CC BY
9
целях гигиенического нормирования канцерогенов (В. А. Книжников; Р. Е. Альберт и соавт.) и мутагенов (Н. П. Бочков и соавт.).
Выбору коэффициентов запаса способствует использование имеющегося опыта в области гигиенического нормирования. Исследование корреляционных связей между установленными и проверенными практикой ПДК и показателями токсичности и кумуляции с выделением на этой основе уравнений регрессии — один из наиболее объективных подходов к определению коэффициентов запаса и ПДК новых веществ. Развитие этого направления в области изучения пестицидов вполне себя оправдало. Очевидно, что в принципе аналогичный подход может быть успешно развит и применительно к любым другим нормируемым веществам.
ЛИТЕРАТУРА. Альберт Р. Е., Альтшулев Б..Фридман Л. и др. — «Гиг. и сан.», 1975, № 10, с. 84—90. — Бочков Н. П., Ш р а м Р. Я., К у -л е ш о в Н. П. и др. — «Генетика», 1975, № 10, с. 156—169. — Каган Ю. С. — В кн.: Принципы и методы установления предельно допустимых концентраций вредных веществ в воздухе производственных помещений. М., 1970, с. 49—65. — К a g а п J п. S.— In: Methods Used in the USSR for Establishing Biologically Safe Levels of Toxic Substances. Geneva, 1975, p. 56—74. — Книжников В. A. — «Гиг. и сан.», 1975, № 3, с. 96— 100. — Красовский Г. Н. Моделирование интоксикаций и обоснование условий экстраполяции экспериментальных данных с животных на человека при решении задач гигиенического нормирования. Автореф. дис. докт. М., 1973. — Красовский Г. Н., Королев А. А., Б е л я е в а Н. Г. и др. — «Гиг. и сан.», 1969, № 1, с. 45—49. — Люблина Е. И. — Там же, 1973, № 9, с. 29—33. — Ролл Д. П. — Там же, 1973, № 4, с. 73—77. —Санацкий И. В. — В кн.: Промышленная токсикология и клиника профессиональных заболеваний химической экологии. М., 1962, с. 35—37. — Сидоров К. К. — «Гиг. труда», 1971, № 6, с. 54—57. — Уланова И. П. Зависимость биологического действия от химической структуры разных классов галоидосодержащих углеводородов. Автореф. дис. докт. М., 1971. — Уланова И. П., Пин и-г и н М. А. — «Ж- Всесоюзн. хим. о-ва им. Д. И. Менделеева», 1974, т. 19, № 2, с. 135— 142.
Поступила 13/VII 1976 г.
УДК 572.51.087.1-053.2
Канд. мед. наук Б. Н. Ильин
О НЕДОСТАТКАХ УНИФИЦИРОВАННОЙ МЕТОДИКИ СОСТАВЛЕНИЯ ОЦЕНОЧНЫХ ТАБЛИЦ ФИЗИЧЕСКОГО РАЗВИТИЯ ДЕТЕЙ И ПОДРОСТКОВ
Ленинградский научно-исследовательский институт радиационной гигиены Министерства
здравоохранения РСФСР
В большинстве районов нашей страны оценка физического развития детей и подростков производится, как известно, по оценочным таблицам, составленным по унифицированной методике. В основе таких оценочных таблиц и лежат шкалы регрессии веса, окружности грудной клетки и других признаков в зависимости от роста. Методика составления таких стандартов подробно описана в работе А. Б. Ставицкой и Д. И. Арон.
Оценочные таблицы физического развития, созданные на основе шкал регрессии, имеют ряд недостатков, что, естественно, ведет к определенным погрешностям при их использовании. Поэтому в ряде работ (Ю. С. Кур-шакова; В. Г. Властовский и Б. А. Севастьянов; С. И. Успенский; Б. Н. Ильин, и др.) предлагаются другие приемы разработки стандартов физического развития детей и подростков. В последние годы в отечественной литературе появилась серьезная критика стандартов на основе шкал регрессии.
Задачей настоящей работы является показ (на основе литературных и собственных данных) некоторых недостатков оценочных таблиц, составленных на основе шкал регрессии параметров физического развития детей возрастно-половой группы.
Распределение новорожденных (в %) в некоторых регионах страны по сигмальным зонам оценочных таблиц физического развития (шкалам регрессии)
Группы новорожденных Сигнальные зоны
Регион, автор и годы исследования
М± 1о М± 20 более М + 20 менее М —2о
Караганда, Г. Б. Богац- Оба пола 79,5 96,7 1.0 2.3
кая, 1958—1962 Алма-Ата, С. И. Тен,
Мальчики 80,1 96,7 1,9 1,4
1963—1965 Девочки 84,2 96,1 3.2 0.7
Амурская обл.. Мальчики 77,24 96,38 2,33 1,29
Н. С. Недбай, 1970— Девочки 77,68 96,65 1,72 1,63
1971
М-1 70,6 95,0 3,3 1.7
Выборг, Б. Н. Ильин, М-2 73,0 96,3 2,3 1.4
1966—1971 Д-1 74,2 96,1 2,6 1,3
Д-2 71,7 95,5 3,2 1,3
М-1 68,9 94,4 3,7 1,9
Железноводск, Б. Н. Иль- М-2 70,4 95,2 2.5 2,3
ин, 1966—1971 Д-1 71,0 96,2 2.3 1,5
Д-2 74,6 95,4 4.0 0,6
Примечание. Здесь и в табл. 2 М-1 и Д-1 — мальчики и девочки — первенцы: М-2 и Д-2 — мальчики и девочки от повторных родов.
Составление шкал регрессии предполагает нормальное распределение антропометрических параметров и близкую к прямолинейной зависимость коррелируемых признаков. В действительности же в распределении этих параметров практически всегда отмечаются в той или иной степени асимметрия и экспресс, а зависимость между признаками физического развития имеет разной степени криволинейный характер (Ю. С. Куршакова; В. Г. Властовский и Б. А. Севастьянов; А. Зельцлер; Д. Сепетлиев; Ж- Ж- Рапопорт и Е. И. Прахин, и др.).
Иллюстрацией к тому, что распределение признаков физического развития не является строго нормальным, могут служить литературные и наши данные (табл. 1) о количестве новорожденных, попадающих в сигмаль-ные зоны (по весу или росту) оценочной таблицы. Речь идет о распределении тех данных, на основе которых и были составлены оценочные таблицы, а не о результатах их практического использования. Известно, что при нормальном распределении признаков на зону М±\а должно приходиться 68,3% данных, на зону М±2а— 95,4% и на зоны более М+2а и менее М — 2а— по 2,3%.
Приведенные в табл. 1 данные убедительно иллюстрируют наличие заметных отклонений в распределении признаков физического развития новорожденных (вес и рост) от строго нормального.
Кроме того, распределение детей по какому-либо признаку почти всегда искусственно деформируется, когда из числа обследованных составляются группы для разработки. Так, например, в выборки обычно не включаются новорожденные с ростом менее 45 см и весом менее 2500 г, а также очень крупные дети. В других возрастных группах дети с признаками той или иной степени ожирения также, как правило, исключаются из разработок. Таким образом искусственно меняется характер распределения в группе.
По нашим материалам о новорожденных Выборга и Железноводска были определены значения критерия достоверности показателя линейности связи веса и окружности грудной клетки с ростом (табл. 2) за каждый год из семи для 4 групп детей (мальчики и девочки — первенцы — М-1 и Д-1, мальчики и девочки от повторных родов — М-2 и Д-2).
Указанные значения критерия достоверности показателей линейности связи говорят об отсутствии строго линейной связи между рассматривае-
Значения критерия достоверности (() показателя линейности связи веса (верхняя строка) окружности грудной клетки (нижняя строка) с ростом новорожденных
Город Пол Год
1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972
М-1 1,25 1,06 1,75 1,19 0,94 1,02 0,91
2,99 1,29 1,03 1,65 1,19 1,18 0,74
М-2 1,32 1.47 1,38 1,19 0,73 2,24 1,13
1,79 1,39 1,62 1.27 1,14 1,25 1.11
Выборг Д-1 1,57 1.13 0,94 0,71 1,95 0,64 0,82
1,08 1,70 1,17 1,22 2,27 1,09 1,20
Д-2 1,40 1,11 1,19 0,98 1,19 0,92 0,63
0,84 1,94 1,02 1,45 1,60 0,94 1,58
М-1 1,05 0,86 1,16 0,87 1,13 1,07 1.76
1,10 1,19 0,88 1,04 3,68 1,50 0,92
М-2 1,13 1,28 0,98 1,05 1,06 1,91 1,31
Желез но- 0,92 1,37 0,64 0,91 1.21 1,27 0,89
водск Д-1 0,92 1,55 0,88 0,81 0,17 1,07 1,09
1,02 1,05 0,77 1,10 1,13 1,23 1,10
Д-2 0,75 1,89 0,95 1,25 1,05 0,84 1,16
0,90 1,44 0,88 1,49 1,33 0,99 1,55
мыми показателями физического развития. Так, для 95, 90 и 80% уровня достоверности связь не является линейной (по материалам табл. 2) соответственно в 4, 11 и 33 случаях из 112. Возможно, что с увеличением численности анализируемых групп повысилась бы доля достоверных случаев криволинейности связи.
Известно, что оценочные таблицы физического разития, составленные на основе шкал регрессии, предопределяют следующее: коэффициент рег-грессии и а регрессии имеют одинаковые значения для всех ростовых подгрупп возрастно-половой группы. Это значит, например, что при увеличении роста ребенка на 1 см вес его увеличивается на одинаковую величину во всех ростовых подгруппах, а колеблемость веса одинакова среди всех этих детей. Так ли это в действительности?
На представительном материале (данные более чем о 9400 доношенных одноплодных живорожденных детях) был определен средний вес в каждой ростовой подгруппе у первенцев и у детей от повторных родов. Применение такой группировки правомерно потому, что, как было показано в нашей работе (Б. Н. Ильин, 1975), средний вес новорожденных мальчиков и девочек в одних и тех же ростовых подгруппах практически один и тот же, но он различен у первенцев и у детей, родившихся при повторных родах (Б. Н. Ильин, 1973).
Оказалось (табл. 3), что в разных ростовых подгруппах при изменении роста на 1 см средний вес новорожденного меняется не на одинаковую величину и эти различия бывают в 2—3 раза. Также не на одинаковую величину изменяется и окружность грудной клетки в разных частях ростовой шкалы, когда рост изменяется на 1 см.
Было также определено среднее квадратическое отклонение веса (табл. 4) и окружности грудной клетки новорожденных в каждой ростовой подгруппе. Оказалось, что такой показатель, как вариабельность веса и окружности грудной клетки, существенно различен в описанных ростовых подгруппах.
Есть все основания считать, что аналогичные «несоответствия» между параметрами фактического распределения показателей физического развития, определяемых для ростовых подгрупп, и полученными при составлении шкал регрессии имеются, они выражены в разной степени и во всех других возрастных группах детей, подростков и взрослого населения.
Таблица 3
Таблица 4
Таблица 5
Изменения среднего веса новорожденных при увеличении роста на I см в различных ростовых подгруппах
Рост, см Средний вес, г
первенцы ♦дети от повторных родов
45-46 68 59
46—47 84 68
47—48 111 99
48-49 140 137
49—50 161 167
50—51 162 178
51—52 152 171
52—53 141 154
53-54 131 143
54-55 130 133
55—56 119 122
56—57 118 105
57-58 110 105
58—59 ИЗ 112
59—60 112 102
Среднее квадратичное отклонение веса в различных ростовых подгруппах Ч новорожденных
Рост, см Первенцы Дети от повторных родов
45 168 213
46 189 231
47 211 246
48 233 263
49 253 277
50 275 287
51 294 295
52 311 302
53 325 318
54 338 348
55 359 357
56 395 376
57 443 391
58 479 408
59 536 423
Весо-ростовые показатели новорожденных детей различных ростовых подгрупп
Весо-ростовый
Рост, cu показатель, г/см
первенцы дети от
повторных
родов
45 58,4 60,7
46 58,7 60,7
47 59,1 60,9
48 60,2 61,7
49 61,8 63,3
50 63,8 65,4
51 65,9 67,6
52 67,5 69,6
53 68,9 71,1
54 70,0 72,6
55 71,1 73,6
56 72,0 74,6
57 72,8 75,3
58 73,4 75,7
59 74,1 76,3
60 74,7 76,7
Материалы табл. 4 обращают на себя внимание еще и тем, что колебания веса у низкорослых новорожденных меньше среди первенцев и выше среди детей, родившихся при повторных родах. В средних ростовых подгруппах наблюдается выравнивание значений средних квадратических отклонений веса. Среди же новорожденных большого роста колебания веса преобладают у первенцев. Такая же закономерность обнаруживается и в колебаниях размеров окружности грудной клетки в различных ростовых подгруппах новорожденных-первенцев и детей, родившихся при повторных родах.
Дополнительным подтверждением вывода о том, что при изменении роста на 1 см вес увеличивается не на одинаковую величину внутри воз-растно-половой группы, могут быть данные о весо-ростовых соотношениях в различных ростовых подгруппах. Опять же шкалами регрессии они определяются одинаковыми для всех ростов группы.
В табл. 5 даны весо-ростовые показатели новорожденных, достоверно повышающиеся с увеличением роста детей. И в других возрастных группах детей обоснованно ожидать аналогичных данных. По материалам о физическом развитии более 2500 детей 4, 5 и 6 лет были получены весо-ростовые показатели в ростовых подгруппах каждой возрастно-половой группы. Оказалось, что весо-ростовый показатель у детей 4 лет увеличивается со 150 при росте 94 см до 177 при росте 110 см, у детей 5 лет— со 160 при росте 102 см до 188 при росте 117 см и у детей б лет — со 165 при росте 107 см до 203 при росте 122 см. Таким образом, весо-ростовые соотношения у детей одинакового возраста зависят от роста и не являются одинаковыми для всей возрастно-половой группы, как это предопределяется шкалами регрессии.
Все вышеизложенное показывает недостатки унифицированной методики составления оценочных таблиц физического развития детей и подростков, составленной на основе шкал регрессии. Нами предложены две модификации методики составления оценочных таблиц физического развития детей и подростков (Б. Н. Ильин, 1975), которые устраняют основные недостатки шкал регрессии.
ЛИТЕРАТУРА. Богацкая Г. Б. Физическое развитие новорожденных г. Караганды за 1958—1962 гг. Автореф. дне. канд. Алма-Ата, 1965. — Б у н а к В. В.— «Гиг. и сан.», 1946, № 1—2, с. 8—14. — В л а с т о в с к и й В. Г., Севастьянов Б. А. — «Вопр. антропол.», 1967, вып. 25, с. 8—24. — Зельцлер А. Причины и формы проявления ускоренного роста детей. М., 1968. — Ильин Б. Н. — «Сов. здравоохр.», 1973, № 12, с. 37—41, —Он ж е. — Там же, 1975, №2, с. 20—23.— Он же. — Там же, № 7, с. 41—47. — Куршакова Ю. С. — В кн.: Рост и развитие ребенка. М., 1973, с. 189—219. — Она же. — «Вопр. антропол.», 1964, вып. 18, с. 73—79. — Методические указания по оценке физического развития детей раннего возраста. Л., 1973. — Недбай Н. С. Физическое развитие новорожденных Амурской области. Автореф. дис. канд. М., 1973. — Рапопорт Ж- Ж-, П р а х и н Е. И. Физическое развитие детей. Красноярск, 1970. — Сепетлиев Д. Статистические методы в научных медицинских исследованиях. М., 1968. — Ставицкая А. Б., Арон Д. И. Методика исследования физического развития детей и подростков. М., 1959. — Т е н С. И. Физическое развитие новорожденных детей г. Алма-Аты за 1963—1965 гг. и влияние некоторых факторов на физиологическую убыль их веса. Автореф. дис. канд. Алма-Ата, 1966.— Успенский С. И. — «Вопр. антропол.», 1968, вып. 28, с. 60—71.
Поступила 26/VII 1976 г.
УДК 614.777:576.851.1421-074
Г. П. Калина (Москва) АЭРОМОНАДЫ В ПОВЕРХНОСТНЫХ ВОДАХ
Аэромонады (семейство Vibrionaceae, род Aeromanas) в последние годы привлекают внимание в связи с их ролью в патологии человека (Г. П. Калина). В СССР установлено этиологическое значение аэромонад при детских диареях (X. Д. Лыйв) и пищевых токсикоинфекциях.
Schubert в 1967 г. показал, что обсемененность аэромонадами увеличивается в водах, загрязняемых сточными жидкостями, и что их можно считать одним из показателей биологического загрязнения водоемов. Обратное мнение высказано недавно Т. 3. Артемовой и И. Ф. Сухачевой, которые считают, что между обнаружением в воде кишечных палочек и аэромонад существует обратная связь: последние преобладают в чистых водах и их содержание уменьшается по мере биологического загрязнения воды.
С целью уточнения этого вопроса мы исследовали поверхностные воды, сточные жидкости, воды централизованного водоснабжения, морскую воду, осадок сифонов водосбросных систем. В настоящем сообщении изложены результаты изучения поверхностных вод и частично сточных жидкостей.
Исследованы поверхностные воды большого водохранилища в биотопах различной степени биологического загрязнения. Время исследования июнь — июль 1974 г. Из 24 проб, доставленных для комплексных санитар-но-мнкробиологических анализов, на аэромонады исследованы 13. № 2, 4—8 взяты в экватории рекреационной зоны, № 17—19—в заливе, куда спускали сточные жидкости небольшого населенного пункта (полная очистка и обеззараживание), смешивающиеся с термальными водами ГРЭС, на разных расстояниях от места спуска— 500, 1500 и 2500 м. Замедленное течение в заливе и повышенная температура воды (летом она была на 7° выше, чем в водоеме) создавали своеобразные условия для биоценоза в этих биотопах. Пробы № 20—23 взяты в акватории поселка, находящегося на 3 км ниже устья залива, и перед каналом, отходящим от водохранилища. По санитарно-топографической оценке вода 1-й группы—удовлетворительная, 2-й — безусловно и крайне загрязненная, 3-й — загрязненная умеренно, учитывая разбавление сточных жидкостей, поступающих из залива и, начинающиеся процессы самоочищения. Сопоставляли динамику содержания аэромонад с таковой Е. coli (фекальных кишечных палочек) и протеев. На рис. 1 представлено изменение этих показателей. Установлена высокая взаимосвязь их, подтверждаемая определением коэффициента корреляции (соответственно 0,888 и 0,751). Своеобразные условия
