奥行き情報の空間的統合メカニズム—両眼傾き対比による検討—知 [ PDF

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(1)奥行き情報の空間的統合メカニズム —両眼傾き対比による検討— キーワード: 両眼網膜像差,両眼傾き対比,空間的統合,時間変化,両眼立体視行動システム専攻原田新也背景と目的 . 方法 . 両眼傾き対比とは，相対両眼網膜像差を持たない刺激（テ. 観察者観察者は 8 名であり，うち 2 名が実験の意図を. スト刺激）が，相対像差を持つ刺激（誘導刺激）と同時に. 知っていた。すべての観察者が正常な視力（矯正を含む）. 呈示された場合には傾いて知覚されるという現象である. を有していた。 . （Howard & Rogers,1995）。この現象は，傾きの知覚が，判. 装置ミラーステレオスコープを用い，両眼に異なる図. 断対象である刺激内の手がかりのみでなく，周囲に存在す. 形を呈示した。観察距離は約 67.5 cm であった。 . る刺激の影響を受けることを示唆している。したがって，. 刺激刺激は，誘導刺激が格子状の図形であり，テスト. この現象の生起メカニズムを検討することで，空間的に離. 刺激がランダムドットで構成された面であるステレオグラ. れた位置に存在する傾き知覚のための手がかりを，視覚系. ムを用いた（図 1）。誘導刺激には直軸周りに−30°,−. がどのように統合しているのかを明らかにすることが可能. 20°,20°, 30°の傾きに対応する水平大きさ像差を付加. である。 . した。ここでは，上から見て反時計回りの傾きを正とする。. Howard & Rogers （1995）は，傾き標準化理論という両. テスト刺激のドットは，高さが 1.6°,幅が 1.6°の範囲内. 眼傾き対比の生起メカニズムに関する理論をまとめている。 . に，約 60 個呈示された。刺激の呈示時間については 100 ms，. この理論では，傾きの絶対的な情報に対する感受性の低さ. 200 ms，400 ms，800 ms の４条件が設定された。 . と，刺激間の相対的な情報に対する感受性の高さが両眼傾. 手続きブロックごとに，観察者には 2 つの課題のいず. き対比の生起要因であるとされる。この場合の絶対的な情. れかが課せられた。一つは観察した誘導刺激の傾きを報告. 報とは誘導刺激，テスト刺激それぞれが持つ網膜像差分布. する課題であり，もう一つは観察したテスト刺激の傾きを. に相当し，また相対的な情報とは誘導刺激とテスト刺激の. 報告する課題であった。観察者は，図 2 における矢印を視. 間の相対的な網膜像差分布に相当する。これらの情報が統. 線の向きとみなし，俯瞰した形を想定して，知覚された刺. 合された結果，両眼傾き対比が引き起こされるのではない. 激の垂直軸まわりの傾きを，図 2 における実線の平面上の. かと彼らは提案している。ただし，この理論については，. 傾きで再現するように求められた。調整時間に制限は無く，. 視覚系がどのようにして絶対的な情報と相対的な情報を統. 観察者は，納得のいくまで調整を行った。 . 合しているか明らかではないという批判もあり（van der . . Kooij & te Pas,2011），更なる検討が必要である。傾き標. 結果 . 準化理論によれば，時間経過に伴ってテスト刺激の傾きは. 結果の検討では，調整画面において観察者が操作した実. 減少し，誘導刺激の傾きは増加することが予測される。し. 線と中央の破線がなす角（傾き）を従属変数として用いた。. たがって，本研究では，呈示時間を変化させ，誘導刺激と. 誘導刺激の像差が−30°である条件において得られたデー. テスト刺激両方の傾きを測定することで，奥行き情報の統. タは符号を反転し，30°である条件のデータと平均した。. 合過程を明らかにすることを目的とした。. 同様の方法を用いて，誘導刺激の像差が-20°である条件に. . おいて得られたデータも，20°である条件のデータと平均実験1 . した。誘導刺激の傾き,テスト刺激の傾きに関して，角度と. 実験 1 の目的は，Howard & Rogers （1995）の傾き標準. 呈示時間を独立変数とする，観察者内 2 要因分散分析を行. 化理論の検討を行うことであった。Howard & Rogers （1995）. った。その結果，誘導刺激においては呈示時間の主効果の. の傾き標準化理論によれば，誘導刺激の傾き知覚とテスト. みが有意であった（F（3,21）＝4.735, p =.011）。テスト刺激. 刺激の傾き知覚は，時間的に共変すると推測される。具体. においては角度の主効果，呈示時間の主効果がともに有意. 的に言えば，上から見て反時計回りの傾きを正とした場合，. であった（F（1,7）＝10.968, p =.013 ; F（3,21）＝14.025, p . 傾き標準化理論からは誘導刺激とテスト刺激の傾きの変化. < .001）。図 3 に，８名の観察者から得られた，知覚された. 量が正の相関をなすと考えられる。 . 傾きの平均値を呈示時間の関数として示す。知覚されたテ.

(2) スト刺激の傾きと知覚された誘導刺激の傾きの間に関連が. 実験2 . 見られるかどうかを検討するため，誘導刺激の角度ごとに，. 実験 2 においては，奥行き情報の統合が，テスト刺激の. ピアソンの積率相関係数を計算した。分析には各条件にお. 形状に依存するのかを検討することを目的とする。さらに. ける知覚された傾きの平均を用いた。その結果，誘導刺激. 実験 2 では，非両眼性の手がかりと両眼性の手がかりの矛. の像差が 30°である条件，20°である条件において，とも. 盾の有無に関わらず，奥行き情報の統合が，テスト刺激の. に知覚されたテスト刺激の傾きと知覚された誘導刺激の傾. 形状に依存するのかを検討した。van Ee, Banks, & Backs. きの間に有意な負の相関が見られた（r=-.957, p=.043 ; . （1999）は，誘導刺激における非両眼性の手がかりと両眼. r=-.958, p=.042）。 . 性の手がかりの矛盾が傾きの過小評価の原因であるとし，. . 右眼用. 左眼用. これらの手がかり間に矛盾が無い場合，両眼傾き対比は減. . 少することを発見している。本実験においては，誘導刺激. . における手がかり間の矛盾が，奥行き情報の統合に影響を. . 及ぼすのかについても検討した。 . . 図 1 実験 1 における刺激. . 方法 . . 観察者観察者は 9 名であり，うち 2 名が実験の意図を. . 知っていた。すべての観察者が正常な視力（矯正を含む）. . を有していた。うち 4 名は実験 1 にも参加した。 . . 装置実験 1 と同じであった。 . . 刺激以下の点を除いて，実験 1 と同じであった。刺激. . は A 条件, B 条件, C 条件の 3 種類を設けた。A 条件は，誘. . 導刺激が格子状の図形であり，テスト刺激が 2 個のドット. . であるステレオグラムを用いた（図 4）。誘導刺激には垂直. 図 2 報告用の画面. 加した。テスト刺激である２個のドットは，実験 1 のテス. 30. . . -5. 15. . 10. . 5. 20. 25. Test 30deg Test 20deg Inducer 30deg Inducer 20deg. 50. . ト刺激であるドットで構成された面の端点に対応するように配置された。B 条件は誘導刺激が格子状の図形であり，テスト刺激が約 60 個のドットで構成された面であるステレオグラムであった。誘導刺激には,水平大きさ像差と線遠近法成分によって垂直軸周りの−20°,20°の傾きを付加した。線遠近法成分については，-20°,20°の傾きに一致するよう，透視変換を行った（金谷,1990）。すなわち，水平大き. 0. 0. . Perceived test slant (deg). . -10 -15 -20 -25 -30. 軸周りの−20°,20°の傾きに対応する水平大きさ像差を付. Perceived inducer slant (deg). . 100. 200. . さ像差から予測される傾き量と，遠近法成分から予測され 500. 1000. Duration (ms). 図 3 実験 1 における知覚された傾き（n=8）. る傾き量を一致させた。テスト刺激については実験 1 と同様であった。C 条件は，誘導刺激が格子状の図形であり，テスト刺激が 2 個のドットであるステレオグラムを用いた。. 考察 . 誘導刺激には，B 条件と同様，水平大きさ像差と線遠近法成. 知覚されたテスト刺激の傾きと知覚された誘導刺激の傾. 分によって垂直軸周りの−20°,20°の傾きを付加した。テ. きの間には有意な負の相関が見られた。この結果は，Howard . スト刺激については A 条件と同様であった。 . & Rogers （1995）の傾き標準化理論からは予測できないも. 手続き観察者が行う課題とその手順などは実験 1 と同じ. のである。さらに，呈示時間の増加に伴って，知覚された. であった。 . 誘導刺激の傾き，知覚されたテスト刺激の傾きがともに増. . 加していた。この結果は，２個のドットをテスト刺激とし. 結果 . て使った先行研究と異なっていた。（Kumar & Glaser,1993）。. 実験 1 と同様に，誘導刺激の像差が −20°である条件に. これらの結果は，奥行き情報の空間的な統合は，刺激形状. おいて得られたデータの符号を反転し，20°である条件の. に依存することを示唆している。 . データと平均した。図 5 に A 条件，図 6 に B 条件，図 7 に C.

(3) 考察 . 誘導刺激，テスト刺激の調整した角度に関して，呈示時間. A 条件においては，知覚されたテスト刺激の傾きと知覚さ. を独立変数とする観察者内 1 要因分散分析を行った。結果，. れた誘導刺激の傾きの間に有意な相関は見られなかった。. B 条件, C 条件の誘導刺激において呈示時間の主効果が有意. これは実験１とは異なる結果であり，奥行き情報の統合が. であった（F（3,24）＝11.026, p <.001 ; F（3,24）＝10.829, p . テスト刺激の形状に依存していることが明らかになった。 . <.001）。テスト刺激においては，A 条件と B 条件において呈. 実験 2 のもう一つの目的は,誘導刺激における手がかり間. 示時間の主効果が有意であった（F（3,24）＝9.227, p <.001 ; . の矛盾が，奥行き情報の統合に影響するのかを検討するこ. F（3,24）＝5.681, p < .001）。知覚されたテスト刺激の傾きと. とであった。結果として，B 条件にのみ，知覚されたテスト. 知覚された誘導刺激の傾きの間に関連が見られるかどうか. 刺激の傾きと知覚された誘導刺激の傾きの間には有意な負. 調べるため，条件ごとにピアソンの積率相関係数を計算し. の相関が見られた。この結果は，誘導刺激における手がか. た。分析には各条件における平均値を用いた。その結果，B. り間の矛盾に関わらず，奥行き情報の統合がテスト刺激の. 条件においてのみ，有意な負の相関が見られた（r=-.97, p . 形状に依存することを示唆している。 . =.029）。 . . 50. 100. 200. . Perceived test slant (deg). -25. . -15. . -10. . -5. . 実験 3 . 500. . 100. 200. . . -30. 図 7. Perceived test slant (deg). -30 -25 -20 -15 -5. -10. 25 20 15. 50. 100. 200. 500. 右眼用. . 図 8 条件 D における刺激. 方法 . 有していた。うち 3 名は実験 1 にも参加しており，そのうちの 2 名は実験にも参加した。刺激以下の点を除いて，実験 1,2 と同様であった。刺. Perceived test slant (deg). 30. . 左眼用. . 装置実験 1,2 と同じであった。 . 0. . 10. . -20. 条件 B における知覚された傾き（n=9） . C test C inducer. . なかった。すべての観察者が正常な視力（矯正を含む）を. Duration (ms). 5. . 実験 3 においては，誘導刺激がランダムドットで構成され. 観察者観察者は 4 名であり，全員が実験の意図を知ら. 1000. 0. . Perceived inducer slant (deg). . -15. -25. 500. . -10. . -5. . 導刺激の形状による影響は考慮されていなかった。そこで. . 0. 30 5. 25 20 15 10. . 0. Perceived inducer slant (deg). . 50. 図6. . いては誘導刺激の形状は常に格子状を持つ図形であり，誘. . 条件 A における知覚された傾き（n=9） B test B inducer. に影響するかを明らかにすることであった。実験 1,2 にお. 奥行き情報の統合に影響するかを検討した。 . 1000. Duration (ms). 図5. 実験 3 の目的は，誘導刺激の形状が，奥行き情報の統合. た面であるステレオグラムを用いて，誘導刺激の形状が，. 0. 15. -20. 30 20. . 10. . 5. 25. A test A inducer. 0. Perceived inducer slant (deg). . -30. 条件の知覚された傾きの平均値を示す。刺激条件ごとに，. 1000. Duration (ms). 条件 C における知覚された傾き（n=9）. 激は D 条件, E 条件の 2 種類が存在した。D 条件の刺激は，誘導刺激が約 672 個のドットで構成された面であり，テスト刺激が約 60 個のドットで構成された面であるステレオグラムであった（図 8）。誘導刺激におけるドットの数は，実験 1,２で用いた格子状の誘導刺激と平均輝度が近くなるように設定した。これまでの実験と同様，垂直軸周りの − 20°,20°の傾きに対応する水平大きさ像差を付加した。誘導刺激の高さは 5.2°であり，幅は最大で 5.5°，最小で 4.9°であった。この範囲内に，ドットが約 672 個呈示され.

(4) . -30 -25. 25. -20. 20. -15 -10. 0. 結果実験 1,2 と同様に，誘導刺激の像差が −20°である条件. Perceived test slant (deg). . . -5. 様であった。 . . 0. 手続き観察者が行う課題とその手順などは実験 1 と同. 15. ついては実験 2 の A 条件と同様であった。 . . 10. 個のドットであるステレオグラムであった。テスト刺激に. E test E inducer. 5. Perceived inducer slant (deg). 刺激は，誘導刺激は D 条件と同じであり，テスト刺激が 2. . . 30. た。テスト刺激については実験 1 と同様であった。E 条件の. 50. において得られたデータの符号を反転し，20°である条件. 100. 200 . 500. 1000. Duration (ms). のデータと平均した。図 9 に D 条件，図 10 に E 条件の知覚された傾きの平均値を示す。刺激条件ごとに，誘導刺激と，. 図 10 条件 E における知覚された傾き（n=4） . テスト刺激の調整した角度に関して，呈示時間を独立変数. 結論 . とする観察者内 1 要因分散分析を行った。結果，D 条件, E. 3 つの実験を通して，知覚されたテスト刺激の傾きと知覚. 条件の誘導刺激において呈示時間の主効果が有意であった. された誘導刺激の傾きの間に相関が見られるかどうかは，. （F（3,9）＝4.518, p =.033 ; F（3,9）＝15.132, p <.001）。テ. テスト刺激の形状に依存していた。この結果は，奥行き情. スト刺激においても，D 条件と E 条件ともに呈示時間の主効. 報が統合される段階において，刺激形状の違いによって，. 果が有意であった（F（3,9）＝25.892, p <.001 ; F（3,9）＝15.132, . 検出された刺激間の相対的な網膜像差分布の加算方法が変. p < .001）。知覚されたテスト刺激の傾きと知覚された誘導. 化するためであるからと考えられる。具体的には，以下の. 刺激の傾きの間に関連が見られるかどうか調べるため，条. 仮定を用いることで説明できる。刺激間の相対的な網膜像. 件ごとにピアソンの積率相関係数を計算した。分析には各. 差分布は，時間経過とともに高い確度で検出されるように. 条件における平均値を用いた。その結果，D 条件においての. なると仮定する。テスト刺激の形状が面である場合，その. み，有意な負の相関が見られた（r=-.963, p =.037）。 . 時点で検出された，確度の高い相対的な情報が手がかりと. . して統合される。一方で，テスト刺激が 2 個のドットであ. 考察 . る場合，早い段階で検出された確度の低い相対的な情報の. D 条件において,知覚されたテスト刺激の傾きと知覚され. みが統合される。その結果，知覚されたテスト刺激の傾き. た誘導刺激の傾きの間に有意な負の相関が見られた. と知覚された誘導刺激の傾きの間に相関が見られるかどう. （r=-.963, p =.037）。この結果は，実験 1，２と同様に，. かは，テスト刺激の形状に依存すると考えられる。 . 奥行き情報の統合がテスト刺激の形状に依存することを示. . 唆しており，誘導刺激の形状の変化による影響は見られな. . かった。 . 引用文献 . . analysis of binocular slant contrast. Perception, . . -25 -20. 25. -15. 20. -10. 15. Perceived test slant (deg). . -5. . 28,1121-45 . 0. . 10. . 5. . D test D inducer. 0. . Perceived inducer slant (deg). . -30. van Ee, R., & Banks., M. S., Backus, B. T. (1999). An 30. . 50. 100. 200. 500. 1000. Duration (ms). 図 9 条件 D における知覚された傾き（n=4） . Howard, I. P., & Rogers, B. J. (1995). Binocular Vision . and Stereopsis. New York: Oxford University Press. 金谷健一（1990）．画像理解―3次元認識の数理― 森北出版. van der Kooij, K., & Te Pas, S. E. (2011). Perception of 3D Slant Out of the Box. Frontiers in Psychology, 2:119 Kumar, T., & Glaser, D.A.(1993). Temporal aspects of depth contrast. Vision Research, 33, 947–957 .

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