Знания, отношение и практики работников канцерогеноопасных производств в области профилактики профессиональных рисков здоровью

Профессиональный рак остается одной из наиболее актуальных проблем медицины труда. Согласно оценкам глобального бремени болезней (GBD 2019), в 2019 г. профессиональные новообразования стали причиной 333 867 смертей и 6,96 млн DALY в мире [1]. Почти половина всех известных канцерогенов являются профессиональными, а эпидемиологические исследования продолжают выяв- лять новые ассоциации между условиями труда и риском злокачественных новообразований [2, 3]. По данным санитарно-эпидемиологической службы Республики Беларусь, на начало 2024 г. в стране насчитывалось 362 канцерогеноопасных промышленных предприятия.

Для эффективной профилактики профессиональных канцерогенных рисков необходим не толь-

ко контроль уровней воздействия факторов на рабочих местах, но и понимание того, насколько работники осведомлены об этих рисках, как они к ним относятся и насколько соблюдают меры защиты. Именно эту задачу решает модель «знания – отношение – практика» (Knowledge, Attitude, Practice – KAP), которая широко применяется в исследованиях общественного здоровья1 [4]. Модель KAP предполагает, что уровень знаний влияет на отношение к риску, а отношение – на практическое поведение в области безопасности. Ее применение в исследованиях профессионального канцерогенного риска позволяет выявить системные барьеры профилактики, включая недостаточную обеспеченность и низкое качество средств индивидуальной защиты (СИЗ), отсутствие регулярного обучения и контроля, а также разрыв между декларируемыми знаниями и реальными практиками безопасности [5–7].

Таким образом, для корректной идентификации уровня профессионального канцерогенного риска здоровью работников необходим не только анализ экспозиции и объективная оценка здоровья работников, но и внедрение опросных инструментов, позволяющих дополнительно оценить факторы образа жизни, пробелы в знаниях и практиках безопасности, а также организационные и поведенческие барьеры в эффективном внедрении профилактических программ.

Цель исследования – оценить знания, отношение и практики работников канцерогеноопасных производств в области профилактики профессиональных рисков здоровью, а также установить их связь с социально-демографическими характеристиками, поведенческими факторами и объективными условиями труда.

Материалы и методы. Проведено одномоментное (поперечное) описательно-аналитическое исследование с использованием специально разработанной структурированной анкеты, основанной на модели Knowledge, Attitude, Practice (KAP)¹ [4]. Исследование направлено на оценку уровня знаний об основных профессиональных рисках, отношения к ним и реальных практик безопасности у работников предприятий, контактирующих с канцерогенными веществами.

Анкета разработана на основе анализа международных и отечественных публикаций по оценке профессионального риска с использованием метода анкетирования [8–10], опубликованных KAP-опросников по профессиональным рискам [6, 11, 12], а также с использованием методологии Всемирной организации здравоохранения (WHO STEPS) [13] для изучения факторов образа жизни.

Анкета содержит 27 вопросов, сгруппированных в следующие блоки: социально-демографические характеристики и условия труда (возраст, пол, образование, должность, цех, стаж, наличие ночных смен); образ жизни (курение табачных изделий, использование электронных сигарет, пассивное курение на рабочем месте, употребление алкоголя); информированность о факторах риска (субъективная оценка степени воздействия производственных факторов, пути проникновения вредных веществ, знание конкретных канцерогенов); самооценка здоровья и восприятие риска (общая самооценка здоровья, субъективная вероятность серьезных нарушений здоровья, интегральная оценка условий труда); отношение к профессиональному риску (влияние работы на здоровье, надежность СИЗ, доверие к работодателю, оценка качества медицинских осмотров); практики безопасности (обеспеченность и удобство СИЗ, частота использования, причины неиспользования, мытье рук, стирка спецодежды, место приема пищи).

Для оценки содержательной валидности (Content Validity) [14, 15] разработанной анкеты была сформирована группа независимых экспертов ( n = 5), включавшая специалистов в области гигиены труда, промышленной токсикологии и профилактической медицины, имеющих ученые степени; практикующего врача-гигиениста – заведующего отделением гигиены труда; специалиста в области психологии. Эксперты оценивали каждый пункт анкеты по трем критериям (ясность, релевантность цели и однозначность интерпретации) с использованием 4-балльной шкалы Лайкерта [16]. Индекс содержательной валидности (I-CVI) рассчитывался как доля экспертов, оценивших критерий на 3 или 4 балла. Приемлемым считался I-CVI ≥ 0,80. Для анкеты в целом вычислялся средний индекс S-CVI/Ave, который составил 0,90 уже в исходной версии, что значительно превышает пороговое значение и свидетельствует о высокой содержательной валидности инструмента. По отдельным пунктам были получены значения I-CVI ниже порога, что потребовало их доработки.

Для оценки сложности восприятия текста анкеты целевой аудиторией был использован онлайн-сервис plainrussian.ru, реализующий адаптированные для русскоязычных текстов алгоритмы оценки читаемости. Значение индекса Flesch-Kincaid Grade Level составило 12,45, что соответствует уровню образования 12–13 лет обучения (старшие классы средней школы). Учитывая, что работники регулярно проходят обучение по охране труда, в ходе которого они знакомятся с основ- ными терминами, данный уровень читабельности признан приемлемым.

В исследовании приняли участие работники основных и вспомогательных профессий, подвергающиеся воздействию промышленных канцерогенов, трех крупных предприятий Республики Беларусь. В соответствии с паспортами канцерогенной опасности на обследованных предприятиях технологические процессы сопровождаются выделением в воздух рабочей зоны таких канцерогенов, как бензол, минеральные масла, соединения никеля, хрома шестивалентного, формальдегид, эпихлоргидрин. Условия труда на большинстве рабочих мест оценены как вредные (классы 3.1–3.3), при этом химический фактор вносит основной вклад в формирование итогового класса условий труда.

Формирование выборки осуществлялось методом сплошного опроса всех работников, присутствовавших на рабочих местах в дни проведения исследования и давших информированное согласие на участие. Объем выборки был достаточным для достижений целей описательного KAP-исследования. Общая численность целевого контингента (работники, контактирующие с канцерогенами, согласно паспортам канцерогенной опасности) составила 763 человека. Согласно расчету в онлайн-калькуля-торе ActivityInfo Sample size calculator for needs assessments and KAP surveys, рекомендуемый минимальный объем выборки составил 256 человек. Анкетирование охватило 304 респондента (39,8 % целевой аудитории), при этом половозрастная структура выборки статистически не отличалась от генеральной совокупности. Опрос проводился непосредственно на предприятиях, для обеспечения анонимности использовали непрозрачные запечатываемые пакеты. Перед заполнением анкет проводили инструктаж, подчеркивавший добровольный характер участия и полную анонимность. Персональные идентификаторы в анкетах отсутствовали, а вскрытие пакетов осуществлялось только членами исследовательской группы. Исследование было одобрено комиссией по биоэтике НИИ гигиены, токсикологии, эпидемиологии, вирусологии и микробиологии ГУ «Республиканский центр гигиены, эпидемиологии и общественного здоровья».

Всего было роздано 304 анкеты, все возвращены. После ввода данных в Microsoft Excel выполнена предварительная обработка. Исключена одна анкета с долей пропусков 59 %. Итоговый валидный массив данных составил 303 анкеты, показатель отклика – 99,7 %. В случаях двойного выбора применяли следующие правила: если отмеченные варианты являлись смежными (например, «удовлетворительно» и «плохо»), для анализа принималось значение, соответствующее более высокой степени выраженности признака; при логически несовмес- тимых ответах переменную кодировали как пропущенную; при противоречии между ответами на связанные вопросы предпочтение отдавали согласующемуся с остальными ответами варианту.

Для сопоставления с общенациональными данными STEPS 2020 из анализа был исключен один респондент старше 69 лет, так как STEPS не содержит показателей для возрастной группы 70 лет и старше. Анкеты без указания должности не включали только в анализ, требующий сопоставления с данными аттестации рабочих мест, в остальных расчетах их сохраняли.

Для количественной оценки уровня осведомленности о профессиональных канцерогенных рисках рассчитан интегральный индекс знаний (максимум 5 баллов): сумма баллов за правильные ответы о путях проникновения (через органы дыхания, кожу, перорально – по 1 баллу) и баллов за самооценку знаний о канцерогенах (2 – «точно знаю», 1 – «общее представление», 0 – «не знаю»). Распределение индекса анализировалось в трех категориях: низкий (0–2 балла), средний (3–4 балла), высокий (5 баллов).

Статистическая обработка выполнена с использованием пакетов Statistica 13 и Microsoft Excel. Для анализа использовались только валидные ответы (пропуски не заменялись). Результаты исследования считали достоверными, различия между показателями значимыми при вероятности безошибочного прогноза не менее 95,5 % ( р < 0,05), при множественных сравнениях применялась поправка Бонферрони.

Для категориальных и порядковых переменных рассчитывали абсолютные частоты, проценты и 95%-ные доверительные интервалы (ДИ) по методу Уилсона с помощью онлайн-калькулятора Epitools. Для порядковых переменных дополнительно вычисляли медиану ( Me ) и интерквартильный размах ( Q ₁ – Q ₃).

При сравнении выборочных долей с общенациональными данными STEPS 2020 (курение, алкоголь) и данными Белстата2 (самооценка здоровья) использован точный биномиальный тест (exact binomial test) с расчетом 95%-ных доверительных интервалов Клоппера – Пирсона. Расчеты выполнены с помощью онлайн-калькулятора MetricGate.

Влияние социально-демографических факторов (пол, возраст, образование, стаж) на уровень знаний оценивали с помощью непараметрических методов: U -критерия Манна – Уитни (для двух групп), критерия Краскела – Уоллиса (для трех и более групп) и ранговой корреляции Спирмена (для связи стажа и знаний). Для сравнения распределений ответов на вопросы о вероятности нарушений здоровья и опасности условий труда как связанных выборок применяли критерий Вилкоксона.

Ответы по 5-балльной шкале Лайкерта анализировали как порядковые данные. Для каждого фактора (вопрос о воздействии) рассчитывали медиану, ин- терквартильный размах, долю высоких оценок (4–5). Для изучения структуры взаимосвязей между факторами (28 пар) использовали корреляцию Спирмена, с учетом поправки Бонферрони принимали уровень значимости p < 0,0018.

Для оценки адекватности восприятия профессиональных рисков было проведено сопоставление субъективных оценок степени воздействия факторов и общей оценки опасности труда с объективными классами условий труда, полученными по результатам аттестации рабочих мест ( n = 152). Объективные классы были преобразованы в 5-балльную шкалу, аналогичную субъективной: 1 – фактор отсутствует / класс 1; 2 – класс 2; 3 – класс 3.1; 4 – класс 3.2; 5 – класс 3.3. Субъективные оценки оставлены в исходной шкале (1–5). Для каждого параметра рассчитаны средняя разность Δ = субъективная-объективная (положительные значения оценивались как переоценка, отрицательные – как недооценка), медиана Δ, средняя абсолютная ошибка (MAE), коэффициент корреляции Спирмена (ρ) и критерий Вилкоксона. При сравнении субъективных и объективных оценок с поправкой Бонферрони значимыми считали значения при p < 0,0056.

Для оценки связи между уровнем знаний, отношением к риску и практиками безопасности (использование СИЗ, мытье рук, стирка спецодежды) проведен корреляционный анализ Спирмена, с поправкой Бонферрони значимыми считали значения при p < 0,0042.

Результаты и их обсуждение. В выборке большинство составили мужчины (59,7 %; 54,1–65,1). Возрастной состав распределился следующим образом: около трети респондентов находились в возрастной группе 45–59 лет (40,9 %; 35,5–46,5) и почти столько же – в группе 30–44 (30,7 %; 25,8–36,1); доля лиц моложе 30 лет и старше 60 лет составила 17,5 % (13,6–22,2) и 10,9 % (7,6–14,5) соответственно. Более половины опрошенных (54,5 %) имели стаж работы на предприятии свыше 10 лет, более 20 лет – 29,7 % (24,8–35,1), 11–20 лет – 24,8 % (20,2–29,9), 6–10 лет – 11,6 % (8,4–15,6). Уровень образования был преимущественно средним специальным 45,8 % (40,4–51,5) и профессиональнотехническим 19,5 % (15,4–24,3), доля лиц с высшим образованием составила 17,2 % (13,3–21,8), общее среднее образование (школа) имели 17,5 % (13,6–22,2). Таким образом, в исследуемой выборке преобладали мужчины среднего и старшего возраста с длительным стажем работы и преимущественно средним специальным образованием. Это имеет принципиальное значение, поскольку латентный период профессионального рака (20–40 лет) с высокой вероятностью реализуется именно в этом возрастном интервале. Возраст и стаж работы следует рассматривать не только как демографические характеристики, но и как переменные, определяющие долгосрочный прогноз профессионального канцерогенного риска, а также особенности восприятия профилактических мер [17, 18].

Для оценки поведенческих факторов, способных модифицировать канцерогенный эффект, мы проанализировали три показателя: режим работы (наличие ночных смен), курение и употребление алкоголя.

Почти половина опрошенных – 49,2 % (43,6–54,8) – имели хотя бы эпизодическую работу в ночное время (чередование смен или постоянные ночные смены). Поскольку сменная работа с нарушением циркадных ритмов отнесена МАИР к вероятным канцерогенам (группа 2А) [19–21], этот фактор следует рассматривать как дополнительный риск, который суммируется с химической экспозицией. Кроме того, ночная занятость может искажать субъективную оценку опасности, так как влияет на общее самочувствие и тревожность работников.

Общая доля курящих в выборке (37,3 %; 32,3–43,1) значимо выше, чем в среднем по республике (26,7 %; p < 0,001). Однако это превышение обусловлено высокой распространенностью курения в женской части коллектива. У мужчин показатель (38,5 %; 31,4–46,1) статистически не отличается от популяционного ( p > 0,05), тогда как среди женщин наблюдается статистически значимое превышение во всех возрастных группах. Наибольший разрыв зафиксирован в возрастных интервалах 30–44 и 45–59 лет, где частота курения среди работниц в 3–4 раза превышает средние значения по стране (табл. 1).

В целом по выборке вейпы используют 6,3 % (3,8–9,7) респондентов, что сопоставимо с общереспубликанским показателем (6,1 %; p = 0,810). Однако среди молодежи (18–29 лет) доля пользователей электронных сигарет составляет 30,2 % (18,3–44,3) – более чем вдвое выше, чем в той же возрастной группе в общей популяции (13,4 %; p = 0,002). Пассивному курению на рабочем месте (в закрытых

Таблица 1

Сравнение возрастных показателей курения среди женщин

Возрастная группа, лет	Доля курящих в выборке, %	95 % ДИ (Clopper – Pearson)	STEPS 2020, %	p -value (точный биномиальный)
18–29	35,7	12,8–64,9	14,5	0,041
30–44	44,4	25,5–64,7	12,0	< 0,001
45–59	36,5	26,5–52,6	12,1	< 0,001
60–69	17,6	3,8–43,4	3,6	0,022
Всего (18–69)	35,5	27,0–44,8	11,3	< 0,001

помещениях) за последние 30 дней подверглись 8,6 % (5,7–12,4) респондентов (различия с популяционным показателем 11,9 % незначимы; p = 0,090). Полученные данные имеют особое значение в контексте международных исследований, демонстрирующих, что у работников, одновременно подвергающихся воздействию профессиональных канцерогенов и имеющих высокий уровень потребления табака, риск развития злокачественных новообразований значительно возрастает [22].

Употребление алкоголя в высоких дозах может усиливать канцерогенные эффекты производственных факторов. За последние 12 месяцев алкоголь употребляли 57,3 % (51,5–62,9) опрошенных, что значительно ниже общенационального показателя (89,9 %, p < 0,001). Аналогичная тенденция наблюдалась как среди мужчин, так и среди женщин: среди мужчин алкоголь употребляли 63,9 % (56,4–70,9) против 91,2 % в популяции (p < 0,001), среди женщин – 47,5 % (38,4–56,8) против 88,6 % (p < 0,001). При стратификации по возрасту во всех группах доля употребляющих алкоголь была значимо ниже популяционных показателей (p < 0,001), а внутри выборки наиболее высокий уровень употребления среди мужчин отмечен в группе 30–44 лет (72,7 %), среди женщин – в группе 45–59 лет (52,4 %). Среди употребляющих алкоголь частота не отличается от общенациональной: эпизодически (менее раза в месяц) – 44,1 % (36,9–51,6), 1–3 дня в месяц – 37,7 % (30,7–45,1), еженедельно (1–2 дня и чаще) – 18,2 % (13,2–24,7) против 18,9 % в популяции (p = 0,922). Таким образом, распространенность употребления алкоголя в выборке ниже, но паттерн частоты – тот же. Более низкий уровень употребления может быть связан как с особенностями профессионального контингента, так и с эффектом социальной желательности при заполнении анкет.

При оценке субъективного восприятия степени воздействия производственных факторов по 5-балльной шкале оказалось, что профили восприятия имеют существенные различия (рис. 1). Наиболее «заметными» оказались шум, пыль и микроклимат, для них характерен сдвиг в сторону высоких оценок. Напротив, ультрафиолетовое излучение большинство (61,5 %) оценили как «не воздействует».

Химические вещества заняли промежуточное положение: оценки распределились относительно равномерно от «слабо» до «сильно». Для большинства факторов медиана оценок соответствовала умеренному воздействию, однако шум заметно лидировал по доле высоких оценок, что, вероятно, связано с его постоянным присутствием и высокой сенсорной различимостью (табл. 2).

Пыль и микроклимат также получили значительную долю высоких баллов. Химические вещества, несмотря на их канцерогенный потенциал, уступали этим сенсорно заметным факторам и были сопоставимы с показателями тяжести и напряженности трудового процесса. Корреляции между оценками также подтвердили эту картину. Между пылью, шумом и вибрацией обнаружены сильные положительные связи (ρ = 0,69–0,73; p < 0,0001). Это указывает на то, что работники воспринимают данные факторы как единый комплекс. Напротив, оценки химических

Рис. 1. Распределение ответов о степени воздействия производственных факторов (% от числа ответивших)

Таблица 2

Показатели восприятия воздействия производственных факторов

Фактор	n	Me ( Q 1 – Q 3 )	% «сильно / чрезвычайно сильно»
Химические вещества	289	3 (2–4)	29,8
Пыль	297	3 (2–4)	32,0
Шум	300	3 (3–4)	42,7
Вибрация	290	3 (1–3)	21,0
Микроклимат	295	3 (2–4)	33,2
Ультрафиолетовое излучение	286	1 (1–3)	9,8
Тяжесть труда	297	3 (2–4)	29,6
Напряженность труда	292	3 (2–4)	25,7

веществ коррелируют с другими факторами слабее (ρ = 0,36–0,44; p < 0,0001). В целом структура оценок соответствует физической природе стимулов: более заметные получают более высокие и согласованные оценки, менее очевидные – оцениваются ниже.

Сопоставление субъективных оценок с объективными классами условий труда (табл. 3) показало, что по всем факторам, кроме общей оценки опасности, работники склонны переоценивать степень воздействия.

Наибольший сдвиг отмечен для микроклимата и факторов с наиболее выраженными физическими проявлениями. Общая оценка опасности труда, напротив, оказалась заниженной, что может быть связано с психологическими механизмами адаптации, трудностями суммирования разнородных угроз или избыточным доверием к СИЗ. Средние абсолютные ошибки для большинства факторов превышали 1 балл, что указывает на существенный разброс индивидуальных восприятий. Исключением стала общая оценка опасности, где ошибка была минимальной, однако это связано не с точностью прогноза, а с концентрацией объективных классов и субъективных оценок в центре шкалы (классы 2 и 3.1). Наиболее сильные корреляции между субъективной и объективной оценкой выявлены для пыли, вибрации и шума, то есть эти факторы воспринимаются относительно адекватно. Для микроклимата связь практически отсутствует. Особого внимания заслуживает химический фактор: при относительно небольшой средней разности наблюдается максимальный разброс индивидуальных оценок, что указывает на поляризацию мнений (часть работников переоценивает химическую опасность, тогда как другие недооценивают).

Для оценки субъективного восприятия риска сопоставлены ответы на вопросы о вероятности серьезных нарушений здоровья и об общей опасности условий труда (рис. 2).

В распределении ответов преобладала средняя категория для обоих вопросов, но смещение в сторону высоких значений было больше для вероятности нарушений здоровья. Распределение по степени опасности условий труда оказалось более сдержанным. Сравнение связанных рангов подтвердило статистически значимое различие ( Z = 6,70; p < 0,001): работники оценивают вероятность ущерба здоровью выше, чем опасность самой рабочей среды. Этот парадокс согласуется с выводами A. Shkembi et al. [23] о том, что восприятие риска и восприятие опасности могут существенно расходиться: работники признают возможность негативных последствий, но не связывают их с конкретными факторами.

В целом опрошенные респонденты систематически переоценивали сенсорно заметные факторы (пыль, шум, микроклимат), но недооценивали общий профессиональный риск и, что особенно важно, химическую опасность. Эта тенденция подтверждается данными других исследований. Так, в масштабном опросе работников промышленных предприятий, проведенном М.А. Товстий и соавт. [8], шум и пыль лидировали среди воспринимаемых факторов, тогда как химические вещества отмечались значительно реже. Сходные данные получены Е.В. Зибаревым и соавт. [9] среди шахтеров: химический фактор

Таблица 3

Сопоставление субъективных оценок факторов производственной среды и трудового процесса с объективными классами условий труда

Фактор	Средняя Δ ( M ± SD )	Медиана Δ	MAE	ρ Спирмена	p (Вилкоксон)
Химические вещества	0,46 ± 1,54	0	1,24	0,11	< 0,001
Пыль	1,64 ± 1,11	2	1,73	0,43	< 0,001
Шум	0,81 ± 1,11	1	1,02	0,28	< 0,001
Вибрация	1,11 ± 1,20	1	1,26	0,40	< 0,001
Микроклимат	1,76 ± 1,44	2	1,97	-0,01	< 0,001
Тяжесть труда	0,77 ± 1,15	1	1,09	0,14	< 0,001
Напряженность труда	1,23 ± 1,16	1	1,41	0,23	< 0,001
Общая оценка опасности	-0,54 ± 0,97	0	0,79	0,37	< 0,001

И Степень опасности условий труда        СЗ Вероятность серьезных нарушений здоровья

Рис. 2. Распределения ответов на вопросы об оценке вероятности серьезных нарушений здоровья и общей опасности условий труда (% от числа ответивших)

занял последнее место в ранжировании при самооценке, тогда как пыль, шум и тяжесть труда – первые. Разрыв между объективной и субъективной оценкой экспозиции показали и A. Shkembi et al. [23], у которых значительная часть шахтеров недооценивала шумовое воздействие, а ошибка восприятия ассоциировалась с более редким использованием берушей. Эти данные указывают, что искажение восприятия может касаться не только «риска» как абстрактной категории, но и распознавания самого источника опасности. Авторы подчеркивают, что подобные когнитивные искажения снижают эффективность поведенческих обучающих программ.

Объяснение этого феномена может быть связано с тем, что опасность идентифицируется легче при наличии немедленных сенсорных сигналов. Шум, пыль и температурный дискомфорт ощущаются непосредственно, тогда как химические канцерогены часто не имеют запаха, цвета или немедленного эффекта, а последствия их воздействия имеют длительный латентный период. Эта «невидимость» опасности, усиленная «оптимистическим смещением» (склонностью полагать, что негативные последствия скорее наступят у других), приводит к систематической недооценке. Выявленный дисбаланс свидетельствует не просто о недостатке знаний, а о системном когнитивном искажении, которое не устраняется простым информированием. Для его коррекции наряду с обучением целесообразны визуализация индивидуальной экспозиции, обратная связь по результатам измерений и вовлечение работников в обсуждение мер защиты.

При оценке знаний о путях поступления вредных веществ наиболее часто респонденты указывали путь через органы дыхания (90,7 %; 86,9–93,5). Через кожу отметили 51,0 % (45,4–56,6), через рот (при проглатывании) – 20,5 % (16,4–25,4). Ошибочный вариант «только при авариях» выбрали лишь 1,0 % (0,3–2,9), что свидетельствует о понимании хронического характера воздействия. Затруднились ответить 7,0 % (4,6–10,4); один респондент указал, что вредные вещества на его рабочем месте отсутствуют. Лишь 16,6 % (12,8–21,2) правильно указа- ли все три основных пути. Следовательно, при высокой осведомленности об ингаляционном пути, знания о трансдермальном и пероральном путях значительно ниже.

Ответы респондентов о знании канцерогенных факторов распределились следующим образом: 26,5 % (21,8–31,7) респондентов указали, что точно знают канцерогенные вещества или виды работ, 45,4 % (39,8–51,0) имеют общее представление, 28,2 % (23,4–33,5) не знают о наличии таковых. Из 80 ответивших «точно знаю» 67 человек привели конкретные названия. Сопоставление ответов с данными аттестации показало, что только 51,3 % от всех ответивших «точно знаю» верно указал хотя бы одно вещество, действительно присутствующее на его рабочем месте. Остальные либо не привели конкретных названий, либо указали вещества, не относящиеся к канцерогенам или не зафиксированные в аттестации.

Интегральный индекс знаний составил в среднем 2,61 ( SD = 1,21) балла, медиана – 3 ( Q 1 – Q 3 : 2–3) балла из 5 возможных. Низкий уровень знаний (0–2 балла) зафиксирован у 44,7 % (39,2–50,3) респондентов, средний (3–4 балла) – у 49,3 % (43,7–55,0), высокий (5 баллов) – лишь у 6,0 % (3,8–9,2). Преобладание средних и низких уровней указывает на неполную осведомленность: большинство работников либо недостаточно хорошо знают пути поступления, либо не ориентируются в конкретных канцерогенах. Выявленный дефицит знаний требует целенаправленных образовательных программ с акцентом на идентификацию канцерогенных веществ и понимание всех путей их проникновения в организм.

Анализ влияния социально-демографических факторов на уровень знаний показал, что индекс знаний не зависел от пола (U = 9774,50; p = 0,080), однако значимо различался в зависимости от возраста (H = 11,90; p = 0,018) и образования (H = 22,51; p < 0,001). Наиболее высокие средние ранги отмечены в группах 18–29 и 30–44 лет, тогда как в группе 60–69 лет средний ранг существенно ниже. По образованию наибольший уровень знаний зафиксирован у респондентов с высшим образованием, наимень- ший – с общим средним. Связь со стажем работы отсутствовала (ρ = -0,108; p = 0,060), хотя наблюдалась слабая тенденция к снижению знаний с увеличением стажа. Эти результаты частично согласуются с данными исследования V. Langwana et al. [6] среди шахтеров Лесото, где также выявлено снижение уровня знаний в старших возрастных группах и зависимость от образования. Снижение уровня знаний в старших возрастных группах может объясняться тем, что обучение по охране труда часто ориентировано на вновь принимаемых работников, тогда как для опытных сотрудников может реализовываться более формальный подход (инструктажи без проверки усвоения).

С другой стороны, как показано в исследованиях R.T. Duffy et al. [17] и C.M. Sweet et al. [18], молодые работники также остаются уязвимой группой в отношении профессиональных канцерогенных рисков в силу биологических и когнитивных особенностей, а также недостаточного обучения. Это может свидетельствовать, что возрастной градиент в нашем исследовании отражает скорее относительное преимущество молодых работников, тогда как абсолютный уровень осведомленности о канцерогенных рисках остается недостаточным для всех возрастных групп. При планировании адресных профилактических программ необходимо учитывать обе возрастные категории, предусматривая менее формальный подход в обучении для старших возрастных групп и формирование знаний с устойчивыми практиками безопасного поведения у молодежи.

Распределение ответов на вопрос о самооценке здоровья показало, что большинство респондентов оценили свое здоровье как удовлетворительное (51,8 %; 46,2–57,4) или хорошее (35,9 %; 30,7–41,5), доля отличных оценок составила 8,0 % (5,4–11,6), плохих и очень плохих – 4,0 % (2,3–6,8) и 0,3 % (0,03–1,9) соответственно. При сравнении с данными Белстата (на начало 2026 г., население 16 лет и старше) доля работников с хорошим и отличным здоровьем (43,9 %) оказалась статистически значимо выше популяционного уровня (33,9 %, p < 0,001), а доля работников с удовлетворительным уровнем здоровья (51,8 %) – значимо ниже общенационального показателя (60,2 %, p = 0,003). Различий в доле лиц, оценивающих здоровье как плохое или очень плохое, не выявлено (4,3 % против 5,9 %, p = 0,33). Полученные результаты, вероятно, обусловлены эффектом «здорового работника»: в выборку включены только работающие лица, тогда как популяционные данные охватывают также неработающих и пенсионеров. Кроме того, профессиональный отбор на предприятия с вредными условиями труда может ограничивать трудоустройство лиц с хроническими заболеваниями. Таким образом, несмотря на контакт с канцерогенными факторами, субъективная оценка здоровья у обследованных работников не хуже, чем в среднем по населению, а по категориям «хорошее / отличное» – даже лучше.

Для оценки субъективного восприятия мер профилактики респонденты оценили три утверждения по 5-балльной шкале Лайкерта (табл. 4). Наиболее высокую степень согласия работники выразили с утверждением, что работодатель делает все необходимое для защиты здоровья. В целом отношение к профилактике можно охарактеризовать как благоприятное, с преобладанием доверия к работодателю и СИЗ, при этом у части работников сохраняется неопределенность в отношении влияния работы на здоровье.

Реальное поведение работников в области профилактики оценивалось по ответам на вопросы о качестве медицинских осмотров, обеспеченности и использовании СИЗ, гигиенических практиках и месте приема пищи.

Большинство работников (80,7 %; 75,8–84,8) оценили периодические медицинские осмотры как тщательные, с подробным заключением, соответствующим состоянию здоровья, тогда как 19,3 % (15,2–24,2) считают осмотры формальными («для галочки»).

Обеспеченность СИЗ оценили как полную 82,0 % (77,3–85,9) респондентов, частичную – 15,0 % (11,4–19,5), не обеспечены СИЗ – 1,7 % (0,7–3,8). Лишь 1,3 % (0,5–3,4) отметили, что использование СИЗ не предусмотрено, что при фактической потреб-

Таблица 4

Распределение ответов респондентов по утверждениям о восприятии риска и защитных мер

Утверждение	n	Me ( Q 1 – Q 3 )	Доля согласных («в целом согласен», «полностью согласен»), % (95 % ДИ)	Доля нейтральных оценок («затрудняюсь ответить»), % (95 % ДИ)	Доля несогласных («в целом не согласен», «полностью не согласен»), % (95 % ДИ)
Я считаю, что моя работа оказывает серьезное влияние на мое здоровье	296	3 (3–4)	43,6 (38,1–49,3)	33,1 (28,0–38,7)	23,3 (18,9–28,5)
СИЗ надежно защищают меня от вредных производственных факторов	294	3 (3–4)	49,7 (44,0–55,3)	26,5 (21,8–31,9)	23,8 (19,3–29,0)
Работодатель делает все необходимое для защиты моего здоровья	297	4 (3–4)	57,6 (51,9–63,1)	24,6 (20,0–29,8)	17,9 (13,9–22,6)

ности всех работников в средствах защиты, вероятно, отражает недостаточную информированность. Полностью подходящими по размеру и удобными СИЗ сочли 52,3 % (46,7–57,9), незначительные неудобства или несоответствие размера отметили 37,4 % (32,2–43,0), частые – 9,3 % (6,5–13,1). Частота использования СИЗ оказалась высокой: всегда применяют средства защиты 86,0 % (81,6–89,5) работников, часто (иногда забывают или не используют при быстрой работе) – 9,0 % (6,3–12,8), редко (только при сильной пыли, запахе, шуме) – 2,7 % (1,4–5,2), практически никогда – 0,7 % (0,1–2,4).

Анализ связи между интегральным индексом знаний и частотой использования СИЗ не выявил статистически значимой связи (ρ = -0,007, p = 0,910), решающее значение, вероятно, имеют эргономические характеристики, организационные меры и психологические факторы. Связь убеждений с использованием СИЗ также оказалась неоднозначной: осознание влияния работы на здоровье не коррелировало с частотой применения (ρ = 0,103; p = 0,080), корреляция с доверием к СИЗ не достигла значимости после поправки на множественные сравнения (ρ = -0,139; p = 0,019). В то же время выявлена значимая отрицательная связь между доверием к работодателю и частотой использования СИЗ (ρ = -0,242; p = 0,00003): чем выше работники оценивают действия администрации по защите здоровья, тем реже применяют СИЗ.

Для адекватной оценки готовности работников к профилактике опросные инструменты должны охватывать не только сферу знаний о вредных факторах производственной среды и отношения к ним, но и вопросы, направленные на выявление препятствий, мешающих реализации безопасного поведения. Без учета этих препятствий даже высокий уровень осведомленности работников может остаться нереализованным на практике [6, 7].

При анализе причин, по которым работники не используют СИЗ, 63,8 % (58,2–69,0) респондентов ответили, что применяют их всегда. Среди тех, кто не всегда пользуется средствами защиты, превалируют две группы жалоб: на тепловой дискомфорт («жарко, душно») – 77,1 %, и на неудобство, помехи в работе – 48,6 %. Гораздо реже назывались такие причины, как «считаю, что риск небольшой» (18,3 %), «забываю» (8,3 %), «использование СИЗ не предусмотрено» (11,0 %).

Таким образом, обеспеченность СИЗ в обследованной группе в целом была высокой, однако значимая доля работников указывала на недостатки в подборе и удобстве средств защиты. При этом высокая формальная обеспеченность не всегда означала отсутствие барьеров к их использованию: более чем у трети респондентов отмечались те или иные неудобства, связанные с размером, посадкой или комфортом СИЗ. Аналогичный разрыв между декларируемой готовностью к защите и фактической реализацией профилактического поведения описан P. Louzado-

Feliciano et al. [5] среди пожарных Доминиканской Республики: авторы показали, что организационные барьеры, включая доступность СИЗ и особенности рабочей культуры, могут снижать вовлеченность работников в профилактику профессионального рака. Сходная закономерность выявлена и A. Shkembi et al. [23], которые показали, что несоответствие между объективной и субъективной оценкой шумовой экспозиции ассоциировалась с более редким использованием берушей.

Выбор работника между ношением СИЗ и отказом от них можно рассматривать как конфликт между немедленной физиологической потребностью и защитой от отложенной угрозы. Поскольку профессиональный рак имеет длительный латентный период, краткосрочный дискомфорт от СИЗ может представляться более актуальной проблемой, чем вероятностный канцерогенный риск, что делает повышение информированности о рисках или усиление административного контроля недостаточными инструментами изменения поведения. Кроме того, выявленная в нашем исследовании обратная связь между доверием к работодателю и частотой использования СИЗ, указывает на то, что высокая оценка действий администрации может создавать иллюзию полной безопасности, снижая индивидуальную настороженность. Следовательно, профилактические меры должны включать инженерные решения, направленные на снижение «физиологической цены» защиты: улучшение микроклимата рабочих мест, подбор и тестирование СИЗ с участием самих работников, а также пересмотр режимов труда и отдыха.

Результаты нашего исследования также показали, что гигиенические практики в обследованной группе соблюдаются на высоком уровне: 92,0 % (88,4–94,6) работников всегда моют руки с мылом после окончания работы и перед едой; 5,7 % (3,6–8,9) обычно делают это, но иногда пренебрегают; редко моют руки 1,3 % (0,5–3,4), а 1,0 % (0,3–2,9) не имеют такой возможности на рабочем месте. Корреляционный анализ не выявил связи между индексом знаний и частотой мытья рук (ρ = -0,028; p = 0,633). При этом обнаружена слабая положительная корреляция между осознанием влияния работы на здоровье и частотой мытья рук (ρ = 0,186; p = 0,0014), тогда как корреляции с доверием к СИЗ и к работодателю были незначимыми (ρ = -0,108, ρ = -0,109 соответственно; p > 0,05). Таким образом, гигиеническая практика мытья рук в большей степени связана с осознанием влияния работы на здоровье, чем с уровнем знаний или доверием к организационным мерам защиты.

Централизованная стирка спецодежды организована лишь у 20,1 % (15,9–25,0) респондентов, 22,1 % (17,7–27,1) иногда стирают ее дома, а 57,9 % (52,2–63,3) всегда стирают самостоятельно. Высокая доля домашней стирки создает риск заноса канцерогенов в бытовую среду. Индекс знаний не коррелировал с частотой домашней стирки (ρ = 0,041;

p = 0,475). При этом выявлена значимая положительная связь между осознанием влияния работы на здоровье и самостоятельной стиркой (ρ = 0,307; p < 0,0001): работники, признающие серьезное влияние работы на здоровье, чаще стирают спецодежду дома. Напротив, доверие к СИЗ и к работодателю отрицательно коррелировало с домашней стиркой (ρ = -0,226 и ρ = -0,292 соответственно, p < 0,001). Можно заключить, что осознание риска парадоксально сочетается с рискованной практикой, тогда как доверие к организационным мерам защиты снижает вероятность вторичного загрязнения бытовой среды. Это расхождение может объясняться тем, что домашняя стирка спецодежды часто обусловлена привычкой, отсутствием централизованной альтернативы или недоверием к ее качеству, т.е. централизованная стирка может восприниматься как менее «надежная».

Прием пищи в специально отведенных помещениях практикуют 91,7 % (88,0–94,3) респондентов, на рабочем месте питаются 5,3 % (3,3–8,5), а 3,0 % (1,6–5,6) не принимают пищу на работе. Преобладание организованного приема пищи является благоприятным фактором, снижающим риск перорального загрязнения.

Настоящее исследование имеет ограничения, которые следует учитывать при интерпретации результатов. Формирование выборочной совокупности по принципу доступности на базе трех крупных предприятий ограничивает правомерность прямой экстраполяции полученных данных на работников, подверженных канцерогенному риску на всех производствах Республики Беларусь. Тем не менее, учитывая типичность технологических процессов и стандартизованный подход к охране труда в отрасли, представленные результаты обладают высокой внешней валидностью и могут быть характерны для аналогичных предприятий.

Выводы. Проведенное исследование позволило комплексно охарактеризовать знания, убеждения и практики работников канцерогеноопасных производств на обследованных предприятиях, а также выявить ряд проблем, потенциально значимых для аналогичных предприятий. Выявлены заметные поведенческие факторы, способные модифицировать канцерогенную нагрузку, включая высокую долю работников, занятых в ночных сменах, распространенность курения среди женщин, превышающую общепопуляционный уровень, а также высокую частоту использования электронных сигарет среди молодых работников, что обосновывает необходимость адресных профилактических программ, ориентированных на данные контингенты.

Полученные данные свидетельствуют о недостаточной осведомленности работников о профессиональных канцерогенных рисках. При наличии общего представления о вредных воздействиях, знания о конкретных канцерогенах и путях поступления вредных веществ в организм остаются неполными. Значимые различия в уровне знаний выявлены в зависимости от возраста и образования: наиболее низкие показатели зафиксированы у работников старших возрастных групп и лиц с более низким уровнем образования. Пол и стаж работы, напротив, существенного влияния не оказывали. Восприятие производственных факторов отличалось заметной неоднородностью. Сенсорно различимые воздействия (шум, пыль, микроклимат) оценивались работниками как более интенсивные и с большей согласованностью, тогда как химический фактор получал заниженные оценки. Кроме того, общая субъективная оценка опасности условий труда не всегда совпадала с объективными данными аттестации рабочих мест. Это свидетельствует о недостаточной адекватности восприятия риска и подтверждает необходимость целенаправленной информационной работы в рамках профилактических мероприятий.

Отношение к мерам защиты в целом можно охарактеризовать как благоприятное. Работники высоко оценивали действия работодателя и надежность СИЗ, в большинстве случаев отмечали их достаточную доступность и регулярное применение. Однако главным препятствием к использованию СИЗ остается эргономический дискомфорт. При этом сам по себе уровень знаний не коррелировал с частотой применения средств защиты и другими практиками безопасности, это указывает на то, что одних просветительских мер недостаточно без устранения организационных и эргономических барьеров.

Вместе с тем обнаружены статистически значимые связи между убеждениями работников и их реальным поведением. Осознание того, что работа может оказывать негативное влияние на здоровье, ассоциировалось с более частым мытьем рук, однако одновременно и с более частой самостоятельной стиркой спецодежды. Напротив, доверие к СИЗ и к работодателю снижало вероятность этой рискованной практики. Эти данные демонстрируют, что эффективная профилактика профессионального канцерогенного риска должна опираться не только на информирование, но и на внедрение организационных решений, обеспечивающих безопасное поведение на рабочем месте и предотвращающих вторичное загрязнение бытовой среды.

В целом результаты исследования подтверждают необходимость комплексного подхода к профилактике профессионального рака. Такой подход должен объединять контроль условий труда, адресное обучение работников (с учетом выявленных групп риска), усиление санитарно-просветительской работы, улучшение эргономики и доступности СИЗ, а также организацию безопасных гигиенических практик (в частности, централизованной стирки спецодежды). Полученные данные могут быть полезны при совершенствовании программ профилактики, планировании периодических меди- цинских осмотров, оценке профессионального риска на предприятиях аналогичного профиля и разработке практических рекомендаций для работников канцерогеноопасных производств.

Финансирование. Исследование выполнено в рамках задания «Разработать гигиенические требования к производственной среде и производственным процессам в условиях воздействия промышленных канцерогенов» подпрограммы «Безопасная среда обитания – здоровый человек» ГНТП «Инновационные технологии в медицине» на 2026–2030 гг., заказчиком которой является Министерство здравоохранения Республики Беларусь.