久坐行为对12～17岁青少年眼健康的影响

杨剑，吴铭

1.华东师范大学青少年健康评价与运动干预教育部重点实验室，上海市 200241；2.华东师范大学体育与健康学院，上海市 200241；3.郑州大学体育学院（校本部），河南郑州市 450001

0 引言

青少年时期是个体发展的关键阶段，良好的健康状态不仅能够促进其现阶段身心发展，还对个体整个生命周期都有着深远影响[1-3]。世界卫生组织指出，全球近8 亿人存在视觉距离障碍或近视力障碍，其中青少年近视增加主要与户外活动减少和密集近距离用眼时间增加有关[4]。《中国学生体质与健康调研报告》《国家义务教育质量检测——体育与健康检测结果报告》均显示，我国儿童青少年整体发育较好，但视力不良检测率居高不下[5-7]。为有效降低我国青少年视力不良、近视等的发生率，全面保障青少年眼健康，国家有关部门相继出台《关于加强儿童青少年近视防控工作的指导意见》《儿童青少年近视防控适宜技术指南》等政策文件。2021 年《中国儿童发展纲要(2021-2030)》更是将“初中生近视率降至60%以下，高中阶段学生近视率降至70%以下”作为主要发展目标[8]。因此，探讨影响青少年眼健康的因素，对于正面回应社会关切，切实保障青少年眼健康具有重要意义。

身体活动不足、高屏幕时间、睡眠不足等被认为是造成青少年视力不良、近视的主要因素[9-11]。特别是随着新冠疫情防控常态化和在线教育普及化，“低身体活动-高屏幕时间”已成为当前青少年的主要学习与生活表现。已有研究通过对比久坐与运动时间视网膜血管管径发现，与运动时间相比，久坐时间是视网膜动脉狭窄的更危险因素[12]。同时，有研究通过主观测量的方式，探讨以观看电视、电子设备等为主的久坐行为与视力不良的关系，多数研究支持久坐行为对个体视力不良的正向影响[13-15]。但鉴于研究工具和评价指标的差异性，久坐行为与青少年眼健康的关系仍有以下问题值得研究：①不同类型久坐时间与青少年眼健康，特别是视力不良、近视的关系有待明确；②儿童青少年身体活动与久坐行为指南中，有关久坐时间、屏幕时间的建议有待完善[16]。

本研究采用纵向研究设计，通过主、客观相结合的测量方法来分析久坐行为与青少年眼健康的关系，为有效评估及规避青少年由久坐行为而引发的健康问题，促进青少年健康发展提供实证支持。

1 资料与方法

1.1 一般资料

以我国中部某省市为例，在兼顾城乡差异、走读/住宿差异的基础上，对6 所中学440 名青少年进行问卷(主观)调查和加速度计(客观)监测。主、客观测量为同一受试者。第一阶段测试时间为2020 年5 月至7月，第二阶段测试时间为2020年9月至11月，追踪间隔14周。

纳入标准：①年龄12～17 岁；②无精神病史和脑部损伤史；③无认知障碍；④听力、视力(或矫正视力)正常；⑤母语为汉语。

脱落标准：①因个人原因终止测量；②问卷填答缺失；③客观测量有效数据低于3 d(含2个上学日，1个休息日)；④客观测量每天佩戴时间＜480 min。

流失标准：因转学、请假、休学等原因，被试未能参与第二阶段调查即被判定为流失样本。

1.2 方法

1.2.1 久坐行为

久坐行为是个体在清醒状态下进行的能量消耗范围在1.0～1.5 代谢当量的坐姿或斜躺的活动[17]。

客观测量：采用wGT3X-BT 三轴加速度计(美国ACTIGRAPH公司)作为久坐行为客观测量工具。测试前将受试者基本信息录入加速度计，指导受试者佩戴仪器，确认佩戴时间(7:00～21:00，除洗澡、游泳、睡觉外)与佩戴部位(右侧髋部)。采样频率30 Hz，采样间隔5 s。

加速度计获取指标：①监测时间与监测天数，即每日佩戴加速度计的总时间和有效佩戴加速度计的天数；②久坐行为时间；③中高强度身体活动(moderate-to-vigorous physical activity,MVPA)时间。采用Evenson 算法[18]规定青少年身体活动临界值，久坐行为=0～100 次/min，MVPA≥2 296 次/min。久坐行为、MVPA 时间均采用日均活动时间表示，计算公式为总活动时间/总监测天数。

主观测量：根据Hardy 等[19]编制、郭强[20]翻译修订的《青少年久坐行为调查问卷》(Adolescent Sedentary Activity Questionnaire,ASAQ-CN)，结合青少年当前久坐行为特点修订问卷。修订后的问卷包括上学日(周一至周五)和休息日(周六至周日)两个部分，每部分包含12道题，用以调查被试每天在久坐活动上所花费的时间。问卷共5 个维度，即以看电影、电视、玩手机等休闲娱乐为主的视频类久坐，以乘坐轿车、火车等被动交通为主的交通类久坐，以做手工、绘画、演奏乐器、课外阅读为主的文化类久坐，以与人聊天、打电话等为主的社交类久坐，以上课、课外辅导、做功课、上网课为主的教育类久坐。各题项Cronbach α 系数在0.57～0.95 之间，表明问卷内部一致性良好。

1.2.2 身体活动时间

采用国际身体活动测量工作组所制订的《国际身体活动问卷(短卷)》[21](International Physical Activity Questionnaire,IPAQ)中每日MVPA 题项进行测量。该问卷经中文翻译并修订，具有良好的信效度水平。间隔两周对50名青少年进行重测后，重测系数为0.761。

MVPA时间=每日活动时间×每周活动天数

1.2.3 眼健康

采用视力不良水平作为青少年眼健康判定指标。根据我国《标准对数视力表GB 11533-2011》 和《2014年中国学生体质与健康调研检测细则》[5]，采用5 m 标准对数视力表，以测量被试裸眼远视力。所有测量人员均经过标准培训。对青少年视力不良的判定标准依照《儿童青少年近视防控适宜技术指南》，视力≥5.0 为视力正常，单眼视力＜5.0 即为视力不良(视力=4.9 为轻度视力不良，视力4.6～4.8 为中度视力不良，视力≤4.5为重度视力不良，两眼视力不良水平不同，以视力较高侧为准)[22]。本研究视力正常记4 分，轻度视力不良记3 分，中度视力不良记2 分，重度视力不良记1分。

1.3 统计学分析

采用SPSS 21.0 和AMOS 22.0 进行统计分析。采用描述统计、独立样本t检验、方差分析分析青少年久坐行为、视力水平的特征；采用χ2检验进行两阶段主、客观测量中样本结构性流失检验；采用组内相关系数(intra-class correlation coefficient,ICC)对主、客观久坐行为测量工具一致性进行检验；采用Pearson 相关分析探讨两阶段主、客观测量的久坐行为与视力水平的相关关系；采用线性回归分析探讨主、客观测量的久坐行为与视力水平的横断关系；采用接受者工作特征(receiver operating characteristic,ROC)曲线和约登指数[23-24]分析久坐时间健康阈值。

约登指数=敏感性+特异性-1

采用交叉滞后模型检验分析久坐行为与视力水平的准因果关系。

2 结果

2.1 样本情况及工具有效性检验

2.1.1 被试总体情况

客观测量第一阶段纳入370 人，第二阶段纳入331 人，流失样本39 人。主观测量第一阶段纳入416人，第二阶段纳入352人，流失样本64人。

主、客观测量数据中，有效样本与流失样本性别无显著性差异(χ2主观=0.029,P主观=0.866;χ2客观=0.480,P客观=0.488)。根据样本流失情况，采用完成两阶段主、客观测量的被试为最终分析样本，其中客观测量331人，主观测量352人。见表1。

表1 被试总体情况

2.1.2 测量工具有效性检验

在正式测试前对100 名受试者(男生60 人，女生40 人；寄宿生73 人，走读生19 人，信息缺失8 人)进行测量发现，主、客观测量工具在测量青少年久坐时间上一致性尚可(ICC上学日=0.497,P＜0.001;ICC休息日=0.784,P＜0.001)。

2.2 总体分析

2.2.1 久坐行为

第一阶段上学日和休息日青少年久坐行为与身体活动主、客观测量结果见表2。客观测量显示，上学日、休息日日均久坐时间均超过10 h，休息日久坐时间大于上学日久坐时间。主观测量显示，在MVPA 方面，青少年每周平均活动295.30 min，男生341.14 min，女生232.75 min。

表2 主、客观测量的青少年久坐时间和MVPA时间 单位：min

2.2.2 视力水平

采用客观测量第一阶段数据分析青少年视力不良检出率，轻度视力不良76 人(23.0%)，中度视力不良35 人(10.6%)，重度视力不良111 人(33.5%)，青少年视力不良检出率67.1%。

与交通类久坐、社交类久坐、文化类久坐相比，教育类久坐和视频类久坐在青少年久坐时间中占比较高，其久坐过程中青少年用眼强度相对较高，因此对客观测量的日均久坐时间、主观测量的教育类和视频类久坐时间进行方差分析显示，不同视力水平青少年日均久坐时间和教育类久坐时间有非常显著性差异(P＜0.01)，中重度视力不良青少年日均久坐时间和教育类久坐时间高于视力正常青少年。因此，后续分析将围绕客观测量的日均久坐时间以及主观测量的教育类久坐时间进行。见表3。

表3 不同视力水平青少年在主、客观测量的久坐时间比较 单位：min

2.3 视力不良检出率

以两阶段测量的日均久坐时间和教育类久坐时间为参考，采用K-均值聚类分析，根据Calinski和Harabatz 标准[25]确定2 个聚类集群，最终根据久坐时间均值将两个集群命名为低久坐组和高久坐组。

客观测量显示，低久坐组两阶段日均久坐时间为第一阶段563.05 min，第二阶段569.76 min；高久坐组两阶段日均久坐时间均值为第一阶段706.16 min，第二阶段762.58 min。两阶段低久坐组视力水平均明显高于高久坐组(P＜0.01)。见表4。低久坐组两阶段视力不良检出率均低于高久坐组。见图1、图2。

主观测量显示，低教育类久坐组两阶段教育类总久坐时间为第一阶段3 476.88 min，第二阶段3 398.24 min；高教育类久坐组两阶段总久坐时间为第一阶段4 615.29 min，第二阶段4 851.75 min。两阶段低教育类久坐组视力水平均显著高于高教育类久坐组(P＜0.001)。见表4。低教育类久坐组两阶段视力不良检出率均低于高教育类久坐组。见图1、图2。

图1 主、客观测量两群组视力不良检出率

图2 主、客观各组青少年视力情况分布

表4 不同久坐群组在视力水平比较

2.4 久坐行为与视力水平的相关分析

2.4.1 客观测量

在稳定相关性检验中，第一阶段日均久坐时间与第二阶段日均久坐时间呈正相关(r=0.516,P＜0.001)，第一阶段视力水平与第二阶段视力水平呈正相关(r=0.657,P＜0.001)。在同步相关性检验中，第一阶段日均久坐时间与第一阶段视力水平呈负相关(r=-0.176,P=0.001)。

2.4.2 主观测量

在稳定相关性检验中，第一阶段教育类久坐时间与第二阶段教育类久坐时间呈正相关(r=0.346,P＜0.001)，第一阶段视力水平与第二阶段视力水平呈正相关(r=0.795,P＜0.001)。在同步相关性检验中，第一阶段教育类久坐时间与第一阶段视力水平呈负相关(r=-0.188,P＜0.001)，第二阶段教育类久坐时间与第二阶段视力水平呈负相关(r=-0.141,P=0.008)。

2.5 久坐行为对视力水平的阶层回归分析

采用第一阶段数据分析久坐行为对视力的影响。将视力水平作为因变量，将久坐时间作为自变量，将性别、学段和MVPA 时间作为控制变量进行阶层回归分析。

2.5.1 客观测量

变量间不存在严重的共线性问题(容差=0.870～0.889，VIF=1.125～1.149)，三模型能够有效解释视力水平15.1%的变异量(P＜0.001)，调整后的R2具有14.1%的解释力，但日均久坐时间对视力水平的预测作用未达到显著性水平(P＞0.05)。见表5。

表5 客观测量的日均久坐时间对青少年视力水平的回归分析

2.5.2 主观测量

变量间不存在严重的共线性问题(容差=0.831～0.969,VIF=1.032～1.203)，三模型能够有效解释视力水平6.6%的变异量(P＜0.001)，调整后的R2具有5.6%的解释力，教育类久坐时间对视力水平的预测力未达到显著性水平(P＞0.05)。见表6。

表6 主观测量的教育类久坐对青少年视力水平的回归分析

2.6 久坐行为与视力水平的交叉滞后模型

为进一步探讨教育类久坐与青少年视力水平的纵向关系，采用交叉滞后模型对二者进行检验发现，教育类久坐与视力水平间不存在交叉滞后效应。见图3。

图3 青少年久坐行为与视力水平的交叉滞后模型

2.7 基于约登指数的青少年久坐时间阈值分析

鉴于教育类久坐与视力水平的横断预测作用，根据本研究对视力水平的赋值情况，将重度视力不良、中度视力不良、轻度视力不良设为1，视力正常设为2，ROC 曲线状态变量值设为1，以检验教育类久坐时间在对青少年视力水平影响上的阈值。表7 和图4显示，具备进一步阈值分析价值，因此采用约登指数计算阈值。

图4 教育类久坐行为与青少年视力水平健康关系ROC曲线

表7 ROC曲线下面积

约登指数最大值为0.206，对应教育类久坐时间为3 445 min/周，敏感性为0.738，特异性为0.467。见表8。可以理解为，当青少年每周教育类久坐时间长于3 445 min 时，青少年视力不良检出率较高。以3 445 min 为阈值，对研究样本筛查，241 人教育类久坐时间长于3 445 min，其中视力不良检出率为79.7%。

表8 教育类久坐的约登指数

3 讨论

3.1 青少年久坐行为对视力不良的预测作用

本研究显示，随着教育类久坐时间的增加，青少年视力水平呈下降趋势；尽管教育类久坐行为与视力水平满足跨时间稳定性和同步相关性，但交叉滞后模型显示，教育类久坐与视力水平间不具备跨时间的交叉滞后效应。该研究结果与以往研究结果[26-27]部分一致。教育类久坐对青少年视力水平的解释力仅5.6%。首先，屈光不正、近视、远视均可导致视力模糊，未经矫正的屈光不正是最为常见的视力障碍，诸多研究已经证实遗传因素在个体屈光发育中的影响。Wojciechowski[28]指出，尽管环境和个体行为因素在近视易感性中具有重要作用，但总体屈光不正的差异是遗传因素造成的。第二，本研究结果在一定程度上与高鑫等[29]的观点一致。高鑫等[29]认为，教育因素对青少年近视的影响存在诸多干扰因素，具体包括读写姿势、光环境、户外活动、用眼习惯等。本研究提示教育类久坐与青少年视力水平的可能关系，教育类久坐时间是影响青少年视力水平的因素之一，但仅用时间长短无法完全预测青少年视力水平，未来研究可结合教育类久坐中用眼习惯、读写姿势、用眼环境等共同探讨教育类久坐对青少年视力水平的影响。

本研究并未发现视频类久坐时间与青少年视力水平的关联。该结果与以往部分研究结果[27,30]不一致。其原因来自测量方式的差异，以往研究对于屏幕使用时间多以选项形式衡量其对视力水平的影响。董晓鹏等[30]将每日计算机、手机和平板的使用时长划分为＜0.5 h、0.5～0.9 h、≥1.0 h。罗春燕等[27]将每日电脑和移动电子设备的使用时间分别划分为“0 h、＜1 h、≥1 h”“0 h、＜1 h、1～2 h、≥2 h”。该划分方式未包含明确划分依据，易产生较大误差，也无法准确获得以坐姿为主的视频类时间。本研究采用近似瞬时生态评估方式，通过计算并填写当天视频类久坐时间以获得连续一周的久坐时间数据，不同的测量方式致使研究结果也不尽相同。同时，Biddle 等[31]指出，当自我报告为某种形式的屏幕时间时，许多研究报道久坐行为与肥胖间的不利关联，但关联程度很小且缺乏对屏幕时间的评估。此外，青少年上学日视频类久坐时间较低也是影响视频类久坐与视力水平关系的又一因素。尽管青少年休息日视频类久坐时间长于上学日，但休息日视频类久坐时间增加所产生的视疲劳等症状会随着上学日视频类久坐时间的减少而逐渐消失，从而降低视频类久坐对视力水平的影响。

3.2 青少年久坐时间阈值分析

2020年世界卫生组织颁布的《身体活动与久坐行为指南》系统梳理了近年久坐行为健康效益的研究，多数研究发现久坐行为与代谢相关指标间的负向关联，但目前证据仍十分有限。尽管更新版的《身体活动与久坐行为指南》中久坐时间的建议较2010年的身体活动指南有很大推进，但仍然缺少明确的久坐时间建议值。主要原因在于久坐行为与健康关联的证据仍然存在测量工具不统一、研究结果难以重复等情况。目前对于久坐行为健康临界值的建议主要围绕屏幕时间展开，如《加拿大儿童青少年24小时运动指南》和《中国儿童青少年身体活动指南》指出，建议儿童青少年每日屏幕时间小于2 h，但多数指南并未对此进行明确界定[32]。本研究采用ROC曲线和约登指数探讨青少年久坐行为健康阈值发现，每周教育类久坐时间长于3 445 min(约每天8.2 h)时，青少年视力不良检出率较高。这一研究结果一定程度上为久坐行为指南的制定提供了明确的时间建议值，仍需指出的是，鉴于教育类久坐对于视力水平的模型的解释力较低，尽管教育类久坐对于视力水平具有显著负向预测作用，但并不能完全否定其在其他方面的促进作用。Chaput等[33]指出，久坐行为应该视活动类型的不同影响不同，在学校外读书和做家庭作业，与较高的学业成绩有关。本研究与以往研究[34]均发现，我国儿童青少年在课业上花费时间过长，教育类久坐时间普遍偏长。因此本研究为预防我国青少年视力不良发生及转变教育方式提供了思路。建议学校、教师及家长应转变以往“时间”导向的教育观念，即由一味以增加学习时间、增加重复性学习内容为导向的教育观念，转变为注重学习质量与学习效率提高的高效学习方式。于青少年而言，应逐步提高学习效率，减少学业拖延情况以减少在教育类久坐上额外花费的时间。

4 小结

高久坐组青少年视力不良检出率较高；客观测量的日均久坐时间与视力水平呈显著负相关，教育类久坐与视力水平呈显著负相关；控制MVPA 时间后，教育类久坐对青少年视力水平具有显著负向预测作用，但二者不具有交叉滞后效应；结合横断研究结果及约登指数，青少年每周教育类久坐时间长于3 445 min(每天8.2 h)时，视力不良检出率较高。

本研究所确定的青少年教育类久坐行为健康临界值基于横断研究而得出，尚未发现教育类久坐与视力水平的纵向关联，未来仍需深入探讨教育类久坐对视力影响的内在因素，从而更精准确定青少年久坐时间推荐值。

利益冲突声明：所有作者声明不存在利益冲突。