孫亞茹 劉澤軍 段亞杰 陳 寧 劉 偉

協(xié)作如何減少記憶錯(cuò)誤：一項(xiàng)元分析研究

孫亞茹 劉澤軍 段亞杰 陳 寧 劉 偉

(上海師范大學(xué)教育學(xué)院, 上海 200234)

為探究協(xié)作記憶中錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的穩(wěn)定性和影響因素, 經(jīng)文獻(xiàn)檢索和篩選, 對(duì)38項(xiàng)協(xié)作記憶研究的64個(gè)獨(dú)立樣本(總樣本量= 6225)進(jìn)行元分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 協(xié)作記憶中的錯(cuò)誤修剪和協(xié)作抑制均穩(wěn)定出現(xiàn); 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析表明, 協(xié)作方式能調(diào)節(jié)錯(cuò)誤修剪, 但不影響協(xié)作抑制效應(yīng); 材料類型對(duì)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)無(wú)顯著影響, 但情景材料有更高水平的協(xié)作抑制; 熟悉關(guān)系增強(qiáng)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)并削弱協(xié)作抑制。以上結(jié)果表明, 協(xié)作能穩(wěn)定地抑制錯(cuò)誤數(shù)量, 提升協(xié)作記憶的正確率, 但在一定程度上受到協(xié)作方式和關(guān)系類型等因素的調(diào)節(jié)。

協(xié)作記憶, 元分析, 錯(cuò)誤修剪, 協(xié)作抑制, 調(diào)節(jié)效應(yīng)

1 引言

協(xié)作記憶(collaborative memory)是兩人及以上數(shù)量個(gè)體共同提取信息的記憶(Barber et al., 2012; Nie et al., 2021)。協(xié)作記憶的研究一般也采用編碼—提取的經(jīng)典范式。在編碼階段, 被試對(duì)記憶材料進(jìn)行單獨(dú)學(xué)習(xí), 在提取階段, 將被試分為數(shù)量相同的兩組, 一組是協(xié)作組(collaborative group), 一組是名義組(nominal group)。協(xié)作組成員共同提取已學(xué)習(xí)信息, 而名義組則單獨(dú)提取。協(xié)作記憶成績(jī)?yōu)閰f(xié)作組成員共同提取的正確項(xiàng)目總量, 每個(gè)名義組的成績(jī)?yōu)榕c協(xié)作組同樣數(shù)量被試單獨(dú)提取的正確項(xiàng)目的無(wú)疊加之和(Nie et al, 2019; 2021; Rajaram, 2011)。協(xié)作提取效應(yīng)以協(xié)作組與名義組正確提取數(shù)量之差確定, 如果協(xié)作組高于名義組, 表明協(xié)作對(duì)提取的影響是積極的, 產(chǎn)生了協(xié)作促進(jìn)(collaborativeenhancement), 反之則表明協(xié)作限制了信息提取, 即協(xié)作抑制(collaborative inhibition)。

現(xiàn)有研究多得到協(xié)作組提取正確數(shù)量低于名義組的結(jié)果, 表明協(xié)作抑制是較穩(wěn)定的協(xié)作提取效應(yīng), 這也得到了元分析研究的證實(shí)(Marion & Thorley, 2016)。在解釋協(xié)作抑制的理論模型中, 提取策略中斷假說(shuō)(retrieval strategy disruption hypothesis)得到了最廣泛的認(rèn)可。該假說(shuō)認(rèn)為, 協(xié)作抑制的產(chǎn)生源于在提取過(guò)程中, 協(xié)作組成員的檢索策略受到他人的破壞和干擾(Basden et al., 1997), 但名義組成員的單獨(dú)提取仍可自由依賴個(gè)體最佳提取策略, 從而比協(xié)作組的回憶率更高(Rajaram & Pereira-Pasarin, 2010)。提取策略中斷假說(shuō)得到了一些研究的支持。例如, 有研究發(fā)現(xiàn), 協(xié)作組以自由回憶方式提取信息時(shí), 需依賴個(gè)體對(duì)編碼信息的個(gè)性化組織, 因此協(xié)作抑制效應(yīng)更明顯(Barber et al., 2012); 而依據(jù)線索回憶或再認(rèn)的提取方式較少依賴自身的組織策略, 協(xié)作抑制會(huì)減弱(Clark et al., 2000; Finlay et al., 2000)。也有研究者提出了提取抑制假說(shuō)(retrieval inhibition hypothesis)解釋協(xié)作抑制, 認(rèn)為協(xié)作組成員的提取結(jié)果可能會(huì)抑制其他成員對(duì)未提取信息的表征和激活, 導(dǎo)致協(xié)作抑制效應(yīng)出現(xiàn), 這實(shí)質(zhì)是社會(huì)分享型提取誘發(fā)遺忘的表現(xiàn)(Coman et al., 2009)。例如, 在Barber等(2015)的研究中, 協(xié)作組成員在協(xié)作提取(一次提取)后再單獨(dú)完成個(gè)人回憶任務(wù)(二次提取), 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 由于同伴提取結(jié)果的影響, 協(xié)作組成員在二次提取中的表現(xiàn)比名義組更差(Barber et al., 2015)。

協(xié)作提取效應(yīng)是以協(xié)作組和名義組正確提取項(xiàng)目的數(shù)量為基礎(chǔ)得到的, 但也有研究者關(guān)注到提取項(xiàng)目的錯(cuò)誤數(shù)量這一指標(biāo), 發(fā)現(xiàn)了協(xié)作組提取的錯(cuò)誤項(xiàng)目比名義組更少的現(xiàn)象(Nie et al., 2021; Maswood et al., 2022; Vredeveldt et al., 2019), 并將其命名為錯(cuò)誤修剪(error pruning)。有研究者認(rèn)為, 錯(cuò)誤修剪通過(guò)減少錯(cuò)誤記憶, 能抵消協(xié)作導(dǎo)致的提取數(shù)量的損失(Harris et al., 2012)。一些研究還發(fā)現(xiàn), 協(xié)作組的提取同時(shí)表現(xiàn)出協(xié)作抑制和錯(cuò)誤修剪(Nie et al., 2021; Vredeveldt & Van Koppen, 2018), 然而也有一些研究并未發(fā)現(xiàn)兩者共存(Harris et al., 2013; Vredeveldt et al., 2017; Whillock et al., 2020)。那么, 錯(cuò)誤修剪是否在協(xié)作記憶中穩(wěn)定出現(xiàn)？與以正確提取數(shù)量為指標(biāo)的協(xié)作提取效應(yīng)(協(xié)作抑制和協(xié)作促進(jìn))有何關(guān)系？哪些因素會(huì)調(diào)節(jié)錯(cuò)誤修剪？一方面, 元分析研究能通過(guò)對(duì)同類研究的再分析, 得到大樣本數(shù)據(jù)結(jié)果和整合而成的總體研究結(jié)論, 為回答上述問(wèn)題提供實(shí)證的依據(jù); 另一方面, 目前僅有一項(xiàng)對(duì)協(xié)作記憶的量化結(jié)果進(jìn)行元分析的研究——該研究納入了64個(gè)效應(yīng)量, 發(fā)現(xiàn)了協(xié)作抑制的穩(wěn)定性, 但并沒(méi)有考察協(xié)作對(duì)錯(cuò)誤提取數(shù)量的影響(Marion & Thorley, 2016)。綜上, 本研究在介紹錯(cuò)誤修剪的心理機(jī)制及可能的調(diào)節(jié)變量基礎(chǔ)上, 首次對(duì)錯(cuò)誤修剪和相關(guān)調(diào)節(jié)因素進(jìn)行元分析, 同時(shí)也對(duì)所納入研究的協(xié)作提取效應(yīng)進(jìn)行元分析, 通過(guò)兩種元分析的結(jié)果的比較, 為進(jìn)一步厘清協(xié)作記憶的加工機(jī)制提供啟發(fā)。

1.1 錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的心理機(jī)制

綜合已有研究可知, 研究者主要從兩方面解釋錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的產(chǎn)生的原因。首先, 協(xié)作會(huì)抑制錯(cuò)誤項(xiàng)目的產(chǎn)生。根據(jù)社會(huì)動(dòng)機(jī)假說(shuō), 個(gè)體的社會(huì)動(dòng)機(jī)影響協(xié)作過(guò)程的投入程度(Weldon et al., 2000)。由于責(zé)任分散的原因, 群體成員更關(guān)心如何滿足社會(huì)期望、受到他人贊許以及避免被負(fù)面評(píng)價(jià), 因此做出貢獻(xiàn)的積極性較低(Ekeocha & Brennan, 2008)。具體到協(xié)作記憶中, 如果協(xié)作組成員對(duì)自己的提取不確定, 就會(huì)依賴同伴的記憶信息, 從而抑制了不準(zhǔn)確信息的提取(Andrews et al., 2015)。例如, Ross等(2008)通過(guò)分析協(xié)作提取過(guò)程中的對(duì)話發(fā)現(xiàn), 當(dāng)協(xié)作組被試提出不確定的答案時(shí), 即使在其他成員同意保留的情況下, 提出者在隨后的討論中也會(huì)主動(dòng)刪除, 而被刪除項(xiàng)目中的大部分是錯(cuò)誤提取。這種抑制不確定項(xiàng)目提取的傾向, 主要來(lái)源于避免他人的負(fù)面評(píng)價(jià)(Weldon et al., 2000; Andrews et al., 2015)。其次, 協(xié)作增加了糾正錯(cuò)誤的機(jī)會(huì)。根據(jù)來(lái)源監(jiān)控假說(shuō), 記憶提取是一個(gè)激活編碼信息并歸結(jié)到特定來(lái)源的決策過(guò)程, 對(duì)決策過(guò)程施加影響會(huì)波及到監(jiān)控的準(zhǔn)確性(Johnson et al., 1993)。在協(xié)作記憶中, 對(duì)激活記憶信息的評(píng)估和決策由群體成員共同完成, 個(gè)體的判斷(特別是錯(cuò)誤判斷)常常被群體推翻; 而個(gè)體情境中的記憶提取則沒(méi)有這種接受檢查的機(jī)會(huì), 因此保留了更多錯(cuò)誤判斷(Saraiva et al., 2017)。具體地說(shuō), 在協(xié)作提取過(guò)程中, 小組成員可以通過(guò)交流, 互相檢查提取的項(xiàng)目并評(píng)估準(zhǔn)確性, 通過(guò)拒絕錯(cuò)誤信息進(jìn)行提取質(zhì)量的控制(Ross et al., 2008)。研究表明, 自由交流的提取情境使錯(cuò)誤修剪更顯著(B?rthel et al., 2017; Rossi-Arnaud et al., 2019), 而禁止討論的提取情境則使錯(cuò)誤修剪減弱甚至消失(Harris et al., 2012)。

可見(jiàn), 在一般情況下, 與名義組相比, 協(xié)作組更易在提取中減少錯(cuò)誤。由此, 本研究提出假設(shè)1：協(xié)作組的記憶錯(cuò)誤少于名義組, 出現(xiàn)較穩(wěn)定的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)。

錯(cuò)誤修剪和協(xié)作抑制是協(xié)作記憶的常見(jiàn)結(jié)果, 以往研究主要使用提取策略中斷假說(shuō)對(duì)協(xié)作抑制為主的協(xié)作提取效應(yīng)進(jìn)行解釋。然而, 已有研究發(fā)現(xiàn), 無(wú)論是正確項(xiàng)目還是錯(cuò)誤項(xiàng)目, 在協(xié)作提取中往往都受到抑制(Ekeocha & Brennan, 2008)。再結(jié)合以往以正確提取項(xiàng)目為指標(biāo)的協(xié)作提取效應(yīng)的實(shí)證研究和元分析研究(Marion et al., 2016), 協(xié)作抑制是協(xié)作提取中穩(wěn)定出現(xiàn)的效應(yīng), 且前述促進(jìn)錯(cuò)誤修剪的因素, 如充分交流和信息交換, 又都會(huì)強(qiáng)化提取策略干擾, 從而增強(qiáng)協(xié)作抑制。由此提出假設(shè)2：協(xié)作減少錯(cuò)誤的同時(shí)也使正確提取數(shù)量減少, 即錯(cuò)誤修剪和協(xié)作抑制同為協(xié)作記憶的穩(wěn)定效應(yīng)。

1.2 錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的調(diào)節(jié)變量

根據(jù)相關(guān)研究結(jié)果, 協(xié)作記憶各環(huán)節(jié)的諸多因素會(huì)對(duì)錯(cuò)誤修剪產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。在以往協(xié)作記憶的研究中, 協(xié)作方式、記憶材料性質(zhì)和協(xié)作關(guān)系類型是涉及最多的調(diào)節(jié)因素, 且已有元分析研究針對(duì)這三種調(diào)節(jié)變量對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)的影響進(jìn)行了探討(Marion et al., 2016)?；谝陨峡紤], 結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)中, 協(xié)作記憶的錯(cuò)誤修剪研究納入的調(diào)節(jié)變量的情況, 本研究也選取這三種調(diào)節(jié)變量納入元分析。

1.2.1 協(xié)作方式

在已有研究中, 被試在協(xié)作提取中采取的協(xié)作方式主要有自由回憶、達(dá)成共識(shí)和輪流回憶三種方式。其中自由回憶要求協(xié)作組成員在提取時(shí)自由討論并自主解決分歧, 沒(méi)有其他特定要求(Hyman et al., 2013); 在達(dá)成共識(shí)方式中, 協(xié)作組成員也可自由交流,但強(qiáng)調(diào)組內(nèi)成員須對(duì)提取結(jié)果達(dá)成一致(Harris et al., 2012); 輪流回憶則是協(xié)作組成員按固定順序每人每次提取一個(gè)項(xiàng)目, 并禁止討論(Maswood et al., 2022)。以往以正確提取數(shù)量為指標(biāo)的研究發(fā)現(xiàn), 自由回憶或達(dá)成共識(shí)的提取方式能使個(gè)體依照個(gè)性化策略以自由順序提取項(xiàng)目, 較少受到策略干擾(Harris et al., 2012), 若使用輪流回憶的提取方式, 組內(nèi)成員的提取結(jié)果會(huì)干擾和破壞個(gè)體的提取策略, 從而更易產(chǎn)生協(xié)作抑制的結(jié)果。

而以錯(cuò)誤提取為指標(biāo)的研究表明, 采用自由回憶和達(dá)成共識(shí)的協(xié)作方式時(shí), 協(xié)作組產(chǎn)生的提取錯(cuò)誤少于名義組(Harris et al., 2012; Whillock et al., 2020)。有研究者認(rèn)為達(dá)成共識(shí)方式能更準(zhǔn)確地拒絕沒(méi)有呈現(xiàn)的項(xiàng)目(Rajaram & Pereira-Pasarin, 2010), 而輪流回憶的方式一方面使協(xié)作組成員者無(wú)法交流, 缺乏互相糾正錯(cuò)誤的機(jī)會(huì)(Peker & Tekcan, 2009), 另一方面可能會(huì)增加小組成員的壓力, 導(dǎo)致了更多錯(cuò)誤信息入侵(Thorley & Dewhurst, 2007)。一項(xiàng)目擊者訪談形式的協(xié)作記憶研究也表明, 小組內(nèi)的討論對(duì)記憶的準(zhǔn)確性有積極作用(Vredeveldt et al., 2016)。總之, 交流討論似乎是使協(xié)作組成員更多拒絕錯(cuò)誤項(xiàng)目的關(guān)鍵因素。由此提出假設(shè)3：與輪流回憶相比, 自由回憶和達(dá)成共識(shí)的協(xié)作方式更有利于增強(qiáng)錯(cuò)誤修剪。

1.2.2 材料類型

協(xié)作記憶的研究通常使用三種類型的材料, 即分類項(xiàng)目、不分類項(xiàng)目及情景材料(Marion et al., 2016)。其中分類項(xiàng)目是指屬于一個(gè)或幾個(gè)類別的單詞、圖片等項(xiàng)目, 不分類項(xiàng)目則是跨類別的無(wú)關(guān)簡(jiǎn)短項(xiàng)目, 情景材料包括短篇故事、電影片段及場(chǎng)景等。以往研究發(fā)現(xiàn), 協(xié)作抑制效應(yīng)普遍存在于各種類型的記憶材料中, 尤其是需要個(gè)體以獨(dú)特方式編碼的分類項(xiàng)目材料更甚。而情景材料具有較強(qiáng)的邏輯性, 協(xié)作組成員的信息組織方式較相似, 提取策略不易被破壞, 所以協(xié)作抑制減弱甚至消失(張環(huán)等, 2021)。

已有研究也發(fā)現(xiàn), 不同材料類型對(duì)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的影響存在差異。例如, Nie等(2021)以分類雙字詞表為材料, 發(fā)現(xiàn)協(xié)作組比名義組產(chǎn)生了更少的錯(cuò)誤信息, 協(xié)作增強(qiáng)了項(xiàng)目提取的準(zhǔn)確性。另外, Zhang (2017)等使用90個(gè)不相關(guān)中性詞(不分類項(xiàng)目)的研究發(fā)現(xiàn)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)不顯著。另有研究使用情景材料, 發(fā)現(xiàn)協(xié)作組比與名義組提取錯(cuò)誤更少, 表現(xiàn)出較低的受暗示水平(Rossi-Arnaud et al., 2019)。有研究者認(rèn)為, 分類項(xiàng)目和情景材料具有較強(qiáng)的邏輯線索, 更易對(duì)具體項(xiàng)目或細(xì)節(jié)進(jìn)行討論, 所以有利于糾錯(cuò), 而不分類項(xiàng)目在討論糾錯(cuò)的過(guò)程中會(huì)遇到更多障礙(Marion et al., 2016)。綜上, 本研究提出假設(shè)4：與不分類項(xiàng)目相比, 分類項(xiàng)目和情景材料的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)更強(qiáng)。

1.2.3 關(guān)系類型

以往協(xié)作提取效應(yīng)的研究結(jié)果表明, 夫妻關(guān)系能獲得明顯、穩(wěn)定的提取優(yōu)勢(shì)(Barnier et al., 2018), 朋友關(guān)系也能減弱協(xié)作抑制(Takahashi., 2007), 還能使個(gè)體在隨后的個(gè)人回憶中受益(Harris et al., 2013)。這主要是因?yàn)閰f(xié)作組成員相互了解的程度越高, 關(guān)系越親密, 越能夠更積極的進(jìn)行項(xiàng)目提取管理(Browning et al., 2018)。

但以人際關(guān)系視角關(guān)注協(xié)作提取錯(cuò)誤的研究很少——以老年夫妻為對(duì)象的一項(xiàng)研究表明, 在提取一周前觀看的影片內(nèi)容時(shí), 協(xié)作組比名義組更少犯錯(cuò)(Vredeveldt et al., 2016)。根據(jù)交互記憶系統(tǒng)理論(Wegner, 1987), 群體成員在彼此熟悉并經(jīng)歷共同事件過(guò)程中, 可發(fā)展出一個(gè)高效的記憶系統(tǒng)以共享信息的編碼、存儲(chǔ)和檢索。這不僅能減弱協(xié)作提取的抑制, 也能通過(guò)交叉提取減少錯(cuò)誤記憶數(shù)量。綜上, 本研究提出假設(shè)5：與陌生關(guān)系相比, 協(xié)作組成員間的熟悉關(guān)系能增強(qiáng)協(xié)作提取的錯(cuò)誤修剪。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索與篩選

本研究的中文文獻(xiàn)來(lái)源于中國(guó)知網(wǎng)(包括期刊全文數(shù)據(jù)庫(kù)、碩博論文全文數(shù)據(jù)庫(kù)和會(huì)議論文數(shù)據(jù)庫(kù)等)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)知識(shí)服務(wù)平臺(tái)及維普中文期刊服務(wù)平臺(tái)等, 檢索關(guān)鍵詞為“協(xié)作記憶” “合作記憶” “協(xié)作抑制” “協(xié)作促進(jìn)” “錯(cuò)誤修剪” “協(xié)作提取”等。英文文獻(xiàn)在Web of Science、Science Direct、EBSCO、ProQuest (dissertation)等數(shù)據(jù)庫(kù)中獲得, 檢索關(guān)鍵詞為“collaborative memory” “collaborative recall” “collaborative inhibition” “collaborative facilitation” “error pruning” “collaborative retrieval”等, 共進(jìn)行兩次文獻(xiàn)檢索, 分別在2022年6月和2023年4月。去除重復(fù)文獻(xiàn)后, 共獲得1997～2023年間協(xié)作記憶研究的文獻(xiàn)390篇。另有以協(xié)作記憶的錯(cuò)誤修剪為內(nèi)容的會(huì)議論文1篇, 與作者聯(lián)系但未獲回應(yīng)。

為考察協(xié)作記憶中的錯(cuò)誤修剪效應(yīng), 采用下述標(biāo)準(zhǔn)對(duì)390篇文獻(xiàn)進(jìn)行篩選, 以確定最終納入元分析的研究：(1)排除非實(shí)證研究, 如綜述和元分析等; (2)報(bào)告了協(xié)作組和名義組的錯(cuò)誤回憶量, 或雖然沒(méi)有報(bào)告, 但能夠通過(guò)數(shù)據(jù)計(jì)算出錯(cuò)誤回憶量; (3)若學(xué)位論文后續(xù)在期刊發(fā)表, 則只納入期刊論文。經(jīng)過(guò)篩選, 最終38篇文獻(xiàn)納入元分析, 效應(yīng)值64個(gè), 總樣本量為6225。文獻(xiàn)檢索和篩選流程如圖1所示。

2.2 文獻(xiàn)編碼

參照Wilson和Lipsey (2001)的方法對(duì)文獻(xiàn)進(jìn)行編碼, 主要編碼信息如下：文獻(xiàn)信息(作者名、文獻(xiàn)發(fā)表時(shí)間)、被試數(shù)量、發(fā)表類型(不同類別期刊vs.學(xué)位論文)、協(xié)作方式(自由回憶、達(dá)成共識(shí)vs.輪流回憶)、任務(wù)材料類型(分類項(xiàng)目、不分類項(xiàng)目vs.情景材料)、協(xié)作組關(guān)系類型(陌生關(guān)系vs.熟悉關(guān)系)。每個(gè)獨(dú)立樣本編碼一次, 若一篇文獻(xiàn)包含多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分別編碼。編碼過(guò)程為：由課題組集體討論并編寫(xiě)編碼手冊(cè), 然后2名成員根據(jù)編碼手冊(cè)單獨(dú)編碼, 并在完成后進(jìn)行交叉檢驗(yàn)。若對(duì)編碼結(jié)果有爭(zhēng)議, 則由課題組討論并最終達(dá)成一致。從發(fā)表類型看, 篩選后得到的文獻(xiàn)共有學(xué)位論文、SSCI和CSSCI期刊三類, 表明文獻(xiàn)質(zhì)量能得到保證(張亞利等, 2019) (見(jiàn)表1)。

2.3 元分析過(guò)程

使用元分析軟件Comprehensive Meta-Analysis (CMA 3.3) (Borenstein et al., 2014)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行管理和分析。元分析的過(guò)程為：在獲得每個(gè)研究效應(yīng)量的基礎(chǔ)上, 首先檢驗(yàn)文獻(xiàn)是否存在發(fā)表偏倚, 其次, 通過(guò)異質(zhì)性檢驗(yàn)(heterogeneity test), 確定固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型, 最后, 對(duì)主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn), 調(diào)節(jié)變量的分析采用亞組分析檢驗(yàn)分類變量的結(jié)果是否顯著。

2.3.1 效應(yīng)量的計(jì)算

錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的測(cè)量指標(biāo)是名義組錯(cuò)誤回憶量與協(xié)作組錯(cuò)誤回憶量之差, 故本研究以標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差Hedge’s作為元分析的效應(yīng)量。Hedge’s是Cohen’s的修正量, 對(duì)小樣本數(shù)據(jù)效應(yīng)量的估計(jì)更為精準(zhǔn)(Borenstein et al., 2009)。

編碼過(guò)程中, 如果納入的文獻(xiàn)未報(bào)告值, 則根據(jù)樣本量、均值和標(biāo)準(zhǔn)差等原始數(shù)據(jù)計(jì)算：= (1?2) /pooled,s= [(1? 1)12+ (2? 1)22/1+2? 2]1/2; 如果納入的文獻(xiàn)未報(bào)告樣本量、均值和標(biāo)準(zhǔn)差, 則根據(jù)相應(yīng)的公式對(duì)原始數(shù)據(jù)的值或值進(jìn)行轉(zhuǎn)換：= 2[(1+2) /12]1/2,=(1+2/12)1/2(Goulden, 2006)。另外, 協(xié)作提取效應(yīng)即名義組和協(xié)作組的提取正確量之差, 是各研究最基本的因變量指標(biāo), 幾乎每個(gè)協(xié)作記憶研究均給出了此數(shù)據(jù)。而通過(guò)協(xié)作提取和錯(cuò)誤修剪兩個(gè)效應(yīng)量的關(guān)系, 能為探討協(xié)作記憶提取的加工機(jī)制提供啟發(fā)。所以, 本研究將協(xié)作提取效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差也納入了元分析。

2.3.2 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

如果納入元分析的文獻(xiàn)不能全面代表該領(lǐng)域研究的總體結(jié)果, 則出現(xiàn)了發(fā)表偏倚(Rothstein et al., 2005)。本研究運(yùn)用失安全系數(shù)(Classic Fail-safe值)、漏斗圖(funnel plot)和剪補(bǔ)法(trim and fill method)檢驗(yàn)發(fā)表偏倚。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程圖

表1 納入元分析研究的基本信息

續(xù)表1

注：僅列出第一位作者, 當(dāng)同年度同作者有多篇文獻(xiàn)時(shí), 加入第二作者以區(qū)分。

失安全系數(shù)表示使研究失去統(tǒng)計(jì)學(xué)意義還需納入研究的數(shù)量。當(dāng)該值大于5+ 10 (為效應(yīng)量個(gè)數(shù))時(shí), 說(shuō)明不存在顯著的發(fā)表偏倚(Rothstein et al., 2005)。經(jīng)計(jì)算, 錯(cuò)誤修剪效應(yīng)量的失安全系數(shù)為5755, 協(xié)作提取效應(yīng)的效應(yīng)量的失安全系數(shù)為5214, 兩者均遠(yuǎn)高于臨界值。漏斗圖是由各個(gè)效應(yīng)量轉(zhuǎn)化而成的可視化的散點(diǎn)圖, 若不存在發(fā)表偏倚,數(shù)據(jù)應(yīng)左右對(duì)稱分布、集中在中上部, 匯集成一個(gè)大致對(duì)稱的倒置漏斗形狀(Light & Pillemer, 1984)。本研究漏斗圖(見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附圖1和附圖2)顯示, 錯(cuò)誤修剪和協(xié)作提取的效應(yīng)量值主要分布于中上位置, 左右大致對(duì)稱。為進(jìn)一步確認(rèn)這一結(jié)果, 又采用剪補(bǔ)法考察發(fā)表偏倚。剪補(bǔ)法基于發(fā)表偏倚造成漏斗圖不對(duì)稱這一假設(shè), 通過(guò)“先剪后補(bǔ)”方式使各研究在平均效應(yīng)量的左右盡量對(duì)稱分布, 并重新估計(jì)合并效應(yīng)量。若效應(yīng)量在剪補(bǔ)前后差異不大, 則表明發(fā)表偏倚較小(Duval & Tweedie, 2000)。對(duì)錯(cuò)誤修剪進(jìn)行剪補(bǔ)法分析發(fā)現(xiàn), 向左側(cè)剪補(bǔ)11項(xiàng)研究后, 主效應(yīng)仍然顯著, 效應(yīng)量變化為0.62, 95% CI [0.49, 0.75],< 0.001。對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)的分析發(fā)現(xiàn), 剪補(bǔ)后增加了0項(xiàng)研究, 效應(yīng)量未發(fā)生變化。由以上結(jié)果可知, 本研究不存在明顯的發(fā)表偏倚。

2.3.3 模型選擇和異質(zhì)性檢驗(yàn)

元分析計(jì)算效應(yīng)量大小的方法主要有兩種, 即固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。模型的選擇取決于納入元分析的研究是否擁有一個(gè)共同的效應(yīng)量以及分析目的：如果研究對(duì)象或研究方法等因素在研究間相同, 且不推廣到樣本以外的其他群體中, 選擇固定效應(yīng)模型合適; 相反, 就不能假設(shè)存在一個(gè)共同的效應(yīng)量, 此時(shí)應(yīng)使用隨機(jī)效應(yīng)模型(Borenstein et al., 2009)。為確定適用的模型, 需對(duì)元分析進(jìn)行檢驗(yàn)和2檢驗(yàn)。若檢驗(yàn)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(即< 0.05), 說(shuō)明研究間是異質(zhì)的。而2衡量的是效應(yīng)量真實(shí)差異造成的變異占總變異的百分比, 若2高于75%則為高異質(zhì)性, 應(yīng)在檢驗(yàn)結(jié)果顯著時(shí)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型, 反之選用固定效應(yīng)模型(Higgins et al., 2003)。

錯(cuò)誤修剪效應(yīng)元分析檢驗(yàn)的結(jié)果顯示,值達(dá)到顯著水平,(63) = 162.40,< 0.001, 即本研究納入的各個(gè)效應(yīng)量之間存在異質(zhì)性。2值為61.21%, 接近高異質(zhì)性的分界取值75%, 即觀察變異中61.21%由效應(yīng)量的真實(shí)差異造成, 38.79%由隨機(jī)誤差造成, 表明研究間的變異存在組間誤差干擾, 各研究間存在較高異質(zhì)性, 故本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型。此外, 效應(yīng)量異質(zhì)還意味著協(xié)作對(duì)錯(cuò)誤修剪的影響可能有潛在的調(diào)節(jié)變量。因此, 有必要對(duì)相關(guān)調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步分析。

由于本研究也對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)進(jìn)行元分析, 所以對(duì)名義組與協(xié)作組正確提取量的標(biāo)準(zhǔn)化均數(shù)差的元分析進(jìn)行了檢驗(yàn), 結(jié)果表明達(dá)到了顯著水平,(63) = 203.52,< 0.001,2值為69.04%, 接近高異質(zhì)性的分界取值75%, 同樣表明對(duì)于協(xié)作提取效應(yīng), 本研究中納入的各個(gè)效應(yīng)量之間存在異質(zhì)性, 且研究間的變異存在組間誤差干擾。

3 結(jié)果

3.1 主效應(yīng)分析

本元分析共納入38篇文獻(xiàn), 包括中文文獻(xiàn)7篇, 英文文獻(xiàn)31篇, 共64項(xiàng)獨(dú)立效應(yīng)量, 總樣本量為6225。錯(cuò)誤修剪效應(yīng)量和協(xié)作提取效應(yīng)量的森林圖見(jiàn)網(wǎng)絡(luò)版附錄中的附圖3和附圖4。

協(xié)作對(duì)錯(cuò)誤修剪影響的主效應(yīng)顯著,= 11.89,< 0.001, 效應(yīng)量為0.74 。根據(jù)效應(yīng)值的劃分標(biāo)準(zhǔn), 對(duì)大、中、小(包括無(wú)效應(yīng)量)的分界取值為0.8、0.5、0.2 (Cohen, 1992), 表明本研究得到了較大效應(yīng)量。另外, 協(xié)作提取的主效應(yīng)也顯著,= ?10.11,< 0.001, 效應(yīng)量為?0.71, 即表現(xiàn)為協(xié)作抑制。具體數(shù)據(jù)見(jiàn)表2。

表2 錯(cuò)誤修剪和協(xié)作提取效應(yīng)的主效應(yīng)檢驗(yàn)

對(duì)效應(yīng)量進(jìn)行敏感性分析的結(jié)果表明, 排除任意一個(gè)研究后, 錯(cuò)誤修剪和協(xié)作提取的總效應(yīng)量值分別在0.72 ～ 0.76和?0.72 ～ ?0.68間波動(dòng)。以上表明進(jìn)入元分析的研究具有較強(qiáng)且穩(wěn)定的錯(cuò)誤修剪效應(yīng), 同時(shí)也存在協(xié)作抑制效應(yīng)。因此, 假設(shè)1和假設(shè)2得到驗(yàn)證。

3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

協(xié)作方式(自由回憶、達(dá)成共識(shí)和輪流回憶)亞組分析結(jié)果顯著,(組間) = 45.00,< 0.001。表明協(xié)作方式顯著調(diào)節(jié)錯(cuò)誤修剪效應(yīng), 自由回憶(= 0.77)和達(dá)成共識(shí)(= 0.90)的協(xié)作方式具有顯著的錯(cuò)誤修剪效應(yīng); 但輪流回憶(= ?0.05)的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)不顯著(= 0.360)。因此, 假設(shè)3得到驗(yàn)證。協(xié)作方式對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用不顯著,值(組間) = 3.74,= 0.154。

材料類型(情景材料、分類項(xiàng)目和不分類項(xiàng)目)對(duì)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用不顯著。(組間) = 3.89,= 0.143, 假設(shè)4未得到驗(yàn)證。但材料類型對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用顯著,(組間) = 10.29,= 0.006。情景材料的協(xié)作抑制效應(yīng)(= ?0.83)最大, 分類項(xiàng)目(= ?0.62)和不分類項(xiàng)目(= ?0.47)的協(xié)作抑制效應(yīng)依次減弱。

在協(xié)作關(guān)系類型對(duì)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)中, 將3項(xiàng)不同關(guān)系混合的研究排除在分析之外, 根據(jù)不同類型關(guān)系的性質(zhì)和研究數(shù)量的實(shí)際情況, 將夫妻和朋友關(guān)系合并為熟悉關(guān)系, 這樣, 共有熟悉和陌生關(guān)系的共61個(gè)效應(yīng)量納入分析。結(jié)果顯示, 關(guān)系類型對(duì)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用邊緣顯著,(組間) = 3.07,= 0.067。熟悉關(guān)系的效應(yīng)值(= 0.85)高于陌生關(guān)系(= 0.68), 即熟悉關(guān)系促進(jìn)了錯(cuò)誤修剪。因此, 假設(shè)5得到驗(yàn)證。另外, 關(guān)系類型也顯著調(diào)節(jié)協(xié)作提取效應(yīng),(組間) = 9.79,= 0.005。陌生關(guān)系的效應(yīng)值(= ?0.73)顯著低于熟悉關(guān)系(= ?0.48), 表明熟悉關(guān)系減弱了協(xié)作抑制效應(yīng)。以上具體見(jiàn)表3和表4。

表3 錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表4 協(xié)作提取效應(yīng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

4 討論

4.1 錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的穩(wěn)定性與機(jī)制

根據(jù)主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果, 協(xié)作記憶中的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)穩(wěn)定存在。而對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)量的分析也得到了與Marion等(2016)的元分析一致的結(jié)果, 即這些研究也存在穩(wěn)定的協(xié)作抑制效應(yīng)。協(xié)作在導(dǎo)致正確提取數(shù)量減少的同時(shí), 也使錯(cuò)誤提取數(shù)量減少, 體現(xiàn)了協(xié)作在記憶提取中優(yōu)勢(shì)的方面。以往研究主要使用提取策略中斷假說(shuō)對(duì)協(xié)作抑制為主的協(xié)作提取效應(yīng)進(jìn)行解釋, 但這一假說(shuō)對(duì)本研究發(fā)現(xiàn)的協(xié)作抑制同時(shí)伴隨錯(cuò)誤提取減少的結(jié)果缺少說(shuō)服力, 并且以往研究在解釋協(xié)作提取抑制時(shí), 也往往忽略了錯(cuò)誤修剪的結(jié)果(Blumen et al., 2014; Harris et al., 2017; Pepe et al., 2021)。

如前所述, 協(xié)作提取中穩(wěn)定的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)主要來(lái)自于協(xié)作組成員在交流和相互提示中發(fā)現(xiàn)他人和自己提取中的錯(cuò)誤(Maswood et al., 2022)。而本研究發(fā)現(xiàn)的協(xié)作使錯(cuò)誤提取減少(錯(cuò)誤修剪)、也使正確提取減少(協(xié)作抑制)的結(jié)果, 表明了協(xié)作組成員間的交流、反饋和提示更有利于刪除錯(cuò)誤項(xiàng)目, 而不利于舊項(xiàng)目的正確提取。這是因?yàn)? 項(xiàng)目提取中的刪除錯(cuò)誤, 主要是對(duì)他人提取項(xiàng)目正確與否的判斷, 即只需知曉感(feeling of knowing, FOK)的熟悉性加工, 受提取策略影響小(Isingrini et al., 2016);另一方面, 在已有研究中, 多數(shù)協(xié)作記憶的提取任務(wù), 無(wú)論是何種協(xié)作方式, 多是回憶而非再認(rèn)的任務(wù), 其中情景材料更是如此(Nie et al., 2021; Thorley, 2018)。也就是說(shuō), 協(xié)作提取效應(yīng)的指標(biāo)多采自對(duì)舊項(xiàng)目的回憶, 需要較高的編碼水平, 且主要依賴策略加工, 所以在協(xié)作提取中更多受策略中斷的干擾。

4.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.2.1 協(xié)作方式的調(diào)節(jié)效應(yīng)

根據(jù)元分析結(jié)果, 協(xié)作方式對(duì)錯(cuò)誤修剪的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。自由回憶和達(dá)成共識(shí)的協(xié)作導(dǎo)致穩(wěn)定的錯(cuò)誤修剪效應(yīng), 而輪流回憶時(shí)并未出現(xiàn)明顯的錯(cuò)誤修剪。

協(xié)作提取方式的區(qū)別, 實(shí)質(zhì)是協(xié)作組成員交流互動(dòng)方式的不同。自由回憶和達(dá)成共識(shí)均伴隨協(xié)作組成員的交流討論, 輪流回憶則不然。如前所述, 成員間的交流對(duì)刪除錯(cuò)誤更為有效, 而輪流回憶的協(xié)作方式限制了交流, 無(wú)法出言糾正同伴的錯(cuò)誤, 且輪流提取使個(gè)體感受到更大壓力, 會(huì)增加錯(cuò)誤信息入侵的概率(Thorley et al., 2007)。

但對(duì)于協(xié)作提取效應(yīng), 協(xié)作方式的調(diào)節(jié)不顯著,即無(wú)論何種方式的協(xié)作提取, 都出現(xiàn)了穩(wěn)定的協(xié)作抑制。以往有實(shí)驗(yàn)研究也得到了類似結(jié)果, 如自由回憶和輪流回憶對(duì)協(xié)作抑制的影響相似(Thorley et al., 2007)、達(dá)成共識(shí)和輪流回憶均顯著加強(qiáng)了協(xié)作抑制(Harris et al., 2012)等。而前述Marion等(2016)的元分析結(jié)果卻與本研究不同, 發(fā)現(xiàn)輪流回憶比自由回憶導(dǎo)致了更強(qiáng)的協(xié)作抑制效應(yīng)。這可能與本元分析增加了達(dá)成共識(shí)這一協(xié)作方式有關(guān)——達(dá)成共識(shí)只強(qiáng)調(diào)提取結(jié)果最終一致, 這在總體上能促使協(xié)作組成員更深入?yún)⑴c項(xiàng)目的提取加工(Harris et al., 2012), 但在實(shí)際的協(xié)作過(guò)程中, 協(xié)作組可能采用更接近輪流提取或更偏向自由回憶的協(xié)作方式。所以本研究的達(dá)成共識(shí)的協(xié)作方式的加入, 減少了自由回憶和輪流回憶在協(xié)作抑制程度上的區(qū)別。

4.2.2 材料類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)

亞組分析結(jié)果表明, 材料類型對(duì)錯(cuò)誤修剪的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著, 即錯(cuò)誤修剪具有跨材料類型的穩(wěn)定性和相似強(qiáng)度。

以往研究缺乏不同類型材料在錯(cuò)誤修剪上的對(duì)比結(jié)果, 但同一種材料, 特別是情景材料的多個(gè)協(xié)作記憶研究, 其錯(cuò)誤修剪結(jié)果也不盡相同。例如, 有研究發(fā)現(xiàn)協(xié)作使故事類材料的提取更準(zhǔn)確(B?rthel et al., 2017), 但另有研究使用同種材料, 得出了協(xié)作組和名義組的準(zhǔn)確性沒(méi)有差異的結(jié)果(Vredeveldt et al., 2018), Thorley (2018)以犯罪內(nèi)容電影為材料的研究也沒(méi)有發(fā)現(xiàn)顯著的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)。以上至少表明錯(cuò)誤修剪與特定材料類型的關(guān)聯(lián)較小。結(jié)合本研究的錯(cuò)誤修剪效應(yīng)不存在材料類型差異的結(jié)果, 推測(cè)其中的機(jī)制在于, 不同類型材料在編碼階段依賴不同的線索, 即情景材料的提取主要依賴情景線索, 分類項(xiàng)目具備不分類項(xiàng)目缺少的類別線索。但如前所述, 錯(cuò)誤修剪由“拒絕錯(cuò)誤”達(dá)成, 主要基于對(duì)同伴提取結(jié)果的熟悉性判斷, 和幾種類型材料的不同提取線索關(guān)聯(lián)較小, 所以具有跨材料的一致性。

而本研究對(duì)協(xié)作提取效應(yīng)的元分析表明, 材料類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, 與分類和不分類的項(xiàng)目材料相比, 情景材料增強(qiáng)了協(xié)作抑制效應(yīng), 即正確提取數(shù)量最少。但較早的元分析研究的結(jié)果表明, 情景材料減弱了協(xié)作抑制效應(yīng), 研究者認(rèn)為這是由于情景材料的內(nèi)在邏輯結(jié)構(gòu)清晰, 在學(xué)習(xí)和檢索信息時(shí)更可能采用相似的編碼和提取策略, 因而受到的策略干擾最少(Marion et al., 2016)。但以此類推, 如果情景材料的情節(jié)復(fù)雜, 細(xì)節(jié)豐富, 或自我相關(guān)度高, 就需要更精細(xì)化的編碼過(guò)程, 以及多樣化的提取策略(Harris et al., 2017; 張環(huán)等, 2021), 容易出現(xiàn)協(xié)作抑制效應(yīng)(Vredeveldt & Van Koppen, 2018)。綜合而言, 情景材料的協(xié)作提取效應(yīng)可能取決于材料的情節(jié)、信息量等具體特點(diǎn), 而非材料類型本身。

4.2.3 關(guān)系類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)

亞組分析結(jié)果顯示, 關(guān)系類型對(duì)錯(cuò)誤修剪的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。當(dāng)協(xié)作組成員相互熟悉時(shí), 錯(cuò)誤修剪效應(yīng)高于陌生關(guān)系協(xié)作, 即關(guān)系類型是影響錯(cuò)誤修剪的重要因素。

在協(xié)作記憶中, 關(guān)系類型背后的關(guān)鍵因素是熟悉與否導(dǎo)致的交流、反饋方式與策略的差別。根據(jù)交互記憶理論, 熟悉關(guān)系的協(xié)作組成員更了解彼此的知識(shí)基礎(chǔ)和提取策略, 包括在信息提取中對(duì)方易出現(xiàn)的錯(cuò)誤, 能在此基礎(chǔ)上進(jìn)行更有效的、針對(duì)性的交流, 從而增強(qiáng)整體的協(xié)作記憶能力, 也使錯(cuò)誤修剪效應(yīng)更明顯(Meade & Roediger, 2009)。例如, 有研究表明, 熟悉關(guān)系的成員在共同提取時(shí)會(huì)使用更多的交流策略, 包括闡述, 糾正, 確認(rèn)和重述等, 促進(jìn)了對(duì)相關(guān)信息的共同關(guān)注(Selwood et al., 2020)。

再?gòu)膮f(xié)作提取效應(yīng)看, 關(guān)系類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)也顯著。人際關(guān)系類型的調(diào)節(jié)方向基本與錯(cuò)誤修剪效應(yīng)一致, 協(xié)作組成員為陌生關(guān)系時(shí), 協(xié)作抑制的效應(yīng)值最高, 朋友和夫妻關(guān)系的效應(yīng)值雖然較低, 但協(xié)作抑制效應(yīng)并未消失。這也與Marion等(2016)的元分析結(jié)果相一致, 即人際關(guān)系類型對(duì)協(xié)作提取具有調(diào)節(jié)作用, 且陌生關(guān)系比熟悉關(guān)系表現(xiàn)出更強(qiáng)的抑制效應(yīng)。

4.3 研究不足與展望

本研究主要存在以下不足：(1)元分析研究需要盡可能全面納入已有文獻(xiàn), 但一方面, 一些協(xié)作記憶研究沒(méi)有記錄協(xié)作組錯(cuò)誤數(shù)量(錯(cuò)誤率)數(shù)據(jù), 本次元分析無(wú)法納入; 另一方面, 有個(gè)別未發(fā)表文獻(xiàn)未能成功獲取, 存在數(shù)據(jù)遺漏。(2)元分析的個(gè)別亞組之間效應(yīng)值個(gè)數(shù)差異較大, 可能會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生一定的影響, 須待后續(xù)相關(guān)亞組研究數(shù)量增多, 才能進(jìn)一步確認(rèn)亞組分析結(jié)果的穩(wěn)定性。(3)協(xié)作提取效應(yīng)和錯(cuò)誤修剪的影響因素較多, 但由于納入元分析的研究數(shù)量的限制, 本研究?jī)H考察了提取方式、材料類型和人際關(guān)系類型三個(gè)因素, 還可能存在其他未納入元分析的調(diào)節(jié)變量。

本研究對(duì)協(xié)作提取中的錯(cuò)誤修剪進(jìn)行了元分析, 初步明確了錯(cuò)誤修剪的穩(wěn)定性與主要調(diào)節(jié)因素。而一些研究發(fā)現(xiàn), 若安排協(xié)作組成員在協(xié)作提取之后, 經(jīng)過(guò)一定延時(shí)再進(jìn)行單獨(dú)提取(即二次提取), 可能出現(xiàn)提取的正確項(xiàng)目比名義組更多的“協(xié)作后受益”現(xiàn)象(Nie et al., 2021)。研究者認(rèn)為, 這是由于在協(xié)作提取(一次提取)階段, 個(gè)體通過(guò)其他成員的提取對(duì)項(xiàng)目進(jìn)行了再學(xué)習(xí)(Congleton & Rajaram, 2011), 也有研究者用策略干擾的解除闡釋這種記憶反彈(Blumen & Rajaram, 2008)。與名義組相比, 協(xié)作組成員在二次提取中是否亦出現(xiàn)錯(cuò)誤修剪效應(yīng), 以及與一次提取的錯(cuò)誤修剪和協(xié)作提取效應(yīng)的關(guān)聯(lián)等, 可在未來(lái)通過(guò)元分析研究對(duì)這類結(jié)果做出歸納, 通過(guò)探討錯(cuò)誤修剪效應(yīng)的延續(xù)性、穩(wěn)定性, 為確定協(xié)作影響記憶提取質(zhì)量的加工機(jī)制提供證據(jù)。

5 結(jié)論

本元分析研究發(fā)現(xiàn)：(1)錯(cuò)誤修剪是協(xié)作提取的較穩(wěn)定的效應(yīng), 且往往伴隨協(xié)作抑制。協(xié)作提取中錯(cuò)誤的減少與錯(cuò)誤修剪的條件有關(guān), 即錯(cuò)誤修剪主要取決于對(duì)協(xié)作組他人的回憶進(jìn)行“舊材料”或“虛假記憶”的來(lái)源判斷, 依賴熟悉性加工; 協(xié)作提取效應(yīng)則取決于基于策略加工的回憶, 對(duì)加工策略和加工水平要求較高。(2)自由回憶和達(dá)成共識(shí)的提取比輪流提取得到更大錯(cuò)誤修剪效應(yīng), 也與這兩種協(xié)作方式更有利于對(duì)同伴提取進(jìn)行熟悉性判斷并充分交流有關(guān)。(3)錯(cuò)誤修剪效應(yīng)不受材料類型的影響, 原因是不同類型材料的提取對(duì)加工水平和加工策略不敏感。(4)熟悉關(guān)系能使協(xié)作成員間更了解對(duì)方在提取時(shí)易犯的錯(cuò)誤并有針對(duì)性地糾正, 增大了錯(cuò)誤修剪效應(yīng)。

(*為納入元分析文獻(xiàn))

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How collaboration reduces memory errors: A meta-analysis review

SUN Yaru, LIU Zejun, DUAN Yajie, CHEN Ning, LIU Wei

(College of Education, Shanghai Normal University, Shanghai 200234, China)

In collaborative memory, the memory performances of collaborative and equal-sized nominal groups were measured by the number of correctly recalled items. By comparing the correct recall results between the two groups, collaboration during the retrieval phase is seen to possibly result in collaborative inhibition and collaborative facilitation. However, recall error items were also essential indicators of collaboration. Several studies have considered error recall items as indicators to show that collaboration is beneficial in reducing errors. The phenomenon of collaborative groups recording significantly fewer recall errors than nominal groups is referred to as the “error pruning effect.” The mechanisms and moderators of the collaborative inhibition effect have been explored in several previous studies, but evidence on the mechanism of the “error pruning effect” is scarce. This meta-analysis aimed to investigate the robustness of error pruning in collaborative memory and to examine the potential mechanisms and moderators.

Studies were identified with several keywords, including “collaborative memory”, “collaborative recall”, “collaborative inhibition”, and “collaborative facilitation”. English language databases, including Web of Science, Science Direct, EBSCO, and ProQuest, as well as the Chinese language database CNKI, were searched. From 38 empirical studies (from a total sample= 6225), 64 independent samples were included. We chose the random-effect model to conduct the meta-analysis using CMA3.3. The 64 independent samplesshowed considerable heterogeneity. Moreover, no substantial publication bias was found in the studies, which was confirmed by the funnel plot, fail-safe number, and trim and fill methods.

Standardized mean differences measured by Hedges’were used as the effect size index in the meta-analysis. The main effect showed a large and robust error pruning effect and collaborative inhibition effect in the results. Moreover, the results indicated that the collaborative inhibition effect commonly accompanies the error pruning effect. Further analysis revealed thatcollaborative approaches and interpersonal relationships moderate the error pruning effect. In particular, collaboration of free-flowing and consensus building enhanced the error pruning effect, while collaboration had no significant effect on the inhibition effect. The type of material had no significant effect on error pruning, while story material increasedcollaborative inhibition.Familiar relationships increased the error pruning effect, but they weakened collaborative inhibition.

Overall, the study results demonstrated the effect of collaborative recall on inhibiting error and improving accuracy. Collaboration and interpersonal relationships may act as important moderating variables in the process. Although error pruning resulted from a feeling of knowing through recall from collaborative partners, it required a relatively low level of processing. Lastly, efficient error correction could be easily achieved through sufficient communication.

collaborative memory, meta-analysis, error pruning, collaborative inhibition, moderating effect

B842

2023-01-03

孫亞茹和劉澤軍為本文共同第一作者。

陳寧, E-mail: chenning@shnu.edu.cn; 劉偉, E-mail: liuwei@shnu.edu.cn