劉勝男 安晶

(沈陽師范大學(xué)學(xué)前與初等教育學(xué)院 遼寧沈陽 110034)

執(zhí)行功能（Executive Function）對(duì)兒童的認(rèn)知發(fā)展和心理健康都有著極其重要的作用。腦科學(xué)的研究證明了體育運(yùn)動(dòng)可以作為一種有效的手段來改善兒童的執(zhí)行功能［1］。兒童獲得的知識(shí)已經(jīng)比較豐富，理解能力強(qiáng)，是執(zhí)行功能快速發(fā)展的階段權(quán)威［2］。認(rèn)知靈活性（Cognitive Flexibility，CF）是個(gè)體在面對(duì)規(guī)則任務(wù)時(shí)能夠靈活切換、調(diào)整，以理解和適應(yīng)不同規(guī)則的能力［3］，是兒童執(zhí)行功能的核心要素之一。國內(nèi)外研究顯示兒童認(rèn)知靈活性與認(rèn)知發(fā)展、問題解決能力、學(xué)業(yè)成就［4］有著緊密聯(lián)系，同時(shí)還關(guān)系到其適應(yīng)力和心理健康水平的發(fā)展［5］。美國運(yùn)動(dòng)醫(yī)學(xué)會(huì)提出的健康兒童有氧運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的分級(jí)標(biāo)準(zhǔn)（American College of Sports Medicine，2010），其中最大心率=220-年齡。小強(qiáng)度為（220-年齡）×50%～59%、中強(qiáng)度為（220-年齡）×60%～69%、高強(qiáng)度為（220-年齡）×70%～79%［6］。已有研究證實(shí)，運(yùn)動(dòng)對(duì)提升兒童認(rèn)知靈活性有著積極影響，因此，通過運(yùn)動(dòng)干預(yù)來提升兒童認(rèn)知靈活性的研究逐漸成為新的研究方向。對(duì)于不同運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童的認(rèn)知靈活性的影響仍存在一些爭議，因此，本文通過系統(tǒng)綜述的方式為體育教育促進(jìn)兒童認(rèn)知靈活性發(fā)展而開展的干預(yù)與訓(xùn)練工作提供實(shí)證依據(jù)。

1 資料來源與方法

1.1 文獻(xiàn)檢索

以“運(yùn)動(dòng)干預(yù)”“運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度”“認(rèn)知靈活性”“執(zhí)行功能”“兒童”為檢索詞；檢索的中文數(shù)據(jù)庫包括中國知網(wǎng)、維普、萬方；文獻(xiàn)檢索時(shí)間為2000 年1 月1 日到2023年6月21日，共檢索到中文文獻(xiàn)304篇，根據(jù)文獻(xiàn)篩選標(biāo)準(zhǔn)最終納入23篇，共30項(xiàng)研究。

1.2 文獻(xiàn)納入與篩選

1.2.1 納入標(biāo)準(zhǔn)

篩選標(biāo)準(zhǔn)為PICOST［P為研究對(duì)象（Participants）；I為干預(yù)手段（Intervention）；C 為對(duì)照組（Comparison）；O為結(jié)局指標(biāo)（Outcome）；S 為研究設(shè)計(jì)（Study Design）；T為文獻(xiàn)發(fā)表時(shí)間Time）］［7］。研究對(duì)象為6～12 歲的學(xué)齡兒童；實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的干預(yù)手段為不同強(qiáng)度的體育活動(dòng)，對(duì)照組為常規(guī)活動(dòng)；結(jié)局指標(biāo)為More-odd shifting（ms）；研究設(shè)計(jì)為隨機(jī)對(duì)照實(shí)驗(yàn)；文獻(xiàn)發(fā)表的時(shí)間為2000年1月1日至2023年6月21日。

1.2.2 文獻(xiàn)篩選

將所檢索到的所有文獻(xiàn)導(dǎo)入NoteExpress文獻(xiàn)管理軟件進(jìn)行篩選，文獻(xiàn)篩選流程如圖1所示。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

1.3 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)

根據(jù)Jadad 評(píng)分原則進(jìn)行文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)，評(píng)分1～2分為低質(zhì)量，3～5分為高質(zhì)量，總評(píng)分為5分［8］。

1.4 文獻(xiàn)發(fā)表偏倚

采用漏斗圖和Egger 線性回歸檢驗(yàn)文獻(xiàn)發(fā)表偏倚情況。Egger 線性回歸檢驗(yàn)對(duì)小樣本的敏感度更高［9］，檢驗(yàn)結(jié)果更準(zhǔn)確，判斷標(biāo)準(zhǔn)為t<1.96（P>0.05）［10］。

1.5 統(tǒng)計(jì)分析

采用Review Manager 5.4進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。因?yàn)榧{入的文獻(xiàn)數(shù)據(jù)的結(jié)局指標(biāo)均為連續(xù)性變量，根據(jù)I2值判斷納入文獻(xiàn)的異質(zhì)性水平，當(dāng)I2=0時(shí)，認(rèn)為各研究之間無異質(zhì)性；當(dāng)I2≤50%時(shí)，異質(zhì)性較低，采用固定效應(yīng)模型；當(dāng)I2>50%時(shí)，異質(zhì)性較大，采用隨機(jī)效應(yīng)模型。對(duì)文獻(xiàn)加權(quán)均數(shù)差WMD、置信區(qū)間值（95%CI）、總效應(yīng)值Z進(jìn)行分析［11］。

2 結(jié)果

2.1 納入文獻(xiàn)基本信息

納入文獻(xiàn)共包含研究樣本2 116 人，實(shí)驗(yàn)組1 164人，對(duì)照組952 人，年齡為6～12 歲。運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度為低強(qiáng)度、中等強(qiáng)度或高強(qiáng)度；干預(yù)時(shí)長為8～60 min；運(yùn)動(dòng)頻次為1次實(shí)驗(yàn)或1～7次/周，運(yùn)動(dòng)周期1～32周，結(jié)局指標(biāo)均為More-odd shifting（ms）；文獻(xiàn)整體質(zhì)量較好，符合Meta分析的需要。

2.2 文獻(xiàn)發(fā)表偏倚

Light提出的漏斗圖是一種定性測(cè)量發(fā)表偏倚常用的方法［12］，本研究通過Review Manager 5.4對(duì)納入文獻(xiàn)的研究數(shù)據(jù)作漏斗圖。橫坐標(biāo)SMD 代表效應(yīng)量，縱坐標(biāo)SE（SMD）代表效應(yīng)量對(duì)數(shù)值的標(biāo)準(zhǔn)誤，垂直于橫軸的虛線表示合并的效應(yīng)量，圖中小圓點(diǎn)代表納入23篇文獻(xiàn)，樣本量越大，結(jié)果越可靠，方差越小，標(biāo)準(zhǔn)誤也就越小。如圖2 所示，研究數(shù)據(jù)較為平均地分布在漏斗圖的兩側(cè)，說明納入文獻(xiàn)存在的偏倚較小。通過Stata 17 軟件進(jìn)行Egger 線性回歸檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，t=1.80<1.96，P=0.0823>0.05，說明納入文獻(xiàn)不存在明顯的發(fā)表偏倚。

圖2 文獻(xiàn)發(fā)表偏倚漏斗圖

2.3 不同運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童認(rèn)知靈活性影響的Meta 分析結(jié)果

2.3.1 低強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的影響

最終僅納入2 項(xiàng)研究，分析低強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組兒童認(rèn)知靈活性的影響，Meta 分析發(fā)現(xiàn)Chi2=0.04，df=1（P=0.84），I2=0%，研究間不存在異質(zhì)性，選擇固定效應(yīng)模型：WMD=12.47，95%CI［-1.52，26.46］，Z=1.75，P=0.08>0.05，說明低強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組兒童認(rèn)知靈活性的影響無顯著差異。

2.3.2 中等強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的影響

最終納入25 項(xiàng)研究，分析中等強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組兒童認(rèn)知靈活性的影響：Chi2=1 022.00，df=24（P<0.001），I2=98%，顯示研究間存在高異質(zhì)性，因此，選擇隨機(jī)效應(yīng)模型分析：WMD=-131.04，95%CI［-174.30，-87.78］，Z=5.94，P<0.000 01，說明中強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組兒童認(rèn)知靈活性的影響有著極其顯著性差異。由于所納入的中等強(qiáng)度文獻(xiàn)異質(zhì)性較高，因此，以運(yùn)動(dòng)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)頻次、運(yùn)動(dòng)周期為潛在變量進(jìn)行亞組分析（如表1 所示）。在運(yùn)動(dòng)時(shí)間小于30 min亞組（Z=3.41，P=0.001）、等于30 min 亞組（Z=6.19，P=0.000）以及大于30 min 亞組（Z=3.53，P=0.000）中，對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的改善效果趨于一致。在運(yùn)動(dòng)頻次亞組中，運(yùn)動(dòng)頻次為每周1 次（Z=2.35，P=0.020）、2 次（Z=3.09，P=0.002）、3 次（Z=7.17，P=0.000）和大于3 次（Z=3.29，P=0.001）的中等強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有著顯著影響。當(dāng)運(yùn)動(dòng)頻次為3 次/周（Z=7.17，P=0.000）時(shí)，中等強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有著極其顯著的影響，I2=14%，異質(zhì)性較低，可以接受，效應(yīng)值Z=7.17，效果最佳。在運(yùn)動(dòng)周期亞組中，運(yùn)動(dòng)周期小于8周時(shí)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有一定的改善作用Z=1.97（P=0.050），在運(yùn)動(dòng)周期大于等于8 周時(shí)，中等運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有著極其顯著影響，其中，運(yùn)動(dòng)周期大于8 周時(shí)，效應(yīng)值Z=13.46（P=0.000），對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的改善效果最佳。

表1 不同亞組對(duì)兒童認(rèn)知靈活性影響的分析結(jié)果一覽表

2.3.3 高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的影響

最終納入3 項(xiàng)研究，分析高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組兒童認(rèn)知靈活性的影響，Meta 分析發(fā)現(xiàn)：Chi2=0.61，df=2（P=0.74），I2=0%，顯示研究間不存在異質(zhì)性，因此選擇固定效應(yīng)模型分析：WMD=-107.40，95%CI［-121.49，-93.31］，Z=14.94，P<0.000 01，說明高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)實(shí)組與對(duì)照組兒童認(rèn)知靈活性的影響存在極其顯著性差異。

3 討論

3.1 整體效應(yīng)

Meta 分析結(jié)果顯示，低強(qiáng)度的體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童認(rèn)知靈活性沒有明顯的影響和提升。中、高強(qiáng)度的運(yùn)動(dòng)干預(yù)能夠明顯促進(jìn)兒童認(rèn)知靈活性的改善和提升，對(duì)兒童認(rèn)知靈活性具有極其顯著的積極影響，與以往研究一致［13-15］。中、高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)干預(yù)是改善兒童認(rèn)知靈活性的有效途徑之一。

3.2 亞組效應(yīng)

由于所納入的中等強(qiáng)度文獻(xiàn)異質(zhì)性較高，因此，以運(yùn)動(dòng)時(shí)間、運(yùn)動(dòng)頻次、運(yùn)動(dòng)周期為潛在變量進(jìn)行亞組分析，在干預(yù)時(shí)間長為30 min時(shí)效應(yīng)值Z=6.19效果最佳，因此，單次運(yùn)動(dòng)時(shí)間并不是越久越好，時(shí)間過長會(huì)讓兒童身心處于疲勞狀態(tài)；運(yùn)動(dòng)頻次亞組中，在運(yùn)動(dòng)頻次小于3 次/周時(shí)，中等運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有著顯著影響；在運(yùn)動(dòng)頻次大于等于3次/周時(shí)，中等運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有著極其顯著的影響，其中運(yùn)動(dòng)頻次為3次/周時(shí)，I2=14%，異質(zhì)性較低，可以接受，效應(yīng)值Z=7.17，效果最佳；運(yùn)動(dòng)周期亞組中，在運(yùn)動(dòng)周期小于8周時(shí)，中等運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有一定的改善作用，在運(yùn)動(dòng)周期大于等于8周時(shí)，中等運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度對(duì)兒童認(rèn)知靈活性有著極其顯著影響，當(dāng)運(yùn)動(dòng)周期大于8周時(shí)，效應(yīng)值Z=13.46，效果最佳。在中等強(qiáng)度單次運(yùn)動(dòng)時(shí)間為30 min，運(yùn)動(dòng)頻次3 次/周時(shí)，運(yùn)動(dòng)周期越長，對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的積極影響越顯著。

3.3 本研究的局限

（1）納入分析的各研究干預(yù)對(duì)象的年齡、性別比例、運(yùn)動(dòng)項(xiàng)目等不一致，可能增加研究的異質(zhì)性并影響Meta 分析的結(jié)果。（2）通過最終能夠納入研究的23 篇文獻(xiàn)來看，研究者多為同一團(tuán)隊(duì)的成員，研究的范圍、干預(yù)范式和數(shù)據(jù)采集相似，可能對(duì)于推廣研究成果具有一定的局限性［16］。（3）選取的隨機(jī)試驗(yàn)由于研究地區(qū)不一、實(shí)驗(yàn)對(duì)象數(shù)量不一致，可能使研究結(jié)果產(chǎn)生差異［17］。

4 結(jié)語

低強(qiáng)度運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童的認(rèn)知靈活性無顯著的提升和改善作用。中、高強(qiáng)度體育運(yùn)動(dòng)對(duì)兒童的認(rèn)知靈活性具有極其顯著的積極影響，將運(yùn)動(dòng)時(shí)間控制在30 min左右，運(yùn)動(dòng)頻次3 次/周，干預(yù)周期大于8 周，促進(jìn)兒童認(rèn)知靈活性的效果才會(huì)更佳?？梢葬槍?duì)不同兒童年齡特點(diǎn)開展中、高強(qiáng)度，短時(shí)、多頻次、長期的體育運(yùn)動(dòng)，在幫助兒童養(yǎng)成良好的長期身體鍛煉習(xí)慣的同時(shí)，也能夠改善兒童認(rèn)知靈活性，從而促進(jìn)兒童學(xué)業(yè)的發(fā)展。