CC BY
7
исследуемых красок максимальное количество ацетона выделяется при влажности 60%. В отношении сольвента характер закономерности не меняется, однако для эмали ХВ-5186 наблюдается сдвиг максимума в сторону увеличения влажности и наибольшее количество вещества выделяется при влажности 80%.
Выводы
1. Исследования показали, что нет прямой пропорциональной зависимости между увеличением от-
носительной влажности воздуха и количеством ацетона и сольвента, выделяющихся из покрытий выбранных противокоррозионных и противообрастаю-щих красок.
2. Максимальное количество указанных растворителей выделяется при влажности 40—60%.
3. При создании новых видов лакокрасочных покрытий и санитарно-гигиеническом контроле за ними необходимо проводить исследования в указанном диапазоне влажности для установления закономерности максимального выделения органических растворителей в окружающую среду.
ЛИТЕРАТУРА
Вяхирев Д. А., Шушунова А. Ф. Руководство по газовой Усольцев В. А. Измерение влажности воздуха (Методы хроматографии. М., 1975, с. 124. и приборы). Л., 1959, с. 166.
| Поступила 26/1V 1979 г.
Краткие сообщения
УДК 614.72
Ю. М. Жаворонков
О ЗАКОНЕ РАСПРЕДЕЛЕНИЯ КОНЦЕНТРАЦИЙ ПРИМЕСИ В АТМОСФЕРНОМ ВОЗДУХЕ
. И НЕКОТОРЫХ ЕГО ПРИЛОЖЕНИЯХ
/
Кузбасский политехнический институт, Кемерово
Поскольку поле концентраций примеси в атмосферном воздухе является результатом взаимодействия выбросов с атмосферной турбулентностью и принципиально случайным процессом, то значение мгновенной концентрации с в некоторой точке наблюдения — случайная функция времени. Следовательно, при любом времени отбора проб Т концентрация ст — величина случайная, и ее полная характеристика определяется не только значениями, которые она может принимать, но и вероятностями их принятия, т. е. законом распределения.
Из многочисленных работ, посвященных изучению распределения ст, выделяется сообщение ЬагБеп (1969), в котором обобщен наиболее значительный статистический (материал. Обработав результаты непрерывной регистрации концентраций, осуществлявшейся в течение 7 лет 1962—1968) по 7 примесям в 8 городах США, автор приходит к выводу, что для всех примесей при используемых Т (от нескольких минут до 24 ч) распределение концентраций ст, замеренных в некоторой точке промышлен-но развитого города в течение достаточно длительного периода наблюдений (несколько месяцев, год), хорошо описывается логарифмически нормальным законом.
Работы других исследователей как подтверждали справедливость этого вывода (М. А. Пинигин и соавт.), так и давали повод для сомнений (Ка1ра5апоу и соавт.).
Поэтому представляет интерес обработка обширного I материала, собранного в 1970—1977 гг. на 10 стационар-■*г ных пунктах гидрометеослужбы в промышленно развитом городе, опыли, сернистом газе, окислах азота, саже, аммиаке, окиси углерода, сероводороде и феноле.
По программе для ЭВМ, осуществляющей обработку вариационного ряда по 10 наиболее изученным законам
распределения (№ 1 равномерный, № 2 нормальный, № 3 лог-нормальный, № 4 Вейбулла, № 5 экспоненциальный, № 6 Релея, № 7 хи-квадрат — ха> № 8 хи — х. № 9 Лапласа — Шарлье, № 10 гамма — -у) и выдающей на печать вместе с параметрами этих законов значения критерия х2, обработано 250 рядов, составленных из разовых проб (Т 20—30 мин). Собранные на протяжении календарного года ряды включали от 200 до 870 достаточно однородно распределенных во времени наблюдений.
После обработки для каждого ряда проведено ранжирование законов по показателю %2. Результаты ранжирования следующие: закон № 1 оказывался на первом месте для 3 рядов, № 2 — для 9, № 3 — для 120, № 4 — для 16, № 5 — для 26, № 6 — для 6, № 7 — для 2, № 8 — для 0, № 9 — для 28, № 10 — для 40 рядов.
На втором месте закон № 3 был для 46 рядов, на третьем — для 29, на четвертом — для 26. ,
Эти результаты и анализ значений подтверждают высказанную (Вепса1а и соавт.) мысль о том, что при столь сложном механизме формирования поля концентраций ни одно распределение не может быть адекватным и во всех случаях лучшим описанием обсуждаемых рядов. Вместе с тем становится очевидным, что из 10 указанных законов распределения предпочтение следует отдать лог-нормальному, с одной стороны, как являющемуся простым для понимания практического использования, с другой — как достаточно хорошо аппроксимирующему большинство реальных данных.
Учитывая сказанное, для описания вариационных рядов, которые составлены из разовых концентраций сраз, собранных в течение календарного года на стационарных
пунктах промышленнс развитого города, мы принимаем лог-нормальный закон распределения.
Каждый из обсуждаемых рядов представляет собой выборку объема п из бесконечной генеральной совокупности. Установив закон распределения, можно по двум статистическим параметрам ряда оценить любую характеристику генеральной совокупности.
Параметры ряда определяются такими факторами, как климатические особенности данного географического района, взаимное расположение, режим работы и мощности источников, точность (дисперсия воспроизводимости) метода измерения концентраций. При этом, как отмечают некоторые авторы (Вепса1а и соавт.; Ьагвеп, 1971), коэффициент вариации разовых концентраций за год Сра3 инвариантен к мощности источников, в то время как среднегодовая концентрация сгод зависит от них линейно. Поскольку же климатические особенности, взаимное расположение и режим работы источников, а также точность метода—весьма устойчивые характеристики, то величина ираа для некоторого пункта наблюдений меняется из года в год незначительно, что подтверждается как результатами осуществленной нами обработки, так и итогами других исследований (Э. Ю. Безуглая; ЬагБеп). Кстати, эти же данные показывают, что вообще встречаемые на практике значения ираз лежат в диапазоне 0,5—2,0.
Учитывая сказанное, в качестве основных параметров обсуждаемых рядов мы используемым=еГод=^2сра8 и ира8=«раз/'сгод; среднее квадратическое отклонение
Зависимость коэффициентов а и Ь от орвз
«раз —
л(л-1)
V,
раз. ех1
"раз »
Т«=20 мин 7" = 30 мин
0,75 11,3 10,5 6,43
1.0 19,1 17,6 9,51
1,25 29,1 26,4 12,9
1,5 40,8 36,6 16,4
1,75 53,9 47,9 19,9
2,0 68,0 59,9 23,4
чаях всегда существует вероятность превышения ПДКраз, и единственно реальный путь — регламентировать эту вероятность, т. е. включить в ГОСТы в дополнение к ПДКраа допустимый процент непревышения ее за ГОД — Рдоп-
С введением Рдоп нереально жесткое условие сраз. шах ^ПДК раз, по которому проверяется соответствие чистоты воздуха нормативу, в настоящее время сменяется Сраа^ПДКраз не менее чем в РДОп случаев за год. С учетом же закона распределения это условие можно преобразовать следующим образом:
сгод ПДКраз/ (ораз) ПДКраз ]/ 0раз + 1X Хехр [~ир]/ 1п(^аз+1)].
(2)
Одной из характеристик генеральной совокупности, представляющей практический интерес, является экстремальная концентрация сраз, ехЬ вероятность непревышения которой равна Р. Исходя из лог-нормального распределения разовых концентраций, можно получить следующее выражение для установления ее наиболее вероятного значения:
= 7&гехр[ирК^]. О)
где ир—Р процентный квантиль стандартного нормального распределения (таблицу значений ир можно найти в любой книге по математической статистике); 1п — натуральный логарифм; ехр — возведение основания натурального логарифма в степень.
Так, для оценки наиболее вероятного значения максимально возможной за год разовой концентрации тах Р= \-\lN, а ир=3,96 при Т—20 мин и ир=3,86 при Г=30 мин — максимально возможный объем выборки, соответствующий беспрерывному отбору проб).
Для оценки же наиболее вероятного значения максимально наблюдавшейся за год разовой концентрации сраз-П)ахР= 1—1/п. Так, при отборе проб 3 раза в сутки п= 1095, ир=3,12.
Как вытекает из формулы (1), выражения для максимально возможной и максимально наблюдавшейся концентраций можно записать в виде: сраз.тах =асгод и
сраз. тах =^сгод> гДе коэффициенты а и Ь определяются лишь значением чраз. Величины а и Ь для типовых кра8 представлены в таблице.
Из таблицы видно, что максимально возможная разовая концентрация может превышать среднегодовую почти в 70 раз, т. е. чтобы на городских пунктах наблюдения достигалось абсолютное непревышение ПДКраз за год, общегородская среднегодовая концентрация должна быть менее 1/70 ПДКраз- Однако в городах, расположенных в промышленно развитых регионах, для ряда примесей одна фоновая (т. е. создаваемая внегородскими антропогенными и природными источниками) среднегодовая концентрация больше указанной. Следовательно, в таких слу-
Полученное соотношение (2) исключительно важно, ибо позволяет по известному ира8 (отличающемуся, как отмечено выше, сравнительным постоянством) определить среднегодовую концентрацию сг0д, об> непревышение которой обеспечивает непревышение ПДКраз 33 Г°Д в Рдоп случаев. На рис. 1 приведены кривые сгод. об= = /(ира8) Для РДоп=98% (ыр=2,05^ и РДОп=99% («р= =2,33), облегчающие установление сгод. об- Так, если об-^ работка ретроспективных данных показывает, что макси- ™ мальное из наблюдавшихся ранее значение ира8=0,75, то для обеспечения РДОп=98% среднегодовая концентрация должна быть не более 0,32 ПДКраз. 3 для РДОп= = 99% — не более 0,26 ПДКраз- Если же взять максимальное из встречающихся на практике значение Ораз=2,0, то для Ядоп=98% сгод=0,166 ПДКрал а для РДОп= =99% сГОд. об=0,115 ПДКраз-
0,4 0,3 0,2 0,1
0,5 1,0
1.5
2,0
Рис. 1. Зависимость среднегодовой концентрации, обес- ^ печивающей непревышение ПДКраз 33 год в Рдоп случаев 4 (сгод. об) от коэффициента вариации разовых концентраций за год (иРаз)-
По оси абсцисс — »ра8: 1,0 оси Рдоп=98%
и ординат - с об/ ПДК / • 2 - рдоп*=99%-
В соответствии с принципами, используемыми нами при планировании оптимальной атмосфероохранной стратегии, основу последней составляет долгосрочная стратегия, представляющая собой совокупность капитальных мероприятий (установка или реконструкция газоочистного оборудования, модификация технологического процесса, увеличение физической и (или) эффективной высоты трубы, закрытие или передислокация источника и др.) и нацеленная на последовательное (в течение нескольких лет) достижение и (или) поддержание в каждой точке, где ведутся наблюдения, такой среднегодовой концентрации ^£»д.доп. при которой ПДКраз не превышается за год в Рдоп случаев и в то же время соблюдается ПДКсут- Определить этот долгосрочный ориентир для каждого пункта наблюдений помогают представленные на рис. 1 кривые. Найденное по ним сгод. об. обеспечивающее РДОппри максимальном из наблюдавшихся на этом пункте чраз, сравнивается с ПДКсут и в качестве сгод, доп берется наименьшая из двух величин: сгод. д0п=пип {сГОд. об. ПДКсут- } На каждом плановом отрезке целью планирования является максимальное оздоровление воздушной среды за счет выделяемых на атмосфероохранную деятельность ресурсов (т. е. максимальное продвижение к сгод. доп)-Для достижения этой цели мы используем следующий критерий, позволяющий из всех альтернативных стратегий, реализация которых принципиально возможна, выбрать оптимальную п
п — tri . \2 •
~т~ (Сгод. доп. i—croÄ. план. () —ПИП, (3)
i = 1
где п — общее число пунктов наблюдения в городе (предполагается, что пункты обслуживают площади с равным населением); т — число пунктов, на которых сГод. план< <Сгод. доп;"сгод. план — среднегодовая концентрация, соответствующая рассматриваемой стратегии и рассчиты-аемая с помощью долгосрочной модели атмосферной диф->узии (см., например, Busse и соавт.), позволяющей оценивать концентрации, осредненные за год (как отмечают многие авторы, точность таких моделей в отличие от краткосрочных достаточно высокая).
После достижения~сГоД. доп на смену стратегии достижения приходит стратегия поддержания. В этом случае оптимальной альтернативой явится та, которая потребует наименьших затрат на свою реализацию.
Из выражения (2) следует другое важное соотношение:
лР' т>
Ut>= In I
(4)
t In Nb у,
40 20 10
4 2 1
Ой 0,2 0,1
-z -а
0,2 0,4 0,6 0,8 1,0 1.2
Рис. 2. Зависимость процента превышения ПДКраз 33 год (?) от среднегодовой концентрации (сгод).
По оси абсцисс — ^.0д/ПДКраз: по оси ординат — Яфакт <Ь%):
1 — 0
раз'
=0,75; 2 - V.
раз"
1,0; 3 — о
раз"
>1.5.
объем выборки в том и другом случае. Из этого соотношения путем несложных преобразований можно получить:
vb = V(vl + ir-l.
(5)
Например, если при 20-минутном осреднении коэффициент вариации ираз=1,5, то при часовом осреднении он будет равен
Сгод/ПДКраз
На рис. 2 изображены в полулогарифмическом масштабе полученные на его оснозые кривые. Оно позволяет по показателям среднегодовой концентрации сгод и коэффициента вариации разовых концентраций за год vpaB определить квантиль ир, а через него — наиболее вероятный процент превышения ПДКраз 33 Г°Д в генеральной совокупности q (имевшийся или прогнозируемый). Так, если для некоторого пункта наблюдений ираа=0,75 и сгод = =0,5 ПДКраз. то наиболее вероятный процент превышения ПДКраз 33 Г°Д <7=1—Р—8,5%. Соотношение (4) может, в частности, оказаться полезным при обосновании отечественного Рд0п-
В заключение коснемся влияния времени осреднения Т на коэффициент вариации v=s/croa (среднегодовая концентрация сГОд инварианта к Т). При этом воспользуемся соотношением, полученным Larsen (1971) на основе обработки большого статистического материала аь=о^, где • аь и оа — геометрические стандартные отклонения, относящиеся к времени осреднения Ть и Га соответственно: - - " у/,
Nb и Na— максимально возможный
Рчас = г 0 .52 + I)0,892 — 1 = 1,36
/ 1п[365-241 \ ~ 1п [365-24-3|]'
Выводы
1. Вариационные ряды, составленные из разовых проб, собранных в течение календарного года на стационарных пунктах промышленно развитого города, хорошо аппроксимируются лог-нормальным законом распределения.
2. Для решения практических задач очень удобными статистическими параметрами ряда являются коэффициент вариации разовых концентраций за год, отличающийся для данного пункта наблюдений достаточной стабильностью, и среднегодовая концентрация. Коэффициент вариации позволяет, исходя из лог-нормальности, оценить такую среднегодовую концентрацию, непревышение которой обеспечивает непревышение ПДКраз 33 Г°Д в допустимом проценте случаев РДОп- Вкупе же со среднегодовой концентрацией он позволяет оценить наиболее вероятное значение максимально возможной за год (появляющейся один раз в год) разовой концентрации, а также наиболее вероятный процент превышения ПДКраз за год (и то и другое, в частности, очень важно при обосновании допустимого процента непревышения ПДКраз за год Ядоп)-
3. Необходимо включить в государственные стандарты в дополнение к ПДКраз допустимый процент непревышения ее за год.
ЛИТЕРАТУРА
Безуглая Э. Ю. — Труды Глав, геофиз. обсерватории, 1971,
вып. 254, с. 133—139. Пинигин М. А., Корниенко А. П., Печенникова Е. В. — В кн.: Методические и теоретические вопросы гигиены атмосферного воздуха. М., 1976, с. 38—42.
Вепса1а К. Е. е1 а1. — А^оьрЬ. Епукоп., 1976, V. 10, р. 941—950.
Ка1ра$апои У. е! а1. — Д. А1г. Ро11и1. Соп1го1 Авв., 1976,
V. 26, р. 981—985. Ьаг$еп Р. /. — 1Ы«1., 1969, V. 19, р. 24—30.
Поступила 27/11 1979 г.
УДК 616-057 + 613.621-084:614:374
Э. М. Винарик
ОТНОШЕНИЕ МЕДИЦИНСКИХ РАБОТНИКОВ К САНИТАРНО-ПРОСВЕТИТЕЛЬНОЙ РАБОТЕ В ВОПРОСАХ ПРОФИЛАКТИКИ ОБЩИХ И ПРОФЕССИОНАЛЬНЫХ ЗАБОЛЕВАНИЙ
Донецкий научно-исследовательский институт гигиены труда и профзаболеваний
Научно-технический прогресс в современном производстве существенно изменил производственную обстановку на угольных предприятиях Донбасса. Наряду с ростом автоматизации, механизации, техническим перевооружением, наращиванием темпов производства и т. п. отмечается увеличение неблагоприятного воздействия производственных факторов на организм и некоторое повышение в связи с этим общей и профессиональной заболеваемости шахтеров.
Одним из реальных путей повышения эффективности профилактической работы, направленной на снижение заболеваемости угольщиков Донбасса, является оптимальное гигиеническое обучение и воспитание горнорабочих, выработка и закрепление у них стойких навыков, изменение поведения в труде и быту. Это возможно при правильной научно обоснованной постановке санитарно-просветительной работы среди рабочих.
Повышать гигиенические знания, санитарную культуру масс призваны медицинские работники, и эффективность проведения санитарно-просветительной работы среди трудящихся во мнсгом зависит от убеждения в необходимости ее выполнения и совершенствования, а также умения и эрудиции последних.
В настоящей работе предпринята попытка проанализировать в сравнительном аспекте некоторые данные, характеризующие отношение врачей к санитарно-просветительной работе, к своему здоровью и некоторым вредным привычкам. Работа основана на материалах опроса участников одной республиканской, конференции, посвященной вопросам гигиены труда.
Было роздано 210 специально разработанных анкет. 120 анкет получили медицинские работники, преимущественно санитарные врачи, из них Ч3 научные работники (группа медиков). 90 анкет были вручены инженерно-техническим работникам, занимающимся вопросами техники безопасности, и работникам конструкторских бюро (группа ИТР). Общий стаж работы опрошенных специалистов составлял соответственно 15,9+0,5 и 16,9 + ±1,0 лет, а по специальности — 7,5 ±0,8 и 7,1 ±0,2 лет. Возрастной состав групп обследованных также существенно не различался. Группой медиков были заполнены 92 (76,6%) анкеты, группой ИТР — 64 (71,1%).
Сравнительный анализ содержания возвращенных анкет показал, что в группе медиков процент не полностью заполненных анкет был значительно выше, чем в группе ИТР (62,0±5,0 против 35,5±6,0), при этом около половины ответов не было пслучено на вопросы, требующие непосредственной компетенции специалистов. Так, на вопрос «Что и для кого Вы можете рекомендовать для улучшения санпросветрабсты, направленной на снижение уровня определенных неблагоприятных производственных факторов на рабочих местах?» в группе медиков не
ответили 59,8% опрошенных, в группе ИТР—50,8%. На вопрос (заданный только медикам) «Что Вы можете рекомендовать для улучшения санпросветработы, направленной на уменьшение отрицательного воздействия на организм рабочего определенных факторов?» не получено ответа в 67,4% случаев. В обсуждении форм и содержания санпросветработы по снижению неблагоприятного влияния данных производственных факторов на сердечно-со-судистую систему, нарушения которой у шахтеров в последние годы имеют тенденцию к росту, не приняли участия 76,2% опрошенных медиков. Вопрос с просьбой дифференцировать и конкретизировать ответы в зависимости от влияния определенного производственного фактора на организм в целом и на сердечно-сосудистую систему в частности остался без ответа. Такая же картина наблюдалась и в отношении содержания и полноты ответов. к
Таким образом, прослеживалась довольно четкая закономерность: нежелание большинства специалистов думать об улучшении санитарно-просветительной работы по проблеме, составляющей основной предмет их деятельности, что выражалось в существенном снижении частоты и полноты ответов по мере конкретизации вопросов, требующих более точных и дифференцированных ответов. В связи с изложенным положительный ответ большинства опрошенных медиков (77,2%) на прямой вопрос с целью выяснения юс непосредственного отношения к санитарно-просветительной деятельности представляется весьма сомнительным, скорее свидетельствующим о формальном отношении к данному разделу работы. О недостаточно серьезном отношении медиков к санитарно-просветительной работе свидетельствует также и то, что только 58,6% из них, судя по ответам, систематически выполняют санитарно-просветительную работу.
Что же касается полученных ответов, то их можно оценить как малосодержательные. Практически почти не получены материалы, которые можно было бы использовать для существенного улучшения санитарно-просветительной работы среди шахтеров, направленной на предупреждение или снижение отрицательного влияния на организм производственных факторов, возникновения и развития профессиональной патологии, заболеваний сердца, сосудов и т. п. Следует отметить, что группой ИТР было внесено несколько больше конструктивных предложений и рекомендаций, чем группой медиков, и ответы их были продуманнее и более четко сформулированными.
Приведенные данные также свидетельствуют о формальном отношении медиков к данному разделу работы, чтоЦ отражается на качестве профилактической работы на местах в целом. Более того, результаты анализа показали, что 20,6% опрошенных медиков вообще не занимаются санитарно-просветительной работой. Такое положение
