CC BY
6
ции совпало со средней арифметической заболеваемости по данной территории:
Затем колебания заболеваемости вычисляются как разность со скорректированной функцией сезонности:
Л'/ = Лу-
Вариант 2. Заболеваемость по обращаемости для каждой территории корректируется — умножается на такой коэффициент, чтобы среднее за весь период скорректированной заболеваемости совпало со средней сезонной функции:
Ш1 (1,4
Затем колебания заболеваемости вычисляются как разность скорректированной заболеваемости и функции сезонности:
* о
Аа = Аа
Таким образом, определяются 4 варианта вычисления отклонений заболеваемости относительно сезонной компоненты. Выбор конкретного варианта может осуществляться либо при помощи анализа предположений относительно характера взаимодействия факторов сезонности, постоянно действующих факторов и факторов загрязнения окружающей среды, либо при помощи анализа
результатов выявления связи между отклонениями заболеваемости относительно сезонной компоненты и факторами среды.
Общая схема анализа зависимостей между заболеваемостью и факторами окружающей среды включает три этапа: вычисление функции сезонности (Aj); вычисление отклонений заболеваемости от сезонной компоненты (А*,■); анализ связей между отклонениями и факторами загрязнения.
Такой подход является более тонким, чем традиционный метод анализа связей между исходными показателями здоровья и факторами окружающей среды. С другой стороны, результаты, полученные при различных вариантах исследований, требуют тщательного сопоставления и всестороннего анализа.
Литература
1. Корнеев 10. Е., Заиченко А. И.// Сов. здравоохр. — 1983. — № 3. — С. 16—19.
2. Корнеев Ю. Е. // Гиг. и сан. — 1984. — № 6. — С. 41— 43.
Поступила 28.05.86
Summary. The problems of mathematical analysis are investigated, special emphasis being paid to the effect of separate environmental factors on the population health status. A joint analysis of the dynamics of environmental and health variables is carried out. Two algorithm variants to calculate a seasonal function are presented while studying a longitudinal effect cf environmental factors on human health. Examples of calculations of disease variations with respect to seasonal components are given.
УДК 613.155.3+613.32+613.2]:547.52/.59
И. Н. Безкопыльный
МЕТОДИЧЕСКИЕ ПОДХОДЫ К УСТАНОВЛЕНИЮ РЕАЛЬНОЙ НАГРУЗКИ ВОЗДЕЙСТВИЯ НА ЧЕЛОВЕКА ГРУППЫ СХОДНЫХ ПО ХИМИЧЕСКОЙ СТРУКТУРЕ СОЕДИНЕНИЙ
Львовский НИИ эпидемиологии и микробиологии Минздрава УССР
Установление реальной нагрузки воздействия неблагоприятных факторов — ключевой вопрос гигиены окружающей среды, продиктованный насущной жизненной потребностью [2]. Попытка решить этот вопрос на региональном уровне выдвинула задачу определения данного параметра для суммы ароматических углеводородов (в основном моноциклических), которая является критериальной группой в антропогенной составляющей химического загрязнения, определяющей направленность разработок с целью охраны здоровья населения в зоне. Для расчета подобного индекса интегральной оценки качества окружающей среды возникла необходимость сравнения фактического суммарного уровня ксенобиотиков, поступающих в организм в составе атмосферного воздуха, питьевой воды и пищевого рациона, с максимальнойгдопустимои нагрузкой (МДН), ос-
новные принципы установления которой разработаны Г. И. Сидоренко и М. А. Пинигиным [10], Ю. Д. Губернским к соавт. [3]. При обосновании этого показателя для рассматриваемой многокомпонентной смеси мы использовали расчетные методы (на основе накопленных гигиенической наукой экспериментальных материалов) с определением безопасных для здоровья населения концентраций суммы моноциклических ароматических углеводородов в атмосферном воздухе, питьевой воде и пищевом рационе и последующей эпидемиологической корректировкой полученных данных.
Рассчитывая указанную Г1ДК для воздуха, мы руководствовались общепринятым положением об эффекте суммации воздействия при совместном присутствии комплекса сходных по химической структуре и биологическому действию соеди-
нений. В отношении бензола, толуола и ксилола (основных и наиболее распространенных представителей изучаемой группы) это положение подтверждено в эксперименте [7]. Вторым базисным ориентиром в наших расчетах являлось количественное соотношение компонентов смеси, которое может иметь место в реальной ситуации. Принимая во внимание данные отечественных ученых по этому вопросу для атмосферного воздуха населенных мест, в том числе в зонах, подобных обследуемой [5], и для воздушной среды помещений [3], а также данные о составе изучаемых промышленных газовых выбросов, мы рассчитывали искомый параметр по формуле
1_ V__
100-ПДК; >
где х — среднесуточная ПДК суммы ароматических углеводородов; /г, — процентное содержание каждого компонента в смеси; ПДК< — среднесуточная ПДК в атмосферном воздухе каждого из ингредиентов смеси. у
На первом этапе расчет проводился с включением углеводородов (бензола, ксилола, толуола, кумола и этилбензола), ПДК которых в воздухе населенных мест экспериментально обоснованы. В этой серии расчетов для разных вариантов процентных соотношений веществ, в том числе наиболее опасных в гигиеническом отношении (при превалировании углеводородов с самыми низкими значениями регламентов), за среднесуточную была принята ПДК 0,3 мг/м3. К этой величине близка установленная в эксперименте ПДК высокоароматического растворителя (состоит на 90 % из бензола, толуола и ксилола), равная 0,4 мг/м3 [14]. Однако нельзя не учитывать представителей группы, составляющих около 20 % в общей массе идентифицированных исследователями углеводородов, ПДК которых не установлены. Вполне вероятно присутствие в изучаемой смеси также галоидных, нитро- и амино-производных бензола: регламенты их содержания в атмосферном воздухе составляют в основном либо десятые, либо тысячные доли миллиграмма на 1 м3. Принимая во внимание зависимость хронической токсичности производных бензола от гидрофобности молекул [6], мы сочли правомерным в качестве ориентировочной ПДК для всей этой группы признать концентрацию на порядок ниже, т. е. 0,03 мг/м3. Затем, основываясь на пропорции фактических уровней двух условно выделенных нами групп, рассчитали по приведенной выше формуле искомую величину, составившую примерно 0,1 мг/м3.
Рассчитывая уровень безвредности изучаемой смеси при поступлении с питьевой водой, мы учли данные литературы о том, что в водах, загрязненных нефтепродуктами, 80—90 % моноциклических ароматических углеводородов представлены бензолом, ксилолом, толуолом и этклбензо-лом [17]. Известно, что при совместном присут-
ствии в воде водоемов допустимое содержание каждого из веществ, нормированных по одному признаку вредности, должно быть уменьшено кратно числу таких компонентов. Это правило тем более справедливо для производных бензола — сходных но структуре и свойствам ксенобиотиков. Однако, на наш взгляд, данное правило требует некоторого уточнения, в связи с тем что эффект суммации при воздействии на организм будет иметь место и при наличии в воде соединений на уровнях, соответствующих допустимым по разным лимитирующим признакам. Среди 4 названных соединений бензол регламентирован по санитарно-токсикологическому признаку, толуол, ксилол и этилбензол — по запаху и привкусу (ПДК их соответственно 0,5, 0,5, 0,05 и 0,01 мг/л). Для учета предлагаемой поправки разработана формула:
где МНК — искомая суммарная максимальная недействующая концентрация по санитарно-токсикологическому признаку (в мг/л); п,- — доля каждого ингредиента смеси в общей сумме (в %); К; — кратность превышения МНК над ПДК; А — теоретическая суммарная ПДК при допущении, что все компоненты смеси нормированы по санитарно-токсикологическому признаку, рассчитывается по формуле
По данным экспериментальных работ, МНК; равны 20 мг/л для толуола [1], 0,1 мг/л для ксилола [9] и 2 мг/л для этилбензола [4]. При использовании этих величин К будет соответст- , венно составлять 40, 2 и 200. Очевидно, что при Щ-подобном интервале между показателями гигиенической вредности (в первую очередь для ксилола) вносимая поправка будет весомой. Решение равенства для различных гигиенических условий (по количественному соотношению компонентов) с учетом присутствия других производных бензола, изученных Г. Н. Красовским и со-авт. [6], дало основания считать искомым значением 0,3 мг/л.
Решая вопрос о степени эквивалентности двух вышеуказанных расчетных показателей, ориентировались на результаты экспериментальных исследований [11], свидетельствующие о том, что при ингаляционном поступлении токсичность бензола примерно в 20 раз выше, чем при перораль-ном.
При расчете регламента в пищевом рационе необходимо учесть или исключить эффекты действия связанных форм веществ, которые могут образовываться в продуктах питания. В отношении суммы изучаемых ксенобиотиков есть основания исходить из них биологической эквивалентности при поступлении с водой и пищевыми
продуктами: в тушке рыбы идентифицированы те же углеводороды, которые обнаружены в воде водоемов ее обитания [16]; при сравнении канцерогенного риска от употребления рыбы и грунтовой воды, загрязненных ароматическими углеводородами, показано, что в широких масштабах подобная опасность от обоих источников приблизительно равна [15]. Кроме того, по мнению некоторых ученых [12], мыслимые различия в токсичности «свободных и биотрансформированных» форм вполне сопоставимы с погрешностью измерений, обычных в современной токсикологии. Вычисление искомого показателя основывалось на разработанном Б. М. Штабским и соавт. [13] положении: суточная доза в пищевом рационе должна составлять половину максимальной недействующей дозы (МНД) при поступлении с питьевой водой.
Обнаруженный отечественными учеными аддитивный эффект комплексного воздействия бензола на организм лабораторных животных [8, 11] был положен нами в основу расчета МНД изучаемой группы веществ по формуле __ у пгМДМ 1 - 2* 100-МНД; >
где /г; — вклад атмосферного воздуха, питьевой воды и пиши в фактическую суммарную среднесуточную дозу смеси, зарегистрированную в реальной ситуации (в %); МНД,- — указанные выше расчетные суточные допустимые дозы смеси при изолированных путях воздействия (в мг). Превалирование воздушного пути в распределении реальной нагрузки потребовало уменьшения фактического суммарного уровня не втрое, а примерно на порядок.
Установленная МДН корректировалась в эпидемиологических исследованиях. О реальной нагрузке судили по данным, полученным при обследовании копий-пар детей-дошкольников в организованных коллективах: по комплексному индексу здоровья, учитывающему ранние клинические проявления иммунодефицита (реакции на прививки, гипертрофия миндалин, частые 0?3), сдвиги в уровне лейкоцитов, наличие хронических заболеваний и уровень физического развития; по степени напряжения метаболической системы организма (уровню фенола в моче); по показателям микроценоза толстой кишки (предлагается нами как высокоинформативный микробиологический индикатор преморбидных состояний). Доказательством причинно-следственных отношений явились корреляционные связи фактической нагрузки с указанными критериями оценки ее воздействия. Эпидемиологическая апробация позволила увеличить расчетные МДН на порядок.
Выводы. 1. Разработанные методические подходы к обоснованию ориентировочной МДН воздействия группы сходных по структуре и биоэффектам химических соединений — моноцикли-
ческих ароматических углеводородов — предусматривают расчет суточных суммарных ПДК в атмосферном воздухе, питьевой воде и пищевом рационе.
2. Расчет ПДК подобной смеси для атмосферного воздуха базируется на учете эффекта сум-мации, количественных соотношений компонентов, имеющих место в натурной ситуации, и коэффициента изоэффективности доз при ингаляционном и пероральном путях поступления.
3. Устанавливая допустимые дозы при воздействии через пищеварительный тракт, следует учитывать присутствие веществ, регламентированных не только по санитарно-токсикологическому критерию, но также и по другим показателям вредности. Соответствующую корректировку обеспечивает предлагаемая формула.
4. Эпидемиологические исследования с привлечением информативных интегральных и специфических показателей воздействия химической нагрузки на организм — надежный путь апробирования расчетных МДН.
Литература
1. Абрамович Г. А., Белова Р. С., Галузова Л. В. и др.// Санитарная охрана водоемов от загрязнения промышленными сточными водами. — М., 1960. — Вып. 4.— С. 109—11
2. Гигиена окружающей среды / Сидоренко Г. И., Шандала М. Г., Багдасарьян Г. А. и др. — М., 1985.
3. Губернский Ю. Д.. Дмитриев М. Г., Исмаилова Д. И. и др. // Научное обоснование гигиенических мероприятий по оздоровлению объектов окружающей среды. — М„ 1983. —С. 36—39.
4. Зубрицкий К. В. // Санитарная охрана водоемов от загрязнения промышленными сточными водами. — М., 1962, —Вып. 5, —С. 62-77.
5. Исидоров В. А., Зенкевич И. Г., Иоффе Б. В. // Гиг. и сан. — 1981. — № 1. — С. 19—21.
6. Красовский Г. Н., Егорова Н. А., Жолдакова 3. И. // Там же. — 1979. — № 6. — С. 7—10.
7. Кустов В. В., Тиунов Л. А., Васильев Г. А. Комбинированное действие промышленных ядов. — М., 1975.
8. Павленко С. M.. Русева В. А. //Гиг. и сан. — 1973,— № 1, —С. 15-20.
9. Рублева M. Н. // Санитарная охрана водоемов от загрязнения промышленными сточными водами. — М., 1960.— Вып. 4.— С. 100—108.
10. Сидоренко Г. И., Пинигин М. А. //Гиг. и сан. — 1981. — № 2. — С. 57—62.
11. Чернуха Г. М.ЦГнг. и сан. — 1974. — № 4. — С. 18-21.
12. Штабский Б. М., Красовский Г. Н., Столмакова А. И., Жолдакова 3. И. // Чужеродные вещества в пищевых продуктах. — Алма-Ата, 1979.— С. 190—192.
13. Штабский Б. М., Красовский Г. Н., Столмакова А. И. и др.//Теоретические и практические аспекты изучения питания человека. — М„ 1980. — Т. 1. — С. 404—405.
14. Carpenter С. P., Geary D. L„ Myers R. С. et al.//Toxicol. appl. Pharmacol. — 1977. — Vol. 41. — P. 235— 249.
15. Connor M. S. //Environ. Sei. Technol. — 1984. — Vol. 18. — P. 628-631.
16. Ogata Masana, Miyake Yoshio // Water. Res.— 1979.— Vol. 13. —P. 75—78.
17. Wiesenburg D. A., Bodennec G., Brooks J. M. //Bull, environm. Contam. Toxicol. — 1981. — Vol. 27. — P. 167—174.
Поступила 26.03.86
Summary. A new possibility of calculating the maximum confirmed the reliability of suggested parameters for mono-allowable load for mixtures of chemically and biologically cyclic aromatic hydrocarbons, similar xenobiotics is demonstrated. Epidemiological studies
УДК 614.7-07:313.13-053.2
Т. С. Хачатрян, И. М. Сливняк ВЗАИМОСВЯЗИ ПОКАЗАТЕЛЕЙ РЕТРОСПЕКТИВНЫХ И ФУНКЦИОНАЛЬНЫХ ИССЛЕДОВАНИЙ ПРИ ОЦЕНКЕ ВЛИЯНИЯ ФАКТОРОВ ОКРУЖАЮЩЕЙ СРЕДЫ НА СОСТОЯНИЕ ЗДОРОВЬЯ ДЕТЕЙ
Ереванский ГИУВ Минздрава СССР; ВЦ Госплана Армянской ССР, Ереван
Многочисленные работы отечественных и зарубежных ученых свидетельствуют о наличии тесной связи между иммунобиологической реактивностью детского организма и частотой респираторных заболеваний у детей, проживающих в условиях неблагоприятной химической нагрузки. Между тем в литературе отсутствуют какие-либо данные, относящиеся к зависимостям между заболеваемостью и степенью выраженности функциональных отклонений сердечно-сосудистой системы. Ряд авторов [1,2] считают, что наличие у детей более частых функциональных отклонений по сравнению со взрослыми может быть обусловлено либо анатомо-физиологическими особенностями, либо нейроэндокринными сдвигам?:, ха: рактерными для определенных периодов детства.
В данной работе исследуется влияние частоты заболеваний ребенка в возрасте 0—6 лет на функциональное состояние сердечно-сосудистой системы, а также рассматриваются связи между показателями ретроспективных исследований и функционального состояния сердечно-сосудистой системы. Это может иметь определенное методическое значение в эпидемиологических исследованиях при оценке влияния факторов окружающей среды на состояние здоровья детского населения.
Корреляционному анализу были подвергнуты данные, полученные при ретроспективных иссле-
дованиях состояния здоровья и обследовании функционального состояния сердечно-сосудистой системы детей дошкольного возраста, проживающих в различных микрорайонах одного промышленного города. На основании индивидуальной оценки состояния здоровья около 1600 детей по карте развития ребенка определяли физическое состояние [4], кратность заболевания [3], общую заболеваемость и чистоту болезней органов дыхания на 1000 детей и другие показатели. Функциональное состояние сердечно-сосудистой системы изучали путем проведения электрокардиографических и фомокардиографических исследований, а также функциональных проб (по Шалкову и Штанге— Генчу) у 530 детей. В анализ были включены 24 моделируемых показателя ретроспективных исследований и 9 показателей функционального состояния сердечно-сосудистой системы (число детей с различными функциональными отклонениями, без каких-либо отклонений, ряд показателей ЭКГ и др.) в виде усредненных данных по каждому из изученных микрорайонов. Было рассмотрено около 250 однофак-торных регрессионных моделей, из которых отобраны 22 наиболее информативные.
Результаты анализа представлены в таблице.
Как видно из таблицы, в ряде случаев выявлены сильно выраженные корреляционные связи: между индексом здоровья на 1-м и 2-м годах
Некоторые корреляционные связи между показателями (на 100 детей) ретроспективных и функциональных исследований
Показатель функционального состояния сердечно-сосудистой системы
Показатель ретроспективных исследований Парный коэффициент корреляции (г)
Количество часто болевших детей на 1-м и 2-м 0,93—0,94
годах жизни
Индекс здоровья по тем же годам —0,94—(—0,97)
Количество детей с хорошим физическим состоя- —0,90
нием
Общая заболеваемость на 2-м году жизни 0,87
Индекс здоровья на первых 3 и 6-м годах жизни —0,87—(—0,97)
Количество часто болевших детей по тем же го- 0,82—0,95
дам
Частота заболеваний органов дыхания на 1-м го- 0,87
ду жизни
Количество часто болевших детей на 2-м году 0,89
жизни
То же -0,91
Индекс здоровья на 2-м году жизни -0,94
— 14 —
Количество детей с неблагоприятной реакцией по пробе Шалкова
То же » »
Количество детей с показателем ЭКГ /?/Р>30, Р < 0,5
То же
Количество детей с нарушением обменных процессов в миокарде Количество детей без каких-либо отклонений на ЭКГ Количество детей с неполной блокадой правой ножки пучка Гиса
