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McDa niel, M.A. (2005) Big-brained people are sma rter: a meta-analysis of the relationsh i p between i n vivo brain vol u me a nd i ntel l igence.Intelligence, 33: 337–46.
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摘要
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最晚从19世纪30年代起，脑容量和智力的关系就成了科学争论的一个话题。为了解决这个争论，我们对活体脑容量和智力的关系进行了元分析。基于对1530人组成的37个研究样本的分析，估计出的总体相关系数为0.33。女性的相关系数高于男性；成人的相关系数高于儿童。显然，对所有年龄及性别的群体而言，脑容量和智力均呈正相关。
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“样本”指元分析里所使用的以往研究。相关系数0.33是正相关，它表明某个变量得分高时另一个变量的得分也高（见第2章）。
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引言
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弗雷德里克·泰德曼（Frederick Tiedmann）曾于1836年写到，“个体的脑容量与心理能量间存在毋庸置疑的联系”（引自Hamilton，1935）。自此，许多人开始不懈地探索智力的生物基础。许多综述文章（Rushton & Ankney， 1996）……和一项元分析（Nguyen & McDaniel，2000）都表明了一种不容忽略的关系，即在非临床样本中脑容量与智力存在正相关。在有关脑容量的文献中提到测量脑容量的两种方法：第一种测量头围的外部尺寸，如头部的周长；第二种测量活体内的脑容量，常用磁共振扫描来估测。根据对头围的外周测量，弗农（Vernon et al.，2000）等人报告了头围和智力的总体相关系数为0.19。古叶和麦克丹尼尔（Nguyen & McDaniel， 2000）在三个不同人群中研究头围外周尺寸与智力的关系，所得的总体相关系数从0.17到0.26不等。关于活体脑容量与智力相关的研究则相对较少。弗农等人（2000）报告了15例此类相关研究的数据，发现总体相关系数为0.33；古叶和麦克丹尼尔（2000）基于对14例相关研究的分析，报告了同样的总体相关系数；吉格纳克等人（2003）在2000年或更早时发表的数据显示，脑容量和智力的平均相关系数为0.37。2000年以后，更多的研究使用磁共振对大脑进行评估，因此有关脑容量与智力的可用数据也更多了。本元分析的目的是为了累积关于活体脑容量与智力的相关程度的知识，以便回答这个长期存在的问题。另外，本研究也评估了性别和年龄等潜在的调节变量对该相关关系的作用。
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叙述性综述不同于系统性综述（如元分析），前者指一种专家的观点或一篇论文，其中研究结果通过叙述来解释；后者则是一种定量的、旨在考虑所有可能证据的综述。“非临床样本”指的是这些研究以没有脑疾病或脑损伤的人群为样本。这篇报告中，麦克丹尼尔主要关注了活体内的测量，而非体外测量。调节变量指能改变其他变量之间关系的因素（例如，年龄可能参与调节脑容量和智力的关系）。
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方法
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文献综述
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我们用数据库Psych Info（自然科学部分）和Medline查阅已有文献，并搜索那些经常被引用的综述类引文，然后浏览那些有相关数据的文献，查看其中所引用的研究。通常，在找到的文献中，虽然作者收集了由磁共振测得的被试脑容量数据和智力数据，但没有人报告两者的相关。一方面是因为这些研究并不关注脑容量和智力的相关，另一方面期刊的出版标准也没有要求列出各变量间的相关矩阵。针对这些研究，我们请作者提供了有关的相关系数。获得初步研究后，我们先后联系了50多位作者，他们包括：1.在脑容量和智力领域发表过文章的；2.评论过该类文献的；3、对脑容量和智力的关系表现出浓厚兴趣的。我们向他们提供了初步的研究结果，并请他们检查参考文献，看看是否漏掉了某些相关的研究。另外，我们还询问了他们是否知道与本研究相关的、通过磁共振测量脑容量和智力关系的其他数据。
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这部分内容介绍了研究者是如何找到和挑选过去的研究报告的。PsychInfo和Medline都是电子数据库，列出了发表过的文献（如研究论文）。PsychInfo涵盖了心理学、社会学、行为科学、健康科学等学科，可以搜索从1806年到现在的所有文献。Medline包括了生物医学、生命科学的相关信息。相关矩阵指包含了各变量间相关系数的表格。
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判定规则
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本研究所做的分析包括对那些符合判定规则的、活体脑容量和智力的测量数据进行各种相关分析，但不包括那些仅测量了部分脑容量的研究，如只有额叶灰质的测量数据（Thompson et al.， 2001）。所有智力测量都使用一般认知能力的标准化测验，主要是全面的智商（智力商数）测量或瑞文推理测验（Ravens Progressive Matrices Test）。本研究没有使用从其他测量中估算的智商数据，如新成人阅读测验（New Adult Reading Test）。本研究中使用的某些文献报告了多个样本的数据。而本研究仅就某一特定样本报告其脑容量和智力的相关，只要情况许可，都会分别按年龄（儿童和成人）和性别对数据编码。因此，如果一个样本记录了其中所有成员的相关，且这些相关是按性别划分的，那么它就包括了性别组间的相关，但是并不包括样本内部各成员间的相关。这样，所有用于元分析的相关系数都来自独立样本，且都是非临床样本。在临床研究中，该类样本通常作为控制组。
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鉴于吉格纳克等人（Gignac et al.， 2003）的论文是最近发表的相关文献，因此，比较一下他们和我们使用的数据集是很有用的。本文包含了他们研究中所没有的另外23个样本，将可供分析的样本数从14个增加到了37个。之所以有23个样本不同，部分原因是由于不同的判定规则造成的。本文分别报告了6项研究得到的性别间的相关系数（文献列表）……而吉格纳克等人只报告了综合5项研究结果后得到的性别间的相关系数，且不包括伊万诺维奇等人（Ivanovic et al.， 2004）的数据。这使得两项研究所拥有的差别样本数降到了18个。还有，吉格纳克等人的数据采自96个被试（Pennington et al.， 2000），其中一半以上的被试有阅读障碍。从这些样本获得的数据不包括在本研究内，因为本文的被试均为正常被试。另外，吉格纳克等人的报告还采用了特雷莫等人（Tramo et al.， 1998）的研究，但本文不包括该研究，因为它缺乏脑容量的测量数据。这使得本研究独有的样本数上升到20个。这20个独立样本来源于11篇文献（文献列表）……并不包含在吉格纳克等人的综述中。由于本研究的样本数超过了吉格纳克等人的研究，且具有按年龄和性别分别记录数据的判定规则，因此能够评估年龄、性别这两个调节变量的作用。
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这部分详细说明了在这个元分析研究中选择哪些研究作为样本的判定规则。“额叶灰质”指人脑四个脑叶（其余分别是颞叶、顶叶、枕叶）的额叶中的灰质。额叶位于脑的前部（眼睛上方），灰质是脑组织的一种，呈灰色（还有白质）。专栏7.2描述了瑞文推理测验。
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分析方法
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本研究运用一种属于心理测量的元分析方法（Hunter & Schmidt，1990， 2004）……
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用这种方法对所有研究的结果进行分析，而不论该研究的质量高低。以上省略的部分详细介绍了这种分析方法。
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结果
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对符合判定标准的37个样本的相关分析结果表明（列出作为数据来源的所有22项研究）……对脑容量和智力总体相关系数的最佳无偏估计为0.33……与没有报告智力标准差的研究相比，那些从报告了智力标准差的研究中得出的脑容量和智力的相关系数有可能系统地偏高或偏低。如果是这样的话，对那些没有报告标准差的研究使用内插法计算其标准差，就可能导致对脑容量和智力的无衰相关做出有偏估计。为了评估这一潜在问题，作者依据标准差是研究报告中得到的还是运用内插法得到的不同情况，分别对数据进行了分析。观测所得的相关系数很接近（0.29和0.30），表明那些报告了智力的标准差的研究，其观测到的相关系数平均值并未系统地变化。所以，根据已知的标准差对缺失的标准差运用内插法是合理的。
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麦克丹尼尔的主要发现是脑大小和智力分数呈0.33中度的正相关（即脑越大，分数越高）。在此，麦克丹尼尔承认其研究存在某种可能的局限（报告或未报告标准差），并做了进一步的分析。这是一个分析应尽可能做到严谨的良好示范。
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将数据按性别分类后，得到了三种不同的样本：男性样本、女性样本、男女两性混合的样本。结果发现，脑容量和智力的关系存在明显的性别调节作用，女性脑容量和智力的相关要高于男性（0.40比0.34）。而从那些男女两性混合的样本中得到的相关系数为0.25。假设这个相关不是由于样本误差导致的异常，就更加支持了此类研究应该按性别分开进行报告的观点。接着，再把数据按年龄分为成年组样本和儿童组样本。仅分析年龄因素，并没有发现存在调节效应。不过，性别混合在一起以及不同性别中年龄分布不均等因素均会使这种效应不明显，而在按性别和年龄分类、分层划分数据时，这种效应却很明显。成年女性样本比女童样本表现出略高的总体相关（0.41比0.37），成年男性样本比男童样本表现出更高的总体相关（0.38比0.22）。分层的性别及年龄分析结果也证实了性别调节作用的存在。女性成年样本比男性成年样本表现出更高的总体相关（0.41比0.38），女童样本比男童样本表现出更高的总体相关（0.37比0.22）。
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麦克丹尼尔还发现性别确实对脑大小和智力的关系起到了调节作用，女性在这一方面的相关要比男性的高。年龄也可调节脑大小和智力的关系，成人在这一方面的相关要比儿童高。
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讨论
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本研究对脑容量和智力相关的最佳估计值为0.33。女性的相关要比男性的高，成人的相关要比儿童的高。无论按性别或年龄组别进行检验，脑容量和智力始终为正相关。很显然，脑容量和智力是相关的。
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