BICO 2: LA SECONDA CAMPAGNA MIDIA DI INTERCONFRONTO DEI WBC OPERANTI IN ITALIA
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ENTE PER LE NUOVE TECNOLOGIE,
L'ENERGIA E L'AMBIENTE
Dipartimento Ambiente
BICO 2: LA SECONDA CAMPAGNA MIDIA
DI INTERCONFRONTO DEI WBC OPERANTI IN ITALIA
CM. CASTELLANI, P. BATTISTI, G. TARRONI
ENEA - Dipartimento Ambiente
Centro Ricerche "Ezio Clementel", Bologna
RT/AMB/98/11
30-11Testo pervenuto nel giugno 1998
I contenuti tecnico-scientifici dei rapporti tecnici dell'ENEA
rispecchiano l'opinione degli autori e non necessariamente quella dell'Ente.RIASSUNTO II Coordinamento dei Centri WBC operanti in Italia ha organizzato la seconda campagna di intercalibrazione ed interconfronto nazionale basata sulle misure di un fantoccio BOMAB riempito con una soluzione radioattiva gelificata contenente 4 radionuclidi con emissioni gamma nell'intervallo energetico compreso fra 100 keV e 2 MeV. Alla campagna, che si è svolta fra novembre 1994 e maggio 1995, hanno partecipato 17 dei 21 Centri WBC censiti in Italia. L'intercalibrazione è stata organizzata secondo criteri ormai consolidati in campo intemazionale ed ha permesso ad ognuno dei partecipanti di verificare le proprie procedure di calibrazione. Per l'interconfronto delle procedure e dei metodi di misura impiegati è stata raccolta una serie di dati intermedi che hanno consentito di analizzare e confrontare le fonti di incertezza insite nella misura di contaminazione interna nell'uomo tramite WBC. Ciò ha infine reso possibile una proposta di definizione e di procedura di determinazione del valore della minima attività rivelabile (MDA) in accordo con le più recenti tendenze in campo internazionale. ABSTRACT During the period November 1994 - May 1995 the co-ordinating group of WBC centres working in Italy organised the 2tn national intercalibration and intercomparison campaign. A BOMAB phantom was used filled with four radionuclides gel solution with gamma energy emissions ranging between 100 keV and 2 MeV. 17 out of 21 Italian WBC centres took part in the campaign. Through the intercalibration, organised according to internationally accepted methodologies, each WBC centre could check its own calibration procedures. Many intermediate data, collected for the methodologies and measurement procedures intercomparison, permitted analyses and comparison of uncertainty causes in a WBC measurement of the internal contamination. A proposal of MDA definition and assessment procedure resulted from the intercomparison campaign.
Premessa Nel 1992, ad un anno dalla sua istituzione, il coordinamento MIDIA organizzava la prima campagna italiana di calibrazione/interconfronto WBC, nella quale venivano utilizzati 2 fantocci identici del tipo BOMAB riempiti con soluzioni contenenti gli stessi radionuclidi, il primo, per calibrazione, ad attività note ed il secondo, per interconfronto, ad attività incognite. Per le semplificazioni introdotte questa prima campagna è stata principalmente intesa come un primo passo per l'introduzione di una metodologia di riferimento di calibrazione ed un primo strumento di conoscenza reciproca e di verifica delle potenzialità e del livello di accuratezza dei diversi WBC. Aspetti più complessi ha avuto invece la seconda campagna MIDIA BICO 2 (Bomab InterCOnfronto 2) iniziata nel novembre 1994 e terminata nel maggio 1995. La campagna si inserisce in una attività di intercalibrazione che porti come risultato finale ad una reale coerenza dei dati di contaminazione interna forniti dai vari Centri. Il significato di questa attività va inteso sia in termini di riferibilità ad uno standard comune fornito dair Istituto Nazionale di Metrologia delle Radiazioni Ionizzanti sia di confrontabilità fra Centro e Centro sulla base di tale riferimento comune. In questo quadro è da sottolineare come sia emersa la necessità da parte di ogni Centro di riferire la calibrazione allo standard comune adottato, come pure quella di ampliare il programma di intercalibrazione ad ulteriori condizioni sperimentali. La procedura adottata, concordata in apposite riunioni preliminari, tiene conto dell'esperienza acquisita nel corso della prima campagna del 1992 nonché degli orientamenti recentemente emersi in campo internazionale. Il presente Rapporto riporta ed analizza i risultati ottenuti nella campagna BICO 2 di calibrazione ed interconfronto dei WBC operanti in Italia per la rivelazione di contaminazioni interne da radionuclidi con emissioni gamma ad energia superiore ai 100 keV. Le misure e la compilazione delle schede dei risultati sono state eseguite per ogni Centro WBC da (in ordine di data di effettuazione delle misure): R.Ticconi, A. Giachetti, P. Battisti ENEA AMB PRO IRP, Casaccia (Roma) E. Petagna, C.A. Pappadà ENEA AMB PRO IRP, Trisaia (Mt) L. Tonisi, R. Pecorella, L. Barone Tonghi Università di Catania M. Ferioli, A. Maraucci ENEL S.p.A. - Trino (Ve) E. Ribolzi CCR EURATOM - Ispra (Va) M. Arisi, S. Magri, A. Ostan Istituti Ospedalieri - Cremona
R. Bellintani, M. Del Luccese ENEL S.p.A. - Caorso (Pc)
L. Bianchi, M. Crespi Ospedale di Circolo - Varese
G. Berton, S. Bortoluzzi, M. Montalto, ENEA AMB PRO IRP, Saluggia (Vc)
M. Nocente
P. De Micheli F. N. - Bosco Marengo (Al)
A. Rivolta, M. Bevegni, G. Temporelli Ospedali Galliera - Genova
P. Battisti, CM. Castellani ENEA AMB PRO IRP, Bologna
G. Guidarelli, P.P. Dazzani Ospedale Maggiore - Bologna
V. Barbina CCIA Servizi CRAD - Udine
F. Trotti ULSS 20 CRR - Verona
S. Alfieri, G. De Canditiis ENEL S.p.A. - Garigliano (Ce)
A. Imparato ENEL S.p.A. - Latina
La preparazione delle sorgenti di riferimento, la loro caratterizzazione e certificazione è stata
eseguita da:
P. De Felice, R. Biagini, A. Fazio Istituto Nazionale di Metrologia delle
Radiazioni Ionizzanti, ENEA CR Casaccia
L'analisi dei dati, una volta resi anonimi dal Coordinatore, e la preparazione del testo è stata
curata da Giuseppe Tarroni, Paolo Battisti e Carlo Maria Castellani.
Il testo è stato spedito in bozza ai Centri componenti MIDIA all'inizio settembre 1996,
corretto in base alle osservazioni pervenute entro il 30/9/1996, presentato ed approvato nel
suo insieme nella giornata MIDIA del 24/10/96.
Bologna, 3/4/1997 il Coordinatore MIDIA
G.TarroniIndice
I Interconfronto
1.1 Introduzione pag. 1
1.2 La campagna BICO 2 " 2
1.3 II fantoccio di interconfronto " 4
1.4 Procedure dell'interconfronto " 7
1.5 Risultati dell'interconfronto " 8
1.6 Conclusione parte I " 15
II Analisi della variabilità del fondo ambientale e del conteggio di
persone non contaminate.
ILI Introduzione pag. 16
it
11.2 Variabilità del fondo ambientale 17
it
11.3 Variabilità del conteggio di persone non contaminate 18
it
11.4 Analisi dello spettro mediante il metodo del trapezio 19
li
IL5 Conclusione parte II 24
III Minima Attività Rivelabile (MDA)
III. 1 La Minima Attività Rivelabile pag. 25
11
III.2 I risultati ottenuti nell'interconfronto BICO 2 27
ii
III. 3 Scelta di una procedura di riferimento per il calcolo di MDA 31
III.4 Conclusione parte III "
37
IV Conclusione pag- 39
V Bibliografìa Pag- 40
VI Appendici
VI. 1 Certificazione sorgente dell'Istituto Nazionale di Metrologia delle
Radiazioni Ionizzanti (INMRI)
a) Certificato di taratura del fantoccio di interconfronto
b) Relazione tecnica sulla preparazione della sorgente di riferimento
ENEA BOMAB 989
VI.2 Verifiche a posteriori dello stato della sorgente
a) Valutazioni con simulazione Montecarlo per BICO 2: variazione
di efficienza di rivelazione causata dalla differente composizione
dei fantocci BICO1 e BICO2
b) Valutazioni con simulazione Montecarlo per BICO 2: variazione di
efficienza di rivelazione causata dalla disomogeneità-di
concentrazione dei radioisotopi in BICO2
e) Verifica della stabilità e omogeneità della sorgente di riferimento
ENEA BOMAB 989
d) Verifica sperimentale mediante misure WBC dell'effetto della
disomogeneità della sorgente di riferimento
e) Verifica del metodo del trapezio di analisi degli spettri in presenza
di alto contenuto di 40 KBICO 2: LA SECONDA CAMPAGNA MIDIA DI INTERCONFRONTO
DEI WBC OPERANTI IN ITALIA
a cura di: G. Tarroni, P. Battisti, C.M. Castellani
ENEA AMB PRO IRP, Via dei Colli 16,1-40136 BOLOGNA
I. Interconfronto
1.1 Introduzione
La misura della contaminazione intema di radionuclidi tramite whole body counter (WBC) è
un metodo standard di verifica dell'efficacia delle metodologie di contenimento delle
contaminazioni ambientali e di determinazione dei livelli di contaminazione dei lavoratori o
più in generale dei membri della popolazione. Quando applicabile, essa può infatti permettere
valutazioni dosimetriche assai più affidabili di altri metodi*1) in quanto fornisce un dato
diretto di attività che non richiede per la sua determinazione l'adozione di modelli metabolici
o di trasferimento del contaminante dall'ambiente all'uomo. La fattibilità di uno specifico
controllo di contaminazione interna mediante WBC è strettamente vincolata alle
caratteristiche costruttive dello strumento impiegato ed alle procedure adottate per
l'esecuzione delle misure e l'analisi dei dati.
Per poter rispondere ai necessari requisiti di accuratezza e precisione, un WBC deve essere
sottoposto ad un rigoroso programma di qualità e di affidabilità. A livello internazionale già
da alcuni anni la qualificazione della misura WBC e più in generale dei sistemi e delle
procedure di misura della contaminazione interna*2)*3)*4)*5)*6) è sottoposta a programmi di
verifica in gran parte centrati sulla partecipazione a specifiche campagne di interconfronto,
tanto che in alcuni paesi la normativa che regolamenta l'autorizzazione di un Centro al
controllo della contaminazione interna comporta l'obbligo di partecipazione a campagne di
interconfronto appositamente organizzate dai competenti organi nazionali*3) con modalità e
procedure talora assai rigorose. Lo American National Standards Institute (ANSI) stabilisce*7)
ad esempio limiti sia per lo scarto dai valori di riferimento che per l'incertezza casuale. Anche
nella più recente guida tecnica® della Unione Europea sulle misure WBC tale partecipazione
viene espressamente indicata fra i punti fondamentali di un programma di qualità.
La recente normativa italiana di radioprotezione (DLgs230/95) recepisce per altro l'esigenza
di verifica dell'affidabilità dei dati di dose da contaminazione interna.
Uno dei punti di maggiore criticità delle misure WBC è la garanzia di riferibilità del dato
ottenuto in vivo al campione utilizzato per la calibrazione, in genere un fantoccio che
riproduce al meglio le caratteristiche anatomiche umane e le condizioni di contaminazione
interna. I programmi di interconfronto, consentendo l'impiego di un comune campione di
riferimento qualificato, costituiscono in tal senso il mezzo più idoneo per la verifica delle
procedure di calibrazione e delle metodologie di misura.E' da rilevare come l'esigenza, sorta prepotentemente con l'incidente di Chernobyl, di estendere i controlli anche a tutti i membri della popolazione abbia portato negli ultimi anni alla attuazione di interconfronti basati su misure di fantocci simulanti taglie diverse. E' stata recentemente completata una campagna con fantoccio BOMAB simulante un bambino di 4 anniW cui hanno partecipato diversi Centri Americani, Asiatici ed Europei, fra cui il Centro ENEA-AMB-PRO-IRP di Bologna in rappresentanza dell'Italia, mentre è in programma a partire dalla fine 1996 un nuovo intereonfronto di pari rilevanza con fantoccio BOMAB simulante la donna standard. L'attività di calibrazione ed interconfronto organizzata dal coordinamento MIDIA è stata intrapresa con l'obiettivo di garantire per tutti i Centri WBC italiani la riferibilità ad un comune campione di riferimento con caratteristiche confrontabili a quelle degli analoghi campioni adottati in ambito internazionale per le misure con metodi diretti di contaminazione interna da radionuclidi gamma emettitori. L'adozione di tale standard comune permette per altro il trasferimento a tutti i Centri MIDIA delle conoscenze e dei risultati acquisiti con la partecipazione di suoi membri ad analoghe attività a carattere internazionale. La campagna BICO 2, oggetto di questo rapporto, è stata organizzata in modo da fornire una serie complessa di dati sui vari e diversi WBC operanti in Italia. L'analisi dei dati che viene proposta ha anche lo scopo di fornire una base per l'indicazione di una procedura di qualificazione in armonia con gli orientamenti internazionali, in particolare europei, e con la normativa nazionale ed internazionale in materia di radioprotezione. 1.2 La campagna BICO 2 Nel 1992, ad un anno dalla sua istituzione, il coordinamento MIDIA organizzava la prima campagna italiana di calibrazione/interconfronto WBC^10^11), nella quale venivano utilizzati 2 fantocci identici del tipo BOMAB (BOttle Mannequin AB sorb ti on)(12> il primo, per calibrazione, ad attività note ed il secondo, per interconfronto, ad attività incognite, riempiti con soluzioni liquide contenenti 137Cs e 40 K. I fantocci erano stati preparati e certificati in attività dall'Istituto Nazionale di Metrologia delle Radiazioni Ionizzanti dell'ENEA (ENEA INMRI). Per le semplificazioni introdotte questa prima campagna non aveva propriamente le caratteristiche dell'interconfronto, essendo stata organizzata principalmente come primo passo per l'introduzione di una metodologia di calibrazione di riferimento e per offrire uno strumento di conoscenza reciproca e di verifica delle potenzialità di misura e del livello di accuratezza dei diversi WBC. Aspetti più complessi ha avuto invece la seconda campagna organizzata dal coordinamento MIDIA, BICO 2 (Bomab InterCOnfronto 2), iniziata nel novembre 1994 e terminata nel maggio 1995. La campagna BICO 2 è stata programmata ed organizzata con i seguenti obiettivi specifici:
- verifica delle prestazioni fornite dai vari sistemi di misura utilizzati dai partecipanti alle diverse energie fotoniche in termini di determinazione dell'attività corporea; - calibrazione in efficienza per misure di contaminazione interna uniformemente distribuita nel maschio adulto e verifica del fantoccio normalmente utilizzato dal Centro; - intercalibrazione di tutti Centri MIDIA attraverso l'utilizzo dello stesso fantoccio di riferimento; - confronto fra il metodo di analisi spettrometrica utilizzato normalmente dal Centro ed il metodo di riferimento MIDIA; - analisi della variabilità del fondo ambiente in funzione dell'energia fotonica; - valutazione della minima attività rivelabile (MDA), intesa come parametro caratteristico dello strumento in funzione dell'energia. La procedura adottata, concordata nelle riunioni dell'apposito gruppo di Lavoro, tiene conto dell'esperienza acquisita nella prima campagna nonché dei recenti orientamenti emersi in campo internazionale. Gli elementi principali possono essere così schematizzati: 1) E' stato impiegato un fantoccio tipo BOMAB*12) simulante l'uomo adulto standard. Il tipo di fantoccio adottato è sicuramente quello maggiormente utilizzato in ambito internazionale per misure di contaminazione interna uniformemente distribuita. Esso è composto di 10 pezzi costituiti da contenitori cilindrici a base circolare o ellittica che riproducono per dimensione e forma le caratteristiche anatomiche esterne dell'uomo standard. 2) II BOMAB di BICO 2 è stato riempito con una soluzione acquosa gelificata contenente 4 radionuclidi gamma emettitori il cui livello di attività è stato scelto in modo da rientrare in regime di esenzione per l'autorizzazione per il trasporto e per la comunicazione di detenzione. Il gel di riempimento del fantoccio BICO2 è stato preparato dall' Istituto Nazionale di Metrologia della Radiazioni Ionizzanti (ENEA-INMRI). L'ENEA INMRI ha fornito al Coordinatore MIDIA il certificato di taratura del fantoccio e le relazioni tecniche sulle procedure di preparazione del gel e sulle prove di stabilità e di omogeneità effettuate*13) riportate in Appendice VI. 1. 3) I Centri dovevano, mediante misure WBC, identificare i radioisotopi presenti nel fantoccio e determinarne l'attività. 4) Inoltre i Centri dovevano eseguire misure ripetute su persone sicuramente non contaminate al fine di determinare con cura i limiti di misura (la Minima Attività Rivelabile, MDA). Precisamente erano richieste 8 misure ripetute nella stessa giornata sulla stessa persona di taglia media e 10 misure su 10 persone di taglia diversa. Gli spettri dovevano essere analizzati per la determinazione della MDA per i radionuclidi individuati. 5) I centri dovevano fornire numerosi dati qualitativi e quantitativi sulle procedure di misura, sui radionuclidi presenti nel fantoccio e sui parametri utilizzati per l'analisi spettrale e per il calcolo dell'MDA.
La campagna BICO 2 ha avuto inizio il giorno 21 novembre 1994 e termine il giorno 12 maggio 1995. Ad essa hanno aderito 17 Centri WBC, elencati in Tabella I, dei 21 presenti sul territorio nazionale. Tabella I. Centri WBC partecipanti a BICO 2 1) ENEA AMB PRO IRP, Centro Casaccia (Roma) 2) ENEA AMB PRO IRP, Centro Trisaia - Rotondella (Mt) 3) Università di Catania 4) ENEL S.p.A. - Trino (Ve) 5) CCR EURATOM - Ispra (Va) 6) Istituti Ospedalieri - Cremona 7) ENEL S.p.A. - Caorso (Pc) 8) Ospedale di Circolo - Varese 9) ENEA AMB PRO IRP, Centro Saluggia (Ve) 10) Fabbricazioni Nucleari - Bosco Marengo (Al) 11) Ospedali Galliera - Genova 12) ENEA AMB PRO IRP, Centro Bologna 13) Ospedale Maggiore - Bologna 14) CCIA Servizi CRAD - Udine 15) ULSS 20 CRR - Verona 16) ENEL S.p.A. - Garigliano (Ce) 17) ENEL S.p.A. - Latina 1.3 II fantoccio di interconfronto II fantoccio utilizzato per l'interconfronto, preparato dall'ENEA INMRI (sigla ENEA BOMAB-989), è caratterizzato da un volume interno complessivo di circa 62.0 litri e da un peso complessivo è di 78.9 kg di cui 65.7 kg di soluzione gelificata radioattiva. In Tabella II sono riportati i dati e le attività dei radionuclidi presenti nel fantoccio. Copia del certificato di taratura e della relazione sulla preparazione stilati da ENEA INMRI sono riportati nell'Appendice VI.l a cui si rimanda per ulteriori informazioni. I radioisotopi sono stati selezionati in modo tale da ricoprire l'intervallo di energia da 100 keV a 2000 keV di interesse per i WBC operanti ad alta energia. I livelli di attività dei radionuclidi presenti nel fantoccio sono stati scelti con lo scopo di fornire 4 effettivi punti di taratura (5000 - 10000 emissioni y/s). Questo vale anche per il 40 K a differenza della scelta operata nel primo interconfronto per il quale l'attività di 40 K era quella tipica dell'uomo adulto.
Tabella II Parametri nucleari ed attività dei radionuclidi inseriti nel fantoccio di BICO 2.
I valori di attività sono relativi alla data di riferimento del 15/11/1994. Le incertezze sono
espresse come 1 volta lo scarto tipo.
Radionuclide Tl/2 r [y A0
(d) (keV) (kBq)
57CO 271.77 ±0.10 122.061 ±0.001 0.8568 ±0.0013 12.06 ±0.8%
136.474 ±0.001 0.1067 ±0.0013
H 3 Sn 115.08 ±0.03 391.702 ± 0.004 0.6489 ±0.0017 25.24 ±0.8%
157CS 11012 ±22 661.66 ± 0.003 0.852 ±0.002 12.55 ±0.7%
40K (4.664 ± 0.02"?}• 10" 1460.830 ± 0.005 0.1067 ±0.0006 70.98 ±1.5%
ove Ti/2 = tempo di dimezzamento in giorni;
Iy = probabilità di emissione fotonica.
I parametri nucleari per 57Co, 113Sn e 137Cs sono tratti da:
F. Lagountine, N. Coursol, J. Legrand, Table de Radionucléides, Commissariat à l'Energie Atomique, B.P. 6
91192, Gif-sur-Yvette Cedex, France, 1987.
I parametri nucleari per ^ K sono tratti da:
CM. Lederer, V.S. Shirley, Table of Isotopes, J. Wiley & Sons. Inc., 1978.
E' inoltre da osservare che, a causa della notevole quantità di potassio utilizzata per fornire un
adeguato punto di taratura a 1461 keV, la densità del fantoccio è risultata pari a 1.054 g/cm3
(vedi certificato di taratura) da confrontare con un valore pari a 1.013 g/cm3 relativo ai due
fantocci utilizzati nel primo interconfronto italiano. Questo valore di densità può comportare
una significativa riduzione della emissione y dal fantoccio soprattutto a bassa energia.
E' peraltro importante osservare che il valore di 1.054 g/cm3 è praticamente pari alla media
fra i due valori di densità corporea riportati in ICRP pubi. 23 (pag. 26)differenza significativa. Pertanto sono stati adottati i seguenti fattori correttivi per tener conto
del diverso autoassorbimento dovuto alla diversa densità, indipendentemente dalla geometria
adottata:
57
Co 123.7 keV fattore correttivo = 0.966
113
Sn 391.7 keV fattore correttivo = 0.983
137
Cs 661.7 keV fattore correttivo = 0.987
40
K 1460.8 keV fattore correttivo = 0.990
Come previsto dalla procedura, al termine della campagna di interconfronto è stata eseguita, a
cura di ENEA-INMRI, una verifica dello stato della sorgente inserita nel fantoccio BICO 2.
La verifica, pur confermando il valore di attività totale riportato nel certificato di taratura, ha
portato alla constatazione di una disomogeneità della concentrazione dei radioisotopi nella
matrice gelificata dovuta ad una instabilità del processo di gelificazione già individuata e
corretta nella preparazione dei BOMAB successivi (vedi relazione in Appendice VI.2).
Le misure effettuate indicano una maggiore concentrazione di radioattività lungo l'asse del
fantoccio con conseguente aumento dell'autoassorbimento.
Una simulazione Montecarlo, eseguita ipotizzando i radioisotopi concentrati omogeneamente
nella metà centrale di ogni sezione del fantoccio, ha fornito valori di autoassorbimento
maggiori rispetto ad una distribuzione omogenea su tutto il volume dal 10% al 20% in
funzione inversa dell'energia (vedi Appendice VI.2).
Poiché la forma della disomogeneità non è esattamente nota, i fattori correttivi per l'effetto di
disomogeneità sono stati ricavati sperimentalmente. A tal fine, si sono utilizzate le misure
effettuate presso il WBC ENEA Casaccia sul fantoccio BICO 2 prima e dopo le procedure di
gelificazione. I dati, riportati in Appendice VI.2 in termini di efficienza, mostrano una
differenza significativa fra i valori relativi a BICO2g e quelli relativi alle altre due serie di
misure che risultano invece fra loro coincidenti entro le incertezze statistiche. Il rapporto fra il
valore relativo a BICO2g e la media dei valori relativi alle altre due misure fornisce il fattore
correttivo che tiene conto della disomogeneità della concentrazione dei radioisotopi in BICO
2. Si ottiene:
57CO 123.7 keV fattore correttivo = 0.919
113
Sn 391.7 keV fattore correttivo = 0.922
137CS 661.7 keV fattore correttivo = 0.943
40K 1460.8keV fattore correttivo = 0.954
Combinando il fattore correttivo che tiene conto della densità con quello che tiene conto della
disomogeneità si ottiene infine:
123.7 keV fattore correttivo = 0.888
391.7 keV fattore correttivo = 0.906
137
Cs 661.7 keV fattore correttivo = 0.931
40
K 1460.8 keV fattore correttivo = 0.944Applicando questi fattori correttivi, che indicano una riduzione della radiazione y a disposizione del rivelatore, si ottiene per l'interconfronto BICO 2 il riferimento ad un fantoccio BOMAB di densità unitaria con sorgente uniformemente distribuita e con contenuto di potassio corrispondente a quello normalmente presente nei soggetti adulti. Questa correzione è quindi stata applicata ai dati forniti dai partecipanti all'interconfronto. Come ultimo test di validazione dei dati e della procedura è stata eseguita una serie di misure con presenza di diversi valori di attività di 40 K per verificare se l'alto contenuto di 40 K inserito in BICO2 poteva influenzare l'applicazione per l'analisi dello spettro del metodo del trapezio indicato come il metodo di riferimento comune. L'esame dei dati (riportati in Appendice VI.2) non ha evidenziato alcun effetto significativo dell'alto contenuto di 40 K e del relativo continuo Compton sull'applicazione del metodo del trapezio nell'analisi degli spettri. 1.4 Procedure dell'interconfronto E' opportuno ricordare che ciascun Centro ha eseguito le misure attenendosi per quanto possibile alla procedura standardizzata in modo da rendere interconfrontabili i risultati a prescindere dalle caratteristiche specifiche di ciascuno dei sistemi di misura adottati, quali tipo di rivelatore o geometria di misura (-ls\ In particolare è stato richiesto di elaborare gli spettri in modo da avere valori di medie e deviazioni standard direttamente confrontabili. Non necessariamente, pertanto, i Centri hanno lavorato nelle condizioni operative considerate ottimali per il proprio sistema. La procedura adottata per l'interconfronto è sinteticamente stata la seguente: il fantoccio doveva essere sottoposto a 5 misure (conteggi gamma) della stessa durata ed eseguite nella stessa giornata seguendo, per quanto possibile, le procedure (in particolare tempo di conteggio) normalmente adottate da ciascun Centro per i controlli di contaminazione interna al corpo intero. Ogni misura doveva essere preceduta da una misura del fondo della stessa durata della misura del fantoccio. Al fine di includere la componente dovuta alla riproducibilità del posizionamento del fantoccio nelle stime della variabilità dei dati, le misure dovevano essere eseguite ogni volta smontando e rimontando il fantoccio. La misura del fondo da considerare per la correzione (sottrazione conteggi nella ROI) da apportare a ciascuna misura del fantoccio deve essere quella precedente la misura considerata. Nell'analisi dei dati sono stati adottati i seguenti criteri generali: - quando lo strumento è dotato di più rivelatori funzionanti contemporaneamente sullo stesso intervallo energetico, in assenza di una procedura migliore, è stato considerato come risultato di una misura la media dei dati di attività ottenuti dai singoli rivelatori che eseguono la misura contemporaneamente; come risultato finale medio, la media di questi dati e come deviazione standard, la loro deviazione standard; - è stato eseguito un confronto fra deviazione standard campionaria dei dati sperimentali e deviazione standard derivante dalla statistica poissoniana dei conteggi tramite test y} per verificare la presenza di componenti non-poissoniane dell' incertezza;
per verificare l'aderenza dei valori di attività stimati a quelli certificati da ENEA INMRI
(riportati alla data di misura utilizzando i parametri di Tabella II) è stato utilizzato il test di
ipotesi basato sulla distribuzione t con:
m-
ove: m = valor medio di attività ottenuto dal partecipante
HILM = valore di riferimento di attività
s m = (s2/n + SLM 2)1/2
s = deviazione standard del valore di attività ottenuto dal partecipante
SLM = deviazione standard del valore di attività fornito da ENEA INMRI
n = numero di misure eseguite = 5
1.5 Risultati dell'interconfronto
In Tabella III (a, b, e, d) sono riportati i risultati principali ottenuti dai partecipanti e
precisamente:
- RA = rapporto fra il valore medio di attività ottenuto dal partecipante ed il valore
certificato riportato alla data di misura;
- SA/1% 5% 10% 10% 5% 1% 4 0.155 0.268 0.343 1.613 1.765 2.066 5 0.227 0.348 0.422 1.540 1.666 1.930 6 0.287 0.408 0.480 1.490 .600 1.828 7 0.336 0.455 0.523 1.449 .549 1.756 8 0.376 0.491 0.557 .419 .512 1.703 9 0.409 0.522 0.584 1.392 1.479 1.658 10 0.438 0.548 0.608 .370 .453 1.619 Queste notazioni, salvo quando diversamente specificato, valgono anche per tutte le tabelle che seguono. Per una visione più immediata dei risultati dell'interconfronto, insieme ad ognuna delle tabelle viene presentato per ognuno dei 4 radionuclidi inseriti nel fantoccio un grafico (Figure la, lb, le, ld) in cui vengono riportati i valori del rapporto RA fra il valore di attività fornito da ogni Centro e valore certificato dall'Istituto Nazionale di Metrologia delle Radiazioni Ionizzanti (ENEA INMRI) riportato alla data di misura (correzione per tempo di decadimento). Ad ogni valore di RA viene associato l'intervallo fiduciale 95% determinato dal valore di deviazione standard campionaria del dato di misura e cioè m ± 2.78 S. In figura viene evidenziata la fascia di valori di R A compresa fra 0.8 e 1.2, che può essere indicativamente presa quale intervallo di valori all'interno del quale il risultato delle misure è considerato 'accettabile' (± 20% del valore certificato)(-6\ Maggiori dettagli sulle procedure adottate e sui risultati intermedi sono contenuti nel rapporto MIDIA suH'interconfronto(21>.
Tabella Ilia. Risultati relativi alla misura delle attività in fantoccio BICO 2: 57Co
Sigla SD% SA/OA Iti
B16 0.157 NS 8.5 0.76 79***
B19 1.541 1.2 0.69 45***
B20 1.075 9.7 1.43 2.30*
B21 0.956 6.1 NS 1.59
B22 0.282 5.2 0.66 64***
B30 0.994 2.4 0.89 0.42
B32 1.159 2.2 0.73 11.0***
B35 0.925 1.6 0.78 6.82***
B37 1.014 0.9 0.34** 1.31
B47 1.074 10.4 2.56*** 1.47
B51 0.407 4.8 0.56 27 9***
B66 NI — — —
B80 0.779 8.8 2.09*** 6.90***
B84 NI — — —
B86 1.346 2.1 0.52 22.3***
B88 0.950 1.4 2.65*** 4.56**
B90 1.473 1.8 1.28 31.9***
2.0-
1.8-
B19
1.6-
B86
1.4-
B32
a
1.2-
B37 d
i.o-
B30 RSS
0.8-
B21
0.6-
B80
0.4-
B51
0.2-
B22
B16
0.0
Figura la. Valori del rapporto RAfra attività determinata da ogni Centro (indicato dalla
sigla) ed attività certificata dall' Istituto di Metrologia ENEA INMRI: 57Co
10}]3
Tabella Illb. Risultati relativi alla misura delle attività in fantoccio BICO 2: Sn
Sigla SD% S A /o A Iti
B16 0.212NS 5.6 0.75 77***
B19 1.023 2.0 1.48 1.82
B20 0.961 8.0 1.16 1.11
B21 0.749 1.9 1.76** 23***
B22 0.265 8.3 1.38 56***
B30 1.071 1.9 0.87 5.48***
B32 1.141 1.2 0.55 13.1***
B35 1.070 1.6 0.53 5.98***
B37 1.132 1.3 0.57 11.2***
B47 0.948 7.7 2.17*** 1.53
B51 0.928 7.3 1.17 2.27*
B66 1.521 8.1 3.38*** 9.40***
B80 1.117 3.3 1.32 6.33***
B84 0.819 6.4 3.66*** 7.24***
B86 1.221 4.9 1.16 7.81***
B88 1.002 0.6 1.23 0.22
B90 0.915 1.0 1.25 8.77***
2.0
B66
1.8
1.6
O
pg/:
1.4
B32 B37 .. B80
1.2
B19 T B88
1.0 B30 B35 o o
ROft
0.8
B20 B47 B51
B21
0.6
0.4
0.2
B16 B22
0.0-1
Figura l b . Valori del rapporto RA fra attività determinata da ogni Centro (indicato dalla
sigla) ed attività certificata dall Istituto di Metrologia ENEA INMRI: 113Sn
11137
Tabella IIIc. Risultati relativi alla misura delle attività in fantoccio BICO 2: Cs
Sigla RA SD% S A /a A Iti
B16 0.245NS 7.7 1.05 67***
B19 0.994 1.0 1.07 0.68
B20 1.014 7.7 1.72** 0.34
B21 0.741 2.5 3.04*** 23***
B22 0.266 4.1 1.17 82***
B30 0.975 2.8 1.11 1.72
B32 1.041 2.6 1.05 2.80**
B35 0.939 1.9 1.32 5.60***
B37 1.002 1.5 0.66 0.19
B47 0.940 5.5 2.10*** 3.53**
B51 0.951 3.1 0.74 3.20**
B66 1.115 9.1 4.12*** 2.49*
B80 0.992 2.3 0.92 0.61
B84 0.911 4.5 397*** 4.50**
B86 1.158 5.0 1.31 5.81***
B88 0.967 0.5 1.23 4.23**
B90 0.961 1.8 2.05*** 3.58**
2.0
1.8
1.6
1.4
1.2 B32
B19 B37 O B80 B88
1.0
O
0.8 B30 JR25_ B90
B20 B47 B51 B84
0.6
0.4
0.2
B16 B22
0.0-1
Figura le. Valori del rapporto RAfra attività determinata da ogni Centro (indicato dalla
sigla) ed attività certificata doli' Istituto di Metrologia ENEA INMRI: 137Cs
12Tabella Hid. Risultati relativi alla misura delle attività in fantoccio BICO 2: 40K
Sigla RA SD% S A /CT A Iti
B16 1.624NS 12.7 492*** 6.68***
B19 0.990 0.5 0.71 0.57
B20 1.321 10.7 5.35*** 11.1***
B21 1.012 1.6 3.13*** 0.68
B22 NI — — —
B30 0.962 2.4 0.67 3.12**
B32 0.993 6.7 1.90** 0.22
B35 0.925 2.5 1.25 3.99**
B37 0.965 1.9 0.60 1.96
B47 0.903 7.4 3.56*** 3.12**
B51 1.074 1.2 0.78 4.36**
B66 1.122 5.9 7.16*** 3.66**
B80 1.168 2.2 1.18 8.57***
B84 1.220 1.1 1.66* 13.0***
B86 1.088 5.8 1.01 2.73*
B88 0.986 0.6 1.27 0.84
B90 1.006 1.0 1.59* 0.40
2.0
B16
1.8
B20
1.6
1.4
B
^6 B84 B86
1.2
B19 B35 T ' i 1 T B80 «f B88
1.0
B21 B90
B37
0.8
B47
0.6
0.4
0.2
0.0 -J
Figura ld. Valori del rapporto RA fra attività determinata da ogni Centro (indicato dalla
sigla) ed attività certificata dall' Istituto di Metrologia ENEA INMRI: 40K
13Il laboratorio denotato dal codice B16 ha adottato una procedura non riconducibile a quella
utilizzata dagli altri Centri e pertanto il dato ad esso relativo non viene utilizzato nelle
valutazioni delle medie e degli scarti.
I Centri con codice B66 e B84 non hanno identificato la presenza di 57 Co; mentre il Centro
B22 non ha identificato la presenza di 40K.
II valor medio dei rapporti R A risulta (escludendo dal calcolo, oltre B16, anche B22, che
fornisce valori eccessivamente distanti da 1) pari a:
per 57Co RA= 1-053 con SD = 0.295 n=13
per 113 Sn RA= 1.041 con SD = 0.183 n = 15
per 137Cs RA = 0.980 con SD = 0.093 n = 15
per^K RA= 1-049 con SD = 0.116 n=15
I valori medi di RA indicano un buon accordo con il valore di riferimento rispetto ad un
fantoccio standard di densità approssimativamente 1 g/cm 3 e con sorgente uniformemente
distribuita, come specificato al paragrafo precedente. Tale accordo è confermato anche dal
segno degli scarti che risultano:
nel caso di 57Co 6 valori di RA< 1 7 valori > 1
nel caso di 113Sn 6 valori < 1 9 valori > 1
nel caso di 137Cs 10 valori < 1 5 valori > 1
nel caso di 7 valori < 1 8 valori > 1
in totale 29 valori < 1 29 valori > 1
II numero di scarti di RA risulta così distribuito:
scarto < 10% 10-20% >20%
7
5 CO 7 1 5
n3
Sn 8 4 3
37
i Cs 12 2 1
40K 11 2 2
Adottando il metodo di qualificazione proposto da AECBW per il Canada i Centri con scarto
> 20% non avrebbero l'approvazione e dovrebbero rivedere i propri metodi di calibrazione e,
nel caso, di misura. In questa situazione sarebbero 5 Centri per 57 Co, 3 per 113Sn , 1 per 137Cs
e 2 per 40 K, ovviamente riferendosi ai soli Centri per i quali viene fatta la statistica.
Per quanto riguarda la precisione (incertezza del dato) il valore di SD% risulta inferiore al
10% in quasi tutti i casi (eccetto 2 casi in cui è di poco superiore) e quindi accettabile secondo
i criteri riportati nel documento indicato sopra (incertezza contenuta entro ± 10% per sorgenti
> 10 MDA).
I valori del parametro t risultano spesso piuttosto elevati ed in molti casi superiori al livello
fiduciale corrispondente ad una probabilità di 1%, indicati in Tabella III con 3 asterischi (8
14casi su 14 per 57Co, 11 su 16 per 113Sn, 4 su 16 per 137 Cs, 3 su 15 per 40 K). Ciò indica che gli
scarti fra valor medio campionario e valore atteso non possono essere imputabili a variabilità
casuale. E' da osservare che, dato il valore di attività per molti sistemi ottimale per una
calibrazione, la incertezza casuale (SD%) è talora piuttosto bassa permettendo al parametro t
di mettere in evidenza scarti dal valore atteso statisticamente significativi anche quando essi
non siano molto importanti dal punto di vista pratico.
Il valore di SA/OA, rapporto fra deviazione standard campionaria e deviazione standard
derivante dalla statistica poissoniana, risulta in molti casi significativamente superiore
all'unità (indicati con *** in Tabella III; 3 casi su 14 per 57 Co, 3 su 16 per 113Sn, 5 su 16 per
137
Cs, 3 su 15 per 4 0 K). Ciò indica la presenza, talora nettamente predominante, di
significative componenti di incertezza oltre a quella poissoniana dovuta al conteggio nucleare
e quindi intrinseca alla misura. In questi casi non risulta corretto assegnare ai valori misurati
di attività la sola incertezza derivante dal conteggio poissoniano. Risulta pertanto più
realistico utilizzare in questi casi il valore di SD% riportato in Tabella III come indice di
precisione della misura.
E' infine da notare che una presenza significativa di incertezza non poissoniana può avere un
effetto importante nell'elevare il valore di Minima Attività Rivelabile (MDA).
In alcuni casi risulta SA/CJ A < 1 (se il valore medio di SA/CA fosse 1, statisticamente la metà dei
valori dovrebbe essere < 1); solo in un caso lo scarto dall'unità è statisticamente significativo.
Tuttavia per alcuni Centri il valore di SA/CJA < 1 è ricorrente, anche se in modo statisticamente
non significativo, per i vari radioisotopi suggerendo l'ipotesi di un possibile appiattimento dei
dati probabilmente dovuto agli algoritmi utilizzati nel software di analisi.
1.6 Conclusione parte I
I dati presentati nella parte I di questo rapporto si riferiscono a misure che costituiscono la
parte centrale dei programmi di interconfronto che sono in atto od in progetto in vari paesi
con frequenze diverse e che in alcuni casi fanno parte di procedure per la formale
approvazione dei laboratori che svolgono controlli di contaminazione interna.
I dati presentati mostrano come la maggior parte dei Centri partecipanti risponda ai criteri di
precisione ed accuratezza nella forma proposta dall'organismo di controllo canadese, preso
come esempio di applicazione di standard di qualità.
15II. Analisi della variabilità del fondo ambientale e del conteggio di persone
non contaminate
II. 1 Introduzione
La procedura adottata nell'intereonfronto BICO 2 permette di analizzare alcune componenti
che contribuiscono all'incertezza complessiva associata al risultato della misura WBC e
specificatamente: la variabilità dei conteggi, F, nella ROI di interesse dovuti al fondo
ambientale e quella associata ai conteggi, P, nella ROI di interesse dovuti ai radionuclidi
naturalmente presenti nella persona non contaminata.
La misura delle basse attività consiste nel mettere in evidenza un segnale al di sopra del
segnale del "bianco" che nel caso di misure WBC è costituito dal risultato della misura di
persona non contaminata. Pertanto l'analisi di queste 2 componenti (conteggi dovuti al fondo
ambientale e conteggio della persona non contaminata) è fondamentale per determinare la
capacità di un WBC di rivelare bassi valori di contaminazione interna.
L'analisi proposta in questa parte ha lo scopo di mettere in evidenza alcune possibili cause di
variabilità in eccesso alla poissoniana. I sistemi presi in esame sono fra loro molto diversi
come numero e tipo di rivelatore, geometria di misura e tipo di schermatura. Di conseguenza
conclusioni puntuali sono possibili soltanto esaminando i sistemi singolarmente; in questa
relazione vengono riportate solo le conclusioni più generali e, soprattutto, indicazioni sui
parametri che possono influenzare le incertezze di misura e che quindi devono essere
considerati nel caso di interventi migliorativi sui singoli sistemi.
Vengono di seguito riportate le grandezze utilizzate nella presente parte:
- F= conteggi nella ROI di interesse dovuti al fondo ambientale;
- P= conteggi nella ROI di interesse a fondo sottratto dovuti ai radionuclidi presenti nella
persona non contaminata;
- T= conteggi nella ROI di interesse ottenuti mediante il metodo del trapezio;
- F+P= conteggi nella ROI di interesse a fondo non sottratto per una persona non contaminata;
- Sp, Sp, Sj, Sp+p = deviazione standard campionaria rispettivamente di F, P, T e F+P;
- GF, Cfp, a-r, C5F+P = deviazione standard poissoniana rispettivamente di F, P, T e F+P;
- Sp%, Sj% = deviazione standard campionaria percentuale rispettivamente di P e T;
- MK = massa di potassio per unità di peso corporeo.
Per il significato di parametri e simboli non espressamente qui riportati si rimanda al
paragrafo 1.5.
16II.2 Variabilità del fondo ambientale
Nel definire e determinare la capacità di un sistema WBC di rivelare livelli sufficientemente
bassi di contaminazione interna, il fondo ambientale riveste notevole importanza in relazione
a 2 suoi aspetti: valore assoluto e stabilità nel tempo. Questo secondo punto viene qui preso in
considerazione ponendo a confronto la variabilità ottenuta sperimentalmente con quella
(minima ed ineliminabile) derivante dalla natura poissoniana del conteggio.
Nella Tabella IV viene presentata un'analisi del fondo ambientale considerando le misure
eseguite nell'arco di una giornata e più precisamente nella fase di misura ripetuta sulla stessa
persona. La tabella presenta, oltre al numero delle misure eseguite, il valore del rapporto,
Sp/op, fra deviazione standard campionaria e deviazione standard derivante dalla statistica
poissoniana.
Tabella IV. Analisi dei dati di misura del fondo: misure eseguite nell'arco di un giorno
nella fase di misure ripetute sullo stesso soggetto
Sigla numero Sp/CTF Sp/CfF Sp/OF Sp/CTF
di 57
Co "3Sn 137
Cs 40 K
misure
B16 8 2.32*** 3.37*** 2.31*** 2.24***
B19 6 1.21 1.58** 1.71** 0.87
B20 8 1.13 0.99 0.81 0.85
B21 8 NS 3.21*** 2.74*** NF
B22 8 0.76 0.90 0.56 NI
B30 8 1.11 0.09*** 0.13*** 1.44*
B32 8 1.13 0.96 0.76 0.72
B35 8 0.76 0.94 1.18 1.07
B37 8 0.97 0.49** 0.83 0.51**
B47 8 1.09 0.40*** 0.98 0.73
B51 8 1.54** 2.08*** 1.09 1.70***
B66 4 NI 1.01 2.30*** 0.61
B80 8 1.01 1.13 1.49* 030
B84 8 NI 5.11*** 2.57*** 3.25***
B86 8 1.03 0.95 0.57* 0.97
B88 5 0.69 2.70*** 2.14*** 1.01
B90 8 2.21*** 2.39*** 2.11*** 1.64**
Come si può notare in alcuni casi il valore del rapporto SF/OF risulta superiore all'unità al
livello di significatività più elevato (indicato con ***), evidenziando la presenza nel fondo di
una componente non-poissoniana di variabilità nell'arco di una giornata, decisamente
predominante ed eccessivamente elevata: si hanno infatti 1 caso per 57Co, 7 casi per 113Sn, 6
casi per 137 Cs, 2 casi per 40K.
17In generale se la variabilità del conteggio del fondo è eccessiva rispetto alla poissoniana,
qualunque intervento migliorativo dovrà contemplare la riduzione di questa variabilità.
In alcuni casi risulta un valore del rapporto SF/OF significativamente minore dell'unità, ad
indicare, come per la misura dell'attività, un possibile appiattimento dei dati, in particolar
modo per i Centri per i quali questo evento è ricorrente per i diversi radioisotopi.
II.3 Variabilità del conteggio di persone non contaminate
In Tabella V viene riportato il valore del rapporto, Sp+p/ap+p, fra deviazione standard
campionaria e deviazione standard derivante dalla statistica poissoniana per il conteggio,
F+P, a fondo non sottratto ottenuto in misure ripetute nell'arco di una sola giornata su una
persona sicuramente non contaminata.
Tabella V. Analisi della variabilità del conteggio su persone sicuramente non
contaminate, misure ripetute sullo stesso soggetto: valori dei rapporti Sp+p/op+p
Sigla numero Sp+p/OF+p Sp+p/ap+p SF+P/OF+P Sp+p/OF+p
di 57 113 137
Co Sn Cs 40K
misure
B16 8 2.20*** 2.41*** 1.56** 2.31***
B19 6 1.68** 1.28 0.49 0.87
B20 8 1.39 1.00 0.70 1.20
B21 8 NS 4.63*** 3.14*** NF
B22 8 3.15*** 1.51** 1.50** NI
B30 8 0.99 0.24*** 0.52** 1.32
B32 8 0.86 0.99 0.87 0.72
B35 8 1.36 0.76 0.84 1.07
B37 8 1.10 0.66 1.68*** 0.88
B47 8 1.76*** 0.95 0.83 0.72
B51 8 2.02*** 2.30*** 0.70 0.70
B66 4 NI 1.41 2.41*** 0.61
B80 8 1.37 0.91 1.17 0.90
B84 8 NI 5.10*** 3.34*** 3.25***
B86 8 0.92 0.72 0.71 0.97
B88 5 5.66*** 2.83*** 3.00*** 1.01
B90 8 1.88*** 1.52** 2.55*** 1.64**
L'analisi dovrebbe essere eseguita sul dato diretto di conteggio: non sempre i dati forniti
nell'interconfronto presentano questa caratteristica in quanto alcuni Centri hanno molto
probabilmente comunque eseguito qualche tipo di elaborazione. Il quadro complessivo
permette tuttavia qualche utile osservazione.
18In numerosi casi si osserva una variabilità significativamente superiore a quella attesa sulla
base della sola statistica poissoniana (dati indicati con 3 asterischi in tabella) ed in generale
questo evento tende a verificarsi per più radioisotopi per uno stesso Centro. Esiste inoltre una
notevole corrispondenza fra i dati di Tabella V e quelli di Tabella IV (ugual numero di misure
eseguite nello stesso giorno) suggerendo l'ipotesi che l'aumento di variabilità rispetto alla
statistica poissoniana sia prevalentemente imputabile alla variabilità del fondo (questa ipotesi
verrà poi ripresa nella proposta di procedura per la determinazione di MDA).
II.4 Analisi dello spettro mediante il metodo del trapezio
Nell'interconfronto è stata scelta la tecnica del trapezio come metodo di riferimento di analisi
dello spettro. Il metodo del trapezio, oltre ad essere largamente adottato, offre il significativo
vantaggio di permettere di ricavare dallo stesso spettro in esame anche una stima del bianco e
cioè una stima del conteggio registrato nella ROI di interesse, in misura di persona non
contaminata. Per valutare l'efficacia del metodo è stato pertanto richiesto ai vari Centri di
fornire una serie di informazioni che vengono qui sinteticamente analizzate.
Le Tabelle VI e VII presentano una analisi sui dati connessi con l'uso del metodo del trapezio
per valutare il solo contributo, P, al conteggio totale dovuto ai radionuclidi naturalmente
presenti in assenza di contaminazione interna. Nella procedura dell'interconfronto era stato
richiesto ai Centri di eseguire 8 misure ripetute nell'arco della stessa giornata su una stessa
persona sicuramente non contaminata ed 1 misura su ciascuna di 10 persone sicuramente non
contaminate. In ambedue i casi ogni misura di persona doveva essere preceduta da una misura
di fondo ambiente. Nella scheda doveva poi, fra l'altro, essere riportato per ogni misura il
conteggio, P, nelle ROI in cui erano stati individuati picchi fotoelettrici nella misura del
fantoccio ed una valutazione, T, del medesimo conteggio ottenuta con il metodo del trapezio
applicato alle ROI dello stesso spettro.
A causa di particolarità dei sistemi di misura utilizzati (tipo di rivelatore, di schermatura e di
software installato) non tutti i Centri hanno potuto applicare in modo omogeneo ed integrale
il metodo del trapezio per misure su persone sicuramente non contaminate per i 4 radioisotopi
testati. Infatti per sistemi con schermatura completa che utilizzano rivelatori al germanio
intrinseco risulta spesso un valore di conteggio nullo per molti canali, soprattutto per energie
maggiori di circa 500 keV. Per sistemi con schermatura parziale talora il conteggio con
persona non contaminata risulta minore di quello senza la persona a causa dell'effetto di
schermaggio del rivelatore da parte della persona sottoposta a misura. In particolare l'area del
trapezio risulta o dovrebbe risultare nulla per tutti i sistemi nel caso di 40 K.
Le Tabelle VI e VII riportano pertanto i dati dei soli Centri per i quali il metodo del trapezio
ha potuto essere applicato integralmente e che hanno fornito dati di T e P chiaramente definiti
e coerenti fra loro. Il numero dei dati che risultano disponibili è comunque sufficiente per una
adeguata analisi del metodo.
La Tabella VI si riferisce ai valori ottenuti con misure ripetute sulla stessa persona non
contaminata. La Tabella VII si riferisce ai valori ottenuti con misure singole su persone
19diverse. Essa riporta, oltre ai parametri in comune con la Tabella VI, il rapporto fra la
deviazione standard del conteggio registrato nelle misure eseguite su diverse persone e la
deviazione standard del conteggio registrato nelle misure ripetute sulla medesima persona
non contaminata (Sp%grup/Sp%sing).
Come si può osservare i rapporti ST/C5T e Sp/Cp di Tabella VI si discostano spesso
significativamente dell'unità ai livelli fiduciali elevati, segnalati con 3 asterischi, ad indicare
la presenza di importanti componenti non poissoniane di variabilità. In alcuni casi tuttavia lo
scostamento avviene per valori < 1 suggerendo ancora l'ipotesi di un appiattimento dei dati.
Analizzando il valor medio del rapporto T/P si ottiene:
per misure ripetute sulla stessa persona (Tabella VI):
57
Co valor medio: 1.03 SD = 0.10 No dati = 10
113
Sn valor medio: 0.98 SD = 0.11 No dati = 12
137
Cs valor medio: 0.97 SD = 0.12 No dati = 6
per misure singole eseguite su più persone (Tabella VII) si ottiene invece:
57
Co valor medio: 0.99 SD = 0.12 No dati = 10
113
Sn valor medio: 1.04 SD = 0.15 No dati =12
137
Cs valor medio: 1.00 SD = 0.11 No dati = 6
II rapporto T/P risulta quindi molto vicino all'unità sia per misure ripetute sulla stessa persona
che per misure eseguite su persone diverse a dimostrazione della validità del metodo del
trapezio nella stima del conteggio proprio della persona non contaminata.
Il secondo tipo di analisi è stato eseguito sulla valutazione dell'incertezza del conteggio
proprio della persona non contaminata con misura diretta (P) e con il metodo del trapezio.
I valori medi del rapporto fra i due indici di incertezza Sx%/Sp% risultano:
per misure ripetute sulla stessa persona (Tabella VI):
57
Co valor medio: 0.99 SD = 0.35 No dati = 10
113
Sn valor medio: 1.83 SD = 0.95 No dati = 12
137
Cs valor medio: 1.73 SD = 0.95 No dati = 6
mentre per misure singole eseguite su più persone (Tabella VII):
57
Co valor medio: 0.95 SD = 0.43 No dati = 10
113
Sn valor medio: 1.57 SD = 0.73 No dati =12
137
Cs valor medio: 1.24 SD = 0.64 No dati = 6
II tendenziale aumento del rapporto Sx%/Sp% risulta coerente con quanto teoricamente
prevedibile. Infatti anche considerando la sola variabilità poissoniana risulta:
202n 2n
ove pi = conteggio registrato nel singolo canale;
L = numero di canali utilizzati per il trapezio;
n = numero di canali utilizzati per lo smoothing.
Il metodo del trapezio fornisce quindi una buona stima del valor medio di P, ma tende ad
aumentare sensibilmente l'incertezza del dato; qualora si vogliano determinare livelli di
contaminazione molto bassi resta pertanto valida la tecnica di dotarsi di uno spettro
sperimentale della persona registrato precedentemente la possibile contaminazione da
utilizzare poi come stima del fondo proprio della persona stessa (ovviamente deve essere
utilizzato in entrambe i casi il medesimo sistema di rivelazione o, con le dovute cautele,
sistemi comparabili).
L'ultimo tipo di analisi riguarda il rapporto fra l'incertezza delle misure singole di soggetti
diversi e l'incertezza nella misura ripetuta sul medesimo soggetto (Sp%grup/Sp%sing). Si
ottiene per questo parametro:
57
Co valor medio: 1.87 SD=1.34 No dati = 1 0
valor medio: 1.78 SD = 1.06 No dati = 12
valor medio: 1.88 SD = 0.66 No dati = 6
Come si può osservare l'aumento di incertezza è rilevante a conferma della necessità di
trovare per ogni persona sottoposta a controllo l'opportuno riferimento individuale (misura
prima della contaminazione o metodo del trapezio) anziché fare riferimento al fondo di una
persona generica non contaminata.
Elaborando assieme i dati di Tabelle VI e VE si ottiene
T/P valor medio: 1.03 SD = 0.23 No dati = 56
Sj%/Sp% valor medio: 1.46 SD = 0.78 No dati = 56
Sp%grup/Sp%singvalor medio: 1.83 SD = 1.07 No dati = 28
2157
Tabella Via. Analisi del trapezio, misure ripetute sullo stesso soggetto: Co
Sigla numero ST% Sx/OT Sp% Sp/ap T/P Sx%/Sp%
di
misure
B16 8 24.7 3.00*** 23.6 2.65*** 1.10 1.05
B19 6 5.6 1.73** 5.6 1.24 0.99 1.00
B32 8 22.9 1.11 22.9 1.11 1.00 1.00
B35 8 13.2 1.11 18.3 1.19 0.98 0.72
B37 8 36.2 2.41*** 19.6 0.91 0.92 1.85
B51 8 8.2 1.83*** 8.7 2.34*** 1.10 0.94
B80 8 6.0 1.88*** 11.9 1.48* 1.26 0.50
B86 8 7.0 1.03 18.4 1.64** 0.96 1.11
B88 5 10.4 4.85*** 12.9 4.69*** 0.96 0.81
B90 8 4.7 1.72*** 5.4 1.23 0.99 0.87
113
Tabella VIb. Analisi del trapezio, misure ripetute sullo stesso soggetto: Sn
Sigla numero Sx% SJ/CTT Sp% Sp/ap T/P Sx%/Sp%
di
misure
B16 8 88.3 2.18*** 48.5 0.68 0.76 1.82
B19 6 26.1 4.00*** 12.4 1.10 0.95 2.10
B21 8 3.0 1.66 4.6% 3.6*** 1.04 0.65
B32 8 22.2 0.80 22.2 0.80 1.00 1.00
B35 8 42.7 2.15*** 12.2 0.42** 0.96 3.50
B37 8 57.5 2.30*** 18.3 0.47** 0.91 3.14
B51 8 16.7 0.88 22.6 1.31 1.17 0.74
B66 4 4.0 0.41 4.3 0.40 0.83 0.93
B80 8 11.2 1.30 7.2 0.48** 1.06 1.56
B86 8 23.5 1.16 15.4 1.40 1.10 1.52
B88 5 19.2 4.93*** 8.1 1.55* 1.02 2.37
B90 8 22.2 4.30*** 8.3 0.90 0.97 2.67
]37
Tabella Vie. Analisi del trapezio, misure ripetute sullo stesso soggetto: Cs
Sigla numero Sx% Sx/57
Tabella Vila. Analisi del trapezio, misure su soggetti diversi: Co
Sigla numero ST% Sp% T/P Sx%/Sp% Sp%grup/
di Sp%sing
misure
B16 10 32.9 27.3 0.97 1.21 1.16
B19 10 26.8 26.4 0.98 1.02 4.71
B32 10 25.5 25.5 1.00 1.00 1.11
B35 10 16.3 28.7 0.89 0.57 1.57
B37 10 25.4 13.1 0.80 1.94 0.67
B51 10 17.1 17.4 1.02 0.98 2.00
B80 10 10.2 18.7 1.27 0.55 1.57
B86 10 4.5 11.6 0.98 0.39 0.63
B88 10 17.4 18.7 0.97 0.93 1.45
B90 9 18.4 20.4 1.00 0.90 3.78
1I3
Tabella Vllb. Analisi del trapezio, misure su soggetti diversi: Sn
Sigla numero Sx% Sp% T/P Sx%/Sp% Sp%grup/
di Sp%sing
misure
B16 10 60.5 43.8 1.18 1.38 0.90
B19 10 29.7 25.2 0.89 1.18 2.03
B21 10 4.1 3.8 1.11 1.08 0.83
B32 10 33.8 33.8 1.00 1.00 1.52
B35 10 31.3 20.1 1.09 1.56 1.65
B37 10 46.7 15.4 0.97 3.03 0.84
B51 10 33.7 17.1 0.82 1.97 0.76
B66 10 33.8 17.8 0.84 1.90 4.14
B80 10 17.8 6.3 1.34 2.83 0.87
B86 10 31.8 44.9 1.11 0.71 2.92
B88 10 20.1 17.5 1.03 1.15 2.16
B90 9 23.7 22.6 1.05 1.05 2.72
137
Tabella Vile. Analisi del trapezio, misure su soggetti diversi: Cs
Sigla numero Sx% Sp% T/P Sx%/Sp% Sp%grup/
di Sp%sing
misure
B19 10 35.0 38.5 1.20 0.91 1.76
B21 10 2.8 5.3 1.00 0.53 1.71
B51 10 26.9 12.8 1.01 2.10 1.29
B80 10 24.6 12.6 0.92 1.95 1.43
B88 10 21.1 24.4 0.87 0.86 3.13
B90 9 29.8 27.6 1.002 1.08 1.96
23II.5 Conclusione parte II
I dati ottenuti nell'interconfronto permettono di trarre alcune conclusioni generali riguardanti
la variabilità del bianco ed il metodo adottato per l'analisi degli spettri.
Sia il conteggio del fondo ambientale nelle ROI esaminate che il conteggio integrale di
persona sicuramente non contaminata (il bianco) sono spesso affetti da una variabilità casuale
molto superiore, al livello di significatività 1%, a quella attesa sulla base della statistica
poissoniana. Questa evenienza ha un effetto significativo, come si vedrà nella III parte di
questo rapporto, nella determinazione del valore della minima contaminazione rivelabile.
II metodo del trapezio di analisi dai picchi risulta sufficientemente accurato nella
determinazione del conteggio della persona in esame in assenza di contaminazione,
aumentando tuttavia l'incertezza del dato rispetto alla misura della stessa persona prima della
eventuale contaminazione.
Risulta infine indispensabile, qualora si vogliano determinare valori di contaminazione
prossimi ai limiti di rivelazione dello strumento in dotazione, utilizzare un valore di bianco
(conteggio di persona sicuramente non contaminata) che si riferisca alla persona stessa
sottoposta a controllo in quanto un riferimento generico aumenta sensibilmente l'incertezza.
Ciò può essere ottenuto in 2 modi: o confrontando il dato con il risultato di una misura della
persona stessa eseguita in epoca precedente in cui la contaminazione poteva essere
rigorosamente esclusa; oppure ricavando dallo spettro ottenuto dalla misura in atto
l'informazione su come sarebbe stato lo spettro in assenza della eventuale contaminazione. Le
tecniche per applicare quest'ultimo metodo possono essere diverse: un esempio è la tecnica
del trapezio per la quale valgono le osservazioni sopraesposte.
24HI. Minima Attività Rivelabile (MDA)
III.l La Minima Attività Rivelabile
Uno dei punti fondamentali nella qualificazione di un qualsiasi apparato di misura è la
specificazione del valore inferiore della grandezza in esame che lo strumento riesce a
determinare, in altre parole la 'sensibilità dello strumento' o 'livello minimo rivelabile'.
Molte sono le definizioni di livello minimo rivelabile che vengono utilizzate nei vari campi,
spesso non coerenti e comunque non sempre riferibili fra loro. In molti casi pervenire ad una
definizione univoca è invece di grande importanza, in special modo quando il livello minimo
rivelabile è dello stesso ordine di grandezza dei livelli di interesse in una data situazione. Se
ad esempio si deve determinare la concentrazione di un particolare inquinante in una matrice
ambientale o il livello di contaminazione interna da un particolare radionuclide in una
persona, la qualità della risposta può essere determinata dall'esatta definizione del livello
minimo rivelabile dall'apparato di misura utilizzato e dalla specificazione del significato
statistico ad essa associato.
Una chiara definizione del concetto di livello minimo rivelabile e della procedura adottata per
la sua determinazione è quindi essenziale in un campo come la radioprotezione in cui l'esito di
una misura può avere risvolti molto importanti sia di tipo legale sia, comunque, sull'attività
sottoposta a controllo.
La definizione di Minima Attività Rilevabile (MDA) attualmente più accettata nel campo
delle misure di radioattività lega il valore di minima attività rivelabile ai concetti di
probabilità di falsi positivi e falsi negativi e può essere espressa come l'attività cui è associata
una probabilità definita p di non rivelazione, se presente, accettando contemporaneamente
una probabilità a di errata affermazione della presenza di contaminazione in un bianco.
Questo concetto dalla sua prima chiara formulazione proposta da Currie^16) è stato sottoposto
a numerose verifiche per provarne l'aderenza agli obiettivi sopra esposti^17). La sua
applicabilità al caso specifico delle misure con Whole Body Counter della contaminazione
interna da radionuclidi è stata anche oggetto di uno studio preparato per la riunione MIDIA
del giugno 1993 conseguente il primo interconfronto MIDIA ed ora in fase di revisione.
Attualmente è proposto dall'ISO^19»20) per misure nel campo delle radiazioni ionizzanti ed è
inserito nelle più recenti guide e norme che riguardano l'affidabilità delle misure di
contaminazione^6'7).
In modo schematico indicando con:
a = la probabilità che l'affermazione "presenza di contaminazione" sia falsa; corrisponde alla
probabilità di errore di primo tipo nel test statistico di ipotesi,
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