兒童青少年24 h 活動與肥胖進展的關系
——基于上海市318 名小學生2 年的前瞻性隊列研究

陳 元，王麗娟，梁 果，陳 歡

（上海體育學院 體育教育訓練學院，上海 200438）

隨著社會經濟發展、飲食結構和生活方式的改變，兒童青少年的超重/肥胖已成為一個亟待解決的全球性公共衛生問題。2020 年12 月發布的《中國居民營養與慢性病狀況報告（2020 年）》顯示，我國6～17 歲兒童青少年超重/肥胖率已達到19%。肥胖問題已嚴重影響我國兒童青少年的心血管系統、內分泌系統、呼吸系統、運動及骨骼發育、心理健康和社會適應[1]。為有效遏制超重/肥胖流行，促進兒童青少年健康成長，國家衛生健康委員會與教育部等六部門制定了《兒童青少年肥胖防控實施方案》[2]，將防控兒童青少年超重/肥胖上升為國家戰略。

身體活動、久坐行為與睡眠是一天24 h 中的3 種主要活動行為，以往相關理論認為這3 種行為獨立影響人體健康。然而，近年來不斷有學者[3?7]提出，一天24 h 時間固定的前提下這3 種活動中一種活動時間增多必然會導致其他活動時間減少，且這3 種行為相互影響，如適當的身體活動可改善睡眠質量、減少久坐或屏幕時間，從而促進身心發展及健康生活方式的形成。在此認識基礎上，加拿大與澳大利亞運動生理協會組織各領域專家分別于2016 年與2019 年制定頒布了加拿大與澳大利亞的4（5）～17 歲兒童青少年24 h活動指南，均提出兒童青少年每天中高強度身體活動（Moderate-to-Vigorous Physical Activity，MVPA）時間不少于60 min、屏幕時間不超過2 h、5～13 歲兒童每晚保證睡眠9～11 h、14～17 歲青少年每晚保證睡眠8～10 h 的活動建議[8?9]。

指南制定后的5 年間，國內外越來越多的學者依據24 h 活動指南探討了來自不同國家兒童青少年24 h活動達標水平對超重/肥胖的影響，而研究結果并不一致。大部分研究[6,10?18]發現，24 h 活動可有效降低兒童青少年超重/肥胖的風險；而少數研究[19?20]發現24 h活動與超重/肥胖無關。在我國，目前僅有2 項橫斷面研究探討了24 h 活動與兒童青少年超重/肥胖的關系。Chen 等[21]的研究結果表明，24 h 活動降低了兒童青少年超重/肥胖的風險，這種情況在四～六年級學生和七～九年級的女生組中表現得更加明顯。王禹等[18]探討了24 h 活動的組合達標情況與兒童青少年超重/肥胖的相關性，結果表明，睡眠達標及睡眠與屏幕時間組合達標分別與超重/肥胖風險呈負相關。然而，這2 項研究存在一定的局限性：①橫斷面研究結果僅能說明24 h 活動與某一時間點兒童青少年超重/肥胖程度之間的相關關系，但個體的肥胖程度可能受其遺傳、環境等因素影響，關系不穩定。由此，部分學者[21?22]提出，有必要對24 h 活動與超重/肥胖之間的關系進行跟蹤隨訪，消除因個體差異造成的偏倚，從而對兩者之間穩定的因果關系進行探究。②在這2 項研究中，24 h活動主要通過問卷調查進行測量與評價，但自我報告式調查可能存在回憶偏倚和報告偏倚，有必要通過更為精準的客觀測量方法（如加速度計）收集高質量的身體活動及睡眠時長數據。③按照脂肪分布的部位與特點，肥胖包括全身性肥胖（指全身較均勻的脂肪積聚引起的肥胖）與中心性肥胖（指以腹部或內臟脂肪積聚為主引起的肥胖），部分研究[23]認為，相比于全身性肥胖，中心性肥胖與代謝、心血管疾病等有更為密切的關系。但這2 項研究僅聚焦于兒童青少年的全身性肥胖，未探討24 h 活動與中心性肥胖的關系。

由此，對上海市小學三年級學生進行為期2 年（三～五年級）的跟蹤隨訪，參考加拿大與澳大利亞兒童青少年24 h 活動指南，探討24 h 活動對隨訪周期內學生全身性與中心性肥胖程度縱向變化的影響，為我國小學生肥胖分類干預提供更有針對性的實證依據。

1 研究對象與方法

1.1 測量與調查對象

采用整群隨機抽樣的方法選取上海市4 個區（楊浦區、黃浦區、虹口區、松江區），每區隨機選取1 所小學，每所小學隨機選取三年級的4 個班級，對整班學生進行調查研究，共抽取482 名學生。選擇被試的年級依據是：上海市執行5 年制小學學段教育，選擇三年級學生便于進行為期2 年的跟蹤隨訪，且三年級學生已具有一定的認知水平，能較高質量地完成問卷調查。排除有重要臟器慢性疾?。ㄈ缦忍煨孕呐K病、甲狀腺功能減退癥等）的學生、殘障學生以及正在減肥或近3 個月進行了任何減肥計劃的學生共13 名，469 名學生受邀參與，發放簽署家長知情同意書后，共430 名學生自愿參與。

基線測試與調查于2019 年3—6 月進行。運用Actigraph GT3X 型人體運動能耗監測儀（加速度計）對430 名學生進行1 周的身體活動與睡眠時長監測。有效數據的篩選方案如下：1 周至少佩戴3 個有效日（2 個上學日+1 個周末日），以每天不少于10 h 的清醒狀態下身體活動數據和每晚不少于160 min 的睡眠數據為1 個有效日的佩戴時間[24]，否則視為無效。通過數據分析，在430 名參與測試的學生中，342 名學生的身體活動水平和睡眠時長測量數據達到有效標準，有效率為79.5%。對342 名具備有效身體活動及睡眠測試數據的學生進行身高、體質量、腰圍測量以及屏幕行為調查，回收問卷342 份，其中，有效問卷334 份，問卷有效回收率為97.7%。334 名學生進入為期2 年（1 年1 次）的肥胖進展隨訪階段。第1 年（2020 年9—10 月）隨訪獲得有效身高、體質量與腰圍數據322 份，因轉學未能獲得12 人數據（失訪率為3.6%）；第2 年（2021 年3—6 月）隨訪獲得有效肥胖指標數據318 份，因轉學未能獲得4 人數據（失訪率為1.2%）。最終以318 名學生作為研究樣本人群，其中，男生171 人（53.8%），女生147 人（46.2%）。受試學生年齡為8～11 歲，平均年齡為（9.31±0.78）歲。本文通過了上海體育學院倫理委員會的倫理審批，符合倫理學要求。測試與調查對象的篩選流程如圖1 所示。

圖1 樣本篩選流程Figure 1 Flow chart of sample screening

1.2 相關指標測量

分別采用加速度計測量學生的MVPA 水平和睡眠時長，運用GMCS-IV 型（中國北京健民）身高體質量儀測量身高和體質量，用最小刻度為1 ms 的軟尺測量腰圍，并運用問卷調查法了解基本信息與屏幕時間。

1.2.1 身體活動水平及睡眠時長

研究對象連續7 d（包括5 個上學日和2 個周末日）通過佩戴Actigraph GT3X 型加速度計（洗澡、游泳等水性活動時需要取下）測量身體活動水平，該測試儀器已廣泛應用于兒童青少年不同強度身體活動的測量[25]。測試前由調查人員講解研究目的，向學生發放加速度計，并講解佩戴的規范及注意事項。測試過程中受試學生將加速度計佩戴于腰間右側，為提高數據有效性，調查人員每天去學校監督及檢查學生的儀器佩戴情況。加速度計從發放當天23：00 開始記錄數據，直至第8 天由調查人員收回。測試結束后運用Actlife 6.5 軟件對加速度計數據進行篩選和分析。加速度計采用30 s 的時間間隔記錄測量數據。依據Zhu 等[26]提出的符合中國兒童青少年的強度分類標準，以100 次/min、2 800 次/min、4 000 次/min 為切點將身體活動水平分為低強度（LPA）、中等強度（MPA）、高強度（VPA）。選取測量所得數據中的MVPA 時間（MVPA 時間=MPA 時間+VPA 時間）和睡眠時長作為兒童青少年身體活動及睡眠數據進行分析，計算平均每天的MVPA 及睡眠時長。

1.2.2 屏幕時過澳大利亞學者Hardy 研發，郭強翻譯、修訂的中文版青少年久坐行為調查問卷（Adolescents Sedentary Activity Questionnaire，ASAQ-CN）測量屏幕時間[27]。郭強在900 名8～18 歲兒童青少年中進行該問卷的信效度檢驗，問卷的Cronbach’sα系數取值范圍為0.61～0.71，而量表的Cronbach’sα系數為0.729，表明ASAQ-CN 各題目之間同質性較高，具有良好的一致性信度。此量表已廣泛運用于相關研究中測量和評估小學生久坐行為狀況[27?28]。問卷共4 個題項，要求兒童青少年回憶過去1 周分別在上學日（上學前和放學后）和周末日看電視、電影、DVD/VCD 等以及使用手機、電腦、平板、掌上游戲機等的娛樂時長，通過公式[（上學日每日屏幕時間×5+周末日每日屏幕時間×2）/7]計算出過去7 d 平均每天的屏幕時間。采用重測信度檢驗方法對問卷進行了信度檢驗，對20 名三年級學生進行了調查，問卷間隔2 周后再次發放，4 個題項的重測信度系數取值范圍為0.69～0.75，問卷的重測信度系數為0.72。問卷的內部一致性系數為0.76。重測信度系數和內部一致性系數均大于0.7，問卷具有較好的信效度。

1.2.3 全身性肥胖的測身性肥胖的測量指標為身體質量指數（Body Mass Index，BMI）。由經過培訓的專業人員對學生身高、體質量進行測量。受試學生測量身高時需脫帽、脫鞋，腳跟、臀部和兩肩胛角同時接觸立柱，保持立正姿勢；測量體質量時，穿貼身輕薄衣物，以kg 為單位計數。身高讀數精確至0.1 m，體質量精確至0.1 kg。測量完成后通過公式[BMI=體質量（kg）/身高2（m2）]計算每名學生的BMI 值。采用“中國兒童青少年超重、肥胖BMI 篩查分類標準”界定兒童青少年肥胖[29]。

1.2.4 中心性肥胖的測高比（Waist-to-Height Ratio，WHtR）指腰圍與身高的比值，反映腹部脂肪堆積程度，是中心性肥胖的重要評價指標[30]。在測量腰圍時，被測者自然站立，平緩呼吸，帶尺下緣距肚臍上緣1 cm 處并經兩側十二肋骨下緣與髂棘上緣之間的中點，水平環繞一周測量，讀數精確至0.1 mm。腰高比判定根據中國兒童青少年腰高比參照標準，男女生中心性肥胖的界值點分別為0.48 和0.46[31]。

1.3 質量控制

正式調查之前進行預調查，對發現的問題及時改正，確保研究質量。對參與本次研究的工作人員進行統一培訓，確保加速度計的使用和數據處理結果、問卷填寫和身體測量結果的統一性。調查問卷由經過培訓的工作人員進入教室統一發放，采用當場收發的形式，班主任在場監督并進行相關指導。問卷下發后由工作人員簡要介紹問卷填寫注意事項，當場解答學生的疑問，并要求學生依據指導語真實填答，15～20 min 后收回并檢查、核對問卷。身高、體質量則由2 名工作人員進行2 次測量，取平均值。問卷填寫和測量結束后，工作人員對問卷填寫內容逐一審核，科學處理缺失項和重復項，剔除全部填答重復選項的問卷，以確保后續數據的完整性和有效性。學生進入隊列后，記錄其家長或教師的聯系方式，在其出現轉學/退學等不可控因素導致失訪時及時記錄，確保隨訪隊列的質量。

1.4 統計學分析

運用SPSS 26.0 軟件對數據進行統計分析，對年齡、BMI、WHtR、24 h 活動情況采用均值±標準差（M±SD）進行描述性統計，對性別、24 h 活動達標情況以及肥胖變量采用n（%）進行描述性分析。采用配對樣本t檢驗對連續2 年的肥胖進展進行比較。調整學生性別、年齡、學校和班級等混雜因素，采用分層線性回歸模型檢驗24 h 活動與小學生肥胖進展之間的關系?；貧w分析之前對自變量進行共線性診斷，其所有自變量共線性診斷中的容忍度都大于0.1，且方差膨脹因子（Variance Inflation Factor，VIF）值均小于10，不存在嚴重多重共線性，因此，自變量可以納入回歸方程。分別以2 年后測量的BMI 和WHtR 減去基線期測量的BMI 和WHtR 的差值計算全身性和中心性肥胖進展。以全身性和中心性肥胖進展為因變量，以24 h 活動指南達標情況（獨立達標、組合達標）為預測因子。24 h 活動的3 項獨立指標MVPA、屏幕時間和睡眠時長的達標情況均以《加拿大兒童青少年24 h 活動指南》的推薦量為標準進行判定，身體活動時間以≥60 min/d 為達標、<60 min/d 為未達標，屏幕時間以≤120 min/d 為達標、>120 min/d 為未達標，睡眠時長以≥9 h/d 為達標、<9 h/d 為未達標。計算模型中的標準化系數（B）、標準誤（SE）、回歸系數（β）、模型擬合程度（R2）和調整后擬合程度（R2adj）。設定P<0.05 為差異有統計學意義。

2 研究結果

2.1 受試學生基線肥胖率及肥胖進展

基線期受試學生平均BMI 為（17.88±3.39）kg/m2，平均WHtR 為0.45±0.05。全身性肥胖學生有95 人（29.9%），中心性肥胖有85 人（26.7%），全身性肥胖人數顯著多于中心性肥胖人數，差異有統計學意義（χ2=69.88，P<0.05）。分析發現，受試學生的全身性肥胖和中心性肥胖均呈逐年上升趨勢（圖2），其中：全身性肥胖率2 年分別增長了8.5%和4.1%，平均增長率為6.3%；中心性肥胖率2 年分別增長了9.8%和2.2%，平均增長率為6.0%。比較2 種肥胖類型指標的平均增長率發現，全身性肥胖指標的平均增長率顯著高于中心性肥胖指標，差異有統計學意義（t=18.943，P<0.01）（表1）。

圖2 2019—2021 年間受試學生肥胖人數變化Figure 2 Changes in subjects' obesity numbers from 2019 to 2021

表1 受試學生肥胖進展的變化Table 1 Progress of overweight and obesity of primary school subject students

2.2 受試學生24 h 活動水平

受試學生24 h 活動水平的基線調查結果顯示，3 項活動均達標占比22.6%，達標2 項占比48.2%，達標1 項占比26.1%，3 項均未達標占比3.1%。參與者平均每天MVPA 時間為（39.92±22.46）min，平均每天屏幕時間為（76.43±96.56）min，平均每天睡眠時長為（8.84±1.28）h。其中，MVPA、屏幕時間和睡眠時長達標率分別為42.5%、79.9%和67.9%，“MVPA 和屏幕時間”“MVPA 和睡眠時長”“屏幕時間和睡眠時長”綜合達標率分別為34.0%、27.7%和54.4%，見圖3。

圖3 基線期符合24 h 活動指南的學生比例Figure 3 Percentages of students meeting 24 h movement guidelines in basic sample

2.3 基線24 h 活動達標對全身性肥胖進展的影響

在調整學生性別、基線年齡、學校和班級后，運用分層線性回歸模型檢驗24 h 活動達標對學生全身性肥胖進展的影響。在模型1 中，將學生全身性肥胖進展作為因變量，性別、基線年齡、學校和班級等作為自變量建立回歸方程；在模型2 中，將性別、基線年齡、學校和班級作為控制變量，24 h 活動的單個指標達標和組合指標達標作為自變量建立回歸方程。從表2可以看出，在模型1 中，性別（B=?0.439，P=0.105）和基線年齡（B=?0.247，P=0.162）與全身性肥胖進展無顯著相關性，而學校（B=2.591，P<0.001）和班級（B=?0.248，P=0.004）分別與全身性肥胖進展呈顯著正相關，該模型對受試學生全身性肥胖進展的解釋率為25.7%。在模型2 中，調整性別、基線年齡、學校和班級等變量后，在24 h 活動的獨立指標中，僅MVPA 達標與全身性肥胖進展呈負相關（B=?1.926，P=0.001），而屏幕時間（B=?0.676，P=0.142）和睡眠時長（B=?0.306，P=0.285）均與全身性肥胖進展無顯著相關性。行為組合變量與全身性肥胖進展關系分析結果顯示：在基線期“MVPA 和屏幕時間”兩類行為同時達標（B=?2.582，P<0.001）、“屏幕時間和睡眠時長”兩類行為同時達標（B=?2.310，P=0.011）均與全身性肥胖進展呈負相關；“MVPA 和睡眠時長”組合達標（B=?0.158，P=0.218）、3 種行為全部達標（B=0.413，P=0.481）與全身性肥胖進展的關聯則無統計學意義。該模型的解釋率為26.5%。

表2 24 h 活動影響全身性肥胖進展的回歸分析結果Table 2 Regression analysis of the effect of 24 h movement on the progression of generalized obesity

2.4 基線24 h 活動達標對中心性肥胖進展的影響

運用分層線性回歸模型檢驗24 h 活動達標與受試學生中心性肥胖進展之間的關系。在模型1 中，將學生中心性肥胖進展作為因變量，將性別、基線年齡、學校和班級作為自變量建立回歸方程；在模型2 中，控制性別、基線年齡、學校和班級變量，將24 h 活動的單個指標達標率和組合指標達標率作為自變量建立回歸方程。從表3 可以看出：在模型1 中，性別（B=?0.002，P=0.376）、基線年齡（B=0.003，P=0.092）、班級（B=?0.001，P=0.317）與中心性肥胖進展無顯著相關性，僅學校（B=0.005，P=0.047）與中心性肥胖進展呈顯著正相關，該模型對中心性肥胖進展的解釋率為22.0%；在模型2 中，調整性別、基線年齡、學校和班級等變量后，在24 h 活動的獨立指標達標率中，僅MVPA 達標和中心性肥胖進展呈負相關（B=?0.014，P=0.043），屏幕時間（B=?0.003，P=0.769）和睡眠時長（B=?0.011，P=0.236）均與中心性肥胖進展無顯著相關性。行為組合變量與中心性肥胖進展關系分析結果顯示：“MVPA 和睡眠時長”兩類行為同時達標與中心性肥胖進展呈負相關（B=?0.016，P=0.032）；“MVPA 和屏幕時間”（B=0.005，P=0.674）、“屏幕時間和睡眠時長”（B=0.001，P=0.902）以及3 種活動全部達標（B=?0.004，P=0.778）與中心性肥胖進展的關聯均無統計學意義。該模型的解釋率為20.5%。

表3 24 h 活動影響中心性肥胖進展的回歸分析結果Table 3 Regression analysis of the effect of 24 h movement on the progression of central obesity

3 討論

24 h 活動包括身體活動、屏幕時間與睡眠時長3 項指標，加拿大與澳大利亞兒童青少年24 h 活動指南分別針對這3 項指標提出了最有益于兒童青少年健康發展的推薦量，達標項數越多通常代表活動模式越健康[3]。對基線期這3 類活動行為的達標項數進行統計與分析后發現，受試學生的24 h 活動達標水平比較樂觀，22.6%的學生3 項均達標，表現出最佳的活動模式，高于過往研究所得中國兒童青少年24 h 活動3 項指標達標水平（0.3%[32]～18.4%[21]）。在本文結果中，3 項活動達標率較高可能與樣本為小學三年級學生（擁有較為健康的活動模式及其所處階段特征）有關。①三年級學生處于小學階段的中期，與小學階段后期及中學階段相比，其學習壓力與負擔相對較輕，學習時間較短，久坐行為較少，能規律性參與身體活動且擁有足夠的睡眠時間。②小學生處于生活習慣和行為方式的形成階段，自控能力較弱，生活作息和生活方式更多易受家庭、學校的約束，在嚴格監護下小學生更易形成健康的活動模式。③近年來政府相繼提出了“保障學生每天校內外各1 h 體育活動時間”[33]、“每天的屏幕時間小于2 h”[34]、“小學生每天睡眠時長應達到10 h，初中生應達到9 h，高中生應達到8 h”[35]等倡議。上海市各小學嚴格貫徹執行相關政策，如小學一～三年級每周上4 節體育課，學生的睡眠狀況納入學校教育質量評價監測體系，不容許學生攜帶電子產品進入校園，并且《上海市貫徹落實〈綜合防控兒童青少年近視實施方案〉行動方案》規定使用電子產品開展教學原則上時長不超過教學總時長的30%，學校的相關干預措施提升了學生24 h 活動綜合達標率。

3 項24 h 活動行為獨立達標率的統計分析結果表明，受試學生MVPA 達標率最低（42.5%），屏幕時間達標率最高（79.9%），這與近期我國關于兒童青少年24 h活動的研究[21,36]結果相似。我國小學生身體活動水平較低已被多項實證研究[18,37]證實，過重的學業壓力、未養成參與身體活動的習慣、社會及家庭支持不足是我國兒童青少年身體活動不足的主要原因[38?39]。另外，大部分（79.9%）學生每天的屏幕時間在2 h 以內。屏幕時間達標率較高可能是由于學校與家庭對于學生電子產品使用的限制[40]。但值得注意的是，屏幕時間目前只能通過自我報告方式進行評價，這種方式存在一定的回憶偏倚及報告偏倚。并且，隨著信息技術的飛速發展，學習、工作、生活方式逐漸數字化，手機、電腦等設備會越來越多地介入兒童青少年的學習與生活。因此，雖然屏幕時間達標率較高，如何限制兒童青少年的屏幕時間依然是我國相關部門需密切關注與亟待解決的問題。在本文結果中，睡眠時長達標的學生占比67.9%，而“心理健康藍皮書”《中國國民心理健康發展報告（2019—2020）》指出中國青少年睡眠不足現象繼續惡化，95.5%的小學生睡眠時長未達10 h[41]。本文中小學生睡眠達標率較高主要是由于小學三年級階段學業壓力較小，可以維持規律就寢模式，并且2014 年上海市教育委員會要求將小學生的睡眠狀況納入體質健康監測和教育質量評價監測體系[42]，學校要求家長認真實施學生睡眠監測督導，切實保障學生睡眠。

基線測量結果顯示，樣本兒童青少年全身性肥胖率和中心性肥胖率分別為29.9%和26.7%，高于全國6～17 歲兒童青少年全身性肥胖率（19%）[1]和中心性肥胖率（11.2%）[43]，說明上海市小學生的肥胖問題不容樂觀。并且，在2 年追蹤研究過程中三年級學生的全身性肥胖率與中心性肥胖率均逐年上升，小學五年級達到兒童肥胖率的頂點，此結果與以往我國兒童青少年肥胖隊列研究[44?45]結果一致，即隨著年齡增長，兒童青少年的全身性與中心性肥胖均存在進一步加重的風險。比較全身性與中心性肥胖占比以及2 年間的肥胖變化率發現，受試學生的全身性肥胖率及增長速度顯著高于中心性肥胖。中心性肥胖者體內脂肪沉積以心臟、腹部為中心而展開，中心性肥胖的程度和心血管疾病危險因素升高密切相關，而人到中年以后，生理機能由盛轉衰，脂質代謝失調，久坐少動，心血管疾病發病率也顯著增高，導致中心性肥胖高發，因此，中心性肥胖多發于成年期[46]。遺傳因素及飲食習慣是影響全身性肥胖的重要因素，雙親肥胖或成長時期飲食營養嚴重過剩會造成機體脂肪細胞數目增多，導致全身性肥胖發病年齡較小[46]。因此，本文中受試學生全身性肥胖的患病率高于中心性肥胖。

回歸分析結果顯示，24 h 活動3 項活動指標的獨立達標率與全身性肥胖及中心性肥胖進展的關系相似，三年級學生每日MVPA 達標率與全身性肥胖及中心性肥胖的縱向變化均呈負相關，即基線期MVPA 達標的學生在后續2 年中全身性肥胖與中心性肥胖增加的幅度顯著低于未達標的學生?；€期學生屏幕時間和睡眠時長達標率與全身性肥胖及中心性肥胖的縱向變化無顯著相關性，對肥胖進展無獨立影響。身體活動被認為是超重/肥胖的保護因素，Saunders 等[4]對13 項身體活動、屏幕時間、睡眠時長與兒童青少年健康關系的相關研究進行系統綜述后發現，在這3 項活動中，身體活動與健康的發展關系最為緊密，本文結果也驗證了此觀點。從生理機制的角度看，MVPA 可以募集更多的快肌纖維，引起肌肉的肥大和肌肉質量的增加，促進運動中以及運動后的能量消耗，提升瘦體質量比例[47]。同時，更高強度的身體活動可刺激機體分泌更多種類的脂解激素（如腎上腺素、去甲腎上腺素、生長激素等），從而加速對脂肪組織中甘油三酯的動員，更有利于脂肪的分解[48]?？梢?，為了改善兒童青少年肥胖狀況，積極參與MVPA 是控制兒童青少年體質量增長及腹部脂肪堆積最有效的方法之一。

行為組合指標達標的回歸分析結果顯示，身體活動與屏幕時間組合、睡眠時長與屏幕時間組合達標均與全身性肥胖的縱向變化呈負相關，身體活動與睡眠組合與中心性肥胖增長呈負相關，即在基線期這3 種行為組合的達標可分別顯著降低三年級學生在隨后2 年的全身性肥胖及中心性肥胖的進展速度。以往研究認為，屏幕時間與睡眠時長可以通過一些中介變量間接影響兒童青少年超重與肥胖，如：減少屏幕行為會增加兒童青少年身體活動時間，從而帶來能量消耗，達到控制肥胖發展的效果[49?50]；充足的睡眠能讓兒童青少年保持充沛的精力，更主動地參與身體活動，從而消耗更多能量，降低肥胖風險[19,51]；但大部分相關中介作用并未得到證實[52]。本文結果顯示，基線期屏幕時間與睡眠時長的達標并不獨立影響學生隨后2 年的肥胖進展，但在與其他24 h 活動指標組合達標的情況下能有效降低肥胖進展速度，從而驗證了過往研究中其他行為活動具有中介作用的觀點，間接體現了24 h 不同活動行為的潛在聯合作用。行為組合指標對全身性及中心性肥胖具有影響，這一結果進一步為24 h 活動指南提供了實證依據，證明了24 h 活動指南的權威性與公信力，驗證了身體活動、屏幕時間和睡眠時長3 類指標并非獨立存在，其共同作用于兒童青少年的身心健康，同時擁有適量的身體活動與充足的睡眠、限制屏幕行為，并使其平衡才是最有益于身體健康的生活方式。由此，對于兒童青少年身心健康促進的干預不應獨立地針對某一項活動展開，而應將身體活動、屏幕時間、睡眠時長作為一個整體平衡處理。

本文研究結果顯示，基線期24 h 活動行為對受試學生全身性肥胖及中心性肥胖進展的貢獻率分別為26.5%和20.5%，說明健康的生活方式對小學生的肥胖有一定影響，可有效地控制肥胖程度的增加。因此，培養、監督、鼓勵學生養成健康的生活習慣應引起政府、學校、家庭足夠的重視。24 h 活動行為對受試學生全身性肥胖的貢獻率高于中心性肥胖，這在一定程度上解釋了全身性肥胖進展快于中心性肥胖。然而，還有較多的肥胖進展方差不能為24 h 活動達標情況所解釋和預測，這些得不到完全解釋的方差可能與許多其他因素（如飲食、非屏幕時間的久坐行為、家族肥胖史、家長的生活方式等）有關，未來有必要針對這些因素與兒童青少年肥胖進展的關系進行探討。

作為一項為期2 年的前瞻性隊列研究，本文主要分析24 h 活動達標情況與小學生肥胖進展的關系，有助于建立24 h 活動與肥胖增長的因果關系的時間順序，具有較強的證明力度。同時，運用加速度計測量基線期學生的身體活動與睡眠時長，保證了數據的精準度。本文也存在一定的局限性：①調查人數較少，隨訪時間較短，研究結果可能不夠穩定。因此，后續關于24 h 活動和兒童青少年肥胖進展關系的研究還需延長追蹤時間、擴大追蹤人數和年級范圍并進行更為可靠的實驗設計。②本文僅對肥胖進行了隨訪，未對24 h活動情況進行跟蹤隨訪，對于24 h 活動和肥胖進展的關系缺乏了解，未來研究應對自變量和因變量同時進行追蹤隨訪，了解24 h 活動的變化和肥胖進展的關系。③本文分析時僅控制了樣本的年齡和性別，對其他肥胖影響因素如家庭生活水平、飲食、父母肥胖等變量未進行測量及控制，這也可能使研究結果出現偏差。

4 結論與建議

（1）受試學生24 h 活動達標情況較為樂觀，其中屏幕時間達標率最高，身體活動達標率最低。

（2）受試學生連續2 年的肥胖率均有所上升，其中全身性肥胖率的增長速度顯著高于中心性肥胖率。因此，對于小學三年級學生而言，需更注重與加強對其全身性肥胖的干預。

（3）在24 h 活動的獨立達標率中，學生MVPA 達標率與全身性肥胖和中心性肥胖的縱向變化均呈顯著負相關。為控制小學生肥胖進展，應為其創造更多參與MVPA 的機會，建議學校增加體育課，允許學生課間參與一定強度的身體活動，家長應鼓勵孩子放學后參與不同形式的身體活動，從而提升其MVPA 水平。

（4）在24 h 活動行為組合達標率中，身體活動與屏幕時間組合、睡眠時長與屏幕時間組合達標率均與全身性肥胖的縱向變化呈負相關，身體活動與睡眠時長組合達標率與中心性肥胖的縱向變化呈負相關。后續研究可運用成分數據分析方法進一步探究控制兒童青少年肥胖的組合行為最佳時間分配平衡點，并通過行為干預研究予以驗證，以補充通過促進身體活動預防兒童青少年肥胖的不足。

（5）目前的研究多是按照加拿大與澳大利亞兒童青少年24 h 活動指南的標準進行分析的，但指南的制定基于西方國家兒童青少年的健康發展，并不完全適合亞洲國家兒童青少年24 h 活動的評定。在本文以及其他關于我國兒童青少年24 h 活動研究的證據基礎上，未來有必要研制我國兒童青少年24 h 活動指南，全面加強對我國兒童青少年身心健康成長以及培育健康生活方式的科學引領與指導。

作者貢獻聲明：

陳 元：調研文獻，設計論文框架，搜集統計數據，撰寫、修改論文；

王麗娟：提出論文選題，審核、指導修改、撰寫論文；

梁果、陳歡：搜集統計數據，核實數據。