ВЕРОЯТНОСТНЫЙ СПОСОБ ОЦЕНКИ ДЕЙСТВУЮЩИХ УРОВНЕЙ ВРЕДНОГО ФАКТОРА Текст научной статьи по специальности «Математика»

3. При пренатальном введении ГХБД в дозе 1,62 мг/кг обнаружено развитие иммунотоксиче-ского эффекта с преимущественным дефицитом -Т-клеточного звена иммунитета, снижением иммунологической реактивности организма 1- и 2-месячного потомства.

4. Структурно-метаболические и функционально-поведенческие показатели, критерии мембрано-повреждающего эффекта могут быть использова-, ны для прогнозирования действия пестицидов на организм потомства, гигиенической регламентации вредных веществ с учетом возрастной чувствительности.

* л

Литература

1. Бадалян Л. О. Детская неврология,— М., 1975.

2. Бадаева Л. Н. // Арх. анат.— 1979.— № 6.— С. 68—71; //

Докл. АН УССР. Сер. Б.— 1983.— № 6.—С. 55—58; // Гиг. и сан.— 1986.— № 6.— С. 23—25.

3. Байда Л. К. // Гигиена применения, токсикология пестицидов и полимерных материалов.— Киев, 1986.— Вып. 16.— С. 180—181.

4. Бодяжина В. И. Вопросы этиологии и профилактики нарушений развития плода.— М., 1963.

5. Василевский И. Н. // Физиология человека.— 1984. -

№ 6.— С. 883—893.

6. Гончарук Е. И., Голубчиков М. В. // Съезд гигиенистов Украинской ССР, 11-й: Тезисы докладов.— Киев, 1986.—

• С. 15—16.

7. Bleecker М. // Arch, environm. Hlth.— 1984.— Vol. 39, N 3.— P. 213—218.

Поступила 26.04.89

Методы исследования

© Р. М. ХВАСТУНОВ, О. Б. БОБЫЛЕВА, 1990 УДК 615.0.099.015.3.07

Р. М. Хвастунов, О. В. Бобылева

ВЕРОЯТНОСТНЫЙ СПОСОБ ОЦЕНКИ ДЕЙСТВУЮЩИХ УРОВНЕЙ ВРЕДНОГО ФАКТОРА

Московский НИИ гигиены им. Ф. Ф. Эрисмана

В работе Б. М. Штабского и соавт. [3] предложена методика вероятностной оценки эффективных и недействующих доз в токсикологических экспериментах. Эта методика может быть применена и для расчета действующих и подпороговых значений воздействующих факторов иной природы в физио-лого-гигиеническом эксперименте, если они имеют количественную шкалу измерения. Например, с помощью указанной методики можно рассчитывать пороговые уровни воздействия на организм физических (шум, вибрация), психологических (различного рода помехи) и других факторов.

Однако расчет по методике [3] возможен лишь при следующих условиях: 1) отклонение регистрируемого показателя состояния организма под воздействием фактора происходит лишь в одном направлении — возрастания или убывания; 2) абсолютная величина отклонения регистрируемого показателя монотонно растет с увеличением интенсивности воздействующего фактора; 3) рассеяние полученных значений регистрируемого показателя в контроле и в каждой из групп, подверженных вредным воздействиям, приблизительно одинаково, т. е. при увеличении интенсивности действия вредного фактора изменяется лишь среднее значение регистрируемого показателя, но не происходит резкого возрастания его дисперсии (выполнение этого условия необходимо для построения параллельных прямых, ограничивающих зоны расположения экспериментальных точек по методике [3]).

Последнее условие фактически означает, что не только направленность, но и величина отклонения регистрируемого показателя у различных лиц в каждой группе приблизительно одинакова. '

Практически как в токсикологических опытах, так и при физиологических исследованиях реакций организма на дейст-

вие тех или иных факторов указанные три условия выполняются не всегда. Отклонения многих физиологических показателей, вызванные внешними воздействиями, могут иметь различную величину и направленность у разных лиц (особей) и даже у одного лица в разное время. Абсолютная величина отклонения показателя не всегда монотонно возрастает с увеличением интенсивности воздействия фактора. В ряде случаев усиление воздействия может приводить к снижению величины эффекта, к изменению его знака. При относительно слабых воздействиях, которые часто встречаются в гигиенических исследованиях, у одних лиц наблюдаются отклонения регистрируемого показателя за пределы условной нормы, у других не наблюдаются. И, как правило, разброс значений показателя в опытной группе больше, чем в контрольной.

В связи с необходимостью расчета подпороговых и эффективных значений действующих факторов в ситуации, когда условия 1—3 не выполняются, указанная методика [3] нами модифицирована (ниже описывается предлагаемый способ).

Пусть имеется контрольная группа наблюдаемых лиц (или животных) и несколько (2—4) групп, подвергшихся воздействию вредного фактора В разной интенсивности. У каждой группы определены значения некоторого функционального показателя х. Рассчитываем интервал условной нормы показателя х, охватывающий заданную часть (обычно 90%) значений, наблюдаемых у лиц (особей) контрольной группы. В тех случаях, когда распределение этих значений можно считать близким к нормальному, границы интервала условной нормы определяем по формуле:

*мин.макс=*=Ь1,64.а, (1)

где х и о — среднеарифметическое и среднеквадратическое отклонения значений регистрируемого показателя в контрольной группе. Если значения регистрируемого показателя могут отклоняться только в одну сторону, то соответствующую (верхнюю или нижнюю) границу условной нормы рассчитываем по формуле (1), заменив коэффициент 1,64 на 1,28.

Если значения регистрируемого показателя в контрольной группе образуют распределение, отличное от нормального, то при определении границ условной нормы можно исходить из эмпирического распределения значений, выбирая на нем 90 % интервал условной нормы.

В каждой группе наблюдаемых, подвергшихся воздействию фактора В, находим оценку вероятности выхода значений регистрируемого показателя за пределы диапазона условной нормы:

Р

п

вых, к

к

П

к

где п

вых. к

число наблюдаемых в опытной группе, у которых значение исследуемого показателя вышло за пределы услов-

— общее число наблюдаемых в опытной

п

к

нои нормы; группе.

Обозначим Вь В2...Вгп уровни воздействия фактора В на наблюдаемых в группах 1, 2...т. Задача состоит теперь в том, чтобы определить, при каком значении действующего фактора Вх можно констатировать достоверное повышение вероятности выхода за пределы условной нормы по сравнению с принятой вероятностью выхода для контрольной группы (10%).

Проверяем достоверность превышания этой вероятности в каждой из групп 1, 2...т, используя критерий х2 (критерий / Стыодента применять не рекомендуется, так как распределение данных в рассматриваемой ситуации скорее всего отлично от нормального).

При расчете исходим из следующего. Если бы вероятность выхода Р0=0,1 сохранялась, то ожидаемое число отклонившихся значений при уровне воздействия Вк было бы:

п

вых

,к(°ж)

п.,-Ро—0,1 •Рк.

к

В пределах интервала нормы осталось бы 0,9значений. Обозначим:

к

П

п

п

ост, к '"к '"вых, к-2

Находим значение 110 формуле:

Кых.к-0'1-^)'2

Хк

0,1-/1К

+

(п

ОСТ, к

0,9 -дгк)

2

0,9 -пк

Если у^>3,84, то, следовательно, на соответствующем к-м уровне обнаруживается достоверное влияние фактора.

Может оказаться, что влияние исследуемого фактора обнаружено уже на нижнем уровне В\. Тогда в дальнейших расчетах используют данные только по группе 1. Если достоверное влияние обнаружено впервые на одном из следующих уровней, то в расчетах используются данные по соответствующей группе наблюдаемых (особей).

Пусть достоверное влияние впервые обнаружено на уровне Вк, где оценка вероятности выхода значений за пределы интервала нормы соответствует величине:

Р

п

вых, к

к

П

к

причем РК>Р0. Теперь следует выбрать вид зависимости вероятности выхода Р от интенсивности воздействия фактора В. В ряде случаев, исходя из физиологических, психофизиологических или других соображений [1, 2|, удается обосновать выбор нелинейного вида зависимости. Если содержательных оснований нет, следует принять, что вероятность выхода линейно нарастает с повышением уровня воздействия фактора, причем в контрольной группе Р0=0,1, а в к-й — Рк.

Возникает вопрос: какое значение вероятности выхода свидетельствует о подпороговом воздействии фактора и какое — об эффективном воздействии? Вообще говоря, выбор этих значений следует делать с учетом степени опасности изу-

50

40

ЗО

20

Ю

О

1

1

1

1

1

1

ЗО 40 50 60 70 во во

Зависимость КСП мозга от уровней воздействующего шума.

По оси абсцисс — головного мозга

уровень шума (в дБ А); по оси ординат — значения КСП коры (в усл. ед.). Пунктирные линии — границы зоны условной

нормы.

чаемого фактора и ответственности подготавливаемых рекомендаций. В общем случае можно исходить из принятых в медико-биологических исследованиях значений 0,18 для слабого эффекта и 0,50 для эффекта средней силы, после чего, используя зависимость выбранного вида, следует рассчитать соответствующие значения Вх. Для линейной зависимости расчет ведем по формуле:

В

Ви—В о

К

к

(Р о,1)+Во,

где Рх равно 0,18 для подпорогового уровня и 0,50 для эффективного (минимально действующего) значения. Приводим пример (см. рисунок).

При изучении влияния шумового воздействия В на интегральный показатель работоспособности центральной нервной системы — квазистационарный потенциал (КСП) коры головного мозга получены значения х, характеризующие величины КСП (в усл. ед.) при отсутствии выраженного шумового воздействия (контрольная группа) и при воздействии шума разной интенсивности (опытные группы): контрольная группа (30 дБ А) — 18,8, 25,6, 28,1, 35,0, 37,0; опытная группа 1 (65 дБ А) — 12,1, 13,6, 15,4, .29,6, 36,4, 38,8; опытная группа 2 (75 дБ А) — 6,5,. 15,6, 19,4, 30,5, 40,1, 54,4; опытная группа 3 (85 дБ А) — 9,0, 10,4, 20,5, 43,5, 51,6.

По данным контрольной группы находим интервал условной нормы:

¿=28,6; а=6,04; /а= 1,64-6,04=9,91;

*мин, макс = *—^сг= 18,7 38,5.

Находим оценки вероятностей выхода (Явых) для каждой группы и проверяем по критерию х достоверность выхода результатов измерений за пределы условной нормы. Для групп 1 и 2 Рвых и у; равны 0,67 и 21,4, для группы 3 соответственно 0,80 и 27,2.

Во всех группах эффект воздействия шума достоверно влияет на исследуемый показатель. Поэтому в расчете используем опытную группу 1. Принимаем, что вероятность выхода линейно нарастает с повышением уровня воздействия от 30 до 65 дБ А, и находим подпороговое значение уровня шума {Рх—0,18) и минимально действующее значение

(Я =0,50)':

Р

65—30

Р

0,18 0,67—0,1 65—30

0,5

0,67—0,1

(0,18—0,1) +30=34,9 дБ А, (0,50—0,1)+30=54,6 дБ А.

Предлагаемая методика расчета подпорогового и действующего значений воздействующих факторов представляет собой развитие методики [3] для случаев, когда отклонение регистрируемого показателя нелинейно связано с уровнем воздействия вредного фактора и рассеяние значений регистрируемого показателя по группам не сохраняется.

Литература

1. Леонов Ю. П. Теория статистических решений и психофи зика.— М., 1977.

2. Стивене С. С. // Экспериментальная психология.— М., 1960.

3. Штабский Б. М., Красовский Г. И., Кудрина В. И., Жолда-кова 3. И. // Гиг. и сан.— 1979.—№ 9.—С. 41—43.

Поступила 05.07.89

Л. В. КУЗНЕЦОВА, Т. Ф. ЧУМАКОВА, 1990

УДК 614.72:615.9171-074

Л. В. Кузнецова, Т. Ф. Чумакова

ГАЗОХРОМАТОГРАФИЧЕСКОЕ ОПРЕДЕЛЕНИЕ ФОРМАМИДА

В ВОЗДУХЕ НАСЕЛЕННЫХ МЕСТ

•»

Горьковский НИИ гигиены труда и профзаболеваний

Известен фотометрический способ определения .формамида в воздухе рабочих помещений, чувствительность которого 2 тиг/м3 при отборе 20 л воздуха [1]. Для анализа воздуха населенных мест метод недостаточно чувствителен.

Из газохроматографических известен метод определения формамида в биологических жидкостях (кровь, моча) [2]. Чувствительность 10 мкг/мл, как считают авторы, достигнута за счет применения в качестве сорбента обработанного щелочью хромосорба. При использовании же более доступного инертона Ы-АШ-НМОБ чувствительность составила лишь 5000 мкг/мл. Это объясняется низкой чувствительностью пламенно-ионизационного детектора к формамиду. Кроме того, низкая летучесть последнего осложняет задачу. Поэтому для газохроматографического анализа необходимо предварительно перевести формамид в летучее соединение.

Известно, что формамид в сильно кислой и сильно щелочной средах полностью разлагается на муравьиную кислоту и аммиак [3]. Это свойство и было использовано при разработке газохроматической методики определения его в атмосферном воздухе. Предлагаемый метод основан на превращении формамида в муравьиную кислоту и далее в летучий этил-формиат путем обработки пробы этиловым спиртом в присутствии концентрированной серной кислоты. Условия превращения муравьиной кислоты в этилформиат взяты из методики [4], предназначенной для определения муравьиной кислоты в моче.

Нами было установлено, что в этих же условиях формамид полностью превращается в муравьиную кислоту, т. е. процессы превращения формамида в муравьиную кислоту и последней в этилформиат протекают одновременно.

Определение формамида проводили в следующей последовательности. В пенициллиновый флакон вносили 1 мл водного раствора изучаемого вещества," добавляли 0,5 мл концентрированной серной кислоты, смесь охлаждали при комнатной температуре, затем пипеточным дозатором быстро вводили 0,2 мл этилового спирта, флакон плотно закрывали и поме-

5

3

Z

1

\

-г

13

т

7

1—I—I—I—Г

6 5 4 3 Z

1-

/ мин

Хроматограмма разделения этилформиата с сопутствующими

примесями.

/ — диэтиловый эфир; 2 — ацетон; 3 — этилформиат; 4 — этилацетат;

5 — этиловый спирт.

щали в металлическии патрон, последний выдерживали в термостате 30 мин при 55 °С. После этого через отверстие в крышке патрона отбирали 1 мл паровой фазы шприцем, нагретым до 30—40 °С и сразу же вводили в хроматограф. Условия хроматографирования: колонка из спецстали длиной 3 м, насадка — 20 % ПЭГ-400 на хроматоне N-AW-HMDS, температура испарения 100 °С, колонки 65 °С, скорость газа-носителя (азота 35 мл/мин, водорода 40 мл/мин, воздуха 400 мл/мин, диаграммной ленты 240 мм/ч. При этих условиях этилформиат хорошо отделяется от диэтилового эфира, ацетона, эти-лацетата и этилового спирта (см. рисунок).

Количественное определение формамида проводили методом абсолютной градуировки. Готовили растворы формамида в воде в интервале концентраций 0,2, 0,5, 1, 5 и 10 мкг/мл, каждый раствор обрабатывали описанным выше способом и анализировали. Чувствительность газохроматографического метода определения формамида 0,2 мг/л при относительном стандартном отклонении 0,308.

С целью поглощения паров формамида из воздуха применяли условия, рекомендованные для анализа воздуха производственных помещений, а именно: отбор проводили в поглотительные приборы с 3 мл дистиллированной воды. Но для достижения необходимой для анализа атмосферного воздуха чувствительности следовало увеличить объем отбираемого воздуха за счет повышения скорости отбора до 5—15 л/мин. Для отбора с такой скоростью испытывали разные поглотители, из них пригодными для такого отбора оказались большие поглотители Рыхтера и поглотители Петри, у которых распылитель имеет форму шара с отверстиями.

Для определения условий отбора создавали паровоздушные смеси формамида в затравочных камерах объемом 180, л откуда пробы отбирали с разными скоростями в два последовательно соединенных поглотителя с 3 мл дистиллированной воды. Результаты представлены в таблице.

Процент потери раствора в процессе отбора рассчитывали по массе поглотительного прибора с раствором до и после отбора. Как видно из таблицы, при отборе воздуха в интервале скоростей от 5 до 15 л/мин при уровне загрязне-

Полнота поглощения формамида при разных скоростях отбора

Скорость отбора, л/мин Объем отобранного воздуха, л Концентрация формамида, мг/м3 Количество формамида, мкг Потери раствора, %

в 1-м поглотителе во 2-м поглотителе

5 100 0,94 9,4 0 8,0

5 100 0,140 14,0 0 9,0

5 100 0,134 13,4 0 7,0

5 100 0,260 26,0 0 11,0

10 160 0,092 14,7 0 20,2

10 160 0,150 23,7 0 17,0

10 160 0,250 37,0 0 16,5

15 160 0,430 69,0 0 25,0

15 160 0,400 64,5 0 24,7

15 160 0,420 66,8 0 26,8

й

*

#