高玉林 唐曉雨 劉思宇 王愛君 張 明

內(nèi)源性空間線索有效性對老年人視聽覺整合的影響*

高玉林1唐曉雨2劉思宇3王愛君4張 明5,6

(1吉林大學(xué)心理學(xué)系, 長春 130012) (2遼寧師范大學(xué)心理學(xué)院, 遼寧省兒童青少年健康人格評定與培養(yǎng)協(xié)同創(chuàng)新中心, 大連 116029) (3寧波職業(yè)技術(shù)學(xué)院, 浙江 寧波 315800) (4蘇州大學(xué)心理學(xué)系, 心理與行為科學(xué)研究中心, 江蘇 蘇州 215123) (5蘇州科技大學(xué)心理學(xué)系, 心理與行為科學(xué)研究中心, 江蘇 蘇州 215009) (6日本國立岡山大學(xué)健康系統(tǒng)統(tǒng)合研究院, 岡山 700-8530)

視聽覺整合是將視覺和聽覺信息整合成為統(tǒng)一、連貫且穩(wěn)定的知覺過程。研究采用內(nèi)源性線索?靶子范式, 探討了不同內(nèi)源性空間線索有效性對老年人視聽覺整合的影響, 以及不同線索有效性條件下老年人和青年人視聽覺整合的差異。結(jié)果表明, (1)無論線索有效性的高低, 老年人的視聽覺整合均弱于青年人; (2)低線索有效性(50%)條件下, 老年人和青年人在有效線索條件下視聽覺整合效應(yīng)均與無效線索條件下沒有差異; (3)中線索有效性(70%)條件下, 老年人在有效線索條件下視聽覺整合效應(yīng)與無效線索條件下沒有差異, 青年人在有效線索條件下視聽覺整合效應(yīng)顯著高于無效線索條件; (4)高線索有效性(90%)條件下, 老年人和青年人在有效線索條件下視聽覺整合效應(yīng)均顯著高于無效線索條件。研究結(jié)果支持了空間不確定性假說, 并且進(jìn)一步揭示了內(nèi)源性注意與視聽覺整合的交互作用, 明確了不同線索有效性條件下內(nèi)源性空間注意定向收益的不同是導(dǎo)致老年人與青年人視聽覺整合差異的原因之一。

內(nèi)源性空間注意, 視聽覺整合, 老年人, 線索有效性

1 前言

視覺和聽覺是人類日常生活中獲取信息的重要通道, 當(dāng)視覺刺激和聽覺刺激同時出現(xiàn)并指向同一事件時, 會被知覺為一個連貫的刺激, 這種知覺過程被稱為視聽覺整合(Audiovisual integration, Talsma & Woldorff, 2005; 唐曉雨等, 2020)。與單通道視覺或聽覺刺激相比, 整合后的視聽覺雙通道刺激可以更快更好地被識別, 這種現(xiàn)象被稱為冗余效應(yīng)(Gao et al., 2014; Li et al., 2010; Wu et al., 2012)。以往研究發(fā)現(xiàn)視聽覺整合除了受視聽雙通道刺激的時間和空間一致性這種自下而上因素的影響(Fleming et al., 2020; Li et al., 2015)之外, 也受到內(nèi)源性注意這種自上而下因素的影響(Talsma & Woldorff, 2005; Tang et al., 2016), 其中, 較為重要的一種模式是內(nèi)源性空間注意對視聽覺整合的影響(Talsma & Woldorff, 2005; 唐曉雨等, 2020)。

內(nèi)源性空間注意是指個體對某一特定位置的刺激信號進(jìn)行有意識地監(jiān)控, 是一種自上而下的注意(Posner, 1980)?，F(xiàn)有研究采用內(nèi)源性線索?靶子范式, 通過內(nèi)源性符號線索, 引導(dǎo)被試將注意集中在某一空間位置, 并且通過控制線索有效性比例的高低對內(nèi)源性空間注意的分配進(jìn)行調(diào)節(jié)。如果被試在有效線索條件下的反應(yīng)時顯著快于無效線索條件下的反應(yīng)時, 則表明出現(xiàn)線索化效應(yīng)(Cue Effect), 即誘發(fā)了內(nèi)源性空間注意定向(Arjona et al., 2016; Vossel et al., 2006)。關(guān)于內(nèi)源性空間注意對視聽覺整合的影響, Donohue等(2015)的研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)線索有效性為75%時, 被試在有效線索條件下對視聽覺刺激識別的準(zhǔn)確率更高。同樣地, 唐曉雨等(2020)的研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)線索有效性為80%時, 被試在有效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng)強(qiáng)于無效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng), 表明了內(nèi)源性空間注意促進(jìn)了視聽覺整合效應(yīng)。此外, Talsma和Woldorff (2005)通過指導(dǎo)語來誘發(fā)被試的內(nèi)源性空間注意, 結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)被注意位置的視聽覺整合效應(yīng)增強(qiáng)。綜上, 使用不同方式操縱內(nèi)源性空間注意的研究均發(fā)現(xiàn)內(nèi)源性空間注意對視聽覺整合有促進(jìn)作用(Donohue et al., 2015; Talsma et al., 2010; Talsma & Woldorff, 2005; 唐曉雨等, 2020)。然而, 上述研究均以18～ 26歲的青年人為研究對象, 尚不清楚內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合的影響。

有證據(jù)表明, 老年人的內(nèi)源性空間注意會隨著年齡的增加而逐漸減弱(Erel & Levy, 2016; Juola et al., 2000; Zivony et al., 2019)。在以往使用內(nèi)源性線索?靶子范式探究老年人空間注意定向的研究中, 這種減弱一方面表現(xiàn)為老年人的內(nèi)源性注意定向收益弱于青年人, 即老年人對線索的利用效率弱于青年人(Erel & Levy, 2016; Slessor et al., 2016; Zivony et al., 2019); 另一方面表現(xiàn)為老年人在無效線索條件下的錯誤率和反應(yīng)時均顯著高于青年人, 即老年人不能靈活的進(jìn)行注意轉(zhuǎn)移且對無關(guān)刺激的抑制能力弱于青年人(Juola et al., 2000)。此外, 功能性磁共振成像(functional Magnetic Resonance Imaging, fMRI)研究發(fā)現(xiàn), 老年人的前額葉皮層的灰質(zhì)體積會隨年齡增長而減小(DeCarli et al., 2005; Lockhart & DeCarli, 2014), 并且, Erel和Levy (2016)認(rèn)為這種前額葉皮層灰質(zhì)體積的減小與老年人內(nèi)源性空間注意的衰退有關(guān)。上述研究均證實了老年人的內(nèi)源性空間注意與青年人存在差異。此外, 有研究發(fā)現(xiàn)老年人對視覺和聽覺刺激的感知覺敏感性顯著弱于青年人(Parada et al., 2021; Tremblay et al., 2021), 其視聽覺整合也與青年人存在差異(Jones & Noppeney, 2021; Yang et al., 2021)。一些研究發(fā)現(xiàn)老年人視聽覺整合效應(yīng)強(qiáng)于青年人(Laurienti et al., 2006; Peiffer et al., 2007), 例如Laurienti等(2006)發(fā)現(xiàn)當(dāng)刺激位于中心時, 老年人表現(xiàn)出了更強(qiáng)的視聽覺整合效應(yīng), 并且認(rèn)為造成這一結(jié)果的可能原因是單感覺刺激強(qiáng)度越弱越有利于視聽覺整合, 即視聽覺整合中的逆效應(yīng)(inverse effectiveness), 而老年人對視覺和聽覺敏感性較弱, 所以視聽覺整合會增強(qiáng)(Laurienti et al., 2006)。但另外一些研究發(fā)現(xiàn), 老年人的視聽覺整合弱于青年人(Ren et al., 2021; Stephen et al., 2010; Wu et al., 2012; Yang et al., 2021)。研究者們認(rèn)為造成這種差異的原因與刺激位置有關(guān), 當(dāng)刺激位于外周時, 由于老年人對外周刺激的加工減慢, 造成了老年人產(chǎn)生視聽覺整合概率變小(Diederich et al., 2008; Wu et al., 2012)。雖然老年人與青年人的視聽覺整合孰強(qiáng)孰弱仍然存在爭議, 但現(xiàn)有證據(jù)均表明老年人和青年人的視聽覺整合存在差異(Yang et al., 2021)。

綜上, 前人關(guān)于老年人視聽覺整合的研究中雖然涉及到了如知覺敏感性和刺激位置等因素, 但并未涉及到內(nèi)源性空間注意因素的影響, 同時雖然已知內(nèi)源性空間注意可以促進(jìn)青年人視聽覺整合, 但研究發(fā)現(xiàn)老年人與青年人內(nèi)源性空間注意存在差異, 目前尚不清楚內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合的影響, 以及內(nèi)源性空間注意條件下, 老年人與青年人視聽覺整合的差異。因此, 本研究采用內(nèi)源性線索?靶子范式, 以被試類型(青年人vs.老年人)、線索類型(有效線索vs.無效線索)和目標(biāo)刺激類型(視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽覺刺激)為自變量, 通過3個實驗, 分別考察50% (實驗1)、70% (實驗2)和90% (實驗3)三種線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合的影響。之所以采用三種不同線索有效性操控內(nèi)源性空間注意是因為, 以往研究發(fā)現(xiàn), 線索有效性的高低可以調(diào)節(jié)內(nèi)源性空間注意的分配, 線索有效性越高, 線索化效應(yīng)越大(Arjona et al., 2016)。并且唐曉雨等(2020)的研究發(fā)現(xiàn), 不同線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對青年人視聽覺整合的影響不同, 80%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意促進(jìn)視聽覺整合, 50%線索有效性條件下內(nèi)源性空間注意對視聽覺整合沒有促進(jìn)作用。van der Stoep等(2015)提出了“空間不確定假說”, 該假說的主要內(nèi)容為由于有效線索和目標(biāo)刺激提供的空間定向信息是冗余的, 當(dāng)線索有效性越低, 目標(biāo)空間位置越不確定時, 被試反而越會依賴線索提供的信息進(jìn)行空間定向, 因此導(dǎo)致視聽覺目標(biāo)刺激重要性的降低(van der Stoep et al., 2015), 得到的注意資源減少(唐曉雨等, 2020)。據(jù)此, 本研究假設(shè), 50%線索有效性條件下, 由于目標(biāo)刺激得到的注意資源減少, 導(dǎo)致內(nèi)源性空間注意對老年人和青年人的視聽覺整合沒有促進(jìn)作用。另外, 鑒于老年人內(nèi)源性空間注意弱于青年人(Olk & Kingstone, 2009), 且老年人的注意定向收益較低(Slessor et al., 2016; Zivony et al., 2019), 本研究假設(shè), 線索有效性越高, 內(nèi)源性空間注意越可能對老年人視聽覺整合產(chǎn)生促進(jìn)作用, 而較低的線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合沒有促進(jìn)作用。并且由于老年人對外周刺激的分辨力較弱(Anderson & McDowell, 1997), 因此, 在各線索有效性條件下, 老年人的視聽覺整合均弱于青年人。

2 實驗1：50%線索有效性條件下內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

根據(jù)Ren等(2018)研究中老年人和青年人視聽覺整合效應(yīng)差異的效果量(ηp2= 0.307), 以及Ren等(2018)和唐曉雨等(2020)研究中的期望功效值(0.8), 本研究采用G*power 3.1.9軟件設(shè)置Effect size為0.307, Power (1 ? β)為80%, α水平為0.05, 計算出每組樣本量為24人。實驗1實際在某老年大學(xué)隨機(jī)招募被試25名 (男18人, 女7人), 平均年齡為64.1 ± 4.9歲。隨機(jī)招募高校大學(xué)生26名(男15人, 女11人), 平均年齡為22.6 ± 2.4歲。本次實驗中所有被試均視力或者矯正視力正常, 聽力正常, 身體健康, 腦部無損傷。本次實驗的被試之前均沒有參加類似實驗的經(jīng)歷。其中, 一名老年人和一名青年人被試的數(shù)據(jù)由于正確率低于90%被刪除, 一名青年人被試的數(shù)據(jù)由于單個實驗條件下的最小有效試次數(shù)低于該條件下總試次數(shù)的70%被刪除。通過軟件G*Power 3.1.9對雙側(cè)獨立樣本檢驗進(jìn)行了敏感性分析(sensitivity analysis), 設(shè)置α = 0.05, power = 0.80, 計算出實驗1的effect size dz = 0.83, 該實驗達(dá)到了高等效應(yīng)量, 具備了較好的統(tǒng)計檢驗力。

2.1.2 實驗儀器與材料

在本實驗中刺激皆呈現(xiàn)在Intel (R)Graphics620型號的14英寸顯示屏上, 屏幕的分辨率為1024×768, 刷新率為60 Hz, 被試距離屏幕中心50 cm。實驗程序使用E-prime 1.1編制, 刺激均呈現(xiàn)在黑色背景上(RGB: 0, 0, 0)。注視屏由水平并排放置的3個灰白色方框及注視點組成, 灰白色方框的RGB為127, 127, 127, 每個灰白色方框的大小為4.4°×4.4°, 中央方框里為加號形狀注視點“+” (0.5°×0.5°), 中央注視點與左右外周方框的距離分別為11°。目標(biāo)刺激包括視覺刺激(V)、聽覺刺激(A)和視聽覺刺激(AV)三種形式。視覺刺激為2°×2°大小的紅(RGB: 234, 86, 97)黃(RGB: 247, 200, 125)相間的元寶形圖案, 呈現(xiàn)在左側(cè)或者右側(cè)的方框內(nèi), 聽覺刺激是通過雙聲道入耳式耳機(jī)(Realme RMA- 155)呈現(xiàn)的1600 Hz、60 dB的純音, 視聽刺激為視覺刺激和聽覺刺激同時呈現(xiàn)在同一側(cè), 刺激的呈現(xiàn)時間為100 ms, 實驗刺激如圖1a所示。

2.1.3 實驗設(shè)計與程序

實驗采用2 (被試類型：老年人vs.青年人) × 2 (線索類型：有效線索vs.無效線索) × 3 (目標(biāo)刺激類型：視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽覺刺激)的混合實驗設(shè)計。被試間變量為被試類型, 被試內(nèi)變量為線索類型和目標(biāo)刺激類型。因變量為正確率和反應(yīng)時。

實驗的試次流程如圖1b所示：首先呈現(xiàn)注視屏500 ms, 隨后呈現(xiàn)線索屏200 ms, 線索為指向左或者右的箭頭。在600 ms的時間間隔后, 目標(biāo)刺激(視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽覺刺激)呈現(xiàn)在左側(cè)或者右側(cè)的方框內(nèi), 呈現(xiàn)時間為100 ms。實驗開始前會告知被試線索有效性為50%, 并要求其對目標(biāo)刺激出現(xiàn)的方位進(jìn)行判斷, 刺激出現(xiàn)在左側(cè)時按鍵盤上的“N”鍵, 出現(xiàn)在右側(cè)時按鍵盤上的“M”鍵。每個被試均需要完成480個正式實驗試次(有效線索試次240個; 無效線索試次240個), 共分為4組, 每組120個試次, 每種試次隨機(jī)呈現(xiàn), 每組之間休息1分鐘。正式實驗前有20個練習(xí)試次。實驗大約為20分鐘。

圖1 (a)為實驗刺激示例圖, 包括目標(biāo)刺激呈現(xiàn)的大小及位置示意; (b)為實驗流程圖。

注：目標(biāo)刺激(A/V /AV)分別表示為聽覺刺激, 視覺刺激和視聽覺刺激。ISI (inter-stimulus interval)為刺激間時間間隔。ITI (inter-trial interval)為試次間時間間隔。

2.1.4 數(shù)據(jù)分析

本研究使用相對多感覺反應(yīng)增強(qiáng)(relative amount of multisensory response enhancement, rMRE)和競爭模型不等式(Race model inequality)對視聽整合效應(yīng)進(jìn)行分析(唐曉雨等, 2020; Miller, 1982)。

rMRE是采用每種目標(biāo)刺激條件下的反應(yīng)時的中位數(shù), 使用公式(a)計算出視覺刺激和聽覺刺激中反應(yīng)時的最小量與視聽覺刺激反應(yīng)時的相對差值, 由此可得知視聽覺刺激反應(yīng)時相對增加量或減少量, 再將得出的數(shù)值進(jìn)行單樣本檢驗(與0進(jìn)行比較), 若結(jié)果顯著大于0, 則可認(rèn)為發(fā)生了視聽覺整合效應(yīng)。

競爭模型不等式(Race model inequality)是用視覺刺激和聽覺刺激反應(yīng)時間的累積分布函數(shù)(cumulative distribution functions, CDFs)對競爭模型(Race model)進(jìn)行計算, 如公式(b)。

(RT< t)是聽覺刺激在某一給定時間t內(nèi)的反應(yīng)概率值, 而(RT< t)是視覺刺激在某一給定時間t內(nèi)的反應(yīng)概率值, 通過公式(b)可以計算出在某一給定反應(yīng)時間內(nèi)視覺刺激和聽覺刺激反應(yīng)時形成的概率累積分布函數(shù), 即(RT< t), 并將其與實際視聽覺刺激反應(yīng)時的累積分布函數(shù)(RT< t)進(jìn)行比較, 求出兩者差異CDFs, 即視聽覺刺激的累積分布函數(shù)與Race model的累積分布函數(shù)在給定反應(yīng)時間(本研究為100～1200 ms)范圍內(nèi), 每10 ms上的概率差異。當(dāng)實際視聽覺刺激反應(yīng)時的累積分布函數(shù)在某一時間段內(nèi)顯著的大于Race model時, 就可以認(rèn)為在該時間窗內(nèi)發(fā)生了視聽整合。通過比較不同條件下視聽覺整合時間窗是否出現(xiàn), 以及在時間窗出現(xiàn)情況下峰值百分比大小是否有差異, 判斷不同條件間的視聽覺整合大小是否有差異(Hugenschmidt et al., 2009; Yang & Ren, 2018)。

2.2 結(jié)果與分析

刪除反應(yīng)時小于100 ms和大于1200 ms的異常數(shù)據(jù), 如表1所示：最終老年人在有效線索條件下平均有效試次數(shù)為228, 無效線索條件下平均有效試次數(shù)為228; 青年人在有效線索條件下平均有效試次數(shù)為230, 無效線索條件下平均有效試次數(shù)為227。

表1 各實驗條件間平均有效試次數(shù)

注：括號內(nèi)為每一條件總試次數(shù)

總正確率結(jié)果如表2所示, 老年人和青年人在各條件下的正確率均較高, 因此僅對反應(yīng)時進(jìn)行分析。

表2 實驗1中不同條件下的正確率(ACC/%)、反應(yīng)時(RT/ms) (M± SD)

注：ACC代表正確率(Accuracy, %), RT代表反應(yīng)時(Reaction time, ms)

2.2.1 反應(yīng)時

將正確試次條件下的反應(yīng)時進(jìn)行2 (被試類型：青年人vs.老年人) × 2 (線索類型：有效線索vs.無效線索) × 3 (目標(biāo)刺激類型：視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽覺刺激)的重復(fù)測量方差分析。結(jié)果如表2所示。被試類型主效應(yīng)顯著,(1, 46) = 5.88,= 0.019, ηp2= 0.11, 青年人的反應(yīng)時(338 ms)顯著快于老年人(424 ms)。線索類型主效應(yīng)顯著,(1, 46) = 33.10,< 0.001, ηp2= 0.42, 有效線索條件下的反應(yīng)時(372 ms)顯著快于無效線索條件下的反應(yīng)時(390 ms)。目標(biāo)刺激類型主效應(yīng)顯著,(2, 92) = 58.59,< 0.001, ηp2= 0.56。多重比較分析表明, 視聽覺刺激的反應(yīng)時(337 ms)顯著快于視覺刺激(395 ms,(47) = 8.11,< 0.001,= 0.45, 95% CI = [40.65, 75.55])和聽覺刺激的反應(yīng)時(410 ms,(47) = 10.26,< 0.001,= 0.58, 95% CI = [56.02, 90.94])。被試類型和目標(biāo)刺激類型的交互作用顯著,(2, 92) = 5.09,= 0.008, ηp2= 0.10。其余交互作用均無顯著差異,s > 0.05。

此外, 分別將老年人和青年人的線索化效應(yīng)(Cue effect = RT無效? RT有效)進(jìn)行單樣本檢驗, 結(jié)果均顯著大于0,s < 0.05,s > 0.59, 說明本研究中老年人和青年人均出現(xiàn)了內(nèi)源性空間注意。考慮到老年人和青年人的反應(yīng)時基數(shù)差別, 我們首先使用公式(c) (為原始數(shù)據(jù),為平均數(shù),為標(biāo)準(zhǔn)差)對被試反應(yīng)時數(shù)據(jù)做了正態(tài)化處理, 然后使用獨立樣本檢驗分別對正態(tài)化后的視覺刺激、聽覺刺激和視聽覺刺激條件下老年人和青年人線索化效應(yīng)進(jìn)行分析, 結(jié)果均無顯著差異,s (46) < 1.72,s > 0.05。

2.2.2 相對多感覺反應(yīng)增強(qiáng)(rMRE)

首先, 計算出各條件下反應(yīng)時的中位數(shù)的rMRE結(jié)果。然后對各被試類型、各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行單樣本檢驗(與0進(jìn)行比較)。結(jié)果表明, 老年人在各線索類型條件下的rMRE均顯著大于0,s (23) > 4.28,s < 0.001,s > 0.87; 青年人在各線索類型條件下的rMRE均顯著大于0,s (23) > 3.73,s < 0.05,s > 0.76。說明了老年人和青年人在各線索類型條件下都產(chǎn)生了視聽覺整合效應(yīng)。

其次, 使用配對樣本檢驗對老年人在各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)老年人在有效線索條件和無效線索條件下的rMRE沒有顯著差異,(23) = 0.68,> 0.05。同樣地, 采用配對樣本檢驗對青年人在各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)青年人在有效線索條件和無效線索條件下的rMRE沒有顯著差異,(23) = 1.03,> 0.05。

最后, 使用獨立樣本檢驗對有效線索條件和無效線索條件的各被試類型的rMRE進(jìn)行分析, 目的是為了探究老年人和青年人視聽覺整合是否存在顯著差異。結(jié)果如圖2(a)所示, 有效線索條件下, 青年人的rMRE (14.1%)顯著大于老年人的rMRE (8.6%),(46) = 2.27,= 0.028,= 0.65, 95% CI = [0.62, 10.50]; 無效線索條件下, 青年人和老年人的rMRE差異不顯著,(46) = 0.42,0.05。

2.2.3 競爭模型分析(Race model)

首先, 在反應(yīng)時0～1200 ms區(qū)間, 計算出每10 ms的時間段上, 老年人和青年人在各線索類型條件下的累積概率值：聽覺(RT< t)、視聽覺(RT < t)和視覺(RT< t)。然后計算出各線索類型的競爭模型累積分布概率(RT< t)與(RT < t)的累積概率差值, 并且根據(jù)Nardini等(2016)的數(shù)據(jù)分析方法, 在每10 ms上進(jìn)行單尾單樣本檢驗。老年人的結(jié)果如圖3(a)和圖3(b)所示：有效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為100 ms (190～290 ms),s (23) > 2.24,s < 0.05,s > 0.46, 峰值在260 ms, 為4.92%; 無效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為100 ms (190～290 ms),s (23) > 1.75,s < 0.05,s > 0.36, 峰值在270 ms, 為5.64%。使用配對樣本檢驗對老年人在有效線索條件下與無效線索條件下的峰值進(jìn)行分析, 結(jié)果無差異,(23) = 0.40,> 0.05。即老年人在有效線索條件下與無效線索條件下違反競爭模型的發(fā)生時間和時間窗口相似, 且峰值無差異, 表明老年人在有效線索條件下和無效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng)沒有差異。青年人的結(jié)果如圖3(c)和圖3(d)所示：有效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為130 ms (110～240 ms),s (23) > 1.75,s < 0.05,s >0.36, 峰值在230 ms, 為4.69%; 無效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為70 ms (170～240 ms),s (23) > 2.31,s < 0.05,s > 0.47, 峰值在230 ms, 為4.75%, 使用配對樣本檢驗對青年人在有效線索條件下與無效線索條件下的峰值進(jìn)行分析, 結(jié)果無差異,(23) = 0.025,> 0.05, 即雖然青年人在有效線索條件下相比無效線索條件下違反競爭模型的發(fā)生時間稍早, 違反競爭模型的時間窗口稍長, 但兩者峰值無差異, 表明青年人在有效線索條件和無效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng)沒有差異。

圖2 (a)實驗1各被試類型在各線索類型條件下rMRE結(jié)果; (b)實驗2各被試類型在各線索類型條件下rMRE結(jié)果; (c)實驗3各被試類型在各線索類型條件下rMRE結(jié)果。

注：*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。

圖3 (a)為老年人在各線索類型條件下違反Race model結(jié)果, 橫軸表示違反Race model的時間窗, 縱軸表示累積概率差異; (b)為老年人在各線索類型條件下顯著違反Race model的時間窗口; (c)為青年人在各線索類型條件下違反Race model結(jié)果, 橫軸表示違反Race model的時間窗, 縱軸表示累積概率差異; (d)為青年人在各線索類型條件下顯著違反Race model的時間窗口。

注：(b)和(d)中不同顏色表示不同的統(tǒng)計顯著性值, *表示峰值。

3 實驗2：70%線索有效性條件下內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合的影響

3.1 方法

3.1.1 被試

實驗2計劃樣本量方法與結(jié)果與實驗1一致。實驗2實際在某老年大學(xué)內(nèi)隨機(jī)招募被試26名(男16人, 女10人), 平均年齡為64.8 ± 5.7歲。隨機(jī)招募某高校大學(xué)生28名(男16人, 女12人), 平均年齡為22.3 ± 2.4歲。本次實驗中所有被試均視力或者矯正視力正常, 聽力正常, 身體健康, 腦部無損傷。本次實驗的被試之前均沒有參加類似實驗的經(jīng)歷。其中, 兩名老年人和兩名青年人被試的數(shù)據(jù)由于正確率低于90%因此被刪除, 一名青年人被試的數(shù)據(jù)由于單個實驗條件下的最小有效試次數(shù)低于該條件下總試次數(shù)的70%被刪除。通過軟件G*Power 3.1.9對雙側(cè)獨立樣本檢驗進(jìn)行了敏感性分析(sensitivity analysis), 設(shè)置α = 0.05, power = 0.80, 計算出實驗2的effect size dz = 0.82, 該實驗達(dá)到了高等效應(yīng)量, 具備了較好的統(tǒng)計檢驗力。

3.1.2 實驗儀器及材料

實驗2的實驗儀器以及材料與實驗1相同。

3.1.3 實驗設(shè)計和程序

實驗2將線索有效性提升為70%, 其余條件與實驗1相同。每個被試均需要完成900個正式實驗試次(有效線索試次：630個; 無效線索試次：270個), 分為5組, 每組180個試次, 每種試次隨機(jī)呈現(xiàn), 每組之間休息1分鐘。正式實驗前有30個練習(xí)試次。實驗大約為40分鐘。實驗流程與實驗1一致。

3.1.4 數(shù)據(jù)分析

實驗2的數(shù)據(jù)分析過程與實驗1相同。

3.2 結(jié)果與分析

刪除反應(yīng)時小于100 ms和大于1200 ms的異常數(shù)據(jù), 如表1所示：最終老年人在有效線索條件下平均有效試次數(shù)為596, 無效線索條件下平均有效試次數(shù)為253; 青年人在有效線索條件下平均有效試次數(shù)為578, 無效線索條件下平均有效試次數(shù)為253。

總正確率結(jié)果如表3所示, 老年人和青年人在各條件下的正確率均較高, 因此僅對反應(yīng)時進(jìn)行分析。

表3 實驗2中不同條件下的正確率(ACC/%)、反應(yīng)時(RT/ms) (M±SD)

注：ACC代表正確率(Accuracy, %), RT代表反應(yīng)時(Reaction time, ms)

3.2.1 反應(yīng)時

將正確試次條件下的反應(yīng)時進(jìn)行2 (被試類型：青年人vs.老年人) × 2 (線索類型：有效線索vs.無效線索) × 3 (目標(biāo)刺激類型：視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽覺刺激)的重復(fù)測量方差分析。結(jié)果如表3所示。被試類型主效應(yīng)顯著,(1, 47) = 8.73,= 0.005, ηp2= 0.16, 青年人的反應(yīng)時(358 ms)顯著快于老年人(475 ms)。線索類型主效應(yīng)顯著,(1, 47) = 30.83,0.001, ηp2= 0.40, 有效線索條件下的反應(yīng)時(394 ms)顯著快于無效線索條件下的反應(yīng)時(439 ms)。目標(biāo)刺激刺類型主效應(yīng)顯著,(2, 94) = 41.90,0.001, ηp2= 0.47, 多重比較分析表明, 視聽覺刺激的反應(yīng)時(369 ms)顯著快于視覺刺激(442 ms,(48) = 7.87,< 0.001,= 0.48, 95% CI = [49.11, 93.22])和聽覺刺激的反應(yīng)時(441 ms,(48) = 7.99,< 0.001,= 0.49, 95% CI = [50.24, 94.35])。被試類型和目標(biāo)刺激類型的交互作用顯著,(2, 94) = 5.97,0.004, ηp2= 0.11。線索類型和目標(biāo)刺激類型的交互作用顯著,(2, 94) = 13.23,0.001, ηp2= 0.22。其余交互作用均無顯著差異(s > 0.05)。

此外, 分別將老年人和青年人的線索化效應(yīng)(Cue effect = RT無效? RT有效)進(jìn)行單樣本檢驗, 結(jié)果均顯著大于0,s < 0.05,s > 0.64, 說明本研究中老年人和青年人都產(chǎn)生了內(nèi)源性空間注意。使用獨立樣本檢驗分別對正態(tài)化后的視覺刺激、聽覺刺激和視聽覺刺激條件下老年人和青年人線索化效應(yīng)進(jìn)行分析, 結(jié)果均無顯著差異,s (47) < 1.30,s > 0.05。

3.2.2 相對多感覺反應(yīng)增強(qiáng)(rMRE)

首先, 計算出各條件下反應(yīng)時的中位數(shù)的rMRE結(jié)果。然后對各被試類型、各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行單樣本檢驗(與0進(jìn)行比較), 結(jié)果表明, 老年人在各線索類型條件下的rMRE均顯著大于0,s (23) > 5.40,s < 0.001,s > 1.10; 青年人在各線索類型條件下的rMRE均顯著大于0,s (24) > 4.01,s < 0.001,s > 0.80。說明了老年人和青年人在各線索類型條件下都產(chǎn)生了視聽覺整合效應(yīng)。

其次, 使用配對樣本檢驗對老年人在各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行分析, 如圖2(b)所示, 結(jié)果表明, 老年人在有效線索條件下和無效線索條件下的rMRE沒有顯著差異,(23) = 1.27,> 0.05。同樣地, 使用配對樣本檢驗對青年人在各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行分析, 結(jié)果表明, 青年人有效線索條件下的rMRE (14.2%)顯著大于無效線索條件下的rMRE (10.0%),(24) = 3.03,= 0.006,= 0.61, 95% CI = [1.36, 7.18]。

最后, 使用獨立樣本檢驗對有效線索條件和無效線索條件的各被試類型的rMRE進(jìn)行分析, 目的是為了探究老年人和青年人視聽覺整合是否存在顯著差異。結(jié)果如圖2(b)所示, 有效線索條件下, 青年人的rMRE (14.2%)顯著大于老年人的rMRE (8.0%),(47) = 2.24,= 0.03,= 0.64, 95% CI = [0.62, 11.77]; 無效線索條件下, 青年人的rMRE與老年人的rMRE無差異,(47) = 1.13,> 0.05。

3.2.3 競爭模型分析(Race model)

首先, 在反應(yīng)時100～1200 ms區(qū)間, 計算出每10 ms的時間段上, 老年人和青年人在各線索類型條件下的累積概率值：聽覺(RT< t)、視聽覺(RT< t)、和視覺(RT< t)。然后計算出各線索類型的競爭模型累積分布概率(RT< t)與(RT< t)的累積概率差值, 并且根據(jù)Nardini等(2016)的數(shù)據(jù)分析方法, 在每10 ms上進(jìn)行單尾單樣本檢驗。老年人的結(jié)果如圖4(a)和圖4(b)所示：有效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為30 ms (170～200 ms),s (23) > 2.11,s < 0.05,s > 0.43, 峰值在190 ms, 為1.95%; 無效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為70 ms (140～170 ms; 290～330 ms),s (23) > 1.72,s < 0.05,s > 0.35, 峰值在300 ms, 為3.26%。使用配對樣本檢驗對老年人在有效線索條件下與無效線索條件下的峰值進(jìn)行分析, 結(jié)果無差異,(23) = 0.69,> 0.05。即雖然老年人在有效線索條件下相比無效線索條件下違反競爭模型的發(fā)生時間稍晚, 違反競爭模型的時間窗口稍小, 但兩者峰值無差異, 表明老年人在有效線索條件下和無效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng)沒有差異。青年人的結(jié)果如圖4(c)和圖4(d)所示：有效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為90 ms (130～220 ms),s (24) > 1.86,< 0.05,s > 0.37, 峰值在200 ms, 為4.11%; 無效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為10 ms (120～130 ms),(24) = 1.78,= 0.04,= 0.48, 峰值在130 ms, 為0.49%, 使用配對樣本檢驗對青年人在有效線索條件下與無效線索條件下的峰值進(jìn)行分析, 有效線索條件下的峰值(4.11%)顯著大于無效線索條件下的峰值(0.49%),(24) = 2.41,= 0.012,= 0.48, 95% CI = [0.129, +∞], 即青年人在有效線索條件下相比無效線索條件下違反競爭模型的時間窗口更大, 且峰值更高, 表明青年人在有效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng)大于無效線索條件下的視聽覺整合效應(yīng)。

圖4 (a)為老年人在各線索類型條件下違反Race model結(jié)果, 橫軸表示違反Race model的時間窗, 縱軸表示累積概率差異; (b)為老年人在各線索類型條件下顯著違反Race model的時間窗口; (c)為青年人在各線索類型條件下違反Race model結(jié)果, 橫軸表示違反Race model的時間窗, 縱軸表示累積概率差異; (d)為青年人在各線索類型條件下顯著違反Race model的時間窗口。

注：(b)和(d)中不同顏色表示不同的統(tǒng)計顯著性值, *表示峰值。

4 實驗3：90%線索有效性條件下內(nèi)源性空間注意對老年人視聽覺整合的影響

4.1 方法

4.1.1 被試

實驗3計劃樣本量方法與結(jié)果與實驗1一致。實驗3實際在某老年大學(xué)內(nèi)隨機(jī)招募被試29名(男11人, 女18人), 平均年齡為70.0 ± 6.7歲。隨機(jī)招募某高校大學(xué)生29名(男8人, 女21人), 平均年齡為21 ± 2歲。本次實驗中所有被試均視力或者矯正視力正常, 聽力正常, 身體健康, 腦部無損傷。本次實驗的被試之前均沒有參加類似實驗的經(jīng)歷。其中, 一名老年人、兩名青年人被試的數(shù)據(jù)由于正確率低于90%被刪除。通過軟件G*Power 3.1.9對雙側(cè)獨立樣本檢驗進(jìn)行了敏感性分析(sensitivity analysis), 設(shè)置α = 0.05, power = 0.80, 計算出實驗3的effect size dz = 0.77, 該實驗達(dá)到了高等效應(yīng)量, 具備了較好的統(tǒng)計檢驗力。

4.1.2 實驗儀器及材料

實驗3的實驗儀器以及材料與實驗1相同。

4.1.3 實驗設(shè)計和程序

實驗3將線索有效性提升為90%, 其余條件與實驗1相同。每個被試均需完成1200個正式實驗試次(有效線索試次：1080個; 無效線索試次：120個), 共分為10組, 每組120個試次, 每種試次隨機(jī)呈現(xiàn), 每組之間休息1分鐘?正式實驗前有30個練習(xí)試次。實驗大約為70分鐘。實驗流程與實驗1一致。

4.1.4 數(shù)據(jù)分析

實驗3的數(shù)據(jù)分析過程與實驗1相同。

4.2 結(jié)果與分析

刪除反應(yīng)時小于100 ms和大于1200 ms的異常數(shù)據(jù)。如表1所示：最終老年人在有效線索條件下平均有效試次數(shù)為1015, 無效線索條件下平均有效試次數(shù)為109。青年人在有效線索條件下平均有效試次數(shù)為1059, 無效線索條件下平均有效試次數(shù)為118。

總正確率結(jié)果如表4所示, 老年人和青年人在各條件下的正確率均較高, 因此僅對反應(yīng)時進(jìn)行分析。

表4 實驗3中不同條件下的正確率(ACC/%)、反應(yīng)時(RT/ms) (M ± SD)

注：ACC代表正確率(Accuracy, %), RT代表反應(yīng)時(Reaction time, ms)

4.2.1 反應(yīng)時

將正確試次條件下的反應(yīng)時進(jìn)行2 (被試類型：青年人vs.老年人) × 2 (線索類型：有效線索vs.無效線索) × 3 (目標(biāo)刺激類型：視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽覺刺激)的重復(fù)測量方差分析。結(jié)果如表4所示。被試類型主效應(yīng)顯著,(1, 53) = 38.69,0.001, ηp2= 0.42, 青年人的反應(yīng)時(327 ms)顯著快于老年人(460 ms)。線索類型主效應(yīng)顯著,(1, 53) = 70.78,0.001, ηp2= 0.57, 有效線索條件下的反應(yīng)時(341 ms)顯著快于無效線索條件下的反應(yīng)時(446 ms)。目標(biāo)刺激類型主效應(yīng)顯著,(2, 106) = 67.08,0.001, ηp2= 0.56, 多重比較分析表明, 視聽覺刺激的反應(yīng)時(349 ms)顯著快于視覺刺激(417 ms,(54) = 10.12,< 0.001,= 0.70, 95% CI = [51.41, 83.95])和聽覺刺激的反應(yīng)時(416 ms,(54) = 10.05,< 0.001,= 0.69, 95% CI = [50.96, 83.50])。被試類型、線索類型和目標(biāo)刺激類型三者交互作用顯著,(2, 106) = 6.44,= 0.002, ηp2= 0.11。

為了進(jìn)一步探究不同被試群體線索類型和目標(biāo)刺激類型之間潛在的交互作用, 我們分別對老年人和青年人進(jìn)行2 (線索類型：有效線索vs.無效線索) × 3 (目標(biāo)刺激類型：視覺刺激vs.聽覺刺激vs.視聽刺激)的重復(fù)測量方差分析。當(dāng)被試類型為老年人時, 線索類型和目標(biāo)刺激類型交互作用顯著,(2, 54) = 5.04,0.01, ηp2= 0.16。簡單效應(yīng)分析表明, 有效線索條件下, 各目標(biāo)刺激類型反應(yīng)時差異顯著,(2, 54) = 41.96,< 0.001, ηp2= 0.61。多重比較分析表明, 視聽覺刺激反應(yīng)時(359 ms)顯著快于視覺刺激反應(yīng)時(446 ms,(27) = 7.26,< 0.001,= 0.85, 95% CI = [50.93, 124.31])和聽覺刺激反應(yīng)時(404 ms,(27) = 3.75,< 0.001,= 0.438, 95% CI = [8.60, 81.98]), 并且聽覺刺激反應(yīng)時快于視覺刺激反應(yīng)時,(27) = 3.58,= 0.012, 95% CI = [5.64, 79.02]。無效線索條件下, 各目標(biāo)刺激類型反應(yīng)時差異顯著,(2, 54) = 12.66,< 0.001, ηp2= 0.32。多重比較分析表明, 視聽覺刺激的反應(yīng)時(478 ms)顯著快于視覺刺激反應(yīng)時(546 ms,(27) = 5.64,< 0.001,= 0.66, 95% CI = [31.34, 104.72])和聽覺刺激反應(yīng)時(530 ms,(27) = 4.31,< 0.001,= 0.50, 95% CI = [15.28, 88.67])。當(dāng)被試類型為青年人時, 線索類型和目標(biāo)刺激類型交互作用顯著,(2, 52) = 33.50,< 0.001, ηp2= 0.56。簡單效應(yīng)分析表明, 有效線索條件下, 各目標(biāo)刺激類型反應(yīng)時差異顯著,(2, 52) = 88.04,< 0.001, ηp2= 0.72。多重比較分析表明, 視聽覺刺激反應(yīng)時(237 ms)顯著快于視覺刺激反應(yīng)時(302 ms,(26) = 8.23,< 0.001,= 0.72, 95% CI = [40.90, 88.43])和聽覺刺激反應(yīng)時(298 ms,(26) = 7.74,< 0.001,= 0.67, 95% CI = [37.04, 84.56])。無效線索條件下, 各目標(biāo)刺激類型反應(yīng)時差異顯著,(2, 52) = 60.23,< 0.001, ηp2= 0.70。多重比較分析表明, 視聽覺刺激的反應(yīng)時(322 ms)顯著快于視覺刺激反應(yīng)時(372 ms,(26) = 6.31,< 0.001,= 0.55, 95% CI = [25.84, 73.36])和聽覺刺激反應(yīng)時(429 ms,(26) = 13.51,< 0.001,= 1.17, 95% CI = [82.37, 129.90]), 并且視覺刺激反應(yīng)時快于聽覺刺激反應(yīng)時,(26) = 7.19,< 0.001,= 0.67, 95% CI = [25.84, 73.36]。

此外, 分別將老年人和青年人的線索化效應(yīng)(Cue effect = RT無效?RT有效)進(jìn)行單樣本檢驗, 結(jié)果均顯著大于0,s < 0.05,s > 0.82, 說明本研究中老年人和青年人都產(chǎn)生了內(nèi)源性空間注意。使用獨立樣本檢驗分別對正態(tài)化后的視覺刺激、聽覺刺激和視聽覺刺激條件下老年人和青年人線索化效應(yīng)進(jìn)行分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在視覺刺激條件下, 老年人線索化效應(yīng)(0.05)顯著高于青年人(0.02),(53) = 2.16,= 0.035,= 0.58, 95% CI = [0.002, 0.059]; 在聽覺刺激條件下, 老年人線索化效應(yīng)(0.06)顯著高于青年人(0.004),(53) = 3.81,< 0.001,= 1.03, 95% CI = [0.025, 0.079]; 在視聽覺刺激條件下, 老年人和青年人線索化效應(yīng)無差異,(53) = 0.76,> 0.05。

4.2.2 相對多感覺反應(yīng)增強(qiáng)(rMRE)

首先, 計算出各條件下反應(yīng)時的中位數(shù)的rMRE結(jié)果。然后對各被試類型、各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行單樣本檢驗, 結(jié)果表明老年人在各線索類型條件下的rMRE均顯著大于0,s (28) > 4.70,s < 0.001,s > 0.82; 青年人在各線索類型條件下的rMRE均顯著大于0,s (26) > 8.96,s < 0.001,s > 1.72。說明老年人和青年人在各線索類型條件下都產(chǎn)生了視聽覺整合效應(yīng)。

其次, 使用配對樣本檢驗對老年人在各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行分析, 如圖2(c)所示, 結(jié)果表明老年人有效線索條件下的rMRE (7.9%)顯著高于無效線索條件下的rMRE (5.2%),(27) = 2.77,= 0.01,= 0.52, 95% CI = [0.71, 4.76]。同樣地, 使用配對樣本檢驗對青年人在各線索類型條件下的rMRE進(jìn)行分析, 如圖2(c)所示, 結(jié)果表明, 青年人有效線索條件下的rMRE (14.0%)顯著高于無效線索條件下的rMRE (11.2%),(26) = 2.19,= 0.038,= 0.42, 95% CI = [0.16, 5.32]。

最后, 使用獨立樣本檢驗對有效線索條件和無效線索條件的各被試類型的rMRE進(jìn)行分析, 目的是為了探究老年人和青年人視聽覺整合是否存在顯著差異。結(jié)果如圖2(c)所示, 有效線索條件下, 青年人的rMRE (14.0%)顯著大于老年人的rMRE (7.9%),(53) = 4.46,< 0.001,= 1.20, 95% CI = [3.33, 8.79]; 無效線索條件下青年人的rMRE (11.2%)顯著大于老年人的rMRE (5.2%),(53) = 3.50,0.001,= 0.94, 95% CI = [2.59, 9.51]。

4.2.3 競爭模型分析(Race model)

首先, 在反應(yīng)時100～1200 ms區(qū)間里, 計算出每10 ms的時間段上, 老年人和青年人在各線索類型條件下的累積概率值：聽覺(RT< t)、視聽覺(RT< t)、和視覺(RT< t)。然后計算出各線索類型的競爭模型累積分布概率(RT< t)與(RTt)的累積概率差值, 并且根據(jù)Nardini等(2016)的數(shù)據(jù)分析方法, 在每10 ms上進(jìn)行單尾單樣本檢驗。老年人的結(jié)果如圖5(a)和圖5(b)所示：有效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為90 ms (160～250 ms),s (27) > 1.88,s < 0.05,s > 0.36, 峰值在210 ms, 為2.07%; 無效線索條件下沒有顯著違反競爭模型的時間窗口, 表明老年人在有效條件下的視聽覺整合效應(yīng)大于無效條件下的視聽覺整合效應(yīng)。青年人的結(jié)果如圖5(c)和圖5(d)所示：有效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為150 ms (120～270 ms),s (26) > 1.96,s < 0.05,s > 0.38, 峰值在190 ms, 為7.14%; 無效線索條件下顯著違反競爭模型的時間窗口為130 ms (160～180 ms、190～300 ms),s (26) > 2.06,s < 0.05,s > 0.40, 峰值在270 ms, 為4.87%。使用配對樣本檢驗對青年人在有效線索條件下與無效線索條件下的峰值進(jìn)行分析, 結(jié)果無差異,(26) = 1.38,= 0.089。即雖然青年人在有效線索條件下相比無效線索條件下違反競爭模型的發(fā)生時間更早, 違反競爭模型的時間窗口稍長, 但兩者峰值無差異。

圖5 (a)為老年人在各線索類型條件下違反Race model結(jié)果, 橫軸表示違反Race model的時間窗, 縱軸表示累積概率差異; (b)為老年人在各線索類型條件下顯著違反Race model的時間窗口; (c)為青年人在各線索類型條件下違反Race model結(jié)果, 橫軸表示違反Race model的時間窗, 縱軸表示累積概率差異; (d)為青年人在各線索類型條件下顯著違反Race model的時間窗口。

注：(b)和(d)中不同顏色表示不同的統(tǒng)計顯著性值, *表示峰值。

5 討論

本研究使用內(nèi)源性空間線索?靶子范式, 通過3個實驗探討了不同線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人和青年人視聽覺整合的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 在3個實驗的有效線索條件下, 青年人的視聽覺整合效應(yīng)均高于老年人的視聽覺整合效應(yīng)。另外, 在不同線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人與青年人視覺聽覺整合的影響也存在差異。老年人的rMRE和Race model的結(jié)果表明, 當(dāng)線索有效性為50%和70%時, 內(nèi)源性空間注意對老年人的視聽覺整合沒有促進(jìn)作用, 當(dāng)線索有效性為90%時, 內(nèi)源性空間注意才可以促進(jìn)老年人的視聽覺整合。青年人的rMRE和Race model的結(jié)果表明, 當(dāng)線索有效性為50%時, 內(nèi)源性空間注意對青年人的視聽覺整合沒有促進(jìn)作用, 而當(dāng)線索有效性為70%和90%時, 內(nèi)源性空間注意顯著促進(jìn)了青年人的視聽覺整合。

在本研究中, 無論線索有效性的高低, 有效線索條件下青年人的視聽覺整合效應(yīng)均高于老年人(如圖2所示)。在以往研究中, 關(guān)于老年人視聽覺整合的研究存在兩種觀點, 第一種觀點認(rèn)為老年人的視聽覺整合強(qiáng)于青年人, 并認(rèn)為這是因為老年人的視覺和聽覺敏感性較弱, 而視聽覺整合對老年人的單感覺功能障礙進(jìn)行了補(bǔ)償(Laurienti et al., 2006)。第二種觀點認(rèn)為, 受目標(biāo)刺激位置等因素的影響, 老年人的視聽覺整合弱于青年人, 如Wu等(2012)的研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)目標(biāo)刺激出現(xiàn)在外周時老年人視聽覺整合效應(yīng)弱于青年人, 并認(rèn)為這是由于老年人對外周刺激的處理能力減弱造成的。本研究的結(jié)果支持了第二種觀點, 本研究中的目標(biāo)刺激始終出現(xiàn)在外周位置(左/右11°), 并且老年人對各類型目標(biāo)刺激的反應(yīng)時均慢于青年人(如表2、表3、表4所示), 說明在本研究中老年人對刺激的處理能力也是弱于青年人的。根據(jù)以往研究, 對外周刺激處理能力的減弱會導(dǎo)致老年人視聽覺整合效應(yīng)下降(Wu et al., 2012; Yang et al., 2021)。因此刺激出現(xiàn)在外周位置, 可能是本研究中老年人視聽覺整合效應(yīng)弱于青年人的原因之一。此外, 在Wu等(2012)的研究中外周刺激出現(xiàn)的位置具有隨機(jī)性, 因此該研究考察的為外源性空間注意對視聽覺整合的影響。而本研究中采用的為內(nèi)源性空間注意, 被試需要根據(jù)實驗任務(wù)要求對目標(biāo)刺激的位置進(jìn)行內(nèi)源性空間注意定向。以往的研究表明在內(nèi)源性線索?靶子任務(wù)中, 老年人的內(nèi)源性注意定向收益低于青年人(Erel & Levy, 2016; Slessor et al., 2016; Zivony et al., 2019), 因此在本研究中老年人需要更多的注意資源進(jìn)行空間定向, 導(dǎo)致與青年人相比, 分配給視聽覺刺激的注意資源減少, 進(jìn)而造成了老年人視聽覺整合效應(yīng)的下降。

本研究中rMRE和Race model結(jié)果分析表明, 在50%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人和青年人的視聽覺整合均無促進(jìn)作用; 在70%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對青年人的視聽覺整合產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用, 而對老年人視聽覺整合沒有促進(jìn)作用; 在90%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人和青年人的視聽覺整合均產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。根據(jù)“空間不確定假說”, 由于有效線索條件下線索和目標(biāo)刺激提供的空間定向信息是冗余的, 并且當(dāng)線索有效性越低, 目標(biāo)空間位置越不確定時, 被試反而越會依賴線索提供的信息進(jìn)行空間定向, 因此導(dǎo)致視聽覺目標(biāo)刺激重要性的降低(van der Stoep et al., 2015), 得到的注意資源減少(唐曉雨等, 2020), 這可能是本研究中, 50%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意不能對老年人和青年人的視聽覺整合產(chǎn)生促進(jìn)作用的原因。而以往研究發(fā)現(xiàn), 隨著線索有效性的提高, 目標(biāo)刺激位置的確定性也隨之提高, 被試對空間定向的需求降低, 進(jìn)而會將更多的注意資源分配到有效線索條件下的視聽覺刺激上, 促進(jìn)有效線索條件下的視聽覺整合(van der Stoep et al., 2015; 彭姓等, 2019; 唐曉雨等, 2020), 所以本研究中, 線索有效性從50%提高至70%時, 內(nèi)源性空間注意對青年人的視

聽覺整合產(chǎn)生了顯著促進(jìn)作用。值得注意的是, 70%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意沒有對老年人視聽覺整合產(chǎn)生促進(jìn)作用, 可能的原因是, 在此條件下, 老年人仍然不能將更多注意資源分配給有效線索條件下的視聽覺刺激。Zivony等(2019)的研究表明, 由于老年人在75%線索有效性條件下的內(nèi)源性注意定向收益低于青年人, 造成老年人對目標(biāo)刺激空間位置的不確定程度高于青年人(Zivony et al., 2019), 即在本研究中70%線索有效性條件下, 與青年人相比, 老年人對目標(biāo)刺激空間位置不確定的程度仍然較高, 有效線索條件下視聽覺刺激得到的注意資源較少, 而較少的內(nèi)源性空間注意沒有促進(jìn)老年人視聽覺整合。然而, 隨著線索有效性的提高, 在90%線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人和青年人的視聽覺整合均產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。這是由于, 有研究發(fā)現(xiàn), 高線索有效性條件下, 老年人的內(nèi)源性注意定向收益與青年人沒有差異(Folk & Hoyer, 1992), 即在本研究中, 90%線索有效性條件下, 老年人和青年人皆可以較好的利用內(nèi)源性線索進(jìn)行空間定向, 進(jìn)而將更多的注意資源分配給有效線索條件下的視聽覺刺激, 促進(jìn)了視聽覺整合。

6 結(jié)論

(1)在內(nèi)源性空間注意條件下, 無論線索有效性的高低, 老年人的視聽覺整合均弱于青年人。(2)不同線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意對老年人和青年人視聽覺整合的調(diào)節(jié)存在差異, 僅在高線索有效性條件下, 內(nèi)源性空間注意可以促進(jìn)老年人視聽覺整合。

Anderson, R. S., & McDowell, D. R. (1997). Peripheral resolution using stationary and flickering gratings: The effects of age.(12)1209?1214

Arjona, A., Escudero, M., & Gómez, C. M. (2016). Cue validity probability influences neural processing of targets., 171?183.

Decarli, C., Massaro, J., Harvey, D., Hald, J., Tullberg, M., Au, R., Beiser, A., D’Agostino, R., & Wolf, P. A. (2005). Measures of brain morphology and infarction in the framingham heart study: Establishing what is normal.(4), 491?510.

Diederich, A., Colonius, H., & Schomburg, A. (2008). Assessing age-related multisensory enhancement with the time window-of-integration model.(10), 2556?2562.

Donohue, S. E., Green, J. J., & Woldorff, M. G. (2015). The effects of attention on the temporal integration of multisensory stimuli.,, 32.

Erel, H., & Levy, D. A. (2016). Orienting of visual attention in aging., 357?380.

Fleming, J. T., Noyce, A. L., & Shinn-Cunningham, B. G. (2020). Audio-visual spatial alignment improves integration in the presence of a competing audio-visual stimulus.,, 1?39.

Folk, C. L., & Hoyer, W. J. (1992). Aging and shifts of visual spatial attention.(3), 453?465.

Gao, Y. L., Li, Q., Yang, W. P., Yang, J., Tang, X. Y., & Wu, J. L. (2014). Effects of ipsilateral and bilateral auditory stimuli on audiovisual integration: A behavioral and event- related potential study.,(9), 668?675.

Hugenschmidt, C. E., Mozolic, J. L., & Laurienti, P. J. (2009). Suppression of multisensory integration by modality- specific attention in aging.(4), 349?353.

Jones, S. A., & Noppeney, U. (2021). Ageing and multisensory integration: A review of the evidence, and a computational perspective., 1?23.

Juola, J. F., Koshino, H., Warner, C. B., Mcmickell, M., & Peterson, M. (2000). Automatic and voluntary control of attention in young and older adults.(2), 159?178.

Laurienti, P. J., Burdette, J. H., Maldjian, J. A., & Wallace, M. T. (2006). Enhanced multisensory integration in older adults(8), 1155?1163.

Li, Q., Wu, J., & Touge, T. (2010). Audiovisual interaction enhances auditory detection in late stage: An event-related potential study.,(3), 173?178.

Li, Q., Yang, H., Sun, F., & Wu, J. (2015). Spatiotemporal relationships among audiovisual stimuli modulate auditory facilitation of visual target discrimination.,(3), 232?242.

Lockhart, S. N., & DeCarli, C. (2014). Structural imaging measures of brain aging.(3), 271?289.

Miller, J. (1982). Divided attention: Evidence for coactivation with redundant signals.(2), 247? 279.

Nardini, M., Bales, J., & D Mareschal. (2016). Integration of audio-visual information for spatial decisions in children and adults.,(5), 803?816.

Olk, B., & Kingstone, A. (2009). A new look at aging and performance in the antisaccade task: The impact of response selection.,(2?3), 406?427.

Parada, H., Laughlin, G. A., Yang, M., Nedjat?Haiem, F. R., & McEvoy, L. K. (2021). Dual impairments in visual and hearing acuity and age-related cognitive decline in older adults from the Rancho Bernardo study of healthy aging.(4), 1268?1276.

Peiffer, A. M., Mozolic, J. L., Hugenschmidt, C. E., & Laurienti, P. J. (2007). Age-related multisensory enhancement in a simple audiovisual detection task.(10), 1077?1081.

Peng, X., Chang, R. S., Li, Q., Wang, A. J., & Tang, X. Y. (2019). Visually induced inhibition of return affects the audiovisual integration under different SOA conditions.,(7), 759?771.

[彭姓, 常若松, 李奇, 王愛君, 唐曉雨. (2019). 不同 SOA 下視覺返回抑制對視聽覺整合的調(diào)節(jié)作用.(7), 759?771.]

Posner, M. I. (1980). Orienting of attention.,(1), 3?25.

Ren, Y., Hou, Y., Huang, J., Li, F., Wang, T., Ren, Y., & Yang, W. (2021). Sustained auditory attentional load decreases audiovisual integration in older and younger adults.(8), 1?10.

Ren, Y., Yang, W., Tang, X., Wu, F., Wu, Q., & Wu, J. (2018). Comparison for younger and older adults: Stimulus temporal asynchrony modulates audiovisual integration., 1?11.

Slessor, G., Venturini, C., Bonny, E. J., Insch, P. M., Rokaszewicz, A., & Finnerty, A. N. (2016). Specificity of age-related differences in eye-gaze following: Evidence from social and nonsocial stimuli.(1)11?22.

Stephen, J. M., Knoefel, J. E., Adair, J., Hart, B., & Aine, C. J. (2010). Aging-related changes in auditory and visual integration measured with MEG.(1), 76?80.

Talsma, D., & Woldorff, M. G. (2005). Selective attention and multisensory integration: Multiple phases of effects on the evoked brain activity.(7), 1098?1114.

Talsma, D., Senkowski, D., Soto?Faraco, S., & Woldorff, M. G. (2010). The multifaceted interplay between attention and multisensory integration.,(9), 400?410.

Tang, X. Y., Wu, J. L., & Shen, Y. (2016). The interactions of multisensory integration with endogenous and exogenous attention.,, 208?224.

Tang, X. Y., Wu, Y. N., Peng, X., Wang, A. J., & Li, Q. (2020). The influence of endogenous spatial cue validity on audiovisual integration.,(7), 835?846.

[唐曉雨, 吳英楠, 彭姓, 王愛君, 李奇. (2020). 內(nèi)源性空間線索有效性對視聽覺整合的影響.(7), 835? 846.]

Tremblay, P., Basirat, A., Pinto, S., & Sato, M. (2021). Visual prediction cues can facilitate behavioural and neural speech processing in young and older adults.1?17.

van der Stoep, N., van der Stigchel, S., & Nijboer, T. C. W. (2015). Exogenous spatial attention decreases audiovisual integration.(2), 464?482.

Vossel, S., Thiel, C. M., & Fink, G. R. (2006). Cue validity modulates the neural correlates of covert endogenous orienting of attention in parietal and frontal cortex.(3), 1257?1264.

Wu, J. L., Yang, W. P., Gao, Y. L., & Kimura, T. (2012). Age-related multisensory integration elicited by peripherallypresented audiovisual stimuli.,(10), 616?620.

Yang, W., & Ren, Y. (2018). Attenuated audiovisual integration in middle-aged adults in a discrimination task.,(1), 41?45.

Yang, W. P., Li, Z., Guo, A., Li, S. N., Yang, X. F., & Ren, Y. N. (2021). Effects of stimulus intensity on audiovisual integration in aging across the temporal dynamics of processing95?103.

Zivony, A., Erel, H., & Levy, D. A. (2019). Multifactorial effects of aging on the orienting of visual attention., 1?10.

Effects of endogenous spatial cue validity on audiovisual integration in older adults

GAO Yulin1, TANG Xiaoyu2, LIU Siyu3, WANG Aijun4, ZHANG Ming5,6

(1Department of Psychology, Jilin University, Changchun 130012, China) (2School of Psychology, Liaoning Collaborative Innovation Center of Children and Adolescents Healthy Personality Assessment and Cultivation, Liaoning Normal University, Dalian 116029, China) (3Ningbo Polytechnic, Ningbo 315800, China) (4Department of Psychology, Research Center for Psychology and Behavioral Sciences, Soochow University, Suzhou 215123, China) (5Department of Psychology, Suzhou University of Science and Technology, Suzhou 215009, China) (6Graduate School of Interdisciplinary Science and Engineering in Health Systems, Okayama University, Okayama 700-8530, Japan)

Audiovisual integration is the integration of visual and auditory information into a unified, coherent and stable perceptual process. Although endogenous spatial attention can promote audiovisual integration in youth, studies have found differences in endogenous spatial attention between older adults and youth. It is unclear how endogenous spatial attention affects audiovisual integration in older adults and how audiovisual integration differs between older adults and young adults under endogenous spatial attention conditions. In this study, using the endogenous cue-target paradigm, three experiments investigated how endogenous spatial attention affects the audiovisual integration of elderly individuals under 50% (Experiment 1), 70% (Experiment 2), and 90% (Experiment 3) conditions.

A mixed 2 (participant type: elderly vs. young) × 2 (cue type: valid cue vs. invalid cue) × 3 (target stimulus type: A vs. V vs. AV) experimental design was used. The visual stimulus was a 2° × 2° red (RGB: 234, 86, 97) and yellow (RGB: 247, 200, 125) intersecting meta?pattern, the auditory stimulus was a 1600 Hz, 60 dB sinusoidal tone presented by ear headphones, and the audiovisual stimulus was visual and auditory stimuli presented simultaneously on the same side. The gaze screen was presented for 500 ms, followed by a cue screen for 200 ms. The cue was an arrow pointing left or right. After a time interval of 600 ms, the target stimulus (A vs. V vs. AV) was presented in a box on the left or right side for 100 ms. Before the experiment, participants were informed that the cue validity was 50% for Experiment 1, 70% for Experiment 2, and 90% for Experiment 3 and were asked to judge the orientation of the target stimulus and to press the (N/M) key quickly and accurately.

From the reaction time results, it is clear that the reaction time of elderly people is significantly slower than that of younger people. From the relative amount of multisensory response enhancement (rMRE)and race model results, we can see that (1) audiovisual integration was weaker in older adults than in younger adults regardless of cue validity; (2) at 50% cue validity (Experiment 1), audiovisual integration in the valid cue condition was not significantly different from that in the invalid cue condition for both older and younger adults; (3) at 70% cue validity (Experiment 2), audiovisual integration in the valid cue condition was not significantly different from that in the invalid cue condition for older adults, and audiovisual integration in the valid cue condition was significantly higher than that in the invalid cue condition for younger adults; and (4) at 90% cue validity (Experiment 3), audiovisual integration in the valid cue condition was significantly higher than that in the invalid cue condition for both older and younger adults.

Endogenous spatial attention had different moderating effects on audiovisual integration in older adults under different cue validity conditions and could promote audiovisual integration in older adults under high cue validity conditions. The findings further support the spatial uncertainty hypothesis and deepen the understanding of the interaction between endogenous attention and audiovisual integration.

endogenous spatial attention, audiovisual integration, older adult, cue validity

B842

2022-02-18

*教育部人文社科項目(22YJC190005; 22YJC190020), 國家自然科學(xué)基金(31871092), 日本學(xué)術(shù)振興會(JSPS)基礎(chǔ)研究項目(20K04381), 蘇州大學(xué)人文社科青年交叉團(tuán)隊(2022)資助。

高玉林和唐曉雨同為第一作者

王愛君, E-mail: ajwang@suda.edu.cn; 張明, E-mail: psyzm@suda.edu.cn