کاراته یکی از پرطرفدارترین ورزش‌های رزمی در جهان است که مسابقات آن در دو بخش برگزار می‌شود: کومیته، که شامل مبارزه با حریف بر اساس مقررات و تماس کنترل‌شده است، و کاتا، که در آن ورزشکار مجموعه‌ای از وضعیت‌های بدنی، دفاع‌ها، ضربات و جابه‌جایی‌های از پیش تعیین‌شده را در برابر حریفان فرضی اجرا می‌کند و عملکرد او به‌صورت انفرادی داوری می‌شود (1). اجرای کاتا عمدتاً متکی بر دستگاه‌های انرژی بی‌هوازی بی‌لاکتیک و هوازی است، اما با وجود مدت‌زمان کوتاه اجرا، فشار قابل‌توجهی بر دستگاه قلبی‌تنفسی و سیستم عصبی‌عضلانی وارد می‌کند (1، 2). بررسی‌های مربوط به آسیب‌های ورزشی در مسابقات قهرمانی فدراسیون جهانی کاراته نشان داده‌اند که آسیب‌ها بیشتر در نواحی سر، اندام فوقانی و اندام تحتانی رخ می‌دهند (3). ازآنجاکه در کاتا تماس مستقیمی میان حریفان وجود ندارد، عملکرد ورزشکار تا حد زیادی به عوامل عصبی‌عضلانی، کنترل قامت و توجه وابسته است. داوران عملکرد کاتا را بر اساس معیارهایی مانند ثبات وضعیت‌های بدنی، اجرای صحیح فنون، کنترل جابه‌جایی‌ها، ریتم، زمان‌بندی، تنفس و هماهنگی کلی حرکات ارزیابی می‌کنند (4). داوری کاتا ماهیتی مقایسه‌ای دارد و اختلاف امتیازات معمولاً اندک است؛ بنابراین، حتی کاهش جزئی در دقت کنترل قامت می‌تواند به از دست رفتن امتیاز منجر شود. پژوهش‌ها نشان داده‌اند که ورزشکاران سطح بالای کاتا در مقایسه با ورزشکاران کومیته و افراد تمرین‌نکرده، کنترل قامت بهتری دارند (5)؛ بااین‌حال، این برتری در شرایط کنترل‌شده آزمایشگاهی مشاهده شده است. محیط مسابقه شرایط متفاوتی دارد؛ زیرا صدای تماشاگران، فعالیت‌های انجام‌شده در تاتامی‌های مجاور، راهنمایی مربیان از کنار زمین و نور فلاش دوربین‌ها می‌توانند توجه ورزشکار را به خود معطوف کنند.

پارادایم تکلیف دوگانه یکی از روش‌های شناخته‌شده برای سنجش عملکرد در چنین شرایطی است. هنگامی که یک تکلیف حرکتی و یک تکلیف شناختی به‌طور هم‌زمان اجرا می‌شوند و هر دو به منابع محدود توجه مرکزی نیاز دارند، ممکن است عملکرد در یکی از تکالیف یا هر دو کاهش یابد. میزان این کاهش که با عنوان هزینه تکلیف دوگانه شناخته می‌شود، شاخصی از تداخل شناختی‌حرکتی است (6، 7). هزینه تکلیف دوگانه تحت تأثیر عواملی مانند پیچیدگی بار شناختی، میزان خودکارشدگی مهارت حرکتی و نیازهای توجهی خود تکلیف کنترل قامت قرار دارد (6، 8). شواهد حاصل از مرورهای نظام‌مند نشان می‌دهند که اعمال هم‌زمان بار شناختی می‌تواند به کاهش حاد عملکرد حرکتی اختصاصی ورزش منجر شود و تمرین مکرر تکلیف دوگانه نیز ممکن است این افت عملکرد را کاهش دهد (9، 10). بااین‌حال، این روش عمدتاً در مطالعات مربوط به راه‌رفتن، سکوهای ارزیابی تعادل و ورزش‌های تیمی با مهارت‌های باز به کار گرفته شده است و مهارت‌های بسته در هنرهای رزمی که کیفیت اجرای حرکات در آن‌ها مبنای داوری است، همچنان کمتر مورد مطالعه قرار گرفته‌اند.

عضلات تنه نقش مهمی در عملکرد ورزشی دارند. عضلات مرکزی بدن بخش نزدیک به مرکز زنجیره حرکتی را تثبیت می‌کنند و توانایی آن‌ها در حفظ سختی نسبی بخش‌های مختلف بدن، بر کارایی انتقال نیرو میان بخش‌های بدن تأثیر می‌گذارد (11). استقامت عضلات تنه یکی از مؤلفه‌های مهم ثبات عملکردی است و مجموعه آزمون‌های میدانی ایزومتریک معرفی‌شده توسط مک‌گیل و همکاران، از روش‌های پرکاربرد برای ارزیابی این ویژگی محسوب می‌شود. برای این آزمون‌ها مقادیر هنجاری منتشر شده (12) و شواهدی درباره پایایی اندازه‌گیری آن‌ها نیز وجود دارد (13، 14). تمرین عضلات تنه می‌تواند به بهبودهایی با اندازه اثر کوچک تا متوسط در عملکرد اختصاصی ورزش منجر شود (15، 16). همچنین، یک مطالعه کنترل‌شده روی کاراته‌کاران نوجوان، بهبود تعادل، چابکی و قدرت را گزارش کرده است (17، 18). یافته‌های مشابهی در سایر هنرهای رزمی نیز گزارش شده است؛ به‌طوری‌که شش هفته تمرین ثبات مرکزی بدن موجب بهبود تعادل و عملکرد رقابتی در تکواندوکاران مرد شد (19). همچنین، تمرینات ثبات مرکزی در مقایسه با تمرینات ترامپولین، بهبود بیشتری در تعادل ایستا و پویا در ورزشکاران زن مبتلا به بی‌ثباتی مزمن مچ پا ایجاد کرد (20). این مطالعات نشان می‌دهند که تمرین عضلات تنه می‌تواند تعادل را در شرایط بدون تکلیف شناختی هم‌زمان بهبود بخشد؛ بااین‌حال، هیچ‌یک بررسی نکرده‌اند که آیا استقامت عضلات تنه با عملکرد ورزشکار هنگام تقسیم توجه میان دو تکلیف ارتباط دارد یا خیر.

در پژوهش حاضر، کاتای تایکیوکو شودان، نخستین کاتای سبک شوتوکان کاراته، به‌عنوان تکلیف حرکتی انتخاب شد. فوناکوشی این کاتا را به‌عنوان یک فرم آموزشی ساده‌شده تدوین کرد تا اصول بنیادی مکانیکی این سبک را در قالب حرکاتی پایه ارائه دهد (21). این کاتا شامل 20 حرکت است که در امتداد یک مسیر اجرای I‌شکل، موسوم به امبوسن، انجام می‌شوند و از یک نوع وضعیت پا، یک تکنیک دفاعی و یک تکنیک ضربه‌ای تشکیل شده‌اند. همچنین، اجرای آن شامل هشت تغییر جهت و دو کیای تعیین‌شده است (21، 22). این کاتا فاقد ضربات پا، پرش‌ها و تکنیک‌های پیشرفته دست است و امکان ارزیابی توانایی‌های موردنظر پژوهش حاضر، شامل حفظ کنترل تنه هنگام انتقال مکرر وزن، چرخش کنترل‌شده حول محور عمودی و زمان‌بندی تکرارپذیر حرکات بخش‌های مختلف بدن را فراهم می‌کند؛ درعین‌حال، پیچیدگی فنی مرتبط با کاتاهای پیشرفته را به حداقل می‌رساند. تایکیوکو شودان به‌عنوان یکی از کاتاهای پایه شوتوکان، یک تکلیف حرکتی نسبتاً استانداردشده فراهم می‌کند؛ هرچند میزان آشنایی ورزشکاران با آن ممکن است بر اساس سابقه تمرینی و سبک کاراته متفاوت باشد. تمرین کاراته به‌خودی‌خود نیازمند فعالیت‌های شناختی و عصبی قابل‌توجهی است و پژوهش‌ها نشان داده‌اند که کاراته‌کاران از کنترل توجه و عملکرد اجرایی بهتری برخوردارند (24–26). اجرای کاتا مستلزم بازیابی توالی حرکات از حافظه رویه‌ای، تنظیم مداوم کنترل قامت و مهار محرک‌های مزاحم است. مؤلفه اخیر با سازه‌ای ارتباط دارد که در آزمون رنگ–واژه استروپ ارزیابی می‌شود (27، 28).

بنابراین، همچنان یک خلأ پژوهشی مشخص وجود دارد. استقامت عضلات مرکزی بدن در ثبات قامت و انتقال نیرو نقش دارد و بار شناختی نیز می‌تواند عملکرد حرکتی را کاهش دهد؛ اما هنوز مشخص نشده است که آیا استقامت اولیه عضلات تنه با میزان افت عملکرد ورزشکار هنگام انحراف توجه ارتباط دارد یا خیر. هدف پژوهش حاضر تعیین ارتباط بین استقامت عضلات مرکزی بدن و عملکرد تکلیف دوگانه در ورزشکاران رقابتی کاتا بود. بدین منظور، استقامت ترکیبی عضلات تنه، کیفیت اجرای حرکات در شرایط تکلیف منفرد، تکلیف دوگانه شنیداری و تکلیف دوگانه دیداری و همچنین هزینه‌های حاصل از اجرای تکلیف دوگانه اندازه‌گیری شدند. ارتباط بین استقامت عضلات تنه و هزینه تکلیف دوگانه نیز پیش و پس از تعدیل اثر سن، سابقه تمرینی، شاخص توده بدنی و عملکرد شناختی بررسی شد. فرضیه پژوهش این بود که بین استقامت عضلات مرکزی بدن و هزینه تکلیف دوگانه ارتباط معکوسی وجود دارد و این ارتباط پس از تعدیل چندمتغیره نیز باقی می‌ماند.

این پژوهش از نوع تحلیلی مقطعی و تک‌مرکزی بود که در آن هر شرکت‌کننده طی یک جلسه ارزیابی شد. گزارش پژوهش مطابق با دستورالعمل STROBE تهیه شد (29). این مطالعه در سامانه ثبت کارآزمایی‌های بالینی هند با شناسه CTRI/2026/02/103742 ثبت شد. ثبت مطالعه پس از آغاز فرایند جذب شرکت‌کنندگان انجام گرفت و بنابراین از نوع ثبت گذشته‌نگر بود و ادعایی مبنی بر ثبت آینده‌نگر مطالعه وجود ندارد. معیارهای ورود، متغیرهای پیامد و برنامه تحلیل آماری در پروتکل مصوب کمیته اخلاق مؤسسه در تاریخ 5 ژانویه 2026، پیش از ارزیابی هر یک از شرکت‌کنندگان، تعیین شده بودند و پس از آن تغییری نکردند. اطلاعات ثبت‌شده در سامانه، این عناصر از پیش تعیین‌شده را به‌صورت گذشته‌نگر مستند می‌کنند و به‌منزله اثبات ثبت آینده‌نگر نیستند. هیچ تحلیل میان‌دوره‌ای انجام نشد و هیچ متغیر پیامدی پس از بررسی داده‌ها تعریف یا انتخاب نگردید. داده‌ها در باشگاه‌ها و دوجوهای کاراته وابسته در شهر بلاگاوی، ایالت کارناتاکا، هند، و بر روی سطح تمرینی معمول ورزشکاران جمع‌آوری شدند تا اعتبار بوم‌شناختی پژوهش حفظ شود. فضای اجرای آزمون‌ها نیز به‌صورت استاندارد و با حداقل فضای آزاد 4 × 4 متر در نظر گرفته شد. شرکت‌کنندگان واجد شرایط شامل ورزشکاران زن و مرد رقابتی کاتا در محدوده سنی 15 تا 35 سال بودند که حداقل دو سال سابقه تمرین مستمر کاتا، شرکت در دست‌کم دو رویداد مسابقاتی کاتا و توانایی اجرای کامل یک توالی حرکتی استاندارد متناسب با درجه خود را داشتند. معیارهای خروج شامل هرگونه آسیب اسکلتی‌عضلانی یا اختلال عصبی، دهلیزی یا تعادلی طی شش ماه گذشته؛ ابتلا به بیماری قلبی‌عروقی یا تنفسی که مانع فعالیت بدنی با شدت متوسط تا زیاد باشد؛ و اختلال بینایی یا شنوایی اصلاح‌ناپذیر بود. دید رنگی شرکت‌کنندگان با استفاده از صفحات ایشیهارا غربالگری شد؛ زیرا تشخیص طبیعی رنگ‌ها پیش‌نیاز اجرای تکلیف تداخل دیداری بود. نمونه‌گیری به روش غیراحتمالی در دسترس و از طریق مسئولان باشگاه‌ها و مربیان ارشد انجام شد. سطح رقابتی ورزشکاران بر اساس معیارهای ورود به پژوهش تعریف شد؛ یعنی حداقل دو سال تمرین مستمر کاتا و سابقه رقابت، همراه با شرکت در دست‌کم دو رویداد مسابقاتی کاتا. داشتن رتبه ملی یا بین‌المللی شرط ورود به مطالعه نبود و برای طبقه‌بندی نمونه نیز استفاده نشد. بنابراین، نمونه پژوهش شامل ورزشکارانی بود که به‌طور منظم در مسابقات سطح باشگاهی و منطقه‌ای شرکت می‌کردند. در هیچ بخشی از مقاله از عنوان «نخبه» برای توصیف این نمونه استفاده نشده و اصطلاح «ورزشکاران رقابتی کاتا» در سراسر مقاله به کار رفته است. دامنه سنی مشاهده‌شده در نمونه نهایی 15 تا 32 سال بود که در محدوده سنی 15 تا 35 سال تعیین‌شده برای ورود به مطالعه قرار داشت. حجم نمونه برای آزمون دوطرفه یک ضریب همبستگی پیرسون با استفاده از تبدیل z فیشر و بر اساس فرمول (n = [(Zα/2 + Zβ) / C]² + 3) برآورد شد که در آن C = 0.5 × ln[(1 + ρ) / (1 − ρ)] است. ضریب همبستگی مورد انتظار برابر با 0/31 در نظر گرفته شد که پیش از اجرای پژوهش، به‌عنوان ارتباطی با اندازه متوسط و در حدود مقادیر گزارش‌شده برای تمرینات عضلات تنه و عملکرد اختصاصی ورزش تعیین شده بود (15، 16). این مقدار از یک مطالعه پیشین مشخص استخراج نشد؛ زیرا هیچ پژوهش منتشرشده‌ای به‌طور مستقیم ارتباط بین استقامت عضلات تنه و عملکرد تکلیف دوگانه را بررسی نکرده بود. با در نظر گرفتن ضریب همبستگی مورد انتظار 0/31، سطح معناداری 0/05 (مقدار بحرانی 1/96) و توان آماری 90 درصد (مقدار بحرانی 1/2816)، حداقل حجم نمونه موردنیاز 106 نفر برآورد شد. حجم نمونه هدف 108 نفر تعیین شد تا امکان کنار گذاشتن داده‌های غیرقابل استفاده وجود داشته باشد. در نهایت، 108 نفر وارد تحلیل شدند و هیچ داده گمشده‌ای وجود نداشت. با حجم نمونه 108 نفر و سطح معناداری دوطرفه 0/05، کوچک‌ترین ضرایب همبستگی قابل شناسایی با توان آماری 80 و 90 درصد، به‌ترتیب قدر مطلق 0/27 و 0/31 بودند.

پیش از آغاز پژوهش، تأییدیه کمیته اخلاق دریافت شد و رضایت‌نامه آگاهانه کتبی از تمامی شرکت‌کنندگان اخذ گردید. برای شرکت‌کنندگان زیر سن قانونی، رضایت کتبی والدین همراه با موافقت آگاهانه کتبی خود فرد دریافت شد. همچنین، رضایت جداگانه‌ای برای فیلم‌برداری و انتشار داده‌ها به‌صورت ناشناس اخذ شد. تکلیف حرکتی استاندارد، کاتای تایکیوکو شودان بود که به دلیل حضور آن در برنامه آموزشی تمامی ورزشکاران شرکت‌کننده و نیز محدود بودن مجموعه تکنیک‌های آن انتخاب شد؛ ویژگی‌ای که امکان امتیازدهی به کیفیت حرکت را بدون تأثیر مخدوش‌کننده دشواری فنی فراهم می‌کرد. این کاتا شامل 20 حرکت شمارش‌شده در امتداد مسیر I‌شکل امبوسن است که از هشت اجرای گدان بارای و دوازده اجرای اوی‌زوکی در سطح میانی، همگی در وضعیت زنکوتسو داچی، تشکیل می‌شود. همچنین، شامل سه چرخش 90 درجه، سه چرخش محوری 180 درجه، دو چرخش 270 درجه و اجرای کیای در حرکات هشتم و شانزدهم است. ورزشکاران اجرا را از وضعیت یوی در حالت هاچیجی داچی آغاز کرده و با فرمان یامه به همان وضعیت بازمی‌گشتند. تنفس مطابق الگوی متداول شوتوکان انجام می‌شد؛ به‌طوری‌که در پایان هر تکنیک بازدم کنترل‌شده صورت می‌گرفت و از حبس نفس جلوگیری می‌شد. ترتیب اجرای سه شرایط آزمون با استفاده از طرح مربع لاتین تولیدشده به‌وسیله رایانه متوازن‌سازی شد تا اثرات ترتیب اجرا، یادگیری و خستگی کنترل شوند. کورسازی شرکت‌کنندگان نسبت به شرایط آزمون امکان‌پذیر نبود. تمامی اجراها به‌صورت فایل‌های ویدئویی ناشناس و دارای کد شناسایی ذخیره شدند و مطابق روش توضیح‌داده‌شده در زیربخش «کیفیت حرکت» امتیازدهی شدند. ترتیبات مربوط به کورسازی نیز در همان بخش تشریح شده است. هر جلسه با 10 دقیقه گرم‌کردن استاندارد آغاز شد. سپس اطلاعات جمعیت‌شناختی و آنتروپومتریک ثبت شدند؛ قد با دقت 0/1 سانتی‌متر و جرم بدن با دقت 0/1 کیلوگرم اندازه‌گیری شد. پس از آن، عملکرد پایه هر دو تکلیف شناختی در وضعیت نشسته و در شرایط تکلیف منفرد ارزیابی شد. در ادامه، چهار آزمون استقامت عضلات تنه با ترتیب ثابت و پنج دقیقه استراحت بین آزمون‌ها اجرا شدند. پس از 10 دقیقه بازیابی، ورزشکاران دو تکرار آشنایی با آزمون را با شدت زیر‌بیشینه و تقریباً معادل 70 درصد شدت مسابقه انجام دادند. سپس سه اجرای اصلی که مبنای امتیازدهی بودند، با فاصله سه دقیقه استراحت غیرفعال انجام شدند. مدت هر اجرا 30 تا 40 ثانیه و مدت کل جلسه 45 تا 60 دقیقه بود. اجراهای اصلی با حداکثر تلاش فنی و کیمه کامل انجام شدند و پس از هر اجرا، میزان تلاش ادراک‌شده با استفاده از مقیاس بورگ CR10 ثبت شد. جلسات آزمون روی تاتامی استاندارد و زیر نظر یک مربی دارای حداقل درجه دان سه و یک فیزیوتراپیست دارای تحصیلات تکمیلی در فیزیوتراپی ورزشی برگزار شدند. هر اجرای دارای توالی حرکتی ناتمام، تکلیف هم‌زمان رهاشده یا فیلم‌برداری نامناسب، پس از پنج دقیقه استراحت اضافی تکرار شد.

چهار حوزه پیامدی اندازه‌گیری شدند: استقامت عضلات مرکزی بدن، کیفیت حرکت، عملکرد تکلیف شناختی و هزینه تکلیف دوگانه. روش محاسبه هر یک در ادامه توضیح داده شده است.

استقامت عضلات قدامی، جانبی و خلفی تنه با استفاده از چهار آزمون نگه‌داری ایزومتریک برگرفته و تعدیل‌شده از پروتکل مک‌گیل ارزیابی شد. این آزمون‌ها شامل پلانک ساعد در وضعیت دمر، پلانک جانبی چپ و راست و آزمون اصلاح‌شده استقامت بازکننده‌های تنه بیرینگ–سورنسن بودند. هر وضعیت تا رسیدن به خستگی ارادی حفظ می‌شد. خستگی ارادی به‌صورت ناتوانی در حفظ راستای تعیین‌شده بدن، با وجود یک تذکر کلامی اصلاحی، تعریف شد و زمان‌سنجی در دومین انحراف از وضعیت صحیح متوقف می‌شد. آزمون‌ها با ترتیب ثابت و پنج دقیقه استراحت بین آن‌ها اجرا شدند و زمان هر آزمون بر حسب ثانیه ثبت شد. استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن برای هر ورزشکار از مجموع حسابی زمان چهار آزمون محاسبه شد (استقامت ترکیبی = زمان پلانک ساعد در وضعیت دمر + زمان آزمون اصلاح‌شده بیرینگ–سورنسن + زمان پلانک جانبی چپ + زمان پلانک جانبی راست). بنابراین، این شاخص شامل هیچ متغیر شناختی یا متغیر دیگری غیر از استقامت نبود. دامنه آن در نمونه پژوهش از 155 تا 350 ثانیه متغیر بود. این مجموعه آزمون‌ها به‌عنوان روش میدانی مرجع معرفی شده‌اند و دارای مقادیر هنجاری منتشرشده (12) و ضرایب همبستگی درون‌طبقه‌ای بین 0/93 تا 0/97 هستند (13، 14). مجموع بدون وزن‌دهی زمان آزمون‌ها، واحد اندازه‌گیری اصلی یعنی ثانیه را حفظ می‌کند و امکان مقایسه با مقادیر هنجاری را فراهم می‌سازد (12)؛ بااین‌حال، این روش موجب می‌شود آزمون استقامت بازکننده‌های تنه که مدت طولانی‌تری دارد، تأثیر نسبی بیشتری بر شاخص ترکیبی داشته باشد. بنابراین، شاخص ترکیبی دیگری بر اساس زمان‌های استانداردشده آزمون‌ها (نمرات z) نیز به‌عنوان تحلیل حساسیت بررسی شد که جزئیات آن در زیربخش «تحلیل‌های پایایی و حساسیت» ارائه شده است.

کیفیت حرکت با استفاده از فرم اصلاح‌شده امتیازدهی کیفیت حرکات کاراته (Modified Karate Movement Quality Scoring Sheet: MKMQS) ارزیابی شد. این ابزار مشاهده‌ای هفت‌گویه‌ای با اقتباس از چارچوب غربالگری شایستگی حرکتی و الگوهای منتشرشده تحلیل کاتا تدوین شده بود (4). گویه‌های آن شامل کنترل قامت، ثبات تعادل، هماهنگی، ریتم و زمان‌بندی، دقت تکنیک، ویژگی‌های توان و تمرکز و توجه بودند. هر گویه از صفر تا سه امتیاز داشت و مجموع امتیازها بین صفر تا 21 قرار می‌گرفت؛ به‌طوری‌که امتیاز بیشتر نشان‌دهنده کیفیت حرکت بهتر بود. هر هفت گویه با بازنویسی معیارهای امتیازدهی صفر تا سه، متناسب با وضعیت‌های بدنی، دفاع‌ها، ضربات و تغییر جهت‌های کاتای تایکیوکو شودان اصلاح شدند. هیچ‌یک از گویه‌ها معیارهای امتیازدهی اولیه خود را حفظ نکردند و جدول رسمی برای نشان‌دادن نحوه استخراج و تغییر تک‌تک گویه‌ها تهیه نشد. ابزار MKMQS به‌طور رسمی اعتبارسنجی نشده است. هیچ شواهدی درباره روایی ملاکی، سازه‌ای، همگرا یا واگرای آن وجود ندارد و پژوهش حاضر تنها ساختار درونی ابزار را بررسی کرده است. بنابراین، امتیازهای حاصل به‌عنوان شاخصی مقدماتی از کیفیت حرکات کاتا در نظر گرفته شدند. آمار توصیفی هر گویه در جدول تکمیلی S1 ارائه شده است. اجراها به‌طور هم‌زمان با دو دوربین از نماهای روبه‌رو و جانبی و با نرخ 60 فریم بر ثانیه ثبت شدند. پیش از آغاز امتیازدهی داده‌های پژوهش، دو ارزیاب دارای تحصیلات تکمیلی در فیزیوتراپی ورزشی و حداقل سه سال تجربه بالینی در تحلیل حرکت، دوره آموزشی استانداردی را درباره ابزار MKMQS گذراندند

جدول 1. آموزش و همسان‌سازی ارزیابان پیش از امتیازدهی مطالعه

نکته: MKMQS، فرم اصلاح‌شده امتیازدهی کیفیت حرکت در کاراته.

(جدول 1). سپس امتیازدهی توسط دو ارزیاب با تخصص‌های مکمل انجام شد: پژوهشگر اصلی که دارای تحصیلات تکمیلی در فیزیوتراپی ورزشی بود و حوزه تخصصی او کنترل قامت، تعادل، هماهنگی و زمان‌بندی حرکات بخش‌های بدن را شامل می‌شد؛ و یک مربی مستقل کاراته با حداقل درجه دان سه و گواهی معتبر مربیگری ملی که حوزه تخصصی او صحت فنی حرکات، کیمه، ویژگی‌های توان و اجرای اختصاصی کاتا بود. هر یک از 324 فیلم ضبط‌شده (108 ورزشکار × 3 شرایط) توسط هر دو ارزیاب مشاهده شد. ارزیابان معیارهای امتیازدهی را برای هر گویه به‌طور جداگانه اعمال کردند و در صورت وجود اختلاف‌نظر، درباره آن گفت‌وگو کردند تا در نهایت یک امتیاز توافقی برای هر گویه ثبت شود. ازآنجاکه ارزیابان بر اساس تخصص‌های متفاوت انتخاب شده بودند و به‌عنوان ارزیابان قابل جایگزینی در نظر گرفته نمی‌شدند، روش امتیازدهی توافقی این امکان را فراهم کرد که دیدگاه‌های تخصصی هر دو نفر در تعیین تمامی امتیازها مشارکت داشته باشد. امتیاز توافقی به‌عنوان واحد تحلیل در نظر گرفته شد.

ازآنجاکه فرایند امتیازدهی توافقی، امتیازهای موازی و مستقل ایجاد نمی‌کرد، مربی کاراته در مرحله بعد تمامی 324 فیلم را به‌تنهایی و بدون دسترسی به امتیازهای توافقی، داده‌های استقامت یا هویت شرکت‌کنندگان، مجدداً امتیازدهی کرد. میزان توافق بین امتیازهای توافقی و امتیازدهی مستقل با استفاده از ضرایب همبستگی درون‌طبقه‌ای مبتنی بر مدل اثرات تصادفی دوطرفه و توافق مطلق، برای امتیازدهی منفرد (A,1) ICC و امتیازدهی میانگین (A,k) ICC، همراه با فاصله اطمینان 95 درصد محاسبه شد. ازآنجاکه ارزیابی که امتیازدهی مجدد را انجام داد، پیش‌تر در تعیین امتیازهای توافقی مشارکت داشت، امکان یادآوری امتیازهای توافق‌شده را نمی‌توان رد کرد. بنابراین، ضرایب به‌دست‌آمده به‌عنوان حد بالای میزان توافقی در نظر گرفته شدند که یک ارزیاب کاملاً مستقل ممکن است به آن دست یابد. همچنین، امتیازهای مستقل به‌جای امتیازهای توافقی در تحلیل مجدد کامل داده‌ها استفاده شدند که جزئیات آن در زیربخش «تحلیل‌های پایایی و حساسیت» ارائه شده است. در خصوص کورسازی، فیلم‌ها به‌صورت فایل‌های ناشناس و دارای کد شناسایی، مانند V_001_A، V_001_B و V_001_C برای سه شرایط شرکت‌کننده شماره 001، و بدون اطلاعات مربوط به شرکت‌کننده، شرایط آزمون یا جلسه صادر شدند. بااین‌حال، این روش موجب پنهان‌ماندن شرایط تکلیف نمی‌شد؛ زیرا شرایط آزمون از طریق صدا و نمایش محرک‌ها در میدان دید دوربین قابل تشخیص بود. فیلم‌ها بی‌صدا یا برش داده نشدند؛ زیرا ریتم، زمان‌بندی، تنفس و ثبات قامت از گویه‌های مورد امتیازدهی بودند. بنابراین، هیچ‌یک از دو ارزیاب نسبت به شرایط آزمون کور نبودند. مربی کاراته در فرایند جذب شرکت‌کنندگان، اجرای آزمون‌ها یا مدیریت داده‌ها مشارکت نداشت و نسبت به هویت ورزشکاران، نتایج استقامت و ترتیب اجراها کور بود. پژوهشگر اصلی جلسات آزمون را اجرا می‌کرد و نسبت به هویت شرکت‌کنندگان یا نتایج استقامت کور نبود. تحلیلگر آماری نیز هنگام تحلیل داده‌ها نسبت به هویت شرکت‌کنندگان کور بود.

دو تکلیف شناختی استفاده شد که هر یک هم به‌عنوان تکلیف هم‌زمان هنگام اجرای کاتا و هم به‌عنوان آزمون پایه در وضعیت نشسته اجرا شدند. در هر دو شرایط تکلیف دوگانه، ارائه محرک‌ها با فرمان «هاجیمه» آغاز و با فرمان «یامه» پایان می‌یافت؛ بنابراین، ارائه محرک‌ها با تمام توالی حرکتی هم‌پوشانی داشت. در شرایط شنیداری، فهرستی از 30 واژه تک‌هجایی با ویژگی‌های آوایی خنثی که از پیش ضبط شده بود، از طریق بلندگویی در فاصله تقریبی یک متر در کنار فضای اجرا و در سطح زمین پخش می‌شد. واژه‌ها با آهنگ یک واژه در هر ثانیه ارائه می‌شدند؛ به‌طوری‌که فهرست تقریباً 30 ثانیه نخست اجرا را پوشش می‌داد. شدت صدای پخش پیش از آزمون در سطحی تنظیم شد که بالاتر از صدای محیط دوجو به‌وضوح شنیده شود و در طول آزمون ثابت باقی ماند؛ بااین‌حال، سطح فشار صوتی با استفاده از صداسنج کالیبره‌شده اندازه‌گیری و تأیید نشد. بنابراین، رمزگردانی اطلاعات هم‌زمان با اجرای کاتا انجام می‌شد، اما بازیابی اطلاعات با تأخیر صورت می‌گرفت؛ به‌طوری‌که یادآوری آزاد کلامی در 30 ثانیه بلافاصله پس از فرمان یامه درخواست می‌شد. این تکلیف در سراسر اجرای کاتا حافظه کاری را درگیر می‌کرد، اما نیازی به پاسخ‌دهی هم‌زمان نداشت. در شرایط دیداری، تقریباً 20 کارت استاندارد تداخل رنگ–واژه به‌ترتیب ارائه شدند که هر یک حدود دو ثانیه نمایش داده می‌شدند. کارت‌ها روی پایه‌ای ثابت در فاصله تقریبی 5/1 متر، مستقیماً مقابل جهت‌گیری اولیه ورزشکار قرار داشتند. ورزشکار هنگام اجرای کاتا باید رنگ جوهر هر کارت را با صدای بلند بیان می‌کرد؛ بنابراین، این شرایط مستلزم پاسخ‌دهی مداوم و هم‌زمان بود. ازآنجاکه پایه نمایش ثابت بود، هنگام چرخش ورزشکار به جهتی غیر از جهت شروع، نمایشگر از میدان دید او خارج می‌شد و با بازگشت به جهت اولیه دوباره در میدان دید قرار می‌گرفت. در نتیجه، مواجهه با محرک‌ها متناوب بود. اجرای این تکلیف با استفاده از کارت، با روش استاندارد اجرای پارادایم استروپ تفاوت داشت (28).

پیش از آزمون کاتا، هر ورزشکار آزمون پایه هر دو تکلیف شناختی را در وضعیت نشسته و استراحت‌کرده انجام داد. آزمون پایه شنیداری شامل یادآوری آزاد فهرستی از 30 واژه بود که امتیاز آن بر اساس تعداد واژه‌های صحیح یادآوری‌شده، در دامنه صفر تا 30، تعیین می‌شد. آزمون پایه دیداری شامل آزمون 45 ثانیه‌ای رنگ–واژه استروپ بود که امتیاز آن بر اساس تعداد رنگ‌های جوهر صحیح نام‌برده‌شده طی 45 ثانیه محاسبه می‌شد. این آزمون سقف امتیاز ثابتی نداشت و دامنه مشاهده‌شده آن بین 44 تا 77 بود. امتیازهای پایه به‌عنوان شاخص‌هایی از توانایی شناختی هر ورزشکار در نظر گرفته شدند و به‌عنوان متغیرهای هم‌پراش در تحلیل‌ها استفاده شدند. مقیاس امتیاز آزمون پایه استروپ با حدود 20 کارتی که هنگام اجرای کاتا ارائه می‌شدند، یکسان نبود. کارت‌های ارائه‌شده هنگام اجرای کاتا صرفاً برای ایجاد بار شناختی هم‌زمان استفاده شدند و آزمونی دارای امتیاز محسوب نمی‌شدند؛ درحالی‌که امتیاز پایه بر اساس تعداد پاسخ‌های صحیح ارائه‌شده طی 45 ثانیه آزمون در وضعیت نشسته محاسبه می‌شد. عملکرد شرکت‌کنندگان در تکالیف شناختی هم‌زمان هنگام اجرای کاتا قابل تحلیل نبود. اگرچه پس از اجرای کاتا در شرایط تکلیف دوگانه شنیداری، یادآوری آزاد درخواست شد، امتیازهای مربوط به آن برای تحلیل در دسترس نبودند. همچنین، پاسخ‌های ارائه‌شده هنگام اجرای کاتا در شرایط تکلیف دوگانه دیداری ثبت نشدند. بنابراین، هزینه تکلیف دوگانه در این پژوهش صرفاً هزینه حرکتی را نشان می‌دهد و امکان تأیید میزان مشارکت در تکالیف هم‌زمان و اولویت‌دهی به آن‌ها وجود نداشت. این موضوع در بخش محدودیت‌های پژوهش در قسمت بحث بررسی شده است.

هزینه تکلیف دوگانه مطابق روش پلامر و اِسکس (7)، به‌صورت کاهش نسبی کیفیت حرکت از شرایط تکلیف منفرد به شرایط تکلیف دوگانه تعریف شد. هزینه تکلیف دوگانه شنیداری بر حسب درصد از فرمول (هزینه تکلیف دوگانه شنیداری = [(امتیاز تکلیف منفرد − امتیاز تکلیف دوگانه شنیداری) ÷ امتیاز تکلیف منفرد] × 100) محاسبه شد. هزینه تکلیف دوگانه دیداری نیز به روش مشابه محاسبه شد و هزینه کلی تکلیف دوگانه برابر با میانگین هزینه‌های شنیداری و دیداری بود. مقادیر مثبت نشان‌دهنده افت عملکرد و مقادیر منفی نشان‌دهنده تسهیل عملکرد بودند. میانگین دو هزینه محاسبه شد؛ زیرا هر دو از یک پیامد حرکتی یکسان به دست آمده بودند، با ابزار یکسانی امتیازدهی می‌شدند و تنها از نظر نوع بار شناختی هم‌زمان تفاوت داشتند. بااین‌حال، هزینه‌های اختصاصی هر یک از دو نوع تکلیف به‌صورت جداگانه نیز گزارش شدند و همسانی درونی شاخص کلی در زیربخش «تحلیل‌های پایایی و حساسیت» ارائه شده است. مقادیر منفی که نشان‌دهنده امتیاز بالاتر در شرایط تکلیف دوگانه نسبت به تکلیف منفرد بودند، بدون حذف، محدودسازی به صفر یا تبدیل حفظ شدند.

تحلیل‌های آماری با استفاده از نرم‌افزار Python نسخه 3 و کتابخانه‌های pandas، NumPy، SciPy و statsmodels انجام شدند. سطح معناداری آماری برای آزمون‌های دوطرفه برابر با 05/0 تعیین شد. توزیع داده‌ها با استفاده از آزمون شاپیرو–ویلک و نمودارهای هیستوگرام بررسی شد. متغیرهای پیوسته به‌صورت میانگین ± انحراف معیار همراه با دامنه تغییرات و متغیرهای طبقه‌ای به‌صورت فراوانی و درصد گزارش شدند. تفاوت کیفیت حرکت بین شرایط مختلف با استفاده از آزمون t زوجی بررسی و نتایج آن با آزمون ناپارامتریک رتبه‌های علامت‌دار ویلکاکسون تأیید شد. نتایج همراه با فاصله اطمینان 95 درصد و اندازه اثر d کوهن گزارش شدند. اندازه اثر بر اساس مقادیر 0/20، 0/50، 0/80 و 1/20 به‌ترتیب به‌عنوان کوچک، متوسط، بزرگ و بسیار بزرگ تفسیر شد. ارتباط بین متغیرها با استفاده از ضرایب همبستگی پیرسون و فاصله اطمینان 95 درصد مبتنی بر تبدیل z فیشر محاسبه شد و با ضرایب همبستگی اسپیرمن نیز مورد بررسی قرار گرفت. شدت همبستگی بر اساس قدر مطلق ضرایب به‌صورت ناچیز (کمتر از 0/10)، ضعیف (0/10 تا 0/39)، متوسط (0/40 تا 0/69)، قوی (0/70 تا 0/89) و بسیار قوی (0/90 و بیشتر) طبقه‌بندی شد. استقلال ارتباط بین استقامت عضلات تنه و هزینه تکلیف دوگانه با استفاده از چهار مدل اکتشافی رگرسیون خطی چندگانه بررسی شد که در تمامی آن‌ها هزینه کلی تکلیف دوگانه متغیر وابسته بود. در مدل اول، تنها استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن وارد شد. در مدل دوم، استقامت ترکیبی همراه با سال‌های تمرین کاتا، سن، شاخص توده بدنی، امتیاز پایه یادآوری شنیداری و امتیاز پایه استروپ وارد مدل شدند. مدل سوم شامل متغیرهای مدل دوم به‌اضافه جنسیت بود. در مدل چهارم، استقامت ترکیبی همراه با سال‌های تمرین کاتا، سن، امتیاز پایه یادآوری شنیداری، امتیاز پایه استروپ، جنسیت، قد و جرم بدن وارد شد. در این مدل، قد و جرم بدن جایگزین شاخص توده بدنی شدند تا ابعاد بدن به‌صورت متغیرهای مستقل وارد تحلیل شوند. مفروضه‌های مدل‌های رگرسیونی با استفاده از عامل تورم واریانس، آماره دوربین–واتسون، آزمون جارک–برا و فاصله کوک بررسی شدند. در تحلیل‌های حساسیت، همبستگی اصلی با استفاده از شاخص ترکیبی زمان‌های استانداردشده آزمون‌های استقامت (نمرات z)، به‌صورت جداگانه در مردان و زنان، در ورزشکاران 18 سال و بالاتر، پس از حذف موارد دارای تأثیرگذاری زیاد بر مدل (فاصله کوک بزرگ‌تر از n/4) و با جایگزینی امتیازدهی مستقل به‌جای امتیازهای توافقی، مجدداً محاسبه شد. همچنین، مدل دوم با استفاده از خطاهای استاندارد مقاوم به ناهمسانی واریانس از نوع HC3 دوباره برازش شد. همسانی درونی ابزار MKMQS با استفاده از آلفای کرونباخ ارزیابی شد و مقادیر 0/70 و بالاتر به‌عنوان قابل قبول در نظر گرفته شدند. کفایت داده‌ها برای تحلیل عاملی با استفاده از شاخص کایزر–مایر–اولکین و آزمون بارتلت و ساختار ابعادی ابزار با استفاده از تحلیل مؤلفه‌های اصلی بررسی شد. همسانی شاخص کلی هزینه تکلیف دوگانه که از دو مؤلفه شنیداری و دیداری تشکیل شده بود، با استفاده از ضریب همبستگی اصلاح‌شده اسپیرمن–براون بین هزینه‌های شنیداری و دیداری محاسبه شد. مجموعه داده‌ها کامل بود؛ بنابراین، نیازی به جایگذاری داده‌های گمشده وجود نداشت. کد تحلیل آماری که امکان بازتولید تمامی آماره‌های گزارش‌شده را فراهم می‌کند، در فایل داده تکمیلی شماره 2 ارائه شده است.

تمامی 108 ورزشکار (55 مرد و 53 زن) ارزیابی شدند و داده‌های آن‌ها در تحلیل نهایی مورد استفاده قرار گرفت. هیچ‌یک از شرکت‌کنندگان از مطالعه خارج نشدند و هیچ داده گمشده‌ای وجود نداشت. ویژگی‌های شرکت‌کنندگان، زمان‌های استقامت عضلات و امتیازهای پایه آزمون‌های شناختی در جدول 2 ارائه شده‌اند. مردان و زنان از نظر قد و جرم بدن تفاوت معناداری داشتند (در هر دو مورد، 0/001>p)، اما از نظر سن، سابقه تمرینی، هیچ‌یک از شاخص‌های استقامت عضلات و امتیازهای پایه دو آزمون شناختی تفاوت معناداری مشاهده نشد. میانگین استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن برابر با 234/37 ± 38/65 ثانیه بود (دامنه: 155 تا 350 ثانیه؛ شکل 1).

کیفیت حرکت در شرایط تکلیف منفرد بیشترین مقدار را داشت و در هر دو شرایط تکلیف دوگانه کاهش یافت (جدول 3؛ شکل 2). امتیاز کیفیت حرکت در شرایط تکلیف منفرد، 2/56 امتیاز بیشتر از شرایط تکلیف دوگانه شنیداری (1/39=d) و 3/53 امتیاز بیشتر از شرایط تکلیف دوگانه دیداری (1/84=d) بود. همچنین، بار شناختی دیداری در مقایسه با بار شناختی شنیداری اختلال بیشتری در عملکرد ایجاد کرد (اختلاف: 0/96 امتیاز؛ فاصله اطمینان 95 درصد: 0/61 تا 1/32 برابر 5/37، p < 0.001; d = 0.52). میانگین هزینه کلی تکلیف دوگانه برابر با 17/56 ± 8/75 درصد بود. در هر یک از شاخص‌های هزینه تکلیف دوگانه، سه ورزشکار مقادیر منفی داشتند (بیشترین مقدار منفی هزینه کلی برابر با 3/58− درصد بود). افزایش امتیاز متناظر با این مقادیر، در شرایط بار شناختی شنیداری حداکثر دو امتیاز و در شرایط بار شناختی دیداری حداکثر یک امتیاز بود. همچنین، هشت ورزشکار (7/4 درصد) در شرایط تکلیف منفرد، حداکثر امتیاز ممکن یعنی 21 امتیاز را کسب کردند.

استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن در تمامی شرایط با کیفیت حرکت همبستگی مثبت داشت. شدت این ارتباط در شرایط تکلیف دوگانه شنیداری (0/504=r) و دیداری (0/486=r) بیشتر از شرایط تکلیف منفرد (0/305=r) بود. همچنین، استقامت ترکیبی با هر سه شاخص هزینه تکلیف دوگانه همبستگی معکوس داشت (جدول 4). ارتباط اصلی پژوهش، یعنی ارتباط بین استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن و هزینه کلی تکلیف دوگانه، برابر با (0/413-=r) بود (فاصله اطمینان 95 درصد: 0/558− تا 0/243−؛ 0/001=p؛ ضریب همبستگی اسپیرمن ρ = −0.379, p < 0.001). بنابراین، 17/1 درصد از واریانس بین‌ورزشکاری هزینه کلی تکلیف دوگانه با استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن مشترک بود (شکل 3). در میان آزمون‌های استقامت منفرد، پلانک ساعد در وضعیت دمر قوی‌ترین ارتباط را با هزینه کلی تکلیف دوگانه نشان داد (0/463=r)، درحالی‌که پلانک‌های جانبی ضعیف‌ترین ارتباط را داشتند (سمت چپ: 0/245-=r؛ سمت راست: 0/254-=r).

جدول 2. ویژگی‌های شرکت‌کنندگان، زمان‌های استقامت و نمرات شناختی پایه (108 نفر)

نکته: مقادیر به‌صورت میانگین ± انحراف معیار و دامنه برای کل نمونه گزارش شده‌اند. شاخص استقامت ترکیبی، مجموع زمان نگه‌داشتن چهار وضعیت است. مقادیر p از آزمون t ولچ برای مقایسه مردان و زنان به دست آمده‌اند.

شکل 1. توزیع استقامت ترکیبی عضلات مرکزی تنه (مجموع زمان نگه‌داشتن وضعیت در چهار آزمون) در شرکت‌کنندگان مطالعه (108 نفر)؛ میانگین 234/4 ثانیه، انحراف معیار 38/7 ثانیه و دامنه 155 تا 350 ثانیه. ارتفاع ستون‌ها نشان‌دهنده تعداد ورزشکاران در بازه‌های 15 ثانیه‌ای است.

جدول 3. کیفیت حرکت و هزینه تکلیف دوگانه در شرایط مختلف (108 نفر)

در مدل تعدیل‌نشده (مدل 1)، استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن 17/1 درصد از واریانس هزینه کلی تکلیف دوگانه را تبیین کرد (R² تعدیل‌شده 0/163؛ ضریب رگرسیون به‌ازای هر ثانیه 0/094-=B؛ فاصله اطمینان 95 درصد: 0/133− تا 0/054-). در مدل اصلی تعدیل‌شده (مدل 2؛ جدول 5)، نتایج برابر با (6/24= (101، 6) F؛ p < 0.001, R² = 0.270 و 0/227= R² تعدیل‌شده بود. در این مدل، استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن همچنان ارتباط مستقلی با هزینه کلی تکلیف دوگانه داشت (0/095-=B، شکل 2. کیفیت حرکت کاتا (دامنه امتیاز 0 تا 21) در شرایط تکلیف منفرد، تکلیف دوگانه شنیداری و تکلیف دوگانه دیداری (108 نفر). نقاط نشان‌دهنده داده‌های هر ورزشکار هستند که برای افزایش وضوح نمایش، اندکی در راستای افقی جابه‌جا شده‌اند. نمادهای لوزی همراه با میله‌های خطا، میانگین ± انحراف معیار را نشان می‌دهند. همچنین، مقادیر درج‌شده در بالای هر وضعیت بیانگر میانگین ± انحراف معیار همان وضعیت هستند.

جدول 4. همبستگی‌های پیرسون بین شاخص‌های استقامت با کیفیت حرکت و هزینه تکلیف دوگانه (108 نفر)

نکته: علامت *: 0/05>p، علامت **: 0/01>p، علامت ***: 0/001>p، ماتریس کامل همبستگی‌ها در جدول تکمیلی S2 ارائه شده است.

فاصله اطمینان 95 درصد: 0/136− تا 0/053−، 0/419-=β، 0/001>p). به‌عبارت‌دیگر، هر 10 ثانیه افزایش در استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن با کاهش 0/59 واحد درصدی هزینه کلی تکلیف دوگانه همراه بود. عملکرد پایه در آزمون استروپ نیز ارتباط مستقلی با هزینه کلی تکلیف دوگانه داشت (0/325-=B، فاصله اطمینان 95 درصد: 0/598− تا 0/053−، 0/251-=β، 0/020>p). در مقابل، سن، سال‌های سابقه تمرین، شاخص توده بدنی و عملکرد پایه در آزمون یادآوری شنیداری ارتباط معناداری با هزینه کلی تکلیف دوگانه نداشتند (در تمامی موارد، 0/068<p). افزودن جنسیت به مدل (مدل 3) و جایگزینی شاخص توده بدنی با جنسیت، قد و جرم بدن (مدل 4) این یافته‌ها را تغییر نداد. ضریب رگرسیون استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن در این دو مدل به‌ترتیب برابر با 0/096 (0/001>p) و 0/078− (فاصله اطمینان 95 درصد: 0/130− تا 0/043−؛ 0/001>p) بود. همچنین، جنسیت در هیچ‌یک از دو مدل با هزینه تکلیف دوگانه ارتباط معناداری نداشت (به‌ترتیب، 0/556=p و 0/133=p). مقادیر عامل تورم واریانس در تمامی مدل‌ها کمتر از 2/7 بود. نتایج کامل هر چهار مدل در جدول تکمیلی S3 ارائه شده‌اند.

میزان توافق بین امتیازهای توافقی و امتیازدهی مجدد مستقل برای امتیاز کل در تمامی شرایط خوب بود. ضریب همبستگی درون‌طبقه‌ای برای امتیازدهی منفرد در شرایط تکلیف منفرد برابر با 0/874= (A,1) ICC فاصله اطمینان 95 درصد: 0/805 تا 0/917)، در شرایط تکلیف دوگانه شنیداری برابر با 0/888 (0/841 تا 0/922) و در شرایط تکلیف دوگانه دیداری برابر با 0/837 (0/768 تا 0/886) بود. ضریب تجمیعی برای تمامی 324 مشاهده برابر با 0/900 (0/875 تا 0/920) به دست آمد. ضرایب مربوط به گویه‌های منفرد کمتر بودند و در دامنه 0/547 تا 0/803 قرار داشتند (جدول تکمیلی S1).

هنگامی که امتیازهای مستقل جایگزین امتیازهای توافقی شدند، کیفیت حرکت بار دیگر از 16/87 ± 2/20 در شرایط تکلیف منفرد به 14/61 ± 2/56 در شرایط تکلیف دوگانه شنیداری و 13/40 ± 2/73 در شرایط تکلیف دوگانه دیداری کاهش یافت. در این تحلیل نیز بار شناختی دیداری اختلال بیشتری ایجاد کرد (0/53=d)، همچنین، استقامت ترکیبی عضلات مرکزی بدن همچنان با هزینه کلی تکلیف دوگانه ارتباط معکوس داشت (0/001>p، 0/327-=r؛ ضریب رگرسیون مدل 2، 0/097-=B، فاصله اطمینان 95 درصد: 0/154− تا 0/039−؛ 0/332-=β، 0/001=p؛ 0/116= R² تعدیل‌شده). شدت این ارتباط بر اساس امتیازدهی مستقل (0/413-=r) کمتر از امتیازدهی توافقی بود. در سایر موارد، ارتباط اصلی پژوهش نسبت به انتخاب‌های تحلیلی بررسی‌شده حساسیت قابل‌توجهی نشان نداد (جدول 6).

همسانی درونی ابزار هفت‌گویه‌ای MKMQS در تمامی شرایط در سطح قابل قبول تا خوب قرار داشت. مقدار آلفای کرونباخ در شرایط تکلیف منفرد برابر با 0/746، در شرایط تکلیف دوگانه شنیداری برابر با 0/827 و در شرایط تکلیف دوگانه دیداری برابر با 0/808 بود. همچنین، مقدار آلفای کرونباخ تجمیعی برای 21 گویه برابر با 0/910 به دست آمد. مجموعه گویه‌ها برای تحلیل ابعادی مناسب بود (شاخص کایزر–مایر–اولکین: 0/873؛ 834/65= (210) χ² در آزمون بارتلت؛ 0/001>p. مؤلفه اول غالب، 36/2 درصد از واریانس استانداردشده را تبیین کرد و تمامی گویه‌ها دارای بار عاملی مثبت در دامنه 0/473 تا 0/749 بودند. این مقادیر صرفاً ساختار درونی ابزار را توصیف می‌کنند و شواهدی مبنی بر روایی سازه محسوب نمی‌شوند. هزینه‌های تکلیف دوگانه شنیداری و دیداری همبستگی برابر با 0/420=r داشتند که مقدار اصلاح‌شده اسپیرمن–براون برای شاخص هزینه کلی تکلیف دوگانه را برابر با 0/591 به دست داد.

پژوهش حاضر با هدف بررسی این موضوع انجام شد که آیا استقامت عضلات مرکزی بدن با میزان کاهش کیفیت اجرای حرکات کاتا هنگام تقسیم توجه ارتباط دارد یا خیر. دو یافته اصلی به دست آمد. نخست، اعمال هم‌زمان بار شناختی تقریباً در تمامی ورزشکاران موجب کاهش کیفیت اجرای حرکات کاتای تایکیوکو شودان شد و بار شناختی دیداری در مقایسه با بار شناختی شنیداری اختلال بیشتری ایجاد کرد. دوم، ورزشکارانی که استقامت ترکیبی عضلات تنه کمتری داشتند، هنگام اعمال بار شناختی کاهش نسبی بیشتری در کیفیت اجرای حرکات نشان دادند. این ارتباط از شدت متوسط برخوردار بود، در شرایط تکلیف دوگانه نسبت به تکلیف منفرد قوی‌تر بود و پس از تعدیل اثر سن، سابقه تمرینی، ابعاد بدن، جنسیت و عملکرد شناختی پایه نیز باقی ماند. عملکرد پایه در آزمون استروپ نیز ارتباط مستقلی با هزینه تکلیف دوگانه داشت؛ درحالی‌که یادآوری شنیداری پایه، سن و سال‌های سابقه تمرین چنین ارتباطی نشان ندادند.

شکل 3. ارتباط بین استقامت ترکیبی عضلات مرکزی تنه و هزینه کلی تکلیف دوگانه، همراه با خط رگرسیون حداقل مربعات (خط پیوسته) و حدود اطمینان 95 درصد آن (خطوط خط‌چین) در 108 ورزشکار. مقادیر مثبت هزینه تکلیف دوگانه نشان‌دهنده کاهش کیفیت حرکت در شرایط اجرای تکلیف دوگانه هستند.

جدول 5. مدل‌های رگرسیون خطی چندگانه برای هزینه کلی تکلیف دوگانه (108 نفر)

نکته: B ضریب غیراستانداردشده (بر حسب واحد درصد هزینه کلی تکلیف دوگانه به‌ازای هر واحد افزایش در پیش‌بین) همراه با فاصله اطمینان 95٪ آن است؛ علامت «–» نشان می‌دهد که پیش‌بین در مدل وارد نشده است/ مدل 1: فقط استقامت ترکیبی؛ مدل 2: مدل تعدیل‌شده اصلی؛ مدل 3: مدل 2 به‌علاوه جنسیت؛ مدل 4: جنسیت، قد و توده بدن به‌جای شاخص توده بدنی وارد شده‌اند/ خطاهای استاندارد، ضرایب استانداردشده، آماره‌های t و شاخص‌های تشخیصی در جدول تکمیلی S3 گزارش شده‌اند.

جدول 6. تحلیل‌های حساسیت ارتباط بین استقامت ترکیبی عضلات مرکزی و هزینه کلی تکلیف دوگانه

نکته: ضریب مدل 2، ضریب رگرسیون غیراستاندارد B برای استقامت ترکیبی (واحد درصد از هزینه کلی تکلیف دوگانه به‌ازای هر ثانیه) در مدل تعدیل‌شده اصلی است. HC3: خطاهای استاندارد مقاوم در برابر ناهمسانی واریانس؛ Cook’s D: فاصله کوک.

کاهش کیفیت اجرای حرکات در شرایط اعمال بار شناختی هم‌زمان با دیدگاه‌های مبتنی بر تقسیم ظرفیت منابع توجه سازگار است. بر اساس این دیدگاه‌ها، تکلیف ثانویه برای استفاده از منابع توجهی موردنیاز تنظیم قامت و حرکت با تکلیف اصلی رقابت می‌کند (6، 7). این یافته همچنین با نتایج مرورهایی همخوانی دارد که کاهش حاد عملکرد حرکتی اختصاصی ورزش تحت بار شناختی و افزایش هزینه تکلیف دوگانه با پیچیده‌ترشدن تکلیف شناختی را گزارش کرده‌اند (8–10). بخش عمده این شواهد از مطالعات مربوط به راه‌رفتن، سکوهای ارزیابی تعادل و ورزش‌های تیمی با مهارت‌های باز به دست آمده است. یافته پژوهش حاضر نشان می‌دهد که حتی یک مهارت بسته و مبتنی بر داوری زیبایی و کیفیت حرکت، که اجرای آن در ورزشکاران به سطح خودکارشدگی رسیده است، همچنان نسبت به تقسیم توجه حساس است؛ هرچند احتمالاً اندازه هزینه تکلیف دوگانه به ویژگی‌های این کاتای ساده‌شده و تکالیف مورد استفاده در پژوهش وابسته است. برای تبیین هزینه بیشتر تکلیف دوگانه در شرایط بار شناختی دیداری، دو تفسیر امکان‌پذیر است که طراحی پژوهش حاضر نمی‌تواند آن‌ها را از یکدیگر تفکیک کند. بر اساس تفسیر نخست که ماهیتی ساختاری دارد، جهت‌گیری بدن در اجرای کاتا، دقت جهت حرکت هنگام تغییر مسیر و تثبیت نگاه به پردازش دیداری‌فضایی وابسته‌اند. بنابراین، یک تکلیف دیداری در مقایسه با تکلیف شنیداری کلامی، به‌طور مستقیم‌تری با این فرایندها تداخل ایجاد می‌کند. علاوه‌براین، پارادایم استروپ مستلزم مهار پاسخ غالب و خودکار خواندن واژه است (28). بر اساس تفسیر دوم که به ویژگی‌های اجرایی تکالیف مربوط می‌شود، شرایط دیداری نیازمند پاسخ‌دهی کلامی مداوم بود و نمایشگر محرک‌ها هنگام چرخش ورزشکار از میدان دید خارج می‌شد؛ درحالی‌که در شرایط شنیداری، تا پایان اجرای کاتا نیازی به پاسخ‌دهی وجود نداشت. بنابراین، پیش از تعمیم این نتیجه که بار شناختی دیداری اختلال بیشتری نسبت به بار شناختی شنیداری ایجاد می‌کند، انجام مطالعاتی ضروری است که الزامات پاسخ‌دهی را در تکالیف دارای محرک‌های مختلف یکسان‌سازی کنند.

استقامت کمتر عضلات تنه با هزینه بیشتر تکلیف دوگانه همراه بود. یکی از تفسیرهای احتمالی این یافته که با نظریه‌های کنترل قامت سازگار است، آن است که استقامت بیشتر عضلات تنه، که بخش نزدیک به مرکز زنجیره حرکتی را تثبیت می‌کنند و در تنظیم سختی نسبی بخش‌های بدن نقش دارند (11)، ممکن است منابع توجهی موردنیاز ورزشکار برای حفظ قامت را کاهش دهد و در نتیجه منابع بیشتری برای انجام تکلیف هم‌زمان در دسترس قرار گیرد (6). بر اساس این تفسیر، ورزشکارانی که استقامت کمتری دارند، از ظرفیت توجهی ذخیره کمتری برخوردار خواهند بود. الگوی مشاهده‌شده در شرایط مختلف با این دیدگاه سازگار است؛ زیرا ارتباط استقامت عضلات تنه با کیفیت حرکت در شرایط بدون تکلیف هم‌زمان ضعیف بود، اما این ارتباط در شرایط اعمال بار شناختی شدت بیشتری داشت. بااین‌حال، این تفسیر همچنان در حد یک فرضیه باقی می‌ماند؛ زیرا داده‌های پژوهش حاضر نمی‌توانند نشان دهند که استقامت عضلات تنه تعیین‌کننده میزان نیاز توجهی برای کنترل قامت است. مقایسه یافته‌های حاضر با پژوهش‌های پیشین باید با احتیاط انجام شود. مطالعات کنترل‌شده روی کاراته‌کاران نوجوان، تکواندوکاران و ورزشکاران مبتلا به بی‌ثباتی مزمن مچ پا نشان داده‌اند که تمرین عضلات تنه می‌تواند تعادل و عملکرد اختصاصی ورزش را بهبود بخشد (15–17، 19، 20). این مطالعات مداخلات تمرینی را در جمعیت‌های متفاوت بررسی کرده‌اند و پیامدهای آن‌ها شامل تعادل یا آمادگی جسمانی بوده است که بدون اجرای هم‌زمان تکلیف شناختی اندازه‌گیری شده‌اند. در مقابل، پژوهش حاضر از نوع مقطعی بود، روی ورزشکارانی انجام شد که پیش‌تر در مسابقات شرکت می‌کردند و متغیر پیامد آن تغییر کیفیت اجرای کاتا بر اساس امتیازدهی مشاهده‌ای هنگام اعمال بار شناختی بود. بنابراین، این مطالعات از نظر نشان‌دادن ارتباط بین ظرفیت عضلات تنه و عملکرد مرتبط با تعادل با یکدیگر همخوانی دارند؛ اما هیچ‌یک از آن‌ها، از جمله پژوهش حاضر، بررسی نکرده‌اند که آیا تمرین استقامت عضلات تنه می‌تواند عملکرد را در شرایط تقسیم توجه تغییر دهد یا خیر.

در میان چهار آزمون استقامت، آزمون پلانک ساعد در وضعیت دمر قوی‌ترین همبستگی را با هزینه تکلیف دوگانه نشان داد و شدت این ارتباط حتی از شاخص استقامت ترکیبی بیشتر بود. در مقابل، آزمون‌های پلانک جانبی ضعیف‌ترین همبستگی را داشتند. این مقایسه‌ها ماهیتی اکتشافی داشتند و اصلاح آماری برای آزمون‌های چندگانه روی آن‌ها اعمال نشده بود؛ بنابراین، نباید از این یافته‌ها برای معرفی یک آزمون به‌عنوان آزمون برتر یا ترجیحی استفاده کرد.

چندین تبیین جایگزین نیز وجود دارد که نمی‌توان آن‌ها را رد کرد. ورزشکارانی که استقامت بیشتری داشتند، ممکن است هنگام اجرای کاتا فشار فیزیولوژیکی کمتری را تجربه کرده باشند؛ در نتیجه، بخشی از هزینه تکلیف دوگانه می‌تواند بازتاب فشار ناشی از فعالیت بدنی باشد، نه صرفاً نیازهای توجهی. همچنین، استقامت عضلات تنه ممکن است نشانگری از آمادگی جسمانی عمومی، کیفیت تمرین یا انگیزش باشد؛ عواملی که صرفاً با اندازه‌گیری سال‌های سابقه تمرین به‌طور کامل کنترل نمی‌شوند. افزون‌براین، پژوهشگر اصلی که در تعیین امتیازهای توافقی مشارکت داشت، نسبت به نتایج استقامت عضلات تنه کور نبود. بنابراین، انتظار ذهنی ارزیاب ممکن است موجب تقویت ارتباط مشاهده‌شده شده باشد. ارتباط ضعیف‌تر، اما همچنان معنادار، در امتیازدهی مستقل با این احتمال، با خطای اندازه‌گیری ناشی از امتیازدهی یک ارزیاب منفرد یا با ترکیبی از هر دو تبیین سازگار است. توانایی شناختی پایه نیز با هزینه تکلیف دوگانه ارتباط داشت. ورزشکارانی که امتیاز بالاتری در آزمون پایه استروپ کسب کردند، مستقل از استقامت عضلات تنه، کاهش نسبی کمتری در کیفیت اجرای حرکات نشان دادند؛ درحالی‌که یادآوری شنیداری پایه ارتباط مستقلی با هزینه تکلیف دوگانه نداشت. این یافته با دیدگاهی سازگار است که بر نقش ظرفیت مهاری و توجهی در عملکرد تکلیف دوگانه تأکید دارد (7، 28) و همچنین با گزارش‌هایی درباره کنترل توجه بهتر در کاراته‌کاران همخوانی دارد (24–26). بااین‌حال، این یافته بخشی از فرضیه‌های از پیش تعیین‌شده پژوهش نبود و آزمون پایه نیز در وضعیت نشسته و استراحت انجام شده بود؛ بنابراین، باید به‌عنوان یافته‌ای اکتشافی تفسیر شود. این نتیجه نشان می‌دهد که استقامت عضلات تنه و توانایی شناختی، دو متغیر متمایز مرتبط با هزینه تکلیف دوگانه هستند و مدل‌هایی که توانایی شناختی را در نظر نمی‌گیرند، ممکن است سهم استقامت عضلات تنه را بیش‌ازحد برآورد کنند.

پژوهش حاضر دارای چندین محدودیت است. متغیر پیامد اصلی با استفاده از ابزاری امتیازدهی شد که اعتبارسنجی رسمی نشده است و همسانی درونی آن به‌تنهایی نشان نمی‌دهد که این ابزار کیفیت حرکت را مطابق تعریف داوران یا متخصصان بیومکانیک اندازه‌گیری می‌کند. هیچ‌یک از دو ارزیاب نسبت به شرایط تکلیف کور نبودند؛ بنابراین، انتظار ذهنی ارزیابان ممکن است موجب افزایش برآورد هزینه‌های تکلیف دوگانه شده باشد و نمی‌توان اندازه اثر شرایط مختلف را از سوگیری احتمالی ناشی از این موضوع تفکیک کرد. پژوهشگر اصلی که در تعیین تمامی امتیازهای توافقی مشارکت داشت، نسبت به هویت ورزشکاران یا نتایج استقامت آن‌ها کور نبود. امتیازدهی مجدد مستقل توسط مربی کاراته که نسبت به هویت ورزشکاران و نتایج استقامت کور بود، تنها تا حدی این محدودیت را برطرف می‌کند؛ زیرا مربی نیز پیش‌تر در امتیازدهی توافقی مشارکت داشت. بنابراین، ضرایب توافق به‌دست‌آمده را باید حد بالای میزان توافق در نظر گرفت. افزون‌براین، میزان توافق در سطح برخی گویه‌ها تنها متوسط بود. هشت ورزشکار در شرایط تکلیف منفرد به حداکثر امتیاز ممکن دست یافتند که موجب محدودشدن انتهای بالایی توزیع امتیازهای این شرایط شد. پیش از اتکا به برآوردهای حاصل از این ابزار، اعتبارسنجی آن در مقایسه با امتیازهای هیئت متخصصان یا امتیازهای مسابقات، همراه با امتیازدهی کور نسبت به شرایط تکلیف، ضروری است.

دو شرایط تکلیف دوگانه نیز از نظر ساختاری معادل نبودند. تکلیف شنیداری هنگام اجرای کاتا به پاسخ‌دهی نیاز نداشت، درحالی‌که تکلیف دیداری مستلزم نام‌بردن مداوم رنگ‌ها بود. همچنین، نمایشگر کارت‌ها هنگام چرخش ورزشکار از میدان دید خارج می‌شد؛ موضوعی که ممکن است جهت‌گیری سر و نگاه را تغییر داده و از طریق سازوکاری مکانیکی موجب کاهش کیفیت حرکت شده باشد. شدت صدای پخش‌شده ثابت نگه داشته شد، اما با استفاده از صداسنج کالیبره‌شده اندازه‌گیری نشد. عملکرد ورزشکاران در تکالیف شناختی هم‌زمان هنگام اجرای کاتا نیز برای تحلیل در دسترس نبود؛ بنابراین، امکان تأیید میزان مشارکت در تکلیف شناختی و نحوه اولویت‌دهی ورزشکاران به تکالیف وجود نداشت و هزینه گزارش‌شده صرفاً هزینه حرکتی تکلیف دوگانه را نشان می‌دهد. برانگیختگی فیزیولوژیکی نیز یکی دیگر از مسائل قابل توجه است. آزمون‌های شناختی پایه در وضعیت نشسته و استراحت انجام شدند؛ درحالی‌که تکالیف شناختی هم‌زمان هنگام اجرای کاتا انجام گرفتند که موجب افزایش ضربان قلب و نیازهای متابولیکی می‌شود. بنابراین، کاهش عملکردی که به تداخل توجهی نسبت داده شده است، به‌طور دقیق از اثرات فشار فعالیت بدنی و برانگیختگی فیزیولوژیکی قابل تفکیک نیست و ممکن است ورزشکارانی که استقامت بیشتری داشتند، فشار کمتری را تجربه کرده باشند. برای جداسازی مؤلفه توجهی، وجود یک شرایط کنترل با فعالیت بدنی همسان ضروری بود؛ اما چنین شرایطی در پژوهش حاضر در نظر گرفته نشد. امتیازهای تلاش ادراک‌شده، با وجود ثبت‌شدن، تنها تا حدی می‌توانند این محدودیت را برطرف کنند.

ویژگی‌های نمونه و تکلیف حرکتی نیز تعمیم‌پذیری یافته‌ها را محدود می‌کنند. ورزشکاران با روش نمونه‌گیری در دسترس از یک منطقه جغرافیایی انتخاب شدند و در سطح مسابقات باشگاهی و منطقه‌ای فعالیت داشتند؛ بنابراین، تعمیم نتایج به سایر جمعیت‌های ورزشی محدود است. دامنه سنی شرکت‌کنندگان 15 تا 32 سال بود و 19 ورزشکار (17/6 درصد) کمتر از 18 سال سن داشتند. اگرچه ارتباط موردنظر در ورزشکاران 18 سال و بالاتر نیز مشابه بود، واردکردن سن به‌صورت یک متغیر خطی ممکن است نتواند تفاوت‌های رشدی در کارکردهای اجرایی را به‌طور کامل منعکس کند. اثر جنسیت، قد و جرم بدن در تحلیل‌ها تعدیل شد، اما حجم نمونه برای تحلیل‌های طبقه‌بندی‌شده بر اساس جنسیت توان آماری کافی نداشت. همچنین، اطلاعات مربوط به خواب، مرحله چرخه قاعدگی، اضطراب و بار تمرینی روز پیش از آزمون ثبت نشدند.

کاتای تایکیوکو شودان یک کاتای مقدماتی با مجموعه محدودی از حرکات و تکنیک‌هاست. این کاتا به این دلیل انتخاب شد که اجرای آن در تمامی ورزشکاران به سطح خودکارشدگی رسیده بود؛ بااین‌حال، کاتاهای مورد استفاده در مسابقات پیچیدگی بیشتری دارند و نباید فرض کرد که اندازه ارتباط مشاهده‌شده در پژوهش حاضر به آن‌ها نیز قابل تعمیم است. در نهایت، طراحی پژوهش از نوع مقطعی بود؛ بنابراین، نتایج تنها نشان می‌دهند که استقامت بیشتر عضلات تنه با هزینه کمتر تکلیف دوگانه همراه است، نه اینکه استقامت بیشتر در برابر تداخل شناختی اثر محافظتی دارد یا افزایش استقامت می‌تواند هزینه تکلیف دوگانه را کاهش دهد. مدل‌های رگرسیونی ماهیتی اکتشافی داشتند و تقریباً سه‌چهارم واریانس هزینه تکلیف دوگانه را تبیین نکردند. همچنین، مقایسه‌های مربوط به آزمون‌های استقامت منفرد از نظر آزمون‌های چندگانه تعدیل نشده بودند. شاخص استقامت ترکیبی از مجموع بدون وزن‌دهی زمان آزمون‌ها تشکیل شده بود که در آن آزمون استقامت بازکننده‌های تنه، به دلیل مدت‌زمان طولانی‌تر، تأثیر بیشتری داشت؛ هرچند استفاده از شاخص ترکیبی استانداردشده نیز نتیجه مشابهی به دست داد. در نهایت، شاخص هزینه کلی تکلیف دوگانه از میانگین دو شاخص هزینه تشکیل شده بود که همسانی درونی آن‌ها تنها در سطح متوسط قرار داشت..

در میان 108 ورزشکار رقابتی کاتا، کیفیت اجرای حرکات کاتای تایکیوکو شودان هنگام اعمال بار شناختی هم‌زمان کاهش یافت و این کاهش در شرایط بار شناختی دیداری بیشتر از شرایط بار شناختی شنیداری بود. همچنین، ورزشکارانی که استقامت ترکیبی عضلات تنه کمتری داشتند، کاهش نسبی بیشتری در کیفیت اجرای حرکات نشان دادند. این ارتباط پس از تعدیل اثر سن، سابقه تمرینی، ابعاد بدن، جنسیت و عملکرد شناختی پایه نیز باقی ماند. پژوهش حاضر ماهیتی اکتشافی و مقطعی داشت و ابزار مورد استفاده برای ارزیابی کیفیت حرکت اعتبارسنجی نشده بود. همچنین، امتیازدهی نسبت به شرایط آزمون به‌صورت کور انجام نشد. بنابراین، یافته‌های پژوهش صرفاً مبنایی برای تدوین فرضیه‌های پژوهشی آینده هستند و نمی‌توان بر اساس آن‌ها توصیه‌های تمرینی ارائه کرد. برای ارزیابی دقیق‌تر تداخل شناختی‌حرکتی و نقش استقامت عضلات تنه، انجام مطالعات کنترل‌شده آینده با استفاده از ابزارهای معتبر ارزیابی کیفیت حرکت، امتیازدهی کور نسبت به شرایط آزمون، یکسان‌سازی الزامات پاسخ‌دهی در تکالیف با محرک‌های مختلف و ثبت عملکرد شناختی ضروری است.

پروتکل پژوهش توسط کمیته اخلاق مؤسسه فیزیوتراپی KLE در شهر بلاگاوی، ایالت کارناتاکا، هند، بررسی و تأیید شد (کد تأییدیه اخلاق: REF/2026/02/124281؛ تاریخ تصویب: 5 ژانویه 2026). همچنین، این پژوهش به‌صورت گذشته‌نگر در سامانه ثبت کارآزمایی‌های بالینی هند با شماره ثبت CTRI/2026/02/103742 ثبت شد. ثبت پژوهش پس از آغاز فرایند جذب شرکت‌کنندگان تکمیل شد و بنابراین از نوع ثبت گذشته‌نگر بود. برنامه تحلیل آماری پیش از جمع‌آوری داده‌ها در پروتکل تأییدشده تعیین شده بود و هیچ تحلیل میان‌دوره‌ای انجام نشد. تمامی مراحل پژوهش مطابق با اصول بیانیه هلسینکی، نسخه بازنگری‌شده سال 2013، و دستورالعمل‌های ملی اخلاق در پژوهش‌های زیست‌پزشکی و سلامت با مشارکت آزمودنی‌های انسانی، منتشرشده توسط شورای تحقیقات پزشکی هند، انجام شدند.

این پژوهش با حمایت مالی طرح گرنت معاونت دانشگاه آکادمی آموزش عالی و پژوهش KLE در شهر بلاگاوی انجام شد. نهاد تأمین‌کننده منابع مالی هیچ نقشی در طراحی پژوهش، جمع‌آوری داده‌ها، تحلیل یا تفسیر نتایج و تهیه نسخه خطی مقاله نداشت.

سانیا شاه: مفهوم‌پردازی، روش‌شناسی، اجرای پژوهش، تحلیل رسمی داده‌ها، نگارش پیش‌نویس اولیه، بازبینی و ویرایش متن و نظارت بر پژوهش.

باساواراج موتیمات: مفهوم‌پردازی، روش‌شناسی، بازبینی و ویرایش متن و نظارت بر پژوهش.

داوال چیواته: مفهوم‌پردازی، روش‌شناسی، بازبینی و ویرایش متن و نظارت بر پژوهش.

تمامی نویسندگان نسخه نهایی مقاله را مطالعه و تأیید کرده‌اند، مشارکت علمی قابل‌توجهی در انجام پژوهش داشته‌اند و مسئولیت پاسخ‌گویی درباره تمامی جنبه‌های پژوهش را می‌پذیرند.

نویسندگان اعلام می‌کنند که در ارتباط با انتشار این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی وجود ندارد.

مجموعه داده‌های ناشناس‌سازی‌شده 108 شرکت‌کننده، شامل اطلاعات جمعیت‌شناختی، استقامت عضلات مرکزی، عملکرد شناختی، نمرات کاتا در سه شرایط آزمون و هزینه تکلیف دوگانه، در فایل تکمیلی 1 ارائه شده است. جداول خلاصه S1 تا S3 در انتهای مقاله، کدها و خروجی‌های کامل تحلیل آماری برای بازتولید نتایج در فایل تکمیلی 2 و نسخه‌های قابل‌ویرایش شکل‌های 1 تا 3 در فایل تکمیلی 3 قرار دارند. ویدئوهای پژوهش متعلق به مؤسسه فیزیوتراپی KLE بوده و برای حفظ محرمانگی شرکت‌کنندگان، عمومی نیستند؛ اما با درخواست پژوهشگران و مطابق ضوابط مؤسسه قابل دسترسی خواهند بود.

در فرایند بازنگری این مقاله، از ابزار هوش مصنوعی Claude متعلق به شرکت Anthropic برای کمک به تحلیل‌های آماری و تهیه جداول و شکل‌ها استفاده شد. نویسندگان تمامی محتوا را بررسی و صحت آن را تأیید کرده‌اند و مسئولیت کامل آن را بر عهده می‌گیرند.