超越单纯的体力活动：探究青少年每日活动模式与心理健康之间的关联

《Mental Health and Physical Activity》：Beyond Total Physical Activity: Exploring Whether Between-day Patterns are Associated with Mental Health in Adolescents

　　林王 | 艾伦·R·巴克 | 布拉德·梅特卡夫 | 丽莎·普莱斯
英国埃克塞特大学健康与生命科学学院公共卫生与运动科学系

**摘要**
研究表明，青少年在不同天内的身体活动（PA）模式存在差异，但其对心理健康的影响尚不明确。本研究探讨了青少年日内身体活动模式与抑郁和焦虑症状之间的关联，并考察了发展因素（如性别、青春期）是否对这些关联具有调节作用。数据来源于澳大利亚儿童纵向研究（Longitudinal Study of Australian Children）。使用11-12岁时的加速度计数据来分析身体活动模式：周末身体活动占总身体活动（TPA）的比例、最活跃两天内的身体活动比例以及日内活动变化的可变性（7天内TPA的标准差及连续两天间TPA变化的标准差）。在12-13岁和14-15岁时评估了心理健康结果（抑郁、焦虑和情绪问题）。最终分析共纳入803名参与者（女性403名，平均基线年龄为11.9±0.3岁）。结果表明，11-12岁时周末身体活动比例较高与14-15岁时较低的抑郁水平（p=0.02）和焦虑水平（p=0.03）相关；而最活跃两天内的身体活动比例较高及日内活动变化较大则与12-15岁期间较高的抑郁和焦虑水平相关（p值范围为0.008-0.04）。调节分析显示，这种关联在女性和青春期前的青少年中更为显著。青少年时期的日内身体活动模式与心理健康存在关联。增加周末活动量、减少日内活动变化并保持足够的每日身体活动可能有助于促进青少年的心理健康。

**1. 引言**
青少年的心理健康是一个重要的全球性健康问题（Thapar等，2022）。全球五分之一的青少年受到心理健康问题的影响，其中抑郁和焦虑尤为普遍（WHO，2023）。心理健康问题会导致一系列负面后果，包括学业表现下降（Oakley等，2022）、认知发展受阻（Lazarus & Folkman，1984；Beck，2002）、身体健康受损（Goldstein等，2016；Koenig等，2016）以及生活质量下降（Greenberg等，2021；Chaiton等，2009）。世界卫生组织（WHO）建议儿童和青少年每周平均进行60分钟的中等到高强度身体活动（MVPA）。此外，每周至少三天应包括高强度有氧运动和力量训练活动，以支持身心健康（WHO，2021）。先前的研究表明，身体活动与儿童和青少年的抑郁和焦虑症状减轻有关（Biddle等，2019；Korczak Madigan & Colasanto，2017；McDowell等，2019）。尽管有充分证据表明身体活动对儿童和青少年的抑郁和焦虑有益，但以往的研究主要集中在每周的身体活动总量上（Alshallal等，2024；Yang Corpeleijn & Hartman，2023；Booth等，2023），而这些研究并未揭示身体活动模式（如不同天数之间的活动差异）。身体活动模式指的是一天或一周内身体活动的累积情况（Trost等，2000；Rowlands & Hughes，2006）。鉴于身体活动具有动态性且在一天内和不同天之间存在波动（Fairclough Butcher & Stratton，2007；Rowlands Eston & Ingledew，1999），研究这些模式对于理解身体活动与心理健康的关系至关重要。这种变化可能受学校日程、课外活动以及社会和环境因素的影响（Long等，2013；Brooke等，2016）。一些儿童和青少年可能将每周的活动集中在特定几天，而另一些则更均匀地分配到一周内（Gomes等，2020；Wilkin等，2006；Marshall等，2022）。一周内身体活动模式的差异可能影响心理健康结果（Ahn & Fedewa，2011；Biddle等，2019），但目前尚无研究探讨青少年日内身体活动模式与抑郁和焦虑之间的关联。具有稳定身体活动模式的青少年可能更能维持生理调节，并通过活动获得定期的社交互动和压力缓解（Smith等，2025；Wang等，2025b；Nexha等，2024；White等，2024）。平日与周末之间的活动差异也可能存在，例如，儿童在周末通常活动较少（Trost等，2000；Rowlands Pilgrim & Eston，2008；Alshallal等，2024；Janda等，2025），这可能对心理健康产生影响。这种差异可能是由于周末与平日的生活习惯、社交互动和环境的不同所致（Bau等，2025；Kontostoli等，2022），进而影响身体活动及相关心理益处（Alshallal等，2024；Costa等，2022）。探讨这些模式与人口统计因素的关系很重要，因为青春期状态、社会经济地位（SES）、性别和体脂率等因素可能影响总身体活动量（TPA），并影响一周内身体活动的累积方式（Wickel，2009；Sun等，2014；Olds等，2023；Rowlands Pilgrim & Eston，2008）。这些人口统计因素也可能调节身体活动与心理健康结果（包括抑郁和焦虑）之间的关联（White等，2024；Lubans等，2016）。

**2. 方法**
2.1. 数据集
本研究使用了澳大利亚儿童纵向研究（LSAC，2002：https://growingupinaustralia.gov.au）及其子数据集——儿童健康检查点（Child Health CheckPoint，MCRI，2020：https://www.mcri.edu.au/research/projects/about-the-child-health-checkpoint）的数据。LSAC研究已获得澳大利亚家庭研究伦理委员会的审查和批准，该委员会隶属于国家健康与医学研究委员会（NHMRC）（LSAC，2002）。儿童健康检查点数据获得了皇家儿童医院（墨尔本）人类研究伦理委员会的批准（编号33225）。作者于2023年6月申请访问LSAC数据集，并于同年8月获得批准。

2.2. 参与者
当前研究的初始样本量为3,381名参与者，来自LSAC。纳入标准为：拥有儿童健康检查点数据（11-12岁），以及第7波（12-13岁）和第8波（14-15岁）的心理健康结果数据。

2.3. 身体活动数据
身体活动数据来自儿童健康检查点（11-12岁）。使用GENEActiv加速度计（Activinsights Ltd，英国；Kimbolton，剑桥郡）在非主导手腕上连续佩戴8天，采样频率为50 Hz（LSAC，2019；Clifford等，2019）。原始加速度数据被聚合为60秒的时间段，然后根据已发布的阈值对活动强度进行分类（Phillips Parfitt & Rowlands，2013）。只有那些佩戴时间达到600分钟以上的有效数据才被纳入分析，符合LSAC数据集的报告协议（Fraysse等，2019）。如果参与者有7个有效数据日（包括5个上学日和2个周末日），则其身体活动数据被纳入分析，因为这种方法具有较高的可靠性（Trost等，2000），更适合进行日内分析。TPA指7天内的总身体活动量，涵盖轻度、中等到高强度的身体活动。

在筛选过程中，共有522名参与者因未在两个时间点都提供心理健康数据而被排除，剩余2,993名。其中1,497名没有身体活动数据，最终样本量为1,685名。排除标准包括：每日佩戴时间少于600分钟（n=729）、TPA为0分钟（n=3）或周末有效天数少于2天（n=50）。此外，缺少某些协变量（如体脂率n=7和青春期发展阶段n=64）的参与者也被排除。最终分析的样本量为803名（女性403名，图1）。

**2.4. 身体活动模式**
除了TPA外，还根据以往研究的方法计算了四个身体活动模式指标（Lear等，2024；Pulsford等，2025）：
- **周末身体活动比例（Propweekend）**：表示周末完成的总身体活动比例。较高值表示周末身体活动积累较多，计算公式如下：
$$\text{Propweekend} = \frac{\text{TPA}_{\text{周末日}}{\text{TPA}_{\text{7天}}$$
其中$\text{TPA}_{\text{周末日}}$表示两个周末日的身体活动分钟数，$\text{TPA}_{\text{7天}}$表示7天内的总身体活动分钟数。
- **最活跃两天内的身体活动比例（Prop2MD）**：表示最活跃两天内的身体活动比例。较高值表示这两天的身体活动积累较多，计算公式如下：
$$\text{Prop2MD} = \frac{\text{TPA}_{\text{最活跃两天}}{\text{TPA}_{\text{7天}}$$
- **7天内身体活动标准差（SD7days）**：表示7天内活动变化的幅度。较高值表示活动更不规律，计算公式如下：
$$\text{SD7days} = \sqrt{\frac{\sum_{i=1}^{7}(\text{TPA}_i - \text{TPA}_{\text{平均}})^2}{6}}$$
其中$\text{TPA}_i$表示第i天的身体活动分钟数，$\text{TPA}_{\text{平均}}$表示7天内的平均身体活动分钟数。
- **连续7天内身体活动标准差（SD7consecutive）**：表示连续7天内身体活动变化的幅度。较高值表示每天活动差异较大，表明日常活动非常不规律，计算公式如下：
$$\text{SD7consecutive} = \sqrt{\frac{\sum_{i=1}^{7}(\text{TPA}_i - \text{TPA}_{i-1})^2}{6}}$$
其中$\text{TPA}_{i-1}$表示第i-1天的身体活动分钟数。

2.5. 心理健康结果**
使用LSAC数据集中的12-13岁和14-15岁青少年数据：
- **短期情绪和感受问卷（Short Mood and Feelings Questionnaire, SMFQ）**：通过13个项目测量抑郁水平。该问卷在6-17岁儿童和青少年中显示出良好的内部可靠性（Cronbach’s alpha范围为0.85-0.87）。回答基于过去两周的情况，评分范围为0-26分，分数越高表示抑郁程度越严重（Angold Costello & Messer，1995）。
- **短期斯宾斯儿童焦虑量表（Short Spence Children’s Anxiety Scale, SCAS）**：通过8个项目测量焦虑水平。该量表在7-14岁儿童和青少年中显示出良好的内部可靠性（Cronbach’s alpha为0.80，Spence，1998）。回答基于过去六个月的情况，评分范围为0-24分，分数越高表示焦虑症状越严重（Spence，1998）。
- **优势与困难问卷（Strengths and Difficulties Questionnaire, SDQ）**：通过家长报告版本测量情绪问题。情绪问题子量表包含5个项目，显示良好的内部一致性（Cronbach’s alpha为0.68，Goodman Lamping & Ploubidis，2010；Goodman，1997）。回答基于过去两周的情况，评分范围为0-10分，分数越高表示情绪问题越严重（Goodman Lamping & Ploubidis，2010；Goodman，1997）。

2.6. 协变量**
协变量包括年龄（岁）、性别（女性；男性）、家庭社会经济地位（SES）、体脂率和青春期状态。体脂率通过生物电阻抗分析（InBody230，Biospace Co.，首尔）得出，然后除以身高平方（m2）得到体脂率（Shypailo & Wong，2020）。青春期状态通过青春期发展量表（PDS，Petersen等，1988）进行测量。该工具分别评估了男性和女性的多个青春期指标。男性和女性都被询问了身高增长、阴毛发育和皮肤变化的情况。此外，男性还特别被评估了面部毛发生长和声音变化的情况，而女性则被要求报告乳房发育和初潮的情况。这些项目由参与者使用从“尚未开始”到“完全完成”的四点李克特量表进行自我报告（LSAC，2021年，Clifford等人，2019年）。青春期状态被分为五个类别：青春期前（阶段1）、早期青春期（阶段2）、中期青春期（阶段3）、晚期青春期（阶段4）和青春期后（阶段5）。在当前研究中，由于只有少数参与者处于青春期后阶段，因此晚期青春期和青春期后阶段被合并为一个组。

社会经济地位（SES）是通过澳大利亚统计局开发的区域社会经济指数（SEIFA）之一——相对社会经济优势/劣势（IRSAD）来评估的。这些十等分位数从最低到最高排列。最低的10%的区域被赋予1的分位数值，接下来的10%被赋予2的分位数值，依此类推，直到最高的10%的区域被赋予10的分位数值。较高的分位数表示较高的社会经济优势（Statistics，2021年）。

描述性统计量为所有连续变量建立，正态分布的数据以均值±标准差（SD）表示。对于非正态分布的数据，提供中位数和四分位数范围（IQR）。分类变量以频率和百分比（n/N [%]）的形式总结。为了比较组间差异（例如，男性与女性），如果数据呈正态分布，则使用t检验；如果数据分布非正态，则使用Wilcoxon秩和检验。分类变量使用皮尔逊卡方检验进行比较（Lee，2022年）。

身体活动模式与健康结果之间的关联通过针对每个结果变量的单独回归模型进行调查。使用残差图评估回归模型的正态性、线性和同方差性（Verran & Ferketich，1984年；Nobre & da Motta Singer，2007年）。根据调整后的R2值评估不同身体活动模式对抑郁和焦虑的解释能力（Sureiman & Mangera，2020年）。进行了部分F检验，以正式评估在仅包含协变量的模型中加入身体活动模式指标后解释能力的提升。

每个线性回归模型都考察了11-12岁时的身体活动模式与12-13岁和14-15岁时的抑郁、焦虑和情绪问题结果之间的关系，以及从一个时间点到下一个时间点的变化。12至15岁的变化模型调整了12-13岁时的基线心理健康状况。对于每个结果，应用了以下回归模型结构：

模型1（协变量模型）：包括年龄、性别、社会经济地位和脂肪质量指数，用于预测结果。

模型2：在协变量模型中加入11-12岁时的总身体活动量（TPA），以确定TPA是否在协变量效应之外与结果显著相关。

模型3：通过将四种“每天之间的”身体活动模式分别添加到模型2中来独立测试它们：3a：周末日的TPA比例（Propweekend）；3b：两个最活跃日的TPA比例（Prop2MD）；3c：7天内TPA的标准差（SD7days）；3d：连续7天内TPA的标准差（SD7consecutive）。

模型4：将模型3a-3d中显著的TPA模式指标同时添加到模型2中，以评估这些模式是否独立地导致12至15岁期间抑郁和焦虑水平的降低。

交互项检验了协变量是否调节了这种关联。在模型1和2中识别出的任何显著交互项都在模型3和4中进行了调整。分类变量与身体活动模式之间的交互作用进一步使用每个组的边界进行呈现（Williams，2012年）。所有统计分析均使用Stata 18.5进行。结果以p值呈现，统计显著性水平为p < 0.05（Thiese Ronna & Ott，2016年）。计算了每个模型中所有预测因子的方差膨胀因子（VIFs），并在补充材料2的表1-3中报告了每个模型的VIF信息。

**结果**

3.1. 参与者特征

共有803名参与者（400名男性，403名女性）被纳入分析（见图1）。表1展示了参与者在11-12岁时的描述性特征、人口统计信息和TPA指标，以及12-13岁和14-15岁时的心理健康测量结果。在年龄、SES或BMI状况方面，性别之间没有差异。女性的绝对BMI和脂肪质量指数高于男性，且青春期阶段的分布因性别而异。女性的抑郁和焦虑得分显著高于男性。此外，14-15岁时的抑郁和焦虑得分在男性和女性中普遍高于12-13岁时的得分。TPA方面没有显著的性别差异。女性的Propweekend得分高于男性，而男性的Prop2MD、SD7days和SD7consecutive得分较高。

表1. 按性别划分的参与者描述性特征

| 特征 | 男性 | 女性 |
|----------------|-----------|-----------|
| 年龄（11-12岁，均值±标准差） | 11.9 (0.3) | 11.9 (0.3) |
| 脂肪质量指数 | 3.52 (2.61-5.37) | 3.23 (2.33-4.75) |
| BMI（kg/m2） | 18.28 (16.74-20.59) | 18.03 (16.68-20.14) |
| BMI状况 | 0.96 | 0.96 |
| 不超重/肥胖 | 77.8%，n=62 | 78.2%，n=31 |
| 超重 | 14.0%，n=11 | 13.7%，n=55 |
| 肥胖 | 8.0%，n=6 | 8.0%，n=32 |
| 青春期发展阶段 | < 0.001 | < 0.001 |
| 早期青春期 | 10.0%，n=81 | 74.0%，n=60 |
| 中期青春期 | 26.1%，n=21 | 83.3%，n=175 |
| 晚期青春期/青春期后 | 12.3%，n=99 | 15.0%，n=15 |
| 社会经济地位（SES） | 0.24 | 0.24 |
| 低SES | 51.0%，n=41 | 49.0%，n=196 |
| 高SES | 48.9%，n=39 | 51.0%，n=204 |
| 12-13岁心理健康（均值±标准差） | 12.4 (0.5) | 12.4 (0.4) |
| 抑郁（2-5分） | 2 | 2 |
| 焦虑（5-7分） | 5 | 5 |
| 抑郁与焦虑（1-3分） | 1 | 1 |
| 14-15岁心理健康（均值±标准差） | 14.3 (0.4) | 14.2 (0.4) |
| 抑郁（3-9分） | 3 | 2 |
| 焦虑（5-7分） | 5 | 6 |
| 抑郁与焦虑（1-3分） | 1 | 1 |
| 每天之间的TPA指标 | TPA 0.28 | TPA 0.28 |
| 平均每天分钟数 | 311 (266-357) | 309 (265-352) |
| 每周平均分钟数 | 1762 (1522-2038) | 1661 (1463.5-1908.5) |
| 每周平均LPA | 189 (1610-2142) | 251 (217-291) |
| 每周平均MVPA | 372 (234-520) | 441.5 (305.5-618) |
| 12-15岁变化 | -0.002 | -0.002 |
| 抑郁 | -0.002 | -0.002 |
| 焦虑 | -0.002 | -0.002 |
| 情绪 | 0.00 | 0.00 |

注：数据以（均值±标准差或IQR）的形式呈现。对于连续变量，使用t检验来测试遵循正态分布的数据的差异，对于不遵循正态分布的数据使用Wilcoxon检验。对于分类变量，使用卡方检验来评估组间差异。p值 < 0.05被认为具有统计显著性。

3.2. 每天之间的TPA指标与心理健康

TPA与任何心理健康结果均无显著关联。相比之下，在调整了协变量和TPA后，每天之间的模式指标显示出与心理健康结果的关联，如模型3a-d所示（表2和补充材料2：回归模型3a-d的结果）。具体来说，对于给定的每周TPA水平，周末积累的TPA比例较高与较低的抑郁和焦虑水平相关。相反，两个最活跃日积累的时间比例较高，以及较大的每天之间的变异性模式与较高的抑郁和焦虑水平相关（表2和补充材料2）。这些关系在横断面和纵向分析中普遍一致，在12-15岁期间观察到显著结果（补充材料2：表5）。这些关联受到性别、SES、脂肪质量指数和青春期发展的调节。在包括周末日TPA比例、两个最活跃日TPA比例、7天内TPA的标准差或连续7天内TPA的标准差的模型（模型3a-d）中，调整后的R2值显著高于模型2在12-15岁期间的R2值（补充材料2：表1-3）。模型在12-15岁变化得分方面的表现最好，R2值范围为0.10至0.44，而在其他时间点的R2值较低（0.02-0.11）。

表2. 11-12岁时的TPA和每天之间的TPA模式指标与12-15岁期间的心理健康（n=803）

| | TPA | Propweekend | Prop2MD | SD7days | SD7consecutive |
|------------|---------|---------|---------|-------------|
| 12-13岁抑郁 | 0.01 | -0.002 | -0.24 | -6.38 |
| 12-15岁抑郁 | 0.24 | -5.07 | -92.39 |
| 12-15岁焦虑 | 0.01 | -0.005 | -89.85 |
| 12-15岁变化 | -0.002 | -48.91 | -89.85 |
| 12-13岁焦虑 | 0.00 | -0.002 | -35.27 |
| 12-15岁情绪 | 0.00 | -0.0009 | -61.52 |
| 14-15岁抑郁 | 0.00 | -0.002 | -33.26 |
| 14-15岁焦虑 | 0.00 | -0.002 | -88.40 |
| 12-15岁变化 | 0.00 | -0.001 | -12.37 |
| 12-15岁情绪 | 0.00 | -0.002 | -12.37 |

3.3. 性别与每天之间的TPA指标和心理健康

性别在横断面和纵向分析中始终观察到调节效应。在14-15岁的青少年中，周末总体身体活动（TPA）比例较高与较低的焦虑得分相关，且这种关联在女性中比在男性中更为显著（标准β值分别为-0.37和-0.21，p=0.006），这一变化在12-13岁到14-15岁期间同样明显（差异p=0.01）（补充材料2：表2）。同样，在12-13岁的青少年中，周末TPA比例较高与较低的情绪得分相关，且这种关联在女性中比在男性中更为显著（差异p=0.01），在14-15岁的青少年中也是如此（差异p=0.03）（补充材料2：表3和表4）。在14-15岁的青少年中，周末TPA比例较高与较低的抑郁得分相关，且这种关联在女性中比在男性中更为显著（差异p=0.04），这一变化在12-15岁期间同样明显（差异p=0.03）（补充材料2：表4）。在7个连续天内TPA的标准差较大与较高的抑郁得分相关，且这种关联在14-15岁的青少年中在男性中比在女性中更为显著（差异p=0.07），在12-15岁期间的变化中也是如此（差异p=0.05）（补充材料2：表1）。此外，在7个连续天内TPA的标准差较大与较高的情绪得分相关，且这种关联在12-13岁的青少年中在男性中比在女性中更为显著（差异p=0.04）（补充材料2：表3）。

3.4. 青春期状态对每日总体身体活动模式指标与心理健康的影响
研究发现，青春期状态调节了TPA模式指标与心理健康之间的关联。具体而言，这种关联在青春期前的青少年中比在其他阶段更为显著（补充材料2）。在青春期前的青少年中，周末TPA比例较高通常与较低的心理健康得分更密切相关（抑郁：β=-0.41；焦虑：β=-0.49），而在青春期早期（抑郁：β=-0.21；焦虑：β=-0.25）、中期（抑郁：β=-0.14；焦虑：β=-0.24）以及后期/后期阶段（焦虑：β=-0.25）中则不那么显著（补充材料2：表1和表2）。在青春期前的青少年中，周末最活跃两天的TPA比例较高与较高的焦虑水平相关（β=0.56），而在青春期早期（β=0.21）、中期（β=0.23）以及后期/后期阶段（β=0.19）中则不那么显著（补充材料2：表2）。

无论是横断面还是纵向分析，都一致观察到青春期状态对这种调节作用的影响。在14-15岁的青少年中，周末TPA比例较高与较低的抑郁水平相关，这种关联在青春期前的青少年中比在青春期早期（差异p=0.04）和中期（差异p=0.03）的青少年中更为显著；对于12-15岁期间的抑郁变化，这种关联在青春期前的青少年中比在青春期早期（差异p=0.06）和中期（差异p=0.04）的青少年中更为显著（补充材料2：表1）。在12-13岁的青少年中，周末最活跃两天的TPA比例较高与焦虑水平较低相关，这种关联在青春期早期（差异p=0.02）、中期（差异p=0.06）和后期/后期阶段（差异p=0.006）的青少年中比在青春期前的青少年中更为显著；而在12-15岁期间的变化中，这种关联在青春期早期（差异p=0.05）、中期（差异p=0.07）和后期/后期阶段（差异p=0.02）的青少年中比在青春期前的青少年中更为显著（补充材料2：表2）。在14-15岁的青少年中，周末TPA比例较高与较低的焦虑水平相关，且这种关联在青春期前的青少年中比在后期/后期阶段的青少年中更为显著（差异p=0.03）（补充材料2：表4）。

3.5. 社会经济地位（SES）对每日总体身体活动模式指标与心理健康的影响
研究发现，社会经济地位调节了TPA模式指标与心理健康之间的关联。在较低SES组中，每日TPA的变异性较大以及周末最活跃两天的TPA比例较高与心理健康的相关性更强（补充材料2：表1-3）。在7天内TPA的标准差较大与较低SES组的较高抑郁得分相关（β=0.12 vs β=-0.30），与较高SES组相比；在7天内TPA的标准差较大与较低SES组的较高情绪得分相关（β=0.20 vs β=-0.11）。在较低SES组中，周末最活跃两天的TPA比例较高与较高的焦虑水平相关（β=0.45 vs β=-0.01）。无论是横断面还是纵向分析，都一致观察到社会经济地位的调节作用。在12-13岁的青少年中，7天内TPA的标准差较大与较高的抑郁水平相关（差异p=0.02）（补充材料2：表1）。同样，在14-15岁的青少年中，7天内TPA的标准差较大与较高的抑郁水平相关，且在较低SES组中的关联更为显著（差异p=0.02）（补充材料2：表1）。此外，在14-15岁的青少年中，7天内TPA的标准差较大与较高的情绪得分相关，且在较低SES组中的关联更为显著（差异p=0.05）和在12-15岁期间的变化中也是如此（差异p=0.05）（补充材料2：表3）。

对于焦虑，较低SES组中，周末最活跃两天的TPA比例较高与较高的焦虑得分相关，且这种关联在12-13岁的青少年中（差异p=0.05）、14-15岁的青少年中（差异p=0.01）以及12-15岁期间的变化中（差异p=0.07）在较低SES组中更为显著（补充材料2：表1）。在12-13岁的青少年中，周末最活跃两天的TPA比例较高与焦虑水平较低的相关性在青春期早期（差异p=0.02）、中期（差异p=0.06）和后期/后期阶段（差异p=0.006）的青少年中比在青春期前的青少年中较低；而在12-15岁期间的变化中，这种关联在青春期早期（差异p=0.05）、中期（差异p=0.07）和后期/后期阶段（差异p=0.02）的青少年中比在青春期前的青少年中更低（补充材料2：表2）。在14-15岁的青少年中，周末TPA比例较高与较低的焦虑水平相关，且这种关联在青春期前的青少年中比在后期/后期阶段的青少年中更为显著（差异p=0.03）（补充材料2：表4）。

4. 讨论
本研究考察了青少年每日TPA模式指标与心理健康之间的横断面和纵向关联，并评估了性别、青春期阶段、社会经济地位和体脂指数（SES）的调节作用。总体而言，周末积累的TPA比例较高与较低的抑郁和焦虑水平相关，而活动集中在最活跃的两天或每日变异性较大的模式与较差的心理健康结果相关。这些关联独立于TPA本身，并且在12-15岁的青少年中保持一致。调节分析发现了这些关联中的亚组差异：周末积累的TPA比例较高与较低的抑郁和焦虑水平的相关性在女性和青春期前的青少年中更为显著。虽然活动集中在最活跃的两天或每日变异性较大的关联与较高的抑郁和焦虑水平相关，但这些效应在男性、较低SES的青少年以及后期/后期阶段的青少年中更为显著。

4.1. TPA与心理健康之间的关联
TPA常被用来研究其与心理健康之间的关联（Poitras等人，2016；Korczak Madigan & Colasanto，2017；Kandola等人，2022）。关于TPA与心理健康之间关系的证据尚无定论（Poitras等人，2016；Biddle等人，2019）。与早期观察性研究报道的TPA与心理健康之间存在显著关联（Martikainen等人，2012；Bell等人，2019；Haapala等人，2025；Wiles等人，2012）以及一项系统评价报告TPA与较低的抑郁水平相关（OR=0.98，95%CI [0.96,1.00]，p=0.05）（Wang等人，2025a）相比，本研究未发现TPA与心理健康结果之间存在显著关联。这些结果与先前报道的加速度计测量的TPA与青少年抑郁和焦虑无关的研究一致（Hrafnkelsdottir等人，2018；Barth Vedoy等人，2021）。

本研究未发现TPA与心理健康之间的显著关联可能是因为样本中的TPA水平较高且变异较小，这可能限制了检测到显著关联的能力（Hrafnkelsdottir等人，2018；Barth Vedoy等人，2021；Haapala等人，2025）。此外，TPA是一个粗略的测量指标，可能包括了一些心理效益有限的活动（Maher等人，2018；Backes等人，2022），例如在轻度身体活动中积累的时间较多，这可能限制了其对心理健康益处的捕捉能力（Fairclough等人，2021；de Faria等人，2022）。此外，观察到的关联不一致性或差异可能源于方法学上的差异，例如样本大小（例如，Haapala等人（2025）：n=187 vs. Wiles等人（2012）：n=2,951）、研究设计（例如，Hrafnkelsdottir等人（2018）：横断面 vs. Bell等人（2019）：纵向设计）、协变量调整（例如，Barth Vedoy等人（2021）：SES、BMI和季节性 vs. Bell等人（2019）：性别、年龄、种族、SES、学校、睡眠等）以及身体活动监测持续时间（例如，Barth Vedoy等人（2021）：至少3天 vs. Bell等人（2019）：至少4天）。

TPA本身可能缺乏足够的稳健性和敏感性来研究其与心理健康之间的关联。因此，本研究考虑了多个活动模式变量，而不仅仅是总体TPA，以了解活动在一天中的组成和分布如何影响青少年的心理健康。

4.2. 体育活动模式：周末TPA
在本研究中，周末TPA的比例是影响心理健康的一个重要因素。尽管关于周末活动的先前证据有限，但Toseeb等人（2014）研究了736名14-15岁的英国青少年，发现周末的中等至高强度身体活动（MVPA）与三年随访时的抑郁症状无关。同样，Kjellenberg等人（2022）研究了1,139名12-14岁的瑞典青少年，发现周末MVPA与焦虑之间没有显著关联。相比之下，本研究发现周末积累的TPA比例较高与较低的抑郁和焦虑水平显著相关，无论是横断面还是纵向分析都是如此。与此一致的是，Alshallal等人（2024）研究了1,983名13-14岁的青少年，发现较高的周末TPA与女性更好的幸福感相关（未标准化β=0.07）。这些差异可能是因为周末积累的TPA比例代表了一个比MVPA指标更敏感的模式指标（Janda等人，2025），因为TPA在工作日和周末之间的变化可能更大。周末TPA可能包括自发的休闲或社交活动（Dore等人，2016），并且可能涉及在特定日子与同伴一起进行更多的户外活动（Pan等人，2021），或参与与父母一起的社交活动（Olds等人，2023），这些可能对抑郁和焦虑有益。周末活动通常比上学日更依赖于自我调节和较少的结构化安排（Alshallal等人，2024；Janda等人，2025），儿童的周末身体活动更多地受到父母和同伴行为的影响（Timonen等人，2021；Birkeland Torbj?rn Torsheim & Wold，2008）。这些因素表明，增加周末TPA、优先考虑活动质量以及家庭和同伴的参与可以最大化心理健康益处。

4.3. 体育活动模式：每日TPA
本研究报道，在最活跃的两天积累的TPA比例较高以及每日TPA的变异性较大与青少年较差的心理健康结果相关。尽管之前没有研究使用这些指标来研究青少年的心理健康，但类似的指标已被应用，例如24小时休息-活动节律指标，显示较高的日间稳定性对9-13岁儿童的心理健康有益（Fairclough等人，2023）。这可能是因为较高的日间变异性意味着青少年在某些日子进行高水平的活动，而在其他日子则很少活动，这可能缺乏定期日常活动对心理健康的累积益处（Maher等人，2018；Fairclough等人，2023）。相比之下，更稳定的TPA模式，如一周内定期和充足的活动，可能提供与一致性相关的生理益处（Lear等人，2024；Donahue等人，2025）。定期活动可能反映出日常生活中更稳定的结构，这可能得到了家庭、学校或社区的支持，进而对心理健康有益（White等人，2024年；Biddle等人，2019年）。先前的研究在探讨加速度计测量的身体活动（PA）与心理健康之间的关联时，通常会调整一些重要的协变量，如性别、社会经济地位（SES）、青春期和脂肪量（Toseeb等人，2014年；Monteagudo等人，2023年；Alshallal等人，2024年）。然而，没有研究测试过性别、SES、青春期阶段和脂肪量指数对这些关联的交互作用，以评估它们对结果的影响。

性别差异可能会影响每日身体活动模式与心理健康之间的关系。在本研究中，女性在周末进行更多中等强度身体活动（TPA）与较低的抑郁和焦虑水平有更强的关联。这与Alshallal等人（2024年）的发现一致，他们报告称周末的身体活动与女孩的心理健康状况改善有关，但与男孩无关。除了身体活动本身的益处之外，女性在周末进行更多中等强度身体活动对心理健康有更大益处的一个可能解释是，周末的活动往往更具自主性，并且可能涉及更多的家庭和朋友参与（Zhao等人，2025年）。这些情境因素可能使女性在更愉快或社会支持性更强的环境中进行活动，从而增强积极情绪和情感健康（Marshall Mackintosh & McNarry，2022年；Sun等人，2014年）。相比之下，男性中较高的日间活动变化性（例如，7天内及连续7天的TPA标准差）对心理健康有更强的负面影响，这可能与他们在日常行为调节方面的差异有关。尽管男性的TPA水平并不显著高于女性，但他们表现出更大的日间变化性（例如，7天内TPA的标准差），表明他们的活动模式比女性更不稳定，这可能解释了为什么高日间变化性与心理健康之间的负面关联在这一群体中更为明显。

本研究观察到，日间活动变化性与较差心理健康之间的关联因社会经济地位（SES）而异。与我们的发现一致，先前的研究表明，较高的SES可能会缓冲或减轻不规律身体活动对心理健康的负面影响（Liu等人，2024年）。这可能与之前的研究结果一致，即SES可以调节成人中等强度身体活动（MVPA）与抑郁之间的关联（Liu等人，2024年）。具体来说，Liu等人（2024年）报告称，对于SES较高的个体来说，增加MVPA对心理健康更有益。这可能是因为SES较高的家庭可以影响身体活动的类型和情境（Olds等人，2023年；Fraysse等人，2019年；Drenowatz等人，2010年），并在有限的时间内提供一些对心理健康的好处（Weimann等人，2025b）。

本研究发现，处于青春期前和早期阶段的个体更容易受到不规律活动模式对心理健康结果的负面影响。可能的解释是，青春期前是一个敏感时期，个体可能对身体活动的变化更为敏感（Weimann等人，2025a；Osborn等人，2018年）。此外，这个阶段的儿童和青少年可能比其他发展阶段更敏感于行为上的不一致性（Wickel，2009年；Sun等人，2014年）。这些发现表明，青春期前的青少年可能从周末的身体活动模式中获得更大的保护作用，但也可能更容易受到每周活动高变化性的潜在负面影响。

**研究的优势与局限性**
本研究首次探讨了儿童和青少年日间身体活动模式与抑郁和焦虑之间的关系，超越了传统上主要依赖总身体活动（TPA）的方法。通过识别哪些类型的活动模式对心理健康有益，本研究能够更深入地理解青少年的身体活动数据。全面的协变量调整减少了残余混杂因素。值得注意的是，本研究包括了整整7天的活动数据，从而增强了研究结果的稳健性。此外，该研究考虑了包括低强度身体活动（LPA）和中等强度身体活动（MVPA）在内的TPA，从而减少了仅使用基于阈值的强度类别来研究这些关联的影响。此外，使用开放获取的数据集为未来研究提供了可比性基础。该研究还考察了不同时间点的心理健康结果，提供了强有力的纵向证据。

然而，基于加速度计的身体活动测量在捕捉环境、活动类型和活动背景等情境信息方面存在局限性。这限制了我们对不同形式身体活动与心理健康之间关系的详细了解。此外，参与者的年龄范围并未涵盖整个儿童和青少年时期，建议未来的研究应包括更广泛的年龄组。日间活动模式也值得在未来的研究中进一步探讨。尽管本研究关注了工作日和周末的TPA及日间累积模式，但并未明确考察活动强度。日间变化性与心理健康之间的关联强度可能因活动强度的不同而有所差异，这需要在未来的研究中进行调查。在本研究中，身体活动数据是按60秒的时间段进行分析的，这可能会将短暂的高强度活动平滑为较低强度的类别，如LPA或MPA。虽然这对基于TPA的分析影响有限，但未来研究在考察日间活动强度变化性时使用更短的时间段可能会更有帮助。

另一个局限性是，身体活动模式变量的主要效应的VIF值大约在10到18之间。这可能是由于模型中包含了涉及相同模式变量的多个交互项，特别是身体活动模式与性别和青春期状态等分类变量之间的交互项。这些交互项可能与相应的模式主要效应共享方差，从而导致VIF值升高。未来样本量更大的研究可能有助于缓解这一问题，并提高模型的稳定性和可解释性。

**结论**
本研究强调了考虑日间变化性和周末活动在理解儿童和青少年身体活动与心理健康关系中的重要性。这项研究为行为一致性及其在心理健康中的作用提供了新的视角。这些发现表明，促进不仅充足而且稳定和规律的身体活动可能更有效地支持青少年的心理健康。从实际角度来看，学校、家庭和公共卫生干预措施可以通过针对日常活动习惯并鼓励持续的参与来受益，尤其是在周末。此外，研究强调了在促进青少年身体活动时需要考虑性别和社会经济地位的个性化方法。展望未来，未来的研究应探索日间和日内活动模式，并结合活动类型、社会环境和背景信息，以更全面地理解身体活动与心理健康之间的关系。纵向研究和干预研究对于确定因果关系和设计通过积极生活方式支持心理健康的策略至关重要。

**作者贡献声明**
Lisa Price：撰写——审阅与编辑、验证、监督、方法学、调查、概念化。
Alan R. Barker：撰写——审阅与编辑、验证、监督、方法学、概念化。
Brad Metcalf：撰写——审阅与编辑、验证、监督、方法学。
Lin Wang：撰写——审阅与编辑、初稿撰写、验证、监督、软件使用、方法学、调查、正式分析、概念化。

**未引用的参考文献**
ANGOLD等人，1995年；BIRKELAND和WOLD，2008年；COSTA等人，2022年；FAIRCLOUGH等人，2007年；GOODMAN等人，2010年；KORCZAK等人，2017年；MARSHALL等人，2022年；PHILLIPS等人，2013年；ROWLANDS等人，1999年；ROWLANDS等人，2008年；THIESE等人，2016年；YANG和CORPELEIJN，2023年。

**提交声明**
本手稿描述的工作尚未以预印本、摘要、已发表的演讲或注册报告的形式发表，也没有在其他地方接受发表。本手稿的发表已得到所有作者的同意，并在适用的情况下得到了进行该工作的机构的主管部门的批准。如果本文被《Mental Health and Physical Activity》杂志接受发表，未经版权持有者的书面同意，不得以相同形式或任何其他语言（包括电子形式）在其他地方发表。我们确认该手稿符合所有相关的期刊出版政策。

**数据可用性**
本研究使用了澳大利亚儿童纵向研究（LSAC）的数据。如果手稿被接受发表，本研究使用的分析代码将在GitHub上公开提供。