閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對中文詞匯的產(chǎn)生效應(yīng)的影響 *

譚秀娟 李 馨 白學(xué)軍

(1 教育部人文社會科學(xué)重點研究基地天津師范大學(xué)心理與行為研究院，天津 300387) (2 山西師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，太原030006) (3 天津師范大學(xué)心理學(xué)部，天津 300387) (4 學(xué)生心理發(fā)展與學(xué)習(xí)天津市高校社會科學(xué)實驗室，天津 300387)

1 引言

產(chǎn)生效應(yīng)（production effect）指朗讀單詞的記憶成績好于默讀單詞的（MacLeod et al., 2010）。這一現(xiàn)象最早由Hopkins 和Edwards（1972）發(fā)現(xiàn)并被稱為“發(fā)音效應(yīng)”（pronunciation effect），MacLeod 等人深入探討了這種現(xiàn)象并將其更名為“產(chǎn)生效應(yīng)”，隨后的研究者均沿用了這一概念。

MacLeod 等人（2010）采用的是“學(xué)習(xí)-再認”范式，即在學(xué)習(xí)階段，被試完成閱讀任務(wù)；在測試階段，將已學(xué)習(xí)的單詞（“舊詞”）和未學(xué)習(xí)的單詞（“新詞”）進行混合，讓被試完成“新或舊”再認判斷，這一范式廣泛用于產(chǎn)生效應(yīng)的研究（Bodner et al., 2014; Forrin & MacLeod, 2018;Hopkins & Edwards, 1972; Ozubko et al., 2012;Pritchard et al., 2020）。這些研究主要采用兩種實驗設(shè)計：（1）被試內(nèi)設(shè)計，即被試完成閱讀任務(wù)，朗讀一半單詞，默讀另一半單詞，朗讀與默讀隨機呈現(xiàn)；（2）被試間設(shè)計，即隨機把被試分為朗讀組和默讀組，每組閱讀所有單詞。采用被試內(nèi)設(shè)計的研究都發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)生效應(yīng)（Forrin & Macleod,2018; Hopkins & Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010;Ozubko et al., 2012; Pritchard et al., 2020），但采用被試間設(shè)計的研究結(jié)果不一致，有的出現(xiàn)了產(chǎn)生效應(yīng)（Bodner et al., 2014），有的沒有出現(xiàn)產(chǎn)生效應(yīng)（Hopkins & Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010）。

基于產(chǎn)生效應(yīng)在被試內(nèi)設(shè)計和被試間設(shè)計的出現(xiàn)情況，研究者提出了兩種理論解釋：特異觀（distinctiveness account）和強度觀（strength account）。MacLeod 等人（2010）在被試內(nèi)設(shè)計發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)生效應(yīng)，而在被試間設(shè)計沒有發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生效應(yīng)，與Hopkins 和Edwards（1972）的結(jié)果一致。為此，MacLeod 等人提出了特異觀，主張產(chǎn)生效應(yīng)與朗讀的相對特殊性有關(guān)，其中，相對特殊性沿用了Murdock（1960）的解釋，主張?zhí)厥庑院拖鄬π悦懿豢煞?，如果沒有比較刺激，特殊性不適用。具體地講，朗讀和默讀均需要正字法、語音和語義處理，但朗讀時有外顯的發(fā)音動作（即發(fā)音器官的運動）和聲音，默讀時無外顯的發(fā)音動作和聲音（Kell et al., 2017; Oppenheim & Dell,2010），這為朗讀的單詞提供了額外的、有辨別力的信息，使得朗讀的單詞具有特殊性；如果只采用朗讀或默讀的其中一種方式閱讀單詞，朗讀的相對特殊性消失。Bodner等人（2014）在被試內(nèi)和被試間設(shè)計均發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)生效應(yīng)，因而提出強度觀，即產(chǎn)生效應(yīng)可能與編碼的強度差異有關(guān)，朗讀單詞的編碼強度高于默讀單詞的編碼強度，且再認測試時被試僅僅基于強度對單詞進行辨別。兩種理論的差異在于：特異觀強調(diào)朗讀的特殊性，朗讀涉及更多的編碼特征，且這種特殊性是相對的（Jamieson et al., 2016; Murdock, 1960）；強度觀強調(diào)編碼的強度差異，朗讀和默讀在編碼特征的數(shù)量上相同，但朗讀有更強的加工痕跡（Jamieson et al., 2016; Ozubko et al., 2014）。

三項研究對上述兩種理論進行了檢驗。其中，Ozubko 和MacLeod（2010）以及Zhou 和MacLeod（2021）是從朗讀的相對特殊性的角度來檢驗特異觀，Ozubko 等人（2014）是從編碼的強度差異角度來檢驗強度觀。（1）Ozubko 和MacLeod采用列表辨別范式來操縱朗讀的相對特殊性，要求被試先后完成A、B 兩份列表的閱讀任務(wù)，A 列表要么朗讀，要么默讀；B 列表是朗讀、默讀混合隨機出現(xiàn)；然后完成一個列表辨別測試，區(qū)分每個單詞是來自兩個列表中的哪一個。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：當(dāng)A 列表為默讀時，B 列表中朗讀單詞的記憶成績優(yōu)于默讀單詞的記憶成績；當(dāng)A 列表為朗讀時，B 列表中朗讀單詞的記憶成績與默讀單詞的記憶成績差異不顯著。研究者認為，當(dāng)A 列表為默讀時，由于只有B 列表包含朗讀的單詞，朗讀的相對特殊性存在，因此存在產(chǎn)生效應(yīng)；當(dāng)A 列表為朗讀時，由于兩個列表都包含朗讀的單詞，朗讀的相對特殊性消失，進而導(dǎo)致產(chǎn)生效應(yīng)的消失，支持特異觀。（2）Zhou 和MacLeod 對經(jīng)典的被試內(nèi)設(shè)計進行了改造，他們在每一個朗讀（標(biāo)記為藍色）或默讀（標(biāo)記為白色）的單詞后插入一個單詞（這個單詞標(biāo)記為紅色且只能朗讀或只能默讀），其中，藍色和白色單詞組成的列表稱為混合列表，作為被試內(nèi)變量，插入的紅色單詞構(gòu)成的列表稱為純列表，作為被試間變量；告知被試混合列表的單詞需要記憶，但純列表的單詞不用記憶；控制條件是在每一個朗讀或默讀的單詞后插入字符串“XXXXX”。閱讀結(jié)束后立即對兩個列表的單詞進行“新或舊”再認測驗，先測試純列表單詞的記憶，后測試混合列表單詞的記憶。結(jié)果發(fā)現(xiàn)混合列表和純列表均出現(xiàn)產(chǎn)生效應(yīng)；純列表的產(chǎn)生效應(yīng)顯著高于以往單純將閱讀方式作為被試間變量的研究的；相較于控制條件，當(dāng)純列表為朗讀時，混合列表中的產(chǎn)生效應(yīng)顯著降低。研究者認為當(dāng)將純列表穿插在混合列表中呈現(xiàn)時，純列表會受到混合列表中朗讀的相對特殊性的影響，無意地增強了純列表為朗讀的單詞的特殊性，會促使被試使用特殊性啟發(fā)式策略對純列表的單詞進行再認識別；并且當(dāng)純列表為朗讀時，朗讀單詞的整體比例顯著增加，混合列表中朗讀的相對特異性減弱，結(jié)果支持特異觀。（3）Ozubko 等人要求被試在三種條件下閱讀單詞：朗讀一次、默讀一次和默讀兩次。測試任務(wù)是要求被試指出單詞是朗讀一次的、默讀一次的、默讀兩次的還是未閱讀過的新詞。結(jié)果顯示，在源記憶識別正確率上，朗讀一次的單詞顯著高于默讀一次的和默讀兩次的；在源記憶識別誤報率上，默讀兩次的和默讀一次的單詞被誤報為朗讀一次的比率無顯著差異，朗讀一次的和默讀一次的單詞被誤報為默讀兩次的比率無顯著差異。研究者認為若產(chǎn)生效應(yīng)的出現(xiàn)是由于朗讀單詞的編碼強度高于默讀單詞的，且再認測試時被試僅僅基于強度對單詞進行辨別，那么源記憶判斷會受到編碼強度的影響，默讀兩次的單詞的判斷正確率顯著高于默讀一次的；相對默讀一次的單詞，默讀兩次的會更多地誤報為朗讀一次的；相對默讀一次的單詞，朗讀一次的單詞會更多地誤報為默讀兩次的，結(jié)果不支持強度觀。

但是，上述三項研究均存在不足。Bodner 和Taikh（2012）對Ozubko 和MacLeod（2010）的研究進行了重復(fù)，并沒有得到一致的結(jié)果，Bodner和Taikh 發(fā)現(xiàn)被試在進行列表辨別測試時容易產(chǎn)生歸因偏向，具體地說，當(dāng)A 列表為默讀時，被試傾向于將能識別出的單詞歸為B 混合列表；當(dāng)A 列表為朗讀時，被試傾向于將不能識別的單詞歸為B 混合列表，他們認為列表辨別范式不能很好地對特異觀進行檢驗。Zhou 和MacLeod（2021）的研究規(guī)避了列表辨別范式的不足，該研究將純列表穿插在混合列表中，但是這樣的設(shè)計很難將純列表和混合列表進行分離，純列表和混合列表的所有單詞整合在一起就是一個更長的混合列表，操縱純列表單詞的閱讀方式只是改變了朗讀單詞的數(shù)量。Ozubko 等人（2014）的研究將默讀的學(xué)習(xí)次數(shù)分為一次和兩次，沒有操縱朗讀的學(xué)習(xí)次數(shù)，即沒有充分證明產(chǎn)生效應(yīng)與項目的編碼強度之間的關(guān)系。因此，產(chǎn)生效應(yīng)是與朗讀的相對特殊性有關(guān)還是與項目的編碼強度有關(guān)，目前還不明確。

本研究采用經(jīng)典的“學(xué)習(xí)-再認”范式進一步檢驗產(chǎn)生效應(yīng)是與朗讀的相對特殊性有關(guān)還是與項目的編碼強度有關(guān)，共設(shè)計兩個實驗。其中，朗讀的相對特殊性通過將閱讀方式分別設(shè)置為被試內(nèi)和被試間變量的實驗結(jié)果對比來體現(xiàn)；項目的編碼強度通過操縱學(xué)習(xí)次數(shù)這一自變量來體現(xiàn)（郭秀艷 等, 2004; 毛偉賓, 楊治良, 2008; Benjamin,2001; Ozubko et al., 2014; Tussing & Greene, 1999），學(xué)習(xí)次數(shù)越多，詞匯的編碼越強（Hintzman, 1984）。

實驗1 采用被試內(nèi)設(shè)計同時操縱閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)兩個自變量，通過考察閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)是否具有交互作用來檢驗強度觀。基于前人的研究（李宏英 等, 2008; Benjamin, 2001; Mama &Icht, 2018）和預(yù)實驗的結(jié)果，將詞匯的呈現(xiàn)時間設(shè)置為1 秒，學(xué)習(xí)次數(shù)設(shè)置為1 次和3 次。如果閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)的交互作用顯著，即3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的朗讀記憶成績之差，與3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的默讀記憶成績之差，兩個差值的差異顯著，并且3 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)顯著高于1 次學(xué)習(xí)的，則說明朗讀的學(xué)習(xí)成績優(yōu)于默讀的學(xué)習(xí)成績是編碼強度引起的，產(chǎn)生效應(yīng)受到編碼強度的影響，支持強度觀。

實驗2 將閱讀方式作為被試間變量，學(xué)習(xí)次數(shù)作為被試內(nèi)變量，繼續(xù)考察其對產(chǎn)生效應(yīng)的影響。以往將閱讀方式作為被試間變量的研究結(jié)論不一致（Bodner et al., 2014; Hopkins & Edwards,1972; Jones & Pyc, 2014; MacLeod et al., 2010），且未對被試間的差異進行控制。因此，實驗2 將對被試的智商和短時記憶廣度這兩個體現(xiàn)個體差異且在閱讀、記憶等認知活動中發(fā)揮重要作用的關(guān)鍵變量進行控制（王協(xié)順, 蘇彥捷, 2018; Bayliss et al.,2003; Engle et al., 1999; Peng et al., 2019）。如果實驗2 混合設(shè)計的產(chǎn)生效應(yīng)相對實驗1 被試內(nèi)設(shè)計的產(chǎn)生效應(yīng)顯著變小或消失，說明產(chǎn)生效應(yīng)受到朗讀的相對特殊性的影響，支持特異觀；如果混合設(shè)計中的產(chǎn)生效應(yīng)未顯著變小，且產(chǎn)生效應(yīng)受到項目的編碼強度的影響，則支持強度觀。

2 實驗1：被試內(nèi)設(shè)計中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響

實驗1 考察被試內(nèi)設(shè)計中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響。

2.1 研究方法

2.1.1 被試

被試量的確定依據(jù)兩方面：一方面，先前關(guān)于產(chǎn)生效應(yīng)的研究被試量為20 人到32 人，即可得到顯著的差異性結(jié)果（Forrin et al., 2012; MacLeod et al., 2010）；另一方面，采用G*Power3.1 軟件，設(shè)置f=0.25（中等大小），α=0.05，1-β=0.80，計算得出所需樣本量為24 人。本研究招募30 名母語為漢語的大學(xué)生，男生10 名，女生20 名，平均年齡18.47±0.49 歲，皆為右利手，視力或矯正視力正常，身體健康，無嚴(yán)重病史記錄，實驗結(jié)束后獲得一定報酬。

2.1.2 實驗設(shè)計

采用2（閱讀方式：朗讀、默讀）× 2（學(xué)習(xí)次數(shù)：1 次、3 次）的被試內(nèi)設(shè)計。因變量是被試的記憶成績。

2.1.3 實驗材料

從現(xiàn)代字詞語料庫（Cai & Brysbaert, 2010）選取300 個名詞，筆畫數(shù)在8～24 之間，詞頻大于30 次/百萬，不包含同義詞。請不參加實驗的40 名大學(xué)生對所選詞匯的熟悉度與具體抽象性進行5 級評定（1 代表“非常不熟悉”或“非常抽象”，5 代表“非常熟悉”或“非常具體”），在匹配材料的詞頻、筆畫數(shù)、熟悉度和具體抽象性等屬性后，選取160 個詞匯作為正式實驗材料，包括80 個學(xué)習(xí)階段閱讀的詞匯和80 個再認測試階段加入的新詞。學(xué)習(xí)階段閱讀的詞匯分別用藍色和紅色呈現(xiàn)，其中，藍色詞40 個，1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)的詞匯各20 個；紅色詞40 個，1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)的詞匯各20 個，兩種顏色分別代表兩種閱讀方式，顏色線索在被試間平衡，實驗詞匯以44 號宋體呈現(xiàn)在白色的屏幕中央。

實驗材料在各屬性上的匹配情況見表1。

表1 實驗材料在各屬性上的匹配情況（M±SD）

經(jīng)重復(fù)測量方差分析，結(jié)果顯示：在詞頻、筆畫數(shù)、熟悉度和具體抽象性上，顏色線索和學(xué)習(xí)次數(shù)的主效應(yīng)均不顯著（ps＞0.05），交互作用均不顯著（ps＞0.05）。

同時，再認測試階段80 個新詞的詞頻、筆畫數(shù)、熟悉度和具體抽象性與80 個學(xué)習(xí)階段的詞匯也進行了嚴(yán)格匹配。

2.1.4 實驗程序

采用E-Prime 2.0 軟件編寫實驗程序，在計算機上呈現(xiàn)，并在主試的指導(dǎo)下進行個別施測。

實驗包括練習(xí)和正式實驗兩個階段，練習(xí)階段的實驗流程和正式實驗的流程相同，且供練習(xí)使用的詞匯不包含在正式實驗詞匯列中，被試熟悉實驗流程后才進行正式實驗。

正式實驗包括：（1）學(xué)習(xí)階段。80 個詞匯隨機逐一呈現(xiàn)，每個詞呈現(xiàn)1 秒，要求被試對出現(xiàn)在屏幕中央的詞匯進行朗讀或默讀，在朗讀時，被試出聲閱讀屏幕上出現(xiàn)的詞匯，音量至少保持在正常說話的程度；在默讀時，被試在心里閱讀屏幕上的詞匯，不能有口型且不出聲。詞與詞之間用注視點“+”間隔，時間為500 毫秒。15 名被試?yán)首x藍色詞、默讀紅色詞，15 名被試?yán)首x紅色詞、默讀藍色詞。詞匯學(xué)習(xí)次數(shù)為1 次或3 次，學(xué)習(xí)次數(shù)通過呈現(xiàn)次數(shù)來操縱，每呈現(xiàn)1 次，被試閱讀1 次；因80 個詞匯中，一半詞匯呈現(xiàn)1 次，一半詞匯呈現(xiàn)3 次，所以共有160 個詞匯刺激，這些刺激的呈現(xiàn)順序是完全隨機的。告知被試實驗結(jié)束后有記憶測試。（2）再認測試階段。學(xué)習(xí)結(jié)束立即進行再認測試，再認測試時學(xué)習(xí)階段的詞匯和新加入的詞匯均標(biāo)記為綠色，隨機逐一呈現(xiàn)，要求被試按鍵反應(yīng)。如果屏幕上的詞匯是學(xué)習(xí)階段出現(xiàn)過的，則按“Z”鍵，反之，則按“M”鍵。

2.2 結(jié)果

2.2.1 記憶成績

基于前人的研究（MacLeod et al., 2010），用再認擊中率代表被試的記憶成績。被試的再認擊中率結(jié)果見表2。經(jīng)重復(fù)測量方差分析，結(jié)果顯示：閱讀方式的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 29)=44.64，p＜0.001，=0.61，朗讀的記憶成績顯著優(yōu)于默讀的記憶成績。學(xué)習(xí)次數(shù)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 29)=183.10，p＜0.001，=0.86，3 次學(xué)習(xí)的記憶成績顯著優(yōu)于1 次學(xué)習(xí)的記憶成績。兩者交互作用不顯著，F(xiàn)(1,29)=1.44，p=0.24，3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的朗讀記憶成績之差，與3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的默讀記憶成績之差，兩個差值的差異不顯著。

表2 實驗1中朗讀和默讀的再認擊中率（M±SD）

2.2.2 產(chǎn)生效應(yīng)

對1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)時的朗讀和默讀的記憶成績分別進行配對樣本t檢驗，結(jié)果顯示1 次學(xué)習(xí)時，t(29)=5.17，p＜0.001；3 次學(xué)習(xí)時，t(29)=5.64，p＜0.001，即在1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)時均存在產(chǎn)生效應(yīng)。以產(chǎn)生效應(yīng)的大小為因變量，其中，產(chǎn)生效應(yīng)=朗讀的再認擊中率-默讀的再認擊中率，對1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)進行配對樣本t檢驗，結(jié)果顯示，t(29)=1.20，p=0.24，即1 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)與3 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)無顯著差異。

2.3 討論

對名詞的詞頻、筆畫數(shù)、熟悉度和具體抽象性等屬性進行了嚴(yán)格的控制和匹配后，實驗1 在中文詞匯的被試內(nèi)設(shè)計中發(fā)現(xiàn)朗讀的記憶成績優(yōu)于默讀的記憶成績，且效應(yīng)量較大，與前人的研究結(jié)果一致（Forrin & Macleod, 2018; Hopkins &Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010; Ozubko et al.,2012; Pritchard et al., 2020），這說明語音加工在英文和中文的閱讀學(xué)習(xí)中均發(fā)揮普遍的重要性（Perfetti & Zhang, 1995）。3 次學(xué)習(xí)的記憶成績顯著優(yōu)于1 次學(xué)習(xí)的，即增加學(xué)習(xí)次數(shù)能顯著提高再認的正確率，與前人的研究結(jié)果一致（李宏英 等,2008; Benjamin, 2001），這說明實驗1 中學(xué)習(xí)次數(shù)這一變量的操縱是有效的。

但是，實驗1 發(fā)現(xiàn)閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)的交互作用不顯著，說明朗讀的學(xué)習(xí)成績優(yōu)于默讀的學(xué)習(xí)成績并不是編碼強度引起的；同時，3 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)與1 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)無顯著差異，說明產(chǎn)生效應(yīng)未隨著項目的編碼強度的增強而增強，不支持強度觀。然而，僅僅通過實驗1 并不能全面考察產(chǎn)生效應(yīng)與朗讀的相對特殊性的關(guān)系，本研究將通過比較閱讀方式分別作為被試內(nèi)變量或被試間變量的兩種實驗設(shè)計的結(jié)果來檢驗特異觀。

3 實驗2：混合設(shè)計中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響

實驗2 將閱讀方式設(shè)置為被試間變量，學(xué)習(xí)次數(shù)為被試內(nèi)變量，考察混合設(shè)計中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響。為了克服個體差異對混合設(shè)計中產(chǎn)生效應(yīng)的干擾，對兩組被試的智商和短時記憶廣度進行了匹配。

3.1 研究方法

3.1.1 被試

采用G*Power3.1 軟件，設(shè)置f=0.25（中等大?。?，α=0.05，1-β=0.80，計算得出所需樣本量為34 人。為了保證結(jié)果更穩(wěn)定，并參照以往關(guān)于產(chǎn)生效應(yīng)研究的樣本量（Jones & Pyc, 2014; MacLeod et al., 2010），本研究將樣本量定為60 人。

智商測驗采用聯(lián)合型瑞文測驗（CRT）（李丹等, 1988）；短時記憶廣度測量采用正序和倒序數(shù)字背誦任務(wù)，共篩選被試60 名，其中，男生10名，女生50 名，平均年齡18.69±0.67 歲，皆為右利手，視力或矯正視力正常，身體健康，無嚴(yán)重病史記錄，實驗結(jié)束后獲得一定報酬。將被試分成朗讀組和默讀組，各30 名。經(jīng)檢驗，兩組被試在智商、短時記憶廣度上沒有差異。見表3。

表3 兩組被試的智商測驗和短時記憶廣度得分（M±SD）

3.1.2 實驗設(shè)計

采用2（閱讀方式：朗讀、默讀）×2（學(xué)習(xí)次數(shù)：1 次、3 次）的混合設(shè)計，其中，閱讀方式是被試間變量，學(xué)習(xí)次數(shù)是被試內(nèi)變量，因變量是被試的記憶成績。

3.1.3 實驗材料和實驗程序

實驗材料同實驗1。

實驗程序包括練習(xí)實驗和正式實驗。正式實驗包括學(xué)習(xí)和再認測試兩個階段。與實驗1 不同的是，在學(xué)習(xí)階段，要求被試忽略詞匯顏色，一組被試?yán)首x所有出現(xiàn)在電腦屏幕中央的詞匯，另一組被試默讀所有詞匯。

3.2 結(jié)果

基于前人的研究（MacLeod et al., 2010），用再認擊中率代表被試的記憶成績。所有被試的再認擊中率結(jié)果見表4。

表4 實驗2 中朗讀和默讀的再認擊中率（M±SD）

經(jīng)重復(fù)測量方差分析，結(jié)果顯示：閱讀方式的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 58)=0.27，p=0.61，朗讀組和默讀組在記憶成績上無顯著差異。學(xué)習(xí)次數(shù)的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 58)=324.88，p＜0.001，=0.85，3 次學(xué)習(xí)的記憶成績顯著優(yōu)于1 次學(xué)習(xí)的記憶成績。兩者交互作用不顯著，F(xiàn)(1, 58)=0.42，p=0.52，3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的朗讀記憶成績之差，與3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的默讀記憶成績之差，兩個差值的差異不顯著。

由于被試的反應(yīng)敏感性和判斷標(biāo)準(zhǔn)可能會影響擊中率，將學(xué)習(xí)次數(shù)為1 次和3 次的擊中率和虛報率合并后對兩種閱讀方式的辨別力指數(shù)d’和判斷標(biāo)準(zhǔn)C進行分析，其中，d’=z(擊中率)-z(虛報率)，C=-1/2[z(擊中率)+z(虛報率)]（Macmillan &Creelman, 2004）。結(jié)果見表5。

表5 實驗2中朗讀組和默讀組的辨別力指數(shù)d’和判斷標(biāo)準(zhǔn)C（M±SD）

獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示：在辨別力指數(shù)d’上，t(58)=-0.57，p=0.57；在判斷標(biāo)準(zhǔn)C上，t(58)=0.40，p=0.69，即兩組被試的反應(yīng)敏感性和判斷標(biāo)準(zhǔn)均不存在顯著性差異。

3.3 討論

實驗2 控制了兩組被試在智商、短時記憶廣度方面的個體差異，并檢驗了兩組被試的反應(yīng)敏感性和判斷標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)果均不存在差異，即排除被試間差異可能對結(jié)果的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，朗讀、默讀兩種閱讀方式的記憶成績在1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)時差異不顯著。由于實驗1 發(fā)現(xiàn)1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)時兩種閱讀方式的記憶成績均存在顯著性差異，而實驗2 與實驗1 不同的地方在于閱讀方式由被試內(nèi)變量轉(zhuǎn)變?yōu)楸辉囬g變量，說明產(chǎn)生效應(yīng)受到朗讀的相對特殊性的影響，支持特異觀。

4 總討論

特異觀和強度觀分別對產(chǎn)生效應(yīng)進行解釋。特異觀主張產(chǎn)生效應(yīng)與朗讀的相對特殊性有關(guān)，相對特殊性強調(diào)“對比”（Murdock, 1960），如果單純只采用朗讀或默讀一種閱讀方式學(xué)習(xí)單詞，朗讀的相對特殊性消失；強度觀主張產(chǎn)生效應(yīng)僅僅是由于編碼強度差異導(dǎo)致的。在前人研究的基礎(chǔ)上，本研究增加了評估編碼強度的自變量指標(biāo)，同時操縱了閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)兩個自變量，并分別采用被試內(nèi)設(shè)計和混合設(shè)計來檢驗上述兩種理論。

基于特異觀，被試內(nèi)設(shè)計存在產(chǎn)生效應(yīng)，但混合設(shè)計不存在產(chǎn)生效應(yīng)或顯著小于被試內(nèi)設(shè)計的；基于強度觀，被試內(nèi)設(shè)計和混合設(shè)計均存在較強的產(chǎn)生效應(yīng)，且產(chǎn)生效應(yīng)會受到學(xué)習(xí)次數(shù)引起的編碼強度的影響。實驗1 被試內(nèi)設(shè)計的結(jié)果顯示3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)時朗讀的記憶成績均優(yōu)于默讀的記憶成績，與已有研究結(jié)果一致（Hopkins &Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010; Ozubko et al.,2012; Pritchard et al., 2020），且3 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)與1 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)無顯著差異。實驗2 在控制被試間差異后，將閱讀方式由實驗1 的被試內(nèi)變量轉(zhuǎn)變?yōu)楸辉囬g變量，并保持學(xué)習(xí)次數(shù)仍然是被試內(nèi)變量，確保實驗2 與實驗1 相比僅僅是朗讀的相對特殊性發(fā)生了變化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)混合設(shè)計中兩種閱讀方式的記憶成績差異不顯著，與Hopkins 和Edward（1972）、Jones 和Pyc（2014）以及MacLeod等人（2010）的研究結(jié)果一致，不存在產(chǎn)生效應(yīng)。綜合實驗1 和實驗2 的結(jié)果，說明產(chǎn)生效應(yīng)不會受到項目的編碼強度的影響，但會受到朗讀的相對特殊性的影響，支持特異觀。MacLeod 等人（2022）考察了高頻詞和低頻詞、圖片和圖片對應(yīng)的單詞、真詞和假詞等不同材料的產(chǎn)生效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各種材料閱讀學(xué)習(xí)時均存在產(chǎn)生效應(yīng)，且產(chǎn)生效應(yīng)的大小不受材料性質(zhì)的影響，他們認為這是由于與默讀時相比，不同類型的材料在朗讀時依賴相同的額外編碼特征，因而顯示出一致的記憶優(yōu)勢，支持特異觀。

以往對于產(chǎn)生效應(yīng)的研究大都采用再認擊中率代表被試的記憶成績（Forrin & Macleod, 2018;Hopkins & Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010;Ozubko et al., 2012; Pritchard et al., 2020）。信號檢測論認為，辨別力指數(shù)d’反映了一個人的感覺敏感性，它不受情緒、期望、動機等的影響，能夠比擊中率更好地反映被試記憶的準(zhǔn)確性。因此，實驗2 除了使用擊中率作為因變量指標(biāo)外，還對比了兩組被試分別對朗讀和默讀的辨別力指數(shù)d’和判斷標(biāo)準(zhǔn)C，結(jié)果在混合設(shè)計中沒有發(fā)現(xiàn)差異。但是在被試內(nèi)設(shè)計中，當(dāng)進行“新或舊”再認測驗時，朗讀和默讀的虛報率不能精確獲得，如果將朗讀和默讀看作共享一個虛報率，計算出來的d’會存在明顯的缺點（Forrin et al., 2016）。因此實驗1 只使用擊中率作為因變量指標(biāo)進行分析。未來應(yīng)思考如何統(tǒng)一分析指標(biāo)，對采用不同實驗設(shè)計的結(jié)果進行比較，進一步揭示產(chǎn)生效應(yīng)的內(nèi)在機制。

5 結(jié)論

本研究條件下得出以下結(jié)論：（1）中文詞匯在被試內(nèi)設(shè)計中存在產(chǎn)生效應(yīng)，在混合設(shè)計中不存在產(chǎn)生效應(yīng)；（2）產(chǎn)生效應(yīng)未隨著項目的編碼強度的增強而增強；（3）中文詞匯的產(chǎn)生效應(yīng)支持特異觀。