汉语发展性阅读障碍儿童的不同视野注意能力(2)
2.2实验方法
实验设计：2(组别：发展性阅读障碍组，同年龄对照组)×3(视角：3°，12°，17°)混合设计，其中组别为被试间因素，视角为被试内因素。
实验材料：黑色圆点，大小为0.5°视角。
实验程序：实验采用E-prime编制实验程序，所有实验程序通过笔记本电脑呈现.实验背景为灰色。首先在屏幕中央呈现“+”注视点(1°视角)，时间为500ms。随后，注视点仍然呈现，但同时在中央注视点两侧随机出现一个黑色圆点为目标刺激，时间为40ms。目标刺激距注视点的距离分别为2.1cm、8.5cm、12.2cm，分别对应3°、12°、17°三种视角条件。要求被试始终注视注视点.当目标出现时尽量快地按空格键。实验流程图如图1所示。
实验分四组进行，每组53个试次，包括三个视角条件各16个试次(左右视野各半)，和5个空白试次(没有圆点出现)。在空白试次中，被试不需要做按键反应。每组中的各条件和空白试次随机呈现。记录被试的反应时和正确率。
2.3实验结果
被试对出现圆点的试次都做了按键反应，虚报率不足1%。剔除错误反应的反应时和不足100ms和超过1000ms的反应时(剔除的数据占全部数据的2.6%)。对剩余的反应时数据进行重复测量方差分析。
表2为不同组被试在不同视角条件下的反应时和标准差。方差分析结果显示，组别主效应不显著，F(1，40)=0.155，p=0.696；视角的主效应不显著，F(2，80)=1.834，p=0.166；视角和组别的交互作用不显著，F(2，80)=0.658，p=0.521。
本实验中并没有发现组间差异或者视角和组别的交互作用，即发展性阅读障碍儿童的反应时和正常儿童一样，并没有表现出外侧视野的异常加工优势。同时，我们也没有发现视角的主效应，即两组儿童都没有表现出随视角增加反应时增加的趋势。这和拼音义字条件下的发现不同(Facoetti & Moheni，2001；Facoetli，Paganoni，& Lorusso，2000)。分析这样的结果。我们认为。检测原点任务的出现与否可能过于简单，发展性阅读障碍儿童与同年龄控制组之间没有表现出差异；同时，也是由于任务的简单，两组儿童的外侧视野和中央视野的识别能力也没有表现出差异。如果增加刺激的复杂度，被试的反应会怎样呢？于是。进行了实验二。
3实验二：数字刺激条件下，被试的
不同视野注意能力
3.1被试
发展性阅读障碍儿童28名，其中男性22名，同年龄对照组儿童27名，其中男性16名，两组被试性别差异不显著(x2=2.401，p=0.121)，筛选条件同上。其中18名发展性阅读障碍儿童和17名同年龄对照组儿童参加了实验一。被试年龄和具体测验成绩见表3。
3.2实验方法
实验设计：同实验一。
实验材料：刺激为1-9的九个阿拉伯数字，刺激的视角大小(1°视角)为被试在3°视角位置时识别率达到100%的数字大小(Geiger et al.，2008)。
实验程序：刺激呈现同实验一，不同的是在中央注视点两侧随机出现一个黑色数字为目标刺激。要求被试当目标出现时尽量快地按空格键，在检测到刺激并按键反应后，出现500ms空屏，接着屏幕上会出现一个白色方框，要求被试按键盘输入看到的数字。实验记录被试的反应时。即从刺激出现到按空格键反应，以及输出的数字是否正确。实验流程图如图2所示。
3.3实验结果
所有被试的击中率100%，虚报率不足1%，剔除错误的试次以及反应时不足100ms以及超过1000ms的试次(剔除的数据占全部数据的1%)。
各组被试的正确率数据如表4所示。
对正确率数据进行2(组别)×3(视角)重复测量方差分析。结果发现，组别主效应不显著，F(1，53)=0.01，p=0.979；视角的主效应显著，F(2，106)=419.80，p<0.001。事后分析的结果发现。三种视角条件间两两差异均显著(p<0.001)，随着视角增加，被试的正确率逐渐下降。组别和视角的交互作用不显著，F(2，106)=0.066，p=0.936。
被试的反应时数据如表5所示。
对数据进行2(组别)×3(视角)重复测量方差分析。结果发现，组别主效应显著，F(2，53)=9.954，p<0.001，CA组显著快于DD组。视角主效应显著，F(2，106)=21.05，p<0.001，事后分析结果表明，3°视角与12°、17°视角间差异显著(分别为p=0.014，p<0.001)，随着视角增加被试的反应时变长；12°视角和17°视角之间差异不显著(p=0.61)。视角和组别的交互作用不显著，F(2，106)=0.548，p=0.58。
本实验的结果表明，对数字刺激，发展性阅读障碍组和同年龄对照组都表现出随视角的增加.正确率下降，反应时增加的趋势，这与以往研究一致(Geiger et al.，2008，1994，1992；Lorusso et al.，2004)。但发展性阅读障碍儿童与同年龄对照组趋势一致，并没有表现出外侧视野异常的加工优势，与拼音文字的研究结果不一致(Geiger et al.，2008，1994，1992；Lorusso et al.，2004)。同时，本实验发现在所有视角条件下，发展性阅读障碍组的正确率虽然与同年龄对照组没有差异，但反应时显著长于同年龄对照组。说明对数字这类较复杂刺激，发展性阅读障碍组的反应较慢。这与以前的很多研究结果一致(Hari，Valta，&Uutela，1999；McLean，Stuart，Coltheart，&Castles，201 1)。以往对拼音文字发展性阅读障碍的研究多采用字母刺激，揭示出发展性阅读障碍儿童的外侧视野加工优势(Geiger et al.，2008，1994，1992；Lorusso et al.，2004)。那么，汉语发展性阅读障碍儿童是否会对语言刺激表现出外侧视野的异常加工优势呢？于是，进行了实验三。 (田梦雨 张熙 张逸玮 毕鸿燕)
实验设计：2(组别：发展性阅读障碍组，同年龄对照组)×3(视角：3°，12°，17°)混合设计，其中组别为被试间因素，视角为被试内因素。
实验材料：黑色圆点，大小为0.5°视角。
实验程序：实验采用E-prime编制实验程序，所有实验程序通过笔记本电脑呈现.实验背景为灰色。首先在屏幕中央呈现“+”注视点(1°视角)，时间为500ms。随后，注视点仍然呈现，但同时在中央注视点两侧随机出现一个黑色圆点为目标刺激，时间为40ms。目标刺激距注视点的距离分别为2.1cm、8.5cm、12.2cm，分别对应3°、12°、17°三种视角条件。要求被试始终注视注视点.当目标出现时尽量快地按空格键。实验流程图如图1所示。
实验分四组进行，每组53个试次，包括三个视角条件各16个试次(左右视野各半)，和5个空白试次(没有圆点出现)。在空白试次中，被试不需要做按键反应。每组中的各条件和空白试次随机呈现。记录被试的反应时和正确率。
2.3实验结果
被试对出现圆点的试次都做了按键反应，虚报率不足1%。剔除错误反应的反应时和不足100ms和超过1000ms的反应时(剔除的数据占全部数据的2.6%)。对剩余的反应时数据进行重复测量方差分析。
表2为不同组被试在不同视角条件下的反应时和标准差。方差分析结果显示，组别主效应不显著，F(1，40)=0.155，p=0.696；视角的主效应不显著，F(2，80)=1.834，p=0.166；视角和组别的交互作用不显著，F(2，80)=0.658，p=0.521。
本实验中并没有发现组间差异或者视角和组别的交互作用，即发展性阅读障碍儿童的反应时和正常儿童一样，并没有表现出外侧视野的异常加工优势。同时，我们也没有发现视角的主效应，即两组儿童都没有表现出随视角增加反应时增加的趋势。这和拼音义字条件下的发现不同(Facoetti & Moheni，2001；Facoetli，Paganoni，& Lorusso，2000)。分析这样的结果。我们认为。检测原点任务的出现与否可能过于简单，发展性阅读障碍儿童与同年龄控制组之间没有表现出差异；同时，也是由于任务的简单，两组儿童的外侧视野和中央视野的识别能力也没有表现出差异。如果增加刺激的复杂度，被试的反应会怎样呢？于是。进行了实验二。
3实验二：数字刺激条件下，被试的
不同视野注意能力
3.1被试
发展性阅读障碍儿童28名，其中男性22名，同年龄对照组儿童27名，其中男性16名，两组被试性别差异不显著(x2=2.401，p=0.121)，筛选条件同上。其中18名发展性阅读障碍儿童和17名同年龄对照组儿童参加了实验一。被试年龄和具体测验成绩见表3。
3.2实验方法
实验设计：同实验一。
实验材料：刺激为1-9的九个阿拉伯数字，刺激的视角大小(1°视角)为被试在3°视角位置时识别率达到100%的数字大小(Geiger et al.，2008)。
实验程序：刺激呈现同实验一，不同的是在中央注视点两侧随机出现一个黑色数字为目标刺激。要求被试当目标出现时尽量快地按空格键，在检测到刺激并按键反应后，出现500ms空屏，接着屏幕上会出现一个白色方框，要求被试按键盘输入看到的数字。实验记录被试的反应时。即从刺激出现到按空格键反应，以及输出的数字是否正确。实验流程图如图2所示。
3.3实验结果
所有被试的击中率100%，虚报率不足1%，剔除错误的试次以及反应时不足100ms以及超过1000ms的试次(剔除的数据占全部数据的1%)。
各组被试的正确率数据如表4所示。
对正确率数据进行2(组别)×3(视角)重复测量方差分析。结果发现，组别主效应不显著，F(1，53)=0.01，p=0.979；视角的主效应显著，F(2，106)=419.80，p<0.001。事后分析的结果发现。三种视角条件间两两差异均显著(p<0.001)，随着视角增加，被试的正确率逐渐下降。组别和视角的交互作用不显著，F(2，106)=0.066，p=0.936。
被试的反应时数据如表5所示。
对数据进行2(组别)×3(视角)重复测量方差分析。结果发现，组别主效应显著，F(2，53)=9.954，p<0.001，CA组显著快于DD组。视角主效应显著，F(2，106)=21.05，p<0.001，事后分析结果表明，3°视角与12°、17°视角间差异显著(分别为p=0.014，p<0.001)，随着视角增加被试的反应时变长；12°视角和17°视角之间差异不显著(p=0.61)。视角和组别的交互作用不显著，F(2，106)=0.548，p=0.58。
本实验的结果表明，对数字刺激，发展性阅读障碍组和同年龄对照组都表现出随视角的增加.正确率下降，反应时增加的趋势，这与以往研究一致(Geiger et al.，2008，1994，1992；Lorusso et al.，2004)。但发展性阅读障碍儿童与同年龄对照组趋势一致，并没有表现出外侧视野异常的加工优势，与拼音文字的研究结果不一致(Geiger et al.，2008，1994，1992；Lorusso et al.，2004)。同时，本实验发现在所有视角条件下，发展性阅读障碍组的正确率虽然与同年龄对照组没有差异，但反应时显著长于同年龄对照组。说明对数字这类较复杂刺激，发展性阅读障碍组的反应较慢。这与以前的很多研究结果一致(Hari，Valta，&Uutela，1999；McLean，Stuart，Coltheart，&Castles，201 1)。以往对拼音文字发展性阅读障碍的研究多采用字母刺激，揭示出发展性阅读障碍儿童的外侧视野加工优势(Geiger et al.，2008，1994，1992；Lorusso et al.，2004)。那么，汉语发展性阅读障碍儿童是否会对语言刺激表现出外侧视野的异常加工优势呢？于是，进行了实验三。 (田梦雨 张熙 张逸玮 毕鸿燕)