黃寶瑩，譚健怡，劉 晴，張東枚，徐華富，黃珍惠，程金群，任志強，鄧凱升，李紅娟 ，郜艷暉 ，4*

（1.南方醫(yī)科大學(xué) 南方醫(yī)院增城分院，廣東 廣州 511300；2.廣東藥科大學(xué) 公共衛(wèi)生學(xué)院，廣東 廣州 510315；3.北京體育大學(xué) 運動人體科學(xué)學(xué)院，北京 100084；4.暨南大學(xué) 基礎(chǔ)醫(yī)學(xué)與公共衛(wèi)生學(xué)院，廣東 廣州 510632）

1 身體活動不足、久坐行為和睡眠不足的健康危害

隨著人們生活水平的不斷提高，身體活動不足、久坐行為（sedentary behavior，SB）和睡眠不足等不良生活方式越來越普遍。截至2016年，全球年齡標準化的身體活動不足流行率達到27.5%（Guthold et al.，2018），其中女性和兒童青少年尤為嚴重，11～17歲學(xué)生身體活動不足率高達 81.0%（Regina et al.，2020）。世界衛(wèi)生組織（World Health Organization，WHO）統(tǒng)計指出，身體活動不足是導(dǎo)致非傳染性疾病和死亡的主要風(fēng)險因素之一，亟需進行針對性干預(yù)（WHO，2021）。2018年，WHO提出“全球身體活動行動計劃”（Global Action Plan on Physical Activity），以完成2030年青少年體育活動不足相對減少15%的新目標。除身體活動不足外，全球各年齡段人群的SB和睡眠障礙等問題也呈嚴峻態(tài)勢。國外調(diào)查顯示，兒童青少年平均久坐8.6 h，占清醒時間的62%（Colley et al.，2011），成年人工作日每天久坐時間高達12 h，非工作日也不少于9 h（Madina et al.，2015）。成人睡眠時間不足（＜7 h）的檢出率高達64.9%（Liu et al.，2016），兒童青少年和成人均有不同程度的難以入睡、睡眠持續(xù)時間短等睡眠問題（Mi‐chael et al.，2013）。不良的生活方式與疾病息息相關(guān)。大量研究表明，身體活動不足、睡眠不足和久坐不動等不良生活方式與肥胖、心血管疾病、糖尿病及癌癥等非傳染性疾病的日益增多及全因死亡率升高密切相關(guān)（Brown et al.，2012；Rezende et al.，2016；Yin et al.，2017）。因此，全面系統(tǒng)地研究身體活動、SB和睡眠等因素與健康結(jié)局的關(guān)系具有重大的公共衛(wèi)生意義。

2 等時替代研究方法在身體活動健康效應(yīng)領(lǐng)域研究概述

2.1 傳統(tǒng)（非成分）等時替代模型的提出

以往研究多把身體活動、SB和睡眠看作孤立的研究因素，分別來探討這些因素與健康結(jié)局的關(guān)聯(lián)。實際上，從行為學(xué)角度看，人一天的總活動時間（24 h）是恒定的，不同行為活動之間相互依賴，一種行為時間的增加或減少，必然導(dǎo)致其他行為總體時間降低或增加。孤立地關(guān)注某一行為活動時間的健康效應(yīng)是片面的。例如，多數(shù)個體在一天之內(nèi)可能同時積累大量的SB和中高強度身體活動（moderate-to-vigorous physical activity，MVPA）時間，甚至由于MVPA時間較高而出現(xiàn)補償性的久坐時間過長。對這類人群來說，雖具備較高的MVPA水平，但因久坐時間過長，仍然會面臨較高的健康風(fēng)險。Shanahan等（2001）認為，只有從某一活動與其他活動功能關(guān)系的角度來看待投入某一活動的時間才是有充分意義的。這種認識催生了從探索孤立的單個行為所花費的時間與某些健康結(jié)果之間的關(guān)系，轉(zhuǎn)變?yōu)樘剿魅粘Ｐ袨橹g時間的內(nèi)在相互作用和重新分配與健康之間的關(guān)系。由此，學(xué)者們逐漸提出考慮身體活動、SB和睡眠時間導(dǎo)致身心健康綜合效應(yīng)的觀念。Tremblay等（2007）提出人類最佳健康需要睡眠、SB和身體活動間的平衡，應(yīng)將所有這些行為綜合在一起考慮。此外，提出行為階段理論的Prochaska（2008）也認為不能僅考慮單一行為（如身體活動行為）對個體健康的影響，而應(yīng)該綜合考慮個體的多個行為，充分探究多種行為變化對個體健康結(jié)果產(chǎn)生的綜合效應(yīng)。

2009年，Mekary等（2009）首次將等時替代模型（iso‐temporal substitution model，ISM）引入身體活動的健康促進研究領(lǐng)域，采用ISM分析不同行為所占的時間及不同行為時間的重新分配與人體體質(zhì)量變化的關(guān)系。ISM是一種基于多元回歸線性模型的虛擬分析方法，其思想源于營養(yǎng)流行病學(xué)調(diào)查（Willett et al.，1997），用于觀察不同營養(yǎng)素攝入與各種疾病間的關(guān)系，為了評估特定營養(yǎng)素的作用，在相互替代時需控制總能量攝入恒定。與總能量攝入類似，人的一天只有恒定的24 h，其中活動時間包括各強度身體活動、SB和睡眠，一種行為時間的變化必然導(dǎo)致剩余行為總體時間改變。與飽和脂肪對冠心病的辯證影響（用飽和脂肪替代反式脂肪有益，用飽和脂肪替代不飽和脂肪有害）類似，不同行為活動給人體健康帶來的影響不僅取決于特定活動，還取決于它所取代的活動。例如，30 min MVPA替代30 min SB和替代30 min的睡眠，導(dǎo)致的身體質(zhì)量指數(shù)（body mass index，BMI）變化并不相同。先前的流行病學(xué)研究大多數(shù)孤立地分析了每種行為之間的聯(lián)系，沒有考慮到其他共同依賴行為的轉(zhuǎn)移。MVPA通常只占一天時間的5%左右，而剩余約95%的低強度身體活動（light-intensity physical activity，LPA）、SB和睡眠等多種行為間也相互作用并對健康產(chǎn)生重要影響。目前，越來越多的研究表明LPA與很多健康益處相關(guān)（Fuzeki et al.，2017），過短或過長睡眠時間均與死亡率增加相關(guān)（Yin et al.，2017）。因而，對個人身心健康發(fā)展而言，探究如何科學(xué)合理分配24 h行為活動連續(xù)譜的各部分時間更具應(yīng)用價值。利用ISM，可從群體角度量化24 h各行為時間使用相互替代所導(dǎo)致的健康收益，精準定位使健康效益最大化的24 h行為活動連續(xù)譜時間分配平衡點，為公共衛(wèi)生政策制定提供極具價值的量化依據(jù)。

2.2 傳統(tǒng)ISM原理

傳統(tǒng)ISM以多元線性回歸分析為基礎(chǔ)。本實例目的為探究身體活動（包括MVPA和LPA）、SB和睡眠之間時間重新分配對成人 BMI的影響。用 t、t、t、t、t分別表示MVPA、LPA、SB、睡眠和總活動時間，假設(shè)研究者關(guān)注MVPA、LPA和睡眠替代SB產(chǎn)生的效應(yīng)，則替代模型如下：

模型（1）中未放入SB時間，b～b分別表示用其中一種活動行為替代未放入活動行為的效應(yīng)，即分別表示用MVPA、LPA和睡眠替代SB所產(chǎn)生的理論效應(yīng)。其中，t=t＋t＋t＋t，對于每個個體而言，t是個常數(shù)（等時性），取值≤24 h（1 440 min）。同理，模型中把t換成t，則可觀察到其他行為替代MVPA產(chǎn)生的效應(yīng)。同時，模型允許調(diào)整其他混淆變量。例如，若想得到10 min的替代效果，則總活動的每個組成部分在進入模型前除以常數(shù)10。此外，還可根據(jù)研究目的，將各行為分解成子行為，如把久坐行為細分成視屏和非視屏?xí)r間等。

2.3 成分ISM的提出及改進

與傳統(tǒng)的非成分ISM使用各行為時間的絕對量不同，Pedi?i?（2014）將傳統(tǒng) ISM 加以發(fā)展，提出活動-平衡模型（activity balance model）（圖 1），并隨后提出時間使用流行病學(xué)的概念及研究（framework for viable integrative research in time-use epidemiology，VIRTUE）框架（Pedi?i? et al.，2017），這一框架也逐漸被國內(nèi)學(xué)者關(guān)注。

圖1 活動平衡模型（Pedi?i?，2014）Figure 1.Activity Balance Model（Pedi?i?，2014）

活動-平衡模型是研究睡眠、SB、站立時間、LPA和MVPA時間與健康結(jié)局之間關(guān)系的一個理論框架。該模型認為每天的時間限制為24 h，因此，各行為時間使用數(shù)據(jù)傳達的是相對信息而不是絕對信息，也就是說，時間數(shù)據(jù)實際上屬于成分數(shù)據(jù)，使用時間的絕對量進行ISM分析會導(dǎo)致多重共線性問題，以各行為活動為自變量時應(yīng)首選成分數(shù)據(jù)分析方法（compositional data analysis，CoDA），將各行為時間使用作為一個結(jié)構(gòu)性整體來研究。Chastin等（2015）提出在成分數(shù)據(jù)框架下進行ISM分析的思路，先對各行為活動的時間數(shù)據(jù)進行等距對數(shù)比（isometric log ratio，ilr）轉(zhuǎn)換，然后用轉(zhuǎn)換后的時間數(shù)據(jù)擬合線性回歸模型，接著對模型各系數(shù)進行ilr逆轉(zhuǎn)換，得到各成分與結(jié)局變量在單形空間擬合的回歸系數(shù)，并據(jù)此計算變化預(yù)測矩陣，最后根據(jù)變化預(yù)測矩陣計算時間重新分配后產(chǎn)生的效應(yīng)，以便解釋響應(yīng)變量的變化。這樣不僅解決多重共線性，又可從整體角度分析所有行為時間變量的綜合影響。然而，變化預(yù)測矩陣的計算仍有不足。該矩陣中的每一項由一對成分系數(shù)的對數(shù)比乘以常數(shù)1/（2D）計算得出（D為時間數(shù)據(jù)中的成分個數(shù)），即每個條目僅從2個成分系數(shù)計算得到，沒有考慮其余的成分系數(shù)。然而2個成分之間的比率不可避免地會改變自身與其他成分之間的比率，只關(guān)注2個成分系數(shù)的算法會導(dǎo)致預(yù)測結(jié)果的不準確。

因此，Dumuid等（2018b）在研究身體活動、SB和睡眠時間對學(xué)齡兒童肥胖的影響時提出了新的成分ISM分析方法。他認為，由于成分數(shù)據(jù)只攜帶相對信息，重新分配原始時間（如10 min）的概念是虛擬的。然而，每天的時間使用成分是閉合的，可通過線性調(diào)整使各成分的總和為有意義的總量（如24 h，即1 440 min）。一旦時間使用成分調(diào)整成總和1 440 min，每個時間成分的值代表該成分花費的分鐘。同樣地，如果時間使用構(gòu)成用比例來表示，則重新分配的時間也可以用比例來表示。因此，可以考慮將原始時間從一部分重新分配到另一部分。然而，這僅可用各成分的幾何均值作為起始成分，用時間重新分配后的各時間成分的預(yù)測值減去起始成分的預(yù)測值來代表其中2種行為活動時間重新分配后產(chǎn)生的效應(yīng)大小。此計算方法利用了各時間成分的完整ilr坐標集進行預(yù)測，彌補了變化預(yù)測矩陣忽略剩余2個成分的信息所導(dǎo)致的預(yù)測結(jié)果有誤，可更全面、準確地估計時間重新分配后對健康結(jié)果的影響。

2.4 成分ISM原理

2.4.1 時間數(shù)據(jù)的成分屬性

成分數(shù)據(jù)為非負多元數(shù)據(jù)，和為常數(shù)，通常指觀測對象關(guān)于某個指標多個不同部分的觀測值在總量中的比值數(shù)據(jù)，所有比值總和為1（定和限制）。時間使用數(shù)據(jù)本質(zhì)上是一種具有特殊內(nèi)在特征的多元成分數(shù)據(jù)，表現(xiàn)為各成分值非負，只在有限區(qū)域內(nèi)分布且分量總和恒定，即滿足“定和約束”。根據(jù)研究目的，一天的行為活動可由各種子行為的組合方式組成，但無論何種組合方式，總時間恒定為24 h。例如，一天中的24 h由MVPA、LPA、SB、睡眠這4個部分組成，滿足以下公式：

在相應(yīng)地縮放各時間使用成分的前提下，一天時間的總和還可以表示為1 440 min，100%或1。這種尺度縮放性和擾動不變性是CoDA的基本原則之一，即無論使用何種尺度，分析結(jié)果都是相同的。因為每個人的總時間相同，成分數(shù)據(jù)關(guān)注各行為活動時間占總時間的比例所提供的相對量信息，而單位變換后某行為的時間絕對量和總時間的絕對量不影響分析結(jié)果。

2.4.2 成分數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述

成分數(shù)據(jù)的樣本空間屬于標準的單形空間，一般用于傳統(tǒng)歐式空間的描述統(tǒng)計量（如算術(shù)平均數(shù)和標準差等）不符合成分數(shù)據(jù)的幾何形狀。在單形空間中，成分數(shù)據(jù)的集中趨勢統(tǒng)計量為其各成分的幾何均數(shù)。由于單個成分的方差不包含成分間相互依賴的任何信息，而一個成分的變化必然引起其他成分變化，成分數(shù)據(jù)的離散趨勢用變異矩陣來描述，其中變異矩陣元素越接近0，相應(yīng)2個成分對數(shù)比方差越小，成分間比例共同依賴性越強（Boogaart et al.，2013）。

2.4.3 ilr轉(zhuǎn)換

目前，CoDA主要有2種：1）基于成分間的對數(shù)比變換，即通過原始變量的對數(shù)比變換將單形空間映射到標準歐式空間，再用傳統(tǒng)的多變量統(tǒng)計方法分析，包括非對稱對數(shù)比轉(zhuǎn)換、中心對數(shù)比轉(zhuǎn)換和ilr轉(zhuǎn)換；2）可基于單形空間中的適當分布直接對CoDA建模，該分布要滿足有界域，如Dirichlet分布。其中，Egozcue等（2003）提出的ilr轉(zhuǎn)換方法目前在CoDA中應(yīng)用最為廣泛。ilr通過構(gòu)建標準正交基進行轉(zhuǎn)換，以使CoDA從單形空間映射到歐式空間，消除CoDA的定和限制，同時保持轉(zhuǎn)換前后向量的加法、數(shù)乘、內(nèi)積運算結(jié)果不變，實現(xiàn)了單形空間到歐式空間的等價變換。根據(jù)參考的正交基，可以構(gòu)造不同類型的ilr坐標（Boogaart et al.，2013），ilr坐標可與非成分協(xié)變量（如性別、年齡等）一起納入統(tǒng)計模型。通過順序二進制分區(qū)（sequential binary partition，SBP）構(gòu)建的ilr坐標廣泛應(yīng)用于時間流行病學(xué)的成分多元方差分析、成分判別分析和成分聚類分析等研究中（Dumuid et al.，2017；Filzmoser et al.，2012）。如果需要可解釋的ilr坐標，SBP可基于專業(yè)知識并針對特定的研究目的進行構(gòu)建。然而，對于成分ISM來說，任何SBP均適用，以將感興趣的成分放在第1位的標準正交基為例。假設(shè)x=(x，x，…，x)∈ S，為 D 元成分數(shù)據(jù)，ilr轉(zhuǎn)換公式如下（Egozcue et al.，2003）：

式 中，x為 第 k個 成分 ；k=i+1，i+2，…，D；i=1，2，…，D-1。經(jīng)上式轉(zhuǎn)換，D元數(shù)據(jù)由D-1個 ilr坐標表示，第1個ilr坐標由放置在成分數(shù)據(jù)第1位的成分x與剩余成分的幾何均值的對數(shù)比計算得出。這樣，關(guān)于第一成分x在時間使用分布中的相對重要性（相對于剩余成分）的所有信息都包含在第1個ilr坐標中。因此，通過依次重新排列各成分位置，讓每一成分都放置首位1次，得到D個排列方式，可分別獲取各成分的所有信息。

2.4.4 成分ISM

假設(shè)24 h分解成D元成分數(shù)據(jù)x=(x，x，…，x)∈ S，采用ilr轉(zhuǎn)換［式（3）］后，建立結(jié)局變量y的多元線性回歸模型（Dumuid et al.，2019b）：

i=1，2，…，D-1；β，β，…，β為回歸系數(shù)；ε為隨機誤差項。回歸系數(shù)β解釋為與除第一成分外的其他成分相比，第一成分所花時間與y的關(guān)聯(lián)強度。

前已述及，成分數(shù)據(jù) x=(x，x，…，x)中各成分集中趨勢統(tǒng)計量的描述應(yīng)采用幾何均值，如第i成分的幾何均值g(i=1，2，…，D)表示為：

式中，n為第i成分的總觀測值個數(shù)，x表示第i成分的第1個觀測值。將幾何均值向量g=(g，g，…，g)代入式（3），經(jīng) ilr轉(zhuǎn)換后得到向量 z=(z，z，…，z)，代入回歸模型（4）可得到群體水平的預(yù)測值 y。

考慮各行為活動時間的替代效應(yīng)時，假設(shè)從成分x重新分配時間比例△t到成分 x，i≠j∈ (1，2，…，D)，如將成分x分配 t=10 min 給成分 x，則△t=10/1 440，且 0＜t＜x，分配后第j個成分和第i個成分的時間如下：

式中，g、g分別為第 j、i個成分 x、x的幾何均值。假設(shè)其他成分的時間（各成分的幾何均值）保持不變，把虛擬的成分數(shù)據(jù)g=(g，g＇，…g＇，g)∈S代入式（3）進行ilr轉(zhuǎn) 換 后 ，得 到 z=(z，z＇g＇，…，z＇g＇，…，z)，再 將 其 代 入 回 歸模型式（4）后 ，得 到 y＇＇＇…，z＇＇。則第 j個成 分分配△t時間到第i個成分后結(jié)局變量y的平均變化量△y如下：

以各行為活動時間數(shù)據(jù)為例，考慮其他行為替代睡眠的作用時，可將t作為第一成分，根據(jù)式（3）經(jīng)ilr轉(zhuǎn)換后，得到：

將ilr轉(zhuǎn)換后的z、z和z作為多元線性回歸模型［式（4）］中的解釋變量，以預(yù)測結(jié)局y，則ilr變換后的線性預(yù)測模型如下：

同理，上述方法也可用于個體水平上的虛擬預(yù)測。

2.5 傳統(tǒng)和成分ISM的應(yīng)用進展

目前，24 h時間使用流行病學(xué)框架已在國際研究中廣泛接受。根據(jù)24 h活動行為時間使用研究，Tremblay等（2016）發(fā)布了加拿大兒童和青少年的24 h行為活動指導(dǎo)指南。隨后，澳大利亞、新西蘭、南非、芬蘭、克羅地亞和WHO也先后發(fā)布了24 h活動指南。與此同時，ISM這一研究策略也在身體活動健康促進研究領(lǐng)域被廣泛采納?；仡櫧暄杆僭龆嗟南嚓P(guān)文獻，ISM主要應(yīng)用于研究各類人群24 h行為活動連續(xù)譜對體成分、體質(zhì)健康、心肺健康、抑郁癥狀、生活質(zhì)量和全因死亡等多種健康結(jié)局的影響。例如，Lepp?nen等（2017）采用傳統(tǒng)ISM分析SB、LPA和MVPA對學(xué)齡前兒童體成分和體質(zhì)健康的影響，發(fā)現(xiàn)MVPA參與時間與12個月后去脂體質(zhì)量和身體素質(zhì)顯著相關(guān)；Oviedo-Caro等（2020）使用成分ISM分析發(fā)現(xiàn)增加MVPA時間對維持懷孕中期婦女的心肺健康至關(guān)重要；Cruz等（2020）使用成分ISM發(fā)現(xiàn)SB與老年人抑郁癥狀相關(guān)；Rosen等（2020）在一項長達15年的隊列研究中運用成分ISM發(fā)現(xiàn)增加MVPA時間可降低心血管疾病和全因死亡的風(fēng)險。然而，目前僅有Biddle等（2018）和Dumuid等（2018a）的應(yīng)用研究中比較了傳統(tǒng)ISM和成分ISM這2種方法的結(jié)果差異。

通過在PubMed檢索2009年1月—2020年11月身體活動促進健康領(lǐng)域中采用傳統(tǒng)ISM、成分ISM和CoDA進行分析的論文，檢索詞分別為“Isotemporal Substitution”和“Compositional data”and（“Physical activity”O(jiān)R“Seden‐tary”O(jiān)R“Sleep”）。檢索結(jié)果表明，從論文總量上看，采用CoDA的論文已達97篇，且逐年增加，可見CoDA在身體活動促進健康領(lǐng)域應(yīng)用愈發(fā)廣泛。此外，采用傳統(tǒng)ISM的論文（124篇）較采用成分ISM的更多（50篇），但從2018年開始，采用成分ISM的論文數(shù)量迅速上升，并在2020年11月超越了傳統(tǒng)ISM（圖2）。

圖2 采用傳統(tǒng)ISM、成分ISM和CoDA的論文統(tǒng)計Figure 2.Statistics of Published Articles Using Traditional ISM，Compositional ISM and CoDA

3 實例分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

實例分析數(shù)據(jù)來自美國全國健康和營養(yǎng)調(diào)查（National Health and Nutrition Examination Survey，NHANES），這是一項采用多階段分層整群隨機抽樣的橫斷面研究，由美國健康與人類服務(wù)部、疾病控制與預(yù)防中心和國家衛(wèi)生統(tǒng)計中心共同開展，每2年進行1次。由于NHANES僅在2005—2006年使用加速度計收集身體活動數(shù)據(jù)，其余年份通過問卷調(diào)查收集，故選2005—2006的客觀數(shù)據(jù)進行身體活動實例分析。

3.2 研究對象

從2005—2006年參與NHANES調(diào)查的10 348名美國居民中選取年齡≥20歲的成年人，排除MVPA、LPA、SB、睡眠和BMI其中1項缺失的個體，最終納入3 088人。

3.3 變量定義

3.3.1 自變量和結(jié)局變量

本研究的自變量為平均每天MVPA、LPA、SB和睡眠的使用時間。其中MVPA、LPA和SB的使用時間由ActiGraph AM-7164加速度計獲得。參與者被要求連續(xù)7天在腰部佩戴加速度計（睡覺或洗澡時除外）。加速度計以每分鐘的活動計數(shù)來記錄身體活動的強度。非佩戴時間定義為至少連續(xù)60 min零計數(shù)的時間段（McGregor et al.，2021）。一天至少佩戴10 h加速度計為有效天，一周的有效天數(shù)至少為4天（Frith et al.，2018）。每分鐘計數(shù)閾值＜100 min歸類為SB，100～2 020 min為LPA，＞2 020 min為MVPA。計算SB、LPA和MVPA在有效天數(shù)內(nèi)的總時間后，換算為有效天內(nèi)平均每天SB、LPA和MVPA時間。根據(jù)問卷問題“你通常每晚實際睡眠多少小時?”確定睡眠用時。用24 h減去睡眠用時，剩余時間按SB、LPA和MVPA間的比例進行線性調(diào)整。結(jié)局變量BMI根據(jù)體質(zhì)量/kg除以身高/m的平方確定。

3.3.2 協(xié)變量

人口特征變量包括性別和年齡。其他行為變量（如吸煙和飲酒）均由研究對象自我報告獲得。其中根據(jù)問題“您一生中至少抽過100支煙?”“您現(xiàn)在抽煙嗎?”分為從不吸煙、以前吸煙和現(xiàn)在吸煙；終生飲酒＜12杯定義為不飲酒，終生飲酒≥12杯但過去一年沒有飲酒定義為過去飲酒，每周飲酒≤14杯的男性和每周飲酒≤7杯的女性定義為適量飲酒，每周飲酒＞14杯的男性和每周飲酒＞7杯的女性定義為過量飲酒（Taylor et al.，2016）。

3.3.3 統(tǒng)計分析

應(yīng)用傳統(tǒng)ISM和成分ISM探究MVPA、LPA、SB和睡眠之間重新分配15 min對BMI的影響，并分別在MVPA和SB、LPA和睡眠之間重新分配一系列時間（以10 min為增量，從10 min至60 min），對整個時間再分配過程中BMI的估計值變化進行了圖解說明。其中，成分ISM分析采用R軟件中的包compositions和robCompositions完成。

3.4 結(jié)果

3.4.1 研究對象的基本特征及24 h活動行為情況

研究對象的平均年齡為（50.37±18.26）歲；BMI均值為（28.67±6.31）kg/m。其他基本情況見表1。研究對象平均每日睡眠、SB、LPA和MVPA時間的算術(shù)均值和幾何均值以及24 h內(nèi)的百分比見表2。

表1 研究對象的基本特征Table 1 Basic Characteristics of the Subjects

表2 研究對象24 h活動行為情況Table 2 The 24 h Activity Behavior of the Subjects

3.4.2 各行為活動時間使用間的依賴性關(guān)系

24 h行為活動四成分的成分對數(shù)比方差見表3。其中，成分間的共同依賴性大小為睡眠和SB最大，MVPA和睡眠次之，而MVPA和SB最小。

表3 研究對象24 h行為活動成分對數(shù)比的變異矩陣Table 3 Variation Matrix of the Log Ratio of the 24 h Behavioral Activity Components of the Subjects

3.4.3 成分和傳統(tǒng)ISM的實證比較

如表4所示，除LPA和SB之間的重新分配，其他成分之間重新分配15 min對BMI的影響均有統(tǒng)計學(xué)意義。傳統(tǒng)ISM和成分ISM結(jié)果一致顯示用15 min的MVPA分別替代睡眠、SB和LPA能夠顯著降低BMI。此外，傳統(tǒng)ISM和成分ISM結(jié)果均表明，涉及MVPA的重新分配結(jié)果與較高的BMI估計值變化量有關(guān)，除與MVPA自身效應(yīng)有關(guān)外，還可能與MVPA在時間使用構(gòu)成中所占的比例相對較?。◣缀尉禐?9.2 min/d）有關(guān)，MVPA 15 min的變化代表了接近50%的變化。相比之下，睡眠15 min的變化僅代表了3.5%的變化。如圖3所示，傳統(tǒng)ISM和成分ISM結(jié)果均顯示，隨著重新分配時間增加，BMI估計值變化量的絕對值增加。

綜合表4和圖3，可看出2種方法的分析結(jié)果存在以下差異：1）相同兩成分間重新分配15 min，傳統(tǒng)ISM和成分ISM的BMI估計值變化量不等，由表4可知，有統(tǒng)計學(xué)意義的BMI估計值之中，傳統(tǒng)ISM與成分ISM對應(yīng)結(jié)果的相對差異為4%～61%（計算方式為傳統(tǒng)ISM和成分ISM估計值間的絕對差異除以2個模型的匯總估計值），傳統(tǒng)ISM和成分ISM結(jié)果的較大差異似乎與較高BMI估計值有關(guān)；2）成分ISM結(jié)果顯示，2個活動成分之間重新分配后對BMI的估計值的改變是非對稱的，例如，15 min的SB替代MVPA，BMI預(yù)期增加1.76，但15 min的MVPA替代SB，BMI預(yù)期減少0.68，而傳統(tǒng)ISM結(jié)果是對稱的；3）成分ISM中BMI的估計值差異與重新分配時間量不成線性比例，但傳統(tǒng)ISM顯示重新分配時間和BMI的變化量呈線性關(guān)系。

表4 MVPA、LPA、SB和睡眠之間重新分配15 min對BMI的影響Table 4 The Effect of 15 min Reallocation between MVPA，LPA，SB，SLEEP on BMI △BM（I95%CI）

圖3 MVPA分別和睡眠、SB和LPA重新分配時間引起的BMI估計值變化Figure 3.Changes in BMI Estimates Caused by Reallocation between MVPA and SLEEP，SB，LPA

4 討論

目前，很多學(xué)者已經(jīng)意識到時間數(shù)據(jù)的成分屬性，但對于傳統(tǒng)ISM和成分ISM在身體活動研究領(lǐng)域的優(yōu)劣比較暫未達成共識。傳統(tǒng)ISM的開發(fā)者團隊堅持認為傳統(tǒng)ISM才是適合分析身體活動的模型，成分ISM只是另一種等價形式（Mekary et al.，2019）。傳統(tǒng)ISM的優(yōu)點在于計算更為直觀、便于理解，且在建立體育活動指導(dǎo)方案時可以給出統(tǒng)一的時間標準。然而，傳統(tǒng)ISM也確有局限性。首先，24 h活動行為的時間數(shù)據(jù)，本質(zhì)上是成分數(shù)據(jù)，屬于標準的單形空間，傳統(tǒng)ISM把時間視為歐式空間中的無約束向量，忽視了時間數(shù)據(jù)的成分屬性，無法避免多重共線性問題。其次，傳統(tǒng)ISM只要求關(guān)注變量在一天中的分配情況及與健康結(jié)局的關(guān)系，但一天中任何一個行為時間的改變必然會導(dǎo)致另一個或多個其他行為時間的相應(yīng)改變，如身體活動時間增多必須以久坐或睡眠時間減少為代價。雖然增加身體活動時間對人體健康是有益的，但相應(yīng)減少的久坐或睡眠時間也會對健康產(chǎn)生有益或有害的影響，故傳統(tǒng)ISM對一天中24 h各種具體行為活動的時間分配所產(chǎn)生的綜合健康效應(yīng)尚不明確。最后，傳統(tǒng)ISM忽視了各行為活動的起始時間，結(jié)局變化只與重新分配的時間相關(guān)，也就是說，MVPA的起始成分是30 min/d或150 min/d等都與結(jié)局變化無關(guān)。所以，傳統(tǒng)ISM無法根據(jù)不同的日常時間使用成分與結(jié)局的相關(guān)性或行為活動的增加或減少去檢測相關(guān)性中的不對稱性，也無法識別到維持行為活動的重要性，以及對起始活動成分不同的人（如活躍的兒童和久坐兒童）而言行為改變是否與結(jié)局存在關(guān)聯(lián)。但這些信息對于公共衛(wèi)生干預(yù)策略制定是極具價值的。相比之下，成分ISM的結(jié)局預(yù)測值考慮了起始成分，更符合時間的相對性質(zhì)。事實上，成分ISM利用ilr坐標表示時間數(shù)據(jù)，可解決多重共線性這一統(tǒng)計問題，并提供了更為精準的不同行為活動間重新分配后產(chǎn)生的效果。同時，越來越多的學(xué)者把成分ISM應(yīng)用在身體活動的健康促進領(lǐng)域。誠然，成分ISM也存在不足。首先，ilr轉(zhuǎn)換中不能包含0。目前常用的解決方法是用合理的小數(shù)值替換0或只分析非零子集等。其次，成分ISM也是基于線性模型，可能會對模型擬合造成限制。如Pérez-Foguet等（2017）提出，未來應(yīng)用更靈活的、能夠檢測非線性關(guān)系的建模方法來擴展ISM的范圍。

本研究將傳統(tǒng)ISM和成分ISM運用于分析美國成人MVPA、LPA、SB和睡眠之間重新分配15 min對BMI的影響。傳統(tǒng)ISM和成分ISM結(jié)果一致顯示，MVPA是行為活動成分中最重要的行為，MVPA替代其他行為與BMI的降低量有關(guān)，這與以往以成人（Biddle et al.，2018）、老年人（Dumuid et al.，2018a）和青少年（Dumuid et al.，2019b）為研究對象的ISM研究結(jié)果一致。此外，成分ISM的不對稱結(jié)果表明，減少MVPA時間對BMI增加的效應(yīng)大于增加等量MVPA時間對BMI降低的效應(yīng)。例如，用15 min SB替代MVPA引起B(yǎng)MI估計值增加量（1.76）比用15 min MVPA替代SB引起B(yǎng)MI預(yù)測值降低量（0.68）多，提示減少高于平均水平的不利行為（如SB）的收益比增加有益行為（如MVPA）更大。然而，當睡眠和SB被LPA替代時，沒有觀察到降低BMI的有利結(jié)果。這與一項澳大利亞的成人橫斷面研究（Mekary et al.，2019）以及一項青年體力活動和健康指標的系統(tǒng)綜述（Dumuid et al.，2018b）結(jié)論一致。然而，一項關(guān)于西班牙孕婦的橫斷面研究結(jié)果卻顯示LPA替代睡眠和SB可降低BMI（Oviedo‐Caro et al.，2020）?？梢姡琇PA和肥胖的關(guān)系是混合的。有學(xué)者認為，是加速度計中LPA切點的差異導(dǎo)致了這些不一致的結(jié)果（Poitras et al.，2016）。綜上，研究認為美國成人日?；顒有袨榈淖兓c肥胖之間存在關(guān)聯(lián)，MVPA的增加和SB的減少都與BMI降低有關(guān)。研究結(jié)果為公共衛(wèi)生指南提倡增加身體活動時間提供了科學(xué)證據(jù)，應(yīng)建議增加或維持成人的MVPA時間并盡量減少久坐時間，從保障睡眠的角度出發(fā)，提倡成人從SB和LPA分配時間到MVPA。本研究中實例分析的局限性在于，NHANES是橫斷面研究，無法洞察因果關(guān)系的方向。此外，由于加速度計佩戴缺失時間可能對SB、LPA影響更大，本文將加速度計佩戴缺失時間按SB、LPA和MVPA的比例進行線性調(diào)整的方法可能某種程度上會高估MVPA，低估SB和LPA。

5 結(jié)語

時間使用已成為大規(guī)模公共衛(wèi)生干預(yù)的一個研究熱點。本文詳細闡述并比較了傳統(tǒng)ISM和成分ISM，以促進該方法在時間使用流行病學(xué)研究中的應(yīng)用。傳統(tǒng)ISM在分析閉合空間時間數(shù)據(jù)時的不足難以忽視，而近年來興起的成分ISM能夠確定特定健康結(jié)局的最佳時間使用交換方案，可為時間使用和健康結(jié)局之間的關(guān)系研究提供可靠的證據(jù)，成分ISM在身體活動健康促進領(lǐng)域的應(yīng)用具有十分重要的意義。成分ISM在時間數(shù)據(jù)研究的使用仍屬于新興領(lǐng)域，諸多模型理論和身體活動健康促進的應(yīng)用都值得進一步研究。