胡翠玲，徐婕，沈國妹，史雨，柳龔堡，葛小玲，安東，翟曉文

1.復旦大學附屬兒科醫(yī)院 a.醫(yī)聯(lián)體辦公室 b.門急診管理辦公室 c.醫(yī)務部 d.統(tǒng)計和數(shù)據(jù)管理中心，上海201102

2.復旦大學環(huán)境科學與工程系，上海市大氣顆粒物污染防治重點實驗室，上海 200433

大氣污染已成為全球人類健康的主要危害因素之一，長期暴露于空氣污染物會導致呼吸系統(tǒng)受損（通常是慢性、不可逆，在暴露幾年后發(fā)生）［1-2］。大量流行病學研究證實，空氣污染物濃度對呼吸系統(tǒng)疾病的門診量、住院量和死亡率存在短期影響（通常是急性、可逆，與每日接觸的污染物濃度變化有關(guān)，并在暴露幾天之內(nèi)發(fā)生）［3-5］。根據(jù)中國環(huán)境監(jiān)測總站（http://www.cnemc.cn）發(fā)布的74城市空氣質(zhì)量狀況報告，在2014年1月—2016年5月期間，上海有22個月的排名在前50%，粗顆粒物（coarse particulate matters，PM10）、細顆粒物（fine particulate matters，PM2.5）、臭氧（ozone，O3）、一氧化碳（carbon monoxide，CO）、二氧化硫（sulfur dioxide，SO2）和二氧化氮（nitrogen dioxide，NO2）的日均濃度均未超過GB 3095—2012《環(huán)境空氣質(zhì)量標準》。但是低濃度污染仍可能對健康產(chǎn)生影響。伊朗一項研究表明，在空氣質(zhì)量指數(shù)（air quality index，AQI）達到危險水平之前，空氣污染物就可能對兒童哮喘產(chǎn)生危害［6］。加拿大多倫多的一項研究發(fā)現(xiàn)，較低水平的氣態(tài)污染物（CO、SO2和NO2）與兒童哮喘住院人數(shù)之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且某些污染物對男童和女童的影響不同［7］。兒童由于免疫系統(tǒng)和肺部器官發(fā)育不成熟，鼻腔過濾顆粒物的效率較低，因而更容易受到空氣污染的損害［8］。因此，本研究采用國際上廣泛應用的廣義相加模型（generalized additive model，GAM），定量分析2014年1月—2016年5月上海市6種常規(guī)監(jiān)測物與兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量之間的關(guān)系，并探討污染物對不同性別兒童影響的差異。

1 對象與方法

1.1 資料來源

1.1.1 兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診資料 兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診資料來源于復旦大學附屬兒科醫(yī)院。該醫(yī)院是一家三級甲等綜合性兒童?？漆t(yī)院，是上海市最大的兒童?？漆t(yī)院之一。醫(yī)院位于上海市閔行區(qū)，另有門診部位于上海市徐匯區(qū)，醫(yī)療服務輻射全上海。因此該院門診數(shù)據(jù)對于上海市兒童因呼吸系統(tǒng)疾病就診的門急診人次數(shù)具有較好代表性。本研究根據(jù)國際疾病分類第十次修訂版（International Classification of Disease 10，ICD10），于該院2014年1月1日—2016年5月31日逐日門診記錄中篩選出14歲以下兒童呼吸系統(tǒng)疾?。↖CD10：J00～J98）記錄，由外部物質(zhì)引起的呼吸系統(tǒng)疾?。↖CD10：J60～J70）記錄已被排除。

1.1.2 空氣污染物濃度資料 空氣污染物濃度資料來源于上海市生態(tài)環(huán)境局（https://sthj.sh.gov.cn/）2014年1月1日—2016年5月31日公布的空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)為全市9個監(jiān)測站點數(shù)據(jù)的算數(shù)平均值。收集PM10、PM2.5、CO、SO2、NO2的日均濃度和O3的8 h最大濃度。

1.1.3 氣象資料 氣象因素監(jiān)測資料來源于中國氣象數(shù)據(jù)網(wǎng)（http://data.cma.cn/）地面氣象資料中的中國地面國際交換站氣候資料日值數(shù)據(jù)，收集了上海市2014年1月1日—2016年5月31日的常規(guī)氣象資料，包括日平均氣溫和日平均相對濕度。

1.2 統(tǒng)計學分析

相對于總?cè)丝诙?，到醫(yī)院就診的呼吸系統(tǒng)疾病患者實際分布近似于Poisson分布［9］。本研究利用R3.4.2軟件，采用基于Poisson回歸的GAM進行時間序列分析，在控制門診量的長期趨勢、星期幾效應、節(jié)假日效應和氣象因素等混雜因素的影響下，定量研究空氣污染對兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響及滯后效應。具體公式如下：

In [E(Yt) ]=βZt+s(Xt，df)+s(t，df)+vdow+vholiday+α。式中，Yt：t日門診量；E(Yt)：t日預期門診量；β：回歸模型系數(shù)；Zt：t日空氣污染物濃度，包括PM10、PM2.5、O3、CO、SO2和NO2；s：非參數(shù)自然樣條平滑函數(shù)；Xt：t日氣象因素，包括日平均氣溫和日平均相對濕度；t：時間變量；df：自由度；vdow：反映星期幾的啞元變量；vholiday：節(jié)假日變量；α：截距。

采用自然樣條平滑函數(shù)控制氣象因素（日平均氣溫和日平均相對濕度）、星期幾效應、節(jié)假日效應和長期趨勢的影響，建立GAM模型，計算污染物濃度對兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的凈效應。首先建立僅包含混雜因素的基礎(chǔ)模型，根據(jù)偏自相關(guān)函數(shù)系數(shù)絕對值最小的原則確定長期趨勢的自由度（10·年-1），并確定日平均溫度的自由度為6和日平均相對濕度的自由度為3［10-11］。然后將滯后0～5 d（lag0～lag5）的空氣污染物和氣象因素分別引入模型，建立單因素污染模型，根據(jù)擬合結(jié)果的回歸系數(shù)計算出效應指標相對危險度（relative risk，RR）和95%置信區(qū)間（95% confidence interval，95%C?）。最后根據(jù)單污染模型中各污染物對兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量有統(tǒng)計學意義的危害效應最大值（或保護效應最小值）所對應的滯后日，將其他相應滯后日的污染物分別逐個引入模型，進行雙污染模型擬合。使用按性別分層的數(shù)據(jù)重復上述統(tǒng)計，比較空氣污染物對男童和女童影響的差異。

2 結(jié)果

2.1 描述性分析

2014年1月1日—2016年5月31日復旦大學附屬兒科醫(yī)院兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量、空氣污染物質(zhì)量濃度（以下簡稱為濃度）及氣象因素分布情況見表1。研究期間，復旦大學附屬兒科醫(yī)院兒童呼吸系統(tǒng)疾病總門診量為1 610 403人次，日均門診量為（1 827.9±534.8）人次；其中男童972 288人次，日均（1 103.6±318.1）人次，女童681 015人次，日均（773.0±242.3）人次。同期空氣污染物PM10、PM2.5、O3、CO、SO2、NO2的日均濃度分別為70.5、53.2、101.8、812.7、17.2、46.2 μg·m-3，均未超過國家GB 3095—2012《環(huán)境空氣質(zhì)量標準》二類標準。PM10、PM2.5、O3、NO2分別超標37、177、102、62 d，超標率分別為4.20%、20.09%、11.58%、7.04%；SO2、CO未有超標情況。同期上海市日平均氣溫、日平均相對濕度分別為16.2℃和73.0%，最小值分別為-6.1℃和35.0%，最大值分別為33.3℃和98.0%。

表1 2014年1月1日—2016年5月31日上海市復旦大學附屬兒科醫(yī)院兒童呼吸系統(tǒng)疾病日均門診量、空氣污染物濃度及氣象因素Table 1 Descriptive statistics on daily mean outpatient visits for respiratory disease in Children’s Hospital of Fudan University, air pollutant levels, and meteorological variables in Shanghai from January 1, 2014 to May 31, 2016

2.2 空氣污染物濃度與兒童呼吸系統(tǒng)疾病總門診量的關(guān)系

研究期間空氣污染物濃度與兒童呼吸系統(tǒng)疾病總門診量的變化趨勢見圖1。PM10、PM2.5、CO、SO2、NO2與呼吸系統(tǒng)疾病總門診量之間都存在共變趨勢，污染物濃度高峰和兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的高峰基本重合；O3與呼吸系統(tǒng)疾病總門診量之間也存在一定的共變趨勢，但兩者在冬季的變化趨勢相差較大。

圖1 2014年1月1日—2016年5月31日上海市空氣污染物濃度與兒童呼吸系統(tǒng)疾病總門診量的變化趨勢Figure 1 Variation trends of air pollutant concentrations and children’s respiratory disease outpatient visits in Shanghai from January 1, 2014 to May 31, 2016

2.3 單污染物模型結(jié)果

基于Poisson回歸分析的GAM單污染物模型結(jié)果見圖2（數(shù)據(jù)見補充材料www.jeom.org/article/cn/10.13213/ j.cnki.jeom.2021.20136）。對兒童呼吸疾病系統(tǒng)總門診量而言，PM10的影響在lag0～lag5有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05），PM2.5在lag1、lag3、lag4有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05），O3在lag0、lag2、lag3、lag5有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05），CO在lag1～lag3有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05），SO2在lag2、lag4、lag5有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05），NO2僅在lag1有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05）。PM10、PM2.5、O3、CO、SO2、NO2的滯后效應分別在lag4、lag4、lag2、lag3、lag4和lag1最為明顯，污染物濃度每增加10 μg·m-3（CO每增加100 μg·m-3），其對應的RR（95%C?）分別為1.002 2（1.001 7～1.002 6）、1.001 9（1.001 4～1.002 4）、1.001 9（1.001 4～1.002 5）、0.998 1（0.997 5～0.998 7）、1.005 2（1.003 2～1.007 2）和0.999 0（0.998 4～0.999 6）。

按性別分組來看，O3、CO、SO2和NO2對不同性別的兒童有不同的滯后效應。lag2時，女童對O3的暴露（RR=1.002 7，95%C?：1.001 9～1.003 5）較男童（RR=1.001 8，95%C?：1.001 1～1.002 5）更敏感。CO對男童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響在lag1、lag2有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05）；CO對女童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響在lag1、lag2和lag3有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05）。SO2對男童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響在lag2、lag3和lag4有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05）；SO2對女童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響僅在lag4有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05）。此外，NO2對男童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響在lag4最強（RR=1.001 2，95%C?：1.000 1～1.002 4），對女童的影響皆不具有統(tǒng)計學意義。

圖2 2014年1月1日—2016年5月31日上海市空氣污染物引起兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的變化Figure 2 Changes of children’s respiratory disease outpatient visits associated specific air pollutants in Shanghai from January 1, 2014 to May 31, 2016

2.4 雙污染模型結(jié)果

由于PM10與PM2.5為包含關(guān)系，因此對PM10擬合雙污染模型時，不引入PM2.5；對PM2.5擬合雙污染模型時，引入的PM10實際值為PM10-PM2.5的濃度值。由表2可見，與單污染物模型相比，對PM10而言，當將CO、SO2和NO2引入模型中后，PM10的效應值升高（P＜0.05）。對PM2.5而言，引入PM10（實際值為PM10- PM2.5的濃度值）后，PM2.5的效應值降低（P＜ 0.05）；引入CO和NO2后，PM2.5的效應值升高（P＜ 0.05），尤其是引入CO后效應值升高明顯。對O3而言，在模型中引入其他調(diào)整因子后，O3的效應沒有明顯變化（P＜ 0.05）。對CO而言，引入PM10和PM2.5之后效應值變動較大（P＜0.05）。對SO2而言，引入PM10后，SO2與門診量的關(guān)系由正相關(guān)轉(zhuǎn)為負相關(guān)（P＜ 0.05）；引入PM2.5后，SO2與門診量的關(guān)聯(lián)消失；引入CO和NO2后，SO2的效應值升高（P＜ 0.05）。對NO2而言，引入PM2.5和CO后，NO2與總門診量的關(guān)系由負相關(guān)轉(zhuǎn)為正相關(guān)（P＜ 0.05）；引入PM10和PM2.5后，NO2與男童門診量的關(guān)系由正相關(guān)轉(zhuǎn)為負相關(guān)（P＜ 0.05）；引入PM10、PM2.5、O3和SO2后，NO2與女童門診量的關(guān)系具有統(tǒng)計學意義（P＜ 0.05）。

表2 空氣污染物引起兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的變化［RR（95% CI）］Table 2 Changes of children’s respiratory disease outpatient visits associated with air pollutants [RR (95% C?)]

3 討論

國內(nèi)外大量相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，PM2.5、PM10和SO2等空氣污染物對兒童呼吸系統(tǒng)健康存在短期效應［6，9，12］。各研究結(jié)果呈現(xiàn)的效應值略有不同，這可能與地區(qū)污染狀況、人群易感性、資料來源、統(tǒng)計方法的差異有關(guān)。本研究采用廣義相加Poisson回歸模型的時間序列分析，在控制時間長期趨勢、星期幾效應、節(jié)假日效應和氣象因素的影響下，定量分析了上海市空氣污染物與兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量之間的關(guān)系。

本研究結(jié)果顯示，SO2、O3、PM10和PM2.5的濃度升高可能引起兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量增加，并存在滯后效應，除O3在滯后2 d時效應值最大，其余三者皆在滯后4 d時效應值達到最大。既往研究得出，鄭州市PM10、PM2.5以及SO2對呼吸系統(tǒng)疾病門診量的最強效應均在滯后0 d，即當日［13］；鹽城市SO2的最強效應在滯后3 d、O3的最強效應在滯后5 d［14］，可見各地污染物的最佳滯后日是有所差別的。考慮原因可能與各地污染物化學成分與濃度不同、人群易感性不同等因素有關(guān)［15］。

SO2對兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的短期效應最大，SO2濃度每增加10 μg·m-3，兒童呼吸系統(tǒng)疾病總門診量增加0.52%，與既往研究結(jié)果類似。上海市崇明島的一項時間序列研究發(fā)現(xiàn)，SO2濃度每升高10 μg·m-3，呼吸系統(tǒng)疾病門診量增加1.61%，比其他污染物的短期效應都大［16］。SO2具有化學刺激性，能夠加重過敏性炎癥，導致兒童呼吸道對其極為敏感［17］。因此，盡管研究期間上海SO2并沒有超過GB 3095—2012《環(huán)境空氣質(zhì)量標準》所規(guī)定的濃度標準，但是仍對兒童呼吸系統(tǒng)健康有較強的負面影響。

PM10（RR=1.002 2）對兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的短期影響略強于PM2.5（RR=1.001 9）。這與杭州的一項研究結(jié)果類似 ：PM10和PM2.5濃度每增加10 μg·m-3，對兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的RR值分別為1.047 9和1.024 1［18］。武漢的一項研究也表明，考慮累積滯后效應，PM10（濃度每上升一個四分位數(shù)間距，兒童呼吸系統(tǒng)疾病總門診量上升的超額危險度為3.48%，大于PM2.5導致的超額危險度（1.78%）［9］。這些結(jié)果都證實了顆粒物對呼吸系統(tǒng)健康的危害。

空氣污染物對男童和女童呼吸系統(tǒng)疾病門診量的影響存在差異。NO2濃度每增加10 μg·m-3，lag4時男童門診量增加0.12%，而女童門診量變化無統(tǒng)計學意義。lag2時女童對O3暴露比男童更敏感。此外，SO2與CO對男女童呼吸系統(tǒng)疾病門診量影響的滯后日期也有所不同。這可能與男女童免疫和炎癥反應的差異［12］以及激素差異［8］有關(guān)。

與單污染物模型相比，將其他五種污染物引入雙污染物模型后，O3的RR值均無明顯變化，與Jiang等［19］研究結(jié)果一致。這表明O3可能對兒童呼吸系統(tǒng)健康存在獨立的短期效應。將PM10引入雙污染模型后，除O3外，其余污染物的效應值都有所降低甚至關(guān)聯(lián)消失?？紤]原因可能是人群長期暴露于較高濃度的PM10中，可能產(chǎn)生耐受，因此當引入PM10后其他污染物的效應下降［15］。當將CO和NO2引入雙污染模型中后，PM10、PM2.5和SO2的效應擴大。既往研究也表明，顆粒物與氣態(tài)空氣污染物具有較強的相關(guān)性［20-21］。雙污染物模型結(jié)果表明，污染物對健康的影響不是簡單的效果疊加，6種污染物之間可能存在復雜的拮抗作用或協(xié)同作用。污染物之間的強共線性將增加多污染物模型擬合結(jié)果的標準差，這也是本研究未使用多污染物模型結(jié)果的原因。

綜上所述，空氣污染物對兒童呼吸系統(tǒng)健康存在短期效應，PM10、PM2.5、O3和SO2濃度升高將導致兒童呼吸系統(tǒng)疾病門診量增加；NO2和O3的濃度變化對男童和女童呼吸系統(tǒng)健康的影響存在差異；污染物之間可能存在復雜的拮抗或協(xié)同作用。