И., Панфилов А.П., Кайдалов О.В., Горский А.И., Максютов М.А., Суспицин Ю.В., Вайзер В.И. Проблема объективного установления онкопрофпато-логии работников отрасли //Бюллетень по атомной энергии. - 2003. - № 5. - С. 37-44.

5. Wakeford R., Antell B., Leigh W. A review of probability of causation and its use in a compensation scheme

for nuclear industry workers in the United Kingdom //Health Physics. - 1998. - V. 74, N 1. - P. 1-9.

6. Breslow N.E., Day N.E. Statistical methods in cancer research. IARC scientific publication No. 82. - Lyon: IARC, 1987. - P. 91-96.

7. Preston D.L., Lubin J.H., Pierce D.A., McConney M.E. EPICURE. - Seatle, USA: Hirosoft International Corporation, 1993.

8. Справочник по прикладной статистике /Пер. с англ.; Под редакцией Э.Ллойда и У.Ледермана. - М.: Финансы и статистика, 1989.

9. Кокс Д., Хинкли Д. Теоретическая статистика (пер. с англ.). - М.: Мир, 1978.

10. Pierce D., Shimizu Y., Preston D., Vaeth M., Mabuchi K. Studies of the mortality of atomic bomb survivors. Report 12, Part I. Cancer: 1950-1990 //Radiation Research. - 1996. - V. 146. - P. 1-27.

11. Thompson D., Mabuchi K., Ron E., Soda M., Tokunaga M., Ochikubo S., Sugomoto S., Ikeda T., Terasaki M., Izumi S., Preston D.L. Cancer incidence in atomic bomb survivors. Part II: Solid tumors, 19501986 //Radiation Research. - 1994. - V. 137. - P. s17-s67.

12. Little M., Muirhead C. Curvature in the cancer mortality dose response in Japanese atomic bomb survivors: absence of evidence of threshold //Int. J. Radiat. Biol. - 1998. - V 74, N 4. - P. 471-480.

13. Heidenreich W., Paretzke H, Jacob P. No evidence for increased tumor rates below 200 mSv in the atomic bomb survivors data //Radiat. Environ. Biophys. - 1997. - V. 36. - P. 205-207.

14. Pierce D., Preston D. on: "No evidence for increased tumor rates below 200 mSv in the atomic bomb survivors data" //Radiat. Environ. Biophys. - 1997. - V. 36. - P. 209-210.

15. Heidenreich W., Paretzke H, Jacob P. Reply to the "Commentary by Pierce D. and Preston D. //Radiat. Environ. Biophys. - 1997. - V. 36. - P. 211-212.

16. Preston R. LNT is the best we can do - to-day. Health effects of low level radiation //BNES. - 2002. - P. 1-3.

17. Ron E., Muirhead C. The carcinogenic effects of ionizing radiation. Proceedings of a Conference, Seville, Spain, 17-21 Nov. 1997, pp. 165-229.

18. Pierce D., Preston D. Radiation-related cancer risk at low doses among atomic bomb survivors //Radiation Research. - 2000. - V. 154. - P. 178-186.

19. Little M., Muirhead C. Derivation of low-dose extrapolation factors from analysis of curvature in the cancer incidence dose response in Japanese atomic bomb survivors //Int. J. Radiat. Biol. - 2000. - V. 76, N 7. - P. 939-953.

20. Sources, Effects and Risks of Ionizing Radiation. UNSCEAR 1994 report to the General Assembly. - New York: UN, 1994.

21. Methods for estimating the probability of cancer from occupational radiation exposure. IAEA-TECD0C-870. -VIENNA, 1996. - P. 55.

22. Трапезников Н.Н., Аксель Е.М. Заболеваемость злокачественными новообразованиями и смертность от них населения стран СНГ в 1996 г. - М.: ОНЦ РАМН, 1997. - 302 с.

i Надоели баннеры? Вы всегда можете отключить рекламу.