CC BY
2
Приоритетным канцерогеном с учетом комплексного поступления был кадмий, который играет важную роль в формировании опухолей предстательной железы [7, 9, 10, 12, 14—16], а также рака легкого |8, II, 16). Это свидетельствует о необходимости эпидемиологических исследований онкологической заболеваемости предстательной железы и легких у населения Оренбургской области.
Литература
1. Борщук Е. Л. Комплексная гигиеническая оценка окружающей среды и управление факторами канцерогенного риска: Автореф. дис. ... канд. мед. наук.
- Оренбург, 1998.
2. Быстрых В. В., Боев В. М., Борщук Е. Л. // Гиг. и сан.
- 1999. - № 1. - С. 8-10.
3. Быстрых В. В. Комплексная гигиеническая оценка факторов риска отдаленных последствий антропогенного воздействия: Автореф. дис. ... д-ра мед. наук. — Оренбург, 2000.
4. Новиков С. Л/.. Румянцев Г. И., Жолдакова 3. И. и др. // Гиг. и сан. - 1998. - № 1. - С. 29-34.
5. Окружающая среда. Оценка риска для здоровья / Авалиани С. Л., Андрианова М. М., Печенникова Е. В., Пономарева О. В. - М., 1996.
6. Рахманин Ю. А., Румянцев Г. И., Новиков С. М. // Гиг. и сан. — 2001. — № 5. — С. 3-7.
7. Bako G., Smith Е. S., Hanson J., Dewar R. // Can. J. Publ. Hlth. - 1982. - Vol. 73, N 2. - P. 92-94.
8. Csicsaky M. J., Roller M., Pott F. // Exp. Pathol. - 1989.
- Vol. 37, N 1-4. - P. 198-204.
9. Ekman P // Eur. Urol. - 1999. - Vol. 35, N 5-6. -P. 362-369.
10. Elghany N. A., Schumacher M. C., Slattery M. L et al. // Epidemiology. - 1990. - Vol. 1, N 2. - P. 107-115.
11. Kazantzis G., Blanks R. G., Sullivan K. R. 11IARC Sci. Publ. - 1992. - Vol. 118. - P. 435 -446.
12. Lemen R. A., Lee J. S., Wagoner J. K., Blejer H. P. // Ann. N. Y. Acad. Sci. - 1976. - Vol. 271. - P. 273-279.
13. McKone T. £., Daniels J. I.// Regul. Toxicol. Pharmacol.
- 1991. - Vol. 13, N 1. - P. 36-61.
14. Moffat L. //J. Roy. Coll. Surg. Edinb. - 2000. -Vol. 45, N 2. - P. 127-131.
15. Seidler A., Heiskel H., Bickeboller R., Eisner G. I I Scand. J. Work. Environ. Hlth. - 1998. - Vol. 24, N 6. -P. 486-494.
16. Waalkes M. P. / J. Inorg. Biochem. - 2000. - Vol. 79, N 1-4. - P. 241-244.
ПостгПшю 22.03.02
С КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ. 2002 УДК 613:616-092.11-07
Т. В. Жукова, К. С. Жижин, М. Ю. Соловьев, И. В. Шапошникова
МЕТОДОЛОГИЧЕСКИЕ АСПЕКТЫ ОЦЕНКИ ИНДИВИДУАЛЬНЫХ РИСКОВ ДЛЯ ЗДОРОВЬЯ
Ростовский медицинский университет: Центр Госсанэпиднадзора в Ростовской области
В настоящее время в отечественной гигиенической науке при сравнительной оценке рисков ухудшения здоровья населения количественно характеризуются профессиональный риск и риск, связанный с загрязнением окружающей среды. По-видимому, это объясняется наличием соответствующих банков данных, накопленных санитарной службой в течение десятилетий. Между тем доказанным является факт определяющего влияния образа жизни на здоровье населения (не менее 50%, по данным ВОЗ). И хотя фактор ухудшения качества жизни фигурирует в перечне приоритетных рисков ухудшения здоровья, однако методология расчета соответствующих рисков не разработана [3|.
Практическая реализация оценки риска нерационального образа жизни (термин "качество жизни", по нашему мнению, является более неопределенным) требует перехода от популяционного уровня к индивидуальному как в вопросе формирования баз данных, гак и в разработке рекомендаций. Перед санитарной службой такие задачи не ставились, а поликлиническая служба, непосредственно контактирующая практически с каждым индивидуумом, несмотря на принятые в этом отношении управленческие решения, оказалась неспособной получить достоверную информацию об индивидуальном образе жизни. Причины этого не только экономические, но в первую очередь методологические и начинаются с формирования мышления врача лечебного профиля, в котором по-прежнему отсутствует императив профилактики.
Одной из методических сложностей оценки индивидуального риска нерационального образа жизни является разработка количественных критериев. В качестве возможного решения этого вопроса выполнено исследование, целью которого было сопоставление результатов предложенного нами ранее теста "Здоровье" [1|, позволяющего получить количественную информацию о индивидуальной заболеваемости, уровне адаптации к факторам окружающей среды, физическом состоянии и пси-хо-эмоциональном статусе, с риском заболеваемости,
который был рассчитан для этой же когорты обследуемых. Принципиальным является подход к выбору критерия оценки индивидуальной заболеваемости. Как известно, в официальной медицинской статистике регистрируются заболеваемость с временной утратой трудоспособности, общая заболеваемость, первичная заболеваемость, заболеваемость по отдельным нозологическим формам. Однако все эти показатели учитывают только заболеваемость по обращаемости. В то же время задачей диспансеризации в широком смысле этого слова является активное выявление лиц, находящихся в донозологи-ческом состоянии [2, 4].
Группу обследованных (100 человек) составляли студенты медицинского колледжа — юноши и девушки в возрасте 18—20 лет, которым было предложено параллельно с заполнением теста "Здоровье" указать количество случаев заболеваний за истекший год.
В результате сформированы 2 базы цифровых данных: 1) уровень здоровья, представляющий собой 4-значное число, цифры которого в размере 7-балльной шкалы последовательно характеризовали заболеваемость, адаптацию, физическое состояние, психоэмоциональный статус; 2) вероятность развития заболеваний, выраженную как отношение количества случаев заболеваний за 1 год к 365 дням в году.
Корреляционный анализ этих данных, проведенный с помощью пакета стандартных программ БТАИБЛСА V. 6, позволил разработать шкалу прогностических маркеров вероятности развития заболеваний при соответствующем донозологическом состоянии.
Установлено, что тендения к прямой корреляционной зависимости заболеваемости по обращаемости имеется только с физическим статусом обследуемого (г = 0,24), и это является логичным, так как постановка диагноза заболевания зачастую происходит на фоне ухудшающегося физического состояния. Для адаптации показатель корреляционной зависимости составил 0,20, для психоэмоционального статуса -0,12, самооценки болезненного состояния -0,16.
Обратила на себя внимание разница в показателях самооценки болезненного состояния (более 70% обследуемых чувствовали себя больными более 5 раз в год, а 41% — более 15 раз в год) и данными клинической диагностики. Однако эта разница мнимая, гак как, по данным официальной отечественной медицинской статистики, количество обращений в поликлиники по поводу заболеваний составляет в среднем 6,5 раза в год, а по данным американской статистики, аналогичный показатель более чем на порядок выше. Это связано в первую очередь с тем, что в случае недомогания для покупки любого лекарства требуется получить рецепт врача, что соответственно регистрируется медицинской статистикой. Поэтому цифры самооценки болезненного состояния объективнее отражали действительность, чем данные официальной статистики.
Если взять в качестве основы для корреляционного анализа показатель самооценки болезненного состояния, то тенденция к обратной корреляционной зависимости наблюдалась с показателем адаптации (г = -0,23). Для заболеваемости по обращаемости показатель корреляционной зависимости составил -0,16, для физического статуса 0,05, для нейроэмоционального статуса -0,07.
Вся группа обследуемых была разбита по показателям самооценки болезненного состояния на ряд подгрупп: (число случаев, когда обследуемый ощущал себя больным:
0/365, 1-4/365, 5-10/365, 11-15/365, более 15/365). Далее было прослежено состояние показателей заболеваемости и адаптации в этих подгруппах. В результате установлено, что в подгруппах, где показатели адаптации составляли 3 балла и менее (по 7-балльной шкале), показатели самооценки болезненного состояния были более 10/365, а риск развития хронического заболевания — 56- 104
Литература
1. Жукова Т. В. Дифференциальная диагностика неспецифических адаптационных реакций организма и ее использование для первичной профилактики химических воздействий на здоровье человека: Дис. ... д-ра мед. наук. — М., 1999.
2. Лучкевич В. С. // Профилактика донозологических изменений в системе окружающая среда—здоровье человека. - СПб, 1991. - С. 133-136.
3. Новиков С. М., Рахманин 10. А., Шашина Т. А. // Итоги и перспективы научных исследований по проблеме экологии человека и гигиены окружающей среды. - М., 2001. - С. 145-154.
4. Уваренко А. Р., Близнюк И. Д., Коблянский В В. и др. // Социальная гигиена, организация здравоохранения и история медицины. — Киев, 1986. — Вып. 17. - С. 106-109.
Поступила 22.03 02
С КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ. 2002 УДК 613.31:616-008.921.7-008.64
В. В. Быстрых, В. М. Боев, С. В. Перепелкин
ВОПРОСЫ ОЦЕНКИ РИСКА ФОРМИРОВАНИЯ ФТОРЗАВИСИМЫХ МИКРОЭЛЕМЕНТОЗОВ
Оренбургская государственная медицинская академия
Питьевая вода является основным источником поступления фтора в организм человека |6].
Установлено, что недостаточное поступление фтора с питьевой водой вносит вклад в формирование у населения кариеса, избыточное — флюороза [3—7, 9—11, 19, 20, 22].
В результате систематизации данных литературы о концентрациях фтора в питьевой воде различных регионов и сопутствующих показателей пораженности населения кариесом и флюорозом были рассчитаны тенденции, описывающие эти связи.
Наиболее достоверно связь концентрации в питьевой воде фтора с пораженностью кариесом описывается логарифмическим уравнением (табл. 1). 100% поражен-ность наиболее вероятна при концентрациях фтора в питьевой воде ниже 0,05 мг/л. Увеличение концентраций фтора с 0,1 до 0,5 мг/л позволяет снизить пораженность кариесом на 23,5%, с 0,5 до 1,0 мг/л — на 9,1%, с 1,0 до 1,5 мг/л — на 5,3%, после уровня 1,3 мг/л пошаговое увеличение содержания фтора на 0,1 мг/л дает снижение пораженности менее 1%. Таким образом, даже значительное увеличение концентраций фтора в питьевой воде без проведения комплекса других профилактических мероприятий не позволяет получить существенное снижение пораженности кариесом, что свидетельствует о поли-
этиологичности данного заболевания и согласуется с данными других исследовний |3, 7, 8, 13, 16, 17).
Высокие концентрации фтора в питьевой воде приводят к увеличению заболеваемости флюорозом.
Наиболее достоверно связь концентрации фтора с пораженностью населения флюорозом описывается логарифмическим уравнением (табл. 2). Превышение концентрации фтора в питьевой воде до уровня 0,5 мг/л вызывает опасность начальных проявлений флюороза. Это подтверждается данными ряда других исследователей [3, 9, 14, 20, 21, 23].
В частности, М. S. McDonagh и соавт. [20] приводят данные о том, что при концентрации фтора в питьевой воде 1 мг/л пораженность составляет 12,5% (95% доверительный интервал от 7,0 до 21,5%) [20], К. Е. Heller и соавт. отмечают, что при концентрации 0,7—1,2 мг/л пораженность равна 29,9% [15], поданным Р. Д. Габовича, при концентрации менее 1,2 мг/л пораженность достигает 12% |2]. А. П. Авцын и А. А. Жаворонков приводят подобные данные по разным регионам на территории России [I].
Ряд авторов считают, что оптимальный диапазон концентраций фтора в питьевой воде должен быть в пределах 0,5—0,6 мг/л [22], другие предлагают уровень 0,7 мг/л [12, 15], 0,8 мг/л [23] и 1 мг/л [18].
Таблица 1
Динамика пораженности подростков кариесом (У, %) при изменении концентрации фтора в питьевой воде (X, мг/л)
Модель
Уравнение
Логарифмическая Степенная Экспоненциальная Линейная
Y= -13.1351п(Х) + 62,197 (R2 = 0,66) У= 58,864ХН1Ю (Ä3 = 0,65) У = 84,046е~®""х (Ä! = 0,57) У = -11.741Х + 84,676 (ÄJ = 0,51)
Таблица 2
Динамика пораженности населения флюорозом (У, %) при изменении концентрации фтора в питьевой воде (X, мг/л)
Модель
Логарифмическая Степенная Линейная Экспоненциальная
Уравнение
Г= 24,2531п(Х) + 20,055 (Я2 = 0,83) У= 13,182Хои'(Яг = 0,69) Y- 3.8205Х + 22,795 (R1 = 0,61) У= 16,46le-°,M2X(tf = 0,30)
