西班牙儿童屈光不正的发病率及风险因素：CISViT项目

《Ophthalmic and Physiological Optics》：Incidence and Risk Factors of Refractive Error in Children in Spain: CISViT Project

　　**摘要**

**背景**
近年来，屈光不正（RE），尤其是近视的发病率有所增加，并表现出显著的地理差异。这项前瞻性纵向队列研究旨在评估西班牙东北部一个学校群体中RE的发病率，并确定相关风险因素。

**方法**
该研究自2021年至2024年追踪了来自西班牙东北部一个学校群体的1189名儿童，每约1年进行一次随访（初次随访时平均年龄为8.74岁，第二次随访时为10.00岁）。使用自动屈光仪和未经散瞳的视网膜检影法测量RE。通过初步问卷收集潜在风险因素的数据，如视觉习惯和社会经济状况。

**结果**
初次随访时的球面等效值（SE）为+0.29±0.03 D，在随访时降至+0.14±0.04 D。近视的患病率从基线的12.3%增加到随访时的17.1%。共发现56例新病例，累积发病率为5.4%。在多变量逻辑回归分析中，基线SE≤+1.00 D与临床显著的近视进展相关（比值比（OR）=1.67，95%置信区间1.29–2.16；p<0.001）。父母患有近视与结果显著相关（母亲：OR=23.36，95%置信区间8.33–65.49；p<0.001；父亲：OR=4.25，95%置信区间1.74–10.38；p<0.001）。较低的环境暴露量也与临床显著的近视进展风险增加相关（低暴露组相比高暴露组：OR=9.33，95%置信区间5.89–14.79；p<0.001）。父母的教育水平与近视进展无显著关联，而在经过完全调整的模型中，父母失业与近视进展风险增加相关。

**结论**
在西班牙东北部这个学校群体中，1年内近视的发病率和RE的进展（SE的变化）显著。父母患有近视、减少的户外活动时间以及父母双方失业等因素与临床显著的近视进展风险增加有关（ΔSE≤-0.50 D）。

**要点**
这项纵向研究提供了关于南欧地区近视的新数据，该地区此类数据较为稀缺，结果表明8-10岁儿童的一年内的近视发病率较高，需要采取预防措施。父母患有近视和减少的户外活动时间是导致临床显著近视进展的最强风险因素，这为临床和公共卫生干预提供了明确的目标。社会经济因素，特别是父母失业，与更大的近视进展风险相关，表明家庭环境对屈光发展的影响超出了个体行为的作用。

**引言**
屈光不正（RE），如近视、远视和散光，是儿童群体中常见的视觉障碍，会影响近距和远距的视力。这些状况会显著干扰儿童的学业和社会发展。鉴于其对学校表现和生活质量的影响，早期发现和矫正至关重要。除了发病率外，RE的严重程度也是一个关键因素，因为研究表明，近视导致的视力下降会随着屈光度增加而加剧。远视与阅读困难有关，表明视力不佳可能影响基本学术技能的掌握。除了对学习的影响外，RE还与多种眼部疾病相关。高度远视（≥2 D）与斜视和弱视的风险增加有关，而未经矫正的近视可能导致视觉疲劳和眼部不适。值得注意的是，较高的近视程度会使患严重眼部疾病的风险增加10-40倍。因此，识别出近视儿童有助于实施屈光和药物干预措施以减缓近视进展。

**背景**
近年来，屈光不正（RE），尤其是近视的发病率有所增加，并表现出显著的地理差异。这项前瞻性纵向队列研究旨在评估西班牙东北部一个学校群体中RE的发病率，并确定相关风险因素。

**方法**
该研究自2021年至2024年追踪了来自西班牙东北部一个学校群体的1189名儿童，每约1年进行一次随访（初次随访时平均年龄为8.74岁，第二次随访时为10.00岁）。使用自动屈光仪和未经散瞳的视网膜检影法测量RE。通过初步问卷收集潜在风险因素的数据，如视觉习惯和社会经济状况。

**结果**
初次随访时的球面等效值（SE）为+0.29±0.03 D，在随访时降至+0.14±0.04 D。近视的患病率从基线的12.3%增加到随访时的17.1%。共发现56例新病例，累积发病率为5.4%。在多变量逻辑回归分析中，基线SE≤+1.00 D与临床显著的近视进展相关（比值比（OR）=1.67，95%置信区间1.29–2.16；p<0.001）。父母患有近视与结果显著相关（母亲：OR=23.36，95%置信区间8.33–65.49；p<0.001；父亲：OR=4.25，95%置信区间1.74–10.38；p<0.001）。较低的环境暴露量也与临床显著的近视进展风险增加相关（低暴露组相比高暴露组：OR=9.33，95%置信区间5.89–14.79；p<0.001）。父母的教育水平与近视进展无显著关联，而在经过完全调整的模型中，父母失业与近视进展风险增加相关。

**结论**
在西班牙东北部这个学校群体中，1年内近视的发病率和RE的进展（SE的变化）显著。父母患有近视、减少的户外活动时间以及父母双方失业等因素与临床显著的近视进展风险增加有关（ΔSE≤-0.50 D）。

**介绍**
屈光不正（RE），尤其是近视的发病率近年来有所增加，并表现出显著的地理差异。这项前瞻性纵向队列研究旨在评估西班牙东北部一个学校群体中RE的发病率，并确定相关风险因素。

**方法**
该研究自2021年至2024年追踪了来自西班牙东北部一个学校群体的1189名儿童，每约1年进行一次随访（初次随访时平均年龄为8.74岁，第二次随访时为10.00岁）。使用自动屈光仪和未经散瞳的视网膜检影法测量RE。通过初步问卷收集潜在风险因素的数据，如视觉习惯和社会经济状况。

**结果**
初次随访时的球面等效值（SE）为+0.29±0.03 D，在随访时降至+0.14±0.04 D。近视的患病率从基线的12.3%增加到随访时的17.1%。共发现56例新病例，累积发病率为5.4%。在多变量逻辑回归分析中，基线SE≤+1.00 D与临床显著的近视进展相关（比值比（OR）=1.67，95%置信区间1.29–2.16；p<0.001）。父母患有近视与结果显著相关（母亲：OR=23.36，95%置信区间8.33–65.49；p<0.001；父亲：OR=4.25，95%置信区间1.74–10.38；p<0.001）。较低的环境暴露量也与临床显著的近视进展风险增加相关（低暴露组相比高暴露组：OR=9.33，95%置信区间5.89–14.79；p<0.001）。父母的教育水平与近视进展无显著关联，而在经过完全调整的模型中，父母失业与近视进展风险增加相关。

**结论**
在西班牙东北部这个学校群体中，1年内近视的发病率和RE的进展（SE的变化）显著。父母患有近视、减少的户外活动时间以及父母双方失业等因素与临床显著的近视进展风险增加有关（ΔSE≤-0.50 D）。与屈光发育相关的常见条件（例如弱视、斜视、早产或双眼视觉异常）未被用作排除标准，以反映普通学校人群的情况。样本量使用EpiData version 3.1（epidata.dk）计算，以估计该队列中1年内的近视发病率。假设该年龄段的预期累积发病率为5%，绝对精度为2%，置信水平为95%。在简单随机抽样设计下，所需样本量为456名儿童。由于采用了基于学校的集群抽样计划，因此应用了2.0的设计效应，最终需要至少912名儿童完成随访。假设响应率为80%（即最多有20%的儿童失访或不回应），目标基线样本量为1140名儿童。最终有1189名儿童在基线时被招募，并完成了具有有效屈光测量的1年随访，从而超过了最低所需样本量。

研究于2021年9月至2024年9月进行，每位儿童在两个时间点（初次访问和1年随访时）接受了检查。在每次评估之前，都确认了家长或监护人的知情同意，并向每位儿童详细解释了检查程序。

屈光不正的评估在非睫状肌麻痹的开阔视野条件下，使用Shin-Nippon NVision-K 5001自动验光仪（rexxam.co.jp/eye-care）进行测量。指导儿童注视3米外的目标，并对每只眼睛至少进行三次测量；只有质量信号适当的测量结果被接受，并使用平均值进行分析。为了减少调节性伪影并验证自动验光仪的结果，随后由经验丰富的验光师在昏暗的房间内进行了静态视网膜检查。使用标准雾化技术来放松调节功能：检查开始时使用+1.50至+2.00 D的镜片，然后逐步减少镜片度数，直至达到中和状态。通过添加-0.25至-0.50 D的镜片来检查近视是否逆转，以确认终点。球镜度数（SE）计算为球镜度数加上柱镜度数的一半。如果自动验光仪和视网膜检查结果之间的差异在任何一只眼睛中超过0.50 D，则重新进行测量。如果重复后差异仍≥0.50 D，则将视网膜检查结果作为该眼的最终屈光度。差异<0.50 D被视为临床可接受的，保留自动验光仪的结果。所有分析仅使用右眼的数据。在CISViT队列中的初步分析中，使用皮尔逊相关系数显示右眼和左眼的SE具有非常高的相关性（r = 0.84，95%置信区间[0.82, 0.86]，p < 0.001）。

屈光不正的定义和分类根据右眼的SE进行分类。近视定义为SE ≤ -0.50 D，符合IMI共识定义[21]。正视定义为-0.50 D < SE < +1.00 D，远视为SE ≥ +1.00 D [41, 42]。由于是在非睫状肌麻痹状态下测量的屈光度，因此采用了保守的远视临界值（+1.00 D），以减少由于调节作用导致的潜在远视被误分类为正视的情况[21]。近视发病率在儿童层面定义为基线时非近视（SE > -0.50 D）但在随访时变为近视（SE ≤ -0.50 D）的参与者比例。屈光变化量量化为两次访问之间SE的差异（ΔSE = SE随访 - SE基线）。对于回归分析，主要结果是临床显著的近视变化，定义为随访期间ΔSE ≤ -0.50 D。选择这个阈值是为了超过非睫状肌麻痹测量的预期重复性限制，并代表学龄儿童大约1年内的临床意义变化幅度[43]。

在临床检查前，向家长/监护人分发了结构化的纸质问卷。该问卷是专门为CISViT项目开发的，借鉴了先前关于儿童视觉习惯的研究中的项目，尽管它尚未经过正式的心理测量验证或重测可靠性评估（附录1）。除了生活方式暴露信息外，问卷还收集了关于近视家族史的信息，包括母亲和父亲的近视情况（由家长/监护人自我报告）。家长报告了孩子平日平均每天用于近距离活动（阅读、写作/家庭作业、使用数字设备）和户外活动的时间。根据这些报告计算了加权平均每日持续时间。为了分析，将近距离工作和户外时间分为每天2小时（高暴露 ≥ 2小时/天；低暴露 < 2小时/天），这与流行病学近视研究中常用的阈值一致。SE的评估使用了问卷中报告的父母教育和就业状况。对于每个孩子，任一父母达到的最高教育水平被分为两类（低水平：小学或更低；高水平：中学、大学），并且记录了每位父母的就业状况（受雇或失业）。

图1显示了参与者在整个研究过程中的流动情况。共有1470名儿童完成了基线检查。其中，1209名儿童（占基线的82.2%）在分析时达到了1年随访的时间窗口；剩余的261名（占基线的17.8%）没有参加1年随访。在1209名符合条件的儿童中，1189名（占基线的80.9%）完成了具有有效屈光和问卷数据的1年随访，并被纳入纵向分析，而20名儿童（占基线的1.4%）因问卷数据不完整而被排除。

在基线和随访时分别计算了描述性统计量。使用Kolmogorov–Smirnov检验和视觉检查评估了SE的正态性。由于SE不是正态分布的，使用Mann–Whitney U检验评估了每次访问时SE的性别差异。屈光不正类别（近视、正视、远视）以95%置信区间（CI）的形式总结，并使用皮尔逊χ2检验按性别进行比较。近视发病率定义为从基线时非近视（远视或正视）到随访时变为近视的转变，并使用基线时非近视的分布作为分母进行计算；使用χ2检验评估发病率和屈光类别转变的性别差异。所有检验都是双侧的，p < 0.05被视为具有统计学意义。

对于主要的风险因素分析，使用了多变量二元逻辑回归来识别与临床显著近视变化相关的因素，定义为随访期间右眼SE的ΔSE ≤ -0.50 D。由于因变量基于儿童在两次访问之间的变化，回归模型直接研究了纵向变化。鉴于是非睫状肌麻痹测量，基线SE在所有模型中都是预先包含的。根据生物学合理性和先前的证据预先选择了预测因子，并使用分层建模策略进行输入（无逐步程序）：模型1（年龄、性别、基线SE、父母/母亲的近视），模型2（模型1 + 户外时间和近距离工作暴露），模型3（模型2 + 父母教育和父母就业）。结果以调整后的比值比（aORs）和95%置信区间以及Wald p值呈现。

使用辅助回归模型的容差和方差膨胀因子（VIF）评估行为和社会经济预测因子之间的多重共线性。检查了探索性交互项（年龄×性别和性别×行为因素）；由于它们不具有统计学意义且没有改善模型拟合度，因此没有保留这些项；因此，仅呈现主效应模型。分析使用IBM SPSS（ibm.com）进行，p < 0.05被视为具有统计学意义。

共有1189名学童在基线时参与研究，包括625名男孩（52.6%）和564名女孩（47.4%）。基线时的平均年龄为8.74 ± 0.53岁。同一队列在大约1年后再次进行评估，此时平均年龄为10.00 ± 0.68岁。在两次访问中都分析了球镜度数的平均值。初次访问时，平均SE为+0.29 ± 0.03 D，而在1年随访时，平均SE为+0.14 ± 0.04 D（图2）。随访时两性的平均SE相同（+0.14 ± 0.06 D）。基线时男孩的平均SE略高于女孩（+0.31 D vs +0.27 D）。由于非正态性，使用Mann–Whitney U检验比较了男孩和女孩的平均SE，结果显示基线时没有显著的性别差异（U = 175,89；Z = -0.06；p = 0.95）。

在初次访问时，大多数儿童表现为正视，其次是远视和近视的比例较低。随访时观察到屈光不正向更负值的总体转变，近视的患病率增加。尽管女孩的近视增加略多于男孩，但在初次或随访访问时性别差异并不显著（表1）。

表1显示了初次和随访访问时按性别划分的近视、远视和正视的患病率。表1说明了初次和随访访问时RE（近视、正视和远视）的分布，按性别分层。表格突出了屈光状态的时间变化，显示出近视比例的轻微增加以及男性和女性中正视的相应减少。在整个观察期间，远视的患病率相对稳定。在基线或随访时，屈光不正类别的分布没有显著的性别差异（基线χ2(2) = 0.81，p = 0.67；随访χ2(2) = 3.05，p = 0.22），尽管女孩在两次访问时都表现出轻微但无统计学意义的近视患病率上升趋势。

在随访期间（约1年），在1043名基线时非近视的儿童中发生了56例新发近视，累积发病率为5.4%。女孩的近视发生率高于男孩（36/493 [7.3%] vs 20/550 [3.6%]）；这种性别差异具有统计学意义（皮尔逊χ2(1) = 6.88，p = 0.009）。图3总结了具有完整数据的1189名儿童中随访期间右眼屈光类别的转变，按性别分层（男孩：n = 625；女孩：n = 564）。转变类别分为无变化、远视→正视（生理性转变）、正视→近视和远视→近视。总体而言，154名儿童（12.9%）改变了屈光类别；56名儿童从非近视转变为近视（新发近视；占基线时非近视儿童的56/1043 [5.4%]），这解释了从基线时的146例增加到随访时的202例的近视患病率。男孩和女孩之间的屈光类别转变分布没有差异（χ2(3) = 2.76，p = 0.43）。

在完全数据集的1189名儿童中，随访期间发生了56例新发近视，其中男孩的发病率更高（36/493 [7.3%] vs 女孩的20/550 [3.6%]）。表2按基线屈光类别和年龄组呈现了随访期间右眼SE的变化（ΔSE）。在8-<9岁组，平均ΔSE为-0.04 ± 1.72 D，在9-<10岁组，平均ΔSE为-0.42 ± 1.43 D。在正视儿童中，8-<9岁组的平均ΔSE为0.08 ± 0.90 D，而在9-<10岁组为0.00 ± 1.22 D；ΔSE ≤ -0.50 D的比例在年轻组为24.3%，在年长组为13.4%。在基线时近视的儿童中，平均ΔSE分别为0.00 ± 1.87 D和-0.17 ± 1.45 D。在基线时近视的儿童中，平均ΔSE分别为0.00 ± 1.87 D和-0.17 ± 1.45 D。总体而言，基线时远视或正视的儿童中近视的变化最为明显。

使用多变量二元逻辑回归识别与临床显著近视变化相关的因素，定义为随访期间右眼SE的ΔSE ≤ -0.50 D。在完全调整的模型中（表3），基线时的非睫状肌麻痹SE与结果独立相关（比值比（OR）= 1.67，95%置信区间1.29–2.16，p < 0.001）。父母近视是一个强有力的预测因素：母亲近视（OR = 23.36，95%置信区间8.33–65.49，p < 0.001）和父亲近视（OR = 4.25，95%置信区间1.74–10.38，p < 0.001）与临床显著近视变化的更高几率相关。性别与研究结果无关（p = 0.44）。表3显示了与临床显著近视度变化（ΔSE ≤ –0.50 D）相关的多变量逻辑回归分析。在行为和社会经济因素中，较低的户外暴露时间与较高的临床显著近视度变化几率密切相关（低户外时间组 vs. 高户外时间组：OR = 9.33，95% CI 5.89–14.79，p < 0.001）。近距离工作暴露时间显示出无显著趋势（OR = 1.48，95% CI 0.95–2.31，p = 0.08）。社会经济指标的相关性有限且复杂：父母教育水平与近视度变化无关（父亲 p = 0.41；母亲 p = 0.06），而父母就业状况与近视度变化相关（父亲 p < 0.001；母亲 p < 0.001）（表3）。由于使用了非睫状肌麻痹验光法，这些发现应谨慎解释，尤其是在考虑近视度变化的微小变化时。

讨论：这项纵向研究描述了来自西班牙东北部Terrassa地区的学校队列的屈光变化和近视发生情况，研究对象为小学高年级学生（基线年龄8-9岁），并在大约1年后重新进行了评估。此外，还评估了临床显著近视度变化（ΔSE ≤ –0.50 D）的生物学、行为和社会经济相关因素。基线时，正视眼是最常见的屈光异常类型（71.7%），其次是远视（16.0%）和近视（12.3%）；其中近视是最少见的。1年随访后，近视患病率上升至17.1%。观察到的基线近视患病率与其他学龄队列的报告范围一致，包括波斯尼亚（7-16岁儿童）[44]、澳大利亚（12岁儿童）[45]、美国城市公立学校学生（K-5年级；5-11岁）[46]和爱尔兰（12-13岁儿童）[47]。相比之下，这一比例明显低于东亚地区（例如63.1-76.5%)[48,49,50]和加拿大（11-13岁儿童）[51]的报告值。其他研究报道的患病率较为中等，例如巴基斯坦（5-10岁儿童）[52]，而沙特阿拉伯的一项研究则指出近视患病率较低（12-13岁儿童为4.5%[53]）。然而，这些研究并未严格与当前的8-10岁队列进行年龄匹配，并且在验光方法和近视定义上存在差异（使用睫状肌麻痹法 vs. 非睫状肌麻痹法），这可能影响患病率估计的准确性。因此，跨研究比较应谨慎解读。

这些差异可能反映了环境暴露、地理背景和种族之间的差异，这些因素导致了不同的患病率模式。在东亚地区，高强度的教育需求和有限的户外时间被普遍认为与较高的近视患病率相关；而在欧洲某些地区及本研究中，近视患病率则处于中等水平，这可能反映了不同的视觉习惯和生活方式因素的平衡。值得注意的是，波兰（9-13岁儿童，男女比例为5.7-8.3%[54]和印度（7-15岁儿童，4.4%[55]）报告的近视患病率较低，挪威青少年（16-19岁儿童，12.7%[56]）的近视患病率也相对较低。这些发现强调了近视患病率在不同环境中的广泛差异，解释时应考虑年龄、研究设计、当地行为和教育模式的影响。

基线和随访时，性别与屈光异常分布均未观察到显著差异。这一结果表明，在这个年龄组内，性别并非屈光异常分布的主要决定因素，这与之前的欧洲研究结果一致[2, 57, 58]。然而，当使用适当的非近视对照组计算新发近视发生率时，女孩的1年累计发病率高于男孩（7.3% vs. 3.6%），这一差异具有统计学意义（χ2(1) = 6.88，p = 0.009）。其他队列也报告了这种性别差异，并且这种差异可能在更大年龄组更为明显，需要通过长期纵向研究进行进一步验证[59, 60]。

大多数参与者（75.4%）的屈光状态保持稳定。然而，24.6%的参与者出现了临床显著的近视度变化（ΔSE ≤ –0.50 D）。选择这一阈值作为主要结果是因为它超出了非睫状肌麻痹验光的预期重复性限制，并代表了大约1年内的临床显著变化幅度。重要的是，这一结果涵盖了那些在随访时可能不符合近视定义的儿童；因此，所发现的关联应被视为屈光变化的关联因素，而非近视作为疾病过程的进展。尽管这一亚群比例较小，但由于较高的近视与长期眼部并发症之间的关联[61,62,63,64]，他们代表了高风险人群。

基线时，平均屈光度为+0.29 D，1年后下降至+0.14 D。这一变化趋势表明队列中存在近视化倾向，与先前的研究结果一致[65]。这一进展率（–0.15 D）与英国伦敦的一项研究结果相似[66]，但远低于东亚地区的报告值。例如，Saw等人[67]记录了新加坡7-12岁儿童的年进展率为–0.47 D，而中国顺义区的研究报告的年变化率为–0.42 D[68]。由于本研究中使用的是非睫状肌麻痹验光法且未测量眼轴长度，因此应谨慎解释较小的平均变化；不能直接将屈光变化归因于眼轴延长。

近视发生率为5.4%，低于亚洲其他地区的数据（如香港7-8岁儿童为9%，11-12岁儿童上升至14-18%[69, 70]），进一步凸显了地理和种族差异。多变量分析的结果与先前的研究一致。关于社会经济地位（SES），特别是母亲失业与更大的屈光异常进展相关（SE的更负变化[71]），这可能反映了预防措施（如户外活动）可及性的降低[72]。尽管父母教育水平也显示出类似的趋势，但其效应并不显著，这表明就业状况可能更好地反映了儿童的社会文化环境，正如鹿特丹的一项研究所提出的[36]。这些社会经济关联应谨慎解释：效应大小在不同SES指标间并不一致，SES可能更多地代表了行为和环境暴露的混合因素，而非直接原因。

父母是否患有近视是通过自我报告评估的，没有进行临床验证或严重程度信息，这可能导致分类误差并限制效应大小的准确性。此外，一些观察到的关联（例如父母近视与户外暴露）相对较大，可能部分反映了残余混杂因素和相关暴露或代理影响（例如家庭行为和社会经济背景），尤其是考虑到使用了非睫状肌麻痹验光法且缺乏生物测量数据。因此，这些估计应谨慎解释，不应视为独立的因果效应。

与当前研究结果相反，一些研究发现了不同的模式。例如，在正规学校教育有限的社区（如农村或原住民社区[73, 74]），近视几乎不存在。相反，在教育体系严格的地区[75]，儿童近视发病率急剧上升。这支持了环境因素（教育强度、生活方式和家族史）可能通过多种间接途径影响近视风险的观点。一个关键发现是户外暴露时间的关联：每天户外活动时间≥2小时的儿童表现出较小的屈光变化（较小的近视度变化）和较低的临床显著近视发生几率。这与越来越多的证据一致，这些证据提倡自然光暴露是预防近视的主要策略[76,77,78,79]。相比之下，近距离工作活动与近视发生无显著关联，这与当前文献中的结果一致，即这类关联仍然较弱且不一致[20, 80]。由于问卷调查、分类粗糙和二分化的测量方法，这一无关联的结果不应被过度解读；有限的暴露分辨率可能降低了检测剂量-反应关系的能力。

研究的局限性在于，屈光异常的测量是在非睫状肌麻痹状态下进行的，这可能引入了调节性偏差和较大的测量变异性。这一限制体现在ΔSE的相对较大标准差（表2）上，这些标准差高于使用睫状肌麻痹验光的儿科研究通常报告的值，从而降低了将屈光异常变化作为连续结果分析时的置信度。因此，应谨慎解释较小的平均变化。为了减轻这一问题，在开放视野条件下进行了多次测量，并通过雾状化技术进行了静态检影验证；尽管如此，测量误差和某些分类错误仍然可能发生。为了提高临床可解释性和减少对随机测量噪声的敏感性，主要分析集中在临床显著的阈值（ΔSE ≤ –0.50 D）上；然而，这种方法虽然减轻了限制，但并未完全消除与测量变异相关的限制。

眼轴长度未进行测量，因此无法将屈光变化直接归因于眼轴延长。随访时间相对较短（约1年），限制了对长期趋势的推断，以及对事件较少的结果的稳定性。尽管分析调整了主要协变量（基线屈光度、年龄、性别、父母近视和关键行为/SES指标），但仍无法排除残余混杂因素。行为暴露（户外时间和近距离工作）和父母近视/SES指标是通过特定于研究的问卷和宽泛的分类（例如每天≥2小时）由父母报告的，这可能导致回忆误差和非差异性分类，从而可能减弱关联。特别是，父母近视是通过自我报告评估的，没有进行临床验证或严重程度/发病时间的确认，这可能引入分类误差并限制效应大小的准确性；因此，观察到的关联应谨慎解释，视为反映家族史/代理影响而非精确的效应大小。

最后，这项研究基于西班牙东北部Terrassa市的样本，不能代表全国范围内的情况。因此，这些发现可能不适用于该地区的其他类似城市环境。季节性和学校日程安排可能影响了户外和近距离工作行为，尽管数据收集时西班牙已恢复正常上课。结论：这项纵向研究强调了西班牙东北部Terrassa地区8-10岁学童的近视患病率和发生率的适中水平，以及1年内的明显近视化趋势。尽管大多数儿童保持了稳定的屈光状态，但仍有相当一部分儿童出现了临床显著的近视度变化（ΔSE ≤ –0.50 D）或屈光异常进展，这强调了早期发现和干预的重要性。与当前文献一致，结果表明屈光异常进展和近视发生率与可改变的环境因素相关，尤其是户外暴露具有保护作用。同样，社会经济变量（如母亲和父亲的失业）与更大的屈光异常变化相关。观察到性别在近视发生率上的差异（女性高于男性），而近距离工作暴露对近视发生率的影响未进行分析；因此，无法得出关于其对这一队列近视发展的影响的结论。