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    運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童粗大動(dòng)作發(fā)展效果的Meta 分析

    2020-06-28 07:33:20任園園陸阿明趙雙迎
    湖北體育科技 2020年5期
    關(guān)鍵詞:亞組異質(zhì)性物體

    任園園,劉 丹,陸阿明,趙雙迎

    (蘇州大學(xué) 體育學(xué)院,江蘇 蘇州 215021)

    動(dòng)作是個(gè)體的基本功能,在個(gè)體的生存與發(fā)展中具有重要的作用[1]。理論上將動(dòng)作按照完成時(shí)的肌肉活動(dòng)情況劃分為粗大動(dòng)作和精細(xì)動(dòng)作,粗大動(dòng)作包括跑、跳等移動(dòng)動(dòng)作與投擲、接球等物體控制動(dòng)作[2]。早期的粗大動(dòng)作發(fā)展不僅有利于兒童形成正確的基本動(dòng)作技能以及提高身體活動(dòng)水平[3],而且有益于幼兒感知認(rèn)知能力、學(xué)習(xí)成績(jī)及同伴交流等方面的發(fā)展[4-7]。因此,如何有效地提高 3~6 歲兒童粗大動(dòng)作發(fā)展水平成為目前研究關(guān)注的重點(diǎn)。

    近年來眾多研究已證實(shí),游戲化運(yùn)動(dòng)[8]、動(dòng)作發(fā)展視角下的身體活動(dòng)干預(yù)[9]以及功能性訓(xùn)練[10]均可促進(jìn)幼兒粗大動(dòng)作發(fā)展。但由于目前研究采用的干預(yù)方法種類繁多,使不同研究結(jié)果之間仍存在分歧[8,11]。還有研究認(rèn)為,兒童的粗大運(yùn)動(dòng)技能以不同的速度和程度不斷發(fā)展,仍需要一些更具針對(duì)性的干預(yù)措施[12-13]。例如,Zask[12]進(jìn)行縱向研究發(fā)現(xiàn),移動(dòng)技能落后的兒童參加運(yùn)動(dòng)干預(yù)后成績(jī)明顯提高,而物體控制技能得分較低的兒童始終處于較低水平,可見物體控制技能可能更需要具有針對(duì)性的干預(yù)方法。然而,前人的研究并未探索運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)兒童移動(dòng)動(dòng)作與物體控制動(dòng)作效果的獨(dú)立影響。故本研究收集近年來運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童粗大動(dòng)作發(fā)展的隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn)(Randomized Controlled Trial,RCT)研究進(jìn)行 Meta 分析,旨在把多項(xiàng)結(jié)果進(jìn)行量化分析,為促進(jìn)3~6 歲學(xué)齡前兒童的粗大技能發(fā)展提出最佳運(yùn)動(dòng)干預(yù)方案。

    1 研究方法

    1.1 檢索策略

    文獻(xiàn)檢索主要在 Web of Science、EMBASE、Elsevier、中國(guó)知網(wǎng)全文期刊數(shù)據(jù)庫(kù)(CNKI)、萬方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)(WANFang) 等數(shù)據(jù)庫(kù)完成,檢索時(shí)間為 2010 年 1 月至 2020 年 1月。采用主題詞與自由詞結(jié)合的方法進(jìn)行檢索,中文檢索詞包括“粗大動(dòng)作發(fā)展、基本運(yùn)動(dòng)技能、大肌肉群運(yùn)動(dòng)、學(xué)齡前兒童、運(yùn)動(dòng)干預(yù)、隨機(jī)”等,英文檢索詞包括 “gross motor development、fundamental movement skill、preschoolers、intervention、random”等。從各文獻(xiàn)庫(kù)中共檢索到文獻(xiàn)2 252 篇,其中Web of Science1 565 篇、EMBASE335 篇、Elsevier 31 篇、中國(guó)知網(wǎng)全文期刊數(shù)據(jù)庫(kù)164 篇、萬方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)157 篇。運(yùn)用Endnote 軟件剔除重復(fù)文獻(xiàn)336 篇,通過閱讀標(biāo)題、摘要排除無相關(guān)性文獻(xiàn)1 747 篇,閱讀全文后排除文獻(xiàn)篇129 篇,最終納入10 篇文獻(xiàn),文獻(xiàn)篩選流程如圖1 所示。

    圖1 本研究文獻(xiàn)納入流程圖

    1.2 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

    1.2.1 納入標(biāo)準(zhǔn)

    1)文獻(xiàn)類型:實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)均為RCT 試驗(yàn),且實(shí)驗(yàn)前實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組結(jié)局指標(biāo)無顯著性差異。

    2)實(shí)驗(yàn)對(duì)象:實(shí)驗(yàn)對(duì)象均為3~6 歲的學(xué)齡前兒童,無精神發(fā)育異?;蚋兄X障礙等疾病者。

    3)干預(yù)措施:實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的干預(yù)方式為運(yùn)動(dòng)鍛煉干預(yù)。

    4)評(píng)測(cè)工具:研究均選取《兒童粗大動(dòng)作發(fā)展測(cè)試》(Gross Motor Development Test,TGMD)為結(jié)局指標(biāo)的評(píng)價(jià)工具。

    5)結(jié)局指標(biāo):包含兒童的移動(dòng)動(dòng)作得分與物體控制動(dòng)作得分。

    1.2.2 排除標(biāo)準(zhǔn)

    1)研究不符合納入標(biāo)準(zhǔn)或非RCT 實(shí)驗(yàn)、描述性研究及綜述類文章;2)結(jié)局指標(biāo)不全及重復(fù)性文獻(xiàn);3)研究對(duì)象超出3~6 歲年齡范圍,或者有身心疾病等非正常兒童;4)評(píng)測(cè)工具和結(jié)局指標(biāo)不符或缺失的文獻(xiàn)。

    1.3 數(shù)據(jù)提取

    根據(jù)研究需要,由兩名研究者采用獨(dú)立雙盲的方式對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行資料提取與交叉核對(duì)。本研究對(duì)納入文獻(xiàn)的資料提取內(nèi)容主要包括以下幾個(gè)部分:1)文獻(xiàn)基本信息:第一作者姓名、發(fā)表年份以及文獻(xiàn)質(zhì)量得分;2)實(shí)驗(yàn)對(duì)象:實(shí)驗(yàn)對(duì)象人數(shù)(樣本量)、年齡、身體狀況;3)干預(yù)方法:實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組干預(yù)內(nèi)容、干預(yù)時(shí)間、干預(yù)頻率以及干預(yù)周期;4)結(jié)局指標(biāo):以TGMD 為評(píng)價(jià)工具測(cè)得實(shí)驗(yàn)前測(cè)與后測(cè)的移動(dòng)動(dòng)作與物體控制動(dòng)作分?jǐn)?shù)。

    1.4 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)

    兩名研究者對(duì)納入的10 篇文獻(xiàn)獨(dú)立進(jìn)行質(zhì)量評(píng)價(jià),評(píng)價(jià)工具采用Cochrane 偏倚風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估工具。該工具是常用的RCT質(zhì)量評(píng)價(jià)工具,主要從選擇性偏倚、實(shí)施偏倚、隨訪偏倚、測(cè)量偏倚、報(bào)告偏倚以及其他偏倚6 個(gè)方面進(jìn)行評(píng)價(jià),對(duì)每條指標(biāo)采用“高風(fēng)險(xiǎn)”、“低風(fēng)險(xiǎn)”及“不清楚”進(jìn)行判定[14]。經(jīng)統(tǒng)計(jì),所有納入的文獻(xiàn)質(zhì)量共分為 A 級(jí)(低風(fēng)險(xiǎn)條目≥4)、B 級(jí)(2<低風(fēng)險(xiǎn)條目<3)以及 C 級(jí)(低風(fēng)險(xiǎn)條目≤1)3 個(gè)等級(jí)。在納入的10 篇文獻(xiàn)中,有4 篇文獻(xiàn)質(zhì)量較高,達(dá)到A 級(jí);有1 篇文獻(xiàn)質(zhì)量較低為C 級(jí),其余的文獻(xiàn)質(zhì)量均為B 級(jí)(見圖2)。

    圖2 偏倚風(fēng)險(xiǎn)判斷示意圖

    1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

    采用Review Manager 5.3 軟件對(duì)納入的10 篇文獻(xiàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析,由于納入文獻(xiàn)測(cè)量單位與測(cè)量方法均一致,故選擇均數(shù)差 (MD) 作為效應(yīng)尺度指標(biāo),并提供95%的置信區(qū)間(95%CI)。納入多個(gè)研究結(jié)果間的異質(zhì)程度大小采用I2來判斷,I2 越大,表明各個(gè)研究間的異質(zhì)性越大。根據(jù)Cochrane 分級(jí)標(biāo)準(zhǔn),若各研究結(jié)果結(jié)果間異質(zhì)性較小(I2<50%),采用固定效應(yīng)模型;若各研究結(jié)果異質(zhì)性較大(I2>50%),則采用隨機(jī)效應(yīng)模型,并重新進(jìn)行亞組分析以及敏感性分析以檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。合并統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)為α=0.05。

    2 結(jié)果

    2.1 納入文獻(xiàn)的基本特征

    研究共納入10 篇RCT 文獻(xiàn),共1 286 名受試者,均為健康無疾病兒童,年齡為3~6 歲之間,性別為男女混合。干預(yù)內(nèi)容分為功能性動(dòng)作訓(xùn)練、動(dòng)作發(fā)展視角下的身體活動(dòng)干預(yù)(干預(yù)課程)、游戲化活動(dòng)干預(yù)以及一般(常規(guī))體育活動(dòng),干預(yù)時(shí)間范圍為 20~60min,干預(yù)頻率為每周 2~5 次,干預(yù)周期長(zhǎng)短不一,最短為8 周,最長(zhǎng)達(dá)到48 周(見表1)。

    2.2 敏感性分析

    表1 研究納入文獻(xiàn)的基本特征

    對(duì)納入的所有文獻(xiàn)進(jìn)行了敏感性分析,調(diào)整納入標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)計(jì)模型、研究質(zhì)量差異、失訪情況以及效應(yīng)量的選擇后再次進(jìn)行Meta 分析,發(fā)現(xiàn)結(jié)果變化并不明顯,這說明本研究的原Meta 分析結(jié)果具有較高的可信度。

    2.3 發(fā)表偏倚分析

    分別以運(yùn)動(dòng)干預(yù)對(duì)兒童移動(dòng)動(dòng)作與物體控制動(dòng)作發(fā)展的運(yùn)動(dòng)干預(yù)效果繪制傳統(tǒng)漏斗圖。結(jié)果發(fā)現(xiàn),圖形上的各個(gè)點(diǎn)均勻分布在左右兩側(cè),對(duì)稱性良好,見圖3;而圖4 顯示,除左上角和右上角的3 個(gè)點(diǎn),其他各個(gè)點(diǎn)基本分布均勻,偏倚結(jié)果可以接受;表明此結(jié)果均不存在明顯的發(fā)表偏倚。

    圖3 運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童移動(dòng)動(dòng)作得分結(jié)果的發(fā)表偏倚漏斗圖

    圖4 運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作得分結(jié)果的發(fā)表偏倚漏斗圖

    2.4 Met a 分析結(jié)果

    2.4.1 整體效應(yīng)檢驗(yàn)

    經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),運(yùn)動(dòng)干預(yù)具有促進(jìn)兒童粗大動(dòng)作發(fā)展的效果,且兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的合并效應(yīng)量 (MD=4.13,p<0.001)大于移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展的效應(yīng)量(MD=3.57,p<0.001)。對(duì)納入的研究進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)移動(dòng)動(dòng)作得分結(jié)果(I2=69%,p<0.0001)與物體控制動(dòng)作得分結(jié)果(I2=97%,p<0.0001)均存在較大的異質(zhì)性(見圖5),故將各文獻(xiàn)按兒童年齡、干預(yù)內(nèi)容、干預(yù)時(shí)間、干預(yù)頻率、干預(yù)周期與文獻(xiàn)質(zhì)量等特征進(jìn)行亞組分析,以尋找并確定其異質(zhì)性。

    圖5 a 運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展的Meta 分析森林圖

    圖5 b 運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的Meta 分析森林圖

    2.4.2 亞組分析

    1)運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展的亞組分析

    以兒童年齡進(jìn)行亞組分析,共納入結(jié)局指標(biāo)11 組,樣本量645 例。固定效應(yīng)模型進(jìn)行Mate 分析發(fā)現(xiàn),各亞組之間的異質(zhì)性 (3~4 歲組 I2=0%,p=0.43、5~6 歲組 I2=14%,p=0.32)與整體效應(yīng)(I2=69%,p<0.0001)相比明顯降低,說明兒童年齡是造成異質(zhì)性的主要來源。其中,3~4 歲組的效應(yīng)量(MD=4.09,p<0.001)大于 5~6 歲組(MD=3.51,p<0.001),結(jié)果具有顯著性差異。

    分別采用固定效應(yīng)模型干預(yù)內(nèi)容、時(shí)間、頻率、周期各個(gè)亞組進(jìn)行分析,結(jié)果顯示,各亞組之間異質(zhì)性明顯降低(見表2),表明干預(yù)內(nèi)容、時(shí)間、頻率以及周期均是造成異質(zhì)性的來源。其中,功能性動(dòng)作訓(xùn)練組對(duì)促進(jìn)兒童移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展產(chǎn)生了最大效應(yīng)量 (MD=4.33,p<0.001),其次是身體活動(dòng)干預(yù)組(MD=3.96,p<0.001),游戲化活動(dòng)組產(chǎn)生的效應(yīng)量最?。∕D=2.95,p=0.006)。多數(shù)研究的干預(yù)時(shí)間均集中 30~60min,干預(yù)時(shí)間 30~60min(MD=4.05,p<0.001)、干預(yù)頻率<3 次/周、(MD=4.05,p<0.001)、干預(yù)周期 12~24 周組(MD=4.17,p<0.001)產(chǎn)生的效應(yīng)量最大,且統(tǒng)計(jì)結(jié)果均有顯著性差異。

    以文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行亞組分析,固定效應(yīng)模型Mate 分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),各亞組之間異質(zhì)性明顯降低,說明文獻(xiàn)質(zhì)量是造成異質(zhì)性的來源。其中,文獻(xiàn)質(zhì)量為 B 級(jí)的效應(yīng)量 (MD=4.19,p<0.001)大于文獻(xiàn)質(zhì)量為 A 級(jí)(MD=4.05,p<0.001),但本研究納入A 級(jí)文獻(xiàn)較少,存在不平衡的情況。

    表2 運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展的不同亞組分析結(jié)果

    2)運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的亞組分析

    以兒童年齡進(jìn)行亞組分析,共納入結(jié)局指標(biāo)11 組,樣本量共670 例。采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行Mate 分析發(fā)現(xiàn),各亞組之間存在輕度異質(zhì)性,說明兒童年齡是造成異質(zhì)性的主要來源。其中,3~4 歲組的效應(yīng)量(MD=4.03,p<0.001)大于 5~6 歲組(MD=3.97,p<0.001),結(jié)果具有顯著性差異。

    通過固定效應(yīng)模型進(jìn)行Mate 分析,結(jié)果顯示,各亞組之間異質(zhì)性較整體效應(yīng)結(jié)果(I2=97%,p<0.0001)明顯下降,表明干預(yù)內(nèi)容、時(shí)間、頻率及周期是造成異質(zhì)性的來源。其中,身體活動(dòng)干預(yù)組對(duì)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展產(chǎn)生了最大效應(yīng)量(MD=4.44,p<0.001),其次是游戲化活動(dòng)組 (MD=4.30,p=0.001),功能性動(dòng)作訓(xùn)練組產(chǎn)生的效應(yīng)量最小 (MD=3.86,p<0.001)。干預(yù)時(shí)間 30~60min(MD=4.49,p<0.001)、干預(yù)頻率 3~5 次/周(MD=4.47,p<0.001)、干預(yù)周期 12~24 周(MD=5.31,p<0.001)達(dá)到了最大效應(yīng)量,且統(tǒng)計(jì)結(jié)果均具有顯著性差異。

    以文獻(xiàn)質(zhì)量進(jìn)行亞組分析,發(fā)現(xiàn)亞組的異質(zhì)性與整體效應(yīng)結(jié)果相比未發(fā)生明顯變化(見表3),說明文獻(xiàn)質(zhì)量可能不是造成異質(zhì)性的來源。

    3 討論

    3.1 整體效應(yīng)

    Meta 分析結(jié)果顯示,運(yùn)動(dòng)干預(yù)能夠明顯促進(jìn)兒童的粗大動(dòng)作發(fā)展,這與以往的研究結(jié)果相似[15-19]。另外,兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的合并效應(yīng)量大于移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展的效應(yīng)量,此結(jié)果可能與兒童的動(dòng)作發(fā)展序列與發(fā)展水平差異有關(guān)。戴雯[20]研究表明,兒童的移動(dòng)性動(dòng)作在5~6 歲就基本發(fā)展完全,而兒童的物體控制動(dòng)作在4~5 歲才逐漸開始發(fā)展。說明兒童移動(dòng)動(dòng)作技能已達(dá)到初步成熟階段的時(shí)候而物體控制動(dòng)作技能仍處于感知—運(yùn)動(dòng)系統(tǒng)協(xié)同進(jìn)化的初級(jí)階段。此外,本研究還發(fā)現(xiàn),整體效應(yīng)結(jié)果的異質(zhì)性較為明顯,為探索導(dǎo)致此異質(zhì)性的確切來源,研究進(jìn)一步進(jìn)行亞組分析。

    3.2 亞組效應(yīng)

    研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),與整體效應(yīng)結(jié)果相比,各亞組的結(jié)果均未發(fā)生方向性改變。從兒童年齡亞組分析來看,兒童3~4 歲開始進(jìn)行運(yùn)動(dòng)干預(yù),其移動(dòng)動(dòng)作、物體控制動(dòng)作發(fā)展的促進(jìn)效果明顯優(yōu)于5~6 歲時(shí)期的干預(yù)效果。研究表明,3~6 歲是兒童動(dòng)作發(fā)展的關(guān)鍵期,在學(xué)齡前熟練掌握基本的動(dòng)作技能,可以使他們?cè)谡麄€(gè)青春期發(fā)展和維持健康水平[21-23]。其他研究指出,在發(fā)育早期,兒童若不能得到恰當(dāng)?shù)膭?dòng)作指導(dǎo)與實(shí)踐,即使到青春期可能也無法獲得良好的運(yùn)動(dòng)能力[24]。因此,在幼兒粗大動(dòng)作發(fā)展的關(guān)鍵期,家長(zhǎng)及幼兒教育者仍應(yīng)重視幼兒的粗大動(dòng)作發(fā)展,盡量增加兒童粗大動(dòng)作“學(xué)習(xí)、練習(xí)和強(qiáng)化”的機(jī)會(huì)。

    表3 運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的不同亞組分析結(jié)果

    另外,運(yùn)動(dòng)干預(yù)措施的成功實(shí)施取決于以下幾個(gè)因素,包括干預(yù)內(nèi)容、時(shí)間、頻率以及周期等。在干預(yù)內(nèi)容的選擇上,兒童進(jìn)行功能性動(dòng)作訓(xùn)練對(duì)移動(dòng)動(dòng)作表現(xiàn)出明顯的優(yōu)勢(shì),動(dòng)作發(fā)展視角下的身體活動(dòng)課程對(duì)物體控制動(dòng)作的促進(jìn)效果更佳;而游戲化活動(dòng)對(duì)于兒童粗大動(dòng)作發(fā)展的促進(jìn)效果并不顯著。O'Dwyer[25]在研究中做出了解釋,由于游戲活動(dòng)在實(shí)施計(jì)劃的過程中以趣味性為主且運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度較弱,故積極的游戲計(jì)劃在達(dá)到中等強(qiáng)度至劇烈的體力活動(dòng)時(shí)對(duì)于訓(xùn)練才是有效的。Donath[26]和 Zask[27]研究也表明,物體控制技能隨著每周運(yùn)動(dòng)劑量的增加得到了提高。這提示我們,提高兒童物體控制技能可能需要更結(jié)構(gòu)化和更具體的身體活動(dòng)干預(yù)課程,且運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度也是今后實(shí)施運(yùn)動(dòng)干預(yù)需要考慮的重點(diǎn)。

    從干預(yù)時(shí)間和干預(yù)周期來看,30~60min 干預(yù)時(shí)間、12~24周的干預(yù)周期對(duì)兒童的各項(xiàng)動(dòng)作發(fā)展促進(jìn)效果均顯著。這可能與項(xiàng)目屬性特點(diǎn)及幼兒實(shí)踐技能的機(jī)會(huì)有關(guān)。與跑和跳等其他活動(dòng)相比,拍球、擊球等物體控制動(dòng)作不是一種常見的體育活動(dòng),且涉及對(duì)移動(dòng)物體視覺跟蹤和攔截能力,需要對(duì)視覺和動(dòng)覺信息進(jìn)行整合[28]。對(duì)于3~6 歲的兒童來說,這是一項(xiàng)要求高且復(fù)雜的任務(wù),與球接觸的準(zhǔn)確度和時(shí)間很難掌握[29]。因而在較長(zhǎng)的時(shí)間和周期進(jìn)行干預(yù),可能對(duì)動(dòng)作技能等方面帶來更大的提高[9]。

    從干預(yù)頻率來看,盡管<3 次/周的干預(yù)頻率對(duì)兒童移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展產(chǎn)生的效應(yīng)量最大,但納入的文獻(xiàn)量與樣本量較小,僅有2 篇,因而得出的結(jié)論可能會(huì)差生誤差;而運(yùn)動(dòng)干預(yù)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn),3~5 次/周的干預(yù)頻率產(chǎn)生了最大效應(yīng)量,說明3~5 次/周的干預(yù)頻率對(duì)于兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的促進(jìn)效果更佳。原因是運(yùn)動(dòng)促進(jìn)兒童物體控制動(dòng)作的干預(yù)可能需要較高的頻率才能達(dá)到更好的效果。Piek[30]等人的研究結(jié)論與之相似,幼兒在體育活動(dòng)中花的時(shí)間越多,就越有機(jī)會(huì)提高體質(zhì)和粗大動(dòng)作發(fā)展水平。因此,今后實(shí)際應(yīng)用運(yùn)動(dòng)干預(yù)方案時(shí)應(yīng)更加關(guān)注干預(yù)方案,尤其在干預(yù)內(nèi)容、干預(yù)頻率與干預(yù)強(qiáng)度等方面進(jìn)行更細(xì)致的分類探討,以更有針對(duì)性地指導(dǎo)實(shí)際應(yīng)用。

    文獻(xiàn)質(zhì)量亞組分析結(jié)果顯示,運(yùn)動(dòng)干預(yù)兒童移動(dòng)動(dòng)作與粗大動(dòng)作發(fā)展在A 級(jí)、B 級(jí)2 個(gè)組別中存在顯著的差異。文獻(xiàn)質(zhì)量為B 級(jí)的研究最多,且B 級(jí)組別達(dá)到了最大效應(yīng)量。但是本次Meta 分析納入A 級(jí)文獻(xiàn)與C 級(jí)文獻(xiàn)較少,造成文獻(xiàn)質(zhì)量亞組分析檢驗(yàn)結(jié)果存在不平衡的現(xiàn)象,未來還需要納入更多存在低風(fēng)險(xiǎn)的高質(zhì)量文獻(xiàn)。

    3.3 本研究的局限性

    本研究作為Meta 分析,還會(huì)受到其他因素的影響。例如,因版權(quán)等問題無法得到全部文獻(xiàn),使納入文獻(xiàn)不全從而影響發(fā)表偏倚風(fēng)險(xiǎn),可能出現(xiàn)假陽性結(jié)果。另外,目前評(píng)價(jià)3~6 歲學(xué)齡前兒童的粗大動(dòng)作發(fā)展工具仍未統(tǒng)一,本文僅納入采用常用的TGMD 量表進(jìn)行評(píng)分的文獻(xiàn),以其他工具進(jìn)行評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)未來仍需繼續(xù)納入。此外,運(yùn)動(dòng)促進(jìn)兒童粗大動(dòng)作發(fā)展還與干預(yù)模式、兒童性別、環(huán)境等因素相關(guān)[31],但因本研究納入文獻(xiàn)不足無法進(jìn)行比較,因而未來的工作仍需探究其他相關(guān)因素對(duì)干預(yù)效果的產(chǎn)生影響。

    4 結(jié)論

    1)早期的運(yùn)動(dòng)干預(yù)能有效改善3~6 歲學(xué)齡前兒童的粗大動(dòng)作發(fā)展。

    2)兒童進(jìn)行功能性動(dòng)作訓(xùn)練對(duì)移動(dòng)動(dòng)作發(fā)展表現(xiàn)出明顯的優(yōu)勢(shì);動(dòng)作發(fā)展視角下的身體活動(dòng)對(duì)物體控制動(dòng)作的促進(jìn)效果更佳。

    3)干預(yù)時(shí)間 30~60min、干預(yù)周期 12~24 周的方案對(duì)兒童的各項(xiàng)動(dòng)作發(fā)展促進(jìn)效果最為突出;運(yùn)動(dòng)干預(yù)頻率3~5 次/周對(duì)兒童物體控制動(dòng)作發(fā)展的促進(jìn)效果更佳顯著。

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