Allenamento mentale arcieri: meta-analisi Kim 2021

Una meta-analisi di diciassette studi coreani sull'allenamento delle abilità psicologiche negli arcieri, pubblicati fra il 1990 e il 2017, con 273 partecipanti in tutto.

L'effetto complessivo, nel modello a effetti casuali, è una g di Hedges di 0,469, con un intervallo di confidenza al 95% da 0,347 a 0,591; nel modello a effetti fissi è 0,427, da 0,364 a 0,491. La scala che gli autori stessi adottano chiama piccolo tutto quello che sta fra 0,2 e 0,5, quindi il risultato complessivo sta in cima alla fascia bassa: nella loro lettura per percentili, un arciere a metà del gruppo allenato si collocherebbe al 68esimo percentile di quello non allenato. L'eterogeneità fra gli studi era sostanziale, con una Q di 47,678 su 16 gradi di libertà, p sotto 0,001, e un indice I quadro del 66,4%.

Nei sottogruppi, l'effetto era più grande negli atleti di scuola media e superiore (0,666, da 0,508 a 0,823) che negli adulti (0,338, da 0,230 a 0,446), con Q uguale a 11,326 e p uguale a 0,001; più grande nei programmi oltre le dodici settimane (0,581) che in quelli sotto (0,393), con p uguale a 0,025; e più grande nelle tesi (0,746) che negli articoli di rivista (0,384), con p sotto 0,001.

Non hanno separato niente la frequenza (da una a due sedute 0,428, tre o più 0,637, p uguale a 0,161) né la durata della singola seduta (sotto i sessanta minuti 0,639, sopra 0,496, p uguale a 0,282). Il controllo del bias di pubblicazione con il metodo del taglia e riempi ha aggiunto tre studi e portato l'effetto complessivo da 0,469 a 0,398.

La ricerca ha coperto quattro banche dati coreane, il servizio informativo della ricerca accademica, Nuri Media, l'informazione accademica coreana e la fondazione nazionale della ricerca, per i lavori pubblicati fino al 2019, con parole chiave per tiro con l'arco, allenamento delle abilità psicologiche, definizione degli obiettivi, allenamento psicologico, rilassamento e routine. Dai 3467 risultati iniziali, la lettura di titoli e abstract e poi dei testi integrali ha portato a diciassette lavori: quattordici articoli di rivista e tre tesi, tutte di università statali coreane. Dove una tesi e un articolo riguardavano gli stessi dati è stato tenuto l'articolo.

Erano ammissibili gli studi su arcieri, con una verifica sperimentale dell'effetto di un intervento psicologico, con ansia, abilità psicologiche o prestazione come variabile dipendente, e con statistiche sufficienti a calcolare la dimensione dell'effetto. Due ricercatori hanno selezionato in modo indipendente e hanno risolto i disaccordi discutendo.

La codifica copriva quindici voci, dal tipo di allenamento alle ore per seduta; l'ha fatta il primo autore e poi l'ha rifatta confrontandola con la prima. Le dimensioni dell'effetto sono state calcolate come d di Cohen e convertite nella g di Hedges per correggere la sovrastima sui campioni piccoli, con il programma Comprehensive Meta-Analysis 2.0. Vista l'eterogeneità, la stima complessiva è stata fatta con il modello a effetti casuali, usando lo studio come unità di analisi per non trattare come indipendenti più esiti dello stesso lavoro. Il bias di pubblicazione è stato esaminato con il grafico a imbuto e con il taglia e riempi.

Gli studi inclusi sono piccoli: i campioni vanno da 8 a 40 partecipanti, con una mediana di 15, e otto dei diciassette hanno dodici persone o meno.

L'abstract non corrisponde ai risultati. Dice che gli atleti adulti avevano dimensioni dell'effetto più grandi, mentre la tabella e la discussione danno 0,338 per gli adulti contro 0,666 per gli studenti di scuola media e superiore, cioè il contrario. Questa scheda segue la tabella.

I conteggi dei sottogruppi non corrispondono né ai diciassette studi né fra loro. La tabella dichiara di contare studi, e poi riporta 67 e 36 per la divisione per livello, 99 e 26 per la durata, 26 e 34 per la frequenza, 28 e 45 per la durata della seduta e 100 e 25 per il tipo di pubblicazione: cinque totali diversi. Sono con ogni evidenza conteggi di dimensioni dell'effetto, non di studi, e questo annulla proprio l'indipendenza che la stima complessiva aveva avuto cura di preservare.

Anche quello che viene messo insieme è misto: ansia, questionari sulle abilità mentali e prestazione di tiro finiscono tutti in un numero solo, quindi lo 0,469 non dice che cosa l'allenamento psicologico faccia a un punteggio. Non c'è alcuna valutazione del rischio di distorsione degli studi inclusi, nessuna informazione sul mascheramento e nessuna distinzione fra disegni controllati e non controllati.

Non c'è niente di più recente del 2017, e la ricerca ha interrogato solo banche dati coreane: gli autori lo elencano come limite, insieme all'impossibilità di separare i tipi di allenamento, perché quasi tutti gli studi ne applicavano due o più contemporaneamente. Due delle diciassette righe della tabella portano lo stesso autore e lo stesso anno, Han 1998, con campioni diversi.

Infine, l'interpretazione del bias: gli autori leggono il fatto che le tesi diano un effetto più grande degli articoli come segno che non ci sia una distorsione eccessiva. È una lettura possibile, ma il taglia e riempi dello stesso articolo abbassa la stima complessiva di circa il 15%.

Per un arciere, il riassunto onesto è che in Corea, nell'arco di trent'anni, la preparazione mentale di vario tipo è stata seguita da miglioramenti piccoli in un insieme di punteggi d'ansia, questionari sulle abilità mentali e risultati di tiro, e che il miglioramento era più netto negli atleti giovani e nei programmi oltre i tre mesi.

Non dice quale tipo di lavoro mentale conti, perché gli studi ne applicavano quasi sempre diversi insieme e la revisione non ha potuto separarli: immaginazione, rilassamento, definizione degli obiettivi, routine e biofeedback stanno tutti dentro lo stesso numero. Non dice nemmeno quanta parte dello 0,469 sia punteggio e quanta sia questionario, e questa è la domanda che un arciere farebbe per prima.

Il dato sugli adulti merita una lettura prudente. La dimensione dell'effetto negli adulti è la metà di quella negli studenti, e gli autori la spiegano dicendo che gli atleti maturi hanno già acquisito queste abilità. È un'interpretazione di una differenza fra due gruppi di studi, non un risultato sugli adulti, e va con l'avvertenza degli autori stessi sulla variazione nel numero di casi fra i sottogruppi.

La durata, invece, è l'indicazione più solida che esce da qui, e il motivo per cui circola: oltre le dodici settimane l'effetto era più grande che sotto, e la frequenza delle sedute non ha cambiato niente. Se c'è una cosa che questi diciassette studi insieme suggeriscono, è che il tempo conta più del ritmo. Resta una suggestione da un confronto fra sottogruppi, non da uno studio costruito per rispondere a quella domanda.