身體活動對兒童青少年學習表現影響的元分析

王積福，黃志劍，李煥玉

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身體活動對兒童青少年學習表現影響的元分析

王積福1,2，黃志劍2，李煥玉1

運用元分析方法對國內外有關身體活動對兒童青少年學習表現影響的研究文獻進行定量化綜述分析。方法：以一定的納入標準對相關數據庫進行文獻檢索，納入符合要求的文獻24篇(樣本總量為8 700名)，并采用CMA2.0元分析軟件進行效果量分析與處理。元分析的結果顯示：1)身體活動對兒童青少年學習表現具有中等程度的促進作用，平均效果量為0.44(介于0.2到0.8之間)，置信區間為(0.31，0.57)，屬于中等效應，且不存在發表偏倚現象；2)調節效應分析表明：不同身體活動類型與不同年齡群體在身體活動與兒童青少年學習表現二者之間具有調節作用；3)高低效果量研究之間比較表明，兒童青少年每次參加身體活動的持續時間為60 min時，有利于改善兒童青少年的學習表現。最后，對研究結果進行了討論，并對未來相關研究方向提出建議。

身體活動；學習表現；兒童青少年；元分析

身體活動是指由骨骼肌肉產生的需要消耗能量的任何身體動作，不應與“鍛煉”混為一談。鍛煉是身體活動的一部分，涉及有計劃、有組織、有目的且重復的動作，目的在于增進或維持身體素質的一個或多個方面。而身體活動包括鍛煉以及涉及身體動作的其他活動，作為游戲、工作、家務和娛樂活動的一部分開展。兒童青少年作為青春期發展的關鍵階段，每天參加至少60 min的身體活動有利于青少年健康益處的獲得，例如，健康的骨骼與肌肉，以及能夠提高肌肉力量和耐力，同時也能夠減少發展成慢性疾病風險的因素，可以增加個體的自尊和降低壓力與焦慮[1]。

雖然參與身體活動可以獲得明顯的心理、生理及身體健康益處，但學校卻為了增加教學時間而縮短學生體育活動和休息的時間[2]。學校是兒童青少年參與身體活動的重要場所，但目前學校給兒童青少年在校期間分配時間去參與體育教學和其他身體活動的機會方面存在不斷減少的趨勢。許多學校經常會減少兒童青少年的體育課、休息及其他身體活動的時間，然后給兒童青少年更多的時間去學習數學、英語與技術，以便提高他們的學習成績。與過去10年相比，現在的兒童在學校參與身體活動的時間變得越來越少了，以至于學校兒童青少年肥胖率成倍地增長[3]。

這一現象的出現，可能是因為不論在國內還是國外的教育實踐者和父母中，都曾經或正在持有一種普遍的觀點，即參加體育鍛煉及其他身體活動會對兒童青少年的學業成績產生不利的影響。這也是在校內外兒童青少年人群中身體活動水平不斷降低的重要原因之一。

與大眾普遍持有的觀念相反，大部分研究結果發現兒童青少年的身體活動水平有助于顯著地提高他們的學業成績[4]，較少有研究結果發現身體活動對兒童青少年學業成績的影響沒有顯著性效果，可見，增加身體活動對兒童學業結果沒有不利的影響[5]。關于兒童青少年身體活動與其認知表現之間的關系，一些研究發現兒童花費在身體活動上的時間與其具有較高的認知表現和學業分數之間存在積極的聯系[6]；然而，目前國內外學者關于兒童青少年身體活動與其學習表現之間的研究幾乎都停留在方向性上的探討，而關于影響程度的定量研究甚少。

關于兒童青少年身體活動與其學習認知表現之間存在哪些至關重要的調節變量，至今沒有統一的觀點。有研究發現兒童青少年身體健康水平在其身體活動與學習認知表現之間可能是一個很重要的調節變量[7]。身體健康水平與其他很多變量共同導致了兒童青少年身體活動與學習認知結果之間不一致的結果；因此，盡管學者證實兒童青少年身體活動水平與其認知表現之間具有積極的聯系，但身體活動是否從真正意義上促進了兒童青少年的學習認知表現仍沒得出一致的結論[8]，所以，不禁讓人產生疑問：學校是否值得從課堂教學中拿出一部分時間用于兒童青少年參與身體活動？不同的身體活動項目之間對兒童青少年的學習表現是否具有不同的影響作用？這些問題都有待進一步深入研究。

基于以上問題，本研究運用元分析方法對近30年以來國內外發表的關于身體活動對兒童青少年學習表現影響的研究進行定量化綜述分析，試圖將已發現的研究結果進行量化綜合分析，以便得出身體活動與兒童青少年學習表現之間的具體數量化關系(效果量)，為今后類似研究和體育教育實踐活動提供科學的依據。

1 研究方法

1.1 元分析方法

元分析(Meta-analysis，MA)，其思想最早可追溯到17世紀法國數學家Blaise Pascal對“機遇”的研究，后被用于天文觀測數據的比較與合并。1904年英國數學家及統計學家Karl Pearson在“血清接種預防腸熱病的療效”研究中，首次在醫學界使用了后來被稱Meta分析的方法。Glass于1976年首次提出元分析的概念，即以綜合已有的發現為目的，對單個研究結果進行綜合的統計學分析方法[9]。隨后，Ellenberg則將元分析定義為：對具有共同研究目的且相互獨立的多個研究結果給予定量與合并分析，探討研究間的差異特征，綜合評價研究結果[10]?？傊鄬τ趥鹘y的敘述性文獻綜述研究，元分析方法能夠較為客觀地同化并量化多個相互獨立的實證性研究的效果量(effect size)，同時可排除各研究間的異質偏差。

1.2 文獻的搜集與納入

為增加元分析結果的可靠性與穩定性，本研究搜集了國內外不同文化背景的相關文獻進行分析。首先，在中國期刊全文數據庫、中國博士學位論文數據庫、中國重要會議論文數據庫、中國重要報紙全文數據庫等數據庫中，以頭腦風暴法確定身體活動檢索詞為“身體活動、體育教學、體育鍛煉、運動”，學習表現檢索詞為“學習成績、學習行為、認知技能與學習態度”(兩兩組合，共12種)，檢索1986年1月至2015年9月之間的相關文獻，共檢索出不重復相關文獻38篇；其次，在Google Scholar、PsycINFO、PsycNET、PubMed、ScienceDirect、SPORTDiscus、EBSCO等數據庫中，以身體活動“Physical activity、Physical education、Physical Exercise、Sports”，學習表現“Academic achievement、Academic behavior、Cognitive skills and Attitudes”為檢索詞(兩兩組合，共12種)，檢索1986年1月至2015年9月之間的相關文獻，共檢索出不重復文獻141篇。

元分析文獻的納入標準：1)研究必須考察身體活動與學習表現之間的關系，其中自變量為身體活動(體育鍛煉、體育教學、運動等)，因變量為身體活動對兒童青少年學習表現影響的效果，例如，學習行為、學習成績及認知技能與學習態度等。2)樣本大小明確，且研究對象需為3～25歲的兒童青少年群體。3)研究中提供的身體活動與學習表現之間關系的數據需具備下列條件之一(以便求出效果量ES)：①實驗組和對照組的樣本量、均值與標準差；②統計量r、t或F值以及樣本量；③顯著性水平與樣本量；④元分析文獻中所搜集的數據不能重復，若2篇不同的文獻數據一致，則只取文獻質量高的那篇，而學位論文只取其公開發表論文中的數據。文獻的排除標準：1)排除只研究靜態生活方式與超重狀態變量而不是身體活動的文獻；2)排除研究學習表現與健康測試之間關系的文獻；3)排除綜述分析、元分析及未發表的文獻。

采取上述納入與排除標準，其中符合要求的中文文獻有4篇，符合要求的英文文獻有20篇，中英文文獻共計24篇。

1.3 文獻的編碼

對選入的元分析文獻進行特征編碼。該研究特征主要是被試特征(如類型、性別及年齡)、樣本量、出版類型及發表時間。24篇文獻中有10篇以小學生為被試，12篇以中學生為被試，2篇以大學生為被試。納入元分析的24篇文獻中被試總人數為8 700名，有12篇文獻報告了性別人數，其中男性1 165名，女性1 062名。其他研究未報告其被試的性別。24篇文獻中報告的被試年齡在6～25歲。24篇文獻中有9篇以身體活動為自變量，4篇以體育教學為自變量，8篇以體育鍛煉為自變量，3篇以運動作為自變量。24篇文獻中因變量主要包括學業成績、學業效率、學習自我效能、勝任力、課堂行為及任務表現等。期刊類型中，13篇文獻為SCI期刊，11篇文獻為普通類型期刊。

1.4 效果量計算

Cohen建議，效果量介于0.2以下為小效應，效果量介于0.2～0.8為中等效應，而效果量在0.8以上為大效應[11]。合并效果量小，表明實驗組與控制組差異??；效果量大，表明二者差異大。

1.5 異質性檢驗

此外，雖然Q值可以判斷各研究間是否存在異質，但是無法判斷其異質性的程度，故隨后出現了I-squared，其中I-squared=[Q-(K-1)]/Q，這一指標可以彌補Q值的缺陷[13]。其中：當I-squared小于0.25時，為低度異質性；介于0.25～0.50時，為中度異質性；介于0.50～0.75時，為高度異質性；大于0.75時，各研究間不能直接進行合并。

1.6 研究工具

通過對各研究的查閱，利用Excel2007記錄符合納入標準的研究中的樣本特征(數量、類型、性別等)、均值、標準差、t值及P值。其次，利用CMA2.0軟件(該軟件可以處理不同效應大小或處理效應的數據)求出各研究及合并研究的效果量及置信區間等數值。本元分析研究主要依據2種數據類型來求效果量：一是樣本量、均值及標準差；二是樣本量及t值或P值。

2 結果

2.1 身體活動與兒童青少年學習表現之間的效應值檢驗

眾所周知，經常性的身體活動不僅能促進兒童青少年生理成分的變化，還可以進一步改善其心境狀態。對24篇研究的相關數據進行元分析研究，結果見表1。該表呈現了每項研究的研究作者、刊物類型、樣本量、自變量類型、Hedges’g、95%CI、P值(各研究中表示因變量受自變量的影響是否具有統計學意義的指標)及Q值。從表1中可以看到，24項研究中Hedges’g在0.07～1.08范圍內變化。24項研究中有8項的P值大于0.05，其余16項均小于0.05，說明身體活動對兒童青少年的學習表現是具有影響的。24項研究的合并效果量(EffectSize)等于0.44，置信區間為(0.31,0.57)，P值為0.00。

表 1 身體活動與兒童青少年學習表現之間的元分析結果

注：*為在0.05水平上有顯著差異，**為在0.01水平上有顯著差異；“-”表示df=0，采用固定效應模型合并。下同。

2.2 異質性檢驗

為了考察24項研究是否來自同一整體，即各項研究之間是否同質，需對它們進行異質性檢驗(Q檢驗)。結果發現，24項研究中有4項研究的Q值大于臨界值，即存在異質性問題，故采用隨機效應模型進行合并；10項研究的Q值小于臨界值，采用固定效應模型進行合并；10項研究的df等于0，因此不存在異質性問題。

24項研究進行合并效果量分析時，Q值等于215.89，df等于23，P等于0.00，I-squared為0.89>0.75，說明各研究間不能直接進行合并。然而，當研究間出現異質時，可以通過2種方式進行處理：其一是采取既考慮研究間又考慮研究內的隨機效應模型進行合并；其二是采用去除極端值。當各研究間達到同質時再采用固定效應模型進行合并[38]，因此，去除一項大樣本研究(樣本量大于1 000)、3項大效果量研究(ES大于1.00)及一項低效果量研究(ES小于0.10)共5項研究后，發現其余19項研究合并后，總效果量等于0.36。它與去除極端值前的總ES(0.44)相比沒有太大差異，都屬于中等效應，且異質性檢驗Q值(固定效應模型)等于27.46(介于臨界值左右)，而去除的這5項研究的樣本類型均為中小學生，與其余19項研究的對象保持一致；因此，為了增加元分析結果的說服力，本研究將這24項研究放在一起采用隨機效應模型進行合并，最后得到總ES為0.44，介于0.2～0.8，屬于中等效應，說明身體活動對青少年個體的學習表現具有中等程度的促進作用。

2.3 發表偏倚分析

發表偏倚大說明納入元分析的樣本缺乏代表性，即缺乏研究陰性結果(結果不顯著)的研究文獻，主要是那些未發表的、陰性的及無結論的研究。由于樣本缺乏代表性，故這些研究會影響元分析結果的可靠性，容易得到有偏差的結論[39]；因此，可以通過增加元分析樣本的代表性來減少發表偏倚的程度，即納入那些未發表的研究或者陰性結果的手稿等。此外，在檢查發表偏倚方面，可以通過漏斗圖或者失安全系數來看發表偏倚的程度。

CMA2.0在分析元分析結果時可生成漏斗圖來檢查元分析研究發表偏倚的程度，該漏斗圖是以Hedges’g為橫坐標，以SE為縱坐標，可依據各項研究在坐標軸上的分布情況來判斷發表偏倚的程度。從本研究中24項研究在漏斗圖中的分布情況來看，各研究圍繞著點估計的真實值基本對稱的散開，說明該研究結果基本不存在發表偏倚的問題。此外，還可以通過失安全系數(Nfs)判斷發表偏倚的程度。失安全系數的計算公式：Nfs=(∑Zi/Za)2-K，其中Zi為各個研究所對應的標準偏差，Za為單側檢驗的臨界值(a=0.05/0.01)，K為研究的個數。Nfs的大小代表發表偏倚的程度，其值越大，說明發表偏倚的程度越小，即元分析的結果也就越可靠。當Nfs小于5K+10時，研究者需考慮納入元分析的樣本代表性問題，即元分析結果可能會受到發表偏倚的影響[40]。對本研究中24項研究的失安全系數進行計算，在顯著性水平為0.05上，Nfs0.05=2 088.06，也就是說需要2 000多篇陰性相關研究文獻的報告才能使本研究的結果發生逆轉?？梢?，Nfs遠遠大于130，暗示元分析的結果受到發表偏倚的影響比較小?？傊眢w活動對兒童青少年學習表現的影響作用為中等(ES=0.44)，且這一結果比較穩定。

2.4 不同身體活動類型對兒童青少年學習表現的影響效果

依據上述檢索結果，發現24篇研究中的身體活動類型各有不同，主要分為身體活動、體育教學、體育鍛煉及運動4種類型。對該4種類型分別進行合并效果量分析，結果見表2。可以看出，4種類型中：體育鍛煉對兒童青少年學習表現影響的效果量最大，ES為0.54(介于0.2～0.8)，屬于中等效應；體育教學對兒童青少年學習表現影響的效果量最小，ES=0.31(稍大于0.2)，屬于中等偏小效應。說明兒童青少年在日常生活學習中，體育鍛煉相對于體育教學而言，其對于兒童青少年學習表現的影響效果更大，促進作用更明顯。最后，身體活動、體育教學與體育鍛煉3種自變量類型的元分析結果的失安全系數均大于5K+10，說明各自的樣本代表性都比較好。而運動類型的元分析結果失安全系數(9.76)小于5K+10，可能由于樣本量太小或研究個數太少，而造成這一結果缺乏一定程度的說服力。

表 2 不同身體活動類型對兒童青少年學習表現影響的元分析

2.5 身體活動對不同年齡兒童青少年學習表現的影響效果

對24項研究進行整理發現受試者具有不同的類型，主要包括小學生、中學生及大學生3種類型。按照這3種類型對收集的數據進行整理并進行相應效果量分析，結果見表3?？梢园l現，3種群體中，身體活動對大學生群體學習表現的影響效果量最大，ES=0.80，介于中效應與大效應臨界點；身體活動中學生群體學習表現的影響效果最小，ES=0.35(介于0.2～0.8)，屬于中等效應。這說明相對于中學生群體，身體活動對大學生群體學習表現的影響更明顯一些，作用更大一些。此外，失安全系數分析表明，3種群體的合并效果量結果非常穩定(即失安全系數均大于5K+10)。

2.6 高低效果量研究的比較分析結果

納入元分析研究的24項研究中，其效果量大小各不相同，通過對比最高效果量的研究與最低效果量的研究二者之間的差異，分析身體活動對兒童青少年學習表現影響的效果量差異的原因。為研究者進一步通過身體活動改善兒童青少年學習表現而提供相關依據。

從表4可以看出，Martin等[29]研究的效果量最小(ES=0.066)，Ahamed等[21]研究的效果量最大(ES=1.081)。通過對比分析，可以發現二者主要的差異表現在被試群體以及身體活動的時間，從2項研究的對照比較可以推測出每次進行約60 min的身體活動練習(包括跳躍、跳舞與抗阻力練習)，有利于改善青少年的學習表現，且對他們的學習自信心的改善效果也會更好一些。

表 3 身體活動對不同年齡兒童青少年學習表現影響的元分析

表 4 高低效果量研究比較結果

3 討論

元分析結果顯示，24項研究中身體活動對兒童青少年學習表現影響的總效果量為0.44，依據Cohen[11]建議的效果量評定標準，0.44介于0.20～0.80，屬于中等效應，說明參加身體活動在很大程度上有助于改善兒童青少年的學習表現，這與國內一些家長乃至教育者的“常識”相違背，值得引起對兒童青少年身體活動作用的關注和反思：身體活動在提高兒童青少年體質健康水平，降低肥胖等慢性疾病發生率等方面具有作用之外，并不必須以降低學生的學業表現為代價。相反，適宜水平的身體活動參與，還有助于提高兒童青少年學生的學業表現。也就是說，身體活動參與和兒童青少年學生的學業成績并不相互對立，而是相輔相承，相得益彰的。

在4種身體活動類型中，身體活動、體育教學、體育鍛煉及運動都會對兒童青少年的學習表現產生促進作用(0.31，0.54)，但是身體活動與體育鍛煉對兒童青少年學習表現的促進作用較大，體育教學的促進作用較小。Dwyer等[41]通過2年的追蹤干預發現，那些經常參與日常身體活動項目的學生具有較好的算術與閱讀成績。也有研究發現參加課外活動的學生比沒有參加的學生表現出對自己、同伴、老師、父母及家庭作業更為積極的態度[42]。關于身體活動促進個體學習表現的內在原因，有關身體活動認知效應的研究發現一些鍛煉類型可能會改善腦功能[43]。Waterman認為學生在參與身體活動的過程中可以不斷地認識自我，進一步提高自己的認知與社會技能，從而對學習表現產生間接地積極影響[44]。也就是說，可能是由于身體活動自身極大程度上改善了學習表現。諸多研究表明體育鍛煉在兒童學習過程中具有一定程度的積極作用，Budde等[16]采用每次15 min的協調性體育鍛煉干預13～16歲的青少年，結果發現通過體育鍛煉可以改善兒童青少年的注意表現能力。Leggett等[30]通過讓兒童進行自我督察的體育鍛煉，結果發現鍛煉有助于提高其計算精準性與自我效能感。關于體育教學的促進作用，Williams等[26]研究發現體育教學干預對9～12年級學生學習知識表現有一定程度的積極促進作用。

此外，身體活動對3種群體的學習表現均具有一定程度的促進作用(0.35～0.80)，但是身體活動對大學生群體學習表現的促進作用更大一些，而對中學生群體學習表現的促進作用要小一些。研究發現，大學生的認知發展趨于成熟，在體育活動過程中具有較高的自我效能感[26]。自我效能感的提高，可以改善自己的自信心水平，或許能夠進一步改善他們的學習表現。另一方面，本研究納入的以大學生為被試的研究只有2篇，今后還需要有更多相似類型的實證研究才能得出更為準確的結論。

最后，通過對納入文獻的發表偏倚的分析，本元分析研究結果的樣本代表性比較全面，即來自具有廣泛代表性的樣本，說明元分析結果比較可靠。也就是說，身體活動對兒童青少年群體的學習表現具有一定程度的改善與促進作用，但對這一結果進行推廣時，需考慮其他諸多中介因素的影響。

4 結論

對身體活動與兒童青少年學習表現的元分析表明：1)身體活動與兒童青少年學習表現的平均效果量為0.44，屬于中等效應，即兒童青少年參與日常的身體活動對其學習行為表現有中等程度的促進作用。2)4種身體活動類型中，體育鍛煉對兒童青少年學習表現的促進作用較大，體育教學的促進作用較小。3)高低效果量之間的比較表明兒童每次進行約60 min左右的身體活動練習(包括跳躍、跳舞與抗阻力練習)，有利于改善青少年的學習表現。最后，發表偏倚分析表明元分析結果很穩定，不存在偏倚現象。

基于上述研究，在未來類似研究過程中，我們應注意以下幾點：1)元分析研究需要盡量收集全前人的研究，而未發表過的論文及未報告的陰性結果研究等難以進行收集，故在這一方面有待進一步提高；2)本研究中只分析了身體活動類型及被試群體中介因素，未來的研究可以考慮身體活動時間及活動強度等調節變量；3)關于身體活動對成年人及老年人的學習表現影響的研究較少，今后可以關注這一群體的研究；4)未來可增加電生理學的技術與方法來進一步研究身體活動對于個體學習表現的內部作用機制。

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Effects of Physical Activity on Academic Performance of Children and Adolescents:A Meta-analysis

WANG Jifu1,2,HUANG Zhijian2,LI Huanyu1

Objective:The effects of physical activity on academic performance of children and adolescents were analyzed quantitatively by the meta-analysis.Methods:Twenty-four literatures (the total sample were 8700) met the included criteria were selected from major databases,and using the software of CMA 2.0 to analysis and process effect sizes.The results of meta-analysis showed that 1) To some extent,children’s and adolescents’ physical activity had a positive effect on their academic performance,the average effect size was 0.44 which was between 0.2 and 0.8,and the confidence interval was 0.31 to 0.57 which was a medium effect,and there is no publication bias.2) The analysis of the adjusting effect showed that different types of physical activity and different groups had a regulatory role between children’s and adolescents’ physical activity and academic performance.3) The comparison of the effect size between high and low showed that when the duration of physical activity that children and adolescents joined was sixty minutes,which would help to improve children’s and adolescents’ academic performance.Finally,studies’ results were discussed and a few suggestions of future research directions were proposed.

physical activity;academic performance;children and adolescents;meta-analysis

2016-03-25

王積福(1988—)，男，河南信陽人，博士生，助教，研究方向為體育運動心理學。

簡介：黃志劍(1972—)，男，湖南新田人，博士，教授，研究方向為體育運動心理學。

1.長江大學體育學院，湖北 荊州 434023；2.武漢體育學院，武漢 430079

1.Institute of Physical Education,Yangtze University,Jingzhou,Hubei 434023,China;2.Wuhan Sports University,Wuhan,Hubei 430079,China.

G 804.8

1009-783X(2016)06-0560-06

A