甄霜菊， 胡諫萍， 孟 陽， 張 衛(wèi)

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動作視頻游戲與認(rèn)知控制的關(guān)系

甄霜菊， 胡諫萍， 孟 陽， 張 衛(wèi)

認(rèn)知控制是個體根據(jù)環(huán)境變化控制或調(diào)節(jié)自己反應(yīng)的能力，是一個人心理執(zhí)行功能的核心。根據(jù)認(rèn)知控制的雙機(jī)制理論，結(jié)合停止信號任務(wù)和貝葉斯動態(tài)模型，考察動作視頻游戲經(jīng)驗與反應(yīng)控制和前攝控制的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)游戲組與控制組的成功反應(yīng)率、成功控制率、反應(yīng)試次反應(yīng)時及停止信號反應(yīng)時沒有顯著差異；(2)游戲組與控制組的錯誤后減慢效應(yīng)和停止后減慢效應(yīng)也沒有顯著差異；(3)游戲組的序列效應(yīng)顯著低于控制組的序列效應(yīng)。這些結(jié)果表明，動作視頻游戲經(jīng)驗對反應(yīng)控制沒有影響，但可能損害了個體的貝葉斯學(xué)習(xí)，使玩家不能根據(jù)對環(huán)境刺激的預(yù)期實時地調(diào)整自己的行為，表現(xiàn)出前攝控制的削弱。

視頻游戲經(jīng)驗 反應(yīng)控制 前攝控制 貝葉斯模型

一、引 言

從20世紀(jì)末以來，隨著電腦等信息技術(shù)的飛速發(fā)展，視頻游戲已成為兒童乃至成年人空閑時間的重要活動。[1]據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展報告(2016)》顯示，截至2015年底，中國網(wǎng)絡(luò)視頻游戲用戶達(dá)3.91億，占整體網(wǎng)民的56.9%。[2]游戲中的動作視頻游戲(action video games，AVGs)尤其受到玩家的青睞，它是指需要玩家在復(fù)雜的3D設(shè)置中面對快速和/或轉(zhuǎn)瞬即逝的目標(biāo)時能做出快速、準(zhǔn)確反應(yīng)的電子游戲，這類游戲需要玩家強(qiáng)大的外圍處理能力以及在注意力高度集中與快速分配之間持續(xù)轉(zhuǎn)換。[3]

當(dāng)前，視頻游戲經(jīng)驗對個體認(rèn)知功能的影響日益引起研究者的關(guān)注。[4]Green和Bavelier回顧了現(xiàn)有動作視頻游戲與個體認(rèn)知能力的相關(guān)研究后指出，大部分研究支持游戲經(jīng)驗與認(rèn)知能力的提高有關(guān)，這涵蓋了低級的知覺技能到高級的認(rèn)知靈活性，包括視覺敏感性、基本視野、視覺決策水平、加工速度、知覺的同時性與時間順序判斷、跨空間選擇任務(wù)相關(guān)信息的能力和速度、克服注意捕獲、追蹤多個移動目標(biāo)的能力、復(fù)雜圖形的心理旋轉(zhuǎn)、視覺信息的記憶、任務(wù)轉(zhuǎn)換能力、同時執(zhí)行多個任務(wù)的能力等。[3]

此外，目前有少數(shù)研究探討了視頻游戲經(jīng)驗與認(rèn)知控制的關(guān)系，[5]但所得結(jié)論并不一致。例如，Kronenberger等人考察了視頻游戲經(jīng)驗與Stroop干擾效應(yīng)(認(rèn)知控制的指標(biāo))的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者存在中等程度的負(fù)相關(guān)，即隨著視頻游戲經(jīng)驗的上升，認(rèn)知控制能力下降。[6]該團(tuán)隊還利用fMRI(functional magnetic resonance imaging)比較了高頻游戲玩家與低頻游戲玩家在數(shù)數(shù)Stroop任務(wù)中大腦的激活情況，發(fā)現(xiàn)相比于中性試次，低頻游戲玩家在不一致試次中表現(xiàn)出更大的前扣帶回(anterior cingulate)及外側(cè)額葉皮層(lateral frontal cortex)的激活，而高頻玩家在執(zhí)行不一致試次時卻沒能激活這兩個腦區(qū)。[7]上述兩項研究表明，游戲經(jīng)驗可能與降低的認(rèn)知控制能力有關(guān)。然而，Colzato和van den Wildenberg采用停止信號任務(wù)(Stop Signal Task，SST)，通過招募有游戲經(jīng)驗及極少或無游戲經(jīng)驗的被試，考察了兩組在反應(yīng)控制上的差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，游戲經(jīng)驗組與非游戲經(jīng)驗組的停止信號反應(yīng)時并無顯著差異，即兩組的反應(yīng)控制能力相當(dāng)。[5]其后，Steenbergen等人采用停止變化范式(stop-change paradigm)再次考察了游戲經(jīng)驗組與非游戲經(jīng)驗組的反應(yīng)控制，同樣沒有發(fā)現(xiàn)顯著的組間差異。[8]

導(dǎo)致以往研究結(jié)論不一致的原因之一可能是研究范式的不同。前述提到的四項研究中，發(fā)現(xiàn)游戲經(jīng)驗可能與降低的認(rèn)知控制能力有關(guān)的兩項研究均采用了Stroop任務(wù)，而采用停止信號任務(wù)的研究[5]卻沒能得出這一結(jié)論。徐雷、唐丹丹和陳安濤指出，一個微小的因素、甚至指導(dǎo)語的細(xì)微差異都可能導(dǎo)致被試的期望不同，從而引起認(rèn)知控制模式的改變。[9]因此，為了獲得更穩(wěn)定的結(jié)果，有必要采用多種研究范式對游戲與認(rèn)知控制的關(guān)系進(jìn)行驗證與拓展。

另外，現(xiàn)有關(guān)于動作視頻游戲與認(rèn)知能力的探討主要局限于反應(yīng)控制。而認(rèn)知控制的雙機(jī)制理論(Dual mechanisms of cognitive control theory，DMC)認(rèn)為，根據(jù)環(huán)境需要以及個體差異，我們可以采用認(rèn)知控制的任意兩種模式：前攝控制和反應(yīng)控制。[10]其中，前攝控制代表了調(diào)節(jié)的未來取向，它在關(guān)鍵刺激出現(xiàn)之前就能調(diào)整信息加工系統(tǒng)的傾向性，從而形成相應(yīng)的反應(yīng)準(zhǔn)備。而反應(yīng)控制代表了調(diào)節(jié)的即時形式，它在信息加工系統(tǒng)內(nèi)部的沖突或歧義上升時發(fā)揮作用。[10]前攝控制是一種線索驅(qū)動(cue-driven)的認(rèn)知控制，受自上而下的信息加工影響較大，而反應(yīng)控制是一種探測驅(qū)動(probe-driven)的認(rèn)知控制，更多地受自下而上信息加工的影響。[9]

Bailey，West和Anderson的工作是目前已發(fā)表的唯一一個同時考察玩家與非玩家反應(yīng)控制和前攝控制的研究。[1]他們結(jié)合Stroop任務(wù)和ERP(Electron Paramagnetic Resonance)技術(shù)探討了游戲經(jīng)驗與個體認(rèn)知控制能力的關(guān)系，以Stroop干擾效應(yīng)和沖突慢波(Conflict Slow Potential，CSP)作為反應(yīng)控制的指標(biāo)，以沖突適應(yīng)效應(yīng)、內(nèi)側(cè)額葉負(fù)波(Medial Frontal Negativity，MFN)和額葉慢波(Frontal Slow，F(xiàn)SW)作為前攝控制的指標(biāo)。行為研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，高頻游戲玩家與低頻游戲玩家的Stroop干擾效應(yīng)沒有顯著差異，但高頻玩家的沖突適應(yīng)效應(yīng)較??；腦電指標(biāo)方面，兩組的CSP沒有顯著差異，但高頻玩家的MFN和FSW顯著小于低頻玩家。上述結(jié)果表明，視頻游戲經(jīng)驗對高頻玩家的反應(yīng)控制能力沒有影響，但影響了他們的前攝控制能力。

Bailey等人的研究為我們理解視頻游戲與認(rèn)知控制的關(guān)系提供了一個新的視角。然而，目前對于反應(yīng)控制與前攝控制的ERP指標(biāo)還存在比較大的爭議。例如，在Bailey等人的研究中采用MFN(也即N450[11])作為前攝控制的指標(biāo)，而van Wouwe，Band和Ridderinkhof等人則把與N450同樣反映沖突監(jiān)測的N2作為反應(yīng)控制的指標(biāo)。[12]所以，相關(guān)ERP成分可能不足以作為區(qū)分前攝控制與反應(yīng)控制的典型指標(biāo)，[9]后續(xù)研究有必要通過其他研究范式或計算方法進(jìn)一步區(qū)分認(rèn)知控制的這兩個具體成分(尤其是前攝控制)。

前攝控制是一種線索驅(qū)動的認(rèn)知控制，其核心過程是從變化的背景信息中形成對刺激的預(yù)期，并根據(jù)預(yù)期實時地調(diào)整自己的行為。[13—14]Ide，Shenoy，Yu和Li結(jié)合貝葉斯動態(tài)模型發(fā)現(xiàn)，在停止信號任務(wù)中，每次停止/執(zhí)行試次的出現(xiàn)都會提高/降低被試對隨后遇到停止試次的概率估計，且被試會根據(jù)這個概率估計來調(diào)整自己在該執(zhí)行試次的反應(yīng)時，這種根據(jù)對停止試次的概率估計來調(diào)整反應(yīng)時的序列效應(yīng)(sequential effect)反映了被試根據(jù)背景信息調(diào)整行為的能力。[15]此外，在停止信號任務(wù)中，兩個傳統(tǒng)的行為指標(biāo)——錯誤后減慢效應(yīng)(post-error slowing，PES[16])和停止后減慢效應(yīng)(post-stop slowing，PSS[17])也在一定程度上體現(xiàn)了個體對背景信息的加工。[14]

因此，本研究擬通過停止信號任務(wù)：(1)探討動作視頻游戲經(jīng)驗對個體反應(yīng)控制的影響；(2)結(jié)合貝葉斯動態(tài)模型，考察動作視頻游戲經(jīng)驗對個體前攝控制的影響。停止信號任務(wù)在前人的研究中被證實是考察個體反應(yīng)控制的有效策略，[5]而結(jié)合貝葉斯計算模型使得我們不僅可以采用該任務(wù)檢驗先前的有關(guān)反應(yīng)控制的結(jié)果，還能更好揭示游戲經(jīng)驗與前攝控制之間的關(guān)系。

二、方 法

(一)被試

來自廣東省兩所本科院校的66名男性被試參與了本實驗，年齡介于19到21歲之間。被試的招募基于Colzato使用的視頻游戲問卷[5]。該問卷調(diào)查了被試玩游戲的頻率、游戲時間、游戲名稱以及游戲類型。最后篩選出高頻玩家(游戲組，至少一年內(nèi)平均每周玩5個小時以上的動作視頻游戲)35人，低頻玩家(控制組，不玩或幾乎不玩視頻游戲)31人。所有被試均為右利手者，視力或矯正視力正常，無色盲或色弱現(xiàn)象。

(二)實驗程序

停止信號任務(wù)。該任務(wù)包括反應(yīng)試次和停止試次兩種試次類型。其中，反應(yīng)試次約占75%，停止試次約占25%。兩種類型的試次隨機(jī)出現(xiàn)，試次間隔的時間平均為2秒。在試次開始時，電腦屏幕中央出現(xiàn)一個小圓點以吸引被試的注意。在1-5秒的隨機(jī)間隔后，小圓點會變成一個圓圈，圓圈作為反應(yīng)信號促使被試快速按鍵。當(dāng)被試按鍵或者一秒后被試仍然沒有按鍵，圓圈消失，試次終止。在停止試次中，反應(yīng)信號后會出現(xiàn)“×”這一停止信號。反應(yīng)信號和停止信號之間的時間距離，即停止信號延遲間隔(Stop Signal Delay，SSD)按照追蹤算法設(shè)置。實驗開始時，停止信號延遲間隔被設(shè)置為200毫秒，其后會根據(jù)被試的反應(yīng)做動態(tài)調(diào)整：如果被試在當(dāng)前停止試次中成功抑制反應(yīng)，則下一個停止試次的SSD延長 67毫秒[18]，以增加成功抑制的難度；如果被試在當(dāng)前停止試次中未能成功抑制反應(yīng)，則下一停止試次的SSD縮短67毫秒，以增加成功抑制的可能性。通過這種追蹤算法，使被試的SSD呈階梯式的動態(tài)變化，我們預(yù)期被試可以成功抑制50%的停止試次。在停止試次中，如果被試未能抑制反應(yīng)，則停止信號在被試按鍵后立即消失；如果被試成功抑制，則停止信號的呈現(xiàn)時間為(1000-SSD)毫秒。在看到反應(yīng)信號后，被試需要迅速按鍵，但同時也要一直記住停止信號可能會出現(xiàn)。被試在正式實驗前進(jìn)行練習(xí)，以確保正確理解實驗任務(wù)。每個被試一共需要完成3個組塊的停止信號任務(wù)，每個組塊包括100試次，整個實驗大概需要10分鐘，所有被試單獨施測。

(三)數(shù)據(jù)分析

1. 反應(yīng)控制指標(biāo)

成功反應(yīng)率和成功抑制率，指停止信號任務(wù)中被試在反應(yīng)試次的正確反應(yīng)率和在停止試次中的正確抑制率。根據(jù)追蹤算法，被試的成功抑制率應(yīng)該接近50%。

反應(yīng)試次的反應(yīng)時(Go reaction time，GoRT)，是指被試在反應(yīng)試次中的反應(yīng)時，反映的是被試對刺激的一般反應(yīng)速度。我們把每個被試的反應(yīng)試次反應(yīng)時的中位數(shù)作為他的反應(yīng)試次反應(yīng)時。

停止信號反應(yīng)時(Stop signal reaction time，SSRT)，指的是被試從停止信號出現(xiàn)到成功完成停止信號的時間，即被試成功抑制一個動作沖動所需要的內(nèi)在反應(yīng)時間。在計算SSRT之前，首先計算關(guān)鍵SSD。根據(jù)Hu，Tseng，Winkler和Li[19]及胡諫萍[14]的研究，停止試次的SSD按順序組合一起，如SSD在連續(xù)三個或以上的停止試次中遞增，則相應(yīng)試次組合成遞增序列；如果SSD在連續(xù)三個或以上的停止試次中遞減，則相應(yīng)試次組合成遞減序列。我們把偶數(shù)序列中的中間停止試次的SSD(如果序列中含有停止試次的個數(shù)為偶數(shù)，則取中間兩個停止試次的SSD的平均數(shù))的平均數(shù)作為該被試的關(guān)鍵SSD，然后將每個被試的反應(yīng)試次反應(yīng)時減去關(guān)鍵SSD得到SSRT。

2.前攝控制指標(biāo)

錯誤后減慢效應(yīng)和停止后減慢效應(yīng)。在簡單反應(yīng)時任務(wù)里，錯誤后正確反應(yīng)的反應(yīng)時與正確后正確反應(yīng)的反應(yīng)時相比具有顯著延長的現(xiàn)象(延長的反應(yīng)時被認(rèn)為反映了錯誤監(jiān)控[18])，這被稱為錯誤后減慢。[20]我們計算出被試停止錯誤后執(zhí)行試次的反應(yīng)時和執(zhí)行試次后執(zhí)行試次的反應(yīng)時差異，并將其效應(yīng)量作為錯誤后減慢效應(yīng)。類似地，與低沖突試次后正確反應(yīng)的反應(yīng)時相比，高沖突試次后正確反應(yīng)的反應(yīng)時也會延長。我們計算出個體在停止試次后執(zhí)行試次的反應(yīng)時和執(zhí)行試次后執(zhí)行試次的反應(yīng)時差異，并將其效應(yīng)量作為停止后減慢效應(yīng)。

貝葉斯模型的序列效應(yīng)。在停止信號任務(wù)中，與反應(yīng)試次后的反應(yīng)試次的反應(yīng)時相比，停止試次后的反應(yīng)試次的反應(yīng)時要更慢，這反映了個體根據(jù)背景信息調(diào)整行為的能力。[18]也就是說，被試根據(jù)之前停止試次的經(jīng)驗預(yù)期接下來有可能再次出現(xiàn)停止信號，因而減慢反應(yīng)速度。雖然有研究認(rèn)為這種調(diào)整過程是離散事件，但是被試有可能使用序列事件的經(jīng)驗來更新他們對停止信號出現(xiàn)的預(yù)期，從而相應(yīng)地調(diào)整他們的行為。

為了進(jìn)一步探索序列事件如何影響被試對停止信號出現(xiàn)的可能性的主觀估計，本研究參考Ide等人[15, 18]和胡諫萍[14]的研究，根據(jù)之前的刺激歷史和現(xiàn)有的觀察，使用動態(tài)的貝葉斯模型來估計接下來的停止信號出現(xiàn)的后驗概率。貝葉斯模型假設(shè)被試相信，第k試次出現(xiàn)停止信號的概率rk有概率α的機(jī)會和k-1試次一樣，有概率(1-α)的機(jī)會與固定分布π(rk)同分布。被試也被認(rèn)為相信，第k試次是一個停止試次的概率是rk，相應(yīng)地，第k試次是一個反應(yīng)試次的概率是1-rk。基于這些假設(shè)，貝葉斯模型假定被試使用貝葉斯推論來更新他們對于第k試次出現(xiàn)停止信號的先驗分布，即p(rk|sk-1)。p(rk|sk-1)是根據(jù)第k-1試次的后驗分布p(rk-1|sk-1)和第k-1試次的實際類別(若該試次為停止信號，則sk=1; 若該試次為反應(yīng)試次，sk=0)。

特別地，已知第k- 1試次的后驗分布是p(rk-1|sk-1)，那么第k試次停止信號的先驗分布為p(rk|sk-1)=αp(rk-1|sk-1)+(1-α)π(rk)。在這里，固定分布π(rk)是一個beta分布，有兩個參數(shù)，分別是先驗平均(prior mean，pm)和度量(scale，sc)。

根據(jù)貝葉斯規(guī)律，后驗分布是通過先驗分布和結(jié)果似然函數(shù)計算得來的，即p(rk|sk)αp(sk|rk)p(rk|sk-1).

為了方便，在本研究中，第k試次出現(xiàn)停止信號的貝葉斯概率估計，簡稱為p(Stop)，預(yù)測分布p(rk|sk-1)表述如下:

p(sk=1|sk-1) =∫P(sk=1|rk)P(rk|sk-1)drk=

∫rkP(rk|sk-1)drk= (rk|sk-1).

換言之，第k試次是停止試次的概率p(Stop)是預(yù)測分布p(rk|sk-1)的平均數(shù)。

對于每個被試來說，通過給定一系列的觀察值(停止試次為1，反應(yīng)試次為0)和三個模型參數(shù){α，pm，sc}，我們可以估計每個試次的p(Stop)。參數(shù)α量化了被試對于先前試次的權(quán)重，參數(shù)pm是對于停止信號出現(xiàn)的預(yù)期的平均數(shù)。我們把序列效應(yīng)定義為p(Stop)和所有反應(yīng)試次的反應(yīng)時的線性相關(guān)。

總的來說，被試對停止信號出現(xiàn)的可能性有一個先驗估計，通過統(tǒng)計模型把這個先驗估計量化形成先驗分布；被試通過貝葉斯規(guī)則來更新這個先驗分布，建立試次間(trial-by-trial)的動態(tài)模型，計算被試對每個試次出現(xiàn)停止信號的預(yù)期，并探討這種預(yù)期是怎樣影響反應(yīng)時的。

序列效應(yīng)：參數(shù)分析(Sequential effect: A parameter set analysis，SeqEff)。我們假設(shè)游戲組和控制組的被試有不同的序列效應(yīng)。所以，在個體水平上，我們探討貝葉斯模型里面哪些參數(shù)可以產(chǎn)生反應(yīng)試次反應(yīng)時和p(Stop)之間的最大的相關(guān)系數(shù)Rmax[17]。模型參數(shù)的探索空間如下:α=[0.5，0.51，…，0.98]，pm=[0.02，0.03，…，0.5]，和sc=[1，2，…，12]。我們識別出每個被試的最佳模型參數(shù)(αmax，pmmax，scmax)，這些最佳模型參數(shù)可以得到Rmax。我們比較游戲組被試和控制組被試在各個參數(shù)上的差異。

為了使序列效應(yīng)最大化，我們識別出每個被試的最佳模型參數(shù)，但是我們也注意到，由于每個被試只有有限的試次，所以每個被試的模型參數(shù)存在很大的不確定性和噪音。在這種情況下，研究者通常使用固定的模型參數(shù)來進(jìn)行以模型為基礎(chǔ)的行為分析。[21]這些固定的模型參數(shù)能夠最大限度地反映該組被試的表現(xiàn)。所以，為了比較游戲組被試和控制組被試的序列效應(yīng)，我們把被試在該條件的最佳模型參數(shù)(αmax，pmmax，scmax)的平均值作為該條件的固定模型參數(shù)，并計算每個被試的反應(yīng)試次的反應(yīng)時與p(Stop)的相關(guān)系數(shù)(RSeqEff)。我們把每個被試的RSeqEff通過Fisher轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換成ZSeqEff，使之符合正態(tài)分布和適合進(jìn)行參數(shù)分析。所有的統(tǒng)計分析均通過Matlab和SPSS 19.0 完成。

三、結(jié)果與分析

(一)動作游戲經(jīng)驗與反應(yīng)控制

賽馬模型認(rèn)為，執(zhí)行和停止過程通過在速度上的相互競爭來決定優(yōu)勢反應(yīng)，[22]停止信號反應(yīng)時(SSRT)通過每個被試的反應(yīng)試次反應(yīng)時減去關(guān)鍵SSD計算得到。更長的SSRT代表更差的反應(yīng)控制。在當(dāng)前的停止信號任務(wù)中，通過獨立樣本t檢驗比較了游戲組與控制組被試在成功反應(yīng)率、成功抑制率、反應(yīng)試次反應(yīng)時和停止試次反應(yīng)時上的差異。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在成功反應(yīng)率上，游戲組的成功反應(yīng)率(mean±SD, 93.5±5.3%)和控制組(93.5±5.2%)沒有顯著差異，t(64) = 0.027，p=0.978，Cohen’sd=0.006。同樣地，游戲組的成功抑制率(mean±SD, 51.9±3.5%)和控制組(52.7±3.4%)也沒有顯著差異，t(64) = -0.946，p=0.348，Cohen’sd=0.233，這表明兩組被試在停止信號任務(wù)中的表現(xiàn)都遵循“階梯法”。在反應(yīng)試次反應(yīng)時方面，游戲組的反應(yīng)試次反應(yīng)時(mean±SD, 635.9±97.3ms)與控制組(628.5±107.3 ms)沒有顯著差異(見圖1a)，t(64) = 0.297，p=0.767，Cohen’sd=0.073。最后，在停止信號反應(yīng)時上，游戲組的停止信號反應(yīng)時(mean±SD, 203.1±34.4ms)與控制組(196.6±42.8ms)同樣沒有顯著差異(見圖1b)，t(64)=0.689，p=0.493，Cohen’sd=0.167。

圖1 游戲組與控制組反應(yīng)試次反應(yīng)時(a)與 停止信號反應(yīng)時(b)的差異比較

(二)動作游戲經(jīng)驗與前攝控制

首先，我們考察了游戲經(jīng)驗對錯誤后放慢效應(yīng)的影響。獨立樣本t檢驗表明，游戲組的錯誤后放慢效應(yīng)(mean±SD, 0.720±1.711)和控制組的錯誤后放慢效應(yīng)(0.613±1.650)沒有顯著差異，t(64)=0.259，p=0.796，Cohen’sd=0.064。

其次，繼續(xù)考察游戲經(jīng)驗對停止后放慢效應(yīng)的影響。獨立樣本t檢驗表明，游戲組的停止后放慢效應(yīng)(mean±SD, 0.540±1.625)和控制組的停止后放慢效應(yīng)(1.013±1.680)沒有顯著差異，t(64)=-1.161，p=0.250，Cohen’sd=0.286。

接著，通過數(shù)據(jù)擬合，我們分別得到游戲組和控制組的每個被試的最佳模型參數(shù)(αmax, pmmax, scmax)。獨立樣本t檢驗結(jié)果表明，兩組被試在這三個參數(shù)上沒有顯著差異(分別見圖2a，2b和2c)。具體地，αmax：t(64)=-0.278，p=0.782；pmmax：t(64)=1.845，p=0.070；scmax：t(64)=-0.046，p=0.963。

最后，為了考察兩組被試在序列效應(yīng)上的差異，我們把游戲組被試的最佳模型參數(shù)(αmax, pmmax, scmax：0.91, 0.23, 11)和在控制組的最佳模型參數(shù)(0.92, 0.13, 11)的平均值分別作為兩組的固定模型參數(shù)，并計算每個被試的反應(yīng)試次的反應(yīng)時和P(Stop)的相關(guān)系數(shù)(RSeqEff)。把每個被試的RSeqEff通過Fisher轉(zhuǎn)換，轉(zhuǎn)換成ZSeqEff，使之符合正態(tài)分布和適合進(jìn)行參數(shù)分析。獨立樣本t檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，控制組被試(mean±SD,ZSeqEff=0.163±0.12)比游戲組被試(ZSeqEff=0.092±0.143)表現(xiàn)出更大的序列效應(yīng)(見圖2d)，t(64)=-2.142，p=0.036，Cohen’sd=0.545。

圖2 游戲組與控制組αmax，pmmax，scmax和 ZSeqEff的差異比較

四、討 論

認(rèn)知控制對個人生活及人際關(guān)系的重要性顯而易見，許多患有精神及神經(jīng)系統(tǒng)疾病(如注意缺陷多動障礙、強(qiáng)迫癥、執(zhí)行缺陷綜合癥)的個體均缺乏認(rèn)知控制，老年人以及有不良生活習(xí)慣(如酒精和藥物濫用等)的個體同樣存在認(rèn)知控制的問題。[8]本研究結(jié)合停止信號任務(wù)和貝葉斯模型，探討了動作游戲經(jīng)驗與認(rèn)知控制的關(guān)系。結(jié)果表明，視頻游戲經(jīng)驗不同程度地影響了認(rèn)知控制的具體方面，包括反應(yīng)控制與前攝控制。

本研究采用了停止信號任務(wù)測量個體的反應(yīng)抑制。其優(yōu)點在于采用追蹤算法來確定反應(yīng)信號與停止信號之間的時間距離，以保證被試能夠成功抑制大概50%的停止試次。[14]該設(shè)置對被試的反應(yīng)抑制提出了很高的要求。與Colzato等人[5]和Steenbergen等人[8]的研究一致，本研究也發(fā)現(xiàn)游戲組與控制組的反應(yīng)控制不存在顯著差異。這提示我們可能玩家的反應(yīng)控制對動作游戲不敏感。這實際上是一個非常有趣的發(fā)現(xiàn)。[5]有研究者認(rèn)為，由于動作視頻游戲(特別是第一人稱射擊游戲)要求玩家對不可預(yù)期的、快速變換的場景做出迅速、靈活的反應(yīng)，這類游戲被指責(zé)增加了玩家的沖動行為。[8]但我們及其他研究者[1, 5, 8]的研究結(jié)果并不支持這一觀點，因為玩家的反應(yīng)控制并沒有比控制組差。然而，兩組被試表現(xiàn)出相似的反應(yīng)控制水平也提示我們，以往研究發(fā)現(xiàn)的與游戲經(jīng)驗有關(guān)的認(rèn)知的潛在獲益可能并不能推廣到所有的認(rèn)知功能，未來研究需要進(jìn)一步探討可能的原因。[8]

前人研究主要集中于動作游戲經(jīng)驗與反應(yīng)控制的關(guān)系，較少關(guān)注游戲經(jīng)驗與個體背景信息加工能力的關(guān)系。我們與Bailey等人[1]的研究結(jié)果較為一致，本研究也發(fā)現(xiàn)視頻游戲經(jīng)驗與較低的前攝控制有關(guān)。游戲經(jīng)驗可能使得玩家過分關(guān)注突顯事件，以至于不能有效地綜合考慮、評價和整合先前的背景信息并指導(dǎo)行為，從而表現(xiàn)出更弱的前攝控制。另外，本研究采用停止信號任務(wù)，在反應(yīng)控制和前攝控制上都得出了與Bailey等人[1]采用Stroop任務(wù)得到的相似結(jié)果，這說明動作視頻游戲與這兩種認(rèn)知控制的關(guān)系在不同任務(wù)中具有一定的穩(wěn)定性。

當(dāng)然，本研究也還有著一些局限。首先，也是最為重要的一點是，橫斷研究的性質(zhì)使得我們所觀察到的前攝控制的組間差異并不必然存在因果關(guān)系。可能預(yù)先存在的基因及神經(jīng)發(fā)展的差異導(dǎo)致了某些個體更容易被動作游戲吸引。[4, 8]與大多數(shù)探討游戲效應(yīng)的研究一樣，未來研究可通過招聘不玩游戲的被試，訓(xùn)練他們分別玩那些在趣味性、流暢性、喚醒度方面匹配的動作游戲與非動作游戲，通過前后測的方式進(jìn)一步確定其因果關(guān)系。[3]其次，我們的研究并沒有考察動作游戲組是否存在游戲成癮的被試，這可能是導(dǎo)致我們的結(jié)論與以往部分研究不一致(Kronenberger等人的研究發(fā)現(xiàn)游戲經(jīng)驗與降低的反應(yīng)控制有關(guān)[6])的原因。Li等人的研究發(fā)現(xiàn)，與正常個體相比，網(wǎng)絡(luò)成癮者在停止信號任務(wù)中表現(xiàn)出延長的SSRT，也即他們需要更長的時間來控制按鍵反應(yīng)。[23]作為網(wǎng)絡(luò)成癮的亞型，視頻游戲成癮者是否同樣表現(xiàn)出反應(yīng)控制的缺陷？把他們與玩游戲的非成癮被試歸到同一組別，是否抵消了游戲?qū)Ψ浅砂a玩家反應(yīng)控制的提高？未來研究需進(jìn)一步區(qū)分游戲成癮被試與游戲非成癮被試在相關(guān)任務(wù)上的表現(xiàn)。最后，關(guān)于樣本的問題。本研究被試人數(shù)較少，且只招聘了男性被試，研究結(jié)果不一定能推廣到女性?？紤]到男性比女性更多地報告動作游戲經(jīng)驗，[24]招募被試時我們僅限于男性，導(dǎo)致不能進(jìn)行反應(yīng)控制與前攝控制的性別間比較。后續(xù)研究也可通過擴(kuò)大樣本量及平衡性別的方法克服這一問題。

五、結(jié) 論

本研究采用停止信號任務(wù)和貝葉斯動態(tài)模型考察了動作視頻游戲經(jīng)驗與反應(yīng)控制和前攝控制的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

(1)動作視頻游戲組與控制組的成功反應(yīng)率、成功控制率、反應(yīng)試次反應(yīng)時及停止信號反應(yīng)時沒有顯著差異；

(2)動作視頻游戲組與控制組的錯誤后減慢效應(yīng)和停止后減慢效應(yīng)也沒有顯著差異；

(3)動作視頻游戲組的序列效應(yīng)顯著低于控制組的序列效應(yīng)。

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【責(zé)任編輯：王建平；實習(xí)編輯：楊孟葳】

教育部人文社會科學(xué)研究青年基金“暴力視頻游戲?qū)ψ⒁馄虻挠绊憽?12YJC190040)；廣東省高校優(yōu)秀青年創(chuàng)新人才培養(yǎng)計劃項目(2012WYM_0041)；國家自然科學(xué)基金面上項目“感覺尋求與青少年問題行為研究”(31671154)

2016-07-15

B84

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1000-5455(2016)06-0103-07

甄霜菊，廣東開平人，華南師范大學(xué)心理學(xué)院/心理應(yīng)用研究中心講師；胡諫萍，廣東順德人，廣東金融學(xué)院行為金融與區(qū)域?qū)嶒炇抑v師；孟陽，河南洛陽人，華南師范大學(xué)心理學(xué)院研究生；張衛(wèi)，河南正陽人，華南師范大學(xué)心理學(xué)院/心理應(yīng)用研究中心教授、博士生導(dǎo)師。)