韓婷婷 喻 豐 陳 瓊 趙俊峰

（1 湖北經(jīng)濟學院，武漢 430205；2 武漢大學哲學學院心理學系，武漢 430072；3 河南大學心理與行為研究所，開封 475004）

1 引言

閱讀理解中涉及的元認知活動是元理解（metacomprehension），它是指讀者判斷自己對于閱讀材料學習或者理解的程度， 包括對自己閱讀過程及其結果的監(jiān)測（monitoring）與控制（control）（Dunlosky ＆Lipko， 2007； Egan， 2012； 陳啟山， 2007）。 元理解監(jiān)測對學習者的自我調(diào)節(jié)學習非常重要。 監(jiān)控能力強的學習者， 會選擇之前他認為理解較差的內(nèi)容進行再次學習， 而不是花費時間在已經(jīng)掌握的內(nèi)容上面， 監(jiān)控能力強的學習者會更有效地調(diào)配自己的學 習 時 間 （ Thiede et al.， 2010； Griffin et al.，2019）。

元理解監(jiān)測的操作性定義是指讀者對自己閱讀理解程度的評估判斷或者對之后成績的預測， 簡稱為理解評估與成績預測 （陳啟山， 2007； Griffin et al.， 2009 ）。 學習者的元理解判斷與其實際成績間的一致性程度被稱為元理解監(jiān)測的精確性。 以往關于元理解監(jiān)測的諸多研究中， 研究者均發(fā)現(xiàn)學習者元理解監(jiān)測的準確性偏低， 這說明學習者往往不能很好地區(qū)分已經(jīng)學習內(nèi)容的效果好壞 （Thiede et al， 2009）。 究其原因可能與學習者在進行元理解判斷時使用的線索不同有關 （Prinz et al.， 2018）。 研究者將學習者使用的線索分為兩類： 啟發(fā)式線索與表征線索，啟發(fā)式線索不需要消耗認知努力，并且容易獲得。 例如，對文章主題的熟悉程度、文章的字體大小等。 表征線索涉及學習內(nèi)容不同表征水平的線索。 例如， 理解的具體概念與命題 （Son ＆ Metcalfe， 2005）。 此外，啟發(fā)式線索的有效性是很有限的， 因為這些線索只能部分反映出學習者對于文本的理解程度。

研究者發(fā)現(xiàn)當學習者使用多媒體材料進行學習時， 其元理解監(jiān)測準確性并沒有提高 （Thomas et al.， 2016）。 Serra 的研究中采用包含六段文字的學習材料， 在不同的階段分別讓學習者進行了元理解判斷，具體為在學習材料之前，學習每段內(nèi)容之后，以及學習完全部內(nèi)容。 研究發(fā)現(xiàn)采用多媒體呈現(xiàn)方式并沒有提高學習者的元理解監(jiān)測準確性。 且大部分被試持有采用多媒體學習會比單獨呈現(xiàn)文本學習的效果更好這一信念， 該研究將其稱為多媒體優(yōu)勢信念（Serra， 2007）。 在 Serra 等人的另一項研究中采用了兩種多媒體呈現(xiàn)方式，第一組為照片（photo）與文本，第二組為圖片（diagram）與文本，而第三組仍采用文本單獨呈現(xiàn)的方式。結果發(fā)現(xiàn)，三個組的被試做出的元理解判斷是有差異的， 第三組被試做出的元理解判斷低于另外兩個組， 前兩個組之間沒有差異。 由此看出，被試在多媒體呈現(xiàn)方式（第一組與第二組）下做出了更高的元理解判斷，但是第一組的呈現(xiàn)方式 （照片＋文本） 并沒有提高被試的學習成績，說明學習者在學習完全部材料之后進行判斷時，也會受到多媒體優(yōu)勢信念的影響， 因此研究者認為學習者的元理解監(jiān)測受到多媒體啟發(fā)式（multimedia heuristic）的影響（Serra， 2010）。 但是之前的研究均沒有直接對多媒體優(yōu)勢信念進行測量， 并未直觀探究多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響。

此外， 多媒體優(yōu)勢信念的這一影響也可能是錨定效應， 即人們?nèi)菀资艿叫畔⑼怀鎏卣鞯挠绊憦亩龀雠袛?（Epley ＆ Gilovich， 2005）。 在經(jīng)濟學領域， 已有眾多研究者對錨定效應進行了廣泛的研究（Epley ＆ Gilovich， 2005）。 在元認知領域，研究者也取得了一定的成果。研究發(fā)現(xiàn)，學習者閱讀難易程度不同的文章時，會錨定于最初文章的難度，然后不斷地進行調(diào)整， 學習者的元理解判斷是一個錨定調(diào)整的過程（Zhao， ＆ Linderholm， 2008）。 此外，對學習者有影響的錨，研究者按照其來源，將其分為自我提供的錨與外部提供的錨兩類 （Epley ＆ Gilovich，2005）。關于這兩種類型，研究者均進行了考察。如學習者會錨定于個體對于能力的感知， 即自我提供的錨， 學習者對于自己能力的評分與元理解判斷值存在顯著的相關， 即認為自己能力高的學習者會做出較高的元理解判斷（Zhao ＆ Linderholm， 2008）。 外部提供的錨對學習者的影響與內(nèi)部提供的錨作用類似，學習者會錨定于同伴的成績，被試進行元理解判斷之前， 被告知 “其他同學報告值的均值為 95%／55%”，會影響其做出較高／較低的元理解判斷（Zhao＆ Linderholm， 2011）。 從以往研究來看，多媒體優(yōu)勢信念可能屬于外部提供的錨。當然，也有一些方法可以降低錨定的影響。在經(jīng)濟學領域，研究者發(fā)現(xiàn)使用經(jīng)濟刺激以及預先警告都可以促使被試對自我產(chǎn)生的錨進行更為準確的調(diào)整。 Epley 等人（2005）的研究發(fā)現(xiàn)學習者在進行元理解判斷之前， 給予經(jīng)濟刺激， 可以降低這一外部產(chǎn)生的錨對其元理解監(jiān)測的影響。 本研究進一步探究采用預先警告是否可以降低多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響。

以往研究較多關注學習者學習單純的文本內(nèi)容時， 其元理解監(jiān)測的準確性如何 （Reid et al.，2017； Nguyen ＆ McDaniel， 2016； Wiley et al，2016； Vossing et al.， 2017），以及采用多媒體呈現(xiàn)方式時，如何促使學生進行更好的自我調(diào)節(jié)學習。而對于多媒體呈現(xiàn)方式下， 學習者元理解監(jiān)測準確性的研究則較為匱乏。 對于教育研究者， 甚至一線老師，更為關心的是采用多變的教學形式，不僅可以提高學生的學習成績， 還能夠提高學生自我調(diào)節(jié)學習的效果。因此，關注多媒體學習中學習者的元理解監(jiān)測是非常重要的， 也是一個具有實際意義的問題（Jaeger ＆ Wiley， 2014）。 本研究由此入手，采用多媒體與單純文本兩種呈現(xiàn)方式，以大學生為被試，以經(jīng)典材料《閃電的形成》為實驗材料，研究不同呈現(xiàn)方式下， 大學生提取的不同線索對其元理解監(jiān)測準確性的影響。

2 實驗1：多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響

2.1 研究目的

探究多媒體優(yōu)勢信念對學習者元理解判斷 （段后判斷與學習完整體判斷）與學習成績的影響，進而考察多媒體優(yōu)勢信念對學習者元理解監(jiān)測的影響。

2.2 方法

2.2.1 被試

選取河南某大學的大學生共50 人， 其中男生39 人，女生 11 人，平均年齡為 20.52 歲，視力或矯正視力正常。

2.2.2 實驗設計

本實驗為單因素被試間（呈現(xiàn)方式：多媒體 vs文本）實驗設計，因變量為元理解判斷（段后判斷與學習完整體判斷）與學習成績。

2.2.3 實驗材料

實驗材料：使用說明文《閃電的形成》。全文共六段， 前面五段均來自于 Mayer 的中文翻譯版本，第六段由2 名英文專業(yè)同學進行翻譯 （Serra， 2007；Mayer， 2001）。對前五段的內(nèi)容進行了相應的刪減，最后全文字數(shù)共為902 字。在多媒體呈現(xiàn)方式下，除了呈現(xiàn)文本還會呈現(xiàn)彩色圖表，圖表中不包含注釋，但涵蓋了文本中的部分信息。

多媒體優(yōu)勢信念問卷：采用Serra（2007）多媒體優(yōu)勢信念題，采用Likert 7 點量表計分，如“在你看來一本供大多數(shù)人學習的科學教科書中， 有文本與圖表：A 對比只有文本，你覺得它們對你的效果有多大。 B 對比只有文本， 你覺得它們有助于學習的程度”。

先前知識經(jīng)驗：共8 道題，如“我了解氣象學的相關知識”“我知道什么是冷峰”。采用Likert 5 點記分 （Mayer et al， 1996； Mayer ＆ Moreno， 1998）。一半被試需要在測完先前知識經(jīng)驗之后填寫多媒體優(yōu)勢信念問卷，即在正式實驗前填寫；另一半被試在全部實驗結束之后填寫。

測試材料：測試題分為兩種，細節(jié)題與遷移題。細節(jié)題采用了12 道簡答題 （每段話對應兩道題），遷移題有 3 道，保持題有 1 道（Serra， 2007； Mayer，2001）。所有的問題按照實驗材料中文本的內(nèi)容皆可以回答。

2.2.4 程序

實驗材料采用E-prime 編寫，分為兩階段。 第一，閱讀階段：被試共需要進行三次判斷，學習前整體判斷（成績預測），學習完每一段內(nèi)容之后的段后判斷（成績預測）以及學習完所有材料之后的整體判斷（理解評估）。所有的判斷均按照0%～100%進行打分，0%表示不能答對任何一題，100%表示能答對全部的題。學習前整體判斷為：兩組被試在進行閱讀之前，均需要依據(jù)自己關于《閃電的形成》的相關知識或經(jīng)驗，做出閱讀前的整體判斷。 段后判斷為：在閱讀每段文章之后， 被試需要即時做出關于這段內(nèi)容的段后判斷，即詢問被試“若回答和這段材料相關的測試題，你覺得自己多大程度上能夠回答正確？請你從0%-100%進行評價”。學習完整體判斷為：被試需要針對所有學習的內(nèi)容進行理解判斷， 即詢問被試“你認為你多大程度上理解了閃電的形成原理”。 第二，測試階段：電腦呈現(xiàn)保持題、12 道簡答題以及3道遷移題，被試的回答均不限制時間。 在測試階段，被試回答問題之后則不能返回修改。 在完成全部測試題之后，給予每位被試相應的報酬。

2.3 研究結果

2.3.1 學習時間與先前知識經(jīng)驗

學習時間由被試開始閱讀正文第一段開始，一直到學習完第六段內(nèi)容。 多媒體學習組共23 人，文本學習組共27 人。 計算每種呈現(xiàn)方式下，所有被試學習六段文章的平均時間，多媒體學習組（M＝38.56秒，SD＝4.33）與文本學習組（M＝29.20 秒，SD＝1.27），兩組被試的學習時間無顯著的差異 t（47）＝1.05，p＞0.05，d＝2.93。 說明多媒體學習組并沒有顯著比文本學習組花費更多的時間。 通過對兩組被試的先前知識經(jīng)驗進行分析，結果發(fā)現(xiàn)，多媒體學習組（M＝27.91，SD＝7.68）與文本學習組（M＝25.33，SD＝7.03）的先前知識經(jīng)驗無顯著差異，t（48）＝1.24，p＞0.05，d＝0.35。

2.3.2 測試成績

記分方式：保持題、簡答題以及遷移題的答案均由兩名未知實驗目的的研究助手進行編碼， 其評分者 一 致 性 較 高 （Cronbach’s α 系 數(shù) 分 別 為0.99，0.99，0.88）， 不一致的內(nèi)容由兩位評分者商討而定。保持題分為8 個關鍵點，按照答對的關鍵點給分。 簡答題的分數(shù)范圍為0～12 分， 每道題不計半分，完全答對給1 分。遷移題按照以往研究者的標準進行打分。

對各項測試題進行計算，經(jīng)過分析，多媒體學習組（本實驗中特指圖表與文本組）的保持題得分（M＝5.44，SD＝1.70）顯著高于文本學習組（M＝3.78，SD＝2.15），t（48）＝2.98，p＜0.01，d＝0.85；多媒體學習組的簡答題成績（M＝8.48，SD＝1.86）顯著高于文本學習組（M＝6.04，SD＝2.59），t（48）＝3.77，p＜0.001，d＝1.08；而對于遷移題成績， 多媒體學習組 （M＝2.48，SD＝1.08）與文本學習組（M＝2.19，SD＝0.74）的差異并不顯著 t（48）＝1.13，p＞0.05，d＝0.31。

2.3.3 元理解判斷

對被試進行的各項判斷進行分析， 描述性統(tǒng)計如表1 所示。 多媒體學習組的學習前整體判斷與文本學習組不存在顯著差異 t（47）＝0.95，p＞0.05，d＝0.28，但是多媒體學習組的段后判斷與文本學習組存在顯著差異 t（47）＝2.24，p＜0.05，d＝0.64。 多媒體學習組的學習完整體判斷與文本學習組存在顯著差異，t（48）＝2.65，p＜0.05，d＝0.75。

表1 學習判斷描述性統(tǒng)計

對兩組被試的元理解監(jiān)測準確性進行分析。 計算每個被試所進行的段后判斷與對應的 12 道簡答題成績的個體內(nèi) Gamma 相關。 多媒體學習組的元理解監(jiān)測準確性（M＝0.43，SD＝0.71）與文本學習組的被試（M＝0.46，SD＝0.41）無顯著差異 t（43）＝-0.22，p＞0.05，d＝-0.06。

分別計算學習完整體判斷與保持題， 以及遷移題成績的皮爾遜相關。結果發(fā)現(xiàn)，兩組被試在學習完整體判斷與保持題的相關無顯著的差異 （R多媒體＝0.11，p多媒體＝0.63；R文本＝0.32，p文本＝0.11），p＞0.05。 對于學習完整體判斷與遷移題成績的皮爾遜相關，多媒體學習組（R多媒體＝0.01，p多媒體＝0.951）與文本學習組 （R文本＝-0.02，p文本＝0.92） 也并無顯著差異，p＞0.05。

2.3.4 多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響

使用改編的問卷對多媒體優(yōu)勢信念進行測量，分值為題干中考察多媒體優(yōu)勢的得分減去考察文本優(yōu)勢的得分，然后計算均值。先對兩個組的多媒體優(yōu)勢信念進行t 檢驗，結果顯示，多媒體學習組（M＝1.50，SD＝1.02）與文本學習組（M＝2.07，SD＝1.02）的多媒體優(yōu)勢信念無顯著差異，t （48）＝-1.96，p＞0.05，d＝-0.56。進一步檢驗被試是否將此信念作為元理解判斷的錨。 控制被試的保持題、 簡答題與遷移題成績，計算多媒體學習組中，多媒體優(yōu)勢信念與段后判斷、學習完整體判斷的偏相關，具體結果為多媒體優(yōu)勢信念與段后判斷的偏相關為 0.48（p＜0.05），多媒體優(yōu)勢信念與學習完整體判斷的偏相關為0.58（p＜0.01）。

2.4 討論

實驗1 發(fā)現(xiàn)多媒體學習組（指圖表與文本組）與文本學習組被試的先前知識經(jīng)驗沒有顯著的差異，學習成績也未受到先前知識經(jīng)驗的影響。 多媒體學習組被試的遷移題成績與文本學習組被試的差異不大， 而保持題、 簡答題的成績均高于文本學習組被試。 其結果與Serra（2007）研究一的結果是一致的。多媒體學習組被試的兩次元理解判斷 （學習中以及學習完）均高于文本學習組被試，而兩組被試的元理解監(jiān)測準確性無顯著差異。說明即使采用圖文呈現(xiàn)，也并不能很好地提高學習者的元理解監(jiān)測準確性。通過分析多媒體學習組被試的多媒體優(yōu)勢信念與元理解判斷的偏相關， 結果發(fā)現(xiàn)多媒體學習組被試的兩次元理解判斷（學習中與學習完）均會錨定于多媒體優(yōu)勢信念， 即人們持有多媒體呈現(xiàn)方式下學習效果會好于文本這一信念。

結合本實驗的結果來看， 多媒體優(yōu)勢信念會影響到學習者的元理解判斷，若在多媒體呈現(xiàn)方式下，對學習者的多媒體優(yōu)勢信念進行干預， 是否可以進一步提高學習者的元理解監(jiān)測準確性， 需要進一步探究。

3 實驗2：預先警告降低多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響

3.1 研究目的

在實驗1 的基礎上， 結合經(jīng)濟學領域的研究結果，考察采用預先警告這一方式，是否可以某種程度上降低多媒體優(yōu)勢信念對學習者元理解監(jiān)測的影響，促使學習者更準確地進行元理解監(jiān)測。

3.2 方法

3.2.1 被試

選取河南某高校大學生共50 人， 其中男生24人，女生26 人，平均年齡為21 歲，視力或矯正視力正常。

3.2.2 實驗設計

單因素被試間 （警告組 vs 無警告組） 實驗設計，因變量為元理解判斷（段后判斷與學習完整體判斷）與學習成績。

3.2.3 實驗材料

實驗材料同實驗1， 該實驗只采用多媒體呈現(xiàn)方式。

3.2.4 研究程序

在被試進行學習之前，參照以往的研究范式，將被試隨機分到警告組與無警告組 （Epley ＆Gilovich， 2005）。實驗基本流程同研究一。只是警告組的被試在實驗之前會看到屏幕上呈現(xiàn)一段話，內(nèi)容是關于學習者的判斷容易受到各種外部信念的影響，并舉例進行說明。無警告組的被試不會看到這一指導語，其他的實驗流程均與警告組相同。

3.3 研究結果

3.3.1 操作性檢驗

本實驗中，警告組的被試閱讀完“警告指導語”之后，需要完成一道選擇題。

被試在屏幕呈現(xiàn)的綠色框內(nèi)輸入自己的選擇，對兩個組被試的選擇進行卡方檢驗。 無警告組選擇選項 1 的有6 人，選擇選項2 的有 13 名；警告組的被試選擇選項1 的有20 人， 選擇選項2 的有1 人。經(jīng)過卡方檢驗， 發(fā)現(xiàn)差異性顯著 χ2＝17.77，df＝1，p＜0.001，證實本研究的啟動是有效的。

3.3.2 學習時間與先前知識經(jīng)驗

學習時間的計算方式同實驗1， 通過對兩組被試的學習時間進行t 檢驗，結果發(fā)現(xiàn)無警告組（M＝31.81，SD＝1.33）與警告組（M＝27.63，SD＝8.19）的被試學習時間無顯著差異，t （38）＝1.21，p＞0.05，d＝0.71， 兩組被試在先前知識經(jīng)驗上不存在顯著差異（M無警告組＝26.41，SD無警告組＝6.31；M警告＝25.76，SD警告＝6.35），t（41）＝0.34，p＞.05，d＝0.10。

3.3.3 學習成績

三種測試題的記分方式同實驗1。 對各項題型的評分者一致性進行計算，保持題、簡答題與遷移題的評分者一致性分別為 0.98，0.94 與 0.81，不一致的內(nèi)容由兩位評分者商討而定。

經(jīng)過計算，無警告組（M＝4.73，SD＝2.14）與警告組（M＝4.05，SD＝2.04）在保持題上不存在顯著差異 t（41）＝1.07，p＞0.05，d＝0.33，無警告組（M＝7.50，SD＝2.54）與警告組（M＝6.86，SD＝2.46）在簡答題上不存在顯著差異 t（41）＝0.84，p＞0.05，d＝0.26。兩組被試的遷移題成績不存在顯著差異（M無警告組＝2.00，SD無警告組＝1.02；M警告組＝1.86，SD警告組＝0.85），t（41）＝0.50，p＞0.05，d＝0.15。

3.3.4 元理解判斷

對被試的各項判斷進行描述性統(tǒng)計， 其結果如表2 所示。

表2 測試題描述性統(tǒng)計

獨立樣本t 檢驗發(fā)現(xiàn)， 無警告組與警告組在學習前整體判斷不存在顯著差異 t（40）＝0.84，p＞0.05，d＝0.26。 進一步說明兩組被試的先前知識經(jīng)驗不存在顯著的差異。 無警告組與警告組在段后判斷存在顯著差異 t（41）＝2.20，p＜0.05，d＝0.67。無警告組與警告組在學習完整體判斷存在顯著差異t （41）＝2.55，p＜0.05，d＝0.78。

3.3.5 元理解監(jiān)測準確性

對兩組被試的元理解監(jiān)測準確性進行計算，首先計算所有被試的段后判斷與簡答題的Gamma 相關。 無警告組被試（M＝0.2，2SD＝0.80）的元理解監(jiān)測準確性與警告組（M＝0.49，SD＝0.62）無顯著性差異 t（39）＝-1.23，p＞0.05。 效應值檢驗發(fā)現(xiàn)兩者差異呈現(xiàn)中等效應，d＝-0.39。然后，計算學習完整體判斷與保持題，以及遷移題的皮爾遜相關。 結果發(fā)現(xiàn)，對于學習完整體判斷與保持題的皮爾遜相關， 兩組被試無顯著的差異（R無警告組＝0.44，p無警告組＝0.04；R警告組＝0.23，p警告組＝0.33），p＞0.05。 對于學習完整體判斷與遷移題成績的皮爾遜相關，無警告組（R＝0.16，p＝0.49）與警告組（R＝0.32，p＝0.16），并無顯著差異，p＞0.05。

3.4 討論

實驗2 通過呈現(xiàn)一篇小短文對警告組進行操作， 結果發(fā)現(xiàn)通過預先警告可以顯著地降低被試的段后判斷以及閱讀完整篇文章之后的元理解判斷。此結果與Epley 等人（2005）的研究結果是一致的。兩組被試對于簡答題、 保持題以及遷移題的元理解監(jiān)測準確性差異不大。經(jīng)過效應值檢驗，兩組被試對于簡答題的元理解監(jiān)測準確性差異達到了中等效應，說明對于簡答題，采用預先警告這一操作有效地提高了多媒體學習組被試的元理解監(jiān)測準確性。 但是， 對于保持題以及遷移題來說， 無論是否給與警告，被試仍然存在高估的現(xiàn)象，兩組被試對于學習內(nèi)容好壞的區(qū)分度沒有顯著差異。這也說明，采用預先警告對于提高學習者元理解監(jiān)測準確性的作用是比較有限的。

本實驗采用的多媒體呈現(xiàn)方式增加了圖表，重復了文本中的部分信息。 雖然圖表不能增加新的內(nèi)容， 但是其視覺呈現(xiàn)以及重復的信息可以為學習者提供更多的線索用于元理解判斷。 多媒體學習組的被試在做出元理解判斷時， 除了會受到多媒體優(yōu)勢信念的影響， 也會受到在線加工學習內(nèi)容時得到的表征線索的影響， 而多媒體呈現(xiàn)方式下表征線索有何特點，需要進一步的探究。

4 實驗3：元理解監(jiān)測表征線索的差異——多媒體呈現(xiàn)與單獨文本呈現(xiàn)

4.1 研究目的

學習者進行元理解判斷時， 除了會受到多媒體信念的影響外，還會受到其他監(jiān)測線索的影響。在該實驗中依據(jù)學習者的自由回憶內(nèi)容， 來考察學習者進行元理解判斷時使用的表征線索的差異。

4.2 研究方法

4.2.1 研究對象

選取河南某高校大學生57 人，其中男生16 人，女生41 人，平均年齡為21.29 歲，視力或矯正視力正常。

4.2.2 研究工具

實驗材料同實驗1。 正式實驗之前重新對多媒體優(yōu)勢信念問卷的測量內(nèi)容進行修改，共計六道題。前三道題考察學習者認為圖表好于文本的信念，后三道題考察學習者認為圖表與解說好于文本的信念，均使用Likert 7 點計分。預實驗發(fā)現(xiàn)學習者在圖表優(yōu)勢信念（前三道題）的得分（M＝14.00，SD＝3.22）與圖表與解說優(yōu)勢信念 （后三道題） 的得分 （M ＝14.17，SD＝3.81） 之間不存在顯著的差異，p＝0.79，d＝0.05。 該問卷可用于正式實驗。

4.2.3 研究設計

本實驗采用單因素被試間實驗設計， 其中自變量為呈現(xiàn)方式：圖表與解說、圖表與文本、單純文本，因變量為自由回憶的要點信息數(shù)量。

4.2.4 研究程序

被試首先需要填寫與實驗一中相同的統(tǒng)計學信息，之后將被試隨機分配到三個實驗組。 每個組，一半的被試在實驗之前完成多媒體優(yōu)勢信念問卷，一半被試在實驗結束之后完成多媒體優(yōu)勢信念問卷。統(tǒng)計學信息填完之后，所有被試進入正式實驗階段。在此階段，每個被試學習完一段文字之后，電腦屏幕會提示“若回答和這段材料相關的測試題，你覺得自己多大程度上能夠回答正確？ 從0%～100%進行評價?！迸袛嘀螅聊粫尸F(xiàn)“你可以自由回憶剛剛讀過的內(nèi)容，并寫在答題紙上”，依據(jù)指導語，被試可以對學習過的內(nèi)容進行自由回憶。 之后屏幕會提示被試進行再次判斷。在全部內(nèi)容學習完之后，被試會進行整體的理解判斷。 為了控制測驗時間， 在此實驗中，被試不需要進行最后的測試階段。

4.3 結果分析

4.3.1 先前知識經(jīng)驗

對三組被試的先前知識經(jīng)驗進行統(tǒng)計分析。 結果顯示，多媒體類型的主效應不顯著，圖表與解說組的（M＝25.29，SD＝7.48），圖表與文本組（M＝25.83，SD＝7.93），以及文本組（M＝24.83，SD＝9.33），均不存在顯著的差異 F（2，54）＝0.07，p＞0.05，η2＝0.002。

4.3.2 學習判斷

對學習者的兩次段后判斷進行方差分析， 結果顯示， 兩次判斷的差異并不顯著，t （108）＝0.44，p＞0.05，η2＝0.002。 說明讓被試進行自由回憶并沒有影響到被試的元理解判斷。

對三組被試第一次的段后判斷以及學習完整體判斷進行統(tǒng)計分析。以段后判斷為因變量，組別為自變量做方差分析，結果顯示，組別的主效應顯著，F(xiàn)（2，53）＝6.06，p＜0.01，η2＝0.19。 進一步 Scheffe 事后多重比較發(fā)現(xiàn)，圖表與解說組的判斷值（M＝72.44，SD＝11.71）顯著高于文本組（M＝53.15，SD＝26.46），p＜0.01，d＝0.94； 圖表與文本組的判斷值 （M＝68.18，SD＝11.35）與文本組（M＝53.15，SD＝26.46）的差異達到了顯著性水平，p＜0.05，d＝0.74。 進一步以學習完整體判斷為因變量，以組別為自變量進行方差分析，結果發(fā)現(xiàn)， 組別的主效應顯著，F(xiàn) （2，52）＝4.99，p＜0.05，η2＝0.16，Scheffe 事后多重比較的結果發(fā)現(xiàn)，圖表與解說組的判斷值（M＝73.21，SD＝13.18）顯著高于文本組 （M＝55.78，SD＝27.41），p＜0.05，d＝0.81；圖表與文本組的判斷值（M＝73.11，SD＝13.69）顯著高于文本組 （M＝55.78，SD＝27.41），p＜0.05，d＝0.80；其他兩組的差異不顯著，p＞0.05，d＝0.007。 結果發(fā)現(xiàn)，多媒體學習組被試在學習完之后的判斷值均高于文本組被試的判斷值。

4.3.3 監(jiān)測線索

結合實驗材料的主要內(nèi)容以及三種測試題的答案，對每段話包含的信息點進行分析，由兩名未知實驗目的的實驗助理對學習者的自由回憶內(nèi)容進行編碼 （Anderson ＆ Thiede， 2008； Dunlosky ＆ Rawson， 2005）。 編碼關鍵信息點的編碼者一致性系數(shù)為0.87。對所有被試的關鍵信息點進行統(tǒng)計分析，組別的主效應顯著，F(xiàn)（2，54）＝8.39，p＜0.01，η2＝0.24。 結果顯示，圖表與解說組的線索（M＝14.43，SD＝4.15）顯著多于文本組 （M＝9.33，SD＝4.27），p＜0.001，d＝1.21； 圖表與解說組的線索 （M＝14.43，SD＝4.15）和圖表與文本組的線索（M＝12.06，SD＝3.02）差異達到邊緣顯著，p＝0.06，d＝0.66，圖表與文本組的線索（M＝12.06，SD＝3.02） 顯 著 多 于 文 本 組 （M＝9.33，SD＝4.27），p＜0.05，d＝0.74?？傮w上看來，多媒體學習組進行元理解判斷時獲得的線索比單獨閱讀文本時要多。

對三個組的多媒體優(yōu)勢信念進行計算， 結果發(fā)現(xiàn)，圖表與解說組（M＝11.14，SD＝1.76），圖表與文本組（M＝10.00，SD＝1.80），與文本學習組（M＝10.41，SD＝1.59） 之間的差異不顯著，F(xiàn) （2，54）＝2.23，p＞0.05，η2＝0.08。進一步控制被試的多媒體優(yōu)勢信念，計算線索與被試所進行的段后判斷與學習完整體判斷的偏相關，結果顯示，線索與段后判斷的偏相關為0.31，p＜0.05， 線索與學習完整體判斷的偏相關為0.43，p＜0.01。

4.4 討論

本實驗發(fā)現(xiàn)無論是段后判斷還是學習完整體判斷， 圖表與解說組以及圖表與文本組均顯著高于文本學習組，而多媒體學習組之間不存在顯著的差異。說明在多媒體呈現(xiàn)方式下， 由于解說以及圖表的呈現(xiàn)等， 學習者有機會獲得更多的表征線索用于元理解判斷。 通過對學習者使用的線索進行編碼以及統(tǒng)計分析， 發(fā)現(xiàn)圖表與解說組以及圖表與文本組被試使用的線索均顯著多于文本學習組被試， 多媒體學習組獲得了更多的線索用于元理解判斷， 且這些線索包含了學習材料中的關鍵信息。 說明多媒體呈現(xiàn)方式下， 學習者會得到更多與學習內(nèi)容表征有關的線索，這可能也是學習者做出較高判斷的原因。如何促使學習者更加主動地提取線索， 以及提高這些線索的有效性， 使用情景模型方法是否可以提高多媒體呈現(xiàn)方式下學習者的元理解監(jiān)測的準確性， 仍需要進一步的研究加以驗證。

5 總體討論

5.1 學習成績

采用多媒體呈現(xiàn)方式可以提高學習者的成績。實驗1 中發(fā)現(xiàn)多媒體學習組（圖表與文本組）與文本學習組的被試， 在先前知識經(jīng)驗的得分以及學習前整體判斷上均無顯著的差異， 兩組被試的學習成績并未受到其先前知識經(jīng)驗的影響。 多媒體學習組被試的保持題、簡答題成績均顯著高于文本學習組，而對于遷移題成績，兩組被試的差異并不顯著，多媒體呈現(xiàn)方式體現(xiàn)了對于學習者學習效果的優(yōu)勢， 這一結果與以往研究是一致的 （Mayer， 2001； Moreno，2007； Serra， 2007）。 但是兩組被試的遷移題成績并沒有顯著的差別， 一方面可能是由于在文本的閱讀中增加了元理解判斷， 影響了學習者的記憶與理解；另一方面可能是由于在遷移題之前增加了12 道簡答題，從而影響了被試的遷移題成績。兩組被試在遷移題上的得分都較低， 本研究推測也可能是由于遷移題是要求最后做答的題目， 因此被試并未花費太多時間認真作答。 總而言之，由于圖表的呈現(xiàn)，多媒體學習組對學習內(nèi)容的加工程度更深， 多媒體呈現(xiàn)方式對于提高學習者的成績是有很大幫助的。

5.2 元理解監(jiān)測線索

本研究發(fā)現(xiàn)， 學習者在進行元理解監(jiān)測時會受到啟發(fā)式線索以及表征線索的影響。 實驗1 通過對多媒體優(yōu)勢信念進行量化以及與段后判斷和學習完整體判斷的偏相關分析，發(fā)現(xiàn)多媒體學習組的被試，不論在學習完每段文章之后做出元理解判斷， 還是學習完全部內(nèi)容之后做出元理解判斷， 均會錨定于啟發(fā)式線索，即多媒體優(yōu)勢信念。實驗2 發(fā)現(xiàn)采用預先警告可以降低啟發(fā)式線索（多媒體優(yōu)勢信念）對元理解監(jiān)測的影響。 此外，在進行元理解判斷時，學習者也會受到對學習內(nèi)容在線加工時 （on-line process）得到的表征線索的影響。 實驗3 發(fā)現(xiàn)，相較于文本組的被試，圖表與解說組、圖表與文本組的被試在進行元理解判斷時， 獲得了更多的表征線索進行元理解判斷。其中，圖表與解說組的被試所使用的線索和圖表與文本組的差異達到了邊緣顯著。 通過控制多媒體優(yōu)勢信念，發(fā)現(xiàn)對于圖表與解說組，以及圖表與文本組， 其段后判斷與學習完整體判斷與線索均有顯著的相關。 這一結果說明， 多媒體呈現(xiàn)方式下，學習者可以獲得更多的線索，且被試均使用這些線索進行元理解判斷。 依據(jù) Mayer 的多媒體學習理論以及 Moreno 的多媒體學習認知情感模型， 學習者通過言語表征與視覺表征來進行信息加工， 形成的言語模型與圖像模型在工作記憶中進行整合，并與學習者的先前知識經(jīng)驗進行整合 （Mayer， 2001；Moreno， 2007）。 因此，通過不同的表征方式不僅有利于學習者對于學習內(nèi)容的理解， 在多媒體呈現(xiàn)方式下，由于解說與圖表的呈現(xiàn)等，學習者還有機會獲得更多的線索用于元理解判斷。

總而言之，在多媒體呈現(xiàn)方式下，學習者進行元理解監(jiān)測時， 會同時受到啟發(fā)式線索與表征線索的影響。 以往研究者發(fā)現(xiàn)學習者會錨定于個體的能力覺知， 或者同伴的成績信息等 （Vossing et al.，2017； Zhao， 2009； Zhao ＆ Linderholm， 2011）。而本研究進一步證實了學習者在學習多媒體材料時，會錨定于多媒體優(yōu)勢信念。

5.3 元理解監(jiān)測準確性

多媒體的呈現(xiàn)方式并未能提高學習者的元理解監(jiān)測準確性。 究其原因可能是學習者高估了自己對學習內(nèi)容的掌握程度，認為自己能得到更高的成績，而實際上成績并未提高那么多， 所以兩組被試的元理解監(jiān)測準確性并沒有顯著差異。 也有可能學習者本來獲得了更多的線索， 在判斷時卻并未考慮這些線索，而是更多地受到多媒體優(yōu)勢信念的影響，快速地做出了元理解判斷。對于元理解判斷形式，本研究采用了段后判斷與學習完整體判斷兩種形式， 前者是進行成績預測，屬于前瞻性判斷，而后者進行理解評估，屬于回溯性判斷（陳啟山， 李利， 2008）。本研究發(fā)現(xiàn)，兩種判斷都會受到多媒體優(yōu)勢信念的影響。實驗2 發(fā)現(xiàn)通過預先警告可以顯著地降低被試在閱讀每段文章之后的段后判斷， 并且顯著降低了閱讀完整篇文章之后的元理解判斷，與 Epley 等人的研究結果是一致的（Epley ＆ Gilovich， 2005）。兩組被試對于簡答題的元理解監(jiān)測準確性差異不顯著，經(jīng)效應值檢驗，達到中等效應，說明預先警告可以在某種程度上提高學習者的元理解監(jiān)測準確性。 保持題與遷移題的元理解監(jiān)測準確性不存在顯著的差異。本研究推斷， 由于元理解監(jiān)測準確性要通過學習完整體判斷與保持題以及遷移題來計算， 保持題的做答需要學習者整合對整篇文章的加工 （Rawson ＆Kinstch， 2004； Serra， 2010）， 而回答遷移題也需要被試對于整篇文章情境水平的理解（Mayer，2009），因此兩組被試在這兩項上的得分均較低。 預先警告雖然部分降低了學習者的學習完整體判斷，但是兩組被試都存在高估的現(xiàn)象， 因而導致元理解監(jiān)測準確性仍然沒有太大的差異?？傮w而言，采用預先警告的方式， 被試在閱讀每段文章之后可以更為準確地估計自己的理解程度， 但是這種作用無法一直持續(xù)到被試讀完整篇文章。 采用其他降低錨定的策略，如經(jīng)濟刺激（Epley ＆ Gilovich， 2005； Epley et al.， 2004）， 是否可以有效地降低多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響， 還需要進一步的研究加以驗證。 此外，在多媒體呈現(xiàn)方式下，使用認知加工方法， 是否可以促使學習者更多地使用表征線索進行元理解監(jiān)測，進而提高其元理解監(jiān)測的準確性，仍需要進一步的實驗加以驗證（Jaeger ＆ Wiley， 2014；Thomas et al.， 2016）。

6 結論與啟示

本研究通過三個實驗探討了學習者元理解監(jiān)測時使用線索的特點。具體結論為：（1）多媒體學習中，學習者會基于啟發(fā)式的路徑進行元理解判斷， 具體表現(xiàn)為多媒體學習組的被試會做出較高的元理解判斷；學習多媒體材料時，被試的元理解判斷會錨定于多媒體優(yōu)勢信念。（2）進行預先警告可以有效降低學習者的段后判斷與學習完整體判斷。（3）圖表與解說組以及圖表與文本組被試用于元理解判斷的表征線索顯著多于文本組被試。

本研究的結果可以為學習活動學與教的雙方提供一些啟示。 首先，對學習者而言，在進行多媒體學習時需選用適合的學習材料，使用合適的學習策略，并時刻覺知和警示自己。

對于相同的內(nèi)容， 學習者要選擇有利于學習的呈現(xiàn)方式。 Ortegren 等人（2014）發(fā)現(xiàn)圖表可以促進學習者的自由回憶成績， 是由于圖表重復了文本的部分信息，對于線索回憶成績的提高，是由于圖表的視覺呈現(xiàn)形式以及信息的重復同時發(fā)生引起的。 因此， 在進行多媒體學習時， 學習者能獲得更多的信息。 但是，多媒體材料中不同線索的呈現(xiàn)方式（如圖文相近呈現(xiàn)或者先后呈現(xiàn)） 均會影響學習者對閱讀材料的理解程度 （Crooks et al.， 2007）。 因此，學習者需要篩選圖文臨近呈現(xiàn)且有利于在閱讀中獲得信息的材料進行學習。

學習者要使用合適的學習策略進行學習。 教育心理學研究中， 提倡學生在學習時依據(jù)學習材料的內(nèi)容使用不同的學習策略，如復述策略、組織策略等認知策略和元認知策略等。 元理解則屬于元認知的一部分，因此學習者在學習時，還可以按照自我提問等元認知策略進行學習， 會更有利于提高學生的自我調(diào)節(jié)學習效果。

學習者要實時地提醒自己。 采用了多媒體的呈現(xiàn)方式時， 學習者需要預先警告自己謹慎地評估自己對于學習材料的掌握程度， 在估計自己是否已經(jīng)掌握了學習內(nèi)容時， 可以多思考在學習過程中遇到的重點與難點，然后再進行估計會更為準確。 此外，依據(jù)以往的研究， 若通過再次學習可能會更有利于學習者準確地評估自己的理解程度。

其次， 通過對多媒體啟發(fā)式以及學習者使用表征線索的研究， 可以為教學人員的教學設計與以及教學材料的選擇提供一定的支持。

信念提醒是教學者必須關注的問題。教學人員在展示多媒體的學習內(nèi)容時，可以實時地對學生進行提醒，告知學生并不是看明白圖表就可以掌握學習的內(nèi)容，需要更加認真地深入思考，同時結合圖表與文本內(nèi)容進行學習，可以更好地掌握知識。 教學者可以通過即時測試驗證學生是否已經(jīng)掌握了相關知識。

選擇適合的教學設計。以往研究也發(fā)現(xiàn)，采用視覺與聽覺教學設計，可以提高學習者的學習成績，尤其是保持和遷移成績（Steffi et al.， 2015）。 而不恰當?shù)慕虒W設計則會增加學習者的認知負荷， 從而不利于學習者對于學習內(nèi)容的理解與掌握 （趙俊峰，2011）。因此，要為學習者設計適宜的教學材料，在圖表以及文本中均標明重要的知識點， 為學生標明學習以及元理解監(jiān)測的線索從而促使學習者進行更為有效的自我監(jiān)測。

教給學生元認知策略。在教學過程中，即時讓學習者掌握相關的元認知策略， 增加學生的元認知負荷?；谇榫澳Ｐ图僭O，在學習者閱讀文章和做元理解判斷之間的時間間隔內(nèi)， 從事有利于情景模型建構和提取的主動認知加工活動， 可以提高學習者的元理解監(jiān)測準確性。 以往研究發(fā)現(xiàn)， 在讀完文章之后，立即對實驗材料進行重讀，可以提高學習者的元理解監(jiān)測的準確性 （Dunlosky ＆ Rawson， 2005；Rawson et al.， 2000）。 也有研究者發(fā)現(xiàn)讓被試在閱讀完文章之后， 畫概念圖可以有效地促進被試的元理解監(jiān)測準確性（Wiley et al.， 2005）。 因此，教學者可以告訴學習者在學習完閱讀材料之后， 進行再次學習或者畫概念圖等方法均可以有效地提高學習者的元理解監(jiān)測準確性， 進而提高學習者自我調(diào)節(jié)學習的效果。

采用其他多媒體呈現(xiàn)方式。 本研究中使用了圖表與文字、圖表與解說兩種呈現(xiàn)方式，探討了學習者元理解監(jiān)測的機制。隨著計算機技術的發(fā)展，以及慕課與微型課堂的發(fā)展， 教學信息或者學習內(nèi)容會以動畫形式呈現(xiàn)。動畫相對于圖表的呈現(xiàn)，能夠更大程度上吸引學習者的注意力。 研究者發(fā)現(xiàn)在學習者自定步調(diào)的多媒體學習中，在學習相同內(nèi)容的材料時，采用呈現(xiàn)解說的方式比單獨呈現(xiàn)文本， 學習者會花費更少的時間，投入更多的心理努力；而使用低交互模式的組（設置“暫?！迸c“開始”鍵）比高交互模式組（多設置了“后退”與“向前”鍵）會取得更好的保持成績與遷移成績（Savoji et al.， 2011）。 教學者在教學中可以結合不同的多媒體類型與不同的交互模式，來提高學生的學習效果與自我調(diào)節(jié)學習效果。