1 問題提出

執(zhí)行功能(Executive Function)是在完成復(fù)雜的認(rèn)知任務(wù)時(shí), 對(duì)其他認(rèn)知過程進(jìn)行控制、調(diào)節(jié)的高級(jí)認(rèn)知過程(Funahashi, 2001), 包括工作記憶、抑制控制和認(rèn)知靈活性三個(gè)核心成分。工作記憶(Working Memory)是用于處理活動(dòng)記憶中暫存信息的認(rèn)知過程(Baddeley & Hitch, 1994); 抑制控制(Inhibitory Control)是指個(gè)體通過控制自己的注意、行為、想法或情緒來抵制強(qiáng)烈的內(nèi)在反應(yīng)傾向或外在誘惑的心理過程(Diamond, 2013); 認(rèn)知靈活性(Cognitive Flexibility)建立在工作記憶和抑制控制的基礎(chǔ)上, 發(fā)展較晚(Davidson et al.2006), 是指面對(duì)新情境時(shí), 能夠做出符合新環(huán)境要求之反應(yīng), 克服反應(yīng)定勢, 保持思想和動(dòng)作靈活性的心理過程。早期執(zhí)行功能能夠預(yù)測兒童身心健康(Baler & Volkow, 2007; Riggs et al.2010)、學(xué)業(yè)成績(Borella et al.2017), 尤其是數(shù)學(xué)和閱讀能力, 以及成年后的家庭幸福(Davis et al.2010)等。

兒童的執(zhí)行功能具有可塑性(Diamond & Lee, 2011; Lin et al.2018)。早期的兒童執(zhí)行功能訓(xùn)練是以計(jì)算機(jī)化訓(xùn)練為主的, 其中, 基于計(jì)算機(jī)的Cogmed工作記憶訓(xùn)練(Cogmed Working Memory Training)被認(rèn)為是最成功的, 該訓(xùn)練逐步增加難度, 研究發(fā)現(xiàn), 基于計(jì)算機(jī)的Cogmed工作記憶訓(xùn)練能夠明顯改善正常兒童和工作記憶缺陷兒童的工作記憶水平(Roche & Johnson, 2014); Thorell等人(2009)對(duì)兒童進(jìn)行5周的工作記憶或者抑制控制的自適應(yīng)計(jì)算機(jī)化訓(xùn)練, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)兒童工作記憶促進(jìn)效果最好, 但對(duì)兒童抑制控制、認(rèn)知靈活性、注意力的改善未起到促進(jìn)作用。

隨著新媒體技術(shù)的進(jìn)步, 同時(shí)也為了增強(qiáng)兒童執(zhí)行功能訓(xùn)練的趣味性, 研究者開始采用視頻游戲改善執(zhí)行功能(Anderson-Hanley et al.2014)。Oei和Patterson發(fā)現(xiàn), 割繩子智力游戲(cutting the rope)能夠促進(jìn)大學(xué)生的執(zhí)行功能, 尤其是抑制控制(Oei & Patterson, 2014)。在90名4~6歲兒童中通過視頻游戲進(jìn)行抑制控制訓(xùn)練的研究發(fā)現(xiàn), 5天后兒童抑制控制有所改善(Liu et al.2019)。俄羅斯方塊等能引發(fā)兒童較高參與度的益智游戲, 對(duì)兒童執(zhí)行功能的促進(jìn)作用更大(Martinovic et al.2015)。但是, 視頻游戲訓(xùn)練需要兒童長時(shí)間靜坐, 且對(duì)于包含計(jì)劃、解決問題等因素的游戲, 年齡較小的兒童體驗(yàn)起來比較困難(Martinovic et al.2015), 因此, 利用視頻游戲進(jìn)行兒童執(zhí)行功能的干預(yù)可行性較低。不論是計(jì)算機(jī)化訓(xùn)練還是視頻游戲, 均需要兒童久坐, 但是久坐不利于兒童的身體健康(Weiss et al.2011)。

考慮到兒童執(zhí)行功能訓(xùn)練的趣味性和長期可行性, 研究者們開始利用身體活動(dòng)對(duì)兒童執(zhí)行功能進(jìn)行訓(xùn)練。研究發(fā)現(xiàn)協(xié)調(diào)運(yùn)動(dòng)(Budde et al. V2008)、足球(Alesi et al.2016)、瑜伽(Razza et al.2015)、武術(shù)訓(xùn)練(Lakes, 2013)等身體活動(dòng)都能改善兒童執(zhí)行功能。體感游戲(exergame)也是一種身體活動(dòng), 它可以激發(fā)更活躍的全身游戲體驗(yàn)(Staiano et al.2012)。研究者們發(fā)現(xiàn)體感游戲能夠促進(jìn)老年人、注意缺陷多動(dòng)障礙(ADHD)、以及兒童、青少年的執(zhí)行功能(Anderson-Hanley et al.2014; Benzing et al.2018)。體感游戲?qū)⒄J(rèn)知活動(dòng)和身體活動(dòng)結(jié)合。有研究表明進(jìn)行體感游戲會(huì)促進(jìn)神經(jīng)重塑效應(yīng), 以致提高大腦某些認(rèn)知功能(Lauenroth et al.2016)。一方面, 從體育鍛煉的角度來看, 體育鍛煉能夠促進(jìn)分泌鄰苯二酚胺等物質(zhì)分泌并增加血流量, 從而促進(jìn)前額葉皮層活動(dòng)(Verburgh et al.2014)。由于兒童時(shí)期大腦的可塑性更強(qiáng), 這些經(jīng)歷可能會(huì)使認(rèn)知功能得以永久性改善(Mehren et al.2019)。另一方面, 在游戲中, 兒童需要完成一些視覺和空間記憶任務(wù)、也需要根據(jù)游戲環(huán)境和要求控制身體和運(yùn)動(dòng)速度(Dye & Bavelier, 2010), 這些認(rèn)知要求有利于使執(zhí)行功能得到更多運(yùn)用, 通過游戲訓(xùn)練能夠促進(jìn)兒童的執(zhí)行功能(Achtman et al.2008)。

然而, 并不是所有的身體活動(dòng)都能提高執(zhí)行功能。一方面, 身體活動(dòng)的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度可能是有效改善執(zhí)行功能的原因之一。運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度代表著適宜運(yùn)動(dòng)的負(fù)荷, 通常通過心率或者攝氧量來表示。一項(xiàng)元分析結(jié)果顯示, 中等運(yùn)動(dòng)程度的身體活動(dòng)對(duì)執(zhí)行功能改善的效果量大于劇烈程度的身體運(yùn)動(dòng)(Mcmorris & Hale, 2012), 也就說, 并非運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度越大就促進(jìn)效果越好。陳愛國等人(2014)的研究發(fā)現(xiàn), 相同時(shí)間的不同強(qiáng)度的籃球運(yùn)動(dòng)對(duì)小學(xué)生的執(zhí)行功能產(chǎn)生有益的影響, 但收益不同, 其中中等強(qiáng)度的籃球運(yùn)動(dòng)干預(yù)方案最能改善兒童執(zhí)行功能。喚醒理論認(rèn)為(Best, 2012), 運(yùn)動(dòng)增加了兒童的腦部新陳代謝, 大腦皮層血流量增加, 從而優(yōu)化了認(rèn)知資源的分配, 促進(jìn)了認(rèn)知加工效率的提升(Audiffren et al.2008)。

另一方面, 身體活動(dòng)中的認(rèn)知參與可能是改善兒童執(zhí)行功能的另一重要原因。認(rèn)知參與是指當(dāng)掌握困難的技能時(shí)所需要的注意資源分配和認(rèn)知努力的水平(Tomporowski et al.2015), 這被認(rèn)為是影響執(zhí)行功能的關(guān)鍵因素, 一些身體活動(dòng)促進(jìn)兒童執(zhí)行功能的研究沒有考慮到身體活動(dòng)本身所需要的認(rèn)知參與(Best, 2010; Pesce, 2012), 比如Alesi等人(2016)通過對(duì)8歲兒童進(jìn)行足球訓(xùn)練改善其敏捷性、視覺空間工作記憶、注意力、計(jì)劃和抑制控制等方面, 因?yàn)樽闱蜻\(yùn)動(dòng)需要前瞻控制、感知機(jī)能、協(xié)調(diào)控制以及計(jì)劃, 所以足球運(yùn)動(dòng)對(duì)執(zhí)行功能的促進(jìn)效果可能混淆了運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度與認(rèn)知參與兩因素的作用。為了分離出兩因素的不同作用, Schmidt等人(2016)將92名11~12歲兒童分成4組(高/低 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度 × 高/低 認(rèn)知參與)進(jìn)行一次性10分鐘的身體活動(dòng)訓(xùn)練。結(jié)果表明, 高認(rèn)知參與的身體活動(dòng)能改善兒童注意力。這項(xiàng)研究表明身體活動(dòng)中的認(rèn)知參與是促進(jìn)兒童注意力的重要因素。之所以認(rèn)知參與能夠促進(jìn)兒童執(zhí)行功能, 首先是因?yàn)橛刑魬?zhàn)的環(huán)境能夠提高認(rèn)知能力, 并且改變大腦相應(yīng)結(jié)構(gòu)(Adcock et al.2020)。其次, 根據(jù)認(rèn)知刺激假說, 活動(dòng)中的認(rèn)知參與激活了與控制高階認(rèn)知過程相關(guān)的大腦區(qū)域(Benzing & Schmidt, 2019)。

在體感游戲可以更直接操縱運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與的作用。Benzing等人(2016)從運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與的角度設(shè)計(jì)了3組不同的體感游戲(高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與、高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與、低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與)對(duì)65名13~16歲的青少年進(jìn)行單次15分鐘被試間實(shí)驗(yàn)干預(yù)(Benzing et al.2016)?！案哌\(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組采用塑形健身的模仿類體感游戲, “高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組采用的是虛擬街道奔跑體感游戲, “低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組是讓被試觀看山地跑的紀(jì)錄片。結(jié)果發(fā)現(xiàn), “高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組在認(rèn)知靈活性的任務(wù)上有所改善。但是, 由于這項(xiàng)研究缺少“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”這一實(shí)驗(yàn)組, 僅證實(shí)了認(rèn)知參與的作用, 不能確切說明運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的作用。

為了進(jìn)一步探究運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童執(zhí)行功能的影響, Best (2012)在體感游戲訓(xùn)練中操縱運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與兩因素, 將游戲分成4類(高/低 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度 × 高/低 認(rèn)知參與), 并對(duì)33名6~9歲(平均年齡8.1歲)的兒童進(jìn)行四類游戲的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn), 干預(yù)時(shí)長為20分鐘。其中, “高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組采用了一款叢林探險(xiǎn)的體感游戲, 要求兒童用身體控制游戲人物, 躲避障礙物(坑、滾木等), 隨著游戲的進(jìn)行, 任務(wù)變得更加困難。“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組采用馬拉松賽跑的體感游戲, 要求兒童盡可能地快跑?！暗瓦\(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組采用視頻游戲——超級(jí)瑪麗, 要?jiǎng)幽X思考如何躲避困難和獲得獎(jiǎng)勵(lì), 并作出相應(yīng)的簡單動(dòng)作?！暗瓦\(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組讓兒童看健康類視頻。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn), 僅高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的體感游戲能夠促進(jìn)兒童的抑制控制。這項(xiàng)研究說明了體感游戲中的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因素對(duì)兒童執(zhí)行功能起主要作用。

然而前述研究均是對(duì)兒童進(jìn)行一次性訓(xùn)練, 因此無法排除這樣一種可能性：一次性訓(xùn)練增加了血流量和喚醒度, 所以運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度促進(jìn)執(zhí)行功能的作用明顯, 而長期干預(yù)后認(rèn)知參與促進(jìn)執(zhí)行功能的效果才會(huì)顯示出來。Schmidt等人(2015)將181名10~12歲的小學(xué)生分成3組, 進(jìn)行為期6周(每周兩次、每次45分鐘)的干預(yù)(Schmidt et al.2015)。其中, “高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組是讓兒童玩籃球和足球游戲, 游戲規(guī)則由教師指定, 玩一陣后老師吹哨子, 之前的規(guī)則就會(huì)改變, 兒童需要適應(yīng)新的規(guī)則。“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組是讓兒童進(jìn)行循環(huán)馬拉松訓(xùn)練?！暗瓦\(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組是讓孩子靜坐聽故事。經(jīng)過六周干預(yù)后, 只有“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組的認(rèn)知靈活性得到改善。雖然這項(xiàng)研究說明“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組對(duì)兒童的認(rèn)知靈活性的作用, 但是由于該研究缺少“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”實(shí)驗(yàn)進(jìn)行對(duì)照, 無法說明運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童執(zhí)行功能的長期促進(jìn)效果。因此, 本研究擬增加這一對(duì)照組。

為了考察體感游戲中的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因素和認(rèn)知參與因素對(duì)兒童執(zhí)行功能的作用, 本研究在Best (2012)研究的基礎(chǔ)上進(jìn)行了改進(jìn), 分別在訓(xùn)練前、第一次訓(xùn)練后、最后一次訓(xùn)練后進(jìn)行執(zhí)行功能核心成分的測驗(yàn), 將122名5~6歲兒童分成4組(高/低 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度×高/低 認(rèn)知參與), 分別進(jìn)行為期6周(每周3次, 每次20分鐘)的體感游戲訓(xùn)練, 進(jìn)行2(高/低 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度)×2(高/低 認(rèn)知參與)×3(測驗(yàn)次數(shù)：前測、第一次訓(xùn)練后測、長期訓(xùn)練后測)的三因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 旨在澄清短期和長期體感游戲訓(xùn)練中運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因素和認(rèn)知參與因素的不同作用。

2 研究方法

2.1 被試

被試選取長春市五所幼兒園隨機(jī)選擇4~6歲兒童130名。其中, 在訓(xùn)練期間“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組、“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組分別有5名、3名兒童中途轉(zhuǎn)園, 無法完成后續(xù)訓(xùn)練和測驗(yàn)。最終納入分析的有效被試共有122名, 平均年齡M月= 68.29 (SD= 5.98), “高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”、“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”、“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”、“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”各組人數(shù)分別是32人、28人、30人、30人。所有兒童均為右利手, 視力和聽力均發(fā)展正常, 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 每個(gè)兒童會(huì)得到獎(jiǎng)勵(lì)和反饋。此外, 本研究在實(shí)施前已獲得了幼兒園、家長和兒童的知情同意。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2(運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度：高/低) × 2(認(rèn)知參與：高/低) × 3(測量時(shí)間：前測：第一次訓(xùn)練后測、長期訓(xùn)練后測)。其中, 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與是被試間變量, 每組訓(xùn)練6周, 每周訓(xùn)練三次, 20分鐘/次。中間休息3分鐘。執(zhí)行功能的3個(gè)核心成分(工作記憶、抑制控制、認(rèn)知靈活性)為因變量。

2.3 實(shí)驗(yàn)實(shí)施

訓(xùn)練開始前, 兒童進(jìn)行執(zhí)行功能前測, 并佩戴心率綁帶。第1次20分鐘訓(xùn)練后, 記錄兒童平均心率, 并對(duì)兒童進(jìn)行認(rèn)知參與的測量。之后訓(xùn)練至第9次、第18次時(shí), 再為兒童進(jìn)行認(rèn)知參與測量, 其余訓(xùn)練只進(jìn)行心率測量, 不進(jìn)行認(rèn)知參與測量, 以防重復(fù)次數(shù)太多, 兒童厭煩。執(zhí)行功能后測分別在第1次訓(xùn)練后、第18次訓(xùn)練后測量。具體流程示意圖見圖1。

圖1

2.3.1 自變量操作

基于Best (2012)以及以往的游戲經(jīng)驗(yàn), 研究者挑選8款適合兒童進(jìn)行游戲。再由30名學(xué)前教育專業(yè)和發(fā)展心理學(xué)專業(yè)研究生體驗(yàn)1.5小時(shí)后, 進(jìn)行問卷作答, 請(qǐng)研究生根據(jù)其專業(yè)知識(shí)和經(jīng)驗(yàn), 估計(jì)兒童在游戲中的體驗(yàn)并對(duì)8種游戲的特征(興奮度、專注度、無聊程度)分別進(jìn)行排序(得分范圍1~8)并進(jìn)行方差分析和事后檢驗(yàn), 最終所選4款游戲, 各游戲的認(rèn)知參與分?jǐn)?shù)分別是M體感大冒險(xiǎn)(SD) = 7.23 (0.91)、M體感馬拉松(SD) = 3.44 (1.51)、M超級(jí)瑪麗(SD) = 5.76 (1.13)、M動(dòng)畫片《托馬斯》(SD) = 2.28 (1.16), 經(jīng)過方差分析, F = 43.55, p < 0.01, 各組差異顯著。一致性系數(shù)(ICC)是0.961, 這表明30名大學(xué)生對(duì)4款游戲的認(rèn)知參與評(píng)價(jià)一致性較高, 也說明可信性很高。運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度分?jǐn)?shù)詳見 表1。

表1  自變量操縱的有效性分析

組別運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度認(rèn)知參與NMSDNMSD“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+
高認(rèn)知參與” 161.00139.4016.0590.005.430.50“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+
低認(rèn)知參與” 127.00143.0615.4884.001.170.93“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+
高認(rèn)知參與” 175.00101.1410.5596.005.260.87“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+
低認(rèn)知參與” 163.0098.139.3396.000.960.74F528.34**932.68**

注: ** p < 0.01, * p < 0.05

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“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組：采用體感游戲——大冒險(xiǎn)游戲, 該游戲由112 cm × 62 cm的電視機(jī)和體感游戲機(jī)Xbox360共同呈現(xiàn), 兒童在離電視機(jī)1.5 m左右活動(dòng)。游戲內(nèi)容是兒童在水中滑板, 通過躲避各種障礙物, 獲得更多金幣, 達(dá)到終點(diǎn)。其中, 高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度體現(xiàn)在兒童需要不停地跑、跳來進(jìn)行滑板的加速和躲避障礙。高認(rèn)知參與體現(xiàn)在障礙物任意出現(xiàn), 且有多種障礙物, 例如浮木、石頭以及會(huì)移動(dòng)地小旗; 金幣藏在各個(gè)角落, 也需要兒童進(jìn)行辨別思考和決策。

“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組：采用體感游戲——馬拉松, 該游戲由112 cm × 62 cm的電視機(jī)和體感游戲機(jī)Xbox360共同呈現(xiàn), 兒童在離電視機(jī)1.5 m左右活動(dòng)。在馬拉松體感游戲中, 兒童只進(jìn)行跑步運(yùn)動(dòng)。高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度體現(xiàn)在兒童需要不斷進(jìn)行跑步, 低認(rèn)知參與則體現(xiàn)在無需進(jìn)行其他認(rèn)知活動(dòng), 不需要分配其他注意資源。

“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”組：采用電子游戲——超級(jí)瑪麗, 該游戲由該游戲由112 cm × 62 cm的電視機(jī)和體感游戲機(jī)Xbox360共同呈現(xiàn), 兒童在離電視機(jī)1.5 m左右靜坐。在這款游戲中, 兒童需要靜坐在屏幕前, 通過手柄進(jìn)行游戲, 扮演游戲中的瑪麗完成躲避障礙物和目標(biāo)任務(wù)。由于兒童靜坐完成活動(dòng), 因此該活動(dòng)為低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度。高認(rèn)知參與體現(xiàn)在兒童需要躲避各種障礙物(障礙物會(huì)發(fā)生變化, 比如磚、會(huì)移動(dòng)的烏龜, 并且還需要獲得金幣同時(shí)獲得道具), 注意場景的變化, 需要高度集中注意力。

“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+低認(rèn)知參與”組：觀看視頻——托馬斯。兒童靜坐在112 cm × 62 cm的電視機(jī)前觀看《托馬斯和他的朋友們》動(dòng)畫片, 兒童在離電視機(jī)1.5 m左右做好。兒童只需要靜坐在屏幕前觀看視頻, 該活動(dòng)不需要兒童運(yùn)動(dòng)和思考, 因此, 該活動(dòng)為低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和低認(rèn)知參與。

運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度：兒童佩戴Polar H10心率綁帶, 記錄活動(dòng)期間的平均心率。心率綁帶佩戴在胸上, 以記錄數(shù)據(jù)。第1次訓(xùn)練共收集122個(gè)平均心率。第2次至最后18訓(xùn)練共收集504個(gè)平均心率。

認(rèn)知參與：兒童認(rèn)知參與的測量采用改編的Best (2012)問卷形式, 共8道選擇題, 每道題只有兩個(gè)選項(xiàng)。例如“你更喜歡參加我今天跟你做的這個(gè)活動(dòng)還是在操場上玩你喜歡的游戲?”選擇“今天做的活動(dòng)”得1分, 否則0分。在第1次訓(xùn)練、第9次訓(xùn)練、第18次訓(xùn)練結(jié)束后作答。

認(rèn)知參與分?jǐn)?shù)是分別在第1次訓(xùn)練、第9次訓(xùn)練、第18次訓(xùn)練后通過認(rèn)知參與測量。通過方差分析發(fā)現(xiàn), 四組平均心率、認(rèn)知參與差異顯著(p< 0.05), 經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), “高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度”兩組運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度高于“低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度”兩組, 且“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度”兩組之間運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度無差異(p> 0.05), “低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度”兩組之間運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度無差異(p> 0.05) (見表1)。同此, “高認(rèn)知參與”兩組的認(rèn)知參與高于“低認(rèn)知參與”兩組, 且“高認(rèn)知參與”兩組之間認(rèn)知參與無差異( p> 0.05), “低認(rèn)知參與”兩組之間認(rèn)知參與無差異(p> 0.05) (見表1)。

2.3.2 因變量執(zhí)行功能測驗(yàn)

所有測驗(yàn)均在幼兒園教室進(jìn)行, 兒童在訓(xùn)練前、第一次訓(xùn)練后、最后一次訓(xùn)練后進(jìn)行執(zhí)行功能測驗(yàn)。工作記憶測量時(shí)間大約5分鐘, 抑制控制測量時(shí)間大約5分鐘, 認(rèn)知靈活性測量時(shí)間大約10分鐘, 所有測驗(yàn)依次進(jìn)行。

工作記憶——倒背數(shù)字(Backward Digit), 本研究采用WISC-IV中的倒背數(shù)字測驗(yàn)(Lecce et al.2017)。讓兒童將聽到的數(shù)字串倒著回憶, 數(shù)字串采用錄音的形式播放。數(shù)字串的長度為2~9, 相同的數(shù)字串長度出現(xiàn)兩次, 每兩次增加一個(gè)數(shù)字。當(dāng)兒童兩次回憶同一長度的數(shù)字串都出錯(cuò)時(shí), 測驗(yàn)停止。計(jì)分為正確回憶一個(gè)數(shù)字串的一分。得分的范圍為0~16分。圖2是工作記憶測驗(yàn)聽力流程圖, 以數(shù)字串長度為2舉例。

圖2

抑制控制——側(cè)抑制任務(wù)(ANT-C) (Best, 2012)是一項(xiàng)改編的側(cè)抑制任務(wù)Flanker測驗(yàn)。利用Eprime 2.0呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)材料, 屏幕中央會(huì)出現(xiàn)一排5條小魚, 請(qǐng)兒童判斷最中間小魚的方向, 向左或者向右。計(jì)分為反應(yīng)時(shí)和準(zhǔn)確率。練習(xí)部分共12個(gè)trail, 有反饋, 隨機(jī)出現(xiàn)左右小魚; 正式實(shí)驗(yàn)部分由2個(gè)block組成, 每個(gè)block有24個(gè)trail, 無反饋, 隨機(jī)出現(xiàn)左右小魚。記錄正確率和反應(yīng)時(shí)。圖3是抑制控制正式測驗(yàn)流程圖。

圖3

認(rèn)知靈活性——維度變化卡片分類任務(wù)(The Dimensional Change Card Sort, DCCS) (Zelazo,2006), 是一項(xiàng)卡片分類任務(wù)。分為3步。第一步是對(duì)卡片進(jìn)行顏色判斷。一共6張卡片(3張紅色兔子, 3張藍(lán)色小船), 將藍(lán)色卡片放在左邊筐子中, 紅色卡片放在右邊筐子中。第二步是將兔子和小船分類。一共6張卡片(3張紅色兔子, 3張藍(lán)色小船), 將小兔卡片放在左邊筐子中, 小船卡片放在右邊筐子中。前兩步中, 兒童如果正確分類5次及以上, 算通過。第三步是區(qū)分有無邊界的卡片。一共12張卡片(3張帶黑邊的紅色兔子, 3張不帶黑邊的紅色兔子, 3張帶黑邊的藍(lán)色小船, 3張不帶黑邊的藍(lán)色小船)。如果兒童拿到帶黑邊的卡片, 要按照顏色分類, 拿到不帶黑邊的卡片, 要按照小兔和小船分類)。第三步中, 兒童正確分類次數(shù)達(dá)到9次及以上, 算通過。計(jì)算正確分類次數(shù)以及通過階段數(shù)。

3 結(jié)果分析

3.1 兒童年齡、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、身體活動(dòng)情況的背景調(diào)查

為了檢驗(yàn)各組的同質(zhì)性, 對(duì)兒童的年齡、性別、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、身體質(zhì)量指數(shù)、每周進(jìn)行身體活動(dòng)百分比、周一至周五進(jìn)行視頻游戲百分比和周末進(jìn)行游戲的百分比進(jìn)行方差分析。分析發(fā)現(xiàn), 4個(gè)實(shí)驗(yàn)組年齡(F(3, 118) = 0.75, p > 0.05)、性別(χ 2 (3) = 1.01, p > 0.05)、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(SES) ( F(3, 118) = 0.43, p > 0.05)、身體質(zhì)量指數(shù)( F(3, 118) = 0.86, p> 0.05)上無顯著差異。同時(shí), 各組由父母報(bào)告的兒童每周進(jìn)行身體活動(dòng)或者視頻游戲頻率差異不顯著(χ2 (3) = 4.12, p > 0.05; χ 2 (3) = 3.26, p > 0.05), 且與前測執(zhí)行功能各指標(biāo)相關(guān)不顯著( p> 0.05), 說明四組實(shí)驗(yàn)組有較好的同質(zhì)性。

3.2 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童執(zhí)行功能的影響

在訓(xùn)練前, 對(duì)各實(shí)驗(yàn)前測的執(zhí)行功能各指標(biāo)進(jìn)行方差分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：工作記憶、抑制控制準(zhǔn)確率、抑制控制反應(yīng)時(shí)、認(rèn)知靈活性通過階段數(shù)、認(rèn)知靈活性正確分類次數(shù)的前測成績差異不顯著, F1(3, 118) = 0.08, p > 0.05; F2(3, 118) = 1.03, p > 0.05; F3(3, 118) = 0.27, p> 0.05;F4(3, 118) = 0.33, p > 0.05; F5(3, 118) = 0.04, p > 0.05), 這說明, 各組兒童在訓(xùn)練前執(zhí)行功能的水平并無差異。

為了探究活動(dòng)的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童執(zhí)行功能的影響, 采用2(運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度：高/低) × 2(認(rèn)知參與：高/低) × 3(測量時(shí)間Time：前測、一次性訓(xùn)練后測、長期訓(xùn)練后測)的混合方差分析, 將運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與作為被試間變量, 將測量時(shí)間作為被試內(nèi)變量, 因變量為執(zhí)行功能各指標(biāo)。

3.2.1 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童工作記憶的影響

為考察運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童工作記憶的影響, 通2×2×3的混合方差分析發(fā)現(xiàn)：工作記憶的測量時(shí)間Time主效應(yīng)顯著,F(2, 236) = 29.01, p< 0.001, ηp2= 0.20。經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 長期訓(xùn)練的工作記憶(M = 3.63, SD = 0.13)顯著好于第一次訓(xùn)練后測(M = 2.95, SD = 0.13), 均顯著好于前測(M = 2.56, SD = 0.15)。工作記憶的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的主效應(yīng)顯著, F(1, 118) = 4.96, p= 0.028, η p2= 0.04。認(rèn)知參與主效應(yīng)顯著, F(1, 118) = 5.83, p= 0.017, η p2= 0.05。經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 均是高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的工作記憶顯著高于低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度(M = 3.29, SD = 0.16), 高認(rèn)知參與的工作記憶顯著高于低認(rèn)知參與組(M = 3.31, SD = 0.15)。Time和運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的交互作用顯著, F(2, 236) = 5.83, p= 0.044, η p2= 0.03, 進(jìn)一步進(jìn)行簡單效應(yīng)分析, 在第一次訓(xùn)練后和長期訓(xùn)練后, 高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的工作記憶(M = 3.34, SD = 0.19; M = 3.39, SD = 0.19)均高于低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的工作記憶(M = 2.55, SD = 0.18; M = 3.36, SD = 0.18), F(10, 109) = 11.39, p< 0.001, ηp2= 0.51 (見圖4)。Time和認(rèn)知參與的交互作用顯著, F(2, 236) = 5.83, p< 0.001, ηp2= 0.09, 進(jìn)一步進(jìn)行簡單效應(yīng)分析, 在長期訓(xùn)練后, 高認(rèn)知參與的工作記憶(M = 1094.30, SD = 0.18)要高于低認(rèn)知參與(M = 2.98, SD = 0.18), F(10, 109) = 18.65, p< 0.001, ηp2= 0.63 (見圖4)。并且, 工作記憶的認(rèn)知參與效果量(ηp2= 0.09)要大于運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的效果量(ηp2= 0.03)。

圖4

圖4  四組實(shí)驗(yàn)組的工作記憶趨勢

注：H/L: High/Low, 代表高/低; PI：physical intensity的縮寫, 代表運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度; CE：cognitive engagement, 代表認(rèn)知參與。下同。

3.2.2 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童抑制控制的影響

為考察運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童抑制控制準(zhǔn)確率的影響, 通過2×2×3的混合方差分析發(fā)現(xiàn)：準(zhǔn)確率的測量時(shí)間Time主效應(yīng)顯著,F(2, 236) = 37.44, p< 0.001, ηp2= 0.24。經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)長期訓(xùn)練后測(M = 0.88, SD = 0.01)顯著高于第一次訓(xùn)練后測(M = 0.81, SD = 0.02), 長期訓(xùn)練后測和第一次訓(xùn)練后測顯著高于前測(M = 0.75, SD = 0.02)。準(zhǔn)確率的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的主效應(yīng)顯著, F(1, 118) = 5.16, p= 0.025, η p2= 0.04, 經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的準(zhǔn)確率(M = 0.84, SD = 0.02)顯著好于低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的準(zhǔn)確率(M = 0.78, SD = 0.02)。準(zhǔn)確率的認(rèn)知參與主效應(yīng)不顯著, F(1, 118) = 1.257, p= 0.27。Time和運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度交互作用不顯著, F(1, 118) = 1.14, p= 0.27。Time和認(rèn)知參與交互作用不顯著, F(1, 118) = 0.22, p= 0.81。

為考察運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童抑制控制反應(yīng)時(shí)的影響, 通過2×2×3的混合方差分析發(fā)現(xiàn)：反應(yīng)時(shí)的測量時(shí)間Time主效應(yīng)顯著,F(2, 236) = 63.05, p< 0.001, ηp2= 0.35, 經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)長期訓(xùn)練后測(M = 0.78, SD = 0.02)顯著高于第一次訓(xùn)練后測(M = 0.78, SD = 0.02), 長期訓(xùn)練后測和第一次訓(xùn)練后測顯著快于前測(M = 0.78, SD = 0.02)。反應(yīng)時(shí)的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度主效應(yīng)不顯著, F(1, 118) = 0.51, p= 0.47。反應(yīng)時(shí)的認(rèn)知參與的主效應(yīng)不顯著, F(1, 118) = 0.49, p= 0.48。Time和運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度交互作用不顯著, F(1, 118) = 3.21, p= 0.73。Time和認(rèn)知參與交互作用不顯著, F(1, 118) = 0.63, p= 0.53。

3.2.3 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童認(rèn)知靈活性的影響

為考察運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童認(rèn)知靈活性通過階段數(shù)的影響, 通過2×2×3的混合方差分析發(fā)現(xiàn)：通過階段數(shù)的測量時(shí)間Time主效應(yīng)顯著F(2, 236) = 21.67, p< 0.001, ηp2= 0.16, 經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)長期訓(xùn)練后測(M = 2.48, SD = 0.05)顯著高于第一次訓(xùn)練后測(M = 2.01, SD = 0.08), 長期訓(xùn)練后測和第一次訓(xùn)練后測顯著高于前測(M = 1.98, SD = 0.07)。通過階段數(shù)的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的主效應(yīng)顯著, F(1, 118) = 4.02, p= 0.447, η p2= 0.03; 認(rèn)知參與主效應(yīng)顯著, F(1, 118) = 5.50, p= 0.021, η p2= 0.04, 分別經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 均是高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的通過階段數(shù)(M = 2.25, SD = 0.06)顯著好于低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度(M = 2.07, SD = 0.06), 高認(rèn)知參與的過階段數(shù)(M = 2.26, SD = 0.06)顯著好于低認(rèn)知參與(M = 2.05, SD = 0.06) (見圖5)。其中, 認(rèn)知參與的效果量(ηp2= 0.04)大于運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的效果量(ηp2= 0.03)。Time和認(rèn)知參與的交互作用顯著F(2, 236) = 3.16, p= 0.04, η p2= 0.03, 進(jìn)一步進(jìn)行簡單效應(yīng)分析, 在長期訓(xùn)練后, 高認(rèn)知參與的通過階段數(shù)(M = 2.70, SD = 0.07)要顯著高于低認(rèn)知參與(M = 2.26, SD = 0.07), F(10, 109) = 4.02, p< 0.001, ηp2= 0.63 (見圖5)。Time和運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的交互作用不顯著, F(1, 118) = 0.50, p= 0.60。

圖5

為考察運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與對(duì)兒童認(rèn)知靈活性正確分類次數(shù)的影響, 通過2×2×3的混合方差分析發(fā)現(xiàn)： 正確分類次數(shù)的測量時(shí)間Time主效應(yīng)顯著,F(2, 236) = 13.98, p< 0.001, ηp2= 0.11, 經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)長期訓(xùn)練的正確分類次數(shù)(M = 19.66, SD = 0.30)顯著高于第一次訓(xùn)練后測(M = 16.64, SD = 0.62), 長期訓(xùn)練后測和第一次訓(xùn)練后測的正確分類次數(shù)顯著高于前測(M = 16.55, SD = 0.60)。正確分類次數(shù)的認(rèn)知參與主效應(yīng)邊緣顯著, F(1, 118) = 2.832, p= 0.095, η p2= 0.02, 經(jīng)過事后檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 高認(rèn)知參與的正確分類次數(shù)(M = 18.22, SD = 0.50)顯著高于低認(rèn)知參與的正確分類次數(shù)(M = 17.00, SD = 0.51) (見圖6)。Time和認(rèn)知參與交互作用邊緣顯著F(2, 236) = 3.00, p= 0.052, η p2= 0.03, 進(jìn)一步進(jìn)行簡單效應(yīng)分析, 發(fā)現(xiàn)在長期訓(xùn)練后, 高認(rèn)知參與的正確分類次數(shù)(M = 21.14, SD = 0.42)要顯著高于低認(rèn)知參與的正確分類次數(shù)(M = 18.18, SD = 0.43) (見圖6), F(2, 236) = 13.98, p< 0.001, ηp2= 0.11。Time和運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的交互作用不顯著, F(10, 109) = 18.65, p< 0.001, ηp2= 0.63。

圖6

4 討論

本研究通過在體感游戲中直接操控運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與, 考察了二者對(duì)兒童執(zhí)行功能的一次訓(xùn)練和長期訓(xùn)練效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 一次性訓(xùn)練后, 體感游戲中運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度能改善兒童執(zhí)行功能, 尤其是工作記憶; 長期訓(xùn)練后, 運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與同時(shí)對(duì)兒童執(zhí)行功能起促進(jìn)作用, 并且認(rèn)知參與對(duì)執(zhí)行功能的促進(jìn)作用更大, 尤其是對(duì)于工作記憶和認(rèn)知靈活性。

4.1 在一次性體感游戲訓(xùn)練中運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度具有顯著作用

本研究首先驗(yàn)證了Best (2012)的部分觀點(diǎn)：在一次性訓(xùn)練后, 體感游戲中的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因素對(duì)工作記憶有明顯的作用, 基于喚醒理論, 這可能是因?yàn)檫\(yùn)動(dòng)能夠增加生理喚醒, 從而允許更多地注意資源分配, 能夠有效地抗干擾(Hillman et al.2009)。生理喚醒在一定程度上反映了大腦中神經(jīng)遞質(zhì)(如多巴胺、去甲腎上腺素和血清素)釋放的短暫變化(Meeusen et al.2001)。這些變化會(huì)產(chǎn)生短暫的神經(jīng)調(diào)節(jié)作用, 促進(jìn)執(zhí)行功能。低運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的活動(dòng)未能對(duì)兒童進(jìn)行生理喚醒, 無法促進(jìn)兒童執(zhí)行功能。

然而, 在一次性訓(xùn)練中, 體感游戲中的認(rèn)知參與因素對(duì)兒童執(zhí)行功未能起到促進(jìn)效果, 這可能是由于訓(xùn)練的時(shí)長及次數(shù)不足。以往通過采用改編的工作記憶、抑制控制等計(jì)算機(jī)化訓(xùn)練范式來改善5歲兒童的執(zhí)行功能, 訓(xùn)練周長達(dá)到5周, 每周4~5次, 這種計(jì)算機(jī)化訓(xùn)練對(duì)兒童有著很多認(rèn)知挑戰(zhàn), 屬于高認(rèn)知參與活動(dòng)(Thorell et al.2009)。因此, 一次性訓(xùn)練中的認(rèn)知參與強(qiáng)度可能不足以使兒童執(zhí)行功能得到提升。

4.2 在長期訓(xùn)練中運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與共同起作用

本研究擴(kuò)展了Best (2012)的研究結(jié)果。在長期訓(xùn)練中, 體感游戲的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與兩因素共同促進(jìn)了兒童執(zhí)行功能。這不僅肯定了Schmidt等人(2015)的發(fā)現(xiàn)“高運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度+高認(rèn)知參與”身體活動(dòng)組的效果, 而且更有力地說明了運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與共同促進(jìn)了兒童的工作記憶、抑制控制和認(rèn)知靈活性。與此同時(shí), 從維果斯基最近發(fā)展區(qū)的觀點(diǎn)來看, 游戲活動(dòng)難度的設(shè)置能夠調(diào)動(dòng)兒童的積極性, 發(fā)揮兒童的潛能, 有利于幫助兒童實(shí)現(xiàn)更快的認(rèn)知發(fā)展, 因此, 長期訓(xùn)練后, 高認(rèn)知參與的體感游戲能夠促進(jìn)兒童的執(zhí)行功能。本研究所選用高認(rèn)知參與的體感游戲需要兒童集中注意力, 要在進(jìn)行身體運(yùn)動(dòng)的同時(shí)進(jìn)行思考和辨別任務(wù), 才能通關(guān)游戲。先前大量的認(rèn)知訓(xùn)練研究已經(jīng)表明長期的認(rèn)知訓(xùn)練能夠促進(jìn)兒童執(zhí)行功能(Baumeisteret al.2007)。

值得注意的是, 長期訓(xùn)練過程中, 通過比較各指標(biāo)之間的效果量, 發(fā)現(xiàn)認(rèn)知參與對(duì)兒童執(zhí)行功能的影響大于運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度的影響, 其中工作記憶、認(rèn)知靈活性訓(xùn)練效果最明顯。這是因?yàn)楦哒J(rèn)知參與的活動(dòng)(Best, 2010; Tomporowski et al.2008)有挑戰(zhàn)性, 需要復(fù)雜的認(rèn)知參與, 以便與同伴合作、預(yù)測同伴及對(duì)手的行為, 運(yùn)用各種策略以適應(yīng)不斷變化的任務(wù)需求。例如, Davis等人(2011)利用孩子們的集體活動(dòng)(如足球、籃球)促進(jìn)兒童執(zhí)行功能, 這些集體活動(dòng)被認(rèn)為包含了許多認(rèn)知需求。更重要的是, 執(zhí)行功能對(duì)兒童的執(zhí)行過程有類似的要求, 要求他們創(chuàng)造、調(diào)控和修改認(rèn)知計(jì)劃, 以滿足任務(wù)需求。因此, 相較于運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度, 認(rèn)知參與這一因素對(duì)改善兒童執(zhí)行功能顯得尤為重要。未來研究可以著力于研發(fā)多種運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度與認(rèn)知參與兼具的體感游戲, 應(yīng)用于體育課堂或者家庭游戲。

5 啟示與不足

從應(yīng)用層面來看, 家長和教師在選擇體感游戲時(shí), 不僅要挑選具有一定身體活動(dòng)強(qiáng)度的體感游戲, 還要注重體感游戲中的認(rèn)知挑戰(zhàn)程度, 這兩個(gè)因素都對(duì)于兒童的執(zhí)行功能具有促進(jìn)作用, 從而促進(jìn)兒童的認(rèn)知發(fā)展。家長在陪伴兒童進(jìn)行游戲時(shí), 體感游戲也是很好的選擇。不僅能讓兒童在游戲中進(jìn)行運(yùn)動(dòng), 強(qiáng)身健體, 還能讓兒童在游戲中促進(jìn)執(zhí)行功能發(fā)展, 有利于兒童的身心健康和學(xué)業(yè)成績。

本研究有以下不足：一是由于兒童群體的特點(diǎn), 本研究未能將運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度進(jìn)行更細(xì)致區(qū)分。Kamijo等人(2009)發(fā)現(xiàn)被試完成中等強(qiáng)度的急性有氧運(yùn)動(dòng)之后, 抑制控制的提升幅度顯著大于小強(qiáng)度運(yùn)動(dòng)的影響效果。中等強(qiáng)度的急性有氧運(yùn)動(dòng)亦能顯著提高個(gè)體的專注力, 而小強(qiáng)度和高強(qiáng)度的急性有氧運(yùn)動(dòng)則無法影響注意、認(rèn)知靈活性等認(rèn)知過程(Loprinzi & Kane, 2015)。因此, 未來研究可繼續(xù)探索兒童不同的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度是否會(huì)影響一次性訓(xùn)練的效果。二是本研究由于被試現(xiàn)實(shí)情況, 不能進(jìn)行延時(shí)后測, 因此接下來的研究可以繼續(xù)探討體感游戲中運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與改善執(zhí)行功能的延遲效果和遷移效果。三是本研究的效果量偏小, 這可能是因?yàn)樽宰兞空J(rèn)知參與較難操縱, 本研究只能通過主觀報(bào)告來了解兒童認(rèn)知參與的程度, 未來研究可以繼續(xù)嘗試如何更好的操縱和評(píng)估認(rèn)知參與度, 以獲得更精準(zhǔn)客觀的結(jié)果。

6 結(jié)論

(1)一次性訓(xùn)練時(shí), 體感游戲中的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因子能夠改善兒童的執(zhí)行功能。

(2)長期訓(xùn)練時(shí), 體感游戲中的運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因子和認(rèn)知參與因子都能改善兒童執(zhí)行功能, 并且認(rèn)知參與因子對(duì)執(zhí)行功能的促進(jìn)效果大于運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度因子。

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OBJECTIVE: The current study investigated relations among neurocognitive skills important for behavioral regulation, and the intake of fruit, vegetables, and snack food in children. DESIGN: Participants completed surveys at a single time point. SETTING: Assessments took place during school. PARTICIPANTS: Participants were 107 fourth-grade children from a large US city. Ninety-one percent were Latino, and 4% were African-American, which represented school ethnic distribution. MAIN OUTCOME MEASURE(S): Independent variable included was self-reported executive cognitive function (ECF). Dependent variables included self-reported fruit, vegetable, and snack food intake. ANALYSES: Primary analyses general linear regression models covarying for appropriate demographic variables. RESULTS: Analyses demonstrated that ECF proficiency was negatively related to snack food intake, but was not significantly related to fruit and vegetable intake. CONCLUSIONS AND IMPLICATIONS: Since ECF is correlated with snack food intake, future studies may consider assessing the potential of enhancing ECF in health promotion interventions.

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The dimensional change card sort (DCCS) is an easily administered and widely used measure of executive function that is suitable for use with participants across a wide range of ages. In the standard version, children are required to sort a series of bivalent test cards, first according to one dimension (e.g., color), and then according to the other (e.g., shape). Most 3-year-olds perseverate during the post-switch phase, exhibiting a pattern of inflexibility similar to that seen in patients with prefrontal cortical damage. By 5 years of age, most children switch when instructed to do so. Performance on the DCCS provides an index of the development of executive function, and it is impaired in children with disorders such as attention-deficit/hyperactivity disorder (ADHD) and autism. We describe the protocol for the standard version (duration = 5 min) and the more challenging border version (duration = 5 min), which may be used with children as old as 7 years.

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網(wǎng)址: 體感游戲促進(jìn)兒童的執(zhí)行功能：運(yùn)動(dòng)強(qiáng)度和認(rèn)知參與的作用 http://www.u1s5d6.cn/newsview92987.html