李廣政 王麗娟

(1吉林大學(xué)心理學(xué)系, 長春 130012) (2江蘇師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 徐州 221116)

1 引言

記憶研究多關(guān)注于靜態(tài)的物體和語詞, 在很長一段時間內(nèi), 研究忽略了作為記憶研究材料的動作以及描述動作的語詞刺激。然而, 日常生活中的記憶活動大多伴隨著動作的發(fā)生, 記憶的表現(xiàn)不僅需要語詞學(xué)習(xí), 還要借助于視覺表象和情境的作用,且動作能提供更豐富多元的信息(Engelkamp &Zimmer, 1989)。直到上世紀(jì) 80年代早期, 才有研究關(guān)注動作促進(jìn)記憶效果的有趣現(xiàn)象, 使得諸如“打開課本”、“撿起筆”之類的動名詞短語作為研究記憶的實驗材料出現(xiàn), 并形成了獨特的被試操作任務(wù)(subject performed task, SPT)范式(Cohen, 1981)。研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)以視覺或聽覺形式呈現(xiàn)的動名詞短語時伴隨相應(yīng)的動作執(zhí)行(如學(xué)習(xí)“照鏡子”短語,被試要真實地照鏡子或假裝照鏡子, 即做出照鏡子的動作), 其記憶效果要顯著好于語詞任務(wù)(verbal task, VT)條件(被試只是默讀所呈現(xiàn)的動名詞短語,未有相應(yīng)的動作)下的記憶效果(Cohen, 1981)。這種SPT下的記憶效果好于VT下記憶效果的現(xiàn)象被稱為 SPT效應(yīng)(SPT effect)或操作效應(yīng)(enactment effect; Cohen, 1989)。

SPT效應(yīng)的顯著性及普遍存在極大地引起了研究者們的興趣, 并相繼提出一些理論解釋SPT效應(yīng)(王麗娟, 李廣政, 2014; Nilsson, 2000; Roediger& Zaromb, 2010)。其中一些研究從信息加工過程中編碼和提取時的策略需求這一角度剖析了 SPT效應(yīng)產(chǎn)生的原因(Zimmer et al., 2001; Zimmer, Helstrup,& Engelkamp, 2000)。具體地說, 在編碼方面, 研究提出非策略加工觀點(non-strategic processing view;Cohen, 1981)和情景整合理論(episodic integration theory; Kormi-Nouri, 1995)解釋 SPT效應(yīng)。Cohen(1981)發(fā)現(xiàn)加工深度能夠影響 VT的記憶成績, 卻不影響SPT的成績, 事后訪問發(fā)現(xiàn), 被試在SPT條件下并未采用記憶策略。據(jù)此, Cohen認(rèn)為SPT的加工是非策略編碼(non-strategic encoding)。此外,Kausler (1989)也認(rèn)為, SPT的獲取過程是“不費力的編碼”。而Helstrup (1987)提出對于SPT, 如果給予被試適當(dāng)?shù)闹笇?dǎo)語, 被試會主動地采用編碼策略,并以此反對 Cohen提出的非策略編碼觀點。后來,Cohen (1989)指出非策略編碼包含兩層含義：一是SPT條件下, 被試不會有意采用編碼策略; 二是即使被試有意采用記憶策略也不能提高記憶成績?；诖? 如果SPT的編碼完全是非策略性, 那么無論是年幼兒童還是年老被試, 在SPT條件下記憶成績都不應(yīng)該出現(xiàn)年齡效應(yīng)。事實上, 來自發(fā)展(Baker-Ward, Hess, & Flannagan, 1990; Foley & Johnson,1985; Mecklenbr?uker, Steffens, Jelenec, & Goergens,2011)和老化(Earles & Kersten, 2002; Schatz, Spranger,& Knopf, 2010; Schatz, Spranger, Kubik, & Knopf,2011)方面的研究證據(jù)均不支持非策略編碼理論。

而 Kormi-Nouri (1995)的情景整合理論認(rèn)為SPT的加工過程是徹底的策略性加工, 并未與 VT的記憶加工有質(zhì)的不同。只不過相對于VT, 動作執(zhí)行過程增加了自我卷入(self-involvement)的程度,良好的自我卷入使得個體在動作執(zhí)行時能更好地意識到所執(zhí)行的動作, 正是動作執(zhí)行過程將動作(SPT項目中的動詞)和執(zhí)行對象(SPT項目中的名詞)整合在一起, 就像“膠水”一樣將動作的各個部分粘合在一起, 形成一個統(tǒng)一的記憶單元或相互聯(lián)系緊密的結(jié)合體, 使其記憶痕跡相對于語詞條件下的記憶痕跡更為明顯, 且在回憶或再認(rèn)時能提取出更多的項目。后來, 研究從早期發(fā)展和老化的角度證明了整合是一種策略能力, 并隨著年齡的增長逐漸習(xí)得和老化(Feyereisen, 2009; Mangels & Heinberg,2006; Mecklenbr?uker et al., 2011; Sahakyan, 2010)。最近, 來自短暫性全面遺忘癥(transient global amnesia)病人的研究, 從臨床的角度為策略性整合提供了證據(jù)(Hainselin et al., 2014)。

在提取方面, Nilsson和B?ckman (1989)在《內(nèi)隱記憶：理論議題》一書中, 從內(nèi)隱記憶的角度分析了SPT加工過程中的策略需求, 認(rèn)為SPT在加工過程中既涉及與語詞記憶相類似的外顯成分, 也蘊含內(nèi)隱成分。不過與其他研究者不同的是, 其更強調(diào)SPT的提取過程可能包含自動成分, 但是該書并未對這一觀點做出論證。隨后, 一些研究開始從實證的角度關(guān)注SPT效應(yīng)的提取機制。以自由回憶作為測驗形式的研究發(fā)現(xiàn), SPT和VT擁有不同的系列位置曲線(Cohen, 1983; Seiler & Engelkamp, 2003;Schatz et al., 2011; Zimmer et al., 2000), 表現(xiàn)在VT具有典型的“U”型系列位置曲線, 而 SPT缺乏首因效應(yīng), 卻擁有擴展的近因效應(yīng)(extended recency effect), 即相對于 VT, SPT的近因效應(yīng)更長; 具體地說, VT的近因效應(yīng)發(fā)生在系列位置末端(倒數(shù)第一個組塊)的項目上, 而 SPT的近因效應(yīng)則從系列位置末端的項目向中間延伸, 如在倒數(shù)第一和第二的組塊上也會出現(xiàn)近因效應(yīng), 甚至這種效應(yīng)會進(jìn)一步延伸到其它項目。Zimmer等(2001)認(rèn)為 SPT效應(yīng)得益于擴展的近因效應(yīng)。該研究提出SPT條件下的項目在回憶時存在自動突顯(automatic pop-out),并以此來解釋擴展的近因效應(yīng)。自動突顯是指, 個體在提取時, SPT條件下靠近系列位置末端的項目,無需主動地搜索, 就能自動地進(jìn)入到個體的意識。而研究以自動突顯機制解釋擴展的近因效應(yīng), 同時以擴展的近因效應(yīng)解釋自動突顯機制, Zimmer對自動突顯機制的證明存在循環(huán)論證。后來也有研究以SPT擁有擴展的近因效應(yīng), 來推論提取時的自動突顯機制(Seiler & Engelkamp, 2003; Schatz et al.,2011)。研究認(rèn)為近因效應(yīng)和自動突顯機制之間并非是直接的因果關(guān)系; 因為, 已有研究認(rèn)為 VT條件下標(biāo)準(zhǔn)的近因效應(yīng), 是由“后進(jìn)先出” (最后學(xué)習(xí)的項目最先回憶出)的學(xué)習(xí)策略造成(e.g., Baddeley,1986), 這樣就削弱了由于延時而造成的記憶衰退,所以表現(xiàn)出近因效應(yīng)。并且如果被試在回憶時有意地使用“后進(jìn)先出”這個策略的話, 會使近因效應(yīng)擴展(Goodwin, 1976)。因此, SPT所擁有的擴展近因效應(yīng), 可能是SPT編碼時包含更多的細(xì)節(jié)信息, 從而使被試自發(fā)地使用“后進(jìn)先出”這個策略, 即可能是被試在回憶時更傾向于將最后學(xué)習(xí)的項目最先回憶出。況且, 用擴展的近因效應(yīng)解釋 SPT效應(yīng),只能說明近因項目的提取是自動提取, 這也是已有研究存在的弊端。此外, 有研究從提取速度方面,為SPT的自動突顯機制提供了間接證明, 在回憶的最初階段, SPT條件下的提取速率顯著快于VT條件下的提取速率(Spranger, Schatz, & Knopf, 2008)。綜上, 上述研究均未能夠直接證明SPT的自動提取機制。

倘若能直接證明 SPT在提取時存在自動提取,就能夠從提取的角度完善 SPT效應(yīng)產(chǎn)生的加工過程理論。而Gardiner和Klee (1976)提出的“輸出監(jiān)測” (output monitoring)理論能夠良好地解決個體在提取時的策略需求, 該理論依據(jù)個體在自由回憶時,對一些項目采用搜索提取, 另外一些項目采用自動提取(無需搜索)這一假設(shè), 提出對于搜索提取(需要意志努力或監(jiān)測, 提取過程較長, 使得提取時的記憶痕跡較為明顯)項目輸出監(jiān)測效果較好, 即被試能夠較準(zhǔn)確地記得提取過程; 而對于自動提取(無需意志努力或監(jiān)測, 提取瞬間涌現(xiàn), 致使提取時的記憶痕跡不明顯)的項目輸出監(jiān)測效果較差, 即被試不太準(zhǔn)確記得提取過程。而且, Gardiner和Klee設(shè)計了“對回憶的再認(rèn)”范式以驗證所提出的理論。具體而言, “對回憶的再認(rèn)”范式分為三個主要階段,首先是學(xué)習(xí)階段, 其次是自由回憶階段, 最后是“對回憶的再認(rèn)”階段, 該階段將所學(xué)的項目重新呈現(xiàn)在電腦上, 要求被試判斷對于呈現(xiàn)的項目, 個體在自由回憶時是否曾回憶出。因此“對回憶的再認(rèn)”測驗, 與傳統(tǒng)的再認(rèn)測驗存在質(zhì)的區(qū)別：即“對回憶的再認(rèn)”考察的是個體對提取過程的監(jiān)測(輸出監(jiān)測)。研究發(fā)現(xiàn)對于系列位置曲線中的近因項目(在學(xué)習(xí)時最后呈現(xiàn)的項目), 其“對回憶的再認(rèn)”測驗成績較差, 即被試很難區(qū)分這些詞在回憶時是否曾回憶出, 說明這些詞屬于自動提取的項目, 在提取時監(jiān)測效果較差; 而對于中間和首因(在學(xué)習(xí)時較早呈現(xiàn)的項目)項目, 其“對回憶的再認(rèn)”測驗成績較好, 即被試能夠準(zhǔn)確記得這些詞在回憶時是否曾回憶出, 說明這些詞屬于搜索提取的項目, 在提取時監(jiān)測效果較好。因此, 實驗結(jié)果驗證了“輸出監(jiān)測”理論, 即“對回憶的再認(rèn)”范式能夠良好地考察個體在自由回憶時所采取的搜索策略(自動提取或策略提取)。隨后, “對回憶的再認(rèn)”范式也得到了一些研究者的使用(e.g., Gardiner, Passmore, Herriot,& Klee, 1977; Klee & Legge, 1980; Koriat, Ben-Zur,& Sheffer, 1988), 并認(rèn)為該范式能夠良好地考察個體的輸出監(jiān)測。上述研究采用的“對回憶的再認(rèn)”范式多用于考察VT在提取時的策略監(jiān)控, 并未有研究利用該范式考察SPT的提取機制; 而SPT和VT在提取時均可以采用口頭報告的方式, 二者在考察其“輸出監(jiān)測”的方式上具有一定程度的相似性。因此, 本研究采用“對回憶的再認(rèn)”范式, 從輸出監(jiān)測的角度探究SPT效應(yīng)的提取機制。

實驗 1采用“對回憶的再認(rèn)”范式, 收集被試自由回憶的系列位置成績和“對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績。收集被試自由回憶系列位置的成績, 一方面是為了考察SPT的系列位置曲線, 從而驗證已有的結(jié)論, 即SPT缺乏首因效應(yīng)卻擁有擴展的近因效應(yīng); 另一方面, 是為了對比SPT條件下的自由回憶的系列位置成績與“對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績, 從而考察兩種分析方式對SPT提取機制測量的有效性。而收集被試“對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績, 是為了直接驗證SPT效應(yīng)得益于提取時的自動突顯機制。假如SPT效應(yīng)的產(chǎn)生得益于提取時的自動突顯機制, 即SPT條件下的項目無需被試主動搜索就能自動地進(jìn)入到個體的意識。根據(jù)輸出監(jiān)測說, 利用自動搜索提取的項目監(jiān)測效果較差, 表現(xiàn)為“對回憶的再認(rèn)”測驗成績較差; 那么在隨后的再認(rèn)判斷中, 被試就容易將報告過的項目誤認(rèn)為是未報告過的項目?；诖? 本文假設(shè)相對于VT, SPT的“對回憶的再認(rèn)”成績更差。

設(shè)計實驗2有兩個目的。首先, 為了證明上文的推測, 即SPT所表現(xiàn)出的擴展的近因效應(yīng)可能是由“后進(jìn)先出”的提取策略引起, 實驗2采取類別回憶的方式, 即在回憶時將類別提示詞逐一的呈現(xiàn),讓被試按照類別提示詞逐類回憶, 從而改變了SPT條件下個體在提取時可能采用“后進(jìn)先出”的回憶方式, 以測量擴展的近因效應(yīng)與自動突顯機制的關(guān)系; 其次, 為了能夠進(jìn)一步探測SPT效應(yīng)的自動突顯機制的穩(wěn)定性, 從而也說明“對回憶的再認(rèn)”范式對SPT效應(yīng)提取機制測量的有效性。一方面, 研究認(rèn)為, 如果SPT在提取時存在自動突顯機制, 那么這種提取機制能夠穩(wěn)定存在, 并不依賴于回憶方式,即自動突顯機制在類別回憶測驗下也會存在; 另一方面, 研究認(rèn)為“對回憶的再認(rèn)”范式對提取時輸出監(jiān)測的測量并不依賴于回憶方式, 即無論是采用自由回憶測驗, 還是采用類別回憶測驗, 均能夠測量出被試在提取時所依賴的提取策略。

綜上, 研究包括兩個實驗, 實驗 1直接證明SPT效應(yīng)是否得益于其在提取時所存在的自動突顯機制, 實驗 2則考察在改變提取策略(類別回憶)的情況下, SPT是否還會出現(xiàn)擴展的近因效應(yīng)以及提取時的自動突顯。

2 實驗1

2.1 被試和編碼條件

實驗從吉林大學(xué)招募40名大學(xué)生, 男生18名,女生22名, 平均年齡24.25歲, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.61, 視力或矯正視力均達(dá)到 1.0以上, 此前均未參加過類似實驗。

編碼條件包括兩種條件, 其一為 SPT, 其二為VT; 其中一半被試在 SPT條件學(xué)習(xí), 另一半被試在VT條件學(xué)習(xí)。

2.2 實驗材料

詞表由 36個常見的動名詞短語構(gòu)成, 每個短語由2～4個漢字構(gòu)成; 這些短語所代表的動作都是生活中常見動作, 它們平均分屬六種不同的情景類別(做飯、郵寄、學(xué)習(xí)、打掃房間、開車、洗刷等),正式實驗前, 隨機邀請 20名吉林大學(xué)學(xué)生(不參加正式實驗)對這些詞語的熟悉度進(jìn)行1～7點(熟悉度逐漸增加)量表評定。評定結(jié)果顯示, 詞的平均熟悉度為4.45, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.0。為了防止被試在學(xué)習(xí)時使用類別策略, 所有的詞按類別進(jìn)行拉丁方順序排列,隨機選擇一種排列作為實驗材料的呈現(xiàn)順序。

2.3 實驗程序

實驗流程類似于Gardiner和Klee (1976)的程序,分為編碼、自由回憶、干擾任務(wù)和“對回憶的再認(rèn)”四個階段。與其程序不同之處為, 本實驗的編碼方式分為SPT和VT兩種。實驗程序由E-prime 2.0呈現(xiàn)。

(1)編碼階段：首先電腦屏幕上會呈現(xiàn)一個黑色的“+”注視點(呈現(xiàn)2000 ms), 然后會呈現(xiàn)一個動名詞短語(呈現(xiàn)6000 ms), 其中一半的被試在SPT條件下學(xué)習(xí), 即要求被試首先默讀所呈現(xiàn)的動名詞短語, 并做出這個短語所代表的動作(如“喝水”, 雖然不呈現(xiàn)杯子, 但被試要做出假裝喝水的動作); 另一半的被試在VT條件下學(xué)習(xí)這些短語, 只需要默讀所呈現(xiàn)的短語, 手部不能出現(xiàn)無關(guān)動作。

(2)自由回憶階段：學(xué)習(xí)后, 給予被試5 min的時間進(jìn)行口頭報告, 由主試采用錄音筆記錄被試口頭報告的內(nèi)容。

(3)干擾任務(wù)階段：自由回憶結(jié)束后, 進(jìn)入趣味數(shù)學(xué)運算任務(wù)(持續(xù) 5 min), 被試將運算答案寫到紙條上。

(4) “對回憶的再認(rèn)”階段：干擾任務(wù)結(jié)束后, 進(jìn)入此階段。先前學(xué)過的 36個動名詞隨機呈現(xiàn)在電腦屏幕中央, 每個詞的呈現(xiàn)時間為 6000 ms; 要求被試判斷呈現(xiàn)的詞在自由回憶階段是否回憶出來過, 若回憶出來過按“X”鍵, 未回憶出來過則按“M”鍵; 同時, 無論是按“X”鍵的還是按“M”鍵的詞,都要對自己正確判斷的信心做出 1～3 (信心等級由低到高)點評分。

2.4 數(shù)據(jù)分析方式

自由回憶成績分析：主要對不同系列位置條件下的自由回憶成績進(jìn)行分析。對于系列位置成績分析, 研究參照已有研究將項目每3個作為一個組塊進(jìn)行分組(e.g., Schatz et al., 2011; Seiler &Engelkamp, 2003), 共使用36個項目, 即分為12個組塊。由于居中項目(組塊 2～9)的系列位置成績變化不大, 本研究將居中項目作為一個組塊進(jìn)行統(tǒng)計分析(e.g., Schatz et al., 2011)。

“對回憶的再認(rèn)”成績分析：主要以信號檢測論的方法計算每種條件下的擊中率(“對回憶的再認(rèn)”時將自由回憶階段正確回憶出的詞報告為回憶出)和虛報率(再認(rèn)時將在自由回憶階段未回憶出的詞報告為回憶出), 以及校正擊中率(擊中率與虛報率的差值) (e.g., Hornstein & Mulligan, 2004; Mimura et al., 1998)作為衡量輸出監(jiān)測的指標(biāo)。同樣, 為了考察學(xué)習(xí)時短語的呈現(xiàn)序列對輸出監(jiān)測的影響, 該部分采用類似于上述分析的方式, 即將 36個項目分為12個組塊, 計算了組塊1、組塊2～9、組塊10、組塊11和組塊12的擊中率與虛報率, 并以校正擊中率作為其衡量指標(biāo)。

2.5 結(jié)果

2.5.1 自由回憶的系列位置成績

對系列位置成績采取2 (編碼條件：SPT、VT) ×5 (系列位置：組塊1、組塊2～9、組塊10、組塊11、組塊 12)重復(fù)測量方差分析, 不同編碼條件下的系列位置曲線見圖1。結(jié)果顯示編碼條件主效應(yīng)顯著,

F

(1, 38) = 5.29,

p

< 0.05, η= 0.12, 即 SPT 的系列位置成績好于VT的記憶成績, 出現(xiàn)SPT效應(yīng)。系列位置主效應(yīng)顯著,

F

(4, 152) = 6.40,

p

< 0.05, η=0.14。由于HSD檢驗?zāi)軐⑺袑Ρ冉M中I類錯誤最大者控制在α之內(nèi), 加之比較的組數(shù)是五組且樣本數(shù)相等, 因此事后檢驗更適合采用HSD檢驗。HSD檢驗表明, 組塊1 (

M

= 0.58,

SD

= 0.29)的成績顯著好于組塊2～9 (

M

= 0.42,

SD

= 0.15;

p

< 0.01)和組塊10 (

M

= 0.44,

SD

= 0.23;

p

< 0.05)的成績, 組塊12(

M

= 0.62,

SD

= 0.27)的成績顯著好于組塊2～9 (

p

<0.001)、組塊 10 (

p

< 0.01)和組塊11 (

M

= 0.48,

SD

=0.25;

p

< 0.01)的成績, 其余組塊之間的成績無顯著差異(

p

> 0.05)。編碼條件與系列位置的交互作用顯著,

F

(4, 152) = 3.50,

p

< 0.01, η= 0.08。進(jìn)一步簡單效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn), 系列位置成績在VT條件下差異顯著,

F

(4, 76) = 5.54,

p

< 0.01, η=0.23, 事后HSD檢驗表明, 組塊1 (

M

= 0.65,

SD

=0.30)的成績顯著好于組塊2～9 (

M

= 0.37,

SD

= 0.12;

p

< 0.01)、組塊10 (

M

= 0.37,

SD

= 0.22;

p

< 0.01)和組塊11 (

M

= 0.38,

SD

= 0.29;

p

< 0.01)的成績,組塊12 (

M

= 0.53,

SD

= 0.31)的成績顯著好于組塊2～9的成績(

p

< 0.05), 其它組塊之間的成績差異不顯著(

p

> 0.05), 即VT條件下出現(xiàn)了顯著的首因和近因效應(yīng)。系列位置成績在SPT條件下差異也顯著,

F

(4, 76) = 4.13,

p

< 0.05, η= 0.18, 事后 HSD 檢驗表明, 組塊12 (

M

= 0.70,

SD

= 0.18)的成績顯著好于組塊1 (

M

= 0.52,

SD

= 0.28;

p

< 0.05)、組塊2～9(

M

= 0.46,

SD

= 0.17;

p

< 0.001)、組塊 10 (

M

= 0.52,

SD

= 0.23;

p

< 0.05)和組塊11 (

M

= 0.57,

SD

= 0.16;

p

< 0.01)的成績, 組塊11的成績顯著好于組塊2～9的成績(

p

< 0.05), 其余組塊之間的成績差異不顯著(

p

> 0.05), 即SPT并未出現(xiàn)首因效應(yīng), 但是出現(xiàn)了擴展的近因效應(yīng)。同時, 本文從交互作用的另一方向考察了編碼條件在不同系列位置條件下的成績, 簡單效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn), 編碼條件在組塊10、11和12上差異顯著, 對應(yīng)的值分別為：

F

(1, 38) = 4.53,

p

< 0.05, η= 0.11、

F

(1, 38) = 6.15,

p

< 0.05, η= 0.14、

F

(1, 38) = 4.29

p

< 0.05, η= 0.10, 即在組塊 10、11和 12上, SPT 的成績顯著好于VT的成績, SPT效應(yīng)顯著, 說明SPT效應(yīng)取決于擴展的近因效應(yīng); 而編碼條件在組塊 1和組塊2～9上差異不顯著(

p

> 0.05)。

圖1 自由回憶測驗下不同編碼條件下的系列位置曲線

2.5.2 “對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績

對不同系列位置的“對回憶的再認(rèn)”成績采取 2(編碼條件：SPT、VT) × 5 (系列位置：組塊1、組塊2～9、組塊10、組塊11、組塊12)重復(fù)測量方差分析, 不同編碼條件在不同組塊的校正擊中率成績見圖2。結(jié)果顯示編碼條件的主效應(yīng)顯著,

F

(1, 38) =11.39,

p

< 0.01, η= 0.23, 即 SPT 的“對回憶的再認(rèn)”成績顯著差于VT的成績, 結(jié)果出現(xiàn)SPT效應(yīng)翻轉(zhuǎn)。系列位置主效應(yīng)顯著,

F

(4, 152) = 5.36,

p

< 0.01,η= 0.38, HSD檢驗表明, 組塊1 (

M

= 0.89,

SD

=0.27)的成績好于組塊10 (

M

= 0.72,

SD

= 0.39;

p

<0.05)、組塊 11(

M

= 0.72,

SD

= 0.37;

p

< 0.05)和組塊12 (

M

= 0.62,

SD

= 0.43;

p

< 0.001)的成績, 組塊2～9 (

M

= 0.81,

SD

= 0.20)的成績好于組塊12 (

p

<0.01)的成績, 其余組塊之間的成績無顯著差異(

p

>0.05)。編碼條件與系列位置的交互作用顯著,

F

(4,152) = 3.02,

p

< 0.05, η= 0.26。

圖2 不同編碼條件在不同組塊的校正擊中率

進(jìn)一步簡單效應(yīng)發(fā)現(xiàn), 編碼條件在組塊1上差異不顯著,

F

(1, 38) < 1,

p

> 0.05, η< 0.01。編碼條件在組塊2～9、組塊10、組塊11、組塊12上差異均顯著, 對應(yīng)的值分別為：

F

(1, 38) = 5.32,

p

< 0.05,η= 0.12、

F

(1, 38) = 4.45,

p

< 0.05, η= 0.11

、F

(1,38) =7.57,

p

< 0.01, η= 0.17

、F

(1, 38) = 9.70,

p

<0.05, η= 0.20, 即在組塊 2～9 (

M

= 0.74,

SD

=0.39;

M

= 0.88,

SD

= 0.14)、組塊 10 (

M

= 0.59,

SD

= 0.42;

M

= 0.84,

SD

= 0.31)、組塊 11 (

M

=0.57,

SD

= 0.40;

M

= 0.87,

SD

= 0.29)和組塊12(

M

= 0.43,

SD

= 0.44;

M

= 081,

SD

= 0.33)上,VT的成績好于 SPT的成績, 說明在上述組塊上,SPT條件在回憶時出現(xiàn)了自動突顯。為了探討兩種編碼條件下, 被試在做出判斷時的信心程度是否具有差異, 研究對信心判斷等級成績采取單因素方差分析, 結(jié)果顯示, 編碼條件的主效應(yīng)不顯著,

F

(1, 38) = 0.90,

p

= 0.35, η= 0.02。

2.6 討論

實驗數(shù)據(jù)驗證了預(yù)期。自由回憶的系列位置成績顯示, 出現(xiàn)顯著的SPT效應(yīng), 且SPT與VT擁有不同的系列位置曲線, 即VT擁有典型的U型曲線,而SPT的系列位置曲線缺乏首因效應(yīng), 卻擁有擴展的近因效應(yīng)(Cohen, 1983; Schatz et al., 2011; Seiler& Engelkamp, 2003; Zimmer et al., 2000), 說明SPT效應(yīng)得益于擴展的近因效應(yīng)。“對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績顯示, SPT的“對回憶的再認(rèn)”成績在組塊 2～9、組塊 10、組塊 11和組塊 12上顯著差于VT的成績, 即SPT效應(yīng)翻轉(zhuǎn)。表明相對于VT, SPT條件下的被試很難區(qū)分這些詞在回憶時是否曾回憶出, 說明這些詞屬于自動提取的項目, 在提取時監(jiān)測效果較差, 即SPT效應(yīng)得益于中間和最后項目在提取時的自動突顯。對“對回憶的再認(rèn)”結(jié)果與“自由回憶”的系列位置分析的結(jié)果并不完全一致,可能是由于以自由回憶的系列位置成績探討 SPT效應(yīng)的提取機制這一分析方式有效性較低所致。因此, “對回憶的再認(rèn)”結(jié)果首次說明了SPT效應(yīng)也得益于中間的項目, 擴展了已有的結(jié)論(Zimmer et al.,2000)。

3 實驗2

實驗 2考察擴展的近因效應(yīng)可能是由“后進(jìn)先出”引起以及 SPT的自動突顯機制是否具有穩(wěn)定性。研究假設(shè), “后進(jìn)先出”影響了擴展的近因效應(yīng),以“類別回憶”測驗?zāi)軌蚋淖儭昂筮M(jìn)先出”的回憶方式,從而影響SPT的系列位置曲線; 而SPT的自動突顯機制則不受類別測驗的影響, 即 SPT“對回憶的再認(rèn)”成績顯著差于VT的成績。

3.1 被試和編碼條件

實驗從吉林大學(xué)招募40名大學(xué)生, 男生18名,女生22名, 平均年齡24.39歲, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.56, 視力或矯正視力均達(dá)到 1.0以上, 此前均未參加過類似實驗。

編碼條件同實驗1。

3.2 實驗材料

同實驗1。

3.3 實驗程序

實驗程序基本同實驗 1, 不同的是學(xué)習(xí)后不是自由回憶測驗, 而是類別回憶測驗。類別提示詞(做飯, 打掃房間, 學(xué)習(xí), 開車, 郵寄和洗刷等)隨機呈現(xiàn)在電腦上, 每個類別提示詞呈現(xiàn) 50 s, 要求被試在呈現(xiàn)時間內(nèi)按類別回憶所學(xué)的項目。即總的回憶時間與實驗1相同。

3.4 數(shù)據(jù)分析方式

同實驗1。

3.5 結(jié)果

3.5.1 類別回憶的系列位置成績

對類別回憶測驗下成績采取 2 (編碼條件：

F

(4, 152) = 0.41,

p

= 0.79, η= 0.01。SPT、VT) × 5 (系列位置：組塊1、組塊2～9、組塊10、組塊 11、組塊 12)重復(fù)測量方差分析, 不同編碼條件下的系列位置曲線見圖3。結(jié)果顯示編碼條件的主效應(yīng)顯著,

F

(1, 38) = 9.82,

p

< 0.05, η= 0.21,即SPT的系列位置成績好于VT的記憶成績, 出現(xiàn)SPT效應(yīng)。系列位置的主效應(yīng)臨界顯著,

F

(4, 152) =2.04,

p

= 0.09, η= 0.05, HSD檢驗表明, 組塊2～9(

M

= 0.39,

SD

= 0.15)的成績顯著差于組塊1 (

M

=0.52,

SD

= 0.29;

p

< 0.05)和組塊12的成績(

M

= 0.53,

SD

= 0.29;

p

< 0.01), 其余組塊之間的成績無顯著差異(

p

> 0.05), 表明系列位置成績出現(xiàn)了首因和近因效應(yīng)。編碼條件與系列位置的交互作用不顯著,

圖3 類別回憶測驗下不同編碼條件下的系列位置曲線

3.5.2 “對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績

對“對回憶的再認(rèn)”成績采取 2 (編碼條件：SPT、 VT) × 5 (系列位置：組塊1、組塊2～9、組塊10、組塊11、組塊12)重復(fù)測量方差分析, 不同編碼條件在不同組塊的成績見圖4。結(jié)果顯示編碼條件的主效應(yīng)顯著,

F

(1, 38) = 10.98,

p

< 0.01, η=0.22, 即 SPT的“對回憶的再認(rèn)”成績顯著差于 VT的成績, 結(jié)果出現(xiàn)SPT效應(yīng)翻轉(zhuǎn)。系列位置主效應(yīng)顯著,

F

(4, 152) = 2.60,

p

< 0.05, η= 0.06, HSD 檢驗表明, 組塊2～9 (

M

= 0.72,

SD

= 0.26)的成績差于組塊1 (

M

= 0.88,

SD

= 0.26;

p

< 0.01)、組塊10 (

p

<0.01)和組塊 11 (

M

= 0.87,

SD

= 0.29;

p

< 0.01)的成績, 其余組塊之間的成績無顯著差異(

p

> 0.05)。編碼條件與系列位置的交互作用顯著,

F

(4, 152) =2.81,

p

< 0.05, η= 0.07。進(jìn)一步簡單效應(yīng)發(fā)現(xiàn), 編碼條件在組塊1上差異不顯著,

F

(1, 38) = 0.81,

p

= 0.37, η= 0.02。編碼條件在組塊2～9、組塊10、組塊11、組塊12上差異均顯著, 對應(yīng)的值分別為：

F

(1, 38) = 9.64,

p

<0.01, η= 0.20、

F

(1, 38) = 4.04,

p

< 0.05, η= 0.10

、F

(1, 38) = 8.23,

p

< 0.01, η= 0.18

、F

(1, 38) = 5.06,

p

< 0.05, η= 0.12, 即在組塊 2～9 (

M

= 0.60,

SD

= 0.30;

M

= 0.84,

SD

= 0.14)、組塊 10 (

M

= 0.77,

SD

= 0.38;

M

= 0.96,

SD

= 0.11)、組塊11 (

M

=0.71,

SD

= 0.36;

M

= 0.96,

SD

= 0.10)和組塊12(

M

= 0.68,

SD

= 0.44;

M

= 0.92,

SD

= 0.16)上,VT的成績好于 SPT的成績, 說明在上述組塊上,SPT條件在回憶時出現(xiàn)了自動突顯。對信心判斷等級成績采取單因素方差分析, 結(jié)果顯示, 編碼條件的主效應(yīng)不顯著,

F

(1, 38) = 0.43,

p

= 0.52, η= 0.01。

圖4 不同編碼條件在不同組塊的校正擊中率

3.6 討論

研究驗證了預(yù)期, 對于類別回憶的系列位置成績, 研究并未發(fā)現(xiàn)編碼條件與系列位置的交互作用,即未發(fā)現(xiàn)SPT出現(xiàn)擴展的近因效應(yīng), 說明近因效應(yīng)是由“后進(jìn)先出”引起。研究發(fā)現(xiàn)系列位置成績出現(xiàn)了首因和近因效應(yīng), 說明改變提取方式后, SPT和VT擁有相似的系列位置曲線。而“對回憶的再認(rèn)”結(jié)果顯示, 在組塊2～9、10、11和12上, VT的成績好于SPT的成績, 說明在上述組塊SPT在提取時存在自動突顯, 結(jié)果同實驗1一致。表明SPT的自動突顯機制很穩(wěn)定, 不受提取方式的影響。

4 總討論

對于自由回憶的系列位置成績, 研究發(fā)現(xiàn)SPT和VT擁有不同的系列位置曲線, 即VT表現(xiàn)為 U型, 而SPT缺乏首因效應(yīng), 卻具有顯著擴展的近因效應(yīng)。首因效應(yīng)缺失說明SPT對于最初呈現(xiàn)的項目并未像VT組一樣采用復(fù)述策略, 因此對最初呈現(xiàn)項目的回憶成績并不顯著優(yōu)于中間項目的成績。擴展的近因效應(yīng)的產(chǎn)生, 一方面可能是因為SPT在編碼時能夠增強項目具體性(item specific)加工, 而后學(xué)的項目能夠降低之前項目的區(qū)別性, 使得最后學(xué)習(xí)的項目在提取時更易突顯(Schatz et al., 2011;Zimmer et al., 2000), 即個體在提取時, 無需主動地搜索, 項目就能夠自動地進(jìn)入到個體的意識; 另一方面, 可能是由于“后進(jìn)先出”引起, 即在SPT條件下, 對于最后呈現(xiàn)的項目(系列位置中的近因項目), 在回憶時最先回憶出。并且, 實驗2驗證了這一假設(shè), 即當(dāng)改變被試的回憶方式, 讓被試嚴(yán)格按照類別進(jìn)行回憶, 從而限制了一些項目的“后進(jìn)先出”, 研究發(fā)現(xiàn) SPT條件下擴展的近因效應(yīng)消失。所以, 自動突顯機制與擴展的近因效應(yīng)之間并非是直接的因果關(guān)系。況且, 采用自由回憶的系列位置成績來分析SPT效應(yīng)產(chǎn)生的原因, 只能得出SPT效應(yīng)取決于擴展的近因效應(yīng)(Cohen, 1983; Schatz et al., 2011; Seiler & Engelkamp, 2003; Zimmer et al.,2000), 并不能說明, SPT效應(yīng)也可能得益于中間學(xué)習(xí)的項目。但是, 從自由回憶的系列位置曲線也可以看出, 對于中間學(xué)習(xí)的項目, SPT成績也好于VT成績, 只是未達(dá)到顯著差異, 可能是此方法在探討SPT效應(yīng)的提取機制上不太靈敏。

鑒于以自由回憶系列位置曲線探討 SPT效應(yīng)的提取機制存在上述弊端, 本研究增加了“對回憶的再認(rèn)”測試階段, 從而能夠從輸出監(jiān)測的角度直接探討SPT效應(yīng)的提取機制。該部分結(jié)果驗證了假設(shè), 即相對于VT組, SPT組對呈現(xiàn)的項目在回憶時是否回憶出來表現(xiàn)得更差, 且這種差異在組塊2～9、組塊10、組塊11和組塊12上表現(xiàn)得尤為明顯。從而說明SPT組在中間和最后組塊提取時均存在自動突顯性, 即較多項目無需個體主動搜索, 就能自動地進(jìn)入到個體的意識, 并以口頭方式報告出來。這種涌現(xiàn)的過程(轉(zhuǎn)瞬即逝), 無需個體投入更多的認(rèn)知資源就能順利完成, 因此很難在報告時留下記憶的痕跡, 也使得被試在隨后的“回憶—再認(rèn)”階段, 傾向于將“報告過”和“未報告過”的項目混淆, 從而造成更低的擊中率和更高的虛報率, 即校正擊中率較低。這也說明, SPT效應(yīng)的產(chǎn)生得益于中間和最后組塊的項目; 相對于 VT, 對于中間的項目, SPT也存在自動凸顯, 說明SPT效應(yīng)也得益于中間的項目, 這是本研究新發(fā)現(xiàn)的結(jié)論; 該結(jié)果也表明“對回憶的再認(rèn)”范式在測量 SPT效應(yīng)的提取機制方面, 更為直接和敏感, 從而擴展了已有的研究結(jié)論(Zimmer et al., 2000)。研究還發(fā)現(xiàn), SPT在提取時所存在的自動突顯機制, 具有穩(wěn)定性, 即當(dāng)采用類別回憶時, 這種突顯依舊存在。而對于VT組, 在自由回憶時, 個體的提取方式以“搜索-提取”占主導(dǎo)(Seiler & Engelkamp, 2003)。即在自由回憶時, 個體需要給予搜索對象更多的注意資源, 而正是這一需要意志努力的控制加工過程, 加深了個體對搜索對象的記憶痕跡, 使被試能夠清晰地記得所提取的對象, 因此在隨后的“對回憶的再認(rèn)”階段,被試能夠準(zhǔn)確地分辨出“報告過”的項目和“未報告過”的項目, 從而擁有較高的擊中率和較低的虛報率, 即校正擊中率較高。而對于最初學(xué)習(xí)的項目即組塊 1, 研究發(fā)現(xiàn)兩種編碼條件下的成績無差異,很可能與提取的策略有關(guān), 即被試在自由回憶時能夠自發(fā)地采用搜索策略, 并將首先呈現(xiàn)的項目作為搜索的標(biāo)志, 從而有意識地搜索起初學(xué)習(xí)的項目。所以, 當(dāng)兩種編碼條件均采用這種搜索策略的話, 就會使得二者在隨后的“對回憶的再認(rèn)”成績無差異。

可見, 在自由回憶時, SPT組以自動提取占主導(dǎo), 而 VT組以策略提取占主導(dǎo), 正是以自動提取占主導(dǎo)的提取方式, 造成了SPT 效應(yīng)的產(chǎn)生。對此問題的分析, 不免引起疑問, 是什么造成了二者提取方式的不同？研究認(rèn)為SPT與VT的編碼方式不同,造成了二者提取模式的質(zhì)的差異。已有的研究認(rèn)為,動作執(zhí)行能夠增強項目具體性加工(e.g., Engelkamp& Zimmer, 1989; Kormi-Nouri, 1995; Zimmer &Engelkamp, 2003)。良好的項目具體性加工, 為記憶提供了完美的編碼, 使得被試在動作執(zhí)行時無需使用額外的編碼策略(如概念策略)就能取得較好的記憶成績(Zimmer & Engelkamp, 1999)。動作執(zhí)行增強項目具體性加工主要表現(xiàn)在以下方面：首先, 對于特定的動作短語, 被試要理解其含義, 并決定如何表征成動作, 這種過程類似于從定義中生成單詞,已有研究發(fā)現(xiàn), 從定義中生成單詞能夠增強記憶成績(Kinoshita, 1989); 其次, 個體在動作執(zhí)行過程中,會激活相應(yīng)的鏡像神經(jīng)元(e.g., Cook, Yip, & Goldin-Meadow, 2010; Glover & Dixon, 2013; Goldin-Meadow& Alibali, 2013; Sinigaglia, 2010), 形成動作執(zhí)行表象, 研究發(fā)現(xiàn)相對于語詞呈現(xiàn), 具有鮮明表象的圖片呈現(xiàn)能夠激起被試的學(xué)習(xí)積極性(Quinlan, Taylor,& Fawcett, 2010); 最后, 動作執(zhí)行增加了自我卷入程度, 使得個體只關(guān)注所執(zhí)行的對象, 而無暇顧及與動作執(zhí)行無關(guān)的情境, 這樣被試的注意力更加聚焦, 從而能夠洞察更多的細(xì)節(jié)信息(Engelkamp,1995; Kormi-Nouri, 1995)。

本文的研究結(jié)果能夠進(jìn)一步完善解釋 SPT效應(yīng)的信息加工過程觀點, 具體表現(xiàn)在以下幾個方面：首先, 研究直接證明了SPT效應(yīng)的產(chǎn)生得益于提取時的自動突顯機制, 從而能夠從提取階段支持非策略加工理論; 其次, 結(jié)合已有研究從發(fā)展(Baker-Ward et al., 1990; Mecklenbr?uker et al., 2011)與老化(Schatz et al., 2010, 2011)層面對非策略編碼理論的否定與批判, 以及本文的研究結(jié)果對提取階段自動突顯機制存在的肯定與支持, 研究認(rèn)為非策略加工理論的關(guān)注點應(yīng)在于動作記憶的提取階段;再次, 本研究結(jié)果不支持情景整合理論關(guān)于SPT加工的徹底策略性的論述, 但本研究并不能否定該理論關(guān)于SPT效應(yīng)產(chǎn)生的編碼過程的論述。

基于上文的分析顯示, 情景整合理論和非策略加工理論對 SPT效應(yīng)的有效解釋應(yīng)分別在于編碼與提取階段, 即便這樣, 二者仍未能全面揭示 SPT效應(yīng)產(chǎn)生的過程?；蛟S從二者相結(jié)合的視角關(guān)注SPT效應(yīng), 能更加清晰地明確SPT與VT的不同點,進(jìn)而從信息加工過程的觀點進(jìn)一步完善 SPT效應(yīng)產(chǎn)生的加工過程理論。研究認(rèn)為自動突顯機制可能得益于編碼時的卷入狀態(tài), 即編碼時動作執(zhí)行所伴隨的良好程度的自我卷入, 使個體的注意力得以長時地維持在所執(zhí)行的對象上, 從而使個體能夠關(guān)注到更多的細(xì)節(jié)信息。良好的項目具體性加工, 使得在隨后的回憶過程中, 無需個體主動地搜索, 這些項目就能夠迅速(Spranger et al., 2008)、自動地進(jìn)入到個體的意識, 從而產(chǎn)生SPT效應(yīng)。但是, 是否為自我卷入狀態(tài)決定了提取時的自動突顯性, 還有待進(jìn)一步驗證。

5 結(jié)論

本研究所得結(jié)論主要如下：

(1) 無論是自由回憶測驗還是類別回憶測驗,SPT的回憶成績顯著好于VT的成績; 在自由回憶測驗下, SPT的系列位置成績?nèi)狈κ滓蛐?yīng), 卻擁有擴展的近因效應(yīng); 在類別測驗下, SPT與VT擁有相似的系列位置曲線。

(2) SPT條件的“對回憶的再認(rèn)”成績差于VT條件的成績, 這種差異具體表現(xiàn)在組塊2～9、組塊10、組塊11和組塊12上, 表明SPT在上述組塊提取時存在自動突顯機制, 即SPT效應(yīng)得益于中間和最后項目的自動突顯;

(3) 相對于對自由回憶的系列位置成績分析,對“對回憶的再認(rèn)”的系列位置成績分析更能敏感地測量SPT效應(yīng)的提取機制。

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