說話人口音對(duì)聽者態(tài)度與行為的影響及中介機(jī)制

張姝理月 趙 峰 黃駿青 唐文清

（1 廣西師范大學(xué)教育學(xué)部，桂林 541006； 2 廣西師范大學(xué)認(rèn)知神經(jīng)科學(xué)與應(yīng)用心理廣西高校重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，桂林 541006；3 廣西高校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地廣西民族教育發(fā)展研究中心，桂林 541006）

1 引言

隨著“藍(lán)瘦香菇”（難受想哭）、“大噶好我系渣渣輝”（大家好，我是張家輝）、“短褲穿太高”（膽固醇太高）等一系列帶有地方口音特色的普通話爆紅網(wǎng)絡(luò)，讓我們看見了口音帶來的娛樂效果。但現(xiàn)實(shí)生活中，人們會(huì)如何評(píng)價(jià)一個(gè)說話帶口音的人呢？ 口音是受母語影響而形成的發(fā)音規(guī)則，是涉及語調(diào)、音韻的一種發(fā)音方式或風(fēng)格（Giles， 1973），雖然不同口音的說話人可以分享相同的語法、句法和詞匯，但聽起來卻有很大的不同（Giles， 1973； Gluszek ＆ Dovidio，2010a，b）。一項(xiàng)元分析研究發(fā)現(xiàn)，非標(biāo)準(zhǔn)口音持有者比標(biāo)準(zhǔn)口音持有者得到的人際評(píng)價(jià)更消極（Fuertes et al.， 2012）。 可見，口音會(huì)影響聽者對(duì)說話人的評(píng)價(jià)，且這種評(píng)價(jià)不利于非標(biāo)準(zhǔn)口音者。如相比標(biāo)準(zhǔn)英式英語說話的人，人們對(duì)荷蘭、越南口音說話人的態(tài)度更消極（Kraaijeveld， 2017）；英語、法語、德語或西班牙語中帶有濃重荷蘭口音的人被認(rèn)為不如標(biāo)準(zhǔn)口音說話人稱職、 友好和有能力 （Hendriks et al.，2017）。

雖然國(guó)外的相關(guān)研究證實(shí)口音的消極影響是廣泛存在的， 但語音材料大多是各種口音的英語（Fuertes， et al.， 2012）。 而國(guó)內(nèi)的研究主要用調(diào)查法或語言配對(duì)技術(shù)（matched－guise technique）研究人們對(duì)方言、 外語與漢語等不同語言的態(tài)度 （張積家， 1990； 林泳海 等， 2010； 王佳佳 等， 2019；高一虹 等， 2019）。 如張積家（1990）發(fā)現(xiàn)講普通話的教師比講蓬萊話的教師在人格特征、 講課效率和人際吸引等方面都獲得了更為積極的評(píng)價(jià)， 但語言態(tài)度與口音態(tài)度并不完全相同。 語言態(tài)度主要是指聽者對(duì)不同語言說話人的態(tài)度， 如對(duì)英語說話人的態(tài)度、對(duì)德語說話人的態(tài)度。而口音態(tài)度是人們對(duì)同一語言的不同口音說話人的態(tài)度，如對(duì)川味、粵調(diào)普通話說話人的態(tài)度。 中國(guó)幅員遼闊，方言眾多，各民族、 各地區(qū)人民在幾千年的交往融合中既一體又多元， 很多人在說普通話時(shí)不可避免地受方言的影響而帶有口音，是口音研究的天然土壤。那么在普通話的語境下，相比非標(biāo)準(zhǔn)口音說話人，聽者對(duì)標(biāo)準(zhǔn)口音說話人的態(tài)度評(píng)價(jià)是否也會(huì)更積極？ 為探究這一問題， 我們選取了南方某一城市的口音作為地方口音代表，考察普通話不同口音（地方口音、標(biāo)準(zhǔn)口音）對(duì)聽者評(píng)價(jià)說話人的影響。

有學(xué)者認(rèn)為， 傳統(tǒng)語言態(tài)度研究隱含了這樣一個(gè)假設(shè)：說話人的語言首先被聽者感知，引發(fā)了對(duì)這種語言的態(tài)度，然后再形成對(duì)說話人的評(píng)價(jià)。不區(qū)分對(duì)語言態(tài)度和對(duì)說話人的態(tài)度， 就無法確定對(duì)說話人較消極的評(píng)價(jià)是因?yàn)榧兇獠幌矚g這種語言， 還是因?yàn)椴幌矚g說話人（Cargile ＆ Bradac， 2001）。所以語言態(tài)度應(yīng)分為對(duì)語言的態(tài)度和對(duì)說話人的態(tài)度（Schoel et al.， 2012）。 同理，口音態(tài)度與語言態(tài)度一樣，也涉及了對(duì)“說話人”和“口音”兩者的態(tài)度，也應(yīng)分為對(duì)口音的態(tài)度和對(duì)說話人的態(tài)度。 社會(huì)認(rèn)知領(lǐng)域?qū)θ四樀难芯勘砻鳎?印象激活過程包括兩個(gè)階段： 第一階段是對(duì)面孔知覺的社會(huì)類別信息 （如性別、種族等）進(jìn)行提取，第二階段是激活所提取社會(huì)類別信息的刻板印象（張曉斌， 佐斌， 2012）。 所以在根據(jù)人臉信息形成總體印象評(píng)價(jià)時(shí)， 知覺面孔并提取面孔基本信息是第一步。同理可以推測(cè)，在評(píng)價(jià)帶口音的說話人時(shí)， 首先得到加工的應(yīng)該是聲音本身的信息， 然后再根據(jù)這些信息形成一個(gè)對(duì)說話人的評(píng)價(jià)。且有研究表明，人們?cè)诼爼r(shí)所經(jīng)歷的不適程度會(huì)影響其對(duì)說話者的評(píng)價(jià) （Sebastian et al.，1980），因此口音本身聽起來是否悅耳、舒適可能是影響聽者評(píng)價(jià)說話人的一個(gè)因素。 另有研究表明，5個(gè)月大的嬰兒就能注意到口音變化并做出反應(yīng)（Kinzler et al.， 2007）。 因此從發(fā)展進(jìn)程來看，在聽口音評(píng)價(jià)說話人時(shí)，個(gè)體首先知覺口音，形成對(duì)口音本身的態(tài)度，再涉及對(duì)說話人的評(píng)價(jià)。 所以，聽者對(duì)口音本身的感知和態(tài)度會(huì)影響其對(duì)說話人的評(píng)價(jià)，且知覺和評(píng)價(jià)口音信息可能是聽者評(píng)價(jià)說話人的基礎(chǔ)。基于此，本研究對(duì)口音態(tài)度和說話人的態(tài)度進(jìn)行了區(qū)分，用“聽者態(tài)度”指代聽者對(duì)說話人的態(tài)度評(píng)價(jià)， 并嘗試把對(duì)口音本身的評(píng)價(jià)作為人們?cè)u(píng)價(jià)口音說話人的中介變量， 探討口音態(tài)度在口音影響聽者態(tài)度的路徑中的中介作用。 區(qū)分口音態(tài)度和聽者態(tài)度，有助于深入理解口音的社會(huì)影響，而探討口音態(tài)度在口音影響聽者態(tài)度的路徑中的中介作用， 能為我們解釋口音如何影響聽者態(tài)度提供新的視角。

研究態(tài)度很大一部分原因是為了預(yù)測(cè)行為，研究發(fā)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)美國(guó)口音的求職者被認(rèn)為比法語口音的求職者更有就業(yè)前景 （Deprez－Sims ＆ Morris，2013），漢語、墨西哥語和印度語口音的求職者會(huì)受到歧視（Timming， 2017），非標(biāo)準(zhǔn)口音說話人比標(biāo)準(zhǔn)口音說話人被雇傭的可能性低 （Hosoda et al.，2012； Roessel et al.， 2017）。 即在只有聲音線索的情況下，人們不僅會(huì)對(duì)標(biāo)準(zhǔn)口音者的評(píng)價(jià)更好，也更愿意錄用他們。但求職面試是相對(duì)正式的職場(chǎng)情境，在日常的人際交往中， 說話人的口音會(huì)不會(huì)影響他人對(duì)其的人際選擇呢？基于此，探討口音對(duì)行為的影響，本研究關(guān)注更加生活化的情境，考察聽者對(duì)不同口音說話人的人際選擇，并探討口音態(tài)度、聽者態(tài)度和對(duì)說話人的人際選擇之間的關(guān)系。

2 研究一

研究一采用口音態(tài)度問卷與說話人態(tài)度量表，考察被試對(duì)地普（地方口音普通話）和標(biāo)普（標(biāo)準(zhǔn)口音普通話）說話人的評(píng)價(jià)以及口音態(tài)度的中介作用。我們預(yù)測(cè)：相比標(biāo)普說話人，人們對(duì)地普說話人的評(píng)價(jià)更消極（假設(shè)1）；口音態(tài)度在“口音→聽者態(tài)度”的路徑中起到中介作用（假設(shè)2）。

2.1 方法

2.1.1 被試

選擇用G＊power3.1 重復(fù)測(cè)驗(yàn)方差分析， 設(shè)定顯著性水平為 0.05， 效應(yīng)量為 0.25， 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力為0.95，組數(shù)為 1，重復(fù)測(cè)定為 2 時(shí)，計(jì)算得樣本量為106。在廣西某大學(xué)的圖書館內(nèi)隨機(jī)招募被試參與實(shí)驗(yàn)，141 名在校學(xué)生同意并參與實(shí)驗(yàn)， 女生107 名，男生 34 名， 年齡范圍為 19～32 歲，M年齡＝22.45 歲。其中20%的被試為少數(shù)民族，36%的被試為城鎮(zhèn)人口，69%的被試會(huì)說方言。所有被試的聽力和言語能力均正常。

2.1.2 設(shè)計(jì)

研究采用單因素被試內(nèi)設(shè)計(jì)。自變量為口音，分為地普和標(biāo)普兩個(gè)水平， 因變量為聽者對(duì)說話人的評(píng)價(jià)得分。

2.1.3 材料

為了減少群體或地域刻板印象對(duì)本研究結(jié)果的影響，作者選取了流傳度不高、相對(duì)小眾的南普①南普是指含有南寧白話口音的普通話，翹舌發(fā)音不明顯，音腔不圓，句尾有加重語氣的語氣詞或直接加重句尾詞語氣，口音特點(diǎn)突出，使用地區(qū)主要為南寧城區(qū)。（南寧口音）作為地方普通話的代表，盡量避免聽者通過錄音推斷出口音所對(duì)應(yīng)的群體或地區(qū)。然后，讓兩位錄音者分別用地方普通話和標(biāo)準(zhǔn)普通話朗讀 《桂林山水》第一自然段并錄音。 錄音者均為年輕女性，年齡、音色相近，朗讀時(shí)語速適中、語氣自然。 《桂林山水》為小學(xué)語文課文，文字通俗易懂，主要描寫桂林的山水風(fēng)景。 錄音經(jīng)過聲音處理軟件GoldenWave進(jìn)行降噪、調(diào)音、剪輯后，形成兩段17 秒的錄音材料。為避免地域或身份相關(guān)的刻板印象的影響，分別以人名拼音Xiejing 和Lidan 對(duì)錄音進(jìn)行命名，對(duì)應(yīng)地普和標(biāo)普。29 名大學(xué)生聽錄音后對(duì)兩段錄音材料進(jìn)行1～7 分口音嚴(yán)重程度評(píng)分，1＝完全沒有口音，7＝口音非常嚴(yán)重。結(jié)果為地普（M＝6.10±0.82）的口音嚴(yán)重程度顯著高于標(biāo)普 （M＝2.24±0.95），t （28）＝17.98，p＜0.001，d＝3.34。 29 名大學(xué)生均能明確回答此錄音在描寫桂林的山水，口音操控成功。之后把兩段口音不同的錄音嵌入一頁P(yáng)owerPoint（如圖1），被試每次可隨意聽取其中的一段錄音，再填寫問卷，直至聽完兩段錄音。 錄音在頁面中的位置是隨機(jī)變化的。

圖1 研究一錄音播放界面

2.1.4 測(cè)量工具

（1）口音態(tài)度問卷

在社會(huì)語言學(xué)領(lǐng)域有關(guān)語言態(tài)度研究的文獻(xiàn)（陳松岑， 1999； 單韻鳴， 李勝， 2018； 尹小榮，李國(guó)芳， 2019） 中選定了6 道題測(cè)量對(duì)說話人口音的態(tài)度，分別為：好聽的、有趣的、有用的、交流方便的、社會(huì)影響力大的，以及對(duì)這種口音的喜歡程度。題目采用 7 點(diǎn)計(jì)分，例如：1 代表“非常不好聽”，7 代表“非常好聽”。在問卷指導(dǎo)語中表明，此問卷僅對(duì)三段錄音中的口音進(jìn)行評(píng)價(jià)。 問卷內(nèi)部一致性信度分別為：0.82（地普）、0.81（標(biāo)普）。

（2）說話人態(tài)度量表

說話人態(tài)度量表選自 Zahn 和 Hopper（1985）編制的言語態(tài)度量表 （Speech Evaluation Instrument，SEI），分為優(yōu)勢(shì)（superiority）、吸引力（attractiveness）和活力（dynamism）三個(gè)維度，共30 對(duì)反義形容詞。問卷經(jīng)過雙語華人修改、專業(yè)翻譯人員校正、心理學(xué)教授審閱。 題目采用7 點(diǎn)計(jì)分，例如：“邪惡的—善良的， 選擇1 則表示你認(rèn)為錄音說話人非常邪惡，選擇7 表示你認(rèn)為錄音說話人非常善良。 ”SEI量表的內(nèi)部一致性信度分別為0.94（地普）和 0.96（標(biāo)普）， 三個(gè)分維度的信度 α 系數(shù)范圍為 0.79～0.92。

2.1.5 程序

首先，指導(dǎo)被試仔細(xì)閱讀指導(dǎo)語，在完全理解實(shí)驗(yàn)要求和錄音播放設(shè)置的情況下佩戴耳機(jī)， 播放錄音進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。 要求被試聽一段錄音，填一次問卷，依次聽完兩段錄音，完成問卷。被試可根據(jù)自身需要隨機(jī)、反復(fù)播放錄音。

2.1.6 數(shù)據(jù)分析與統(tǒng)計(jì)

使用SPSS20.0 進(jìn)行重復(fù)測(cè)量方差分析，考察被試對(duì)不同口音、說話人評(píng)價(jià)的差異；采用兩水平被試內(nèi)設(shè)計(jì)的中介效應(yīng)分析方法 （王陽， 溫忠麟，2018），利用Mplus 數(shù)據(jù)分析軟件考察口音態(tài)度在口音影響聽者態(tài)度路徑中的中介效應(yīng)。

2.2 結(jié)果

2.2.1 對(duì)口音的評(píng)價(jià)差異

在口音態(tài)度問卷上， 被試對(duì)地普的評(píng)價(jià) （M＝3.15±1.01）顯著低于對(duì)標(biāo)普的評(píng)價(jià)（M＝5.13±0.96），F(xiàn)（1，138）＝393.99，p＜0.001，ηp2＝0.74，差異值為－1.98，95%置信區(qū)間為［－2.18，－1.79］。

2.2.2 對(duì)說話人的評(píng)價(jià)差異

在說話人態(tài)度量表上， 被試對(duì)地普說話人的評(píng)價(jià)（M＝3.78±0.74）顯著低于對(duì)標(biāo)普說話人的評(píng)價(jià)（M＝5.21±0.80），F(xiàn) （1，132）＝240.77，p＜0.001，ηp2＝0.65，差異值為－1.43，95%置信區(qū)間為［－1.61，－1.24］。

2.2.3 口音評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)分析

相關(guān)分析結(jié)果表明，在地普條件下，口音評(píng)價(jià)與說話人評(píng)價(jià)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r＝0.42，p＜0.001；在標(biāo)普條件下，口音評(píng)價(jià)與說話人評(píng)價(jià)之間也存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r＝0.46，p＜0.001。

中介分析結(jié)果表明（圖2），普通話是否帶有口音對(duì)口音評(píng)價(jià)（B＝1.79，SE＝0.13，p＜0.001）有顯著影響， 口音評(píng)價(jià)對(duì)說話人評(píng)價(jià) （B＝0.46，SE＝0.09，p＜0.001）也有顯著影響，且普通話是否有口音對(duì)說話人評(píng)價(jià)的直接影響也顯著 （B＝0.47，SE＝0.17，p＝0.005）。 采用 bootstrap 檢驗(yàn)估計(jì)口音對(duì)說話人評(píng)價(jià)的間接影響的顯著性，結(jié)果顯示（表1），是否有口音→口音評(píng)價(jià)→說話人評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)估計(jì)值為0.82，其 95%置信區(qū)間為［0.49，1.10］，置信區(qū)間不包括0，說明口音評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)顯著，即對(duì)口音的評(píng)價(jià)越積極，對(duì)說話人的評(píng)價(jià)也越積極。 同時(shí)，是否有口音對(duì)說話人評(píng)價(jià)的直接效應(yīng)也顯著， 說明在排除口音評(píng)價(jià)的效應(yīng)后， 口音仍可正向影響對(duì)說話人的評(píng)價(jià)。 總效應(yīng)＝0.47（直接效應(yīng)）＋0.82（間接效應(yīng)）＝1.29， 中介作用的效應(yīng)量 PM＝0.82 （間接效應(yīng)）／1.29（總效應(yīng)）＝0.64，所以在口音影響說話人評(píng)價(jià)的效應(yīng)中有64%是通過對(duì)口音評(píng)價(jià)起作用的。

圖2 中介模型圖

表1 是否有口音對(duì)說話人評(píng)價(jià)的間接效應(yīng)

2.3 討論

研究一結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 不論是在口音評(píng)價(jià)上還是說話人評(píng)價(jià)上，對(duì)標(biāo)普的評(píng)價(jià)顯著高于地普。這與前人的研究一致， 即標(biāo)準(zhǔn)口音說話人比其他口音說話人得到的評(píng)價(jià)更積極 （Fuertes et al， 2012； Chan，2016； Hendriks et al.， 2017； Roessel et al.，2017； Dragojevic et al.， 2017）。中介分析進(jìn)一步表明，口音對(duì)說話人評(píng)價(jià)的影響有64%是由口音評(píng)價(jià)介導(dǎo)的， 聽者對(duì)口音本身的消極態(tài)度會(huì)進(jìn)一步影響其對(duì)口音說話人的態(tài)度， 人們部分地通過消極評(píng)價(jià)口音來消極評(píng)價(jià)說話人。

盡管研究一驗(yàn)證了研究假設(shè)，但仍有局限性。首先， 沒有考慮口音熟悉性的影響。 在Huang 等人（2016）研究中，大多被試自我報(bào)告說，他們對(duì)熟悉口音的演講者更加寬容。 但也有研究證明當(dāng)聽者熟悉某種非母語的英語口音時(shí)， 往往對(duì)這種口音的評(píng)價(jià)較低（Nejjari et al.， 2012）。 因此，如果被試對(duì)研究中的口音較熟悉，并能識(shí)別出口音的來源，可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果造成干擾。 雖然使用小眾口音作為研究材料可以一定程度上避免口音熟悉性的影響， 但是缺乏自我報(bào)告檢驗(yàn)。 其次， 沒有考慮到口音可理解性（comprehensibility）的影響。 研究表明可理解性會(huì)影響聽者對(duì)說話人的評(píng)價(jià)（Fuse et al.， 2018），且可理解性在口音影響聽者態(tài)度評(píng)價(jià)的路徑中起中介作用（Kraaijeveld， 2017）。 因此，需要在進(jìn)一步的研究中排除可理解性可能存在的影響。最后，本研究結(jié)果還可能受到內(nèi)－外群體的影響。 高一虹等人（1998，2019） 在香港回歸前和回歸20 年后研究了北京、廣州、香港三地的人對(duì)英語、普通話、粵語和粵調(diào)普通話的態(tài)度， 兩次研究都發(fā)現(xiàn)香港人對(duì)粵調(diào)普通話的評(píng)價(jià)高于內(nèi)地人（北京、廣州），但也可能存在替代恥辱 效 應(yīng) （Vicarious Shame Effect et al.， 2006）。Hendriks 等人（2018）研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于都帶有中度口音的說話人， 德國(guó)聽眾和荷蘭聽眾都更喜歡荷蘭口音說話人而不是德語口音說話人， 說明德國(guó)聽眾對(duì)帶口音的同胞感到了替代性的羞恥， 而荷蘭聽眾則表現(xiàn)出對(duì)帶口音同胞的內(nèi)群體偏好。因此，如果被試自身帶有嚴(yán)重口音，在面對(duì)口音說話者時(shí)，既可能會(huì)把其視為內(nèi)群體而給予不那么消極的評(píng)價(jià)， 也可能會(huì)因?yàn)樘娲孕邜u而給予更消極的評(píng)價(jià)。綜上，基于研究一的這些局限性， 研究二不僅要進(jìn)一步揭示口音對(duì)人際選擇的影響，而且還需控制口音的熟悉性、可理解性以及內(nèi)－外群體的影響，重復(fù)驗(yàn)證研究一，增加研究結(jié)果的可靠性。

3 研究二

研究二試圖在控制熟悉性、 理解性和內(nèi)-外群體對(duì)研究結(jié)果的干擾后，重復(fù)驗(yàn)證研究一的結(jié)果，并考察人們對(duì)不同口音說話人的人際選擇。 此外也將進(jìn)一步探討口音態(tài)度、 說話人態(tài)度和人際選擇三者間的關(guān)系。我們預(yù)測(cè)：首先，在控制了熟悉性、理解性和內(nèi)－外群體的影響后，研究一的假設(shè)仍然成立；其次，聽者對(duì)說話人的人際選擇會(huì)受到其口音的影響，即相比地普說話人， 更多被試選擇標(biāo)普說話人作為游戲搭檔（假設(shè)3）；最后，人們會(huì)因?yàn)榉e極評(píng)價(jià)說話人而選擇其作為游戲搭檔， 即說話人態(tài)度在口音影響人際選擇的路徑中起中介作用（假設(shè)4）。

3.1 方法

3.1.1 被試

用G＊power3.1 計(jì)算所得樣本量同研究一，最終在廣西某大學(xué)招募得168 名大一新生參與實(shí)驗(yàn)。女生 143 名，男生 25 名，年齡范圍為 16～20 歲，M年齡＝18.53 歲。 其中 72%的被試來自廣西，36%的被試為城鎮(zhèn)人口，25%的被試為少數(shù)民族，79%的被試都會(huì)說方言， 被試對(duì)自我口音嚴(yán)重程度評(píng)分M＝2.92±1.25（1＝?jīng)]有口音，7＝口音非常嚴(yán)重），且 18%的被試能識(shí)別地普。所有被試都報(bào)告自己的聽力、視覺和言語能力正常。

3.1.2 設(shè)計(jì)

同研究一。

3.1.3 材料

同研究一，但在PowerPoint 上呈現(xiàn)《桂林山水》的文字內(nèi)容（圖3）。 錄音配備文字是為了消除口音可理解性對(duì)說話人評(píng)價(jià)的影響。 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后詢問被試是否理解語音內(nèi)容，所有被試均表示理解。

圖3 研究二錄音播放界面

3.1.4 測(cè)量工具

（1）口音態(tài)度問卷

同研究一。問卷內(nèi)部一致性信度分別為0.83（地普）和 0.86（標(biāo)普）。

（2）說話人態(tài)度量表

同研究一。 SEI 量表的內(nèi)部一致性信度分別為0.94（地普）和 0.93（標(biāo)普），三個(gè)分維度的信度 α 系數(shù)范圍為 0.70～0.92。

（3）干擾變量的測(cè)量

為了控制和考察口音熟悉度和內(nèi)－外群體對(duì)說話人評(píng)價(jià)的影響， 在問卷后面考察了被試是否會(huì)說方言（1＝會(huì)，2＝不會(huì)）、自我口音評(píng)價(jià)（1～7 評(píng)分：1＝完全沒有口音，7＝口音非常嚴(yán)重）、 是否熟悉該口音（1＝熟悉，2＝不熟悉）， 以及口音識(shí)別 （讓被試寫下Xiejing 的口音為何種口音，1＝能識(shí)別，2＝不能識(shí)別）。

（4）游戲搭檔選擇

這實(shí)際上是一個(gè)假任務(wù)， 要求被試對(duì)說話人形成一個(gè)印象評(píng)價(jià)后（即完成問卷后），根據(jù)自己的主觀意愿， 從兩位說話人中挑選一位作為接下來的游戲搭檔。但其實(shí)并沒有接下來的游戲，此設(shè)計(jì)的目的在于考察被試在只有聲音線索的條件下對(duì)不同口音說話人的人際選擇。

3.1.5 程序

實(shí)驗(yàn)在安靜的機(jī)房進(jìn)行，其他同研究一。在被試填完問卷后，告知其還有游戲任務(wù)，在做游戲之前請(qǐng)?jiān)趦晌讳浺粽f話人中挑選一位作為自己的游戲搭檔，但是不具體說明游戲詳情。 在被試選完搭檔后，宣告實(shí)驗(yàn)結(jié)束。

3.1.6 數(shù)據(jù)分析與統(tǒng)計(jì)

采用卡方檢驗(yàn)考察被試的人際選擇差異； 采用兩水平被試內(nèi)設(shè)計(jì)的中介效應(yīng)分析方法（王陽，溫忠麟， 2018），利用Mplus 數(shù)據(jù)分析軟件考察說話人態(tài)度在口音影響人際選擇路徑中的中介效應(yīng)； 其他同研究一。

3.2 結(jié)果

3.2.1 對(duì)口音及說話人的評(píng)價(jià)差異

把自我口音評(píng)價(jià)作為協(xié)變量， 方差分析結(jié)果表明，被試對(duì)地普的評(píng)價(jià)（M＝2.99±1.21）顯著低于對(duì)標(biāo)普的評(píng)價(jià)（M＝5.16±1.27），F(xiàn)（1，126）＝24.77，p＜0.001，ηp2＝0.16，差異值為－2.67，95%置信區(qū)間為［－3.31，－2.03］。此外，被試性別、口音識(shí)別、是否熟悉該口音和是否會(huì)說方言的主效應(yīng)均不顯著，ps＞0.05， 與口音類型的交互效應(yīng)也均不顯著，ps＞0.05。

把自我口音評(píng)價(jià)作為協(xié)變量， 方差分析結(jié)果表明，被試對(duì)地普說話人的評(píng)價(jià)（M＝3.48±0.89）顯著低于對(duì)標(biāo)普說話人的評(píng)價(jià)（M＝5.40±0.68），F(xiàn)（1，127）＝24.19，p＜0.001，ηp2＝0.16， 差異值為－2.10，95%置信區(qū)間為［－2.55，－1.65］。 此外，被試性別、口音識(shí)別、是否熟悉該口音和是否會(huì)說方言的主效應(yīng)均不顯著，ps＞0.05，與說話人類型的交互效應(yīng)也均不顯著，ps＞0.05。

3.2.2 對(duì)說話人的人際選擇

選擇地普和標(biāo)普說話人做游戲搭檔的人數(shù)分別為24，144。 在只有聲音線索的條件下，如果被試對(duì)口音在行為上沒有偏好， 選擇地普和標(biāo)普說話人的人數(shù)比率理論上為1∶1。 卡方擬合度檢驗(yàn)結(jié)果顯示，選擇地普、 標(biāo)普說話人所占比例分別為14.29%，85.71%，與隨機(jī)選擇比例 1∶1 有顯著差異，χ2（1，N＝168）＝85.71，p＜0.001， 絕大多數(shù)被試選擇了標(biāo)普說話人作游戲搭檔。

3.2.3 口音評(píng)價(jià)、 說話人評(píng)價(jià)和人際選擇的相關(guān)分析

鑒于本研究為兩水平的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 在考察人際選擇與口音評(píng)價(jià)、說話人評(píng)價(jià)時(shí)，首先把人際選擇轉(zhuǎn)化為二分變量， 即把選擇標(biāo)普說話人做游戲搭檔記為1，選擇地普說話人做游戲搭檔記為0。 考察人際選擇與口音評(píng)價(jià)、 說話人評(píng)價(jià)在不同口音條件下的差值相關(guān)。

相關(guān)分析結(jié)果表明， 不同口音條件下說話人評(píng)價(jià)的差值與人際選擇之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r＝0.28，p＜0.001；不同口音條件下口音評(píng)價(jià)的差值與人際選擇之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r＝0.34，p＜0.001；不同口音條件下口音評(píng)價(jià)的差值與說話人評(píng)價(jià)的差值存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，r＝0.46，p＜0.001。

3.2.4 說話人評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)分析

把地普說話人記為1，標(biāo)普說話人記為2，形成一個(gè)兩水平的人際選擇變量。中介分析結(jié)果表明（圖4）， 普通話是否帶有口音對(duì)說話人評(píng)價(jià) （B＝1.89，SE＝0.10，p＜0.001）有顯著影響，說話人評(píng)價(jià)對(duì)人際選擇（B＝0.07，SE＝0.02，p＝0.002）也有顯著影響，且普通話是否有口音對(duì)人際選擇的直接影響也顯著（B＝1.72，SE＝0.06，p＜0.001）。 采用 bootstrap 檢驗(yàn)估計(jì)口音對(duì)人際選擇的間接影響顯著性，結(jié)果顯示（表2）， 是否有口音→說話人評(píng)價(jià)→人際選擇的中介效應(yīng)估計(jì)值為 0.14， 其 95%置信區(qū)間為［0.06，0.23］，置信區(qū)間不包括0， 說明說話人評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)顯著，對(duì)說話人的評(píng)價(jià)越積極，則越會(huì)選擇其作為游戲搭檔。同時(shí)，是否有口音對(duì)人際選擇的直接效應(yīng)也顯著，說明在排除說話人評(píng)價(jià)的效應(yīng)后，口音仍可正向影響被試的人際選擇。 總效應(yīng)＝1.72 （直接效應(yīng)）＋0.14（間接效應(yīng)）＝1.86，中介作用的效應(yīng)量 PM＝0.14（間接效應(yīng)）／1.86（總效應(yīng)）＝0.08，所以在口音影響人際選擇的效應(yīng)中有8%是通過對(duì)說話人評(píng)價(jià)起作用的。

圖4 中介模型圖

表2 是否有口音對(duì)人際選擇的間接效應(yīng)

3.2.4 口音評(píng)價(jià)和說話人評(píng)價(jià)的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)分析

鑒于在研究一中， 口音→口音評(píng)價(jià)→說話人評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)都顯著， 以及研究二中口音→說話人評(píng)價(jià)→人際選擇的中介效應(yīng)也顯著， 此處對(duì)口音→口音評(píng)價(jià)→說話人評(píng)價(jià)→人際選擇的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)進(jìn)行探索性的考察。 兩水平被試內(nèi)鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)分析的結(jié)果表明， 是否有口音對(duì)人際選擇的間接影響和直接影響均顯著，如圖5 所示。采用bootstrap檢驗(yàn)估計(jì)是否有口音對(duì)人際選擇間接影響的顯著性（表3），結(jié)果顯示，是否有口音→口音評(píng)價(jià)→人際選擇的中介效應(yīng)顯著， 在口音影響聽者人際選擇的效應(yīng)中有5%可單獨(dú)通過口音評(píng)價(jià)起作用。 是否有口音→說話人評(píng)價(jià)→行為選擇的中介效應(yīng)顯著，在口音影響聽者人際選擇的效應(yīng)中有4%可單獨(dú)通過說話人評(píng)價(jià)起作用。 是否有口音→口音評(píng)價(jià)→說話人評(píng)價(jià)→行為選擇的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)也顯著，在口音影響聽者人際選擇的效應(yīng)中有2%可鏈?zhǔn)酵ㄟ^口音評(píng)價(jià)和說話人的評(píng)價(jià)起作用。 同時(shí)，是否有口音對(duì)人際選擇的直接效應(yīng)也顯著， 說明在排除中介效應(yīng)后， 口音仍可正向影響人們對(duì)說話人的選擇。

圖5 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ蛨D

表3 是否有口音對(duì)人際選擇的間接效應(yīng)

3.3 討論

研究二在控制了口音熟悉度、理解性和內(nèi)－外群體可能造成的影響后，與研究一的結(jié)果一致，不論是對(duì)口音還是對(duì)說話人， 標(biāo)普獲得的積極評(píng)價(jià)仍然顯著高于地普。 此外，研究二增加了“游戲搭檔選擇”，絕大多數(shù)被試（85.71%）選擇了標(biāo)普說話人作為游戲搭檔，說明在人際選擇上，人們也更傾向于選擇標(biāo)普說話人。此外，說話人評(píng)價(jià)在口音影響人際選擇的路徑上存在中介效應(yīng)， 即人們傾向于選擇標(biāo)普說話人作為游戲搭檔的部分原因在于對(duì)其有更積極的評(píng)價(jià)。最后，口音評(píng)價(jià)和說話人評(píng)價(jià)在口音影響聽者人際選擇的路徑上存在鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)：人們聽?zhēng)Э谝舻匿浺簦瑫?huì)依次通過對(duì)口音本身的評(píng)價(jià)和對(duì)說話人的評(píng)價(jià)， 進(jìn)而影響對(duì)說話人的人際選擇。

4 總討論

兩個(gè)研究結(jié)果均表明， 不論在態(tài)度評(píng)價(jià)上還是人際選擇上，非標(biāo)準(zhǔn)口音說話人均處于不利地位。具體而言，相比標(biāo)普說話人，人們對(duì)地普說話人的評(píng)價(jià)更為負(fù)面，也更少選擇其作為游戲搭檔。其中的中介機(jī)制在于， 人們會(huì)消極評(píng)價(jià)口音進(jìn)而消極評(píng)價(jià)口音說話人， 甚至還會(huì)因?yàn)橄麡O評(píng)價(jià)口音說話人而不選擇其作為游戲搭檔。

4.1 口音對(duì)聽者態(tài)度的影響

兩個(gè)研究都發(fā)現(xiàn)標(biāo)普說話人比地普說話人得到的評(píng)價(jià)更積極，這與前人的研究一致，即標(biāo)準(zhǔn)口音持有者會(huì)得到更積極的評(píng)價(jià) （Chan， 2016； Dragojevic， et al.， 2017； Fuertes， et al.， 2012； Hendriks， et al.， 2017）。 為何聽者對(duì)標(biāo)準(zhǔn)口音持有者有更積極的態(tài)度？ 有研究把對(duì)口音說話人的消極評(píng)價(jià)歸于刻板印象（Giles ＆ Watson， 2013）。 Ryan 和Bulik（1982）認(rèn)為，中產(chǎn)階級(jí)聽者對(duì)西班牙口音說話人的消極評(píng)價(jià)，是因?yàn)樗麄冇幸粋€(gè)“西班牙口音的人是下層階級(jí)”的原型概念。聽者會(huì)根據(jù)口音推斷說話人的社會(huì)群體成員身份， 對(duì)口音說話人的消極評(píng)價(jià)部分反映了他們對(duì)口音群體的成見。 我國(guó)推廣普通話已有60 多年， 學(xué)校不僅有相應(yīng)的普通話課程，而且使用普通話進(jìn)行教學(xué)。 因此聽者可能會(huì)推斷重口音者有較低的受教育水平和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位， 從而導(dǎo)致較消極的評(píng)價(jià)。 再者，根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，如果說話人的口音有異于自己的口音， 意味著說話人屬于外群體， 因此會(huì)被消極評(píng)價(jià) （Gluszek ＆ Dovidio，2010）。 本研究中被試大多認(rèn)為自己只有輕微口音，因此當(dāng)聽到帶有較嚴(yán)重口音的地普時(shí)， 可能會(huì)視其為外群體而給予較消極的評(píng)價(jià)。最后，口音干擾了聽者的加工流暢性（processing fluency），即帶口音的語言更難被認(rèn)知加工，進(jìn)而引起了消極的情感反應(yīng)。聽者會(huì)因?yàn)檩^難加工口音說話人的說話內(nèi)容而消極評(píng)價(jià)說話人，口音越強(qiáng)，評(píng)價(jià)越消極（Dragojevic et al.， 2017）。因此，雖然聽者都能理解語音內(nèi)容，但相比標(biāo)普， 地普引起的認(rèn)知加工困難可能也是聽者消極評(píng)價(jià)說話人的原因。

4.2 口音態(tài)度的中介作用

Ryan 和 Bulik（1982）的研究發(fā)現(xiàn)，無論社會(huì)階層如何，聽眾還是會(huì)較消極評(píng)價(jià)德語口音者。對(duì)此他們的解釋是： 口音刻板印象似乎并不是聽者態(tài)度的主要預(yù)測(cè)因素， 德語口音更難理解， 聽起來更不舒服， 可能是聽者消極評(píng)價(jià)德語口音者的一個(gè)重要原因。本研究區(qū)分了口音態(tài)度和聽者態(tài)度，并把口音態(tài)度作為口音影響聽者態(tài)度的中介變量， 探究聽者是否會(huì)通過消極評(píng)價(jià)口音本身而消極評(píng)價(jià)口音說話人。 本研究發(fā)現(xiàn)相比地普， 人們對(duì)標(biāo)普的評(píng)價(jià)更積極， 且口音態(tài)度在口音影響聽者態(tài)度的路徑中起中介作用，這就印證了Ryan 和Bulik 的觀點(diǎn)。

標(biāo)準(zhǔn)普通話為什么會(huì)得到更積極的評(píng)價(jià)？首先，標(biāo)準(zhǔn)普通話是官方用語， 相比地普具有更大的社會(huì)影響力，交流起來也更方便；其次，口音普通話趣味性的體現(xiàn)需要一定的情境， 并不是所有口音普通話都具有娛樂效果；最后，對(duì)口音的評(píng)價(jià)也會(huì)受節(jié)奏韻律的影響（Prafianto， et al.， 2017），說話人言語的韻律特征越好， 聽者感知到的口音水平越低 （李景娜， 王遙， 2015）， 聽者之所以會(huì)評(píng)價(jià)地普不好聽，很可能是口音的腔調(diào)影響了普通話該有的韻律和節(jié)奏。 而對(duì)于口音態(tài)度的中介作用， 本研究結(jié)果與Schoel 等人（2012）的觀點(diǎn)契合，他們認(rèn)為對(duì)語言本身的評(píng)價(jià)以及對(duì)說話人的社會(huì)知識(shí)（如年齡、刻板印象等）會(huì)影響聽者對(duì)說話人的評(píng)價(jià)，而對(duì)語言本身的態(tài)度是評(píng)價(jià)過程的基礎(chǔ)。與語言態(tài)度類似，人們對(duì)口音本身的態(tài)度也會(huì)影響聽者對(duì)說話人的態(tài)度評(píng)價(jià)。這為我們解釋口音如何影響聽者態(tài)度提供了一個(gè)新視角，同時(shí)也表明，對(duì)口音本身的態(tài)度是口音研究中不應(yīng)忽視的一個(gè)因素。

4.3 口音對(duì)人際選擇的影響

相比標(biāo)準(zhǔn)口音說話人， 口音攜帶者不僅會(huì)獲得消極的態(tài)度評(píng)價(jià)，也會(huì)受到不平等對(duì)待。如非標(biāo)準(zhǔn)口音代言人被認(rèn)為可信度更低 （Reinares－Lara et al.，2016），管理者不愿雇傭墨西哥或西班牙口音求職者（Hosoda et al.， 2012）。 本研究結(jié)果與前人研究一致， 在人際選擇上，85.71%的被試選擇了標(biāo)普說話人做游戲搭檔， 說明非標(biāo)準(zhǔn)口音說話人不僅在求職方面可能處于不利地位，在交友、合作方面也會(huì)受到不利影響。 在 Roessel 等人（2017）的研究中，被試需要通過競(jìng)選錄音評(píng)估一個(gè)候選人是否適合擔(dān)任助教職位，因?yàn)橹痰恼n程將用德語授課，候選人的英語技能不會(huì)影響未來的教學(xué)，教學(xué)資格才是評(píng)價(jià)核心。盡管強(qiáng)調(diào)候選人的英語能力不會(huì)影響未來的教學(xué)，但口音仍然會(huì)使候選人的能力降級(jí)， 甚至不管候選人說什么，重口音候選人的可雇傭性得分都很低。因此，口音會(huì)使說話人的能力降級(jí)。 在本研究“選擇游戲搭檔”的任務(wù)中，聽者傾向于選擇標(biāo)普說話人做游戲搭檔， 可能是認(rèn)為標(biāo)普說話人會(huì)更有能力一起完成游戲。

4.4 說話人態(tài)度的中介作用

研究還發(fā)現(xiàn)， 說話人評(píng)價(jià)在口音影響人際選擇的路徑中起中介作用， 人們會(huì)選擇標(biāo)普說話人做搭檔的部分原因是對(duì)標(biāo)普說話人的評(píng)價(jià)更好。 這說明被試對(duì)口音說話人的態(tài)度可以預(yù)測(cè)其接下來對(duì)說話人的行為。根據(jù)第一印象效應(yīng)，如果一個(gè)人在初次見面時(shí)給人印象良好，那么人們就愿意接近他。 反之，對(duì)于一個(gè)初次見面就產(chǎn)生了反感的人， 即使無法避免與之接觸， 人們也會(huì)對(duì)之很冷淡， 在極端的情況下， 甚至?xí)谛睦砩虾蛯?shí)際行為中與之產(chǎn)生對(duì)抗?fàn)顟B(tài)（時(shí)蓉華， 1988）。在本研究中，被試根據(jù)聲音對(duì)口音說話人產(chǎn)生了消極的第一印象， 從而影響了其后來對(duì)說話人的行為表現(xiàn)，不選擇說話人為游戲搭檔。

前人有關(guān)口音的研究， 大多集中在 “口音-態(tài)度”或“口音-行為”，本研究不僅探討了“口音-態(tài)度”和“口音-行為”的關(guān)系，還進(jìn)一步探討了“口音-態(tài)度-行為”的關(guān)系，結(jié)果表明，口音評(píng)價(jià)和說話人評(píng)價(jià)不僅能各自獨(dú)立介導(dǎo)口音與人際選擇的關(guān)系，而且它們還能形成鏈?zhǔn)街薪椋?介導(dǎo)口音對(duì)人際選擇的影響。 雖然口音對(duì)人際選擇的影響的間接效應(yīng)較小，僅有8%通過口音評(píng)價(jià)和說話人評(píng)價(jià)起作用，但也說明了口音對(duì)行為的影響并不僅是簡(jiǎn)單的 “刺激－反應(yīng)”，存在較復(fù)雜的影響機(jī)制，這有助于我們深入理解口音的社會(huì)影響。

4.5 研究局限與展望

本研究對(duì)普通話推廣、日常交友、工作求職等方面有一定的啟示作用，但也存在一定局限。在研究材料上，本研究選取了小眾口音作為研究材料，這是為了避免聽者根據(jù)口音推測(cè)說話人的身份信息， 例如聽到粵調(diào)普通話推測(cè)是廣東人、 聽到京味普通話推測(cè)是北京人，盡量排除地域刻板印象影響。但這也限制了本研究結(jié)果的推廣性。 未來的研究可以考察口音和說話人社會(huì)信息（如社會(huì)階層）對(duì)聽者態(tài)度的交互作用，以及使用常見口音作為研究材料。 此外，本研究的被試群體缺乏多樣性，主要是在校大學(xué)生，且男女比例不均衡， 因此未來研究需豐富被試群體進(jìn)一步驗(yàn)證本研究結(jié)果。再者，口音的影響不總是消極的，在某些情況下也有積極的效果，如口音也會(huì)帶來親切感。而本研究的設(shè)定主要是介紹桂林山水，沒有考察不同情境下口音對(duì)聽者態(tài)度的影響， 未來研究需要增設(shè)口音情境以更全面地了解口音的社會(huì)影響。

5 結(jié)論

（1）口音影響聽者對(duì)說話人的態(tài)度評(píng)價(jià)，相比地方口音說話人， 人們對(duì)標(biāo)準(zhǔn)普通話說話人的評(píng)價(jià)更積極；

（2）口音影響聽者對(duì)說話人的人際選擇，人們更愿意選擇標(biāo)準(zhǔn)口音說話人做游戲搭檔；

（3） 口音態(tài)度在口音影響聽者態(tài)度的路徑中起中介作用， 人們對(duì)口音說話人的評(píng)價(jià)部分通過口音評(píng)價(jià)起作用， 而聽者態(tài)度又可以部分介導(dǎo)口音對(duì)人際選擇的影響；

（4） 口音態(tài)度和聽者態(tài)度可鏈?zhǔn)浇閷?dǎo)口音與人際選擇的關(guān)系。