デジタルスクリーンの使用制限が井戸に及ぼす影響

npj メンタルヘルス研究第 1 巻、記事番号: 14 (2022) この記事を引用

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メトリクスの詳細

研究によると、デジタル画面の使用頻度の増加と精神的健康状態の悪化との関連性が指摘されています。しかし、因果関係を示唆する実験的証拠は限られています。この試験では、健康な若者と中年成人を対象に、レクリエーションでのデジタル画面の使用を制限した場合の精神的健康、気分、ストレスのバイオマーカーへの影響を調査することを目的としました。私たちは、89 家族（成人 164 名を含む）をランダムに割り当て、大規模なスクリーニング媒体削減介入または対照に参加させました。介入グループの参加者は、レクリエーション画面の使用を 1 人あたり週 3 時間未満に減らすよう指示されました。介入コンプライアンスは、アプリケーションとテレビモニターを使用して評価されました。全体的な主観的な精神的健康と気分、および収集された毎日のストレスのバイオマーカー (唾液コルチゾールとコルチゾン) が、ベースラインと 2 週間の追跡調査で評価されました。レクリエーションでのデジタル画面の使用を減らすと、介入に割り当てられた成人の自己報告による健康状態と気分が対照と比較して大幅に改善されました。ストレスのバイオマーカーに対する介入効果は観察されませんでした。 (ClinicalTrials.gov: NCT04098913、2019 年 9 月 23 日)。

精神的健康状態が悪い（不安障害、うつ病、全般的な精神的健康など）症状を示す成人の割合は、多くの国で過去 10 年間に増加しました 1、2、3、4、5、6。この同じ時期に、デジタル技術と使用されるデバイスのスクリーニング方法に顕著な変化が起こりました。デジタル画面の使用は人々の生活の主要な部分になっています。スクリーンメディアデバイスは、最新のニュース、電子メールのチェック、ソーシャルメディアサイトのスクロール、映画やシリーズのストリーミング、友人とのビデオ通話など、無限の機会を提供します。これらの活動はそれぞれ必ずしも有益または有害であるわけではありませんが、デジタルデバイスがどこでも利用できること、高いレベルの関与と常に利用可能であることへの社会的期待は、身体的および精神的健康の両方に影響を与える可能性があります。潜在的な害についての懸念は、医療専門家、教育者、研究者の間で引き続き激しく議論されています7、8、9。

デジタル画面の使用は、成人の自己申告による精神的健康状態の低下（例、うつ病、ストレスの認識、否定的な気分のレベルの増加）と関連しています。系統的レビューとメタ分析では、7 件の縦断研究と 12 件の横断研究のデータに基づいて、ハイスクリーンメディアの使用がうつ病の確率の 28% 増加と関連していることが判明しました10。また、37 件の横断研究の系統的レビューとメタ分析では、スマートフォンの使用とストレスや不安との間に有意な正の関連性が報告されています11。観察研究に基づく調査結果は、自己報告によるスクリーンの使用によって引き起こされる、制御されていない交絡や情報バイアスの影響を受ける可能性がありますが、もう 1 つの大きな制限は、逆因果関係の可能性、つまり、結果として娯楽目的でのスクリーンの使用が増加する可能性であることです。精神的健康問題8. 最近、いくつかの実験研究が、ソーシャルメディアの使用（レクリエーション画面の使用全体ではない）を減らすことがメンタルヘルスに及ぼす短期的な影響を調査しました13、14、15、16、17。しかし、主に介入遵守または介入不遵守の客観的評価の欠如などの方法論的限界により、証拠はまだ決定的ではありません。

自己申告による精神的健康への影響に加えて、スクリーニングメディアの使用は、ストレスのバイオマーカー、例えば、明確な日内パターンを示すコルチゾールおよびコルチゾンの毎日のレベルにも影響を与える可能性がある18,19。コルチゾール分泌は、ストレスに応答して視床下部-下垂体-副腎軸 (HPA 軸) によって調節されます 20,21,22。コルチゾールの日内勾配がより平坦であることは、肥満、うつ病、外在化症状などのいくつかの身体的および精神的健康結果と関連しており21、一方、コルチゾールの覚醒反応が高いと、一般的な生活ストレスの増加や、前日の悲しみや圧倒された感と関連している23。 24. 娯楽目的でのスクリーンメディアの使用とストレスのバイオマーカーとの関係を調査した研究はほとんどありません25、26、27、28、29が、実験的研究は正当です。

これまでの観察および実験研究の限界を考慮して、私たちは、レクリエーションでのデジタル画面の使用（仕事（または勉強）に関係がなく、自己申告の労働時間外に測定されたすべてのデジタル画面の使用）と、精神的健康の複数の尺度の間の因果関係を調査することを目的としました。最近のクラスターランダム化比較試験（SCREENS試験）のデータを使用した成人30,31。具体的には、成人の自己申告による総合的な精神的健康状態、気分、ストレスのバイオマーカー（唾液中コルチゾールとコルチゾン）の生活リズムに対するレクリエーション用デジタル画面の使用制限の有効性を調査した。

合計1420家族がこの研究に関心を示し、資格があるかどうかのスクリーニングを受けた。このうち 95 名が資格を持ち、全員が参加に同意しました。合計 92 家族（成人 171 人を含む）がベースライン測定を完了しましたが、3 家族が無作為化の前に辞退しました。したがって、2019年6月から2021年3月までに、合計89家族（成人164人）が介入グループ（45家族）または対照グループ（44家族）にランダムに割り当てられました（図1）。

図 1 に参加者の招待から分析までの流れを示します。子供連れの家族が募集されました。この論文は家族の成人からの結果のみを報告しています。

各グループの参加者のベースライン特性を表 1 に示します。個人的要因とスクリーンメディアの使用レベルは 2 つのグループ間で均等に分布していましたが、対照グループに割り当てられた参加者は介入グループの参加者より約 2 歳年上でした (表 1) ）。

介入グループの成人の娯楽用デジタルスクリーンの使用時間は中央値2.7時間/週（IQR：1.7～3.6）であったのに対し、対照グループの中央値は15.5時間/週（IQR：9.6～22.8）であった。介入に従った参加者の割合は以前に報告されている 31。

すべての成人（対照 = 82 名、介入 = 82 名）が表 2 に示す分析に含まれました。介入グループの参加者は自己申告の精神的幸福度が大幅に向上しましたが、対照グループの参加者はどちらの精神的幸福度にも変化を感じませんでした。方向。 WHO-5 Well-Being Index の介入効果 (グループ間の平均差) は、スクリーニングの使用が有利で、8.48 ポイント、95% CI: 4.90 ～ 12.07 (Cohen の d: 0.72、95% CI: 0.39 ～ 1.05) でした。削減介入（表 2）。

どちらのグループも総気分障害スコアを大幅に改善しましたが、画面縮小に割り当てられた参加者は、-6.83 ポイントの大幅な改善を示しました。 95% CI: -12.68 ～ -0.97 (Cohen の d: -0.38、95% CI: -0.70 ～ -0.05) ) 対照と比較。気分サブスケールの分析により、介入を支持する緊張、疲労、活力に対する有意な介入効果が明らかになりました（表 2）。

WHO-5 Well-Being Index の個々の参加者の変化スコアと合計気分障害スコアを図 2 に示します。各グループのベースラインおよびフォローアップでの幸福および気分スコアの標準偏差を含む生の平均スコアは補足に提供されます。表1。

この図は、ベースラインおよびフォローアップ時の完全なデータを持つ参加者（n = 151、92%、 n = 148、90%)。

ベースラインでの参加者あたりの唾液サンプル数の中央値は、コントロールと介入の両方で 11 (IQR: 9 ～ 12) でしたが、コントロールに割り当てられた参加者では 11 (IQR: 9 ～ 12) で、12 (IQR: 10 ～ 12) でした。フォローアップ時に介入に割り当てられた参加者向け。測定されたコルチゾールおよびコルチゾン濃度を図1および2に示します。 3、4。

図 3 は、各時点のグループ割り当てによるコルチゾール濃度の 3 日間の中央値と四分位範囲を示しています。この図には、極端な外れ値を除去した後の、分析に含まれる各唾液サンプルの正確なコルチゾール濃度も表示されます (点は説明を目的として各時点でランダムに分散されています)。

図 4 は、各時点のグループ割り当てによるコルチゾン濃度の 3 日間の中央値と四分位範囲を示しています。この図には、極端な外れ値を除去した後の、分析に含まれる各唾液サンプルの正確なコルチゾン濃度も表示されます (点は説明の目的のみで各時点でランダムに分散されています)。

対照群に割り当てられた成人の覚醒時コルチゾンを除いて、毎日のコルチゾールまたはコルチゾンレベルの測定値において、グループ内で有意な変化は見られませんでした（平均1.70nmol/Lの増加（95％CI：0.33～3.07））。覚醒時コルチゾンレベルを除いて、コルチゾールおよびコルチゾン測定値のいずれの変化にも有意な介入効果は見出されなかった（介入と対照を比較した変化の平均差 -1.97 nmol/L（95% CI: -3.91 ～ -0.03））（表3)。コルチゾールとコルチゾンの覚醒サンプルの標準化平均差 (コーエンの d) は、-0.08 (95% CI -0.40 ～ 0.22) および -0.09 (95% CI: -0.41 ～ 0.21) でした。各グループのベースラインおよびフォローアップでのコルチゾールおよびコルチゾン測定値の標準偏差を含む生の平均スコアを補足表 2に示します。

このクラスターランダム化対照試験では、家庭でのレクリエーション用デジタルスクリーンの使用を減らすことが、成人の全体的な精神的健康、気分、ストレスの毎日のバイオマーカーに及ぼす有効性を調査しました。私たちは、レクリエーション画面の削減を支持して、自己報告による全体的な精神的健康と気分が大幅に改善されたことを発見しました。毎日のコルチゾールおよびコルチゾンレベルの測定では、一貫した介入効果は見つかりませんでした。

私たちの研究は、娯楽のためのデジタル画面の使用を制限すると、自己申告による全体的な精神的健康と気分が向上するという新しい実験的証拠を提供します。これらの発見は、システマティックレビューで報告された観察研究の結果と一致しています10、11。私たちの知る限り、レクリエーションでのデジタル画面の使用を全体的に制限することが、知覚される精神的幸福感や気分に及ぼす影響を調査した試験は他にありません。いくつかの試験では、ソーシャルメディアへの参加を制限することが精神的幸福に及ぼす短期的な影響を調査しており、さまざまな結果が示されています13、14、15、16、17。以前の試験と我々の試験の主な違いは、我々の試験で観察された介入コンプライアンスの高レベルです。 Wezelらを除く以前のすべての試験。は、バイアスがかかりやすい可能性がある自己申告によるコンプライアンスの尺度を使用しました12。ウェゼルら。彼らは、ソーシャルメディアの使用量の変化に対するコンプライアンスを文書化するために客観的な尺度を使用しましたが、幸福への影響はないと報告しました。しかし、それぞれの 2 つの介入グループの参加者の間でソーシャルメディアの使用を 50% と 10% に減らすという試みは失敗に終わり、これが精神的健康の結果に影響を及ぼさないことを説明できる可能性があります。さらに、以前の試験における介入は家族ではなく個人の参加者を対象としていました。個人中心の介入設計には賛否両論ありますが、家族内でのスクリーンメディアの使用のかなりの部分は、より広範な社会的背景の一部として発生しています。私たちの家族ベースのデザインは、個人の変化を開始し強化することができる社会変化プロセスを通じて介入コンプライアンスを高める可能性があるため、私たちの試験で観察された精神的健康と気分に対する効果にとって重要な要素である可能性があります32。

WHO-5 Well-Being Index に対する介入効果 8.48 ポイント (95% CI: 4.90 ～ 12.07) は、標準化平均差 0.72 (コーエンの d) に相当します。研究対象の集団が健康な成人であることを考えると、中程度から大きな標準化平均の差は注目に値します。さらに、信頼区間は 10 と重なっており、これは臨床的に重要な差異が最小限であると考えられています 33,34。総気分障害スコアに対する介入効果は低から中程度で、標準化平均差は 0.38 (コーエンの d) でした。精神的幸福度の結果と関連して、スクリーンの使用が全体的な精神的幸福度よりも気分状態に与える影響が小さいことを示唆しています。スクリーンメディアデバイスの使用は、いくつかの経路を通じて健康状態や気分に影響を与える可能性があります。 1つの経路は、ほとんどの大人が常にスマートフォンを持ち歩いていることかもしれません。常にアクセスできるということは、いつでもアクセスできるようにする義務があるという認識を誘発し、この概念がストレス、憂鬱、罪悪感を誘発することが示唆されています35。別の経路は、受動的なソーシャルメディアの使用が社会的比較を通じて幸福に悪影響を与える可能性があります36。最後に、Afifi ら。スクリーンメディアデバイスへの関与は、食事、運動、睡眠などの基本的な行動を混乱させ、置き換える可能性があり、それがストレスを誘発する可能性があることを示唆しています29。

これは、スクリーンメディアの使用を制限することによるコルチゾールとコルチゾンの毎日のレベルへの影響を調査する最初の試験です。私たちの研究では、少なくとも 2 週間という短期間では、スクリーニングメディアの使用制限とストレスのバイオマーカーの変化との間の因果関係についての一貫した証拠は得られませんでした。コルチゾールとコルチゾンに対する効果が存在しないのは、小さな効果量を検出するための統計的検出力が不足していることが原因である可能性があります。別の説明としては、サンプルが健康な成人で構成されていたということも考えられます。ストレスやうつ病の症状があり、コルチゾールの日内勾配の変化やコルチゾール覚醒反応がよく見られる成人のスクリーン使用を制限すると、コルチゾールとコルチゾンのプロファイルにプラスの影響を与える可能性を排除することはできません。

私たちの研究の主な強みは実験計画です。これにより、既知および未知の交絡因子は比較対象のグループ間で均等に分布すると予想されるため、スクリーンメディアの使用を制限することで観察された幸福感と気分への影響は因果関係があるという確信が高まります。私たちの研究のもう 1 つの強みは、介入コンプライアンスの客観的評価の実施です 31。さらに、含まれた参加者と不適格な参加者は、年齢、性別、学歴、娯楽用スクリーンメディアの使用など、同様の背景特性を持っていました31。また、参加者が新型コロナウイルス感染症（COVID-19）の前後に登録されたかどうか、つまり2020年3月に登録されたかどうかを階層化した後の結果は堅調でした（データは示されていません）。ただし、結果は次の制限を念頭に置いて解釈する必要があります。第一に、介入の行動的性質により盲検化は不可能であり、参加者が画面使用削減グループに属しているという知識の影響を受けた可能性があるため、自己申告結果にバイアスが生じた可能性があります。私たちは、一部の参加者が利益の仮説の方向に反応した可能性があるか、研究者の願望を考えている可能性があるため、このバイアスの可能性がある程度、主観的な精神的健康と気分に対するスクリーン使用の削減の影響を誇張した可能性があると予想しています（需要特性の概念）39．第二に、介入グループの参加者はスクリーンメディアの使用を減らすことに成功しましたが、対照グループでもスクリーンメディアの使用がわずかに減少したことも観察されました。これはおそらく、一部の家族がランダム化の前にスクリーンメディアへの関与を減らそうとする動機を持っていたためであると考えられます。第三に、我々の評価は唾液中コルチゾールの評価に関する標準的な推奨事項に従っていた 21,22,40 が、サンプルのタイミングを客観的に評価することで我々の結果がさらに強化された可能性があります。最後に、調査結果は、子供のいる世帯に住む健康な成人以外には一般化できない可能性があります。

まとめると、私たちの研究は、娯楽目的でのデジタル画面の使用を制限すると、成人の精神的健康と気分にプラスの影響を与えるという実験的証拠を提供します。私たちの調査結果は、大人がレクリエーション用のデジタルスクリーンメディアデバイスの使用に費やす時間を認識することの重要性を強調しています。今後の実験研究では、観察された関係が特定のタイプのスクリーンメディアコンテンツに依存するのか、あるいはデジタルスクリーンの使用に対するさまざまな動機に依存するのかを調査する必要がある。さらに、長期的な画面使用の削減の影響を調査する研究も必要です。

この研究は、SCREENS 試験（並行クラスターランダム化比較試験）の二次解析であり、CONSORT 声明 41 に従って報告されています。試験デザインは研究計画書 30 に詳細に記載されています。 SCREENS 試験は、家庭でのスクリーンメディアの使用を減らすことのいくつかの結果に対する有効性を調査することを目的として設計されたものであり、介入の実際的な有効性を評価することを目的としたものではありません。私たちは家族（クラスターユニット）をランダムに割り当て、娯楽用スクリーンの使用を 2 週間減らすか（介入）、または通常通りスクリーンメディアの使用を継続するか（対照）に割り当てました。クラスタ設計は、画面縮小介入への準拠を強化するために選択されました。最初の家族は 2019 年 6 月 6 日に登録され、最後の家族は 2021 年 3 月 30 日に追跡調査を完了しました。

南デンマークの倫理委員会から倫理的承認を得ました (S-20170213)。すべての参加者は、ベースラインの前に書面によるインフォームドコンセントを受け取りました。この試験は ClinicalTrials.gov (NCT04098913) に登録されました。

デンマーク南部地域に居住し、6 ～ 10 歳の子供が少なくとも 1 人いる家族が、人口ベースの調査を通じて募集されました42。デジタル調査への招待状は、必須のデジタルメールボックス (e-Book) を介して、各家族のランダムに選ばれた成人に送信されました。デンマーク保健データ局は、デンマーク民間登録システムのデータを使用して、調査対象者のランダムな選択を実行しました43。調査には、家族のスクリーンメディアの習慣に関する質問が含まれていました44。回答者は、SCREENS 試験への参加に興味があるかどうかに関する質問 (はい/いいえ) に答えるように求められました。以下の基準を使用した調査データに基づいて、家族が適格であるかどうかを評価しました。回答した親は、最初の 1,000 件の調査回答に基づいて、レクリエーション画面の使用が 40 パーセンタイル (1 日あたり 2.4 時間) を超えていると自己報告しました。世帯内のすべての子供は、次の基準を使用する必要がありました。 4 歳以上であり、成人はフルタイムの学生であるか、フルタイムで雇用されている必要がありました（定期的な夜勤はありません）。これらの基準を満たす家族の回答した親に電話し、世帯内の少なくとも 1 人の大人と 1 人の子供が試験に参加する意思があること、および少なくとも 1 人の参加する大人とすべての参加する子供がスマートフォンを引き渡すことができることを確認しました。およびタブレットを 2 週間服用します。

参加者が日常の身体活動に参加できない場合、睡眠障害、精神神経障害、発達障害と診断されている場合、またはストレス関連の病気休暇をとっている場合、対象家族から個々の参加者を除外しました。過去 3 か月以内。

オーデンセ患者データ探索ネットワーク (OPEN) は、2 ～ 4 つのファミリーの並べ替えられたブロックを使用してブロックのランダム化シーケンスを生成しました。 OPEN は介入の実施やデータの収集において何の役割も果たしていませんでした。ランダム化は、ベースライン評価の完了後、研究チームのメンバーによって、家族の世帯内でオンラインのランダム化ウェブサイトを介して実行されました。研究チームのメンバーは、ランダム化が実行されるまでグループ割り当てについて知りませんでした。介入の行動的性質により参加者の盲検化が達成できなかったため、この研究は非盲検で行われた。

対照群に割り当てられた家族は、通常のスクリーンメディアの習慣を続けるように指示された。画面縮小介入に割り当てられた家族は、画面メディアの習慣を大幅に変えるよう指示されました。まず、介入グループに割り当てられた家族のメンバーは、2 週間の介入期間中、個人の娯楽用デジタルスクリーンの使用を最大 3 時間/週に減らすよう指示されました。次に、すべての参加者は、非スマート携帯電話 (Nokia 130) と引き換えにタブレットやスマートフォンを引き渡すように指示されました。仕事用とレジャー用のスマートフォンを混在させていたために参加できなかった大人もいたが、家族が参加したい場合は少なくとも大人1人が参加しなければならなかった。第三に、家族は、娯楽用スクリーンの使用を 2 週間減らすために予想される課題について話し合い、考えられる解決策をリストアップするよう奨励されました。第 4 に、成人はいわゆる必要な画面メディアの使用 (例: 約束の手配、オンラインバンキングの確認など) を 1 日あたり 30 分まで許可されました。宿題のためにスクリーンを使用しなければならない子供たちは、必要な範囲でこれを行うことが許可されました。介入中は、すべての画面メディアの使用を簡単な毎日の日記に記録する必要がありました。また、家族が集まる場所や、家族が通常スクリーンメディアを使用する部屋には、3 つから 5 つの介入リマインダーが配置されました。 SCREENS の実験を完了した家族は 70 ユーロの払い戻しを受けました。介入の構成要素は研究計画書 30 でさらに詳しく説明されています。

スマートフォン、タブレット、コンピューターの娯楽利用は非商用の Device Tracker アプリを使用して客観的に評価され、テレビの使用は社内で開発されたモニターを使用して評価されました 31,45。介入グループに割り当てられた合計 78 人 (95%) の成人は、実験中に娯楽としてスクリーンを使用した時間が週 7 時間未満だったため、介入に従ったとみなされました 31。この論文では、スクリーン露出のコントラストを比較できるように、実験期間中のレクリエーション用デジタルスクリーンの使用に関する記述統計 (中央値と四分位範囲) を報告します。

SCREENS 試験のすべての結果は研究計画書に記載されています 30。次のセクションでは、現在の論文の成果について説明します。

WHO-5 Well-Being Index のデジタルバージョンを使用して、ベースラインプロトコルの開始前と実験期間の終了直後に全体的な精神的健康状態を評価しました。 5 項目のアンケートは臨床試験で精神的健康の結果の尺度として広く使用されており、許容できる妥当性があり、心理測定的にも健全です 34,46。 WHO-5 Well-Being Index は、過去 2 週間に人がどのように感じたか (例: 「私は気分が良くて明るい気分だった」) についての 5 つの記述で構成されます。参加者は次のいずれかの回答をする必要がありました: 常に (5)、ほとんどの時間 (4)、半分以上の時間 (3)、半分未満の時間 (2)、一部の時間(1)、なし (0)。各成人の最終スコアは、5 つの項目のスコアを加算し、生の合計に 434 を掛けることによって計算されました。スコアが高いほど、精神的健康が良好であることに対応します。

全体的な気分状態は、健康な集団の気分状態を評価するために検証され広く使用されている尺度である、気分状態プロファイル質問票を使用して評価されました 47,48。アンケートは 65 の単語 (例: 友好的、緊張、怒りなど) で構成され、参加者は次のいずれかに回答する必要がありました: 全くない (0)、少しある (1)、適度にある (2)、かなり多い ( ３）、極めて（４）。質問のうち 2 つでは、スコアが逆転しました (4 から 0)。単一項目の欠損データが 5 つ未満の参加者 (ベースライン n = 14、追跡調査 n = 15) については、項目の完全なデータを持つ参加者から各項目について観察された中央値を代入しました。スコアは 6 つの異なる下位尺度 (緊張、憂鬱、怒り、疲労、混乱、活力) で合計されました。総気分障害は、緊張、抑うつ、怒り、疲労、および混乱スコアを加算し、活力スコアを減算することによって計算されました47。スコアが低いほど、すべての下位尺度 (活力スコアを除く) および全体的な気分障害の気分が良好であることに対応します。

ストレスの唾液バイオマーカー (コルチゾール/コルチゾン) を評価しました。私たちは、介入に応じたコルチゾール/コルチゾン分泌の日次リズムの潜在的な変化について、より生態学的に有効な状況を提供するために、コルチゾールとコルチゾンの外来評価を使用しました40。参加者は、サリベットと合成スワップを使用して唾液サンプリングを完了する方法について、研究チームのメンバーから対面で指導を受けました（スターシュテット、ニュンブレヒト、ドイツ）。私たちは、毎日のサンプリング日誌に各サンプルの実際の時間を報告することの重要性を強調しました。参加者には、写真を含む書面によるサンプリングマニュアルも提供されました。測定の信頼性を高めるために、無作為化に至るまでの 3 日間と実験の最後の 3 日間に唾液サンプルを収集する必要がありました (補足図 1)。参加者は、午前中（覚醒時、+30分、+45分）に3つのサンプルを完了するように指示されました。これは、以前の専門家のコンセンサスガイドラインで提案されているコルチゾール/コルチゾンの覚醒反応を評価するための最小限のプロトコルです22。覚醒サンプルを収集した後、参加者は、+30 分、+45 分のサンプル収集のリマインダーとして、事前にプログラムされた目覚まし時計 (デュアルデジタルタイマー、S. Brannan Sons Ltd.、英国) を開始するように指示されました。参加者には、就寝前にサンプルを 1 つ採取するよう指示されました。研究チームは参加者に対し、朝のサンプリングルーチン中と就寝前のサンプル採取の30分前は、喫煙、運動、歯磨き、食事、水以外の飲料を控えるよう注意深く指示した。参加者は、研究中、冷凍庫内のサンプルラックにサンプルを置くように指示されました。すべてのサンプルは冷蔵ボックスに入れて輸送され、南デンマーク大学の冷凍庫に保管されました。最後に、我々は唾液サンプルをニュージーランド地域のスラゲルス病院の臨床生化学部門に輸送し、そこでサンプルが分析されました。コルチゾールおよびコルチゾンのレベルは、同位体希釈液体クロマトグラフィー-タンデム質量分析法 (LC-MS/MS) を使用して測定されました。

私たちは、起床時の濃度から就寝時の濃度を引き、それを 2 つのサンプル間の経過時間で割ることにより、毎日の日内コルチゾールとコルチゾンの傾きを計算しました50。以下の毎日のコルチゾールおよびコルチゾンの覚醒反応指標を計算しました:CAR30 (30 分濃度 – 覚醒濃度)、CAR45 (45 分濃度 – 覚醒濃度)、CARpeak (30 分または 45 分のピーク濃度 – 覚醒濃度)、曲線下面積地面 (CARaucG)、および増加に関する曲線下面積 (CARaucI) は、Pruessner et al.51 によって提供された 2 つの式を使用して計算されました。

コルチゾールとコルチゾンのデータは、各時点でプラスに偏っていました。したがって、データを各時点で対数変換し、各時点でのコルチゾールまたはコルチゾン濃度の極端な外れ値（>±3 SD）を特定しました。ケースバイケースの評価の後、合計 3,636 個と 3,642 個のサンプルのうち 36 個のコルチゾールと 38 個のコルチゾンサンプルがそれぞれ極端な外れ値として特定され、これらは削除されました 40。対数変換された変数は、極端な外れ値を特定するためにのみ使用され、分析には含まれませんでした。計画されたサンプリングプロトコルからそれぞれ 15 分 (n = 261) および 60 分 (n = 118) 以上逸脱した朝の唾液サンプルと夕方の唾液サンプルは分析から除外されました。

SCREENS 試験のサンプルサイズの決定は、私たちのパイロット研究 52 の結果に基づいており、SCREENS 試験は、子どもの非座位時間のグループ平均 24 分/日の差を 80% の検出力で検出することを目的としていました（主要アウトカム）。 SCREENS トライアル）。したがって、全体的な健康状態、気分、または毎日のコルチゾールとコルチゾンの測定値における特定の変化を検出できるサンプルサイズにはなりませんでした。しかし、私たちのパイロット研究の結果は、成人 164 人の合計サンプルサイズが、コルチゾールおよびコルチゾン曲線下面積測定値の標準化効果サイズ > 0.35 (コーエンの d) を検出する能力を持っていることを示唆しています 49。

データは、グループ割り当てとベースライン/フォローアップ変数の間の交互作用項を含む線形混合効果モデルを使用して分析されました。混合効果トービット回帰は、潜在的な床効果と天井効果を説明するために気分の下位スケールに使用され、値は、緊張、憂鬱、怒り、疲労、および混乱の下位スケールでは 0 (下限)、および 32 (上限) で打ち切られました。 ) 活力サブスケールの場合。すべての分析には、クラスタリングによる潜在的な相関関係を説明するために、家族レベルおよび参加者レベルのランダム切片が含まれていました。結果として次の変数を使用して別個のモデルを実行しました: WHO-5 幸福度指数、総気分障害スコア、気分状態プロファイルの下位尺度のそれぞれ、コルチゾールとコルチゾンの覚醒サンプル、日内コルチゾールとコルチゾンの傾き、および 5 つの異なる測定値コルチゾールおよびコルチゾンの覚醒反応 (CAR30、CAR45、CARpeak、CARaucG、および CARaucI)。ベースラインで 2 つのグループ間に有意な差があったため、すべてのモデルは年齢に応じて調整されました。家族レベルおよび参加者レベルのランダム切片に加えて、コルチゾールとコルチゾンのモデルには、評価レベルのランダム切片の 1 日も含まれています。これは、日が参加者内でクラスター化され、参加者が家族内でクラスター化されているためです。アウトカムの平均ベースラインレベル、アウトカムの推定グループ内平均変化、および線形またはトービット混合効果モデルのそれぞれからのグループと時間変数との間の交互作用である介入効果を報告します。すべての推定値は 95% 信頼区間で提供され、分析は治療意図の原則に従って行われました。変化スコアと標準偏差、および各グループの参加者数を使用してコーエンの d を計算しました。

線形またはトービット混合効果モデルの仮定の違反は見つかりませんでした。統計分析は、STATA 17 を使用し、α レベル 0.05 (両側) を使用して実行されました。

一般データ保護規則およびデンマークのデータ保護法に従ってデータ取り扱い契約が締結された後、リクエストに応じて匿名化されたデータを研究目的で利用できるようになります。データに関するお問い合わせの場合は、責任著者にお問い合わせください。

ハイディ・アマリー・ローゼンダール・ジェンセン医師、ソフィー・ロッセン・モラー、ジュリー・エルガード・イバニェス・ロマン、カミラ・クラゲランド、アン・イレマン・クリステンセン、オラ・エクホルム。 Danskernes Sundhed - 国民健康プロファイル 2021。(https://www.sst.dk/da/Udgiveelser/2022/Danskernes-sundhed、2022)。

Goodwin, RD、Weinberger, AH、Kim, JH、Wu, M. & Galea, S. 米国の成人の間の不安の傾向、2008 ～ 2018 年: 若年成人の間で急速に増加。 J.精神科医。解像度 130、441–446 (2020)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

Moreno-Agostino, D. et al. うつ病の有病率と発生率の世界的傾向:系統的レビューとメタ分析。 J.アフェクト。障害。 281、235–243 (2021)。

論文 PubMed Google Scholar

ヤン、Ｘら。 1990 年から 2019 年までの不安障害の世界的、地域的、国家的負担: 2019 年の世界疾病負担調査の結果。Epidemiol。精神科医。科学。 30、e36 (2021)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

ユーロスタット。 EU では 7.2% の人々が慢性的なうつ病に苦しんでいます。 https://ec.europa.eu/eurostat/web/products-eurostat-news/-/edn-20210910-1 (2019)。

スウェーデン公衆衛生庁。若者の精神的健康に関する統計。 https://www.folkhalsomyndigheten.se/livsvillor-levnadsvanor/psykisk-halsa-och-suicideprevention/statistik-psykisk-halsa/statistik-om-ungas-psykiska-halsa/ (2022)。

Makin, S. 幸福に対するデジタルテクノロジーの影響を調査しています。 Nature 563、S138–s140 (2018)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

Orben, A. & Przybylski, AK 青少年の幸福とデジタルテクノロジーの使用との関連性。ナット。ハム。振る舞い。 3、173–182 (2019)。

論文 PubMed Google Scholar

Twenge, JM、Haidt, J.、Joiner, TE & Campbell, WK デジタルメディアの害を過小評価している。ナット。ハム。振る舞い。 4、346–348 (2020)。

論文 PubMed Google Scholar

Wang, X.、Li, Y.、Fan, H. スクリーンタイムに基づく座りっぱなしの行動とうつ病との関連性: 体系的レビューとメタ分析。 BMC 公衆衛生 19、1524 (2019)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

Vahedi, Z. & Saiphoo, A. スマートフォンの使用、ストレス、不安の関連性: メタ分析レビュー。ストレスヘルス 34、347–358 (2018)。

論文 PubMed Google Scholar

パリー、DA et al. 記録されたデジタルメディアの使用と自己報告されたデジタルメディアの使用の間の矛盾の系統的レビューとメタ分析。ナット。ハム。振る舞い。 5、1535–1547 (2021)。

論文 PubMed Google Scholar

van Wezel、MMC、Abrahamse、EL、Vanden Abeele、MMP ソーシャルメディアの使用を 7 日間制限すると、認知機能と感情的な幸福が向上しますか? ランダム化比較試験の結果。中毒者。振る舞い。議員第 14 号、100365 (2021)。

PubMed PubMed Central Google Scholar

Przybylski, AK、Nguyen, T.-VT、Law, W. & Weinstein, N. ソーシャルメディアから少し休憩することは、健康に良い影響を与えますか? 事前に登録された 3 つのフィールド実験から得られた証拠。Ｊ．Ｔｅｃｈｎｏｌ．振る舞い。科学。 https://doi.org/10.1007/s41347-020-00189-w (2021)。

Brailovskaia, J.、Ströse, F.、Schillack, H. & Margraf, J. Facebook の使用を減らす - より幸福でより健康的なライフスタイル? 実験的介入研究。計算します。ハム。振る舞い。 108、106332 (2020)。

記事 Google Scholar

Hall, JA、Xing, C.、Ross, EM & Johnson, RM ソーシャルメディア禁欲を実験的に操作: 4週間の日記研究の結果。メディアサイコル。 24、259–275 (2021)。

記事 Google Scholar

Tromholt, M. Facebook の実験: Facebook をやめることで、より高いレベルの幸福が得られます。サイバーサイコル。振る舞い。社会ネット。 19、661–666 (2016)。

論文 PubMed Google Scholar

Hellhammer, DH、Wüst, S. & Kudielka, BM ストレス研究におけるバイオマーカーとしての唾液コルチゾール。精神神経内分泌学 34、163–171 (2009)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

ペ、YJ 他唾液コルチゾンは、心理社会的ストレスのバイオマーカーとして、不安状態および心拍数と関連しています。精神神経内分泌学 101、35–41 (2019)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

Chrousos、GP ストレスとストレス系の障害。ナット。内分泌牧師。 5、374–381 (2009)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

アダム、EK 他コルチゾールの日内勾配と精神的および身体的健康への影響：体系的レビューとメタ分析。精神神経内分泌学 83、25–41 (2017)。

論文 PubMed PubMed Central CAS Google Scholar

シュタルダー、T.ら。コルチゾール覚醒反応の評価: 専門家の合意ガイドライン。精神神経内分泌学 63、414–432 (2016)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

Chida, Y. & Steptoe, A. コルチゾール覚醒反応と心理社会的要因：体系的レビューとメタ分析。バイオル。サイコル。 80、265–278 (2009)。

論文 PubMed Google Scholar

Adam, EK、Hawkley, LC、Kudielka, BM & Cacioppo, JT 高齢者の集団ベースのサンプルにおける経験とコルチゾールの関連性の日々の動態。手順国立アカデミー。科学。 USA 103、17058–17063 (2006)。

論文 PubMed PubMed Central CAS Google Scholar

ナビ、RL、プレスティン、A. & ソー、J. テレビを見ることは健康に良いでしょうか? メディア消費パターンが唾液コルチゾールとどのように関連しているかを調査します。ヘルスコミューン。 31、1345–1355 (2016)。

論文 PubMed Google Scholar

Teychenne、M. et al. 座りっぱなしの行動とストレスの指標との関連性: 系統的レビュー。 BMC 公衆衛生 19、1357 (2019)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

ジャクソン、SE 他。老年期の座りがちな行動と慢性ストレス：テレビ視聴と毛髪コルチゾール濃度の断面分析。精神神経内分泌学 109、104375 (2019)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

Teychenne, M.、Olstad, DL、Turner, AI、Costigan, SA & Ball, K. 社会経済的に恵まれない地域に住む女性の座りがちな行動と毛髪コルチゾール：横断研究。内部。Ｊ．Ｅｎｖｉｒｏｎ．解像度公衆衛生学 15、586 (2018)。

論文 PubMed Central Google Scholar

Afifi, TD、Zamanzadeh, N.、Harrison, K. & Acevedo Callejas, M. WIRED: ペースの速い家族におけるストレス (コルチゾール) と炎症 (インターロイキン IL-6) に対するメディアとテクノロジーの使用の影響。計算します。ハム。振る舞い。 81、265–273 (2018)。

記事 Google Scholar

ラスムッセン、MGB 他 4 ～ 14 歳の子供がいる家族における身体活動、睡眠、生理的ストレスに対するスクリーンメディアの使用削減の短期効果: SCREENS ランダム化比較試験の研究プロトコル。 BMC 公衆衛生 20、380 (2020)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

Pedersen、J. et al. レクリエーション用スクリーンメディアの使用制限が子供のいる家族の身体活動と睡眠に及ぼす影響: クラスターランダム化臨床試験。 JAMA小児科。 176、741–749 (2022)。

論文 PubMed Google Scholar

AJ ボレク & エイブラハム C. 小グループはどのようにして行動の変化を促進しますか? 説明メカニズムの統合的な概念的レビュー。応用サイコル。 Health Well Being 10、30–61 (2018)。

論文 PubMed Google Scholar

ホフマン、CJ 他ステージ 0 から III の乳がんにおける気分、乳房および内分泌関連の生活の質、幸福におけるマインドフルネスに基づくストレス軽減の有効性: ランダム化比較試験。Ｊ．クリン．オンコル。 30、1335–1342 (2012)。

論文 PubMed Google Scholar

Topp, CW、Ostergaard, SD、Sondergaard, S. & Bech, P. WHO-5 Well-Being Index: 文献の系統的レビュー。サイコザー。サイコソム。 84、167–176 (2015)。

論文 PubMed Google Scholar

Thmée, S.、Dellve, L.、Härenstam, A. & Hagberg, M. 若者における情報通信技術の使用と精神症状との関連性の認識 - 定性的研究。 BMC 公衆衛生 10、66 (2010)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

Verduyn, P.、Ybarra, O.、Résibois, M.、Jonides, J. & Kross, E. ソーシャルネットワークサイトは主観的な幸福感を高めるのでしょうか、それとも損なうのでしょうか? 批判的なレビュー。社会ポリシー Rev. 11、274–302 (2017) を発行します。

記事 Google Scholar

ヒンケルマン、K.ら。大うつ病におけるコルチゾール覚醒反応と記憶機能との関連性。サイコル。医学。 43、2255–2263 (2013)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

Vreeburg, SA et al. 大うつ病性障害と視床下部-下垂体-副腎軸の活動: 大規模コホート研究の結果。アーチ。 Gen. Psychiatry 66、617–626 (2009)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

モンタナ州オルン心理実験の社会心理学について - 特に需要の特性とその意味を参照。午前。サイコル。 17、776–783 (1962)。

記事 Google Scholar

Stoffel, M.、Neubauer, AB & Ditzen, B. 日常生活における唾液コルチゾール測定値を評価および解釈する方法: 実践的および統計的考慮事項に関するチュートリアル。精神神経内分泌学 133、105391 (2021)。

Campbell, MK、Piaggio, G.、Elbourne, DR & Altman, DG Consort 2010 声明: クラスターランダム化試験への拡張。 BMJ 345、e5661 (2012)。

論文 PubMed Google Scholar

Pedersen、J. et al. デンマークの学齢期の子供におけるレクリエーション用スクリーンメディアの使用と親の教育の役割、家族構成、家庭用スクリーンメディアのルール。前へ医学。 155、106908 (2022)。

論文 PubMed Google Scholar

Schmidt, M.、Pedersen, L. & Sørensen, HT 疫学のツールとしてのデンマークの民間登録システム。ユーロ。Ｊ．Ｅｐｉｄｅｍｉｏｌ． 29、541–549 (2014)。

論文 PubMed Google Scholar

Klakk, H. et al. 子どもにおける余暇のスクリーンベースのメディア利用とその近似相関を評価するためのアンケートの開発（SCREENS-Q）。 BMC 公衆衛生 20、664 (2020)。

記事 PubMed PubMed Central Google Scholar

クリステンセン、PL 他。 Android および iOS のスマートフォンおよびタブレットの画面時間を追跡するための、研究に基づいたアプリケーションの基準の妥当性。計算します。ハム。振る舞い。議員 5、100164 (2022)。

記事 Google Scholar

Sischka、PE、Costa、AP、Steffgen、G. & Schmidt、AF WHO-5 幸福度指数 – 項目反応理論と 35 か国にわたる測定の不変性の分析に基づく検証。 J.アフェクト。障害。議員 1、100020 (2020)。

記事 Google Scholar

McNair, DM、Lorr, M.、Droppleman, LF 気分状態のプロファイル。（1971年）。

Nyenhuis, DL、yamamoto, C.、Luchetta, T.、Terrien, A. & Parmentier, A. 成人および高齢者の規範データと気分状態のプロファイルの検証。Ｊ．クリン．サイコル。 55、79–86 (1999)。

3.0.CO;2-7" data-track-action="article reference" href="https://doi.org/10.1002%2F%28SICI%291097-4679%28199901%2955%3A1%3C79%3A%3AAID-JCLP8%3E3.0.CO%3B2-7" aria-label="Article reference 48" data-doi="10.1002/(SICI)1097-4679(199901)55:13.0.CO;2-7">論文 PubMed CAS Google Scholar

Sorensen, SO、Pedersen, J.、Rasmussen, MG、Kristensen, PL、Grontved, A. 健康な成人における唾液コルチゾールとコルチゾンの家庭ベースのサンプリングの実現可能性。 BMC 解像度注記 14、406 (2021)。

論文 PubMed PubMed Central CAS Google Scholar

Adam, EK & Kumari, M. 大規模な疫学研究における唾液コルチゾールの評価。精神神経内分泌学 34、1423–1436 (2009)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

Pruessner, JC、Kirschbaum, C.、Meinlschmid, G. & Hellhammer, DH 曲線の下の面積を計算するための 2 つの式は、総ホルモン濃度対時間依存変化の尺度を表します。精神神経内分泌学、28、916–931 (2003)。

論文 PubMed CAS Google Scholar

ラスムッセン、MGB 他 2 つのスクリーンメディア削減介入の実現可能性: SCREENS パイロット試験の結果。 PLoS ONE 16、e0259657 (2021)。

論文 PubMed PubMed Central CAS Google Scholar

Twisk, J. & Rijmen, F. 縦方向トービット回帰: 下限効果または上限効果を使用して結果変数を分析する新しいアプローチ。Ｊ．クリン．エピデミオール。 62、953–958 (2009)。

論文 PubMed Google Scholar

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参加していただいたご家族の皆様、そして治験管理を支援していただいた Open Patient data Explorative Network に感謝いたします。

デンマーク、オーデンセの南デンマーク大学、小児健康研究センター、スポーツ科学および臨床生体力学部門、運動疫学研究ユニット

ジェスパー・ペダーセン、マーティン・ギリース・バンク・ラスムッセン、サラ・オーバーガード・ソレンセン、ソフィー・ラス・モーテンセン、ライン・グロンホルト・オレセン、ソーレン・ブレイジ、ピーター・ランド・クリステンセン、アンダース・グロンヴェッド

ステノ糖尿病センターオーデンセ、オーデンセ大学病院、オーデンセ、デンマーク

マーティン・ギリース・バンク・ラスムッセン

研究ユニット PROgrez、理学療法および作業療法部門、ネストベド・スラーゲルス・リングステッド病院、ニュージーランド地域、デンマーク

ソフィー・ラス・モーテンセン

MRC 疫学ユニット、ケンブリッジ大学、ケンブリッジ、イギリス

ソーレン・ブラージュ

ブリティッシュコロンビア大学運動学部、フィットネス、老化、ストレス研究室（カナダ、ブリティッシュコロンビア州バンクーバー）

つまり、ピューターマン

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JP は、研究の設計、参加者の募集、データの収集、データフローの管理、分析用のデータの準備、統計分析の実施、データの解釈を支援し、論文の執筆を主導しました。 MGBR は、研究の設計、参加者の募集、データの収集、データフローの管理を支援しました。 SOS は、参加者の募集、データの収集、データフローの管理を支援しました。 SRM はデータの収集とデータフローの管理を支援しました。 LGO は研究の計画と倫理的承認の獲得を支援しました。 SB は研究を概念化し、設計しました。 PLK は研究を概念化して設計し、データフローを管理しました。 EP は、分析用のデータの準備とデータ分析を監督し、データの解釈を支援しました。 AG は研究を概念化し、設計し、資金を受け取り、データ分析を監督し、データの解釈を支援しました。著者全員が原稿の最終版をレビューし、コメントしました。

アンダース・グロンベド氏への通信。

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Pedersen、J.、Rasmussen、MGB、Sørensen、SO 他。デジタル画面の使用を制限することが成人の健康状態、気分、ストレスのバイオマーカーに及ぼす影響。 npj メンタルヘルス研究 1、14 (2022)。 https://doi.org/10.1038/s44184-022-00015-6

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受信日: 2022 年 5 月 12 日

受理日: 2022 年 9 月 29 日

公開日: 2022 年 10 月 12 日

DOI: https://doi.org/10.1038/s44184-022-00015-6

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