執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)及其調(diào)節(jié)變量：來自元分析的證據(jù)

摘" 要" 雙語經(jīng)驗所帶來的執(zhí)行控制優(yōu)勢一直以來備受關(guān)注， 然而對于雙語優(yōu)勢效應(yīng)的理論解釋和具體表現(xiàn)則莫衷一是。為進(jìn)一步明確執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的內(nèi)在機制， 當(dāng)前研究區(qū)分了干擾抑制和反應(yīng)抑制， 并納入年齡和語系類型等調(diào)節(jié)變量， 最終通過對102篇文獻(xiàn)進(jìn)行元分析發(fā)現(xiàn)， 執(zhí)行控制整體的雙語優(yōu)勢邊緣顯著（g = 0.11）， 但在控制發(fā)表偏差之后雙語優(yōu)勢消失。其中， 干擾抑制成分的雙語優(yōu)勢邊緣顯著（g = 0.08）; 控制發(fā)表偏差后反應(yīng)抑制成分的雙語優(yōu)勢消失; 認(rèn)知靈活性成分的雙語優(yōu)勢受到被試年齡和出版年份的調(diào)節(jié)。研究結(jié)果啟示未來研究可更多關(guān)注干擾抑制和反應(yīng)抑制在雙語優(yōu)勢效應(yīng)上的差異及其內(nèi)在機制， 以及雙語者年齡和第二語言與母語間的語言距離對于執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢的影響。

關(guān)鍵詞" 執(zhí)行控制， 雙語優(yōu)勢， 干擾抑制， 反應(yīng)抑制， 元分析

分類號" B842

1" 引言

隨著全球化時代的發(fā)展， 第二語言的學(xué)習(xí)和使用越來越為普及。研究表明， 第二語言不僅帶來更多機遇， 更重要的是促進(jìn)個體的執(zhí)行控制功能， 在元語言認(rèn)知、學(xué)習(xí)策略、注意力調(diào)控等方面表現(xiàn)出優(yōu)勢， 即執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)（何文廣， 陳寶國， 2011）。盡管已有大量研究證實雙語經(jīng)驗?zāi)軌驇砥毡樾缘恼J(rèn)知優(yōu)勢， 然而對于雙語認(rèn)知優(yōu)勢的內(nèi)在機制存在不同解釋。根據(jù)抑制控制模型， 雙語者通過對非目標(biāo)語言抑制以順利輸出目標(biāo)語言， 因此雙語優(yōu)勢源于抑制控制能力的增強（Green， 1998）。另有研究認(rèn)為， 語言轉(zhuǎn)換過程與非言語轉(zhuǎn)換任務(wù)之間存在共同成分（Donnelly， 2016）， 雙語者頻繁的語言轉(zhuǎn)換經(jīng)驗促進(jìn)了任務(wù)相關(guān)的執(zhí)行控制表現(xiàn)（楊智琛， 2020）。此外， 由于雙語者常需要根據(jù)當(dāng)前對話情境選擇目標(biāo)語言， 因此執(zhí)行控制優(yōu)勢源于雙語者對環(huán)境中沖突信息的持續(xù)監(jiān)測能力（Hilchey amp; Klein， 2011）。

為進(jìn)一步明確雙語認(rèn)知優(yōu)勢的內(nèi)在機制， 研究者提出應(yīng)采用定量分析的方法測量雙語優(yōu)勢的效應(yīng)大小及影響變量。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)， 執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)可能僅反映在特定認(rèn)知成分上。并且， 社會經(jīng)濟(jì)地位、移民背景與語言文化等因素也會對雙語優(yōu)勢效應(yīng)產(chǎn)生影響（包聲飛 等， 2019）。已有元分析工作分別考察了兒童和成人執(zhí)行控制各種成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 但在控制發(fā)表偏差后， 僅有認(rèn)知靈活性上存在雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 矯正發(fā)表偏差后的抑制控制和工作記憶等成分的雙語優(yōu)勢均消失了（Lehtonen et al.， 2018; Gunnerud et al.， 2020）。當(dāng)前研究認(rèn)為， 有關(guān)執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的爭議， 以及元分析研究未能發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定的優(yōu)勢結(jié)果， 與執(zhí)行控制各成分尤其是抑制控制成分的劃分密切相關(guān)。一方面， 研究證實執(zhí)行控制與雙語控制共享的核心機制是抑制控制（吳俊杰 等， 2018）， 但對于抑制控制的具體內(nèi)涵則存在不同界定（Diamond， 2013）。另一方面， 有關(guān)雙語抑制控制的實驗研究中往往采用不同的任務(wù)范式， 各類任務(wù)所反映的抑制控制成分存在本質(zhì)區(qū)別（Lehtonen et al.， 2018; Gunnerud et al.， 2020）。因此， 本研究旨在通過對執(zhí)行控制進(jìn)行更細(xì)致的劃分， 并針對不同成分考察雙語優(yōu)勢效應(yīng)及其可能的影響因素， 尤其是干擾抑制和反應(yīng)抑制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的異同， 從而對雙語認(rèn)知優(yōu)勢的內(nèi)在機制形成更為系統(tǒng)和全面的認(rèn)識。

1.1" 執(zhí)行控制各成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)

作為一種高級認(rèn)知能力， 執(zhí)行控制涉及多種認(rèn)知成分。隨著研究深入與技術(shù)革新， 各成分的劃分及其內(nèi)涵也在不斷演變（Miller amp; Cohen， 2001; 楊國春 等， 2019）。早期研究將執(zhí)行控制劃分為抑制控制、認(rèn)知靈活性和工作記憶刷新三個子成分（Miyake et al.， 2000）。后續(xù)研究者雖在認(rèn)知靈活性和工作記憶刷新上達(dá)成較為一致的認(rèn)識， 但提出抑制控制實質(zhì)上可區(qū)分為干擾抑制（也稱干擾控制或沖突解決） （Interference suppression/ interference control）和反應(yīng)抑制（Response inhibition/ behavioral inhibition）兩種獨立的執(zhí)行控制成分（Bialystok et al.， 2006）。其中， 干擾抑制主要涉及對無關(guān)信息的抑制和目標(biāo)信息的選擇性注意， 如Simon任務(wù)、Stroop任務(wù)和Flanker任務(wù)等。此類沖突任務(wù)往往包含一致和不一致條件， 被試需要克服不一致條件產(chǎn)生的干擾。不同的是， 反應(yīng)抑制更多涉及在不斷變化的環(huán)境中靈活適應(yīng)和對優(yōu)勢先兆反應(yīng)的抑制能力， 如Go/No Go任務(wù)和停止信號任務(wù)等， 被試需要對不適合當(dāng)前情境的反應(yīng)進(jìn)行抑制（Costa， Hernández， amp; Sebastián-Gallés， 2008; Diamond， 2013）。兩種成分的本質(zhì)區(qū)別在于， 前者更側(cè)重對沖突的監(jiān)測和目標(biāo)信息的增強， 是一種增強性加工， 而后者更加關(guān)注個體的反應(yīng)控制能力， 屬于抑制性加工（齊玥 等， 2021）。

已有神經(jīng)科學(xué)證據(jù)證實， 干擾抑制和反應(yīng)抑制涉及不同的大腦激活模式（Brydges et al.， 2012）， 且雙語者在兩種執(zhí)行控制成分上的表現(xiàn)也存在差異（劉聰 等， 2016）。一些研究發(fā)現(xiàn)， 雙語者在干擾抑制相關(guān)任務(wù)上存在優(yōu)勢效應(yīng)（王婷， 2017; 許穎， 2020; 李傳江， 2018; Esposito， Baker-Ward， amp; Mueller， 2013; Martin-Rhee amp; Bialystok， 2008; Grote et al.， 2021; Tran et al.， 2019）， 而反應(yīng)抑制則沒有表現(xiàn)出優(yōu)勢效應(yīng)（范小月 等， 2012; 吳安蓮， 2020; Carlson amp; Meltzoff， 2008; Bialystok amp; Viswanathan， 2009）。然而， 也有研究在干擾抑制和反應(yīng)抑制成分上均發(fā)現(xiàn)了雙語優(yōu)勢（Jiao et al， 2019）， 或均沒有發(fā)現(xiàn)優(yōu)勢效應(yīng)（de Bruin et al.， 2015; Kousaie et al.， 2014; Costumero et al.， 2015）。研究結(jié)論的不一致提示， 干擾抑制和反應(yīng)抑制在一定程度上存在分離。然而， 由于更多研究將兩者等同的視為抑制控制， 并采用不同類型的任務(wù)范式予以考量， 且已有元分析工作未對干擾抑制和反應(yīng)抑制進(jìn)行明確劃分， 從而導(dǎo)致了雙語優(yōu)勢效應(yīng)結(jié)論出現(xiàn)混淆。為此， 當(dāng)前研究從傳統(tǒng)概念所界定的抑制控制中分離出干擾抑制和反應(yīng)抑制， 分別考察兩者的雙語優(yōu)勢效應(yīng)及其影響因素。

除了抑制控制， 研究者普遍認(rèn)可雙語經(jīng)驗與執(zhí)行控制中的認(rèn)知靈活性與工作記憶也具有密切聯(lián)系。首先， 雙語者執(zhí)行控制優(yōu)勢得益于其語言環(huán)境需要更多調(diào)用工作記憶， 因此工作記憶的雙語優(yōu)勢效應(yīng)得到了廣泛領(lǐng)域的研究證實（Antón et al.， 2019）。同時， 已有元分析工作針對雙語經(jīng)驗和工作記憶進(jìn)行系統(tǒng)總結(jié)， 并發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢效應(yīng)（Grundy amp; Timmer， 2017）。據(jù)此， 當(dāng)前研究不再重復(fù)納入工作記憶這一變量。其次， 相比于單語者， 雙語者由于擁有更多在不同語言間轉(zhuǎn)換的經(jīng)驗， 從而在任務(wù)轉(zhuǎn)換中也表現(xiàn)得更好。但已有研究對于認(rèn)知靈活性成分是否存在雙語優(yōu)勢效應(yīng)尚未達(dá)成一致， 且不同研究所采用的認(rèn)知靈活性任務(wù)也有較大差異（王玲， 2018; 謝枝龍， 2018; 羅浩東， 2021）。因此， 研究將進(jìn)一步考察雙語經(jīng)驗對認(rèn)知靈活性的作用。綜上， 當(dāng)前研究將執(zhí)行控制中的干擾抑制與反應(yīng)抑制所涉及的相關(guān)任務(wù)進(jìn)行了區(qū)分， 并核心考察干擾抑制、反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性三個子成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)及其影響因素。

1.2" 執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的調(diào)節(jié)變量

已有研究通過對執(zhí)行控制中雙語優(yōu)勢效應(yīng)的各類調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)， 樣本量、二語熟練度、二語習(xí)得年齡和社會經(jīng)濟(jì)地位等均對雙語優(yōu)勢的結(jié)果產(chǎn)生重要影響。首先， 樣本量會影響數(shù)據(jù)分析的結(jié)果進(jìn)而影響雙語優(yōu)勢的結(jié)論， 小樣本研究往往更容易得出雙語優(yōu)勢的結(jié)果（Paap et al.， 2015）。其次， 熟練雙語者比非熟練雙語者更頻繁地使用二語， 其對于二語的掌握程度也更好， 因此更易表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢（Rosselli et al.， 2016; Choi et al.， 2018）。第三， 早晚期雙語者由于二語習(xí)得年齡差異導(dǎo)致其語言活動的神經(jīng)基礎(chǔ)不同（Hull amp; Vaid， 2007）， 早期雙語者更多表現(xiàn)出了雙語優(yōu)勢（Luk et al.， 2011）。此外， 社會經(jīng)濟(jì)地位會影響家庭收入水平， 父母是否有機會學(xué)習(xí)二語等， 也會影響孩子接受二語學(xué)習(xí)的機會。處于中等社會經(jīng)濟(jì)地位的雙語者更多表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢（Gunnerud et al.， 2020）。最后， 早期出版的研究更多支持雙語優(yōu)勢， 而近年出版的研究則更多發(fā)現(xiàn)混合結(jié)果或不支持雙語優(yōu)勢的結(jié)果（van den Noort et al.， 2019）。

然而， 由于現(xiàn)有元分析僅單獨關(guān)注了兒童或成人雙語者， 并且主要是基于印歐語言體系下雙語研究的歸納總結(jié)， 因此對于習(xí)得者年齡和語系類型兩個重要變量在執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)中具有怎樣的影響尚不明晰。當(dāng)前研究認(rèn)為， 年齡和語系類型同樣是影響執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的重要因素。一方面， 年齡和大腦神經(jīng)發(fā)育以及二語學(xué)習(xí)時間的長短和熟練度等息息相關(guān); 另一方面， 語系類型關(guān)系到二語學(xué)習(xí)的全過程以及背后所蘊含的各種文化背景。因此， 本文在納入樣本量、二語熟練度、二語習(xí)得年齡和社會經(jīng)濟(jì)地位作為調(diào)節(jié)變量的同時， 又新納入了習(xí)得者年齡和語系類型， 考察環(huán)境因素與個體差異對執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

1.2.1" 年齡

年齡與二語學(xué)習(xí)經(jīng)驗和執(zhí)行控制功能表現(xiàn)均具有密切聯(lián)系。兒童和成人的二語學(xué)習(xí)經(jīng)驗往往具有較大差異， 同時兒童因為處于執(zhí)行控制高速發(fā)展階段， 執(zhí)行控制相關(guān)腦機能尚未發(fā)育完善。已有研究從大腦可塑性角度提出， 二語學(xué)習(xí)對兒童執(zhí)行控制的影響更為顯著（高育松， 2020; 王婷 等， 2017）。然而， 有研究發(fā)現(xiàn)成人研究中56.4%的結(jié)果支持了執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 而兒童研究僅42.8%的結(jié)果支持（van den Noort et al.， 2019）。相較于兒童和青年人， 中老年人群更容易發(fā)現(xiàn)雙語優(yōu)勢（Hilchey amp; Klein， 2011）。學(xué)齡兒童研究發(fā)現(xiàn)， 雙語學(xué)習(xí)對執(zhí)行功能的促進(jìn)作用隨年齡的增長有減少的趨勢（李君 等， 2023）。同時， 分別針對兒童和成人群體的元分析表明， 兒童在執(zhí)行控制整體上不存在雙語優(yōu)勢， 僅在認(rèn)知靈活性成分上存在雙語優(yōu)勢（Gunnerud et al.， 2020）; 成人群體在抑制控制、認(rèn)知靈活性和工作記憶成分上均存在雙語優(yōu)勢（Lehtonen et al.， 2018）。因此， 有必要將被試年齡作為調(diào)節(jié)變量納入執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢元分析中， 直接對比兒童和成人群體的雙語優(yōu)勢是否存在差異。

1.2.2" 語系類型

母語和二語之間的語言差異直接影響語言遷移以及二語習(xí)得的效果。相較于同一語系類型的雙語者， 不同語系類型的語言在基本構(gòu)詞法和語法等方面均存在較大差異， 因此雙語者在學(xué)習(xí)和母語不同語系的語言時所付出的努力和學(xué)習(xí)經(jīng)驗不盡相同。非特定語言提取理論認(rèn)為， 當(dāng)兩種語言隸屬同一語系類型時母語經(jīng)驗更容易通過遷移促進(jìn)二語學(xué)習(xí)， 語言距離越小， 二語習(xí)得所需時間越短。但與此同時， 當(dāng)母語和二語同時激活時二語可能會和母語產(chǎn)生更大的沖突（Butler， 2012）。并且， 語言結(jié)構(gòu)和詞匯中蘊含著國家或民族文化。語言學(xué)習(xí)即是文化學(xué)習(xí)， 因此不同文化背景必然會影響對于語言的學(xué)習(xí)和使用， 進(jìn)而影響到習(xí)得者的雙語優(yōu)勢效應(yīng)。有元分析研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)兩種語言存在大量結(jié)構(gòu)和詞匯重疊時， 對于執(zhí)行控制中監(jiān)測成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)具有影響（Lehtonen et al.， 2018）。然而， 現(xiàn)有元分析所納入的研究被試大多來源于美國、加拿大和歐洲等地區(qū)， 雙語者所掌握的兩種或多種語言具有較高相似性， 大都屬于同一語系， 未包含有較大語言差異甚至不同語系類型的樣本研究。語言間差異性如何影響執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)需要更多研究證據(jù)的檢驗（Bialystok， 2017）。與此同時， 隨著近年來漢英雙語研究作為不同語系類型下雙語執(zhí)行控制研究的代表之一， 數(shù)量迅猛增加， 因此有必要將語系類型作為重要的調(diào)節(jié)變量， 納入執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的元分析工作中進(jìn)行考量。

基于以上歸納和分析， 當(dāng)前研究的工作主要包括以下兩個方面： 第一， 將干擾抑制和反應(yīng)抑制從傳統(tǒng)抑制控制中分離出來， 以考察執(zhí)行控制中干擾抑制和反應(yīng)抑制成分所表現(xiàn)出的雙語優(yōu)勢效應(yīng)是否存在差異。第二， 將先前未有分析的年齡和語系類型兩個重要因素納入為調(diào)節(jié)變量， 以充分考察包括樣本量、被試年齡、語系類型、二語習(xí)得年齡、二語熟練度、社會經(jīng)濟(jì)地位和出版年份等在內(nèi)的調(diào)節(jié)變量在執(zhí)行控制及其各成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)中發(fā)揮著怎樣的具體作用。

2" 研究方法

為確保系統(tǒng)評價的高質(zhì)量性， 增加研究的透明性和可重復(fù)性， 避免偏倚， 本研究工作初始階段已在PROSPERO平臺進(jìn)行了元分析預(yù)注冊。

2.1" 文獻(xiàn)搜索

在中國知網(wǎng)以及Web of Science核心合集上搜索中英文文獻(xiàn)， 關(guān)鍵詞分別是： 雙語 + 雙語優(yōu)勢（精確）） AND （關(guān)鍵詞： 執(zhí)行功能 + 執(zhí)行控制 + 認(rèn)知控制 + 抑制控制 + 認(rèn)知轉(zhuǎn)換 + 工作記憶（精確））; bilingualism or bilingual advantage （作者關(guān)鍵詞） and executive function or executive control or cognitive control or working memory or inhibitory control or cognitive transformation （作者關(guān)鍵詞）， 截止日期為2022年2月10日。同時， 在閱讀文獻(xiàn)時按照滾雪球的方法查看文后提供的有價值的參考文獻(xiàn)， 共搜索到中英文文獻(xiàn)542篇。

2.2" 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

2.2.1" 概念界定

基于前文總結(jié)分析， 研究將執(zhí)行控制劃分為干擾控制、反應(yīng)抑制、認(rèn)知靈活性和工作記憶刷新。關(guān)于雙語者在不同研究中的界定也有區(qū)別。有研究者認(rèn)為雙語者的母語和二語應(yīng)具有同等熟練程度（Declerck amp; Philipp， 2015）， 也有研究者認(rèn)為只要接觸過二語都應(yīng)視為雙語者（Macnamara， 1967）， 另有觀點提出在日常學(xué)習(xí)和生活中有機會和能力運用母語和二語進(jìn)行交流的個體為雙語者（Grosjean， 1984）。據(jù)此， 本研究中的雙語者包括以上所有類型， 即平衡和非平衡雙語者， 熟練和非熟練雙語者， 以及二語學(xué)習(xí)者， 早晚期雙語者等， 但不包括通過短期二語訓(xùn)練和沉浸式學(xué)習(xí)習(xí)得二語的雙語者。

2.2.2" 納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

由于行為學(xué)指標(biāo)和生理指標(biāo)是兩種獨立的結(jié)果指標(biāo)， 編碼方式不同， 且所反映的心理機制存在解釋差異， 也未有將兩類指標(biāo)進(jìn)行合并編碼的方法學(xué)依據(jù)， 因此研究僅納入行為學(xué)指標(biāo)。通過閱讀題目、摘要和全文將所搜索文獻(xiàn)按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選： 包括（1）有單語、雙語對照組或包含單雙語對照組的研究; （2）以實驗任務(wù)測量被試干擾控制、反應(yīng)抑制或認(rèn)知靈活性的研究， 同時有行為學(xué)及生理指標(biāo)的只分析行為學(xué)指標(biāo); （3）提供了樣本量、均值、標(biāo)準(zhǔn)差等可以計算效應(yīng)量信息的研究; 不包括（1）只提供神經(jīng)影像學(xué)或電生理指標(biāo)的研究， 以及把非健康人群或特殊人群如口譯員等作為被試的研究; （2）短期二語訓(xùn)練的研究; （3）重復(fù)發(fā)表的文章只錄入一次， 以及綜述類、理論類、未發(fā)表的會議論文， 非英語的外文文章不錄入。最終納入元分析的文獻(xiàn)共102篇， 其中中文文獻(xiàn)7篇， 英文文獻(xiàn)95篇， 共計315個效應(yīng)量。文獻(xiàn)檢索及篩選流程見圖1。

2.3" 文獻(xiàn)編碼

對納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼： （1）三種執(zhí)行控制成分; （2）文獻(xiàn)中對應(yīng)考察執(zhí)行控制三種成分的任務(wù)類型以及對應(yīng)錄入的數(shù)據(jù)類型; （3）每種任務(wù)類型的數(shù)量。劃分執(zhí)行控制三成分與任務(wù)類型之間的對應(yīng)關(guān)系具體見表1。參照前人研究（Lehtonen et al.， 2018; Gunnerud et al.， 2020）， 文獻(xiàn)編碼工作由兩位心理學(xué)專業(yè)研究生獨立完成。對于編碼存在分歧的部分， 由兩位編碼者共同商討核對， 并與通訊作者協(xié)商后確定編碼。最終的數(shù)據(jù)分析通過R語言完成。

2.4" 元分析過程

2.4.1" 調(diào)節(jié)變量的編碼

研究納入的調(diào)節(jié)變量包括樣本量、被試年齡、二語習(xí)得年齡、語系類型、二語熟練度、社會經(jīng)濟(jì)地位和出版年份。其中， 樣本量被編碼為小于50和大于等于50的二分類變量; 被試年齡被編碼為小于18歲和大于等于18歲的二分類變量; 二語習(xí)得年齡被編碼為3歲之前習(xí)得和3歲之后習(xí)得的二分類變量; 按照十大語系分類將語系類型編碼為相同和不同類型的二分類變量; 根據(jù)原文獻(xiàn)描述將二語熟練度編碼為熟練或高熟練和其他的二分類變量; 社會經(jīng)濟(jì)地位按照原文對于受教育年限和學(xué)歷的描述， 編碼為較低、中等和中上三類， 受教育年限根據(jù)當(dāng)?shù)亟逃贫炔檎覍?yīng)學(xué)歷， 高中或以下學(xué)歷的社會經(jīng)濟(jì)地位為較低， 高中以上到研究生學(xué)歷為中等社會經(jīng)濟(jì)地位， 研究生以上學(xué)歷為中上社會經(jīng)濟(jì)地位， 這里的受教育年限和學(xué)歷可以是被試父母的， 也可以是被試本人的; 出版年份則是連續(xù)變量。

2.4.2" 效應(yīng)量的計算

本研究選用Hedge’s g， 即Cohen’s d的修正量作為執(zhí)行控制各成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)量。Hedge’s g相比于Cohen’s d可以提供對效應(yīng)量更加準(zhǔn)確的估計， 雖然兩者的計算方式存在些許差異， 但其大小劃分是一致的（Goulden， 2006）。首先根據(jù)納入研究的單語組和雙語組的樣本量、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差等原始數(shù)據(jù)計算Cohen’s d值：d = （）/ = [（?1）+（?1） /+?2]1/2。若原始文獻(xiàn)中提供的是SE值， 則利用公式將SE值轉(zhuǎn)換為SD值：SD = SE*， 再通過以下公式將Cohen’s d值轉(zhuǎn)化為Hedge’s g：g = d[1?（3/（4df?1））]， df = n1+n2?2。

2.4.3" 模型的選定

通過異質(zhì)性檢驗來確定選用固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型進(jìn)行綜合效應(yīng)估計。異質(zhì)性檢驗包括Q檢驗和I2檢驗， Q檢驗中若p lt; 0.050， 則結(jié)果異質(zhì); I2檢驗則對異質(zhì)性程度進(jìn)行劃分， 高、中、低異質(zhì)性的分界值分別是75%、50%和25% （Higgins et al.， 2003）。如果異質(zhì)性檢驗結(jié)果為低異質(zhì)性， 則選用固定效應(yīng)模型; 反之， 則選用隨機效應(yīng)模型。

2.4.4" 發(fā)表偏差

發(fā)表偏差會導(dǎo)致已發(fā)表的文獻(xiàn)中陽性結(jié)果遠(yuǎn)高于陰性結(jié)果， 進(jìn)而對元分析結(jié)果產(chǎn)生影響。預(yù)防發(fā)表偏差的問題需要在搜集文獻(xiàn)時盡可能檢索未發(fā)表的文章， 同時， 在數(shù)據(jù)分析過程中， 通過漏斗圖、Egger’s線性回歸檢驗、剪補法（trim- and-fill method）來檢驗發(fā)表偏差是否存在以及評估發(fā)表偏差對結(jié)果穩(wěn)定性的影響。

2.4.5" 數(shù)據(jù)處理及分析程序

利用R語言的meta和metafor程序包進(jìn)行元分析的異質(zhì)性檢驗、發(fā)表偏差檢驗、主效應(yīng)檢驗以及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗（Schwarzer， 2007; Viechtbauer， 2010）， 其中調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗包括亞組分析與元回歸分析。亞組分析用于檢驗分類變量的調(diào)節(jié)作用， 如本研究中的樣本量、被試年齡、二語習(xí)得年齡、語系類型、二語熟練度和社會經(jīng)濟(jì)地位; 元回歸分析用于檢驗連續(xù)變量的調(diào)節(jié)作用， 如本研究中的文獻(xiàn)發(fā)表年份。

3" 研究結(jié)果

3.1" 異質(zhì)性檢驗

對執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢進(jìn)行異質(zhì)性檢驗， Q = 1775.42 （p lt; 0.001）， 結(jié)果存在異質(zhì)性， I2檢驗得， I2 = 83% gt; 75%， 表示結(jié)果存在高異質(zhì)性， 因此選用隨機效應(yīng)模型。I2檢驗說明各研究間存在較高的異質(zhì)性， 83%的觀察差異來自于研究中各效應(yīng)量之間真實的差異， 同時也說明可能存在某些影響因素造成研究之間的差異， 因此有必要對結(jié)果進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

3.2" 發(fā)表偏差檢驗

發(fā)表偏差檢驗發(fā)現(xiàn)， 漏斗圖不對稱， 可能存在發(fā)表偏差。進(jìn)一步進(jìn)行egger線性回歸檢驗， Intercept為?0.14， p = 0.013 lt; 0.05， 表明確實存在發(fā)表偏差。通過剪補法檢驗發(fā)表偏差是否影響綜合效應(yīng)量的結(jié)果。剪補法分析得出綜合效應(yīng)量的變化明顯， 表明發(fā)表偏差會影響綜合效應(yīng)量（康德英 等， 2003）， 因此， 進(jìn)一步對干擾抑制、反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性分別進(jìn)行發(fā)表偏差檢驗， 雖然認(rèn)知靈活性和干擾抑制的漏斗圖不對稱， 但進(jìn)一步做egger線性回歸檢驗得出認(rèn)知靈活性（Intercept 為?0.29， p = 0.307 gt; 0.050）和干擾抑制（Intercept 為0.12， p = 0.607 gt; 0.050）均不存在發(fā)表偏差。對反應(yīng)抑制做漏斗圖和egger線性回歸檢驗得出反應(yīng)抑制方面存在發(fā)表偏差（Intercept為?0.36， p = 0.010 lt; 0.050）， 因此采用剪補法對反應(yīng)抑制進(jìn)行發(fā)表偏差校正。

3.3" 主效應(yīng)檢驗

應(yīng)用隨機效應(yīng)模型檢驗執(zhí)行控制中的雙語優(yōu)勢， 結(jié)果表明執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢主效應(yīng)顯著， z = 3.23， p = 0.001， 綜合效應(yīng)量g = 0.11， 綜合效應(yīng)量的95%置信區(qū)間為[0.04， 0.18]， 進(jìn)行敏感性分析依次逐個剔除納入的研究， 綜合效應(yīng)量的顯著性并未發(fā)生明顯改變， 表明納入的研究不存在極端現(xiàn)象。發(fā)表偏差檢驗得出綜合效應(yīng)量受到了發(fā)表偏差的影響， 因此， 對綜合效應(yīng)量進(jìn)行發(fā)表偏差校正， 校正后的綜合效應(yīng)量g = ?0.09， 95%的置信區(qū)間為[?0.17， ?0.02]。效應(yīng)量d的小、中、大效應(yīng)量的分界標(biāo)準(zhǔn)分別是0.2、0.5、0.8 （Cohen， 1992）， 因此， 研究發(fā)現(xiàn)的效應(yīng)量較小。進(jìn)一步對執(zhí)行控制中的三個成分， 即干擾抑制、反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢進(jìn)行檢驗， 結(jié)果組間差異不顯著（Q = 1.95， p = 0.377）， 反應(yīng)抑制（58組數(shù)據(jù)）綜合效應(yīng)量g = 0.21， 95%的置信區(qū)間為[0.03， 0.39]， 顯著; 認(rèn)知靈活性（75組數(shù)據(jù)）綜合效應(yīng)量 g = 0.14， 95%置信區(qū)間為[?0.04， 0.33]， 包含0， 不顯著; 干擾抑制（182組數(shù)據(jù)）綜合效應(yīng)量g = 0.08， 95%置信區(qū)間為[0.01， 0.15]， 顯著。在校正了發(fā)表偏差之后， 反應(yīng)抑制的綜合效應(yīng)量g = ?0.17， 95%的置信區(qū)間為[?0.36， 0.03]， 不顯著。

3.4" 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

主效應(yīng)檢驗只在干擾抑制成分發(fā)現(xiàn)了存在較小的效應(yīng)量， 但并不排除反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性在特定條件下有可能存在雙語優(yōu)勢。因此， 分別對干擾抑制、反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性三個成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

3.4.1" 發(fā)表偏差下反應(yīng)抑制雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)

反應(yīng)抑制雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果受到發(fā)表偏差的影響， 且均符合亞組分析每組至少有4項研究， 元回歸分析至少有6項研究的標(biāo)準(zhǔn)（Fu et al.， 2011）， 具體亞組分析結(jié)果見表2， 對反應(yīng)抑制中的雙語優(yōu)勢進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)， 二語熟練度的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（Q = 16.14， p lt; 0.001）， 熟練或高熟練（51組數(shù)據(jù)）的效應(yīng)量g = 0.26大于其他熟練度（5組數(shù)據(jù)）的效應(yīng)量g = ?0.35， 且前者效應(yīng)量達(dá)到了小效應(yīng)量的范圍。樣本量的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.04， p = 0.838）， 但其中小樣本量研究的效應(yīng)量g = 0.23， 達(dá)到了小效應(yīng)量的范圍且大于大樣本量研究的效應(yīng)量g = 0.19。語系類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 2.51， p = 0.113）， 但不同語系類型的效應(yīng)量g = 0.33達(dá)到了小效應(yīng)量的范圍且大于相同語系類型的效應(yīng)量g = 0.06。被試年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.93， p = 0.334）; 二語習(xí)得年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.04， p = 0.834）; 社會經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 1.02， p = 0.313）; 出版年份的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著， 對出版年份進(jìn)行元回歸分析（b = ?0.01， 95%的置信區(qū)間為[?0.07， 0.05]; z = ?0.29， p = 0.773）得出出版年份不能顯著預(yù)測反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢。

3.4.2" 認(rèn)知靈活性雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)

認(rèn)知靈活性雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗均符合亞組分析每組至少有4項研究， 元回歸分析至少有6項研究（Fu et al.， 2011）， 具體亞組分析結(jié)果見表3。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)， 被試年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（Q = 10.48， p = 0.001）， 其中， 被試年齡小于18歲組（32組數(shù)據(jù)）的效應(yīng)量（g = 0.46）大于被試年齡大于或等于18歲組（43組數(shù)據(jù)）的效應(yīng)量（g = ?0.12）; 出版年份的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著， 對出版年份進(jìn)行元回歸分析（b = 0.06， 95%的置信區(qū)間為[0.00， 0.12]; z = 2.08， p = 0.037）得出出版年份能顯著預(yù)測認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢， 且出版年份的組間差異顯著（Q = 42.78， p lt; 0.001）， 組內(nèi)差異顯著（Q = 402.81， p lt; 0.001）; 樣本量的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q ="1.25， p = 0.264）; 二語習(xí)得年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.00， p = 0.951）; 語系類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.01， p = 0.911）; 二語熟練度的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 3.21， p = 0.073）; 社會經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.61， p = 0.437）。

3.4.3" 干擾抑制雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)

干擾抑制的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗均符合亞組分析每組至少有4項研究， 元回歸分析至少有6項研究（Fu et al.， 2011）， 具體亞組分析結(jié)果見表4。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)， 語系類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 1.11， p = 0.292）， 但是不同語系類型的效應(yīng)量g = 0.15大于相同語系類型的效應(yīng)量g = 0.07; 樣本量的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.17， p = 0.682）; 被試年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 3.65， p = 0.056）; 二語習(xí)得年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.07， p = 0.787）; 二語熟練度的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 1.01， p = 0.315）; 社會經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著（Q = 0.09， p = 0.956）; 出版年份的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著， 對出版年份進(jìn)行元回歸分析（b = 0.01， 95%的置信區(qū)間為[?0.01， 0.03]; z = 0.83， p = 0.408）得出出版年份不能顯著預(yù)測干擾抑制的雙語優(yōu)勢。

4" 討論

通過對所納入102篇文獻(xiàn)的315個效應(yīng)量分析， 研究發(fā)現(xiàn)執(zhí)行控制整體的雙語優(yōu)勢邊緣顯著。其中， 干擾抑制成分存在較小且穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)在控制發(fā)表偏差的影響后則消失， 認(rèn)知靈活性在特定條件下表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢效應(yīng)。此外， 研究同時發(fā)現(xiàn)了二語熟練度對反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著以及習(xí)得者年齡和出版年份對認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。研究結(jié)果表明， 執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)在各個成分上存在差異， 干擾抑制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)更為穩(wěn)定。并且， 在解釋雙語經(jīng)驗是否能夠帶來普遍性的認(rèn)知優(yōu)勢時， 應(yīng)充分考慮到來自語言使用主體即雙語者自身和作為客體的語言特征對于執(zhí)行控制中不同認(rèn)知成分的特定影響。

4.1" 干擾抑制與反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)

通過將傳統(tǒng)抑制控制中的干擾抑制和反應(yīng)抑制成分相分離， 研究發(fā)現(xiàn)兩者所表現(xiàn)出的雙語優(yōu)勢效應(yīng)的確存在差異。干擾抑制成分表現(xiàn)出了較小但穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢。對干擾抑制的各種調(diào)節(jié)變量進(jìn)行亞組分析可得， 各個調(diào)節(jié)變量并不影響干擾抑制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)。與干擾抑制不同的是， 反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢在控制了發(fā)表偏差的影響之后消失。與這一研究結(jié)果相似， Lehtonen等（2018）的元分析發(fā)現(xiàn)抑制控制的雙語優(yōu)勢受到發(fā)表偏差的影響。Gunnerud等（2020）在控制發(fā)表偏差后抑制控制的雙語優(yōu)勢也消失了。相關(guān)元分析的結(jié)果與本研究發(fā)現(xiàn)相符合， 均表明反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)并不穩(wěn)定。

干擾抑制具有雙語優(yōu)勢效應(yīng)這一結(jié)果得到了已有實證研究和理論假設(shè)的支持。先前有關(guān)雙語兒童的研究發(fā)現(xiàn)， 被試在包含一致和不一致反應(yīng)的混合任務(wù)總反應(yīng)時上表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢（Hilchey amp; Klein， 2011）。本研究中干擾抑制成分的指標(biāo)采用的是不一致試次的反應(yīng)時或不一致試次減去一致試次的反應(yīng)時， 同樣發(fā)現(xiàn)了在相應(yīng)任務(wù)反應(yīng)上出現(xiàn)了雙語優(yōu)勢。此外， 一些研究通過在同一任務(wù)框架如面孔任務(wù)下創(chuàng)設(shè)不同實驗條件， 從而對比雙語者和單語者的執(zhí)行控制不同成分表現(xiàn)， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)雙語者更多表現(xiàn)出干擾抑制的優(yōu)勢效應(yīng)， 而在反應(yīng)抑制上與單語者沒有顯著差異， 且二語熟練度越高， 干擾抑制越強（Bialystok amp; Viswanathan， 2009; 范小月 等， 2012）。僅有少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)， 即時的語言轉(zhuǎn)換環(huán)境能夠促進(jìn)非熟練雙語者的反應(yīng)抑制， 而阻礙其干擾抑制。研究者認(rèn)為， 短期語言轉(zhuǎn)換的實驗情境與長期雙語轉(zhuǎn)換經(jīng)驗對執(zhí)行控制存在著不同影響。實驗情境下誘發(fā)的語言轉(zhuǎn)換任務(wù)迫使雙語者不斷抑制優(yōu)勢語言反應(yīng)， 短期內(nèi)增強了其反應(yīng)抑制能力（劉聰 等， 2016）。研究結(jié)果間接反映了雙語者具有更強的干擾抑制能力并非任務(wù)驅(qū)動， 而是長期語言控制的結(jié)果， 為干擾抑制雙語優(yōu)勢的內(nèi)在機制提供了證據(jù)支持。

根據(jù)抑制控制假說， 語言控制和執(zhí)行控制依賴于相似的控制機制， 無論是不同語言間的相互競爭還是非語言沖突任務(wù)中不同刺激或反應(yīng)間的競爭， 本質(zhì)都需要對沖突信息的監(jiān)測和目標(biāo)信息的增強（常欣 等， 2017）。相比于單語者， 雙語者需要在頭腦中建立不同于母語的表征體系， 并在使用兩種語言時時刻監(jiān)測環(huán)境中的信息， 隨時切換目標(biāo)語言， 長期的雙語轉(zhuǎn)換經(jīng)驗鍛煉了雙語者的干擾抑制能力。然而， 大多語言情境下雙語者并不需要對習(xí)慣性的優(yōu)勢語言反應(yīng)進(jìn)行抑制， 從而未能反映出和單語者在反應(yīng)抑制相關(guān)任務(wù)上的差異表現(xiàn)。在大量已有研究的基礎(chǔ)上， 本研究通過系統(tǒng)的元分析歸納了不同類型的任務(wù)范式以及各類調(diào)節(jié)變量， 避免了單一實驗研究由于任務(wù)情境和樣本量而導(dǎo)致解釋力度有限， 進(jìn)一步驗證了語言控制與干擾抑制所反映的增強性加工存在共享的認(rèn)知機制。

綜上， 本研究不僅發(fā)現(xiàn)執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 更重要的是檢驗了將干擾抑制和反應(yīng)抑制從傳統(tǒng)抑制控制中相分離的必要性。分離之后， 只在干擾抑制成分上發(fā)現(xiàn)了穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 反應(yīng)抑制成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)則不穩(wěn)定。鑒于目前尚未有研究單獨針對干擾抑制成分提出雙語優(yōu)勢效應(yīng)的假設(shè)， 因此研究發(fā)現(xiàn)為今后相關(guān)領(lǐng)域的探討提供了新的思路和一定參考借鑒， 即更具體地考察執(zhí)行控制各個成分上雙語優(yōu)勢效應(yīng)的差異性， 尤其是干擾抑制成分的雙語優(yōu)勢效應(yīng)及其內(nèi)在機制仍需更多量化研究結(jié)果予以探討和檢驗。

4.2" 認(rèn)知靈活性雙語優(yōu)勢的影響因素

執(zhí)行控制假設(shè)提出， 認(rèn)知靈活性反映了不同任務(wù)間的轉(zhuǎn)換能力。由于雙語者常需要根據(jù)說話場合和談話對象在母語和二語間靈活轉(zhuǎn)換， 且語言轉(zhuǎn)換和任務(wù)轉(zhuǎn)換之間存在共同認(rèn)知成分， 因此語言轉(zhuǎn)換能夠促進(jìn)雙語者的認(rèn)知靈活性（Donnelly， 2016）。盡管當(dāng)前研究并未發(fā)現(xiàn)認(rèn)知靈活性的整體雙語優(yōu)勢， 但被試年齡和出版年份對認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用， 表明認(rèn)知靈活性存在有條件的雙語優(yōu)勢。

首先， 與先前研究所發(fā)現(xiàn)的年輕雙語者被試相較年長被試在執(zhí)行控制任務(wù)上有更好表現(xiàn)的結(jié)果相似（Bialystok et al.， 2008）， 當(dāng)前研究同樣發(fā)現(xiàn)兒童雙語者表現(xiàn)出認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢， 而成人雙語者則沒有出現(xiàn)。認(rèn)知靈活性在兒童早期發(fā)展到10歲接近成人水平， 而在中青年期較為穩(wěn)定（Anderson， 2002; Cepeda et al.， 2001）。由于兒童雙語者的認(rèn)知靈活性正處于高速發(fā)展階段， 對于規(guī)則和任務(wù)轉(zhuǎn)換的能力不斷迅速提升， 使得來自雙語轉(zhuǎn)換的經(jīng)驗和語言學(xué)習(xí)的訓(xùn)練對于認(rèn)知靈活性產(chǎn)生了更為顯著的促進(jìn)作用。本研究通過對年齡的調(diào)節(jié)作用分析發(fā)現(xiàn)， 年齡與執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢密切相關(guān)， 一方面二語經(jīng)驗對于執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的影響會隨著雙語者年齡的發(fā)展而存在差異， 雙語經(jīng)驗對于兒童執(zhí)行控制能力的促進(jìn)作用大于其對于成人的影響， 且執(zhí)行控制功能的不同成分存在著不同的年齡發(fā)展階段和可塑性。另一方面， 研究發(fā)現(xiàn)年齡僅調(diào)節(jié)認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢， 而對干擾抑制的影響并不顯著， 也說明干擾抑制和語言控制的關(guān)系更加穩(wěn)定， 并不受年齡的影響。其次， 出版年份對于認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢也存在調(diào)節(jié)作用。新近出版年份的研究存在更明顯的雙語優(yōu)勢結(jié)果。進(jìn)一步檢驗發(fā)現(xiàn)， 各個出版年份之間的研究結(jié)果也存在顯著差異。這一結(jié)果表明， 不同年份的雙語優(yōu)勢研究結(jié)論存在較大不一致， 未來研究應(yīng)更為注意雙語優(yōu)勢研究結(jié)果的縱向發(fā)展變化， 以免過多受到短時期研究結(jié)果趨勢的引導(dǎo)而得出片面或偏差的研究結(jié)論。

4.3" 各調(diào)節(jié)變量對執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢效應(yīng)的影響

當(dāng)前研究首次納入了語系類型這一調(diào)節(jié)變量， 并發(fā)現(xiàn)母語和二語是否屬于同一語系類型， 在一定程度上會影響執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)。然而， 與非特定語言提取理論假設(shè)同一語系類型會產(chǎn)生更顯著的語言遷移作用不同， 研究發(fā)現(xiàn)不同語系類型比相同語系類型有更大的效應(yīng)量， 且反應(yīng)抑制在母語和二語屬于不同語系類型的情況下表現(xiàn)出了雙語優(yōu)勢。盡管尚缺少更為直接的研究證據(jù)對比不同語系類型和同一語系類型雙語者的認(rèn)知優(yōu)勢表現(xiàn)異同， 但當(dāng)前研究發(fā)現(xiàn)仍具有一定的啟示作用。當(dāng)雙語者所掌握的兩種語言屬于不同語系類型時， 雙語者的執(zhí)行控制功能更可能得益于雙語使用的經(jīng)驗。出現(xiàn)這一結(jié)果的可能原因是， 由于雙語者所要學(xué)習(xí)的第二語言與其母語存在較大差異， 學(xué)習(xí)者需要付出更多的認(rèn)知資源和努力以完成不同語言間的控制和轉(zhuǎn)換， 因而其執(zhí)行控制功能也在這一過程中得以更多的鍛煉和提升。未來研究可進(jìn)一步研究語系類型的具體影響作用， 通過設(shè)置不同和相同的語系類型對照組來對比語系類型對于執(zhí)行控制不同成分的雙語優(yōu)勢的影響作用。

通過對比執(zhí)行控制不同成分雙語優(yōu)勢的調(diào)節(jié)變量， 只在反應(yīng)抑制上發(fā)現(xiàn)了二語熟練度的調(diào)節(jié)作用。相對于低熟練雙語者， 熟練或高熟練度的雙語者表現(xiàn)出了反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢。盡管已有大量研究發(fā)現(xiàn)， 二語的熟練度是影響雙語者語言轉(zhuǎn)換的直接原因（吳俊杰 等， 2018; Magezi et al.， 2012）。但當(dāng)前研究表明， 二語高熟練和低熟練個體在執(zhí)行控制上的差異更多體現(xiàn)在反應(yīng)抑制方面。二語熟練度對反應(yīng)抑制優(yōu)勢的影響符合研究假設(shè)， 也進(jìn)一步證實了干擾抑制和反應(yīng)抑制成分是相互獨立的， 兩者的雙語優(yōu)勢存在本質(zhì)區(qū)別。一方面， 雙語者的語言控制與干擾抑制呈現(xiàn)出更為緊密的聯(lián)系， 無論高熟練還是低熟練雙語者， 語言使用經(jīng)驗都會顯著促進(jìn)其干擾抑制能力， 提升增強性認(rèn)知加工， 因此二語熟練度并不調(diào)節(jié)干擾抑制的雙語優(yōu)勢效應(yīng)。另一方面， 由于更多雙語者并不需要頻繁對優(yōu)勢語言反應(yīng)進(jìn)行抑制， 因此反應(yīng)抑制的整體優(yōu)勢效應(yīng)不顯著， 但這一效應(yīng)會受到二語熟練度的調(diào)節(jié)。對于熟練雙語者尤其是平衡雙語者， 常需要根據(jù)不斷變化的語境頻繁切換語言反應(yīng)， 從而在干擾抑制和反應(yīng)抑制上均能夠表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)， 專業(yè)翻譯者比一般雙語者和單語者在抑制控制和工作記憶等各類執(zhí)行控制相關(guān)任務(wù)上均有更好表現(xiàn)， 即“翻譯者優(yōu)勢效應(yīng)”， 表明雙語的頻繁切換會同時促進(jìn)雙語者的增強性加工和抑制性加工能力（Wen amp; Dong， 2019）。

盡管樣本量對于干擾抑制、反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性的調(diào)節(jié)作用均不顯著， 但仍表現(xiàn)出小樣本研究的雙語優(yōu)勢效應(yīng)量比大樣本研究的效應(yīng)量更大的趨勢。小樣本的反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性研究都表現(xiàn)出了雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 即小樣本研究更有可能出現(xiàn)雙語優(yōu)勢效應(yīng)， 這一結(jié)果與前人研究結(jié)論相一致（Paap et al.， 2015）。導(dǎo)致這一結(jié)果的可能原因是小樣本研究中更易獲取高熟練雙語者， 同時也會受到發(fā)表偏差的影響， 這也提示在未來研究中應(yīng)更加謹(jǐn)慎研究樣本量和樣本代表性對雙語優(yōu)勢效應(yīng)結(jié)果可能的影響。此外， 對于二語習(xí)得年齡和社會經(jīng)濟(jì)地位， 二者的調(diào)節(jié)作用均不顯著， 這一結(jié)果可能由于原文獻(xiàn)中對于二者的描述和劃分標(biāo)準(zhǔn)各不相同而造成。對于二語習(xí)得年齡， 有研究界定為初次接觸二語的年齡（Escobar et al.， 2018）， 也有研究界定為習(xí)得二語的年齡（Gon?alves et al.， 2021）。并且， 二語習(xí)得年齡的數(shù)據(jù)尤其是3歲前習(xí)得二語的研究數(shù)據(jù)甚少， 前人研究以12歲為分界點， 也未能發(fā)現(xiàn)二語習(xí)得年齡的調(diào)節(jié)作用（Lehtonen et al.， 2018）。因此， 二語習(xí)得年齡究竟能否調(diào)節(jié)執(zhí)行控制的雙語優(yōu)勢還需更多的量化研究結(jié)果予以佐證。此外， 與Gunnerud等（2020）發(fā)現(xiàn)中等社會經(jīng)濟(jì)地位的雙語兒童更多表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢的結(jié)論不同， 當(dāng)前研究并未得到社會經(jīng)濟(jì)地位的調(diào)節(jié)作用。由于大部分研究中對于社會經(jīng)濟(jì)地位的衡量方法不具有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)， 當(dāng)前研究所采用的被試或其父母學(xué)歷與受教育年限也不能全面代表社會經(jīng)濟(jì)地位水平， 且所納入研究中大部分被試處于中等社會經(jīng)濟(jì)地位， 較低和中上社會經(jīng)濟(jì)地位的數(shù)據(jù)較少， 從而使得結(jié)果可能存在偏頗。

4.4" 研究啟示與不足

當(dāng)前研究通過將干擾抑制和反應(yīng)抑制從傳統(tǒng)的抑制控制中分離出來， 并納入年齡和語系類型等調(diào)節(jié)變量， 進(jìn)一步考察了執(zhí)行控制是否存在穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢效應(yīng)及其影響因素和具體條件。研究發(fā)現(xiàn)為進(jìn)一步相關(guān)工作提供了多方面的啟示。首先， 在干擾抑制成分上發(fā)現(xiàn)了穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢， 且該效應(yīng)不受各調(diào)節(jié)變量的影響， 而分離出干擾抑制成分后， 反應(yīng)抑制則沒有發(fā)現(xiàn)雙語優(yōu)勢， 表明將干擾抑制和反應(yīng)抑制予以區(qū)分是可行且必要的， 二者的雙語優(yōu)勢效應(yīng)的確存在差異。未來研究應(yīng)更為細(xì)致的對干擾抑制和反應(yīng)抑制的不同優(yōu)勢效應(yīng)進(jìn)行深入探討。其次， 研究發(fā)現(xiàn)不同語系類型的二語習(xí)得對于執(zhí)行控制尤其是反應(yīng)抑制有著更大的潛在促進(jìn)作用， 提示未來研究可更多關(guān)注存在較遠(yuǎn)語言距離的二語習(xí)得和執(zhí)行控制之間的可能關(guān)系。此外， 盡管研究未能發(fā)現(xiàn)二語習(xí)得年齡的調(diào)節(jié)作用， 但研究表明被試年齡對于執(zhí)行控制尤其是認(rèn)知靈活性有著明顯影響， 兒童群體相較于成人群體更多的表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢效應(yīng)。未來研究或許可以關(guān)注被試習(xí)得并使用二語的時間作為執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢的一個影響因素。

鑒于研究精力和技術(shù)限制， 本研究仍存在以下不足： 首先， 僅考察了執(zhí)行控制中干擾抑制、反應(yīng)抑制和認(rèn)知靈活性三個成分的雙語優(yōu)勢， 沒有納入工作記憶、選擇性注意等執(zhí)行控制其他成分; 其次， 由于研究所納入原始研究數(shù)量的限制， 導(dǎo)致一些亞組分析中每組的數(shù)據(jù)量不夠平衡， 可能對分析結(jié)果造成一定影響; 此外， 基于現(xiàn)有的文獻(xiàn)檢索手段， 研究未能將非英語的外文文獻(xiàn)納入分析范圍， 可能導(dǎo)致一些特定地域和語言背景的研究數(shù)據(jù)流失而造成研究結(jié)論的推廣程度受到一定限制。

5" 結(jié)論

研究表明， 執(zhí)行控制整體的雙語優(yōu)勢效應(yīng)邊緣顯著， 但在控制發(fā)表偏差后效應(yīng)消失。干擾抑制存在小而穩(wěn)定的雙語優(yōu)勢， 而反應(yīng)抑制的雙語優(yōu)勢受到發(fā)表偏差的影響。年齡對認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢效應(yīng)有顯著影響， 只有兒童雙語者表現(xiàn)出了認(rèn)知靈活性的雙語優(yōu)勢。語系類型的調(diào)節(jié)作用不顯著， 但不同語系類型在反應(yīng)抑制成分上表現(xiàn)出雙語優(yōu)勢。研究結(jié)果支持將干擾抑制和反應(yīng)抑制分開研究， 以及年齡和語系類型作為調(diào)節(jié)變量對于執(zhí)行控制雙語優(yōu)勢的重要影響。

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Abstract： The advantage of executive control brought by bilingual experience has long attracted much attention. However， the theoretical explanation and specific performance of the bilingual advantage effect are still inconsistent. In order to further clarify the internal mechanism of the bilingual advantage effect， the current research distinguished interference control and response inhibition， as well as included both age and language family as moderating variables. Finally， the meta-analysis of 102 works of literature found that the bilingual advantage of executive control was marginally significant （g = 0.11）， but the bilingual advantage disappeared after controlling for the publication bias. Furthermore， the bilingual advantage of the interference control component was marginally significant （g = 0.08）. After controlling for the publication bias， the bilingual advantage of the response inhibition component disappeared. The bilingual advantage of cognitive flexibility was moderated by the subjects' age and the year of publication. To sum up， the results suggest that future research could pay more attention to the differences and internal mechanisms of bilingual advantage on interference control and response inhibition， as well as the influences of bilingual age and the language distance between the native and second languages on the bilingual advantage of executive control.

Keywords： executive control， bilingual advantage， interference control， response inhibition， meta-analysis