Effect of wood dust exposure on workers' pulmonary function in wood furniture manufacturing enterprises
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+ English摘要:目的 探讨某市木质家具制造企业木粉尘危害现状及其对工人肺功能的影响。方法 选择某市职业健康监管平台中3家木质家具制造企业产生木粉尘的岗位及其生产工人作为研究对象，测定粉尘接触岗位中木粉尘的浓度。调查所有工人的基本情况，并用SinBo肺通气功能仪测定其肺通气功能。结果 共检测56个接尘岗位，其中21个岗位（占37.50%）的木粉尘浓度超标。56个接尘岗位木粉尘的平均浓度为（1.76 ± 0.32）mg/m3，其中锣机、车床、开料岗位的木粉尘浓度较高。本次研究共调查接触木粉尘工人411名，肺通气功能正常370名（占90.02%），有肺通气功能障碍41名（占9.98%）。logistic回归分析结果显示：接尘浓度、工龄每增加一个等级，工人肺通气功能障碍发生风险分别增加3.52、3.42倍（P < 0.05）。吸烟、年龄对工人肺通气功能也有重要影响。结论 某市木质家具制造企业木粉尘浓度较高，对工人肺通气功能造成了影响。应加强生产工艺的改革和对木粉尘危害的工程控制，加强对接触较高浓度木粉尘、工龄较长工人的职业健康检查，预防肺部疾病的发生。
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职业紧张也称工作紧张，通常定义为在某种职业条件下，客观需求与个人适应能力之间的失衡所带来的生理和心理压力[1]。工作中的社会心理因素是导致职业紧张的因素之一[2]，如工作固有因素、个体在组织中的角色、工作中的人际关系、个体职业发展、组织的结构和氛围等。近年来，国内的研究者开始投入更多的精力来研究职业紧张对职业人群健康及其他多个方面的影响。职业紧张不但给劳动者身心带来巨大伤害，对企业和社会造成的显性和隐形损失也不容忽视，例如生产安全事故、员工缺勤、人才流失、生产效率下降、企业的医疗及法律赔偿等导致的直接和间接损失。职业紧张预计给我国带来的经济损失每年至少达到364亿元人民币[3]。本次研究拟通过《职业紧张量表》修订版（occupational stress inventory revised edition，OSI-R），了解某医药企业员工职业紧张的社会心理因素及个体因素，为增进企业员工的健康和福祉提供科学依据。
1. 对象与方法
1.1 对象
选择某保健、制药和医疗器材制造和销售的外资独资企业员工为研究对象，该公司员工约14 000人，主要业务包括保健类消费品、药品和医疗器材的研发、生产和销售。以立意抽样的方式在企业全公司范围，通过扫描二维码的方式进行在线调查。共收回问卷2 730份，排除无效问卷（相关信息填写不全、未完成问卷、数据之间存在逻辑错误等）后，收集到有效问卷2 516份，有效回收率为92.2%。
1.2 方法
1.2.1 调查方法
通过公司内部电子平台生成在线评估问卷，于2022年3月开始调查，持续时间约1个月。在线问卷收集前有知情同意告知，说明本次调查的目的、内容和填写的注意事项，征得调查对象完全同意后方可在线回答问卷。本次调查已经通过中南大学湘雅公共卫生学院伦理审查。
1.2.2 调查内容
（1）人口学资料调查。使用自制的人口学问卷调查研究对象的性别、年龄、工作年限和职务等。
（2）使用《职业紧张量表》修订版（OSI-R）进行职业紧张状况调查。该量表由职业任务问卷（occupational role questionnaire，ORQ）、紧张反应问卷（personal strain questionnaire，PSQ）和应对资源（也称“应变能力”）问卷（personal resource questionnaire，PRQ）3个子问卷（也称“维度”）组成。其中职业任务问卷由6个因子组成，即任务过重（role overload，RO）、任务不足（role insufficiency，RI）、任务模糊（role ambiguity，RA）、角色界限不清（role boundary，RB）、责任感（responsibility，R）和工作环境（physical environment，PE），主要测试与紧张相关的工作任务，即和被测试者相关的职业紧张因素。紧张反应问卷（personals strain questionnaire，PSQ）由4个因子组成，分别是业务紧张反应（vocational strain，VS）、心理紧张反应（psychological strain，PSY）、人际关系紧张反应（interpersonal strain，IS）和躯体紧张反应（physical strain，PHS），该问卷主要用以测试不同类型的个人心理主观反应及紧张反应水平。应变能力问卷（personal resources Questionnaire，PRQ）由4个因子组成，分别为娱乐休闲（recreation，RE）、自我保健（self-care，SC）、社会支持（social support，SS）和理性处事（rational cognitive，RC），该问卷主要测量被测者缓解职业紧张的对策和个人能力。OSI-R量表通过衡量职业紧张因素、个体紧张反应和个体应变能力3个方面来综合反映被测试者的整体职业紧张程度。
职业紧张量表每个因子10个条目，共140个条目，采取Likert 5点式计分方式评分，5分为最高分，表示某因素紧张程度最高。10个条目总分50分，25分为中值，表示紧张程度一般。问卷得分根据公式T = 50 + 10（x - x）/S（其中T为标准化后得分，x为原始粗分，x为常模样本均值，s为常模标准差）进行标化，将原始粗分转化为均数50和标准差为10的标准分T分，对被测者的职业紧张程度分级。对于职业任务（ORQ）和紧张反应（PSQ）两个维度，标化得分≥ 70分均表示紧张程度高，60 ~ 69分表示紧张程度较高，40 ~ 59分为良性紧张水平， < 40分以下为紧张程度低。应变能力（PRQ）维度得分越高，表示应变能力越强，60分以上表示应变能力强，40 ~ 60分之间为应变能力良好， < 40分被认为应变能力不足。本次调查的3个维度Cronbach’s α系数值分别为0.770、0.883、0.753，均 > 0.7，14个因子系数值也均 > 0.7，说明本次研究问卷内部一致性较好。国内研究[4]也表明OSI-R是进行职业紧张研究的理想工具。
（3）现场职业卫生学调查。通过职业卫生危害检测和评估机构，对企业的工艺、设备、原料产品进行职业病危害因素识别、分析与评价，对职业病危害防护设施及效果以及职业卫生管理措施等内容进行现场调查。
1.2.3 统计学分析
应用EpiData 3.1软件进行数据录入，SPSS 26.0软件进行统计学处理。符合正态分布的计量资料采用均数±标准差（x ± s）表示，两组间差异比较采用独立样本t检验，三组及以上组间差异采用单因素方差分析，将职业任务（ORQ）与应变能力（PRQ）维度的各因子以及导致紧张反应中有差异的变量作为预测变量，将紧张反应（PSQ）作为响应变量，进行多元线性回归分析（enter法）。计数资料以率表示，组间比较采用χ2检验。P < 0.05为差异有统计学意义。
2. 结果
2.1 企业职业卫生情况
本次调研的企业属于职业危害风险一般的企业，根据业务线和产品线的岗位不同，职工接触的职业病危害因素也不尽相同。生产线职工常见的职业病危害因素有噪声、粉尘、高温等，并接触和生产相关的化学品等；研发技术支持人员在实验室接触生物有害因素，市场销售的部分职位因需要在医疗机构支持手术操作，有放射性有害因素的接触风险。该企业根据相关法律法规和行业标准，建立了完善的职业卫生管理规章制度和操作规程，在风险评价、职工的教育培训、劳动保护用品的发放、职业病危害告知以及职业健康监护等方面都严格按照标准执行。同时该企业也倡导员工健康促进的文化，制定了一系列的企业健康促进实施政策和指南，提供覆盖全生命周期的健康福利，从身心健康、财务健康多个维度支持员工。
2.2 调查对象基本情况
2 516名调查对象男性987名（占39.2%），女性1 529名（占60.8%）；年龄≤ 25岁308名（占12.2%），26 ~ 35岁1 578名（占62.7%），36 ~ 45岁538名（占21.4%）， > 45岁92名（占3.7%）；工作年限 < 1年231名（占9.2%），1 ~ 5年1 691名（占67.2%），6 ~ 10年377名（占15.0%），10年以上217名（占8.6%）；管理人员300名（占11.9%），技术支持1 448名（占57.6%），市场销售343名（占13.6%），生产线人员425名（占16.9%）。
2.3 企业职工职业紧张状况
2.3.1 职业紧张总体情况
调查对象在职业任务和紧张反应2个维度的大部分因子未标准化的均值都低于25分，可见员工的职业紧张反应处在中等偏低的水平，显示员工在工作中个人完成工作任务的能力、获得的支持资源、工作任务的分配、责任感以及工作环境的健康和安全等条件均有良好的反馈；而在应变能力维度的均值高于25分，表明整体个人应变能力良好，缓解职业紧张的对策较多。见表 1。
表 1 某医药企业职工职业紧张各维度得分（n = 2 516）测量因素 分值 测量因素 分值 职业任务 137.26 ±23.29 心理紧张 23.48 ± 7.59 任务过重 26.94 ± 6.36 人际关系 24.25 ± 5.21 任务不足 24.24 ± 5.06 躯体紧张 22.22 ±7.11 任务模糊 20.11 ± 5.36 应变能力 132.69 ± 18.67 角色不清 21.70 ±5.61 休闲娱乐 28.83 ± 5.54 责任感 24.63 ± 5.81 自我保健 31.53 ± 6.00 工作环境 19.70 ±5.73 社会支持 38.42 ± 6.52 紧张反应 87.50 ±22.17 理性处事 33.96 ± 6.43 业务紧张 17.59 ± 5.51 以2 516名员工职业紧张标化后的得分计：在职业任务维度中紧张程度为中、高的发生率分别为14.4%（363人）和2.2%（55人），合计16.6%；在紧张反应维度中，职业紧张程度的中、高发生率分别为14.7%（371人）、2.9%（74人），合计17.6%。在个人支持资源维度中，支持不足的发生率为15.3%（385人）。
2.3.2 不同人口学特征职工职业紧张状况比较
（1）不同岗位职工在职业任务维度上的职业紧张发生率差异有统计学意义（P < 0.05），其中管理人员职业任务紧张发生率最高（19.7%），其次为市场销售（19.2%）、技术支持（16.4%）和生产线职工（13.2%）。
（2）不同性别、年龄和岗位职工在紧张反应维度上的职业紧张发生率差异有统计学意义（P < 0.05），其中女性职工的职业紧张发生率高于男性，25岁以下员工个体发生率最高，45岁以上职工发生率最低；市场销售职工的职业紧张发生率最高，生产线职工最低。
（3）不同工龄和岗位职工的应变能力不足的发生率差异有统计学意义（P < 0.05），其中工龄小于1年的新员工应变能力不足的发生率最高（23.4%），10年以上工龄职工应变能力不足发生率最低（14.7%）；市场销售岗位员工的应变能力不足发生率最高（20.7%），其次为管理岗位（18.0%），生产岗位应变能力不足发生率最低（12.5%）。见表 2。
表 2 不同人口学特征职工职业紧张发生率差异比较[职业紧张例数（发生率/%）] 项目 调查例数 职业任务 χ2值 P值 紧张反应 χ2值 P值 应变能力① χ2值 P值 性别 0.107 0.744 5.833 0.016 0.209 0.648 男 987 161（16.3） 152（15.4） 147（14.9） 女 1 529 257（16.8） 293（19.2） 238（15.6） 年龄/岁 4.009 0.261 8.444 0.038 3.780 0.286 ≤ 25 308 57（18.5） 59（19.2） 56（18.2） 26 ~ 35 1 578 260（16.5） 283（17.9） 226（14.3） 36 ~ 45 538 92（17.1） 97（18.0） 89（16.5） 45 92 9（9.8） 6（6.5） 14（15.2） 工龄/年 3.930 0.269 7.377 0.061 13.285 0.004 < 1 231 44（19.0） 54（23.4） 53（23.4） 1 ~ 5 1 691 281（16.6） 289（17.0） 257（17.0） 6 ~ 10 377 66（17.5） 70（19.0） 47（19.0） > 10 217 27（12.4） 329（14.7） 28（14.7） 岗位分类 7.417 0.026 8.915 0.030 13.156 0.004 管理 300 59（19.7） 56（18.7） 54（18.0） 技术 1 448 237（16.4） 268（18.5） 207（14.3） 市场销售 343 66（19.2） 67（19.5） 71（20.7） 生产 425 56（13.2） 54（12.7） 53（12.5） 注：①此列数据以“应变能力不足例数（发生率/%）”表示。 2.3.3 不同人口学特征职工的职业紧张得分比较
（1）不同工龄职工应变能力得分差异有统计学意义（P < 0.05），工龄 > 10年以上职工应变能力平均得分最高，加入企业未满1年的职工应对能力得分最低。
（2）不同岗位职工的职业紧张3个维度得分差异均有统计学意义（P < 0.05）。管理人员职业任务维度的紧张水平最高，市场销售人员紧张反应水平最高；生产线职工应变能力的得分最高，职业任务、紧张反应维度的紧张水平最低。见表 3。
表 3 不同员工职业紧张量表各维度得分[（x ± s），分] 项目 职业任务 紧张反应 应变能力 性别 男 137.06 ± 23.45 86.71 ±22.05 133.15 ± 18.06 女 137.64 ± 23.28 88.19 ±22.34 132.04 ± 18.56 t值 -0.653 -1.663 1.024 P值 0.511 0.096 0.306 年龄/岁 < 25 138.72 ± 22.75 89.04 ±22.00 131.42 ± 17.66 25 ~ 35 137.12 ± 23.51 87.68 ±22.43 132.74 ± 18.22 36~45 137.55 ± 23.95 87.02 ±22.51 132.74 ±20.05 > 45 137.27 ± 18.58 85.08 ± 17.53 135.95 ± 18.52 F值 0.413 0.950 1.425 P值 0.744 0.415 0.233 工龄/年 < 1 140.06 ± 23.83 90.90 ±23.03 129.32 ± 18.34 1 ~5 137.17 ± 23.59 87.32 ±22.27 132.85 ± 18.77 6~10 136.91 ± 22.80 88.13 ±22.05 133.44 ± 17.86 > 10 137.47 ± 21.56 85.75 ±21.21 133.69 ± 18.33 F值 1.067 2.324 2.995 P值 0.362 0.073 0.030 岗位 管理 139.69 ± 22.54 88.13 ±22.04 132.82 ± 19.29 技术 138.28 ± 22.60 88.75 ±21.71 132.34 ± 17.81 市场销售 139.56 ± 23.98 90.25 ± 23.04 130.43 ± 18.65 生产 131.12 ± 24.69 81.27 ±22.34 135.57 ± 120.15 F值 13.078 14.678 5.279 P值 < 0.01 < 0.01 < 0.01 2.3.4 个人紧张反应的多元线性回归分析
将职业任务（ORQ）与应变能力（PSQ）维度的各因子得分以及表 2中导致紧张反应发生率有差异的变量作为预测变量，将紧张反应（PSQ）总分作为响应变量，进行多元线性回归分析，所得方程的调整R2 = 0.645，F = 472.510，P < 0.05，表明回归方程有意义。回归分析结果显示：
（1）职业任务各因子中，除任务模糊外，其他因子对紧张反应的得分均有正向影响（β = 0.164 ~ 0.439，P < 0.01），而应变能力维度各因子对紧张反应得分均有负向影响（β = -0.224 ~ -0.114，P < 0.01）。
（2）相比管理人员，生产线岗位人员紧张反应得分最低（β = -3.097，P < 0.01）。见表 4。
表 4 职业紧张多元线性回归分析变量 偏回归系数β 标准误 标准回归系数 t值 P值 任务过重 0.239 0.026 0.152 9.233 < 0.01 任务不足 0.371 0.032 0.188 11.593 < 0.01 任务模糊 0.028 0.036 0.015 0.789 0.430 角色不清 0.439 0.034 0.246 12.997 < 0.01 责任感 0.164 0.027 0.095 6.071 < 0.01 工作环境 0.237 0.022 0.136 10.932 < 0.01 自我保健 -0.114 0.027 -0.062 -4.204 < 0.01 休养 -0.244 0.024 -0.146 -10.193 < 0.01 社会支持 -0.142 0.024 -0.093 -5.918 < 0.01 理性处事 -0.212 0.025 -0.136 -8.401 < 0.01 岗位① 技术支持 0.281 0.632 0.014 0.444 0.657 市场销售 0.959 0.787 0.033 1.218 0.223 生产线 -3.097 0.751 -0.116 -4.123 < 0.01 性别② 女 0.682 0.410 0.033 1.633 0.096 注：①以管理岗位为对照；②以男性为对照。 3. 讨论
本次调查的医药企业职工的职业紧张反应整体上处于良好水平，员工对在工作中完成工作任务的能力、获得的支持资源、工作任务的分配、责任感以及工作环境的健康和安全条件均有良好的反馈。职工在工作和生活中得到的支持较多，生活习惯、处理压力和挑战的个人技巧和能力都表现尚好。
该医药企业职工职业任务维度、紧张反应维度以及个人应变能力不足和缺乏的职业紧张发生率均低于目前国内其他行业职业紧张发生率的研究结果，如互联网企业员工职业紧张率为34.0%[5]，医护人员职业紧张率为19.9%[6]，电子制造服务业职业紧张率为26.6%[7]，供电企业为48.9%[8]，说明本次调研企业员工的职业紧张状况可能并不严重。这得益于该企业职业健康、安全的良好管理体系和健康文化建设，以及企业提供的综合性的员工健康与福利支持项目。
多元线性回归分析结果显示，职业任务大部分因子对紧张反应呈现正向影响，而个体应变能力对紧张反应呈现负向影响（P < 0.01），即职业任务因素紧张水平越高，则个体紧张反应水平越高；被测者缓解职业紧张的对策和个人能力越强，则个人心理主观反应及紧张反应水平越低。说明职业紧张中的微观环境和相关环境因素以及个体特征对个体紧张反应有显著的影响，通过干预和改善职业紧张的社会心理因素以及增强对个体应对能力的支持，能有效改善个体的紧张反应状况。
回归分析结果还显示管理人员个人紧张反应得分高，生产线岗位人员紧张反应得分低（P < 0.01）。这很可能与该企业生产线职工工时排班安排合理，日常工作环境符合职业卫生安全标准，企业开展了综合性的职业健康管理项目同时又有完善的员工健康福利支持有关。而管理岗位在职业任务上工作绩效任务较重，差旅频繁，工作环境相对复杂，从而导致更高程度的个人紧张反应水平。企业可以对管理岗位员工进行针对性的资源支持，以缓解他们的紧张反应程度。
2022年，国际咨询公司麦肯锡在15个国家对近15 000名员工和1 000名企业人力资源决策者进行了一项全球性调研[9]，发现职场中的不良社会心理因素包括不公平的待遇、不包容的工作环境和文化、不良的管理方式等，这些都是造成员工心理倦怠和压力的预测因素。在美国职业健康和安全研究院（NIOSH）倡导的整体健康管理模式（total worker health）[10]中，也强调对社会相关性风险因素的管理，相比仅仅针对个体因素的干预措施，对职工健康（包括心理健康）能产生更有效的影响。在社会心理风险因素不能得到很好消除的时候，提高个体应对挑战的能力能够起到缓冲和放大其他支持因素的作用。
综上，在有良好的企业健康文化、相关政策和组织管理构架的条件下，加强针对员工个体应对能力的培养和支持，能很好地缓解个体的职业紧张反应。
作者声明 本文无实际或潜在的利益冲突 -
表 1 各岗位木粉尘检测情况
岗位 检测点数(占比/%) 超标点数(%) 木粉尘浓度/(mg/m3) 超标木粉尘浓度均值(范围)/(mg/m3) 防尘口罩佩戴人数(佩戴率/%) 开料 10(17.86) 3(30.00) 2.35 ± 0.37 3.41(3.1，4.3) 51(81.0) 刨压 5(8.93) 1(20.00) 1.61 ± 0.29 3.5(3.5, 3.5) 25(75.8) 精切 6(10.71) 0(0) 1.48 ± 0.21 无超标 61(65.6) 打磨 9(16.07) 2(22.22) 1.55 ± 0.28 3.6(3.4, 3.8) 43(70.5) 钻孔 7(12.50) 1(14.29) 1.68 ± 0.23 3.2(3.2, 3.2) 34(79.1) 锣机 10(17.86) 5(50.00) 3.39 ± 0.42 4.49(3.7, 5.6) 53(84.1) 车床 9(16.07) 3(33.33) 2.84 ± 0.45 3.92(3.3, 4.9) 45(81.8) 合计 56(100) 15(26.79) 1.76 ± 0.32 3.48(3.1，5.6) 312(75.9) 
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表 2 肺通气功能影响因素的单因素分析
项目 人数 肺通气功能正常人数(占比/%) 肺通气功能障碍人数(占比/%) χ2值 P值 年龄/岁 5.211 0.02 < 40 239 222(92.89) 17(7.11) ≥40 172 148(86.05) 24(13.95) 接尘浓度/(mg/m3) 27.302 < 0.001 < 1.76 224 216(96.43) 8(3.57) 1.76 ~ 3.00 131 112(85.50) 19(14.50) > 3.00 56 42(75.00) 14(25.00) 工龄/年 27.712 < 0.001 < 5 262 250(95.42) 12(4.58) 5 ~ 10 86 73(84.88) 13(15.12) > 10 63 47(74.60) 16(25.40) 吸烟 5.632 0.018 否 115 110(95.65) 5(4.35) 是 296 260(87.84) 36(12.16) 饮酒 0.327 0.570 否 147 134(91.16) 13(8.84) 是 264 236(89.39) 28(10.61) 体质量指数/(kg/m2) 1.330 0.252 < 24.0 245 224(91.43) 21(8.57) ≥ 24.0 166 146(87.95) 20(12.05)
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表 3 肺通气功能影响因素的多因素分析
预测变量 偏回归系数 标准误 Wald χ2值 P值 OR(99%CI)值 年龄 0.91 0.43 4.44 0.035 2.49(1.07, 5.80) 接尘浓度 1.26 0.36 12.26 < 0.001 3.52(1.74, 7.12) 工龄 1.23 0.31 15.98 < 0.001 3.42(1.87, 6.26) 吸烟 3.50 0.64 29.88 < 0.001 33.01(9.42，115.66) 注：响应变量赋值：肺通气功能正常= 1，肺通气功能障碍= 2。预测变量赋值：年龄 < 40岁= 1（对照），≥ 40岁= 2；接尘浓度 < 1.76 mg/m3 = 1（对照），1.76 ~ 3.00 mg/m3 = 2， > 3.00 mg/m3 = 3；工龄 < 5年= 1（对照），5 ~ 10年= 2， > 10年= 3；不吸烟= 1（对照），吸烟= 2。
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[1] 魏星, 纪琴, 张千. 南京市江宁区某家具制造企业职业病危害现状评价[J]. 职业卫生与应急救援, 2016, 34(5): 404-406. doi: 10.16369/j.oher.issn.1007-1326.2016.05.018 [2] HOLM S E, FESTA J L. A review of wood dust longitudinal health studies: implications for an occupational limit value[J]. Dose Response, 2019, 17(1): 711691000.
[3] 国家卫生和计划生育委员会. 职业健康监护技术规范: GBZ 188-2014[S]. 北京: 人民卫生出版社, 2014: 70-71. [4] LOUKZADEH Z, HAZERY A, ZARE Z, et al. Relationship between metabolic syndrome and pulmonary function in workers with respiratory dust exposure in Iran[J]. Diabetes Metab Syndr, 2021, 15(4): 102161. doi: 10.1016/j.dsx.2021.05.034
[5] 李培, 王欣, 李梅莉, 等. 木粉尘职业接触与慢性阻塞性肺疾病相关性meta分析[J]. 中华劳动卫生职业病杂志, 2019, 37(10): 764-765. [6] 周洁婷. 新会区75家小微型木质家具制造企业职业健康监护结果分析[J]. 中国卫生工程学, 2019, 18(2): 225-226. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGWX201902022.htm [7] 中华人民共和国卫生部. 工作场所空气中有害物质监测的采样规范: GBZ 159-2004[S]. 北京: 人民卫生出版社, 2004. [8] 中华人民共和国卫生部. 工作场所空气中粉尘测定第1部分: 总粉尘浓度: GBZ/T 192.1-2007[S]. 北京: 人民卫生出版社, 2007. [9] 中华人民共和国国家卫生健康委员会. 工作场所有害因素职业接触限值第1部分: 化学有害因素[S]. 北京: 人民卫生出版社, 2019. [10] 刘江伟, 赵立, 朱丽华, 等. 气流受限不完全可逆的慢性阻塞性肺疾病患者容量和流速变化与肺通气功能障碍严重程度分级的关系[J]. 中国医科大学学报, 2016, 45(9): 805-808. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGYK201609009.htm [11] 李俊华, 曹柳娟, 汤雪华. 2017年佛山市某塑料成型制造企业工人健康检查结果[J]. 职业卫生与应急救援, 2018, 36(4): 315-317. doi: 10.16369/j.oher.issn.1007-1326.2018.04.009 [12] WALI N Y. Influence of varying degree of wood dust exposure on pulmonary function and respiratory symptoms among wood workers in Kano, North Western Nigeria[J]. Niger J Physiol Sci, 2020, 35(2): 161-165.
[13] 王道爱, 郝振峰, 王孟查, 等. 1014例粉尘作业工人肺功能检查结果分析[J]. 职业卫生与应急救援, 2017, 35(4): 328-330. doi: 10.16369/j.oher.issn.1007-1326.2017.04.008 [14] 李佳琪. 某镇木材加工行业粉尘危害现状研究[D]. 北京: 首都经济贸易大学, 2019. [15] 冯杰, 梁玉霞, 陈珊, 等. 呼出气一氧化氮对家具厂木粉尘接触者呼吸道早期损伤的健康监测作用[J]. 中国实用医药, 2018, 13(13): 46-47. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZSSA201813024.htm [16] 付群, 郭迪, 赵文飞. 哮喘-慢阻肺重叠、哮喘和慢性阻塞性肺疾病患者诱导痰VEGF、ICAM-1、IL-13、呼出气一氧化氮水平的变化及临床意义[J]. 临床荟萃, 2021, 36(6): 513-516. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LCFC202106006.htm [17] 曹磊, 冉瑞红. 重庆市某木制家具制造企业职业病危害因素及其关键控制点分析[J]. 职业与健康, 2020, 36(19): 2607-2610. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZYJK202019005.htm [18] 任杰. 丹东市木制家具制造企业职业病危害调查[J]. 职业与健康, 2020, 36(23): 3298-3300. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZYJK202023037.htm [19] 祁卉卉, 陆燕, 刘晓东, 等. 上海市老年人肺通气功能检查正常参考值的初步研究[J]. 临床肺科杂志, 2018, 23(7): 1236-1239. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-LCFK201807023.htm [20] 吕学莉, 丛舒, 樊静, 等. 2014-2015年中国40岁及以上慢性阻塞性肺疾病患者肺功能检查率及其影响因素分析[J]. 中华流行病学杂志, 2020, 41(5): 672-677.
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