Динамика заболеваемости раком щитовидной железы в России после Чернобыльской катастрофы: эколого-эпидемиологический анализ



ЩИТОВИДНАЯ ЖЕЛ ЕЗА

^^^^^^^^^^^^^^^^^^^^^^е

Иванов В.К., Цыб А.Ф., Горский А.И., Максютов М.А.

Медицинский радиологический научный центр РАМН , Обнинск

Проведен анализ заболеваемости раком щитовидной железы на территориях России , наиболее загрязненных радионуклидами после аварии на ЧАЭС . В работе использованы данные по забо леваемости среди населения Брянской , Калужской , Орловской и Тульской областей (5298 тыс . человек ). Официальная информация о 2599 случаях заболевания раком щитовидной железы за 1982-1995 гг . предоставлена областными онкодиспансерами - государственными медицинскими учреждениями , занимающимися диагностикой и лечением злокачественных новообразований . Среди них 62 случая заболеваний среди детей и подростков и 143 случая среди жителей , кото рые были детьми и подростками на момент аварии в 1986 году . Исследования проведены для лиц обоего пола . В данной работе использован подход , основанный на сравнении распределе ний случаев заболеваний раком щитовидной железы по возрасту при установлении диагноза и возрасту при облучении . Показано , что с 1991 года существенно изменилась возрастная структу ра заболеваний с увеличением доли заболевших среди детей и подростков . Установлено , что изменение структуры произошло за счет радиационного фактора , а именно , за счет облучения щитовидной железы инкорпорированным ¹³¹I. Получена зависимость риска заболевания от возра ста при облучении . Так , для детей возраста при облучении 0-4 года риск индукции радиогенных раков щитовидной железы в 6-10 раз выше , чем у взрослых . В среднем коэффициент риска для детей и подростков в момент облучения примерно в 3 раза выше , чем у взрослых . Анализ вре менного тренда заболеваемости раком щитовидной железы показал , что в ближайшие годы мож но ожидать , по крайней мере , сохранения уровней заболеваемости , наблюдаемых в период с 1991 по 1995 годы , в возрастных группах до 25 лет .

Dynamics of thyroid cancer incidence in Russia following the Chernobyl accident: eco-epidemiological analysis

Medical Radiological Research Centre of RAMS, Obninsk

The paper presents the analysis of thyroid cancer incidence in the territories of Russia most contaminated after the Chernobyl accident. In the work data on incidence in the Bryansk, Kaluga, Orel and Tula regions (5298 thousand persons) are used. Information on incidence has been obtained from regional oncological dispensaries (state health institutions involved in diagnosis and treatment of malignant neoplasms). Altogether, 2599 cases of thyroid cancer are considered from 1982 to 1995. Of them, 62 cases were among children and adolescents and 143 among the population who were children and adolescents at the time of the accident in 1986. The study is performed for both sexes. The work uses the approach based on comparison of distributions of thyroid cancer cases by age at diagnosis and age at exposure. It has been shown that since 1991 the age structure of the incidence has changed significantly with the growing proportion of cases among children and adolescents. The change in the structure occurred due to the radiation factor, specifically as a result of exposure of thyroid to incorporated 131I. A dependence of risk of cancer on age at exposure has been derived. For children of 0-4 years at exposure the risk of induction of radiogenic thyroid cancer is 6-10 times higher than in adults. On the average, the risk coefficient in children and adolescents at the time of exposure is about 3 times higher that in adults. The analysis of time trend in thyroid cancer incidence has shown that the incidence rate observed in the period from 1991 to 1995 in the age groups to 25 years would be expected to be maintained in the near future.

В результате чернобыльской катастрофы ра диоактивному загрязнению подверглись значите льные по площади территории России ( более 60 тыс . км ²). Наиболее загрязненной является тер ритория западных районов Брянской области , где максимальная плотность загрязнения почвы ¹³⁷Cs достигает значения 4 МБк / м ². Меньшему , но также значительному , радиоактивному загрязнению под верглись территории Калужской , Тульской и Ор ловской областей . Здесь максимальная плотность загрязнения почвы ¹³⁷Cs достигает значения 0,6 МБк / м ².

Наиболее важным с точки зрения отдаленных медицинских последствий является облучение щитовидной железы жителей загрязненных терри торий инкорпорированным ¹³¹I, попавшим в орга низм ингаляционным и пероральным путями . Эта проблема особенно актуальна для жителей за грязненных регионов , которые были детьми и под ростками в момент облучения , так как риск забо левания ( также и доза ) существенно зависит от возраста при облучении .

К сожалению , до настоящего времени дета льная картина выпадений ¹³¹I на территории Рос сии еще не получена , оценка максимальной плот ности выпадения ¹³¹I в Брянской области состав ляет 15 МБк / м ² на 10 мая 1986 г .

В этой ситуации особое значение приобретает эпидемиологический анализ показателей заболе ваемости раком щитовидной железы жителей наи более загрязненных радионуклидами областей России ( Брянской , Калужской , Тульской и Орлов ской ).

По проблеме индукции радиогенных раков щи товидной железы достаточно много публикаций . Подробное описание результатов этих исследова ний приведено в [1-3], где проведен обобщенный анализ имеющихся данных . Там же представлены все необходимые библиографические ссылки . Од нако большинство этих работ связано с изучением влияния внешнего источника облучения на за болеваемость раком щитовидной железы . Эффект внутреннего облучения щитовидной железы детей и подростков , обусловленный инкорпорированным ¹³¹I, изучался на сравнительно небольшом числе заболеваний (2-6 случаев ) [4-7]. Поэтому получен ные оценки рисков имеют большие погрешности .

Целью настоящей работы является анализ динамики и структуры заболеваемости раком щитовидной железы по четырем областям России с населением 5298 тыс. человек за 1982-1995 годы. В анализе использованы данные о 2599 случаях заболевания за этот период времени. Среди них 62 случая заболеваний среди детей и подростков на момент установления диагноза и 143 случая среди жителей, которые были детьми и подростками на момент аварии в 1986 году. Поскольку в данной постановке задачи (в связи с ее масштабностью) получить оценки индивидуальных доз облучения щитовидной железы в настоящее время не представляется возможным, в работе используется эколого-эпидемиологический метод анализа.

Одним из наиболее серьезных ограничений этого подхода является возможное смещение в полученных величинах радиационного риска за счет изменения в постчернобыльский период ин тенсивности скрининга раковых заболеваний щи товидной железы и определения “ контролей ”. По этому в представленной работе этим вопросам уделяется особое внимание . Вместе с тем , выиг рышным преимуществом настоящего подхода яв ляется учет всех выявленных случаев заболева ний раком щитовидной железы в четырех наибо лее загрязненных радионуклидами областях Рос сии с целью оценки показателей заболеваемости в различных возрастных группах до и после чер нобыльской катастрофы .

Общее описание медико - демографических данных

Основным источником демографической ин формации служили данные федеральной государ ственной статистики и региональных статистичес ких комитетов . В таблице 1 приведены демогра фические характеристики населения рассматри ваемых регионов России в 1986 году ( к моменту чернобыльской катастрофы ).

В таблице 2 представлено количество выяв ленных случаев заболеваний раком щитовидной железы в зависимости от региона , временного интервала , возраста при установлении диагноза и возраста при облучении . Это официальные дан ные онкологических диспансеров Брянской , Ка лужской , Тульской и Орловской областей , осуще ствляющих учет онкологических больных в соот ветствии с регламентирующими документами Минздрава России . Всего выявлено 2599 случаев заболевания за период с 1982 по 1995 годы . Сре ди них 2212 случаев среди лиц женского пола (40 случаев среди девочек 0-17 лет ) и 387 случаев среди мужского пола (22 случая среди мальчиков 0-17 лет ). Выявлено 143 случая заболевания сре ди лиц 1969-1986 годов рождения , которые были детьми и подростками в момент облучения (39 - мальчики и 104 - девочки ). На рисунках 1-2 приведено количество случаев заболеваний среди детей и подростков на момент облучения в зави симости от возраста при облучении и времени после облучения .

Среди детей , рожденных после аварии в пе риод с 1987 года по 1995 год , не выявлено случаев заболеваний раком щитовидной железы ( начало периода выбрано так , чтобы не учитывать внутри утробное облучение ). Самыми распространенны ми формами заболевания среди населения ука занных четырех областей России за 1982-1995 гг . являются папиллярные и фолликулярные раки ( соответственно 43% и 44% у мужчин и 47% и 44% у женщин от общего количества случаев ).

На рисунке 3 приведено отношение частоты за болеваний раком щитовидной железы у женщин к частоте заболеваний раком щитовидной железы у мужчин в различных возрастных группах для Рос сии и ряда известных раковых регистров [8, 9]. На рисунке 4 эта величина приведена для России в целом и населения рассматриваемых четырех областей . Для России в целом отношение частот достигает максимального значения 6 в возрастном диапазоне 35-39 лет . Для других раковых реги стров максимум отношения достигается в воз растном диапазоне 24-29 лет .

Численность населения рассматриваемых регионов России

Таблица 1

Регион 1	Брянская 1	Калужская 1	Тульская 1	Орловская 1	Всего
	Численность	детей (0-14 лет ) и	подростков (15-17 лет ) в тыс . чел .
Мальчиков	190	132	197	102	621
Девочек	184	127	190	96	597
Численность вз			рослых в тыс . чел .
Мужчин	481	376	633	320	1810
Женщин	615	458	801	396	2270
Средний воз			раст популяции
Мужчин	33	34	36	36	35
Женщин	40	40	42	42	41

Таблица 2

Регион 1	Брянская 1	Калужская 1	Тульская 1	Орловская 1	Всего
Количество случаев среди детей и подростков на момент диагноза (1982-1985)
Мальчиков Девочек	0 2	0 0	0 0		0 2
Количество случаев среди взрослых на момент диагноза (1982-1985)
Мужчин Женщин	20 81	4 48	14 115	12 67	50 311
Количество случаев среди детей и подростков на момент диагноза (1986-1990)
Мальчиков Девочек	3 1	0 1	0 2	0 1	3 5
Количество случаев среди взрослых на момент диагноза (1986-1990)
Мужчин Женщин	41 280	15 50	26 181	26 135	108 646
Количество случаев среди детей и подростков на момент диагноза (1991-1995)
Мальчиков Девочек	12 20	2 2	4 5	1 6	19 33
Количество случаев среди взрослых на момент диагноза (1991-1995)
Мужчин Женщин	70 417	20 98	75 422	42 278	207 1215
Количество случаев среди детей и подростков на момент облучения
Мальчиков Девочек	21 40	3 5	11 26	4 33	39 104

Количество заболеваний раком щитовидной железы среди жителей Брянской, Калужской, Тульской и Орловской областей

Рис. 1. Количество случаев заболеваний как функция возраста при облучении .

Рис. 2. Количество случаев заболеваний как функция времени после облучения .

Возрастные группы

Рис. 3. Отношение заболеваемости раком щитовидной железы ( женщины / мужчины ) в зависимости от возраста при установлении диагноза в России и по данным различных раковых регистров .

0-4 5-9 10-1415-1920-2425-2930-3435-3940-4445-4950-5455-59

Возрастные группы

Рис. 4. Отношение заболеваемости раком щитовидной железы ( женщины / мужчины ) в зависимости от возраста при установлении диагноза по России в целом и среди населения рассматриваемых четырех областей .

Как видно из рисунка 4, отношение частоты ( женщины / мужчины ) заболеваний раком щитовид ной железы по России в целом и четырем загряз ненным радионуклидами областям совпадает в пределах стандартной погрешности .

Динамика заболеваемости раком щитовидной железы в рассматриваемых регионах по сравне нию с Россией представлена на рисунках 5, 6. На рисунке 5 приведено стандартизованное отноше ние заболеваемости (SIR) с 95% доверительными интервалами (SIR = наблюдаемое число случа - ев / ожидаемое число случаев ) для каждой области в отдельности , на рисунке 6 - для всех четырех областей вместе . Доверительные интервалы рас считаны согласно Breslow and Day [10].

Если обратить внимание на динамику величины SIR за 1982-1995 гг. по Брянской, Тульской и Орловской областям (рисунок 5), то можно обнаружить интересную особенность. Эта особенность отчетливо проявляется и на рисунке 6, где показана динамика величины SIR по всем четырем областям. Действительно, в 1982-1986 гг. заболеваемость раком щитовидной железы в этих областях как у мужчин, так и у женщин была несколько ниже, чем в России (Россия в целом принята за контроль). В 1982-1986 гг. величина SIR<1. Во второй период - 1987-1991 гг., как видно из рисунков 5 и 6, величина SIR в среднем больше 1, т.е. заболеваемость в этих четырех областях становится выше, чем в целом по России. Поскольку период времени 1987-1991 гг. является латентным периодом в радиационной индукции рака щитовидной железы, рост заболеваемости в это время можно отнести за счет внедрения системы специализированной диспансеризации населения в этих областях (эффекта скрининга). Так, в указанных че- тырех областях (таблица 2) в период 1982-1985 гг. в среднем ежегодно регистрировалось 90 случаев заболевания раком щитовидной железы, а в период 1986-1990 гг. выявлялось ежегодно 152 заболевших (в 1,6 раза больше). Интересно отметить, что в нашей предыдущей работе по изучению заболеваемости раком щитовидной железы у ликвидаторов [11], было также доказано существование скринингового эффекта с коэффициентом 2,6. После 1991 г., как видно из рисунка 6, наблюдается статистически достоверный рост заболеваемости раком щитовидной железы в четырех рассматриваемых областях России.

Методика исследования

Основная идея настоящего исследования ба зируется на сравнении форм возрастных рас пределений случаев заболеваний раком щи товидной железы в облученной и необлученной ( контрольной ) популяциях . Известно , что риск ин дукции радиогенных раков при одной и той же до зе и мощности дозы зависит от возраста при облу чении [12, 13]. Для злокачественных новообразо ваний большинства локализаций уменьшение воз раста при облучении приводит к увеличению риска заболевания . Сказанное относится и к радиоген ному раку щитовидной железы [1-3]. Данная зави симость риска будет еще более выраженной в случае облучения щитовидной железы инкор порированным ¹³¹I, поскольку в этом случае и сама доза облучения щитовидной железы будет зави сеть от возраста при облучении [12, 14, 15]. Таким образом , индукция радиогенных раков должна из менить форму возрастного распределения случа ев заболеваний .

Брянская область

Женщины Мужчины

SIR                                                   SIR

Женщины Мужчины

ш

Календарные годы

Тульская область

I1F F

IF

Календарные годы

Рис. 5. Динамика стандартизованного отношения заболеваемости (SIR) раком щитовидной железы в Брянской , Калужской , Тульской и Орловской областях ( контроль - Россия ).

Календарные годы

Рис. 6. Динамика стандартизованного отношения заболеваемости (SIR) раком щитовидной железы в рассматриваемых четырех областях в целом ( контроль - Россия ).

Исследуемые регионы России (Брянская, Калужская, Тульская и Орловская области) близки по географии, демографии и социально-экономическому уровню развития. Как показывают данные государственной статистики, половозрастная структура населения в прошедший после аварии на ЧАЭС период времени в рассматриваемых регионах и России осталась практически неизменной. Поэтому можно ожидать, что зависимости случаев заболевания раком щитовидной железы от достигнутого возраста до облучения и в латентный период развития радиогенного рака в этих регионах будут близки к зависимости по России в целом. Кроме того, разумно предположить, что наблюдаемое региональное отличие заболеваемости раком щитовидной железы в рассматриваемых областях между собой и от России, с точностью до постоянного множителя, не меняет форму распределения. Естественно возникает вопрос о качестве данных по заболеваемости раком щитовидной железы в России, используемых как контрольные, и об объективности сделанных предположений о свойствах формы распределения. Для анализа качества данных воспользуемся информацией медицинской статистики в России за 1993 год [8] и мировой онкологической статистики [9]. Из [9] была использована информация о заболеваемости раком щитовидной железы для крупнейших раковых регистров: Великобритании, США (SEER, бе- лые), Белоруссии, Финляндии за период 1983-1987 годы. На рисунке 7 приведена плотность распре-

• 1     ^A i

деления T(Xi) = —о по достигнутому возрасту, Ai где:

A i - показатели заболеваемости в i - й возрас тной группе конкретной страны ;

A 0 - показатели заболеваемости в i - й возрас тной группе страны , выбранной в качестве контро ля . В качестве контроля для анализа полноты рос сийских данных взят регистр Великобритании . Вы бор контроля обусловлен тем , что раковый регистр Великобритании достаточно представительный ( около 50 млн человек ) и имеет продолжительный период наблюдения ( нами использованы данные за период 1978-1987 годы ) [9, 16]. Кроме того , анализ возрастного распределения заболеваемо - стей регистра Великобритании в периоды с 19781982 и с 1983-1987 годы показал практическое совпадение распределений , что свидетельствует о надежности данных этого регистра . Различные возрастные диапазоны на рисунке 7 (5-60 лет для мужчин и 10-60 лет для женщин ) обусловлены на бором имеющихся в опубликованных данных [9].

Мужчины

Россия Белоруссия США

Великобритания ( контроль )      Финляндия

0 5 1015202530354045505560

Женщины

I о

Возраст ( годы )

10    15    20    25    30    35    40    45    50    55    60

Возраст ( годы )

Рис. 7. Плотность распределения отношения заболеваемости раком щитовидной железы в зависимости от достигнутого возраста .

В рамках выдвинутой нами гипотезы об устойчивости формы возрастных распределений случаев заболеваний отношение показателей заболеваемости раком щитовидной железы характеризует выявляемость заболеваний в различных возрастных группах относительно контроля. Из рисунка 7 видно, что в большинстве возрастных групп, выявляемость примерно одинакова для конкретного регистра, хотя и отличается по величине от контроля. Это отличие может быть обусловлено как отличием уровней выявляемости для популяции в целом, так и отличием в уровнях фактической за- болеваемости. Исключение составляет распределение для женщин России. Максимальное (в 45-49 лет) и минимальное (в 10-14 лет) отношение заболеваемостей в этом случае отличаются в 3 раза, выявляемость по отношению к контролю монотонно увеличивается до возраста 45-49 лет, где заболеваемость, согласно данным российской статистики, также максимальна.

Интересно отметить, что приведенные распределения могут быть использованы для оценки потенциального эффекта углубленного медицинского исследования (скрининга). Маловероятно, что максимальное значение выявляемое™ обусловлено в случае рака гипердиагностикой заболевания. Поэтому отношение максимальной и минимальной выявляемостей для конкретной страны может являться оценкой потенциального эффекта скрининга относительно контроля в разных возрастных группах.

Кроме плотности распределения для анализа качества онкологической информации воспо льзуемся функцией распределения ( распреде лением ) по достигнутому возрасту :

^(xk) х AukF(Xi) = f----------,£ f(xk)х Auk k=1

где i =1, 2, ... N , а N - число возрастных интер валов ;

A u_k - ширина k - го возрастного интервала .

В отличие от плотности в распределении ком пенсируются возможные региональные отличия в уровнях фактической заболеваемости и выявляе - мости заболеваний .

На рисунке 8 приведено распределение по возрасту (до 60 лет) отношения заболеваемостей для различных регистров. Очевидно, что для кон трольной популяции (регистр Великобритании) плотность распределения будет равномерной, а распределение линейным. Линейная форма удобна при сравнении и анализе качества информации о заболеваемости. Видно, что, в основном, распределения для мужчин близки (в том числе и для России). Исключение составляет распределение для населения США. Распределение для этого регистра близко к линейному (выявляемости заболеваний в различных возрастных группах примерно одинаковы) и отличие в основном вызвано сдвигом (отсутствием данных) в возрастной группе 5-9 лет. Для женщин все распределения, кроме России, хорошо согласуются между собой. Причины отличия для российского распределения, возможно, связаны с недостаточной выявляемостью заболеваний в молодом возрасте.

Близость возрастной структуры заболеваемо сти для рассматриваемых регистров подтверждает и средний возраст заболевания U ( таблица 3), полученный из соотношения :

U =

всем

£ Aiх i

• i— ----, суммирование производится по

£ Ai возрастам i до 60 лет.

Мужчины

1,0

0,8

0,6

Россия

Белоруссия

США

Великобритания ( контроль )

Финляндия

0,4

0,2

е

Возраст ( годы )

0,0

5 10 15202530354045505560

$ |

Ь в

1,0

Женщины

Россия

Белоруссия

США

Великобритания ( контроль )

Финляндия

0,8

0,6

0,4

0,2

Возраст ( годы )

10    15    20    25    30    35    40    45    50    55    60

0,0

Рис. 8. Распределение отношения заболеваемости раком щитовидной железы в зависимости от достигнутого возраста ( до 60 лет ).

Таблица 3

Средний возраст заболевания раком щитовидной железы по данным различных раковых регистров (диапазон возраста до 60 лет)

Страна	Мужчины	Женщины
Россия	52,6	49,2
Белоруссия	54,3	48,9
Великобритания	49,7	44,4
США	52,1	47,9
Финляндия	52,5	46,8

Так как форма теоретического распределения в популяции, выбранной в качестве контроля, известна, линейна, в качестве критерия согласия выборочного и теоретического распределений удобно воспользоваться критерием Колмогорова [17]. В качестве параметра при расчете P-вероятности того, что максимальное расхождение между выборочным распределением F(x) и теоретическим F(x), в контрольной популяции, будет не меньше, чем наблюдаемое, используется величина а = D х Nn . В этом выражении D = max|F(x) - F(x) - максимум модуля разности между выборочной и теоретической функцией распределения, а N - число возрастных ин- тервалов. Результаты расчетов P для различных регистров приведены в таблице 4.

Так как риск индукции радиогенных раков при облучении щитовидной железы инкорпори рованным ¹³¹I существенно зависит от возраста при облучении и увеличивается в младших воз растах , исследуем качество данных по за болеваемости в диапазоне до 30 лет . Как показано в [12, 14, 15], для более старших возрастов доза в щитовидной железе практически не зависит от возраста и обусловлена только количеством ин корпорированных радионуклидов . Функции рас пределения отношений заболеваемости для этого диапазона и значения P приведены на рисунке 9 и в таблице 4.

Возраст ( годы )

Рис. 9. Распределение отношения заболеваемости раком щитовидной железы в зависимости от достигнутого возраста ( до 30 лет ).

Значение вероятности P для различных регистров

Таблица 4

Пол	Мужчины		Женщины
Возрастной интервал	5-30	5-60	10-30	10-60
Россия	0,99	0,68	0,99	0,12
Белоруссия	0,18	0,51	0,97	0,99
США	0,47	0,68	0,99	0,99
Финляндия	0,99	0,99	0,99	0,99

Из приведенных данных видно , что для жен щин распределение для российской популяции в возрастном диапазоне 5-30 лет хорошо согласует ся с контролем и большинством данных других регистров . Для мужчин согласие хуже , что , воз можно , объясняется более редкими событиями заболеваний . Однако значение вероятности P для распределения заболеваемости среди мужчин России близко к единице (0,99).

В большинстве рассматриваемых регистров отсутствуют данные по заболеваемости для диапазона 0-4 года, где влияние облучения щитовид- ной железы может быть максимальным (за исключением информации регистра Великобритании для мальчиков и российских данных, которые получены для всего населения России, численность в данной возрастной группе около 11 млн человек). Сравнение российских данных с данными регистра Великобритании показывает, что значение P для диапазона 0-30 лет тоже достаточно велико и равно 0,86.

Приведенные результаты показывают, что в возрастном диапазоне до 30 лет, данные по заболеваемости раком щитовидной железы, пред- ставленные в государственной медицинской статистике России, могут быть использованы в качестве контрольных в данном исследовании. В дальнейшем под словом контроль будет подразумеваться российская популяция.

Данные по случаям заболеваемости раком щи товидной железы в период 1982-1995 гг . на рас сматриваемых территориях были представлены в виде матрицы M i,j , индекс i - возраст при установ лении диагноза заболевания или диапазона воз раста , а j - время после облучения .

Каждый элемент матрицы представлял собой отношение интенсивностей заболеваний раком щитовидной железы в рассматриваемой возрас тной группе в определенный момент времени к контролю , в данном случае популяции России :

С ■ ci,j , здесь c i,j - количество случаев в

X х п i.j i,j возрасте i через jлет после облучения;

n i,j - численность возрастной группы i через j лет после облучения ;

X i,j - показатель заболеваемости раком щи товидной железы в России .

Рассмотрены два временных интервала : пер вый - с 1982 по 1990 годы , включал в себя до - аварийный период с 1982 по 1986 годы и ла тентный период - 5 лет - с 1986 по 1990 годы включительно . Предполагалось , что это период проявления спонтанных раков . Второй интервал ( постлатентный период ) - с 1991 по 1995 годы , когда могли индицироваться радиогенные раки .

Возрастная шкала для этого интервала начинает ся с 5 лет , чтобы исключить детей , родившихся после аварии . Правильность разбивки на времен ные интервалы подтверждает динамика стандар тизованного отношения заболеваемости (SIR) ра ком щитовидной железы в рассматриваемых ре гионах по сравнению с Россией ( рисунок 6).

Результаты расчетов распределения отноше ния заболеваемостей в исследуемых регионах и России в зависимости от достигнутого возраста ( возраста при установлении диагноза ) и календар ного периода представлены на рисунке 10. Видно , что после 1991 года , в рассматриваемом возрас тном диапазоне произошло радикальное измене ние возрастной структуры заболеваемости раком щитовидной железы и распределение в этот пери од времени заметно отличается от российского . Форма кривой в период после 1991 года ( поло жение над российским распределением ) отражает существенное увеличение доли заболеваний в младших возрастах по сравнению с Россией . С другой стороны для более старших возрастов рас пределения в рассматриваемые периоды времени примерно одинаковы , например , для женщин воз растов 30-50 лет ( рисунок 11).

Этот результат подтверждается и SIR для всех рассматриваемых регионов как функции возраста при установлении диагноза , приведенном на ри сунке 12.

Таким образом , в постлатентный период для индивидуумов детского и подросткового возраста произошло радикальное изменение возрастной структуры случаев заболеваний раком щитовид ной железы .

Рис. 10. Функция распределения отношения заболеваемостей раком щитовидной железы в зависимости от пола и достигнутого возраста .

Рис. 11. Функция распределения отношения заболеваемостей раком щитовидной железы среди женщин в зависимости от достигнутого возраста (30-50 лет ).

Рис. 12. Распределение SIR в зависимости от возраста при установлении диагноза .

Возраст при установлении диагноза

Если этот результат является следствием об лучения щитовидной железы , то изменения воз растной структуры заболеваемости должны быть максимальны для индивидуумов , которые были детьми и подростками в момент облучения .

Для доказательства данного утверждения, как и ранее, используем два временных интервала: первый - m=9 лет (с 1982 по 1990) и второй - n=5 лет (с 1991 по 1995). Рассмотрим отношение наблюдаемой и ожидаемой (по России в целом) за указанные временные интервалы заболеваемости среди индивидуумов, которые имели возраст i в начале каждого временного интервала:

RR i

наблюдаемое _i ожидаемое _i

У с _t /,/ + k

k

^ ^i,i + k X ni,i+k k k=0, 1,...,m для первого интервала наблюдения, k=0, 1,...,n - для второго, а (i+k) возраст при установлении диагноза. Величина RRi для индивидуумов, которые в 1986 году имели возраст i, является оценкой зависимости относительного риска индукции радиогенного рака от возраста при облучении.

На рисунке 13 представлены результаты рас чета риска индукции радиогенного рака щитовид ной железы у детей и подростков по отношению к взрослым с 95% доверительными интервалами . Распределение рисков нормировано на средне взвешенное , с учетом численности соответствую щих возрастных групп , значение риска среди взрослых . Отметим , что при такой нормировке региональные отличия заболеваемости компенси руются .

Суммирование зависимости RR по всем регионам в данном случае правомочно, так как воз- растная структура населения примерно одинакова и распределения RR для каждого региона будут близки с точностью до постоянного множителя, характеризующего общий уровень загрязнения региона 131I. 95% доверительные интервалы рассчитаны согласно Breslow and Day [10].

В [12, 14, 15] получена зависимость дозы D в щитовидной железе от единичной активности ин- корпорированного 131I, как функция возраста в момент аварии на ЧАЭС. Показано, что отличие в поглощенных дозах младших возрастных групп может иметь место до возраста при облучении 2024 года. Распределение дозы D также приведено на рисунке 13. Доза нормирована на единичное значение при возрасте 20-24 года в момент облучения.

Мужчины

Женщины

-2

A Доза

О Риск 1982-1990

•       1991-1995

△ Доза

О Риск 1982-1990

•       1991-1995

0-4    10-14   20-24   30-34   40-44   50-54   60-64

10-14    20-24

® # 4 £ 4 £

30-34   40-44    50-54    60-64

Возраст при облучении

Возраст при облучении

Рис. 13. Отношение рисков ( RR ) идоз ( D ) в зависимости от возраста при облучении и календарного периода .

Видно , что зависимости для обоих полов в пе риод проявления спонтанных раков близки к еди нице и заметно отличаются от единичного зна чения для детей и подростков в предполагаемый период индукции радиогенных раков (1991-1995 годы ). Точки на графике сдвинуты , чтобы были видны погрешности значений . Форма кривой отно сительного риска в постлатентный период доста точно хорошо согласуется с отношением доз .

Как следует из рисунка 13, относительный риск индукции радиогенного рака для детей возраста при облучении 0-4 года в 6-10 раз , а для возраста 5-9 лет в 2-3 раза превышает соответствующий риск для взрослых в рассматриваемый период с 1991 по 1995 годы . Значения рисков для обоих полов примерно одинаковы , что согласуется с ре зультатами [1-3, 18]. Сравнивая приведенные рас пределения относительного риска с распределе нием дозы , можно сделать вывод , что избыточный риск среди детей и подростков в рассматриваемый период времени после облучения в основном оп ределяется большей дозой , а не повышенной ра диочувствительностью .

Приведенные результаты дают достаточно оснований предполагать, что изменение возрастной структуры заболеваемости раком щитовидной железы в период с 1991 по 1995 годы обусловлено радиационным фактором. Достаточно убедительным подтверждением этого предположения явля- ется и тот факт, что среди детей, родившихся после 1987 года, попадающих в диапазон возраста на момент диагноза 0-9 лет, не выявлено случаев заболевания раком щитовидной железы по сравнению с 7 случаями среди детей, родившихся до аварии и имевших после 1986 года тот же возраст, при том же уровне профилактических осмотров.

Очевидно , актуальным остается вопрос о на блюдаемых временных трендах заболеваемости раком щитовидной железы . На рисунке 14 приве дены линейные тренды ( с 95% доверительными интервалами ) заболеваемости в зависимости от возраста при облучении и календарного периода . При расчетах использована стандартная процеду ра взвешенного метода наименьших квадратов . Для придания большего веса наблюдениям с меньшей дисперсией использовался весовой мно житель обратно пропорциональный дисперсии . Как следует из рисунка , линейный тренд в первый пе риод (1982-1990 гг .) в большинстве возрастных групп близок к нулю , а в постлатентный период больше нуля , хотя статистически значимое от личие наблюдается в группе 0-4 года для мальчи ков и группе 15-19 лет для девочек .

Приведенные результаты позволяют сделать вывод , что в ближайшее время , по крайней мере , не следует ожидать заметного уменьшения интен сивности заболеваний раком щитовидной железы в рассматриваемых возрастных группах .

Мужчины

Женщины

О 1982-1990

• 1991-1995

5-9         10-14       15-19      20-24

5-9        10-14      15-19      20-24

Возраст при облучении

Возраст при облучении

Рис. 14. Временной тренд заболеваемости раком щитовидной железы в зависимости от возраста при облучении .

В заключение настоящей работы сформули руем еще раз основные полученные результаты :

• -    анализ возрастного распределения случаев рака щитовидной железы по общероссийской ста тистике и основным зарубежным раковым регист рам показывает , что при эколого - эпидемиологи ческом исследовании данные заболеваемости раком щитовидной железы по России в целом мо гут быть выбраны в качестве “ контроля ” в возрас тном диапазоне 0-30 лет ;

• -    установлено , что величина SIR заболеваемо сти раком щитовидной железы в Брянской , Тульс кой и Орловской областях по отношению к “ кон тролю ” имеет статистически достоверный рост с 1991 г . после окончания латентного периода ;

• -    показано , что с 1991 г . наблюдается сущест венное изменение возрастной структуры заболе ваемости за счет увеличения доли заболеваний раком щитовидной железы у детей и подростков ;

• -    установлено , что наиболее высокие риски за болеваний раком щитовидной железы имеют дети в возрасте до 4 лет на момент облучения ( для них риск в 6-10 раз превышает соответствующий риск для взрослых );

• -    показано , что риск заболеваемости детей , ро дившихся до чернобыльской катастрофы , нахо дится в хорошем согласии с возрастной зависимо стью доз облучения щитовидной железы от инкор порированного ¹³¹I;

• -    для заболеваний раком щитовидной железы установлен эффект скрининга с коэффици ентом 1,6;

• -    не выявлено случаев заболевания раком щи товидной железы у детей , родившихся после чер нобыльской катастрофы .

Таким образом , проведенный нами эколого эпидемиологический анализ заболеваемости ра ком щитовидной железы населения наиболее ра диоактивно загрязненных в результате черно быльской катастрофы территорий России убеди тельно свидетельствует о радиационной обуслов ленности роста выявленных заболеваний для де тей и подростков . Вместе с тем , остается еще не решенным ряд важных вопросов , связанных с оценкой доз облучения и уровня их неопределен ности , определением дозовой зависимости в ин дукции раков щитовидной железы , влиянием фак торов , модифицирующих радиационные эффекты ( йодная эндемия , генетическая предрасположен ность ).

• 1.    United Nation. Sources and Effects of Ionizing Radiation. United Nation Scientific and Committee on the Effects of Atomic Radiation, 1994 Report to the General Assembly, with Scientific Annexes. United Nations sales publication T.94.IX.11. - New York: United Nation, 1994.

• 2.    Shore R.E. Issues and Epidemiological Evidence Regarding Radiation-Induced Thyroid Cancer//Radiation Research. - 1992. - N 131. - P. 98-117.

• 3.    Ron E., Lubin J.H., Shore R.E., Mabuchi K., Modan B., Pottern L.M., Schneider A.B., Tucker M. and Boice J.D. Thyroid Cancer after Exposure to External Radiation: a Pooled Analysis of Seven Studies //Radiation Research. - 1995. - N 141. - P. 259-277.

• 4.    Holm L., Wiklund K., Lundell G., Bergman N., Bjelkengren G., Cederquist E., Ericsson U., Larsson L., Lidberg M., Lindberg R. et al. Thyroid cancer after diagnostic doses of iodine-131: a retrospective cohort study//J. Nat. Cancer Inst. - 1988. - N 80. - P. 11321138.

• 5.    Hamilton P.M., Chiacchierini R. and Kaczmarek R. A follow-up of persons who had iodine-131 and other diagnostics procedures during childhood and adolescence. - Publ. FDA, 1989.

• 6.    Robbins and Adams W. Radiation effects in the Marshall Islands. - Amsterdam: Exceptra Medica, 1989.

• 7.    Rallison M.L., Lotz T., Bishop M., Devine W., Haywood K., Lyon J. and Stevens W. Cohort study of thyroid disease near the Nevada test side//Health Phys. - 1990. - N 59. - P. 739-746.

• 8.    Злокачественные новообразования в Российской Федерации в 1993 г . Сборник статистических мате - риалов / Под ред . акад . РАМН , проф . В . И . Чиссова , проф . В . В . Старинского , канд . мед . наук . Л . В . Ремен - ник . Часть I. - Москва , 1995.

• 9.    Cancer Incidence in Five Continents/Eds.: D.M. Parkin et al. IARC Scientific Publication N 120, Vol. VI. - Lyon, 1992.

• 10.    Breslow N.E. and Day N.E. Statistical methods in cancer epidemiology. Vol. II - The design and analysis of cohort studies. IARC Scientific Publications No. 82. -Lyon: International Agency for Research on Cancer, 1987.

• 11.    Ivanov V.K., Tsyb A.F., Gorsky A.I., Maksyutov M.A., Rastopchin Eu.M., Konogorov A.P., Korelo A.M., Biryukov A.P., Matyash V.A. Leukaemia and thyroid cancer in emergency workers of the Chernobyl accident: estimation of radiation risks (1986-1995)//Radiat. Environ. Biophys. - 1997. - N 36. - P. 9-16.

• 12.    ICRP. Radiation Dose to Patients from Radiopharmaceuticals. ICRP publication N 53. - Oxford: Pergamon Press, 1988.

• 13.    Health effects on populations of exposure to low levels of ionizing radiation. BEIR V Reports. - Washington: US National Academy of Sciences, 1990.

• 14.    Heinrichs K., Kaul A., Roedler H.D. Estimation of Age Dependent Internal Dose from Radiopharmaceuticals //Phys. Med. Biology. - 1982. - V. 27.

• 15.    Johnson J.R. Radioiodine dosimetry//J. of Radioanal. Chemistry. - 1981. - V. 65.

• 16.    Cancer Incidence in Five Continents/Eds.: D.M. Parkin et al. IARC Scientific Publication, Vol. V. - Lyon, 1987.

• 17.    Eadie W.T., Dryard D., James F.E., Roos M., Sadou-let B. Statistical methods in experimental physics. - Geneva: CERN, 1971.

• 18.    Thompson D.E., Mabuchi K., Ron E., Soda M., Tokunaga M., Oshikubo S., Ikeda T., Terasaki M., Izumi S. and Preston D. Cancer Incidence in Atomic Bomb Survivors. Part II: Solid Tumors, 1958-1987//Radiation Research. - 1994. - N 137. - P. S17-S67.