《Behavioral Sciences》：Effects of Dance and Rhythmic Physical Activity Interventions on Executive Function and Motor Competence in Children: A Systematic Review and Three-Level Meta-Analysis
舞蹈与节律性体力活动可能促进儿童的运动与认知发展，但这些效应的幅度和一致性尚不明确，且单项试验经常报告多个统计学上相互依赖的结果。研究人员检索了五个电子数据库及ClinicalTrials.gov，时间从建库至2026年5月。执行功能（executive function, EF）和运动能力（motor competence, MC）作为两个独立的主要领域，采用具有估计抽样方差–协方差结构及试验聚类CR2稳健推断的多水平随机效应模型进行分析。集群随机设计、共享对照组和重叠报告均得到明确处理。共纳入22篇报告，代表21项独立试验和2496名独立儿童。主要EF模型包含来自7项试验的34个核心EF效应量，得到g = 0.50（95% CI [?0.04, 1.04]，p = 0.063；95% PI [?1.24, 2.24]）。MC模型包含来自17项试验的103个效应量，显示出正向平均效应（g = 0.95，95% CI [0.39, 1.52]，p = 0.003；95% PI [?1.43, 3.34]）。试验聚类的剂量–反应模型未发现干预持续时间、总分钟数、每周频率或单次时长的统计学显著关联。证据确定性方面，EF为极低，MC为低。舞蹈与节律性体力活动可能在平均意义上改善儿童的运动能力，但效应在不同情境间存在较大差异。执行功能的研究结果仍属初步且统计不确定。当前证据不支持对更长干预或更高总剂量提出因果性推荐。
1. 引言
童年期是执行功能与运动能力发展的关键时期。执行功能反映个体在目标导向行为中调节注意、记忆和反应的能力，是完成学习任务、控制行为反应以及适应学校与日常生活的重要认知基础。运动能力反映儿童完成基本动作和参与体力活动的能力，其发展影响当前参与并可能影响日后体力活动轨迹。执行功能与运动能力在发展过程中相互关联：较好的运动能力可能支持参与更复杂的体力活动，而认知要求的运动任务则需要运动计划、规则转换和持续控制。因此，考察结合运动协调与认知参与的干预，有助于厘清运动经验如何支持儿童的运动与认知发展。
舞蹈与节律性体力活动为此问题提供了适宜的干预情境。这类活动不仅是增加活动时间，还要求身体根据节律线索和动作规则进行持续控制。学习与调整动作序列要求儿童将外部节拍转化为协调动作、记忆动作模式，并在序列或节奏变化时调整反应。因此，相关对比并非简单地为舞蹈与运动，而是具有结构化节律提示、动作排序和协调要求的活动，与在这些认知–运动要求上变化较少的活动之间的比较。这些特征为节律性运动影响执行功能和运动能力提供了合理路径。
随机试验已考察了体育舞蹈、创造性舞蹈、数字舞蹈游戏、动作–歌曲项目、有氧/健身舞蹈以及音乐或节律为基础的运动。尽管干预形式各异，本综述纳入的干预共享三个核心特征：结构化全身运动、作为组织要素的外部节律或音乐提示、以及重复的排序或协调要求。相关综述已从更广视角综合了舞蹈、体力活动、运动能力和执行功能结果，但单项试验报告多个结局所造成的统计依赖仍是重要的综合问题。聚焦随机证据并针对这两个运动科学领域的综述，可以在保留同一试验多个结局信息的同时提供更特异的估计。
据此，本研究旨在评估舞蹈与节律性体力活动对儿童执行功能和运动能力的影响，两个领域作为主要结局分别分析。采用三水平/多元随机效应框架以在考虑结局依赖性的同时保留多个结局。由于重复练习的持续时间和总量可能影响运动学习与认知迁移，研究考察了干预剂量变量；然而，鉴于独立试验数量有限，调节变量和剂量–反应分析被视为探索性而非验证性。
2. 方法
2.1 方案与报告规范
本系统综述与三水平元分析按照PRISMA 2020声明报告，完整清单作为独立补充文件提供。方案于2026年1月注册于PROSPERO（CRD420261445431），在标题/摘要筛选和统计分析之前完成。注册的纳入标准和结局领域得以保留。在同行评审修订期间，统计分析被调整为将执行功能和运动能力作为两个独立的主要综合，将主要执行功能构念限制为核心领域，并更明确地处理重叠报告、集群随机化、共享对照组、相关抽样误差和小样本推断；这些修订未改变研究纳入标准。
2.2 纳入标准
研究纳入标准为：参与者为3–18岁儿童或青少年；干预为持续至少4周的结构化舞蹈或节律性体力活动；对照为常规体育课、常规课程、等待名单/无干预、健康教育或其他体力活动；报告至少一个符合条件的执行功能或运动能力结局并有足够定量数据；设计为随机设计，包括个体随机和集群随机试验。资格操作化为三个干预特征：结构化全身运动、组织活动的节律或音乐提示、以及作为核心主动成分的重复运动排序/协调。数字舞蹈游戏、动作–歌曲项目和随乐运动项目仅在上述特征为实质性而非附属时纳入。多成分项目仅在舞蹈/节律成分占主导或可独立识别时纳入。4周最短期限用于区分重复训练与急性或极短暴露，并为运动学习或适应留出时间。
排除标准为：参与者为成人、老年人或专业/精英舞者；样本主要为临床康复人群或严重神经发育障碍个体；干预为单次急性暴露、无结构化身体活动的音乐治疗、单独心理治疗或无法分离节律运动成分的多成分项目；或研究缺乏随机分配、对照或可提取的定量结局。未设定语言排除标准；发表状态不限于期刊文章，学位论文和注册试验在信息充分时也纳入。尽管原始纳入范围延伸至18岁，最终无符合条件的试验纳入13–18岁青少年样本，因此标题和解释限定于儿童。
2.3 数据来源与检索策略
系统检索了PubMed/MEDLINE、Web of Science、Scopus、ERIC和ProQuest Dissertations and Theses Global，并检索了试验注册库ClinicalTrials.gov。检索时间从建库至2026年5月。检索策略围绕三个概念构建：舞蹈或节律性体力活动、儿童/青少年、执行功能或运动能力。检索策略根据各来源的受控词表和自由文本规范进行调整。完整检索策略见补充材料。
2.4 研究筛选与数据提取
检索记录导入EndNote X9进行去重。两名评审员独立按预设标准筛选标题/摘要和全文；分歧通过讨论解决，必要时由第三名评审员裁决。全文排除原因记录于PRISMA流程图。最终试验审计中，报告与底层试验相关联，使同一参与者队列的多篇出版物不被计为独立研究。
两名评审员使用相同的预设标准化表格独立提取数据，并在分析前逐项比较条目；未计算正式kappa统计量，因为大多数提取字段为连续变量。提取变量包括：研究与样本特征、干预和对照条件、随机化单位、干预组与共享对照组、结局测量、随访时间点、效应量计算所需数据以及偏倚风险信息。所有主要效应均可从已发表报告重建，因此未使用未发表的作者提供数据。最终主要分析无需图形数字化值。当统计量需要转换时，记录计算过程和来源，并由另一人对照原始报告独立核查。
2.5 结局与变量编码
主要结局为执行功能和运动能力。主要执行功能构念限定为抑制控制、工作记忆和认知灵活性三个核心领域，以及主要反映这些领域的复合得分。选择性/警觉/定向注意、语义流畅性和计划/问题解决被认为概念上更宽泛，排除于主要EF模型之外，但保留在广义EF敏感性分析中。运动能力包括粗大运动技能、平衡、协调、位移技能、物体控制、精细/视觉运动能力以及标准化运动熟练度得分。对数值越低表示表现越好的结局（如反应时、错误率或姿势摆动）进行反向处理，使正向Hedges' g一致地支持干预组。
按预设编码规则提取干预类型、参与者年龄、对照条件、干预持续时间、每周频率、单次时长和总干预分钟数。由于主要EF模型仅有7项独立试验、MC模型有17项，大量分类调节变量不作为验证性检验。预设的分类亚组信息以描述性方式保留，正式元回归仅关注少量探索性剂量变量，并使用小样本稳健推断。
2.6 偏倚风险与证据确定性
使用Cochrane偏倚风险2（RoB 2）工具在结局水平重新评估偏倚风险，针对干预分配效应。标准RoB 2工具用于个体随机平行组试验，集群随机版本用于集群试验，包括关于集群内参与者识别和招募时间的额外领域。当同一结局家族内多个结局共享相同的测量和分析特征时，应用共同的结局水平判断；测量过程实质性不同的结局则分别评估。两名评审员独立完成评估，分歧通过讨论解决，必要时由第三评审员仲裁。判断遵循RoB 2算法，分为低风险、有一定问题或高风险。
证据确定性分别针对执行功能和运动能力使用GRADE重新评估，考虑偏倚风险、不一致性、间接性、不精确性和发表偏倚。判断整合了结局水平RoB 2评估、CR2稳健置信区间、预测区间、影响力分析和独立试验数量。
2.7 效应量计算
采用带小样本校正的Hedges' g作为标准化效应量指标。对于报告组别水平前后测分数的结局，主要对比为基线变化的组间差异，以合并变化分数标准差标准化。当变化分数标准差未报告时，重建为SD
change = sqrt(SD
pre2 + SD
post2 ? 2 × r × SD
pre × SD
post)，主要分析使用r = 0.50，敏感性分析使用r = 0.20和0.80。来源报告的变化分数精度可直接使用。常规标准化均差基准仅用作描述性背景；解释强调点估计、95% CI和95%预测区间而非固定标签。
所有效应均对齐为正值表示干预组结局更好。对于越低越好指标，在合成前反转符号。当符合条件的研究报告调整模型估计而非直接可用的组别水平变化数据时，使用最适当的报告标准化量进行转换，而非将模型标准误视为结局SD。特别地，van den Berg等（2019）的混合模型系数使用合并基线SD标准化，Williams等（2026）使用干预后即时对比，Gencig?r和Ak?n（2024）的组别×时间F统计量转换为相应标准误/变化分数精度。具体转换记录于补充材料。
主要合成使用干预后即时时间点；后期随访测量不与即时结局同时进入。基于原始组别数据的集群随机试验使用设计效应DE = 1 + (m ? 1)ICC进行调整，其中m为平均集群规模。当ICC不可用，主要分析使用ICC = 0.05，敏感性分析使用0.01和0.10；研究报告的设计效应若可用则保留。若原始研究提供了适当集群调整的模型估计并直接用于元分析，则不再额外施加设计效应校正。最终合成中无真正的交叉序列；标为交叉的研究使用平行组数据结构，据此分析。效应量转换遵循标准元分析指南。
2.8 统计分析
执行功能和运动能力作为两个独立的主要领域分析。抽样方差和协方差组装成工作方差–协方差矩阵，使同一参与者队列的多个结局、共享对照比较和其他相关抽样误差得以体现，而非假设独立。使用工作队列内相关rho = 0.50，敏感性分析使用rho = 0.20和0.80。Jouira等（2024）和Zinelabidine等（2022）被视为来自同一底层随机试验的两篇报告，分配相同试验标识符。共享对照的多臂比较保留在同一协方差结构内。
对每个领域，使用限制最大似然法拟合多水平随机效应模型，效应量嵌套于底层试验。合并效应和元回归系数的推断使用试验聚类CR2稳健方差估计及小样本Satterthwaite自由度。报告Hedges' g、95% CI和95%预测区间，并将异质性分解为试验内和试验间成分。分析在R 4.5.2中使用metafor和clubSandwich实现。无合并执行功能加运动能力的总结估计被视为主要效应。
预设调节变量集因独立试验数量相对候选调节变量较少且若干分类单元稀疏而大幅缩减。正式结论不基于单独亚组估计是否分别显著。任何保留的亚组总结视为探索性，主要推断重点保持在两个领域特异性模型和剂量元回归。
剂量–反应分析在依赖感知聚合到试验×领域水平后进行，使报告多个结局的研究不会获得不成比例的权重。干预持续时间、总分钟数、每周频率和单次时长分别纳入线性元回归模型，调整结局领域，敏感性模型添加对照类型。全程使用试验聚类CR2推断。非线性样条分析因独立试验数量和分布不足以稳定估计而移除。四个剂量模型视为探索性，并使用Holm调整考虑多重性。
仅在独立试验数量充分时评估小研究效应。执行功能因仅七项试验贡献，未进行正式Egger型检验。对于运动能力，首先将依赖效应聚合为单一协方差感知的试验水平估计，然后在17项独立试验上拟合Egger型回归。漏斗不对称被解释为小研究效应信号，而非发表偏倚的直接证据。
敏感性分析检验主要假设而非按任意幅度阈值删除效应。分析变化包括：前测–后测相关（r = 0.20、0.50、0.80）、工作抽样相关（rho = 0.20、0.50、0.80）、集群ICC假设（0.01、0.05、0.10）；使用41个效应的更广概念集重复EF合成；检验特定研究的效应量转换和源数据问题；使用试验水平留一法、Cook距离、DFBETAS、杠杆值和标准化残差识别影响力试验。有影响力的试验保留在主要模型中，仅在敏感性重拟合中排除。
3. 结果
3.1 研究选择
数据库和试验注册库检索共识别3913条记录：PubMed/MEDLINE 352条、Web of Science 775条、Scopus 1587条、ProQuest Dissertations and Theses Global 502条、ERIC 576条、ClinicalTrials.gov 121条。去除1422条重复后，2491条记录进行标题/摘要筛选，86篇报告评估全文。64篇全文报告因设计、干预、人群、结局不合格、定量数据不足、急性/单次暴露或重复/重叠报告而无独特合格结局被排除。纳入22篇报告，代表21项底层试验。Jouira等（2024）和Zinelabidine等（2022）报告了同一项41名儿童随机试验的不同结局领域，因此链接至同一试验标识符。选择过程见图1。
3.2 纳入研究特征
22篇报告代表21项独立试验和2496名独立参与者（重叠的Jouira/Zinelabidine样本计数一次）。单项报告样本量从35到512名参与者不等。参与者年龄约3.35至12岁，主要为学龄前或小学儿童；无符合条件的试验包含13–18岁青少年样本。大多数参与者为就读主流学校或幼儿园的典型发展儿童，但也有几项研究关注低体力活动、肥胖、低社会经济地位或弱势社区。
干预包括创造性舞蹈、音乐与运动项目、节律性体力活动、体育舞蹈、健身/有氧舞蹈、传统舞蹈、数字舞蹈游戏和其他结构化节律运动。干预持续时间从4周到一学年，通常每周2–5次，每次约10–60分钟。七项独立试验贡献执行功能结局，17项贡献运动能力结局；三项底层试验同时贡献两个领域证据。纳入试验在干预形式、剂量、对照和测量方法上存在差异，支持使用随机效应模型，同时要求对异质性进行谨慎解释。
3.3 偏倚风险
RoB 2评估在结局/结局家族水平进行。对于执行功能，全部七项试验水平结果评估均被评为有一定问题，最常见原因是分配隐藏、缺失数据处理或评估者盲法报告不完整。对于运动能力，17项试验水平评估中1项（5.9%）为低风险，14项（82.4%）有一定问题，2项（11.8%）为高风险。两项高风险判断为?o?i?等（2025）和Zachopoulou等（2004），其基于干预出勤/参与度的随机后排除与干预分配目标效应不符。
在各结局家族中，最常见的问题涉及随机化或分配隐藏报告不完整、随机后缺失数据以及基于表现的结局评估者盲法缺失。集群随机试验还额外评估了参与者识别/招募相对于集群分配的时间和过程。这些结局水平判断用于GRADE评估。
3.4 领域特异性效应
由于执行功能和运动能力代表不同构念，分别合成而非合并为单一主要总结。主要EF模型包含来自7项独立试验的34个核心EF效应量，得到正向但统计不确定的平均估计（Hedges' g = 0.50，95% CI [?0.04, 1.04]，p = 0.063；95% PI [?1.24, 2.24]）。主要MC模型包含来自17项独立试验的103个效应量，显示正向平均效应（g = 0.95，95% CI [0.39, 1.52]，p = 0.003；95% PI [?1.43, 3.34]）。两个预测区间均穿过零，表明未来不同情境下预期效应存在很大变异性。
在明确考虑抽样依赖和集群设计后，异质性仍然很大。对于执行功能，总I
2为95.5%，其中47.5%归因于试验间异质性，48.0%归因于试验内异质性。对于运动能力，总I
2为96.1%，其中90.4%归因于试验间异质性，5.7%归因于试验内异质性。因此，正向MC平均值不应被解释为各情境下的统一效应，而EF估计因仅基于七项独立试验而尤为不确定。
领域特异性结果在证据强度上存在差异：运动能力估计在小样本稳健推断下仍具统计支持，而执行功能置信区间包含零。后续分析均围绕这一差异展开解释，而非针对合并总体效应。
3.5 调节变量与亚组分析
原始预设分类调节变量集在试验水平审计后未用于验证性推断，因为独立试验数量有限且若干类别仅由少数试验代表。特别地，对仅七项试验可用的执行功能，未强调正式的试验水平调节模型。描述性亚组总结保留在补充材料中，但未通过比较单独亚组p值是否跨过常规显著性阈值来解释。
对于运动能力，分类亚组发现同样视为探索性。正式元回归部分因此集中于干预剂量变量，这部分可明确说明贡献试验数量并可应用小样本CR2推断。
3.6 敏感性分析
敏感性分析显示领域水平推断对主要依赖假设稳定。前测–后测相关r = 0.20、0.50和0.80下，EF估计分别为g = 0.43、0.50和0.69，所有稳健置信区间均跨零；对应MC估计为g = 0.81、0.95和1.30，所有置信区间均排除零。改变工作队列内抽样相关（rho = 0.20–0.80）或假设集群ICC（0.01–0.10）同样未改变任一领域的推断。
概念性和影响力分析强化了EF的更大不确定性。重新引入七个更广义EF指标产生g = 0.46（95% CI [?0.06, 0.99]，p = 0.073），而仅变化分数EF分析产生g = 0.63（95% CI [?0.15, 1.40]，p = 0.087）。W. Liu等（2025）是最有影响力的EF试验，剔除后估计降至g = 0.31（95% CI [?0.12, 0.75]，p = 0.122）。在MC模型中，Venetsanou等（2014）和Gencig?r与Ak?n（2024）是最有影响力的试验，但剔除任一仍保留正向统计支持的平均效应（分别g = 0.77和0.78，均p < 0.01）。剔除从F统计量重建的Gencig?r效应后得到g = 0.78（95% CI [0.31, 1.25]，p = 0.003）。无效应仅因其绝对Hedges' g超过预设阈值而被排除。
3.7 发表偏倚与小研究效应
执行功能因仅七项独立试验贡献，未进行正式小研究效应检验，因为此类回归不稳定。对于运动能力，先将103个依赖效应减少为17个协方差感知的试验水平估计，再进行Egger型回归。该分析显示试验水平漏斗不对称（p = 0.0015）。
运动能力发现被解释为小研究效应信号，而非发表偏倚的确凿证据，因为漏斗不对称也可能源于明显异质性和其他研究特征。同样，未进行正式EF检验不能被解释为不存在发表偏倚。
3.8 剂量–反应与元回归分析
在依赖感知聚合后，干预持续时间和总干预分钟数分别使用来自18项独立试验的22个试验×领域行进行分析，每周频率和单次时长使用来自21项试验的25行。在结局领域调整CR2模型中，四个剂量变量均无统计支持的与效应大小的关联：干预持续时间beta = 0.194/周（95% CI [?0.243, 0.630]，p = 0.197），总剂量beta = 0.132/100分钟（95% CI [?0.104, 0.368]，p = 0.193），每周频率beta = ?0.176/次/周（95% CI [?0.525, 0.172]，p = 0.220），单次时长beta = 0.136/10分钟（95% CI [?0.078, 0.351]，p = 0.182）。四个探索性检验的Holm调整未改变此解释（每次调整p = 0.729）。
对照调整的敏感性模型同样未显示统计支持的剂量关联。影响力分析表明，持续时间斜率受20周Venetsanou试验强烈影响：剔除该试验后，斜率从beta = 0.194降至beta = 0.022/周（p = 0.561）。因此，这些分析至多提供假设生成的试验水平趋势，不支持增加干预持续时间或累计分钟数的因果推荐。
3.9 GRADE评估
证据确定性使用结局水平RoB 2判断和稳健领域特异性估计重新评估。执行功能确定性评为极低，因为严重偏倚风险、严重不一致性和严重不精确性。运动能力确定性评为低，因为严重偏倚风险和严重不一致性；不精确性未降级，因为17项独立试验贡献且合并均值周围的CR2稳健置信区间排除零。宽预测区间被归入不一致性，因为它主要反映真实效应在不同情境下的试验间变异；因此同一特征未再次用于降级不精确性。运动能力的试验水平漏斗不对称被记录为小研究效应问题，但未单独视为确凿发表偏倚。
4. 讨论
4.1 主要发现总结
本系统综述使用依赖感知的三水平框架评估儿童舞蹈与节律性体力活动，将执行功能和运动能力作为两个独立主要结局。运动能力合成显示正向平均效应（g = 0.95），而执行功能估计在试验聚类CR2推断下为正向但统计不确定（g = 0.50，95% CI跨零）。两个领域的预测区间均跨零，表明不同情境间存在很大变异性。剂量元回归未提供统计支持的证据表明更长干预、更多总分钟数、更高每周频率或更长单次时长产生更大效应。
4.2 结局特异性效应与机制
运动能力获得更强统计支持与舞蹈和节律活动的直接运动要求一致。这些干预要求空间位移、重心动态控制、多肢协调以及与外部节律线索同步。反复暴露于这些要求可提供任务特异性的运动学习和适应机会。然而在本合成中，宽预测区间和高试验间异质性表明运动受益幅度在不同情境间差异很大，低GRADE确定性排除了假设各项目或情境下统一效应的可能。
执行功能效应更合理地解释为认知要求运动产生的迁移，而非大多数干预的直接目标。学习舞蹈序列需要在工作记忆中更新运动表征、抑制竞争反应、并在节律或编舞要求变化时切换动作。这些机制仍然合理，但本综述的经验证据仅限于七项独立试验。稳健置信区间跨零，影响力分析显示幅度敏感性，GRADE确定性极低。因此，当前证据提示可能的认知益处，但尚未确立可靠的执行功能效应。
4.3 人口学特征与干预的调节效应
分类调节变量分析被谨慎解释，因为仅7项EF试验和17项MC试验可用，且若干预设年龄、干预类型和对照类别包含的独立试验太少，无法进行稳定的多变量推断。因此，不因一个亚组估计显著而另一个不显著就简单解释差异。
这种克制并不意味着干预形式或参与者特征无关。相反，当前证据基础过于稀疏，无法在考虑试验水平依赖后可靠地区分特定舞蹈类型、年龄层或对照条件。未来使用一致结局测量和更清晰干预内容报告的试验，将更适合检验节律提示、排序复杂性或特定舞蹈形式是否改变效应。
4.4 剂量–反应关系
在依赖感知的剂量–反应分析中，在结局聚合到报告多个测量值的研究不会获得不成比例的暴露权重后，并应用CR2小样本推断后，干预持续时间和总分钟数均与效应大小无统计关联。其正向点估计伴随宽置信区间，持续时间斜率受一项长时长试验强烈影响。每周频率和单次时长同样与效应量无关。
这些发现与重复练习可能有助于运动学习和巩固的可能性相容，但本研究水平的元回归无法确定增加剂量会导致更大益处。干预持续时间、总分钟数、参与者特征、干预内容和研究设计可能在试验间相关。因此剂量发现应视为探索性和假设生成，而非处方阈值的依据。
4.5 局限性
需考虑若干局限性。第一，在考虑依赖和集群设计后异质性仍然很高，两个领域的预测区间均跨零。干预内容、对照条件、结局工具和参与者特征的差异可能造成这种变异性。尽管纳入干预共享结构化节律提示、重复运动排序和协调要求，但它们包含异质形式，因此不应解释为同质干预类别，正向平均运动能力效应应理解为不同项目的平均值，而非单一干预类型的统一效应。第二，结局水平RoB 2评估显示大多数试验存在方法学问题，包括两项高风险MC试验，GRADE确定性EF为极低、MC为低。第三，EF证据仅基于七项独立试验，限制了精度并妨碍广泛调节变量或小研究效应检验。第四，部分效应量计算需要重建变化分数SD、假设ICC或研究特异性转换；虽然敏感性分析未改变领域水平推断，但合并效应幅度在替代假设下有所变化。最后，运动能力漏斗不对称提示可能存在小研究效应，但此信号在显著异质性存在时并非发表偏倚所特有。
4.6 实践应用
从实践角度看，舞蹈与节律性体力活动可视为支持学校和社区环境中运动能力的潜在有用运动选择。然而，此解释应保持谨慎，因为证据确定性低、异质性大、预测区间跨零且检出小研究效应信号。当前证据未识别出单一优越舞蹈形式或剂量。因此项目选择应以可行性、年龄适宜运动要求、可得指导以及活动提供结构化节律提示、排序和协调练习的程度为指导。
对于执行功能，实践主张应更有限，因为当前估计仍不确定且证据确定性极低。同样，试验水平剂量分析不能证明将更长干预或更高累计分钟数处方为固有更有效。未来试验应在同一设计内直接比较剂量水平，并在做出更强实施建议之前预先设定运动和核心执行功能结局。
5. 结论
本系统综述与三水平元分析表明，舞蹈与节律性体力活动可能平均意义上改善儿童运动能力，但受益幅度在不同情境间差异很大且证据确定性低。对于核心执行功能，平均估计为正向但统计不确定，且由极低确定性证据支持。剂量分析未确定更长干预或更大总剂量产生更大效应。需要更严格的随机试验，包括透明分配、适当处理集群设计、一致核心结局和预设分析，以加强关于运动与认知效应的结论。
