袁 華, 彭 霞

(1.江西師范大學(xué) 外國語學(xué)院,江西 南昌 330022;2.江西外語外貿(mào)職業(yè)學(xué)院,江西 南昌 330224)

在全球化形勢下,精通兩種或多種語言的人口逐漸增多。在雙/多語轉(zhuǎn)換過程中,目標(biāo)語言和非目標(biāo)語言會被同步激活或被選擇,從而產(chǎn)生跨語言干擾,似乎語言控制是解決干擾的必要機制。對語言轉(zhuǎn)換的實驗研究發(fā)現(xiàn)了兩個有悖常識的現(xiàn)象,語言轉(zhuǎn)換代價的不對稱性和語言優(yōu)勢效應(yīng),被解釋為反映了不同的抑制性控制模式。自20世紀(jì)90年代末以來的雙語加工研究結(jié)果尚未達成共識,大量研究報告了這些效應(yīng)(兩者或其中之一),但許多研究也并沒有觀察到這些效應(yīng)。Gade等人用元分析方法(Meta-Analysis)評估了產(chǎn)出任務(wù)文獻中這兩種效應(yīng)力度[1]。元分析可以過濾掉個別研究的經(jīng)驗差異性,有助于更全面地了解實驗效應(yīng)規(guī)模和可復(fù)制性及其調(diào)節(jié)因素。因此,本研究對理解任務(wù)文獻中這兩大效應(yīng)進行元分析,對前人研究作必要補充,回答現(xiàn)階段該領(lǐng)域存在的爭議,指引未來實證研究方向。

一、理解任務(wù)中轉(zhuǎn)換代價不對稱性和語言優(yōu)勢效應(yīng)現(xiàn)象

雙語加工實驗包括語言產(chǎn)出(Production)和語言理解(Comprehension)兩種任務(wù)類型。產(chǎn)出任務(wù)中的輸入是二價的,涉及語音編碼及輸出。理解任務(wù)中的輸入是單價的,不涉及發(fā)音階段。因為兩種范式的控制機制不同,所以轉(zhuǎn)換代價不對稱性與語言優(yōu)勢效應(yīng)也呈現(xiàn)出不同的實驗結(jié)果。

(一)轉(zhuǎn)換代價不對稱性現(xiàn)象

語言轉(zhuǎn)換(language switch)包括從第一語言到第二語言(L1-L2),以及從第二語言到第一語言(L2-L1)兩個方向。通過比較轉(zhuǎn)換試次與非轉(zhuǎn)換/重復(fù)試次中雙語者在反應(yīng)時(reaction time,RT)和準(zhǔn)確度/錯誤率(accuracy or error rate,ER)兩方面的表現(xiàn)來評估轉(zhuǎn)換代價。語言轉(zhuǎn)換代價(language switch costs)指雙語者在轉(zhuǎn)換試次中反應(yīng)時更長、錯誤率更高的現(xiàn)象。轉(zhuǎn)換代價不對稱性(asymmetrical switch costs)則指當(dāng)L1是主導(dǎo)語言時,以L1方向(由L2切換至L1)的轉(zhuǎn)換代價比在L2方向(由L1切換至L2)的轉(zhuǎn)換代價大。

Meuter和Allport[2]首次報告了這一現(xiàn)象,隨后眾多研究都復(fù)證了這種不對稱性,發(fā)現(xiàn)L1轉(zhuǎn)換代價比L2轉(zhuǎn)換代價更大。不過,Costa和Santesteban發(fā)現(xiàn)高度熟練的雙語者在L1(主導(dǎo)語言)和L3之間轉(zhuǎn)換時產(chǎn)生了對稱的轉(zhuǎn)換代價,而L3顯然屬于最不熟練的語言[3]。Declerck和Koch等人也發(fā)現(xiàn)了L1-L2之間的對稱轉(zhuǎn)換代價結(jié)果[4]。有研究報告了反方向的不對稱性。Mosca和Clahsen等研究結(jié)果顯示,切換到L2的轉(zhuǎn)換代價比切換到L1產(chǎn)生的轉(zhuǎn)換代價要大[5]。當(dāng)前研究沒有形成一致結(jié)果,轉(zhuǎn)換代價不對稱性的普遍性和穩(wěn)健性受到質(zhì)疑。

(二)語言優(yōu)勢效應(yīng)現(xiàn)象

在轉(zhuǎn)換實驗中,除了對比轉(zhuǎn)換試次與非轉(zhuǎn)換試次,還會涉及單一語言組和混合語言組的比較。在單一語言組中,雙語者使用L1(主導(dǎo)語言)的加工速度比用L2(非主導(dǎo)語言)快,且準(zhǔn)確率更高。這種語言優(yōu)勢效應(yīng)(language dominance effect)是可預(yù)料的,因為雙語者往往會在更熟練的主導(dǎo)語言中更快地完成任務(wù)。然而在混合語言組中,結(jié)果恰好相反。研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)雙語者在混合語言組中切換時,他們使用L2比L1的速度更快。這種在混合語言組中非主導(dǎo)語言反應(yīng)時間更短的現(xiàn)象被稱為L2優(yōu)勢或反向語言優(yōu)勢效應(yīng)。

這一有趣的現(xiàn)象是在Costa和Santesteban的第一個實驗中首次發(fā)現(xiàn)的,高級西班牙語-加泰羅尼亞語雙語者在混合語言條件下,L2表現(xiàn)出比L1更快的反應(yīng)時間[3]。后續(xù)很多研究也發(fā)現(xiàn)了這種反向語言優(yōu)勢效應(yīng)。然而,也有研究發(fā)現(xiàn),受試者未能在轉(zhuǎn)換和重復(fù)試驗中表現(xiàn)出L2優(yōu)勢。De Bruin等人在混合語言條件下測試的三語者對三種語言的反應(yīng)時相當(dāng),不存在L2或L3的優(yōu)勢[6]。因此,在混合語言條件下,語言優(yōu)勢效應(yīng)的穩(wěn)健性受到了質(zhì)疑。

(三)潛在調(diào)節(jié)變量

雙語加工實驗通常需要報告參與者的語言水平(proficiency),其他調(diào)節(jié)變量還包括準(zhǔn)備時間(preparation time)、可預(yù)測性(predictability)、刺激物的配價(stimulus valence)和任務(wù)類型(task types)。本研究首先控制了任務(wù)類型為理解任務(wù),其實驗刺激物通常是單價的,在轉(zhuǎn)換試次中隨機出現(xiàn),參與者通常不可預(yù)測其語言種類。因此,對本研究結(jié)果產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)的潛在變量主要包括語言熟練度和準(zhǔn)備時間,這是Gade等人納入元分析的兩個調(diào)節(jié)因素。

1.語言熟練度

Meuter和Allport提出,轉(zhuǎn)換代價不對稱性的大小應(yīng)該與兩種語言的熟練程度差異成正比,差異越大,不對稱性就越大[2]。在Costa和Santesteban研究中的實驗2和實驗3發(fā)現(xiàn),L1和L2熟練程度差異小,高熟練度的雙語者在L1-L2之間的轉(zhuǎn)換代價呈對稱性;他們還觀察到,這些雙語者在L1-L3之間的轉(zhuǎn)換代價是對稱的,因此認(rèn)為高度熟練的雙語者采取了一種不同的語言控制過程,從抑制控制機制轉(zhuǎn)變?yōu)椤疤囟ㄕZ言選擇機制”,從而取消了不對稱性[3]。然而,Costa等人的研究出現(xiàn)了矛盾的實驗結(jié)果:當(dāng)高度熟練的雙語者在英語L3(水平較低)和法語L4(水平更低)之間切換時,恢復(fù)了轉(zhuǎn)換代價的不對稱性,切換至L3的代價大于切換至L4的代價[7]。由此可見,(雙語)語言熟練度是影響轉(zhuǎn)換代價的重要因素。為了更加精確地反映語言熟練度,本研究根據(jù)樣本中報告的雙語者語言水平,將非優(yōu)勢/主導(dǎo)語言(L2)的水平除以占優(yōu)勢/主導(dǎo)語言(L1)的水平計算出語言熟練程度比率(proficiency ratio),并將這個商數(shù)作為分析中的一個連續(xù)變量。

2.準(zhǔn)備時間

較長的準(zhǔn)備時間為二語加工提供了有利條件,減少了轉(zhuǎn)換代價。Mosca和Clahsen發(fā)現(xiàn),隨著準(zhǔn)備時間的延長,轉(zhuǎn)換代價甚至可能完全消失[5]。不過,Philipp、Lavric等人報告了相反的情況:增加準(zhǔn)備時間可能引起更大的轉(zhuǎn)換代價[8-9]。Fink和Goldrick還發(fā)現(xiàn),準(zhǔn)備時間在L1或轉(zhuǎn)換試次中比在L2或重復(fù)試次中更能產(chǎn)生影響,不過這并不影響反向語言(L2)優(yōu)勢的產(chǎn)生[10]。Ma等人則發(fā)現(xiàn),準(zhǔn)備時間不影響轉(zhuǎn)換代價的不對稱性[11]。本研究提取樣本中不同實驗條件下的準(zhǔn)備時參數(shù),將其作為連續(xù)變量納入元分析。

研究表明,產(chǎn)出任務(wù)更多表現(xiàn)出L1方向的不對稱性,而理解任務(wù)均可呈現(xiàn)出L1方向和L2方向的不對稱轉(zhuǎn)換代價結(jié)果。產(chǎn)出任務(wù)中L2優(yōu)勢現(xiàn)象更廣泛,而理解任務(wù)中顯示一致的L1優(yōu)勢效應(yīng)。Gade等人的元分析探究了產(chǎn)出任務(wù)中這兩種效應(yīng)的穩(wěn)健性。本元分析考察理解任務(wù)中這兩種效應(yīng)的穩(wěn)定性以及潛在的調(diào)節(jié)效應(yīng),回答下列幾個問題:

(1)理解任務(wù)中是否存在顯著的轉(zhuǎn)換代價不對稱性?

(2)理解任務(wù)中是否存在顯著的語言優(yōu)勢效應(yīng)?

(3)語言熟練度對上述現(xiàn)象的調(diào)節(jié)效應(yīng)如何?

(4)準(zhǔn)備時間對上述現(xiàn)象的調(diào)節(jié)效應(yīng)如何?

二、理解任務(wù)中轉(zhuǎn)換代價不對稱性和語言優(yōu)勢效應(yīng)的元分析

(一)文獻檢索、納入標(biāo)準(zhǔn)與編碼

在Meuter和Allport[2]首次報告“轉(zhuǎn)換代價不對稱性”現(xiàn)象后,相關(guān)實證研究陸續(xù)展開。本研究將檢索時間跨度設(shè)為1999年1月至2023年3月,檢索范圍是國外公開發(fā)表的期刊和會議論文,先以數(shù)據(jù)庫檢索為主,再輔以人工篩選。檢索關(guān)鍵詞為“l(fā)anguage switch”“switch cost”“asymmetric”“asymmetry”“comprehension”“recognition”“l(fā)exical decision”“l(fā)anguage decision”。檢索語料庫包括Web of Science,Linguistics and Language Behavior Abstracts (LLBA),PsycInfo,PubMed。檢索條件設(shè)置為同行評審(peer reviewed)、語言(English)、文獻類型(article、chapter、dissertation)和發(fā)表時間(1999—2023)。使用google scholar檢索以查漏補缺。

文獻納入標(biāo)準(zhǔn)包括:(1)研究考察了“轉(zhuǎn)換代價不對稱性”與“語言優(yōu)勢效應(yīng)”現(xiàn)象;(2)研究結(jié)果報告了反應(yīng)時(RTs),并包含了能計算出效應(yīng)量所需的足夠數(shù)據(jù)信息(均值、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量、F值、t值、b/β值、X2值等);(3)研究采用的實驗方式為“理解任務(wù)”。完成文獻檢索后,遵循PRISMA標(biāo)準(zhǔn)流程圖(圖1)中的排除標(biāo)準(zhǔn)瀏覽標(biāo)題和摘要,對檢索結(jié)果進行人工篩選。經(jīng)過篩選,最終納入元分析的文獻共計20篇,從31個獨立樣本中提取62個效應(yīng)量,涉及總樣本人數(shù)831人。

圖1 文獻篩選PRISMA流程圖

對納入元分析的文獻進行編碼,抽取其出版特征、研究特征和實體特征等關(guān)鍵信息:(1)文獻信息(作者及發(fā)表年份);(2)實驗順序;(3)樣本量;(4)語言熟練度比率(%);(5)準(zhǔn)備時間;(6)轉(zhuǎn)換代價不對稱性效應(yīng)值g;(7)語言優(yōu)勢效應(yīng)值g。其中,語言熟練度比率和準(zhǔn)備時間為兩個連續(xù)變量;轉(zhuǎn)換代價不對稱性g的正值代表L1方向的不對稱性,負(fù)值代表L2方向的不對稱性;語言優(yōu)勢效應(yīng)g的正值代表反向語言優(yōu)勢效應(yīng)(L2優(yōu)勢),負(fù)值代表主導(dǎo)語言優(yōu)勢效應(yīng)(L1優(yōu)勢)。整個過程由兩位編碼者獨立提取同時進行,編碼一致性為95.2%,編碼不一致處通過討論解決。

(二)數(shù)據(jù)處理及分析程序

本研究運用軟件Comprehensive Meta-analysis(CMA)3.0和RStudio的metafor包對樣本數(shù)據(jù)進行元分析。首先計算獨立樣本的效應(yīng)量。因本元分析屬于小樣本研究,故選擇Hedge’s g,即Cohen’s d的修正量來提供更精確的估計及糾正小樣本偏誤[12]。通過提取研究結(jié)果中的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量、F值、t值、b/β值、X2值等原始數(shù)據(jù)來計算出d值,再轉(zhuǎn)換為g值,合并總效應(yīng)量。然后在此基礎(chǔ)上進行異質(zhì)性檢驗、發(fā)表偏倚檢驗和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。

本元分析通過Q檢驗與I2檢驗對樣本進行異質(zhì)性檢驗。Q值達到顯著水平時(p<0.001),說明樣本效應(yīng)量存在異質(zhì)性。I2值對異質(zhì)性程度進行劃分,分別按照75%、50%、25%標(biāo)準(zhǔn)判斷為高、中、低異質(zhì)性[13]。若檢驗結(jié)果呈現(xiàn)異質(zhì)性,說明研究樣本的結(jié)果差異不僅僅來自抽樣誤差,則需選擇隨機效應(yīng)模型來進行后續(xù)數(shù)據(jù)分析,同時運行調(diào)節(jié)變量檢驗。

因無統(tǒng)計顯著意義的研究結(jié)果不太容易被發(fā)表,故所搜集的文獻若未能代表該研究領(lǐng)域的全貌時,可能出現(xiàn)發(fā)表偏倚,進而導(dǎo)致元分析結(jié)果出現(xiàn)重大偏差,使其計算出的效應(yīng)值高于真實值。針對發(fā)表偏倚的問題,本研究通過繪制漏斗圖(funnel plot),運行Egger’s回歸檢驗,計算Classic Fail-safe N值(失安全系數(shù))和敏感性分析來檢驗發(fā)表偏倚。若不存在發(fā)表偏倚,漏斗圖應(yīng)呈左右對稱分布狀,散點集中在中上部。Egger’s回歸的結(jié)果不顯著,則說明不存在發(fā)表偏倚。Classic Fail-safe N值(失安全系數(shù))指出還需要納入多少個研究才能改變元分析結(jié)果,當(dāng)該值大于5k+10(k為效應(yīng)量個數(shù))時,表明不存在顯著的發(fā)表偏倚。通過敏感性分析所獲得的平均效應(yīng)量區(qū)間也能體現(xiàn)出元分析結(jié)果是否受發(fā)表偏倚的影響。

本元分析考察的調(diào)節(jié)因素為連續(xù)變量,故采取元回歸分析來檢驗其調(diào)節(jié)效應(yīng)。針對其中不顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng),本研究使用JASP軟件進行貝葉斯因子估計,以期獲得更敏感的證據(jù)來驗證是否支持零假設(shè)[14]。

三、理解任務(wù)中轉(zhuǎn)換代價不對稱性和語言優(yōu)勢效應(yīng)的元分析結(jié)果與討論

(一)元分析結(jié)果

1.異質(zhì)性檢驗

異質(zhì)性檢驗結(jié)果(表1)表明,Q檢驗值均達到顯著水平(p<0.001),說明各個效應(yīng)量之間存在異質(zhì)性;I2檢驗結(jié)果屬于高度異質(zhì)值[13],顯示77.639%-92.540%的可觀察變異是由效應(yīng)值的真實差異造成的,表明變異存在組間誤差干擾,各研究之間存在較高異質(zhì)性。結(jié)果說明,效應(yīng)量差異不僅由隨機抽樣誤差導(dǎo)致,還存在調(diào)節(jié)變量影響。本元分析適合采用隨機效應(yīng)模型,同時需對調(diào)節(jié)變量進行回歸分析。

表1 異質(zhì)性檢驗結(jié)果匯總

2.發(fā)表偏倚檢驗

發(fā)表偏倚會影響元分析結(jié)果的可靠性。漏斗圖(圖2)顯示,效應(yīng)值主要分布在上方,左右大致對稱。Egger回歸系數(shù)(p=0.66)和Begg &Mazumdar系數(shù)(p=0.93)統(tǒng)計意義不顯著,表明該研究納入的效應(yīng)量不存在發(fā)表偏倚。失安全系數(shù)值(Classic Fail-safe N)顯示還需要納入182個缺失研究才能使研究結(jié)果失去統(tǒng)計學(xué)意義,超過Rosenthal準(zhǔn)則數(shù)5k+10=165(k=31)[15]1-7。采用One study removed方法運行敏感性分析,所獲得的平均效應(yīng)量估計區(qū)間分別為[0.251,0.350]/[-0.323,-0.154],表明元分析結(jié)果的可靠性不受發(fā)表偏倚的影響。

圖2 元分析樣本的漏斗圖

3.主效應(yīng)分析

兩大主效應(yīng)的元分析結(jié)果(表2)表明,轉(zhuǎn)換代價不對稱效應(yīng)不顯著(z=2.430,p=0.015>0.001),效應(yīng)量g=0.278,95%置信區(qū)間為[0.054,0.503];語言優(yōu)勢效應(yīng)也不顯著(z=-1.164,p=0.245>0.001),效應(yīng)量g=-0.232,95%置信區(qū)間為[-0.622,0.159]。依據(jù)Cohen的解釋標(biāo)準(zhǔn)[16]8-13,本研究合并后的兩種主效應(yīng)均屬于小型效應(yīng)量。

表2 轉(zhuǎn)換代價不對稱性與語言優(yōu)勢效應(yīng)的元分析結(jié)果

4.調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸分析結(jié)果(表3)表明,針對轉(zhuǎn)換代價不對稱性主效應(yīng),語言熟練度具有顯著調(diào)節(jié)作用(p<0.001),而準(zhǔn)備時間沒有顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)(p=0.286);針對語言優(yōu)勢主效應(yīng),語言熟練度的調(diào)節(jié)作用(p=0.818)和準(zhǔn)備時間的調(diào)節(jié)作用(p=0.751)均不顯著。

表3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

對以上不顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行貝葉斯因子估計,貝葉斯回歸分析結(jié)果(表4)顯示,準(zhǔn)備時間對轉(zhuǎn)換代價不對稱性調(diào)節(jié)效應(yīng)的貝葉斯因子BF10為0.574;語言熟練度與準(zhǔn)備時間兩大變量對語言優(yōu)勢效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的貝葉斯因子BF10分別為0.355和0.344;均存在中等程度的證據(jù)支持原假設(shè)[17]。據(jù)此,僅有語言熟練度是轉(zhuǎn)換代價不對稱性效應(yīng)的顯著調(diào)節(jié)變量。

表4 貝葉斯回歸分析結(jié)果

(二)討論

1.理解任務(wù)中轉(zhuǎn)換代價不對稱性與語言優(yōu)勢效應(yīng)不顯著

轉(zhuǎn)換代價不對稱性效應(yīng)量與語言優(yōu)勢效應(yīng)量均不具有顯著統(tǒng)計意義,與Gade等人對產(chǎn)出任務(wù)文獻的元分析結(jié)果一致,表明產(chǎn)出和理解任務(wù)實驗結(jié)果都不能形成充足證據(jù)來支撐這兩種主效應(yīng)的普遍性。

轉(zhuǎn)換代價不對稱性通常被視為解釋抑制控制(inhibitory control model,IC 模型)的重要因素,用來測量反應(yīng)性抑制(reactive inhibition)。根據(jù)該模型,產(chǎn)出目標(biāo)語言時,非目標(biāo)語言會受到抑制;越熟練的語言,被抑制的程度越高;則越難被重新激活[8]。在雙語轉(zhuǎn)換中,當(dāng)需要使用L1(主導(dǎo)/優(yōu)勢/熟練語)時,對L2(非主導(dǎo)/優(yōu)勢/熟練語)的抑制需求較少,因此從L1切換到L2比較容易,付出的轉(zhuǎn)換代價較少;但當(dāng)使用L2時,就需要對L1進行較強的抑制,從L2切換到L1時則需要付出更多的轉(zhuǎn)換代價來解除抑制以重新激活L1。如果雙語者在L1和L2的熟練程度方面存在顯著差異,則需要不同的抑制量,從而造成轉(zhuǎn)換代價的不對稱性。目前學(xué)者們普遍認(rèn)為抑制是語言控制的必要機制。該研究結(jié)果提示,我們應(yīng)謹(jǐn)慎地看待這種實驗效應(yīng),并進行進一步的實證研究來揭示潛在的過程是否都需要抑制機制。

語言優(yōu)勢效應(yīng)被視作主動性/前攝性抑制(proactive inhibition)出現(xiàn)的標(biāo)志。為了在混合語言組中的整體表現(xiàn)達到最理想的狀態(tài),雙語者會主動抑制主導(dǎo)語言以平衡兩種語言的激活水平,而因無法準(zhǔn)確預(yù)測達到平衡所需的持續(xù)抑制量,導(dǎo)致主導(dǎo)語言可能被過度抑制,甚至發(fā)生語言主導(dǎo)權(quán)的逆轉(zhuǎn)[18]。語言理解任務(wù)不涉及輸出過程,無須調(diào)動這種主動性抑制來控制語言,故不太可能出現(xiàn)L2語言優(yōu)勢效應(yīng)。然而,本元分析發(fā)現(xiàn),L1的語言優(yōu)勢效應(yīng)也不顯著,這表明我們還須在實驗中更細(xì)致地控制變量,考察混合組的范式類型、組塊長度的影響、雙語者的語言平衡程度[19]等,以分離出可能影響效應(yīng)方向性的因素。

2.影響主效應(yīng)的調(diào)節(jié)變量

學(xué)者們對語言熟練度進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析,結(jié)果顯示,其能影響轉(zhuǎn)換代價的不對稱性,但并沒有支持其對語言優(yōu)勢效應(yīng)的交互作用。這與Gade等人的研究結(jié)果有出入。目前多數(shù)研究仍是通過參與者自我評估得到語言水平數(shù)據(jù),存在的主觀性問題可能是導(dǎo)致分析結(jié)果不一致的原因。除了自我評估容易產(chǎn)生偏差,還要考慮人生各階段中語言主導(dǎo)地位的不穩(wěn)定性、雙語者人生經(jīng)歷的變化,如正規(guī)教育的需求、工作場所的變化以及移民經(jīng)歷等,都會改變其語言優(yōu)勢的模式[20]。高度熟練的雙語者通常會根據(jù)當(dāng)前的需求和生活階段,頻繁地使用一種語言而導(dǎo)致主導(dǎo)效應(yīng)變化。由于雙語熟練程度存在個體差異,納入元分析的各樣本之間又缺乏統(tǒng)一客觀的衡量標(biāo)準(zhǔn),這使得各研究中觀察到的調(diào)節(jié)效應(yīng)復(fù)雜化。語言熟練度受雙語者所處語境需求的影響,參與者很難對自己當(dāng)前的語言優(yōu)勢給出一個真實準(zhǔn)確的判斷。近10年學(xué)者們開始使用LexTale[21]或MINT[22]等客觀的測試方法對參與者進行評估,這些測試被認(rèn)為能更精確地衡量實際的語言能力。

對準(zhǔn)備時間進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析,結(jié)果與Gade等人的研究結(jié)果一致,即其對轉(zhuǎn)換代價不對稱性和語言優(yōu)勢效應(yīng)均沒有顯著的調(diào)節(jié)作用。在產(chǎn)出任務(wù)中通過操控間隔時(cue-stimulus interval,CSI)為參與者準(zhǔn)備語音輸出提供準(zhǔn)備時間。然而,理解任務(wù)不涉及發(fā)音階段,準(zhǔn)備時間的調(diào)控效應(yīng)并不明顯。大多數(shù)研究通常選取500—600毫秒準(zhǔn)備時[23],還有一些研究甚至都沒有特別報告準(zhǔn)備時這一變量[24]。由此可見,準(zhǔn)備時間似乎在理解任務(wù)的轉(zhuǎn)換過程中并不起關(guān)鍵作用。

四、結(jié)語

本研究調(diào)查了理解任務(wù)中兩種語言控制標(biāo)志的表現(xiàn),即作為反應(yīng)性抑制指標(biāo)的非對稱性轉(zhuǎn)換代價和作為主動性抑制指標(biāo)的語言優(yōu)勢效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn),相比產(chǎn)出任務(wù),理解任務(wù)中的不對稱轉(zhuǎn)換代價現(xiàn)象更不穩(wěn)定,L1的語言優(yōu)勢效應(yīng)不顯著,L2的語言優(yōu)勢效應(yīng)幾乎消失。對調(diào)節(jié)變量進行分析,結(jié)果顯示,語言熟練度僅對轉(zhuǎn)換代價不對稱性具有調(diào)節(jié)作用,而準(zhǔn)備時間不產(chǎn)生顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。該結(jié)果基本印證了Gade等人對產(chǎn)出任務(wù)的元分析結(jié)論,進一步證明這兩大效應(yīng)因缺乏穩(wěn)健性和明確的調(diào)節(jié)變量,對理論檢驗的效用有限。盡管抑制性控制理論提供了一個連貫的框架來解釋大多數(shù)與語言控制有關(guān)的實證效果,但元分析結(jié)果表明,也許還需要更多的實驗研究檢驗才能充分證明抑制假設(shè)。

本研究補齊了對理解任務(wù)文獻中這兩大效應(yīng)及影響因素的元分析,客觀回答了研究者對這兩種效應(yīng)穩(wěn)定性的爭議,對當(dāng)前研究的發(fā)展走向具有啟示意義。不過,此次元分析僅考慮了兩個調(diào)節(jié)變量,未涉及理解任務(wù)中存在的特有影響因素,即應(yīng)答類型(response type)。此外,我們僅檢索了國外數(shù)據(jù)庫,沒有涉及國內(nèi)相關(guān)研究文獻。因此,未來研究在更新文獻的基礎(chǔ)上,可將應(yīng)答類型納入調(diào)節(jié)變量,考察其潛在的影響效應(yīng)。我們還發(fā)現(xiàn)納入元分析的獨立樣本量較小,導(dǎo)致轉(zhuǎn)換代價總體規(guī)模不大,這提示將來的研究若能采集較大樣本量,也許可以提供更有力的證明。越來越多的研究采用客觀的測量工具來評估雙語者當(dāng)前的語言優(yōu)勢可能改變目前的結(jié)論。因此,本研究所揭示的研究現(xiàn)狀對未來實證研究的改進和提升具有一定的指導(dǎo)意義。