مقاله
پژوهشی
ساخت
نسخه فارسی آزمون
اعداد
دایکوتیک
تصادفی و
عملکرد گوش دادن
دایکوتیک در
بزرگسالان
جوان
محمد
ابراهيم
مهدوي1، جعفر
آقازاده1، سید
علیاکبر
طاهایی2،
فاطمه حیران1،
علیرضا
اکبرزاده
باغبان3
1ـ گروه
شنواييشناسي،
دانشكده علوم
توانبخشي،
دانشگاه علوم
پزشكي شهيد بهشتی،
تهران، ایران
2ـ گروه
شنواييشناسي،
دانشكده علوم
توانبخشي،
دانشگاه علوم
پزشكي ايران، تهران،
ایران
3ـ گروه
علوم پايه
توانبخشی،
دانشكده علوم
توانبخشي،
دانشگاه علوم
پزشكي شهيد
بهشتی، تهران،
ایران
چکیده
زمينه و هدف:
زیرآزمون
شنوايي
دایکوتیک یکی
از اجزای مهم
مجموعه آزمون
پردازش
شنوایی
کودکان و
بزرگسالان بهشمار
میرود. آزمون
اعداد
دایکوتیک
تصادفی در
پاسخ به ضعف
حساسیت آزمون
اعداد
دایکوتیک دو جفتی
به ناقرینگی
گوشی ناهنجار
در شنوایی
دایکوتیک
ساخته شده
است. مطالعۀ
حاضر با هدف
ساخت نسخۀ
فارسی این
آزمون و
ارزیابی اولیۀ
آن انجام شد.
روش بررسي: با ضبط
اعداد يك تا
ده (بهجز عدد
دوهجايي چهار)
فارسی در
استودیو و
تنظیم مشخصات
شدتی و زمانی
امواج، نسخۀ
فارسی آزمون
اعداد
دایکوتیک
تصادفی مطابق
با نسخۀ
انگلیسی آن
ساخته شد.
آزمون در سطح 55
دسیبل HL
روی 50 نفر (به
نسبت مساوی از
هر دو جنس)
راستدست 18 تا 25
سال با سطح
شنوایی 15 دسیبل
HL
یا کمتر در
فرکانسهای
ادیومتریک
انجام شد.
يافتهها:
میانگین
امتیاز گوش
راست، گوش چپ
و برتری گوش
راست در افراد
مورد مطالعه
بهترتیب 3/94
درصد با
انحراف معیار
3/5، 8/84 درصد با انحراف
معیار 7/7 و 5/9
درصد با
انحراف معیار
7 درصد بهدست
آمد. 60 درصد از
افراد نتیجۀ
بهنجار، 24
درصد ضعف یکگوشی
و 16 درصد ضعف
دوگوشی نشان
دادند.
نتيجهگيري: بهنظر
ميرسد نسخۀ
فارسي آزمون
اعداد
دايكوتيك
تصادفي ميتواند
همانند آزمون
اصلي خود
ناقرینگی
گوشی، ضعفهاي
يكطرفه و
دوطرفه را در
شنوايي
دايكوتيك
نشان دهد.
واژگان
کلیدی: شنوایی
دایکوتیک،
بزرگسالان،
برتری گوشی، جنس،
زبان فارسی
(دریافت
مقاله: 1/9/93،
پذیرش: 25/11/93)
مقدمه
در
آزمایشهای
شنوایی
دایکوتیک که
حساسیت فوقالعادهای
به رسش،
عملکرد و بدعملکردی
دستگاه
شنوایی مرکزی
دارند از محرکهای
صوتی مختلفی
اعم از هجاهای
بیمعنی،
اعداد، کلمات
تکهجایی
و جملات
استفاده میشود(1و2)(5). هرچه
محرکهای
صوتی دو گوش
از نظر
اکوستیک و
زمانی شباهت
بیشتری به هم
داشته باشند،
تکلیف
بازشناسی آنها
دشوارتر میشود.
آسانترین
حالت وقتی است
که دو محرک
کاملاً
نامشابه بهصورت
دایکوتیک
ارائه شود
(مثلاً نویز باند
سفید به یک
گوش و گفتار
به گوش مقابل)
و دشوارترین
تکلیف
بازشناسی در
حالتی است که
دو هجای
همخوانـواکه
بهطور
همزمان به گوشها
برسد. البته
میزان بار
زبانی محرکهای
دایکوتیک نیز
در دشواری
تکلیف نقش
دارد. جملات
بار زبانی
بيشتري دارند
در حالیکه
اعداد از بار
زبانی كمتري
برخوردارند.
از طرف دیگر
بازشناسی
کلمه در متن
یک جمله به
علت وجود
افزونگی (redundancy)
آسانتر از
بازشناسی یک
کلمۀ منفرد
است. در
مقایسه با
سایر محرکهای
گفتاری،
هجاهای بیمعنی
حداقلِ بار
زبانی را
دارند. در
پیوستار
دشواری بازشناسی
محرکهای
دایکوتیک،
اعداد در
جایگاه میانه
قرار گرفتهاند
زیرا از نظر
زمانی بسیار
به هم نزدیک
بوده و بار
زبانی كمتري
دارند(3).
استفاده
از اعداد در
آزمون
دايكوتيك در
مقایسه با
سایر مواد آزمونی
قدیمیتر
است و به سال 1961
توسط Kimura برمیگردد. در
جریان گوش
دادن
دایکوتیک در
افراد راست
دست، امتیاز
گوش چپ در
محرکهای
صوتی شنیده
شده اندکی
پایینتر از
امتیاز گوش
راست قرار میگیرد
که به این
ناقرینگی
گوشی برتری
گوش راست (right ear advantage)
میگویند.
برتری گوش
راست در 96 درصد
از افراد
راست دست و 70
درصد از افراد
چپ
دست وجود دارد(4).
در حال حاضر
از آزمايشهاي
اعداد
دايكوتيك يك
جفتي (one-pair)
و دو جفتي (two-pair) در
بررسیهای
باليني
پردازش
شنوایی
استفاده میشود.
افراد با
شنوايي
بهنجار و
افراد دچار كاهش
شنوايي محيطي
در آزمايش يك
جفتي امتياز نزديك
به 100 درصد بهدست
ميآورند
زيرا فرد مورد
آزمايش باید
هنگام پاسخدهي
اطلاعات
محدودي را گوش
داده و بازگو
كند. هرچند
آزمايش اعداد
دايكوتيك دو
جفتی، دشواري
آزمايش را
افزايش داده
ولي همچنان بسياري
از شنوندهها
امتياز
بالايي بهدست
مي آورند. بنابراين
در برخي از
موارد كاربرد
مؤثر آزمون
اعداد
دايكوتيك (Dichotic Digit Test: DDT)
دو جفتی با
محدوديت
روبروست.
اعداد
دايكوتيك سه
جفتي از نوع
دو جفتي
دشوارتر است و
نتايج تحقيقاتي
كه از اين
آزمايش
استفاده كردهاند
حاكي از آن است
كه گوش راست
عملكرد
بالاتري در
مقايسه با گوش
چپ دارد.
برتري گوش
راست براي
اعداد
دايكوتيك
چهار جفتي نيز
مشاهده مي شود
ولي در آزمايش
اعداد
دايكوتيك پنج
جفتي ديده نمي
شود(5)
تحقیقات
خارجی نشان
داده است که
آزمون اعداد دایکوتیک
دارای پایایی
بازآزمایی (test-retest)
بالایی در
بزرگسالان و
سالمندان است(5)
و نسبت به اثر
کم شنوایی
حلزونی ملایم
تا متوسط
نسبتا مقاوم
است(6). اعداد
برای اکثر
افراد محرکهای
صوتی آشنایی
محسوب میشوند،
اجرای DDT
راحت بوده و
وقت زیادی را
نمیگیرد. چون
پاسخ بهصورت
مجموعۀ بسته
است برای
محدودۀ سنی
وسیعی از
بیماران
آزمايش
مناسبی بهشمار
ميرود(7).
به
علت شایع بودن
نقص شنوایی
دایکوتیک در
کودکان دچار
اختلال
پردازش
شنوایی،
پیشنهاد شده
است که هر فرد
مشکوک به
اختلال
پردازش شنوایی
بهوسیله DDT
دوتایی غربالگری
شود، ولی
شواهد حاکی
است که این
آزمون در کودکان
دبستانی اثر
سقف (ceiling effect)
نشان میدهد
بهطوریکه
کودکان ده
ساله و بالاتر
حداکثر امتیاز
آزمون را بهدست
میآورند و به
موجب آن DDT
دوتایی از
حساسیت لازم
بهعنوان
ابزار
غربالگری
برای شناسایی
اختلال پردازش
شنوایی
برخوردار
نیست (8و9). این
در حالی است
که امروزه
اقدامات
درمانی نظیر
تربیت اختلاف
شدت بین گوشی
دایکوتیک (Dichotic
Interaural Intensity Difference: DIID)
برای کودکان
دچار ضعف گوش
دادن
دایکوتیک همچون
کودکان دچار
اختلال
یادگیری مطرح
شده و نیاز به
وجود ابزارهای
تشخیصی حساستر
در این حوزه
را افزایش
داده است(10).
مطالعۀ Strouse و Wilson (1999) ثابت کرد
که در صورت
ارائۀ آیتمهای
یک، دو، سه و
چهار جفتی بهصورت
تصادفی که
تردید شنونده
را در مورد
تعداد جفتهای
عددی بههمراه
دارد، دشواری DDT
افزایش مییابد.
آزمون اعداد
دایکوتیک
تصادفی (randomized
DDT: RDDT) با
حمایت و اجرای
دپارتمان
امور کهنه
سربازان
آمریکا (veterans affairs)
در دو فهرست
همتراز 1 و 2
ساخته شده و
مقادیر هنجار
آن برای بزرگسالان
توسط Strouse و Wilson (a1999 و b1999)
منتشر شده است(5و11).
با توجه به
فقدان نسخۀ
فارسی این
آزمون در ایران،
مطالعۀ حاضر
با هدف ساخت
نسخۀ فارسی RDDT
و ارزیابی
اولیۀ آن در
افراد 25-18 ساله
انجام شد.
روش
بررسي
ابتدا
از چهار نفر
مرد با گويش
فارسی
استاندارد
خواسته شد در
استودیو ضبط
صدا، اعداد یک
تا ده (بجز عدد
دو هجایی
چهار) را با تن
خنثی سه بار
تکرار کنند.
ضبط صدا در
استودیو با
دستگاه Preamp Yamaha 02R96 مدل A/D convertor Dante
ساخت کشور
ژاپن صورت
گرفت. از
میکروفن، Mic Neumann TLM103 مجهز به
فیلتر pop ساخت
کشورآلمان و
نوع نرم افزار
Cubase
5.5
استفاده شد.
کنترل صدا با
بلندگو Adam A8x
ساخت کشور
آلمان انجام
شد. برای از بین
بردن Hiss ناشی از
کابل، بهرۀ
زیاد و نویز
دستگاهها از plug in waves مدل x-noise و z-noise استفاده
شد. فرمت ضبط
بهصورت wave
و برای تهیۀ
آن از فرکانس
نمونهگیری 4800
هرتز و وضوح (resolution) 24
بیتی استفاده
شد. فرمت
خروجی به صورت
wave با فرکانس
نمونهگیری 44100
هرتز و وضوح 16
بیتی تهیه شد.
صداهای
ضبط شده از
نظر کیفی
بررسی شد. در
نهایت صدای
یکی از افراد
بومی تهران که
امواجی با کیفیت
بالاتری داشت
برای ساخت
آیتمهای
اعداد
دایکوتیک
مورد استفاده
قرار گرفت. با
توجه به دیرش
متفاوت اعداد
برخی از اعداد
(با حفظ وضوح
یا قابلیت فهم)،
حداکثر تا
19درصد کشیده
یا حداکثر تا 20
درصد متراکم
شدند(12). زمان
بین عددی 500
میلی ثانیه و
زمان بین
آیتمی بعد از
آيتمهاي یک
جفتی چهار
ثانیه، بعد از
آيتمهاي دو
جفتی شش ثانیه
و بعد از آيتمهاي
سه جفتی هشت
ثانیه در نظر
گرفته شد. RDDT فارسی در دو
فهرست 1 و 2 تهیه
شد (پیوست:
فهرست 1 و
فهرست 2 آزمون
اعداد
دايكوتيك تصادفي
فارسي). هر
فهرست RDDT فارسی
همانند نسخۀ
انگلیسی خود
از سه دسته
آیتم یک جفتی،
دو جفتی و سه
جفتی تشکیل
شده است. در هر
فهرست 18 آیتم
از هر دسته
وجود دارد که
به صورت
تصادفی توزیع
شدهاند. در
هر فهرست RDDT فارسی برای
هر گوش 108 (100%) نمرۀ
خام در نظر
گرفته میشود
که 18 امیتاز به
آیتمهای یک
جفتی، 36
امیتاز به
آیتمهای دو
جفتی و 54
امتیاز به
آیتمهای سه
جفتی تعلق
دارد. هر
فهرست داراي
شش آيتم
تمريني براي
آموزش روش
آزمون است كه
رقابت اعداد گوش
راست و چپ به
تدریج افزایش
مییابد. تن (کالیبراسیون)
1000 هرتز با شدتی
معادل سطح شدت
متوسط امواج
صوتی اعداد در
قالب یک track
صوتی جداگانه
همراه فایلهای
صوتی آزمون قرار
داده شد.
ابتدا
بهوسيله
دستگاه صدا
سنج مدل 2209
کالیبراسیون
خروجی گوشی HSN 6500 (Philips،
ساخت ژاپن)
متصل به لپ
تاپ DELL
INSPIRON 6400 (ساخت
چین) بهوسیله
تن
کالیبراسیون
1000 هرتز برای
سطح شدت 55 دسیبل
HL انجام شد.50 نفر
شامل 25 مرد و 25 زن
در دسترس که
به درخواست
محققان برای
شرکت در مطالعه
جواب مثبت
داده و واجد
معیارهای
ورود بودند،
در مطالعه
شرکت کردند.
معیارهای
ورود شامل تک
زبانه فارسیزبان، راست
دستی (مشخص
شده از طریق
پرسشنامه
چاپمنـچاپمن(13))،
محدودۀ سنی 25-18
سال، نداشتن
سابقۀ
اختلالات
شنوایی، گوش و
اعصاب (مشخص
شده از طریق
مصاحبۀ
شفاهی)، سطح
شنوایی 15 دسیبل
HL
یا کمتر در
فرکانسهای
اکتاوی 250 تا 8000
هرتز و
ناقرینگی
آستانهای
کمتر از 10 دسیبل
در گوشها
بود. فهرست 1
آزمایش اعداد
دایکوتیک
تصادفی (RDDT) فارسی پس
از آشناسازی بهوسیله
آیتمهای
تمرینی و بهروش
بازگویی آزاد
اجرا شد.
ابتدا
امتیازهای خام
RDDT فارسی طبق
روش Studebaker (1985) و با
استفاده از
فرمولهای
زیر به واحد ارکسینوسی
گویا شده ((rationalized
arcsine unit: rau
تبدیل شد و
تجزیه تحلیل
آماری روی
دادههای
تبدیل شده
صورت گرفت(14).
|
|
 |
در
این فرمول X
تعداد پاسخ درست
و N تعداد کل
اعداد یا همان
کل نمرۀ خام
آزمون است. R
مقادیر برحسب rau
را نشان میدهد.
در مورد
متغیرهای
وابسته نظیر
امتیاز DDT که بهصورت
درصد در یک
مقیاس فاصلهای
بیان میشوند،
تبدیل هر
امتیاز به
واحد rau،
ارتباط
میانگین امتیاز
با واریانس را
به حداقل میرساند
و در مقایسه
با سایر arcsine transforms مقادیر rau
به نتایج اصلی
آزمون بر حسب
درصد نزدیکتر
است و
میتوان
از آن برای
تفسیر تفاوتهای
مهم آماری
استفاده کرد(9).
از آزمون
آناليز
واريانس
اندازهگیریهای مکرر
دوطرفه با نرم
افزار SPPS
نسخۀ 21 با در
نظر گرفتن سمت
گوش (راست يا
چپ) و نوع آیتم (يك،
دو یا سه جفتي) بهعنوان
عوامل درون
گروهی و جنس
بهعنوان
عامل بین
گروهی برای
تجزیه و تحلیل
دادهها
استفاده شد.
از آزمون t
زوجي يا معادل
غير پارامتري
آن ویلکوکسان
براي مقايسۀ
امتيازات گوش
راست و چپ و
مقايسۀ برتري
گوش راست در
آيتمهاي
مختلف و از
آزمون t
مستقل يا
معادل غير پارامتري
آن منـویتنییو براي
مقايسۀ امتيازات
گوش راست و چپ
و مقايسۀ
برتري گوش
راست در انواع
آيتم بين دو
جنس بهره گرفته
شد. میزان
برتری گوش
راست با تفریق
امتیاز گوش چپ
از امتیاز گوش
راست بهدست
آورده شد. با
در نظر گرفتن
خطای نوع اول 05/0=α کلیۀ
آزمونهای آماری
در سطح معنیداری
05/0 و روی مقادیر
تبدیل شده
برحسب rau
انجام شد. با
این وجود
مقادیر جدولها
و نمودارها
برحسب درصد
درست آورده
شده است.
يافتهها
افراد
مورد مطالعه
از میانگین
سنی 5/21 و انحراف معیار
3/2 سال
برخوردار بودند.
جدول 1
ميانگين
امتياز گوش
راست و چپ
افراد مورد
بررسي را براي
كل آزمون و
همچنين به
تفكيك نوع
آيتم نشان ميدهد.
با توجه به نتایج،
اثرات اصلی دو
متغیر مستقل
سمت گوش و نوع
آیتم از نظر
آماری معنیدار
بود (سمت گوش: 02/83=(48و1)F، 000/0p؛ نوع
آیتم: 5/348=(96و2)F، 000/0p=). امتیاز
مردان و زنان نیز
تفاوت معنیداری نشان
داد (9/5=(48و1)F، 019/0p=). پذیرۀ
تقارن مرکب در
مورد تعامل
نوع آیتم و
سمت گوش احراز
نشد بنابراین،
با توجه به
نتایج تک
متغیره با
تصحیح
اپسیلونی Greenhouse-Geisser تعامل سمت
گوش و نوع
آیتم معنیدار
شد (تعامل سمت
گوش و نوع
آیتم 18/36=(96و74/1)F، 000/0p=).
تأثیر عوامل درون
گروهی و عامل
بین گروهی جنس
بهصورت
جداگانه در
زیر ارائه میشود.
بررسی
آماري نشان
داد كه با
افزايش تعداد
اعداد جفت در
آيتم از يك
جفتي به سه
جفتي عملكرد افراد
در گوش راست و
چپ كاهش
امتياز نشان
ميدهد
(نمودار 1) كه از
افزايش
دشواري تكليف
گوش دادن
دايكوتيك
حكايت ميكند.
اين اثر مستقل
از تأثير جنس
و سمت گوش
نیست بهطوری که
کاهش امتیاز
با افزایش
تعداد اعداد
جفت در زنان بیشتر
از مردان بود (تعامل
جنس و نوع
آيتم: 46/8=(96و2)F، 000/0p=) و در گوش چپ
بیشتر از گوش
راست بود(000/0p=).
با توجه مقدار
انحراف معیار
مقادیر جدول
1، بهجز در
مورد آیتمهای
یک جفتی،
پراکندگی
پاسخهای گوش
چپ نیز بیشتر
از پراکندگی
امتیاز گوش راست
است.
تجزیه
و تحلیل آماری
نتایج RDDT فارسی مشخص کرد
میانگین
امتیاز گوش
راست مردان (7/94%
با انحراف
معیار 7/4) و
میانگین
امتیاز گوش
راست زنان (9/93% با
انحراف معیار
8/5)
تفاوت
معنیداری
نشان نمیدهد(47/0p=)
اما میانگین
امتیاز گوش چپ
زنان (1/81% با
انحراف معیار
3/7) مورد مطالعه
بهطور معنیداری
از میانگین
امتیاز گوش چپ
مردان کمتر است
(000/0p=) مقایسۀ تأثیر
جنس بر امتیاز
گوش راست و چپ
به تفکیک آیتم
در نمودار 1
آمده است.
امتیاز آیتمهای
یک جفتی در
گوش راست و چپ
از جنس متأثر نشده
است (گوش راست 71/0p=،
گوش چپ 98/0p=).
با این وجود
میانگین
امتیاز زنان
در آیتمهای
دو جفتی گوش
راست(004/0p=) و در آیتمهای
دو جفتی(002/0p=)
و سه جفتی(000/0p=)
گوش چپ بهطور
معنیداری از
متوسط امتیاز
گوش راست
مردان کمتر
است. مقایسۀ
برتری گوش
راست بین
مردان و زنان
در آیتمهای
مختلف مشخص
کرد که این
مشخصه تحت تأثیر
جنس قرار
دارد، 86/4=(96و7/1)F، (013/0p=)
بهطوریکه
مردان و زنان
در آیتمهای
یک جفتی تفاوت
معنیداری
در اندازۀ
برتری گوش
راست ندارند اما
میزان این
مشخصه در آیتمهای
دو جفتی و سه
جفتی در زنان
بیشتر از
مردان است که
در بخش گوشبرتری
بیشتر توضیح
داده شده است
(نمودار 1).
گوشبرتري
افراد مورد
مطالعه از 84/2- تا
39/31 درصد متغير
بود. 94 درصد
افراد مورد
مطالعه برتری
گوش راست، دو
نفر (4%) برتری
گوش چپ نشان
دادند و در یک
نفر (2%) برتری طرفی
وجود نداشت.
جدول 1
ميانگين
امتياز گوش راست
و چپ افراد
مورد آزمايش
براي كل RDDT
فارسي و به
تفكيك نوع
آيتم و ميزان
تفاوت امتياز
گوش راست با
چپ را نشان ميدهد.
نمودار 2 طرح
دو متغیرۀ پاسخهای
انفرادي را
نشان ميدهد
كه در آن
امتياز گوش
راست روي محور
مختصات افقي و
امتياز گوش چپ
روي محور
مختصات عمودي رسم
شده است. سه خانۀ
نمودارها به
آيتمها و يك خانه
به كل آزمون
تعلق دارد.
نقاطي كه
پايينتر از
خط مورب قرار
گرفتهاند
نشاندهندۀ
برتري گوش
راست و نقاطي
كه روي خط
مورب واقعند
نشاندهندۀ
عملكرد مساوي
گوش راست و چپ
هستند. طبق
نمودار 2
برتری گوش
راست که بهصورت
تجمع نقاط در
نیمۀ پایین
نمودار ظاهر
شده است،
بیشتر برای
آیتمهای دو و
سه جفتی و کل RDDT
قابل مشاهده
است. قرار
گرفتن نتایج روی
خط 45 درجه حاکی
از تساوی
امتیاز گوش
راست و چپ است
که در آیتمهای
یک جفتی
بارزتر است.
بین
میانگین
امتیاز گوش
راست با
امتیاز گوش چپ
در آیتمهای
یک جفتی تفاوت
معنیداری
وجود نداشت(12/0=p).
ولی این تفاوت
برای آیتمهای
دو جفتی، سه
جفتی و کل RDDT معنیدار بود
(در هر سه مورد 000/0p=).
مقایسۀ
میانگین
برتری گوش
راست بین آیتمهای
دو جفتی، سه
جفتی و کل
آزمون نشان
داد مقدار
میانگین برتری
گوش راست از آیتمهای
یک جفتی تا سه
جفتی افزایش یافته
است (نمودار 3)
ولی بین
میانگین
برتری گوش
راست برای آیتمهای
سه جفتی و
میانگین
برتری گوش
راست برای کل
آزمون تفاوت
معنیداری مشاهده
نشد(17/0p=).
مردان
مورد مطالعه
برای آیتمهای
یک جفتی 4/0
درصد، دوجفتی
8/6 درصد و سه
جفتی 7/7 درصد
میانگین برتری
گوش راست نشان
دادند. این در
حالی است که
در زنان مورد
بررسی مقادیر
فوق به ترتیب 7/.
درصد، 8/12 درصد و
1/16 درصد بهدست
آمد. بررسی
آماری نشان
داد که برتری
گوش راست برای
آیتمهای یک
جفتی از جنس تأثیر
نپذیرفته است(98/0p=). ولی
میانگین
برتری گوش
راست در مورد آیتمهای
دو جفتی (019/0p=)
و سه جفتی (005/0p=)
بین مردان و
زنان مورد مطالعه
از تفاوت معنیداری
برخوردار بود.
برتری گوش
راست برای کل RDDT
فارسی تفاوت
جنسیتی نشان
داد بهطوریکه
مردان مورد
بررسی به طور
متوسط 3/6 درصد و
زنان 8/12 درصد
برتری گوش
راست نشان
دادند(002/0p=)
(نمودار 3)
بررسي
مقدماتي
نتایج نشان
داد که امتیاز
گوش چپ در برخی
از افراد مورد
بررسی پایینتر
از میزان مورد
انتظار است و
بههمین علت
مشابه با روش Moncrieff و Wilson (2009) 
فاصلۀ
اطمینان 95
درصد میانگین
امتیاز گوش
راست و چپ برای
کل آزمون بهعنوان
معیار دستهبندی
افراد مورد
مطالعه به
گروههای
بهنجار و
نابهنجار مورد
استفاده گرفت.
امتیاز
افرادی که از
حد پایین
فاصلۀ
اطمینان 95 درصد
کمتر بود بهعنوان
نتایج
نابهنجار در
نظر گرفته شد.
ميزان برتري
گوش راست
افراد بهنجار
و همچنين
افراد
نابهنجار در
سه دستۀ ضعف
گوش راست، ضعف
گوش چپ و ضعف
دوگوشی در نمودار
4 نشان داده شده
است. بهطور
کلی با توجه
به نتیجه RDDT
فارسی، 60 درصد (30
نفر) از افراد
مورد آزمایش
نتیجه بهنجار
داشتند. دو
نفر (4%) ضعف گوش
راست، ده نفر (20%)
ضعف گوش چپ و هشت
نفر (16%) ضعف دو
گوشی نشان
دادند. در
افراد بهنجار برتري
گوش راست بهطور
متوسط 7/12 درصد
با انحراف معيار
7/5 درصد بهدست
آمد. مشخصات
آماری نتایج 30
نفر از افراد
مورد مطالعه
در RDDT فارسی
که در گروه بهنجار
قرار گرفتند
به تفکیک جنس
در جدول 2 آمده
است. مقایسۀ
آماری بهطور
جداگانه روی
نتایج افراد
گروه بهنجار
برای کل RDDT فارسی نیز
انجام شد. جنس
بر میانگین امتیاز
گوش راست و چپ
افراد گروه
بهنجار برای RDDT فارسی
تاثیری نشان نداشت
(گوش راست: 75/0p=،
گوش چپ: 45/0p=).
میانگین
برتری گوش
راست مردان
گروه بهنجار 4/14 درصد
با انحراف
معیار 5 درصد بهدست
آمد که با
میانگین
برتری گوش
راست زنان گروه
بهنجار یعنی 7/11
درصد با انحراف
5/6 درصد تفاوت
آماری معنی
داری نداشت(43/0p=).
بحث
با
توجه به ویژگیهای
منحصر به فرد
مواد آزمونی
اعداد که حتی
برای ارزیابی
یکپارچه سازی
دو گوشی در
کودکان مبتلا
به اختلالات
زبانی و ضعف
خزانۀ
واژگانی قابل
استفاده است، RDDT
فارسی با هدف
بومی سازی
ابزاری برای
اندازهگیری
توانایی
شنوايي
دایکوتیک در
کودکان و بزرگسالان
ساخته شد.
مطالعات
خارجی که به
ساخت، توصیف و
کاربرد RDDT پرداخته
باشند،
فراوان نیست و
نتایج این مطالعه
را میتوان با
سه پژوهش
خارجی Strouse
و Wilson (a1999 و b1999)
و Moncrieff و Wilson (2009) که در یک
جلسه از آیتمهای
یک، دو و سه
جفتی در
بزرگسالان
جوان استفاده کردهاند
مقایسه کرد.
تبدیل
مقادیر درصدی
به مقادیر
برحسب rau
که برای
نخستین بار در
پژوهشهای
شنواییشناسی
کشور در این
تحقیق
استفاده شده است
به Studebaker (1985) بر میگردد(14)
و در مطالعات
گوناگون و
متعددی نظیر Jerger و همکاران
(1994)، Strouse و همکاران (a2000و
b2000) و Moncrieff و Wilson (2009) بهکار
گرفته شده است(5،9،11،15و16). با
اجرای این
تبدیل روی
مقادیر درصدی
میزان
همبستگی بین مقدار
میانگین و
واریانس
امتیازات
سهیم در مقدار
میانگین کاهش
یافته و آن را
برای تجزیه و
تحلیل
پارامتریک
آماری مناسبتر
میکند(17). در
این مطالعه در
برخی موارد
تفاوتهای
فاحشی بین
تجزیه و تحلیل
آماری با
مقادیر برحسب درصد
درست و تجزیه
و تحلیل آماری
برحسب مقادیر rau
در شرایط
یکسان مشاهده
شد. بهعنوان
نمونه اگر
مقایسۀ برتری
گوش راست آیتمهای
سه جفتی (9/11%) با
برتری گوش
راست کل آزمون
(5/9%) بر حسب
مقادیر درصد
درست انجام میشد،
تفاوت معنیدار
بود(000/0p=) ولی
مقایسۀ با مقادیر
rau تفاوت
معنیداری را
بین برتری گوش
راست آیتمهای
سه جفتی (2/14) با
برتری گوش
راست کل آزمون
(1/13) نشان نداد(17/0p=).
Wilson و Jaffe (1996) نشان
دادند وقتي
تكليف
دايكوتيك
مشكل نباشد
(مثل تكليف
بازگويي
اعداد
دايكوتيك یك
جفتي و دو
جفتي) تفاوت
معنيداري
بين امتياز
گوش راست و چپ
ثبت نميشود
ولي با افزايش
دشواري تكليف
(مثل تكليف بازگويي
اعداد
دايكوتيك سه
جفتي و چهار
جفتي) برتري
امتياز گوش
راست بر چپ و
برتري امتياز
افراد جوان بر
افراد مسن بهخوبي
نمايان ميشود(18)
همانگونه که
نمودار 1 نشان
میدهد بهجز
در آیتمهای
یک جفتی که
بیشتر نقاط
روی خط 45 درجه
قرار گرفته و
برتری گوش
راست نشان نمیدهند،
کل آزمون و آیتمهای
دو و سه جفتی
توانسهاند
در اکثر افراد
برتری گوش
راست یا ضعف
گوش چپ را
نشان دهند و
پایینتر از
خط 45 درجه به
سمت گوش راست
قرار گرفتهاند.
پراکندگی امتیازات
در آیتمهای
یک جفتی حداقل
و در آیتمهای
سه جفتی
حداکثر و
میزان
پراکندگی
امتیاز گوش چپ
بیش از گوش چپ
بوده است
(جدول 1 و
نمودار 2) که با
مطالعۀ Moncrieff
و Wilson (2009) هماهنگی
دارد(9).
طبق
جدول 3 نتایج
این مطالعه با
پژوهشهای Strouse و Wilson (a1999) و Moncrieff و Wilson (2009) که روی
بزرگسالان
جوان انجام
شده است، شباهت
زیادی دارد
علیرغم
اینکه سطح شدت
در مطالعۀ Moncrieff
و Wilson (2009) 50 دسیبل SL
و در Strouse و Wilson (a1999) در 70
دسیبل HL
بود و در بررسی
حاضر در سطح 50
دسیبل HL
انجام شده
است. بهنظر
میرسد افراد
مورد بررسی در
مطالعۀ حاضر
در مقابسه با
مطالعات فوق
امتیاز گوش چپ
ضعیفتری
برای آیتمهای
سه جفتی نشان
دادهاند. طبق
جدول 3 متوسط
امتیاز گوش
راست و چپ
برای آیتمهای
سه جفتی در
مطالعۀ Strouse
و Wilson (b1999) به ترتیب 7/92
و 8/89 درصد و در
مطالعۀ Moncrieff
و Wilson (2009) 7/94 و 94 درصد
گزارش شده است(9و11) در
حالیکه در مطالعۀ
ما 6/86 و 7/74 درصد بهدست
آمده است. دو
احتمال برای
تفاوت نتیجۀ
این مطالعه با
مطالعات ذکر
شده قابل تصور
است. نخست اینکه
شاید
ناقرینگی
گوشی در نسخۀ
فارسی RDDT بههمین
اندازه است و
بر خلاف مطالعۀ
Moncrieff و Wilson (2009) تفاوت
جنس مطرح است.
احتمال دوم
این است که
نمونۀ مورد
استفاده در
این مطالعه در
مقایسه با
نمونۀ مطالعات
خارجی ضعف گوش
چپ بیشتری
داشتهاند.
احتمال اول بر
خلاف
فراتحلیل (meta-analysis)
صورت گرفته
توسط Voyer (2011) است که نشان
داد برتری
گوش راست
مردان در
شنوایی
دایکوتیک نسبت
به زنان اندکی
بیشتر است(19). از
طرف دیگر در
گروه بهنجار
تفاوتی بین
امتیاز گوش چپ
مردان (7/82%) و زنان
(7/80%) مورد بررسی
وجود نداشته
است (جدول 2). با
توجه به اینکه
ضعف گوش چپ
همراه با
نتيجۀ بهنجار
در گوش مقابل
بیشتر از
اختلال
پردازش شنوایی
و ضعف دوطرفه
بیشتر از ضعف
حافظۀ فعال
منشاء میگیرد(9)
میتوان
نتیجه گرفت
فراوانی
اختلال پردازش
شنوایی در
افراد مورد
مطالعۀ ما در
مقایسه با
مطالعات
خارجی
نامبرده بیشتر
بوده است. از
طرف دیگر
میانگین
امتیاز گوش
راست مردان و
زنان مورد
مطالعه تفاوت
معنیداری
ندارند ولی
متوسط امتیاز
گوش چپ زنان
بهطور معنیداری
ضعیف تر از
مردان بوده
است (نمودار 1).
بنابراین
اختلال
پردازش
شنوایی مرکزی
در زنان مورد
مطالعه شایعتر
از مردان بوده
است. البته در
این مطالعه توجه
متمرکز بررسی
نشده است که
بتوان طبق نظر
Jerger و Martin (2006) با
اطمینان
بیشتری ضعف یکطرفه را با
اشکال پردازش
شنوایی مرتبط
دانست تا
مشکلات شناختی
نظیر توجه(20).
انتظار
میرفت نسخۀ
فارسی RDDT همانند نسخۀ
انگلیسی خود
بتواند ضعفهای
یکطرفه و
دوطرفه در گوش
دادن
دایکوتیک را
نشان دهد. در
مطالعۀ Moncrieff
و Wilson (2009) ضعف گوش
راست و گوش چپ
بهترتیب در 6
و 12 درصد
بزرگسالان و
در مطالعۀ
حاضر در 4 و 20
درصد افراد
مورد مطالعه
مشاهده شدکه
با مطالعۀ Moncrieff
و Wilson (2009) علیرغم
اینکه در آن
از فاصلۀ
اطمینان 7/99
درصد میانگین
برای
دسته
بندی بهنجار و
نابهنجار
استفاده شده،
قابل مقایسه
است. حداقل در
این نمونه میتوان
بر اساس
امتیاز گوش
راست و چپ
(جدول 1) نتیجه
گرفت که RDDT فارسی به
سهولت DDT
دو جفتی نیست
و در عین حال
دشواری DDT
سه جفتی را
ندارد. به
عبارتی دیگر با
توجه به عدم
تفاوت معنیدار
آماری بین
برتری گوش
راست برای کل
آزمون و برای
آیتمهای سه
جفتی، RDDT فارسی بهتر
از DDT دو جفتي
ناقرينگي
گوشي در گوش
دادن
دايكوتيك را
منعکس میکند.
عملکرد
افراد در گوش
دادن
دایکوتیک به
سلامت
ساختاری راههای
صعودی و بین
نیمکرهای
دستگاه
شنوایی و
همچنین حافظۀ
فعال کلامی،
توجه و انگیزه
وابسته است. آزمون
اعداد
دایکوتیک سه
جفتی افزون بر
کارآمدی بهتر
در نشان دادن
برتری گوشی،
در مقایسه با
یک جفتی و دو
جفتی وابستگی
بیشتری به
حافظۀ فعال
دارد. از طرف
دیکر اعداد یک
جفتی حداقل در
بزرگسالان برتری
گوشی نشان نمیدهد.
این در حالی
است که طبق
تعریف ASHA (2006)، پردازش شنوایی
(مرکزی) مستقل
از تواناییهای
شناختی مثل
حافظه فرض میشود
(4و12). تحقیقاتی
وجو دارد که
نشان میدهد
بین اندازهگیریهای
پردازش
شنوایی مرکزی
و توانایی
حافظه و توجه
ارتباط وجود
دارد. بهعنوان
نمونه Maerlender
و همکاران (2004)
نشان دادند که
امتیاز DDT با امتیاز
زیرآزمون
فراخنای
اعداد در
مقیاس هوش
وکسلر کودکان (Wechsler Intelligence Scale for Children: WISC) همبستگی
دارد(21). با این
اعتبار RDDT با بهرهگیری
از هر سه نوع
آیتم که به
درجات مختلفی
به حافظۀ فعال
شنوایی
وابستهاند،
شاید بتواند
الگوهایی از
نتایج را نشان
دهد که حاکی
از نقش حافظۀ
فعال در
پردازش
شنوایی مرکزی
و اختلالات آن
باشد. نتایج
این پژوهش صرفاً
برای ارزیابی
اولیۀ RDDT فارسی ارائه
شده و قابلیت
استفاده
بالینی ندارد.
بررسی
پایایی
بازآزمایی و
همترازی
فهرستهای 1 و 2
نسخۀ فارسی RDDT
در کودکان و
بزرگسالان با
شنوایی
بهنجار و همچنین
در موارد کم
شنوایی تا سطح
متوسط پژوهشهای
بیشتری را میطلبد.
نتیجه
گیری
طبق
نتایج این
تحقیق افراد
بزرگسال جوان
برتری گوش
راست را برای
کل آزمون و آیتمهای
دو جفتی و سه
جفتی نشان میدهند.
نسخۀ فارسی RDDT همانند نسخۀ
انگلیسی خود
میتواند ضعفهای
یکطرفه
و دوطرفه در
شنوایی
دایکوتیک را
در نتایج خود
منعکس کند و
از نظر دشواری
برای آزمایش شنونده،
آسانتر از DDT
سه جفتی و
دشوارتر از DDT
دو جفتی محسوب
میشود.
سپاسگزاري
پژوهشگران
مراتب كمال
تشكر و امتنان
خود را از
آقاي حسن
حدادزاده از
دانشكده علوم
توانبخشي دانشگاه
علوم پزشکی ايران
و آقاي دکتر
سعید فراهانی
از دانشكده توانبخشي
دانشگاه علوم
پزشکی تهران بهخاطر
مساعدت در
كاليبراسيون
ابزار مورد
استفاده در
تحقيق اعلام
ميدارند.
1.
Keith RW, Katbamna B, Tawfik S, Smolak
LH. The effect of linguistic background on staggered spondaic word and dichotic
consonant vowel scores. Br J Audiol. 1987;21(1):21-6.
2.
Noffsinger D, Martinez CD, Wilson RH.
Dichotic listening to speech: background and preliminary data for digits,
sentences, and nonsense syllables. J Am Acad Audiol. 1994;5(4):248-54.
3.
Strouse A, Wilson RH, Brush N.
Recognition of dichotic digits under pre-cued and post-cued response conditions
in young and elderly listeners. Br J Audiol. 2000;34(3):141-51.
4.
Keith RW, Anderson J. Dichotic listening
tests. In: Musiek FE, Chermak GD, editors. Handbook of (central) auditory
processing disorder. Vol.1. 1st ed. San Diego: plural publishing; 2007. p.
207-30.
5.
Strouse A, Wilson RH. Stimulus length
uncertainty with dichotic digit recognition. J Am Acad Audiol.
1999;10(4):219-29.
6.
Musiek FE, Gollegly KM, Kibbe KS,
Verkest-Lenz SB. Proposed screening test for central auditory disorders:
follow-up on the dichotic digits test. Am J Otol. 1991;12(2):109-13.
7.
Bergendal G, Martola J, Stawiarz L,
Kristoffersen-Wiberg M, Fredrikson S, Almkvist O. Callosal atrophy in multiple
sclerosis is related to cognitive speed. Acta Neurol Scand. 2013;127(4):281-9.
8.
Moncrieff DW, Musiek FE. Interaural
asymmetries revealed by dichotic listening tests in normal and dyslexic
children. J Am Acad Audiol. 2002;13(8):428-37.
9.
Moncrieff DW, Wilson RH. Recognition of
randomly presented one-, two-, and three-pair dichotic digits by children and
young adults. J Am Acad Audiol. 2009;20(1):58-70.
10.
Weihing JA, Musiek F. Dichotic
Interaural Intensity Difference (DIID) training. In: Geffner D, Ross-Swain D,
editors. Auditory processing disorders: assessment, management and treatment.
1st ed. San Diego: Plural Publishing Inc; 2007. p. 281-301.
11.
Strouse A, Wilson RH. Recognition of
one-, two-, and three-pair dichotic digits under free and directed recall. J Am
Acad Audiol. 1999;10(10):557-71.
12.
Mukari SZ, Keith RW, Tharpe AM, Johnson
CD. Development and standardization of single and double dichotic digit test in
the Malay language. Int J Audiol. 2006;45(6):344-52.
13.
Chapman LJ, Chapman JP. The measurement
of handedness. Brain Cogn. 1987;6(2):175-83.
14.
Studebaker G. A "rationalized"
arcsine transformation. J Speech Hear Res. 1985;28(3):455-62.
15.
Jerger J, Chmiel R, Allen J, Wilson A.
Effects of age and gender on dichotic sentence identification. Ear Hear.
1994;15(4):274-86.
16.
Strouse A, Wilson RH, Brush N. Effect of
order bias on the recognition of dichotic digits in young and elderly
listeners. Audiology. 2000;39(2):93-101.
17.
Studebaker GA, McDaniel DM, Sherbecoe
RL. Evaluating relative speech recognition performance using the proficiency
factor and rationalized arcsine differences. J Am Acad Audiol. 1995;6(2):173-82.
18.
Wilson RH, Jaffe MS. Interactions of
age, ear, and stimulus complexity on dichotic digit recognition. J Am Acad
Audiol. 1996;7(5):358-64.
19.
Voyer D. Sex differences in dichotic
listening. Brain Cogn. 2011;76(2):245-55.
20.
Jerger J, Martin J. Hemispheric
asymmetry of the right ear advantage in dichotic listening. Hear Res.
2004;198(1-2):125-36.
21.
Maerlender AC, Wallis DJ, Isquith PK.
Psychometric and behavioral measures of central auditory function: the
relationship between dichotic listening and digit span tasks. Child Neuropsychol.
2004;10(4):318-27.
Research Article
Persian
randomized dichotic digits test: Development and dichotic listening performance
in young adults
Mohammad Ebrahim
Mahdavi1, Jafar
Aghazadeh1, Seyyed Ali Akbar Tahaei2, Fatemeh
Heiran1, Alireza Akbarzadeh Baghban3
1- Department
of Audiology, Faculty of Rehabilitation Sciences, Shahid Beheshti University of
Medical Sciences, Tehran, Iran
2- Department
of Audiology, School of Rehabilitation Sciences, Iran University of Medical
Sciences, Tehran, Iran
3- Department of Basic Sciences in
Rehabilitation, Faculty of Rehabilitation Sciences, Shahid Beheshti University
of Medical Sciences, Tehran, Iran
Received: 22
November 2014, accepted: 14 February 2015
Background and Aims: The dichotic
listening subtest is considered as an important component of the test battery
for auditory processing assessment in both children and adults. A randomized
dichotic digits test (RDDT) was created to compensate for sensitivity weakness
of double digits when detecting abnormal ear asymmetry during dichotic
listening. The aim of this study was the development and initial evaluation of
the Persian randomized dichotic digits test.
Method: Persian digits 1-10 (except for the bisyllabic digit, 4)
uttered by a native Persian language speaker were recorded in a studio. After alignment
of intensity and temporal characteristics of digit waveforms, lists 1 and 2 of
the RDDT were reproduced. List 1 of the test was administered
at 55 dBHL on 50 right-handed normal hearing individuals (with an equal sex
ratio) in the age group of 18-25 years and hearing thresholds of 15 dBHL or
better in audiometric frequencies.
Results: Mean (standard
deviation) percent-correct score for right and left ears and right ear
advantage of the subjects
was 94.3 (5.3), 84.8 (7.7), and 9.5 (7.0) percent, respectively. Sixty
percent of the subjects showed normal results and unilateral and bilateral
deficits were seen in 24 percent and 16 percent, respectively.
Conclusion: It seems the Persian version of RDDT is the
same as the original test as it is able to test ear asymmetry, unilateral
and bilateral deficits in
dichotic listening.
Keywords: Dichotic listening, adults, ear
advantage, gender, Persian language