綜合干預(yù)對(duì)兒童視屏?xí)r間影響的研究

［摘 要］目的 分析綜合干預(yù)項(xiàng)目（DECIDE-children）對(duì)兒童視屏?xí)r間的影響及可能的中介因素，為控制兒童視屏?xí)r間提供依據(jù)。方法 于2018年9月至2019年6月，在北京、山西、新疆的24所小學(xué)進(jìn)行整群分層隨機(jī)抽樣，納入1 392名四年級(jí)學(xué)生，以1∶1的比例分為干預(yù)組或?qū)φ战M，干預(yù)組兒童開(kāi)展為期一學(xué)年的飲食運(yùn)動(dòng)行為綜合干預(yù)，對(duì)照組參加常規(guī)教學(xué)。使用基線和終期隨訪問(wèn)卷調(diào)查兒童視屏?xí)r長(zhǎng)和運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)、家長(zhǎng)對(duì)兒童視屏?xí)r間的限制相關(guān)指標(biāo)。使用線性回歸及廣義線性回歸模型進(jìn)行關(guān)聯(lián)研究，非參數(shù)百分位Bootstrap法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，調(diào)整基線調(diào)查的年齡和性別。結(jié)果 在1 392名調(diào)查對(duì)象中，基線調(diào)查時(shí)視屏?xí)r間≥2h/d的兒童有289人（20.8%）。與基線結(jié)果相比，終期干預(yù)組中家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d的比例、兒童的運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分率增加大于對(duì)照組（ORadj=1.64、2.27）；兒童視屏?xí)r間≥2h/d的比例減少大于對(duì)照組（ORadj=0.57）（均P＜0.05）。中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為4.01%，兒童運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分的中介效應(yīng)占比為11.40%（均P＜0.05）。結(jié)論 該綜合干預(yù)項(xiàng)目可以增加兒童視屏?xí)r間達(dá)到指南標(biāo)準(zhǔn)的比例，其中家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d和兒童的運(yùn)動(dòng)和視屏知識(shí)滿分發(fā)揮了部分中介作用。

［關(guān)鍵詞］視屏?xí)r間；家長(zhǎng)限制；兒童知識(shí)；干預(yù)；中介效應(yīng)

Doi：10.3969/j.issn.1673-5293.2024.07.002

［中圖分類(lèi)號(hào)］R179［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A

［文章編號(hào)］1673-5293（2024）07-0012-05

Effect of comprehensive intervention on children’s screen time

［Abstract］ Objective To analyze effect of a comprehensive intervention project DECIDE-children on children’s screen time and to explore potential mediating factors，so as to provide a basis for controlling children’s screen time. Methods A cluster-stratified random sampling was conducted in 24 primary schools in Beijing，Shanxi Province and Xinjiang Uygur Autonomous Region.A total of 1 392 fourth-grade students were enrolled and they were divided into intervention group or control group at a 1∶1 ratio.The children in the intervention group received a comprehensive intervention on diet and physical activities for one academic year，while those children in the control group remained to receive regular teaching activities.The data such as children’s average daily screen time，knowledge about exercise and screen time，as well as parental limitations on children’s screen time were collected by using a questionnaire at baseline and final follow-up survey.Linear regression and generalized linear regression models were applied for association analysis.The non-parametric percentile Bootstrap method was used to test mediating effects to adjust age and gender at baseline. Results At baseline，among the 1 392 study subjects，289 children （20.8%） had a daily screen time ≥ 2 hours.Compared to the baseline，at the final follow-up survey，the proportion of the parents who limited children’s screen time less than 2h/d （ORadj=1.64， P=0.002） and the proportion of the children who achieved full scores in exercise and screen knowledge （ORadj=2.27，Plt;0.001） in the intervention group increased greatly.And decrement in the proportion of the children with a screen time ≥ 2h/d in the intervention group was greater than the control group （ORadj=0.57， Plt;0.001）.The mediating effect test shown that the mediating effect of parental limitations on children’s screen time less than 2h/d accounted for 4.01% of total effect （Plt;0.05），while the mediating effect of children’s exercise and screen knowledge accounted for 11.40% of total effect （Plt;0.05）. Conclusion This comprehensive intervention project can improve the proportion of children with a daily screen time meeting the guideline recommendation，of which，parental limitations on children’s daily screen time and children’s knowledge of exercise and screen exert partial mediating roles in reducing children’s screen time.

［Key words］ screen time;parental limitation;children knowledge;intervention;mediating effect

視屏行為是指觀看屏幕（包括電視、電腦、移動(dòng)設(shè)備等）的行為［1］，屬于靜坐行為的一種，通常伴隨不健康食物的攝入和運(yùn)動(dòng)不足等其他不良生活方式。學(xué)齡兒童正處于行為習(xí)慣養(yǎng)成和生長(zhǎng)發(fā)育的關(guān)鍵時(shí)期，長(zhǎng)期保持不健康的視屏行為容易發(fā)生肥胖、視力不良、出現(xiàn)心理和行為問(wèn)題等［2］，這些不良后果可能貫穿其整個(gè)生命周期［3］。但該階段兒童行為的可塑性較強(qiáng)，因此研究控制兒童視屏行為的有效干預(yù)措施非常必要。

WHO建議5～17歲兒童青少年限制久坐時(shí)間，尤其是觀看屏幕的時(shí)間［4］；《中國(guó)兒童青少年身體活動(dòng)指南》建議兒童青少年每天屏幕時(shí)間限制在2h內(nèi)［5］；《健康中國(guó)行動(dòng)（2019—2030）》提出我國(guó)中小學(xué)生非學(xué)習(xí)目的使用電子屏幕產(chǎn)品單次不宜超過(guò)15分鐘，每天累計(jì)不宜超過(guò)1小時(shí)。但隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展和遠(yuǎn)程教育手段的進(jìn)步，我國(guó)兒童青少年使用手機(jī)、平板等新型屏幕應(yīng)用程序的時(shí)間不斷增加［6］。2016～2017年中國(guó)兒童與乳母營(yíng)養(yǎng)健康監(jiān)測(cè)項(xiàng)目中，44 612名小學(xué)生的平均每日視屏?xí)r間為1.45h［7］；同期開(kāi)展的中國(guó)學(xué)齡兒童青少年體力活動(dòng)和體質(zhì)健康研究結(jié)果顯示，131 859名中小學(xué)生的平均每日視屏?xí)r間為113min，視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d的比例為65.4%［8］，情況并不理想。

一些高收入國(guó)家已經(jīng)針對(duì)不同年齡組人群制定了專(zhuān)門(mén)的視屏?xí)r間管理指南，而包括我國(guó)在內(nèi)的中低收入國(guó)家較少發(fā)布控制兒童視屏?xí)r間的具體方案［9］。本研究將通過(guò)一項(xiàng)綜合干預(yù)項(xiàng)目（DECIDE-children）［10］，深入分析干預(yù)對(duì)兒童視屏行為的影響及可能的中介因素，為控制兒童視屏?xí)r間提供依據(jù)。

1研究對(duì)象與方法

1.1研究對(duì)象

DECIDE-children是一項(xiàng)整群隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)，于2018年9月至2019年6月開(kāi)展，在北京、山西長(zhǎng)治、新疆烏魯木齊三個(gè)城市各選擇8所小學(xué)，共納入1 392名四年級(jí)學(xué)生，按照城區(qū)和郊區(qū)分層后，以1∶1的比例將兒童整群隨機(jī)分配至干預(yù)組或?qū)φ战M。本研究經(jīng)北京大學(xué)生物醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)審查批準(zhǔn)（編號(hào)：IRB00001052-18021），所有參與研究的兒童及其家長(zhǎng)均知情同意。

1.2干預(yù)方法

基于社會(huì)生態(tài)理論模型，從個(gè)人、家庭、學(xué)校三層面上對(duì)干預(yù)組兒童開(kāi)展為期一學(xué)年的飲食運(yùn)動(dòng)行為綜合干預(yù)［10］，針對(duì)視屏行為的主要干預(yù)措施是健康教育，包括講座和讀物，核心要素包括“減少久坐時(shí)間”、視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d、上學(xué)日不超過(guò)1h；設(shè)置互動(dòng)作業(yè)“3天遠(yuǎn)離屏幕挑戰(zhàn)”。對(duì)照組兒童參加常規(guī)教學(xué)。

1.3資料收集與變量定義

在基線調(diào)查和一個(gè)學(xué)年后隨訪調(diào)查時(shí)，使用兒童及家長(zhǎng)調(diào)查問(wèn)卷收集以下變量。

兒童每日視屏?xí)r間：定義為“平均每天看電視或玩電腦、游戲機(jī)、iPad、手機(jī)的時(shí)間”，使用兒童問(wèn)卷收集。以《中國(guó)兒童青少年身體活動(dòng)指南》建議的2h/d為界，視屏?xí)r間＜2h/d者賦值為0，≥2h/d者賦值為1。

家長(zhǎng)對(duì)兒童視屏?xí)r間的限制：來(lái)自家長(zhǎng)作答的“允許兒童每日最長(zhǎng)視屏?xí)r間”，同樣以指南提出的2h/d標(biāo)準(zhǔn)為分界，將家長(zhǎng)允許兒童視屏?xí)r間≥2h/d定義為家長(zhǎng)限制兒童視屏不符合指南推薦，賦值為0；將家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間在2h/d以內(nèi)定義為家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間符合指南推薦，賦值為1。

兒童的運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)：使用兒童問(wèn)卷中“我們每天中等及以下強(qiáng)度的鍛煉半小時(shí)就夠了”和“我們每天屏幕時(shí)間（包括手機(jī)、電視等）應(yīng)該少于2小時(shí)”兩道判斷題衡量。兩題均回答正確者賦值為1，反映兒童運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分，至少有一道題答錯(cuò)或不清楚賦值為0。

1.4質(zhì)量控制

兒童問(wèn)卷由兒童在教室內(nèi)填寫(xiě)，填寫(xiě)期間有調(diào)查員提供指導(dǎo)。家長(zhǎng)問(wèn)卷由兒童帶給家長(zhǎng)進(jìn)行填寫(xiě)后交回，項(xiàng)目人員及時(shí)檢查完整性與邏輯性，有問(wèn)題返回核實(shí)。抽取20%調(diào)查結(jié)果進(jìn)行雙錄入核查，控制錄入錯(cuò)誤率在1%以內(nèi)。

1.5統(tǒng)計(jì)方法

使用R 4.3.0進(jìn)行分析，服從正態(tài)分布的計(jì)量資料以均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差（x-±s）表示，使用t檢驗(yàn)，不服從正態(tài)分布的計(jì)量資料以中位數(shù)（四分位數(shù)間距）［M（Q1，Q3）］表示，使用Kruskal-Wallis秩和檢驗(yàn)；計(jì)數(shù)資料以例數(shù)（百分率）［n（%）］表示，使用χ2檢驗(yàn)。關(guān)聯(lián)分析采用線性回歸及廣義線性回歸模型，控制協(xié)變量為基線調(diào)查時(shí)兒童的年齡和性別。計(jì)量資料統(tǒng)計(jì)結(jié)果使用β及95%CI表示，計(jì)數(shù)資料使用OR值及95%CI表示。取α=0.05，以P＜0.05表示差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

中介效應(yīng)模型如圖1所示，檢驗(yàn)流程是：①使用廣義線性回歸模型計(jì)算自變量對(duì)中介變量、因變量的效應(yīng)，若效應(yīng)顯著，進(jìn)行下一步分析；②使用Shi等人開(kāi)發(fā)的“CMAverse”包［11］，采用Bootstrap抽樣，基于回歸的方法輸出間接效應(yīng)、直接效應(yīng)、總效應(yīng)和中介效應(yīng)占總效應(yīng)的百分比。

2結(jié)果

2.1基本情況

干預(yù)組和對(duì)照組的基線特征差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，見(jiàn)表1。在1 392名調(diào)查對(duì)象中，對(duì)照組兒童687人，干預(yù)組705人，其中男生717人（51.51%），女生675人（48.49%）；家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間在2h/d以內(nèi)的有1 006人（72.3%），兒童運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分的有602人（43.2%）。兒童平均視屏?xí)r間為（1.26±1.32）h/d，中位數(shù)為0.90（0.43，1.74）h/d，視屏?xí)r間≥2h/d的有289人（20.8%）。

2.2干預(yù)效果

與基線調(diào)查結(jié)果相比，一學(xué)年后隨訪時(shí)對(duì)照組家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間在2h/d以內(nèi)的比例增加5.9%，干預(yù)組增加9.6%；對(duì)照組兒童的運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分率增加13.8%，干預(yù)組增加26.8%；對(duì)照組兒童視屏?xí)r間≥2h/d的比例減少3.0%，干預(yù)組減少9.1%，干預(yù)組變化幅度均大于對(duì)照組（ORadj=1.64、2.27、0.57，P＜0.005），見(jiàn)表2。

2.3中介效應(yīng)檢驗(yàn)

將家長(zhǎng)是否限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d與兒童的運(yùn)動(dòng)和視屏知識(shí)是否滿分分別作為中介變量，進(jìn)行干預(yù)減少兒童視屏?xí)r間≥2h/d比例的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。在干預(yù)減少兒童視屏?xí)r間≥2h/d比例的作用中，家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d發(fā)揮的中介效應(yīng)值為0.97（95%CI：0.93～0.99，P=0.020），中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為4.01%；兒童的運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分發(fā)揮的中介效應(yīng)值為0.92（95%CI：0.87～0.98，P=0.010），中介效應(yīng)占比為11.40%。

3討論

本研究發(fā)現(xiàn)，該綜合干預(yù)項(xiàng)目可以減少兒童視屏?xí)r間超出指南規(guī)定時(shí)間的比例，其中家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d和兒童的運(yùn)動(dòng)與視屏知識(shí)滿分發(fā)揮部分中介作用，中介作用占比分別為4.01%和11.40%。

3.1兒童知識(shí)介導(dǎo)干預(yù)對(duì)兒童視屏的影響

目前針對(duì)小學(xué)生視屏行為的研究多關(guān)注家長(zhǎng)限制的作用［12］，但我們發(fā)現(xiàn)對(duì)8～9歲年齡段的兒童來(lái)說(shuō)，干預(yù)可以通過(guò)直接提高他們自身的知識(shí)水平而改善其視屏行為，強(qiáng)調(diào)了對(duì)兒童進(jìn)行知識(shí)干預(yù)的重要性。Nguyen等［13］的系統(tǒng)綜述也發(fā)現(xiàn)視屏行為干預(yù)的教育策略在減少兒童和青少年的屏幕時(shí)間方面效果優(yōu)于其他策略。研究結(jié)果符合傳統(tǒng)行為改變的知信行理論，即兒童掌握的健康知識(shí)通過(guò)影響自身態(tài)度的變化而改變行為［14］。

3.2家長(zhǎng)限制介導(dǎo)干預(yù)對(duì)兒童視屏的影響

本研究中家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d對(duì)于干預(yù)降低兒童視屏?xí)r間≥2h/d比例的中介效應(yīng)占比偏低，僅有4.01%。最可能的原因是我們的變量“家長(zhǎng)是否限制兒童視屏?xí)r間不超2h/d”不能全面反映家長(zhǎng)對(duì)兒童視屏的影響。因?yàn)榧议L(zhǎng)對(duì)兒童視屏?xí)r間的限制效果需要相關(guān)的措施加以保障，比如馬瑩等［15］發(fā)現(xiàn)在家長(zhǎng)均限制兒童視屏?xí)r間的前提下，與父母視屏?xí)r間正常的組相比，父母視屏?xí)r間過(guò)長(zhǎng)組的兒童青少年每日視屏?xí)r間過(guò)長(zhǎng)的比例更高，因此如果父母自身視屏行為不達(dá)標(biāo)，對(duì)兒童進(jìn)行視屏限制的效果可能不佳；而且當(dāng)今社會(huì)家長(zhǎng)養(yǎng)育模式的強(qiáng)制性降低，對(duì)兒童行為的自主性更尊重，限制的實(shí)施可能并不嚴(yán)格；其他研究還發(fā)現(xiàn)限制本身是否合理、是否提供陪伴與出游等也會(huì)影響限制的效果［16］。此外使用視屏作為獎(jiǎng)勵(lì)、家庭中有較多屏幕或兒童房間放置屏幕［17］、經(jīng)濟(jì)地位低［18］等都與兒童視屏?xí)r間長(zhǎng)有關(guān)。故未來(lái)的研究如關(guān)注該領(lǐng)域，需對(duì)家長(zhǎng)限制的相關(guān)變量進(jìn)行充分調(diào)查。

3.3其他潛在因素介導(dǎo)干預(yù)對(duì)兒童視屏的影響

除以上中介因素外，干預(yù)還可以通過(guò)其他途徑減少兒童視屏?xí)r間≥2h/d的比例。比如干預(yù)中有一項(xiàng)措施為親子作業(yè)“三天遠(yuǎn)離屏幕挑戰(zhàn)”，可以直接減少兒童視屏?xí)r間；還可能存在其他的中介因素，如干預(yù)可能增加兒童非視屏的娛樂(lè)時(shí)間、改善家庭環(huán)境以減少兒童的屏幕可及性等，最終改變兒童的視屏?xí)r間，這些因素的潛在作用都被涵蓋在本模型的直接效應(yīng)中，未能具體分析。

3.4研究的優(yōu)勢(shì)與局限性

本研究的優(yōu)勢(shì)在于使用了三個(gè)地區(qū)開(kāi)展的整群隨機(jī)對(duì)照干預(yù)數(shù)據(jù)，既往基于干預(yù)研究分析兒童視屏影響因素的內(nèi)容較少，本研究提供的科學(xué)證據(jù)對(duì)于控制兒童視屏?xí)r間有一定參考意義。本研究也存在局限性，如干預(yù)僅持續(xù)一學(xué)年，干預(yù)的長(zhǎng)期影響有待研究。

綜上，該綜合干預(yù)項(xiàng)目可以增加兒童視屏?xí)r間達(dá)到指南標(biāo)準(zhǔn)的比例，家長(zhǎng)限制兒童視屏?xí)r間不超過(guò)2h/d和兒童的運(yùn)動(dòng)和視屏知識(shí)滿分發(fā)揮部分中介作用。本研究可為之后實(shí)施精準(zhǔn)的干預(yù)措施提供科學(xué)依據(jù)。

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