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

ЩИТОВИДНАЯ ЖЕЛЕЗА

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

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 заболеваемости 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, которые были детьми и подростками на момент аварии в 1986 году. Исследования проведены для лиц обоего пола. В данной работе использован подход, основанный на сравнении распределений случаев заболеваний раком щитовидной железы по возрасту при установлении диагноза и возрасту при облучении. Показано, что с 1991 года существенно изменилась возрастная структура 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 131к Получена зависимость риска заболевания от возраста 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 временного тренда заболеваемости раком щитовидной железы показал, что в ближайшие годы можно 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

Ivanov V.K., Tsyb A.F., Gorsky A.I., Maksyutov M.A.

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.

Введение

В результате чернобыльской катастрофы радиоактивному загрязнению подверглись значительные по площади территории России (более 60 тыс. км2). Наиболее загрязненной является территория западных районов Брянской области, где максимальная плотность загрязнения почвы 137^ достигает значения 4 МБк/м2. Меньшему, но также значительному, радиоактивному загрязнению подверглись территории Калужской, Тульской и Орловской областей. Здесь максимальная плотность загрязнения почвы 137Cs достигает значения

0,6 МБк/м2.

Наиболее важным с точки зрения отдаленных медицинских последствий является облучение щитовидной железы жителей загрязненных территорий инкорпорированным 131!, попавшим в организм ингаляционным и пероральным путями. Эта проблема особенно актуальна для жителей загрязненных регионов, которые были детьми и подростками в момент облучения, так как риск заболевания (также и доза) существенно зависит от возраста при облучении.

К сожалению, до настоящего времени детальная картина выпадений 131! на территории России еще не получена, оценка максимальной плотности выпадения 131! в Брянской области составляет 15 МБк/м2 на 10 мая 1986 г.

В этой ситуации особое значение приобретает эпидемиологический анализ показателей заболеваемости раком щитовидной железы жителей наиболее загрязненных радионуклидами областей России (Брянской, Калужской, Тульской и Орловской).

По проблеме индукции радиогенных раков щитовидной железы достаточно много публикаций. Подробное описание результатов этих исследований приведено в [1-3], где проведен обобщенный анализ имеющихся данных. Там же представлены все необходимые библиографические ссылки. Однако большинство этих работ связано с изучением влияния внешнего источника облучения на заболеваемость раком щитовидной железы. Эффект внутреннего облучения щитовидной железы детей и подростков, обусловленный инкорпорированным 131!, изучался на сравнительно небольшом числе заболеваний (2-6 случаев) [4-7]. Поэтому полученные 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 интенсивности скрининга раковых заболеваний щитовидной железы и определения “контролей”. Поэтому в представленной работе этим вопросам уделяется особое внимание. Вместе с тем, выигрышным преимуществом настоящего подхода является учет всех выявленных случаев заболеваний раком щитовидной железы в четырех наиболее загрязненных радионуклидами областях России с целью оценки показателей заболеваемости в различных возрастных группах до и после чернобыльской катастрофы.

Материалы и методы

Общее описание медико-демографических данных

Основным источником демографической информации служили данные федеральной государственной статистики и региональных статистических комитетов. В таблице 1 приведены демографические характеристики населения рассматриваемых регионов России в 1986 году (к моменту чернобыльской катастрофы).

В таблице 2 представлено количество выявленных случаев заболеваний раком щитовидной железы в зависимости от региона, временного интервала, возраста при установлении диагноза и возраста при облучении. Это официальные данные онкологических диспансеров Брянской, Калужской, Тульской и Орловской областей, осуществляющих учет онкологических больных в соответствии с регламентирующими документами Минздрава России. Всего выявлено 2599 случаев заболевания за период с 1982 по 1995 годы. Среди 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 среди 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 зависимости от возраста при облучении и времени после облучения.

Среди детей, рожденных после аварии в период с 1987 года по 1995 год, не выявлено случаев заболеваний раком щитовидной железы (начало периода выбрано так, чтобы не учитывать внутриутробное облучение). Самыми распространенными формами заболевания среди населения указанных 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 заболеваний раком щитовидной железы у женщин к частоте заболеваний раком щитовидной железы у мужчин в различных возрастных группах для России 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 регистров максимум отношения достигается в возрастном диапазоне 24-29 лет.

Таблица 1

Численность населения рассматриваемых регионов России

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

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

Количество случаев среди детей и подростков на момент диагноза

Мальчиков Девочек 0 2 0 0 0 0 0 2

Количество сл учаев среди взрослых на момент диагноза

Мужчин Женщин 20 81 4 48 14 115 12 67 50 311

Количество случаев среди детей и подростков на момент диагноза

Мальчиков Девочек 3 1 0 1 0 2 0 1 3 5

Количество случаев среди взрослых на момент диагноза

Мужчин Женщин 41 280 15 50 26 181 26 135 108 646

Количество случаев среди детей и подростков на момент диагноза

Мальчиков Девочек 12 20 2 2 4 5 1 6 19 33

Количество сл учаев среди взрослых на момент диагноза

Мужчин Женщин 70 417 20 98 75 422 42 278 207 1215

Количество сл учаев среди детей и подростков на момент облучения

Мальчиков Девочек 21 40 3 5 11 26 4 33 39 104

18-

16-

14-

12-

10-

8

6

4

2

Девочки I I Мальчики

1

I

Л

4 6 8 10 12 14

Возраст при облучении

т

16 18

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

ш

ш

то

£

(3

О

(3

х

X

2 3 4 5 6 7 8

Время после облучения

10

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

Возрастные группы

0

0

2

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

20

----Россия

• Области

—I__I____I__I_I____I__I_I__I_I__I_I__I_I__I_I__I_I__I_I__I__L

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 щитовидной железы по России в целом и четырем загрязненным радионуклидами областям совпадает в пределах стандартной погрешности.

Динамика заболеваемости раком щитовидной железы в рассматриваемых регионах по сравнению с Россией представлена на рисунках 5, 6. На рисунке 5 приведено стандартизованное отношение заболеваемости (SIR) с 95% доверительными интервалами (SIR = наблюдаемое число случаев/ожидаемое число случаев) для каждой области в отдельности, на рисунке 6 - для всех четырех областей вместе. Доверительные интервалы рассчитаны 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 базируется на сравнении форм возрастных распределений случаев заболеваний раком щитовидной железы в облученной и необлученной (контрольной) популяциях. Известно, что риск индукции радиогенных раков при одной и той же дозе и мощности дозы зависит от возраста при облучении [12, 13]. Для злокачественных новообразований большинства локализаций уменьшение возраста при облучении приводит к увеличению риска заболевания. Сказанное относится и к радиогенному раку щитовидной железы [1-3]. Данная зависимость риска будет еще более выраженной в случае облучения щитовидной железы инкорпорированным 131!, поскольку в этом случае и сама доза облучения щитовидной железы будет зависеть от возраста при облучении [12, 14, 15]. Таким образом, индукция радиогенных раков должна изменить форму возрастного распределения случаев заболеваний.

SIR SIR

Брянская область

Калужская область

. I

ЩІ+--

I-

і.

84 86 88 90 92

Календарные годы

* Женщины 3 * Женщины

А Мужчины А Мужчины

I

І

і

і І

82 84 86 88 90 92 94 96

Календарные годы

Тульская область

Орловская область

ос

00

Календарные годы

Календарные годы

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

(контроль - Россия).

ос

СО

4,5-Г

4,0-

3,5-

3,0-

2,5-

2,0-

1,5-

1,0-

0,5-

0,0-

4 области

• Женщины А Мужчины

IV

—I—

82

—I—

84

—I—

86

—I—

88

—I—

90

—I—

92

—I—

94

96

Календарные годы

2

0

0

82

96

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 Л

деления Т (X !) = —0 по достигнутому возрасту, Л

где:

Л,- - показатели заболеваемости в /-й возрастной группе конкретной страны;

Л0 - показатели заболеваемости в /-й возрастной группе страны, выбранной в качестве контроля. В качестве контроля для анализа полноты российских данных взят регистр Великобритании. Выбор 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 заболеваемостей 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 набором имеющихся в опубликованных данных [9].

Мужчины

Женщины

Возраст

Возраст

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 выявляемости 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 воспользуемся функцией распределения (распределением) по достигнутому возрасту:

Ё Т(Хк)ХЛЫк ?(*,) = ф----------

Ё Т(хк) хЛик

к=1

где /=1, 2, ... N а N - число возрастных интервалов;

ЛЦк - ширина к-го возрастного интервала.

В отличие от плотности в распределении компенсируются 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 заболеваемости для рассматриваемых регистров подтверждает и средний возраст заболевания и (таблица 3), полученный из соотношения:

Ё Л-Х #

и = -^

ЁЛ

, суммирование производится по

всем возрастам / до 60 лет.

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

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 Р-вероятности того, что максимальное расхождение между выборочным распределением Г(х) и теоретическим Г(х), в контрольной популяции, будет не меньше, чем наблюдаемое, используется величина а =

В

й = тах^(х) - Р(х^

этом выражении - максимум модуля

разности между выборочной и теоретической функцией распределения, а N - число возрастных ин-

тервалов. Результаты расчетов Р для различных регистров приведены в таблице 4.

Так как риск индукции радиогенных раков при облучении щитовидной железы инкорпори-

1311

рованным I существенно зависит от возраста при облучении и увеличивается в младших возрастах, исследуем качество данных по заболеваемости 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 инкорпорированных радионуклидов. Функции распределения отношений заболеваемости для этого диапазона и значения Р приведены на рисунке 9 и в таблице 4.

Мужчины Женщины

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

Таблица 4

Значение вероятности Рдля различных регистров

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 женщин распределение для российской популяции в возрастном диапазоне 5-30 лет хорошо согласуется с контролем и большинством данных других регистров. Для мужчин согласие хуже, что, возможно, объясняется более редкими событиями заболеваний. Однако значение вероятности Р 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 Р 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 медицинском статистике России, могут быть использованы в качестве контрольных в данном исследовании. В дальнейшем под словом контроль будет подразумеваться российская популяция.

Результаты

Данные по случаям заболеваемости раком щитовидной железы в период 1982-1995 гг. на рассматриваемых территориях были представлены в виде матрицы Му, индекс / - возраст при установлении диагноза заболевания или диапазона возраста, а /- время после облучения.

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

c,i

здесь с, - количество случаев в

Л Х

возрасте / через /лет после облучения;

п- численность возрастной группы / через / лет после облучения;

Л, - показатель заболеваемости раком щитовидной железы в России.

Рассмотрены два временных интервала: первый - с 1982 по 1990 годы, включал в себя до-аварийный период с 1982 по 1986 годы и латентный 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 начинается с 5 лет, чтобы исключить детей, родившихся после аварии. Правильность разбивки на временные интервалы подтверждает динамика стандартизованного отношения заболеваемости (SIR) раком щитовидной железы в рассматриваемых регионах по сравнению с Россией (рисунок 6).

Результаты расчетов распределения отношения заболеваемостей в исследуемых регионах и России в зависимости от достигнутого возраста (возраста при установлении диагноза) и календарного периода представлены на рисунке 10. Видно, что после 1991 года, в рассматриваемом возрастном диапазоне произошло радикальное изменение возрастной структуры заболеваемости раком щитовидной железы и распределение в этот период времени заметно отличается от российского. Форма кривой в период после 1991 года (положение над российским распределением) отражает существенное увеличение доли заболеваний в младших возрастах по сравнению с Россией. С другой стороны для более старших возрастов распределения в рассматриваемые периоды времени примерно одинаковы, например, для женщин возрастов 30-50 лет (рисунок 11).

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

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

Мужчины

Женщины

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

Женщины

к 0,8 -

ине

§

5 0,6

О

а

- 1991-1995 (p=1,0) -Контроль

1982-1990

Возраст при установлении диагноза

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

1,0

0,4

0,0

30

35

40

45

50

Мужчины

О 1982-1990 • 1991-1995

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

Возраст при установлении диагноза

Женщины

Возраст при установлении диагноза

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

Если этот результат является следствием облучения щитовидной железы, то изменения возрастной 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 - т=9 лет (с 1982 по 1990) и второй - п=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 / в начале каждого временного интервала:

X с-  к

ЯЯ = наблюдаемое/ = ^ ,

' = ожидаемое / _ х ли+к х пи+к к

к=0, 1,...,т для первого интервала наблюдения,

к=0, 1 ,...,п - для второго, а (/+к) возраст при установлении диагноза. Величина ЯЯ для индивидуумов, которые в 1986 году имели возраст /, является оценкой зависимости относительного риска индукции радиогенного рака от возраста при облучении.

На рисунке 13 представлены результаты расчета риска индукции радиогенного рака щитовидной железы у детей и подростков по отношению к взрослым с 95% доверительными интервалами. Распределение рисков нормировано на средневзвешенное, с учетом численности соответствующих возрастных групп, значение риска среди взрослых. Отметим, что при такой нормировке региональные отличия заболеваемости компенсируются.

Суммирование зависимости ЯЯ 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 13\ 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 й также приведено на рисунке 13. Доза нормирована на единичное значение при возрасте 20-24 года в момент облучения.

Мужчины

Женщины

Возраст при облучении

Возраст при облучении

Рис. 13. Отношение рисков (ЯЯ) и доз (й) в зависимости от возраста при облучении и календарного периода.

Видно, что зависимости для обоих полов в период проявления спонтанных раков близки к единице и заметно отличаются от единичного значения для детей и подростков в предполагаемый период индукции радиогенных раков (1991-1995 годы). Точки на графике сдвинуты, чтобы были видны погрешности значений. Форма кривой относительного риска в постлатентный период достаточно 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 результатами [1-3, 18]. Сравнивая приведенные распределения относительного риска с распределением дозы, можно сделать вывод, что избыточный риск среди детей и подростков в рассматриваемый период времени после облучения в основном определяется большей дозой, а не повышенной радиочувствительностью.

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 наблюдаемых временных трендах заболеваемости раком щитовидной железы. На рисунке 14 приведены линейные тренды (с 95% доверительными интервалами) заболеваемости в зависимости от возраста при облучении и календарного периода. При расчетах использована стандартная процедура взвешенного метода наименьших квадратов. Для придания большего веса наблюдениям с меньшей дисперсией использовался весовой множитель обратно пропорциональный дисперсии. Как следует из рисунка, линейный тренд в первый период (1982-1990 гг.) в большинстве возрастных групп близок к нулю, а в постлатентный период больше нуля, хотя статистически значимое отличие наблюдается в группе 0-4 года для мальчиков и группе 15-19 лет для девочек.

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

Мужнины Женщины

Возраст при облучении Возраст при облучении

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

Обсуждение и заключение

В заключение настоящей работы сформулируем еще раз основные полученные результаты:

- анализ возрастного распределения случаев рака щитовидной железы по общероссийской статистике и основным зарубежным раковым регистрам показывает, что при эколого-эпидемиологи-ческом исследовании данные заболеваемости раком щитовидной железы по России в целом могут быть выбраны в качестве "контроля” в возрастном диапазоне 0-30 лет;

- установлено, что величина SIR заболеваемости раком щитовидной железы в Брянской, Тульской и Орловской областях по отношению к “контролю” имеет статистически достоверный рост с 1991 г. после окончания латентного периода;

- показано, что с 1991 г. наблюдается существенное изменение возрастной структуры заболеваемости за счет увеличения доли заболеваний раком щитовидной железы у детей и подростков;

- установлено, что наиболее высокие риски заболеваний 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, родившихся до чернобыльской катастрофы, находится в хорошем согласии с возрастной зависимостью доз облучения щитовидной железы от инкорпорированного 131I;

- для заболеваний раком щитовидной железы установлен эффект скрининга с коэффициентом 1,6;

- не выявлено случаев заболевания раком щитовидной железы у детей, родившихся после чернобыльской катастрофы.

Таким образом, проведенный нами экологоэпидемиологический анализ заболеваемости раком щитовидной железы населения наиболее радиоактивно загрязненных в результате чернобыльской катастрофы территорий России убедительно свидетельствует о радиационной обусловленности роста выявленных заболеваний для детей и подростков. Вместе с тем, остается еще нерешенным ряд важных вопросов, связанных с оценкой доз облучения и уровня их неопределенности, определением дозовой зависимости в индукции раков щитовидной железы, влиянием факторов, модифицирующих радиационные эффекты (йодная эндемия, генетическая предрасположенность).

Литература

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 материалов/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., Toku-naga 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.