Radon i bostäder och lungcancer

Transkript

1 IMM-rapport 2/93 Radon i bostäder och lungcancer En landsomfattande epidemiologisk undersökning Göran Pershagen 1, Olav Axelson 2, Bertil Clavensjö 3, Lena Damber 4, Gunilla Desai 2, Anita Enflo 5, Frederic Lagarde 1, Hans Mellander 5, Magnus Svartengren 1, Gun Astri Swedjemark 5, Gustav Åkerblom 5 1 Institutet för miljömedicin, Karolinska institutet, Stockholm 2 Institutionen för yrkesmedicin, Universitetssjukhuset, Linköping 3 Bjerking Ingenjörsbyrå AB, Uppsala 4 Onkologiskt centrum, Norrlands Universitetssjukhus, Umeå 5 Statens strålskyddsinstitut, Stockholm Stockholm 1993

2 *! ISSN Gotab tryckeri, Stockholm 1993

3 Förord Radon i bostäder är ett dominerande strålskyddsproblem i vårt land. Det har dock varit oklart hur stora riskerna är, och bedömningar har huvudsakligen baserats på data från gruvarbetare. Cancerkommittén föreslog 1984 en större svensk epidemiologisk undersökning i syfte att reducera osäkerheten i riskuppskattningen. Följande år uppdrog regeringen åt Socialstyrelsen att i samråd med Statens strålskyddsinstitut (SSI) undersöka förutsättningarna för genomförande av cancerkommitténs förslag till undersökning. En grupp bestående av undertecknade och med Göran Pershagen som projektledare har planerat och ansvarat för genomförande av studien. Materialinsamlingen har skett vid tre centra: Institutet för miljömedicin, Stockholm (IMM), Onkologiskt centrum, Umeå (OC) och Institutionen för yrkesmedicin, Linköping. Radonmätprogrammet med bostadsinspektioner har utförts av miljö- och hälsoskyddsförvaltningar i flertalet av landets kommuner. SSI har ansvarat för mätmetodik och analyser av radonkoncentrationer. Huvudansvaret för dataanalyserna har legat vid IMM. Vi vill särskilt tacka Eva Juslin (OC), Hillevi Giertz, Istvan Horvath och Inger Östergren (SSI), Georgina Bermann, Eva-Britt Gustafsson, Gun Jonsson, Ann-Margret Lindevall och Kristina Pannone (IMM) för deras betydelsefulla insatser i samband med datainsamling och analyser. Representanter från Socialstyrelsen har även bidragit i olika skeden av projektet, främst Astrid Mäkitalo, Bo G. Pettersson och Håkan Wahren. Projektet har erhållit finansiellt stöd från SSI, Cancerfonden, Byggforskningsrådet och Forskningsrådsnämnden. En referensgrupp bestående av experter och representanter för finansiärerna har varit knuten till studien. I referensgruppen har ingått Ulf Bäverstam, Gösta Carlsson, Nina Dawidowicz, Gunnar Eklund, Sven-Olov Ericson, Lars-Gunnar Hörte, Lars-Gunnar Larsson, Eva Melander, Ragnar Rylander, Christer Samuelsson och Gunnar Wennström. Referensgruppen har fortlöpande lämnat synpunkter under projektets gång och även granskat slutrapporten. Föreliggande rapport utgör en första redovisning av huvudresultaten i undersökningen. Den kommer att följas av ytterligare vetenskaplig rapportering

4 baserad på fortsatta analyser av materialet. Det är vår förhoppning att undersökningsresultaten kommer till användning såväl i vetenskapliga sammanhang som vid riskbedömning och riskhantering. Stockholm mars 1993 Göran Pershagen Olav Axelson Bertil Clavensjö Lena Damber Gunilla Desai Anita Enflo Frederic Lagarde Hans M ellander Magnus Svartengren Gun Astri Swedjemark Gustav Åkerblom

5 Sammanfattning I syfte att förbättra underlaget för riskuppskattningen har en landsomfattande undersökning genomförts rörande radon i bostäder och lungcancer. Studien baseras på 586 kvinnliga och 774 manlig? lungcancerfall i åldern år som diagnostiserats i 109 av landets kommuner. Två kontrollgrupper från sammaområden innehållande totalt 1380 kvinnor och 1467 män matchades till fallen med avseende på ålder och kalenderår. Den ena kontrollgruppen matchades dessutom för överlevnad efter uteslutning av rökrelaterade dödsorsaker. Radonmätningar genomfördes med spårfilm i tre månader under eldningssäsong i 8992 bostäder som bebotts av undersökningsindividerna under minst två år sedan Information om bl a bostadskarakteristika, rökvanor och yrken insamlades via enkät. Radonhalterna var approximativt log-normalfördelade med geometriska och aritmetiska medelvärden på 60,5 respektive 106,5 Bq/m 3. Det förelåg ett samband mellan beräknad genomsnittlig radonhalt i bostäderna sedan 1947 och lungcancerrisk. Den relativa risken för lungcancer var 1,3 (95% konfidensintervall: 1,1-1,6) för individer med radonnivåermellan 140 och400bq/m 3 och 1,8(1,1-2,9) förnivåer överstigande 400 Bq/m 3 jämfört med dem som haft en genomsnittlig radonhalt på högst 50 Bq/m 3. Aktuella svenska gränsvärden på 70 Bq/m 3 (för nyproduktion) och 200 Bq/m 3 (för befintlig bebyggelse) uttrycks som radondotterhalt, vilket motsvarar radonhalter av 140 respektive 400 Bq/m 3. Samverkan mellan radonexponering och rökning översteg en additiv effekt och motsvarade mer en multiplikativ interaktion. Riskuppskattningen överensstämde väl med data från gruvarbetare. Inga klara samband sågs hos dem som sov för öppet fönster, vilket delvis torde förklaras av lägre exponeringsnivåer. Det kan beräknas att ca 15% av lungcancerfallen i den studerade befolkningen kunde hänföras till radon i bostäder. Eftersom den genomsnittliga radonhalten i undersökningen i stort sett motsvarar landsmedelvärdet skulle resultaten kunna gälla för hela landet, vilket innebär ca 400 ( ) radonrelaterade fall årligen. Av olika skäl torde denna beräkning utgöra en viss underskattning.

6 Bakgrund Radon ( 222 Rn) i bostäder är en dominerande källa till exponering för joniserande strålning i de flesta länder, bl a i Sverige (WHO 1987). Baserat på nationella mätprogram har det beräknats att den genomsnittliga radonkoncentrationen i bostäder i Sverige är ca 100 Bq/m 3, vilket motsvarar en stråldos av ca 3 msv per år eller ca 60% av kollektivdosen till befolkningen. Halterna i många andra länder förefaller vara lägre, men stora regioner kan ändå ha genomsnittliga värden i nivåmed eller högre äni Sverige. Fördelningen av radonhalter i bostäder är approximativt log-normal, och det skiljer med en faktor 1000 eller mer mellan de lägsta och högsta koncentrationerna. Marken är normalt den viktigaste källan till radon i marknära bostäder (WHO 1987). Bidraget från marken bestäms huvudsakligen av radonhalten i jordluft, markens permeabilitet, tätheten hos byggnadsdelar mot mark och skillnader i lufttryck mellan jordluft och inomhusluft. Byggnadsmaterialet är en viktig källa i Sverige, eftersom uranrik sk blåbetong användes i stor skala från ca 1950 till 1975 (Swedjemark 1985). Radon i kranvatten från borrade brunnar kan också bidra till radonhalten inomhus, men denna källa är vanligtvis av mindre betydelse i Sverige. Ventilationen påverkar radonhalten, och nivåerna har sannolikt ökat under de senaste decennierna på grund av en reducerad luftomsättning i energisparande syfte. Dessutom är ventilationen av betydelse för jämviktsfaktorn mellan radongas, som normalt mäts i hus, och radons sönderfallsprodukter (de sk radondöttrarna), som ger huvuddelen av stråldosen i lungan. Flera epidemiologiska undersökningar visar att gruvarbetare utsatta för höga halter av radon löper en ökad risk för lungcancer (NAS 1988). Studier på försöksdjur bekräftar att inandning avradon orsakar lungcancer. Riskuppskattningar avseende radon i bostäder baserade på gruvarbetardata har tagit hänsyn till skillnader i ålder, kön, rökning, partikelstorlek, andel obundna radondöttrar och andningsmönster (ICRP 1987, NAS 1988, NAS 1991). Många av dessa parametrar är emellertid osäkra Kksom deras betydelse för riskuppskattningen. Lungcancerrisker knutna till exponering för radon i bostäder har studerats med både ekologisk (sk korrelationsstudier), kohort- och fall-kontrollmetodik (Samet 1989, Axelson 1991). Resultaten av de ekologiska undersökningarna är någorlunda samstämmiga, men denna undersökningsuppläggning lämpar sig inte för bedömning av orsakssamband. Tidiga kohort- och fall-kontroll-

7 studier baserade exponeringsuppskattningen huvudsakligen på bostadskarakteristika och/eller geologi, ibland kompletterad med mätningar (Axelson m fl 1979, Simpson och Comstock 1983, Edling m fl 1984, Pershagen m fl 1984, Lanctot 1985, Damberoch Larsson 1987a, Leesmfl 1987, Svensson m fl 1987). Många av dessa undersökningar visar en ökad lungcancerrisk i förhållande till beräknad radonexponering, men de begränsade undersökningsstorlekarna och osäkerheter i exponeringsuppskattningen gör det svart att använda data för kvantitativa riskuppskattningar. Fem nyligen genomförda fall-kontrollstudier baserade exponeringsuppskattningen på radonmätningar i bostäder hos undersökningsindividerna täckande boendeperioder av ca år (Axelson m fl 1988, Blot m fl 1990, Schoenberg m fl 1990, Rousteenoja 1991, Pershagen m fl 1992). Dessa studier innehöll även detaljerad information om rökning och andra faktorer som kan påverka lungcancerrisken. Svaga trender observerades i vissa av undersökningarna medan andra inte visade något samband mellan radonexponering och lungcancerrisk. Tre av studierna antydde riskuppskattningar i samma storleksordning som de som beräknats från gruvarbetare (Schoenberg m fl 1990, Axelson 1991, Pershagen m fl 1992). Inget klart mönster framträdde för samverkan mellan radonexponering och rökning med avseende på lungcancerrisken. Det huvudsakliga syftet med denna undersökning var att minska osäkerheten i riskuppskattningen då det gäller radonexponering i bostäder, vilket krävde en undersökningsstorlek som var avsevärt större än de tidigare studierna. En befolkningsbaserad fall-kontrolluppläggning användes vilket gjorde det möjligt att även beräkna den andel av lungcancersjukligheten i befolkningen som kan förklaras av radonexponering. Ett ytterligare syfte med undersökningen var att belysa samverkanseffekter mellan radonexponering och andra faktorer, särskilt rökning. I If I Material och metoder Undersökningsindivider Studien baserades på individer i åldersgruppen år som hade bott i någon av 109 kommuner i Sverige någon gång under tidsperioden 1 januari december 1984, och som bodde i Sverige den 1 januari De aktuella

8 kommunerna framgår av figur 1. Femtiosex kommuner utvaldes som högriskkommuner for radon med utgångspunkt från tidigare mätningar, geologi och data rörande användningen av blåbetong. Lågriskkommuner utvaldes mot bakgrund av samma information. Kommuner med gruvverksamhet samt Stockholm, Göteborg och Malmö exkluderades för att minska risken för inverkan av sk förväxlingsfaktorer (confounding). Med förväxlingsfaktorer avses här faktorer som orsakar lungcancer och som samvarierar med radonexponeringen. Totalt 1500 individer i åldersgruppen armed primär cancer i luftröreller lunga (ICD 7:162.1) diagnostiserad mellan 1 januari december 1984 utvaldes från cancerregistret. Urvalet inkluderade samtliga 650 fall hos kvinnor och 850 slumpmässigt utvalda fall hos män, vilket motsvarade ca 40% av alla manliga lungcancerfall under den aktuella tidsperioden. Nio fall uteslöts som inte hade primär lungcancer enligt en eftergranskning av journalerna, samt tre fall med icke epiteliala tumörer. Efter exkludenng även av 128 inflyttade till Sverige efter 1947 återstod 586 kvinnor och 774 män (tabell 1). Nästan hälften av fallen fanns i åldersgruppen år och männen tenderade att vara äldre än kvinnorna. Histologiskt underlag fanns för 84,4% av fallen, cytologi för 14,6% och för 1,1% grundades diagnosen på annan information. Histopatologisk klassificering av tumörerna baserades på Världshälsoorganisationens system (WHO 1982). PAD-utlåtanden granskades och användes för kodning av 1264 fall (92,9%). För övriga baserades kodningen på redan befintlig information i cancerregistret. Detta register använde fram till 1985 en klassifikation som är jämförbar med WHO-systemet för skivepiteltumöreroch adenocarcinom, men som inte skilde mellan småcelliga och storcelliga tumörer. Två kontrollgrupper med 1500 undersökningsindivider vardera utvaldes från befolkningsregister vid Statistiska Centralbyrån. Den första kontrollgruppen matchades på gruppnivå för ålder (5-års grupper) och kalenderår (1-års grupper) till fallgruppen och innehöll ursprungligen 775 kvinnor och 725 män. Invandrare som kommit till Sverige efter 1 januari 1947 exkluderades och resterande 730 kvinnor och 694 män användes i de fortsatta analyserna (tabell 1). De små skillnader som föreligger i åldersfördelning mellan fall och kontroller trots matchningen beror på uteslutningen av invandrare. 8

9 Den andra kontrollgruppen utvaldes enligt samma kriterier som den första gruppen, men matchades dessutom på gruppnivå med avseende på överlevnad med utnyttjande av Statistiska Centralbyråns dödsorsaksregister. Matchningen för överlevnad gjordes för att uppnå jämförbarhet i enkätdata med fallen, som i regel var avlidna vid undersökningstillfallet. För att undvika en överrepresentation av rökvanor (McLoughlin m fl 1985), uteslöts rökrelaterade dödsorsaker i den andra kontrollgruppen. På grundval av data från andra svenska undersökningar (Cederlöfm fl 1975,Carstensenmfl 1987) betraktades följande diagnoser som rökrelaterade: cancer i munhåla, matstrupe, lever, bukspottkörtel, struphuvud, livmoderhals och blåsa liksom ischemisk hjärtsjukdom, aortaaneurysm, levercirrhos, kronisk bronkit och emfysem, magsår, olycksfall och förgiftningar. Gruppen innehöll ursprungligen 683 kvinnor och 817 män, men efteruteslutning av invandrare återstod 6S0 kvinnor och 773 män. Överlevnaden hos fall och kontroller vid urvalstillfallet visas i tabell 2. Uppgifterna baseras på information i dödsorsak; registret t o m 31 december 1986 vilken var tillgänglig vid urvalet av undersökningsindivider. Ca 90% av undersökningsindividerna var avlidna bland fallen och i den andra kontrollgruppen medan mindre än 10% hade avlidit i den första kontrollgruppen. Vid tiden för insamling av enkätdata hade ytterligare dödsfall inträffat i de olika grupperna. Exponeringsinformation Alla undersökningsindivider eller anhöriga erhöll en enkät med frågor om rökvanor hos undersökningsindividerna samt hos make/maka och föräldrar. Samtliga yrken under livet skulle anges liksom bostadsadresser efter 1947 och uppgifter om hustyp, byggnadsmaterial, uppvärmningssystem, vistelsetid i bostaden mm. Ytterligare information erhölls via telefonintervju för ofullständigt ifyllda enkäter och för dem som inte svarat. Datainsamlingen gjordes utan kännedom om vilka som var fall och kontroller. Enkäter besvarades för 1118 fall samt 1192 och 1135 individer i respektive kontrollgrupp, vilket motsvarade en svarsprocent av 82,2, 83,7 och 79,8% (tabell 3). I den första kontrollgruppen besvarades enkäten oftast av undersökningsindividerna själva medan anhöriga var vanligast för fallen och den andra kontrollgruppen. Orsakerna till bortfall av enkätsvar var likartade i de olika grupperna. '

10 Beräkningen av radonexponering baserades på boendeanamnes och radonmätningar. Data från pastorsämbetenas forsamlingsregister kompletterades med information från enkäterna så att en fullständig boendeanamnes förelåg från 1947 och framåt. Radonmätningar planerades for alla bostäder som bebotts mer än två år av undersökningsindividerna mellan 1947 och 3 år fore uppföljningstidens slut. Diagnoser utgjorde slut på uppföljningstiden för fallen medan urvalsåret användes for kontrollerna. Den genomsnittliga tidsperioden då mätningar avsågs bli genomförda var 32,4 år för fallen och den första kontrollgruppen och 32,2 år för den andra kontrollgruppen. Totalt boendeperioder identifierades som uppfyllde kriterierna (tabell 4). Hos 7,5% av dessa perioder kunde dock inga adressuppgifter erhållas pga att boendeadressen var okänd, utomlands, på en båt mm. Adressinformation fanns tillgänglig for bostäder vilket motsvarade i genomsnitt 3,1,2,9 och 2,8 bostäder per individ hos fallen och de båda kontrollgrupperna. Mätningar kunde inte utföras i 3402 bostäder (27,4%). De vanligaste skälen till att mätningar inte genomfördes var att huset var rivet eller numera användes som sommarbostad. Inga påtagliga skillnader i mätprogrammet noterades mellan fallen och de båda kontrollgrupperna. Radonmätningar utfördes i tre månader under eldningssäsongen med en spårfilmsteknik som utvecklats vid Statens strålskyddsinstitut (SSI). Metoden baseras på en strålningskänslig film i hållare, kemisk etsning och ett automatiskt avläsningssystem (Mellander och Enflo 1993). Endast radongas och inte radondöttrar når detektorutrymmet i hållaren. För en mätperiod av 90 dagar är mätfelet 10% vid 60 Bq/m 3, 7% vid 115 Bq/m 3 och 5% vid 370 Bq/m 3. Detektorema kalibrerades i ett av radonrummen vid SSI. Institutet har deltagit i internationella kalibreringar sedan 1970-talet med goda resultat (Falk m fl 1990, Hutchinson m fl 1992). I varje bostad placerades en detektor i ett sovrum och den andra i vardagsrummet. Enligt instruktionen skulle detektorema placeras minst 1,5 m från fönster, dörrar och ventilationsdon, samt minst 20 cm från väggar med ökad gammastrålning, huvudsakligen beroende på blåbetong. Värmekällor som lampor och TV-apparater skulle även undvikas..i Mätprogrammet startade 1988 och avslutades Totalt 1397 bostäder { mättes 88/89, och de därpå följande eldningssäsongerna mättes 3495, 3411 respektive 689 bostäder. De flesta detektorema utplacerades av personal vid 10

11 kommunernas miljö- och häl soskyddsförvaltningar. Vid utplaceringen gjordes även en grundlig inspektion av bostäderna och information insamlades om byggnadstyp, husgrund, byggår, byggnadsn Serial, marktyp och ventilationssystem. Med hjälp av mätningar av gammas ålning fastställdes om blåbetong använts som byggnadsmaterial. Information insamlades även om åtgärder som genomförts i bostaden under eller efter det att undersökningsindividen bott där och som kunde vara av betydelse för radonhalten. Bland sådana åtgärder kan nämnas tärning av fönster och dörrar samt ändring av ventilationssystem. Beräkning av kumulativ radonexponering från 1947 gjordes för varje individ genom att addera produkterna av uppmätt radonhalt och boendetid. Tidsvägda medelvärden för radonhalten beräknades genom att dividera den kumulativa radonexponeringen med den totala boendetiden som täckts med mätningar. I vissa analyser baserade på kumulativ radonexponering ersattes bortfallet i radonmätningar med medianen för radonhalten hos samtliga undersökningsindivider. I andra analyser gjordes ersättningar av bortfallet baserat på information rörande bostadskarakteristika från enkäten (byggnadsmaterial och hustyp) och kommun (hög, medel eller låg risk för förhöjd radonhalt i bostaden). Att sova för öppet fönster kan påverka radonexponeringen och denna information användes därför i vissa analyser. Kategoriindelningen i analyserna baserade på tidsvägda medelvärden gjordes med utgångspunkt från de aktuella svenska gränsvärdena för radondotterhalt i bostäder på 70 Bq/m 3 (nyproduktion) och 200 Bq/m J (befintlig bebyggelse), vilka motsvarar radonhalter av 140 och 400 Bq/m 3. Rökvanor klassificerades med utgångspunkt ifrån tidsvägd medelkonsumtion av tobak under livet. Den dagliga konsumtionen uttrycks i cigarettekvi valenter där 1 paket piptobak (50 g) i veckan motsvarar 7,1 cigaretter per dag. En omräkning gjordes även för cigariller och cigarrer, vilket användes mera sällan. Individer som slutat röka två år eller tidigare före uppföljningstidens slut betraktades som före detta rökare. \ Varje yrke som undersökningsindividen innehaft klassificerades i en av fyra kategorier baserat på tidigare data om lungcancerriskeri olika yrken, inklusive vissa svenska undersökningar (Carstensen 1987, Damber och Larsson 1987b, Svensson 1988). Individer som varit yrkesverksamma under minst två år i någon av de båda högsta riskkategc erna klassificerades som högexponerade, medan de som endast haft Men's' rken betraktades som lågexponerade och resten som medel exponerade. 11

12 Individer som bott 10 år eller mer i Stockholm, Göteborg eller Malmö mellan 1947 och uppföljningstidens slut betraktades som urbaniserade och resten som icke urbaniserade. Ökade lungcancerrisker har observerats i dessa städer även efter det att hänsyn tagits till skillnader i rökvanor (Pershagen 1990). Statistiska metoder Dataanalyserna gjordes med användning av programpaketet EPICURE (Preston mfl 1990). Sambandmellanolikamåttpåradonexponeringochlungcancerrisk baserades på maximum-likelihood skattningar av relativ risk (RR) och 95% konfidensintervall (Kl) med utgångspunkt från logistiska regressionsanalyser (Breslow och Day 1980). Indikatorvariabler representerade kategorier av radonexponering, ålder (5-års grupper), rökning, urbaniseringsgrad och yrkesmässig exponering. Variablerna kontrollerades genom stratifiering i en betingad logistisk regression. Trendanalyser baserades på radonexponering som kontinuerlig variabel i en linjär relativ riskmodell, dvs en linjär term ersatte den loglinjära relativa risken i den logistiska regressionsmodellen (Lubin 1988). Denna modell användes även i homogenitetstest samt i bedömningen av interaktioner och etiologisk fraktion. Resultat Radonnivåerna i de 8992 mätta bostäderna var approximativt log-normalfördelade, med geometriskt och aritmetiskt medelvärde på 60,5 respektive 106,5 Bq/m 3 (figur 2). Kvartilgränser låg vid 30,57 och 116,5 Bq/m 3 och den högsta uppmätta radonhalten var 6784 Bq/m 3. Radonkoncentrationerna påverkades av byggnadsmaterial, hustyp och boendekommun, men detta kommer att utvecklas närmare i en separat rapport. I genomsnitt omfattades 23,5, 23,6 och 22,3 år av radonmätningar hos fallen och de båda kontrollgrupperna, vilket motsvarade 72,4, 72,9 och 69,2% av den tidsperiod som skulle täckas av mätningar. Inga radonmätningar kunde genomföras för 79 (5,8%), 110(7,7%)och 161 (11,3%) individerhos fallen och de båda kontrollgrupperna, och dessa uteslöts i de fortsatta analyserna. Tabell 5 visar den relativa risken för lungcancer i relation till tidsvägt medelvärde för radonhalten i bostäderna efter Det föreligger en positiv trend med en ökad relativ risk per 100 Bq/m 3 av 0,10 (95% konfidensintervall 0,01-0,22). Den relativa risken hos individer exponerade för i genomsnitt

13 400 och över 400 Bq/m 3 var 1,3 (1,1-1,6) repektive 1,8 (1,1-2,9). Inga påtagliga skillnader i resultaten ses med utnyttjande av endera kontrollgruppen och de båda grupperna har kombinerats i analyserna om inte annat anges. Ökningen av den relativa ri sken per exponeringsenhet förefaller större hos män än hos kvinnor, men denna skillnad var inte statistiskt signifikant (p= 0,28). Det föreligger en positiv trend i lungcancerrisk med ökande radonexponering i de olika åldersgrupperna, som ser ut att vara starkast i den äldsta åldersgruppen (tabell 6). Vid ett homogenitetstest framkommer emellertid att skillnaderna mellan de olika åldersgrupperna inte var statistiskt signifikant (p= 0,57). Den relativa risken i den högsta exponeringskategorin är 1,8 (0,3-10,2), 1,8 (0,8-4,0) och 1,9 (1,0-3,5) i åldersgrupperna 35-54,55-64 och år. Dm lägsta åldersgruppen innehåller färre individer än de övriga grupperna, vilket gör riskuppskattningen mera osäker. Tabell 7 visar relativa risker för lungcancer i relation till beräknad radonexponering för olika histologiska typer. De starkaste sambanden antyds för småcelliga tumörer och adenocarcinom, som visar relativa risker av 2,9 (1,4-6,0) och 2,3 (1,1-4,5) i den högsta radonexponeringskategorin, dvs ett tidsvägt medelvärde överstigande 400 Bq/m 3. Det bör noteras att 20 tumörer som sannolikt huvudsakligen utgjordes av småcelliga carcinom klassificerades i kategorin "annan typ eller okänd" beroende på att koderna i cancerregistret inte särskilde småcelliga och storcelliga tumörer. Samverkanseffekter mellan beräknad radonexponering och rökning analyseras i tabell 8. Rökare förefaller ha det starkaste sambandet med en ökad relativ risk per 100 Bq/m 3 som tidsvägt medelvärde av 0,16 och 0,19 hos individer som röker mindre än 10 cigaretter per dag respektive 10 cigaretter per dag eller mera. Riskökningen hos rökare framträdde tydligast vid jämförelse med den första kontrollgruppen (framgår ej av tabellen). Interaktionen mellan radonexponering och rökning översteg en additiv effekt i en analys med både radon och rökning som kontinuerliga variabler i en linjär modell (p= 0,02). Den \ kombinerade effekten verkar vara särskilt stark i den högsta radonexponerings- kategorin. I f I Tabell 9 visar den starka samverkanseffekten mellan radonexponering och rökning ännu tyaligare. Åldrig-rökare i den lägsta radonexponeringskategorin utgör referensgrupp. Rökare exponerade för mer än 400 Bq/m 3 har en relativ risk i storleksordningen i jämförelse med referensgruppen. De höga 13

14 radonriskerna hos rökare bidrar till att förklara den antydda skillnaden i risk mellan män och kvinnor (tabell 5), eftersom andelen rökare var mycket större hos män än hos kvinnor (43,9 och 25,9% bland dem med information om rökning). Individer som sovit för öppet fönster visade ingen klar riskökning i förhållande till beräknad radonexponering (tabell 10). I genomsnitt hade dessa sovit med öppet fönster 81,6% av den boendetid för vilken det förlag radonmätningar. Efter uteslutning av denna grupp blir ökningen av den relativa risken 0,18 (0,06-0,37) per 100 Bq/m 3. Av tabell 11 framgår att riskökningen per exponeringsenhet i regel är högre i de olika grupperna efter uteslutning av dem som sover för öppet fönster (jämför tabell 5-8). Tabell 12 visar lungcancerrisker i relation till beräknad kumulativ radonexponering med ersätt)»ing av mätbortfall baserat på medianen för radonkoncentrationen elle- på bostadskarakteristika och kommuntyp. Den positiva trenden från analyserna med tidsvägt medelvärde bekräftas vid båda typerna av ersättning för mätbortfall. Vid användning av den genomsnittliga observationstiden för mätningar (32,5 år) och en radonkoncentration av 100 Bq/m 3 som exponeringsenhet blir ökningen av den relativa risken 0,11 (0,01-0,28) och 0,10 (0,00-0,26) per exponeringsenhet med ersättning av bortfall med median respektive bostadskarakteristika och kommuntyp. Detta överensstämmer väl med riskuppskattningen utan ersättning av bortfall (tabell 5). Efter uteslutning av dem som sover med öppet fönster var motsvarande riskuppskattning 0,22 (0,06-0,47) och 0,20 (0,05-0,44) per exponeringsenhet. Den andel av lungcancerfallen i den studerade befolkningen som kunde hänföras till radon i bostäder var 0,09 (0,1)4-0,21) baserat på den genomsnittliga radonhalten för kontrollerna (103 Bq/m 3 ) och riskuppskattningen i hela materialet. Om de som sover med öppet fönster utesluts vid riskuppskattningen blir motsvarande andel 0,16 (0,08-0,30). Bland dessa var andelen 0,06 som kunde hänföras till radonhalter över 140 Bq/m 3 och 0,02 för halter över 400 Bq/m 3. Diskussion Våra resultat talar för att radonexponering är en viktig riskfaktor för lungcancer i den allmänna befolkningen. Tidigare undersökningar har givit till synes motsägelsefulla resultat, men storleken i dessa undersökningar har varit 14

15 relativt liten vilket leder till svårigheter att påvisa samband och osäkra riskuppskattningar (Samet 1989, Axelson 1991). Vår undersökning är den hittills största epidemiologiska studien rörande radon i bostäder och lungcancer där exponeringsdata baserats på mätningar som retrospektivt täcker flera decennier av individernas boende samtidigt som detaljerad information om andra riskfaktorer insamlats. Således har det varit möjligt att väsentligt reducera osäkerheten i riskuppskattningen och att bättre än tidigare belysa samverkanseffekter med rökning. Riskuppskattningen för radon i bostäder i vår studie motsvarar en ökning av den relativa risken för lungcancer på 3,4% per kbq/m 3 och år (11% per 3250 Bq/m 3 och år). Om de som sover för öppet fönster utesluts vid riskuppskattningen blir motsvarande ökning av den relativa risken 6,7% per kbq/m 3 och år (22% per 3250 Bq/m 3 och år). Hos gruvarbetare ligger riskuppskattningen mellan 0,5 och 3% per "working level month" (Samet 1989). Denna enhet används för att beskriva exponeringen för radondöttrar hos gruvarbetare och en "working level month" motsvarar ca 72 Bq/m 3 och år. Under antagande av en jämviktsfaktor (mellan radondöttrar och radon) på 0,5 och en andel av tiden i bostaden på 0,8 kanriskuppskattningenhos gruvarbetare översättas till 3-17% per kbq/m 3 och år. En jämviktsfaktor på 0,4 torde vara mer representativ för svenska bostäder (Swedjemark 1985) och endast ca 60% av tiden tillbringas i bostaden (Westrell 1984, Mjönes 1986). Med hänsyn till dessa förhållanden motsvarar riskuppskattningen hos gruvarbetare 2-10% per kbq/m 3 och år. Under förutsättning att vi beaktat den exponeringstid som är relevant för lungcancerrisken överensstämmer således vår riskuppskattning väl med data från gruvarbetare. Exponeringsbedömningen baserades på en kartläggning av radonhalten i bostäder under perioden från tre till ca 35 år före uppföljningstidens slut. Detta motsvarade ungefar hal va livstiden hos hälften av individerna i undersökningen och en större andel av livstiden förresten. Det är oklart hur den radonexponering som inträffat före den kartlagda tiden kan ha påverkat riskuppskattningen. En viss oberoende felklassificering är sannolik på grund av flyttning hos undersökningsindividerna under denna tidsperiod, vilket skulle bidra till att risken underskattas. Med oberoende felklassificering avses här en felklassificering av radonexponeringen som är lika stor hos fall och kontroller. Om å andra sidan exponeringen korrelerar starkt hos enskilda individer mellan den mätta tidsperioden och tidigare år skulle en överskattning kunna bli följden. Data från gruvarbetare antyder att effekten av radonexponering på den relativa 15

16 risken för lungcancer avtar efter år (NAS 1988), vilket talar för att den exponeringsperiod som vi studerat kanske ärmest betydelsefull. Gruvarbetarstudierna visar också att exponering som inträffat inom några år före uppföljningstidens slut spelar liten roll för risken. Analyser för att belysa effekten av tid sedan exponeringen ska även genomföras i vårt material. Riskuppskattningen för ickerökare är av särskilt intresse eftersom gruvarbetarna i regel var rökare och de flesta tidigare undersökningar av radon i bostäder inkluderade få ickerökande lungcancerfall. Våra data talar för ett samband mellan radon i bostäder och lungcancer även hos ickerökare, men riskökningen var inte statistiskt säkerställd. Trots undersökningens storlek innehöll den endast 178 lungcancerfall som aldrig rökt vilket görriskuppskattningeni denna grupp relativt osäker. Den enda tidigare undersökning av radon i bostäder som haft fler än 100 icke-rökande lungcancerfall kom från den kraftigt luftförorenade staden Shenyang i Kina och visade inte någon klar effekt av radon (Blot m fl 1990). Fortsatta undersökningar är nödvändiga för att minska osäkerheten i riskuppskattningen för icke-rökare. Vi fann en samverkan mellan radon i bostäder och rökning som översteg additivitet och mer överensstämde med en multiplikativ effekt. Studier hos gruvarbetare förefaller huvudsakligen stödja en multiplikativ samverkan, men data är inte helt entydiga (NAS 1988). Inga säkra slutsatser om samverkanseffekter med rökning kan dras från tidigare undersökningar om radon i bostäder och lungcancer (Axelson m fl 1988, Blot m fl 1990, Schoenberg m fl 1990, Ruosteenqja 1991, Pershagen m fl 1992). En multiplikativ samverkan innebär att antalet radonrelaterade lungcancerfall i en befolkning i stor utsträckning beror på andelen rökare och att antalet fall orsakade av rökning även påverkas av radonexponeringen. Ett starkare samband mellan radon i bostäder och lungcancer antyddes för småcellig cancer och adenocarcinom än för övriga histologiska typer. Hos gruvarbetare är bilden inte helt entydig men vissa studier tyder på en riskökning framför allt för småcellig cancer (Archer m fl 1974, Kunz m fl 1979, Damber och Larsson 1985). Även andra histologiska typer har dock visat en ökad förekomst hos gruvarbetare, bl a adenocarcinom (NAS 1988). Få av undersökningarna beträffande radon i bostäder och lungcancer innehöll information om histologisk typ, men vissa av dessa antydde en ökad risk särskilt för småcellig cancer (Damber och Larsson 1987a, Svensson m fl 1987, Blot m fl 1990, Pershagen m fl 1992). Våra resultat om histopatologi baserades på 16

17 information ur PAD-utlåtandena och inte på en förnyad granskning av det histologiska materialet, vilket kan ge en viss osäkerhet i klassificeringen. Det är dock osannolikt att felklassificeringen är betydande då det gäller de histopatologiska huvudtyperna. Det förelåg ingen klar effekt av uppnådd ålder på sambandet mellan radon i bostäder och lungcancer, men trenden föreföll vara starkast i den högsta åldersgruppen (65-74 år). En kombinerad analys av gruvarbetarstudierna tyder på en starkare trend i yngre åldersgrupper (NAS 1988), men tidigare resultat från bostadsexponerade är begränsade och inkonklusiva. Orsakerna till de antydda skillnaderna mellan fynden hos gruvarbetare och i vår studie i relation till uppnådd ålder är oklara, men kan ha att göra med skillnader i radonhalter. Flera förhållanden måste beaktas vid tolkningen av våra resultat. Betydande selektionsfel vid urval av kontrollerna är osannolika eftersom båda grupperna var populationsbaserade och bortfallet relativt lågt. Resultaten var dessutom likartade vid användande av endera kontrollgruppen då analyserna baserades på hela materialet. I analyser där endast enkätbesvarare inkluderades, som exempelvis då risker hos rökare studerades, föreföll dock sambanden ofta vara något starkare vid jämförelse med den första kontrollgruppen. Alla data om exponering insamlades utan kunskaper om vilka som var fall och kontroller, vilket reducerar möjligheterna för beroende felklassificering. Flera svenska undersökningar visar att information av god kvalitet om bl a boendeadresser, rökvanor och yrken kan erhållas från anhöriga till avlidna (Pershagen och Axelson 1982, Pershagen 1985, Damber 1986). Andra riskfaktorer för lungcancer som rökning, yrke och urbaniseringsgrad kontrollerades i analysen. I allmänhet sågs inga starkaförväxlingseffekterav dessa faktorer på sambandet mellan radon och lungcancer. Det är osannolikt att kvarvarande förväxlingseffekter skulle kunna förklara relativa risker i storleksordningen 1,5-2 som sågs i den högsta exponeringskategorin (tidsvägd radonhalt överstigande 400 Bq/m 3 ). Det föreligger en betydande osäkerhet i beräkningen av radonexponering för undersökningsindividerna, vilket i första hand leder till en utspädning av sambanden med lungcancer. Denna osäkerhet beror på flera faktorer, bl a mätfel, mättid, antal mätta rum, vistelsetid i bostaden, mätning av radon i stället för obundna och bundna radondöttrar samt mätningar idag för att uppskatta exponering under tidigare decennier. Mätningar enbart under eldningssäsong användes för att undvika mätperioder under sommaren då många lämnar sina 17

18 bostäder under flera veckor. Radonkoncentrationen i en stängd bostad kan vara hög (Swedjemark 1985, Arvela 1988) och flera bostäder har enbart "jälvdragssystem, som inte fungerar då temperaturskillnaderna inom- och utomhus är små. Det är troligt att vår mätning av radonkoncentrationen i genomsnitt är ca 10% högre i hus där den huvudsakliga källan är markradon eftersom mätningarna gjordes under eldningssäsong och inte under hela året. Denna skattning baseras på förekomsten av olika typer av husgrunder i marknära bostäder i Sverige (Tolstoj och Svennerstedt 1984) och jämförelser mellan radonhalter uppmätta under vinter- och sommarsäsong i Finland (Arvela m fl 1988) och Danmark (Majborn 1993). Det bör emellertid påpekas att vid mätningar i 1600 norska bostäder var radonhalterna ca 25% högre vid mätningar under eldningssäsong jämfört med hela året (Strand m fl 1991). Då byggnadsmaterialet är den huvudsakliga radonkällan torde skillnaden mellan vinter- och sommarmätningar vara mindre. Bostaden svarar i allmänhet för en betydande del av individens radonexponering. Cirka 85-90% av tiden tillbringades inomhus och 60% i den egna bostaden enligt två svenska undersökningar (Westrell 1984, Mjönes 1986). Endast ca 5-10% tillbringades utomhus och en liknande tid under resor. Radonhalterna i olika arbetsmiljöer är i allmänhet lägre än i bostäder och således mindre betydelsefulla för den totala exponeringen. Stråldosen beror huvudsakligen på koncentrationen av radondöttrar och andelen obundna döttrar i luften. Vi mätte'radongashalten i stället för döttrama framför allt av två skäl. Det är lättare, billigare och mera säkert att mäta radongas. Dessutom har mätningar av radongas visats ge ett bättre mått på stråldosen än att mäta radondöttrar (James m fl 1988, Vanmarckem fl 1987 och 1989). Detta beror på att jämviktsfaktorn mellan radon och radondöttrar minskar med ökande luftomsättning samtidigt som andelen obundna döttrar ökar. Faktorer som påverkar säkerheten i exponeringsuppskattningen för tidigare decennier baserat på mätningar idag har studerats med Monte Carlo-metodik (Bäverstam och Swedjemark 1991). Kända och beräknade svenska data användes rörande bl a mätfel, klimatskillnader, ombyggnader och boendevanor. Även en förenklad beräkning baserad på varje parameter för sig har gjorts (Swedjemark och Bäverstam 1991). Båda dessa beräkningar tyder på att de L 18

19 viktigaste källorna till osäkerhet är extrapoleringen från en relativt kort mätperiod till längre perioder och mätfel. Individuella vanor kan vara av betydelse men här saknas kunskaper. Det förefaller som om förändringar i bostäderna spelar en relativt liten roll, medan bortfall av mätningar medför mycket större fel. Två svenska undersökningar tyder på att mätningar av radonhalter idag överskattar tidigare nivåer. I en av undersökningarna mättes radonhalten i samma 177 bostäder både 1955 och 1990 (Swedjemark och Hubbard 1993). I den andra studien undersöktes 100 hus som byggts före 1920 och inte renoverats, och jämfördes med andra bostäder där radon har mätts (Buren- Haglund 1990). En tredje studie där samma 53 bostäder mättes 1976 och 1990 pekade dock närmast på en oförändrad eller sänkt radonhalt, delvis beroende på ändringar i husen bland småhusägare (Boman m fl 1993). En del av ökningen i de bådaförstnämndaundersökningarna kan förklaras av systematiska fel beroende på kalibrering, olika mätperioder och väderförhållanden under åren mm. Även om dessa fel skulle gå i samma riktning är det dock sannolikt att det föreligger en verklig ökning av radonhalterna. Undersökningarna medger dock inte en kvantitativ uppskattning. Information från andra undersökningar (Mjönes m fl 1984, Swedjemark m fl 1993) tyder på en 10-20% ökning av den genomsnittliga radonhalten viktat för ändringar i byggnadsbeståndet från den tid undersökningsindividerna bodde i bostäderna till dess att mätningarna utfördes. De flesta förändringarna i bostäderna gjordes efter 1975 i energisparande syfte, men Kfekter av sprickor i bottenplattan etc kan inte hänföras till en speciell tidsperiod. I de flesta fall minskar radonhalten då man sover för öppet fönster. Ett fönster på glänt ger en luftomsättning av ca m 3 per timme vid en vindhastighet av 3 m/s (Socialstyrelsen 1988). Detta innebär en luftväxling av 0,4-0,8 omsättningar per timme i ett rum på 10 m 2. Ökningen av den normala luftomsättningen kan vara ca 2-3 gånger vilket kan resultera i en minskning av radonhalten med 50-70% då den huvudsakliga källan är byggnadsmaterialet. Förhållandena är mer komplicerade då marken utgör den viktigaste källan. Med utgångspunkt från mätningar i 14 bostäder (både en familjs- och flerfamiljshus) med olika huvudsakliga radonkällor kan beräknas att halten minskade med ca 50% (33-88%) vid öppet jämfört med stängda fönster (Swedjemark 1985, Clavensjö 1993). Detta överensstämmer väl med resultat från enfamiljshus i en norsk undersökning (Strand m fl 1991). Effekten i flerfamiljshus var större. Det kan således beräknas att den genomsnittliga 19

20 radonexponeringen är lägre (upp till 50%) hos individer som sover med ett öppet fönster jämfört med dem som sover med stängda fönster. Riskuppskattningen för radon påverkades av huruvida man sov med öppet fönster eller inte. Det är sannolikt att mer osäkra riskestimat erhölls i vår undersökning då de som sov med öppet fönster inkluderades eftersom de flesta troligen sov med stängt fönster då mätningarna utfördes. Enkätsvaren tyder på detta men tyvärr insamlades inga data om öppet sovrumsfönster i samband med mätningarna. Inga klara effekter av radon iakttogs hos dem som sov med öppet fönster ochriskuppskattningenvar högre hos de övriga individerna. Information om huruvida man sover med öppet fönster bör inhämtas i framtida studier om bostadsradon eftersom detta kan påverka exponeringen och representativiteten hos aktuella mätningar för att skatta tidigare halter. Flera försök har gjorts att beräkna den andel av sjukligheten i lungcancer, den sk etiologiska fraktionen, som beror av radon i bostäder (Lubin och Boice 1989, Sanner och Dybing 1990). Beräkningarna ligger i storleksordningen 5-15% beroende på den antagna riskuppskattningen och exponeringen i befolkningen. Vårriskuppskattningbaseradpåhelamaterialetgav enetiologisk fraktion av 9%. Då den riskuppskattning som erhölls efter uteslutning av dem som sov med öppet fönster applicerades på den genomsnittliga exponeringsnivån i hela materialet blev den etiologiska fraktionen 16%. Somovan angivits är den senare riskuppskattningen sannolikt mer korrekt. Eftersom den genomsnittliga radonhalten i vårt material nära överenstämmer med data för hela landet kan den beräknade etiologiska fraktionen också vara relevant för hela landet. Med utgångspunkt från det totala antalet lungcancerfall som diagnostiserades årligen i Sverige under studieperioden (ca 2600) kan det beräknas att ca 400 fall om året var relaterade till exponering för radon i bostäder (95% konfidensintervall ca fall). Det bör påpekas att konfidensintervallet endast anger den statistiska osäkerheten i skattningen och således inte tar hänsyn till olika typer av systematiska fel. För radonhalter överstigande 140 och 400 Bq/m 3 motsvarade den etiologiska fraktionen ca 150 respektive 50 lungcancerfall årligen. Mot bakgrund av att den exponering som har betydelse för riskuppskattningen sannolikt överskattats och att exponeringsbedömningen medför en viss oberoende felklassificering torde det beräknade antalet radonrelaterade lungcancerfall utgöra en underskattning. Sammanfattningsvis talar studien för att radon i bostäder är en viktig orsak till lungcancer i den allmänna befolkningen. Resultaten tyder på att riskerna är av 20

21 samma storleksordning som ext^apoleringar av fynden hos gruvarbetare ger vid handen. Samverkan mellan radon och rökning var starkare än en summering av de båda faktorerna och överensstämde närmast med en multiplikativ effekt. I undersökningen var ca 15% av lungcancerfallen relaterade till radon i bostäder vilket motsvarar ca 400 fall årligen i hela landet. Av olika skäl torde denna beräkning innebära en viss underskattning. Referenser Archer, V.E., Saccomanno, G., Jones, J.H. Frequency of different histologic types of bronchogenic carcinoma as related to radiation exposure. Cancer 34: ;1974. Arvela, H., Voutilainen, A., Mäkeläinen, I., Castren, O., Winqvist K. Comparisonofpredictedandmeasuredvariationsofindoor radon concentration. Rad. Prot. Dos. 24: ; Axelson, O., Edling, C, Kling, H. Lung cancer and residency - A case-referent study on the possible impact of exposure to radon and its daughters in dwellings. Scand. J. Work Environ. Health 5:10-15;1979. Axelson, O., Andersson, K., Desai, G., Fagerlund, I., Jansson, B., Karlsson, C, Wingren, G. Indoor radon exposure and active and passive smoking in relation to the occurrence of lung cancer. Scand. J. Work Environ. Health 14: ; Axelson, O. Occupational and environmental exposures to radon: Cancer risks. Ann. Rev. Publ. Health 12: ;1991. Blot,W.J.,Xu,Z.Y.,Boice,J.D.,Jr,Zhao,D.Z.,Stone,B.J.,Sun,J.,Jing,L.B., Fraumeni, J.F., Jr. Indoor radon and lung cancer in China. J. Natl. Cancer Inst. 82: ; I I i Boman, CA., Skogberg, S., Swedjemark, G.A., Hubbard, L. Förändringar mellan 1975 och 1990 i inneklimat och radonhalt i bostäder. Statens institut för byggnadsforskning, Gävle, 1993 (under tryckning). 21

22 Breslow, N.E., Day, N.E. Statistical methods in cancer research. Vol 1. The analysis of case-control studies. Lyon, International Agency for Research on Cancer, Buren-Haglund, A. Radon och radondotterhalt i gamla hus. Rapport Statens strålskyddsinstitut, Stockholm, Bäverstam, U., Swedjemark, G.A. Where are the errors when we estimate radon exposure in retrospect? Rad. Prot. Dos. 36: ;1991. Carstensen, J.M., Pershagen, G., Eklund, G. Mortality in relation to cigarette and pipe smoking: 16 years' observation of Swedish men. J. Epid. Commun. Health 41: ;1987. Cederlöf, R., Friberg, L., Hrubec, Z., Lorich, U. The relationship of smoking and some social covariables to mortality and cancer morbidity. A ten year follow-up in a probability sample of subjects, age 18 to 69. Parts 1 and 2. Stockholm: DepartmentofEnvironmentalHygiene, Karolinska Institute, Clavensjö, B. Bjerking Ingenjörsbyrå AB 1993 (personligt meddelande). Damber, L., Larsson, L.G. Underground mining, smoking and lung cancer A case-control study in the iron ore municipalities in northern Sweden. J. Natl. Cancer Inst. 74: ;1985. Damber, L. Lung cancer in males - An epidemiological study in northern Sweden with special regard to smoking and occupation. Ph.D. thesis. Umeå: University of Umeå; Damber, L., Larsson, L.G. Lung cancer in males and types of dwellings. Acta» Oncol. 26: ; 1987a. i * Damber, L., Larsson, L.G. Occupation and male lung cancer: A case-control study in northern Sweden. Br. J. Ind. Med. 44: ; 1987b. Edling, C, Kling, H., Axelson, O. Radon in homes - A possible cause of lung cancer. Scand. J. Work Environ. Health 10:25-34;

23 Falk, R., More, H., Nyblom, L. Calibration of Radon-222 reference instrument in Sweden. J. Res. Natl. Inst. Stand. Technol. 95: ;l990. Hutchinson, J.M.R., Cessna, J., Collé, R., Hodge, P. A. An international radonin-air measurement intercomparison using a new transfer standard. Appl. Radiat. Isot. 43: ;1992. ICRP. International Commission on Radiological Protection. Lung cancer risk from indoor exposures to radon daughters. Report No. 50. Ann. ICRP 17:1-60;1987. James, A.C. Lung dosimetry. In: Nazaroff, W.W., Nero, A.V. eds. Radon and its decay products in indoor air. New York: John Wiley & Sons ; Kunz, E., Sevc, J., Placek, V., Horacek, J. Lung cancer in man in relation to differenttimedistributionofradiation exposure. Health Phys. 36: ; Lanctot, E.M. Radon in the domestic environment and its relationship to cancer: An epidemiological study. Doctoral thesis. Stony Brook, State University ofnewyork;1985. Lees, R.E., Steele, R.R., Roberts, J.H. A case-control study of lung cancer relative to domestic radon exposure. Int. J. Epidemiol. 16:7-12; Lubin. J.H. Models for the analysis if radon-exposed populations. Yale J. Biol. Med.61: ;1988. Lubin, J.H., Boice, J.D. Jr. Estimating Rn-induced lung cancer in the United States. Health Phys. 57: ; Majbom, B Seasonal variations of radon concentration in single-family houses with different substructures. Rad. Prot. Dos. (under tryckning). McLoughlin, J.K., Dietz, M.S., Mehl, E.S., Blot, W.J. Reliability of surrogate information on cigarette smoking by type of informant. Am. J. Epidemiol. 126: ;1985. Mellander, H., Enflo, A. The alpha track method used in the Swedish radon epidemiology study. Rad. Prot. Dos. (under tryckning). I 23

24 Mjönes, L., Buren, A., Swedjemark G.A. Radonhalter i svenska bostäder. Resultat av en landsomfattande undersökning. Rapport Statens strålskyddsinstitut, Stockholm, Mjönes, L. Samband mellan gammastrålning i bostaden och individuell gammastråldos. Rapport 86-22, Statens strälskyddsinstitut, Stockholm NAS. National Academy of Sciences. Radon and other internally deposited alpha-emitters. BEIRIV. Washington, D.C., National Academy Press:' 988. NAS. National Academy of Sciences. Comparative dosimetry of radon in miners and homes. Washington, D.C., National Academy Press; Pershagen, G., Axelson, O. A validation of questionnaire information on occupational exposure and smoking. Scand. J. Work Environ. Health 8:24-28;1982. Pershagen, G. Lung cancer mortality among men living near an arsenicemitting smelter. Am. J. Epidemiol. 122: ;1985. Pershagen, G., Damber, L., Falk, R. Exposure to radon in dwellings and lung cancer: A pilot study. In: Berglund, B., Lindvall, T., Sundeli, J. eds. Indoor Air. Vol 2. Stockholm, Swedish Council for Building Research 73-78; Pershagen, G. Air pollution and cancer. In: Vainio, H., Sorsa, M. and McMichael, A.J. ed. Complex mixtures and cancer risk. Lyon, International Agency for Research on Cancer ; Pershagen, G. Liang, Z.H., Hrubec,Z., Svensson, C, Boice, J.D. Jr. Residential radon exposure and lung cancer in women. Health Phys. 63: ; Preston, D.L., Lubin, J.H., Pierce, D.A. EPICURE risk regression and data analysis software, Hirosoft International Corp, Seattle Ruosteenoja, E. Indoor radon and risk of lung cancer: An epidemiological study in Finland. Ph.D. thesis. Helsinki: Finnish Centre for Radiation and Nuclear Safety;

25 Samet, J.M. Radon and lung cancer. J. Natl. Cancer Inst. 81: ; Sanner, T., Dybing, E. Indoor radon exposure in Norway and lung cancer risk. In: International symposium on radon and radon reduction technology. Atlanta, Georgia; Schoenberg, J.B., Klotz, J.B., Wilcox, H.B., Nicholls, G.P., Gil-del- Real, M.T., Stemhagen, A., Mason, T.J. Case-control study of residential radon and lung cancer among New Jersey women. Cancer Res. 50: ; 1990 Simpson, S.G, Comstock, G.W. Lung cancer and housing characteristics. Arch. Environ. Health 38: ;1983. Socialstyrelsen. Ventilation. En kunskapsöversikt. Socialstyrelsen redovisar 13;1988. Strand, T., Green, B.M.R., Lomas, P.R., Magnus, K., Stranden, E. Radon i norske boliger. SIS 1991:3. Statens institutt for strålehygiene, Olso, Svensson, C, Eklund, G., Pershagen, G. Indoor exposure to radon from the ground and bronchial cancer in women. Int. Arch. Occupational Environ. Health 59: ;1987. Svensson, C. Lung cancer etiology in women. Ph.D. thesis. Stockholm: Karolinska Institutet; Swedjemark, G.A. Radon and its decay products in housing. Ph.D. thesis. Stockholm: University of Stockholm; Swedjemark, G.A,. Bäverstam, U. Design and analysis of radon surveys with epidemiological utility. Presented at the Fifth International symposium on the Natural Radiation Environment,NRE, Salzburg. Austria, 1991 (undertryckning). Swedjemark, G.A., Hubbard, L. Challenges in comparing radon data sets: Tobepresented atthe Indoor Air'93 symposium in Helsinki