久坐行為對12～17歲青少年眼健康的影響

楊劍，吳銘

1.華東師范大學青少年健康評價與運動干預教育部重點實驗室，上海市 200241；2.華東師范大學體育與健康學院，上海市 200241；3.鄭州大學體育學院（校本部），河南鄭州市 450001

0 引言

青少年時期是個體發展的關鍵階段，良好的健康狀態不僅能夠促進其現階段身心發展，還對個體整個生命周期都有著深遠影響[1-3]。世界衛生組織指出，全球近8 億人存在視覺距離障礙或近視力障礙，其中青少年近視增加主要與戶外活動減少和密集近距離用眼時間增加有關[4]。《中國學生體質與健康調研報告》《國家義務教育質量檢測——體育與健康檢測結果報告》均顯示，我國兒童青少年整體發育較好，但視力不良檢測率居高不下[5-7]。為有效降低我國青少年視力不良、近視等的發生率，全面保障青少年眼健康，國家有關部門相繼出臺《關于加強兒童青少年近視防控工作的指導意見》《兒童青少年近視防控適宜技術指南》等政策文件。2021 年《中國兒童發展綱要(2021-2030)》更是將“初中生近視率降至60%以下，高中階段學生近視率降至70%以下”作為主要發展目標[8]。因此，探討影響青少年眼健康的因素，對于正面回應社會關切，切實保障青少年眼健康具有重要意義。

身體活動不足、高屏幕時間、睡眠不足等被認為是造成青少年視力不良、近視的主要因素[9-11]。特別是隨著新冠疫情防控常態化和在線教育普及化，“低身體活動-高屏幕時間”已成為當前青少年的主要學習與生活表現。已有研究通過對比久坐與運動時間視網膜血管管徑發現，與運動時間相比，久坐時間是視網膜動脈狹窄的更危險因素[12]。同時，有研究通過主觀測量的方式，探討以觀看電視、電子設備等為主的久坐行為與視力不良的關系，多數研究支持久坐行為對個體視力不良的正向影響[13-15]。但鑒于研究工具和評價指標的差異性，久坐行為與青少年眼健康的關系仍有以下問題值得研究：①不同類型久坐時間與青少年眼健康，特別是視力不良、近視的關系有待明確；②兒童青少年身體活動與久坐行為指南中，有關久坐時間、屏幕時間的建議有待完善[16]。

本研究采用縱向研究設計，通過主、客觀相結合的測量方法來分析久坐行為與青少年眼健康的關系，為有效評估及規避青少年由久坐行為而引發的健康問題，促進青少年健康發展提供實證支持。

1 資料與方法

1.1 一般資料

以我國中部某省市為例，在兼顧城鄉差異、走讀/住宿差異的基礎上，對6 所中學440 名青少年進行問卷(主觀)調查和加速度計(客觀)監測。主、客觀測量為同一受試者。第一階段測試時間為2020 年5 月至7月，第二階段測試時間為2020年9月至11月，追蹤間隔14周。

納入標準：①年齡12～17 歲；②無精神病史和腦部損傷史；③無認知障礙；④聽力、視力(或矯正視力)正常；⑤母語為漢語。

脫落標準：①因個人原因終止測量；②問卷填答缺失；③客觀測量有效數據低于3 d(含2個上學日，1個休息日)；④客觀測量每天佩戴時間＜480 min。

流失標準：因轉學、請假、休學等原因，被試未能參與第二階段調查即被判定為流失樣本。

1.2 方法

1.2.1 久坐行為

久坐行為是個體在清醒狀態下進行的能量消耗范圍在1.0～1.5 代謝當量的坐姿或斜躺的活動[17]。

客觀測量：采用wGT3X-BT 三軸加速度計(美國ACTIGRAPH公司)作為久坐行為客觀測量工具。測試前將受試者基本信息錄入加速度計，指導受試者佩戴儀器，確認佩戴時間(7:00～21:00，除洗澡、游泳、睡覺外)與佩戴部位(右側髖部)。采樣頻率30 Hz，采樣間隔5 s。

加速度計獲取指標：①監測時間與監測天數，即每日佩戴加速度計的總時間和有效佩戴加速度計的天數；②久坐行為時間；③中高強度身體活動(moderate-to-vigorous physical activity,MVPA)時間。采用Evenson 算法[18]規定青少年身體活動臨界值，久坐行為=0～100 次/min，MVPA≥2 296 次/min。久坐行為、MVPA 時間均采用日均活動時間表示，計算公式為總活動時間/總監測天數。

主觀測量：根據Hardy 等[19]編制、郭強[20]翻譯修訂的《青少年久坐行為調查問卷》(Adolescent Sedentary Activity Questionnaire,ASAQ-CN)，結合青少年當前久坐行為特點修訂問卷。修訂后的問卷包括上學日(周一至周五)和休息日(周六至周日)兩個部分，每部分包含12道題，用以調查被試每天在久坐活動上所花費的時間。問卷共5 個維度，即以看電影、電視、玩手機等休閑娛樂為主的視頻類久坐，以乘坐轎車、火車等被動交通為主的交通類久坐，以做手工、繪畫、演奏樂器、課外閱讀為主的文化類久坐，以與人聊天、打電話等為主的社交類久坐，以上課、課外輔導、做功課、上網課為主的教育類久坐。各題項Cronbach α 系數在0.57～0.95 之間，表明問卷內部一致性良好。

1.2.2 身體活動時間

采用國際身體活動測量工作組所制訂的《國際身體活動問卷(短卷)》[21](International Physical Activity Questionnaire,IPAQ)中每日MVPA 題項進行測量。該問卷經中文翻譯并修訂，具有良好的信效度水平。間隔兩周對50名青少年進行重測后，重測系數為0.761。

MVPA時間=每日活動時間×每周活動天數

1.2.3 眼健康

采用視力不良水平作為青少年眼健康判定指標。根據我國《標準對數視力表GB 11533-2011》 和《2014年中國學生體質與健康調研檢測細則》[5]，采用5 m 標準對數視力表，以測量被試裸眼遠視力。所有測量人員均經過標準培訓。對青少年視力不良的判定標準依照《兒童青少年近視防控適宜技術指南》，視力≥5.0 為視力正常，單眼視力＜5.0 即為視力不良(視力=4.9 為輕度視力不良，視力4.6～4.8 為中度視力不良，視力≤4.5為重度視力不良，兩眼視力不良水平不同，以視力較高側為準)[22]。本研究視力正常記4 分，輕度視力不良記3 分，中度視力不良記2 分，重度視力不良記1分。

1.3 統計學分析

采用SPSS 21.0 和AMOS 22.0 進行統計分析。采用描述統計、獨立樣本t檢驗、方差分析分析青少年久坐行為、視力水平的特征；采用χ2檢驗進行兩階段主、客觀測量中樣本結構性流失檢驗；采用組內相關系數(intra-class correlation coefficient,ICC)對主、客觀久坐行為測量工具一致性進行檢驗；采用Pearson 相關分析探討兩階段主、客觀測量的久坐行為與視力水平的相關關系；采用線性回歸分析探討主、客觀測量的久坐行為與視力水平的橫斷關系；采用接受者工作特征(receiver operating characteristic,ROC)曲線和約登指數[23-24]分析久坐時間健康閾值。

約登指數=敏感性+特異性-1

采用交叉滯后模型檢驗分析久坐行為與視力水平的準因果關系。

2 結果

2.1 樣本情況及工具有效性檢驗

2.1.1 被試總體情況

客觀測量第一階段納入370 人，第二階段納入331 人，流失樣本39 人。主觀測量第一階段納入416人，第二階段納入352人，流失樣本64人。

主、客觀測量數據中，有效樣本與流失樣本性別無顯著性差異(χ2主觀=0.029,P主觀=0.866;χ2客觀=0.480,P客觀=0.488)。根據樣本流失情況，采用完成兩階段主、客觀測量的被試為最終分析樣本，其中客觀測量331人，主觀測量352人。見表1。

表1 被試總體情況

2.1.2 測量工具有效性檢驗

在正式測試前對100 名受試者(男生60 人，女生40 人；寄宿生73 人，走讀生19 人，信息缺失8 人)進行測量發現，主、客觀測量工具在測量青少年久坐時間上一致性尚可(ICC上學日=0.497,P＜0.001;ICC休息日=0.784,P＜0.001)。

2.2 總體分析

2.2.1 久坐行為

第一階段上學日和休息日青少年久坐行為與身體活動主、客觀測量結果見表2。客觀測量顯示，上學日、休息日日均久坐時間均超過10 h，休息日久坐時間大于上學日久坐時間。主觀測量顯示，在MVPA 方面，青少年每周平均活動295.30 min，男生341.14 min，女生232.75 min。

表2 主、客觀測量的青少年久坐時間和MVPA時間 單位：min

2.2.2 視力水平

采用客觀測量第一階段數據分析青少年視力不良檢出率，輕度視力不良76 人(23.0%)，中度視力不良35 人(10.6%)，重度視力不良111 人(33.5%)，青少年視力不良檢出率67.1%。

與交通類久坐、社交類久坐、文化類久坐相比，教育類久坐和視頻類久坐在青少年久坐時間中占比較高，其久坐過程中青少年用眼強度相對較高，因此對客觀測量的日均久坐時間、主觀測量的教育類和視頻類久坐時間進行方差分析顯示，不同視力水平青少年日均久坐時間和教育類久坐時間有非常顯著性差異(P＜0.01)，中重度視力不良青少年日均久坐時間和教育類久坐時間高于視力正常青少年。因此，后續分析將圍繞客觀測量的日均久坐時間以及主觀測量的教育類久坐時間進行。見表3。

表3 不同視力水平青少年在主、客觀測量的久坐時間比較 單位：min

2.3 視力不良檢出率

以兩階段測量的日均久坐時間和教育類久坐時間為參考，采用K-均值聚類分析，根據Calinski和Harabatz 標準[25]確定2 個聚類集群，最終根據久坐時間均值將兩個集群命名為低久坐組和高久坐組。

客觀測量顯示，低久坐組兩階段日均久坐時間為第一階段563.05 min，第二階段569.76 min；高久坐組兩階段日均久坐時間均值為第一階段706.16 min，第二階段762.58 min。兩階段低久坐組視力水平均明顯高于高久坐組(P＜0.01)。見表4。低久坐組兩階段視力不良檢出率均低于高久坐組。見圖1、圖2。

主觀測量顯示，低教育類久坐組兩階段教育類總久坐時間為第一階段3 476.88 min，第二階段3 398.24 min；高教育類久坐組兩階段總久坐時間為第一階段4 615.29 min，第二階段4 851.75 min。兩階段低教育類久坐組視力水平均顯著高于高教育類久坐組(P＜0.001)。見表4。低教育類久坐組兩階段視力不良檢出率均低于高教育類久坐組。見圖1、圖2。

圖1 主、客觀測量兩群組視力不良檢出率

圖2 主、客觀各組青少年視力情況分布

表4 不同久坐群組在視力水平比較

2.4 久坐行為與視力水平的相關分析

2.4.1 客觀測量

在穩定相關性檢驗中，第一階段日均久坐時間與第二階段日均久坐時間呈正相關(r=0.516,P＜0.001)，第一階段視力水平與第二階段視力水平呈正相關(r=0.657,P＜0.001)。在同步相關性檢驗中，第一階段日均久坐時間與第一階段視力水平呈負相關(r=-0.176,P=0.001)。

2.4.2 主觀測量

在穩定相關性檢驗中，第一階段教育類久坐時間與第二階段教育類久坐時間呈正相關(r=0.346,P＜0.001)，第一階段視力水平與第二階段視力水平呈正相關(r=0.795,P＜0.001)。在同步相關性檢驗中，第一階段教育類久坐時間與第一階段視力水平呈負相關(r=-0.188,P＜0.001)，第二階段教育類久坐時間與第二階段視力水平呈負相關(r=-0.141,P=0.008)。

2.5 久坐行為對視力水平的階層回歸分析

采用第一階段數據分析久坐行為對視力的影響。將視力水平作為因變量，將久坐時間作為自變量，將性別、學段和MVPA 時間作為控制變量進行階層回歸分析。

2.5.1 客觀測量

變量間不存在嚴重的共線性問題(容差=0.870～0.889，VIF=1.125～1.149)，三模型能夠有效解釋視力水平15.1%的變異量(P＜0.001)，調整后的R2具有14.1%的解釋力，但日均久坐時間對視力水平的預測作用未達到顯著性水平(P＞0.05)。見表5。

表5 客觀測量的日均久坐時間對青少年視力水平的回歸分析

2.5.2 主觀測量

變量間不存在嚴重的共線性問題(容差=0.831～0.969,VIF=1.032～1.203)，三模型能夠有效解釋視力水平6.6%的變異量(P＜0.001)，調整后的R2具有5.6%的解釋力，教育類久坐時間對視力水平的預測力未達到顯著性水平(P＞0.05)。見表6。

表6 主觀測量的教育類久坐對青少年視力水平的回歸分析

2.6 久坐行為與視力水平的交叉滯后模型

為進一步探討教育類久坐與青少年視力水平的縱向關系，采用交叉滯后模型對二者進行檢驗發現，教育類久坐與視力水平間不存在交叉滯后效應。見圖3。

圖3 青少年久坐行為與視力水平的交叉滯后模型

2.7 基于約登指數的青少年久坐時間閾值分析

鑒于教育類久坐與視力水平的橫斷預測作用，根據本研究對視力水平的賦值情況，將重度視力不良、中度視力不良、輕度視力不良設為1，視力正常設為2，ROC 曲線狀態變量值設為1，以檢驗教育類久坐時間在對青少年視力水平影響上的閾值。表7 和圖4顯示，具備進一步閾值分析價值，因此采用約登指數計算閾值。

圖4 教育類久坐行為與青少年視力水平健康關系ROC曲線

表7 ROC曲線下面積

約登指數最大值為0.206，對應教育類久坐時間為3 445 min/周，敏感性為0.738，特異性為0.467。見表8。可以理解為，當青少年每周教育類久坐時間長于3 445 min 時，青少年視力不良檢出率較高。以3 445 min 為閾值，對研究樣本篩查，241 人教育類久坐時間長于3 445 min，其中視力不良檢出率為79.7%。

表8 教育類久坐的約登指數

3 討論

3.1 青少年久坐行為對視力不良的預測作用

本研究顯示，隨著教育類久坐時間的增加，青少年視力水平呈下降趨勢；盡管教育類久坐行為與視力水平滿足跨時間穩定性和同步相關性，但交叉滯后模型顯示，教育類久坐與視力水平間不具備跨時間的交叉滯后效應。該研究結果與以往研究結果[26-27]部分一致。教育類久坐對青少年視力水平的解釋力僅5.6%。首先，屈光不正、近視、遠視均可導致視力模糊，未經矯正的屈光不正是最為常見的視力障礙，諸多研究已經證實遺傳因素在個體屈光發育中的影響。Wojciechowski[28]指出，盡管環境和個體行為因素在近視易感性中具有重要作用，但總體屈光不正的差異是遺傳因素造成的。第二，本研究結果在一定程度上與高鑫等[29]的觀點一致。高鑫等[29]認為，教育因素對青少年近視的影響存在諸多干擾因素，具體包括讀寫姿勢、光環境、戶外活動、用眼習慣等。本研究提示教育類久坐與青少年視力水平的可能關系，教育類久坐時間是影響青少年視力水平的因素之一，但僅用時間長短無法完全預測青少年視力水平，未來研究可結合教育類久坐中用眼習慣、讀寫姿勢、用眼環境等共同探討教育類久坐對青少年視力水平的影響。

本研究并未發現視頻類久坐時間與青少年視力水平的關聯。該結果與以往部分研究結果[27,30]不一致。其原因來自測量方式的差異，以往研究對于屏幕使用時間多以選項形式衡量其對視力水平的影響。董曉鵬等[30]將每日計算機、手機和平板的使用時長劃分為＜0.5 h、0.5～0.9 h、≥1.0 h。羅春燕等[27]將每日電腦和移動電子設備的使用時間分別劃分為“0 h、＜1 h、≥1 h”“0 h、＜1 h、1～2 h、≥2 h”。該劃分方式未包含明確劃分依據，易產生較大誤差，也無法準確獲得以坐姿為主的視頻類時間。本研究采用近似瞬時生態評估方式，通過計算并填寫當天視頻類久坐時間以獲得連續一周的久坐時間數據，不同的測量方式致使研究結果也不盡相同。同時，Biddle 等[31]指出，當自我報告為某種形式的屏幕時間時，許多研究報道久坐行為與肥胖間的不利關聯，但關聯程度很小且缺乏對屏幕時間的評估。此外，青少年上學日視頻類久坐時間較低也是影響視頻類久坐與視力水平關系的又一因素。盡管青少年休息日視頻類久坐時間長于上學日，但休息日視頻類久坐時間增加所產生的視疲勞等癥狀會隨著上學日視頻類久坐時間的減少而逐漸消失，從而降低視頻類久坐對視力水平的影響。

3.2 青少年久坐時間閾值分析

2020年世界衛生組織頒布的《身體活動與久坐行為指南》系統梳理了近年久坐行為健康效益的研究，多數研究發現久坐行為與代謝相關指標間的負向關聯，但目前證據仍十分有限。盡管更新版的《身體活動與久坐行為指南》中久坐時間的建議較2010年的身體活動指南有很大推進，但仍然缺少明確的久坐時間建議值。主要原因在于久坐行為與健康關聯的證據仍然存在測量工具不統一、研究結果難以重復等情況。目前對于久坐行為健康臨界值的建議主要圍繞屏幕時間展開，如《加拿大兒童青少年24小時運動指南》和《中國兒童青少年身體活動指南》指出，建議兒童青少年每日屏幕時間小于2 h，但多數指南并未對此進行明確界定[32]。本研究采用ROC曲線和約登指數探討青少年久坐行為健康閾值發現，每周教育類久坐時間長于3 445 min(約每天8.2 h)時，青少年視力不良檢出率較高。這一研究結果一定程度上為久坐行為指南的制定提供了明確的時間建議值，仍需指出的是，鑒于教育類久坐對于視力水平的模型的解釋力較低，盡管教育類久坐對于視力水平具有顯著負向預測作用，但并不能完全否定其在其他方面的促進作用。Chaput等[33]指出，久坐行為應該視活動類型的不同影響不同，在學校外讀書和做家庭作業，與較高的學業成績有關。本研究與以往研究[34]均發現，我國兒童青少年在課業上花費時間過長，教育類久坐時間普遍偏長。因此本研究為預防我國青少年視力不良發生及轉變教育方式提供了思路。建議學校、教師及家長應轉變以往“時間”導向的教育觀念，即由一味以增加學習時間、增加重復性學習內容為導向的教育觀念，轉變為注重學習質量與學習效率提高的高效學習方式。于青少年而言，應逐步提高學習效率，減少學業拖延情況以減少在教育類久坐上額外花費的時間。

4 小結

高久坐組青少年視力不良檢出率較高；客觀測量的日均久坐時間與視力水平呈顯著負相關，教育類久坐與視力水平呈顯著負相關；控制MVPA 時間后，教育類久坐對青少年視力水平具有顯著負向預測作用，但二者不具有交叉滯后效應；結合橫斷研究結果及約登指數，青少年每周教育類久坐時間長于3 445 min(每天8.2 h)時，視力不良檢出率較高。

本研究所確定的青少年教育類久坐行為健康臨界值基于橫斷研究而得出，尚未發現教育類久坐與視力水平的縱向關聯，未來仍需深入探討教育類久坐對視力影響的內在因素，從而更精準確定青少年久坐時間推薦值。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。