综述：学龄前儿童减少屏幕时间的干预措施：随机对照试验的系统评价和荟萃分析

《Obesity Reviews》：Interventions to Reduce Screen Time in Preschool-Aged Children: A Systematic Review and Meta-Analysis of Randomized Controlled Trials

　　

背景：旨在减少学龄前儿童屏幕使用的干预措施的影响尚不明确。研究人员进行的本系统评价（Systematic Review）和荟萃分析（Meta-Analysis）旨在评估减少学龄前儿童屏幕时间（Screen Time）的干预措施，并考察有效干预措施的特征。

方法：研究人员检索了电子数据库，以获取评估0–5岁儿童屏幕时间干预措施的随机对照试验（Randomized Controlled Trials, RCTs）。根据是否达到预设的屏幕时间减少目标对研究进行评估。研究人员通过叙述性综合（Narrative Synthesis）总结了这些结果与干预特征的关系，随后进行了汇总效应量（Effect Size）和调节变量影响的荟萃分析（Meta-Analysis）。

结果：65项研究符合纳入标准，其中43项有足够数据支持荟萃分析。大多数干预措施针对2–5岁儿童（77%），并关注照顾者–儿童对（57%）。干预措施在多种环境中实施，包括学前机构（29%）、医疗保健机构（12%）或在线方式（20%）。大多数干预措施达到了其屏幕时间减少目标（62%）。在达到屏幕时间减少目标的干预措施中，最常见的特征包括在医疗保健环境中实施、由研究团队提供，以及仅以照顾者为接收对象。荟萃回归（Meta-Regression）表明，减少屏幕时间的干预措施与较小但具有统计学显著性的效应相关（g?=?0.16，95% 置信区间 [0.01, 0.31]，p?=?0.036）。针对0–2岁儿童的干预措施中成功研究的比例更高，而荟萃分析表明，针对2–5岁儿童的干预措施产生了更大的效应量（B?=?0.31，p?=?0.038）。

结论：减少学龄前儿童屏幕时间的干预措施在稍年长的学龄前儿童中显示出更大的效应。

**1 引言**

屏幕时间（Screen Time）被定义为观看电视、使用智能手机、电子阅读器或电脑、以及玩电子游戏所花费的时间。尽管适当时间、内容和强度的屏幕使用对2岁及以上儿童的学习态度、社交动机和语言发展有益，但过量的屏幕时间与不良社交情感及健康结局相关，包括不健康睡眠行为、久坐行为增加、肥胖风险升高以及神经发育受损。为减轻过度屏幕使用的负面后果，世界卫生组织（World Health Organization, WHO）建议2岁以下儿童避免屏幕接触，2–5岁儿童每天屏幕时间不超过1小时。然而，全球范围内多数儿童超过这一指南，且COVID-19疫情进一步加速了教育系统中媒体设备的依赖。以往的系统评价多聚焦于较大年龄儿童或广泛年龄范围，缺乏针对学龄前儿童（0–5岁）的专门评价。本研究旨在通过系统评价和荟萃分析，评估减少学龄前儿童屏幕时间的干预措施效果，并探索有效干预措施的特征，包括干预交付者、设置、接收者、目标年龄组和干预持续时间。

**2 方法**

**2.1 搜索策略**：研究人员检索了PubMed、Web of Science、PsycINFO和ERIC四个电子数据库，遵循PRISMA指南。检索策略包括与人口、结局和研究设计相关的术语，不限制出版时期，并更新至2023年5月，随后于2025年2月进行补充检索。

**2.2 研究识别与资格**：两名独立评审员基于预定义标准筛选标题、摘要及全文，第三名评审员解决分歧。纳入标准包括：同行评审英文发表、儿童平均年龄0–5岁11个月、采用随机对照试验（RCT）或集群RCT设计，并报告干预对屏幕时间的效果。排除标准包括书籍、会议摘要、观察性研究等非原始研究以及年龄超限的研究。

**2.3 数据提取与质量评估**：两名研究人员独立提取数据，包括研究特征、干预描述和效果大小。使用改编版QUALSYST工具评估研究质量，包含9个条目（如研究问题明确性、随机分配、盲法、样本量等），每项按0–2分评分，总分为18分。两名评审员独立进行质量评估，研究不因质量分数被排除。

**2.4 数据综合**

**2.4.1 叙述性综合**：研究人员根据统计显著性（p<0.05）判断干预是否达到屏幕时间减少目标，将研究分为“达到”“部分达到”或“未达到”。进一步分析干预特征，包括交付者、设置、接收者、年龄组、干预持续时间、测量方法及是否有共同干预（如体质量指数[Body Mass Index, BMI]减少）。人工智能工具仅用于改善语法和语言清晰度。

**2.4.2 荟萃分析**：使用随机效应模型（Robust Variance Estimation）计算标准化均数差（Hedges' g），以估计整体效应量。调节变量分析包括年龄、接收者、持续时间、交付者和设置，分别在五个独立的荟萃回归模型中检验，以避免多重共线性。所有分析在R软件中使用metafor和clubSandwich包完成。

**3 结果**

**3.1 搜索流程结果**：初始检索获得9984篇文章，去重后筛选6149篇摘要，162篇进入全文审查，最终57篇符合标准。2025年补充检索后新增8篇，共纳入65篇。其中43篇提供了足够数据用于荟萃分析。

**3.2 纳入研究的特征**：研究发表于2004–2025年，55%为RCT，45%为集群RCT。平均质量分数为15分（范围12–17）。大多数研究来自西方国家，目标年龄为2–5岁（77%），干预多在学前机构（29%）、在线（20%）或医疗保健（12%）环境中实施。98%的干预为多成分干预，除屏幕时间外常涉及肥胖（62%）、饮食（69%）、身体活动（71%）等结局。大部分使用家长报告测量屏幕时间，仅一项研究使用客观工具（TV Allowance）。

**3.3 叙述性综合：屏幕时间减少**

**3.3.1 交付者**：研究团队交付的干预成功比例最高（78%成功），而学校教师和医疗保健人员交付的成功率较低（分别为0%和42%）。

**3.3.2 设置**：医疗保健环境中的干预成功比例较高（50%完全成功），在线干预次之（69%部分或完全成功），学校环境中的成功率较低（47%）。使用多种交付方式的干预较为成功（68%）。

**3.3.3 接收者**：仅以照顾者为接收者的干预成功比例最高（79%），而同时针对儿童和照顾者的干预并未更优。

**3.3.4 年龄组**：针对0–2岁儿童的干预中，70%报告成功或部分成功，高于2–5岁组的59%。但后者的效应量更大。

**3.3.5 干预持续时间**：短期（<8周）和长期（>12个月）干预的成功比例均为56%，而中期（9周–12个月）干预成功率较低（59%未达到目标）。

**3.3.6 数据收集方法**：使用验证问卷的研究成功比例（71%）高于简单家长报告（52%）。

**3.3.7 多成分干预**：干预目标数量越多，成功比例越低；仅聚焦屏幕时间或仅有一个共同干预的研究全部成功。

**3.4 荟萃分析**：43项研究的汇总效应量为g=0.16（95% CI [0.01, 0.31], p=0.036），但异质性极高（I²=96.83%）。调节分析表明，年龄是唯一显著调节变量：针对2–5岁儿童的干预效应显著大于0–2岁组（β=0.31, p=0.038）。其他调节变量（接收者、持续时间、交付者、设置）无显著效应。

**4 讨论**

**4.1 干预设置和交付者**：在线和医疗保健环境中的干预相对成功，但医院内干预多由研究团队交付，可能反映更高的协议遵行度。学校干预效果不佳，尤其当由教学人员交付时，可能由于教师负担重导致的低遵行度。提高实施忠实性是关键。

**4.2 干预接收者**：仅以照顾者为目标更有效，因为照顾者是家庭决策者，能够改变家庭环境和自身行为。仅以儿童为目标的效果较差，联合干预并未体现额外优势。

**4.3 儿童年龄组**：0–2岁组更易成功可能得益于更高的照顾者接受度和医疗保健接触，而2–5岁组效应量更大，可能因基线屏幕时间更高及干预敏感性差异。效果大小与成功比例应分别解释。

**4.4 干预持续时间**：短期和长期干预的成功率相似，但中期效果较差，可能与中途参与度下降有关。最佳持续时间仍需进一步研究。

**4.5 优势和局限性**：优势包括聚焦高质量证据（仅纳入随机设计）和详细分析干预特征。局限性包括：仅英文发表、多数研究在西方国家进行、效应量计算受限（部分研究数据不可用）、未作为连续变量分析年龄、依赖统计显著性而非临床意义、多成分干预无法分离活性成分、几乎全部依赖家长报告（存在偏倚）。未来需发展客观测量工具。

**4.6 结论**：本系统评价纳入65项RCT，多数干预达到屏幕时间减少目标，荟萃分析支持其有效性。最高成功比例出现在短期或长期、由研究团队交付、以照顾者为目标、针对0–2岁儿童的干预中。但2–5岁组效应量更大。协议遵行报告不足是主要问题。研究结果为未来学龄前儿童屏幕时间干预设计提供了依据。