韓金保，倪天茹，李彭輝，韓 斌，白志鵬*

（1.南開大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，天津 300071；2.天津理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與安全工程學(xué)院，天津 300384；3.中國環(huán)境科學(xué)研究院大氣環(huán)境研究所，北京 100012）

天津市老年人PM2.5暴露研究

韓金保1，倪天茹1，李彭輝2，韓 斌3，白志鵬3*

（1.南開大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院，天津 300071；2.天津理工大學(xué)環(huán)境科學(xué)與安全工程學(xué)院，天津 300384；3.中國環(huán)境科學(xué)研究院大氣環(huán)境研究所，北京 100012）

為了解老年人PM2.5暴露特征并為流行病學(xué)研究提供數(shù)據(jù)支持，本研究選取天津市某社區(qū)101名老年人（平均年齡為67歲），在2011年夏季（6月13日～7月2日）和冬季（11月30日～12月12日）分別對其PM2.5暴露水平進(jìn)行了監(jiān)測，并對其時(shí)間活動(dòng)模式進(jìn)行了記錄.結(jié)果顯示，老年人平均85%以上的時(shí)間是在居室內(nèi)度過的.夏季和冬季老年人PM2.5個(gè)體暴露濃度分別為 （124.2±75.2）μg/m3和（170.8±126.6）μg/m3.使用時(shí)間加權(quán)模型對老年人個(gè)體暴露濃度進(jìn)行預(yù)測，夏季和冬季個(gè)體暴露實(shí)測濃度與預(yù)測濃度差值分別為0.6～220.9 μg/m3和0.6～416.8 μg/m3.吸煙活動(dòng)會(huì)導(dǎo)致老年人個(gè)體暴露濃度升高.相關(guān)性分析表明PM2.5個(gè)體暴露濃度與環(huán)境濃度的相關(guān)性強(qiáng)于其與室內(nèi)濃度的相關(guān)性，這為使用環(huán)境濃度替代或預(yù)測個(gè)體暴露濃度提供了支持.

老年人；PM2.5；個(gè)體暴露；時(shí)間活動(dòng)模式；暴露預(yù)測

大量流行病學(xué)研究表明，大氣顆粒物，特別是細(xì)顆粒（PM2.5）對人群健康會(huì)造成不良影響［1］.例如PM2.5濃度的增加可造成肺功能下降，引發(fā)心肺疾病發(fā)病率增加，甚至過早死亡［2-3］.美國和歐洲從20世紀(jì)80年代就開展了一系列顆粒物暴露研究.如美國多地開展的顆粒物總暴露評價(jià)方法研究（TEAM）［4］及室內(nèi)外顆粒物濃度和個(gè)體暴露關(guān)系研究（RIOPA）［5］，在歐洲多個(gè)城市開展的城市成人空氣污染暴露分布研究（EXPOLIS）［6］等.而我國在此方面的研究才剛剛起步.

與成年人相比，老年人的新陳代謝較慢、生理機(jī)能衰退、抵抗力有所下降.因此，暴露于大氣顆粒物后其所承受的相關(guān)健康風(fēng)險(xiǎn)較大.有研究表明：65歲以上人群對暴露于顆粒物所產(chǎn)生的健康效應(yīng)的易感性是65歲以下人群的1.5～3倍［7］.作為中國第三大工業(yè)城市，天津已經(jīng)成為我國污染最嚴(yán)重的城市之一.2006年天津市區(qū)年平均PM2.5濃度為165.90μg/m3［8］.同時(shí)，天津已經(jīng)邁入嚴(yán)重的老齡化社會(huì)：2010年65歲以上老齡人口達(dá)到110萬，占總?cè)丝诘?.52%［9］.因此，本研究在天津市內(nèi)開展了老年人顆粒物暴露評價(jià)研究，為了解本地區(qū)老年人顆粒物暴露特征及流行病學(xué)研究提供基礎(chǔ)資料.

1 研究方法

1.1 研究對象

本研究在天津市某社區(qū)招募選取年齡在60歲以上的老人101名，其中男性41人，女性60人，年齡為60～99歲，平均年齡為67歲，來自78個(gè)家庭，包括22對夫妻.所有參與者均已退休，生活習(xí)慣相似，居住在相鄰的2個(gè)小區(qū)，人口流動(dòng)性相對較小，為暴露評價(jià)中典型的固定群組研究對象.所選社區(qū)緊鄰天津市主要交通干道，交通流量大，周邊無其他工業(yè)污染源.所有研究對象均已簽署知情同意書.對所有研究對象進(jìn)行了問卷調(diào)查，回收率100%.在樣品采集期間，要求研究對象每天均需填寫時(shí)間活動(dòng)模式調(diào)查表，記錄采樣期間本人在各種微環(huán)境中的停留時(shí)間及活動(dòng)情況.

1.2 樣品采集

1.2.1 環(huán)境空氣PM2.5樣品采集 在社區(qū)附近距地面12m的樓頂（天津市監(jiān)測站內(nèi)固定點(diǎn)位）用中流量智能采樣器（武漢天虹：TH-150C）進(jìn)行環(huán)境空氣樣品采集，用特氟龍濾膜（Pall Φ90mm）收集樣品.采樣流量為100L/min，采集時(shí)間為2011年6月13日～7月2日（夏季）和11月30日～12月12日（冬季）.采樣期每天采集24h.

1.2.2 個(gè)體暴露和室內(nèi)PM2.5樣品采集 個(gè)體和室內(nèi)樣品均用顆粒物個(gè)體采樣器采集.個(gè)體采樣器由采樣泵（BUCK公司：Libra LP-20、Basic-12、VSS-5、Elite-12；BGI公司：400）、采樣頭（MSP公司：PEM-2000-25AA）、特氟龍濾膜（Pall Φ37mm）、連接軟管組成.采集個(gè)體樣品時(shí)將采樣器裝入含降噪材料的背包中，采樣切割頭固定于背包的肩帶上方.當(dāng)研究對象無法攜帶采樣器時(shí)，可將顆粒物個(gè)體暴露采樣裝置置于其附近距地面1m左右的地方（如桌子上）.采集室內(nèi)樣品時(shí)將采樣器放入采樣車的降噪箱內(nèi)，采樣切割頭固定在客廳距墻或其他障礙物1m、距地面1.6m左右的地方.個(gè)體暴露和室內(nèi)PM2.5樣品采集時(shí)間均為每日早上8：00至次日8：00，持續(xù)24h，采樣流量為 4L/min.

1.3 分析方法

PM2.5濃度用濾膜稱重法進(jìn)行測量.用百萬分之一天平（Mettler Toledo-MX5）于采樣前后分別對濾膜進(jìn)行稱量.稱重前將濾膜置于天平室平衡48h，天平室內(nèi)溫度為（21±2）℃；濕度為（40±5）%.采樣前濾膜稱重在現(xiàn)場采樣前一周內(nèi)完成，采樣后稱重在采樣后10d內(nèi)完成.

1.4 質(zhì)量保證和控制

為保證實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的可靠性，所有實(shí)驗(yàn)過程均嚴(yán)格按操作規(guī)程進(jìn)行.采集環(huán)境樣品時(shí)如遇雨雪天氣則停止采樣.采樣儀器使用前后均采用mini-BUCK皂膜流量校準(zhǔn)器進(jìn)行流量校準(zhǔn)，流量誤差應(yīng)不大于5%.采樣前特氟龍濾膜在60℃烘箱中烘烤2h，以消除雜質(zhì)的影響.稱重時(shí)每張濾膜平行稱量2次，2次偏差不應(yīng)大于4μg.每稱量10個(gè)樣品，隨機(jī)抽取1個(gè)樣品進(jìn)行檢驗(yàn).

調(diào)查員在第2d更換采樣濾膜的時(shí)候?qū)ρ芯繉ο筇顚懙臅r(shí)間活動(dòng)模式表進(jìn)行確認(rèn)，以保證數(shù)據(jù)的可靠性.

1.5 數(shù)據(jù)分析及處理

數(shù)據(jù)分析使用Excel 2010、SPSS 16.0軟件進(jìn)行.

PM2.5結(jié)果為采樣期的日平均濃度，見式（1）：

式中：M為PM2.5平均濃度值，μg/m3；W前i和W后i分別為采樣前后濾膜質(zhì)量，g；Q為采樣流量，m3/min；T為采樣時(shí)間，min；N為采樣總天數(shù)，d.

由于監(jiān)測濃度的總體分布未知，而Spearman（斯皮爾曼）相關(guān)分析法對變量的總體分布形態(tài)，樣本容量大小等沒有特別的要求，所以采用Spearman相關(guān)分析法對PM2.5濃度相關(guān)性進(jìn)行分析.

PM2.5個(gè)體暴露預(yù)測使用如下時(shí)間加權(quán)模型：

其中：PE預(yù)測為時(shí)間加權(quán)的PM2.5個(gè)體暴露濃度，μg/m3；Mij為微環(huán)境i中個(gè)體j的PM2.5實(shí)測濃度，μg/m3，Tij為個(gè)體j在微環(huán)境i中的停留時(shí)間，min.本研究中室外PM2.5濃度采用環(huán)境空氣PM2.5濃度，室內(nèi)PM2.5濃度為實(shí)測濃度.此外，僅將同時(shí)具有個(gè)體、室內(nèi)和室外PM2.5濃度的參與者納入到此模型中.

2 結(jié)果與討論

2.1 時(shí)間-活動(dòng)模式

本研究將個(gè)體活動(dòng)微環(huán)境劃分為居室內(nèi)環(huán)境、室外環(huán)境、交通環(huán)境和其他室內(nèi)環(huán)境等4個(gè).其中交通環(huán)境包括外出步行、坐車和騎車途中等，其他室內(nèi)環(huán)境包括超市、商場、餐館和棋牌室等非居室內(nèi).由表1可見，夏季老年人平均每日85.6%的時(shí)間在居室內(nèi)度過，冬季平均每日88.5%的時(shí)間在居室內(nèi)度過.夏季老年人每日在室外環(huán)境、交通環(huán)境和其他室內(nèi)環(huán)境停留時(shí)間分別為9.7%、2.0%和 2.6%.冬季老年人每日在室外環(huán)境，交通環(huán)境和其他室內(nèi)環(huán)境停留時(shí)間分別為8.1%、2.0%和1.3%.這個(gè)結(jié)果與其他研究結(jié)果相似［10］，說明室內(nèi)環(huán)境暴露對老年人的影響較大.

本研究中，老年人平均每日85%以上的時(shí)間在室內(nèi)度過，因此某些室內(nèi)個(gè)體活動(dòng)可能導(dǎo)致顆粒物暴露濃度升高，如吸煙、烹調(diào)和室內(nèi)打掃活動(dòng)等.對可能影響老年人PM2.5暴露水平的室內(nèi)活動(dòng)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果顯示（表2）：夏季有20人次主動(dòng)吸煙，平均吸煙時(shí)間為58.55min/d，吸煙時(shí)間最長的高達(dá)200min；有29人次暴露于環(huán)境煙草煙霧（ETS），平均暴露時(shí)間為59.00min/d，最大值為200min/d.有72人次進(jìn)行了烹調(diào)活動(dòng)，平均烹調(diào)時(shí)間為91.21min/d；有83人次進(jìn)行了室內(nèi)打掃活動(dòng)，平均打掃時(shí)間為38.20min/d，最長打掃時(shí)間達(dá)180min/d.冬季有15人次主動(dòng)吸煙，平均吸煙時(shí)間為37.53min/d，主動(dòng)吸煙人數(shù)和吸煙時(shí)間均低于夏季；有29人次暴露于環(huán)境煙草煙霧（ETS），平均暴露時(shí)間為36.69min/d，環(huán)境煙草煙霧暴露時(shí)間也比夏季短；有72人次進(jìn)行了烹調(diào)活動(dòng)，平均烹調(diào)時(shí)間為91.11min/d；有79人次進(jìn)行了打掃活動(dòng)，平均打掃時(shí)間為60.81min/d，冬季平均烹調(diào)時(shí)間和夏季相近，打掃時(shí)間則高于夏季.

表1 天津市老年人不同季節(jié)每日在各微環(huán)境中的停留時(shí)間（min）Table 1 Time-activity patterns of elderlies by season in Tianjin （min）

表2 天津市老年人室內(nèi)活動(dòng)信息（min）Table 2 Indoor time-activity patterns of elderlies by season in Tianjin （min）

2.2 PM2.5質(zhì)量濃度

夏季和冬季PM2.5環(huán)境濃度分別為 （98.6± 33.3），（140.0±87.7）μg/m3（表3），均超過環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)中規(guī)定的PM2.524h平均濃度限值（75 μg/m3）［11］，與其他城市相比，天津PM2.5濃度值低于成都［12］，但明顯高于廣州［13］、南昌［14］、米蘭［15］、巴塞羅那［16］等城市，說明天津PM2.5污染嚴(yán)重.單因素方差分析結(jié)果表明，冬季環(huán)境PM2.5濃度值顯著高于夏季（P＜0.01）.天津冬季采暖為11月至次年3月，采暖季燃煤量明顯高于非采暖季.燃煤取暖排放大量煙塵，加之經(jīng)常出現(xiàn)逆溫天氣導(dǎo)致冬季PM2.5濃度顯著升高.其他研究也表明，PM2.5濃度冬季明顯高于夏季［16-17］.

夏季和冬季老年人室內(nèi)PM2.5濃度分別為（120.0±48.9），（164.9±125.7）μg/m3.單因素方差表明，冬季室內(nèi)PM2.5濃度值顯著高于夏季（P＜0.01）.冬季PM2.5室內(nèi)暴露濃度顯著升高的原因包括：①燃煤取暖排放大量污染物，加之冬季混合層高度較低且經(jīng)常出現(xiàn)逆溫，致使污染物擴(kuò)散條件變差，導(dǎo)致PM2.5濃度顯著升高；②冬季住宅門窗通常保持關(guān)閉，室內(nèi)通風(fēng)狀況不佳，致使室內(nèi)顆粒物濃度升高.

表3 天津市老年人PM2.5個(gè)體暴露濃度、室內(nèi)濃度和環(huán)境濃度（μg/m3）Table 3 Summary statistics of PM2.5mass concentration by season （μg/m3）

夏季和冬季老年人PM2.5個(gè)體暴露濃度分別為 （124.2±75.2），（170.8±126.6）μg/m3.單因素方差表明，冬季個(gè)體PM2.5濃度值顯著高于夏季（P＜0.01）.個(gè)體暴露濃度受室內(nèi)源和室外源的共同影響.與其他研究相比，本研究中老年人PM2.5個(gè)體暴露濃度高于其他地區(qū)和國家的老年人，也高于其他地區(qū)和國家的成年人和兒童［18-19］.表明空氣污染對天津市人群，特別是老年人群的影響不容忽視.

夏季和冬季PM2.5濃度值均表現(xiàn)為個(gè)體＞室內(nèi)＞環(huán)境（表3）.其中夏季老年人個(gè)體暴露和室內(nèi)PM2.5濃度值均顯著高于環(huán)境（P＜0.05），個(gè)體與室內(nèi)PM2.5濃度則無顯著性差異（P＞0.05）.冬季個(gè)體、室內(nèi)和環(huán)境PM2.5濃度值均無顯著性差異（P＞0.05）.老年人在進(jìn)行室內(nèi)外活動(dòng)時(shí)，距離交通、燃煤排放、烹調(diào)和吸煙等顆粒物污染源近，導(dǎo)致PM2.5個(gè)體暴露水平高于環(huán)境和室內(nèi).研究表明PM2.5穿透率較高（0.86±0.06）［20］，因此環(huán)境PM2.5大部分可通過空氣交換進(jìn)入室內(nèi).同時(shí)室內(nèi)活動(dòng)如吸煙和烹調(diào)等會(huì)產(chǎn)生大量顆粒物，打掃等可導(dǎo)致室內(nèi)塵再懸浮使室內(nèi)顆粒物濃度升高，從而導(dǎo)致室內(nèi)PM2.5濃度高于環(huán)境.RIOPA研究［5］結(jié)果表明，PM2.5個(gè)體暴露濃度顯著高于室內(nèi)和室外（P＜0.001）.Williams等［21］的研究表明，巴爾的摩老年人PM2.5個(gè)體暴露濃度值高于室內(nèi)，與本研究結(jié)果一致.但巴爾的摩老年人個(gè)體暴露和室內(nèi)PM2.5濃度值均低于環(huán)境PM2.5濃度，說明不同地區(qū)老年人時(shí)間活動(dòng)模式和室內(nèi)顆粒物源的不同導(dǎo)致個(gè)體、室內(nèi)與環(huán)境三者顆粒物濃度關(guān)系出現(xiàn)明顯差異.Weisel等［5］在洛杉磯、伊麗莎白和休斯頓進(jìn)行了PM2.5暴露研究，結(jié)果同樣表明PM2.5個(gè)體暴露濃度高于室內(nèi)和室外.

2.3 PM2.5濃度相關(guān)性分析

對老年人個(gè)體PM2.5暴露濃度、室內(nèi)PM2.5濃度和環(huán)境PM2.5濃度進(jìn)行相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，夏冬兩季個(gè)體與環(huán)境，室內(nèi)與環(huán)境，個(gè)體與室內(nèi)PM2.5濃度值均呈顯著性相關(guān)（表4）.說明老年人個(gè)體暴露及室內(nèi)外PM2.5污染源種類及源強(qiáng)相似. RIOPA研究發(fā)現(xiàn)，洛杉磯個(gè)體、室內(nèi)和室外PM2.5濃度兩兩相關(guān)性較低，反映出當(dāng)?shù)夭煌羰覂?nèi)顆粒物來源及源強(qiáng)，空氣交換率，個(gè)體活動(dòng)的差異較大［5］.

表4 天津市老年人個(gè)體PM2.5暴露濃度、室內(nèi)濃度和環(huán)境濃度相關(guān)性aTable 4 Spearman correlation coefficients of PM2.5mass concentrations

冬季室內(nèi)PM2.5濃度與烹調(diào)時(shí)間呈顯著性相關(guān)（P＜0.05），而夏季室內(nèi)PM2.5濃度與烹調(diào)時(shí)間則不具有顯著相關(guān)性（P＞0.05）.說明冬季烹調(diào)可影響室內(nèi)PM2.5濃度，這是因?yàn)槎臼覂?nèi)較少開窗，通風(fēng)狀況差.且冬季食用肉類食品比夏季多，相比素食，肉類烹調(diào)過程中會(huì)產(chǎn)生更多顆粒物［22-23］，從而對室內(nèi)PM2.5濃度產(chǎn)生影響.

2.4 活動(dòng)因子對個(gè)體暴露的影響

對進(jìn)行不同活動(dòng)的老年人PM2.5暴露濃度進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)（圖1），吸煙個(gè)體PM2.5濃度值均高于非吸煙個(gè)體，夏季和冬季吸煙個(gè)體PM2.5濃度值分別為（154.5±98.6），（194.7±126.3）μg/m3分別是非吸煙個(gè)體的1.3倍和1.2倍.夏季和冬季吸煙室內(nèi)PM2.5濃度值分別為（129.9±52.2）， （192.3± 136.0）μg/m3，均高于無煙室內(nèi)（116.2±47.6），（149.7±118.4）μg/m3.說明吸煙可導(dǎo)致個(gè)體暴露和室內(nèi)PM2.5濃度升高.Pellizzari等［24］的研究表明，吸煙活動(dòng)是導(dǎo)致個(gè)體和室內(nèi)顆粒物濃度高于環(huán)境濃度的主要原因.同時(shí)由于冬季室內(nèi)通風(fēng)狀況差，致使冬季吸煙室內(nèi)與無煙室內(nèi)PM2.5濃度相差幅度大于夏季.而是否進(jìn)行烹調(diào)和打掃活動(dòng)的個(gè)體PM2.5濃度值均無顯著性差異.老年人烹調(diào)方式以炒、蒸和煮為主，且主要烹制素食，對個(gè)體暴露顆粒物影響較小［25］.打掃活動(dòng)對PM2.5濃度無顯著影響可能與地殼元素主要分布于粗粒子（PM2.5-10）中有關(guān).

圖1 吸煙與非吸煙個(gè)體PM2.5暴露濃度Fig.1 Personal and indoor PM2.5concentrations for smokers and non-smokers

2.5 PM2.5個(gè)體暴露多元線性回歸分析

表5 各影響因素對PM2.5個(gè)體暴露的貢獻(xiàn)aTable 5 Contributions of influencing factors to personal exposure of elderly to PM2.5

由表5可見，對于夏季PM2.5個(gè)體暴露，多元相關(guān)系數(shù)R=0.53，回歸方程F=3.89，P＜0.01，說明回歸模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義.夏季室內(nèi)PM2.5對個(gè)體暴露PM2.5濃度影響顯著（P＜0.05），貢獻(xiàn)為34.9%.這是因?yàn)橄募咎鞖庋谉?，居民在使用空調(diào)調(diào)節(jié)溫度的時(shí)候多將居室門窗緊閉，使空氣流通減少.因此夏季室內(nèi)濃度對個(gè)體暴露濃度影響較大.環(huán)境PM2.5對個(gè)體暴露PM2.5濃度貢獻(xiàn)為22.2%.

對于冬季PM2.5個(gè)體暴露，多元相關(guān)系數(shù)R=0.62，回歸方程F=8.13，P＜0.001，說明回歸模型具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義.冬季環(huán)境PM2.5對個(gè)體暴露PM2.5濃度影響顯著（P＜0.001），貢獻(xiàn)為44.9%.室內(nèi)PM2.5對個(gè)體暴露PM2.5濃度貢獻(xiàn)為20.5%.

夏季和冬季回歸模型中，其他變量如個(gè)體在室外和室內(nèi)環(huán)境中的停留時(shí)間，以及個(gè)體活動(dòng)時(shí)間如烹調(diào)，ETS暴露和打掃時(shí)間均對個(gè)體暴露PM2.5濃度無顯著性影響（P＞0.05）.參與研究的老年人吸煙比例較低，為17.33%，且暴露時(shí)間較短.此外，老年人烹調(diào)方式以炒、蒸和煮為主，且主要烹制素食，對個(gè)體暴露顆粒物影響較小.本研究中老年人個(gè)體活動(dòng)顆粒物排放強(qiáng)度相對較小，因此對個(gè)體暴露PM2.5濃度影響較小.

2.6 個(gè)體暴露實(shí)測和預(yù)測濃度對比

圖2 天津市老年人夏季PM2.5個(gè)體暴露實(shí)測濃度和預(yù)測濃度Fig.2 Estimated PM2.5personal exposures concentrations in summer

由于個(gè)體暴露水平監(jiān)測儀器測定花費(fèi)高、不適合于大規(guī)模的人群流行病學(xué)研究，而且需要研究對象隨時(shí)攜帶儀器，從而難以進(jìn)行長期監(jiān)測.因此采用時(shí)間加權(quán)模型對老年人PM2.5個(gè)體暴露濃度進(jìn)行預(yù)測，研究時(shí)間加權(quán)模型預(yù)測個(gè)體暴露的精度.其結(jié)果如圖2、圖3所示.對預(yù)測和實(shí)測的PM2.5個(gè)體暴露濃度進(jìn)行線性回歸分析以評估模型的擬合度，結(jié)果顯示夏季預(yù)測和實(shí)測的PM2.5個(gè)體暴露濃度相關(guān)系數(shù)為0.45（皮爾遜相關(guān)，P＜0.001），斜率為0.28；冬季相關(guān)系數(shù)為0.50（皮爾遜相關(guān)，P＜0.001），斜率為0.47.

對老年人PM2.5個(gè)體實(shí)測濃度和預(yù)測濃度進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，夏季和冬季PM2.5個(gè)體暴露平均預(yù)測濃度分別為（118.5±46.1），（162.3± 113.1）μg/m3，相對應(yīng)的平均實(shí)測濃度分別為（121.9±72.3），（167.6±118.6）μg/m3.顆粒物個(gè)體暴露實(shí)測濃度與預(yù)測濃度的差值稱為“個(gè)體云”（即實(shí)測濃度減去預(yù)測濃度的數(shù)值）［26］.對于實(shí)測濃度高于預(yù)測濃度的參與者，其個(gè)體云濃度范圍為0.6～220.9μg/m3（夏季）和0.6～416.8μg/m3（冬季）.較大的個(gè)體云濃度變化范圍反應(yīng)出參與者時(shí)間活動(dòng)模式的不同和對某種污染源暴露的差異.對于實(shí)測濃度低于預(yù)測濃度的參與者，其個(gè)體云濃度為負(fù)值，這可能是由于其他微環(huán)境對個(gè)體PM2.5暴露有所貢獻(xiàn)但并沒有進(jìn)行測量.

圖3 天津市老年人冬季PM2.5個(gè)體暴露實(shí)測濃度和預(yù)測濃度Fig.3 Estimated PM2.5personal exposure concentrations in winter

3 結(jié)論

3.1 研究期間，天津市老年人居住環(huán)境空氣PM2.5濃度高于國家空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn).冬季個(gè)體暴露濃度高于夏季，因此，老年人冬季應(yīng)做好防護(hù)措施以減少暴露程度.

3.2 吸煙、烹調(diào)等活動(dòng)都對個(gè)體PM2.5暴露有貢獻(xiàn)，但回歸分析顯示并無顯著影響.PM2.5個(gè)體暴露與環(huán)境濃度的相關(guān)性（夏季r=0.39，冬季r=0.51）比個(gè)體暴露與室內(nèi)濃度的相關(guān)性（夏季r=0.25，冬季r=0.33）強(qiáng)，這也為使用環(huán)境濃度替代或預(yù)測個(gè)體暴露濃度提供了支持.

3.3 使用時(shí)間加權(quán)模型雖然能估計(jì)個(gè)體暴露濃度，但是需要更詳細(xì)的時(shí)間活動(dòng)模式記錄以提高其預(yù)測準(zhǔn)確性.

［1］Brook RD， Rajagopalan S， Pope CA， et al. Particulate matter airpollution and cardiovascular disease an update to the scientific statement from the American heart association ［J］. Circulation，2010，121（21）：2331-2378.

［2］黃德生，張世秋.京津冀地區(qū)控制PM2.5污染的健康效益評估［J］. 中國環(huán)境科學(xué)， 2013，33（1）：166-174.

［3］Gamble J F. PM2.5and mortality in long-term prospective cohort studies： Cause-effect or statistical associations？［J］. Environmental Health Perspectives， 1998，106（9）：535-549.

［4］Wallace L A， Pellizzari E D， Hartwell T D， et al. The TEAM（Total Exposure Assessment Methodology） study： personal exposures to toxic substances in air， drinking water， and breath of 400residents of New Jersey， North Carolina， and North Dakota ［J］. Environmental research， 1987，43（2）：290-307.

［5］Weisel C P， Zhang J F， Turpin B J， et al. Relationship of indoor，outdoor and personal air （RIOPA） study： Study design， methods and quality assurance/control results ［J］. Journal of Exposure Analysis and Environmental Epidemiology， 2005，15（2）：123-137.

［6］Boudet C， Zmirou DandDechenaux J. Personal exposure to fine particles （PM2.5） of the Grenoble population： the European EXPOLIS study ［J］. Revue D Epidemiologie Et De Sante Publique， 2000，48（4）：341-350.

［7］Williams R， Creason J， Zweidinger R， et al. Indoor， outdoor， and personal exposure monitoring of particulate air pollution： the Baltimore elderly epidemiology-exposure pilot study ［J］. Atmospheric Environment， 2000，34（24）：4193-4204.

［8］董海燕，古金霞，陳 魁，等.天津市區(qū)PM2.5中碳組分污染特征及來源分析 ［J］. 中國環(huán)境監(jiān)測， 2013，29（1）：34-38.

［9］天津市2010年第六次全國人口普查主要數(shù)據(jù)公報(bào) ［http：//www. stats.gov.cn/tjgb/rkpcgb/dfrkpcgb/t20120228_402804341.htm］.

［10］Williams R， Suggs J， Creason J， et al. The 1998Baltimore particulate matter Epidemiology-Exposure Study： Part 2. Personal exposure assessment associated with an elderly study population ［J］. Journal of Exposure Analysis and Environmental Epidemiology， 2000，10（6）：533-543.

［11］GB 3095-2012 環(huán)境空氣質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn) ［S］.

［12］陳 濤.成都市中心城區(qū)細(xì)粒子來源解析研究 ［D］. 成都：西南交通大學(xué)， 2009.

［13］Deng W J， Zheng J S， Bi X H， et al. Distribution of PBDEs in air particles from an electronic waste recycling site compared with Guangzhou and Hong Kong， South China ［J］. Environment International， 2007，33（8）：1063-1069.

［14］彭希瓏.南昌市大氣PM10、PM2.5的污染特征及來源解析 ［D］.南昌：南昌大學(xué)， 2009.

［15］Marcazzan G M， Vaccaro S， Valli G， et al. Characterisation of PM10and PM2.5particulate matter in the ambient air of Milan（Italy） ［J］. Atmospheric Environment， 2001，35（27）：4639-4650.

［16］Viana M， Maenhaut W， Chi X， et al. Comparative chemical mass closure of fine and coarse aerosols at two sites in south and west Europe： Implications for EU air pollution policies ［J］. Atmospheric Environment， 2007，41（2）：315-326.

［17］Watson J G， Chow JCandHouck J E. PM2.5chemical source profiles for vehicle exhaust， vegetative burning， geological material， and coal burning in Northwestern Colorado during 1995［J］. Chemosphere， 2001，43（8）：1141-1151.

［18］Du X， Kong Q， Ge W， et al. Characterization of personal exposure concentration of fine particles for adults and children exposed to high ambient concentrations in Beijing， China ［J］. Journal of Environmental Sciences， 2010，22（11）：1757-1764.

［19］Rodes C E， Lawless P A， Thornburg J W， et al. DEARS particulate matter relationships for personal， indoor， outdoor， and central site settings for a general population ［J］. Atmospheric Environment， 2010，44（11）：1386-1399.

［20］Lim J M， Jeong J H， Lee J H， et al. The analysis of PM2.5and associated elements and their indoor/outdoor pollution status in an urban area ［J］. Indoor Air， 2011，21（2）：145-155.

［21］Williams R， Suggs J， Zweidinger R， et al. The 1998 Baltimore particulate matter Epidemiology-Exposure Study： Part 1. Comparison of ambient， residential outdoor， indoor and apartment particulate matter monitoring ［J］. Journal of Exposure Analysis and Environmental Epidemiology， 2000，10（6）：518-532.

［22］Skog Kand Solyakov A. Heterocyclic amines in poultry products：a literature review ［J］. Food and Chemical Toxicology， 2002，40（8）：1213-1221.

［23］Sugimura T. Nutrition and dietary carcinogens ［J］. Carcinogenesis，2000，21（3）：387-395.

［24］Pellizzari E D， Clayton C A， Rodes C E， et al. Particulate matter and manganese exposures in Toronto， Canada ［J］. Atmospheric Environment， 1999，33（5）：721-734.

［25］He C， Morawska L， Hitchins J， et al. Contribution from indoor sources to particle number and mass concentrations in residential houses ［J］. Atmospheric Environment， 2004，38（21）：3405-3415.

［26］Rodes C E， Kamens R M and Wiener R W. The significance and characteristics of the personal activity cloud on exposure assessment measurements for indoor contaminants ［J］. Indoor Air，1991，1（2）：123-145.

致謝：在此，作者感謝所有參與實(shí)驗(yàn)的研究對象對研究的配合；感謝社區(qū)中心工作人員對招募研究對象的協(xié)調(diào)和幫助；感謝南開大學(xué)的焦嬌、王釗、許嘉、徐麗敏、張楠、張雷波、趙若杰等人對樣品采集的協(xié)助.

Exposure of elderly to PM2.5in Tianjin， China.

HAN Jin-bao1， NI Tian-ru1， LI Peng-hui2， HAN Bin3， BAI Zhi-peng3*（1.College of Environmental Science and Engineering， Nankai University， Tianjin 300071， China；2.Tianjin；3.Environmental Science and Safety Engineering， Tianjin University of Technology， Tianjin 300384， China；4.Chinese research academy of environmental sciences， Beijing 100012， China）.

China Environmental Science， 2015，35（2）：610～616

This study aims to characterize personal PM2.5exposure of elderlies and to provide data support for an epidemiological study that is to investigate potential health effects of PM pollution on Chinese elderly population. A total of 101elderly participants with mean age of 67were recruited for personal exposure measurements in Tianjin， China. Residential indoor and outdoor PM2.5concentrations were monitored simultaneously in summer （13thJune～2ndJuly） and winter （30thNovember～12thDecember） of 2011. The results showed that the participants spent more than 85% of their time at home. Personal PM2.5concentrations were （124.2±75.2） μg/m3in summer and （170.8±126.6） μg/m3in winter. After time adjustment based on personal activity， the difference between measured and estimated personal concentration were 0.6～220.9μg/m3in summer and 0.6～416.8 μg/m3in winter. Among the participants， smokers had higher personal PM2.5concentrations compared to non-smokers in both seasons. Personal PM2.5concentrations were moderately correlated with indoor PM2.5concentrations and highly correlated with outdoor PM2.5concentrations. This indicates that outdoor ambient PM2.5level may be used as a surrogate to personal exposure of PM2.5.

elderly population；PM2.5；personal exposure；time-activity pattern；exposure forecast

X503.1

A

1000-6932（2015）02-0610-07

韓金保（1984-），女，河南許昌人，南開大學(xué)博士研究生，研究方向?yàn)榄h(huán)境空氣污染暴露評價(jià).發(fā)表論文6篇.

2014-06-19

國家重點(diǎn)基礎(chǔ)研究發(fā)展規(guī)劃（973）項(xiàng)目（2011CB503801）；國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（20977054）；天津市131創(chuàng)新人才計(jì)劃（401007004）

* 責(zé)任作者， 教授， baizp@craes.org.cn