楽しさ、実行機能、ユースサッカー選手の運動効率：15週間の観察研究

要旨

**ハイライト。**主な知見は何か？ 15週間の観察期間中、若いサッカー選手は運動効率と注意効率において研究の開始時と終了時に有意な変化を示したが、他の認知指標は基本的に変化しなかった。知覚された楽しさは、認知または運動パフォーマンスと有意に関連していなかった。しかし、楽しさのスコアは一貫して高く、変動性が限られていた。このことが、関連性の特定を妨げた可能性がある。主な知見の示唆は何か？ 楽しさと認知・運動パフォーマンスは、スポーツ体験の別個の、しかし潜在的に関連する次元を表しているように思われる。トレーニングプログラムを評価する際には、これらを別々に考慮すべきである。楽しいトレーニング環境は、参加と関与にとって依然として重要である。しかし、楽しさだけを注意、抑制、または運動パフォーマンスの指標として用いることはできない。

**要旨。**背景：スポーツにおける楽しさは、運動の継続ならびに認知的および情緒的発達に影響を与える重要な心理的要因として浮上している。この探索的研究は、15週間の観察期間にわたる選択された認知および運動変数の事前・事後変化、ならびにサッカートレーニング中の平均的な楽しさが認知および運動パフォーマンス指標と関連していたかどうかを検討した。56名の選手（男子 = 52；女子 = 4；年齢：9.98 ± 0.70）が、15週間にわたる30回のサッカートレーニングセッションを通して観察された。方法：楽しさは各セッション後に絵文字ベースの視覚的アナログ尺度を用いて評価され、認知パフォーマンスは観察期間の前後にタブレットベースの課題で評価された。結果：事前・事後分析は、運動効率テスト（t55 = 3.15；p = 0.003；Δ = −19.4%；Cohenのd = 0.42）およびFlankTime（W = 1345；p < 0.001；Δ = −8.1%；順位双列相関 = 0.68）に有意な変化を示した。FlankAccは、名目上の、未補正の分布変化のみを示した（W = 323；p = 0.015；Δ = 0.0%）。楽しさは、検討された認知または運動パフォーマンス指標のいずれとも有意に関連していなかった。しかし、楽しさのスコアは尺度の上端に集中しており、関連性を検出する能力を制限した可能性のある限られた変動性を示していた。結論：これらの予備的知見は、15週間の観察期間にわたる選択された認知および運動指標の変化を示すものであり、知覚された楽しさと検討された認知または運動パフォーマンス指標との直接的な関連性の証拠はなかった。

1. はじめに

子ども時代および青年期における身体活動（PA）とスポーツへの参加は、運動、認知、情動の発達にとって理想的な環境を提供します[1]。定期的なPAは、心理的機能および実行機能（EFs）への利益と関連しており、それには注意制御、抑制、更新、行動適応が含まれます[2,3,4]。これらのプロセスは、EFsがまだ発達段階にあり、環境、教育、PAの経験に敏感であり続ける前青年期に特に関連します[2,5,6]。サッカーのようなオープンスキルスポーツは、動的で予測不可能な状況への継続的な適応を必要とします[7]。試合中、若い選手は関連する情報を選択し、気を散らすものを無視し、相手の行動を予測し、迅速な意思決定を行い、効果のない反応を抑制しなければなりません[7]。したがって、サッカーはユーススポーツにおけるEFsを調べるための生態学的に妥当な文脈を提供します[8]。これは、サッカー特有のパフォーマンスを技術的および知覚運動的要素と結び付ける証拠[9]や、より熟練した若いサッカー選手が実行制御、注意、抑制を含む課題で経験の浅い仲間や非アスリートを上回る可能性があることを示す研究[10,11,12,13]によって支持されています。さらに、視覚スキルとEFsはサッカーのパフォーマンスに共同で寄与するようです[14]。スポーツ参加の情動的および動機づけ的な質も、実行機能に関連する可能性があります。楽しさは、活動中に経験される主観的な喜びと定義され、スポーツおよびPAへの継続的な参加と関連する重要な要素です[15,16]。ユーススポーツにおいて、楽しさはポジティブ感情、関与、知覚された能力、社会的関係、活動に帰属する個人的な意味を反映する可能性があります[17]。楽しさをEFsと結び付ける理論的根拠は、ポジティブな情動的および動機づけ的状態が注意と認知制御に及ぼす効果にあります。ポジティブ感情は注意の焦点を広げ、認知の柔軟性を促進する可能性がありますが、課題の要求に応じて気が散りやすくなることもあります[18,19]。さらに、これらの効果は動機づけの強度に依存します。低強度のポジティブ状態は注意を広げる傾向がある一方、接近志向的および目標指向的なポジティブ状態は注意の焦点を狭め、認知制御を支える可能性があります[20,21,22]。ユースサッカーでは、したがって、楽しさは幸福だけでなく、トレーニング中の注意および動機づけの関与も示す可能性があります。それに応じて、小規模ゲームのような動的なサッカー活動は、あまり遊び的でない運動形式よりも高い注意と知覚された楽しさと関連しており[23]、若いサッカー選手では動機づけ、楽しさ、コミットメントが密接に関連しているようです[24]。ユーススポーツにおいて楽しさがEFsの独立した予測因子であることを特定する直接的な証拠は限られていますが、既存の知見はこの仮説の関連する基盤を提供します。楽しい、ゲームのようなスポーツ活動は、認知的要求の高い状況への子どもの関与を高め、それによって注意スキル、迅速な反応、効果的な行動抑制、認知の柔軟性を必要とする文脈により頻繁にさらす可能性があります。この意味で、楽しさは単に一般的な情動的反応として見なされるべきではなく、実行制御を試す活動内での動機づけ的関与の潜在的な指標としても見なされるべきです。したがって、観察的および探索的な観点から、そして情動的および動機づけ的状態が注意と認知制御に及ぼす潜在的な影響を考慮すると、楽しさをEFsの測定値に関連して調べることは、スポーツの主観的経験が認知パフォーマンスの個人差と関連しているかどうかを明らかにするのに役立つ可能性があります。これらの考察に基づき、またEFsの予測因子としての楽しさに関する直接的な証拠が限られていることを認め、本研究には二つの目的がありました。(i) 若いサッカー選手において、15週間のサッカー観察期間にわたる選択された認知変数の事前・事後変化を調べること。(ii) 知覚された楽しさが、研究で考慮された認知および運動パフォーマンス指標と関連しているかどうかを探索すること。ポジティブ感情、動機づけ、認知制御の間の複雑な関係を考慮し、本研究は楽しさと認知パフォーマンスの間の因果関係を仮定せず、探索的アプローチを採用しました。

2. 材料と方法

2.1. 参加者

サンプルサイズはGPowerソフトウェア（バージョン3.1.9.6）を用いて決定しました。検出力分析は、αレベル0.05、統計的検出力0.80、効果量（Cohenのd）0.57の両側対応サンプルt*検定を用いて実施しました[25]。結果は、最低必要なサンプルサイズが27名の参加者であることを示しました。合計83名の若いサッカー選手が、最初に4つのサッカークラブから募集されました。

参加率95%以上が最低包含基準として設定されたが、トレーニングとデータ収集プロトコルを完了した9歳から11歳の56名の参加者全員が100%の参加率を達成し、最終的な統計分析に含まれた（F = 4、M = 52、年齢：9.98 ± 0.70、体重[kg]：34.66 ± 8.45、身長[cm]：138.58 ± 7.76、BMI：17.86 ± 2.93）。合計27名の参加者が、インフルエンザや病気（n = 19）、学校関連の予定（n = 5）、休暇（n = 2）、軽度の怪我（n = 1）により、最低参加基準（参加率95%未満）を満たさなかったため、分析から除外された。登録、除外、最終サンプルサイズを示す詳細な参加者フロー図は図1に示されている。

さらに、研究に登録するには、参加者は以下の包含基準を満たす必要があった：（i）生活習慣、楽しさのレベル、心理的ウェルビーイングに重大な影響を与える可能性のある慢性疾患、代謝疾患、神経疾患、その他の病状の診断がないこと、（ii）競技的身体活動のための有効な診断書を有し、研究に関与したサッカークラブのいずれかで定期的にトレーニングしていること、（iii）少なくとも2年間サッカーをプレーしていること。結果のバイアスを避けるため、薬物治療、怪我、特定の家族状況など、心理的パフォーマンスや楽しさのレベルに重大な影響を与える可能性のある一時的または持続的な状態がある場合、参加者は統計分析から除外された。研究はヘルシンキ宣言の原則に従って設計および実施された。すべての参加者が未成年であったため、保護者から書面によるインフォームドコンセントを取得し、参加者とその保護者にはコード化されたデータの機密取り扱いについて説明した。参加者コーディングとデータリンケージの手順は、参加者登録とデータ収集の前に、Unicusano大学研究倫理委員会（コード：CERA02/2025、日付：2025年6月13日）によって承認された研究プロトコルに含まれていた。

2.2. 手順

15週間にわたって週2回実施された30回のトレーニングセッションの前（評価1）と後（評価2）に、短い認知テストバッテリーが実施された。15週間の期間中、30回の連続するトレーニングセッションのそれぞれの後、参加者はセッション中に経験した楽しさを評価するよう求められた。すべてのアスリートはシーズンの同じ時期にトレーニングセッションを完了した。全員が以下の構成の構造化トレーニングに従った：ウォームアップフェーズ、運動コンディショニングフェーズ（ランニング、ガイド付きドリル）、技術フェーズ（年齢に依存するが、常にボールキャリング、ドリブル、シュート、ボールのレシーブとコントロールを含む）、スモールサイドゲーム、15分間の試合、PK。また、コーチと保護者には、セッションを同じ時間帯（すなわち、午後4時から5時30分、平均気温19°C）にスケジュールするよう依頼した。この手順は、認知および運動パフォーマンスの事前・事後変化を調べ、トレーニング中の平均楽しさが研究で考慮された認知および運動パフォーマンス指標と関連しているかどうかを検証するために用いられ、観察された変化をトレーニング曝露や強度に帰属させることなく行った。すべての認知テストと参加者の楽しさを評価するために使用された方法は、次のセクションで説明されている。セッションの主観的運動強度評価は、若いアスリートのトレーニング負荷を監視するためのシンプルで生態学的に妥当な方法として提案されている[26]。

2.3. 認知テスト

認知テストは、CogniFitアプリケーションv.4.7.8（CogniFit Inc.、サンフランシスコ、CA、USA）がインストールされたタブレットを使用して電子的に実施された。3つのテストが使用された：EriksenのFlankers Test、Stop-Signal Test、Visual Search Test。各テストは2つのスコアを生成した：（i）正しい試行の平均反応時間（ms、低い値はより良いパフォーマンスを示す）、および（ii）正確性（正解率%、高い値はより良いパフォーマンスを示す）。すべての認知評価は標準化された手順に従って実施された。テストはトレーニングセッションの終了時、楽しさの評価の後に、ロッカールームとは別の静かで閉鎖された部屋で、すべての選手に対して同じタブレットモデルと同じバージョンのCogniFitアプリを使用して実施された。参加者は各タスクの前に同じ標準化された指示を受け、テストフェーズを開始する前にアプリが提供する練習フェーズを完了した。認知テストの順序は上記の通り固定され、参加者間で、また事前テストと事後テストの評価間で一貫していた。評価は、同じテストプロトコルに従った資格のあるスポーツ心理学者によって実施された。テスト中、子供たちは個別に評価され、外部の注意散漫や仲間やコーチとの相互作用を最小限に抑える努力がなされた。

2.4. EriksenのFlankers Test

エリクセンの「フランカー」テスト[27]では、5つの要素を提示する。中央の要素は標的刺激を表し、両側の4つの要素、すなわち左右に2つずつが「フランカー」を構成する。フランカーは、標的と一致する場合(同じ方向を向いている場合)、不一致の場合(反対方向を向いている場合)、または中立の場合(2つの可能な反応のどちらとも関連しない場合)がある。各試行で、参加者は中央の刺激が右向きか左向きかを判断しなければならない。最初の習熟段階の後、テストは36試行で構成され、3つの条件に均等に配分される。すなわち、一致12試行、不一致12試行、中立12試行である。標的とフランカーの向きは、学習段階で採用された基準に従ってカウンターバランスが取られ、刺激提示の順序はランダム化される。この課題により、選択的注意、実行制御、抑制制御、反応時間、処理速度、空間知覚など、さまざまな認知要素を評価できる。成績は2つの指標で要約される。(i) FlankTimeは秒単位の効率を測定し、(ii) FlankAccは正答の割合に相当する。

2.5. ストップシグナルテスト

ストップシグナルテスト[28]では、参加者は自動的な運動反応を確立するために設計された一連の試行を行う。画面上に2つの円が表示され、各試行でそのうちの1つが黄色に変色する。課題は、黄色の円をできるだけ速く選択することである。この反応パターンが確立されると、ストップシグナルが導入される。一部の試行では、最初に黄色だった円が赤に変わり、参加者に反応を停止し、したがってそれを選択しないよう合図する。予備学習段階の後、画面に2つの灰色の円が提示される。1つは右に、1つは左にである。各試行で、2つのうち1つが黄色に変わり、もう1つは灰色のままである。しかし一部の試行では、黄色の円がその後赤に変色し、以前に確立された反応を抑制する必要があることを示す。ストップシグナルは36試行のうち12試行に現れ、3つの異なる時間間隔で提示される。すなわち、100 ms後に4回、200 ms後に4回、300 ms後に4回である。これらの間隔のノーゴー試行への配分はランダムである。このテストは主に反応抑制能力を評価するために設計されている。このテストが提供する2つのスコアは、StopTime(秒単位の効率)およびStopAcc(正答率)と名付けられた。

2.6. 視覚探索テスト

視覚探索テスト[29,30]は、多数のアルファベット刺激を含むグリッド内で標的の文字を特定することを含む。見つけるべき文字は画面の左側に表示され、右側に示されるグリッド内に2回現れる。各試行で、参加者には10秒が与えられ、類似度の程度が異なる妨害文字と区別しながら、2つの標的のうち1つをできるだけ速く特定して選択する。最初の学習段階の後、標的の文字は画面の左側の円内に提示され、右側には10×14のグリッドが現れ、合計140個の黒いラテン文字で構成される。グリッドの構成は標的によって異なる。標的の文字が「C」の場合、妨害文字はG、O、Qであり、M、W、Zが詰め文字として機能する。標的が「N」の場合、妨害文字はM、W、Zであり、詰め文字はG、O、Qである。この課題は主に視覚走査能力を評価するために用いられる。成績は2つの指標で表される。VisualTimeは秒単位の時間効率を測定し、VisualAccは正答率に相当する。

2.7. 楽しさの評価

楽しさは、9〜11歳の子どもの定量的自己評価を促すために設計された、子どもに優しいスマイルフェイス評価法を応用した、絵文字ベースの視覚的リッカート尺度を用いて評価した[31]。こうした絵文字ベースの尺度は、子どもの情動反応を評価するための心理測定上の受容性も示している[32]。尺度には、幸福度の上昇を表す6つの絵文字が含まれ、1（「まったく幸せではない」）から6（「とても幸せ」）まであった。30回のトレーニングセッションのそれぞれの終わりに、各子どもはセッション中に自分が感じたことを最もよく反映する絵文字を選び、対応する紙片を回収箱に入れた。各紙片の裏面には参加者固有のコードが印刷されており、研究チームは、仲間やコーチからの回答の機密性を保ちながら、同一参加者による異なるセッションにわたる反復評価を結び付けられた。最終スコアは、30回のトレーニングセッションすべてを通じて収集された評価の平均として算出した。最終分析には、トレーニングとデータ収集のプロトコル全体を完了した参加者のみが含まれたため、各参加者のスコアは同じ数の評価に基づいていた（すなわち、最終分析に含まれたすべての参加者は、30回のセッションのそれぞれについて評価を提供した）。引用した研究は、スマイルフェイスおよび絵文字ベースの評価法を、子どもが情動反応を評価するための適切な測定法として用いることを支持している[31,32]。しかし、この特定の適用、すなわちセッションごとに反復する方法は、スポーツ固有の楽しさの尺度として独立に検証されてはいない。したがって、本尺度は本研究において、サッカー固有の楽しさの検証済み尺度としてではなく、セッション中の知覚された楽しさの簡便な生態学的指標として用いた。

2.8. 運動効率テスト（TEM）

運動効率テスト（TEM）は、イタリアオリンピック委員会によって、若いアスリートの運動能力を評価する現場ベースのゲーム的な評価法として開発された[33]。これは、4つのステーションと4つの異なる移動課題からなる構造化されたサーキットで構成され、それぞれが特定の運動スキルを必要とする。パフォーマンスは、課題完了の速さと動作実行の正確さの両方に基づいて評価される。このテストは速いパフォーマンスだけを報酬とするものではなく、より少ないステーションをより高い精度で完了した子どもが、より速い参加者と同等のスコアを受け取ることもある。このようにして、TEMは運動パフォーマンスの量的側面と質的側面の両方を統合的に測定する。この課題は時間と競いながら行われ、異なるステーション間を継続的に移動する必要があるため、子どもの運動効率を評価する動的で生態学的妥当性の高い評価法と見なすことができる。その構造により、調整力、動作制御、速度、正確さがパフォーマンスの重要な要素となるユーススポーツの文脈に適している。

2.9. 統計解析

各変数の分布に応じて、対応のあるサンプルのt検定またはWilcoxon符号順位検定を用いて、事前テスト値と事後テスト値を比較した。分布はShapiro to Wilk正規性検定を用いて評価した。対応のあるサンプルのt検定ではCohenのdを算出した。さらに、Wilcoxon符号順位検定では順位双列相関を算出した。注意すべき点として、Cohenのd（標準偏差単位に基づき、上限なし）と順位双列相関（−1から1の範囲）は異なる数学的尺度で動作するため、大きさを直接比較することはできない。効果量はCohenの従来のガイドラインに従って解釈した[34]。変化率（Δ）は、事前・事後で有意差を示した変数についてのみ、次の式を用いて算出した。（最終値 − 初期値）/（初期値）*100。

7つの事前・事後比較にわたるType Iエラーの制御のため、Bonferroni補正を適用し、調整済み有意水準α = 0.007を設定した。Spearmanの順位相関係数を用いて、30回のトレーニングセッション全体の平均楽しさと、研究で考慮したすべての認知および運動パフォーマンス指標との間の探索的関連を検討した。各認知および運動変数について、相関分析に入力したスコアは、事前テスト値と事後テスト値の平均として算出した。これらの分析は探索的であり、事前テストから事後テストへの個人内変化をモデル化するのではなく、全体的な知覚された楽しさと全体的なパフォーマンス水準との間の関連を検討することを目的としていた。これらの相関分析を文脈づけるため、事後感度分析により、サンプルサイズn = 56、α = 0.05、統計的検出力0.80、両側検定で、本研究は|r| ≥ 0.365の最小効果量を検出する検出力を有することが明らかになった。したがって、観察された相関係数がこの閾値を下回る場合、本研究が正式に検出する検出力を備えていなかった範囲に該当する。

これらの分析は探索的な性質を持つため、結果は慎重に解釈され、相関係数の大きさと統計的有意性の両方に注意が払われた。外れ値の存在は、相関分析への異常な影響を避けるために四分位範囲法を用いて確認された。外れ値を除外しても相関結果は変わらなかったため、外れ値の除去は行わなかった。さらに、潜在的な性別関連の交絡に対する知見の頑健性を確認するため、男性サブサンプルのみを対象に主要な統計検定を再実行する感度分析を行った。データはSPSS v.29.0.1.0（IBM Corp., Armonk, NY, USA）を用いて分析した。

3. 結果

介入前後の比較のために検討された変数の記述統計（平均 ± 標準偏差または中央値［四分位範囲］で表記）を表1にまとめた。

対応のあるサンプルの t 検定は、TEMスコアに有意な介入前後の差を示した（t55 = 3.15、p = 0.003、Δ = −19.4%、Cohen’s d = 0.42 [CI95: 0.15, 0.69]）。Wilcoxon符号順位検定は、FlankTimeに有意な介入前後の差を示した（W = 1345、p < 0.001、Δ = −8.1%、順位双列相関 = 0.68 [CI95: 0.51, 0.81]、図2）。StopAcc（W = 386、p = 0.038、Δ = 3.3%、順位双列相関 = −0.34 [CI95: −0.57, −0.05]）およびFlankAcc（W = 323、p = 0.015、Δ = 0.0%、同順位のペアが10組あり、裾分布の差を示唆、図3）は名目上の介入前後の差を示した。しかし、7つの介入前後の比較に対してBonferroni補正を適用した後では、TEMとFlankTimeのみが調整済み閾値α = 0.007で統計的に有意なままであった。

Spearmanの順位相関分析は、楽しさと、検討された認知または運動パフォーマンス指標のいずれとの間にも有意な関連を示さなかった。表2に相関係数と p 値をまとめた。

各参加者の楽しさスコアは、トレーニングセッションを通じて収集された30件の評価の平均として算出した。記述統計は全体的に高い知覚された楽しさを示し、中央値スコアは5.26（IQR = 0.79）であり、楽しさスコアが尺度の上端付近に集中していることを示唆した。表3に、有意でなかった変数について得られた結果を示す。

女性参加者4名を除外した感度分析では、主要分析と一致する所見のパターンが得られ、残りのすべての認知指標と楽しさの相関は以前の結果を維持した（詳細な統計出力はSupplementary Materialsに示す）。具体的には、FlankTimeの介入前後の改善はBonferroni補正後も統計的有意性を保持したが、TEMの変化は調整済み有意閾値に達しなかった（p = 0.012、調整済みα = 0.007）。

4. 考察

われわれの研究は、若いサッカー選手を対象に15週間の観察期間における選択された認知変数の介入前後の変化を検討し、トレーニングセッション中に経験した楽しさが認知パフォーマンスと関連しているかどうかを評価した。結果はTEMとFlankTimeに有意な介入前後の差を示し、観察期間を通じてこれらの変数に変化があったことを示した。対照的に、FlankAccの所見は慎重に解釈すべきである。名目上のみ有意であり、多重比較の補正を生き残らなかったためである。これらの所見は、分析されたサンプルにおいて、特定の認知指標が15週間の観察期間で変化したが、これらの変化はトレーニングセッション中に知覚された楽しさのレベルと直接関連しているようには見えないことを示唆する。この問題は、楽しさスコアが範囲の制限／天井効果の証拠を示し、スコアが尺度の上端付近に集中していたため、特に重要である。したがって、この限られた変動性は、楽しさと検討された認知および運動パフォーマンス指標との間の有意な関連を検出する能力を低下させた可能性がある。

4.1. 認知および運動パフォーマンスの変化

重要なのは、事前テスト段階と事後テスト段階のこれらの差異を、サッカーのトレーニングが認知機能の改善につながった証拠として解釈すべきではないと強調することです。この研究には対照群も無作為割り付けも含まれていないため、観察された変化は、発達上の成熟、季節的な影響、平均への回帰、評価プロトコルへの繰り返しの曝露、タブレット上で実施された認知課題への習熟度の高まり、評価環境への慣れ、定期的なスポーツ練習の非特異的な効果、その他の統制されていない要因を反映している可能性もあります。探索的な観点からは、これらの事前・事後間の差異は、サッカーの認知的要求との関連で考察されるかもしれません。サッカーはオープンスキルスポーツであり、若いアスリートは絶えず動的な刺激に適応し、関連する情報を選択し、機能しない反応を抑制し、不確実な状況下で迅速な意思決定を行わなければなりません。これらの要求には、選択的注意、処理速度、抑制制御といった実行機能のプロセスが関与します[35]。FlankTimeで観察された変化が、刺激の選択と干渉制御を伴う課題に関するものであることを強調することが重要です。したがって、本研究のデザインでは、この変化をサッカー特有の認知的要求に帰属させることはできません。特に、発達上の成熟とテスト・再テスト効果または練習効果は、定期的なサッカー参加に潜在的に関連する変化から分離することができません。さらに、評価時点を2つしか用いていないため、これらの変化の時間的軌跡や、潜在的な用量反応パターンを検討することが一層困難になっています。先行研究では、経験や技能のレベルが高い若いサッカー選手は、実行機能、注意、抑制制御を伴う課題でより良い成績を収める可能性があることが示されています[10,11,12,13]。しかしながら、本研究のデザインでは観察された変化をサッカーのトレーニングに因果的に帰属させることはできないため、これらの解釈は依然として予備的なものです。FlankAccの結果には特に注意が必要であり、正確さの全般的な改善の証拠として解釈すべきではありません。事前・事後間の差は名目上は有意でしたが、多重比較のためのBonferroni補正を生き残ることはできませんでした。さらに、変化量の中央値はゼロであり、統計的に検出された差が成績の明確な中心的シフトを反映していないことを示唆しています。むしろ、この結果はスコアの分布の変化、特に裾での変化、あるいは参加者間の異質な反応を反映している可能性が高いです。このパターンは、成績がすでに高い場合に正確さに基づく指標でよく見られる、変動の制限や天井効果とも一致するかもしれません。したがって、FlankAccは、注意の正確さの信頼できる改善ではなく、名目的な、補正されていない分布上の変化を示しているものとして記述されるべきです。対照的に、FlankTimeは、本研究のサンプルにおいて、注意効率の変化をより解釈可能で敏感に示す指標を提供しているように思われます。男性サブサンプルで実施された感度分析に関しては、全体像は全サンプルの分析とほぼ一貫していました。FlankTimeはBonferroni補正後も統計的に有意なままであり(p < 0.001、補正済みα = 0.007)、一方でTEMは同様の変化パターンを保持していましたが、調整済み有意水準を満たさなくなりました(p = 0.012)。FlankAcc(p = 0.034)とStopAcc(p = 0.026)は、事前段階と事後段階の間に名目上の、補正されていない差を示しましたが、StopTime(p = 0.206)、VisualTime(p = 0.431)、VisualAcc(p = 0.843)は有意な差を示しませんでした。したがって、比較の中で、男性サブサンプルにおいてBonferroni補正を通過したのはFlankTimeのみでした。女性参加者の数が非常に少なく、その結果サンプルサイズが縮小していることを考慮すると、これらの結果は慎重に解釈されるべきであり、性別に関連する差について有意な結論を導くことはできません。

4.2. 楽しさと認知および運動パフォーマンス

私たちの探索的な目的に沿って、相関分析は、楽しさと、検討された認知または運動パフォーマンスの指標との間に統計的に有意な関連を明らかにしませんでした(rho = 0.037から0.197)。しかしながら、この知見は研究の統計的検出力の限界の範囲内で厳密に解釈されるべきです。サンプルサイズn = 56では、この研究は中程度から大きな関連(|r| ≥ 0.365)のみを検出する検出力しかありませんでした。したがって、これらの結果は、利用可能な検出力において統計的に検出可能な中程度から大きな関連が存在しないことを示しており、いかなる関係も構造的に存在しないことが確立されたわけではありません。

楽しさはユーススポーツにおいて重要な変数と考えられており、特にPA[15,16]における動機づけ、参加、継続性を支えるものである。若いサッカー選手においても、活動の楽しさは競技へのコミットメントや動機づけ体験の質と関連づけられている[24]。しかし、本研究の知見は、トレーニング中に知覚された楽しさが、検討された認知課題のパフォーマンスと必ずしも関連するわけではないことを示唆している。有意な関連が認められなかったことは、運動強度、疲労、トレーニング要件に関する潜在的な個人差を踏まえて解釈されるべきでもある。これはユーススポーツにおける楽しさの価値を損なうものではない。むしろ、楽しさはスポーツ体験の主観的な質、練習の継続、全体的な関与により密接に関連している可能性があり、実行機能パフォーマンスの特定の指標との関係は、運動強度、累積負荷、疲労といった測定されていない要因に依存するかもしれないことを示唆している。この解釈は、満足感、関与、有能感、チームメイトとの関係、コーチとの関係、自身のパフォーマンスへの満足、セッションに付与する意味を含みうる、楽しさの広範かつ主観的な性質と一致している。この複雑さゆえに、楽しさは生態学的に豊かな構成概念となるが、同時に個々の認知指標と線形に関連づけることが難しい構成概念でもある。有意な関連が認められなかったことは、測定アプローチにも一部関連している可能性がある。絵文字ベースの簡便な評価をセッション間で平均化したことで、被験者内変動が減少し、情動的楽しさ、知覚された有能感、社会的相互作用、課題への関与といった楽しさの異なる構成要素を捉えられなかった可能性がある。

例えば、子どもは異なる理由で同じ水準の楽しさを報告するかもしれない。ある子どもは上手くプレーできたと信じるためにそう感じ、別の子どもは集団で楽しんだためにそう感じ、さらに別の子どもはトレーニングがそれほど疲れず、より報われると感じたためにそう感じるかもしれない。これらの構成要素は、注意、反応時間、抑制制御とそれぞれ異なる関係をもつ可能性がある。これは、ポジティブ感情が認知制御に及ぼす効果が単純ではないことを示す文献と一致している。ポジティブ感情は注意の範囲を広げ、認知的柔軟性を促進しうるが、課題が注意深い刺激選択を要求する場合には、注意散漫を増大させることもある[18,19]。他の研究では、ポジティブ状態の効果が動機づけ強度に依存することが示唆されている。接近志向のポジティブ状態はより狭い焦点を促進するかもしれず、目標志向性の低い状態は注意の範囲を広げるかもしれない[20,21,22]。しかし本研究では、楽しさは認知テスト中ではなくトレーニングセッションの終了時に評価された。したがって、認知評価中に活性化していた注意状態ではなく、スポーツ体験の全体的な質を反映している可能性が妥当である。

4.3. 実践的示唆

実践的な観点からは、これらの結果はバランスのとれた解釈を必要とする。ユースサッカーは、特にセッションに動的な状況、意思決定課題、テーマ別ゲーム、選択的注意と行動制御を要する活動が含まれる場合、認知刺激に富む環境を提供しうる。しかし、活動から得られる楽しさは、認知パフォーマンスの変化の直接的な指標とみなされるべきではなく、動機づけ、継続、スポーツ体験の質を維持するために不可欠であり続けるものの、それ自体を注意や抑制のパフォーマンスの指標として用いることはできない。この観点から、コーチや専門家は、楽しさと認知パフォーマンスを、ユーススポーツ体験の別個でありながら潜在的に関連しうる次元として捉えるべきである。楽しいトレーニング環境を維持することは、より大きな楽しさが必ずしもより良いパフォーマンスに対応するからではなく、特にエンゲージメントと継続的な参加を促すために、それ自体として重要であり続ける。したがって、ユーストレーニングプログラムの評価は、主観的体験を認知および運動パフォーマンスの指標の代替としてではなく、それらと並んで考慮することで利益を得られる可能性がある。

5. 研究の限界

この研究にはいくつかの限界があります。第一に、対照群または比較群が存在しないことは、その内的妥当性を大きく制限し、事前・事後変化の因果的解釈を妨げます。これらの変化はサッカートレーニングを反映している可能性がありますが、年齢に関連する認知および運動の成熟を反映している可能性もあり、これは特に9～11歳の年齢層に関連します。また、季節効果、平均への回帰、テストプロトコルへの繰り返しの曝露、タブレットベースの活動への慣れ、テスト環境への慣れの増加、定期的なスポーツ参加の非特異的効果、その他の統制されていない要因を反映している可能性もあります。第二に、サンプルは主に男子であり、含まれた女子選手はわずか4名であったため、若い女子サッカー選手への一般化が制限され、性別に関連する差異の有意義な検討が妨げられました。第三に、トレーニング強度と累積トレーニング負荷は直接監視されていませんでした。セッションは同程度の構造に従っていましたが、内的および外的要求は選手間およびセッション間で異なっていた可能性があり、疲労、知覚された努力、技術的関与、または注意要求を通じて、楽しさと認知パフォーマンスの両方に影響を与えた可能性があります。今後の研究では、セッションRPE尺度、心拍数モニタリング、GPSトラッキング、加速度計測、または運動負荷のその他の指標を含めるべきです。第四に、楽しさのスコアは尺度の上端に集中しており、結果として個人間の変動性が制限されました。これは、認知および運動の結果との関連を検出する能力（または検出する統計的検出力）を低下させた可能性があります。この限界は、相関分析の解釈に特に関連します。最後に、潜在的に重要な心理的および文脈的変数（不安、ストレス、睡眠の質、技術的スキルレベル、知覚された有能感、動機づけの風土、生物学的成熟、評価者の盲検化を含む）は完全には考慮されていませんでした。今後の研究では、サッカーの練習、楽しさ、EFsの関係を明らかにするために、比較群、作業負荷モニタリング、より詳細な心理的測定、および縦断的または実験的デザインを含めるべきです。

6. 結論

結論として、この探索的研究は、15週間の観察期間にわたる選択された認知および運動変数の予備的な事前・事後変化を示しましたが、楽しさと認知パフォーマンスの間に有意な関連は明らかにしませんでした。ただし、楽しさスコアの変動性が制限されていたため、これらの相関的知見の解釈は限られています。対照群または比較群が存在しないことを考慮すると、これらの変化はサッカートレーニングがEFsの改善を生み出した証拠として解釈されるべきではありません。それらの関係は複雑に見え、認知、動機づけ、感情、文脈的要因を統合できる解釈モデルが必要です。

Angilletta et al., Children, 2026, doi:10.3390/children13091204. CC BY 4.0の下で公開: https://creativecommons.org/licenses/by/4.0/.