動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性及其影響機(jī)制*

匡子翌 祝婉玲 成美霞 王福興 胡祥恩,2

動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性及其影響機(jī)制*

匡子翌1祝婉玲1成美霞1王福興1胡祥恩1,2

(1青少年網(wǎng)絡(luò)心理與行為教育部重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室暨華中師范大學(xué)心理學(xué)院, 武漢 430079) (2孟菲斯大學(xué)心理學(xué)系, 孟菲斯 38152, 美國(guó))

動(dòng)作化學(xué)習(xí)(learning by enacting)是一種在學(xué)習(xí)時(shí)執(zhí)行與任務(wù)相關(guān)的身體動(dòng)作或操作的學(xué)習(xí)方式, 而一種典型的動(dòng)作化學(xué)習(xí)就是操作教學(xué)模型。綜述已有研究發(fā)現(xiàn), 目前有兩方面的理論去解釋動(dòng)作化學(xué)習(xí): 其中具身認(rèn)知理論和生成學(xué)習(xí)理論支持動(dòng)作化對(duì)學(xué)習(xí)的促進(jìn)作用; 而認(rèn)知負(fù)荷理論為動(dòng)作化學(xué)習(xí)的干擾作用提供了解釋。通過匯總以往實(shí)證研究得出如下結(jié)論: 在學(xué)習(xí)結(jié)果上, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)學(xué)習(xí)結(jié)果具有中等效應(yīng), 即動(dòng)作化學(xué)習(xí)提升了學(xué)習(xí)者的保持成績(jī)和遷移成績(jī)。實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)與虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)在保持成績(jī)與遷移成績(jī)上沒有差異。在主觀體驗(yàn)方面, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)學(xué)習(xí)興趣具有小的促進(jìn)效應(yīng)。實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)更能提高學(xué)習(xí)信心和學(xué)習(xí)興趣, 但在認(rèn)知負(fù)荷上兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)差異比較微弱。未來研究需要在優(yōu)化動(dòng)作化學(xué)習(xí)、確定影響因素、整合及驗(yàn)證理論等方面進(jìn)一步探討。

動(dòng)作化學(xué)習(xí), 操作, 生成學(xué)習(xí), 具身認(rèn)知, 具身學(xué)習(xí)

在課堂中使用教學(xué)模型(或教具)通常被認(rèn)為是一種提高學(xué)生知識(shí)理解的常用手段(Marley & Carbonneau, 2014a)。例如中國(guó)教育部(2019, 2020)建議為學(xué)生提供科學(xué)完善的實(shí)驗(yàn)教具, 培養(yǎng)學(xué)生的操作和動(dòng)手能力。這是因?yàn)閷W(xué)習(xí)者與教學(xué)模型的身體交互有利于其知識(shí)表征, 促進(jìn)知識(shí)習(xí)得(Marley & Carbonneau, 2014b)。以往的大量實(shí)證研究關(guān)注了教師操作教學(xué)模型對(duì)學(xué)習(xí)的影響(Carbonneau et al., 2013; Zhang et al., 2022)。然而, 學(xué)習(xí)者被動(dòng)地觀察教師并非最佳的學(xué)習(xí)方式。越來越多的研究者開始關(guān)注以學(xué)習(xí)者為中心的生成學(xué)習(xí)(generative learning; Fiorella & Mayer, 2015; Fiorella & Mayer, 2016)。Fiorella和Mayer (2015)基于生成學(xué)習(xí)的框架, 將在學(xué)習(xí)中進(jìn)行與任務(wù)相關(guān)動(dòng)作的策略稱為動(dòng)作化學(xué)習(xí)(learning by enacting), 其中一種典型的動(dòng)作化學(xué)習(xí)則是學(xué)習(xí)者操作教學(xué)模型?！癳nact”一詞最早可追溯到Bandura (1986, 1997)所提出的親歷學(xué)習(xí)(enactive learning), 意指親身參與的學(xué)習(xí), 用來指代與觀察學(xué)習(xí)相對(duì)應(yīng)的學(xué)習(xí)形式, 這些思想后來被具身認(rèn)知理論(embodied cognition theory, ECT)所吸納。Fiorella和Mayer (2015)在此概念基礎(chǔ)上提出的動(dòng)作化學(xué)習(xí)概念, 進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了學(xué)習(xí)者身體動(dòng)作對(duì)學(xué)習(xí)的影響。

本文通過系統(tǒng)的文獻(xiàn)搜集, 試圖揭示動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性和影響機(jī)制。本文將按照如下的順序進(jìn)行闡述: 首先, 介紹動(dòng)作化學(xué)習(xí)的不同分類; 第二, 基于已有實(shí)證研究的數(shù)據(jù)分析動(dòng)作化學(xué)習(xí)是否能夠提高學(xué)習(xí)成績(jī)和積極的主觀體驗(yàn); 第三, 探討動(dòng)作化學(xué)習(xí)背后的理論解釋; 第四, 基于目前的研究現(xiàn)狀討論未來的研究方向。

1 動(dòng)作化學(xué)習(xí)中有哪些分類？

Fiorella和Mayer (2015, 2016)認(rèn)為所有與任務(wù)相關(guān)的動(dòng)作都屬于動(dòng)作化學(xué)習(xí)的范疇。在此基礎(chǔ)上動(dòng)作化學(xué)習(xí)可分為兩類: 手勢(shì)和操作教學(xué)模型。例如Scheiter等人(2020)要求學(xué)習(xí)者用手勢(shì)模仿魚的運(yùn)動(dòng), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)在中等難度的學(xué)習(xí)材料上手勢(shì)組的學(xué)習(xí)結(jié)果要好于無手勢(shì)組。基于動(dòng)作化學(xué)習(xí)的手勢(shì)等同于以往研究中的生成手勢(shì), 即學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)中產(chǎn)生的手勢(shì)。Dargue等人(2019)的一項(xiàng)元分析探討了生成手勢(shì)的作用, 發(fā)現(xiàn)生成手勢(shì)相比于觀察手勢(shì)更能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)者的知識(shí)理解。

本文主要關(guān)注操作教學(xué)模型這一類動(dòng)作化學(xué)習(xí)。已有研究主要基于教學(xué)模型的類型將動(dòng)作化學(xué)習(xí)分類, 即實(shí)物教學(xué)模型和虛擬教學(xué)模型。與直接在物理上接觸的實(shí)物教學(xué)模型不同, 虛擬教學(xué)模型一般是在電腦程序中呈現(xiàn), 學(xué)習(xí)者可以通過鍵盤、鼠標(biāo)或者其他輸入設(shè)備操作電腦屏幕中的教學(xué)模型(如: 化學(xué)分子模型)進(jìn)行學(xué)習(xí)(如Stull et al., 2013; Stull & Hegarty, 2016)。實(shí)物模型相比虛擬模型的優(yōu)勢(shì)在于可以通過觸摸直接感知到模型的形狀、大小以及紋理, 再結(jié)合模型的視覺信息可以更好地理解學(xué)習(xí)內(nèi)容, 而虛擬模型提供的信息主要來自于視覺(Ruddle & Jones, 2001)。因此, 實(shí)物模型相比于虛擬模型更有利于學(xué)習(xí)。同時(shí), 以往也有研究提供了身體動(dòng)作與任務(wù)高一致性(high-congruence)的虛擬模型, 并發(fā)現(xiàn)比無動(dòng)作化學(xué)習(xí)更好(Stull & Hegarty, 2016)。那么, 目前的實(shí)證研究中基于實(shí)物模型的實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和基于虛擬模型的虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)是否都要比沒有模型的無動(dòng)作化學(xué)習(xí)效果更好？實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)哪一個(gè)更能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)成績(jī)？本文專門匯總了動(dòng)作化學(xué)習(xí)與無動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)比的研究(見表1), 試圖探討動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性。同時(shí)也匯總了實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)比的研究(見表2), 即將實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)作為實(shí)驗(yàn)組, 虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)作為控制組, 比較兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響。

2 動(dòng)作化學(xué)習(xí)能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)嗎？

2.1 動(dòng)作化學(xué)習(xí)好于無動(dòng)作化學(xué)習(xí)嗎？

動(dòng)作化學(xué)習(xí)是否可以促進(jìn)學(xué)習(xí)效果？通過對(duì)以往實(shí)證研究的具體分析, 大部分研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以提升學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)(如Casselman et al., 2021; Fujimura et al., 2001; Glenberg et al., 2004; Glenberg et al., 2011; Marley et al., 2007; Marley & Szabo, 2010; Makransky et al., 2021; Marley et al., 2010; Marley et al., 2011; Novak & Schwan, 2021; Stull et al., 2012; Preece et al., 2013; Kontra et al., 2015; Stieff et al., 2016; Stull & Hegarty, 2016; Stull et al., 2018; Jee & Anggoro, 2019; Jian, 2022)。有少量研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)策略不能促進(jìn)學(xué)習(xí)(Stull et al., 2018; Zhang, 2019; Zhang & van Reet, 2022), 甚至阻礙學(xué)習(xí)效果(Mierdel & Bogner, 2021)。

為了系統(tǒng)地量化以往研究的結(jié)果, 本研究參照Mayer (2020)的方法, 將各個(gè)研究的效應(yīng)量Cohen’s值進(jìn)行匯總后求出效應(yīng)量中位數(shù)(median effect size), 并基于該值分析動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性, 以代表效應(yīng)量的總體集中趨勢(shì)。例如, 當(dāng)計(jì)算動(dòng)作化學(xué)習(xí)在保持測(cè)驗(yàn)的效應(yīng)量中值時(shí), 需要求出所有動(dòng)作化學(xué)習(xí)與對(duì)照組比較研究的效應(yīng)量, 最后得到中位數(shù)。本研究使用效應(yīng)量中值作為統(tǒng)計(jì)參數(shù)出于三點(diǎn)考慮: 第一, 以往多媒體學(xué)習(xí)的研究綜述和著作中大量使用效應(yīng)量中值歸納和總結(jié)以往的文獻(xiàn), 它能夠較好地解釋和反映研究現(xiàn)狀(如Fiorella & Mayer, 2015; Fiorella & Mayer, 2016; Mayer, 2020; Mayer, 2014)。第二, 本文中某些因變量的研究數(shù)量少, 尤其涉及主觀體驗(yàn)測(cè)量的研究數(shù)大多不足10項(xiàng), 為了避免極端值的影響, 使用中位數(shù)作為統(tǒng)計(jì)分析的參數(shù)相對(duì)更加合理。第三, 從以往研究來看, 效應(yīng)量中值與元分析計(jì)算出的效應(yīng)量差異不大。例如Mayer (2014)計(jì)算線索對(duì)學(xué)習(xí)影響的效應(yīng)量中值為= 0.41, 而Alpizar (2020)元分析計(jì)算的效應(yīng)值為= 0.38。又如陳佳雪等人(2018)發(fā)現(xiàn)積極情緒促進(jìn)學(xué)習(xí)的效應(yīng)量中值保持測(cè)驗(yàn)= 0.27,遷移測(cè)驗(yàn)= 0.29, 周麗等人(2019)的元分析發(fā)現(xiàn)積極情緒促進(jìn)學(xué)習(xí)的效應(yīng)量保持測(cè)驗(yàn)= 0.25,遷移測(cè)驗(yàn)= 0.30。

納入分析的文獻(xiàn)通過各大中英文數(shù)據(jù)庫(kù)關(guān)鍵詞檢索而來, 共檢索到3103篇研究, 經(jīng)過篩選后最終納入分析的文獻(xiàn)共計(jì)有55項(xiàng)研究, 其中比較有無動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究29項(xiàng)(見表1), 比較實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究有27項(xiàng)(見表2)。英文文獻(xiàn)主要將主題或關(guān)鍵詞enact, hands on, model, manipulation與generative learning, multimedia learning, learning進(jìn)行搜索, 數(shù)據(jù)庫(kù)包括Web of Science, EBSCO, ProQuest, Scopus等。中文文獻(xiàn)主要將“動(dòng)手” “模型” “操作”與“生成學(xué)習(xí)” “多媒體學(xué)習(xí)”和“學(xué)習(xí)”作為主題或關(guān)鍵詞進(jìn)行搜索, 數(shù)據(jù)庫(kù)包括CNKI中國(guó)學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)絡(luò)出版總庫(kù)、CNKI優(yōu)秀博碩論文全文數(shù)據(jù)庫(kù)和萬方數(shù)據(jù)庫(kù)等。除上述外還通過文獻(xiàn)回溯和Google Scholar搜索的方式進(jìn)行補(bǔ)查。納入分析的文獻(xiàn)需要滿足如下的標(biāo)準(zhǔn): (1)文獻(xiàn)必須是實(shí)證研究; (2)文獻(xiàn)中必須含有學(xué)生操作模型與學(xué)生不操作模型的對(duì)比(表1), 或者學(xué)生操作實(shí)物模型和虛擬模型的對(duì)比(表2); (3)因變量包含學(xué)習(xí)效果(保持測(cè)驗(yàn)或遷移測(cè)驗(yàn))。

保持測(cè)驗(yàn)是對(duì)當(dāng)前學(xué)習(xí)內(nèi)容回憶或再認(rèn)的考察(Mayer, 2020)。已有大量研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以促進(jìn)學(xué)習(xí)者的保持測(cè)驗(yàn)成績(jī)(Glenberg et al., 2004; Glenberg et al., 2011; Marley et al., 2007; Marley & Szabo, 2010; Makransky et al., 2021; Marley et al., 2010; Marley et al., 2011; Novak & Schwan, 2021;Preece et al., 2013)。例如一項(xiàng)研究關(guān)注兒童對(duì)故事的聽覺理解, 模型組兒童被要求依據(jù)故事的內(nèi)容操縱玩具, 圖片組則觀看與故事內(nèi)容有關(guān)的圖片, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型組的兒童對(duì)于故事內(nèi)容的回憶成績(jī)要高于圖片組(Marley & Szabo, 2010)。也有針對(duì)大學(xué)生的研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)有利于提高保持測(cè)驗(yàn), 該研究以馬蹄的生理結(jié)構(gòu)為學(xué)習(xí)材料, 比較了實(shí)物操作模型和閱讀組, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)操作實(shí)物馬蹄模型的學(xué)習(xí)者在保持成績(jī)上比閱讀組更高(Preece et al., 2013)。但也有研究者沒有發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)提高學(xué)習(xí)者的保持成績(jī)(Stull et al., 2018)。Stull等人(2018)以化學(xué)分子表達(dá)式的轉(zhuǎn)換為學(xué)習(xí)內(nèi)容, 實(shí)驗(yàn)1在實(shí)驗(yàn)室中進(jìn)行, 所有的大學(xué)生被試在觀看了教師操作化學(xué)分子模型的講解視頻之后, 被分為操作模型組或不操作模型組解題, 結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)兩組在保持測(cè)驗(yàn)上的差異。實(shí)驗(yàn)2將實(shí)驗(yàn)情境遷移到真實(shí)課堂中, 在保持測(cè)驗(yàn)上也沒有發(fā)現(xiàn)差異結(jié)果。本文匯總的研究中一共有13項(xiàng)研究探討了動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)保持測(cè)驗(yàn)的影響, 其中有11項(xiàng)(85%)研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以提高學(xué)習(xí)者的保持測(cè)驗(yàn)成績(jī), 而2項(xiàng)(15%)研究沒有發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)保持測(cè)驗(yàn)成績(jī), 計(jì)算動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)保持測(cè)驗(yàn)成績(jī)的效應(yīng)量中值為= 0.57。

遷移測(cè)驗(yàn)考察對(duì)當(dāng)前學(xué)習(xí)內(nèi)容的應(yīng)用(Mayer, 2020)。已有大量研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以促進(jìn)學(xué)習(xí)者的遷移成績(jī)(Casselman et al., 2021; Fujimura et al., 2001; Glenberg et al., 2004; Glenberg et al., 2011; Jee & Anggoro, 2019; Kontra et al., 2015; Makransky et al., 2021; Stieff et al., 2016; Stull et al., 2012; Stull & Hegarty, 2016; Stull et al., 2018; Jian, 2022)。例如Jian (2022)以力學(xué)知識(shí)為學(xué)習(xí)材料, 設(shè)計(jì)了一項(xiàng)2 (操作實(shí)物模型vs僅閱讀) × 2 (困難材料vs簡(jiǎn)單材料)的實(shí)驗(yàn), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)大學(xué)生在困難的學(xué)習(xí)材料中, 操作實(shí)物模型比閱讀組有更高的遷移成績(jī)。還有一項(xiàng)以DNA為學(xué)習(xí)材料的研究, 實(shí)驗(yàn)為2 (操作實(shí)物模型vs不操作實(shí)物模型) × 2 (觀看視頻vs觀看VR)的被試間設(shè)計(jì), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)操作實(shí)物模型的遷移成績(jī)要好于不操作實(shí)物模型, 其他主效應(yīng)及交互作用不顯著。匯總文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)共計(jì)20項(xiàng)研究考察了動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)遷移測(cè)驗(yàn)的影響, 其中有17項(xiàng)(85%)研究發(fā)現(xiàn)了動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以提高學(xué)生的遷移成績(jī), 有2項(xiàng)(10%)研究沒有發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)遷移測(cè)驗(yàn)的影響, 而有1項(xiàng)(5%)研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)會(huì)降低學(xué)習(xí)者的遷移成績(jī), 計(jì)算動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)保持測(cè)驗(yàn)成績(jī)的效應(yīng)量中值為= 0.63。

上述結(jié)果表明動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)學(xué)習(xí)效果(保持和遷移測(cè)驗(yàn))具有中等及以上的效應(yīng), 但通過進(jìn)一步分析這些結(jié)果, 仍存在一些問題尚未厘清: 第一, 學(xué)習(xí)者年齡可能影響動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效果?；诒?內(nèi)容, 進(jìn)一步分析小學(xué)生和大學(xué)生在動(dòng)作化學(xué)習(xí)下的表現(xiàn), 結(jié)果顯示小學(xué)生進(jìn)行動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)保持測(cè)驗(yàn)和遷移測(cè)驗(yàn)的效應(yīng)量中值分別為= 0.80和= 0.61。而大學(xué)生進(jìn)行動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)保持和遷移測(cè)驗(yàn)的效應(yīng)量中值分別為= 0.20和= 0.63。上述結(jié)果可能表明對(duì)于低齡學(xué)習(xí)者來說進(jìn)行動(dòng)作化學(xué)習(xí)具有更好的幫助。但目前缺少直接的實(shí)證研究證據(jù)對(duì)此進(jìn)行探討。第二, 學(xué)習(xí)材料較為單一。動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)保持測(cè)驗(yàn)和遷移測(cè)驗(yàn)結(jié)果的研究中, 小學(xué)生的研究主要基于故事書材料, 而大學(xué)生的研究主要是基于化學(xué)分子表達(dá)式的學(xué)習(xí)材料, 兩種材料的差異可能也會(huì)導(dǎo)致動(dòng)作化學(xué)習(xí)結(jié)果的差異, 未來需要使用更多的學(xué)習(xí)材料去驗(yàn)證。第三, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性可能受到其他教學(xué)支架的影響。上述研究表明當(dāng)給被試提供答案(Zhang, 2019; Zhang & van Reet, 2022)或觀察教師動(dòng)作化學(xué)習(xí)(Stull et al., 2018), 學(xué)生動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性不存在, 但仍需研究進(jìn)一步驗(yàn)證。第三, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)的程度過高可能會(huì)阻礙學(xué)習(xí)。Mierdel和Bogner (2021)的研究發(fā)現(xiàn)制作DNA模型組的遷移成績(jī)低于僅觀察教學(xué)模型組, 這可能是制作過程耗費(fèi)了較大的認(rèn)知負(fù)荷, 導(dǎo)致學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)成績(jī)的降低, 但目前僅有一項(xiàng)研究對(duì)此給予支持。

2.2 實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)優(yōu)于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)嗎？

為了進(jìn)一步剖析哪一種動(dòng)作化學(xué)習(xí)更有效, 我們將以往研究中涉及實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究進(jìn)行了匯總(見表2)。從表2可知, 目前只有6項(xiàng)研究在比較兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)類型時(shí)加入了控制組, 其中有3項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物和虛擬兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)都要好于控制組, 有2項(xiàng)僅發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)好于控制組, 1項(xiàng)研究?jī)H發(fā)現(xiàn)虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)好于控制組。因此有必要進(jìn)一步對(duì)比實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)哪一種更有利于學(xué)習(xí)。后續(xù)分析會(huì)將實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)作為實(shí)驗(yàn)組, 虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)作為控制組進(jìn)行比較。

在保持測(cè)驗(yàn)上, 共有4項(xiàng)研究比較了實(shí)物和虛擬兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí), 其中有2項(xiàng)(50%)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的保持測(cè)驗(yàn)成績(jī)好于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí), 而有2項(xiàng)(50%)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的保持成績(jī)要低于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí), 計(jì)算實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的保持測(cè)驗(yàn)好于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效應(yīng)量中值= 0.01。在遷移測(cè)驗(yàn)上, 共有23項(xiàng)研究對(duì)比了兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí), 其中有3項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的遷移測(cè)驗(yàn)成績(jī)好于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí), 有4項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的遷移成績(jī)要低于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí), 而有16項(xiàng)研究沒有發(fā)現(xiàn)兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)在遷移成績(jī)上的差異, 計(jì)算實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的遷移測(cè)驗(yàn)好于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效應(yīng)量中值= 0.01。

基于上述分析可知, 總體上實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)在學(xué)習(xí)成績(jī)上沒有差異。但部分研究結(jié)果仍存在差異, 可能有如下的原因: 第一, 模型的復(fù)雜程度不同。當(dāng)教學(xué)模型較為復(fù)雜時(shí), 實(shí)物模型可能存在更多不必要的細(xì)節(jié), 并涉及更多操作步驟, 而虛擬模型都集成在電腦屏幕中, 只需要按鍵或鼠標(biāo)點(diǎn)擊, 因此實(shí)物模型可能比虛擬模型耗費(fèi)更多的認(rèn)知負(fù)荷, 更不利于學(xué)習(xí)(如Wang & Tseng, 2018; Finkelstein et al., 2005)。第二, 學(xué)習(xí)測(cè)驗(yàn)的深度不同。例如以化學(xué)分子結(jié)構(gòu)為材料的研究中, 實(shí)物和虛擬兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)在立體化學(xué)知識(shí)(例如描述分子之間的關(guān)系, 繪制分子的異構(gòu)體等)測(cè)驗(yàn)上沒有差異, 但Casellman等人(2021)編制的反應(yīng)機(jī)制測(cè)驗(yàn)(例如基于給定的反應(yīng)物, 反應(yīng)條件和產(chǎn)物, 推斷可能發(fā)生的反應(yīng)機(jī)理并解釋原因)則發(fā)現(xiàn)了實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的成績(jī)好于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí), 這可能說明測(cè)驗(yàn)深度越高越能夠體現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的優(yōu)勢(shì)。

3 動(dòng)作化學(xué)習(xí)能否影響學(xué)習(xí)者的主觀體驗(yàn)？

學(xué)習(xí)者在進(jìn)行動(dòng)作化學(xué)習(xí)時(shí)會(huì)伴隨主觀體驗(yàn)。本文匯總了以往動(dòng)作化學(xué)習(xí)研究中學(xué)習(xí)者感知到的主觀體驗(yàn)變量?？傮w來說, 只有極少數(shù)研究者測(cè)查了學(xué)習(xí)者的主觀體驗(yàn)。具體而言, 在比較有無動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究中, 一共只有5項(xiàng)研究測(cè)查了主觀體驗(yàn), 一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以提高學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)信心(如: 我相信我有能力識(shí)別馬蹄的解剖結(jié)構(gòu))。有2項(xiàng)研究探討了學(xué)習(xí)者在動(dòng)作化學(xué)習(xí)中感知到的認(rèn)知負(fù)荷, 其他3項(xiàng)研究測(cè)查了學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)興趣(效應(yīng)量中值= 0.21), 但都沒有發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)可以影響這些主觀體驗(yàn)。在比較實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究中, 一共有8項(xiàng)研究測(cè)查了主觀體驗(yàn), 分別測(cè)查了學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)自信, 認(rèn)知負(fù)荷和學(xué)習(xí)興趣。其中有4項(xiàng)研究測(cè)查了學(xué)習(xí)信心, 有2項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)更能提高學(xué)習(xí)信心, 而有2項(xiàng)研究沒有發(fā)現(xiàn)兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)的差異, 計(jì)算效應(yīng)中值為= 0.28。另有4項(xiàng)研究測(cè)查了動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)認(rèn)知負(fù)荷的影響, 有2項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的認(rèn)知負(fù)荷更低, 而有2項(xiàng)研究沒有發(fā)現(xiàn)兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)認(rèn)知負(fù)荷的差異, 計(jì)算效應(yīng)中值為= ?0.16。此外, 還有2項(xiàng)研究測(cè)查了學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)興趣, 且均發(fā)現(xiàn)實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)相比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)能誘發(fā)更高的學(xué)習(xí)興趣, 計(jì)算效應(yīng)中值為= 0.40。

為了進(jìn)一步確定主觀體驗(yàn)是否影響了學(xué)習(xí)結(jié)果, 本文將分析主觀體驗(yàn)和學(xué)習(xí)結(jié)果是否一一對(duì)應(yīng)。在比較動(dòng)作化學(xué)習(xí)有無的研究中, 只有1項(xiàng)(25%)研究發(fā)現(xiàn)動(dòng)作化學(xué)習(xí)提升了學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)信心, 同時(shí)學(xué)習(xí)結(jié)果也得到了提升。其余4項(xiàng)(75%)研究則出現(xiàn)了結(jié)果的不對(duì)應(yīng), 即動(dòng)作化學(xué)習(xí)影響了學(xué)習(xí)結(jié)果但沒有影響主觀體驗(yàn)。在比較實(shí)物和虛擬兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究中, 有6項(xiàng)(75%)研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者的主觀體驗(yàn)和學(xué)習(xí)結(jié)果一致, 其中有2項(xiàng)研究支持了實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的優(yōu)勢(shì)效應(yīng), 例如實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)有更低的認(rèn)知負(fù)荷, 更高的學(xué)習(xí)興趣和更好的學(xué)習(xí)結(jié)果。有4項(xiàng)研究則發(fā)現(xiàn)兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)在主觀體驗(yàn)和學(xué)習(xí)結(jié)果上沒有差異。此外, 2項(xiàng)(25%)研究的結(jié)果不對(duì)應(yīng), 即實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的主觀體驗(yàn)要比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)更積極, 但在學(xué)習(xí)結(jié)果上沒有差異, 例如實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)有更高的學(xué)習(xí)信心和學(xué)習(xí)興趣, 但兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)在學(xué)習(xí)結(jié)果上沒有差異。

表1 動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響(效應(yīng)量Cohen’s d值)

注：R指保持測(cè)驗(yàn); T指遷移測(cè)驗(yàn); C指學(xué)習(xí)信心; CL指認(rèn)知負(fù)荷; LI指學(xué)習(xí)興趣; *指動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效果要好于其他對(duì)照組; &表示動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效果要差于其他對(duì)照組; ()中的數(shù)字表示動(dòng)作化學(xué)習(xí)組與對(duì)照組相比的效應(yīng)量值,值表示自變量作用的大小,值越大表示動(dòng)作化學(xué)習(xí)相較于對(duì)照組對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響越大。

表2 實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)與虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)在學(xué)習(xí)成績(jī)上的比較(效應(yīng)量Cohen’s d值)

注：R指保持測(cè)驗(yàn); T指遷移測(cè)驗(yàn); C指學(xué)習(xí)信心; CL指認(rèn)知負(fù)荷; LI指學(xué)習(xí)興趣; *指實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效果要好于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí); &表示實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效果要差于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí); ()中的數(shù)字表示實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)組與虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)相比的效應(yīng)量值,值表示自變量作用的大小,值越大表示實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)相較于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)效果的影響越大。

通過上述的分析可知, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)可能影響學(xué)習(xí)者的主觀體驗(yàn), 并進(jìn)一步影響學(xué)習(xí)成績(jī), 但結(jié)果并不穩(wěn)定, 可能有如下的原因所致: 首先, 有限的研究數(shù)量無法全面地反映結(jié)果的全貌, 未來需要更多的研究探查學(xué)習(xí)者在動(dòng)作化學(xué)習(xí)中的主觀體驗(yàn)。其次, 不同研究使用的主觀體驗(yàn)量表不一致。以認(rèn)知負(fù)荷量表為例, 本文匯總的研究中, 有部分研究?jī)H測(cè)查了學(xué)習(xí)者感知的心理努力, 而有的研究測(cè)查了認(rèn)知負(fù)荷的三個(gè)維度(即內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷, 外在認(rèn)知負(fù)荷和相關(guān)認(rèn)知負(fù)荷), 也有研究采用美國(guó)國(guó)家航天局的認(rèn)知負(fù)荷量表(NASA-TLX)作為工具, 該量表包括6個(gè)維度。不同的認(rèn)知負(fù)荷量表測(cè)查的結(jié)果可能會(huì)產(chǎn)生一定的差異(Krieglstein et al., 2022)。最后, 量表施測(cè)的單一化。以往研究均采用被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 因此被試僅能對(duì)一個(gè)條件進(jìn)行評(píng)價(jià), 這可能導(dǎo)致結(jié)果存在偏差(Wilson et al., 2018)。

4 動(dòng)作化學(xué)習(xí)的理論基礎(chǔ)

理論層面上, 是否有觀點(diǎn)支持動(dòng)作化學(xué)習(xí)在實(shí)證研究中的結(jié)論？如圖1所示, 目前存在兩個(gè)不同方向的理論去解釋動(dòng)作化學(xué)習(xí)。首先, 具身認(rèn)知理論(embodied cognition theory, ECT)和生成學(xué)習(xí)理論(generative learning theory, GLT)支持動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)學(xué)習(xí)。而認(rèn)知負(fù)荷理論(cognitive load theory, CLT)為動(dòng)作化學(xué)習(xí)干擾學(xué)習(xí)提供了依據(jù)。

ECT認(rèn)為認(rèn)知過程與身體密不可分, 一切認(rèn)知過程都需要依賴于身體和外部環(huán)境的互動(dòng)(葉浩生, 2010; Barsalou, 2008; Wilson, 2002)。認(rèn)知是物理世界中獲得的感知覺與運(yùn)動(dòng)信息以模擬的方式在大腦中的重新激活。當(dāng)從記憶中檢索相關(guān)信息時(shí), 在經(jīng)驗(yàn)中捕獲的多模態(tài)表征被重新激活, 以模擬大腦對(duì)感知和行動(dòng)的表征(Barsalou, 2008; de Koning & Tabbers, 2011)。近年來, 教育領(lǐng)域也結(jié)合ECT進(jìn)行了諸多研究(Duijzer et al., 2019; Johnson-Glenberg et al., 2014; Skulmowski & Rey, 2018), 研究者將這一領(lǐng)域統(tǒng)稱為具身學(xué)習(xí)(embodied learning)。具身學(xué)習(xí)同樣遵循身心一體原則, 學(xué)習(xí)和身體密不可分, 身體的結(jié)構(gòu)與功能會(huì)對(duì)學(xué)習(xí)過程與結(jié)果產(chǎn)生重要的影響(葉浩生, 2015)。但并非所有身體活動(dòng)都可以促進(jìn)學(xué)習(xí)。Skulmowski和Rey (2018)認(rèn)為只有當(dāng)身體活動(dòng)與當(dāng)前學(xué)習(xí)目標(biāo)高相關(guān)時(shí)才有利于學(xué)習(xí), 而且高身體活動(dòng)程度可能會(huì)造成較高的認(rèn)知負(fù)荷, 阻礙學(xué)習(xí)結(jié)果。因此, 基于ECT, 在學(xué)習(xí)時(shí)進(jìn)行與學(xué)習(xí)目標(biāo)相關(guān)的身體活動(dòng), 可以促進(jìn)對(duì)知識(shí)的表征, 進(jìn)而促進(jìn)學(xué)習(xí)結(jié)果。在該理論下, 實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)可能被認(rèn)為更優(yōu)于虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí), 因?yàn)閷?shí)物的教學(xué)模型更有利于學(xué)習(xí)者利用身體動(dòng)作進(jìn)行認(rèn)知表征, 更符合具身學(xué)習(xí)的身心一體原則(Rau, 2020)。但本文匯總的實(shí)證研究中大部分都沒有發(fā)現(xiàn)兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)的區(qū)別, 未來需要進(jìn)一步確定身體活動(dòng)與學(xué)習(xí)目標(biāo)的相關(guān)性, 以及探討潛在的邊界條件。此外, 低齡的學(xué)習(xí)者可能從動(dòng)作化學(xué)習(xí)中更能獲益, 因?yàn)榈妄g學(xué)習(xí)者認(rèn)知能力還處于在發(fā)展階段, 感覺運(yùn)動(dòng)體驗(yàn)對(duì)認(rèn)知發(fā)展具有關(guān)鍵的作用(Laakso, 2011; Piaget, 1952), 因此有具身性的動(dòng)作化學(xué)習(xí)可能更有利于促進(jìn)低齡學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)。同樣, 當(dāng)學(xué)習(xí)材料更加復(fù)雜抽象時(shí), 學(xué)習(xí)者才需要利用動(dòng)作化的教學(xué)模型直觀地理解知識(shí), 簡(jiǎn)單的知識(shí)可能僅通過圖片也能獲得足夠的加工。但上述推斷仍需要研究進(jìn)一步驗(yàn)證。

圖1 動(dòng)作化學(xué)習(xí)的理論

GLT理論認(rèn)為只有學(xué)習(xí)者進(jìn)行了生成學(xué)習(xí)才是有意義的學(xué)習(xí)。生成是指學(xué)習(xí)者將學(xué)習(xí)內(nèi)容中的不同元素建立聯(lián)系, 以及在學(xué)習(xí)內(nèi)容與已有知識(shí)中建立聯(lián)系的過程(Wittrock, 1989)。Fiorella和Mayer (2016)提出的有意義學(xué)習(xí)的認(rèn)知機(jī)制進(jìn)一步推動(dòng)了GLT的發(fā)展, 他們認(rèn)為有意義學(xué)習(xí)必須要經(jīng)歷選擇、組織和整合(select-organize-integrate, SOI)三個(gè)主要的認(rèn)知過程: 選擇是指學(xué)習(xí)者選擇最相關(guān)的感覺信息(如觸覺信息, 視覺信息和聽覺信息等)以便進(jìn)一步在工作記憶中處理; 組織是指學(xué)習(xí)者在工作記憶中將所選擇的信息組織為連貫的心理表征; 整合是指學(xué)習(xí)者將心理表征與長(zhǎng)時(shí)記憶中的相關(guān)知識(shí)結(jié)構(gòu)相結(jié)合。由于每個(gè)信息輸入通道容量有限, 而不同通道之間相互獨(dú)立(Mayer, 2020), 當(dāng)面對(duì)復(fù)雜的學(xué)習(xí)內(nèi)容, 相比單一通道, 學(xué)習(xí)者從多個(gè)通道加工信息更不容易造成容量超載, 進(jìn)而有利于知識(shí)的組織與整合。因此, 相比于僅能通過視覺通道加工信息的無動(dòng)作化學(xué)習(xí), 動(dòng)作化學(xué)習(xí)同時(shí)激活視覺和觸覺信息加工通道的特征能夠提升學(xué)習(xí)效果。同時(shí), 實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)體驗(yàn)到與學(xué)習(xí)內(nèi)容相關(guān)的觸覺信息可能更為豐富, 因而實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)更有利于學(xué)習(xí), 但本文的結(jié)果不能支持該假設(shè), 未來研究需要剖析動(dòng)作化學(xué)習(xí)中觸覺的作用, 進(jìn)一步明確什么樣的觸覺信息才能夠促進(jìn)學(xué)習(xí)。此外, 對(duì)于低齡學(xué)習(xí)者而言, 教學(xué)模型本身作為一種學(xué)習(xí)支架, 可能更有利于低齡學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)內(nèi)容之間建立聯(lián)系, 使學(xué)習(xí)者選擇到關(guān)鍵的知識(shí)內(nèi)容, 進(jìn)而提升了對(duì)知識(shí)的組織和整合水平。對(duì)于復(fù)雜材料而言, 教學(xué)模型幫助學(xué)習(xí)者理解學(xué)習(xí)內(nèi)容, 降低了學(xué)習(xí)難度, 促進(jìn)了學(xué)習(xí)者對(duì)知識(shí)的選擇、組織和整合過程, 最終提高了學(xué)習(xí)成績(jī)。

CLT以人類認(rèn)知處理能力有限為前提, 認(rèn)為如果知識(shí)的加工超出自身處理能力則會(huì)出現(xiàn)認(rèn)知負(fù)荷超載, 進(jìn)而阻礙學(xué)習(xí)(Sweller et al., 2011)。CLT的核心是將認(rèn)知負(fù)荷分為了三類: 內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷(intrinsic cognitive load), 外在認(rèn)知負(fù)荷(extraneous cognitive load)和相關(guān)認(rèn)知負(fù)荷(germane cognitive load) (Leppink et al., 2013; Sweller et al., 2011)。內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷和相關(guān)認(rèn)知負(fù)荷正向預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)成績(jī), 而外在認(rèn)知負(fù)荷負(fù)向預(yù)測(cè)學(xué)習(xí)成績(jī)(Krieglstein et al., 2022)。如果動(dòng)作化學(xué)習(xí)的過程涉及了較多與學(xué)習(xí)內(nèi)容無關(guān)的內(nèi)容, 外在認(rèn)知負(fù)荷就會(huì)增加, 進(jìn)而阻礙學(xué)習(xí)成績(jī)。例如Mierdel和Bogner (2021)發(fā)現(xiàn)制作DNA模型組的學(xué)習(xí)成績(jī)低于僅觀察教學(xué)模型組, 這可能是由于制作過程誘發(fā)了大量的外在認(rèn)知負(fù)荷, 造成學(xué)習(xí)結(jié)果的降低。同時(shí), 實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)相比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)具有更豐富、更具體的特征, 這可能會(huì)阻礙學(xué)習(xí)(Kaminski & Sloutsky, 2013)。需要注意的是, 并非所有研究者都認(rèn)同這一解釋, 例如上述提到實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)的觸覺與視覺信息的雙通道加工方式可能更有利于減少認(rèn)知資源, 即降低認(rèn)知負(fù)荷(Skulmowski et al., 2016)。但大多數(shù)研究還是利用CLT來強(qiáng)調(diào)虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的優(yōu)勢(shì)(Rau, 2020)。結(jié)合ECT理論所提及的內(nèi)容, 身體運(yùn)動(dòng)與認(rèn)知負(fù)荷之間也可能存在聯(lián)系, 若身體運(yùn)動(dòng)與學(xué)習(xí)任務(wù)之間相關(guān)程度高, 則學(xué)習(xí)者感知到的內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷和相關(guān)認(rèn)知負(fù)荷可能更高, 即學(xué)習(xí)者將更多的認(rèn)知資源分配到學(xué)習(xí)任務(wù)中, 這將促進(jìn)學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)成績(jī)。當(dāng)身體運(yùn)動(dòng)程度的高低與學(xué)習(xí)內(nèi)容無關(guān), 學(xué)習(xí)者則會(huì)感知到更高的外在認(rèn)知負(fù)荷, 即學(xué)習(xí)者的認(rèn)知資源被消耗到與學(xué)習(xí)無關(guān)的活動(dòng)中, 這將降低學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)成績(jī)。因此, 不考慮身體活動(dòng)與當(dāng)前學(xué)習(xí)目標(biāo)是否高相關(guān), 只要身體活動(dòng)程度越高, 學(xué)習(xí)者可能感知到高的外在認(rèn)知負(fù)荷, 從而阻礙學(xué)習(xí)。這一推斷仍需實(shí)證研究進(jìn)一步驗(yàn)證。此外, 基于CLT, 當(dāng)學(xué)習(xí)內(nèi)容復(fù)雜抽象時(shí), 學(xué)習(xí)者可能感知到更高的內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷, 而基于動(dòng)作化的教學(xué)模型可以降低學(xué)習(xí)者的內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷, 最終可能促使學(xué)習(xí)者付出更多的努力去完成學(xué)習(xí)任務(wù), 進(jìn)而提高了學(xué)習(xí)者的相關(guān)認(rèn)知負(fù)荷, 最終促進(jìn)了學(xué)習(xí)成績(jī)。對(duì)于不同年齡的學(xué)習(xí)者而言, 低齡學(xué)習(xí)者的工作記憶能力比成人更低(Siegel, 1994), 因此低齡學(xué)習(xí)者更可能面臨認(rèn)知負(fù)荷的超載, 通過動(dòng)作化的學(xué)習(xí)可以減少低齡學(xué)生的內(nèi)在認(rèn)知負(fù)荷, 進(jìn)而對(duì)學(xué)習(xí)有利。但未來仍需要通過實(shí)證研究進(jìn)一步探討不同材料和不同年齡的學(xué)習(xí)者在動(dòng)作化學(xué)習(xí)下認(rèn)知負(fù)荷的變化情況。

5 總結(jié)與展望

經(jīng)過系統(tǒng)地分析發(fā)現(xiàn)總體上動(dòng)作化學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)有積極的作用, 實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)二者的效果沒有差異。具體而言, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)學(xué)習(xí)結(jié)果具有中等效應(yīng), 即動(dòng)作化學(xué)習(xí)提升了學(xué)習(xí)者的保持成績(jī)(保持= 0.57)和遷移成績(jī)(遷移= 0.63)。實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)在保持測(cè)驗(yàn)(保持= 0.01)與遷移測(cè)驗(yàn)上(遷移= 0.01)沒有差異。在主觀體驗(yàn)方面, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)了學(xué)習(xí)興趣(學(xué)習(xí)興趣= 0.21)。實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)比虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)更能提高學(xué)習(xí)信心(學(xué)習(xí)信心= 0.28)和學(xué)習(xí)興趣(學(xué)習(xí)興趣= 0.40), 但在認(rèn)知負(fù)荷上兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)差異比較微弱(認(rèn)知負(fù)荷= ?0.16)。

雖然以往研究已經(jīng)對(duì)動(dòng)作化學(xué)習(xí)進(jìn)行一些探討, 但這些研究仍處于起步階段, 有許多研究問題亟待解決, 具體分為如下幾點(diǎn):

第一, 如何利用有關(guān)的教學(xué)策略或教學(xué)支架干預(yù)動(dòng)作化學(xué)習(xí), 進(jìn)一步優(yōu)化和改善操作教學(xué)模型對(duì)學(xué)習(xí)者的有效性, 這對(duì)動(dòng)作化學(xué)習(xí)落實(shí)到課堂教學(xué)中具有重要的實(shí)踐意義。例如一項(xiàng)以化學(xué)分子模型為學(xué)習(xí)材料的研究發(fā)現(xiàn), 在動(dòng)作化學(xué)習(xí)中進(jìn)行干預(yù)(例如, 要求學(xué)習(xí)者必須將分子圖和分子模型對(duì)齊)比僅動(dòng)作化學(xué)習(xí)更有利于學(xué)習(xí)成績(jī)(Padalkar & Hegarty, 2015)。還有研究者發(fā)現(xiàn), 為學(xué)習(xí)者提供關(guān)系支架(relational scaffolding)的動(dòng)作化學(xué)習(xí)效果更好, 例如結(jié)合第一人稱和第三人稱視角的動(dòng)作化學(xué)習(xí)要比單一視角的動(dòng)作化學(xué)習(xí)有更好的學(xué)習(xí)結(jié)果(Jee & Anggoro, 2019)。未來研究需要進(jìn)一步探討如想象(如Glenberg et al., 2004)、提供答案(如Zhang & van Reet, 2022)、觀察動(dòng)作化學(xué)習(xí)(如Stull et al., 2018)等方法和策略能否優(yōu)化和調(diào)節(jié)動(dòng)作化學(xué)習(xí)。

第二, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)的影響因素有哪些, 即動(dòng)作化學(xué)習(xí)促進(jìn)學(xué)習(xí)存在哪些邊界條件。不同性質(zhì)的學(xué)習(xí)材料可能會(huì)產(chǎn)生不同的學(xué)習(xí)效果, 上文基于理論的分析表明動(dòng)作化學(xué)習(xí)可能在復(fù)雜抽象的學(xué)習(xí)材料中更能促進(jìn)學(xué)習(xí)成績(jī), 以往比較動(dòng)作化學(xué)習(xí)有無的研究大部分采用了化學(xué)分子結(jié)構(gòu)式(科學(xué)知識(shí)類)和故事書(文學(xué)類)兩種學(xué)習(xí)材料, 但兩種材料分別以大學(xué)生和小學(xué)生為被試, 在同一個(gè)年齡段仍缺少橫向?qū)Ρ? 即在相同年齡下比較不同學(xué)習(xí)材料的學(xué)習(xí)效果, 以及在同一種類型材料下探討不同年齡段在動(dòng)作化學(xué)習(xí)下是否存在不同的學(xué)習(xí)促進(jìn)效應(yīng), 未來研究也應(yīng)在更多的材料中進(jìn)行探討, 包括針對(duì)學(xué)習(xí)材料難度(Jian, 2022)、學(xué)習(xí)材料文理屬性等。同時(shí), 學(xué)習(xí)者個(gè)體的特征也是一個(gè)重要的因素。例如低齡學(xué)習(xí)者的認(rèn)知能力相對(duì)有限, 更能通過身體動(dòng)作的學(xué)習(xí)來提高學(xué)習(xí)成績(jī)。又如動(dòng)作化學(xué)習(xí)的效果可能與學(xué)習(xí)者的心理旋轉(zhuǎn)能力具有相關(guān)性(如Casselman et al., 2021; Stull et al., 2012), 未來研究需要驗(yàn)證不同年齡和心理旋轉(zhuǎn)能力的學(xué)習(xí)者在進(jìn)行動(dòng)作化學(xué)習(xí)時(shí)的學(xué)習(xí)效果, 并進(jìn)一步探討如何為低心理旋轉(zhuǎn)能力的學(xué)習(xí)者提供教學(xué)支架。

第三, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)中觸覺是否具有重要的作用需要進(jìn)一步研究。雖然以往對(duì)比動(dòng)作化學(xué)習(xí)和觀察動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究可以為觸覺的有效性提供一些證據(jù)(如Marley et al., 2010; Stull et al., 2018), 但研究操縱的觀察動(dòng)作化學(xué)習(xí)大多屬于系統(tǒng)步調(diào), 學(xué)習(xí)者不能按照自己的節(jié)奏即學(xué)習(xí)者步調(diào)進(jìn)行學(xué)習(xí)。而先前研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者步調(diào)比系統(tǒng)步調(diào)更有利于學(xué)習(xí)(Fiorella & Mayer, 2018), 因此動(dòng)作化學(xué)習(xí)比觀察動(dòng)作化學(xué)習(xí)有更高的學(xué)習(xí)成績(jī)可能跟學(xué)習(xí)步調(diào)有關(guān), 未來研究需要進(jìn)一步控制步調(diào)對(duì)學(xué)習(xí)的影響。例如, 對(duì)比動(dòng)作化學(xué)習(xí)與有模型的無動(dòng)作化學(xué)習(xí)是否可以影響學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)效果。同時(shí), 未來比較實(shí)物動(dòng)作化學(xué)習(xí)和虛擬動(dòng)作化學(xué)習(xí)的研究也應(yīng)針對(duì)觸覺信息進(jìn)行深入探討, 確定什么樣的觸覺信息才可以誘發(fā)兩種動(dòng)作化學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)結(jié)果差異。這些探討對(duì)于驗(yàn)證和拓展ECT具有重要的意義。

第四, 仍缺少一個(gè)系統(tǒng)性的理論去解釋動(dòng)作化學(xué)習(xí)。依據(jù)前文的理論介紹, 各個(gè)理論之間存在各自的優(yōu)勢(shì), ECT強(qiáng)調(diào)了身體動(dòng)作對(duì)學(xué)習(xí)的影響并認(rèn)為與任務(wù)相關(guān)的身體動(dòng)作對(duì)學(xué)習(xí)的有效性最佳, 但ECT缺少認(rèn)知機(jī)制方面的假設(shè), 而GLT則剛好彌補(bǔ)了這一點(diǎn), 從選擇、組織和整合三個(gè)關(guān)鍵的步驟進(jìn)行了假設(shè)?；贓CT本身就視身體與認(rèn)知為一體(葉浩生, 2010; Barsalou, 2008; Wilson, 2002), 未來研究者可以嘗試整合兩種理論以全面系統(tǒng)地探討動(dòng)作化學(xué)習(xí)的理論機(jī)制。同時(shí), 也需要更多以理論出發(fā)的實(shí)證研究進(jìn)行驗(yàn)證, 例如身體與任務(wù)的相關(guān)性高低是否會(huì)影響動(dòng)作化學(xué)習(xí)效果(Skulmowski & Rey, 2018), 以及動(dòng)作化學(xué)習(xí)是否可以影響學(xué)習(xí)者的注意加工, 進(jìn)而影響學(xué)習(xí)成績(jī)(Jian, 2022)。

第五, 在實(shí)際的課堂實(shí)驗(yàn)教學(xué)中, 動(dòng)作化學(xué)習(xí)往往同時(shí)由多名學(xué)習(xí)者合作完成, 因此有必要在合作學(xué)習(xí)的背景下探討動(dòng)作化學(xué)習(xí)。目前本文匯總的研究中僅有一項(xiàng)研究探討了合作學(xué)習(xí)對(duì)學(xué)習(xí)的影響, 該研究發(fā)現(xiàn)合作學(xué)習(xí)中的行動(dòng)者和觀察者在學(xué)習(xí)成績(jī)上沒有差異, 二者都要比沒有進(jìn)行動(dòng)作化學(xué)習(xí)的學(xué)習(xí)者有更好的成績(jī)(Marley et al., 2010)。Ferreira (2021)從具身認(rèn)知的視角出發(fā), 認(rèn)為合作學(xué)習(xí)依賴于合作成員之間的身體互動(dòng), 未來應(yīng)采用文本分析、視頻觀察和生理數(shù)據(jù)配對(duì)分析(例如: 超掃描技術(shù))來剖析合作動(dòng)作化學(xué)習(xí)的作用。

第六, 需要謹(jǐn)慎解釋基于效應(yīng)量中值的結(jié)果。以往研究中的效應(yīng)量中值是在一個(gè)系列并且被試和實(shí)驗(yàn)情境都高度相似的情況下所計(jì)算得出的(如Fiorella & Mayer, 2015; Fiorella & Mayer, 2016; Mayer, 2020; Mayer, 2014), 當(dāng)選取的效應(yīng)量來自不同的被試群體(特別是不同年齡的)、基于明顯不同的學(xué)習(xí)情境和采用不同的研究范式得出時(shí), 利用中位數(shù)效應(yīng)量反映學(xué)習(xí)策略的效果則可能存在偏差, 未來需要進(jìn)一步使用更為精確的計(jì)算方法(如元分析)進(jìn)一步驗(yàn)證動(dòng)作化學(xué)習(xí)的有效性。

陳佳雪, 謝和平, 王福興, 周麗, 李文靜. (2018). 誘發(fā)的積極情緒會(huì)促進(jìn)多媒體學(xué)習(xí)嗎?(10), 1818?1830.

教育部. (2019).. 2022-09-01取自http://www.moe.gov.cn/srcsite/ A06/s3321/201911/t20191128_409958.html

教育部. (2020).. 2022-09-01取自http://www.moe. gov.cn/srcsite/A26/jcj_kcjcgh/202007/t20200715_472808.html

葉浩生. (2010). 具身認(rèn)知: 認(rèn)知心理學(xué)的新取向.(5), 705?710.

葉浩生. (2015). 身體與學(xué)習(xí): 具身認(rèn)知及其對(duì)傳統(tǒng)教育觀的挑戰(zhàn).(4), 104?114.

周麗, 王福興, 謝和平, 陳佳雪, 辛亮, 趙慶柏. (2019). 積極的情緒能否促進(jìn)多媒體學(xué)習(xí)? 基于元分析的視角.,(6), 697?709.

Alpizar, D., Adesope, O. O., & Wong, R. M. (2020). A meta-analysis of signaling principle in multimedia learning environments.,(5), 2095?2119.

Bandura, A. (1986).. Englewood Cliff, NJ: Prentice-Hall.

Bandura, A. (1997).. New York: W. H. Freeman & Co.

Barrett, T. J., Stull, A. T., Hsu, T. M., & Hegarty, M. (2015). Constrained interactivity for relating multiple representations in science: When virtual is better than real., 69?81.

Barsalou, L. W. (2008). Grounded cognition., 617?645.

Carbonneau, K. J., Marley, S. C., & Selig, J. P. (2013). A meta-analysis of the efficacy of teaching mathematics with concrete manipulatives.(2), 380?400.

Casselman, M. D., Eichler, J. F., & Atit, K. (2021). Advancing multimedia learning for science: Comparing the effect of virtual versus physical models on student learning about stereochemistry.(6), 1285?1314.

Cuendet, S., Bumbacher, E., & Dillenbourg, P. (2012). Tangible vs. virtual representations: When tangibles benefit the training of spatial skills.(pp. 99?108). ACM.

Dargue, N., Sweller, N., & Jones, M. P. (2019). When our hands help us understand: A meta-analysis into the effects of gesture on comprehension.(8), 765?784.

de Koning, B. B., & Tabbers, H. K. (2011). Facilitating understanding of movements in dynamic visualizations: An embodied perspective.(4), 501?521.

Duijzer, C., van den Heuvel-Panhuizen, M., Veldhuis, M., Doorman, M., & Leseman, P. (2019). Embodied learning environments for graphing motion: A systematic literature review., 597?629.

Ferreira, J. M. (2021). What if we look at the body? An embodied perspective of collaborative learning.(4), 1455?1473.

Finkelstein, N. D., Adams, W. K., Keller, C. J., Kohl, P. B., Perkins, K. K., Podolefsky, N. S., … Lemaster, R. (2005). When learning about the real world is better done virtually: A study of substituting computer simulations for laboratory equipment.(1), 010103.

Fiorella, L., & Mayer, R. E. (2015).New York: Cambridge University Press.

Fiorella, L., & Mayer, R. E. (2016). Eight ways to promote generative learning.(4), 717?741.

Fiorella, L., & Mayer, R. E. (2018). What works and doesn't work with instructional video., 465?470.

Fujimura, N. (2001). Facilitating children's proportional reasoning: A model of reasoning processes and effects of intervention on strategy change.(3), 589?603.

Glenberg, A. M., Goldberg, A. B., & Zhu, X. (2011). Improving early reading comprehension using embodied CAI.(1), 27?39.

Glenberg, A. M., Gutierrez, T., Levin, J. R., Japuntich, S., & Kaschak, M. P. (2004). Activity and imagined activity can enhance young children’s reading comprehension.(3), 424?436.

Jee, B. D., & Anggoro, F. K. (2019). Relational scaffolding enhances children’s understanding of scientific models.(9), 1287?1302.

Jian, Y.-C. (2022). Influence of science text reading difficulty and hands-on manipulation on science learning: An eye-tracking study., 59(3), 358?382.

Johnson-Glenberg, M. C., Birchfield, D. A., Tolentino, L., & Koziupa, T. (2014). Collaborative embodied learning in mixed reality motion-capture environments: Two science studies.(1), 86?104.

Kaminski, J. A., & Sloutsky, V. M. (2013). Extraneous perceptual information interferes with children's acquisition of mathematical knowledge.(2), 351?363.

Katsioloudis, D. P., Dickerson, D. D., Jovanovic, D. V., & Jones, M. (2015). Evaluation of static vs. dynamic visualizations for engineering technology students and implications on spatial visualization ability: A quasi-experimental study.(1), 14?28.

Klahr, D., Triona, L. M., & Williams, C. (2007). Hands on what? The relative effectiveness of physical versus virtual materials in an engineering design project by middle school children.(1), 183?203.

Kontra, C., Lyons, D. J., Fischer, S. M., & Beilock, S. L. (2015). Physical experience enhances science learning.(6), 737?749.

Krieglstein, F., Beege, M., Rey, G. D., Ginns, P., Krell, M., & Schneider, S. (2022). A systematic meta-analysis of the reliability and validity of subjective cognitive load questionnaires in experimental multimedia learning research.(4), 2485?2541.

Laakso, A. (2011). Embodiment and development in cognitive science., 409?425.

Lee, C. Y., & Chen, M. J. (2015). Effects of worked examples using manipulatives on fifth graders’ learning performance and attitude toward mathematics.(1), 264?275.

Leppink, J., Paas, F., van der Vleuten, C. P., van Gog, T., & van Merri?nboer, J. J. (2013). Development of an instrument for measuring different types of cognitive load.(4), 1058?1072.

Makransky, G., Andreasen, N. K., Baceviciute, S., & Mayer, R. E. (2021). Immersive virtual reality increases liking but not learning with a science simulation and generative learning strategies promote learning in immersive virtual reality.(4), 719?735.

Manches, A., O’Malley, C., & Benford, S. (2010). The role of physical representations in solving number problems: A comparison of young children’s use of physical and virtual materials.(3), 622?640.

Marley, S. C., & Carbonneau, K. J. (2014a). Theoretical perspectives and empirical evidence relevant to classroom instruction with manipulatives.(1), 1?7.

Marley, S. C., & Carbonneau, K. J. (2014b). Future directions for theory and research with instructional manipulatives: Commentary on the special issue papers.(1), 91?100.

Marley, S. C., Levin, J. R., & Glenberg, A. M. (2007). Improving native American children’s listening comprehension through concrete representations.(3), 537?550.

Marley, S. C., Levin, J. R., & Glenberg, A. M. (2010). What cognitive benefits does an activity-based reading strategy afford young native American readers?(3), 395?417.

Marley, S. C., & Szabo, Z. (2010). Improving children's listening comprehension with a manipulation strategy.(4), 227?238.

Marley, S. C., Szabo, Z., Levin, J. R., & Glenberg, A. M. (2011). Investigation of an activity-based text-processing strategy in mixed-age child dyads.(3), 340?360.

Mayer, R. E. (2014).(2nd ed.). New York: Cambridge University Press.

Mayer, R. E. (2020).(3rd ed.). New York: Cambridge University Press.

Melcer, E. F., Hollis, V., & Isbister, K. (2017). Tangibles vs. mouse in educational programming games: Influences on enjoyment and self-beliefs. In G. Mark & S. Fussel (Eds.),(pp. 1901?1908). New York: ACM.

Mierdel, J., & Bogner, F. X. (2021). Investigations of modelers and model viewers in an out-of-school gene technology laboratory.(2), 801?822.

Moyer-Packenham, P., Baker, J., Westenskow, A., Anderson, K., Shumway, J., Rodzon, K., & Jordan, K. (2013). A study comparing virtual manipulatives with other instructional treatments in third- and fourth-grade classrooms.(2), 25?39.

Novak, M., & Schwan, S. (2021). Does touching real objects affect learning?(2), 637?665.

Olympiou, G., & Zacharia, Z. C. (2012). Blending physical and virtual manipulatives: An effort to improve students’ conceptual understanding through science laboratory experimentation.(1), 21?47.

Padalkar, S., & Hegarty, M. (2015). Models as feedback: Developing representational competence in chemistry.(2), 451?467.

Piaget, J. (1952).. New York: International Universities Press.

Preece, D., Williams, S. B., Lam, R., & Weller, R. (2013). “Let’s get physical”: Advantages of a physical model over 3D computer models and textbooks in learning imaging anatomy.(4), 216?224.

Pyatt, K., & Sims, R. (2012). Virtual and physical experimentation in inquiry-based science labs: Attitudes, performance and access.(1), 133?147.

Rau, M. A. (2020). Comparing multiple theories about learning with physical and virtual representations: Conflicting or complementary effects?(2), 297?325.

Ruddle, R., & Jones, D. M. (2001). Manual and virtual rotation of three-dimensional object.(4), 286?296.

Scheiter, K., Brucker, B., & Ainsworth, S. (2020). “Now move like that fish”: Can enactment help learners come to understand dynamic motion presented in photographs and videos?, 103934.

Siegel, L. S. (1994). Working memory and reading: A life-span perspective.(1), 109?124.

Skulmowski, A., Pradel, S., Kühnert, T., Brunnett, G., & Rey, G. D. (2016). Embodied learning using a tangible user interface: The effects of haptic perception and selective pointing on a spatial learning task., 64?75.

Skulmowski, A., & Rey, G. D. (2018). Embodied learning: Introducing a taxonomy based on bodily engagement and task integration.(1), 6.

Stieff, M., Scopelitis, S., Lira, M. E., & Desutter, D. (2016). Improving representational competence with concrete models.(2), 344?363.

Stull, A. T., Barrett, T., & Hegarty, M. (2013). Usability of concrete and virtual models in chemistry instruction.(6), 2546?2556.

Stull, A. T., Gainer, M. J., & Hegarty, M. (2018). Learning by enacting: The role of embodiment in chemistry education., 80?92.

Stull, A. T., & Hegarty, M. (2016). Model manipulation and learning: Fostering representational competence with virtual and concrete models.(4), 509?527.

Stull, A. T., Hegarty, M., Dixon, B., & Stieff, M. (2012). Representational translation with concrete models in organic chemistry.(4), 404?434.

Suh, J., & Moyer, P. S. (2007). Developing students’ representational fluency using virtual and physical algebra balances.(2), 155?173.

Sweller, J., Ayres, P., & Kalyuga, S. (2011). New York: Springer.

Triona, L. M., & Klahr, D. (2003). Point and click or grab and heft: comparing the influence of physical and virtual instructional materials on elementary school students’ ability to design experiments.(2), 149?173.

Wang, T. L., & Tseng, Y. K. (2018). The comparative effectiveness of physical, virtual, and virtual-physical manipulatives on third-grade students’ science achievement and conceptual understanding of evaporation and condensation.(2), 203?219.

Wilson, M. (2002). Six views of embodied cognition.(4), 625?636.

Wilson, K. E., Martinez, M., Mills, C., D'Mello, S., Smilek, D., & Risko, E. F. (2018). Instructor presence effect: Liking does not always lead to learning., 205?220.

Wittrock, M. C. (1989). Generative processes of comprehension.(4), 345?376.

Yuan, Y., Lee, C. Y., & Wang, C. H. (2010). A comparison study of polyominoes explorations in a physical and virtual manipulative environment.(4), 307?316.

Zacharia, Z. C., & Constantinou, C. P. (2008). Comparing the influence of physical and virtual manipulatives in the context of the physics by inquiry curriculum: the case of undergraduate students’ conceptual understanding of heat and temperature.(4), 425?430.

Zacharia, Z. C., Loizou, E., & Papaevripidou, M. (2012). Is physicality an important aspect of learning through science experimentation among kindergarten students?(3), 447?457.

Zacharia, Z. C., & Olympiou, G. (2011). Physical versus virtual manipulative experimentation in physics learning.(3), 317?331.

Zhang, I. Y., Tucker, M. C., & Stigler, J. W. (2022). Watching a hands-on activity improves students’ understanding of randomness., 104545.

Zhang, L. (2019). “Hands-on” plus “inquiry”? Effects of withholding answers coupled with physical manipulations on students' learning of energy-related science concepts., 199?205.

Zhang, L., & van Reet, J. (2022). How is “knowledge” constructed during science activities? detaching instructional effects of “playing” and “telling” to optimize integration of scientific investigations.,, 1435?1449.

The effectiveness of learning by enacting and its mechanisms

KUANG Ziyi1, ZHU Wanling1, CHENG Meixia1, WANG Fuxing1, HU Xiangen1,2

(1Key Laboratory of Adolescent Cyberpsychology and Behavior, Ministry of Education, and School of Psychology, Central China Normal University, Wuhan 430079, China)(2Department of Psychology, The University of Memphis, Memphis 38152, USA)

Learning by enacting, a generative learning activity, involves students engaging in task-related movements such as object manipulation. Various theories seek to explain the phenomenon, with embodied cognition theory and generative learning theory supporting its positive effects, while cognitive load theory highlights potential negative impact. A review of past empirical studies leads to several conclusions: Regarding learning outcomes, enacting moderately enhances both retention and transfer scores. Physical enacting holds a slight advantage over virtual enacting in both retention and transfer tests. In terms of subjective experience, enacting increases learning interest, with physical enacting groups demonstrating higher confidence and interest than virtual enacting groups. However, the difference in cognitive load between physical and virtual enacting remains minimal. Future research should focus on optimizing learning by enacting, identifying influencing factors, and integrating and validating the various theories.

learning by enacting, manipulation, generative learning, embodied cognition, embodied learning

2023-04-05

* 國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(62277025)、國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目(61937001)資助。

王福興, E-mail: fxwang@ccnu.edu.cn

胡祥恩, E-mail: xiangenhu@gmail.com

B849: G44