基于呼吸量實(shí)測(cè)的兒童呼吸量估算方法比較研究

喬飛楊, 王丹璐, 陳 昱, 雷利民, 趙秀閣*, 陶 燕, 杜 偉, 張 婷

1.中國(guó)環(huán)境科學(xué)研究院, 環(huán)境基準(zhǔn)與風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估國(guó)家重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室， 北京 100012 2.蘭州大學(xué)資源環(huán)境學(xué)院， 甘肅 蘭州 730000 3.中國(guó)環(huán)境科學(xué)學(xué)會(huì)， 北京 100082

空氣污染會(huì)產(chǎn)生不良的健康效應(yīng)進(jìn)而使整個(gè)社會(huì)遭受經(jīng)濟(jì)損失[1]，研究[2-4]表明，人體暴露于被污染的空氣中會(huì)增加健康風(fēng)險(xiǎn)，嚴(yán)重威脅支氣管、肺和其他器官. 人體暴露空氣污染的健康風(fēng)險(xiǎn)主要取決于空氣中污染物濃度水平以及人的環(huán)境暴露行為模式，即暴露參數(shù)，而呼吸量則是開(kāi)展空氣污染相關(guān)的人群健康風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估的首要參數(shù)[5-6]，是決定健康風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估科學(xué)性和準(zhǔn)確性的關(guān)鍵因子. 呼吸量(Inhalation rate, IR)是指在一定溫度下，人體單位時(shí)間內(nèi)呼入空氣的體積[7]. 目前，國(guó)內(nèi)外獲得呼吸量的方法主要有直接測(cè)量法[8]、雙水標(biāo)記法[9]、心率回歸法[10]和能量代謝法[11]等，其中，直接測(cè)量法的結(jié)果準(zhǔn)確但操作繁瑣復(fù)雜；雙水標(biāo)記法準(zhǔn)確度高但測(cè)定周期長(zhǎng)，且不能反映呼吸量實(shí)時(shí)性；心率回歸法和能量代謝法因較前兩種方法更簡(jiǎn)便、快捷，且適用于大樣本人群呼吸量估算而被廣泛采用.

20世紀(jì)10到20年代，為深入研究人體生理機(jī)能，在肺活量的研究中出現(xiàn)了以呼吸量(當(dāng)時(shí)被稱(chēng)為分鐘通氣量)為主要測(cè)量參數(shù)的研究方法[12-13]. 20世紀(jì)80年代起，人體呼吸量進(jìn)入了快速研究階段. 1981年，國(guó)際輻射防護(hù)委員會(huì)(ICRP)通過(guò)時(shí)間-活動(dòng)-通氣量調(diào)查方法，收集了全球13 327名個(gè)體的身高、體重等生理參數(shù)，并估算了成人、兒童(10歲)、嬰兒(1歲)和新生兒的每分鐘通氣量，獲得了呼吸量參考值，但并未對(duì)其有效性和準(zhǔn)確性進(jìn)行說(shuō)明[14]；1991年，Shamoo等[15]發(fā)現(xiàn)，心率可以作為估算呼吸量的指標(biāo)，提供一種指示呼吸量的新方法，并進(jìn)行了驗(yàn)證；1993年，Layton[11]提出了一種基于耗氧量(與能量消耗相關(guān))和通氣當(dāng)量(與每分鐘耗氧量體積有關(guān))的估算呼吸量的新方法，即人體能量代謝法，美國(guó)環(huán)境保護(hù)局1997年通過(guò)此方法對(duì)其暴露參數(shù)手冊(cè)中呼吸量的推薦值進(jìn)行了更新[16]，這也標(biāo)志著呼吸量的研究進(jìn)入了成熟階段. 進(jìn)入21世紀(jì)，我國(guó)學(xué)者對(duì)比了能量代謝法發(fā)現(xiàn)，Shizgal-Rosa法更適合估算我國(guó)健康人群的基礎(chǔ)代謝率[17-18]；同時(shí)，心率回歸法也發(fā)展迅速，基于暴露情景的不同人群呼吸量估算精確度也在不斷提升[19-23]. 目前，各國(guó)暴露參數(shù)手冊(cè)中呼吸量的估算均采用了能量代謝法，但均未對(duì)其適用性和準(zhǔn)確性進(jìn)行評(píng)估[24-25]. 筆者根據(jù)2018年6—7月在甘肅省某縣開(kāi)展的兒童呼吸量調(diào)查研究，基于現(xiàn)場(chǎng)實(shí)測(cè)獲取的身高、體重、心率等參數(shù)，應(yīng)用7種呼吸量模型估算呼吸量，基于兒童生長(zhǎng)發(fā)育規(guī)律對(duì)估算結(jié)果進(jìn)行了分析，采用Bland-Altman方法評(píng)價(jià)了模型的一致性[26-27]，基于呼吸量實(shí)測(cè)值并結(jié)合平均偏差(MB)、標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)偏差(MFB)和標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)誤差(MFE)評(píng)價(jià)了模型的準(zhǔn)確性，利用篩選模型估算了調(diào)查區(qū)縣兒童的呼吸量推薦值，以期為今后因地制宜地開(kāi)展兒童與空氣相關(guān)健康風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估及管理提供科學(xué)依據(jù).

1 調(diào)查地區(qū)與研究方法

1.1 調(diào)查地區(qū)

調(diào)查縣隸屬于甘肅省慶陽(yáng)市，介于107°56′20″E～108°38′08″E、35°14′40″N～35°36′18″N之間，屬于黃土高原溝壑區(qū)，黃土層厚90～150 m；地勢(shì)自東北向西南傾斜，平均海拔1 460 m. 該縣氣候受季風(fēng)影響明顯，為溫帶大陸性季風(fēng)半濕潤(rùn)氣候. 截至2017年末，全縣共有各類(lèi)學(xué)校143所，其中小學(xué)86所、初中8所；小學(xué)在校兒童 15 872 人，初中 4 849 人[28].

1.2 調(diào)查方法

1.2.1抽樣方法

根據(jù)最小樣本量計(jì)算公式〔見(jiàn)式(1)〕[7]，每層需要最小樣本量118人.

(1)

式中：n為每層最小樣本量，人；Uα/2為顯著性水平為95%相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)差，取1.96；σ為體重的標(biāo)準(zhǔn)差，根據(jù)預(yù)調(diào)查結(jié)果，調(diào)查兒童的體重為(39.42±12.58)kg，σ取12.58 kg；δ為允許誤差，問(wèn)卷調(diào)查法中δ一般取10%；μ為體重的算數(shù)平均值，取39.42 kg；deff為設(shè)計(jì)效應(yīng)值，取3.0.

調(diào)查以城鄉(xiāng)(城市、農(nóng)村)、性別(男、女)和年齡(6～<9歲、9～<12歲、12～<15歲)為主要分層因素進(jìn)行分層抽樣，根據(jù)總樣本量計(jì)算公式〔見(jiàn)式(2)〕，需樣本 1 574 個(gè)，此次實(shí)際調(diào)查人數(shù)為 3 303 人，滿(mǎn)足調(diào)查樣本量的要求.

N=(n×q)/(1-p)

(2)

式中：N為總樣本量，人；p為失訪(fǎng)率，取10%；q為分層因素的乘積，為12層(2×2×3).

第一階段，抽取調(diào)查學(xué)校. 抽取學(xué)校的教學(xué)質(zhì)量及規(guī)模等均為當(dāng)?shù)刂械人?，此次共隨機(jī)抽取學(xué)校10所，其中，獨(dú)立小學(xué)6所，城市和農(nóng)村分別為2所和4所；獨(dú)立中學(xué)3所，城市和農(nóng)村分別為1所和2所，1所九年制學(xué)校(即包含小學(xué)和初中)(見(jiàn)圖1).

圖1 調(diào)查縣調(diào)查學(xué)校分布Fig.1 The geographical location of the distribution of schools

第二階段，抽取調(diào)查班級(jí). 抽取班級(jí)的教學(xué)質(zhì)量盡量為學(xué)校的中等水平，在所選擇學(xué)校的每個(gè)年級(jí)隨機(jī)抽取2個(gè)班(排除重點(diǎn)班或最差班).

第三階段,抽取調(diào)查對(duì)象. 抽取所選班級(jí)的所有兒童.

1.2.2現(xiàn)場(chǎng)測(cè)量

采用身高體重計(jì)(江蘇蘇宏醫(yī)療器械有限公司，RGT-120/160)根據(jù)《國(guó)民體質(zhì)測(cè)定標(biāo)準(zhǔn)手冊(cè)》[29]中身高和體重測(cè)量方法對(duì)兒童的身高和體重進(jìn)行測(cè)量，保留小數(shù)點(diǎn)后2位.

采用夾式脈搏血氧儀(Beurer GmbH，德國(guó)，PO30型)測(cè)定受試者心率. 由于部分受試兒童年齡較小，手指發(fā)育尚未達(dá)到儀器的光感檢測(cè)條件，從而無(wú)法顯示讀數(shù)，故對(duì)此類(lèi)受試者采用人工計(jì)數(shù)方式. 根據(jù)崔焱[30]提供的測(cè)量方法，測(cè)量前待受試者安靜休息片刻后，以坐姿等候測(cè)量. 測(cè)量者用右手食指、中指和無(wú)名指的指端，按在被測(cè)者的橈動(dòng)脈表面，清晰觸到動(dòng)脈波動(dòng)時(shí)開(kāi)始計(jì)時(shí)，計(jì)錄60 s (以秒表計(jì)時(shí))內(nèi)脈搏波動(dòng)次數(shù). 由于此次受試者均為健康人群，脈搏與心率一致，故采用測(cè)量脈搏的方式測(cè)定心率.

采用肺通氣量?jī)x(青島精誠(chéng)儀器儀表有限公司，F(xiàn)T-1型)對(duì)受試者的坐姿呼吸量進(jìn)行測(cè)量. 測(cè)量前將傳感器插入面具吸氣口，再將面具戴在口鼻處，面具的邊緣貼緊顏面. 打開(kāi)儀器，受試者正常呼吸5 min后，關(guān)閉儀器并記錄平均呼吸量(單位為L(zhǎng)/min).

1.3 呼吸量模型估算

采用7種呼吸量估算模型，并結(jié)合不同活動(dòng)強(qiáng)度水平下的能量消耗量與基礎(chǔ)代謝率比值對(duì)甘肅省某縣兒童的呼吸量進(jìn)行估算(見(jiàn)表1). 其中，能量代謝法利用呼吸量與能量消耗率和空氣攝取率成正比的關(guān)系計(jì)算受試者的呼吸量，Shizgal-Rosa法的原理與能量代謝法一致，但每日能量消耗的計(jì)算方法不同；心率回歸法(包括Greenwald法、Zuurbier法、Cozza法、Ramos法和Vale法)可以通過(guò)直接測(cè)量心率并結(jié)合回歸模型來(lái)估算呼吸量，由于缺少兒童心率回歸估算模型，因此均采用已有的成人心率回歸模型，其中Greenwald法采用肺活量與心率估算呼吸量，肺活量的計(jì)算采用文獻(xiàn)[32-33]報(bào)道方法.

表1 用于估算兒童呼吸量的數(shù)學(xué)模型

1.4 統(tǒng)計(jì)分析

1.4.1數(shù)據(jù)錄入與清洗

采用EpiData軟件進(jìn)行雙錄入. 若錄入結(jié)果一致，則直接入庫(kù)；錄入結(jié)果不一致則將該樣本數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)到質(zhì)控人員進(jìn)行二次錄入. 采用SPSS 14.0軟件，以性別、年齡和城鄉(xiāng)等為關(guān)鍵變量，對(duì)每個(gè)變量的缺失值進(jìn)行標(biāo)記和分析，剔除邏輯錯(cuò)誤和非法值.

1.4.2模型的一致性檢驗(yàn)

采用SPSS 14.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)，用MedCalc 15.1軟件對(duì)7種模型進(jìn)行Bland-Altman分析，評(píng)價(jià)其一致性.

1.4.3呼吸量的評(píng)估與估算

將篩選的最適模型作為呼吸量估算方法，采用Crystal Ball軟件進(jìn)行蒙特卡洛模擬估算調(diào)查區(qū)縣兒童呼吸量. 基于兒童呼吸量實(shí)測(cè)值，利用平均偏差(MB)、標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)偏差(MFB)和標(biāo)準(zhǔn)化分?jǐn)?shù)誤差(MFE)評(píng)價(jià)各模型，這3種參數(shù)可通過(guò)量化估算值與實(shí)測(cè)值的差異來(lái)反映模型評(píng)估的可靠性，參數(shù)值越接近0，說(shuō)明模型越可靠，計(jì)算公式：

(3)

(4)

(5)

式中，Ci為估算值，C0為測(cè)量值，K為參與對(duì)比的有效樣本數(shù).

1.5 質(zhì)量控制

調(diào)查質(zhì)量控制貫穿于方案修訂、技術(shù)培訓(xùn)、物資

準(zhǔn)備和預(yù)調(diào)查以及現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查和數(shù)據(jù)處理分析等全過(guò)程. 現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查過(guò)程中，采用調(diào)查員自查、質(zhì)量控制員復(fù)查等措施，保證漏項(xiàng)率、邏輯錯(cuò)誤率和測(cè)量不清率低于15%，其中身高、體重由兩名測(cè)量員完成，質(zhì)控員抽取一定比例的調(diào)查對(duì)象進(jìn)行復(fù)核，復(fù)核一致率高于95%. 采用SPSS 14.0軟件對(duì)缺失和異常數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗.

1.6 質(zhì)量評(píng)價(jià)

1.6.1問(wèn)卷有效性

此次共調(diào)查在校兒童 3 303 人，全部應(yīng)答，調(diào)查兒童應(yīng)答率100%；以性別、年齡和城鄉(xiāng)等為關(guān)鍵變量進(jìn)行數(shù)據(jù)清理，最終用于分析的有效樣本數(shù) 2 866 份，問(wèn)卷有效率86.77%；以性別、年齡、身高、體重、心率等關(guān)鍵變量進(jìn)行復(fù)核，關(guān)鍵變量應(yīng)答率均為100%.

1.6.2問(wèn)卷可靠性

抽取1 045人對(duì)問(wèn)卷中的20個(gè)問(wèn)題進(jìn)行復(fù)核詢(xún)問(wèn)，結(jié)果一致率為99.9%.

2 結(jié)果與討論

2.1 調(diào)查兒童基本特征

2.1.1樣本分布

調(diào)查兒童的樣本分布如表2所示. 由表2可見(jiàn)：共獲得 2 866 個(gè)有效樣本，其中城市 1 327 人，農(nóng)村 1 539 人，分別占46.30%和53.70%；男性和女性分別有 1 501 和 1 365 人，各占52.37%和47.63%. 從年齡分布看，6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲分別有449、1 106 和 1 311 人，占比分別為15.67%、38.59%和45.74%.

表2 調(diào)查兒童的樣本分布

2.1.2基本生理特征

調(diào)查兒童生理參數(shù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示. 由表3可見(jiàn)：從身高來(lái)看，隨著年齡的增長(zhǎng)，兒童身高逐漸增長(zhǎng)，同年齡段城市兒童身高均高于農(nóng)村. 城市6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲男童的平均身高分別為141.86、145.31和158.31 cm，女童分別為142.57、144.64和154.77 cm；農(nóng)村6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲男童的平均身高分別為129.38、142.86和153.26 cm，女童分別為128.21、142.64和151.04 cm. 從體重來(lái)看，隨著年齡的增長(zhǎng)，體重逐漸增加，同年齡段男童體重均大于或與女童持平. 城市6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲男童的平均體重分別為35.64、38.51和46.77 kg，女童分別為35.90、37.10與45.18 kg；農(nóng)村6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲男童的平均體重分別為28.79、35.33和43.80 kg，女童分別為28.67、35.01和42.53 kg. 從心率來(lái)看，城市6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲男童平均心率分別為87、86和84次/min，女童分別為87、85和86次/min；農(nóng)村6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲男童平均心率分別為87、82和81次/min,女童分別為88、84和81次/min. 與衣風(fēng)等[34-35]研究結(jié)果一致，兒童的心率基本隨年齡的增長(zhǎng)而逐漸下降，這是因?yàn)樾呐K收縮壓隨著年齡增長(zhǎng)不斷提高，而每搏輸出量絕對(duì)值隨之增加，因此不斷發(fā)育的兒童心臟收縮力逐漸增強(qiáng)，心率也隨之逐漸下降.

表3 調(diào)查地區(qū)兒童基本生理參數(shù)描述性統(tǒng)計(jì)

2.2 呼吸量估算模型兒童適用性評(píng)估

注：縱坐標(biāo)表示兩種方法呼吸量計(jì)算值的比值，橫坐標(biāo)表示兩種方法呼吸量計(jì)算值的平均值.圖2 7種估算模型的Bland-Altman分析散點(diǎn)圖Fig.2 Bland-Altman plots of 7 models for estimating inhalation rates

2.2.1一致性分析

經(jīng)正態(tài)和方差齊性檢驗(yàn)，7種估算模型的計(jì)算結(jié)果數(shù)據(jù)行為良好，均滿(mǎn)足Bland-Altman分析條件. 分別以Shizgal-Rosa法的呼吸量計(jì)算值與其他6種模型呼吸量計(jì)算值的平均值為橫坐標(biāo)，二者的比值為縱坐標(biāo)，繪制Bland-Altman分析散點(diǎn)圖，并統(tǒng)計(jì)各模型95%一致性界限范圍(見(jiàn)圖2). 各模型落在95%一致性界限外的樣本數(shù)均小于5%，表明Shizgal-Rosa法的計(jì)算值與其他模型計(jì)算值的偏差均較小. 在Bland-Altman分析中，95%一致性界限范圍越小，一致性越好. 由圖2 可見(jiàn)：Shizgal-Rosa法與能量代謝法的95%一致性界限范圍(0.57～0.75)最?。辉谛穆驶貧w法中，Ramos法與Shizgal-Rosa法的95%一致性界限范圍(0.18～0.73)最小，Vale法的范圍(0.25～1.17)最大. 相較于能量代謝法，Shizgal-Rosa法與心率回歸法對(duì)兒童呼吸量的估算一致性較差.

2.2.2基于實(shí)測(cè)值的估算模型評(píng)估

為了全面評(píng)估估算模型的可靠性，按照城鄉(xiāng)、性別和年齡等分層因素，從此次調(diào)查兒童中隨機(jī)抽取799人(其中，男性411人，女性388人)進(jìn)行呼吸量實(shí)測(cè)，依據(jù)兒童呼吸實(shí)際測(cè)量結(jié)果對(duì)模型估算結(jié)果進(jìn)行評(píng)估(見(jiàn)表4). 由表4可見(jiàn)：Shizgal-Rosa法的MB、MFB和MFE均為最小，且與能量代謝法的MB、MFB和MFE的差值分別為3.21 L/min、0.30和0.19；心率回歸法中，Ramos法、Cozza法和Zuurbier法估算的呼吸量在全年齡段均遠(yuǎn)高于實(shí)測(cè)值，Vale法與Greenwald法的估算結(jié)果在心率回歸法中與實(shí)測(cè)值較為接近，說(shuō)明這兩種方法穩(wěn)定性相對(duì)較好，但Vale法僅用心率作為唯一自變量來(lái)建立模型，可能并不完全適用于兒童呼吸量的估算. 一方面是由于單個(gè)變量具有偶然性，若發(fā)生較大波動(dòng)會(huì)嚴(yán)重影響模型結(jié)果；另一方面，由于兒童各方面機(jī)能發(fā)育并不完善，其心率不夠穩(wěn)定[35]，亦會(huì)對(duì)模型的穩(wěn)定性及結(jié)果的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響. 整體來(lái)看，以能量代謝為基礎(chǔ)的模型估算表現(xiàn)要好于心率回歸法. Shizgal-Rosa法估算的呼吸量與實(shí)測(cè)值最為相近，其MB、MFB和MFE分別為0.08 L/min、0.03和0.14，在估算結(jié)果中均為最優(yōu).

表4 呼吸量估算模型計(jì)算結(jié)果評(píng)估情況

2.3 不同呼吸量估算模型計(jì)算結(jié)果分析

基于不同呼吸量估算模型的兒童呼吸量估算結(jié)果如表5所示. 由表5可見(jiàn)，各模型的呼吸量估算結(jié)果差異明顯，采用Shizgal-Rosa法估算男童和女童的呼吸量范圍分別為4.79～6.35和5.08～6.09 L/min，能量代謝法為7.85～10.07和7.24～8.79 L/min，Vale法為10.09～12.00和10.20～12.14 L/min，Ramos法為16.78～19.36和14.17～16.33 L/min，Cozza法為14.22～17.07和14.45～17.29 L/min，Zuurbier法為15.88～18.46和12.04～14.19 L/min，Greenwald法為8.76～15.34和8.22～13.44 L/min. 從城鄉(xiāng)分層看，不同估算模型對(duì)于城市和農(nóng)村兒童呼吸量估算結(jié)果相差不大. 從性別方面來(lái)看，各模型估算的同年齡段男性的呼吸量高于女性. Shizgal-Rosa法的估算結(jié)果顯示，無(wú)論是城鄉(xiāng)還是男女，呼吸量均隨著年齡的增長(zhǎng)而增加，能量代謝法估算結(jié)果規(guī)律與其基本一致，不同分層之間呼吸量差異較為明顯. 有研究[36]表明，呼吸量基本隨體重的升高而增加，即正常發(fā)育的兒童隨著年齡的增長(zhǎng)，其呼吸量不斷增加. 而Zuurbier法、Cozza法、Ramos法和Vale法估算結(jié)果均呈6～9歲年齡段兒童的呼吸量大于其他年齡段的特征，違背了兒童的生長(zhǎng)發(fā)育規(guī)律. 進(jìn)一步對(duì)不同估算模型的估算值分布進(jìn)行對(duì)比(見(jiàn)圖3)，發(fā)現(xiàn)這些方法較其他方法估算結(jié)果范圍大且離群值多. 由于缺少針對(duì)兒童的心率呼吸量估算模型，故選用成人心率回歸法進(jìn)行計(jì)算，且僅有一個(gè)自變量，以上均給估算結(jié)果帶來(lái)了較大的不確定性. Greenwald法估算結(jié)果呈現(xiàn)的規(guī)律與能量代謝法基本一致，但其估算結(jié)果總體高于能量代謝法，即高于實(shí)測(cè)值，雖然該方法在心率作為自變量的基礎(chǔ)上又加入了身高、體重、年齡3個(gè)自變量，但仍有待進(jìn)一步驗(yàn)證. 綜上，Shizgal-Rosa法更適合我國(guó)兒童，尤其是筆者調(diào)查縣兒童呼吸量的估算.

圖3 基于不同估算模型的不同分層兒童呼吸量箱形圖Fig.3 Box Figure of inhalation rates of children with different stratification based on different estimation models

表5 基于調(diào)查兒童生理參數(shù)不同估算模型的計(jì)算結(jié)果

2.4 研究地區(qū)兒童呼吸量推薦值估算

基于調(diào)查縣兒童呼吸量估算模型適用性、一致性和可靠性評(píng)價(jià)結(jié)果，利用分析模型中表現(xiàn)最好的Shizgal-Rosa法，采用Crystal Ball進(jìn)行蒙特卡洛模擬(循環(huán) 10 000 次)調(diào)查縣兒童休息狀態(tài)下的短期呼吸量推薦值，依據(jù)HJ 877—2017《暴露參數(shù)調(diào)查技術(shù)規(guī)范》[7]獲得了調(diào)查縣不同年齡段兒童的長(zhǎng)期呼吸量及其他狀態(tài)下的短期呼吸量推薦值(見(jiàn)表6).

由表6可見(jiàn)：調(diào)查縣6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲兒童的長(zhǎng)期呼吸量估算值分別為9.52、12.45和13.52 m3/d，其中，男童分別為9.52、12.35和14.54 m3/d，女童為10.04、12.46和11.99 m3/d；調(diào)查縣6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲兒童休息狀態(tài)下的短期呼吸量估算值分別為3.89、4.55和5.52 L/min，靜坐狀態(tài)下分別為4.67、5.46和6.62 L/min，輕度運(yùn)動(dòng)狀態(tài)下分別為7.78、9.10和11.04 L/min，中度運(yùn)動(dòng)狀態(tài)下分別為15.56、18.20和22.08 L/min，劇烈運(yùn)動(dòng)狀態(tài)下分別為38.90、45.50和55.20 L/min. 與同年齡段我國(guó)西北地區(qū)兒童休息狀態(tài)下短期呼吸量推薦值[24]比較發(fā)現(xiàn)：該縣男童休息狀態(tài)下的短期呼吸量(6～<9歲、9～<12歲和12～<15歲分別為3.88、4.52和5.62 L/min)略低于推薦值(4.30、4.90和5.70 L/min)，而女童則略高. 其他狀態(tài)下的短期呼吸量和長(zhǎng)期呼吸量的估算值也與推薦值存在類(lèi)似差異. 造成這種差異的原因：一方面，此次調(diào)查是在我國(guó)兒童暴露參數(shù)發(fā)布后約5 a開(kāi)展的，有研究[37-38]表明兒童的生長(zhǎng)發(fā)育水平與我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和兒童營(yíng)養(yǎng)狀況等密切關(guān)系；另一方面，此次調(diào)查只選取了一個(gè)示范縣，不能代表整個(gè)西北地區(qū)兒童，估算值可能與推薦值存在一定差異.

年齡段∕歲性別短期呼吸量∕(L∕min)休息靜坐輕度運(yùn)動(dòng)中度運(yùn)動(dòng)劇烈運(yùn)動(dòng)估算值推薦值1)估算值推薦值1)估算值推薦值1)估算值推薦值1)估算值推薦值1)長(zhǎng)期呼吸量∕(m3∕d)估算值推薦值1)6～<99～<1212～<15男3.88 4.30 4.66 5.20 7.77 8.60 15.53 17.20 38.83 43.00 9.52 10.50女4.10 3.80 4.92 4.60 8.20 7.60 16.40 15.20 41.00 38.00 10.04 9.30 小計(jì)3.89 4.10 4.67 4.90 7.78 8.20 15.56 16.30 38.90 40.80 9.52 10.00 男4.52 4.90 5.42 5.90 9.03 9.90 18.07 19.70 45.17 49.40 12.35 13.50 女4.55 4.50 5.46 5.40 9.10 9.00 18.20 17.90 45.50 44.80 12.46 12.20 小計(jì)4.55 4.70 5.46 5.70 9.10 9.50 18.20 18.90 45.50 47.30 12.45 12.90男5.62 5.70 6.74 6.80 11.23 11.30 22.47 22.60 56.17 56.50 14.54 14.60 女5.21 4.90 6.25 5.80 10.42 9.70 20.83 19.50 52.08 48.70 11.99 11.20 小計(jì)5.52 5.30 6.62 6.40 11.04 10.60 22.08 21.20 55.20 53.10 13.52 13.10

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

a) 各估算模型呼吸量估算值差異顯著，能量代謝法與Shizgal-Rosa法估算結(jié)果均符合兒童生長(zhǎng)發(fā)育規(guī)律；心率回歸法6～<9歲兒童的呼吸量估算結(jié)果大于其他年齡段，不適合調(diào)查縣兒童呼吸量估算.

b) Bland-Altman分析結(jié)果表明，Shizgal-Rosa法與心率回歸法的一致性較差；基于實(shí)測(cè)值的評(píng)估模型可靠性評(píng)估顯示，Shizgal-Rosa法估算結(jié)果較為準(zhǔn)確，為所選模型中最優(yōu)，最適合該研究調(diào)查縣兒童的呼吸量估算.

c) 基于Shizgal-Rosa法，采用蒙特卡洛模擬調(diào)查縣各年齡段兒童呼吸量，結(jié)果顯示該縣男童長(zhǎng)期呼吸量與不同狀態(tài)下的短期呼吸量略低于西北地區(qū)推薦值，女童略高于西北地區(qū)推薦值.

3.2 建議

a) 我國(guó)兒童呼吸量估算模型建立迫在眉睫. 當(dāng)前我國(guó)兒童呼吸量暴露參數(shù)的推薦值采用美國(guó)的能量代謝法估算，但結(jié)果表明該方法并不完全適合我國(guó)兒童，估算結(jié)果與實(shí)測(cè)值存在一定差異. 因此，需要開(kāi)展兒童呼吸量研究，基于兒童呼吸量實(shí)測(cè)數(shù)據(jù)構(gòu)建適合我國(guó)兒童的呼吸量與日常體力活動(dòng)及各項(xiàng)生理參數(shù)的估算模型，提高兒童空氣相關(guān)健康風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估結(jié)果的科學(xué)性和準(zhǔn)確性.

b) 我國(guó)兒童呼吸量推薦值亟待更新. 基于我國(guó)兒童呼吸量估算模型對(duì)暴露參數(shù)手冊(cè)中兒童呼吸量推薦值進(jìn)行更新，能夠更為準(zhǔn)確地反映我國(guó)兒童在不同運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度下活動(dòng)模式的變化特征，并為今后我國(guó)開(kāi)展兒童環(huán)境暴露及健康風(fēng)險(xiǎn)研究打下基礎(chǔ).

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