CC BY
3
нальных факторов / Под ред. Н. М. Кончаловской. — М„ 1976.
9. Столбун Б. М. и др. Комплексное изучение воздействия факторов окружающей среды на состояние сердечно-сосудистой системы: Метод, рекомендации. — М., 1984.
10. Цфасман Я- 3.. Старых И. Ф., Журавлева Г. Н„ Ильина Т. В. Профессиональные аспекты гипертонической болезни, — М., 1983.
11. Шицкова А. П. // Гигиенические аспекты профилактики сердечно-сосудистой патологии при воздействии факторов окружающей среды.— М., 1984. — С. 5—10.
Поступила 01.12.87
© КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ, 1989 УДК 618.39-021.3-055.5/.7-02-07
М. В. Тихопой, И. Н. Лунга, И. В. Николаева
РАЗРЕШАЮЩИЕ ВОЗМОЖНОСТИ РЕТРОСПЕКТИВНЫХ
МЕТОДОВ
УЧЕТА СПОНТАННЫХ АБОРТОВ В СИСТЕМЕ ГЕНЕТИЧЕСКОГО
МОНИТОРИНГА
Институт медицинской генетики АМН СССР, Москва
В области медицинской генетики важное место занимают профилактические мероприятия, направленные на снижение частоты заболеваний, которые могут возникнуть в результате воздействия факторов окружающей среды на наследственность человека. Однако для разработки и проведения профилактических мероприятий в этой области необходимо знать интенсивность, направленность и скорость изменения мутационного процесса в определенных популяциях человека. Ответ на эти вопросы может дать генетический мониторинг. В решении проблем охраны здоровья населения в связи с загрязнением окружающей среды генетический мониторинг рассматривается как заключительный этап в выяснении возможной генетической опасности, обусловленной воздействием реальных и потенциальных мутагенов или сочетания различных факторов [1, 4].
Одним из подходов к проведению генетического мониторинга является изучение спонтанных абортов (СА) в популяциях человека, подвергающихся различным по интенсивности внешне-средовым воздействиям.
Основные преимущества применения СА как показателя в системе генетического мониторинга заключаются в большей по сравнению с другими показателями частоте признака и высоком значении мутационной компоненты. Согласно имеющимся в литературе данным [6, 10, 11], средняя частота СА составляет 15%, что позволяет использовать сравнительно небольшие выборки для установления изменения частоты признака. Мутационная компонента СА в настоящее время определяется в основном по вкладу хромосомных и геномных мутаций. Даже без учета менделирующих мутаций (которые являются достаточно частыми) в зависимости от срока прерывания беременности мутационная компонента может достигать 70 %. а в среднем составляет 50% [2, 3].
Несмотря на указанные преимущества приме-
нения показателя частоты СА, в сборе информации встречается ряд сложностей. В основном они обусловлены трудностями диагностики СА ^ на ранних сроках беременности, что приводит к довольно значительным расхождениям в оценке частот СА по данным различных исследователей [5, 7]. Существующие методы учета СА подразделяют на ретроспективные, направленные на изучение событий, имевших место в прошлом, и проспективные, или когортные. Проспективные исследования подразумевают наблюдение за какой-либо группой (когортой женщин) на протяжении длительного времени с целью регистрации всех исходов беременностей. В настоящее время наиболее широкое распространение получили ретроспективные исследования в связи с их доступностью и простотой проведения. Существенным является также то, что проводить сравнение частот СА в различных популяциях и ис^1 пользовать этот показатель для выявления мутагенного влияния факторов внешней среды можно лишь при наличии стандартизованных методов регистрации СА, которые необходимо создать на основании изучения точности, полноты и постоянства учета СА при помощи различных методов.
В связи со сказанным выше целью настоящего исследования явилось изучение разрешающих возможностей одного из ретроспективных методов учета СА — анализа медицинских документов и разработка методических подходов к применению этого метода для изучения уровня мутационного процесса.
Сбор сведений об исходах беременностей пр^ водили по данным медицинских карт женщиК проживающих в случайно выбранном районе Москвы. Была проведена выкопировка данных из первичной медицинской документации женских консультаций (ЖК) № 102 и 7 Киевского района Москвы за 1976—1984 гг. Всего проанализированы 21 873 истории беременности, при этом выявлено 1036 СА. В ЖК 102 были изу-
Таблица 1
Абсолютное число и распределение частот СА по данным женских консультаций № 102 и 7 по годам
Частота СА
Ж К № 102 ЖК № 7 на 100 беремен-
ностей
Год о X о X t--
число V ч число О» t^ á:
беремен- m беремен- ta ЖК № 1 02
ностей 3< ностей к__ Д <
ш О Su X.
1976 2 000 64 700 41 3,20 5,86
1977 1 722 38 822 59 2,21 7,18
1978 1 698 78 929 55 4,59 5,92
1979 1 670 72 1163 34 4,31 2,92
1980 1 235 50 844 61 4,05 7,23
1981 1 244 57 869 36 4,58 4,14
1982 1 328 62 917 45 4,67 4,91
1983 1 420 65 1016 66 4,58 6,50
1984 1 384 102 915 51 7,39 5,57
Всего 13 698 585 8175 448 4,29 5,48
чены, кроме того, все индивидуальные карты женщин двух врачебных участков — всего 8532, что выявило дополнительно 222 СА.
За единицу учета при анализе данных была принята беременность, закончившаяся родами или СА. Данные обработаны стандартными статистическими методами.
В табл. 1 приведены данные о динамике частот СА, полученные при анализе историй беременностей в двух ЖК за 1976—1984 гг. Общая частота СА за указанный период в ЖК Л» 102 составила 4,29%, а в ЖК № 7 — 5,48%. Показатели достоверно различаются (х2=16,0; р^ =£^0,05). Сравнение показателей общей частоты СА и распределение их по годам необходимо •^проводить с учетом возможных различий по основным факторам риска возникновения СА — возрасту женщин и числу предыдущих беременностей. Однофакторный дисперсионный анализ показал, что реальные распределения частоты СА от стандартизованного по возрасту достоверно не различаются (для ЖК № 102 .Р=3,19, для ЖК № 7 /7=1,20, ¿/=1).
Сравнение распределения частот СА фактического и стандартизованного по порядковому номеру беременности методом х2 также не показало значимого различия сравниваемых распределений (для ЖЕ № 102 х2 —0,10; для ЖК № 7 X2 = 0,11; ¿¿/=9, р^0,05). Следовательно, имеющиеся различия по этим двум наиболее сущест--]ц£нным факторам риска не оказывают значимого влияния на частоту СА в изученных выборках.
Установленные значения частот СА по материалам двух ЖК, по-видимому, являются сильно заниженными, о чем свидетельствует сопоставление их с имеющимися в литературе данными [5, 7, 10]. Таким образом, очевидно, что использование историй беременности как источ-
Та блица 2
Распределение частот СА на 100 беременностей по возрастным группам женщин
Ж К № 1 02 ЖК № 7
Возраст, число бере-
годы частота число бере- частота
менностей СА менностей СА
16—20 2 146 2,24 887 2,14
21—25 5 709 3,78 3 100 4,71
26—30 3 823 4,53 2 384 5,78
31—35 1 557 7,51 1 358 6,77
36—40 406 8,31 408 10,29
41—45 57 1,75 38 23,68
Всего. . . 13 698 4,29 8 175 5,48
ника информации приводит к получению систематически заниженных оценок частот СА.
Корреляционный анализ динамики частот СА по годам продемонстрировал наличие в ЖК № 102 тенденции к росту частоты С А, а в ЖК № 7 — слабо выраженной тенденции к снижению изучаемого показателя (и = 0,79 и v= =—0,13 соответственно; ¿/=7, р^0,01).
Поскольку влияние основных факторов риска на частоту СА не является значимым, обнаруженные различия в частотах СА по данным двух ЖК обусловлены, вероятно, расхождением в диагностике и регистрации СА в первичных медицинских документах. Составление выборок в ЖК № 102 и 7 проводились одним и тем же способом из контингента женщин, проживающих в одном районе Москвы, поэтому расхождения по показателям общей заболеваемости, социальному положению, которые могли бы существенно сказаться на частоте СА, маловероятны.
В табл. 2 представлены данные о распределении частот СА по разным возрастным группам женщин. Полученная в настоящем исследовании зависимость частоты СА от возраста женщин достоверно описывается экспоненциальным уравнением: у—аеЬх, где а = 0,52, ¿'=0,93, Ь = = 0,08, что хорошо согласуется с данными других авторов [8, 9]. Существующие расхождения в частотах СА у женщин возрастной группы 41—45 лет по данным двух ЖК скорее всего определяются небольшим объемом выборок. В целом полученные данные свидетельствуют об отсутствии существенного влияния возраста на частоту С А.
Для выяснения возможных причин потери информации при учете СА по историям беременности были проанализированы индивидуальные карты женщин 2 из 10 врачебных участков ЖК № 102 за 1976—1984 гг. Дополнительно выявлено 222 СА. Распределение СА по срокам прерывания беременности, полученное на основании историй беременности и индивидуальных карт женщин, представлено в табл. 3.
Таблица 3
Распределение (в %) CA по срокам прерывания беременности
Источник информации Срок прерывания беременности, нед
5 — 8 9 — 12 13—16 17 — 20 21—24 25 — 23 СА
ЖК № Ю2, истории беременности ЖК № 7, истории беременности ЖК № 102, индивидуальные карты 11,05 17,41 65,32 . 27,04 23,21 22,07 19,36 16,52 3,60 10,37 14,29 3,60 15,82 14,29 2,70 16,33 14,29 2,71 588 448 222
Данные табл. 3 свидетельствуют о том, что основной причиной заниженных оценок частот СА по историям беременности является недоучет СА на ранних сроТох прерывания беременности. С учетом информации, полученной по индивидуальным картам женщин 10 врачебных участков, суммарный показатель частоты СА достигнет 11,47%, что приближается к средним оценкам по данным литературы. Перерасчет показателя произведен на основании допущения об отсутствии различий в числе беременностей, регистрируемых ежегодно на каждом врачебном участке.
Другой возможной причиной неполной регистрации СА в первичной медицинской документации ЖК за счет ранних сроков прерывания беременности может быть отсутствие исчерпывающей информации о СА, по поводу которых женщина направляется в гинекологическую больницу, минуя ЖК- В централизованном порядке сведения о СА из гинекологических больниц в ЖК не поступают. При отсутствии осложнений после выписки из гинекологической больницы женщина может и не обратиться в районную ЖК. Более подробно этот вопрос будет рассмотрен в следующем сообщении.
Метод выявления частот СА в исследуемых популяционных группах посредством сбора данных из архивных документов лечебно-профилактических учреждений отмечается, несомненно, рядом достоинств как опирающийся на данные хорошо формализованной государственной статистики. Вместе с тем известно, что данные статистики имеют немало недостатков. При анализе документов следует учитывать такие факторы, как квалификация персонала, заполнявшего их, диагностические возможности конкретного учреждения, обращаемость больных по поводу изучаемой патологии и т. д. Без учета этих обстоятельств невозможно распространять выводы на изучаемую популяцию, сравнивать результаты во времени и пространстве.
Основная цель генетического мониторинга — слежение за изменением уровня мутационного процесса. Как было показано, СА удобно использовать в качестве показателя, косвенно характеризующего указанный процесс. Поэтому важно определить, как неполная регистрация СА скажется на оценках изменений мутационной компоненты. Основная часть зародышей, несущих какие-либо мутации, элиминируется на ранних сроках беременности, и уже к 12 нед
внутриутробного развития лишь 30 % СА обусловлено различными генетическими повреждениями, а на сроках 28—30 нед — лишь 3,5%. Таким образом, необходимо прежде всего ориентироваться на учет СА ранних сроков беременности. Как было показано, учет СА ранних сроков беременности медицинским персоналом проводится не только в историях беременности. Поэтому при использовании данных медицинских учреждений как для расчета частот СА в общем, так и для оценки мутационной компоненты или изучения ее динамики необходимо включать в анализ все первичные карты (для ^ ЖК, например, это истории беременности и индивидуальные карты женщин).
Выводы. 1. Частота спонтанных абортов (СА) при анализе первичной документации женских консультаций (истории беременностей и индивидуальные карты) — 11,47 на 100 беременностей— близка к данным, имеющимся в литературе.
2. Общие уровни частот СА и их изменения во времени в значительной степени зависят от различий в уровне диагностики, от потерь информации при регистрации, учета СА в различной документации женских консультаций. Основная потеря информации при анализе частот СА по историям беременностей обусловлена не- 0 полной регистрацией СА ранних сроков бере- ~ менности.
3. При проведении исследований в области генетического мониторинга, направленных на установление частот СА по данным медицинских учреждений, необходимо анализировать все первичные документы женских консультаций, гинекологических больниц и родильных домов региона, в котором осуществляется исследование.
Литература
1. Бочков Н. П. // Цитология и генетика.— 1977.— Т. 11, № 3. — С. 195—206.
2. Бочков И. П., Прусаков В. М„ Николаева И. В^л. и др.//Там же,— 1982,— Т. 16, № 6. — С. 33^37. "
3. Кулешов Н. П. Частота возникновения и судьба хромосомных аномалий у человека: Автореф. дис.... д-ра мед. наук, — М., 1979.
4. Кулешов Н. П., Шрам Р. // Перспективы медицинской генетики / Под ред. Н. П. Бочкова. — М., 1982. — С. 123—161.
5. Эолян Э. С. Изучение демографических показателей как составной части генетического мониторинга: Автореф. дис.... канд. мед. наук.— Л., 1980.
6. Boue A., Boue J.// Un. méd. Can. — 1975. — Vol. 104, N 12. — P. 1775—1781.
7. Edmonds D. K.. Lindsey K. S.. Miller J. F. // Fértil, and Steril.— 1982,— Vol. 38, N 4. — P. 447—453.
8. Mikamo K. // Amer. J. Obstet. Gynec. — 1970. — Vol. 106.— P. 243—254.
9. Miller J., Williamson E„ Glue J., Gordon Y. // Lancet.— 1980, —Vol. 2, N 8144.— P. 554—559.
10. Roth D. B. //Int. J. Fértil.— 1963.— Vol. 8, N 4.— P. 431—433.
11. Spence A. A.// Int. Anesth. Clin. — 1981. — Vol. 19, N 4. — P. 165—176.
Поступила 14.12.88
© Л. И. СЕРГИЕНКО. 1959 УДК 614.771:546.16|-074
Л. И. Сергиенко
МЕТОДИКА ОПРЕДЕЛЕНИЯ ПОДВИЖНОГО ФТОРА В ПОЧВЕ
ВНИИ по сельскохозяйственному использованию сточных вод, Волжский опорный
пункт, г. Волжский
Цель настоящей работы — показать необходимость дифференцированного подхода к выбору экстрагента для извлечения подвижных форм фторидов из различных типов почв, загрязненных ими в результате хозяйственной деятельно-l сти человека в зоне техногенеза.
Для почв с кислой реакцией среды (подзолистые, дерново-подзолистые, подзолисто-болотные, серые лесные, бурые лесные) испытывали экст-рагент 0,006 н. HCl; для почв со щелочной реакцией (черноземы южные, каштановые, светло-каштановые, сероземы, перегнойно-карбонат-ные)—0,03 н. K2SO4. Условия извлечения: соотношение почвы и растворителя 1:5, взбалтывание 3 мин, отстаивание 18 ч, перегонка паром из растворов серной кислоты в виде кремнефтори-стоводородной кислоты.
В дистилляте фториды определяли фотометрическим методом по цветной реакции ализарин-комплексона с трехвалентным церием [1].
Определению фторидов мешают хлориды, ко-Ц^торые присутствуют в больших количествах в за-
соленных почвах. Поэтому при анализе подобных почв на содержание подвижных фторидов в ди-стилляционную колбу перед отгоном хремнефто-ристоводородной кислоты добавляют сульфат серебра в количестве 4,5 мг на 1 мг предварительно определенных хлоридов. Чувствительность метода 25 мкг на 100 г почвы.
Пробы почвы отбирают послойно на глубине 0—20, 20—40, 40—60 см с помощью ручного почвенного бура и помещают в склянки с пришлифованными крышками. Допускается хранение проб не более 1 сут в холодильнике при 0—5°С, но более точного определения можно достичь сразу после поступления пробы в лабораторию.
20—30 г средней пробы свежей почвы помещают в коническую колбу и приливают 5-кратное количество 0,006 н. HCl или 0,03 н. раствора K2SO4. Колбу закрывают пробкой, встряхивают в течение 3 мин и оставляют на 18 ч. Затем перемешивают содержимое колбы вращательным движением и фильтруют через складчатый фильтр «черная лента» в коническую колбу вме-
Метрологическая характеристика метода
Метрологические показатели
Место взятия образца стандарт. млн-1 число определений среднеарифметическое значение, млн-' среднеквад-ратнческая ошибка среднеквад-ратнческая ошибка среднего определения погрешность определения относительная погрешность
Серая лесная почва (экстрагент 0,006 н. HCl)
Тульская обл., Ефремовский р-н, совхоз «Дубровииский»
2,10
1,90
0,1237
0,040
0,041
Чернозем обыкновенный, мощный карбонатный (экстрагент 0,03 н. KoSO.t)
V Саратовская обл., Балаковский J^ р-н, колхоз «Красный парти-
зан»
2,80
2,92
0,1063
0,035
Светло-каштановая солонцеватая почва (экстрагент 0,03 н. K2S04) Волгоградская обл., Светлоярс-
кий р-н, совхоз «Светлоярский»
3,60
9
3,00
0,1367
0,045
0,0112
0,0408
2,15
0,38
1,36
Примечание. Коэффициент вариации для серой лесной почвы 6,59, средняя изучаемой совокупности с уровнем вероятности 95 % находится в интервале 1,8—2,0 мг/кг Р' для серой лесной почвы, для чернозема —2,90—2,96 мг/кг Р'.
