譚秀娟 李 馨 白學(xué)軍

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

1 引言

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

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

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

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

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

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

實(shí)驗(yàn)1 采用被試內(nèi)設(shè)計(jì)同時(shí)操縱閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)兩個(gè)自變量，通過考察閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)是否具有交互作用來檢驗(yàn)強(qiáng)度觀?；谇叭说难芯浚ɡ詈暧?等, 2008; Benjamin, 2001; Mama &Icht, 2018）和預(yù)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果，將詞匯的呈現(xiàn)時(shí)間設(shè)置為1 秒，學(xué)習(xí)次數(shù)設(shè)置為1 次和3 次。如果閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)的交互作用顯著，即3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的朗讀記憶成績之差，與3 次學(xué)習(xí)和1 次學(xué)習(xí)的默讀記憶成績之差，兩個(gè)差值的差異顯著，并且3 次學(xué)習(xí)的產(chǎn)生效應(yīng)顯著高于1 次學(xué)習(xí)的，則說明朗讀的學(xué)習(xí)成績優(yōu)于默讀的學(xué)習(xí)成績是編碼強(qiáng)度引起的，產(chǎn)生效應(yīng)受到編碼強(qiáng)度的影響，支持強(qiáng)度觀。

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

2 實(shí)驗(yàn)1：被試內(nèi)設(shè)計(jì)中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響

實(shí)驗(yàn)1 考察被試內(nèi)設(shè)計(jì)中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響。

2.1 研究方法

2.1.1 被試

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

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

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

2.1.3 實(shí)驗(yàn)材料

從現(xiàn)代字詞語料庫（Cai & Brysbaert, 2010）選取300 個(gè)名詞，筆畫數(shù)在8～24 之間，詞頻大于30 次/百萬，不包含同義詞。請不參加實(shí)驗(yàn)的40 名大學(xué)生對所選詞匯的熟悉度與具體抽象性進(jìn)行5 級評定（1 代表“非常不熟悉”或“非常抽象”，5 代表“非常熟悉”或“非常具體”），在匹配材料的詞頻、筆畫數(shù)、熟悉度和具體抽象性等屬性后，選取160 個(gè)詞匯作為正式實(shí)驗(yàn)材料，包括80 個(gè)學(xué)習(xí)階段閱讀的詞匯和80 個(gè)再認(rèn)測試階段加入的新詞。學(xué)習(xí)階段閱讀的詞匯分別用藍(lán)色和紅色呈現(xiàn)，其中，藍(lán)色詞40 個(gè)，1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)的詞匯各20 個(gè)；紅色詞40 個(gè)，1 次學(xué)習(xí)和3 次學(xué)習(xí)的詞匯各20 個(gè)，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(shí)驗(yàn)詞匯以44 號宋體呈現(xiàn)在白色的屏幕中央。

實(shí)驗(yàn)材料在各屬性上的匹配情況見表1。

表1 實(shí)驗(yàn)材料在各屬性上的匹配情況（M±SD）

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

同時(shí)，再認(rèn)測試階段80 個(gè)新詞的詞頻、筆畫數(shù)、熟悉度和具體抽象性與80 個(gè)學(xué)習(xí)階段的詞匯也進(jìn)行了嚴(yán)格匹配。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

采用E-Prime 2.0 軟件編寫實(shí)驗(yàn)程序，在計(jì)算機(jī)上呈現(xiàn)，并在主試的指導(dǎo)下進(jìn)行個(gè)別施測。

實(shí)驗(yàn)包括練習(xí)和正式實(shí)驗(yàn)兩個(gè)階段，練習(xí)階段的實(shí)驗(yàn)流程和正式實(shí)驗(yàn)的流程相同，且供練習(xí)使用的詞匯不包含在正式實(shí)驗(yàn)詞匯列中，被試熟悉實(shí)驗(yàn)流程后才進(jìn)行正式實(shí)驗(yàn)。

正式實(shí)驗(yàn)包括：（1）學(xué)習(xí)階段。80 個(gè)詞匯隨機(jī)逐一呈現(xiàn)，每個(gè)詞呈現(xiàn)1 秒，要求被試對出現(xiàn)在屏幕中央的詞匯進(jìn)行朗讀或默讀，在朗讀時(shí)，被試出聲閱讀屏幕上出現(xiàn)的詞匯，音量至少保持在正常說話的程度；在默讀時(shí)，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(diǎn)“+”間隔，時(shí)間為500 毫秒。15 名被試?yán)首x藍(lán)色詞、默讀紅色詞，15 名被試?yán)首x紅色詞、默讀藍(lán)色詞。詞匯學(xué)習(xí)次數(shù)為1 次或3 次，學(xué)習(xí)次數(shù)通過呈現(xiàn)次數(shù)來操縱，每呈現(xiàn)1 次，被試閱讀1 次；因80 個(gè)詞匯中，一半詞匯呈現(xiàn)1 次，一半詞匯呈現(xiàn)3 次，所以共有160 個(gè)詞匯刺激，這些刺激的呈現(xiàn)順序是完全隨機(jī)的。告知被試實(shí)驗(yàn)結(jié)束后有記憶測試。（2）再認(rèn)測試階段。學(xué)習(xí)結(jié)束立即進(jìn)行再認(rèn)測試，再認(rèn)測試時(shí)學(xué)習(xí)階段的詞匯和新加入的詞匯均標(biāo)記為綠色，隨機(jī)逐一呈現(xiàn)，要求被試按鍵反應(yīng)。如果屏幕上的詞匯是學(xué)習(xí)階段出現(xiàn)過的，則按“Z”鍵，反之，則按“M”鍵。

2.2 結(jié)果

2.2.1 記憶成績

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

表2 實(shí)驗(yàn)1中朗讀和默讀的再認(rèn)擊中率（M±SD）

2.2.2 產(chǎn)生效應(yīng)

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

2.3 討論

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

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

3 實(shí)驗(yàn)2：混合設(shè)計(jì)中閱讀方式和學(xué)習(xí)次數(shù)對產(chǎn)生效應(yīng)的影響

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

3.1 研究方法

3.1.1 被試

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

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

表3 兩組被試的智商測驗(yàn)和短時(shí)記憶廣度得分（M±SD）

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

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

3.1.3 實(shí)驗(yàn)材料和實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)材料同實(shí)驗(yàn)1。

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

3.2 結(jié)果

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

表4 實(shí)驗(yàn)2 中朗讀和默讀的再認(rèn)擊中率（M±SD）

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

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

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

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

3.3 討論

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

4 總討論

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

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

以往對于產(chǎn)生效應(yīng)的研究大都采用再認(rèn)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(rèn)為，辨別力指數(shù)d’反映了一個(gè)人的感覺敏感性，它不受情緒、期望、動機(jī)等的影響，能夠比擊中率更好地反映被試記憶的準(zhǔn)確性。因此，實(shí)驗(yàn)2 除了使用擊中率作為因變量指標(biāo)外，還對比了兩組被試分別對朗讀和默讀的辨別力指數(shù)d’和判斷標(biāo)準(zhǔn)C，結(jié)果在混合設(shè)計(jì)中沒有發(fā)現(xiàn)差異。但是在被試內(nèi)設(shè)計(jì)中，當(dāng)進(jìn)行“新或舊”再認(rèn)測驗(yàn)時(shí)，朗讀和默讀的虛報(bào)率不能精確獲得，如果將朗讀和默讀看作共享一個(gè)虛報(bào)率，計(jì)算出來的d’會存在明顯的缺點(diǎn)（Forrin et al., 2016）。因此實(shí)驗(yàn)1 只使用擊中率作為因變量指標(biāo)進(jìn)行分析。未來應(yīng)思考如何統(tǒng)一分析指標(biāo)，對采用不同實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的結(jié)果進(jìn)行比較，進(jìn)一步揭示產(chǎn)生效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制。

5 結(jié)論

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