引用本文： 袁雨馨, 李小芬, 劉琬旭. 幼兒身體活動課程對學齡前兒童粗大動作發展影響的Meta分析. 中國循證醫學雜志, 2023, 23(3): 319-326. doi: 10.7507/1672-2531.202211043 復制
為促進幼兒基本動作技能的全面發展，世界衛生組織及世界各國都相繼頒布了有關幼兒身體活動的指南[1-6]。動作發展是人類早期生長發育的核心，是個體未來生存和發展的基本保障之一。3～6歲是個體發展動作的關鍵窗口期[7]，該階段粗大動作技能的發展一方面能保證幼兒完成日常身體活動，另一方面也能為未來精細動作技能和復雜動作技能的發展奠定基礎[8-9]。目前已有研究證明，戶外類[10-11]、球類[12-13]、韻律性活動類[14-15]、功能性動作類[16-17]身體活動及KDL（know it、do it、love it，KDL）體育與健康課程[18]、SKIP（successful kinesthetic instruction for preschoolers，SKIP）幼兒成功運動教學課程[19]、CHAMP（children in action: motor program for preschoolers，CHAMP）幼兒運動課程[20]等針對幼兒的身體活動課程，均對幼兒的基本動作技能發展有促進作用。然而，由于上述研究開展于不同國家地區和不同人口統計學特征人群，故研究報告結果也存在一定程度的差異。為探究幼兒身體活動課程對幼兒群體粗大動作發展、移動性與操作性技能發展的影響及不同干預時間、頻率和周期對干預效果的影響，本研究系統評價幼兒身體活動課程對幼兒粗大動作發展的影響。本研究已在PROSPERO注冊，注冊號為CRD42022347830。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT）。
1.1.2 研究對象
3～6歲幼兒，健康無疾病，其國籍、種族、性別不限。
1.1.3 干預措施
試驗組采用以動作發展理論設計的幼兒身體活動課程，且不同時采用其他干預。對照組干預手段不限，干預頻率和單次干預時長不限。
1.1.4 結局指標
① 主要結局指標：粗大動作發展測試（test of gross motor development，TGMD）總分（第二版或第三版）；② 次要結局指標：移動性技能評價結果和操作性技能評價結果。
1.1.5 排除標準
① 重復發表的研究；② 無法獲取全文或無法獲取有效結局指標的研究；③ 非中、英文文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索Web of Science、PubMed、Cochrane Library、EBSCO、CNKI、WanFang Data和VIP數據庫，搜集有關幼兒身體活動課程對學齡前兒童粗大動作發展影響的RCT，檢索時限均從建庫至2022年8月8日。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。英文檢索詞包括：exercise、physical activity、exercise training、aerobic exercise、motor activity、child、preschool、motor skill等；中文檢索詞包括：身體活動、動作、鍛煉、學齡前、幼兒、學前兒童、粗大動作等。
1.3 文獻篩選與資料提取
由2位評價員獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷，缺乏的資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀文題和摘要，在排除明顯不相關的文獻后，進一步閱讀全文，以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：納入研究的基本信息（如作者、年份等）和試驗信息（如被試基本情況、樣本量、干預措施、結局指標等）。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由2名評價員按照Cochrane手冊針對RCT的偏倚風險評價工具評價納入研究的偏倚風險。
1.5 統計分析
采用RevMan 5.4.1和Stata 15.0軟件進行統計分析。因為結局指標TGMD總分計算分為兩個版本（第二版和第三版），因此，采用標準化均數差（standardized mean difference，SMD）和95%的置信區間（confidence interval，CI）作為效應分析統計量。當P≤0.05時，認為差異具有統計學意義。通過Q檢驗和I2值對納入研究的異質性進行判斷。當各研究結果間無統計學異質性，采用固定效應模型進行分析，反之進一步分析異質性來源，排除明顯的臨床異質性影響后，采用隨機效應模型進行分析。采用中位數分割法，以被試年齡、干預措施、干預頻率和干預周期為分組依據，對納入研究進行亞組分析。以主要結局指標（TGMD測試總分）為分析指標，采用逐一剔除法，對納入文獻進行敏感性分析。采用Egger’s法對發表偏倚進行檢驗。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻4 587篇，經逐層篩選后，最終納入18個研究[21-38]，包括2 276例幼兒，其中試驗組1 141例，對照組1 135例。文獻篩選流程及結果見圖1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評價結果
2.3 Meta分析結果
2.3.1 TGMD測試總分
18個RCT[21-38]報告了TGMD測試總分。隨機效應模型Meta分析結果顯示，干預后試驗組被試TGMD測試得分的差值高于對照組［SMD=1.96，95%CI（1.44，2.49），P<0.01］（表3）。
表3
Meta分析結果匯總表
2.3.2 移動性技能評價結果
16個RCT[21-22, 24-28, 30-38]對移動性技能測試結果進行了報告。隨機效應模型Meta分析結果顯示，干預后試驗組被試移動性技能測試得分差值高于對照組［SMD=1.15，95%CI（0.83，1.46），P<0.01］（表3）。
2.3.3 操作性技能評價結果
16個RCT[21-22, 24-28, 30-38]對操作性技能測試結果進行了報告。隨機效應模型Meta分析結果顯示，干預后試驗組被試操作性技能測試得分差值高于對照組［SMD=1.25，95%CI（0.84，1.65），P<0.01］（表3）。
2.3.4 亞組分析
將納入的研究按照被試年齡段、干預時間、干預頻率和干預周期進行亞組分析。結果顯示，幼兒身體活動課程對3～4歲［SMD=1.36，95%CI（0.50，2.22），P<0.01］、4～5歲［SMD=1.38，95%CI（0.63，2.14），P<0.01］、5～6歲［SMD=1.59，95%CI（0.85，2.33），P<0.01］幼兒的粗大動作發展均有促進作用。單次干預時長方面，每次20～30 min［SMD=2.77，95%CI（1.10，4.43），P<0.01］、30～40 min［SMD=1.74，95%CI（1.13，2.34），P<0.01］、40～50 min［SMD=1.95，95%CI（1.06，2.84），P<0.01］對幼兒粗大動作發展均有促進作用。一周3次以下［SMD=2.95，95%CI（1.31，4.59），P<0.01］、3次［SMD=1.84，95%CI（1.31，2.37），P<0.01］、3次以上［SMD=1.28，95%CI（0.51，2.05），P<0.01］的干預均能促進幼兒粗大動作的發展。干預周期在12周以下［SMD=3.36，95%CI（1.63，5.08），P<0.01］和12周［SMD=1.51，95%CI（0.98，2.04），P<0.01］的干預對幼兒粗大動作發展均有積極效果，但12周以上［MD=1.56，95%CI（–0.09，3.21），P=0.06］的干預反而效果不顯著。
2.4 敏感性分析
對納入研究進行敏感性分析發現，逐個排除各項研究后，合并效應量未發生方向性改變，提示Meta分析的結果較穩健（篇幅所限，敏感性分析結果可聯系通信作者獲取）。
2.5 發表偏倚檢驗
對粗大動作總分進行Egger’s檢驗，結果顯示納入研究可能存在發表偏倚（P<0.01）。
3 討論
本研究發現，幼兒身體活動課程對幼兒粗大動作、移動性技能和操作性技能均有影響。身體活動課程對不同年齡幼兒的粗大動作發展均有顯著效果。在干預時間、干預頻率和干預周期方面，研究結果顯示，20～50 min/次的干預均有效，<3次/周、3次/周和>3次/周的干預均能夠產生積極作用，12周及以下的干預對幼兒粗大動作發展均有積極影響，而12周以上的干預效果不顯著。
基本動作技能是個體進行日常活動的基礎，對個體的發展至關重要，幼兒時期正是個體發展基本動作技能的黃金時期。有研究表明，幼兒的基本動作技能受外界影響較大，且不會隨年齡增長而自動產生[39]。因此，基于幼兒身心發展特點、以發展基本動作技能為目標的身體活動課程應運而生。該類身體活動課程大多結合了體育項目的特點，且多以開放式體育游戲的形式進行，目前已被證明能顯著提高幼兒的動作發展[40]，本研究結果也支持這一觀點。
粗大動作技能分為移動性技能和操作性技能。本研究及以往研究均發現，體育活動對幼兒的上述兩種技能發展均有正向干預效果。Li等[40]的Meta分析結果顯示，體育活動對于學齡前兒童移動性技能的促進效果優于操作性技能。而本研究結果認為體育活動對于幼兒操作性技能的促進效果更佳。上述結果的產生可能是由于Li等研究采用的干預手段為結構性干預，對照手段為非結構性自由活動。而本研究的干預手段與對照手段均為非結構性活動。干預內容設計的差異可能是導致干預結果差異的主要原因之一。結構性活動是指較為固定的、結構化的內容和形式構成的教學活動，該種形式下，模仿和跟隨是學生的主要學習方式，主動參與和能動表現情況相對受到限制。而非結構性活動是基于身體活動課程所提供的大綱內容，結合學生的客觀實際情況，創設一種教學環境，以強調學生的主體性，激發學生的能動性，推動師生共同主動參與的雙邊不定形的模式[41]。周喆嘯等[36]認為，結構性身體活動對粗大動作有著更顯著的干預效果，非結構性身體活動則對單項動作指標的提高效果更佳。這可能是由于當教師創設不可預知的情境時，幼兒的參與性、能動性和創造性更能得到激發，幼兒對周圍的事物表現出更強的探索性，從而使得其身體能力不按照既定的模式和軌跡發展[42-44]。
本研究亞組分析結果顯示，身體活動課程對3～4歲、4～5歲和5～6歲幼兒的粗大動作發展均有顯著的意義。相關研究結果顯示，身體活動對各年齡段幼兒的粗大動作發展均有顯著影響，且發展較為均衡[14]，與本研究結果一致。辛飛等[45]在對國外該方面研究進行梳理時發現，幼兒年齡與有效干預比例成正比，盡管目前尚無判定干預效果和年齡的決定性證據，但通過國內外研究結果可推斷，年齡是影響干預效果的重要因素之一。
在干預的實施方面，研究者對于適宜干預時間、頻率和周期的看法不一，白夢圓等[46]發現20～50 min/次、2～3次/周、5～15周的干預效果較好，任園園等[47]發現30～60 min/次、3～5次/周、12～24周的干預效果較為突出。Li等[40]認為干預時間、頻率和周期的增加并不會使得幼兒基本動作技能得到顯著改善。本研究結果顯示，除12周以上的干預外，其余時間、頻率和周期的干預均顯著促進了幼兒的粗大動作發展。我們認為，這一結果提示高頻率、長周期的干預也會面臨著幼兒依從性和積極性降低的風險[48]，或者幼兒長期進行同一種干預也可能受到天花板效應的影響[49]。
另外，根據我國《3～6歲兒童學習與發展指南》，3～4歲、4～5歲和5～6歲兒童的單次建議活動時長分別為20～30 min、30～40 min和40～50 min[2]。納入研究中僅有8個研究[21-22,24-25,29,33,36-37]按照建議時長進行干預。由于幼兒維持注意力的能力有限，過長或過短的單次干預時間均不會為幼兒帶來較好的效益[50]。
本研究的局限性：① 本研究納入研究數量不多，使得結果的外推性受到限制，原始研究存在一定的發表偏倚，因此應謹慎對待結果；② 研究間異質性較高，異質性的產生可能與其他因素（如干預地點、教學方式等）有關，然而多數原始研究未對其進行報告；③ 納入的原始研究總體質量不高，對偏倚風險的報告（如隨機方法、盲法等）不完整；④ 多數納入研究僅報告了干預后即刻效果，僅有一篇研究報告了4周的隨訪結果。有觀點認為，基本動作技能水平似乎不能自然發展和保持[51]，因此比起基本動作技能的即時干預效果，長期的影響也應得到關注；⑤ 本研究未針對幼兒性別討論干預結果的差異，一方面是由于原始研究報告不詳盡，另一方面，有研究顯示，不同性別的幼兒在身體特征和能力方面無顯著差異[52]。但不同性別幼兒對于身體活動課程的接受程度仍可能導致研究結果存在差異。
綜上所述，幼兒身體活動課程對幼兒粗大動作、移動性技能和操作性技能均有積極的效果，能夠促進幼兒的基本動作技能發展，有較好的實踐價值。建議未來的干預研究：① 報告詳盡的試驗設計和潛在偏倚風險因素；② 探討多元化干預內容和方式（如設計滿足兒童發展需要的干預內容，比較結構式、開放式和混合式干預效果的差異等）；③ 綜合考慮兒童身心發展的需求與實際情況，安排不同的干預時間、頻率和周期組合進行比較，為探究干預的最佳計量組合提供基礎；④ 進行干預后隨訪，關注干預的長期效益，為今后設計更科學的幼兒身體活動課程提供有價值的建議。受納入研究數量和質量限制，上述結論尚需更多高質量研究予以驗證。
為促進幼兒基本動作技能的全面發展，世界衛生組織及世界各國都相繼頒布了有關幼兒身體活動的指南[1-6]。動作發展是人類早期生長發育的核心，是個體未來生存和發展的基本保障之一。3～6歲是個體發展動作的關鍵窗口期[7]，該階段粗大動作技能的發展一方面能保證幼兒完成日常身體活動，另一方面也能為未來精細動作技能和復雜動作技能的發展奠定基礎[8-9]。目前已有研究證明，戶外類[10-11]、球類[12-13]、韻律性活動類[14-15]、功能性動作類[16-17]身體活動及KDL（know it、do it、love it，KDL）體育與健康課程[18]、SKIP（successful kinesthetic instruction for preschoolers，SKIP）幼兒成功運動教學課程[19]、CHAMP（children in action: motor program for preschoolers，CHAMP）幼兒運動課程[20]等針對幼兒的身體活動課程，均對幼兒的基本動作技能發展有促進作用。然而，由于上述研究開展于不同國家地區和不同人口統計學特征人群，故研究報告結果也存在一定程度的差異。為探究幼兒身體活動課程對幼兒群體粗大動作發展、移動性與操作性技能發展的影響及不同干預時間、頻率和周期對干預效果的影響，本研究系統評價幼兒身體活動課程對幼兒粗大動作發展的影響。本研究已在PROSPERO注冊，注冊號為CRD42022347830。
1 資料與方法
1.1 納入與排除標準
1.1.1 研究類型
隨機對照試驗（randomized controlled trial，RCT）。
1.1.2 研究對象
3～6歲幼兒，健康無疾病，其國籍、種族、性別不限。
1.1.3 干預措施
試驗組采用以動作發展理論設計的幼兒身體活動課程，且不同時采用其他干預。對照組干預手段不限，干預頻率和單次干預時長不限。
1.1.4 結局指標
① 主要結局指標：粗大動作發展測試（test of gross motor development，TGMD）總分（第二版或第三版）；② 次要結局指標：移動性技能評價結果和操作性技能評價結果。
1.1.5 排除標準
① 重復發表的研究；② 無法獲取全文或無法獲取有效結局指標的研究；③ 非中、英文文獻。
1.2 文獻檢索策略
計算機檢索Web of Science、PubMed、Cochrane Library、EBSCO、CNKI、WanFang Data和VIP數據庫，搜集有關幼兒身體活動課程對學齡前兒童粗大動作發展影響的RCT，檢索時限均從建庫至2022年8月8日。此外，追溯納入文獻的參考文獻，以補充獲取相關文獻。檢索采取主題詞和自由詞相結合的方式。英文檢索詞包括：exercise、physical activity、exercise training、aerobic exercise、motor activity、child、preschool、motor skill等；中文檢索詞包括：身體活動、動作、鍛煉、學齡前、幼兒、學前兒童、粗大動作等。
1.3 文獻篩選與資料提取
由2位評價員獨立篩選文獻、提取資料并交叉核對，如遇分歧，則咨詢第三方協助判斷，缺乏的資料盡量與作者聯系予以補充。文獻篩選時首先閱讀文題和摘要，在排除明顯不相關的文獻后，進一步閱讀全文，以確定最終是否納入。資料提取內容主要包括：納入研究的基本信息（如作者、年份等）和試驗信息（如被試基本情況、樣本量、干預措施、結局指標等）。
1.4 納入研究的偏倚風險評價
由2名評價員按照Cochrane手冊針對RCT的偏倚風險評價工具評價納入研究的偏倚風險。
1.5 統計分析
采用RevMan 5.4.1和Stata 15.0軟件進行統計分析。因為結局指標TGMD總分計算分為兩個版本（第二版和第三版），因此，采用標準化均數差（standardized mean difference，SMD）和95%的置信區間（confidence interval，CI）作為效應分析統計量。當P≤0.05時，認為差異具有統計學意義。通過Q檢驗和I2值對納入研究的異質性進行判斷。當各研究結果間無統計學異質性，采用固定效應模型進行分析，反之進一步分析異質性來源，排除明顯的臨床異質性影響后，采用隨機效應模型進行分析。采用中位數分割法，以被試年齡、干預措施、干預頻率和干預周期為分組依據，對納入研究進行亞組分析。以主要結局指標（TGMD測試總分）為分析指標，采用逐一剔除法，對納入文獻進行敏感性分析。采用Egger’s法對發表偏倚進行檢驗。
2 結果
2.1 文獻篩選流程及結果
初檢出相關文獻4 587篇，經逐層篩選后，最終納入18個研究[21-38]，包括2 276例幼兒，其中試驗組1 141例，對照組1 135例。文獻篩選流程及結果見圖1。
圖1
文獻篩選流程及結果
*所檢索的數據庫及檢出文獻數具體如下：PubMed（
2.2 納入研究的基本特征與偏倚風險評價結果
表1
納入研究的基本特征
表2
納入研究的偏倚風險評價結果
2.3 Meta分析結果
2.3.1 TGMD測試總分
18個RCT[21-38]報告了TGMD測試總分。隨機效應模型Meta分析結果顯示，干預后試驗組被試TGMD測試得分的差值高于對照組［SMD=1.96，95%CI（1.44，2.49），P<0.01］（表3）。
表3
Meta分析結果匯總表
2.3.2 移動性技能評價結果
16個RCT[21-22, 24-28, 30-38]對移動性技能測試結果進行了報告。隨機效應模型Meta分析結果顯示，干預后試驗組被試移動性技能測試得分差值高于對照組［SMD=1.15，95%CI（0.83，1.46），P<0.01］（表3）。
2.3.3 操作性技能評價結果
16個RCT[21-22, 24-28, 30-38]對操作性技能測試結果進行了報告。隨機效應模型Meta分析結果顯示，干預后試驗組被試操作性技能測試得分差值高于對照組［SMD=1.25，95%CI（0.84，1.65），P<0.01］（表3）。
2.3.4 亞組分析
將納入的研究按照被試年齡段、干預時間、干預頻率和干預周期進行亞組分析。結果顯示，幼兒身體活動課程對3～4歲［SMD=1.36，95%CI（0.50，2.22），P<0.01］、4～5歲［SMD=1.38，95%CI（0.63，2.14），P<0.01］、5～6歲［SMD=1.59，95%CI（0.85，2.33），P<0.01］幼兒的粗大動作發展均有促進作用。單次干預時長方面，每次20～30 min［SMD=2.77，95%CI（1.10，4.43），P<0.01］、30～40 min［SMD=1.74，95%CI（1.13，2.34），P<0.01］、40～50 min［SMD=1.95，95%CI（1.06，2.84），P<0.01］對幼兒粗大動作發展均有促進作用。一周3次以下［SMD=2.95，95%CI（1.31，4.59），P<0.01］、3次［SMD=1.84，95%CI（1.31，2.37），P<0.01］、3次以上［SMD=1.28，95%CI（0.51，2.05），P<0.01］的干預均能促進幼兒粗大動作的發展。干預周期在12周以下［SMD=3.36，95%CI（1.63，5.08），P<0.01］和12周［SMD=1.51，95%CI（0.98，2.04），P<0.01］的干預對幼兒粗大動作發展均有積極效果，但12周以上［MD=1.56，95%CI（–0.09，3.21），P=0.06］的干預反而效果不顯著。
2.4 敏感性分析
對納入研究進行敏感性分析發現，逐個排除各項研究后，合并效應量未發生方向性改變，提示Meta分析的結果較穩健（篇幅所限，敏感性分析結果可聯系通信作者獲取）。
2.5 發表偏倚檢驗
對粗大動作總分進行Egger’s檢驗，結果顯示納入研究可能存在發表偏倚（P<0.01）。
3 討論
本研究發現，幼兒身體活動課程對幼兒粗大動作、移動性技能和操作性技能均有影響。身體活動課程對不同年齡幼兒的粗大動作發展均有顯著效果。在干預時間、干預頻率和干預周期方面，研究結果顯示，20～50 min/次的干預均有效，<3次/周、3次/周和>3次/周的干預均能夠產生積極作用，12周及以下的干預對幼兒粗大動作發展均有積極影響，而12周以上的干預效果不顯著。
基本動作技能是個體進行日常活動的基礎，對個體的發展至關重要，幼兒時期正是個體發展基本動作技能的黃金時期。有研究表明，幼兒的基本動作技能受外界影響較大，且不會隨年齡增長而自動產生[39]。因此，基于幼兒身心發展特點、以發展基本動作技能為目標的身體活動課程應運而生。該類身體活動課程大多結合了體育項目的特點，且多以開放式體育游戲的形式進行，目前已被證明能顯著提高幼兒的動作發展[40]，本研究結果也支持這一觀點。
粗大動作技能分為移動性技能和操作性技能。本研究及以往研究均發現，體育活動對幼兒的上述兩種技能發展均有正向干預效果。Li等[40]的Meta分析結果顯示，體育活動對于學齡前兒童移動性技能的促進效果優于操作性技能。而本研究結果認為體育活動對于幼兒操作性技能的促進效果更佳。上述結果的產生可能是由于Li等研究采用的干預手段為結構性干預，對照手段為非結構性自由活動。而本研究的干預手段與對照手段均為非結構性活動。干預內容設計的差異可能是導致干預結果差異的主要原因之一。結構性活動是指較為固定的、結構化的內容和形式構成的教學活動，該種形式下，模仿和跟隨是學生的主要學習方式，主動參與和能動表現情況相對受到限制。而非結構性活動是基于身體活動課程所提供的大綱內容，結合學生的客觀實際情況，創設一種教學環境，以強調學生的主體性，激發學生的能動性，推動師生共同主動參與的雙邊不定形的模式[41]。周喆嘯等[36]認為，結構性身體活動對粗大動作有著更顯著的干預效果，非結構性身體活動則對單項動作指標的提高效果更佳。這可能是由于當教師創設不可預知的情境時，幼兒的參與性、能動性和創造性更能得到激發，幼兒對周圍的事物表現出更強的探索性，從而使得其身體能力不按照既定的模式和軌跡發展[42-44]。
本研究亞組分析結果顯示，身體活動課程對3～4歲、4～5歲和5～6歲幼兒的粗大動作發展均有顯著的意義。相關研究結果顯示，身體活動對各年齡段幼兒的粗大動作發展均有顯著影響，且發展較為均衡[14]，與本研究結果一致。辛飛等[45]在對國外該方面研究進行梳理時發現，幼兒年齡與有效干預比例成正比，盡管目前尚無判定干預效果和年齡的決定性證據，但通過國內外研究結果可推斷，年齡是影響干預效果的重要因素之一。
在干預的實施方面，研究者對于適宜干預時間、頻率和周期的看法不一，白夢圓等[46]發現20～50 min/次、2～3次/周、5～15周的干預效果較好，任園園等[47]發現30～60 min/次、3～5次/周、12～24周的干預效果較為突出。Li等[40]認為干預時間、頻率和周期的增加并不會使得幼兒基本動作技能得到顯著改善。本研究結果顯示，除12周以上的干預外，其余時間、頻率和周期的干預均顯著促進了幼兒的粗大動作發展。我們認為，這一結果提示高頻率、長周期的干預也會面臨著幼兒依從性和積極性降低的風險[48]，或者幼兒長期進行同一種干預也可能受到天花板效應的影響[49]。
另外，根據我國《3～6歲兒童學習與發展指南》，3～4歲、4～5歲和5～6歲兒童的單次建議活動時長分別為20～30 min、30～40 min和40～50 min[2]。納入研究中僅有8個研究[21-22,24-25,29,33,36-37]按照建議時長進行干預。由于幼兒維持注意力的能力有限，過長或過短的單次干預時間均不會為幼兒帶來較好的效益[50]。
本研究的局限性：① 本研究納入研究數量不多，使得結果的外推性受到限制，原始研究存在一定的發表偏倚，因此應謹慎對待結果；② 研究間異質性較高，異質性的產生可能與其他因素（如干預地點、教學方式等）有關，然而多數原始研究未對其進行報告；③ 納入的原始研究總體質量不高，對偏倚風險的報告（如隨機方法、盲法等）不完整；④ 多數納入研究僅報告了干預后即刻效果，僅有一篇研究報告了4周的隨訪結果。有觀點認為，基本動作技能水平似乎不能自然發展和保持[51]，因此比起基本動作技能的即時干預效果，長期的影響也應得到關注；⑤ 本研究未針對幼兒性別討論干預結果的差異，一方面是由于原始研究報告不詳盡，另一方面，有研究顯示，不同性別的幼兒在身體特征和能力方面無顯著差異[52]。但不同性別幼兒對于身體活動課程的接受程度仍可能導致研究結果存在差異。
綜上所述，幼兒身體活動課程對幼兒粗大動作、移動性技能和操作性技能均有積極的效果，能夠促進幼兒的基本動作技能發展，有較好的實踐價值。建議未來的干預研究：① 報告詳盡的試驗設計和潛在偏倚風險因素；② 探討多元化干預內容和方式（如設計滿足兒童發展需要的干預內容，比較結構式、開放式和混合式干預效果的差異等）；③ 綜合考慮兒童身心發展的需求與實際情況，安排不同的干預時間、頻率和周期組合進行比較，為探究干預的最佳計量組合提供基礎；④ 進行干預后隨訪，關注干預的長期效益，為今后設計更科學的幼兒身體活動課程提供有價值的建議。受納入研究數量和質量限制，上述結論尚需更多高質量研究予以驗證。
