楊劍，吳銘

1.華東師范大學(xué)青少年健康評(píng)價(jià)與運(yùn)動(dòng)干預(yù)教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，上海市 200241；2.華東師范大學(xué)體育與健康學(xué)院，上海市 200241；3.鄭州大學(xué)體育學(xué)院（校本部），河南鄭州市 450001

0 引言

青少年時(shí)期是個(gè)體發(fā)展的關(guān)鍵階段，良好的健康狀態(tài)不僅能夠促進(jìn)其現(xiàn)階段身心發(fā)展，還對(duì)個(gè)體整個(gè)生命周期都有著深遠(yuǎn)影響[1-3]。世界衛(wèi)生組織指出，全球近8 億人存在視覺(jué)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(dòng)減少和密集近距離用眼時(shí)間增加有關(guān)[4]?！吨袊?guó)學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研報(bào)告》《國(guó)家義務(wù)教育質(zhì)量檢測(cè)——體育與健康檢測(cè)結(jié)果報(bào)告》均顯示，我國(guó)兒童青少年整體發(fā)育較好，但視力不良檢測(cè)率居高不下[5-7]。為有效降低我國(guó)青少年視力不良、近視等的發(fā)生率，全面保障青少年眼健康，國(guó)家有關(guān)部門(mén)相繼出臺(tái)《關(guān)于加強(qiáng)兒童青少年近視防控工作的指導(dǎo)意見(jiàn)》《兒童青少年近視防控適宜技術(shù)指南》等政策文件。2021 年《中國(guó)兒童發(fā)展綱要(2021-2030)》更是將“初中生近視率降至60%以下，高中階段學(xué)生近視率降至70%以下”作為主要發(fā)展目標(biāo)[8]。因此，探討影響青少年眼健康的因素，對(duì)于正面回應(yīng)社會(huì)關(guān)切，切實(shí)保障青少年眼健康具有重要意義。

身體活動(dòng)不足、高屏幕時(shí)間、睡眠不足等被認(rèn)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(tài)化和在線教育普及化，“低身體活動(dòng)-高屏幕時(shí)間”已成為當(dāng)前青少年的主要學(xué)習(xí)與生活表現(xiàn)。已有研究通過(guò)對(duì)比久坐與運(yùn)動(dòng)時(shí)間視網(wǎng)膜血管管徑發(fā)現(xiàn)，與運(yùn)動(dòng)時(shí)間相比，久坐時(shí)間是視網(wǎng)膜動(dòng)脈狹窄的更危險(xiǎn)因素[12]。同時(shí)，有研究通過(guò)主觀測(cè)量的方式，探討以觀看電視、電子設(shè)備等為主的久坐行為與視力不良的關(guān)系，多數(shù)研究支持久坐行為對(duì)個(gè)體視力不良的正向影響[13-15]。但鑒于研究工具和評(píng)價(jià)指標(biāo)的差異性，久坐行為與青少年眼健康的關(guān)系仍有以下問(wèn)題值得研究：①不同類型久坐時(shí)間與青少年眼健康，特別是視力不良、近視的關(guān)系有待明確；②兒童青少年身體活動(dòng)與久坐行為指南中，有關(guān)久坐時(shí)間、屏幕時(shí)間的建議有待完善[16]。

本研究采用縱向研究設(shè)計(jì)，通過(guò)主、客觀相結(jié)合的測(cè)量方法來(lái)分析久坐行為與青少年眼健康的關(guān)系，為有效評(píng)估及規(guī)避青少年由久坐行為而引發(fā)的健康問(wèn)題，促進(jìn)青少年健康發(fā)展提供實(shí)證支持。

1 資料與方法

1.1 一般資料

以我國(guó)中部某省市為例，在兼顧城鄉(xiāng)差異、走讀/住宿差異的基礎(chǔ)上，對(duì)6 所中學(xué)440 名青少年進(jìn)行問(wèn)卷(主觀)調(diào)查和加速度計(jì)(客觀)監(jiān)測(cè)。主、客觀測(cè)量為同一受試者。第一階段測(cè)試時(shí)間為2020 年5 月至7月，第二階段測(cè)試時(shí)間為2020年9月至11月，追蹤間隔14周。

納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡12～17 歲；②無(wú)精神病史和腦部損傷史；③無(wú)認(rèn)知障礙；④聽(tīng)力、視力(或矯正視力)正常；⑤母語(yǔ)為漢語(yǔ)。

脫落標(biāo)準(zhǔn)：①因個(gè)人原因終止測(cè)量；②問(wèn)卷填答缺失；③客觀測(cè)量有效數(shù)據(jù)低于3 d(含2個(gè)上學(xué)日，1個(gè)休息日)；④客觀測(cè)量每天佩戴時(shí)間＜480 min。

流失標(biāo)準(zhǔn)：因轉(zhuǎn)學(xué)、請(qǐng)假、休學(xué)等原因，被試未能參與第二階段調(diào)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(gè)體在清醒狀態(tài)下進(jìn)行的能量消耗范圍在1.0～1.5 代謝當(dāng)量的坐姿或斜躺的活動(dòng)[17]。

客觀測(cè)量：采用wGT3X-BT 三軸加速度計(jì)(美國(guó)ACTIGRAPH公司)作為久坐行為客觀測(cè)量工具。測(cè)試前將受試者基本信息錄入加速度計(jì)，指導(dǎo)受試者佩戴儀器，確認(rèn)佩戴時(shí)間(7:00～21:00，除洗澡、游泳、睡覺(jué)外)與佩戴部位(右側(cè)髖部)。采樣頻率30 Hz，采樣間隔5 s。

加速度計(jì)獲取指標(biāo)：①監(jiān)測(cè)時(shí)間與監(jiān)測(cè)天數(shù)，即每日佩戴加速度計(jì)的總時(shí)間和有效佩戴加速度計(jì)的天數(shù)；②久坐行為時(shí)間；③中高強(qiáng)度身體活動(dòng)(moderate-to-vigorous physical activity,MVPA)時(shí)間。采用Evenson 算法[18]規(guī)定青少年身體活動(dòng)臨界值，久坐行為=0～100 次/min，MVPA≥2 296 次/min。久坐行為、MVPA 時(shí)間均采用日均活動(dòng)時(shí)間表示，計(jì)算公式為總活動(dòng)時(shí)間/總監(jiān)測(cè)天數(shù)。

主觀測(cè)量：根據(jù)Hardy 等[19]編制、郭強(qiáng)[20]翻譯修訂的《青少年久坐行為調(diào)查問(wèn)卷》(Adolescent Sedentary Activity Questionnaire,ASAQ-CN)，結(jié)合青少年當(dāng)前久坐行為特點(diǎn)修訂問(wèn)卷。修訂后的問(wèn)卷包括上學(xué)日(周一至周五)和休息日(周六至周日)兩個(gè)部分，每部分包含12道題，用以調(diào)查被試每天在久坐活動(dòng)上所花費(fèi)的時(shí)間。問(wèn)卷共5 個(gè)維度，即以看電影、電視、玩手機(jī)等休閑娛樂(lè)為主的視頻類久坐，以乘坐轎車、火車等被動(dòng)交通為主的交通類久坐，以做手工、繪畫(huà)、演奏樂(lè)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(dǎo)、做功課、上網(wǎng)課為主的教育類久坐。各題項(xiàng)Cronbach α 系數(shù)在0.57～0.95 之間，表明問(wèn)卷內(nèi)部一致性良好。

1.2.2 身體活動(dòng)時(shí)間

采用國(guó)際身體活動(dòng)測(cè)量工作組所制訂的《國(guó)際身體活動(dòng)問(wèn)卷(短卷)》[21](International Physical Activity Questionnaire,IPAQ)中每日MVPA 題項(xiàng)進(jìn)行測(cè)量。該問(wèn)卷經(jīng)中文翻譯并修訂，具有良好的信效度水平。間隔兩周對(duì)50名青少年進(jìn)行重測(cè)后，重測(cè)系數(shù)為0.761。

MVPA時(shí)間=每日活動(dòng)時(shí)間×每周活動(dòng)天數(shù)

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(biāo)。根據(jù)我國(guó)《標(biāo)準(zhǔn)對(duì)數(shù)視力表GB 11533-2011》 和《2014年中國(guó)學(xué)生體質(zhì)與健康調(diào)研檢測(cè)細(xì)則》[5]，采用5 m 標(biāo)準(zhǔn)對(duì)數(shù)視力表，以測(cè)量被試裸眼遠(yuǎn)視力。所有測(cè)量人員均經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)培訓(xùn)。對(duì)青少年視力不良的判定標(biāo)準(zhǔn)依照《兒童青少年近視防控適宜技術(shù)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(cè)為準(zhǔn))[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(tǒng)計(jì)學(xué)分析

采用SPSS 21.0 和AMOS 22.0 進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。采用描述統(tǒng)計(jì)、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、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(yàn)進(jìn)行兩階段主、客觀測(cè)量中樣本結(jié)構(gòu)性流失檢驗(yàn)；采用組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(intra-class correlation coefficient,ICC)對(duì)主、客觀久坐行為測(cè)量工具一致性進(jìn)行檢驗(yàn)；采用Pearson 相關(guān)分析探討兩階段主、客觀測(cè)量的久坐行為與視力水平的相關(guān)關(guān)系；采用線性回歸分析探討主、客觀測(cè)量的久坐行為與視力水平的橫斷關(guān)系；采用接受者工作特征(receiver operating characteristic,ROC)曲線和約登指數(shù)[23-24]分析久坐時(shí)間健康閾值。

約登指數(shù)=敏感性+特異性-1

采用交叉滯后模型檢驗(yàn)分析久坐行為與視力水平的準(zhǔn)因果關(guān)系。

2 結(jié)果

2.1 樣本情況及工具有效性檢驗(yàn)

2.1.1 被試總體情況

客觀測(cè)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(cè)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(cè)量數(shù)據(jù)中，有效樣本與流失樣本性別無(wú)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(jù)樣本流失情況，采用完成兩階段主、客觀測(cè)量的被試為最終分析樣本，其中客觀測(cè)量331人，主觀測(cè)量352人。見(jiàn)表1。

表1 被試總體情況

2.1.2 測(cè)量工具有效性檢驗(yàn)

在正式測(cè)試前對(duì)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(jìn)行測(cè)量發(fā)現(xiàn)，主、客觀測(cè)量工具在測(cè)量青少年久坐時(shí)間上一致性尚可(ICC上學(xué)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(xué)日和休息日青少年久坐行為與身體活動(dòng)主、客觀測(cè)量結(jié)果見(jiàn)表2?？陀^測(cè)量顯示，上學(xué)日、休息日日均久坐時(shí)間均超過(guò)10 h，休息日久坐時(shí)間大于上學(xué)日久坐時(shí)間。主觀測(cè)量顯示，在MVPA 方面，青少年每周平均活動(dòng)295.30 min，男生341.14 min，女生232.75 min。

表2 主、客觀測(cè)量的青少年久坐時(shí)間和MVPA時(shí)間 單位：min

2.2.2 視力水平

采用客觀測(cè)量第一階段數(shù)據(jù)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(shí)間中占比較高，其久坐過(guò)程中青少年用眼強(qiáng)度相對(duì)較高，因此對(duì)客觀測(cè)量的日均久坐時(shí)間、主觀測(cè)量的教育類和視頻類久坐時(shí)間進(jìn)行方差分析顯示，不同視力水平青少年日均久坐時(shí)間和教育類久坐時(shí)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(shí)間和教育類久坐時(shí)間高于視力正常青少年。因此，后續(xù)分析將圍繞客觀測(cè)量的日均久坐時(shí)間以及主觀測(cè)量的教育類久坐時(shí)間進(jìn)行。見(jiàn)表3。

表3 不同視力水平青少年在主、客觀測(cè)量的久坐時(shí)間比較 單位：min

2.3 視力不良檢出率

以兩階段測(cè)量的日均久坐時(shí)間和教育類久坐時(shí)間為參考，采用K-均值聚類分析，根據(jù)Calinski和Harabatz 標(biāo)準(zhǔn)[25]確定2 個(gè)聚類集群，最終根據(jù)久坐時(shí)間均值將兩個(gè)集群命名為低久坐組和高久坐組。

客觀測(cè)量顯示，低久坐組兩階段日均久坐時(shí)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(shí)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(jiàn)表4。低久坐組兩階段視力不良檢出率均低于高久坐組。見(jiàn)圖1、圖2。

主觀測(cè)量顯示，低教育類久坐組兩階段教育類總久坐時(shí)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(shí)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(jiàn)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(jiàn)圖1、圖2。

圖1 主、客觀測(cè)量?jī)扇航M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(guān)分析

2.4.1 客觀測(cè)量

在穩(wěn)定相關(guān)性檢驗(yàn)中，第一階段日均久坐時(shí)間與第二階段日均久坐時(shí)間呈正相關(guān)(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(guān)(r=0.657,P＜0.001)。在同步相關(guān)性檢驗(yàn)中，第一階段日均久坐時(shí)間與第一階段視力水平呈負(fù)相關(guān)(r=-0.176,P=0.001)。

2.4.2 主觀測(cè)量

在穩(wěn)定相關(guān)性檢驗(yàn)中，第一階段教育類久坐時(shí)間與第二階段教育類久坐時(shí)間呈正相關(guān)(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(guān)(r=0.795,P＜0.001)。在同步相關(guān)性檢驗(yàn)中，第一階段教育類久坐時(shí)間與第一階段視力水平呈負(fù)相關(guān)(r=-0.188,P＜0.001)，第二階段教育類久坐時(shí)間與第二階段視力水平呈負(fù)相關(guān)(r=-0.141,P=0.008)。

2.5 久坐行為對(duì)視力水平的階層回歸分析

采用第一階段數(shù)據(jù)分析久坐行為對(duì)視力的影響。將視力水平作為因變量，將久坐時(shí)間作為自變量，將性別、學(xué)段和MVPA 時(shí)間作為控制變量進(jìn)行階層回歸分析。

2.5.1 客觀測(cè)量

變量間不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)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(diào)整后的R2具有14.1%的解釋力，但日均久坐時(shí)間對(duì)視力水平的預(yù)測(cè)作用未達(dá)到顯著性水平(P＞0.05)。見(jiàn)表5。

表5 客觀測(cè)量的日均久坐時(shí)間對(duì)青少年視力水平的回歸分析

2.5.2 主觀測(cè)量

變量間不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)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(diào)整后的R2具有5.6%的解釋力，教育類久坐時(shí)間對(duì)視力水平的預(yù)測(cè)力未達(dá)到顯著性水平(P＞0.05)。見(jiàn)表6。

表6 主觀測(cè)量的教育類久坐對(duì)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(jìn)一步探討教育類久坐與青少年視力水平的縱向關(guān)系，采用交叉滯后模型對(duì)二者進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，教育類久坐與視力水平間不存在交叉滯后效應(yīng)。見(jiàn)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(shù)的青少年久坐時(shí)間閾值分析

鑒于教育類久坐與視力水平的橫斷預(yù)測(cè)作用，根據(jù)本研究對(duì)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(shè)為1，視力正常設(shè)為2，ROC 曲線狀態(tài)變量值設(shè)為1，以檢驗(yàn)教育類久坐時(shí)間在對(duì)青少年視力水平影響上的閾值。表7 和圖4顯示，具備進(jìn)一步閾值分析價(jià)值，因此采用約登指數(shù)計(jì)算閾值。

圖4 教育類久坐行為與青少年視力水平健康關(guān)系ROC曲線

表7 ROC曲線下面積

約登指數(shù)最大值為0.206，對(duì)應(yīng)教育類久坐時(shí)間為3 445 min/周，敏感性為0.738，特異性為0.467。見(jiàn)表8?？梢岳斫鉃椋?dāng)青少年每周教育類久坐時(shí)間長(zhǎng)于3 445 min 時(shí)，青少年視力不良檢出率較高。以3 445 min 為閾值，對(duì)研究樣本篩查，241 人教育類久坐時(shí)間長(zhǎng)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(shù)

3 討論

3.1 青少年久坐行為對(duì)視力不良的預(yù)測(cè)作用

本研究顯示，隨著教育類久坐時(shí)間的增加，青少年視力水平呈下降趨勢(shì)；盡管教育類久坐行為與視力水平滿足跨時(shí)間穩(wěn)定性和同步相關(guān)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(shí)間的交叉滯后效應(yīng)。該研究結(jié)果與以往研究結(jié)果[26-27]部分一致。教育類久坐對(duì)青少年視力水平的解釋力僅5.6%。首先，屈光不正、近視、遠(yuǎn)視均可導(dǎo)致視力模糊，未經(jīng)矯正的屈光不正是最為常見(jiàn)的視力障礙，諸多研究已經(jīng)證實(shí)遺傳因素在個(gè)體屈光發(fā)育中的影響。Wojciechowski[28]指出，盡管環(huán)境和個(gè)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(jié)果在一定程度上與高鑫等[29]的觀點(diǎn)一致。高鑫等[29]認(rèn)為，教育因素對(duì)青少年近視的影響存在諸多干擾因素，具體包括讀寫(xiě)姿勢(shì)、光環(huán)境、戶外活動(dòng)、用眼習(xí)慣等。本研究提示教育類久坐與青少年視力水平的可能關(guān)系，教育類久坐時(shí)間是影響青少年視力水平的因素之一，但僅用時(shí)間長(zhǎng)短無(wú)法完全預(yù)測(cè)青少年視力水平，未來(lái)研究可結(jié)合教育類久坐中用眼習(xí)慣、讀寫(xiě)姿勢(shì)、用眼環(huán)境等共同探討教育類久坐對(duì)青少年視力水平的影響。

本研究并未發(fā)現(xiàn)視頻類久坐時(shí)間與青少年視力水平的關(guān)聯(lián)。該結(jié)果與以往部分研究結(jié)果[27,30]不一致。其原因來(lái)自測(cè)量方式的差異，以往研究對(duì)于屏幕使用時(shí)間多以選項(xiàng)形式衡量其對(duì)視力水平的影響。董曉鵬等[30]將每日計(jì)算機(jī)、手機(jī)和平板的使用時(shí)長(zhǎng)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(dòng)電子設(shè)備的使用時(shí)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(jù)，易產(chǎn)生較大誤差，也無(wú)法準(zhǔn)確獲得以坐姿為主的視頻類時(shí)間。本研究采用近似瞬時(shí)生態(tài)評(píng)估方式，通過(guò)計(jì)算并填寫(xiě)當(dāng)天視頻類久坐時(shí)間以獲得連續(xù)一周的久坐時(shí)間數(shù)據(jù)，不同的測(cè)量方式致使研究結(jié)果也不盡相同。同時(shí)，Biddle 等[31]指出，當(dāng)自我報(bào)告為某種形式的屏幕時(shí)間時(shí)，許多研究報(bào)道久坐行為與肥胖間的不利關(guān)聯(lián)，但關(guān)聯(lián)程度很小且缺乏對(duì)屏幕時(shí)間的評(píng)估。此外，青少年上學(xué)日視頻類久坐時(shí)間較低也是影響視頻類久坐與視力水平關(guān)系的又一因素。盡管青少年休息日視頻類久坐時(shí)間長(zhǎng)于上學(xué)日，但休息日視頻類久坐時(shí)間增加所產(chǎn)生的視疲勞等癥狀會(huì)隨著上學(xué)日視頻類久坐時(shí)間的減少而逐漸消失，從而降低視頻類久坐對(duì)視力水平的影響。

3.2 青少年久坐時(shí)間閾值分析

2020年世界衛(wèi)生組織頒布的《身體活動(dòng)與久坐行為指南》系統(tǒng)梳理了近年久坐行為健康效益的研究，多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)久坐行為與代謝相關(guān)指標(biāo)間的負(fù)向關(guān)聯(lián)，但目前證據(jù)仍十分有限。盡管更新版的《身體活動(dòng)與久坐行為指南》中久坐時(shí)間的建議較2010年的身體活動(dòng)指南有很大推進(jìn)，但仍然缺少明確的久坐時(shí)間建議值。主要原因在于久坐行為與健康關(guān)聯(lián)的證據(jù)仍然存在測(cè)量工具不統(tǒng)一、研究結(jié)果難以重復(fù)等情況。目前對(duì)于久坐行為健康臨界值的建議主要圍繞屏幕時(shí)間展開(kāi)，如《加拿大兒童青少年24小時(shí)運(yùn)動(dòng)指南》和《中國(guó)兒童青少年身體活動(dòng)指南》指出，建議兒童青少年每日屏幕時(shí)間小于2 h，但多數(shù)指南并未對(duì)此進(jìn)行明確界定[32]。本研究采用ROC曲線和約登指數(shù)探討青少年久坐行為健康閾值發(fā)現(xiàn)，每周教育類久坐時(shí)間長(zhǎng)于3 445 min(約每天8.2 h)時(shí)，青少年視力不良檢出率較高。這一研究結(jié)果一定程度上為久坐行為指南的制定提供了明確的時(shí)間建議值，仍需指出的是，鑒于教育類久坐對(duì)于視力水平的模型的解釋力較低，盡管教育類久坐對(duì)于視力水平具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用，但并不能完全否定其在其他方面的促進(jìn)作用。Chaput等[33]指出，久坐行為應(yīng)該視活動(dòng)類型的不同影響不同，在學(xué)校外讀書(shū)和做家庭作業(yè)，與較高的學(xué)業(yè)成績(jī)有關(guān)。本研究與以往研究[34]均發(fā)現(xiàn)，我國(guó)兒童青少年在課業(yè)上花費(fèi)時(shí)間過(guò)長(zhǎng)，教育類久坐時(shí)間普遍偏長(zhǎng)。因此本研究為預(yù)防我國(guó)青少年視力不良發(fā)生及轉(zhuǎn)變教育方式提供了思路。建議學(xué)校、教師及家長(zhǎng)應(yīng)轉(zhuǎn)變以往“時(shí)間”導(dǎo)向的教育觀念，即由一味以增加學(xué)習(xí)時(shí)間、增加重復(fù)性學(xué)習(xí)內(nèi)容為導(dǎo)向的教育觀念，轉(zhuǎn)變?yōu)樽⒅貙W(xué)習(xí)質(zhì)量與學(xué)習(xí)效率提高的高效學(xué)習(xí)方式。于青少年而言，應(yīng)逐步提高學(xué)習(xí)效率，減少學(xué)業(yè)拖延情況以減少在教育類久坐上額外花費(fèi)的時(shí)間。

4 小結(jié)

高久坐組青少年視力不良檢出率較高；客觀測(cè)量的日均久坐時(shí)間與視力水平呈顯著負(fù)相關(guān)，教育類久坐與視力水平呈顯著負(fù)相關(guān)；控制MVPA 時(shí)間后，教育類久坐對(duì)青少年視力水平具有顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用，但二者不具有交叉滯后效應(yīng)；結(jié)合橫斷研究結(jié)果及約登指數(shù)，青少年每周教育類久坐時(shí)間長(zhǎng)于3 445 min(每天8.2 h)時(shí)，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(fā)現(xiàn)教育類久坐與視力水平的縱向關(guān)聯(lián)，未來(lái)仍需深入探討教育類久坐對(duì)視力影響的內(nèi)在因素，從而更精準(zhǔn)確定青少年久坐時(shí)間推薦值。

利益沖突聲明：所有作者聲明不存在利益沖突。