黃煥春 鄧 鑫 陳圖農(nóng) 朱柏葳 劉俊杰

0 引言

城市微氣候，是指由于下墊面性質(zhì)以及人類(lèi)和生物生活的影響而形成的近地層大氣的小范圍氣候。近年來(lái)，隨著世界城市化不斷加快，熱島強(qiáng)度和面積迅速擴(kuò)大，導(dǎo)致了城市微氣候的改變，夏季高溫?zé)崂说膹?qiáng)度、頻率和范圍增強(qiáng)[1]。城市微氣候中，使人體暴露在熱島增強(qiáng)的夏季高溫環(huán)境溫度中[2]，嚴(yán)重危害了城市居民的身體及心理健康[3]，尤其對(duì)老年人這一脆弱群體的影響最為顯著[4-5]。

城市微氣候與身體健康之間的聯(lián)系已經(jīng)被廣泛研究[6-7]，但與心理健康的研究較少[8-9]。已有研究大多數(shù)集中于自殺和心理疾病[10-11]，并指出溫度與自殺人數(shù)增加、心理健康疾病人群和急癥風(fēng)險(xiǎn)增加具有顯著相關(guān)性[12-13]。這些研究都表明城市微氣候會(huì)影響人體的心理健康，但大部分研究集中于關(guān)注高溫?zé)崂颂鞖獾氖孢m度對(duì)精神疾病的影響，較少關(guān)注普通人群的情緒健康。

城市微氣候中，高溫會(huì)顯著增加情緒健康的風(fēng)險(xiǎn)[11]。高溫通過(guò)生理的熱敏感機(jī)能作用，導(dǎo)致睡眠障礙、疲勞和熱應(yīng)激[14-15]，從而可能會(huì)引發(fā)焦慮、疲勞、情緒不適、改變精神狀態(tài)[16]，降低情緒健康、增加攻擊性[17]。相關(guān)研究表明，環(huán)境溫度超過(guò)21 ℃，正向情緒（如高興、快樂(lè)）會(huì)減少，負(fù)向情緒（如壓力、憤怒）增加；超過(guò)32 ℃，負(fù)向情緒會(huì)顯著增加[18]；超過(guò)35 ℃，情感障礙發(fā)生明顯增多[19]。這些研究主要探討溫度對(duì)情緒的總體影響特征，而缺乏綜合考慮濕度、風(fēng)速、溫度進(jìn)行研究，也沒(méi)有深入到負(fù)向情緒的具體因子。已有的城市微氣候心理健康危害研究非常有限[20]，研究成果多是基于西方國(guó)家的社會(huì)文化背景、城市空間結(jié)構(gòu)，相關(guān)研究成果也缺乏應(yīng)用于健康城市規(guī)劃、環(huán)境健康治理的實(shí)踐知識(shí)。

因此，本文側(cè)重于以35 ℃以上的高溫?zé)崂颂鞖庥绊懙牡湫吞卮蟪鞘小袊?guó)南京市作為研究區(qū)，基于高溫?zé)崂颂烨榫w問(wèn)卷調(diào)查及實(shí)測(cè)溫度、濕度、風(fēng)速數(shù)據(jù)，利用GIS、SPSS和MATLAB等軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理分析，探討高溫?zé)崂说氖孢m度對(duì)40歲以上的中老年人群的負(fù)向情緒因子的影響，以期為減輕微氣候惡化對(duì)情緒健康的危害、促進(jìn)健康城市的規(guī)劃建設(shè)提供基礎(chǔ)研究。

1 研究方法

1.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)

1.1.1 問(wèn)卷設(shè)計(jì)理論與方法

情緒是來(lái)自于正在進(jìn)行著的環(huán)境中好的或不好的信息的生理心理反應(yīng)的組織[21]。情緒二維模式理論，把情緒分為正向情緒（積極）和負(fù)向情緒（消極）兩種類(lèi)型[22]。已有研究表明情緒會(huì)影響健康和行為，減少負(fù)向情緒也成為處理健康和行為問(wèn)題的常用策略。因此，研究與實(shí)踐中非常需要對(duì)負(fù)向情緒的強(qiáng)度和形式進(jìn)行評(píng)定，而形容詞經(jīng)常被作為描述情緒及測(cè)度其強(qiáng)度的專(zhuān)業(yè)術(shù)語(yǔ)。澤文（Zevon）和特勒根（Tellegen）對(duì)情緒的結(jié)構(gòu)進(jìn)行了測(cè)度，其中選取了60個(gè)形容詞描述情緒[23]。沃森（Watson D）等人從60個(gè)形容詞中里選定了20個(gè)代表正負(fù)向情緒的詞匯，編制了正負(fù)性情緒量表，對(duì)正負(fù)向情緒強(qiáng)度進(jìn)行測(cè)度，其中負(fù)向情緒包括坐立不安、心煩、內(nèi)疚、驚恐、敵意、易怒、羞愧、緊張、心神不寧、害怕[24]。黃麗等人研究了對(duì)該情緒量表的中國(guó)人群適用性，結(jié)果表明該表適用于中國(guó)人群[25]。在實(shí)踐中，該量表被廣泛應(yīng)用于評(píng)定社區(qū)人群的心理健康狀況[26-27]。

1.1.2 問(wèn)卷設(shè)計(jì)與有效性檢驗(yàn)

根據(jù)研究目的與對(duì)象，本文基于情緒健康測(cè)度的理論與實(shí)踐，構(gòu)建了夏季舒適度對(duì)城市居民情緒影響的測(cè)度量表。量表充分考慮到問(wèn)卷的高溫?zé)崂颂鞖饧柏?fù)向情緒因子與環(huán)境的關(guān)聯(lián)性，因此本問(wèn)卷僅采用簡(jiǎn)短的心煩、易怒、緊張、敵意4個(gè)因子進(jìn)行測(cè)度。問(wèn)卷的具體內(nèi)容包括“您現(xiàn)在感覺(jué)到心煩的”“您現(xiàn)在感覺(jué)到敵意的”“您現(xiàn)在感覺(jué)易怒的”“您現(xiàn)在感覺(jué)緊張的”。對(duì)于每個(gè)問(wèn)題，受訪(fǎng)者根據(jù)當(dāng)前的情緒可以選擇回答“1幾乎沒(méi)有”“2比較少”“3中等程度”“4比較多”“5極其多”或者拒絕回答。情緒變量測(cè)試采用心理學(xué)的1—5連續(xù)型，便于進(jìn)行量化分析。

本問(wèn)卷的信效度檢驗(yàn)表明，克朗巴赫系數(shù)Cronbach’sα值大于0.71，KMO值為0.715，說(shuō)明問(wèn)卷的信效度較好，具有一致性和可靠性，能夠應(yīng)用于本研究中。

1.2 問(wèn)卷調(diào)查區(qū)域

樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于南京市城區(qū)2019年7月28日至8月27日的高溫?zé)崂颂斓木用袂榫w健康影響的隨機(jī)問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查對(duì)象為高溫?zé)崂颂鞈?hù)外出行的40歲以上中老年人群，地點(diǎn)分布在南京市江南、江北的各大居住區(qū)、廣場(chǎng)、公園，樣本覆蓋城區(qū)的高溫、中溫、低溫區(qū)域（圖1）。調(diào)查的方式為隨機(jī)抽取，因此調(diào)研過(guò)程中不能排除受試者受之前經(jīng)歷的活動(dòng)或突發(fā)性事件的影響。為了盡量降低這些影響對(duì)數(shù)據(jù)分析的誤差，本研究在保證抽樣隨機(jī)性的同時(shí)，對(duì)調(diào)研對(duì)象進(jìn)行初步篩選，排除在外劇烈運(yùn)動(dòng)的人群，并擴(kuò)大樣本數(shù)量。

圖1 研究區(qū)與數(shù)據(jù)采集Fig.1 study area and data collection

南京市（31°14′N(xiāo)～32°37′N(xiāo), 118°22′E～119°14′E）是中國(guó)人口高度密集的特大城市，2020年亞洲城市排名第11位，2020年的中國(guó)二線(xiàn)城市。南京屬北亞熱帶濕潤(rùn)氣候，四季分明，雨水充沛，年平均溫度15.4 ℃，2019年夏季平均日最高氣溫31.1 ℃。隨著人口和經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，南京城市化快速進(jìn)行，城市微氣候改變?nèi)找鎳?yán)重[34]，對(duì)城市居民的身體和心理健康產(chǎn)生了負(fù)向影響。因此，研究南京市高溫?zé)崂颂鞖庵?，舒適度對(duì)居民情緒健康的影響具有典型意義。

1.3 舒適度實(shí)測(cè)與計(jì)算方法

舒適度數(shù)據(jù)要素來(lái)源于離地面1.5 m高的小型WS-30手持氣象站。該設(shè)備的精度為±0.3 ℃、濕度為±3%、風(fēng)速±0.3 m/s，數(shù)據(jù)穩(wěn)定之后，每隔1 min自動(dòng)記錄一次，具有反應(yīng)快、精度高的優(yōu)點(diǎn)，適合在城市室外環(huán)境使用。溫度記錄采用的熱敏電阻記錄原理，隨著溫度變化，電阻值也隨之變化。氣象站與問(wèn)卷調(diào)查地點(diǎn)保持一致，主要布置在江南、江北各大居住區(qū)、廣場(chǎng)、公園的中央空曠處。

人體舒適度指數(shù)是較為常用的表征人體舒適度的方法，主要取決于氣溫、濕度和風(fēng)速三個(gè)指標(biāo)[28]，氣溫是判斷氣候舒適度的主要指標(biāo)，濕度和風(fēng)速是輔助指標(biāo)[29]。自1966年特吉旺（Terjung）[30]提出了氣候舒適性指數(shù)的概念后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)人體舒適度提出了一系列的研究，提出眾多計(jì)算公式[31-32]。本文選用我國(guó)氣象臺(tái)站常用的、也是近年來(lái)國(guó)內(nèi)較流行的ICHB經(jīng)驗(yàn)公式[33]，該公式同時(shí)考慮溫度、濕度、風(fēng)速對(duì)人體舒適度的影響，公式如下：

式中：T為溫度/（℃）；RH為濕度/（%）；V為風(fēng)速/（m·s-1）。

1.4 競(jìng)爭(zhēng)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分類(lèi)方法

競(jìng)爭(zhēng)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分類(lèi)方法是一種應(yīng)用廣泛的無(wú)導(dǎo)師神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)。無(wú)導(dǎo)師學(xué)習(xí)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)在學(xué)習(xí)過(guò)程中無(wú)需知道期望的輸出，與真實(shí)人腦中的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)類(lèi)似，通過(guò)不斷地觀察、分析與比較，自動(dòng)揭示樣本中的內(nèi)在規(guī)律和本質(zhì)，從而對(duì)具有近似特征（屬性）的樣本進(jìn)行準(zhǔn)確地分類(lèi)和識(shí)別。而高溫環(huán)境對(duì)人的情緒健康影響研究成果缺乏，目前處于無(wú)法或者很難獲得期望的輸出的研究階段，基于有導(dǎo)師學(xué)習(xí)的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)無(wú)法解決，只能采用無(wú)導(dǎo)師神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)。競(jìng)爭(zhēng)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分類(lèi)計(jì)算方法為以下四種。

第一，網(wǎng)絡(luò)初始化。設(shè)輸入層由R個(gè)神經(jīng)元構(gòu)成，競(jìng)爭(zhēng)層由S1個(gè)神經(jīng)元構(gòu)成，為不失一般性，設(shè)訓(xùn)練樣本的輸入矩陣為

其中，Q為訓(xùn)練樣本的個(gè)數(shù)，Pij表示第個(gè)訓(xùn)練樣本的第i個(gè)輸入變量，并記

則網(wǎng)絡(luò)的初始連接權(quán)值為

其中，

網(wǎng)絡(luò)的初始閾值為

同時(shí)，在學(xué)習(xí)之前需初始化相關(guān)參數(shù)。設(shè)權(quán)值的學(xué)習(xí)速率為α，閾值的學(xué)習(xí)速率為β，最大迭代次數(shù)為T(mén)，迭代次數(shù)初始值N=1。

第二，計(jì)算獲勝神經(jīng)元。隨機(jī)選取一個(gè)訓(xùn)練樣本P，根據(jù)

設(shè)競(jìng)爭(zhēng)層第k個(gè)神經(jīng)元為獲勝神經(jīng)元，則應(yīng)滿(mǎn)足

的要求。

第三，權(quán)值、閾值更新。獲勝神經(jīng)元k對(duì)應(yīng)的權(quán)值和閾值分別按照

第四，迭代結(jié)束判斷。若樣本沒(méi)有學(xué)習(xí)完，則再另外隨機(jī)抽取一個(gè)樣本，返回步驟（2）。若N＜T，令N=N+1，返回步驟（2）；否則，迭代結(jié)束。

1.5 數(shù)據(jù)處理

本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷992份，回收了問(wèn)卷417份，剔除空白、未完成及年齡在40歲以下等無(wú)效問(wèn)卷，完成篩選后有效問(wèn)卷共379份。通過(guò)SPSS軟件繪制樣本溫度數(shù)據(jù)盒狀分布圖，分析數(shù)據(jù)的分布情況（圖2）。結(jié)果表明，樣本數(shù)據(jù)覆蓋范圍30～52 ℃，具有較好的空間分布。四分位距為9 ℃，占極差40.91%，表明溫度樣本沒(méi)有集中在某一區(qū)間內(nèi)，而是分散分布在各溫度區(qū)間，這保證了各區(qū)間內(nèi)足夠的樣本數(shù)量。同時(shí)，中位數(shù)為42 ℃，表明樣本能夠較好地覆蓋高溫?zé)崂?5 ℃以上天氣。通過(guò)基礎(chǔ)性的描述性分析，說(shuō)明數(shù)據(jù)能夠用于研究高溫?zé)崂颂鞖獾臒崾孢m度對(duì)居民情緒健康的影響研究。

圖2 樣本溫度覆蓋區(qū)間Fig.2 sample temperature coverage interval

根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷的記錄時(shí)間，將問(wèn)卷數(shù)據(jù)與相對(duì)應(yīng)地點(diǎn)的同一時(shí)刻溫度、濕度、風(fēng)速數(shù)據(jù)相匹配，并計(jì)算得到舒適度指數(shù)，進(jìn)而將舒適度指數(shù)劃分為1的等間隔區(qū)間。利用SPSS的交叉表分析，得到不同程度的心煩、易怒、敵意、緊張四類(lèi)因子占各溫度區(qū)間的百分比。然后，將四類(lèi)因子的影響程度百分比進(jìn)行加權(quán)，得到各區(qū)間內(nèi)因子的綜合影響程度指標(biāo)。進(jìn)而，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平滑處理，并將影響指標(biāo)按最大值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

2 結(jié)果分析

2.1 舒適度與負(fù)向情緒相關(guān)性分析

將舒適度、溫度、濕度、風(fēng)速與情緒因子進(jìn)行相關(guān)系數(shù)分析，結(jié)果表明舒適度對(duì)心煩、敵意、易怒、緊張和綜合負(fù)向情緒均有顯著影響，通過(guò)0.00的信度檢驗(yàn)（表1）。舒適度對(duì)綜合負(fù)向情緒的影響最大，對(duì)心煩、敵意、易怒、緊張等單因子同樣具有顯著相關(guān)性，其中：心煩＞易怒＞敵意＞緊張。舒適度主要影響因子是溫度，其次是濕度和風(fēng)速。溫度對(duì)易怒的影響最大，其次是心煩；濕度與緊張無(wú)明顯關(guān)系，對(duì)心煩、敵意、易怒具有負(fù)相關(guān)性；而風(fēng)速則通過(guò)心煩影響負(fù)向情緒。

表1 舒適度對(duì)情緒健康因子的相關(guān)系數(shù)Tab.1 correlation coefficient of comfort and emotional elements

負(fù)向情緒受影響程度在年齡、性別類(lèi)型上存在顯著性差異。通過(guò)皮爾遜相關(guān)系數(shù)和卡方檢驗(yàn)，分析舒適度與負(fù)向情緒5項(xiàng)指標(biāo)的關(guān)系（表2），結(jié)果表明年齡與心煩、易怒、綜合情緒等三個(gè)因子具有明顯負(fù)相關(guān)性，這表明環(huán)境舒適性對(duì)心煩、易怒、及其情緒總體特征影響具有年齡特征；而性別僅與心煩具有統(tǒng)計(jì)的顯著相關(guān)性，表明環(huán)境的舒適性只對(duì)個(gè)別情緒因子影響具有性別特征，而負(fù)向情緒總體特征并無(wú)明顯差異。

表2 情緒因子與年齡、性別的相關(guān)性Tab. 2 correlation coefficient between emotional elements and age and gender

2.2 舒適度對(duì)綜合負(fù)向情緒的影響

2.2.1 舒適度與綜合負(fù)向情緒的曲線(xiàn)關(guān)系

舒適度對(duì)負(fù)向情緒的綜合影響，是心煩、易怒、緊張、敵意在個(gè)體的綜合過(guò)程，因此本文將四因子進(jìn)行疊加，分析舒適度對(duì)情緒健康的綜合影響。結(jié)果表明，舒適度對(duì)負(fù)向情緒的綜合影響的回歸方程為：

其中R2為0.98，RMSE為0.01?；貧w方程顯示（圖3），舒適度指數(shù)越高負(fù)向情緒越嚴(yán)重。

圖3 舒適度對(duì)綜合情緒的影響Fig.3 the effect of comfort on combined emotion

環(huán)境舒適性對(duì)綜合情緒的影響，在不同年齡段中存在差異（圖4）。年齡在40—49歲區(qū)間的人，綜合情緒平均值為1.7，在受影響最嚴(yán)重區(qū)間的比例遠(yuǎn)高于其他年齡段。年齡在50—59歲、60—69歲及＞80歲區(qū)間的人，綜合情緒平均值分別為1.5、1.4、1.3。較40—49歲年齡區(qū)間的人，綜合情緒有階梯式下降趨勢(shì)。70—79歲年齡區(qū)間的人，綜合情緒平均值較60—69歲年齡區(qū)間的人并無(wú)明顯下降趨勢(shì)，且這一現(xiàn)象在心煩、易怒、敵意、緊張四種情緒中均有體現(xiàn)，具體原因有待于后續(xù)研究。總體而言，隨著年齡的增長(zhǎng)，人的平均耐熱性增強(qiáng)，由環(huán)境所引起的情緒波動(dòng)通常更為微弱。這可能是因?yàn)殡S著年齡的增長(zhǎng)，一方面人的生理和心理應(yīng)激反應(yīng)減弱；另一方面，人的閱歷也更加豐富，心境逐漸平靜，更容易適應(yīng)環(huán)境的變化。

圖4 不同年齡人群的綜合情緒平均值Fig.4 comprehensive emotional average of people of different ages

環(huán)境舒適性對(duì)綜合情緒的影響，在不同性別中存在差異（表3）。總體而言，女性的綜合情緒平均值略高于男性。在不受影響的等級(jí)，男性較女性有更大比例。綜合情緒中等等級(jí)，男女比例大致相當(dāng)。在綜合情緒高等級(jí)，女性占更大比例。相較于男性，女性對(duì)于環(huán)境舒適性變化表現(xiàn)出更復(fù)雜的情緒反應(yīng)。說(shuō)明女性耐熱性更差，隨環(huán)境舒適度指數(shù)降低，更易產(chǎn)生負(fù)面情緒。

表3 綜合情緒與性別交叉分析Tab.3 intersection analysis between comprehensive emotion and gender analysis

2.2.2 綜合情緒受影響的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分類(lèi)

心煩、易怒、敵意、緊張等情緒因子，受個(gè)體所處社會(huì)、生態(tài)與物理環(huán)境的影響。在負(fù)向情緒組成方面，不同的人會(huì)對(duì)溫度環(huán)境的應(yīng)激反應(yīng)產(chǎn)生不同的類(lèi)型組合。針對(duì)這一現(xiàn)象，在不設(shè)定任何前提條件下，采用無(wú)導(dǎo)師學(xué)習(xí)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型進(jìn)行聚類(lèi)分析，以分析綜合情緒受影響的類(lèi)型。模型參數(shù)設(shè)置如下：kohonenLR權(quán)值的學(xué)習(xí)速率設(shè)置為0.01，conscienceLR閾值的學(xué)習(xí)速率設(shè)置為0.001，采用隨機(jī)權(quán)重規(guī)則對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行500次聚類(lèi)運(yùn)算。

本研究中競(jìng)爭(zhēng)型神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)按照科霍嫩（Kohonen）學(xué)習(xí)規(guī)則，對(duì)獲勝神經(jīng)元的權(quán)值進(jìn)行調(diào)整，通過(guò)輸入向量進(jìn)行神經(jīng)元權(quán)值的調(diào)整。通過(guò)學(xué)習(xí)，那些最靠近輸入向量的神經(jīng)元權(quán)值向量得到修正，使之更靠近輸入向量，其結(jié)果是獲勝的神經(jīng)元在下一次獲勝的輸入向量出現(xiàn)時(shí)，獲勝的可能性會(huì)更大；而對(duì)于那些與輸入向量相差很遠(yuǎn)的神經(jīng)元權(quán)值向量，獲勝的可能性變得很小。本研究通過(guò)大量調(diào)研數(shù)據(jù)的訓(xùn)練，在模型中具有相似輸入向量的各類(lèi)模式作為輸入向量時(shí)，其對(duì)應(yīng)神經(jīng)元輸出為1，否則對(duì)應(yīng)的神經(jīng)元輸出為0。

利用競(jìng)爭(zhēng)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分類(lèi)方法，在不考慮舒適度指數(shù)高低的情況下，將負(fù)向情緒綜合影響分為三種類(lèi)型：類(lèi)型一為不受影響；類(lèi)型二為受影響較為微弱；類(lèi)型三受影響較為明顯。如圖7所示，在不同年齡階段三種類(lèi)型略有差異。40—49歲，類(lèi)型一綜合情緒值均小于1.25，類(lèi)型二值穩(wěn)定在1.5～1.75，并較少分布在1.25～1.5、1.75～2，類(lèi)型三值在2～5。50—59歲、60—69歲類(lèi)型一、類(lèi)型二的分布規(guī)律與40—49歲類(lèi)似，但類(lèi)型三值在2～3.75。70—79歲，類(lèi)型一的值均在1，類(lèi)型二值均在1.25～2，類(lèi)型三的值均在2.25～5。80歲以上，類(lèi)型一的值均在1，類(lèi)型二值均在1.25～2，類(lèi)型三的值均在2.75～3.25。這表明隨著年齡的增長(zhǎng)，70歲以后三種類(lèi)型界限劃分更為明顯，情緒表現(xiàn)更為穩(wěn)定。這主要是隨著年齡的增長(zhǎng)、人的閱歷增加和生理機(jī)能降低，由熱環(huán)境所引起的情緒波動(dòng)通常更為微弱。

圖7 不同年齡階段的心煩指數(shù) Fig.7 distress index at different ages

2.3 舒適度與負(fù)向情緒單因子的關(guān)系分析

2.3.1 舒適度與心煩的關(guān)系

在不同的舒適度指數(shù)范圍，舒適度與心煩相關(guān)關(guān)系具有明顯的變化。通過(guò)MATLAB進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)三次曲線(xiàn)能夠較好地?cái)M合兩者之間的關(guān)系，回歸方程為：

其中R2為0.96，RMSE為0.01。

回歸方程顯示（圖6），隨著溫度升高，舒適度對(duì)心煩的影響呈階段性變化：舒適度指數(shù)84～88時(shí)，影響程度迅速上升；舒適度指數(shù)88～94時(shí)，影響程度相對(duì)緩慢下降；舒適度指數(shù)94～95時(shí)，又緩慢上升。主要是因?yàn)椋菏孢m度指數(shù)84～88時(shí)，人體對(duì)高溫的調(diào)節(jié)能力能啟動(dòng)緊急預(yù)警機(jī)制，此時(shí)并未將高溫列入危險(xiǎn)因素，喚醒程度不高，因此處于心煩上升階段[35]；舒適度指數(shù)88～94時(shí)，人體體溫調(diào)節(jié)機(jī)制進(jìn)入二級(jí)預(yù)警階段，人體開(kāi)始自我保護(hù)，進(jìn)入抵抗階段，血液淺靜脈擴(kuò)展、血液循環(huán)健康、排汗量增多，將精力集中于應(yīng)對(duì)外界的高溫刺激，從而帶來(lái)心理的心煩程度降低[36]。舒適度指數(shù)94～95時(shí)，此時(shí)嚴(yán)重超出生理預(yù)警機(jī)制的溫度有效調(diào)節(jié)范圍，個(gè)體在應(yīng)對(duì)高溫中消耗大量的能量，機(jī)體無(wú)法恢復(fù)到平衡狀態(tài)，個(gè)體將高溫再次列入威脅，進(jìn)入衰竭階段，從而出現(xiàn)心煩的上升階段[37]。

圖5 年齡對(duì)綜合情緒影響的分類(lèi)Fig.5 classification of age influence on comprehensive emotions

圖6 舒適度對(duì)心煩的影響Fig.6 the effect of comfort on distress

舒適度對(duì)心煩的影響存在顯著性別、年齡差異。男性呈現(xiàn)出M型特征（表4），在不影響和影響最嚴(yán)重的等級(jí)，男性所占比例均高于女性。這說(shuō)明面對(duì)惡化的環(huán)境舒適性，女性較男性更為容易呈現(xiàn)出心煩的特征，環(huán)境不舒適性初始更容易被女性捕捉。女性在心煩指數(shù)低程度，較男性具有更大的比例；在中等程度，男女比例大致相當(dāng)。不同年齡階段，環(huán)境不舒適性的心煩也具有差異。分析結(jié)果表明，隨著年齡的增長(zhǎng)，心煩指數(shù)下降（圖7）。這主要與個(gè)體經(jīng)歷相關(guān)，年齡越大越具有豐富的自然和社會(huì)經(jīng)驗(yàn)，更容易調(diào)整個(gè)體狀態(tài)適應(yīng)背景環(huán)境應(yīng)激，從而表現(xiàn)為較低的心煩指數(shù)。

表4 不同性別人群心煩程度Tab. 4 distress index at different genders

2.3.2 舒適度與易怒的關(guān)系

舒適度與易怒具有明顯的相關(guān)關(guān)系。分析表明三次曲線(xiàn)能夠較好的擬合二者關(guān)系，回歸方程為：

其中R2為0.98，RMSE為0.02。

回歸方程顯示（圖8），舒適度指數(shù)83～93時(shí)，隨著舒適度指數(shù)升高，對(duì)易怒的影響程度呈持續(xù)上升趨勢(shì)；舒適度指數(shù)93～95時(shí)，影響程度較緩慢下降。主要原因是：舒適度指數(shù)83～93時(shí)，隨著舒適度指數(shù)升高，高溫對(duì)人體危險(xiǎn)性增加，喚醒強(qiáng)度也在持續(xù)的增加，應(yīng)對(duì)外界的高溫環(huán)境刺激的投入逐漸增多[38]，此時(shí)人體會(huì)處于“易激怒狀態(tài)”，稍不順心就容易上火發(fā)怒，有的人還會(huì)失去情緒控制；舒適度指數(shù)93～95時(shí)，超出生理預(yù)警機(jī)制的溫度有效調(diào)節(jié)范圍，機(jī)體無(wú)法恢復(fù)到平衡狀態(tài)，人此時(shí)只想逃離熱環(huán)境[39]，使得易怒逐漸減少。

圖8 舒適度對(duì)易怒的影響 Fig.8 the effect of comfort on irritability

在不同年齡階段，舒適度對(duì)易怒的影響程度具有較大差異。利用不同年齡階段舒適度對(duì)易怒的影響程度指數(shù)，繪制成二者的變化趨勢(shì)折線(xiàn)圖。由圖9可知，總體上隨著年齡增長(zhǎng)，易怒逐步下降，下降約35%。60—79歲，隨著曲線(xiàn)下降趨勢(shì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)，較45—65歲略有上升；75—85歲后又迅速下降。

圖9 不同年齡階段的易怒指數(shù)Fig.9 irritability index at different ages

2.3.3 舒適度與敵意的關(guān)系

舒適度與敵意具有明顯的相關(guān)關(guān)系。分析表明三次曲線(xiàn)能夠較好的擬合兩者之間的關(guān)系，回歸方程為：

其中R2為0.98，RMSE為0.01。

回歸方程顯示（圖10），隨著舒適度指數(shù)的升高，對(duì)敵意的影響程度呈持續(xù)上升趨勢(shì)：舒適度指數(shù)83～93時(shí)，影響程度迅速上升；舒適度指數(shù)93～95時(shí)，影響程度趨向平穩(wěn)。主要原因是：隨著舒適度指數(shù)升高，外界環(huán)境熱舒適度對(duì)人體的健康威脅越來(lái)越大，個(gè)體將越來(lái)越多的體力與精力集中于應(yīng)對(duì)環(huán)境高溫的調(diào)節(jié)，因此對(duì)外界環(huán)境干擾刺激的敵意就逐漸增強(qiáng)。

圖10 舒適度對(duì)敵意的影響Fig.10 the effect of comfort on hostility

2.3.4 舒適度與緊張的關(guān)系

舒適度與緊張具有明顯的正相關(guān)關(guān)系。回歸分析表明三次曲線(xiàn)能夠較好的擬合兩者之間的關(guān)系，回歸方程為：

其中R2為0.96，RMSE為0.01。回歸方程顯示（圖11），隨著舒適度指數(shù)的升高，對(duì)緊張的影響呈階段性變化：舒適度指數(shù)83～86時(shí)，影響程度迅速上升；舒適度指數(shù)86～91時(shí)，影響程度處于平穩(wěn)狀態(tài)；舒適度指數(shù)91～95時(shí)，影響程度緩慢上升。主要是因?yàn)椋弘S著舒適度指數(shù)的升高，人體的不舒適程度在增加，情緒喚醒程度提升，并與高溫帶來(lái)的不愉快維度的復(fù)合疊加，導(dǎo)致情緒的緊張狀態(tài)。而隨著人體對(duì)高溫的預(yù)警機(jī)制的啟動(dòng)，個(gè)體將集中于應(yīng)對(duì)高溫環(huán)境刺激，緊張情緒進(jìn)入平穩(wěn)階段。隨著舒適度指數(shù)的繼續(xù)升高，人體無(wú)法應(yīng)對(duì)新的更高環(huán)境的不舒適刺激，緊張情緒會(huì)再次攀升。

圖11 舒適度對(duì)緊張的影響Fig.11 the effect of comfort on nervousness

2.3.5 舒適度對(duì)負(fù)向情緒因子影響差異

將舒適度對(duì)不同負(fù)向情緒因子的影響進(jìn)行對(duì)比分析，發(fā)現(xiàn)不同因子受舒適度影響程度存在較大差異，依次為：心煩＞易怒＞緊張＞敵意（圖12）。高溫對(duì)心煩、易怒和緊張的影響呈起伏波動(dòng)，敵意呈單調(diào)遞增。原因是高溫環(huán)境對(duì)人體的影響是多層次且逐層增強(qiáng)的；人體進(jìn)入到高溫環(huán)境中，首先心理層次的應(yīng)激反應(yīng)往往敏感于其他層次，在不能很快適應(yīng)的情況下，個(gè)體會(huì)通過(guò)心煩、焦慮的情緒對(duì)環(huán)境產(chǎn)生熱應(yīng)激。當(dāng)過(guò)高或過(guò)長(zhǎng)時(shí)間高溫暴露引發(fā)許多不良的身心反映，超過(guò)人體的心理承受程度，個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出沖動(dòng)易怒。

圖12 舒適度對(duì)負(fù)向情緒因子影響差異Fig.12 differences in the impact of comfort on negative emotion factors

3 討論

本研究采用心理學(xué)的直接問(wèn)卷調(diào)查法，分析高溫?zé)崂谁h(huán)境中，舒適度對(duì)情緒健康的影響，這便于實(shí)時(shí)獲取高溫環(huán)境下真實(shí)情緒狀態(tài)和強(qiáng)度，避免了訪(fǎng)談的時(shí)間滯后誤差。正負(fù)性情緒量表包含20個(gè)因子，被試者需要長(zhǎng)時(shí)間停留和訪(fǎng)談。由于人群在高溫下停留時(shí)間較短，過(guò)多問(wèn)題會(huì)導(dǎo)致問(wèn)卷拒絕率高，因此問(wèn)卷僅簡(jiǎn)化為4個(gè)因子。因子來(lái)源于正負(fù)性情緒量表的負(fù)向情緒條目，從量表中篩選出4個(gè)與舒適度及環(huán)境影響聯(lián)系緊密的因子，包括易怒、心煩、敵意、緊張，剔除內(nèi)疚、羞愧、害怕等關(guān)系不密切的因子。

在心理學(xué)研究中，4個(gè)等級(jí)可作為連續(xù)變量，本文采用5個(gè)級(jí)別。再經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化后處理的情緒數(shù)據(jù)，確保屬于連續(xù)變量質(zhì)量。研究表明環(huán)境舒適度對(duì)情緒影響存在較為明顯的人群分布特征。四個(gè)情緒因子之間的組合關(guān)系所形成的類(lèi)型特征難以通過(guò)人為判斷，可以通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)型神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行了較為適宜的分類(lèi)，區(qū)分舒適度對(duì)人的情緒健康影響關(guān)系。競(jìng)爭(zhēng)神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的分類(lèi)性能與權(quán)值和閾值有關(guān)系，而目前還沒(méi)有效的方法對(duì)各種因素的影響進(jìn)行評(píng)判。因此，本研究?jī)H根據(jù)經(jīng)驗(yàn)和MATLAB工具算法推薦，進(jìn)行較小學(xué)習(xí)率和閾值的不斷嘗試，從而得出分類(lèi)，再結(jié)合實(shí)踐觀察和理論知識(shí)，至于是否存在其他的規(guī)律特征分類(lèi)，目前尚未發(fā)現(xiàn)。

本研究分析了中老年人群大概率的一般規(guī)律，結(jié)果表明舒適度對(duì)40歲以上年齡組人群情緒健康的影響具有普遍規(guī)律，但65歲以上年齡組，情緒因子受舒適度影響的規(guī)律更加突出，部分曲線(xiàn)會(huì)出現(xiàn)滯后現(xiàn)象。該研究為背景環(huán)境對(duì)特定脆弱人群的總體普遍規(guī)律特征研究，而對(duì)于特定影響因子會(huì)加重或減弱該背景應(yīng)激的情緒反應(yīng)強(qiáng)度的影響，本文僅探討了性別和年齡兩種因子。而經(jīng)濟(jì)條件、教育程度、工作狀態(tài)等另文單獨(dú)論述。

4 結(jié)論

第一，高溫?zé)崂颂鞖?，環(huán)境舒適度對(duì)中老年人情緒健康具有顯著影響，在不同年齡、性別中存在明顯差異，綜合負(fù)向情緒及因子的影響程度隨舒適度指數(shù)升高總體呈上升的特征。

第二，舒適度對(duì)負(fù)向情緒因子分為不受影響、影響較微弱、影響較明顯3種類(lèi)型，不同類(lèi)型具有不同的情緒狀態(tài)，隨著年齡增長(zhǎng)，分類(lèi)越趨于穩(wěn)定。

第三，舒適度指數(shù)與負(fù)向情緒因子的影響程度，存在明顯曲線(xiàn)類(lèi)型差異，影響程度大小呈現(xiàn)：心煩＞易怒＞緊張＞敵意。

第四，隨著舒適度指數(shù)的升高，情緒因子的受影響呈現(xiàn)階段性的變化。高溫對(duì)心煩、易怒和緊張的影響呈起伏波動(dòng)，敵意呈單調(diào)遞增加趨勢(shì)。

圖表來(lái)源：

圖1-12：作者繪制

表1-4：作者繪制