自閉癥兒童的情緒認(rèn)知干預(yù)效果元分析

王智 田婧 朱紫橋

摘要為了探究自閉癥兒童的情緒認(rèn)知干預(yù)效果，更好地為干預(yù)提供實(shí)踐指導(dǎo)。通過文獻(xiàn)檢索與篩查，納入了22項(xiàng)隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，共包含817名被試。主要分析了干預(yù)方法、干預(yù)時長、干預(yù)頻率、家庭參與等變量的調(diào)節(jié)作用。元分析結(jié)果表明：（1）自閉癥兒童情緒認(rèn)知干預(yù)的效果量為d=0.69。（2）干預(yù)方法顯著調(diào)節(jié)干預(yù)結(jié)果，其中科技輔助的干預(yù)效果量（d=0.90）顯著大于非科技輔助的干預(yù)效果量（d=0.37），但變量干預(yù)環(huán)境、家庭參與、國家地域、干預(yù)時長和干預(yù)頻率不起調(diào)節(jié)作用。這表明采取科技輔助的干法方法可以有效改善自閉癥兒童的情緒認(rèn)知能力。

關(guān)鍵詞自閉癥;情緒認(rèn)知;科技輔助;干預(yù)效果;元分析

分類號B842.6

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.06.002

1引言

自閉癥譜系障礙（Autism Spectrum Disorders， ASD）作為一種廣泛性發(fā)育障礙其發(fā)病率呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢。據(jù)2020年美國疾病控制與預(yù)防中心的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，美國8歲以下ASD兒童的患病率已經(jīng)達(dá)到1/54（Narzisi， Posada， Barbieri， Chericoni， Ciuffolini， Pinzino， & Calderoni， 2020）。社會交往障礙是ASD群體的核心障礙之一，具體表現(xiàn)在面部、聲音及身體的情緒認(rèn)知和識別方面存在困難（Reichow， Steiner， & Volkmar， 2012）。ASD群體的情緒認(rèn)知表現(xiàn)為在分享、理解和感受他人的情緒能力和情緒理解準(zhǔn)確性方面較為低下，同時ASD群體情緒認(rèn)知障礙也是共情缺損的表現(xiàn)（Pouw， Rieffe， Oosterveld， Huskens， & Stockmann， 2013）。有綜述性研究表明，對ASD群體的情緒認(rèn)知干預(yù)會促進(jìn)其社會性特征，提高社會交往能力（Saban & Kirby， 2019）。同時也有實(shí)證研究表明，對ASD兒童的早期干預(yù)會促進(jìn)其社會技能發(fā)展，有效減少社會交往障礙（Jones， Happé， Gilbert， Burnett， & Viding， 2010）。

目前，對ASD兒童情緒認(rèn)知的干預(yù)方法呈現(xiàn)出多樣化的趨勢，如基于視覺支撐論的傳統(tǒng)干預(yù)方法、認(rèn)知行為療法、虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)和計(jì)算機(jī)技術(shù)等方法都對情緒認(rèn)知發(fā)展進(jìn)行了實(shí)證研究（郭琳琳， 2019）。但是研究結(jié)論卻沒能達(dá)成一致，例如，de Vries等人認(rèn)為傳統(tǒng)干預(yù)方法對ASD兒童的干預(yù)效果有限，并且ASD兒童在干預(yù)中出現(xiàn)了強(qiáng)烈的退縮行為（de Vries， & Geurts， 2012）。而Kandalaft等人認(rèn)為采用虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)對ASD兒童的面部情緒識別干預(yù)產(chǎn)生了積極效果，并且泛化效果明顯（Kandalaft， Didehbani， Krawczyk， Allen， & Chapman， 2013）。而在綜述研究中結(jié)論較為主觀，且缺乏一定的量化結(jié)果。例如，Harms提出以計(jì)算機(jī)為代表的科技輔助干預(yù)方法對ASD兒童

情緒認(rèn)知的干預(yù)效果會優(yōu)于傳統(tǒng)干預(yù)方法 （Harms， Martin， & Wallace， 2010），但是在Kuusikko的研究中認(rèn)為計(jì)算機(jī)輔助的干預(yù)方法對ASD兒童的干預(yù)效果非常有限，并且容易讓ASD兒童依賴計(jì)算機(jī)的輔助，減少與社會環(huán)境的互動（Kuusikko， Haapsamo， Jansson-Verkasalo， Hurtig， Mattila， Ebeling， & Moilanen， 2009）。

基于以上不同的研究結(jié)果，本研究采用元分析的方法對文獻(xiàn)資料進(jìn)行二次分析，以期獲得更為全面的結(jié)果。元分析是對現(xiàn)有實(shí)證文獻(xiàn)的再次統(tǒng)計(jì)，從而得出較為準(zhǔn)確和客觀的統(tǒng)計(jì)方法（Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2011）。國外已有元分析探討了ASD群體的情緒認(rèn)知干預(yù)效果。例如，Uljarevic等人對48篇文獻(xiàn)進(jìn)行了整理和分析，發(fā)現(xiàn)對ASD群體的情緒干預(yù)效果顯著，并且平均效果量達(dá)到d=0.80。但是，此元分析的研究實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)包括隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)和非隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)且沒有對調(diào)節(jié)變量進(jìn)行詳細(xì)分析（Uljarevic & Hamilton， 2013）。因此，本研究結(jié)合Uljarevic等人的結(jié)論對潛在的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分析，與已有研究進(jìn)行比較以期獲得更為詳盡的研究結(jié)論。

本元分析的創(chuàng)新點(diǎn)體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，本研究選取高質(zhì)量的隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)文獻(xiàn)資料。隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)被公認(rèn)是評價干預(yù)措施的金標(biāo)準(zhǔn) （Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2011）且對干預(yù)結(jié)果有較強(qiáng)的解釋力，信服度更高。第二， 本研究用量化的數(shù)據(jù)豐富國內(nèi)ASD兒童情緒認(rèn)知的元分析研究。有關(guān)ASD群體的情緒認(rèn)知元分析多以國外研究為主，本研究借助以往的研究結(jié)論加入我國學(xué)者的研究結(jié)果，既可以豐富國內(nèi)此領(lǐng)域的研究內(nèi)容也可以對國內(nèi)外實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)進(jìn)行比較分析。

綜上，開展情緒認(rèn)知的元分析研究可以豐富ASD群體的情緒識別、情緒理解以及情緒管理的相關(guān)理論，進(jìn)一步完善ASD群體的社會性特征。從現(xiàn)實(shí)意義來看，本元分析的結(jié)論可以更好地指導(dǎo)一線特殊教育教師，提出最優(yōu)的干預(yù)方案。特別是對于低齡段的ASD群體，提出最佳的個別化教育計(jì)劃以及對ASD兒童提供幼小轉(zhuǎn)銜服務(wù)具有實(shí)質(zhì)性的意義。

同時根據(jù)Uljarevic等人的研究結(jié)論，本研究提出研究假設(shè)H1：ASD兒童的情緒認(rèn)知可以被干預(yù)。在Uljarevic和Vogan的研究中認(rèn)為ASD兒童的情緒認(rèn)知缺陷主要是受到外部環(huán)境和干預(yù)者技能的共同影響 （Uljarevic， & Hamilton， 2013; Vogan， Leung， Safar， Martinussen， Smith， & Taylor， 2018）。因此本研究將家庭參與、國家地域和干預(yù)環(huán)境列為外部環(huán)境一組，將干預(yù)方法、干預(yù)時長和干預(yù)頻率歸為干預(yù)者技能一組，共計(jì)6個潛在的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

干預(yù)方法。將計(jì)算機(jī)為代表的科技輔助干法方法和傳統(tǒng)干預(yù)方法進(jìn)行比較分析。本研究中對科技輔助的定義是利用科技方法（計(jì)算機(jī)、可穿戴設(shè)備、阿凡達(dá)技術(shù)、虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)等）協(xié)助或重建ASD兒童情緒認(rèn)知的技術(shù)。需要說明的是可穿戴設(shè)備指在臨床和日常健康活動中直接穿戴在患者或者被試身上的便攜式健康電子設(shè)備，可在相關(guān)軟件的支持下感知、記錄、分析和管理數(shù)據(jù)甚至治療疾病（王瑞，呂蓉，梁濤，2018）。阿凡達(dá)技術(shù)是一種將真實(shí)人物在數(shù)字世界虛擬化的技術(shù)（劉樂元，張孟地，陳靚影，李丹，2017）。虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)是利用計(jì)算機(jī)生成一種高逼真的虛擬環(huán)境，實(shí)現(xiàn)用戶與虛擬環(huán)境直接進(jìn)行自然交互的技術(shù)（周森， 2020）。目前，科技輔助對ASD兒童的情緒認(rèn)知干預(yù)得到了廣泛應(yīng)用，例如阿凡達(dá)技術(shù)和虛擬現(xiàn)實(shí)技術(shù)結(jié)合了兒童心理發(fā)展特點(diǎn)，對ASD兒童的情緒干預(yù)起到了顯著的效果（Ratan， Beyea， Li， & Graciano， 2020）。然而，以認(rèn)知行為療法和情緒課程為主的傳統(tǒng)干預(yù)方法對ASD兒童的情緒干預(yù)也有顯著效果（Sukhodolsky， Bloch， Panza， & Reichow， 2013）。但是有學(xué)者認(rèn)為長期依賴科技輔助會減少ASD兒童的泛化能力，同時對于ASD兒童的家庭來說將會有巨大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)（Saadatzi， Pennington， Welch， & Graham， 2018）。因此，本研究提出研究假設(shè)H2：科技輔助干預(yù)方法的效果量大于傳統(tǒng)干預(yù)方法。

家庭參與。大量研究證實(shí)，有家庭成員參與的干預(yù)可以有效提升ASD群體的情緒認(rèn)知能力（Kelly， Garnett， Attwood & Peterson， 2008; Kuhn & Carter， 2006;

Meirsschau， Roeyers & Warreyn， 2010）。例如Meirsschaut認(rèn)為家庭成員主動參與到干預(yù)過程中不僅可以有效解決由于環(huán)境變化引起的情緒問題，而且可以在家庭中持續(xù)對ASD兒童進(jìn)行干預(yù)，提升干預(yù)效果。Kelly則認(rèn)為在處理ASD兒童情緒識別問題時，家長必須和干預(yù)教師時刻保持溝通，及時分享ASD兒童在家庭中的表現(xiàn)，確保家長與干預(yù)教師同步（Kelly， Garnett， Attwood， & Peterson， 2008）。但是也有研究證實(shí)沒有家庭參與的干預(yù)亦能提升ASD群體的情緒認(rèn)知能力（Karst， & Van Hecke， 2012）。需要說明的是家庭參與是指ASD兒童的家長參與了干預(yù)過程或者與干預(yù)教師共同制定個別化教育計(jì)劃的內(nèi)容都可以納入本研究進(jìn)行分析。因此，本研究提出研究假設(shè)H3：家庭參與可以調(diào)節(jié)干預(yù)結(jié)果。

干預(yù)環(huán)境。已有實(shí)證研究表明在不同的干預(yù)環(huán)境中會有不同的干預(yù)效果（Watkins， Ledbetter-Cho， OReilly， Barnard-Brak， & Garcia-Grau， 2019）。Cunha等人認(rèn)為在自然環(huán)境中對ASD群體的干預(yù)會有較好效果（Cunha，

Brando， Vascon-celos， Soares， & Carvalho， 2016）。但是McGillivray等人認(rèn)為大學(xué)實(shí)驗(yàn)室的環(huán)境會最大程度地減少外界因素的干擾，提供較高信效度的實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)（McGillivray & Evert， 2014）。為此，本研究根據(jù)以往研究結(jié)論將干預(yù)環(huán)境分為大學(xué)實(shí)驗(yàn)室、醫(yī)院和特殊教育學(xué)校三組，分別探討干預(yù)效果。其中，根據(jù)McGillivray等人的研究認(rèn)為大學(xué)實(shí)驗(yàn)室環(huán)境最有利于提高干預(yù)效果，其次是特殊教育學(xué)校和醫(yī)院 （McGillivray & Evert， 2014）。因此，本研究提出研究假設(shè)H4：干預(yù)環(huán)境可以調(diào)節(jié)干預(yù)效果且大學(xué)實(shí)驗(yàn)室的效果量最大。

國家地域。近期研究表明，ASD群體的情緒認(rèn)知能力呈現(xiàn)出跨文化特征，干預(yù)效果會因?yàn)榈貐^(qū)文化差異產(chǎn)生不同效果（郭琳琳， 2019）。Ratan認(rèn)為北美地區(qū)由于率先進(jìn)行此領(lǐng)域的研究因此具有豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，他認(rèn)為在北美地區(qū)的干預(yù)效果好于歐洲地區(qū)（Ratan， Beyea， Li， & Graciano， 2020）。但是Kuhn等人提供的研究結(jié)果則證實(shí)了歐洲地區(qū)的干預(yù)效果是優(yōu)于北美地區(qū)（Kuhn， & Carter， 2006）。為此，本研究將國家地域分為北美、歐洲和其他三組，分別探討干預(yù)效果。本研究提出研究假設(shè)H5：國家地域可以調(diào)節(jié)干預(yù)效果且北美地區(qū)的效果量最大。

干預(yù)時長。Vogan等人認(rèn)為對ASD群體情緒認(rèn)知的干預(yù)時間越長越有效果（Vogan， Leung， Safar， Martinussen， Smith， & Taylor， 2018）。但是，F(xiàn)itzpatrick等人認(rèn)為干預(yù)時長對ASD群體的情緒認(rèn)知能力沒有相關(guān)性 （Fitzpatrick， Diorio， Richardson， & Schmidt， 2013）。為此，本研究將干預(yù)時長作為連續(xù)變量采用回歸分析探討干預(yù)時長對干預(yù)效果的影響。因此，本研究提出研究假設(shè)H6：干預(yù)時長可以調(diào)節(jié)干預(yù)效果。

干預(yù)頻率。Smith等人認(rèn)為一周52小時的高強(qiáng)度訓(xùn)練有助于ASD群體的情緒認(rèn)知能力提升（Smith， Montagne， Perrett， Gill， & Gallagher， 2010）。Herba等人則認(rèn)為一周36～52小時的強(qiáng)度訓(xùn)練依然可以達(dá)到顯著的干預(yù)效果 （Herba， Landau， Russell， Ecker， & Phillips， 2006）。但是Kessels認(rèn)為干預(yù)頻率對ASD兒童的情緒認(rèn)知能力沒有相關(guān)性（Kessels， Spee， & Hendriks， 2010）?；谝陨辖Y(jié)論，本研究也將采用回歸分析探討干預(yù)頻率對干預(yù)效果的影響。本研究提出研究假設(shè)H7：干預(yù)頻率可以調(diào)節(jié)干預(yù)效果。

綜上所述，本研究不僅會探討ASD兒童情緒認(rèn)知的干預(yù)效果而且考察干預(yù)方法、家庭參與、干預(yù)環(huán)境、國家地域、干預(yù)時長和干預(yù)頻率的調(diào)節(jié)作用。對ASD兒童的情緒認(rèn)知元分析，有利于進(jìn)一步明確ASD兒童情緒認(rèn)知和調(diào)節(jié)變量的關(guān)系，也為特殊教育教師的干預(yù)提供有效證據(jù)。

2研究方法

2.1文獻(xiàn)檢索與篩選

對EBSCO、Web of Science、SAGE、ERIC、萬方、知網(wǎng)、維普數(shù)據(jù)庫展開檢索。檢索采用主題詞、自由詞和布爾邏輯運(yùn)算相結(jié)合的方式進(jìn)行檢索。檢索時間為建庫至2020年9月18日。檢索式：“自閉癥譜系障礙”（autism OR ASD OR autism spectrum disorder OR developmental disorder OR autis*）AND“情緒認(rèn)知”“共情”“情緒認(rèn)知能力”（emotion cognition OR empathy OR emotion cognition ability）AND“隨機(jī)對照試驗(yàn)”（RCT OR randomized controlled trial）。

文獻(xiàn)按以下標(biāo)準(zhǔn)納入：（1）文獻(xiàn)語言為中文或英文;（2）研究對象為醫(yī)院確診的ASD兒童，年齡區(qū)間4～12歲;（3）研究設(shè)計(jì)為隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn);（4）研究目的以干預(yù)ASD兒童情緒認(rèn)知能力為主;（5）經(jīng)過同行評審的期刊論文或碩博論文;（6）有可以轉(zhuǎn)化效果量的指標(biāo);（7）干預(yù)組僅接受情緒認(rèn)知的干預(yù)，對照組接受常規(guī)干預(yù)或者不干預(yù)。

2.2文獻(xiàn)質(zhì)量評價

采用偏倚風(fēng)險評估工具對文獻(xiàn)進(jìn)行質(zhì)量評價。主要評價內(nèi)為：隨機(jī)分配方法、分配方案隱藏、對實(shí)施者與參與者采用盲法、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告研究結(jié)果以及有無其他來源的偏倚（Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2011）。根據(jù)偏倚風(fēng)險工具的評價標(biāo)準(zhǔn)，完全滿足4個及以上條目的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，為低度偏倚;滿足2個及以上條目的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，為中度偏倚;只滿足1個條目的質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，為高度偏倚（Lipsey， & Wilson， 2001）。為確保篩選過程的可靠性，避免主觀偏見，文獻(xiàn)質(zhì)量評價由2名研究者獨(dú)立完成，存在差異時由第三方?jīng)Q定。

2.3效果量選擇

采用CMA 2.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。使用Cohens d作為干預(yù)組與對照組的效果量。在軟件中輸入干預(yù)組與對照組的樣本量、后測均值和標(biāo)準(zhǔn)差，并計(jì)算效果量;如果沒有報告后測均值或標(biāo)準(zhǔn)差，則選用后測均值差、p值、標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行計(jì)算。

2.4模型選擇與異質(zhì)性檢驗(yàn)

此研究選擇隨機(jī)效果模型進(jìn)行分析，主要由于ASD兒童的情緒認(rèn)知干預(yù)可能受干預(yù)方法、干預(yù)時長、國家地域等因素的影響，因此采用隨機(jī)對照效果模型更合理，在后續(xù)分析中還將采用異質(zhì)性檢驗(yàn)來驗(yàn)證模型的選擇。

對于異質(zhì)性檢驗(yàn)，本研究采用Q值和I2指標(biāo)進(jìn)行評價。Q值是基于總變異的檢驗(yàn)，假設(shè)效果量服從卡方分布，當(dāng)p<0.05，表明顯著異質(zhì)（Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2011）;I2指研究之間的方差在總體方差中所占比例（Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2011）。一般將25%、50%、75%的I2值看作異質(zhì)性低、中、高的界限（Borenstein， Hedges， Higgins， & Rothstein， 2011）。

2.5出版偏倚

出版偏倚指已經(jīng)發(fā)表的研究不能全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體 （Higgins， & Thompson， 2002）。通過漏斗圖、Eggers檢驗(yàn)、失敗安全系數(shù)和剪補(bǔ)法檢驗(yàn)出版偏倚。漏斗圖可以主觀判斷出版偏倚是否存在，Eggers檢驗(yàn)采用線性回歸法檢驗(yàn)發(fā)表偏倚，如果不顯著（p>0.05），則表明不存在發(fā)表偏倚。Nfs反映的是元分析結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著時，還需要多少項(xiàng)研究沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的研究才能讓該元分析結(jié)果變得不顯著（楊九民， 吳長城， 皮忠玲， 謝和平，2019）。該值越大越表明存在出版偏倚的可能性越小，結(jié)論推翻的可能性就越小，當(dāng)Nfs小于5k+10時（k為納入元分析的研究數(shù)）， 出版偏倚引起重視 （DerSimonian， & Laird， 1986）。剪補(bǔ)法通過先剪后補(bǔ)的方式使研究在平均效果量的左右兩邊對稱分布，并重新估計(jì)合并效果量的真實(shí)值，若剪補(bǔ)后的效果量未發(fā)生顯著變化，則可認(rèn)為不存在發(fā)表偏倚（Rothstein， Sutton， & Borenstein， 2005）。

3研究結(jié)果

3.1文獻(xiàn)檢索結(jié)果

本研究初檢共獲得相關(guān)文獻(xiàn)59篇，去除重復(fù)文獻(xiàn)余下56篇，然后閱讀標(biāo)題和摘要進(jìn)行初篩后獲得文獻(xiàn)41篇。經(jīng)過全文閱讀之后，最終按照納入標(biāo)準(zhǔn)共納入文獻(xiàn)22篇。文獻(xiàn)篩查流程圖見圖1。

3.2納入文獻(xiàn)的基本特征

本研究納入22篇文獻(xiàn)，共817名被試。ASD兒童年齡從4歲到12歲不等，干預(yù)時間為3～20周（M=8.05， SD=4.10），干預(yù)頻率為15～90分鐘/天（M=30.36， SD=19.08）。干預(yù)涉及6個國家地域，大部分采用韋氏智力量表測量ASD兒童的智力，一半的實(shí)證研究涉及家庭參與指標(biāo)，在4個不同的干預(yù)環(huán)境中進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，采用科技輔助干預(yù)的數(shù)量多于非科技輔助干預(yù)。詳見表1。

3.3文獻(xiàn)質(zhì)量評價結(jié)果

本研究納入的文獻(xiàn)全部采用隨機(jī)數(shù)字法進(jìn)行分組，分配方案隱藏、結(jié)果數(shù)據(jù)的完整性、選擇性報告研究結(jié)果以及有無其他來源的偏倚均在文獻(xiàn)中有詳細(xì)介紹。但是有12篇文獻(xiàn)沒有涉及受試者的盲法評價。整體來看，盡管存在受試者盲法評價的高偏倚，但是本研究的文獻(xiàn)質(zhì)量處于中等偏上水平，22篇文獻(xiàn)具有較好的代表性。

3.4研究結(jié)果

3.4.1整體效果檢驗(yàn)

對文獻(xiàn)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。通過異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， I2=62.78%>50%，且Q檢驗(yàn)p<0.01，提示元分析存在異質(zhì)性，故選擇隨機(jī)效果模型。另外，ASD兒童的情緒認(rèn)知干預(yù)效果量在0.45～0.93之間， d=0.69。因此，此次研究假設(shè)H1成立。

3.4.2出版偏倚檢驗(yàn)

如圖2所示，漏斗圖的右側(cè)散點(diǎn)分布較多，提示可能存在出版偏倚。采用失敗安全系數(shù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)Nfs為430，說明在α為0.05的情況下，還需要430篇文章才能推翻現(xiàn)有結(jié)論，遠(yuǎn)大于120，即5k+10，此數(shù)據(jù)說明不存在出版偏倚問題。但是根據(jù)Eggers的分析結(jié)果來看，截距為4.58（p<0.05），提示本次研究有出版偏倚。對于以上三種不一致的結(jié)果，需要繼續(xù)采用剪補(bǔ)法來檢驗(yàn)出版偏倚對元分析結(jié)果的影響。經(jīng)過分析，有4篇效果量小于平均效果量的研究缺失，它的加入會使得平均效果量減少，校訂后d=0.41， 95%CI[0.14，0.68]。此數(shù)據(jù)說明，雖然元分析可能存在出版偏倚問題，但研究結(jié)論依然有效。

3.4.3調(diào)節(jié)變量效果檢驗(yàn)

將調(diào)節(jié)變量分為類別變量和連續(xù)變量進(jìn)行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)干預(yù)方法顯著調(diào)節(jié)于干預(yù)效果（Q=5.92， p=0.015）：科技輔助的效果量（Z=4.74， p<0.001）顯著高于非科技輔助（Z=3.38， p=0.001）。干預(yù)環(huán)境（Q=3.77， p=0.291）、家庭參與（Q=0.15， p=0.696）和國家地域（Q=2.05， p=0.364）與效果量的異質(zhì)性無關(guān)（表2）。因此，可得知研究假設(shè)H2成立，研究假設(shè)H3、H4和H5不成立。

然后對干預(yù)時長和干預(yù)頻率2個連續(xù)變量進(jìn)行調(diào)節(jié)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，干預(yù)時長（p=0.457）和干預(yù)頻率（p=0.223）的回歸方程模型結(jié)果不顯著，干預(yù)時長和干預(yù)頻率不能預(yù)測結(jié)果。簡單來說，隨著干預(yù)時長和干預(yù)頻率的增加，ASD兒童情緒認(rèn)知的干預(yù)效果不顯著。因此，研究假設(shè)H6和H7不成立。

4討論

4.1ASD兒童情緒認(rèn)知的干預(yù)效果

本研究分析了ASD兒童情緒認(rèn)知的干預(yù)效果，結(jié)果達(dá)到顯著水平。此結(jié)論與Berggren等人的研究結(jié)論一致，均證實(shí)了ASD兒童的情緒認(rèn)知能力可以被顯著干預(yù)（Berggren， Engstrm， & Blte， 2016）。但是此結(jié)論的效果量低于Uljarevic等人的的研究（Uljarevic & Hamilton， 2013），分析原因：Uljarevic等進(jìn)行的元分析未選擇隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，主要采用單組實(shí)驗(yàn)或者非隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)，這樣會造成結(jié)果的不穩(wěn)定性。需要注意的是，絕大多數(shù)實(shí)驗(yàn)選擇的是高功能ASD兒童。雖然低功能ASD兒童由于認(rèn)知能力或者交流問題可能會影響實(shí)驗(yàn)進(jìn)程和結(jié)果，但是對于低功能ASD兒童的研究不能出現(xiàn)選擇偏倚，否則會極大地降低實(shí)驗(yàn)信效度。另外，對于ASD兒童情緒認(rèn)知的研究也應(yīng)該從以下兩個方面加以重視。

第一，重視ASD兒童情緒認(rèn)知的縱向研究。DeRosa等人認(rèn)為對ASD兒童情緒認(rèn)知能力的干預(yù)效果會隨時間的增加而降低，為此有必要對情緒識別的干預(yù)效果做追蹤研究（DeRosa， Baaren， Dubey， Lee， Cuccaro， Vance， & Dykxhoorn， 2012）。

第二，提高ASD兒童情緒認(rèn)知的泛化效果。已有研究表明，對實(shí)驗(yàn)環(huán)境下的ASD兒童情緒認(rèn)識干預(yù)效果較好，但是脫離實(shí)驗(yàn)環(huán)境后，大多數(shù)ASD兒童表現(xiàn)出難以識別他人的面部表情，泛化能力有限等問題 （Ingersoll， Berger， Carlsen， & Hamlin， 2017; Molloy， Murray， Akers， Mitchell， & Manning-Courtney， 2011）。為此，如何提高干預(yù)的泛化效果是非常關(guān)鍵和迫切的問題。

4.2調(diào)節(jié)變量分析

不同的干預(yù)方法顯著調(diào)節(jié)于干預(yù)效果，科技輔助的效果量顯著高于非科技輔助。原因如下：

第一，以科技輔助的干預(yù)方法迎合了ASD兒童視覺優(yōu)勢學(xué)習(xí)的特點(diǎn)，多感官的刺激大幅度提升了ASD情緒識別的興趣和專注度。例如，阿凡達(dá)技術(shù)在科技輔助干預(yù)中會根據(jù)ASD兒童視覺學(xué)習(xí)優(yōu)勢的特點(diǎn)重新設(shè)計(jì)教學(xué)策略，重點(diǎn)關(guān)注眼睛區(qū)域的變化從而強(qiáng)化情緒識別的行為，達(dá)到顯著的干預(yù)效果。

第二，科技輔助干預(yù)會根據(jù)ASD兒童的認(rèn)知特點(diǎn)進(jìn)行動態(tài)化和個性化的教學(xué)，在干預(yù)中會降低ASD兒童的退縮行為和焦慮程度（肖建和，2020）。

第三，科技輔助的趣味性和娛樂性促進(jìn)了ASD兒童的學(xué)習(xí)興趣（柳慧萍，劉穿石， 2020）。

第四，科技輔助的干預(yù)方法減少了可能出現(xiàn)的主觀因素（干預(yù)教師和家長）影響，保證了干預(yù)過程的客觀性和完整性。值得一提的是，近年來以谷歌眼鏡為代表的可穿戴設(shè)備在干預(yù)ASD兒童情緒認(rèn)知的實(shí)踐中起到了顯著效果。例如，Voss等人利用改良的谷歌眼鏡對6名4～7歲的ASD兒童進(jìn)行的情緒認(rèn)知干預(yù)實(shí)驗(yàn)。ASD兒童在不同干預(yù)環(huán)境中（家庭，公園和圖書館）識別自己父母的面部表情，利用谷歌眼鏡的“情緒識別表情符號”對ASD兒童進(jìn)行干預(yù)， 所有兒童的情緒識別能力都得到顯著提升（Voss， Schwartz， Daniels， Kline， Haber， Washington， & Phillips， 2019）。同時，可穿戴設(shè)備的便捷性和高效性在一定程度上也解決了ASD兒童情緒識別泛化難的問題，值得研究者持續(xù)關(guān)注。

4.3非調(diào)節(jié)變量分析

對于其他類別變量，本研究的研究結(jié)果證實(shí)國家地域和干預(yù)環(huán)境在ASD兒童情緒識別的干預(yù)中不起調(diào)節(jié)作用。此結(jié)果與Watkins和McGillivray等人的觀點(diǎn)不一致（Watkins， Ledbetter-Cho， OReilly， Barnard-Brak， & Garcia-Grau， 2019; McGillivray， & Evert， 2014），原因可能在于納入文獻(xiàn)的研究個數(shù)偏少，特別是在國家地域的變量中關(guān)于歐美地區(qū)的研究報告不及北美研究報告數(shù)量的一半，很大程度上影響了元分析的結(jié)果。對于連續(xù)變量，本研究的研究結(jié)果證實(shí)隨著干預(yù)時長和干預(yù)頻率的增加，對ASD兒童的情緒認(rèn)知能力影響不顯著。此結(jié)果與Vogan和Smith等人的觀點(diǎn)不一致（Vogan， Leung， Safar， Martinussen， Smith， & Taylor， 2018; Smith， Montagne， Perrett， Gill， & Gallagher， 2010）?？赡茉?yàn)锳SD兒童情緒識別的干預(yù)時長絕大多數(shù)在10周左右的時間，而Vogan和Smith等人的干預(yù)時長維持了6個月之久，雖然可以保證ASD兒童的高強(qiáng)度干預(yù)訓(xùn)練，但不可避免的是會誘發(fā)個案的成熟效應(yīng)，從而影響實(shí)驗(yàn)的內(nèi)部效度。

值得說明的是，盡管家庭參與沒有調(diào)節(jié)整體效果量，但是已有大量實(shí)證數(shù)據(jù)和綜述研究表明有家庭參與的干預(yù)實(shí)驗(yàn)可以提高干預(yù)效果。此研究結(jié)論與上述發(fā)現(xiàn)不一致，原因如下：

第一，科技輔助的方法使得家長參與干預(yù)的機(jī)會變少。ASD兒童在干預(yù)教師的指導(dǎo)下可以完成大部分的任務(wù)，科技輔助呈現(xiàn)出動態(tài)的個性化信息，降低了ASD兒童與外界交流的次數(shù)和復(fù)雜性，提高了參與的積極性。

第二，父母特征（如父母的年齡、焦慮程度、經(jīng)濟(jì)狀況等）都會影響ASD兒童的干預(yù)效果，在沒有家庭參與的實(shí)驗(yàn)中仍會受到來自家庭的影響（汪斯斯， 閆燕， 趙勇帥， 2019）。最后，本元分析中納入的父母特征資料不足，導(dǎo)致關(guān)于家庭的信息不全或者缺失較多，因此無法進(jìn)一步分析討論哪些與家庭有關(guān)的因素影響干預(yù)結(jié)果。

4.3研究不足與展望

本研究的不足包含以下幾個方面：

（1）本研究搜集的隨機(jī)對照實(shí)驗(yàn)由于相關(guān)變量的數(shù)據(jù)不完整，只統(tǒng)計(jì)了干預(yù)方法，干預(yù)時長等6種調(diào)節(jié)變量，還有更多可能的調(diào)節(jié)變量未納入討論范圍;

（2）此研究重點(diǎn)關(guān)注了4～12歲的ASD兒童，成年ASD群體需要持續(xù)關(guān)注;

（3）納入的中英文文獻(xiàn)數(shù)量差異較大，研究存在語言發(fā)表偏倚的問題。

基于以上研究不足，未來研究可以考慮從以下角度深入開展：

（1）關(guān)注成年ASD群體的情緒認(rèn)知干預(yù);

（2）考察父母參與在ASD群體情緒認(rèn)知干預(yù)中的作用，同時注重在不同干預(yù)方法下家長參與的作用。這樣既可以深入了解家長參與在情緒認(rèn)知中的影響，也可以為后續(xù)元分析提供充足的數(shù)據(jù)支撐;

（3）考慮搜集同伴參與和維持期延宕時間的數(shù)據(jù)。

本研究由于研究數(shù)量偏少，該結(jié)論在4～12歲的ASD兒童具有解釋力，對亞組分析的解析來看不同干預(yù)方法具有顯著的調(diào)節(jié)作用，今后的研究應(yīng)該對更多的調(diào)節(jié)變量深入挖掘和分析，以期獲得更為詳盡的研究結(jié)果。

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