Новости
23 октября 2024 г.
Работник обратился за разъяснением в Федеральную службу по труду и занятости. При устройстве на новую работу с обязательным медицинским осмотром он прошел этот осмотр...
Законодательство
24 июля 2024 г.
В Госдуме проходит рассмотрение важных поправок в Трудовой кодекс Российской Федерации
Авторы Законопроекта в пояснительной записке сообщили, что предлагаемые изменения в законодательстве подготовлены в целях уточнения полномочий Федеральной службы по труду и занятости по осуществлению...
Статистика
21 июля 2023 г.
Цифра недели: опрос «Работы России» показал, как россияне определили секрет успеха в профессии
Большинство опрошенных россиян (86%) убеждены, что реализация в профессии важна. Об этом свидетельствуют данные опроса, который проводился на портале «Работа России» в октябре этого...
Специальная оценка условий труда
2 ноября 2024 г.
На Федеральном портале проектов нормативных правовых актов Regulation.gov.ru опубликован проект Постановления Правительства Российской Федерации «Об утверждении типовых условий контрактов на оказание услуг...
Экспертное мнение: феноменология развития профессиональных заболеваний
24 августа 2020 г.
По определению Международной организации труда, профессиональное заболевание – это заболевание, развивающееся в результате воздействия факторов риска, обусловленных трудовой деятельностью. Согласно популярному учебнику по гигиене труда, основными критериями, позволяющими определить профессиональное происхождение заболеваний, являются: наличие связи с конкретным производственным фактором, наличие причинно-следственных связей с производственной средой и профессией, превышение среднего уровня заболеваемости у определенной профессиональной группы лиц по сравнению со всей когортой населения.
По определению Международной организации труда, профессиональное заболевание ― это заболевание, развивающееся в результате воздействия факторов риска, обусловленных трудовой деятельностью. Согласно популярному учебнику по гигиене труда, основными критериями, позволяющими определить профессиональное происхождение заболеваний, являются: наличие связи с конкретным производственным фактором, наличие причинно-следственных связей с производственной средой и профессией, превышение среднего уровня заболеваемости у определенной профессиональной группы лиц по сравнению со всей когортой населения.
Автор статьи:
Г.В.Федорович
ООО «НТМ-Защита», Москва
Нетрудно видеть, что первые два критерия повторяют друг друга, а третий сводится к довольно расплывчатому определению понятия причинно-следственной связи применительно к рассматриваемой предметной области. Такое определение нельзя использовать для различения состояний (превышение или не превышение) так как в нем пороговые соотношения (границы классов) обозначаются конструкциями естественного языка.
Из-за неоднозначности определения одна и та же эпидемиологическая ситуация допускает несколько смысловых интерпретаций. Более того, определение профессионального заболевания (далее ― ПЗ) как состояния, не имеющего себе эквивалента в общесоматической патологии (из-за обусловленности его только производственными факторами), ведет к надуманным нозологическим построениям, противоречащим принятым в клинической медицине [1].
Источник фото: pixabay.com.
Например, в профпатологии, как и в общесоматической патологии, заболевания принято делить на острые и хронические. Однако, в отличие от заболеваний общесоматического характера, в основу такого деления ПЗ положено различие причин.
В профпатологии существует также неопределенность с периодизацией развития заболевания. Например, несмотря на то, что при появлении первых признаков хронического ПЗ дальнейший контакт с ВПФ, казалось бы, должен быть прекращен, в профпатологии используется словесный перевод в группу риска или группу с отдельными признаками воздействия ВПФ для динамического наблюдения с продолжением работы в прежних условиях. Факт ПЗ фиксируется, только если оно влечет временную или стойкую утрату профессиональной трудоспособности.
Неопределенность констатации отдельных аспектов проблем в профпатологии отражает нечеткость (размытость) представлений о развитии ПЗ и способах его фиксации. Описательный характер определений в области ПЗ обусловлен нерасчлененностью представлений на отдельные категориальные структуры, что свойственно начальным стадиям развития научных дисциплин. Представляется вполне назревшей необходимость перехода от представлений к понятиям, от конкретной, наглядной картины к абстрактной конструкции, к схеме целого, придающей смысл отдельным деталям.
ПЕРИОДИЗАЦИЯ ПРОФЗАБОЛЕВАНИЙ
Будем исходить из того, что профзаболевание ― это в первую очередь заболевание и к нему следует относить все, что медицина накопила для описания заболеваний. Например, феноменологическое определение различных стадий болезни. Общая патология уже давно утвердилась впредставлениях о развитии заболевания задолго до его клинического проявления. Показано, что доступные клинической диагностике морфологические измененияозначают не начало заболевания, а уже ту его стадию, с которой патологическиеизменения могут превращаться в самоподдерживающийся процесс безотносительно квоздействию этиологического фактора.
Началом заболевания следует считать начало воздействия на организм болезнетворного агента. Применительно к проблемам профэпидемиологии можно утверждать, что заболевание начинается при первом контакте работника с ВПФ. Первый период развития ПЗ ― субклиническая (латентная) форма заболевания, протекающая скрытно и не проявляющаяся как физиологическое расстройство. Благодаря защитным приспособительным реакциям организма, у него вначале имеется достаточно ресурсов для подавления возможных проявлений физиологических расстройств.
Источник фото: pixabay.com.
Следующий период развития ПЗ можно отождествить с продромальным периодом ― с момента появления первых признаков начинающегося заболевания до полного формирования болезни. Развитие патологического процесса в этот период приводит время от времени к физиологическим расстройствам, проявляющимся в форме заболеваний с временной утратой трудоспособности (далее ― ЗВУТ).
Как правило, в течение продромального периода наблюдается учащение случаев ЗВУТ, что отражает внутренние процессы накопления физиологических расстройств в организме. О тяжести отдельных случаев ЗВУТ можно судить по их длительности. Здесь, однако, важную роль играют такие факторы, как качество медицинской помощи, режим рекреационного периода и т.п. Совокупно они могут приводить к тому, что длительность отдельных случаев ЗВУТ может не меняться на протяжении всего продромального периода.
Дальнейшее развитие ПЗ, если вызвавшая его причина не устранена, можно отождествить с клиническим периодом выраженного хронического заболевания. Значительные физиологические и морфологические изменения, накопленные в продромальный период, либо закрепляются, либо даже трансформируются в саморазвивающийся процесс. Как правило, именно на этой стадии признается факт возникновения ПЗ, т.е. заболевание работника, являющееся результатом воздействия на него ВПФ и повлекшее временную или стойкую утрату им профессиональной трудоспособности.
Приведенная выше феноменология динамики развития ПЗ заимствована из общей эпидемиологии. Главная проблема в этой области ― установление источника (причины) заболевания. В области эпидемиологии ПЗ появляется дополнительная проблема ― шкалирование различных стадий болезни. Дело в том, что само по себе ПЗ не всегда означает нарушение общей работоспособности.
При начальных легких формах может быть дано заключение о необходимости прекращения работы в конкретных производственных условиях и рациональном трудоустройстве на новом рабочем месте. Кардинальным признаком серьезности ПЗ, являющимся основанием для назначения инвалидности и для категорического требования прекращения воздействия на работника ВПФ, признаются функциональные нарушения,лишающие работника трудоспособности.
Эпидемиология ПЗ должна определить шкалы, задающие различные уровни допустимости (или недопустимости) продолжения работы в условиях воздействия ВПФ той или иной интенсивности. В зависимости от этого рекомендуется:
― динамическое наблюдение для выявления ранних признаков воздействия ВПФ;
― своевременная фиксация начальных форм ПЗ;
― формирования групп риска по развитию ПЗ;
― выявления заболеваний, состояний, являющихся медицинскими противопоказаниями для продолжения работы, связанной с воздействием ВПФ;
― проведение предварительных и периодических медицинских осмотров (обследований) работников в целях предупреждения возникновения хронических ПЗ.
В зависимости от того, к какому уровню относится ПЗ, фиксируемое у работника, в отношении него принимается та или иная рекомендация. По своей природе принципы шкалирования различных стадий ПЗ должны быть универсальными ― безотносительными к какому-либо конкретному виду заболеваний.
Для конкретизации общих принципов в каждом случае необходимо приписать количественные характеристики основным качественным особенностям динамики болезни. Так же, как и сами принципы, эти характеристики должны быть универсальными и достаточно просто фиксируемыми. На одну из возможностей было указано в работах [3]-[5] , в которых описана техника моделирования развития ПЗ на основе теории цепей Маркова.
В ходе построения модели были выявлены важные феноменологические параметры динамики ЗВУТ ― средние длительности цикла «заболевание-выздоровление» L и продолжительности болезни l. Обе эти величины несложно определяются по результатам углубленного изучения ЗВУТ [6] ― количеству случаев К и количеству дней D заболеваний в коллективе из N работников в течение определенного срока Y : L = YN/K, l = D/K . Обратная величина v = 1/L = K/NY имеет смысл частоты ЗВУТ. Универсальность и простота получения этих величин делают их подходящими кандидатами на роль стандартных феноменологических характеристик динамики ПЗ. В поддержку этой точки зрения можно заметить, что величины L и l непосредственно связаны с такими важными эпидемиологическими характеристиками как вероятности заболеть a = 1/(L - l) и выздороветь b = 1/l в обследуемом коллективе (в единицу времени). Предполагая Марковский характер процесса, можно пойти дальше [3] и определить вероятность найти здорового P0 = b/(a+b) или больного P1 = a/(a+b) работника в коллективе.
Дальнейшее представляет собой попытку стандартизации феноменологического описания ПЗ с использованием указанных параметров ЗВУТ, адекватно отражающих динамику заболевания на всех стадиях его развития. Показано, как через них можно связать уровни профессионального риска с рутинными эпидемиологическими рисками (абсолютным, относительным, этиологической фракцией).
Учащение случаев ЗВУТ в течение продромального периода является характерной чертой развития ПЗ. Оно отражает внутренние процессы накопления физиологических расстройств в организме. Определенным указанием на общность этого явления можно считать положения Приказа № 302н Минздравсоцразвития [7], согласно которым важным признаком ПЗ, позволяющим установить инвалидность, признается учащение обострений до 2-4 случаев в год (в зависимости от нозологии ПЗ).
Результаты непосредственных наблюдений явления учащения случаев ЗВУТ с увеличением стажа работы приведены в ряде публикаций. Так например, в работе [8] было обнаружено, что длительность циклов
Введем в рассмотрение счетчик j циклов «заболевание-выздоровление», случившихся от начала работы до стажа t. Приведенные в [8] и [9] данные относятся к стажу работы ti = 3 года и t1 = 12 лет. Для нефтяников Сибири вначале K0 = 41,8 случаев ЗВУТ (результат приведен к численности N = 100 человек и длительности наблюдения Y = 1 год). Это соответствует L 0 = 2,4 года (соответствующая частота v0 = 0,42 год-1). Через t1 = 12 лет наблюдалось K1 = 168,3 случая ЗВУТ, что соответствует L 1 = 0,59 года (v1 = 1,7 год-1).
Зависимость v от j a’priori неизвестна ― она может быть любой монотонно растущей с ростом j . Зная реально только две точки на этой зависимости, можно определить параметры только простейшей (линейной) функции vj = v0*(1+J*j). Здесь коэффициент J задает темп роста ― он определяет относительное приращение частоты в каждом цикле «заболевание-выздоровление». Принимая, по-необходимости, эту гипотезу, запишем условие заполнения стажа t1 некоторым количеством J циклов «заболевание-выздоровление»:
L 0 + L 0 /(1+J ) + L 0 /(1+2*J ) + … + L 0 /(1+J*J ) = t1 (1)
Сумма в левой части (1) представляет собой сложную, неаналитическую функцию переменных и . Для дальнейшего целесообразно аппроксимировать ее простой аналитической функцией. Одна из возможностей связана с заменой суммы интегралом, что приводит к оценке:
L 0 + L 0 /(1+J ) + L 0 /(1+2*J ) + … + L 0 /(1+J*J ) ≈ (L0/J)*ln( 1+J*J) (2)
Погрешность такой аппроксимации убывает с ростом примерно как (*)-1.
Если заменить в (1) сумму на логарифм и выписать явно определение величины L 1 , то получим систему уравнений для определения J и J:
(L 0 / J )*ln(1+J*J ) = t1 (3)
L 0 / (1+J*J ) = L 1 (4)
L 0 / (1+J*J ) = L 1 (4)
Решение имеет вид:
J = (L0 /t1 ) * ln(L0 / L1) (5)
= (L0 – L1) / (L1 *J ) (6)
= (L0 – L1) / (L1 *J ) (6)
Для данных полученных по нефтяникам Сибири [8] эти параметры равны: J = 0,28, а J = 11. Оба значения близки к тем, которые были получены в [4] при численном решении системы уравнений (1) и (4). По данным о динамике ЗВУТ у нефтяников Казахстана [9] имеем: J = 0,27 а J = 9 , что также близко к оценкам, полученным в [4].
Описанный метод анализа динамических характеристик ЗВУТ не обусловлен какими-либо моделями развития ПЗ и поэтому может быть использован в любой из них. При этом конкретные результаты могут меняться. Например, очевидно, что темп роста J должен меняться с изменением уровня воздействия ВПФ, поэтому он разный на разных производствах. Справедливо и более общее утверждение: динамические характеристики ПЗ варьируют в зависимости от состава ВПФ и форм ПЗ, а также от того, насколько дифференцированы по этим параметрам эпидемиологические исследования.
Динамические характеристики играют важную роль в феноменологии ПЗ. В то же время, исследований типа [8] и [9], в которых динамика ЗВУТ прослеживается непосредственно, сравнительно немного. Как правило, в научной периодике приводятся данные о параметрах K и D, усредненные по обследуемому коллективу, в котором трудятся работники с различным стажем работы. В связи с этим, несомненный интерес представляет метод определения темпа роста J по таким усредненным данным.
Заметим, что в исследованиях [8] и [9] величина 1 была выбрана вполне произвольно, т.е соотношения (3-6) можно относить к любому стажу работы. Это дает возможность проследить изменения длительности цикла «заболевание-выздоровление» с ростом стажа:
L (t) = L 0 * exp(-t*J/L 0) (7)
В рамках простейшего предположения о равномерном распределении работников по стажу работы, среднее значение длительности < L > определяется формулой:
<L> = (1/t0)* L(t) = (L02/Jt0)*[1 – exp(-Jt0/L0)] (8)
Здесь через t0 обозначен стаж окончания работы (например, при выходе на пенсию t0 ≈ 40 лет). Так как t0 >> L 0 , то при не слишком малой величине J экспонента в квадратных скобках в (8) пренебрежимо мала по сравнению с единицей и <L> ≈ L02/Jt0 или
J ≈ L02/<L>t0 (9)
Если принять длительность цикла на начало трудового стажа L0 ≈ 2,4 года (как в работе [8]), то по данным о <L> на различных производствах можно оценить характеристику динамики ПЗ на этих производствах. В качестве иллюстрации используем для расчета темпа роста J данные о ЗВУТ работников, трудящихся в условиях, характеризующихся различными классами условий труда (далее КУТ), полученными в 90-х годах прошлого века (см.напр.[10]). Исходные данные неоднократно обсуждались в предыдущих работах автора (см.напр.[11]). В таблице 1 они приведены вместе с результатами расчетов параметров <L> , l и J для различных КУТ на производстве.
Таблица 1. Динамические характеристики развития
ПЗ в зависимости от КУТ
ПЗ в зависимости от КУТ
| КУТ | K | D | < L >, годы | l, дни | J |
| 2 | 69,35 | 902,5 | 1,44 | 13,0 | 0,10 |
| 3.1 | 78,5 | 1010 | 1,27 | 12,9 | 0,11 |
| 3.2 | 87,7 | 1117,5 | 1,14 | 12,7 | 0,13 |
| 3.3 | 93,8 | 1189,5 | 1,07 | 12,7 | 0,14 |
| 3.4 | 99,9 | 1253,5 | 1,00 | 12,5 | 0,14 |
| 4 | 102,9 | 1281 | 0,97 | 12,4 | 0,15 |
Видно, что длительность ЗВУТ l слабо зависит от условий труда, что вполне согласуется с высказанным выше предположением о важной роли таких факторов, как качество медицинской помощи, режим рекреационного периода и т.п. По-видимому, именно они приводят к наблюдаемому эффекту. Напротив, средняя длительность <L> циклов «заболевание-выздоровление» заметно (и предсказуемо) меняется с условиями труда. Соответственно, меняется и темп роста J: в полтора раза от допустимых до опасных условий труда.
Количественно оценки темпа роста J по усредненным данным о ЗВУТ и по начальному стажу работы нефтяников приводят к результатам одного порядка. Тем не менее, нельзя не заметить различия (более чем вдвое) этих оценок. По-видимому, здесь сказываются качественные отличия в исходном статистическом материале: нефтяники представляют собой группу работников, подвергающихся более или менее одинаковым вредным производственным воздействиям, соответственно нозологическая структура ЗВУТ у них более или менее однородна. Результаты [10] наоборот, представляют собой смесь данных по всем возможным ВПФ и нозологическим формам ЗВУТ.
Источник фото: pixabay.com.
РИСКИ ПРОФЗАБОЛЕВАНИЙ
Как отмечалось во Введении, динамические характеристики ПЗ L(t) и l позволяют перейти к эпидемиологическому описанию ситуации в трудовом коллективе. Они непосредственно связаны с такими важными параметрами как вероятности заболеть a = 1/(L - l) и выздороветь b = 1/l в обследуемом коллективе (в единицу времени).
Предполагая Марковский характер процесса, можно пойти дальше [3] и определить вероятность найти здорового P0 = b/(a+b) или больного P1 = a/(a+b) работника в коллективе. В работе [3] была также продемонстрирована возможность использования вероятностей Р0 и Р1 для построения таблиц сопряженности и далее ― для оценок эпидемиологических рисков. В частности, риск возникновения заболевания R равен вероятности найти заболевшего работника.
Выражая a и b через динамические характеристики ПЗ L(t) и l, получим R(t) = Р1(t) = l / L(t) . Будем отмечать индексом 0 когорту работников не подвергающихся воздействию ВПФ, а индексом 1 ― когорту, подвергающуюся такому воздействию. Тогда риски возникновения заболеваний в этих когортах равны R0(t) = [l/L(t)]0 и R1(t) = [l/L(t)]1соответственно. Относительный риск RR(t), описывающий увеличение риска заболевания под действием ВПФ равен отношению вероятности заболевания у работников подвергающихся воздействию ВПФ к вероятности заболевания у работников, не подвергающихся такому воздействию.
RR(t) = R1(t)/R0(t) = [L(t) ] 0 / [L(t)]1 (10)
Обе длительности циклов в этой формуле меняются со стажем по экспоненциальному закону (7). По аналогичному закону изменяется и относительный риск RR(t), однако в показателе экспоненты следует заменить коэффициент J на разницу коэффициентов JRR = J1 - J0, характеризующих разные когорты:
RR(t) = exp(t*JRR/L 0) (11)
Так как темп роста J растет с ухудшением условий труда (см. выше табл.1), то J1 > J0 и JRR > 0, т.е. относительный риск экспоненциально растет с ростом стажа работы во вредных условиях. Этот рост происходит тем быстрее, чем хуже (выше класс) условия труда.
При конкретных расчетах в качестве когорты, не подвергавшейся воздействию ВПФ, целесообразно выбрать работающих в оптимальных и допустимых условиях. Действительно, по определению [12], работа в оптимальных и допустимых условиях труда (классы 1 и 2) не влияет на здоровье работников. Например, из таблицы 1 следует выбрать значение J0 = 0.1, соответствующее КУТ 2. Так выбранные коэффициенты JRRиспользовались для расчетов относительного риска по формуле (11). Результаты приведены на рис.1. Аргументом служит величина стажа в относительных единицах t/t0 (стаж прекращения работы t0 принят равным 40 лет).
Качественно зависимость относительного риска от стажа и условий труда вполне ожидаема, интерес представляют количественные характеристики. В эпидемиологии принято отождествлять различные величины относительного риска со степенью обусловленности заболевания вызвавшим его фактором (см. напр. [13]). Интерпретация значений, принятая в эпидемиологии, сведена в табл. 2.
Таблица 2. Интерпретация значений
относительного риска RR
| Значение RR | Сила связи |
| < 1 | Нулевая |
| 1 – 1,5 | Малая |
| 1,5 – 2 | Средняя |
| 2 – 3,2 | Высокая |
| 3,2 – 5 | Очень высокая |
| > 5 | Почти полная |
Интерпретация значений относительного риска из табл. 2 показывает, что при работе в условиях КУТ 3.2 и хуже уровни причинно-следственные связи заболеваний с производственной средой становятся средними и высокими уже в течение рабочего стажа. Например, при работе с КУТ 3.2 связь становится средней при стаже более 30 лет. При работе с КУТ 3.4 связь средняя в интервале = 17-30 лет, а при стаже более 30 лет связь становится высокой, т.е. заболевание можно уверенно классифицировать как профессиональное.
Численные значения стажевых порогов для различных степеней связи можно взять из табл.3 (с использованием интерпретации, приведенной в табл. 2).
Таблица 3. Значения стажа работы (годы), начиная с которого
становятся заметными уровни причинно-следственных связей заболеваний
с производственной средой
становятся заметными уровни причинно-следственных связей заболеваний
с производственной средой
| RR \ КУТ | 3.1 | 3.2 | 3.3 | 3.4 | 4 |
| 1,5 | 59,1 | 29,5 | 22,1 | 17,7 | 16,1 |
| 2 | 101,0 | 50,4 | 37,8 | 30,3 | 27,5 |
| 3,2 | 169,5 | 84,5 | 63,4 | 50,8 | 46,2 |
| 5 | 234,5 | 116,9 | 87,8 | 70,2 | 64,0 |
Работа до стажа 40-45 лет в условиях КУТ 3.1 не приводит к сколько-нибудь статистически значимой причинно-следственной связи заболеваний с производственной средой. При работе во вредных условиях с КУТ 3.2-4 связь заболевания с производственными условиями становится средней и высокой. Это можно интерпретировать как появление оснований для идентификации заболевания как профессионального. В то же время из таблицы 3 следует, что никакой реальный стаж работы не приводит к очень высокой (> 3,2) степени связи заболеваний с условиями труда.
Такой внутренний процесс как развитие заболевания, весьма мало доступен для простого внешнего наблюдения. Для создания качественной и количественной феноменологической модели ПЗ необходима разработка специальных систематизированных методов оценки состояния здоровья работников по показателям ЗВУТ, а также подходов к углубленному интерпретационному анализу ЗВУТ по основным нозологическим формам (в соответствии с классификацией МКБ ВОЗ) в разрезе отраслей, предприятий и подразделений.
Анализ ЗВУТ может проводиться с использованием двух основных методических подходов: на основе полицевого учета и по формам статистической отчетности.
Полицевой учет проводится, как правило, ретроспективно. Для достоверности и полноты данных желательно проследить за циклами «заболевание-выздоровление» обследуемого работника с начала его трудового стажа во вредных условиях работы. Реально речь идет о социально-гигиеническом мониторинге профессионального маршрута отдельного работника.
Если это возможно, следует построить зависимость длительности циклов L от их порядкового номера j. Далее, используя методы регрессионного анализа, необходимо определить интерполяционную зависимость от j частоты v = 1/ L.
В простейшем случае линейной зависимости процедура описана выше. Вообще говоря, характерный масштаб J изменения v с номером j определяет темп роста частоты ЗВУТ. Эти результаты позволяют сделать прогноз развития ПЗ для конкретного работника и обосновать рекомендации по переводу его на облегченную работу. Если удается набрать достаточное количество данных, их усреднение дает общие статистические характеристики развития ПЗ нозологических форм, характерных для различных видов и уровней воздействия ВПФ.
Более реалистично определение параметров феноменологической модели ПЗ по данным статистической отчетности. При этом следует соблюдать все требования к качественному и количественному составу групп обследуемых работников [6].
Специфика целей и задач исследования феноменологической модели ПЗ определяет не только программу наблюдения, но и программу сводки результатов ― заполнения серии специально разработанных таблиц. В них должно быть отражено (дифференцированно по нозологическим формам, видам и уровням ВПФ) распределение показателей ЗВУТ.
Группировка по стажу может быть любой, однако, в целях возможности сопоставления результатов, полученных различными исследователями, рекомендуется придерживаться пятилетних интервалов. Увеличение интервалов приводит к огрублению данных, в то время как дробление на более мелкие группы уменьшает численность лиц в каждой, что уменьшает достоверность результатов. Макет возможной формы представления данных приведен ниже в виде табл. 4.
Таблица 4. Макет таблицы для представления данных о ЗВУТ
(для определенной нозологической формы, вида и уровня ВПФ)
(для определенной нозологической формы, вида и уровня ВПФ)
|
Параметры ЗВУТ |
Стаж работы t, годы | ||||
| 1-4 | 5-9 | 10-14 | 15-19 | …. | |
| D, дни | |||||
| К, случаи | |||||
| L, годы | |||||
Процедура определения темпа роста частоты ЗВУТ в этом случае описана выше в разд.2.2. Здесь для интерполяции зависимости L от стажа работы t следует использовать форму (7). Параметр подгонки J определяет искомый темп роста.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
В работе предложена схема развития ПЗ, рассматриваемого как единый процесс – от первого контакта с ВПФ до выхода на пенсию по стажу или инвалидности. Переход от общих представлений о ПЗ к феноменологической модели динамики заболевания, характеризующейся частотой v циклов «заболевание-выздоровление», обнаружил еще один важный параметр динамики ― темп роста J частоты ПЗ.
Минимальные дополнительные предположения (о Марковском характере процесса) позволили перейти от вероятностей заболеть или выздороветь к вероятностям обнаружить работника больным или здоровым. Это обстоятельство позволяет адекватно интерпретировать ситуацию в эпидемиологических терминах.
Прослеживается рост со стажем работы относительного риска ПЗ при работе в условиях, характеризующихся различными КУТ. Если использовать статистику, усредненную по отраслям промышленности и нозологическим формам заболеваемости, можно обнаружить, что при работе во вредных условиях (с КУТ 3.2-4) уровень причинно-следственной связи ПЗ с воздействием ВПФ становится средним после 18-30 лет стажа, а после 30 лет его можно считать высоким при работе в условиях с КУТ 3.4.
Детализация предлагаемой феноменологической модели и повышение уровня достоверности ее выводов возможны в результате проведения целенаправленных исследований, дифференцированных по нозологическим формам заболеваемости и по этиологическим параметрам воздействия ВПФ на работников.
БИБЛИОГРАФИЧЕСКИЙ СПИСОК:
1. Гигиена труда: учебник / Под ред. Н.Ф. Измерова и В.Ф. Кирилова ― М.: ГЭОТАР-Медиа, 2010. ― 592 с.
2. Постановление Правительства РФ от 15.12.2000 г. № 967 «О расследовании и учете профессиональных заболеваний».
3. Федорович Г.В. Аппарат теории цепей Маркова в профэпидемиологии // БиОТ. ― 2013. ― № 1. ― С. 61-65.
4. Федорович Г.В. Основания актуарных расчетов рисков профессиональных заболеваний // БиОТ. ― 2013. ― № 2. С. 77-81.
5. Федорович Г.В. Опыт моделирования динамики профзаболеваний // БиОТ. ― 2013. ― № 3. (в печати).
6. Методические рекомендации по углубленному изучению заболеваемости с временной утратой трудоспособности. / Минздрав СССР, № 2884-81, 1981 г.
7. Приказ Министерства здравоохранения и социального развития РФ от 12.04.2011г. № 302н.
8. Овчаров Е.А. Характеристика заболеваемости с временной утратой трудоспособности нефтяников Западной Сибири // Здравоохр. Рос. Федерации. ― 1996. ― № 5. ― С. 35-38.
9. Даткаева Г.М., Булешов М. А.,Шаимерданова Б.Е. Динамика и структура заболеваемости с временной утратой трудоспособности работников нефтеперерабатывающей промышленности Южного Казахстана // www.rusnauka.com.
10. Молодкина Н.Н., Радионова Г.И., Денисов Э.И. Обоснование критериев профессионального риска // Профессиональный риск / Измеров Н.Ф. (ред). ― М.: Социздат, 2001. ― С. 48-55. 11. Федорович Г.В. Эпидемиологический анализ характеристик профессионального риска // БиОТ. ― 2013. ― № 3, С.49-53.
12. Р 2.2.2006-05. Руководство по гигиенической оценке факторов рабочей среды и трудового процесса. М.: Минздрав России, 2005, 142 с.
13. Р 2.2.1766-03. Руководство по оценке профессионального риска для здоровья работников. Организационно-методические основы, принципы и критерии оценки М.: Минздрав России, 2003, 16 с.
3. Федорович Г.В. Аппарат теории цепей Маркова в профэпидемиологии // БиОТ. ― 2013. ― № 1. ― С. 61-65.
4. Федорович Г.В. Основания актуарных расчетов рисков профессиональных заболеваний // БиОТ. ― 2013. ― № 2. С. 77-81.
5. Федорович Г.В. Опыт моделирования динамики профзаболеваний // БиОТ. ― 2013. ― № 3. (в печати).
6. Методические рекомендации по углубленному изучению заболеваемости с временной утратой трудоспособности. / Минздрав СССР, № 2884-81, 1981 г.
7. Приказ Министерства здравоохранения и социального развития РФ от 12.04.2011г. № 302н.
8. Овчаров Е.А. Характеристика заболеваемости с временной утратой трудоспособности нефтяников Западной Сибири // Здравоохр. Рос. Федерации. ― 1996. ― № 5. ― С. 35-38.
9. Даткаева Г.М., Булешов М. А.,Шаимерданова Б.Е. Динамика и структура заболеваемости с временной утратой трудоспособности работников нефтеперерабатывающей промышленности Южного Казахстана // www.rusnauka.com.
10. Молодкина Н.Н., Радионова Г.И., Денисов Э.И. Обоснование критериев профессионального риска // Профессиональный риск / Измеров Н.Ф. (ред). ― М.: Социздат, 2001. ― С. 48-55. 11. Федорович Г.В. Эпидемиологический анализ характеристик профессионального риска // БиОТ. ― 2013. ― № 3, С.49-53.
12. Р 2.2.2006-05. Руководство по гигиенической оценке факторов рабочей среды и трудового процесса. М.: Минздрав России, 2005, 142 с.
13. Р 2.2.1766-03. Руководство по оценке профессионального риска для здоровья работников. Организационно-методические основы, принципы и критерии оценки М.: Минздрав России, 2003, 16 с.
ЛИТЕРАТУРНЫЙ ИСТОЧНИК:
Материал для публикации любезно предоставлен редакцией журнала
«Безопасность и охрана труда»; электронный ресурс: biota.ru.