SPT效應的自動突顯機制：來自輸出監測的證據*

2016-02-01 10:34:11李廣政王麗娟

心理學報 2016年3期

李廣政王麗娟

(1吉林大學心理學系, 長春 130012) (2江蘇師范大學教育科學學院, 徐州 221116)

1 引言

記憶研究多關注于靜態的物體和語詞, 在很長一段時間內, 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生, 記憶的表現不僅需要語詞學習, 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 80年代早期, 才有研究關注動作促進記憶效果的有趣現象, 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, 并形成了獨特的被試操作任務(subject performed task, SPT)范式(Cohen, 1981)。研究發現學習以視覺或聽覺形式呈現的動名詞短語時伴隨相應的動作執行(如學習“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(verbal task, VT)條件(被試只是默讀所呈現的動名詞短語,未有相應的動作)下的記憶效果(Cohen, 1981)。這種SPT下的記憶效果好于VT下記憶效果的現象被稱為 SPT效應(SPT effect)或操作效應(enactment effect; Cohen, 1989)。

SPT效應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(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效應產生的原因(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。Cohen(1981)發現加工深度能夠影響 VT的記憶成績, 卻不影響SPT的成績, 事后訪問發現, 被試在SPT條件下并未采用記憶策略。據此, Cohen認為SPT的加工是非策略編碼(non-strategic encoding)。此外,Kausler (1989)也認為, SPT的獲取過程是“不費力的編碼”。而Helstrup (1987)提出對于SPT, 如果給予被試適當的指導語, 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。基于此, 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該出現年齡效應。事實上, 來自發展(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)方面的研究證據均不支持非策略編碼理論。

而 Kormi-Nouri (1995)的情景整合理論認為SPT的加工過程是徹底的策略性加工, 并未與 VT的記憶加工有質的不同。只不過相對于VT, 動作執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行時能更好地意識到所執行的動作, 正是動作執行過程將動作(SPT項目中的動詞)和執行對象(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, 形成一個統一的記憶單元或相互聯系緊密的結合體, 使其記憶痕跡相對于語詞條件下的記憶痕跡更為明顯, 且在回憶或再認時能提取出更多的項目。后來, 研究從早期發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(Hainselin et al., 2014)。

在提取方面, Nilsson和B?ckman (1989)在《內隱記憶：理論議題》一書中, 從內隱記憶的角度分析了SPT加工過程中的策略需求, 認為SPT在加工過程中既涉及與語詞記憶相類似的外顯成分, 也蘊含內隱成分。不過與其他研究者不同的是, 其更強調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注SPT效應的提取機制。以自由回憶作為測驗形式的研究發現, 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), 表現在VT具有典型的“U”型系列位置曲線, 而 SPT缺乏首因效應, 卻擁有擴展的近因效應(extended recency effect), 即相對于 VT, SPT的近因效應更長; 具體地說, VT的近因效應發生在系列位置末端(倒數第一個組塊)的項目上, 而 SPT的近因效應則從系列位置末端的項目向中間延伸, 如在倒數第一和第二的組塊上也會出現近因效應, 甚至這種效應會進一步延伸到其它項目。Zimmer等(2001)認為 SPT效應得益于擴展的近因效應。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。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, 同時以擴展的近因效應解釋自動突顯機制, Zimmer對自動突顯機制的證明存在循環論證。后來也有研究以SPT擁有擴展的近因效應, 來推論提取時的自動突顯機制(Seiler & Engelkamp, 2003; Schatz et al.,2011)。研究認為近因效應和自動突顯機制之間并非是直接的因果關系; 因為, 已有研究認為 VT條件下標準的近因效應, 是由“后進先出” (最后學習的項目最先回憶出)的學習策略造成(e.g., Baddeley,1986), 這樣就削弱了由于延時而造成的記憶衰退,所以表現出近因效應。并且如果被試在回憶時有意地使用“后進先出”這個策略的話, 會使近因效應擴展(Goodwin, 1976)。因此, SPT所擁有的擴展近因效應, 可能是SPT編碼時包含更多的細節信息, 從而使被試自發地使用“后進先出”這個策略, 即可能是被試在回憶時更傾向于將最后學習的項目最先回憶出。況且, 用擴展的近因效應解釋 SPT效應,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效應產生的加工過程理論。而Gardiner和Klee (1976)提出的“輸出監測” (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, 提出對于搜索提取(需要意志努力或監測, 提取過程較長, 使得提取時的記憶痕跡較為明顯)項目輸出監測效果較好, 即被試能夠較準確地記得提取過程; 而對于自動提取(無需意志努力或監測, 提取瞬間涌現, 致使提取時的記憶痕跡不明顯)的項目輸出監測效果較差, 即被試不太準確記得提取過程。而且, Gardiner和Klee設計了“對回憶的再認”范式以驗證所提出的理論。具體而言, “對回憶的再認”范式分為三個主要階段,首先是學習階段, 其次是自由回憶階段, 最后是“對回憶的再認”階段, 該階段將所學的項目重新呈現在電腦上, 要求被試判斷對于呈現的項目, 個體在自由回憶時是否曾回憶出。因此“對回憶的再認”測驗, 與傳統的再認測驗存在質的區別：即“對回憶的再認”考察的是個體對提取過程的監測(輸出監測)。研究發現對于系列位置曲線中的近因項目(在學習時最后呈現的項目), 其“對回憶的再認”測驗成績較差, 即被試很難區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, 在提取時監測效果較差; 而對于中間和首因(在學習時較早呈現的項目)項目, 其“對回憶的再認”測驗成績較好, 即被試能夠準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, 在提取時監測效果較好。因此, 實驗結果驗證了“輸出監測”理論, 即“對回憶的再認”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”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), 并認為該范式能夠良好地考察個體的輸出監測。上述研究采用的“對回憶的再認”范式多用于考察VT在提取時的策略監控, 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”范式, 從輸出監測的角度探究SPT效應的提取機制。

實驗 1采用“對回憶的再認”范式, 收集被試自由回憶的系列位置成績和“對回憶的再認”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, 從而驗證已有的結論, 即SPT缺乏首因效應卻擁有擴展的近因效應; 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”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”的系列位置成績, 是為了直接驗證SPT效應得益于提取時的自動突顯機制。假如SPT效應的產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入到個體的意識。根據輸出監測說, 利用自動搜索提取的項目監測效果較差, 表現為“對回憶的再認”測驗成績較差; 那么在隨后的再認判斷中, 被試就容易將報告過的項目誤認為是未報告過的項目。基于此, 本文假設相對于VT, SPT的“對回憶的再認”成績更差。

設計實驗2有兩個目的。首先, 為了證明上文的推測, 即SPT所表現出的擴展的近因效應可能是由“后進先出”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,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“后進先出”的回憶方式, 以測量擴展的近因效應與自動突顯機制的關系; 其次, 為了能夠進一步探測SPT效應的自動突顯機制的穩定性, 從而也說明“對回憶的再認”范式對SPT效應提取機制測量的有效性。一方面, 研究認為, 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, 研究認為“對回憶的再認”范式對提取時輸出監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是否還會出現擴展的近因效應以及提取時的自動突顯。

2 實驗1

2.1 被試和編碼條件

實驗從吉林大學招募40名大學生, 男生18名,女生22名, 平均年齡24.25歲, 標準差為1.61, 視力或矯正視力均達到 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條件學習, 另一半被試在VT條件學習。

2.2 實驗材料

詞表由 36個常見的動名詞短語構成, 每個短語由2～4個漢字構成; 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、學習、打掃房間、開車、洗刷等),正式實驗前, 隨機邀請 20名吉林大學學生(不參加正式實驗)對這些詞語的熟悉度進行1～7點(熟悉度逐漸增加)量表評定。評定結果顯示, 詞的平均熟悉度為4.45, 標準差為1.0。為了防止被試在學習時使用類別策略, 所有的詞按類別進行拉丁方順序排列,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、干擾任務和“對回憶的再認”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。

(1)編碼階段：首先電腦屏幕上會呈現一個黑色的“+”注視點(呈現2000 ms), 然后會呈現一個動名詞短語(呈現6000 ms), 其中一半的被試在SPT條件下學習, 即要求被試首先默讀所呈現的動名詞短語, 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條件下學習這些短語, 只需要默讀所呈現的短語, 手部不能出現無關動作。

(2)自由回憶階段：學習后, 給予被試5 min的時間進行口頭報告, 由主試采用錄音筆記錄被試口頭報告的內容。

(3)干擾任務階段：自由回憶結束后, 進入趣味數學運算任務(持續 5 min), 被試將運算答案寫到紙條上。

(4) “對回憶的再認”階段：干擾任務結束后, 進入此階段。先前學過的 36個動名詞隨機呈現在電腦屏幕中央, 每個詞的呈現時間為 6000 ms; 要求被試判斷呈現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 數據分析方式

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行統計分析(e.g., Schatz et al., 2011)。

“對回憶的再認”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”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)作為衡量輸出監測的指標。同樣, 為了考察學習時短語的呈現序列對輸出監測的影響, 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。

2.5 結果

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)重復測量方差分析, 不同編碼條件下的系列位置曲線見圖1。結果顯示編碼條件主效應顯著,

(1, 38) = 5.29,

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

(4, 152) = 6.40,

< 0.05, η=0.14。由于HSD檢驗能將所有對比組中I類錯誤最大者控制在α之內, 加之比較的組數是五組且樣本數相等, 因此事后檢驗更適合采用HSD檢驗。HSD檢驗表明, 組塊1 (

= 0.58,

= 0.29)的成績顯著好于組塊2～9 (

= 0.42,

= 0.15;

< 0.01)和組塊10 (

= 0.44,

= 0.23;

< 0.05)的成績, 組塊12(

= 0.62,

= 0.27)的成績顯著好于組塊2～9 (

<0.001)、組塊 10 (

< 0.01)和組塊11 (

= 0.48,

=0.25;

< 0.01)的成績, 其余組塊之間的成績無顯著差異(

> 0.05)。編碼條件與系列位置的交互作用顯著,

(4, 152) = 3.50,

< 0.01, η= 0.08。進一步簡單效應檢驗發現, 系列位置成績在VT條件下差異顯著,

(4, 76) = 5.54,

< 0.01, η=0.23, 事后HSD檢驗表明, 組塊1 (

= 0.65,

=0.30)的成績顯著好于組塊2～9 (

= 0.37,

= 0.12;

< 0.01)、組塊10 (

= 0.37,

= 0.22;

< 0.01)和組塊11 (

= 0.38,

= 0.29;

< 0.01)的成績,組塊12 (

= 0.53,

= 0.31)的成績顯著好于組塊2～9的成績(

< 0.05), 其它組塊之間的成績差異不顯著(

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

(4, 76) = 4.13,

< 0.05, η= 0.18, 事后 HSD 檢驗表明, 組塊12 (

= 0.70,

= 0.18)的成績顯著好于組塊1 (

= 0.52,

= 0.28;

< 0.05)、組塊2～9(

= 0.46,

= 0.17;

< 0.001)、組塊 10 (

= 0.52,

= 0.23;

< 0.05)和組塊11 (

= 0.57,

= 0.16;

< 0.01)的成績, 組塊11的成績顯著好于組塊2～9的成績(

< 0.05), 其余組塊之間的成績差異不顯著(

> 0.05), 即SPT并未出現首因效應, 但是出現了擴展的近因效應。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, 簡單效應檢驗發現, 編碼條件在組塊10、11和12上差異顯著, 對應的值分別為：

(1, 38) = 4.53,

< 0.05, η= 0.11、

(1, 38) = 6.15,

< 0.05, η= 0.14、

(1, 38) = 4.29

< 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效應顯著, 說明SPT效應取決于擴展的近因效應; 而編碼條件在組塊 1和組塊2～9上差異不顯著(

> 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”的系列位置成績

對不同系列位置的“對回憶的再認”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。結果顯示編碼條件的主效應顯著,

(1, 38) =11.39,

< 0.01, η= 0.23, 即 SPT 的“對回憶的再認”成績顯著差于VT的成績, 結果出現SPT效應翻轉。系列位置主效應顯著,

(4, 152) = 5.36,

< 0.01,η= 0.38, HSD檢驗表明, 組塊1 (

= 0.89,

=0.27)的成績好于組塊10 (

= 0.72,

= 0.39;

<0.05)、組塊 11(

= 0.72,

= 0.37;

< 0.05)和組塊12 (

= 0.62,

= 0.43;

< 0.001)的成績, 組塊2～9 (

= 0.81,

= 0.20)的成績好于組塊12 (

<0.01)的成績, 其余組塊之間的成績無顯著差異(

>0.05)。編碼條件與系列位置的交互作用顯著,

(4,152) = 3.02,

< 0.05, η= 0.26。

圖2 不同編碼條件在不同組塊的校正擊中率

進一步簡單效應發現, 編碼條件在組塊1上差異不顯著,

(1, 38) < 1,

> 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, 對應的值分別為：

(1, 38) = 5.32,

< 0.05,η= 0.12、

(1, 38) = 4.45,

< 0.05, η= 0.11

、F

(1,38) =7.57,

< 0.01, η= 0.17

、F

(1, 38) = 9.70,

<0.05, η= 0.20, 即在組塊 2～9 (

= 0.74,

=0.39;

= 0.88,

= 0.14)、組塊 10 (

= 0.59,

= 0.42;

= 0.84,

= 0.31)、組塊 11 (

=0.57,

= 0.40;

= 0.87,

= 0.29)和組塊12(

= 0.43,

= 0.44;

= 081,

= 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, 結果顯示, 編碼條件的主效應不顯著,

(1, 38) = 0.90,

= 0.35, η= 0.02。

2.6 討論

實驗數據驗證了預期。自由回憶的系列位置成績顯示, 出現顯著的SPT效應, 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, 卻擁有擴展的近因效應(Cohen, 1983; Schatz et al., 2011; Seiler& Engelkamp, 2003; Zimmer et al., 2000), 說明SPT效應得益于擴展的近因效應。“對回憶的再認”的系列位置成績顯示, SPT的“對回憶的再認”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效應翻轉。表明相對于VT, SPT條件下的被試很難區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, 在提取時監測效果較差, 即SPT效應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”結果與“自由回憶”的系列位置分析的結果并不完全一致,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”結果首次說明了SPT效應也得益于中間的項目, 擴展了已有的結論(Zimmer et al.,2000)。

3 實驗2

實驗 2考察擴展的近因效應可能是由“后進先出”引起以及 SPT的自動突顯機制是否具有穩定性。研究假設, “后進先出”影響了擴展的近因效應,以“類別回憶”測驗能夠改變“后進先出”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”成績顯著差于VT的成績。

3.1 被試和編碼條件

實驗從吉林大學招募40名大學生, 男生18名,女生22名, 平均年齡24.39歲, 標準差為1.56, 視力或矯正視力均達到 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, 不同的是學習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, 學習, 開車, 郵寄和洗刷等)隨機呈現在電腦上, 每個類別提示詞呈現 50 s, 要求被試在呈現時間內按類別回憶所學的項目。即總的回憶時間與實驗1相同。

3.4 數據分析方式

同實驗1。

3.5 結果

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：

(4, 152) = 0.41,

= 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)重復測量方差分析, 不同編碼條件下的系列位置曲線見圖3。結果顯示編碼條件的主效應顯著,

(1, 38) = 9.82,

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

(4, 152) =2.04,

= 0.09, η= 0.05, HSD檢驗表明, 組塊2～9(

= 0.39,

= 0.15)的成績顯著差于組塊1 (

=0.52,

= 0.29;

< 0.05)和組塊12的成績(

= 0.53,

= 0.29;

< 0.01), 其余組塊之間的成績無顯著差異(

> 0.05), 表明系列位置成績出現了首因和近因效應。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”的系列位置成績

對“對回憶的再認”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)重復測量方差分析, 不同編碼條件在不同組塊的成績見圖4。結果顯示編碼條件的主效應顯著,

(1, 38) = 10.98,

< 0.01, η=0.22, 即 SPT的“對回憶的再認”成績顯著差于 VT的成績, 結果出現SPT效應翻轉。系列位置主效應顯著,

(4, 152) = 2.60,

< 0.05, η= 0.06, HSD 檢驗表明, 組塊2～9 (

= 0.72,

= 0.26)的成績差于組塊1 (

= 0.88,

= 0.26;

< 0.01)、組塊10 (

<0.01)和組塊 11 (

= 0.87,

= 0.29;

< 0.01)的成績, 其余組塊之間的成績無顯著差異(

> 0.05)。編碼條件與系列位置的交互作用顯著,

(4, 152) =2.81,

< 0.05, η= 0.07。進一步簡單效應發現, 編碼條件在組塊1上差異不顯著,

(1, 38) = 0.81,

= 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, 對應的值分別為：

(1, 38) = 9.64,

<0.01, η= 0.20、

(1, 38) = 4.04,

< 0.05, η= 0.10

、F

(1, 38) = 8.23,

< 0.01, η= 0.18

、F

(1, 38) = 5.06,

< 0.05, η= 0.12, 即在組塊 2～9 (

= 0.60,

= 0.30;

= 0.84,

= 0.14)、組塊 10 (

= 0.77,

= 0.38;

= 0.96,

= 0.11)、組塊11 (

=0.71,

= 0.36;

= 0.96,

= 0.10)和組塊12(

= 0.68,

= 0.44;

= 0.92,

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

(1, 38) = 0.43,

= 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

研究驗證了預期, 對于類別回憶的系列位置成績, 研究并未發現編碼條件與系列位置的交互作用,即未發現SPT出現擴展的近因效應, 說明近因效應是由“后進先出”引起。研究發現系列位置成績出現了首因和近因效應, 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”結果顯示, 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, 結果同實驗1一致。表明SPT的自動突顯機制很穩定, 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, 研究發現SPT和VT擁有不同的系列位置曲線, 即VT表現為 U型, 而SPT缺乏首因效應, 卻具有顯著擴展的近因效應。首因效應缺失說明SPT對于最初呈現的項目并未像VT組一樣采用復述策略, 因此對最初呈現項目的回憶成績并不顯著優于中間項目的成績。擴展的近因效應的產生, 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, 而后學的項目能夠降低之前項目的區別性, 使得最后學習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入到個體的意識; 另一方面, 可能是由于“后進先出”引起, 即在SPT條件下, 對于最后呈現的項目(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, 即當改變被試的回憶方式, 讓被試嚴格按照類別進行回憶, 從而限制了一些項目的“后進先出”, 研究發現 SPT條件下擴展的近因效應消失。所以, 自動突顯機制與擴展的近因效應之間并非是直接的因果關系。況且, 采用自由回憶的系列位置成績來分析SPT效應產生的原因, 只能得出SPT效應取決于擴展的近因效應(Cohen, 1983; Schatz et al., 2011; Seiler & Engelkamp, 2003; Zimmer et al.,2000), 并不能說明, SPT效應也可能得益于中間學習的項目。但是, 從自由回憶的系列位置曲線也可以看出, 對于中間學習的項目, SPT成績也好于VT成績, 只是未達到顯著差異, 可能是此方法在探討SPT效應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效應的提取機制存在上述弊端, 本研究增加了“對回憶的再認”測試階段, 從而能夠從輸出監測的角度直接探討SPT效應的提取機制。該部分結果驗證了假設, 即相對于VT組, SPT組對呈現的項目在回憶時是否回憶出來表現得更差, 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, 就能自動地進入到個體的意識, 并以口頭方式報告出來。這種涌現的過程(轉瞬即逝), 無需個體投入更多的認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”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效應的產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效應也得益于中間的項目, 這是本研究新發現的結論; 該結果也表明“對回憶的再認”范式在測量 SPT效應的提取機制方面, 更為直接和敏感, 從而擴展了已有的研究結論(Zimmer et al., 2000)。研究還發現, SPT在提取時所存在的自動突顯機制, 具有穩定性, 即當采用類別回憶時, 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(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”階段,被試能夠準確地分辨出“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。而對于最初學習的項目即組塊 1, 研究發現兩種編碼條件下的成績無差異,很可能與提取的策略有關, 即被試在自由回憶時能夠自發地采用搜索策略, 并將首先呈現的項目作為搜索的標志, 從而有意識地搜索起初學習的項目。所以, 當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”成績無差異。

可見, 在自由回憶時, SPT組以自動提取占主導, 而 VT組以策略提取占主導, 正是以自動提取占主導的提取方式, 造成了SPT 效應的產生。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？研究認為SPT與VT的編碼方式不同,造成了二者提取模式的質的差異。已有的研究認為,動作執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)。動作執行增強項目具體性加工主要表現在以下方面：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,已有研究發現, 從定義中生成單詞能夠增強記憶成績(Kinoshita, 1989); 其次, 個體在動作執行過程中,會激活相應的鏡像神經元(e.g., Cook, Yip, & Goldin-Meadow, 2010; Glover & Dixon, 2013; Goldin-Meadow& Alibali, 2013; Sinigaglia, 2010), 形成動作執行表象, 研究發現相對于語詞呈現, 具有鮮明表象的圖片呈現能夠激起被試的學習積極性(Quinlan, Taylor,& Fawcett, 2010); 最后, 動作執行增加了自我卷入程度, 使得個體只關注所執行的對象, 而無暇顧及與動作執行無關的情境, 這樣被試的注意力更加聚焦, 從而能夠洞察更多的細節信息(Engelkamp,1995; Kormi-Nouri, 1995)。

本文的研究結果能夠進一步完善解釋 SPT效應的信息加工過程觀點, 具體表現在以下幾個方面：首先, 研究直接證明了SPT效應的產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, 結合已有研究從發展(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, 以及本文的研究結果對提取階段自動突顯機制存在的肯定與支持, 研究認為非策略加工理論的關注點應在于動作記憶的提取階段;再次, 本研究結果不支持情景整合理論關于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于SPT效應產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效應的有效解釋應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效應產生的過程。或許從二者相結合的視角關注SPT效應, 能更加清晰地明確SPT與VT的不同點,進而從信息加工過程的觀點進一步完善 SPT效應產生的加工過程理論。研究認為自動突顯機制可能得益于編碼時的卷入狀態, 即編碼時動作執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行的對象上, 從而使個體能夠關注到更多的細節信息。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)、自動地進入到個體的意識, 從而產生SPT效應。但是, 是否為自我卷入狀態決定了提取時的自動突顯性, 還有待進一步驗證。

5 結論

本研究所得結論主要如下：

(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的系列位置成績缺乏首因效應, 卻擁有擴展的近因效應; 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”成績差于VT條件的成績, 這種差異具體表現在組塊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”的系列位置成績分析更能敏感地測量SPT效應的提取機制。

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