生物運動信息對聽障個體注意網絡功能的影響

分類號 B842

1引言

由于聽覺剝奪，聽障個體更加依賴于視覺通道來獲取環境信息，從而其視覺信息加工發生了變化，尤其是視覺注意加工（Dyeamp;Bavelier，2010）。關于聽障個體視覺注意特點的觀點主要分為缺陷觀點、補償觀點與整合觀點。缺陷觀點認為，多感覺整合對于正常發育至關重要，缺乏聽覺輸入會損害個體正常視覺注意能力的發展（Quittneretal.，2007），該觀點主要得到了聽障個體注意時間分配研究的支持。例如，研究者們采用持續操作測試（continuousperformancetest，CPT）對聽障兒童的持續注意進行研究時發現，聽障兒童在任務中的表現顯著差于健聽兒童（Horn et al.， 2005; Quittner et al.， 1994; Smithetal.，1998）。與缺陷觀點相反，補償觀點認為，為彌補缺乏聽覺輸入帶來的不足，早期聽覺剝奪使視覺系統發生了重組，從而產生了一定程度的補償作用（Pavaniamp;Bottari，2012），該觀點主要得到了聽障個體注意空間分配研究的支持。這些研究發現，聽障個體的視覺空間注意會重新分配至外周視野區域（Prokschamp;Bavelier，2002），從而表現出外周視野的視覺注意增強（Bavelieretal.，2000，2006;Pavaniamp;Bottari，2012）。Dye和Bavelier（2010）認為，在解釋聽覺經驗剝奪對個體視覺注意造成的影響時，缺陷觀點和補償觀點是相輔相成而并非相互矛盾的，從而其提出了整合觀點。該觀點認為早期聽覺剝奪不會簡單導致個體的視覺注意功能受損或增強，而是會對其視覺注意的不同方面產生不同的影響（Daza amp; Phillips-Silver，2013;Dye amp; Bavelier，2010，2013）。因此，要全面了解聽障個體視覺注意特點，則需要認識到注意并非是一個單一的認知資源系統。

Posner和Petersen （1990）提出的注意模型則為同時測量多種注意功能提供了可能性。這種注意模型將注意劃分為三個注意網絡：警覺（alerting）、定向（orienting）和執行控制（executivecontrol）。警覺是對即將到來的信息達到或保持敏感狀態的能力（Fernandez-Duqueamp;Posner，1997），定向是根據線索將注意轉移到所要選擇的目標上的能力（Posner，1980），執行控制主要是指監測環境中存在的心理沖突，并通過抑制無關信息來解決沖突的能力（Fanamp;Posner，2004）。Fan等（2002）基于這一模型開創了注意網絡測試（attentionalnetworktest，ANT）來考察個體注意網絡功能。目前，已有研究者采用該范式考察了聽障個體注意網絡功能的特點。例如，Dye等（2007）以聽障大學生為研究對象，采用注意網絡測試（ANT對聽障個體的注意網絡特點進行了研究，發現聽障個體執行控制的加工效率顯著差于健聽個體，而兩者在警覺與定向的加工效率上沒有顯著差異。此外，在另一項以聽障兒童為研究對象的研究中也同樣發現，聽障兒童的執行控制加工效率顯著差于年齡匹配的健聽兒童，而在警覺與定向的加工效率上兩者沒有表現出顯著差異（曾桐奧 等，2019）。

盡管以往研究發現聽障個體的注意網絡功能存在缺損，尤其是注意的執行控制功能，但是這些研究都是采用經典的注意網絡測試，即目標刺激為非社會性刺激（不同朝向的箭頭和魚）。已有研究采用經典注意網絡測試的變式考察了社會性刺激（卡通和真實人物的眼晴注視）對注意網絡功能的影響，結果發現，真實人物條件下的定向和執行控制加工效率顯著高于魚與卡通人物條件，該結果表明當目標刺激是真實人物的眼晴注視時，個體的注意執行控制功能有所增強，并且會對個體的注意定向功能產生積極的影響（Federico etal.，2013）。同樣，在一項以自我面孔和他人面孔為目標刺激的研究中發現，個體對自我面孔的注意定向效率顯著高于對他人面孔的注意定向效率，但在注意警覺與執行控制效率上兩種條件沒有顯著差異（高虹等，2018）。這些研究表明，目標刺激的社會屬性會調節個體的注意網絡功能。

由于聽覺經驗剝奪，聽障個體的口語交流能力受損，而口語交流在社會互動中具有至關重要的作用，因此聽障個體可能會出現不同程度的社會互動能力受損（Battenetal.，2014;Lemkeamp; Scherpiet，2015），以及社會認知（例如，心理理論）缺陷（Stanzioneamp;Schick，2014）。研究發現聽障個體對社會性信息的注意加工也存在缺損。例如，Heimler等（2015）在考察聽障個體對社會性線索和非社會性線索的注意定向效應時發現，在眼睛注視（社會性線索）和箭頭線索（非社會性線索）條件下，健聽個體都表現出了明顯的線索一致性效應，但聽障個體只在箭頭線索下表現出了線索一致性效應，在眼睛注視線索條件下并沒有出現線索一致性效應。這說明聽障個體對社會性線索的注意加工存在缺損。眼睛注視朝向能夠傳遞豐富的社交信息，在人們社會交往過程中具有重要作用。并且，眼睛注視朝向能夠被自動地加工，并誘發反射性注意定向（Friesenamp;Kingstone，2003;Langton etal.，2000）。雖然眼睛注視在社會性注意中扮演著重要角色，但在距離太遠、周圍環境信息復雜的情況下，人們對面孔以及眼睛注視朝向的識別就會變得困難，這時生物運動（biologicalmotion）信息則發揮起溝通交流的重要作用（蔣毅，王莉，2011）。研究表明，人們非常擅長從復雜的場景中識別生物運動信息，即使這些生物運動信息僅僅只由頭部和主要關節處的點光源組成（Johansson，1973）。生物運動的行走方向作為其重要屬性之一，其傳遞著生物的意圖和行為傾向等關鍵信息。研究發現，生物運動行走方向與眼睛注視朝向一樣可以誘發反射性注意定向，但在非生物運動信息中沒有發現該效應，由此，研究者們認為人類可能存在一種專門的注意機制對生物運動的行走方向高度敏感（Shietal.，2010；Wang etal.，2014）。那么生物運動作為一種社會性信息又會怎樣影響個體的注意網絡功能？聽障與健聽個體在生物運動信息上的注意網絡功能是否會存在差異？因此，本文擬考察聽障與健聽個體對生物運動信息的注意網絡特點。

此外，生物運動的光點運動序列中包含了兩部分信息：整體形狀信息和局部運動信息（蔣毅，王莉，2011;Wang et al.，2010;Wang et al.，2018）。整體形狀信息指的是光點之間的空間位置，每個光點能夠提供各自的位置信息，將其整合形成了整體的形狀信息。此外，每個光點的運動又產生了運動信息如速度和運動軌跡等，其被稱之為局部運動信息。基于此，研究者通常認為生物運動感知也包含兩種可分離的加工類型，分別是整體形狀加工和局部運動加工（Troje，2008，2013）。已有研究表明，參與整體形狀和局部運動加工的大腦皮層是獨立的。具體來說，前者主要發生在腹側視覺通路，而后者主要發生在背側視覺通路（Gieseamp;Poggio，2003;Jastorff amp; Orban，20o9;Vangeneugden et al.， 2014）。如果生物運動信息對聽障個體的注意網絡功能造成了影響，那么整體形狀和局部運動信息在這一過程中是否會存在不同的影響與作用？因此，本文將進一步考察聽障與健聽個體對整體與局部生物運動的注意網絡特點。

為了更明確地考察生物運動信息對聽障與健聽個體對注意網絡功能的影響，本研究首先采用經典注意網絡測試考察了聽障與健聽個體的注意網絡功能特點。因此，實驗1a采用經典的注意網絡測試，以不同朝向的箭頭作為目標刺激。實驗1b中采用經典注意網絡測試的變式，以完整生物運動、局部生物運動和打亂的生物運動序列作為目標刺激。在實驗1a中，我們期望能重復以往的研究（Dyeet al.，2007；曾桐奧等，2019），即聽障個體執行控制的加工效率顯著差于健聽個體，而兩者在警覺與定向的加工效率沒有顯著差異。已有研究顯示目標刺激的社會屬性會調節個體的注意網絡功能（Federicoetal.，2013），而聽障個體在社會互動（Lemkeamp;Scherpiet，2015），社會認知（如心理理論）（Stanzioneamp;Schick，2014）能力等方面存在受損。因此，在實驗1b中，聽障個體可能在生物運動信息的注意網絡功能上存在更廣泛的損傷，并且完整和局部生物運動信息對其的影響可能會不一樣。

2實驗1a：聽障個體的注意網絡功能

2.1 方法

2.1.1 被試

通過G*Power3.1 （power =0.90 ，effect size f= 0.25， 計算在保證中等效應量的情況下每組至少需要14名被試（Fauletal.，2007）。從某高校特殊教育學院招募了33名聽障生（男生23名，女生10名），平均年齡21.55歲。對每位聽障學生進行瑞文推理測驗（張厚粲，王曉平，1989）和個人情況調查，包括聽力損傷程度、聽力損傷年齡、手語能力等基本信息。對照組招募了33名與聽障被試在年齡、性別、智力等方面匹配的健聽大學生（男生21名，女生12名），平均年齡20.64歲（見表1）。所有被試視力（含矯正視力）正常、智力正常，均為右利手，無精神或神經疾病史。該研究經湖南師范大學生物醫學研究倫理委員會批準。

2.1.2 實驗材料

刺激通過E-prime2.0呈現。白色星號 （0.8^°×0.8^°） 為線索刺激，白色箭頭為目標刺激，每個箭頭的水平視角約為 1.4^° 。在實驗呈現中，目標刺激由5個箭頭組成的水平箭頭鏈組成（1個中央刺激和4個側翼刺激，左右兩邊各兩個），刺激間距為 0.4^° 。考慮到聽障個體外周視野的視覺注意增強（Bavelieretal.，2000，2006;Pavaniamp;Bottari，2012），因此，本實驗中的所有刺激均未呈現在外周視野（外周視野為 5^° 之外）（Larsonamp;Loschky，2009）。側翼刺激有兩種情況：側翼一致（側翼箭頭的方向與中央箭頭的方向一致）、側翼不一致（側翼箭頭的方向與中央箭頭的方向不一致）。

2.1.3 實驗設計

2 （組別：聽障組，健聽組） ×2 （側翼刺激類型：一致，不一致） ×4 （線索類型：無線索，中央線索，雙重線索，空間線索）的混合實驗設計，組別為被試間變量。因變量：反應時、正確率和三個注意網絡的效應值。

2.1.4 實驗程序

實驗任務包括練習和正式實驗兩個部分，練習實驗共8個試次，任務與正式實驗相同，并在被試做出反應后給予相應的反饋，正式實驗為96個試次。實驗流程圖如圖1所示：首先在屏幕中央呈現注視點 ?+^，，， 1 （400～1600ms） ，之后呈現白色星號“*”的線索刺激 100ms， ，線索類型有4種，分別是：無線索條件（不呈現星號線索），中央線索條件（星號線索出現在屏幕中央注視點的位置），雙重線索條件（星號線索出現在注視點上方和下方），空間線索條件（星號線索出現在目標刺激即將出現的位置，即中央注視點的上方或下方）。線索刺激消失之后，緊接著在屏幕中央呈現注視點 （400ms） ，最后一排5個水平陳列的箭頭刺激隨機呈現在距注視點 2.0^° 的上方或者下方。被試離屏幕的距離保持在 60cm 。被試的任務是對中央目標箭頭的朝向進行判斷，而無需對側翼箭頭的朝向做出反應，中央目標箭頭指向左按鍵盤上的“ $$ ”鍵，指向右按“ ^： 鍵。被試需要在 1700ms 內做出按鍵反應，反之刺激將自動消失，隨后呈現一個間隔屏再進入下一個試次。每個試次時間設置均為 4000ms 。

2.1.5 數據分析

反應時在每個被試平均反應時2個標準差以外的試次被剔除（總剔除率低于 5% ，并且只統計正確試次的反應時。采用SPSS21.0進行統計分析，對正確率和反應時進行2 （被試組別：聽障組，健聽組）×2 （側翼刺激類型：一致，不一致） ×4 （線索類型：無線索，中央線索，雙重線索，空間線索）的重復測量方差分析，對聽障被試與健聽被試的注意網絡效應值（警覺、定向和執行控制的加工效率）進行獨立樣本 χ_t 檢驗。對不符合球形假設的 p 值采用Greenhouse-Geisser法校正。對平均值的多重比較分析采用Bonferroni法校正 p 值。各注意網絡效應值計算方法如下：警覺效應 Ψ=RTΨ 無線索－RT 雙重線索;定向效應 Σ=RT⊕A⊕A⊕CΣ-ΣRT⊕A⊕A⊕A⊕A ，執行控制效應 Σ=Σ RT 。警覺與定向網絡的效應值越大代表其效率更高，執行控制網絡的效應值越小代表其效率更高。

2.2 結果與討論

在實驗1a中，所有條件下的平均正確率均達到了 95% 以上。對正確率指標進行組別 × 側翼刺激類型 × 線索類型的重復測量方差分析。結果顯示，側翼刺激類型主效應顯著， F（1， 64）= 48.80 plt; 0.001， η_p²=0.43 ，側翼一致條件下的正確率顯著高于側翼不一致條件。線索類型和組別主效應、以及線索類型 × 組別、側翼刺激類型 × 組別、線索類型 × 側翼刺激類型、線索類型 × 側翼刺激類型 × 組別的交互作用均不顯著 （psgt;0.05） 。

聽障和健聽被試在不同線索類型和不同側翼條件下的反應時描述性統計結果如表2所示。

對反應時指標進行組別 × 側翼刺激類型 × 線索類型的重復測量方差分析。結果顯示，組別主效應顯著， F（1，64）=14.13，plt;0.001 η_p²=0.18 ，聽障被試的反應時顯著長于健聽被試。側翼刺激類型主效應顯著， F（1，64）=196.06 0 plt;0.001 ， η_p²=0.75 ，側翼一致條件下的反應時顯著短于不一致條件下的反應時。線索類型主效應顯著， F（3，192）=98.41 ， plt; 0.001， η_p²=0.61 ，無線索條件下的反應時顯著長于雙重線索條件，中央線索條件下的反應時顯著長于空間線索條件，無線索條件下的反應時最長，空間線索條件下的反應時最短。組別 × 側翼刺激類型的交互作用顯著， F（1，64）=8.00，p=0.006 η_p²=0.11 。進一步分析發現，在聽障 [F（1，64）=141.64 ， plt;0.001 η_p²=0.69] 和健聽 [F（1，64）=62.42 plt;0.001 ， η_p²= 0.49]被試中，一致條件下的反應時均顯著短于不一致條件下的反應時，但兩種條件的反應時差異在聽障組中更顯著，說明聽障被試側翼干擾效應更大，更容易受側翼刺激的影響。組別 ∣× 線索類型 [F（3，192）= （2號 0.76，p=0.50] 、側翼刺激類型 ∣×∣ 線索類型 [F（3，192）= 1.27 ，p=0.29] 、組別 × 側翼刺激類型 × 線索類型的交互作用 [F（3，192）=0.08，p=0.96] 均不顯著。

對聽障被試與健聽被試的警覺、定向和執行控制網絡的效應值進行獨立樣本 t 檢驗。結果如圖2所示，聽障組在執行控制網絡上的效應值顯著高于健聽組， t（64）=2.83 ， p=0.006 ， d=0.70 ，說明聽障被試執行控制的加工效率顯著低于健聽被試；而兩組被試在警覺網絡 [t（64）=-0.51 ， p=0.61] 和定向網絡 [t（64）=-0.21 ， p=0.84] 上的效應值均不存在顯著差異。

實驗1a的結果重復了以往研究的結果（Dyeetal.，2007；曾桐奧等，2019），即聽障個體執行控制的加工效率顯著低于健聽個體，而在警覺與定向的加工效率上聽障與健聽個體不存在顯著差異。這表明，在以箭頭為目標刺激的注意網絡測試中，聽障個體的執行控制功能受損。實驗1b進一步以生物運動光點序列為目標刺激，考察生物運動信息對聽障個體注意網絡功能的影響。

3實驗1b：生物運動信息對聽障個體注意網絡功能的影響

3.1 方法

3.1.1 被試

通過G*Power3.1 （power =0.90 ，effect size f= 0.25， 計算在保證中等效應量的情況下每組至少需要8名被試（Fauletal.，2007）。被試的選取標準同實驗1a，被試的個人信息見表3。由于自閉特質與生物運動信息加工能力存在密切關系（Jacobamp;Alexander，2023;Kaiseramp; Shiffrar，2013;Wang etal.，2018），為了排除自閉特質對生物運動信息加工的影響，本研究采用自閉特質問卷（Baron-Cohenetal.，2001；劉萌容，2008）對兩組被試的自閉特質分數進行了匹配（見表3）。

3.1.2 實驗材料

刺激通過MATLAB（Mathworks）和心理物理工具箱（PsychophysicsToolbox）擴展生成和顯示。白色星號 （0.8^°×0.8^°） 為線索刺激。目標刺激分別為完整生物運動序列、局部生物運動序列和打亂生物運動序列（見圖3）。完整生物運動序列（intactbiologicalmotionsequence）包含13個光點（分別來自頭部、肩部、臀部、肘關節、手腕、膝蓋、腳踝等人體重要關節），并且將線段數字化，將每幀的頭部和關節位置編碼為具有初始起始位置的運動矢量。每個試次的光點運動序列的初始幀都是隨機的，以避免被試產生對實驗的預測。局部生物運動序列（localbiologicalmotionsequence）通過將完整生物運動序列中腳踝的兩個光點分離并保留向左或向右行走的腳部運動信息生成。打亂的生物運動序列（scrambled biological motion sequence），是通過將完整生物運動序列的光點的起始位置隨機化，這樣能夠保持單個光點的運動軌跡不變，由此保留了局部運動信息而破壞了整體形狀信息。所有光點運動序列為白色，呈現在灰色背景下。在實驗呈現中，生物運動序列有向左、向右行走兩個方向，單個生物運動刺激的水平視角約為 0.9^° 。刺激由一排5個水平陳列的生物運動刺激組成（1個中央刺激和4個側翼刺激，左右兩側各兩個），刺激間距約 1.4^° 。側翼刺激有兩種情況：側翼一致（側翼生物運動序列與中央生物運動序列的行走方向一致）、側翼不一致（側翼生物運動序列與中央生物運動序列的行走方向不一致）。

3.1.3 實驗設計

2 （組別：聽障組，健聽組） ×2 （側翼刺激類型：一致，不一致） ×3 （生物運動類型：完整，局部，打亂） ×4 （線索類型：無線索，中央線索，雙重線索，空間線索）的混合實驗設計，組別為被試間變量。因變量為反應時、正確率和三個注意網絡的效應值。

3.1.4 實驗程序

每個被試需要完成三個任務：完整生物運動的注意網絡測試、局部生物運動的注意網絡測試、打亂的生物運動的注意網絡測試，任務順序在被試之間隨機平衡。每個任務都包括練習和正式實驗兩個部分，練習實驗共8個試次，任務與正式實驗相同，并在被試做出反應后給予相應的反饋，正式實驗為96個試次。實驗流程如圖4所示，除目標刺激為三種不同類型的生物運動光點序列之外，其實驗流程與實驗1a一致。被試的任務是對中央生物運動刺激的行走方向進行判斷，中央生物運動刺激向左行走按鍵盤上的“ $$ 鍵，向右行走按“ $$ ”鍵。

3.1.5 數據分析

反應時在每個被試平均反應時2個標準差以外的試次被剔除（每個被試所刪試次低于 5% ，并且只統計正確試次的反應時。對正確率和反應時進行2 （組別：聽障組，健聽組） ×2 （側翼刺激類型：一致，不一致） ×3 （生物運動類型：完整，局部，打亂） × 4（線索類型：無線索，中央線索，雙重線索，空間線索）的重復測量方差分析。對警覺、定向和執行控制效應值分別進行了2 （組別：聽障組，健聽組） ×3 （生物運動類型：完整，局部，打亂）的重復測量方差分析。對不符合球形假設的 p 值采用Greenhouse-Geisser法校正。各注意網絡效應值計算方法與實驗la一致。

3.2 結果與討論

在實驗1b中，所有條件下的平均正確率均達到了 95% 以上。對正確率指標進行組別 × 側翼刺激類型 × 生物運動類型 × 線索類型的重復測量方差分析。結果顯示，側翼刺激類型主效應顯著， F（1，54）=17.56， plt;0.001 ， η_p²=0.25 ，側翼一致條件下的正確率顯著高于側翼不一致條件。生物運動類型主效應顯著， F（2，108）=5.16 p=0.01 ， η_p²=0.09 ，完整生物運動條件下的正確率顯著高于打亂生物運動條件，打亂生物運動條件下的正確率顯著高于局部生物運動條件。線索類型和組別主效應不顯著 （ps） 0.05），其他交互效應均不顯著 （psgt;0.05） 0

聽障和健聽被試在各個條件下的反應時描述性統計結果如表4所示

對反應時指標進行組別 × 側翼刺激類型 × 生物運動類型 × 線索類型的重復測量方差分析。生物運動類型 × 側翼刺激類型 x 組別的交互作用顯著， F（2， 108）=3.83 5 p=0.025 ， η_p²=0.07 。進一步在三種不同類型的生物運動條件下，分別進行側翼刺激類型與組別的兩因素方差分析。結果顯示，在完整生物運動條件下，側翼刺激類型 × 組別的交互作用顯著，F（1，54）=5.78 p=0.02 0 η_p²=0.10 。進一步簡單效應分析發現，在聽障 [F（1，54）=102.08，plt;0.001 ， η_p²= 0.65]與健聽被試 [F（1，54）=44.95 ， plt;0.001 ， η_p²= 0.45]中，側翼一致與不一致條件的差異均顯著，但這種差異在聽障被試中更為顯著；在局部生物運動條件下，側翼刺激類型 × 組別的交互作用不顯著，F（1，54）=1.57 0 p=0.22 ；在打亂生物運動條件下，側翼刺激類型 × 組別的交互作用不顯著， F（1，54）= 0.82，p=0.37 。除此之外，組別主效應顯著， F（1，54）= 20.85， plt;0.001 ， η_p²=0.28 ，聽障被試的反應時顯著長于健聽被試。側翼刺激類型主效應顯著， F（1，54）= 126.62， plt;0.001 ， η_p²=0.70 ，個體在側翼一致條件下的反應時顯著短于不一致條件。生物運動類型主效應顯著， F（2， 108）=52.77 plt;0.001 ， η_p²=0.49 0個體在完整生物運動條件下的反應時顯著短于打亂生物運動條件，在打亂生物運動條件下的反應時顯著短于局部生物運動條件。線索類型主效應顯著，F（3，162）=82.50 0 plt;0.001 ， η_p²=0.60 ，多重比較分析發現：無線索條件下的反應時顯著長于雙重線索條件，中央線索條件下的反應時顯著長于空間線索條件，無線索條件下的反應時最長，空間線索條件下的反應時最短。組別 × 生物運動類型的交互作用顯著， F（2，108）=4.20 ， η_p²=0.07 。生物運動類型 × 側翼刺激類型的交互作用顯著， F（2，108）= 8.81， plt;0.001 ， η_p²=0.14 。其他交互作用均不顯著（psgt;0.05） 。

為了比較兩組被試在三種生物運動條件下的注意網絡加工效率，進一步對警覺、定向和執行控制效應值分別進行了組別 × 生物運動類型的方差分析。結果顯示：

在警覺效應值上，生物運動類型 × 組別的交互作用顯著， F（2，108）=4.03 ， η_p²=0.07 。進一步簡單效應分析發現，在完整生物運動條件下[F（1，54）=8.17 5 p=0.006 ， η_p²=0.13] ，聽障被試的警覺效應值顯著低于健聽被試 （31msvs55ms） ，而在局部 [F（1，54）=2.57，p=0.12] 和打亂生物運動條件 [F（1，54）=0.42 p=0.84] 下，兩組被試的警覺效應值不存在顯著差異（如圖5a所示）。此外，生物運動類型 [F（2，108）=2.51，p=0.09 和組別 [F（1，54）= 0.02， $p ＼ ： = ＼ ： 0 . 8 9 ＼big$ 的主效應不顯著。在定向效應值上，生物運動類型 [F（2， 108）= 0.13 ， p= 0.88] 和組別[F（1，54）=3.48 p=0.07] 的主效應不顯著，生物運動類型 × 組別的交互作用也不顯著， F（2，108）=0.77 p=0.47 （如圖5b所示）。在執行控制效應值上，生物運動類型 × 組別的交互作用顯著， F（2，108）=3.83 η_p²=0.07 。進一步簡單效應分析發現，在完整生物運動條件下 [F（1，54）=5.78 p=0.020 η_p²= 0.10]，聽障被試的執行控制效應值顯著高于健聽被試 ，而在局部 [F（1，54）=1.56，p： 0.22]和打亂的生物運動條件 [F（1， 54）= 0.82 ， p= 0.37]下，兩組被試的執行控制效應值沒有顯著差異（如圖5c所示）。生物運動類型主效應顯著， F（2， 108）=8.81 ， plt;0.001 ， η_p²=0.14 ，打亂生物運動條件下的執行控制效應值顯著低于完整與局部生物運動條件，完整與局部生物運動條件下的執行控制效應值沒有顯著差異。組別主效應不顯著， F（1，54）= 0.65， 。

總的來看，在評估兩組被試不同生物運動類型下的注意網絡加工效率時，發現在注意警覺和執行控制網絡上出現了明顯的組別與生物運動類型的交互作用，聽障被試在完整生物運動條件下的警覺與執行控制加工效率顯著低于健聽被試，而在局部和打亂的生物運動條件下，兩組被試的警覺與執行控制加工效率沒有顯著差異。此外，在注意定向網絡上，沒有出現組別與生物運動類別的交互作用。這些結果可能表明聽障個體利用時間線索（警覺線索）促進完整生物運動信息加工的能力，以及通過抑制干擾刺激來準確識別完整生物運動信息的能力存在缺損，而利用空間線索（定向線索）將注意聚焦于完整生物運動信息上的能力與健聽個體相似。

以往研究發現，在注意網絡測試中，線索類型與側翼刺激類型之間存在顯著的交互作用（Callejasetal.，2005；Fanetal.，2002，2009）。例如，警覺線索作為一種時間線索，可以提供目標刺激即將出現的時間信息，從而會提升對任務的反應速度，這可能會出現速度與準確性的平衡，更快的反應速度會導致更高的錯誤率，使得側翼刺激帶來的干擾效應增大，從而抑制了執行控制功能，這可能反映了警覺與執行控制功能存在對注意資源的競爭（Fanetal.，2009）。定向線索可以提前使被試的注意指向目標刺激，從而會減少側翼刺激帶來的干擾，從而促進了執行控制功能。因此，在注意網絡測試任務中，警覺線索和定向線索會通過影響個體對目標刺激的反應，從而影響執行控制功能。此外，實驗1b發現聽障個體對完整生物運動的執行控制功能受損，而在局部和打亂生物運動信息的加工上，其執行控制功能并未受損。因此，為了驗證實驗結果的穩定性，實驗2擬采用Flanker范式的變式，在排除線索刺激對執行控制的影響后，進一步考察聽障和健聽個體對完整生物運動、局部生物運動和打亂生物運動信息的執行控制特點。

4實驗2：聽障個體對生物運動信息的執行控制特點

4.1方法

4.1.1 被試

通過 G^* Power3.1（power =0.90 ，effect size f= 0.25， 計算在保證中等效應量的情況下每組至少需要16名被試（Fauletal.，2007）。被試的選取標準同實驗1b，被試的個人信息見表5。

4.1.2 實驗材料

實驗2使用的刺激材料與實驗1b相同。不同的是實驗刺激由1個中央刺激和5個側翼刺激組成，側翼刺激在中央刺激周圍等距分布，間距約 2.8^° 。

4.1.3 實驗設計

2 （組別：聽障組，健聽組） ×2 （側翼刺激類型：側翼一致、側翼不一致） ×3 （生物運動類型：完整，局部，打亂）的混合實驗設計，組別為被試間變量，因變量為反應時、正確率以及執行控制效應值。

4.1.4 實驗程序

每個被試都要完成三個任務：完整生物運動Flanker任務、局部生物運動Flanker任務和打亂的生物運動Flanker任務，任務順序在被試之間隨機平衡。每個任務都包括練習和正式實驗兩個部分，練習實驗流程與正式實驗一致，共8個練習試次，且在被試反應后給予相應反饋。正式實驗共有60個試次，側翼一致條件和側翼不一致條件各30 個試次。在任務開始之前，將向被試展示生物運動序列的示例，確保被試能夠識別生物運動刺激的行走方向。實驗流程如圖6所示：首先在屏幕中央呈現注視點 +^，，， ？ （500～800ms） ，隨后呈現6個生物運動刺激（由1個中央刺激和5個側翼刺激組成，側翼刺激以圓圈形式排列在中央刺激周圍等距分布，且側翼刺激之間的距離也相等）。被試的任務是對中央的生物運動刺激的行走方向做出反應，向左行走按鍵盤上的“ $$ ”鍵，向右行走按“ $$ 鍵，被試按鍵反應后刺激消失或 1500ms 后被試仍未反應刺激自動消失，反應后呈現 500ms 間隔屏，進入下一個試次。

4.1.5 數據分析

反應時在每個被試平均反應時3個標準差以外的試次被剔除（總剔除率低于 5% ，并且只統計正確試次的反應時。對正確率和反應時進行2（組別：聽障組，健聽組） × 2 （側翼刺激類型：側翼一致，側翼不一致） ×3 （生物運動類型：完整，局部，打亂）的重復測量方差分析。對執行控制效應值進行了2 （組別：聽障組，健聽組） × 3 （生物運動類型：完整，局部，打亂）的重復測量方差分析。對不符合球形假設的 p 值采用Greenhouse-Geisser法校正。執行控制效應值計算方式與實驗1一致。

4.2 結果與討論

在實驗2中，所有條件下的平均正確率均達到了 95% 以上。對正確率指標進行組別 × 側翼刺激類型 × 生物運動類型的重復測量方差分析。結果顯示，組別主效應顯著， F（1，52）=15.68 plt;0.001 ， η_p²= 0.23，健聽被試的正確率顯著高于聽障被試。側翼刺激類型主效應顯著， F（1，52）=28.97 ， plt;0.001 ，η_p²=0.36 。個體在側翼一致條件下的正確率顯著高于不一致條件。生物運動主效應顯著， F（2， 104）=7.71， p=0.001 ， η_p²=0.13 ，個體在完整和打亂生物運動條件下的正確率顯著高于局部生物運動條件，前兩種生物運動類型下的正確率差異不顯著。生物運動類型 × 側翼刺激類型的交互作用顯著， F（2，104）= 4.37， p=0.019 0 η_p²=0.08 。進一步簡單效應分析發現，在側翼一致條件下 [F（2， 51）= 1.90 ， p= 0.16] 個體三種生物運動類型的正確率無顯著差異，而在側翼不一致條件下 [F（2，51）=6.19 p=0.004 ， η_p²= 0.20]，個體在完整和打亂生物運動上的正確率顯著高于局部生物運動。其他交互作用均不顯著 Φ（psgt; 0.05）。

聽障和健聽被試在各個條件下的反應時描述性統計結果如表6所示。

對反應時指標進行組別 × 側翼刺激類型 × 生物運動類型的重復測量方差分析。結果顯示，生物運動類型 × 側翼刺激類型 × 組別的交互作用顯著， F（2， 104）=3.61 ， η_p²=0.065 。進一步在三種不同類型的生物運動條件下，分別進行側翼刺激類型與組別的兩因素方差分析。結果顯示，在完整生物運動條件下，側翼刺激類型 × 組別的交互作用顯著，F（1，52）=5.10，p=0.03 ， η_p²=0.09 。進一步簡單效應分析發現，在聽障 [F（1，52）=42.15 plt;0.001 ， η_p²= 0.45]與健聽被試 [F（1， 52）= 10.87 p=0.002 ， η_p²=0.17]中，側翼一致與不一致條件的差異均顯著，但這種差異在聽障被試中更為顯著；在局部生物運動條件下，側翼刺激類型 × 組別的交互作用不顯著，F（1，52）=2.18 p=0.15 ；在打亂生物運動條件下，側翼刺激類型 × 組別的交互作用不顯著， F（1，52）= 。除此之外，組別主效應顯著， F（1，52）= 4.95， p=0.030 ， η_p²=0.09 ，聽障組的反應時顯著長于健聽組的反應時。側翼刺激類型主效應顯著， F（1， 52）=87.77 plt;0.001 ， η_p²=0.63 ，個體在側翼一致條件下的反應時顯著短于不一致條件。生物運動主效應顯著， F（2， 104）=53.88 ， plt;0.001 ， η_p²=0.51 0個體在完整和打亂生物運動條件下的反應時顯著短于局部生物運動條件，完整和打亂生物的反應時差異不顯著。生物運動類型 × 側翼刺激類型的交互作用顯著， F（2，104）=17.56，plt;0.001 ， η_p²=0.25 。其他交互作用均不顯著 （psgt;0.05） 。

為了評估執行控制的加工效率，進一步對執行控制效應值進行了2 （組別：聽障組，健聽組） ×3 （生物運動類型：完整，局部，打亂）的重復測量方差分析。結果顯示，組別 × 生物運動類型的交互作用顯著， F（2，104）=3.61，p=0.043 5 η_p²=0.07 。進一步簡單效應分析發現，在完整生物運動條件下 [F（1， 52）=5.10 ， p=0.028 ， η_p²=0.09] ，聽障被試的執行控制效應值顯著高于健聽被試，而在局部 [F（1， 52）= 2.18， p= 0.15] 和打亂的生物運動條件 [F（1， 52）= 0.81， p=0.37] 下，兩組被試的執行控制效應值沒有顯著差異（如圖7所示）。這說明聽障被試在完整生物運動上的執行控制加工效率顯著低于健聽被試，而在局部和打亂的生物運動上，兩者的執行控制加工效率沒有顯著差異。此外，生物運動類型主效應顯著， F（2，104）=17.56 plt;0.001 ， η_p²=0.25 ，完整和打亂生物運動條件下的執行控制效應值顯著高于局部生物運動條件，而完整生物運動條件下的執行控制效應值與打亂生物運動條件之間沒有顯著差異。組別的主效應不顯著， F（1， 52）= 0.001 ， p= 0.98。

實驗2重復了實驗1b的結果，在完整生物運動上，聽障被試表現出更大的側翼干擾效應，其執行控制加工效率顯著低于健聽被試，而在局部和打亂的生物運動上，聽障被試的執行控制加工效率與健聽被試相比沒有顯著差異。實驗2的結果進一步說明了聽障被試對完整生物運動的執行控制功能受損，而對局部和打亂的生物運動執行控制功能沒有受損。這些結果在一定程度上也可能反映了生物運動的整體形狀加工和局部運動加工是兩種不同的加工，存在獨立的加工機制。

5 總討論

本研究采用經典注意網絡測試及其變式，以及Flanker范式的變式，考察了生物運動信息對聽障個體注意網絡功能的影響。在經典注意網絡測試中（實驗1a），聽障個體的執行控制效率顯著低于健聽個體，而在注意警覺、注意定向上兩者沒有顯著差異。當目標刺激為完整生物運動序列時，聽障個體在注意警覺和執行控制上的加工效率均顯著低于健聽個體（實驗1b）。并且，在改編的Flanker任務中，聽障個體對完整生物運動信息的執行控制效率仍顯著低于健聽個體（實驗2）。但是，對于局部和打亂的生物運動信息，兩組被試在注意警覺、注意定向和執行控制上均沒有顯著差異。這些結果表明聽障個體對完整生物運動信息的注意功能存在缺損，而對局部和打亂生物運動信息的注意功能與健聽個體相似。

首先，本研究重復了以往研究的結果，在經典的注意網絡測試中，只發現聽障個體在執行控制功能上存在缺損，而在注意警覺和注意定向功能上與健聽個體沒有顯著差異（Dyeetal.，2007；曾桐奧等，2019）。聽障個體的執行控制功能受損在其他任務上也被發現。例如，在晝夜Stroop任務中，聽障兒童的表現顯著低于健聽兒童，表明了其執行控制功能在發展的過程中受到了損害（Figuerasetal.，2008）。一項腦電研究采用認知Stroop任務發現，在反應時指標上，健聽兒童的抑制控制效率顯著高于聽障兒童；在腦電指標上，相比健聽兒童，聽障兒童在N450成分上誘發了更大的負激活，而N450在抑制控制中主要負責沖突監測，研究者認為聽障被試抑制控制中的沖突監測機制可能受損，在沖突監測過程中注意分配能力下降（陳瓊等，2020）。但是，在本研究中，聽障和健聽個體在注意警覺與定向功能上并沒有顯著差異，該結果與前人研究結果一致（Dye etal.，2007；曾桐奧等，2019），說明聽障個體能夠有效利用線索刺激來完成經典的注意網絡測試。

本研究結合生物運動序列并通過改編經典的注意網絡測試考察了生物運動信息對聽障個體注意網絡功能的影響。結果發現，當目標刺激為完整生物運動序列時，聽障個體在注意警覺和執行控制上的加工效率都顯著低于健聽個體。這個結果一方面說明了目標刺激的社會屬性會調節個體的注意功能（Federico etal.，2013），另一方面說明聽障個體對完整生物運動信息的注意警覺和執行控制都出現了缺損。以往也有一些關于聽障個體生物運動信息加工特點的研究。例如，Ludlow等（2013）考察了聽障兒童對光點小人動作類型（如舉、跳、踢、爬、跑等動作）和情緒類型（如驚訝、悲傷、高興、憤怒等情緒）的識別特點，研究發現聽障兒童對光點小人動作和情緒的識別能力都要差于其年齡匹配的健聽兒童，說明聽障個體對生物運動的社會情緒加工存在缺陷。相比對光點小人動作類型和情緒類型的識別，對光點小人行走方向的識別僅涉及對生物運動的感知，這最大程度地減少了個體對動作經驗信息的需求以及自上而下認知加工過程的影響（Kimetal.，2013）。因此，本研究擴展了以往研究，在一定程度揭示了聽障個體對生物運動信息的注意存在缺陷。生物運動傳遞了豐富的社會信息，生物運動感知與社會認知過程有著密切的關系（Keriamp;Benedek，2009）。以往研究也認為個體的生物運動信息加工能力是反映其社會認知能力的重要指標（Pavlova，2012）。例如，社會認知能力存在缺陷的孤獨癥患者也存在生物運動信息加工能力受損（Blake et al.， 2003;Freitag et al.， 2008; Koldewyn etal.，2010）。因此，聽障個體對生物運動信息的注意網絡功能受損，可能反映了其社會認知缺陷。這與以往關于聽障個體社會認知的研究結果一致，聽障個體在面部情緒理解（deGraciaetal.，2021）和心理理論等社會認知方面存在缺陷（Petersonamp;Siegal，1995;Remmel amp; Peters，2009;Russell etal.，1998;Stanzioneamp;Schick，2014）。但是，聽障個體對生物運動信息的注意網絡功能是否與其社會認知能力存在相關關系還有待進一步的研究。

值得注意的是，只在對完整生物運動信息的加工上，聽障個體出現了注意網絡功能受損，當目標刺激為局部和打亂的生物運動序列時，聽障個體在注意警覺、定向和執行控制上的加工效率均與健聽個體沒有差異。該結果一方面說明了聽障個體對局部和打亂的生物運動的注意功能不存在缺損，另一方面也為整體形狀信息與局部運動信息在生物運動加工中存在獨立機制提供了一定的證據。以往對于生物運動倒置效應的研究發現，整體形狀和局部生物運動信息可能在生物運動感知過程中發揮著獨立的作用（Trojeamp;Westhoff，2006）。研究者也指出在局部生物運動信息的加工過程中，腳部的運動，尤其是腳部運動的垂直重力加速度在該加工過程中起到了關鍵的作用，并且識別該部分的能力可能是與生俱來的（Changamp;Troje，2009；Trojeamp;Westhoff，2006）。例如，對局部生物運動信息的敏感性在新生兒身上也存在，說明個體對局部生物運動信息的加工能力是先天的（Simion etal.，2008）。此外，Wang等（2018）采用經典的雙生子實驗證明，在加工局部生物運動信息時，高達 50% 的個體間差異可由遺傳因素解釋，而對完整生物運動加工的差異在很大程度上受環境因素和其他非特定因素的影響，但不受遺傳因素的影響。Hirai和Senju （2020）提出了一種關于生物運動加工的雙加工理論，他們認為個體加工生物運動信息（行走的光點小人）時，存在兩個系統，分別是腳部檢測（step detector）系統和身體動作評估（bodily action evaluator）系統。腳部檢測系統能快速加工脊椎動物所特有的局部腳部信息（腳部位于身體下方）以及腳部運動信息，該系統較少受后天經驗的影響；而身體動作評估系統負責加工生物運動的整體結構，該系統依賴于視覺經驗的積累與社會文化學習（Hiraiamp; Senju，2020）。因此，聽障個體完整生物運動的注意功能表現出受損可能是由于聽覺經驗剝奪而帶來的社會生活環境的變化以及社會文化學習經驗的不同所造成。另外，研究者認為箭頭是一種過度學習的符號，在日常的生活中得到了強化。已有研究表明，箭頭作為一種非社會性線索，其引起的注意效應沒有遺傳性（Wangetal.，2020）。因此，聽障個體在以箭頭為目標刺激的注意網絡測試中所表現出的執行控制功能受損可能與環境因素有關。而局部與打亂的生物運動破壞了整體形狀而保留了局部運動信息，人們對其的感知與識別更多地是一種自動化的加工，較少受后天經驗的影響。因此，目標刺激為打亂與局部生物運動信息時，聽障和健聽個體的注意網絡功能沒有顯著差異。在實驗2中，當采用Flanker范式直接測量個體的執行控制功能時，聽障個體仍然表現出了對完整生物運動信息的執行控制功能缺陷，而在局部和打亂生物運動信息的執行控制功能上與健聽個體沒有顯著差異。這也進一步反映了生物運動的整體形狀加工和局部運動加工是兩種不同的加工，可能存在獨立的加工機制。

盡管如此，由于箭頭信息是一種非運動信息，而生物運動信息是一種運動信息，因此，在箭頭信息和生物運動信息加工上產生的實驗效應差異也可通過信息的運動屬性差異來解釋。未來研究可以再增設非生物體運動信息和靜態的生物運動信息這兩個實驗條件，這樣可以明確實驗效應是由刺激的運動性，還是生物性或是兩者的結合所導致。并且，未來研究也有必要進一步采用ERP或fMRI技術揭示聽障個體對完整和局部生物運動刺激注意加工的內在神經機制。

6 結論

本研究表明生物運動信息會調節聽障個體的注意網絡功能。當目標刺激為完整生物運動信息時，聽障個體的注意警覺和執行控制功能受損，而在局部和打亂的生物運動信息上，聽障個體的注意警覺、注意定向以及執行控制功能均未受損。這些結果不但加深了我們對聽障個體生物運動信息注意加工特征的理解，也為局部生物運動加工的特異性提供了一定的證據支持。

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Impact of point-light biological motion information on attentional network function in hearing-impaired individuals

CHEN Jie1，2.3， CAI Jiahui1， LAN Yadi1， LI Wenjie1

（SchoolofEducational Science，HunanNormal University，Changsha4oo81，China） （2Cognition and Human Behavior Key Laboratory of Hunan Province， Changsha 410o81，China （InstituteofInterdisciplinary Studies，Hunan Normal University，Changsha 41oo81，China）

Abstract

Biological motion conveys extensive social information. Thus，the accurate identification of biological motion information is essential for our survival and social development. Previous studies have suggested that auditory deprivation could alter thevisual attntion function of hearing-impaired individuals.However， the impact of biological motion information on the visual atention function of such individuals remains unclear. The attentional network test （ANT），along with amodified Flanker task， was used in the study to investigate the attentional network function in processing point-light biological motion information in hearing-impaired and hearing individuals.

In Experiment la，the classical ANT was used to investigate the attentional network function of hearing-impaired individuals.In this task， in which the target stimulus comprised a series ofarrows featuring a central arrow flanked by additional arrows，participants were required to judge the direction of the central arrow. In Experiment 1b，a modified version of theclasscal atentional network test was employed， using intact，local， and scrambled biological motion sequences as target stimuli to investigate the influence of biological motion information on the atentional network function.Experiment 2 employed an adapted version of the Flanker task to examine theexecutivecontrol inprocesing intact，local，andsrambledbiological motionsequences. InExperiments 1b and 2， participants were required to judge the walking direction ofthe central point-light biological motion.

The results of Experiment la indicated that executive control efficiency was markedly lower in hearing-impaired than among hearing individuals. However， no significant differences were observed in alerting and orienting eficiencies between these two groups.Experiment 1b results indicated that hearing-impaired individuals had significantly lower efficiency in alerting and executive control in intact biological motion than hearing individuals.However，no significant differences were observed in the efficiencies of the three attentional networks between two groups in terms of processing local and scrambled biological motion. Experiment 2 results further revealed significantly lower eficiency of executive control in hearing-impaired than in hearing individuals for intact biological motion， but not for local or scrambled biological motion.

Overall， the present study reveals that biological motion information could affect the attentional network function of hearing-impaired individuals.The findings not only deepen academic comprehension of the visual atention for biological motion information among hearing- impaired individuals but also offer empirical support for the specificity of local biological motion processing.

Keywordshearing impaired individuals， biological motion， attentional network test