運動干預促進兒童粗大動作發展效果的Meta 分析

任園園，劉 丹，陸阿明，趙雙迎

（蘇州大學 體育學院，江蘇 蘇州 215021）

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

近年來眾多研究已證實，游戲化運動［8］、動作發展視角下的身體活動干預［9］以及功能性訓練［10］均可促進幼兒粗大動作發展。但由于目前研究采用的干預方法種類繁多，使不同研究結果之間仍存在分歧［8，11］。還有研究認為，兒童的粗大運動技能以不同的速度和程度不斷發展，仍需要一些更具針對性的干預措施［12-13］。例如，Zask［12］進行縱向研究發現，移動技能落后的兒童參加運動干預后成績明顯提高，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性的干預方法。然而，前人的研究并未探索運動干預對兒童移動動作與物體控制動作效果的獨立影響。故本研究收集近年來運動干預促進兒童粗大動作發展的隨機對照試驗（Randomized Controlled Trial，RCT）研究進行 Meta 分析，旨在把多項結果進行量化分析，為促進3～6 歲學齡前兒童的粗大技能發展提出最佳運動干預方案。

1 研究方法

1.1 檢索策略

文獻檢索主要在 Web of Science、EMBASE、Elsevier、中國知網全文期刊數據庫（CNKI）、萬方數據知識服務平臺（WANFang） 等數據庫完成，檢索時間為 2010 年 1 月至 2020 年 1月。采用主題詞與自由詞結合的方法進行檢索，中文檢索詞包括“粗大動作發展、基本運動技能、大肌肉群運動、學齡前兒童、運動干預、隨機”等，英文檢索詞包括 “gross motor development、fundamental movement skill、preschoolers、intervention、random”等。從各文獻庫中共檢索到文獻2 252 篇，其中Web of Science1 565 篇、EMBASE335 篇、Elsevier 31 篇、中國知網全文期刊數據庫164 篇、萬方數據知識服務平臺157 篇。運用Endnote 軟件剔除重復文獻336 篇，通過閱讀標題、摘要排除無相關性文獻1 747 篇，閱讀全文后排除文獻篇129 篇，最終納入10 篇文獻，文獻篩選流程如圖1 所示。

圖1 本研究文獻納入流程圖

1.2 納入與排除標準

1.2.1 納入標準

1）文獻類型：實驗設計均為RCT 試驗，且實驗前實驗組與對照組結局指標無顯著性差異。

2）實驗對象：實驗對象均為3～6 歲的學齡前兒童，無精神發育異?；蚋兄X障礙等疾病者。

3）干預措施：實驗組與對照組的干預方式為運動鍛煉干預。

4）評測工具：研究均選取《兒童粗大動作發展測試》（Gross Motor Development Test，TGMD）為結局指標的評價工具。

5）結局指標：包含兒童的移動動作得分與物體控制動作得分。

1.2.2 排除標準

1）研究不符合納入標準或非RCT 實驗、描述性研究及綜述類文章；2）結局指標不全及重復性文獻；3）研究對象超出3～6 歲年齡范圍，或者有身心疾病等非正常兒童；4）評測工具和結局指標不符或缺失的文獻。

1.3 數據提取

根據研究需要，由兩名研究者采用獨立雙盲的方式對文獻進行資料提取與交叉核對。本研究對納入文獻的資料提取內容主要包括以下幾個部分：1）文獻基本信息：第一作者姓名、發表年份以及文獻質量得分；2）實驗對象：實驗對象人數（樣本量）、年齡、身體狀況；3）干預方法：實驗組與對照組干預內容、干預時間、干預頻率以及干預周期；4）結局指標：以TGMD 為評價工具測得實驗前測與后測的移動動作與物體控制動作分數。

1.4 文獻質量評價

兩名研究者對納入的10 篇文獻獨立進行質量評價，評價工具采用Cochrane 偏倚風險評估工具。該工具是常用的RCT質量評價工具，主要從選擇性偏倚、實施偏倚、隨訪偏倚、測量偏倚、報告偏倚以及其他偏倚6 個方面進行評價，對每條指標采用“高風險”、“低風險”及“不清楚”進行判定［14］。經統計，所有納入的文獻質量共分為 A 級（低風險條目≥4）、B 級（2＜低風險條目＜3）以及 C 級（低風險條目≤1）3 個等級。在納入的10 篇文獻中，有4 篇文獻質量較高，達到A 級；有1 篇文獻質量較低為C 級，其余的文獻質量均為B 級（見圖2）。

圖2 偏倚風險判斷示意圖

1.5 統計學分析

采用Review Manager 5.3 軟件對納入的10 篇文獻進行統計學分析，由于納入文獻測量單位與測量方法均一致，故選擇均數差 （MD） 作為效應尺度指標，并提供95%的置信區間（95%CI）。納入多個研究結果間的異質程度大小采用I2來判斷，I2 越大，表明各個研究間的異質性越大。根據Cochrane 分級標準，若各研究結果結果間異質性較小（I2＜50%），采用固定效應模型；若各研究結果異質性較大（I2＞50%），則采用隨機效應模型，并重新進行亞組分析以及敏感性分析以檢驗結果的可靠性。合并統計量檢驗標準為α=0.05。

2 結果

2.1 納入文獻的基本特征

研究共納入10 篇RCT 文獻，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。干預內容分為功能性動作訓練、動作發展視角下的身體活動干預（干預課程）、游戲化活動干預以及一般（常規）體育活動，干預時間范圍為 20～60min，干預頻率為每周 2～5 次，干預周期長短不一，最短為8 周，最長達到48 周（見表1）。

2.2 敏感性分析

表1 研究納入文獻的基本特征

對納入的所有文獻進行了敏感性分析，調整納入標準、統計模型、研究質量差異、失訪情況以及效應量的選擇后再次進行Meta 分析，發現結果變化并不明顯，這說明本研究的原Meta 分析結果具有較高的可信度。

2.3 發表偏倚分析

分別以運動干預對兒童移動動作與物體控制動作發展的運動干預效果繪制傳統漏斗圖。結果發現，圖形上的各個點均勻分布在左右兩側，對稱性良好，見圖3；而圖4 顯示，除左上角和右上角的3 個點，其他各個點基本分布均勻，偏倚結果可以接受；表明此結果均不存在明顯的發表偏倚。

圖3 運動干預促進兒童移動動作得分結果的發表偏倚漏斗圖

圖4 運動干預促進兒童物體控制動作得分結果的發表偏倚漏斗圖

2.4 Met a 分析結果

2.4.1 整體效應檢驗

經檢驗發現，運動干預具有促進兒童粗大動作發展的效果，且兒童物體控制動作發展的合并效應量 （MD=4.13，p＜0.001）大于移動動作發展的效應量（MD=3.57，p＜0.001）。對納入的研究進行同質性檢驗，發現運動干預促進移動動作得分結果（I2=69%，p＜0.0001）與物體控制動作得分結果（I2=97%，p＜0.0001）均存在較大的異質性（見圖5），故將各文獻按兒童年齡、干預內容、干預時間、干預頻率、干預周期與文獻質量等特征進行亞組分析，以尋找并確定其異質性。

圖5 a 運動干預促進兒童移動動作發展的Meta 分析森林圖

圖5 b 運動干預促進兒童物體控制動作發展的Meta 分析森林圖

2.4.2 亞組分析

1）運動干預促進兒童移動動作發展的亞組分析

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

分別采用固定效應模型干預內容、時間、頻率、周期各個亞組進行分析，結果顯示，各亞組之間異質性明顯降低（見表2），表明干預內容、時間、頻率以及周期均是造成異質性的來源。其中，功能性動作訓練組對促進兒童移動動作發展產生了最大效應量 （MD=4.33，p＜0.001），其次是身體活動干預組（MD=3.96，p＜0.001），游戲化活動組產生的效應量最小（MD=2.95，p=0.006）。多數研究的干預時間均集中 30～60min，干預時間 30～60min（MD=4.05，p＜0.001）、干預頻率＜3 次/周、（MD=4.05，p＜0.001）、干預周期 12～24 周組（MD=4.17，p＜0.001）產生的效應量最大，且統計結果均有顯著性差異。

以文獻質量進行亞組分析，固定效應模型Mate 分析結果發現，各亞組之間異質性明顯降低，說明文獻質量是造成異質性的來源。其中，文獻質量為 B 級的效應量 （MD=4.19，p＜0.001）大于文獻質量為 A 級（MD=4.05，p＜0.001），但本研究納入A 級文獻較少，存在不平衡的情況。

表2 運動干預促進兒童移動動作發展的不同亞組分析結果

2）運動干預促進兒童物體控制動作發展的亞組分析

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

通過固定效應模型進行Mate 分析，結果顯示，各亞組之間異質性較整體效應結果（I2=97%，p＜0.0001）明顯下降，表明干預內容、時間、頻率及周期是造成異質性的來源。其中，身體活動干預組對促進兒童物體控制動作發展產生了最大效應量（MD=4.44，p＜0.001），其次是游戲化活動組 （MD=4.30，p=0.001），功能性動作訓練組產生的效應量最小 （MD=3.86，p＜0.001）。干預時間 30～60min（MD=4.49，p＜0.001）、干預頻率 3～5 次/周（MD=4.47，p＜0.001）、干預周期 12～24 周（MD=5.31，p＜0.001）達到了最大效應量，且統計結果均具有顯著性差異。

以文獻質量進行亞組分析，發現亞組的異質性與整體效應結果相比未發生明顯變化（見表3），說明文獻質量可能不是造成異質性的來源。

3 討論

3.1 整體效應

Meta 分析結果顯示，運動干預能夠明顯促進兒童的粗大動作發展，這與以往的研究結果相似［15-19］。另外，兒童物體控制動作發展的合并效應量大于移動動作發展的效應量，此結果可能與兒童的動作發展序列與發展水平差異有關。戴雯［20］研究表明，兒童的移動性動作在5～6 歲就基本發展完全，而兒童的物體控制動作在4～5 歲才逐漸開始發展。說明兒童移動動作技能已達到初步成熟階段的時候而物體控制動作技能仍處于感知—運動系統協同進化的初級階段。此外，本研究還發現，整體效應結果的異質性較為明顯，為探索導致此異質性的確切來源，研究進一步進行亞組分析。

3.2 亞組效應

研究結果發現，與整體效應結果相比，各亞組的結果均未發生方向性改變。從兒童年齡亞組分析來看，兒童3～4 歲開始進行運動干預，其移動動作、物體控制動作發展的促進效果明顯優于5～6 歲時期的干預效果。研究表明，3～6 歲是兒童動作發展的關鍵期，在學齡前熟練掌握基本的動作技能，可以使他們在整個青春期發展和維持健康水平［21-23］。其他研究指出，在發育早期，兒童若不能得到恰當的動作指導與實踐，即使到青春期可能也無法獲得良好的運動能力［24］。因此，在幼兒粗大動作發展的關鍵期，家長及幼兒教育者仍應重視幼兒的粗大動作發展，盡量增加兒童粗大動作“學習、練習和強化”的機會。

表3 運動干預促進兒童物體控制動作發展的不同亞組分析結果

另外，運動干預措施的成功實施取決于以下幾個因素，包括干預內容、時間、頻率以及周期等。在干預內容的選擇上，兒童進行功能性動作訓練對移動動作表現出明顯的優勢，動作發展視角下的身體活動課程對物體控制動作的促進效果更佳；而游戲化活動對于兒童粗大動作發展的促進效果并不顯著。O'Dwyer［25］在研究中做出了解釋，由于游戲活動在實施計劃的過程中以趣味性為主且運動強度較弱，故積極的游戲計劃在達到中等強度至劇烈的體力活動時對于訓練才是有效的。Donath［26］和 Zask［27］研究也表明，物體控制技能隨著每周運動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構化和更具體的身體活動干預課程，且運動強度也是今后實施運動干預需要考慮的重點。

從干預時間和干預周期來看，30～60min 干預時間、12～24周的干預周期對兒童的各項動作發展促進效果均顯著。這可能與項目屬性特點及幼兒實踐技能的機會有關。與跑和跳等其他活動相比，拍球、擊球等物體控制動作不是一種常見的體育活動，且涉及對移動物體視覺跟蹤和攔截能力，需要對視覺和動覺信息進行整合［28］。對于3～6 歲的兒童來說，這是一項要求高且復雜的任務，與球接觸的準確度和時間很難掌握［29］。因而在較長的時間和周期進行干預，可能對動作技能等方面帶來更大的提高［9］。

從干預頻率來看，盡管＜3 次/周的干預頻率對兒童移動動作發展產生的效應量最大，但納入的文獻量與樣本量較小，僅有2 篇，因而得出的結論可能會差生誤差；而運動干預促進兒童物體控制動作的研究結果發現，3～5 次/周的干預頻率產生了最大效應量，說明3～5 次/周的干預頻率對于兒童物體控制動作發展的促進效果更佳。原因是運動促進兒童物體控制動作的干預可能需要較高的頻率才能達到更好的效果。Piek［30］等人的研究結論與之相似，幼兒在體育活動中花的時間越多，就越有機會提高體質和粗大動作發展水平。因此，今后實際應用運動干預方案時應更加關注干預方案，尤其在干預內容、干預頻率與干預強度等方面進行更細致的分類探討，以更有針對性地指導實際應用。

文獻質量亞組分析結果顯示，運動干預兒童移動動作與粗大動作發展在A 級、B 級2 個組別中存在顯著的差異。文獻質量為B 級的研究最多，且B 級組別達到了最大效應量。但是本次Meta 分析納入A 級文獻與C 級文獻較少，造成文獻質量亞組分析檢驗結果存在不平衡的現象，未來還需要納入更多存在低風險的高質量文獻。

3.3 本研究的局限性

本研究作為Meta 分析，還會受到其他因素的影響。例如，因版權等問題無法得到全部文獻，使納入文獻不全從而影響發表偏倚風險，可能出現假陽性結果。另外，目前評價3～6 歲學齡前兒童的粗大動作發展工具仍未統一，本文僅納入采用常用的TGMD 量表進行評分的文獻，以其他工具進行評價的文獻未來仍需繼續納入。此外，運動促進兒童粗大動作發展還與干預模式、兒童性別、環境等因素相關［31］，但因本研究納入文獻不足無法進行比較，因而未來的工作仍需探究其他相關因素對干預效果的產生影響。

4 結論

1）早期的運動干預能有效改善3～6 歲學齡前兒童的粗大動作發展。

2）兒童進行功能性動作訓練對移動動作發展表現出明顯的優勢；動作發展視角下的身體活動對物體控制動作的促進效果更佳。

3）干預時間 30～60min、干預周期 12～24 周的方案對兒童的各項動作發展促進效果最為突出；運動干預頻率3～5 次/周對兒童物體控制動作發展的促進效果更佳顯著。