Progetto CCM Studio di fattibilità di programmi di valutazione dello stato di salute della popolazione residente nei Comuni già sedi di impianti nucleari, a supporto del relativo tavolo di coordinamento presso la Conferenza Stato-Città
Rapporto finale
Stato di salute della popolazione residente nei Comuni già sedi di impianti nucleari: Analisi della mortalità, stima dei casi attesi e rassegna degli altri studi epidemiologici
Gennaio 2015 (vers. 7.1.7)
Istituto Superiore di Sanità
Capitolo 1
Comuni inclusi nell’analisi
21
1.2.4
Impianto nel Comune di Latina
Figura 1.2.4.
Localizzazione geografica della centrale nucleare di Borgo Sabotino (Lt) rispetto al centro abitato del Comune di Latina.
La centrale nucleare di Borgo Sabotino a Latina è un impianto per la produzione di energia elettrica, costituito da un reattore di tipo GCR (Gas Cooled Reactor)-Magnox
–
realizzato con tecnologia inglese a gas (per il raffreddamento) e grafite (come moderatore)
–
con una potenza di 160 MW.
La sua costruzione, da parte dell’Eni, è iniziata nel 1958. Il collegamento con la rete elettrica nazionale è avvenuto nel maggio 1963, l’esercizio a piena potenza è iniziato nel
gennaio del 1964 (prima tra le centrali nucleari italiane).
La produzione di energia è stata fermata nel 1987, all’indomani del referendum sul
nucleare. Nei primi anni novanta tutto il combustibile della centrale è stato allontanato e trasferito in Inghilterra per il riprocessamento. La centrale nucleare dista dalla nucleo abitato centrale del Comune di Latina circa 9 km, ma
il presente studio analizza la mortalità relativa all’intero Comune, la cui popolazione residente dista fino a circa 20 km dall’impianto
(Figura 1.2.4).
2
Effetti sanitari delle radiazioni ionizzanti
Indice
Al fine di individuare le patologie per le quali, sulla base di studi scientifici generalmente
di tipo epidemiologico, risulta esservi un’associazione (con diverso grado di evide
nza) di causa-
effetto con l’esposizione alle radiazioni ionizzanti, e cioè un ruolo eziologico delle
radiazioni ionizzanti rispetto a tali patologie,
è stata condotta un’a
nalisi delle rassegne effettuate dai principali organismi internazionali preposti alla valutazione degli effetti sanitari della radiazioni ionizzanti, quali:
UNSCEAR (United Nation Scientific Committee on the Effects of Atomic Energy)
IARC (International Agency for Research on Cancer del WHO)
ICRP (International Commission on Radiological Protection) Sono state prese in esame anche le rassegne effettuate periodicamente dal BEIR (Commettee on Biological Effects of Ionizing Radiation), dell
’
NRC (National Research Council, USA)
–
composto da un panel di esperti con il compito di stimare il rischio (per la
popolazione USA) di patologie connesse all’esposizione a basse dosi di radiazioni
ionizzanti
–
in quanto, pur essendo un organismo nazionale, ha una autorevolezza confrontabile con quella degli organismi internazionali sopra elencati. In particolare, sono state prese in esame le seguenti rassegne: 1.
UNSCEAR:
il più recente rapporto in cui vengono analizzati complessivamente gli
effetti sanitari associati all’esposizione da radiazioni ionizzanti, pubblicato nel 2008, e
altri rapporti specifici o riassuntivi:
UNSCEAR 2006 Report
: “Effects of ionizing radiation” (2008)
–
Volume I -
Annex A: “Epidemiological studies of radiation and cancer”
–
Volume I - Annex
B: “Epidemiological evaluation of cardiovascular disease and
other non-
cancer diseases following radiation exposure”
UNSCEAR 2001 Report
: “Hereditary effects of radiation” (2001)
UNSCEAR 2010 Report
: “
Summary of low-dose radiation effects on health
” (20
11)
UNSCEAR 2013 Report: Vol.II
“
Scientific findings on effects of radiation exposure of children
” (20
13)
2.
ICRP:
le raccomandazioni di base in materia di radioprotezione di più recente emanazione (2007), nonché la pubblicazione del 2003 in cui sono esaminati specificamente gli effetti delle radiazioni su embrione e feto:
ICRP Publication
103: “The 2007 Recommendations of the International Commission on Radiological Protection”, Annals of the ICRP 37
(2
–
4), 1
–
332 (2007)
ICRP
Publication 90: “Biological Effects after Prenatal Irradiation (Embryo and Fetus)”,
Annals of the ICRP 33 (1
–
2), 1
–
206 (2003)
3.
IARC:
la monografia complessiva sui fattori di rischio di tumore negli umani, in cui vengono riassunte e aggiornate le analisi su tutti gli agenti cancerogeni, tra cui (nella parte D) le radiazioni ionizzanti:
IARC Monographs on the Evaluation of Carcinogenic Risks to humans - Volume 100:
“A review of
Human Carcinogens -
Part D: Radiations” (2012).
Capitolo 2 Effetti sanitari delle radiazioni ionizzanti
29
Una sintesi di questa monografia si trova su
Cogliano et al. Preventable exposures associated with human cancers. J. Nat. Cancer Inst. (2011)
.
4.
BEIR:
il VII rapporto, pubblicato nel 2006, nel quale sono presentate le più aggiornate
stime (tra quelle effettuate dall’NRC
-BEIR) del rischio di tumore e altri effetti sanitari
dovuti all’esposizione a basse dosi di radiazioni ionizzanti:
BEIR-VII report:
“Hea
lth risks from exposure to Low Levels of Ionizing Radiation: BEIR VII,
Phase 2”, Washington, DC: Natio
nal Academy Press (2006).
Sulla base dell’analisi di queste rassegne della letteratura e delle valutazioni ivi contenute –
con particolare riguardo alla citata monografia IARC del 2012, la quale contiene, come in tutte le monografie IARC, una valutazione del grado di evidenza di cancerogenicità degli agenti presi in esame
–
sono stati identificati due gruppi di patologie tumorali per le quali vi è, secondo la IARC, evidenza
sufficiente
o
limitata
di un ruolo eziologico da parte
delle radiazioni ionizzanti. Inoltre, le patologie per le quali l’evidenza è sufficiente sono
suddivise in un primo gruppo (riportato nella Tabella 2.7 della monografia IARC 100-D) per le quali la valutazione è sostanzialmente concorde tra tutte le rassegne citate, ed un secondo gruppo contenente la altre patologie tumorali per le quali la IARC nel suo ultimo
rapporto ha comunque valutato vi sia ormai un’evidenza sufficiente.
L’analisi
di mortalità riportata in questo rapporto è stata effettuata per un insieme di 62 patologie (descritte nel Capitolo 3), che includono tutte le patologie tumorali per le quali
la IARC ha valutato esservi un’evidenza sufficiente o limitata di ruolo eziologi
co da parte delle radiazioni ionizzanti (
Tabella 2.1
). Informazioni generali, anche di taglio divulgativo, sul rischio da radiazioni ionizzanti possono essere reperite in diverse pubblicazioni (ad es. RERF, 2008; UNSCEAR, 2011; Bochicchio, 2012).
Tabella 2.1.
Elenco delle patologie tumorali associate a radiazioni ionizzanti.
Evidenza di cancerogenicità Fonte Patologie tumorali
Sufficiente Lista Tab.2.7 IARC (2012) (7): tumore dello stomaco; tumore del colon-retto; tumore della trachea, bronchi e polmone; altri tumori della pelle; tumore della mammella (solo femmine); tumori della tiroide; leucemie*. Altri IARC (2012) (6): tumori delle ghiandole salivari principali; tumore della vescica;
tumore dell’esofago; tumori delle ossa e della cartilagine
articolare; tumore del rene e di altri non specificati organi urinari; tumore
dell’encefalo e del sistema nervoso centrale.
Limitata IARC (2012) (11): tumore primitivo del fegato e dei dotti biliari intraepatici;
tumori dell’intestino tenue, duodeno inclu
so; tumore del pancreas; tumore del connettivo e di altri tessuti molli; melanoma della pelle;
tumore dell’utero; tumore dell’ovaio e degli altri annessi uterini;
tumore della prostata; linfomi non Hodgkin; malattia di Hodgkin; mieloma multiplo e tumori immunoproliferativi.
*
La IARC non include la leucemia linfatica cronica (CLL) nel gruppo delle leucemie che sono in relazione causale con le radiazioni ionizzanti, ma studi recenti (sul personale delle squadre di emergenza che hanno operato a Chernobyl, Zablotska et al 2013) hanno mostrato un ruolo eziologico delle radiazioni ionizzanti per le CLL analogo alle altre leucemie, per cui nel presente rapporto sono state considerate tutte le leucemie insieme (codici ICD-9-CM 204
–
208
3
Analisi di mortalità: metodologia
Indice
L’analisi
della mortalità relativa alle popolazioni residenti nei Comuni di Bosco Marengo (AL), Caorso (PC), Ispra (VA), Latina, Rotondella (MT), Saluggia (VC), Sessa Aurunca (CE), Trino Vercellese (VC), è stata effettuata seguendo un approccio simile a quello adottato
dall’Istituto Superiore di Sanità nello
Studio Epidemiologico Nazionale dei Territori e degli Insediamenti Esposti a Rischio di Inquinamento
(SENTIERI) (Pirastu et al., 2010). In particolare sono stati esaminati tutti i dati di mortalità a livello comunale forniti
dall’ISTAT dal 1980 (anno in cui l’ISTAT ha iniziato a rendere disponibili sistematicamente i
dati di mortalità a questo livello di dettaglio) al 2008 (anno più recente disponibile al momento delle analisi effettuate per questo rapporto). I dati relativi agli anni 2004 e 2005
non sono stati codificati dall’ISTAT e quindi non è stato possibile analizzarli.
Si tratta pertanto di un’analisi
su 27 anni distribuiti su di un periodo di quasi 30 anni. Le analisi sono state condotte separatamente per i tre periodi: 1980
–
1989, 1990
–
1999 e 2000
–
2008. Nel seguito, faremo riferimento ai tre periodi usando il termine
decadi
, ancorché il terzo periodo copra un arco temporale di 9 anni e con dati relativi a 7 anni.
Per l’area Roma
-Casaccia, invece, i dati di mortalità sono stati ottenuti effettuando uno
studio di coorte retrospettivo: la popolazione che nell’ottobre 2001 risultava residente nell’area Roma
-Casaccia è stata seguita fino a dicembre 2010, per un totale di circa 9 anni. Le informazioni sui decessi avvenuti in tale coorte e sulla causa di morte sono state recuperate attraverso il Registro Nominativo delle Cause di Morte (Re.N.Ca.M.) della regione Lazio. Ulteriori dettagli relativi alla metodologia adottata per la conduzione di tale studio sono riportati nel Paragrafo A1.9.2 dedicato
all’area Roma
-Casaccia. Le patologie (singole o gruppi) causa di decesso prese in esame in questo studio sono 62, suddivise nelle seguenti 4 classi: 1) tutte le cause di morte e 5 grandi gruppi di patologie causa di morte (classe A); 2) le 13 patologie per le quali
, sulla base dell’esame (descritto nel Capito
lo 0) delle rassegne di studi epidemiologici,
vi è un’evidenza
sufficiente
di un ruolo eziologico
dell’esposizione a radiazioni ionizzanti (
classe B); 3) le 11 patologie per le quali, sulla base
dell’esame (descritto nel Capito
lo 0) delle rassegne di studi epidemiologici,
vi è un’evidenza
limitata
di un ruolo eziologico
dell’esposizione a radiazioni ionizzanti (
classe C); 4) altre 32 patologie prese in esame nel progetto SENTIERI (Tabella 3 di Pirastu et al, 2010) (classe E).
Inoltre, per la classe d’età di 0–
14 anni, è stato selezionato un sottoinsieme di 8 patologie o gruppi di patologie di specifico interesse, tra cui le due (leucemie e tumori della tiroide) per le quali vi è un ruolo eziologico delle radiazioni ionizzanti (classe D).
L’elenco delle
62 patologie (singole o gruppi) incluse
nell’
analisi di mortalità è riportato in Tabella 3.1.
L’analisi ha riguardato la classe di età 0–
99 anni ed è stata condotta separatamente per
genere. Inoltre è stata condotta un’analisi per la classe di età 0–
74 anni per maschi e femmine insieme. Anche la classe di età 0
–ella tabella 4.1.B, analizzando le singole decadi, si evidenzia: un eccesso di mortalità nella seconda decade nel Comune di
Caorso
(+24%); un difetto di mortalità nella seconda decade nei Comuni di
Ispra
(
–
31%),
Sessa Aurunca
(
–
12%) e
Trino Vercellese
(
–
16%)
;
un
14 anni è stata analizzata solo per maschi e femmine insieme.
Oltre al numero di decessi osservati ed al tasso standardizzato di mortalità, è stato calcolato il
rapporto standardizzato di mortalità
(SMR) ed il relativo
intervallo di confidenza
(IC) al 90%. In questa sede interessa ricordare che
l’intervallo di confidenza
è innanzitutto una misura della precisione di una stima, ed è quindi opportuno scegliere un livello di confidenza che fornisca una indicazione utilizzabile: soprattutto nel caso di eventi rari (come molti tipi di tumori) in popolazioni di piccole dimensioni (come per la quasi totalità dei Comuni presi in esame in questo rapporto), gli IC al 95% o al 99% possono risultare molto ampi (e quindi poco informativi), mentre gli IC al 90% possono
meglio dare l’informazione di qual è la regione dei valori entro i quali è verosimile si trovi il parametro (in questo caso l’SMR) di interesse (Biggeri et al
., 2011; Sterne e Smith, 2001). Nel presente rapporto, in alcune situazioni (prevalentemente per la classe di età 0
–
14 anni) in cui il numero di casi osservati è pari a zero e il numero di casi atteso è molto
piccolo (molto inferiore all’unità) anche gli intervalli di confidenza al 90% risultano
talmente ampi da non permettere
l’individuazione di eventuali difetti significativi di
mortalità. Tali intervalli di confidenza sono riportati esattamente come vengono ricavati dalla procedura analitica impiegata, tuttavia non devono essere interpretati attribuendo loro la precisione indicata dalle cifre riportate. L
'intervallo di confidenza per l’SMR non è
riportato per il tumori della tiroide nelle Tabelle D in quanto il numero di casi attesi per tale patologia nella classe di età 0
–
14 è sistematicamente molto piccolo (Minelli et al., 2013).
Per convenzione gli SMR osservati si definiscono “significativi” o “non significativi” a
seconda che il valore 100 sia compreso o meno nell
’
intervallo di confidenza. In particolare, gli SMR > 100 che hanno anche l
’
estremo inferiore dell
’
intervallo di confidenza > 100 (ad es. SMR=150, con IC=120
–
200) sono considerati convenzionalmente
eccessi statisticamente significativi
di mortalità, mentre gli SMR < 100 che hanno anche l
’
estremo superiore dell
’
intervallo di confidenza < 100 (ad es. SMR=50, con IC=35
–
80) sono considerati convenzionalmente
difetti statisticamente significativi
di mortalità. In questo rapporto, per brevità, ci riferiremo a queste due situazioni usando rispettivamente i termini
eccesso
e
difetto
di mortalità. A tale proposito va notato che adottando un intervallo di confidenza al 90% si ammette implicitamente che, per il solo effetto del caso, è possibile ottenere risultati significativi in eccesso o difetto nella misura del 10% dei confronti eseguiti. Quindi, ad esempio, analizzando la mortalità per il totale delle 62 cause prese in esame in questo rapporto, ci si può aspettare (sia per ognuna delle decadi analizzate che
per l’intero
periodo) che in 6 casi si osservi un eccesso o difetto significativo per puro effetto del caso e non a causa del fattore di rischio in studio (falsi positivi o negativi). A questo si è ovviato in parte individuando a priori un elenco di cause correlabili con
l’
esposizione a radiazioni ionizzanti (classi B e C), ma si tratta di un assunto che non mette completamente al riparo dal rischio di cui sopra. In questo rapporto gli SMR utilizzano come popolazione di riferimento quella regionale presa nello stesso periodo, mentre i tassi standardizzati (metodo diretto) hanno come popolazione standard di riferimento quella italiana risultante dal Censimento 2001. La definizione di SMR e la sua interpretazione sono riportati, con maggior dettaglio, in Appendice.
4
Analisi di mortalità complessive
Indice
Le analisi di mortalità per i singoli Comuni sono riportate negli Allegati 1, 2 e 3. Data la bassa numerosità delle popolazioni coinvolte (tranne che nel caso di Latina), i decessi osservati sono spesso in numero esiguo e conseguentemente le stime di SMR sono affette da una rilevante imprecisione, che si riflette in intervali di confidenza molto ampi (come spiegato in Appendice). Al fine di ridurre tali imprecisioni e di evidenziare andamenti complessivi, sono state quindi effettuate analisi aggregando i risultati delle singole analisi svolte
, cosa resa possibile dall’aver applicato la stessa metodica a tutti i
Comuni. In particolare, le tabelle presentate in questo capitolo contengono gli SMR calcolati aggregando:
le patologie appartenenti alla stessa classe di patologie (solo per le classi B e C, separatamente e insieme, in quanto sono più omogenee e con una consolidata
evidenza da precedenti studi epidemiologici di un’associazione causale, sufficiente (B) o limitata (C), con l’esposizione a radiazioni i
onizzanti) (vedi Paragrafo 4.1);
gli 8 Comuni sedi di impianti nucleari esaminati nel presente rapporto (sia escludendo il Comune di Latina, in quanto la sua popolazione è molto maggiore di quella degli altri Comuni con conseguente ruolo preponderante nell
’analisi
complessiva, sia includendolo) (vedi Paragrafo 4.2); Le analisi complessive riportate in questo in questo capitolo, così come quelle per i singoli
Comuni riportate nell’Alle
gato 1, sono relative sia ai singoli tre periodi temporali analizzati (le tre decadi)
, che all’intero periodo
1980
–
2008. Gli SMR relativi ad aggregazioni sono stati calcolati dividendo il totale dei casi osservati nel gruppo di interesse (di patologie, di Comuni, o di decadi) per il totale dei casi attesi nello stesso gruppo.
4.1
Analisi complessive, per ogni Comune, relative all
’
insieme di patologie connesse con l
’
esposizione a radiazioni ionizzanti
In questo paragrafo, nelle Tabelle 4.1.B e 4.1.C, sono riportati i risultati ottenuti per ciascun Comune aggregando le patologie appartenenti, rispettivamente, alla classe B e alla classe C, che sono le patologie di maggior interesse per questo rapporto avendo
un’associazione causale rispettivamente
sufficiente
o
limitata
con l’esposizione a
radiazioni ionizzanti. Queste tabelle facilitano anche il confronto dei risultati tra i diversi Comuni. Per ciascun Comune, i risultati riportati nelle tabelle 4.1.B e 4.1.C coincidono con quelli riportati nel
l’Alle
gato 1, ne
ll’ultima
riga delle tabelle di tipo B e C. Nella tabella 4.1.BC sono presentati i risultati ottenuti aggregando le patologie delle classi B e C insieme.
L’
analisi è stata effettuata anche aggregando i dati per decade (con i risultati riportati
nell’ultima colonna
delle Tabelle 4.1) e aggregando per gli 8 Comuni, incluso ed escluso Latina (con i risultati riportati nelle ultime due righe).
L’analisi aggreg
ata non è stata condotta per le patologie delle classi A e D (come spiegato nel
l’Alle
gato 1) in quanto la maggior parte di tali patologie rappresentano già delle aggregazioni di specifiche patologie-cause di morte, e non sono omogenee. Per comodità vengono nuovamente riportate le patologie appartenenti alle classi B e C:
nella classe B sono incluse le seguenti 13 patologie: tumore dello stomaco; tumore del colon-retto; tumore della trachea, bronchi e polmone; altri tumori della pelle; tumore della mammella; tumori della tiroide; leucemie
1
; tumori delle ghiandole salivari principali; tumore della vescica; tumore
dell’esofago; tumori delle ossa e
della cartilagine articolare; tumore del rene e di altri non specificati organi urinari;
tumore dell’encefalo e del sistema nervoso centrale;
nella classe C sono incluse le 11 patologie: tumore primitivo del fegato e dei dotti
biliari intraepatici; tumori dell’intestino tenue, duodeno incluso; tumore del
pancreas; tumore del connettivo e di altri tessuti molli; melanoma della pelle;
tumore dell’utero; tumore dell’ovaio e degli altri annessi uterini; tumore della
prostata; linfomi non Hodgkin; malattia di Hodgkin; mieloma multiplo e tumori immunoproliferativi.
difetto di mortalità nella terza decade nei Comuni di
Saluggia
(
–
25%)
,
Sessa Aurunca
(
–
14%)
e
Trino Vercellese
(
–
25%). Analizzando i dati delle tre decadi aggregate (periodo 1980
–
2008), si osserva un valore di SMR in eccesso per il Comune di
Latina
(+4%). Si osservano invece tre valori di SMR in difetto per i Comuni di
Ispra
(
–
18%),
Sessa Aurunca
(
–
12%) e
Trino Vercellese
(
–
15%). Aggregando i dati dei Comuni, escludendo il Comune di
Latina
non si osservano eccessi di mortalità; si osserva un difetto di mortalità nella seconda e nella terza decade e
nell’intero periodo 1980–
2008 (
–
7% e
–
13%, rispettivamente). Se si include anche il Comune di
Latina
, non si osservano eccessi né difetti di mortalità significativi, cioè la
mortalità per l’insieme
delle patologie della classe B rimane in linea con quella regionale
in ogni decade e nell’intero periodo
1980
–
2008
Nella tabella 4.1.C, analizzando le singole decadi, si evidenzia un SMR in eccesso solo nella terza decade per il Comune di
Bosco Marengo
(+55%), mentre per i restanti Comuni non si osserva nessun eccesso significativo di mortalità, piuttosto dei difetti: nella prima decade per
Caorso
(
–
46%) e
Trino
Vercellese
(
–
28%), nella seconda decade per
Sessa Aurunca
(
–
23%), e nella terza decade per
Ispra
(
–
49%) e
Latina
(
–
10%). Analizzando i dati delle tre decadi aggregate (periodo 1980
–
2008), non si osserva alcun eccesso significativo di mortalità, mentre si riscontrano tre difetti di mortalità nei Comuni di
Caorso
(
–
23%)
,
Ispra
(
–
28%) e
Sessa Aurunca
(
–
17%). Aggregando i dati dei Comuni, escludendo il Comune di
Latina
si ottengono valori di SMR in difetto per la prima decade (
–23%) e per l’intero periodo 1980–
2008 (
–
12%). Se si include anche il Comune di
Latina
, la mortalità per l’insieme delle patologie della classe C
mostra difetti rispetto a quella regionale nella terza decade (
–9%) e nell’intero periodo 1980
–
2008 (
–
5%). Sia escludendo che includendo il Comune di
Latina
non si osservano eccessi significativi di mortalità. Analizzando le singole decadi, nella tabella 4
.1.BC, relativa all’insieme
delle patologie potenzialmente correlabili
con l’esposizione alle radiazioni ionizzanti
(incluso quindi sia quelle della classe B, aventi evidenza sufficiente, che quelle della classe C, aventi evidenza limitata), si osservano tre eccessi di mortalità: nella prima decade a
Latina
(+6%), nella seconda decade a
Saluggia
(+20%), e nella terza decade a
Bosco Marengo
(+34%). Si osservano inoltre sette difetti di mortalità: nella prima decade a
Sessa Aurunca
(
–
11%) e
Trino Vercellese
(
–
13%), nella seconda decade a
Ispra
(
–
26%) e
Sessa Aurunca
(
–
15%) e nella terza decade a
Ispra
(
–
27%),
Sessa Aurunca
(
–
14%) e
Trino Vercellese
(
–
20%). Analizzando i dati delle tre decadi aggregate (periodo 1980
–
2008), si osserva una mortalità superiore (del 3%) alla media regionale per il Comune di
Latina
, ed una mortalità inferiore (rispettivamente del 21%, 13% e 14%) alle medie regionali per i Comuni di
Ispra
,
Sessa Aurunca
e
Trino Vercelles
e. Aggregando i dati dei Comuni, si osserva un difetto di mortalità se si esclude
dall’aggregazione il Comune di
Latina
in tutte le tre decadi (
–
9%,
–
7% e
–
11%,
rispettivamente), così come per l’intero periodo 1980–
2008 (
–
9%), mentre includendo il Comune
di
Latina
i difetti di mortalità non risultano più significativi. Sia escludendo che includendo il Comune di
Latina
non si osservano eccessi significativi di mortalità rispetto Commenti alle Tabelle 4.2.B (patologie di classe B)
Analizzando i dati delle singole decadi, aggregando i dati relativi a 7 Comuni (escluso quindi il Comune di Latina), si osserva una mortalità in eccesso per 3 patologie: nella prima decade per i
tumori della tiroide
(+89%, ancorché il calcolo dell’SMR sia basato su
un esiguo numero di casi osservati) e per il
tum
ore dell’encefalo e del sistema nervoso
centrale
(+33%), nella seconda decade per il
tumore dello stomaco
(+17%). Inoltre si osservano un totale di 6 difetti di mortalità, di cui quattro nella seconda decade
–
per il
tumore del colon-retto
(
–
21%), per il
tumore della trachea, bronchi e polmone
(
–
11%), per il
tumore della mammella
(
–
17%) e per il
tumore dell’esofago
(
–
41%, ancorché il calcolo
dell’SMR sia basato su un esiguo numero di casi osservati)
–
e due nella terza decade per il
tumore della trachea, bronchi e polmone
(
–
21%) e per il
tumore dell’esofago
(
–
64%,
ancorché il calcolo dell’SMR sia basato su un esiguo numero di casi osservati).
Includendo nelle analisi aggregate per Comune anche Latina, i tre eccessi sopra citati non risultano più significativi, mentre si osservano eccessi di mortalità per altre 3 patologie: nella prima decade per
gli altri tumori della pelle
(+83%), nella seconda decade per i
tumori delle ghiandole salivari principali
(+78%) e per il
tumore del rene e di altri non specificati organi urinari
(+24%). Inoltre si osservano un totale di 2 difetti di mortalità
Rapporto finale
–
Stato di salute della popolazione residente nei Comuni già sedi di impianti nucleari: Analisi della mortalità, stima dei casi attesi e rassegna degli altri studi epidemiologici
40 rimane il difetto di mortalità per il
tumore del colon retto
nella seconda decade (
–
11%) e diventa in difetto la mortalità per lo stesso tumore anche nella prima decade
(
–
12%). Aggregando i dati relativi alle tre decadi, quando si esclude il Comune di Latina
dall’analisi, si osserva solo 1 eccesso di mortalità per i
tumori della tiroide
(+50%) e 4 difetti di mortalità che riguardano il
tumore del colon-retto
(
–
14%), il
tumore della trachea, bronchi e polmone
(
–
11%), il
tumore della mammella
(
–
15%) e il
tumore
dell’esofago
(
–
42%). Includendo nelle analisi aggregate anche il Comune di Latina nessun eccesso o difetto di mortalità risulta significativo. Per le patologie della classe B considerate nel loro complesso, non si osservano valori di SMR in eccesso, né includendo e né escludendo Latina. Si osservano 3 difetti di mortalità nella seconda (
–
7%), nella terza decade (
–13%) e sull’intero
periodo 1980
–
2008 (
–
8%),
ma solo quando si esclude dall’analisi il Comune di Latina.
Studi relativi alle centrali nucleari di Borgo Sabotino e del Garigliano
Come riportato nel paragrafo 6.3, in cui viene descritto lo studio di Mataloni et al. (2012),
l’analisi di mortalità (e di incidenza) è stata condotta
nella
coorte costituita dall’insieme
dei residenti in prossimità (<7 aurunca="" borgo="" centrali="" comune="" del="" delle="" di="" due="" e="" garigliano="" italiane="" km="" latina="" nel="" nucleari="" p="" sabotino="" sessa="">L’analisi condotta nel presente rapporto e lo studio di Mataloni et al. (2012) presentano le
seguenti sostanziali differenze metodologiche:
l’analisi di mortalità contenuta nel presente rapport
o si basa su un approccio di tipo geografico (con dati analizzati a livello comunale), mentre lo studio di Mataloni et al. ha seguito un approccio di coorte;
nel presente rapporto sono considerati i decessi osservati tra tutti i residenti del Comune di Latina e i decessi tra tutti i residenti a Sessa Aurunca; nello studio di
Mataloni et al. (2012) la mortalità e l’incidenza sono osservate nell’insieme dei
soli residenti entro 7 km di distanza dalle due centrali (indipendentemente dal Comune di residenza), senza includere i residenti a Sessa Aurunca (in quanto non coperti dal registro tumori di Latina). Inoltre si consideri che, per il Comune di Latina, i residenti
entro 7 km dall’impianto nucleare sono circa il 24% del totale dei residenti nel
Comune di Latina;
nel presente rapporto viene studiata la mortalità relativa alle tre decadi 1980
–
1989, 1990
–
1999 e 2000
–2008 e all’intero periodo 1980–
2008, mentre nello studio di
Mataloni et al. (2012) l’analisi di mortalità è relativa al periodo 1996–
2007. Per tali differenze metodologiche, i due studi, pur avendo obiettivi comuni, non sono direttamente confrontabili nei risultati, e sono piuttosto da ritenere complementari per quanto riguarda il contenuto informativo: il presente studio analizza la mortalità su una popolazione più ampia, quella del Comune in cui si trova il sito nucleare, residente non sempre in prossimità della centrale (comunque entro circa 20 km), mentre lo studio di Mataloni et al. (2012) si concentra su un gruppo specifico, più ristretto di popolazione, quello più vicino (residente entro 7 km) alle due centrali. Inoltre nello studio di Mataloni et al. viene valutata l’associazione tra distanza dagli impianti e mortalità, cosa che non è
stato possibile effettuare nel presente rapporto per mancanza delle informazioni necessarie allo scopo.
Complessivamente, nello studio condotto intorno alle centrali di Borgo Sabotino (Latina) e del Garigliano (Sessa Aurunca) e nello studio effettuato in prossimità del JRC di Ispra, non si riscontrano eccessi significativi di mortalità né di incidenza per le cause generiche e specifiche anali
zzate; nei dintorni di Saluggia, l’unico eccesso di mortalità riscontrato è
per il tumore del pancreas negli uomini (+72%, con 15 decessi osservati), ma tale eccesso
non risulta significativo nell’analisi riportata in questo rapporto, come si può vedere
ne
ll’Alle
gato 2; negli studi condotti a Trino Vercellese sono stati osservati degli eccessi di
mortalità tra le cui cause gli autori considerano probabile l’esposizione professionale.
Le analisi per verificare l’eventuale andamento di rischio in relazione al
la distanza non hanno
evidenziato incrementi di rischio per distanze ravvicinate dall’impianto nucleare. Anche
per le fasce di età <15 6.5.2="" a="" adottata="" alcuni="" alcuno="" altri="" anni="" aspetti="" capitolo.="" caratterizzano="" che="" complessivo="" confrontati="" da="" del="" della="" di="" differenze="" e="" effettuati="" evidenti="" i="" il="" in="" incidenza="" italia="" la="" le="" metodologia="" metodologiche="" molteplici="" mortalit="" negli="" nel="" nella="" non="" o="" osservato="" p="" paesi="" parte="" popolazione="" presente="" quella="" questo="" rassegna="" riferimento.="" riportati="" risultato="" scostamento="" si="" significativo="" sintetizzati="" sono="" studi="" studio="" tabella="" tra="" vari=""> –
cioè che nelle popolazioni residenti nei Comuni presi in esame non si evidenziano eccessi di mortalità generalizzati o sistematici per specifiche patologie, in particolare quelle correlabili con le radiazioni ionizzanti
–
è in linea con i risultati e le conclusioni a cui giungono la quasi totalità degli studi condotti in altri Paesi e degli altri studi condotti in Italia, ad eccezione dei risultati ottenuti nello studio
KiKK
tedesco
–
ritenuti non spiegabili in base ai dati di esposizione a radiazioni ionizzanti e per spiegare i quali sono state avanzate diverse altre ipotesi (ancorché nessuna delle quali ancora validata)
–
e di quelli ottenuti in una delle due analisi dello studio
Geocap
francese che rilevano un eccesso di rischio di leucemie tra i bambini sotto i 5 anni entro 5 km dagli impianti, eccesso che nel caso dello studio francese scompare se si usa come indicatore
dell’esposizione una valutazione della dose connessa
agli scarichi di radioattività dagli
impianti nucleari invece della semplice distanza dall’impianto
A1.4.2
Commenti
Tabella A. Nel Comune di Latina, nettamente il più popoloso tra quelli analizzati, la mortalità per
tutte le cause
risulta in eccesso nella prima decade (+2%), seppur in modo non significativo, mentre si riscontra sia un eccesso di mortalità per
tutti i tumori
nella prima decade (+6%) che per le
malattie del sistema circolatorio
nella terza decade (+5%). Nella terza decade si osservano inoltre due difetti di mortalità, per le
malattie dell’apparato
respiratorio
(
–
12%) e per le
malattie dell’apparato digeren
te
(
–17%). Dall’analisi relativa all’intero periodo 1980–
2008 la mortalità risulta in eccesso del 4% per
tutti i tumori
, mentre non si osserva più un eccesso di mortalità per le
malattie del sistema circolatorio
. Dalle analisi aggregate sul periodo 1980
–
2008 si confermano in difetto le mortalità per le
malattie
dell’apparato respiratorio
(
–
6%) e per le
malattie dell’apparato digerente
(
–
9%). Tabella B. Si riscontrano eccessi rispetto alla mortalità attesa per il
tumore della trachea, bronchi e polmone
nella prima decade (+19%), per
altri tumori della pelle
nella prima decade (+103%, con 11 casi osservati) e per
tumore del rene e di altri non specificati organi urinari
nella seconda e terza decade (+33% e +31%). Per l’intero periodo 1980–
2008 si osserva una mortalità in eccesso per il
tumore della trachea, bronchi e polmone
(+7%), per il
tumore del rene e di altri non specificati organi urinari
(+22%) e per il
tumore dell’esofago
(+24%); per
questi ultimi due eccessi l’intervallo di confidenza associato è più
ampio.
Aggregando tutte le patologie presenti nella Tabella B si ottiene per l’intero periodo 1980–
2008 un valore di SMR in eccesso (basato su un elevato numero di casi); nelle singole decadi
l’SMR risulta sempre >100 ma non significativo.
Tabella C. Nessuna differenza significativa rispetto alla mortalità attesa nelle singole decadi.
Analizzando i dati sull’intero periodo 1980–
2008 si trova un difetto di mortalità per il
tumore primitivo del fegato e dei dotti biliari intraepatici
(
–
18%). Aggregando tutte le patologie contenute nella Tabella C si ottiene un difetto di mortalità nella terza decade. Tabella D.
Nella classe d’età 0–
14 anni si osserva un eccesso di mortalità
per tutte le cause
e per il
tumore del sistema nervoso centrale
(anche se la stima è basata su un esiguo numero
di casi) nella seconda decade. L’eccesso di mortalità per il
tumore del sistema nervoso centrale
si osserva anche aggregando i dati delle tre decadi. Riassumendo, a Latina la mortalità generale non si discosta da quella esperita dal resto della popolazione regionale. Nel trentennio 1980-2008 un eccesso si registra per la mortalità per
tutti i tumori, mentre quella per le malattie dell’apparato respiratorio e di quello digerente
risulta in difetto. La mortalità per patologie con evidenza sufficiente di associazione con le radiazioni ionizzanti nel loro insieme risulta in eccesso nel trentennio e nelle singole decadi considerate (anche se in queste ultime le stime non sono statisticamente significative). In parti
colare, risulta in eccesso la mortalità per il tumore del polmone, dell’esofago e del rene.
Non risultano eccessi di mortalità per patologie con evidenza limitata, mentre è in difetto la mortalità per il tumore del fegato. Tra la popolazione infantile (classe di età: 0
–
14 anni)
risulta in eccesso la mortalità per il tumore dell’encefalo e del sistema nervoso centrale. Quest’ultimo risultato, data la peculiarità della fascia di età alla quale si riferisce, merita una
particolare attenzione e richiede un ulteriore approfondimento
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