王 軍,張 旭

（同濟(jì)大學(xué) 暖通空調(diào)研究所,上海 200092）

建筑室內(nèi)人員污染源的有效散發(fā)水平是決定新風(fēng)量需求的重要因素,而新風(fēng)量的大小又是平衡室內(nèi)空氣品質(zhì)要求和建筑節(jié)能要求的關(guān)鍵指標(biāo)之一[1-4],因此掌握室內(nèi)人員污染源的散發(fā)特性及其有效水平對(duì)合理確定新風(fēng)量指標(biāo)具有重要意義。

人員污染源有別于其他室內(nèi)污染源,其影響因素包括人的種族、年齡、性別、活動(dòng)水平等因素[5-7],而目前有關(guān)人員污染源散發(fā)特性的已有研究主要是針對(duì)國(guó)外人員,基于中國(guó)人員體型特征數(shù)據(jù)的人員污染源散發(fā)特性與水平還有待進(jìn)一步確定。另一方面,已有研究雖給出了人員污染源絕對(duì)散發(fā)量的確定方法[8-9],但室內(nèi)氧化、脫水、表面吸收反應(yīng)等人體氣味污染不穩(wěn)定性作用因素引起的散發(fā)量耗損會(huì)改變?nèi)藛T污染源的有效散發(fā)水平[10-13],進(jìn)而改變對(duì)新風(fēng)量的需求,而目前確定有效散發(fā)量的方法還有待解決。論文將以中國(guó)人員體型特征數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),通過(guò)分析室內(nèi)人員污染源的散發(fā)特性及人體氣味污染的不穩(wěn)定性特征,建立不穩(wěn)定性因素作用引起的二氧化碳（CO2）減少量的確定方法以及人員污染源有效散發(fā)量的計(jì)算模型,為合理確定室內(nèi)新風(fēng)量需求提供理論指導(dǎo)。

1 人員污染源的散發(fā)特性

人員污染源的散發(fā)機(jī)制取決于人體代謝活動(dòng)的內(nèi)在過(guò)程,并且需要通過(guò)主要散發(fā)指標(biāo)的散發(fā)特性來(lái)反映。人體氣味（由低濃度有機(jī)氣體的混合物構(gòu)成,以下用人體VOCs指代）和人體CO2是人員污染源所散發(fā)的2類典型污染物指標(biāo),二者的主要來(lái)源、影響因素和決定因素如表1所示。

表1 典型人員污染物指標(biāo)比較

從表1可以看到,在所比較的3個(gè)方面,作為代謝活動(dòng)的重要產(chǎn)物和室內(nèi)人員所散發(fā)的根源性污染物的人體VOCs指標(biāo)與人體CO2指標(biāo)之間具有較大的相似性;與此同時(shí),若以“標(biāo)準(zhǔn)個(gè)體（健康狀況良好、處于熱舒適狀態(tài)且保持良好個(gè)人衛(wèi)生,即不考慮不同個(gè)體之間個(gè)人衛(wèi)生、健康狀況的差異）”為比較對(duì)象,則兩類典型指標(biāo)的散發(fā)水平之間存在比例關(guān)系;因此,從理論上講2類典型指標(biāo)均可以用于反映人員污染源的散發(fā)特性且可以相互指示。

但同時(shí)還應(yīng)當(dāng)看到的是,由于各種影響因素對(duì)人體VOCs的肺部吸入率、內(nèi)生率和代謝排出率的影響關(guān)系極為復(fù)雜,這使得目前基于尋求普適方法來(lái)準(zhǔn)確量化人體所散發(fā)的VOCs還存在諸多困難。根據(jù)污染源指示指標(biāo)的選擇原則（量化的可靠性、對(duì)污染源的有效指示性、測(cè)試方便且成本低）可知,目前直接借助人體VOCs指標(biāo)尚不能對(duì)人員污染源的散發(fā)特性做出有效反映。

另一方面,與人體VOCs相比,決定人體CO2散發(fā)量的主要因素是人體耗氧量,而人體耗氧量與人體活動(dòng)量和人體表面積有關(guān),其確定方法為[9]：

式中：RQ為呼吸商,其大小主要取決于人員的飲食構(gòu)成,同時(shí)也會(huì)受到活動(dòng)水平以及健康狀況的影響,通常條件下的呼吸商一般為0.83;M為單位人體表面積新陳代謝率,met（1 met=58.2 W/m2）;AD為人體表面積,m2。

式（1）中的人體表面積會(huì)因人的年齡、性別和種族的不同而存在差異,通?？梢酝ㄟ^(guò)測(cè)量法和公式計(jì)算法確定。人體表面積計(jì)算模型最早由DuBois根據(jù)人體表面積與身高、體重之間的關(guān)系提出 ,即[14]：

式中：H為人體身高,cm;W為人體體重,kg;a1、b1、c1 為模型常數(shù) 。

由于選擇的測(cè)定對(duì)象和人員量的差異,DuBois（1916）、Boyd（1935）、Gehan（1970）、Haycock（1978）和美國(guó)環(huán)保局（EPA）（1985）等研究人員和機(jī)構(gòu)分別得到了式（3）中的模型常數(shù),如表2所示[14]。

表2 國(guó)外人體表面積計(jì)算模型常數(shù)

針對(duì)國(guó)外人體表面積計(jì)算模型能否適合中國(guó)人體表面積的確定這一問(wèn)題,Stevenson（1927）和中國(guó)研究人員趙松山（1984）、胡詠梅（1999）分別以中國(guó)人員為樣本建立了中國(guó)人員人體表面積的計(jì)算模型,其統(tǒng)一形式為[15]：

式中：a2、b2、c2為模型常數(shù);這些常數(shù)在 Stevenson模型、趙松山模型和胡詠梅模型中的取值如表3所示。

表3 中國(guó)人體表面積計(jì)算模型常數(shù)

根據(jù)《2007中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》,中國(guó)男性和女性在各個(gè)年齡階段的身高和體重分別如圖1和圖2所示。

圖1 中國(guó)人口身高隨年齡的變化

圖2 中國(guó)人口體重隨年齡的變化

針對(duì)中國(guó)男性和女性在各個(gè)年齡階段身高和體重的分布情況,由 DuBois模型、Boyd模型、Gehan模型 、Haycock模型 、美國(guó) EPA 模型 、Stevenson模型、趙松山模型和胡詠梅模型可以分別得到中國(guó)男性和女性人體表面積隨年齡的變化情況,如圖3和圖4所示。

圖4 中國(guó)女性人體表面積隨年齡的變化

由圖3和圖4可以看到,無(wú)論是男性還是女性,由DuBois模型、Boyd模型、Gehan模型、Haycock模型和美國(guó)EPA模型所得到的不同年齡階段的人體表面積基本接近;而由Stevenson模型得到的結(jié)果較其他模型得到的結(jié)果均偏小,男性的結(jié)果平均偏小4.0%,女性的結(jié)果平均偏小4.2%;與此同時(shí),由趙松山模型和胡詠梅模型得到的結(jié)果均高于其他模型得到的結(jié)果,且胡詠梅模型得到的結(jié)果最高,由其得到的男性結(jié)果平均高出8.5%,女性結(jié)果平均高出8.9%。值得指出的是,人員年齡越大,趙松山模型和胡詠梅模型得到的結(jié)果與其他模型得到的結(jié)果之間的差異也就越顯著。此外,由各個(gè)模型得到的男性人體表面積要高于女性的結(jié)果,且平均高出6.1%。

值得指出的是,對(duì)于同一性別的特定年齡,Stevenson模型、趙松山模型和胡詠梅模型得到的結(jié)果與其他模型得到的結(jié)果之間的差異反映了基于不同國(guó)別的人員樣本得到的模型用于計(jì)算中國(guó)當(dāng)代人員人體表面積在適用性方面存在不同程度的差別;而趙松山模型、胡詠梅模型得到的結(jié)果與Stevenson模型得到的結(jié)果之間的差異反映了基于中國(guó)不同歷史時(shí)期的人員樣本得到的模型用于計(jì)算我國(guó)當(dāng)代人員人體表面積在適用性方面也存在不同程度的差別;此外,特定年齡的男性與女性的人體表面積之間存在差異的根本原因在于體型特征存在差別。綜合以上特點(diǎn)和原因可以看到,人的種族、體型特征對(duì)人體表面積的影響不可忽略。因此,論文將選擇能夠反映中國(guó)當(dāng)代人員體型特征的胡詠梅模型作為人體表面積的確定依據(jù)。

根據(jù)胡詠梅模型所得到的人體表面積并結(jié)合呼吸商,由式（1）和式（2）可以得到中國(guó)男性和女性在不同活動(dòng)強(qiáng)度下的CO2散發(fā)量,如圖5和圖6所示。

圖5 中國(guó)男性CO2散發(fā)量

圖6 中國(guó)女性CO2散發(fā)量

由圖5和圖6可以看到,對(duì)于確定的年齡,CO2散發(fā)量將隨活動(dòng)強(qiáng)度的增大而上升,且成年人的上升率要高于未成年人的對(duì)應(yīng)結(jié)果;其次,對(duì)于某一活動(dòng)強(qiáng)度,CO2散發(fā)量將隨年齡的增長(zhǎng)先迅速增加再逐漸趨于穩(wěn)定;此外,對(duì)于具體的年齡和活動(dòng)強(qiáng)度水平,男性的CO2散發(fā)量均高于女性的對(duì)應(yīng)結(jié)果,且平均高出6.1%。

通過(guò)以上對(duì)人體CO2散發(fā)特性的分析可以看到,盡管CO2指標(biāo)自身在通常濃度水平下并不是一種根源性污染物,但由于人體散發(fā)CO2強(qiáng)度的量化具有可靠性;并且,室內(nèi)人員污染源的數(shù)量變化也可以通過(guò)CO2散發(fā)量的改變而得到及時(shí)有效地反映;因此,CO2指標(biāo)對(duì)人員污染源具有良好的指示性,其散發(fā)特點(diǎn)在很大程度上反映了室內(nèi)人員污染源的散發(fā)特性。

2 二氧化碳指示性的修正

根據(jù)CO2指標(biāo)對(duì)人員污染源的指示性可知,雖然目前無(wú)法實(shí)現(xiàn)人體VOCs指標(biāo)與CO2指標(biāo)之間的相互指示,但由于2類指標(biāo)具有可比擬性,因此可以用CO2指標(biāo)來(lái)指示人體VOCs（室內(nèi)人體氣味）散發(fā)水平。另一方面,Yaglou、Cain、Fanger、Berg-Munch和Clausen等學(xué)者通過(guò)實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn),建筑室內(nèi)人體氣味污染存在一定程度的不穩(wěn)定性[11]。引起人體氣味污染不穩(wěn)定的可能因素包括：室內(nèi)氧化作用、脫水作用和室內(nèi)表面的吸收作用。值得指出的是,室內(nèi)表面的吸收作用受到氣體蒸氣壓、化學(xué)性質(zhì)、吸收材料的吸收潛力以及吸收表面的物理狀態(tài)等因素的影響,因此吸收作用的準(zhǔn)確量化受到限制;但同時(shí),在室內(nèi)表面的吸收與解吸作用之間很快能夠達(dá)到平衡,因此室內(nèi)表面吸收作用的影響相對(duì)較小。

實(shí)際上,在人體氣味不穩(wěn)定性因素的作用下,室內(nèi)人員污染源氣味散發(fā)的有效水平將發(fā)生改變,從而進(jìn)一步改變?nèi)藛T所感受的人體氣味污染的強(qiáng)度水平以及對(duì)新風(fēng)量的需求。作為人員污染源氣味散發(fā)水平的指示指標(biāo)CO2應(yīng)當(dāng)反映不穩(wěn)定性因素所引發(fā)的人體氣味有效散發(fā)的改變。為此,借助不穩(wěn)定性系數(shù)ξ來(lái)表征人體氣味不穩(wěn)定性的影響,并且定義ξ為室內(nèi)CO2濃度的實(shí)際值與基于穩(wěn)定假設(shè)下的理論值之比[11]。為了確定不穩(wěn)定性系數(shù)ξ,首先給出基于穩(wěn)定假設(shè)的室內(nèi)CO2理論濃度方程,即：

再給出考慮不穩(wěn)定性因素影響的室內(nèi)CO2實(shí)際濃度方程,即[11]：

式中：CP0為初始時(shí)刻室內(nèi)CO2濃度,ppm;CPi為入室新風(fēng)的CO2濃度,ppm;m為混合系數(shù);nv為通風(fēng)換氣次數(shù),h-1;na為室內(nèi)氧化作用、脫水作用和吸收作用等影響下的當(dāng)量換氣次數(shù),h-1;G為室內(nèi)CO2的總散發(fā)量,L/s;V為房間體積,m3;t為人員污染源作用時(shí)間,h。

因此,不穩(wěn)定性系數(shù)ξ可以表示為：

當(dāng)初始濃度為零（C0=0）且滿足瞬時(shí)均勻混合（m=1）假設(shè)時(shí),由式（5）、式（6）和式（7）可以得到：

從而,在室內(nèi)氧化作用、脫水作用和吸收作用等不穩(wěn)定性誘發(fā)因素作用下,室內(nèi)CO2在單位時(shí)間內(nèi)的減少量可以表示為：

另一方面,由式（7）可以得到人體氣味的半周期（在氧化、吸收等作用下氣味濃度變?yōu)槌跏紳舛纫话氲臅r(shí)間）與當(dāng)量換氣次數(shù)nv之間耦合關(guān)系,如圖7所示。從圖7可看到,半周期越長(zhǎng)當(dāng)量換氣次數(shù)nv越小;同時(shí),理論預(yù)測(cè)結(jié)果均涵蓋了 Yaglou、Cain和C lausen的實(shí)驗(yàn)結(jié)果,但三者的實(shí)驗(yàn)結(jié)果差別較大。鑒于三者實(shí)驗(yàn)條件的可控性與實(shí)驗(yàn)工況的有效性差異,論文以Clausen的實(shí)驗(yàn)結(jié)果（在室內(nèi)溫度20～22℃、濕度35%～50%的條件下,半周期為55 m in且nv為0.76 h-1）為分析依據(jù)。

圖7 半周期與當(dāng)量換氣次數(shù)之間的耦合關(guān)系

基于Clausen的實(shí)驗(yàn)結(jié)果,由式（8）和式（9）可以分別得到不穩(wěn)定性系數(shù)ξ和基于室內(nèi)空間存在量的CO2減少率隨人員污染源作用時(shí)間與通風(fēng)換氣次數(shù)的變化規(guī)律,如圖8和圖9所示。

圖8 不穩(wěn)定性系數(shù)的變化規(guī)律

圖9 CO2減少率的變化規(guī)律

從圖8和圖9可以看到,在通風(fēng)換氣次數(shù)一定的情況下,不穩(wěn)定性系數(shù)ξ隨人員污染源作用時(shí)間的增加先迅速減小再逐漸趨于恒定;出現(xiàn)這一趨勢(shì)的原因在于隨著室內(nèi)CO2濃度水平的上升,室內(nèi)氧化、脫水、吸收等非穩(wěn)定性因素的作用推動(dòng)勢(shì)也在逐漸增大,當(dāng)CO2濃度趨于穩(wěn)定以后,非穩(wěn)定性因素使CO2的減少程度也趨于恒定。另一方面,對(duì)任意時(shí)刻提高通風(fēng)換氣次數(shù)會(huì)降低ξ的減小程度,其原因在于通風(fēng)換氣次數(shù)的增大會(huì)縮短單位時(shí)間產(chǎn)生的CO2在室內(nèi)的停留時(shí)間,即縮短了室內(nèi)氧化、脫水、吸收對(duì)CO2組分的作用時(shí)間;并且,因換氣次數(shù)的增大所帶來(lái)的CO2濃度減小會(huì)降低室內(nèi)氧化、脫水、吸收作用的推動(dòng)勢(shì),從而使CO2減少率降低。

值得指出的是,雖然通風(fēng)換氣次數(shù)提高以后CO2減少率降低,但這并不意味可以單純降低通風(fēng)換氣次數(shù)。由于新風(fēng)除了稀釋污染物、控制氣味外,還需滿足人員代謝活動(dòng)所需要的新鮮空氣,同時(shí)對(duì)室內(nèi)溫濕度還具有調(diào)節(jié)作用。因此,通風(fēng)換氣次數(shù)的改變還需兼顧新風(fēng)的其他功能,并通過(guò)“功能解耦”確定最終的通風(fēng)換氣次數(shù)。

3 有效散發(fā)量的確定

由于在單個(gè)人員CO2散發(fā)水平一定的情況,室內(nèi)人員污染源產(chǎn)生CO2的量將取決于人員量（由室內(nèi)人員密度和室內(nèi)地板人員使用面積確定）;而由不穩(wěn)定性因素所引起的 CO2減少量將取決于室內(nèi)CO2理論濃度水平和CO2有效擴(kuò)散體積;因此,綜合以上2個(gè)方面可知,CO2產(chǎn)生量與CO2減少量的疊加結(jié)果構(gòu)成了新風(fēng)所要處理的污染量,也即是室內(nèi)人員污染源的有效散發(fā)量：

式中：DP為室內(nèi)人員密度,人/m2;AF為室內(nèi)地板人員使用面積,m2;HS室內(nèi)高度,m,對(duì)于特定人員密度將決定人員占有體積。

4 結(jié)語(yǔ)

根據(jù)人體氣味（VOCs）指標(biāo)和CO2指標(biāo)各自的散發(fā)機(jī)制與特點(diǎn),揭示了CO2指標(biāo)對(duì)人員污染源的指示性,并結(jié)合中國(guó)人員體型特征數(shù)據(jù)分析了室內(nèi)人員污染源的散發(fā)特性,針對(duì)人體氣味污染的不穩(wěn)定性特征,通過(guò)借助不穩(wěn)定性系數(shù)給出了由人體氣味污染不穩(wěn)定性因素作用引起的CO2減少量的確定方法,同時(shí)根據(jù)其與人體CO2產(chǎn)生量之間的疊加關(guān)系建立了人員污染源有效散發(fā)量的計(jì)算模型。

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（編輯王秀玲）