★..한국실내환경학회 KOSIE

(1)

http://dx.doi.org/10.15250/joie.2016.15.1.60 ISSN 2288-923X (Online)

온천탕 실내공기 중 라돈농도 분포 특성 파악을 위한 예비조사 연구

김현탁^1,2·이철민³·이다정⁴·강대용⁵·박지현⁶·김신도¹*

1

서울시립대학교 환경공학과,

²

국가기록원,

³

서경대학교 화학생명공학과,

4

한양대학교 환경공학과,

⁵

아주대학교 의과대학 인문사회의학교실,

⁶

아주대학교 수학과

Preliminary research to determine the distribution characteristics of indoor air radon concentration in a hot spring bath

Hyuntak Kim^1,2·Cheolmin Lee³·Dajeong Lee⁴·Daeryong Kang⁵·Jihyun Park⁶·Shindo Kim¹*

1

Department of Environmental Engineering, University of Seoul

2

National of Archives of Korea

3

Department of Chemical & Biological Engineering, Seokyeong University

4

Department of Environmental Engineering, Hanyang University

5

Department of Humanities and Social Medicine, Ajou University School of Medicine

6

Department of Mathematics, Ajou University

(Received 25 January, 2016; Revised 18 February, 2016; Accepted 21 February, 2016) Abstract

This study was performed as the preliminary research to calculate the concentration of radon exposure and the annual effective dose in public hot spring bath-house. The research found that public bathhouses are the primary cause of the indoor air radon concentration inside a hot spring bathhouse. The indoor radon concentration inside a bathhouse differs significantly by region and among bathhouses in the same region, indicating that the indoor air radon concentration is affected by many factors. The annual effective indoor radon dose by exposure is estimated to range from 1.2×10

⁻²

mSv/y to 2.5×10

⁻²

mSv/y. Since this research is considered as preliminary research, further and additional relevant research to more reliably calculate the result are necessary, including accumulative research for indoor radon concentrations, and research for exposure coefficients such as the behavior patterns of public bathhouse users, etc.

Keywords : Effective dose evaluation, Hot spring bath, Indoor radon, Radon concentration

1. 서 론

라돈은 우라늄 계열 중 라듐의 알파붕괴에 의해 생 성되는 방사성 불활성 가스이다. 일부 지상에 존재하는 물질은 우라늄 동위원소와 같은 천연 방사성 핵종을 가지고 있으며, 라돈 가스를 많이 또는 적게 방출한다.

이로부터 방출된 라돈 원자는 실내와 실외 공기 중에 분포하며, 약 3.8일의 단반감기를 가지고 이동한다. 대

기 중의 라돈과 자핵종은 천연 발생원으로부터 인체에 노출될 때 가장 큰 역할을 하는 것으로 알려져 있다 (UNSCEAR, 2000).

일반적으로 외부 공기에서 라돈농도는 매우 낮으나 확산이 좋지 않은 실내공간에서는 축적에 의해 높은 농도로 증가된다. 라돈의 빙점은 영하 68

^o

C 이하로 그 보다 높은 온도에서 기체가 되며, 무색, 무취의 성질을 가지고 있어 실내로 잠입해도 사람의 감각으로 느끼지 못하는 특징을 가지고 있다. 이러한 방사성 가스인 라 돈은 알파선을 방출시키는 218 Po이나 214 Po와 같은 방사성 원소로 붕괴되는데, 이들은 폐포에 심각한 피해

*Corresponding author

Tel : +82-2-6490-2860 E-mail : [email protected]

(2)

를 줄 수 있다(UNSCEAR, 2000; Schmidt et al., 2008).

장기간의 높은 실내 라돈농도에 노출된 사람은 병리학 적 영향과 호흡기계 기능의 변화를 가져와 결국에는 폐암으로 발전하는 위해도가 증가되며, 이 위해도는 실 내 라돈농도, 노출기간, 그리고 실내공간의 환기에 의 존하는 것으로 보고되었다(Webb 1992; Neuberger and Gesell, 2002; Lázár et al., 2003).

라돈 가스는 건물 바닥의 균열과 틈을 통해 실내로 유입(85~90%), 건축물 재료에서의 방출을 통해 실내로 유입(2~5%), 지하수로부터의 방출을 통해 실내로 유입 (1% 이하) 되는 것으로 보고되어지고 있다(UNSCEAR, 2000). 이와 같이 라돈은 건축된 주택의 토양과 암석으 로부터 주로 형성되지만, 건축자재에서 방출되는 라돈 및 지하수의 생활용수 사용에 따라 방출되는 라돈 역 시 실내 환경에서의 주된 잠재적 발생원의 하나로 알 려져 있다(Cother and Smith, 1987; UNSCEAR, 2000, 2008; WHO, 2009; Chen et al., 2010; Saad et al., 2010; Bavarnegin et al., 2012). 이미 세계 여러 나라에 서는 라돈피폭에 기인한 건강상의 위해를 인식하여 주 택을 비롯한 여러 생활공간의 실내 및 음용수 중의 라 돈농도에 대한 대규모적인 측정을 수행하고 있으며, 그 결과 미국 내 상당수의 주택이 US. EPA에서 권고치 (action level)로서 권고하고 있는 148 Bq/m

³

( 실내공기) 와 11,100 Bq/m

³

( 음용수)을 초과하고 있는 것으로 나 타났다(US. EPA, 1992).

최근 국내의 경우 메스컴을 통해 실내 공기 중 라돈 에 의한 노출이 건강상 악영향을 야기 시킬 수 있다는 보도 이후 실내공기 중 라돈농도 관리에 대한 사회적 요구가 증대되어지고 있다. 또한 남원의 내기 마을 지하 수에서의 고농도 라돈 검출에 대한 메스컴 보도 이후 지 하수의 라돈방출에 대한 사회적 관심이 증대되고 있다.

이에 본 연구에서는 국내 음용수 사용에 있어 지하 수의 사용이 미비함과 또한 라돈의 주요 노출 경로가 호흡임을 고려하여 일반 국민이 라돈 함유 지하수와의 노출이 빈번하게 발생된다고 판단되는 온천탕에서의 라돈 농도 분포 특성을 조사하여 제시함으로써 국민에 게 올바른 관련 정보를 전달하고 나아가 향후 관련 연 구 및 정책 결정에 기초적 자료를 제공하고자 예비 조 사 목적으로 수행되었다.

2. 연구방법

2.1 연구대상 및 측정방법

본 연구의 연구대상 온천탕은 경기도 이천에 위치하 고 있는 온천탕 3곳과 대전광역시 유성에 위치한 온천

탕 3곳 총 6개의 온천탕을 대상으로 대중탕 내와 탈의 실에서 동시에 측정을 수행하였다. 라돈농도 조사는 연 속라돈농도 측정 장치인 RAD7 (Durridge Co. USA)를 이용하여 가스 유입구에 수분제거를 위한 활성탄관을 장착한 후 측정 장소에서 6시간 연속 측정하였으며, 농 도는 10분 단위로 라돈농도가 표시될 수 있도록 하였 다. 6시간 측정 결과 중 측정시작 후 2시간 동안의 라 돈농도 측정값은 장비의 안정화에 의한 불확실한 값으 로 판단하여 본 연구의 결과 분석에서 제외하고 4시간 동안 측정된 농도값을 각 측정위치에서의 대표 농도값 으로 하였다.

2.2 자료 분석

조사된 라돈농도의 통계적 분석을 수행하기 앞서 히 스토그램과 누적확률분포도의 작성을 통해 자료의 분 포 특성을 조사하였다. 그 결과 Fig. 1에서 제시한 것 과 같이 비정뷰분포하고 있음을 확인하고 산출된 자료 를 로그변환한 후 다시 정규성을 검토한 결과 근사한 정규분포를 하고 있음을 확인하였으며, 이 변환된 자료 를 활용하여 모수통계분석을 수행하였다.

자료의 분석은 동일 지역 내 온천탕별 라돈농도의 차이를 검토하기 위해 ANOVA 분석을 수행하여 검증 하였으며, 대중탕과 탈의실의 농도 차이를 검증하기 위 해 student’s t-test를 수행하였다. 또한 대중탕과 탈의실 의 라돈농도 비를 산출하여 온천탕 내 라돈의 주요 발 생장소를 조사하였다. 이천과 유성의 지역별 차이에 의 한 농도 차이 여부를 검토하기 위해 student’s t-test를 수행하였다. 본 연구의 통계 분석 가설 검증의 유의수 준은 0.05로 하여 평가하였다.

2.3 유효선량 평가

온천탕 실내 라돈농도의 노출에 의한 연간유효선량 을 평가는 다음의 식에 의해 산출하였다.

E [mSv] = Q·F·T·K

여기서 Q는 라돈농도(Bq/m

³

)로 본 연구에서 조사된

대중탕의 평균라돈농도를 이용하였다. F는 평형인자로

UNSCEAR (2000)에서 제시하는 실내 방사평형인자값

인 0.4를 적용하였다. T는 연간 거주시간으로 본 연구

에서는 ME (2007)에서 2005년부터 3년에 걸쳐 ‘한국

형 노출지수개발 및 운영체계 구축 연구’를 통해 구축

한 ‘한국 노출계수 핸드북’에서 제시하고 있는 목욕시

간을 참조하였다. K는 선량환산계수로 UNSCEAR

(2000) 에서 제시하고 있는 9 nSv/Bq·h/m

³

을 활용하였

다. 라돈노출에 의한 유효선량평가 과정 중 전체 입력

(3)

변수에 대한 단일 데이터의 입력으로 인해 발생될 수 있는 불확실성과 가변성을 해결하기 위한 일환으로 각 변수별 통계적 확률분포를 대입하여 확률론적 연간유 효선량을 산출하였다. 또한 이들 불확실성과 가변성의 영향을 나타내기 위해 5%번째와 95%번째의 값으로 불확실성 구간(uncertainty interval, UI)를 제시하였으 며, 95%번째의 값을 5%번째 값으로 나누어 불확실성 계수(Uncertainty coefficient)를 제공하였다. 불확실성 분석은 Crystal ball 2000 (Decisioneeting Inc.)를 이용 하여 Latin Hypercube approach (Iman and Conover, 1980) 에 따라 10,000번 반복 실행을 수행하였다. 또한 확률론적 평가분석방법 이외 단일 데이터입력에 의한 불확실성과 가변성을 해결하기 위한 일환으로 평균적 인 노출(Central Tendency Exposure, CTE)을 가정하여 입력변수들의 평균 또는 중앙값을 입력하여 산출한 값

과 최대노출(Resonable Maximum Exposure, RME)을 가정하여 입력변수들의 최대값 또는 95% 상위 신뢰구 간 값을 입력하여 산출한 값을 각각 제시함으로써 온 천탕 내 공기 중 라돈노출에 의한 연간유효선량의 범 위를 제시하였다.

3. 결 과

3.1 라돈농도 분포 특성

탈의실에서의 평균 라돈농도 중 현 환경부의 ‘다중

이용시설 등의 실내공기질관리법’과 US. EPA에서 권

장하고 있는 라돈의 권고기준인 148 Bq/m

³

을 초과하는

시설은 없는 것으로 조사되었으며, 가장 높은 평균 농

도를 보인 유성의 E 온천탕(60.2 ± 28.5 Bq/m

³

) 의 경우

이 권고기준의 1/2의 낮은 평균 농도를 나타냈다. 반면

Fig. 1. Distribution characteristics of indoor radon concentration in hot spring bath.

(4)

대중탕의 경우 유성의 E 온천탕(270.0 ± 95.4 Bq/m

³

) 의 경우 환경부와 US.EPA에서 권장하는 권고기준을 초과 하는 것으로 조사되었다. 그러나 이의 시설을 제외한 나머지 조사대상 온천탕에서는 권고기준 이하의 낮은 농도를 보였다.

모든 조사대상 온천탕의 탈의실과 대중탕의 평균라 돈농도를 비교한 결과 대중탕의 라돈농도가 탈의실의 라돈농도에 비해 높은 농도를 나타냈으며, 이러한 농도 차이는 통계적으로 유의한 것으로 조사되었다. 탈의실 과 대중탕의 라돈농도의 비를 조사한 결과 모두 0.5 이 하의 낮은 값을 나타내 온천탕에서의 라돈의 주요 발 생원이 존재하는 곳이 대중탕임을 확인할 수 있었다.

조사대상 온천탕별 탈의실과 대중탕에서의 평균라돈 농도를 비교한 결과 이천에 위치한 온천탕의 탈의실을 제외한 나머지 조사대상 온천탕별 탈의실과 대중탕에 서의 라돈농도는 통계적으로 유의한 차가 있는 것으로

조사되었다. 또한 농도차이를 보이지 않은 이천에 위치 한 조사대상 온천탕의 탈의실 라돈농도 역시 유의수준 0.05 에서는 유의한 농도차가 없는 것으로 조사되었으 나 통계적 경계선상(p = 0.07)에서 유의한 농도차가 있 는 것으로 조사되어 온천탕별 실내(탈의실, 대중탕) 라 돈농도 간에는 유의한 농도 차이가 있는 것으로 판단 된다. 또한 Fig. 2는 이천지역과 유성지역에 위치한 조 사대상 온천탕의 대합실과 대중탕의 평균농도를 비교 한 결과 대합실과 대중탕 모두 지역적으로 유의한 농 도 차이가 있는 것으로 조사되었다. 이와 같은 결과는 온천탕 내의 실내공기 중 라돈농도는 온천탕 실내 온 습도, 구조 및 환기시스템 등과 같은 건축물의 물리적 특성, 온천수의 처리 기술 및 지역(토양 라돈 함유량) 의 차 등과 같은 다양한 라돈농도 영향인자들에 의한 것으로 사료되며, 향후 이의 원인규명 등과 같은 관련 된 연구의 추가적 수행이 요구된다.

Table 1. Summary of statistics on indoor radon concentration in hot spring bath Region Spa (N) Mean ± S.D. (Bq/m

³

)

L/P ratio F-value (p-value) Locker room Public baths Locker room Public Baths Icheon A (24) 14.5 ± 12.7 67.2 ± 40.4 0.2 F=2.696 F=10.043

t = -4.575 (p<0.05) (p<0.05) (p<0.05) B (24) 15.2 ± 14.6 34.0 ± 22.4 0.4

t = -2697 (p<0.05)

C (24) 24.4 ± 17.4 97.5 ± 42.8 0.3 t = -6.453 (p<0.05)

Yuseong D (24) 30.0 ± 19.5 84.5 ± 43.9 0.4 F=24.557 F=69.488 t = -4.263 (p<0.05) (p<0.05) (p<0.05) E (24) 60.2 ± 28.5 270.0 ± 95.4 0.2

t = -7.346 (p<0.0.5)

F (24) 9.4 ± 12.6 18.1 ± 14.6 0.5 t = -2.300 (p<0.05)

Fig. 2. Comparison of radon concentration in regional hot spring bath.

(5)

3.2 유효선량평가

Table 2 는 이천에 위치한 온천탕을 이용하는 사람과 유성에 위치한 온천탕을 이용하는 사람의 연간 유효선 량을 평가하기 위한 노출시나리오를 작성한 것이며, 이 와 같은 노출시나리오에 의한 두 지역 온천탕을 이용 하는 사람의 연간유효선량을 산출한 결과는 Table 3과 같다. 이천 온천탕과 유성 온천탕을 이용하는 사람들의 연간유효선량은 CTE 노출 환경에서 각각 3.0×10

⁻³

mSv/y, 5.7×10

⁻³

mSv/y 로 조사되었으며, RME 노출 환 경에서는 각각 0.18 mSv/y, 0.40 mSv/y인 것으로 조사 되었다. 확률론적 연간유효선량 산출 결과 중 95% 상 위 연간유효선량은 이천 온천탕과 유성 온천탕에서 각 각 1.2×10

⁻²

mSv/y, 2.5×10

⁻²

mSv/y으로 조사되었다.

UNSCEAR (2000) 은 인간이 자연방사선으로부터 받는 연간유효선량 2.4 mSv/y중 약 50%에 해당하는 1.2 mSv/y가 라돈에 의한 것으로 보고하고 있다. 이와 같 은 보고와 본 연구결과를 비교하면 국내 온천탕 이용 시 라돈노출에 의한 연간유효선량은 매우 미비한 수준 임을 확인할 수 있었다.

4. 고 찰

2014 년 국내 한 방송사에서 라돈 위해성에 관한 특 집프로그램이 방영된 이후 국민들의 라돈에 대한 관심

이 증대되고 있으나, 국내 관련 자료 및 연구의 미비로 올바른 위해정보 전달이 이루어지지 못하여 막연한 라 돈 위해에 대한 불안감이 증대되고 있다. 방송 이후 정 부기관의 라돈관련 부서 및 관련 연구기관에서 국민의 라돈에 대한 막연한 불안감 해소를 위한 저감 및 라돈 알람기 설치 등의 국가사업을 비롯한 라돈 저감 기술 개발 등이 활발히 이루어지고 있다. 또한 환경부는 전 국단위 라돈 실태조사 사업으로 2008년부터 국내 위치 한 초등학교와 관공서 1,100여개를 선정하여 실내라돈 농도 조사 수행을 수행한 이후 2009년에는 다중이용시 설로의 확대를 추진하였고, 2010년 이후에는 주거환경 으로 확대하였다. 전국 주거시설의 라돈농도 조사는 2010~2011 년 제1차 전국 주거지역 라돈실태조사를 실 시한 이후 2013~2014년에 제2차 전국 주거지역 라돈 실태조사를 실시하였고, 올해 제 3차 전국 주거지역 라 돈실태조사가 실시되고 있다. 이와 같이 국가적으로 국 민의 라돈에 대한 막연한 불안감을 해소하기 위한 주 거환경에서의 라돈농도 조사 및 유효선량 평가 등의 연구가 활발히 이루어지고 있으며, 라돈의 발생원으로 알려져 있는 토양과 지하수 중의 라듐 및 라돈농도 조 사에 관한 연구 역시 활발히 이루어지고 있다. 그러나 과거부터 국민들의 생활과 밀접하게 접해온 라돈탕에 대한 실태조사 및 건강영향에 관한 연구는 아직 국내 에서 수행된 바가 없어, 최근 사회적으로 국민들의 라 Table 2. Fixed assumptions and probability densities used as inputs to risk estimates

Parameter Unit CTE RME Distribution

type Distribution parameters Source Concentration Icheon Bq/m

³

42.1 165.1 Log-normal Mean : 42.1, S.D. : 165.1 Judgement; Nero et al.,

1994; EC, 1996.

Judgement; Nero et al., 1994; EC, 1996.

Yuseong Bq/m

³

78.1 378.7 Log-normal Mean : 78.1, S.D. : 100.2

F - 0.4 0.5 Triangle

Maximum : 0.8 Likeliest : 0.4 Minimum : 0.2

Judgement; UNSCEAR, 2000

K mSv/Bq·h/m

³

9×10

⁻⁶

1.0×10

⁻⁵

Triangle

Maximum : 1.0×10

⁻⁵

Likeliest : 9×10

⁻⁶

Minimum : 8.7×10

⁻⁶

Judgement; UNSCEAR, 2000

T min/week 23.2 245 Log-normal Mean : 23.2, S.D. : 49.9 MOE, 2007; Judgement.

Table 3. Effective dose evaluation

Region

Fixed point Monte Carlo

CTE RME Uncertainty Interval (%)

Uncertaion coefficient

5% 95%

Icheon 0.0030 0.1758 0.000010 0.011991 1199.1

Yuseong 0.0057 0.4032 0.000110 0.025038 227.6

(6)

돈탕과 관련된 조사 및 건강영향 조사에 관한 요구가 증대되고 있다. 이에 본 연구에서는 라돈탕 사용에 따 른 국민의 라돈노출량 및 건강영향 등을 평가하기 위 한 연구의 예비조사 목적으로 국내 온천수를 가공 처 리하지 않고 사용하는 온천탕 중 일부 시설을 선정하 여 대중탕과 탈의실에서의 공기 중 라돈농도를 조사하 여 제시하였다. 기존 토양 및 지하수 중의 라돈농도 조 사는 토양 및 지하수 중의 라듐 함량 및 라돈농도 조사 에 국한되어져 오고 있으나 본 연구는 라돈의 주요 노 출경로가 호흡임을 고려하여 온천탕의 공기 중 라돈농 도를 조사하였다.

본 연구에서 이천과 유성에 위치한 온천탕 내 라돈 농도는 지역별로 통계적으로 유의한 차이를 나타냈으 며, 같은 지역에 위치한 온천탕 내 라돈농도 역시 통계 적 유의한 차이를 나타냈다. 이와 같은 결과는 온천탕 실내공기 중의 라돈농도는 다양한 요인에 의해 영향을 받고 있음을 시사하는 결과로 향후 온천탕 실내 라돈 농도 분포 특성 조사 및 저감방안 수립에 관한 연구에 있어 이들 영향요인들에 대한 기초적 자료 수집이 병 행되어 실시되어야 함을 확인할 수 있었다.

실내공기질 연구에 있어 외부 실외 오염물질의 실내 유입이 실내공기질에 어느 정도 영향을 미치는지를 파 악하고 이를 통해 각종 실내 발생원으로부터 방출되는 오염물질이 실내공기질에 미치는 영향을 정량화하는 것은 중요하다. 이의 규명을 위해 사용되는 지료로 실 내외 농도비(I/O ratio)가 이용되고 있다(Yocom, 1982).

본 연구에서는 온천탕의 대중탕과 탈의실 중 라돈 오 염의 주요 원인 장소를 구분하기 위해 I/O ratio 방법을 활용하여 조사대상 탈의실과 대중탕의 장소별 농도비 의 비교를 통해 온천탕 내 라돈의 주요 발생원이 존재 하는 공간을 확인하였다. 본 연구를 통해 산출된 탈의 실과 대중탕에서의 공기 중 라돈 농도의 비는 모두 0.5 이하의 값을 나타내 온천탕에서 대중탕이 주요 라돈의 발생원이 존재하고 있는 공간으로 조사되었다. 이와 같 은 결과를 통해 온천탕 공기 중의 라돈농도는 온천수 에 포함되어 있는 라돈이 기화나 사람들의 이동에 의 해 공기 중으로 방출되고 이러한 방출된 라돈이 온천 탕 내 공기 중 라돈농도에 가장 크게 기여하고 있는 것 으로 여겨진다.

환경오염물질의 노출에 의한 건강영향을 평가하는 과정에는 많은 불확실성과 가변성을 포함하고 있다. 이 들 불확실성과 가변성을 확인하는 것은 건강영향평가 에 있어 중요하다 할 수 있다. US. EPA (1997)에서는 이러한 불확실성과 가변성을 확인하는 유용한 통계적 인 기술로 몬테카를로 분석을 권장하고 있다. 건강영

향 평가에서 발생되는 불확실성은 크게 세가지 범주 즉, 시나리오 불확실성(scenario uncertainty), 모수 불 확실성(parameter uncertainty) 및 모형 불확실성(model uncertainty)으로 구분할 수 있다. 시나리오 불확실성은 노출이나 용량을 완전히 정의하는데 필요한 정보의 누 락이나 자료의 불완전성으로 인해 발생하는 불확실성 을, 모수 불확실성은 모수와 관련된 불확실성을, 모형 불확실성은 인과관계 추론에서 예측을 하는데 필요한 과학적인 이론이 부족함에 따르는 불확실성을 의미한 다(US. EPA, 1997). 노출량을 평가하는데 있어 노출변 수들은 불확실성과 가변성을 항상 내포하고 있다. 가변 성은 노출빈도 및 노출기간 등이 수용체에 따라 다르 게 나타나고 환경오염물질의 농도 범위와 인체 반응의 차이, 예를 들어 화학성분에 대한 수용체의 면역성과 같은 유전적 차이에서도 나타나는 것을 의미한다. 이러 한 가변성은 보통 자료의 축적에 따라 더 잘 구별되지 만 제거되거나 감소되지는 않는다. 불확실성은 특정 변 수, 확률분포 모델, 모델의 인지(예, 대수정규분포의 평 균과 표준편차), 그리고 유해오염물질의 농도 자료 부 족과 낮은 정밀도에 의해 나타나는 데, 가변성과는 다 르게 자료의 축적으로 감소시킬 수 있다. 이러한 자료 의 불확실성과 가변성은 몬테카를로 분석에서 확률밀 도함수로 입력되어 결과에 반영되는데, 노출 변수의 불 확실성은 위해도 결과에 대해 과대평가 혹은 과소평가 와 같은 정량적인 해석을 가능하게 한다. 보통 시료채 취 및 분석, 측정대상 시설의 특성과 연결된 농도의 불 확실성을 고려하기 위해 95% 상위신뢰구간농도(Upper Confidence Level, UCL)가 권장된다. 그리고 95%

UCL 과 더블어 평균과 95% 하위신뢰구간농도(Low

confidence Level, LCL) 에 대해 확률론적 분석을 반복

수행하면, 3개의 위해도 분포를 얻을 수 있다. 따라서

농도의 불확실성에 따른 위해도 평가치의 신뢰구간

(confidence interval, CI)을 산출할 수 있다(US.EPA

1992; Ashok, 1997). 몬테카를로 분석과 달리 단일평가

치 분석은 입력 변수들의 불확실성과 가변성을 표현할

수 없다. 다만 가변성을 표현하기 위해 CTE와 RME

노출환경에서의 연간유효선량을 계산한다(US. EPA,

1992). 본 연구는 예비조사연구로 향후 관련 연구수행

에서 발생될 수 있는 불확실성의 발생을 최소화하기

위한 일환으로 단일평가치 분석에서 CTE 및 RME 노

출환경에서의 연간유효선량을 산출하여 제시하였으며,

확률론적 분석에서는 몬테카를로 분석을 적용하여

95% LCL 과 95% UCL의 값 및 불확실성 계수를 제시

함으로써 불확실성 정도를 정량화하고자 하였다. 본 연

구는 예비조사의 목적으로 수행된 연구로 산출된 결과

(7)

의 불확실성 계수값이 높게 조사되었다. 이와 같이 불 확실성 계수값이 높게 조사된 이유는 크게 두 가지 원 인에 의한 것으로 사료된다. 첫 번째 원인으로는 온천 탕 내 공기 중 농도의 큰 편차에 의해 기인된 것으로 여겨진다. 이와 같이 큰 농도 편차는 향후 지속적이며 추가적인 관련 연구의 수행을 통한 온천탕 내 라돈농 도 조사 결과의 축적으로 해결 될 수 있을 것으로 사료 된다. 두 번째 원인으로 온천탕을 이용하는 시간, 즉 온천탕 내의 실내 공기 중 라돈에 노출되는 시간의 편 차에 의한 것으로 여겨진다. 본 연구에서는 조사대상 온천탕을 이용하는 이용자들을 대상으로 한 설문조사 등의 관련 자료의 수집이 이루어지지 못하여 ME (2007) 에서 2005년부터 3년간의 조사를 통해 발표한 ‘한 국 노출계수 핸드북’에서 제시하고 있는 목욕시간의 자료를 활용하였다. 이는 온천탕 이용시간 외에 일반 목욕탕을 이용하는 시간을 포함하고 있으며, 또한 자료 의 편차 역시 큰 것으로 조사되어 산출된 결과의 불확 실성을 증가시킨 것으로 여겨진다. 향후 관련 연구 수 행에 있어 시설 이용자들을 대상으로 한 행동패턴 분 석 등을 통한 관련 변수 값의 산정 및 활용이 이루어지 는 것이 바람직하다 판단된다. 본 연구에서 이천 또는 유성 온천탕을 이용하는 이용자들의 온천탕 내 공기 중의 라돈 노출에 의한 연간유효선량을 산출한 결과 CTE 노출환경과 RME 노출환경상의 단일평가 연간유 효선량 모두 인간이 라돈 노출에 의한 연간 유효선량 인 1.2 mSv/y에 비하여 매우 낮은 유효선량값을 보였 으며, 확률론적 연간유효선량 분석 값 중 95% 상위 연 간유효선량값 역시 1.2 mSv/y에 비해 매우 낮은 것으 로 조사되었다. 자료의 불확실성과 가변성 등을 고려한 최대노출환경인 RME 노출환경과 95% UCL 조건에서 의 연간유효선량이 1.2 mSv/y에 비해 매우 낮은 값으 로 온천탕 공기 중 라돈 노출에 의한 이용자의 건강상 영향은 매우 미비한 수준인 것으로 판단된다.

5. 결 론

본 연구는 라돈탕 사용에 다른 국민의 라돈 노출량 및 건강영향 등을 평가하기 위한 연구의 예비조사 목 적으로 국내 온천수를 가공 처리하지 않고 사용하는 온천탕 중 일부 시설을 선정하고 라돈의 주요 노출경 로가 호흡임을 고려하여 온천탕 내 공기 중 라돈농도 및 노출에 의한 연간유효선량을 산출하여 제시하였다.

주지역에 위치한 온천탕 내 라돈농도는 환경부의 다중 이용시설 및 US. EPA에서의 거주지 내 권고기준인 148 Bq/m

³

에 비해 낮은 분포를 나타내고 있는 것으로

조사되었다. 온천탕 내 실내공기 중 라돈농도에 가장 크게 기여하는 곳은 대중탕인 것으로 조사되었으며, 온 천탕 내 라돈농도는 지역별로, 같은 지역 내 위치한 온 천탕별로 유의한 농도 차이를 나타내 온천탕의 실내 공기 중 라돈농도는 다양한 요인에 의해 영향을 받고 있는 것으로 여겨진다. 온천탕 실내 라돈 노출에 의한 연간유효선량은 1.2×10

⁻²

mSv/y~2.5×10

⁻²

mSv/y으로 조사되었다. 본 연구에서 산출된 결과의 신뢰성을 검토 하기 위한 불확실성 계수값을 산출한 결과 높은 것으 로 나타났다. 이와 같이 높은 불확실성 값을 보인 것은 조사대상 온천탕의 수의 빈약과 노출계수 값의 유사 국가 통계자료 활용에 의해 발생된 것으로 여겨진다.

본 연구는 예비조사의 목적으로 수행된 연구로서 향후 신뢰성 있는 결과 산출에 있어 지속적이며, 추가적인 관련 연구의 수행을 통한 온천탕 내 라돈농도 조사 결 과의 축적과 온천탕 이용자들을 대상으로 한 행동패턴 조사 등의 노출계수 조사 연구의 수행이 요구된다.

감사의 글

본 연구는 환경부의 생활공감 환경보건기술개발사업 에서 지원받았습니다(과제번호: 2015001350002).

References

Ashok, K. S., Anita, S., and Maz, E., 1997. Lognormal distribution in environmental applications technical report, office of research and development, and office of solid waste and emergency response, EPA/600/R-97/006.

Bavarnegin, E., Fathabadi, N., Moghaddam, M. V., Farahani, M. V., Moradi, M., Babakhni, A., 2013. Radon exhalation rate and natural radionuclide content in building materials of high background areas of Ramsar, Iran. Journal of Environmental Radioactivity 117, 36-40.

Chen, J., Rahman, N. M., Atiya, I. A., 2010. Radon exhalation from building materials for decorative use.

Journal of Environmental Radioactivity 101(4), 317-322.

Cothern, C. R., Smith Jr., J. E., 1987. Environmental radon.

Springer Science+Business Media New York, 31-58.

European commission (EC), 1996. European advances in radiological protection 1993 - 1995. Luxembourg: CEC;

EUR 16951.

Iman, R. L., Conover, W. J. 1980. Small sample sensitivity

analysis techniques for computer models. with an

application to risk assessment. Communications in statistics-

theory and methods 9(17), 1749-1842.

(8)

Lázár, I., Tóth, E., Marx, G., Cziegler, I., Köteles, G. J., 2003. Effects of residential radon on cancer incidence.

Journal of Radioanalytical and Nuclear Chemistry 258(3), 519-524.

Ministry of Environment (ME), 2007, Korea Exposure Factors Handbook

Nero, A. V., Leiden, S. M., Nolan, D. A., Price, P. N., Rein, S., Revzan, K. L., Wollenberg, H. R., Gadgil, A. J., 1994.

Statistically based methodologies for mapping of radon 'actual' concentrations: the case of minnesota. Radiation Protection Dosimetry 56(1-4), 245-219.

Neuberger, J. S., Gesell, T. F., 2002. Residential radon exposure and lung cancer: risk in nonsmokers. Health Physics 83(1), 1-18.

Saad, A. F., Abdalla, Y. K., Hussein, N. A., Elyaseery, I. S., 2010. Radon exhalation rate from building materials used on the Garyounis University campus, Benghazi, Libya, Turkish.

Journal of Engineering and Environmental Sciences 34(1), 67-74.

Schmidt A., Schlueter M., Melles M., Schubert M., 2008.

Continuous and discrete on-site detection of Radon-222 in ground- and surface waters by means of an extraction module. Applied Radiation and Isotopes 66(12), 1939-1944.

United Nations Scientific Committee on the Effects of

Atomic Radiation (UNSCEAR), 2000. Sources and Effects of Ionizing Radiation, UNSCEAR 2000 Report to the General Assembly with Scientific Annexes, United Nations, New York.

United Nations Scientific Committee on the Effects of Atomic Radiation (UNSCEAR), 2008. Effects of ionizing radiation, Annex E: Sources-to-Effects Assessment for Radon in Homes and Workplaces, United Nations, New York.