閱讀方式和學習次數對中文詞匯的產生效應的影響 *

譚秀娟 李 馨 白學軍

(1 教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院，天津 300387) (2 山西師范大學教育科學學院，太原030006) (3 天津師范大學心理學部，天津 300387) (4 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)

1 引言

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

MacLeod 等人（2010）采用的是“學習-再認”范式，即在學習階段，被試完成閱讀任務；在測試階段，將已學習的單詞（“舊詞”）和未學習的單詞（“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生效應的研究（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計：（1）被試內設計，即被試完成閱讀任務，朗讀一半單詞，默讀另一半單詞，朗讀與默讀隨機呈現；（2）被試間設計，即隨機把被試分為朗讀組和默讀組，每組閱讀所有單詞。采用被試內設計的研究都發現了產生效應（Forrin & Macleod,2018; Hopkins & Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010;Ozubko et al., 2012; Pritchard et al., 2020），但采用被試間設計的研究結果不一致，有的出現了產生效應（Bodner et al., 2014），有的沒有出現產生效應（Hopkins & Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010）。

基于產生效應在被試內設計和被試間設計的出現情況，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）在被試內設計發現了產生效應，而在被試間設計沒有發現產生效應，與Hopkins 和Edwards（1972）的結果一致。為此，MacLeod 等人提出了特異觀，主張產生效應與朗讀的相對特殊性有關，其中，相對特殊性沿用了Murdock（1960）的解釋，主張特殊性和相對性密不可分，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音動作（即發音器官的運動）和聲音，默讀時無外顯的發音動作和聲音（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）在被試內和被試間設計均發現了產生效應，因而提出強度觀，即產生效應可能與編碼的強度差異有關，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）；強度觀強調編碼的強度差異，朗讀和默讀在編碼特征的數量上相同，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，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；然后完成一個列表辨別測試，區分每個單詞是來自兩個列表中的哪一個。結果發現：當A 列表為默讀時，B 列表中朗讀單詞的記憶成績優于默讀單詞的記憶成績；當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，因此存在產生效應；當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，進而導致產生效應的消失，支持特異觀。（2）Zhou 和MacLeod 對經典的被試內設計進行了改造，他們在每一個朗讀（標記為藍色）或默讀（標記為白色）的單詞后插入一個單詞（這個單詞標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，作為被試內變量，插入的紅色單詞構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。結果發現混合列表和純列表均出現產生效應；純列表的產生效應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，當純列表為朗讀時，混合列表中的產生效應顯著降低。研究者認為當將純列表穿插在混合列表中呈現時，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式策略對純列表的單詞進行再認識別；并且當純列表為朗讀時，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。研究者認為若產生效應的出現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，并沒有得到一致的結果，Bodner和Taikh 發現被試在進行列表辨別測試時容易產生歸因偏向，具體地說，當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量。Ozubko 等人（2014）的研究將默讀的學習次數分為一次和兩次，沒有操縱朗讀的學習次數，即沒有充分證明產生效應與項目的編碼強度之間的關系。因此，產生效應是與朗讀的相對特殊性有關還是與項目的編碼強度有關，目前還不明確。

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

實驗1 采用被試內設計同時操縱閱讀方式和學習次數兩個自變量，通過考察閱讀方式和學習次數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）和預實驗的結果，將詞匯的呈現時間設置為1 秒，學習次數設置為1 次和3 次。如果閱讀方式和學習次數的交互作用顯著，即3 次學習和1 次學習的朗讀記憶成績之差，與3 次學習和1 次學習的默讀記憶成績之差，兩個差值的差異顯著，并且3 次學習的產生效應顯著高于1 次學習的，則說明朗讀的學習成績優于默讀的學習成績是編碼強度引起的，產生效應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，學習次數作為被試內變量，繼續考察其對產生效應的影響。以往將閱讀方式作為被試間變量的研究結論不一致（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個體差異且在閱讀、記憶等認知活動中發揮重要作用的關鍵變量進行控制（王協順, 蘇彥捷, 2018; Bayliss et al.,2003; Engle et al., 1999; Peng et al., 2019）。如果實驗2 混合設計的產生效應相對實驗1 被試內設計的產生效應顯著變小或消失，說明產生效應受到朗讀的相對特殊性的影響，支持特異觀；如果混合設計中的產生效應未顯著變小，且產生效應受到項目的編碼強度的影響，則支持強度觀。

2 實驗1：被試內設計中閱讀方式和學習次數對產生效應的影響

實驗1 考察被試內設計中閱讀方式和學習次數對產生效應的影響。

2.1 研究方法

2.1.1 被試

被試量的確定依據兩方面：一方面，先前關于產生效應的研究被試量為20 人到32 人，即可得到顯著的差異性結果（Forrin et al., 2012; MacLeod et al., 2010）；另一方面，采用G*Power3.1 軟件，設置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，無嚴重病史記錄，實驗結束后獲得一定報酬。

2.1.2 實驗設計

采用2（閱讀方式：朗讀、默讀）× 2（學習次數：1 次、3 次）的被試內設計。因變量是被試的記憶成績。

2.1.3 實驗材料

從現代字詞語料庫（Cai & Brysbaert, 2010）選取300 個名詞，筆畫數在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、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 個學習階段閱讀的詞匯和80 個再認測試階段加入的新詞。學習階段閱讀的詞匯分別用藍色和紅色呈現，其中，藍色詞40 個，1 次學習和3 次學習的詞匯各20 個；紅色詞40 個，1 次學習和3 次學習的詞匯各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）

經重復測量方差分析，結果顯示：在詞頻、筆畫數、熟悉度和具體抽象性上，顏色線索和學習次數的主效應均不顯著（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、熟悉度和具體抽象性與80 個學習階段的詞匯也進行了嚴格匹配。

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，并在主試的指導下進行個別施測。

實驗包括練習和正式實驗兩個階段，練習階段的實驗流程和正式實驗的流程相同，且供練習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）學習階段。80 個詞匯隨機逐一呈現，每個詞呈現1 秒，要求被試對出現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 名被試朗讀藍色詞、默讀紅色詞，15 名被試朗讀紅色詞、默讀藍色詞。詞匯學習次數為1 次或3 次，學習次數通過呈現次數來操縱，每呈現1 次，被試閱讀1 次；因80 個詞匯中，一半詞匯呈現1 次，一半詞匯呈現3 次，所以共有160 個詞匯刺激，這些刺激的呈現順序是完全隨機的。告知被試實驗結束后有記憶測試。（2）再認測試階段。學習結束立即進行再認測試，再認測試時學習階段的詞匯和新加入的詞匯均標記為綠色，隨機逐一呈現，要求被試按鍵反應。如果屏幕上的詞匯是學習階段出現過的，則按“Z”鍵，反之，則按“M”鍵。

2.2 結果

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果見表2。經重復測量方差分析，結果顯示：閱讀方式的主效應顯著，F(1, 29)=44.64，p＜0.001，=0.61，朗讀的記憶成績顯著優于默讀的記憶成績。學習次數的主效應顯著，F(1, 29)=183.10，p＜0.001，=0.86，3 次學習的記憶成績顯著優于1 次學習的記憶成績。兩者交互作用不顯著，F(1,29)=1.44，p=0.24，3 次學習和1 次學習的朗讀記憶成績之差，與3 次學習和1 次學習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 產生效應

對1 次學習和3 次學習時的朗讀和默讀的記憶成績分別進行配對樣本t檢驗，結果顯示1 次學習時，t(29)=5.17，p＜0.001；3 次學習時，t(29)=5.64，p＜0.001，即在1 次學習和3 次學習時均存在產生效應。以產生效應的大小為因變量，其中，產生效應=朗讀的再認擊中率-默讀的再認擊中率，對1 次學習和3 次學習的產生效應進行配對樣本t檢驗，結果顯示，t(29)=1.20，p=0.24，即1 次學習的產生效應與3 次學習的產生效應無顯著差異。

2.3 討論

對名詞的詞頻、筆畫數、熟悉度和具體抽象性等屬性進行了嚴格的控制和匹配后，實驗1 在中文詞匯的被試內設計中發現朗讀的記憶成績優于默讀的記憶成績，且效應量較大，與前人的研究結果一致（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習中均發揮普遍的重要性（Perfetti & Zhang, 1995）。3 次學習的記憶成績顯著優于1 次學習的，即增加學習次數能顯著提高再認的正確率，與前人的研究結果一致（李宏英 等,2008; Benjamin, 2001），這說明實驗1 中學習次數這一變量的操縱是有效的。

但是，實驗1 發現閱讀方式和學習次數的交互作用不顯著，說明朗讀的學習成績優于默讀的學習成績并不是編碼強度引起的；同時，3 次學習的產生效應與1 次學習的產生效應無顯著差異，說明產生效應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 并不能全面考察產生效應與朗讀的相對特殊性的關系，本研究將通過比較閱讀方式分別作為被試內變量或被試間變量的兩種實驗設計的結果來檢驗特異觀。

3 實驗2：混合設計中閱讀方式和學習次數對產生效應的影響

實驗2 將閱讀方式設置為被試間變量，學習次數為被試內變量，考察混合設計中閱讀方式和學習次數對產生效應的影響。為了克服個體差異對混合設計中產生效應的干擾，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34 人。為了保證結果更穩定，并參照以往關于產生效應研究的樣本量（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字背誦任務，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，無嚴重病史記錄，實驗結束后獲得一定報酬。將被試分成朗讀組和默讀組，各30 名。經檢驗，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 實驗設計

采用2（閱讀方式：朗讀、默讀）×2（學習次數：1 次、3 次）的混合設計，其中，閱讀方式是被試間變量，學習次數是被試內變量，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。

實驗程序包括練習實驗和正式實驗。正式實驗包括學習和再認測試兩個階段。與實驗1 不同的是，在學習階段，要求被試忽略詞匯顏色，一組被試朗讀所有出現在電腦屏幕中央的詞匯，另一組被試默讀所有詞匯。

3.2 結果

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果見表4。

表4 實驗2 中朗讀和默讀的再認擊中率（M±SD）

經重復測量方差分析，結果顯示：閱讀方式的主效應不顯著，F(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。學習次數的主效應顯著，F(1, 58)=324.88，p＜0.001，=0.85，3 次學習的記憶成績顯著優于1 次學習的記憶成績。兩者交互作用不顯著，F(1, 58)=0.42，p=0.52，3 次學習和1 次學習的朗讀記憶成績之差，與3 次學習和1 次學習的默讀記憶成績之差，兩個差值的差異不顯著。

由于被試的反應敏感性和判斷標準可能會影響擊中率，將學習次數為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d’和判斷標準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）。結果見表5。

表5 實驗2中朗讀組和默讀組的辨別力指數d’和判斷標準C（M±SD）

獨立樣本t檢驗結果顯示：在辨別力指數d’上，t(58)=-0.57，p=0.57；在判斷標準C上，t(58)=0.40，p=0.69，即兩組被試的反應敏感性和判斷標準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敏感性和判斷標準，結果均不存在差異，即排除被試間差異可能對結果的影響。結果發現，朗讀、默讀兩種閱讀方式的記憶成績在1 次學習和3 次學習時差異不顯著。由于實驗1 發現1 次學習和3 次學習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變量轉變為被試間變量，說明產生效應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生效應進行解釋。特異觀主張產生效應與朗讀的相對特殊性有關，相對特殊性強調“對比”（Murdock, 1960），如果單純只采用朗讀或默讀一種閱讀方式學習單詞，朗讀的相對特殊性消失；強度觀主張產生效應僅僅是由于編碼強度差異導致的。在前人研究的基礎上，本研究增加了評估編碼強度的自變量指標，同時操縱了閱讀方式和學習次數兩個自變量，并分別采用被試內設計和混合設計來檢驗上述兩種理論。

基于特異觀，被試內設計存在產生效應，但混合設計不存在產生效應或顯著小于被試內設計的；基于強度觀，被試內設計和混合設計均存在較強的產生效應，且產生效應會受到學習次數引起的編碼強度的影響。實驗1 被試內設計的結果顯示3 次學習和1 次學習時朗讀的記憶成績均優于默讀的記憶成績，與已有研究結果一致（Hopkins &Edwards, 1972; MacLeod et al., 2010; Ozubko et al.,2012; Pritchard et al., 2020），且3 次學習的產生效應與1 次學習的產生效應無顯著差異。實驗2 在控制被試間差異后，將閱讀方式由實驗1 的被試內變量轉變為被試間變量，并保持學習次數仍然是被試內變量，確保實驗2 與實驗1 相比僅僅是朗讀的相對特殊性發生了變化，結果發現混合設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）的研究結果一致，不存在產生效應。綜合實驗1 和實驗2 的結果，說明產生效應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、圖片和圖片對應的單詞、真詞和假詞等不同材料的產生效應，結果發現各種材料閱讀學習時均存在產生效應，且產生效應的大小不受材料性質的影響，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勢，支持特異觀。

以往對于產生效應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確性。因此，實驗2 除了使用擊中率作為因變量指標外，還對比了兩組被試分別對朗讀和默讀的辨別力指數d’和判斷標準C，結果在混合設計中沒有發現差異。但是在被試內設計中，當進行“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進行分析。未來應思考如何統一分析指標，對采用不同實驗設計的結果進行比較，進一步揭示產生效應的內在機制。

5 結論

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