CC BY
2
(Yi), причиняемый одной тонной газообразных загрязнений промышленности, выделяемых горящим породным отвалом, составляет 93 руб., твердых аэрозолей — 75 руб. По формуле (3) находим экономический ущерб промышленности (в млн руб.):
, Эп= (17133,1-93)+ (86,4-75)= 1599858,3.
^ Ущерб сельскому хозяйству определяли по формуле (5), исходя из следующих предпосылок: Эс = 5п-2, (5)
где Эс — ущерб сельскому хозяйству, руб.; Sn — площадь земель, отводимых под размещение одного породного отвала, га; Z — сумма потерь сельскохозяйственного производства при изъятии 1 га пашни, руб.
Известно, что экстенсивный рост переработки сырьевых ресурсов при малой степени их утилизации способствует резкому увеличению площадей, отводимых на складирование отходов. Причем под строительство шахт и складирование их отходов отводятся высокопродуктивные сельскохозяйственные угодья [1]. Для размещения походного отвала требуется в среднем 4,2 га земли [3]. Сумма потерь сельскохозяйственного производства при изъятии 1 га пашни составляет 131 тыс. руб. [4]. Общие потери от изъятия 4,2 га земель для организации породного отвала составят Эс = 4,2-131 ООО = 550 200 (руб.).
Подставляя полученные данные экономического ущерба здравоохранению, промышленности и сельскому хозяйству, причиняемого вредными выбросами одного горящего породного отвала, в
формулу (1), находим комплексный народнохозяйственный ущерб (в млн. руб.):
Эх = 36981,42 + 1599858,3 + 550200 = 2187039,72.
Таким образом, экономический ущерб, причиняемый вредными выбросами отдельного горящего породного отвала здравоохранению, составляет 36,9 тыс. руб., промышленности — 1,6 млн руб., сельскому хозяйству —550,2 тыс руб., что аргументирует необходимость и обоснованность выделения капитальных вложений на реализацию мероприятий, предотвращающих самовозгорание отвальной массы угольных шахт, ргзра-работку и внедрение мало- и безотходных технологических процессов, ведущих к резкому сокращению загрязнения воздушного бассейна продуктами горения терриконов шахт и породно-уголь-ной пылью.
Литература
1. Алымов А. Н. Экономические аспекты охраны окружающей среды и рационального использования природных ресурсов.— Киев. 1975.
2. Балацкий О. Ф. // Экономика Сов. Украины.— 1975.— № 1, —С. 55-59.
3. Курченко И. П., Махонченко В. И. // Уголь Украины. — 1986. — № 4, — С. 37—39.
4. Мелешкин М. Т., Степанов В. Н. Промышленные отходы и окружающая среда. — Киев. 1980.
5. Раскидкин В. К. Руководство по предупреждению самовозгорания породных отвалов угольных шахт. — Макеевка, 1975.
6. Раскидкин В. К. Комплекс мероприятий по снижению вредного влияния породных отвалов п/о «Макеевуголь» на окружающую природную среду. — Макеевка, 1982.
Постугшла 14.12.88
© КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ, 1990 УДК 616.899.65-053.2-02:618.3-053
А. И. Чеботарев, И. Н. Лунга, Г. В. Смирнова
ПРОГНОЗИРОВАНИЕ ЧАСТОТЫ СИНДРОМА ДАУНА В ЗАВИСИМОСТИ ОТ СРЕДНЕГО ВОЗРАСТА РОЖЕНИЦ И ИСПОЛЬЗОВАНИЕ ЭТОГО ПОКАЗАТЕЛЯ
Институт медицинской генетики АМН СССР, Москва
Увеличение числа мутагенных факторов может привести к повышению уровня мутационного процесса, установившегося в ходе эволюции. В связи с этим возникла необходимость всесторонней оценки влияния этих факторов на организм человека. Слежение за динамикой мутационного процесса связано с организацией генетического мониторинга. Для успешного решения задач с применением мониторинга следует учитывать, что изменение частоты появления мутантов в популяциях может происходит не только за счет увеличения числа мутагенных влияний, но и за счет других генетических явлений: генетического дрейфа, отбора, а также в результате изменения демографических процессов, развивающихся в современном обществе [2].
Поэтому для создания системы контроля за мутационным процессом, кроме общепринятых систем учета (врожденные пороки развития, спонтанные аборты, биохимические маркеры), необходимо более глубокое изучение сложных популяционных и демографических сдвигов, происходящих в популяциях. В противном случае нельзя правильно оценить динамику частоты ряда наследственных заболеваний.
К ряду демографических показателей, важных, с нашей точки зрения, для генетического мониторинга следует отнести в первую очередь возраст матери на момент родов. В литературе уже накоплено много данных, касающихся влияния возраста матери на частоту хромосомных аномалий [4, 5]. Частота хромосомных трисомий возраста-
ет с увеличением возраста матери. Сильная корреляционная связь между возрастом матери и частотой рождения детей с синдромом Дауна (СД) показана в ряде работ [1, 3, 7, 9]. Риск рождения больного ребенка с СД нарастает с увеличением возраста матери [8].
Цель настоящей работы заключалась в оценке возможности использования показателя среднего возраста рожениц для прогнозирования изменений частот СД в популяциях. Для достижения основной цели исследования следовало решить следующие задачи: изучить динамику среднего возраста рожениц и их возрастное распределение; рассчитать возможную динамику расчетных популяционных частот СД, исходя из возрастного распределения рожениц и на основании таблиц возрастозависимых частот; оценить возможность использования изменения среднего возраста рожениц для прогнозирования изменений частот СД в популяциях.
Анализ возрастного распределения рожениц и динамики среднего возраста рожениц, порядковых номеров родов проводили на базе родильных домов № 7, 6, 25 Москвы. Всего проанализировано 30 000 историй родов за 20-летний период (1966—1986 гг.). Материал по родильным домам был распределен следующим образом: в каждом родильном доме за каждый год было просмотрено 500 историй родов (125 на каждый сезон). Из каждой истории родов были взяты следующие показатели: возраст роженицы на момент родов, число родов у нее. Анализ данных по среднему возрасту рожениц и возрастное распределение осуществляли как с учетом, так и без учета порядкового номера родов. Для оценки
Динамика среднего возраста рожениц и расчетных популяционных частот СД для всех рожениц (а), первородящих (б) и повторнородящих (в). По оси абсцисс — годы; по осям ординат: А — средний возраст, годы; Б — частота СД. I — средний возраст рожениц; 2 — расчетная популяцнонная частота СД.
достоверности различий среднего возраста рожениц в разные периоды времени применяли критерий / Стыодента. Изменение среднего возраста рожениц во времени для отдельных периодов описывали с помощью F-критерия. Чтобы оценить возможности использования показателя среднего возраста рожениц для прогнозирования изменений популяционных частот СД, применяли корреляционный анализ.
Для решения поставленных задач все материалы, собранные методом выкопировки медицинских документсв, были обработаны на ЭВМ, после чего составлены соответствующие таблиць^ Обобщающая характеристика популяции рожениц за период исследования 1966—1986 гг. представлена на рисунке, а. Анализируя данные, можно заметить, что на протяжении всего периода исследования имелись две тенденции: к снижению среднего возраста рожениц в период 1966—1980 гг. (/ = 8,26) и к увеличению среднего возраста рожениц в период 1980—1986 гг. (/ = 4,74; F = 22,18).
Временной интервал 1966—1980 гг. можно разделить на три периода. I период (1966— 1970 гг.) характеризуется значимым снижением исследуемого показателя (/=4,30; р<0,01); во II периоде средний возраст рожениц практически не изменился (/=1,07; /?>0,05), в III периоде (1976—1980 гг.) он снизился (/ = 2,62; р<0,01; F— 27,68). Для анализа динамики популяцион-ной частоты СД за 20-летний период с учетом возрастного распределения была составлена таб-fi лица возрастного распределения. Последнее ана* лизировали на каждый год исследуемого временного интервала. Согласно возрастному распреде-
лению и на основании таблиц возрастозависимых частот [6] получена динамика расчетных попу-ляционных частот СД за период 1966—1986 гг. При анализе динамики среднего возраста рожениц и популяционных частот СД за период исследования (см. рисунок, а) выявлена сильная м>рреляционная связь между средним возрастом ртжениц и расчетными популяционными частотами СД (г = 0,86). Таким образом, на основании изложенного выше можно предположить, что динамику популяционных частот СД можно прогнозировать на основании исследования динамики среднего возраста рожениц. Для подтверждения возможности использования показателя среднего возраста рожениц в системе генетического мониторинга провели корреляционный анализ между динамикой среднего возраста рожениц и динамикой расчетных популяционных частот СД отдельно для перво- и повторнородящих (динамика расчетных популяционных частот СД была получена согласно таблицам возрастозависимых частот и динамики возрастного распределения для первых и вторых родов). Данные представлены на рисунке, бив. Выявлена сильная корреляция (л = 0,81 и 0,82) для первых и вторых родов соответственно.
Выводы. 1. За период исследования (1966— 1986 гг.) изучены динамика среднего возраста рожениц и возрастное распределение. Обнаружено значимое снижение среднего возраста рожениц в период 1966—1980 гг. и увеличение его в 1980—1986 гг.
2. На основании возрастного распределения и возрастозависимой частоты СД определена динамика расчетных популяционных частот СД за 20-летний период.
3. Выявлена значимая корреляция между средним возрастом рожениц и расчетной частотой СД. Это свидетельствует об отсутствии применений типа возрастного распределения рожениц во времени и об изменении среднего возраста рожениц. Показатель среднего возраста рожениц можно использовать для прогнозирования частот СД в популяциях.
Л итература
1. Бадалян J¡. О., Прилуцкий В. И.. Королева И. А.Ц Вопр. охр. мат. — 1968. — № 2. — С. 53—56.
2. Бочков Н. П. //Вести. АМН СССР. — 1984. — № 7. — С. 3-6.
3. O'Brien N.. Crowley P. // Irish med. J. — 1984. — Vol. 77,— P. 10—12.
4. Fergusson Smith M. A., Yates J. R. W. // Prenat. Diagn. — 1984. — Vol. 4. — P. 5—44.
5. Hassold T., Chiu D. Ц Hum. Genet. — 1985.— Vol. 70,— P. 11—17.
6. Hook E. B. //Amer. J. hum. Genet. — 1978. — Vol. 20,— P. 19.
7 Leisti /., Vahtola L., Linna S. L. et al. // Clin. Genet. —
1985. — Vol. 27. — P. 252—257. 8. Potash J. // Tempo med. — 1983. — Vol. 143. —P. 113; 115—116.
9 Trimble B. N.. Baird P. A. // Amer. J. med. Genet. — 1978. —Vol. 1. —P. 1—5.
Поступила 20.01.89
Общие вопросы гигиены
© КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ. 1930
УДК 613.164+613.644)-092.9:[612.Б.05 + 612.017.11-07
О. И. Тимченко, Е. Н. Антипенко, Л. А. Олешкевич, П. В. Семашко
О БИОЛОГИЧЕСКОМ ДЕЙСТВИИ НИЗКОЧАСТОТНОГО ШУМА (ЦИТОГЕНЕТИЧЕСКИЕ И ИММУНОЛОГИЧЕСКИЕ ИССЛЕДОВАНИЯ)
Киевский НИИ общей и коммунальной гигиены им. А. Н. Марзеева
Известно, что шумовым воздействиям низкочастотного диапазона подвергаются достаточно большие контингенты населения [11]. Интерес гигиенистов к низкочастотным акустическим колебаниям объясняется еще и тем, что они способны распространяться на большие расстояния без значительной потери энергии и тем самым предоставлять опасность для человека [4]. Вместе с тем механизм биологического действия звуковых колебаний низкой частоты остается практически неизученным [4].
Задача настоящего исследования состояла в определении возможности влияния низкочастотного шума на целостность хромосом и состояние иммунитета белых крыс.
Опыты выполнены на 90 белых беспородных крысах-самцах 3—4-месячного возраста. Животные были получены из питомника «Белый мох» и вивария института и находились на обычном рационе.
В качестве источника шума был взят генератор шума Г2-47, работающий в режиме генерации
