CC BY
4
Водно-ацетоновый экстракт фильтруют через бумажный фильтр (синяя лента) прямо в делительную воронку. Колбу смывают еще двумя порциями по 5 мл охлажденного 50 % водного ацетона и также переносят на фильтр. Прибавляют 225 мл 50 % водного ацетона и реэкстраги-руют все препараты в хлороформ 3X25 мл, каждый раз встряхивая воронку в течение 1 мин. Объединенную хлороформную фракцию промывают 2X10 мл 0,01 н. NaOH, 1X10 мл 0,01 н. HCl, высушивают, фильтруя через слой безводного сернокислого натрия (10 г), и выпаривают под вакуумом при 40—45 °С. Следы растворителя удаляют в токе холодного воздуха. К сухому остатку прибавляют точно 1—5 мл ацетона и хроматографируют.
Результаты и их обсуждение. Результаты экспериментов представлены в табл. 1, 2 (в газовой фазе главной струи пестицидов не обнаружено).
Анализируя полученные данные, приходим к выводу, что при проведении опытов по изучению степени перехода пестицидов в табачный конденсат при курении способ внесения стандартов имеет особо важное, решающее значение, определяющее достоверность и воспроизводимость конечных результатов. Так, из табл. 1 видно, что предварительное внесение в табак пестицидов (2-й способ) дает более удовлетворительные результаты (коэффициенты вариации для сигарет «Космос» и «Дойна» соответственно 2,4—6,4 и 3,2—7,4 %) по сравнению со способом внесения препаратов микрошприцем прямо в сигарету (коэффициенты вариации 7,2—11,7% для сигарет «Космос» и 6,4—14,6% для «Дойны»). По-видимому, это объясняется различным" распределением препаратов в сигарете. Дело в том, что при неравномерном распределении пестицидов (1-й способ) в момент паузы, т. е. во время свободного тления сигареты, в эту зону могут попасть большие количества пестицидов, которые под влиянием высокой температуры разлагаются и улетучиваются в побочную струю или остаются в золе. Это приводит к большим потерям пестицидов, которые попадают в побочную струю дыма, и соответственно к низкому проценту перехода их в конденсат: для «Космоса — 1,2— 4,9 и 1,1 — 10,7 (фильтр «Privileg»), для «Дойны» — 0,3—3,7 и 1,1—4,9 (фильтр «Privileg»), а также к большому размаху коэффициентов вариации.
Необходимо отметить, что в некоторых случаях по 1-му способу удается достичь равномерного внесения препаратов микрошприцем, так как, сравнивая степень перехода гетеро-фоса в конденсат по 1-му и 2-му способам, можно видеть, что эти значения очень близки, так же как и соответствующие коэффициенты вариации (6,6 и 4,9%). Аналогичные результаты получены и для метафоса. Однако практически бесспорно преимущество 2-го способа как методически более приемлемого и воспроизводимого.
Следует обратить внимание на различие в степени перехода ФОН в табачный конденсат в зависимости от марки сигарет. Так, в конденсат сигарет «Космос» (фильтр «Privileg», 2-й способ внесения) переходят образцы от 2,7 % рогора до 12,9 % гетерофоса, тогда как в конденсат «Дойны» — 0,6 % рогора и 6,5 % гетерофоса, т. е. в несколько раз меньше. По нашему мнению, этот факт можно объяснить взаимосвязью качества табака сигарет с горючестью, а значит, и числом затяжек (среднее число затяжек для сигарет «Космос» 10—11, «Дойна» 12—14, «Астра» 15—17).
Различная степень поглощения ФОН фильтрами (см. табл. 2) является следствием применения разных способов внесения препаратов и использования фильтрующих элементов неодинакового качества. Более высокая удерживающая способность фильтра «Privileg», вероятно, объясняется его улучшенными технологическими свойствами. Близкие же значения степени поглощения ФОН фильтром «Privileg» независимо от марки сигарет могут быть обусловлены тем, что вследствие избирательной адсорбции происходит насыщение фильтра каждым из препаратов, после чего ФОН проходят через фильтр, не задерживаясь, а количество адсорбированных фильтром препаратов не изменяется. Таким образом, фильтр вносит определенный вклад в снижение количества пестицидов, переходящих в табачный конденсат.
Если на основе данных о степени перехода в конденсат и количестве задержанных на фильтре препаратов рассчитать общие потери ФОН при курении, то они составят (на примере «Космоса», «Дойны» и 2-го способа) для базу-дина 77,0—85,4 %, гетерофоса 73,4—89,7 %, рогора 93,8— 96,5 %, метафоса 94,4—96,8 %, карбофоса 89,4—94,1 %, эта-фоса 85,3—93 %. Для сигарет без фильтра «Астра» потери ФОН оцениваются в тех же пределах — от 77,5 до 98,8%.
Необходимо отметить, что полученные нами данные согласуются с литературными. Так, степень перехода рогора и базудина в конденсат, согласно работе [4], соответственно 1 и 10%, а по нашим результатам — 0,6—2,7 и 5,7—10,2 %. Степень поглощения карбофоса фильтром, по данным [8], практически не отличается от полученного нами результата (соответственно 8,8 и 7,1—7,5%), но имеется некоторое расхождение в степени перехода препарата в конденсат: 7,0 и 1,9—3,1 %.
На примере изученных ФОН установлено, что возможны значительные потери препаратов этой группы в процессе курения. Однако, поскольку не исключено образование более токсичных продуктов, то правильная токсикологическая оценка остатков пестицидов в табачном дыме возможна только с учетом всех образующихся пиролитиче-ских продуктов.
Литература
1. Житку Ф. Г., Ткан М. Т., Шербан Е. Д. // Изв. АН МССР. Сер. биол. и хим. наук.— 1986.— № 2.— С. 73—74.
2. Житку Ф. Г., Шербан Е. Д. // Табак.— 1986.—№ 4.— С. 25—26.
3. Медведь Л. И., Каган Ю. С. // Изв. АН СССР. Сер. биол.— 1978.—№ 5.— С. 668.
4. Пережогина Т. А., Писклов В. П., Оказов П. И., Иваненко Б. Г. // Табак.— 1986.— № 2.— С. 5—10.
5. Chandler W. U. // Christian med. J. India.— 1986.— Vol. 1, N 4.— P.. 9—12.
6. Cullen J. W. U Isr. J. med. Sei.—1986.—Vol. 22, N 3—4.— P. 283—300.
7. Guthrie F. // Beitr. Tabakforsch.— 1968.— Bd 4, N 6.— S. 229.
8. Lorenz W., Bahadir M., Korte F. // Chemosphere.— 1983.—Vol. 12, N 2.—P. 271—275.
9. Soot M. I/ Irish med. J.— 1986.—Vol. 79, N 10.— P. 272—278.
Поступила 24.07.89
© В. П. ИЛЬИН, В. П. КОПЫЛОВ, 1990
%
УДК в 16.1/.9-02:614.7[-07-037
В. П. Ильин, В. П. Копылов
О МЕТОДИЧЕСКОМ ПОДХОДЕ К ОЦЕНКЕ И ПРОГНОЗИРОВАНИЮ ИЗМЕНЕНИЙ СОСТОЯНИЯ ЗДОРОВЬЯ ПРИ КОМПЛЕКСНЫХ ГИГИЕНИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЯХ
Институт биофизики Минздрава СССР, Москва
Изучение и прогнозирование состояния здоровья различ- использованием автоматизированных информационных систем ных групп населения в связи с воздействием факторов (АИС) [1—4]. В комплексных гигиенических исследованиях, окружающей среды осуществляются в настоящее время с проводимых с применением АИС, большое значение прида-
ется методическим аспектам выявления роли и количественной оценке действия отдельных факторов и их совокупности на организм человека.
При выполнении исследований по установлению влияния неблагоприятных факторов на здоровье предлагается метод оценки и прогнозирования его состояния в различных группах населения, в том числе трудовых коллективах. Характеристиками здоровья могут служить при этом такие показатели, как общая заболеваемость, смертность, физическое развитие, заболеваемость с временной утратой трудоспособности, физиолого-клинический статус и др., а также возможные комбинации перечисленных показателей с учетом динамики их изменения. В зависимости от цели проводимого исследования для изучения выбираются те из них, которые наиболее полно описывают конкретное влияние среды на состояние здоровья контингента, а остальные показатели, отражающие влияние факторов среды на здоровье, элиминируются либо путем формирования выборки, либо методами проведения анализа.
Метод ориентирован на использование ЕС ЭВМ с типовым математическим обеспечением, хотя в принципе возможен и «ручной» вариант выполнения расчетов. Структурно он состоит из нескольких последовательных этапов: I — многофакторная стандартизация изучаемого показателя состояния здоровья исследуемых групп; II — формирование статистически различающихся групп по выбранным показателям здоровья из числа изучаемых коллективов; III — построение регрессионной модели для стандартизованных показателей состояния здоровья по независимой переменной, характеризующей динамику изменения изучаемого показателя; IV — формирование интегральной оценки состояния здоровья каждой из полученных групп и всего изучаемого контингента.
Вычисления, выполняемые на I этапе, представляют собой альтернативу известному методу копия — пара, используемому для формирования однородности выборок по совокупности признаков. В тех случаях, когда исследуемые группы неоднородны, структурные различия элиминируются многофакторной стандартизацией по нескольким признакам одновременно. Ниже приводится формула, по которой осуществляются стандартизация и ее обоснование.
В качестве минимальной структурной ячейки с расчетной величиной ожидаемого уровня изучаемого показателя здоровья принимается гипотетическая группа, полученная сочетанием признаков (i, j ... п), где i, j ... n — величины признаков групп по полу, возрасту и т. д.
1= 2 S(i, j ... п)\
S(i, j ... n) = P(i, j ... n)-C(i, j ... n)/A(i, j ... n),
i.
где Z — стандартизированный показатель здоровья всего исследуемого контингента; S(i, j ... п) — ожидаемая величина показателя здоровья в группе (7, / ... п)\ P(i, j ... п) — коэффициент стандартизации в группе (¿, / ... п); С (7, \ ... п)—фактическая величина показателя здоровья в группе (i, j ... п)\ A(i, j ... п) — число лиц в группе (i, j ... п).
Как видно из приведенной формулы, стандартизованный показатель здоровья исследуемого контингента (Z)
определяется фактической величиной показателя здоровья в каждой его группе, структурным составом гипотетических групп, а также методом стандартизации. Нами использован прямой метод стандартизации, в котором значение коэффициента (Р) принимается равным величине вклада численности группы в соответствующую группу всего контингента исследуемых лиц. Предлагаемый метод многофакторной стандартизации в приведенном виде допускает неограниченное изменение числа признаков и их уровней. Эта особенность, не вызывающая затруднений при реализации метода на ЭВМ, значительно усложняется при «ручном» способе расчета [10].
На II этапе осуществляется объединение групп, не имеющих между собой различий, в более крупные. Этот таг позволяет распределить группы по характеру отклика на
воздействие вредных факторов, выделить главные, наиболее гигиенически значимые из них в результате вычленения второстепенных несущественных факторов.
В качестве критерия распределения по укрупненным группам принят статистический критерий х2- В результате данной процедуры остается меньшее число групп, статистически различающихся между собой по изучаемому показателю здоровья. В то же время группы, вошедшие в одну объединенную, различий между собой не имеют.
На III этапе строится семейство регресионных уравнений по независимой переменной, характеризующей динамику изучаемого процесса. В качестве последней может служить продолжительность действия какого-либо фактора, изучаемой совокупности факторов среды или их уровней. Для каждой укрупненной группы строится регрессионная модель. При этом выборкой служит множество вошедших в нее
групповых характеристик стандартизованных показателей здоровья.
На последнем этапе формируется интегральная оценка состояния здоровья по укрупненным группам. В ее основе лежит определение по построенной регрессионной модели интеграла, получаемого вычислением показателя К по формуле:
г2
1 Т\
где / — независимая переменная (в единицах времени, уровнях фактора); ¡(¿)—уравнение регрессии; Т\, То — границы измеряемых отрезков независимой переменной; Т—величина измеряемого отрезка независимой переменной: Т—Т2—Т\.
Использование интегрального показателя (К) дает возможность сопоставить состояние здоровья как внутри одной группы по периодам времени или уровням воздействия, так и между группами среди лиц с одинаковым периодом или
уровнем воздействия изучаемых факторов среды. Кроме того, данный подход позволяет проводить сравнение показателей здоровья между группами в целом. Критерием сравнения может быть хорошо известный статистический /-критерий Стьюдента.
Установленные количественные зависимости изменения группового состояния здоровья могут быть использованы для оценки реальной опасности для здоровья исследуемых лиц. Мерой этой опасности может служить величина К, получаемая путем сравнения интегральных показателей состояния здоровья двух контингентов населения или коллективов работающих (К\ и /С2).
Разница между ними (К=К\ — К2) характеризует в комплексном выражении количественные различия в степени отклика на воздействие факторов окружающей среды.
Данный метод апробирован при изучении заболеваемости с временной утратой трудоспособности (ЗВУТ) на одном из заводов нефтехимического комплекса. При этом ЗВУТ рассматривалась нами как интегральный отклик организма на влияние всего комплекса факторов окружающей среды [5—7]. В разработку вошли технологические и вспомогательные цехи с разным характером труда. Основные цехи различались между собой лишь составом химических компонентов и уровнями содержания их в воздухе рабочих помещений. Причем в одних цехах концентрации вредных веществ устойчиво регистрировались на уровнях, не превышающих ПДК, в других же отмечалось периодическое превышение предельно допустимой величины в 1,5—3 раза. По остальным исследованным факторам (микроклимат, шум, освещенность) существенных различий не выявлено. Идентичными были в сравниваемых цехах социально-бытовые условия и характер медицинского обслуживания работающих.
В то же время анализ структурного состава работающих по цехам выявил значительные различия по полу, возрасту, профессии и стажу работы, которые были элиминированы прямой стандартизацией.
Ниже приводятся основные результаты применения настоящего метода. Анализ показателей ЗВУТ осуществлен на
О 1 2 3 4 5 6 7 8 9 Ю11 1213 1415
Динамика изменения стандартизованных показателей заболеваемости с временной утратой трудоспособности в зависимости
от стажа работы.
По оси абсцисс — производственный стаж (в годах); по оси ординат — стандартизованные показатели заболеваемости. Точка Ф — общая точка показателей заболеваемости для вновь принятых на работу во всех группах; Г2, Г3 — динамика изменения заболеваемости по стажу во 2-й и 3-й группах соответственно.
ЭВМ ЕС-1033 с помощью пакета прикладных программ СОМИ [9]. Регрессионный анализ выполнен по программе ВМОР 5И.
В соответствии с предлагаемым методом получены стандартизированные по полу, возрасту, стажу и профессии показатели заболеваемости в каждом цехе изучаемого предприятия. На следующем этапе цехи, в которых заболеваемость рабочих статистически не различалась, объединены в группы. В результате данной операции все цехи были распределены на 3 группы: 1-я — вспомогательные цехи, 2-я — цехи, воздушная среда которых находилась в удовлетворительном состоянии, 3-я — цехи, в которых концентрации вредных веществ периодически превышали предельно допустимые уровни.
Для каждой группы были построены регрессионные уравнения и рассчитаны интегральные показатели здоровья в зависимости от стажа работы, которые представлены в виде графиков (см. рисунок). Следует заметить, что полученные модели изменений в состоянии здоровья, имея качественную схожесть, значительно отличались друг от друга количественно. Так, у лиц, периодически подвергавшихся воздействию вредных веществ в концентрациях, превышающих ПДК, отмечались наиболее высокие величины интегрального показателя (К).
Поскольку наибольший интерес представляет изменение заболеваемости в технологических цехах, ниже приводится анализ динамики формирования ее во 2-й и 3-й группах.
За исходный уровень заболеваемости взята условная фоновая точка (Ф), общая для всех групп. Предположение о совпадении значений (Ф) принято на том основании, что все вновь принятые проходили предварительный медицинский осмотр в одном и том же медицинском учреждении, допущены к работе и, наконец, находились в трудоспособном состоянии по крайней мере в момент поступления на производство.
На кривых, представленных на рисунке, можно выделить 3 участка. На первом из них кривая от фоновой точки достигает своего максимального значения. На втором участке происходит убывание до минимальных значений. Третий участок характеризуется состоянием относительного равновесия, но с тенденцией к повышению. Последнее, как мы полагаем, может быть связано как с возрастными изменениями реактивности организма, так и с длительностью контакта с производственными вредностями, что могло привести к ослаблению защитных свойств организма высоко-стажированных рабочих.
Полученные количественные результаты изменений в состоянии здоровья трудовых коллективов согласуются с общей теорией адаптации организма к воздействию неблагоприятных факторов [8] и рассматриваются нами как ответная реакция на воздействие производственных факторов. Так, начальный участок кривой соответствует состоянию резкого изменения резистентности организма работающих в ответ на воздействие вредных факторов, что повлекло за собой
увеличение частоты случаев ЗВУТ во время первого периода работы. Второй участок отражает развитие состояния неспецифически повышенной сопротивляемости (СНПС) организма, обусловившей наименьшие потери трудоспособности в период от 3 до 7 лет работы у рабочих цехов с наименьшей загрязненностью производственной среды. В то же время у лиц, подвергавшихся воздействию более высоких уровней вредных веществ, этот период несколько меньше. Третий участок кривой может рассматриваться как отражение периода некоторого ослабления СНПС на фоне продолжающегося действия факторов окружающей среды малой интенсивности. Последнее выявилось у лиц со стажем более 10 лет.
На основании найденной зависимости изменений состояния здоровья от длительности работы удалось выявить группы повышенного риска по относительным значениям стандартизованных показателей, связанных с временным интервалом контакта с производственными факторами малой интенсивности. Это дает возможность целенаправленно планировать и применять различные профилактические мероприятия, выбор которых, как видно на рисунке, должен осуществляться дифференцированно для различных стажевых групп в соответствии с развитием СНПС.
Разница между интегральными показателями группового состояния здоровья лиц, подвергающихся воздействию вредных веществ в концентрациях, периодически превышающих ПДК №), и работающих в производствах, воздушная среда которых была относительно чистой {К2), составила 16,6. Иными словами, повышенная загрязненность воздушной среды в цехах привела к приросту заболеваемости в среднем на 16,6 случаев на 100 работающих в год по сравнению с таковой в коллективе, работающем в удовлетворительных условиях. Представленные результаты согласуются с данными Уфимского НИИГТиПЗ о том, что до 29 % случаев ЗВУТ определяются условиями труда [5].
Более того, полученные материалы позволяют считать, что изменения группового состояния здоровья работающих в существующих условиях будут происходить по установленным закономерностям (см. рисунок). В
ленные закономерности могут служить для целей прогноза сдвигов в состоянии здоровья как по длительности влияния неблагоприятных факторов, так и по изменениям их содержания в окружающей среде. Можно ожидать, что снижение содержания вредных производственных факторов до величин, не превышающих ПДК, приведет к изменениям динамики заболеваемости в 3-й группе цехов до уровней ее во 2-й группе (см. рисунок).
Таким образом, предложен методический подход к формированию интегральной оценки группового состояния здоровья. Использование такого подхода обеспечило выявление закономерностей в характере заболеваемости, обусловленных, с одной стороны, силой воздействия неблагоприятных факторов, а с другой — процессами адаптации к условиям труда. Установлена реальная опасность для здоровья работающих, проявляющаяся приростом заболеваемости у лиц, подвергающихся воздействию вредных веществ в концентрациях, превышающих ПДК. Кроме того, дан прогноз состояния здоровья для вновь принятых в зависимости от интенсивности контакта с вредными производственными факторами, а также разработан подход к планированию и реализации профилактических мероприятий для рабочих с разным стажем работы и вновь поступающих.
Литература
1. Воробьев Е. И.,
Атом, энергия.-
2. Воробьев Е. И. - С.> 84—90.
Аршинский М. Г., Ильин -1982.—Т. 52, вып. 3.-// Вести. АМН СССР.—
В. П. и др. // -С. 147—155. '/ 1985.—№ 5.—
3. Воробьев Е. И., Прусаков В. М., Душутин К. К. Охрана атмосферы и нефтехимия.— Л., 1985.
4. Воробьев Е. И., Прусаков В. М., Румянцев А. К., Мин-ченко В. А. //♦ Модели и методы антропогенных изменений геосистем.— Новосибирск, 1986.— С. 110—125.
5. Измеров И. Ф. // Гиг. труда.— 1987.—№ П.—С. 1—6.
6. Ильин В. П., Копылов В. Я. // Проблемы создания и совершенствования автоматизированных систем охраны труда и здоровья населения промышленных городов.—Ангарск, 1983.—С. 113—114.
ж
7. Ильин В. П., Копылов В. П. // Вопросы гигиены труда и профессиональной патологии в зоне строительства БАМ.—Иркутск, 1983.—С. 43—44.
8. Ломов О. П. // Воен.-мед. жур.— 1983.— № 6.— С. 43—46.
9. Математическое обеспечение ЕС ЭВМ.— Минск.— 1980.— Вып. 25, ч. 2.
10. Троишна И. М., Лаврова И. Г., Архипова Г. П. // Здравоохр. Рос. Федерации.— 1969.— № 10.— С. 40—43.
Поступила 07.08.89
© А. Я. ОСИН, И. В. МАКОВЕЦКАЯ, 1990 УДК 616-053.2-084.3-07:616.155.3-008.13-033
А. Я. Осин, И. В. Маковецкая
ПОКАЗАТЕЛИ ХЕМОТАКСИЧЕСКОГО ОТВЕТА ФАГОЦИТОВ В КОМПЛЕКСНОЙ
ОЦЕНКЕ СОСТОЯНИЯ ЗДОРОВЬЯ ДЕТЕЙ
Владивостокский медицинский институт
В комплексной оценке состояния здоровья детей дошкольно-школьных учреждений (ДШУ) важнейшими критериями служат показатели функционального статуса и резистентности организма ребенка [3]. Высокий уровень заболеваемости детей в детских коллективах чаще всего связан с нарушениями функциональной активности фагоцитов. Поэтому при 'оценке состояния здоровья детей представляет интерес определение хемотаксического ответа фагоцитов асептического воспаления неинвазивным методом, отличающимся безопасностью и малой травматичностью. Выявление дефектов хемотаксиса фагоцитов при массовом обследовании детей дает возможность своевременно корригировать их и влиять на уровень заболеваемости детей.
Цель настоящей работы состояла в разработке дополнительных критериев функционального статуса и резистентности организма ребенка на основании показателей хемотаксического ответа фагоцитов асептического воспаления и в определении оптимального способа их оценки у детей ДШУ в условиях диспансеризации детского населения.
Для достижения поставленной цели нами было обследовано 63 ребенка I группы здоровья в ДШУ. Из них детей дошкольного возраста (от 3 до 7 лет) было 30 и школьников (от 7 до 15 лет) — 33. Отбор детей I группы здоровья проводили в соответствии с комплексной оценкой состояния здоровья на основе критериев, предложенных НИИ гигиены детей и подростков Минздрава СССР [3], и согласно собственной программе обследования здоровых детей [2]. Исследования выполнены в
климатогеографических условиях Дальневосточного региона (Владивосток).
Для оценки хемотаксического ответа фагоцитов асептического воспаления использовали классическую методику «кожного окна» с определением 1-й и 2-й фаз (через 6 и 24 ч) миграции фагоцитов [6]. Фиксацию мазков-отпечатков осуществляли в смеси Никифорова (10 мин), а их окраску — по методу Романовского—Гимзы. Анализ цитологических препаратов включал ряд последовательных этапов, составивших сущность собственной модификации методики. О степени клеточной реакции судили по числу условных единиц (усл. ед.): 1 усл. ед.— слабая реакция с наличием единичных клеток в поле зрения (п/з), 2 усл. ед.— умеренная реакция (до 30—50 клеток в п/з), 3 усл. ед.— резкая реакция (50—100 клеток и более в п/з). Общую цитограмму экссудата определяли при подсчете 200—300 клеток с вычислением относительных показателей содержания нейтрофилов, макрофагов и редко эозинофилов и лимфоцитов. Для регенераторной характеристики нейтрофилов использовали дифференцированную нуклеограмму с определением относительного содержания клеток с разным числом сегментов (от С|- до Сб-нейтрофилов) и индекса сегментации нейтрофилов (ИС„), отражающего среднее число сегментов на 1 клетку. Процессы деструкции оценивали количественно с ранжированием клеток (нейтрофилов и макрофагов) по классам деструкции (0, I, II, III, IV), определением индекса деструкции нейтрофилов (ИДН) и макрофагов (ИДМ), среднего показателя деструкции (СПДН и СПДМ) и индекса цитолиза (ИЦН и ИЦМ). Показатели деструкции вычисляли по ранее разработан-
Показатели хемотаксического ответа фагоцитов (границы сигмальных отклонений) у детей ДШУ
Дети 3—7 лет (« = 30) Дети 7—15 лет (п = 33) #
Показатель 1-я фаза 2-я фаза 1 -я фаза 2-я фаза
X—25 Я—15 *+15 Х+25 Х-25 Х-15 Я+15 * + 25 X—25 X—15 Х+25 X—25 X— 15 Я+15 Х+25
:н
Степень клеточной реакции,
усл. ед. Цитограмма:
нейтрофилы, % макрофаги, % эозинофилы, % лимфоциты, % Нейтрофилы:
И С, ИДн
СПДн
ицн
Макрофаги: О-формы, % П-формы, % одноядерные, % двуядерные, % ПЯМ
микродегенеративные формы, %
ИДП
СПДМ
ИЦ„
1,2 1,7 2.7 3.0 0.9 в 1.4 2.4 2.9 1,0 1,5 2,5 3,0 0,8 1.3 2.3 2,8
82,5 87.0 96,2 100,0 0 6.3 25,6 35.3 80,5 85,4 95.2 100.0 0,8 7.2 19.8 26,2
0 3.1 12.7 17.5 64,2 73.9 93.2 100.0 0 4.5 14.3 19,2 73,4 79,8 92,4 98.8
0 0 1.7 2.2 0 0 1.5 1.8 0 0 0.8 1.3 0 0 0.8 1.3
0 0 0 0 0 0 0.9 1,2 0 0 0 0 0 0 0.6 1,1
2,3 2.5 2.8 2.9 2,7 2.8 3.1 3.2 2,4 2.5 2.7 2,8 2,5 2,7 3.0 3.1
0,4 0.5 0.9 1.0 0,6 0.7 0.9 1,0 0,5 0.6 0.8 0.9 0,6 0.7 0.8 0.9
0.1 0.5 1.4 1.8 0.6 1.0 1,6 1.9 0,4 0,7 1.2 1.5 0.8 1.1 1.5 1.8
0 0 0.02 0.03 0 0 0,02 0.04 0 0 0,02 0,03 0 0 0.02 0,03
68,2 78,4 98,9 100,0 61,8 74,0 98,4 100.0 79,0 84.5 95.5 100.0 80.1 83,0 88.9 100,0 А
0 1.1 21,6 31,9 0 1,6 26,0 38,2 0 4,5 15.5 21.0 8.2 11.1 17,0 19,9
92,2 94,8 100,0 96,4 99.9 97,6 100,0 100,0 91,9 94,4 99.4 100.0 92.5 95,0 100,0 100,0
0 0.1 5.2 7,8 0 0 2.4 3.6 0 0,6 5,6 В.1 0 0 5.0 7,5
1.0 1,0 1.06 1,08 1,0 1,0 1,02 1.03 1,0 1,01 1,06 1.08 1.0 1.0 1,05 1,07
0 0 2.3 3,6 0 0 12,0 19,8 0 1,2 6.2 8.7 0 3.2 11,0 14,9
0.1 0.3 0.7 0.9 0,3 0.4 0.8 0,9 0,2 0,3 0.5 0.6 0.4 0.4 0,5 ! * в* 0,6
0 0,3 0,9 1,2 0.1 0.5 1.2 1,6 0.2 0.3 0.7 0.8 0.4 0.6 0,7 0.8
0 0 0 0 0 0 0.02 0,03 0 0 0 0 0 0 0 0
