漢語作為第二語言動態評估學習潛能分數定量分析研究

孫志君 許芃 王建勤

[關鍵詞] 漢語作為第二語言;口語教學; 學習潛能分數;動態評估;社會文化理論

[摘? 要] 學習潛能是社會文化理論視域下動態評估中的一個重要概念，學習潛能分數提供了該能力的計算方式，能夠比較客觀地評價學習者的學習潛能。但前人提出的學習潛能分數公式均有瑕疵，不適用于漢語作為第二語言教學。本研究從理論上重新定義了學習潛能分數，并通過數學推演的方式改進了其公式的計算方法：學習潛能分數=（2*調節分數-實際分數）/滿分。其中調節分數=實際分數+∑ （N*教師調節類型i）（N=某種教師調節類型的調節次數， 教師調節類型i，i=1～15（根據具體調節等級而定））。本研究采用了單因素被試間實驗設計，用以檢測所提出的分數體系是否合理有效。實驗招募了30名初級巴基斯坦漢語學習者，并將其隨機分配到實驗組和控制組，其中實驗組采用了動態評估的干預方式。結果發現實驗組和控制組的前后測分數有著顯著差異，實驗組的學習潛能分數比使用其他公式計算出的結果更可靠。因此，我們認為改進版的學習潛能分數能夠更好地代表學習者的學習潛能。

0. 引言

社會文化理論和動態評估理論目前在國內外學界受到廣泛關注，其普遍應用于心理學、教育學和語言學領域，從一開始的兒童教育，尤其是特殊兒童教育（Feuerstein et al.， 1988）轉向了第二語言教學。（Aljaafreh & Lantolf，1994;Lantolf & Throne，2006）動態評估作為一種將教學與評估辯證結合在一體的評估方式深受第二語言學界的歡迎。其先進性在于它能夠在評估學習者能力的同時，通過調節促進其能力的發展，且能夠對其行為表現下的個體高級心理機能進行揭示，因此，受到研究者們的推崇。

在該框架下，評價第二語言學習者語言能力的一個重要指標就是學習潛能分數（Learning Potential Score，LPS）。在Kozulin & Garb（2002）看來，學習潛能分數包括全部的后測成績加上前后測的差值。Poehner & Lantolf（2013）則認為，應該從調節分數和實際分數的層面去定義該公式。此二者均存在理論和計算上的問題。本文的學習潛能分數公式部分遵從后者的理論定義，但對調節分數的理論定義、實際分數的賦值方法進行了修正，且對學習潛能分數的閾值進行了限定。本文以初級水平的巴基斯坦學習者為研究對象，對漢語作為第二語言教學的學習潛能分數公式進行檢驗，以期其在漢語作為第二語言教學和測試中得到廣泛應用。

1. 理論背景

上世紀80年代，美國學者James Lantolf將由前蘇聯著名心理學家維果茨基（Vygotsky）創立的社會文化理論（Sociocultural theory）引入到第二語言習得研究領域（Vygotsky， 1978， 1987; Lantolf & Gabriela， 1994; Lantolf & Throne， 2006），該理論認為，語言的發展產生于社會交往的過程中。二語學習者在社會交往中積極參與意義建構，并通過該過程習得第二語言。其核心理念是語言學習是一種通過社會調節的活動，即一個活動是由其所處的社會或學習環境調節的。而動態評估理論則主要建立在“最近發展區”的理論基礎之上，“最近發展區”指的是學生現有水平和將來可能發展到的水平之間的距離（種一凡，2018）。

動態評估，指評估者和學生的互動，尤其是在有經驗的評估者的幫助下，探索和發現學生潛在發展能力的一系列評估方式的統稱（Lidz，2003：337）。與之相對的是靜態評估，受試在規定時間內對題目作答，沒有任何反饋或者干預，測驗結束后，每個受試得到的唯一反饋就是分數報告（Sternberg & Grigorenko，2002）。靜態評估關注的是已經成熟的能力;而動態評估關注學習者正在形成中的能力，并促進這一能力的發展。動態評估視教學與評估為辯證統一的整體：在評估的過程中加入調節和幫助，能夠發現靜態評估發現不了的問題，更全面、準確地了解學習者的能力，避免高估或者低估。在教學的過程中加入評估，可以診斷學習者的問題，做到有的放矢，因材施教（高思暢、王建勤，2018）。

“學習潛能”，按照維果茨基的“最近發展區”理論，并非指學習者已經掌握的知識和技能，而是當學習者不能獨立完成語言任務時，教師通過動態評估使其具備獨立完成語言任務的能力。學習者從不能獨立完成到能夠獨立完成語言任務，體現的是一種“調節效應”。對漢語學習者而言，這種調節效應反映的是學習者語言習得和認知能力的可塑性，這種可塑性反映了學習者的學習潛能和發展（王建勤，即出）。

為了使學習潛能的測評客觀化和標準化，Kozulin & Garb（2002）提出了學習潛能分數的計算方法，見公式1。其中Spre是前測分數，Spost是后測分數，Smax是試卷的滿分。

在這個公式里面，學習潛能被分成了兩部分，一部分是后測減去前測的成績，另一部分是單獨的后測成績。Kozulin & Garb（2002）認為這兩部分的加和反映了學生將來能夠發展達到的學習潛能。其中分母是可獲得的最高分（Maximal obtainable score）。

但是Poehner & Lantolf（2013）認為，Kozulin的計算公式并不能反映“調節學習”的效應，因此提出了調節分數（Mediated score）的計算方法，見表1。

Poehner & Lantolf（2013）在研究計算機動態評估測試（Computerized Dynamic Assessment，C-DA）系統時對學習潛能分數進行了新的定義，用實際分數（Actual score）來代替前測分數，用調節分數（Mediated score）來代替后測分數，分母是整個試卷的滿分（Max score）。

于一個題目來說，如果一個學習者首次嘗試答題正確，則該學習者可以得到4分;如果答錯，計算機會給予學習者第二次嘗試的機會，并給出縮小范圍的提示（如請閱讀高亮部分），若該學習者二次嘗試正確，則得到3分。如果依然答錯，計算機會繼續給予學習者縮小范圍的提示（對于一個閱讀題目來說），以此類推，每縮小一次提示范圍，學習者所能獲得的分數減1。最終四次嘗試錯誤后，計算機提供該題的正確答案，該學習者在此題的得分記為0分。這正是反映了其調節按從隱性到顯性逐步提供的策略。

所有得4分的題目分數加起來就是該學習者的實際分數（Actual score），即學習者可以不用接受任何調節或幫助，僅憑自己就能獨立完成的部分，反映了實際發展區（Zone of Actual Development，ZAD），即學習者的現有水平。學習者所獲得的全部分數的加和（包括實際分數）就是該學習者的調節分數（Mediated score）。雖然他們宣稱整個公式的框架還是依照Kozulin and Garb（2002）來的，即學習潛能分數是調節分數和實際分數的差值，但其理論構念已經發生了巨大的變化，引入了調節分數這一概念是一個極大的進步。

2. 公式推演

2.1 前人公式存在的問題

2.1.1 Kozulin & Garb（2002）學習潛能分數

Kozulin和Garb首次提出了學習潛能分數的計算公式，結束了學習潛能只有概念而沒有公式的時代。在他們設計的EFL（English as Foreign Language）動態評估考試分數系統中，假如有位學習者的前測成績只有50分，但經過動態評估后其后測成績得到了滿分100，根據LPS公式可以計算出該學習者有很高的學習潛能，其LPS=1.5。而另外一名學習者同樣在前測得到了50分，但其后測成績沒有變化也是50分，那么他只能得到一個很低的LPS=0.5。這就充分體現出了動態評估學習潛能的先進性。如果我們只看前測成績，也就是傳統靜態評估的結果，那么我們會得出一個結論，這兩名學生具有相同的比較弱的能力。但經過動態評估的調節之后，我們能看到，前者比后者有著更為廣闊的發展空間，也就是說，前者比后者具備更高的學習潛能。這才是對該生能力的一個正確判斷。這也是Kozulin和Garb公式的優越性。

他們所說的學習潛能是動態評估教學后的分數減去動態評估教學前的分數，即我們通常所說的后測減前測。我們認為，這一部分只能代表學生在經歷了動態評估后已經發展了那部分能力，與全部的后測成績相加后并不能代表學習潛能。因此，我們需要一個能夠反映調節效應的評估分數。本研究對學習者學習潛能的定義與Kozulin & Garb（2002）有所不同。

2.1.2 Poehner & Lantolf（2013）計算機動態評估的學習潛能分數

由于Kozulin and Garb（2002）學習潛能分數不能反映調節效應，Poehner & Lantolf（2013）提出了計算調節分數的公式，如公式2所示。在這個公式當中，在調節過程中發生的一切組成了學習者的調節分數，不需要調節的學習者已有能力獨立完成的構成了實際分數。這種分數的定義更符合概念本身的構念，是一個極大的提高。

然而，這個公式雖然較前人在理論上有所進步，但其分數的賦值存在著嚴重的漏洞。按照動態評估的理論，接受調節的次數越多以及調節的顯性程度越高的學習者，其學習潛能越低。越是能夠接近于獨立完成任務的學習者，其學習潛能越高。那么，依據這個前提，只要經過一個簡單的試運算，我們就會發現這個公式的漏洞。假如這套計算機動態評估試卷一共有10道題目，首次嘗試答對題目得4分，第二次答對得3分，以此類推，第5次回答記0分。有三個學習者，分別是A、B、C，其中A全部第一次嘗試就做對了所有題目，即每道題目得4分;B均第二次嘗試就做對了全部題目，即每道題目得3分;C均第三次嘗試才做對了全部題目，即每道題目得2分。按照Poehner & Lantolf（2013）C-DA的LPS公式，三位學習者的學習潛能分數依次是：

此時我們就能非常明顯地看出，在Poehner & Lantolf（2013）的分數體系中，本應是學習潛能最高的A卻與中等學習潛能水平學習者C的LPS分數一樣，且B的學習潛能分數還超過了A的，這與其理論假設相悖。這個版本的計算公式存在的根本問題，就是對實際分數，也就是學習者能夠獨立完成部分（Solo performance）的加權不正確。

2.2 改進版的LPS公式

針對以上兩個版本的公式存在的問題，本研究將從理論構念和分數賦值兩個方面去改進學習潛能分數的公式。

由于大多數的動態評估發生在漢語作為第二語言教學的課堂，而不是計算機系統，因此，針對課堂教學，我們采用了干預式動態評估（Interventionist DA）的方法，即以調節量表和回應量表作為實施動態評估的依據。根據教師調節量表（Poehner，2005），我們對學習潛能分數的調節分數部分進行了重新的定義。

2.2.1 分數賦值

2.2.1.1 調節分數

我們采取對教師調節量表賦值的方式建構LPS公式，按照原本的15級量表，最隱性的調節賦值15分，以此類推，最顯性的調節賦值1分。由于在實際教學中是按照調節等級而不是嘗試次數來賦值，因此，本分數體系中沒有0分。見表2。

2.2.1.2 實際分數

如前文所述，Poehner & Lantolf（2013）沒有對實際分數進行加權，才造成了本末倒置的錯誤。本研究采用數學歸納法對其LPS公式的實際分數進行加權，為了計算方便，均采用最簡數字，具體步驟是：

案例1：假如在實際教學中調節者（即教師）只采用了3級調節，一共10道題目。共4位學習者，其中A不需要任何調節即可獨立完成全部題目，B均只需要一次最隱性的調節即可完成全部題目，C均需要兩次調節即可完成全部題目，D則需要全部三級調節才能完成全部題目，則簡化版的教師調節量表和學習者得分情況見表3、表4。

案例2：假如在實際教學中調節者（即教師）采用了4級調節，一共10道題目。共5位學習者，其中A不需要任何調節即可獨立完成全部題目，B均只需要一次最隱性的調節即可完成全部題目，C均需要兩次調節即可完成全部題目，D均需要三次調節即可完成全部題目，E則需要全部四級調節才能完成全部題目，則簡化版的教師調節量表和學習者得分情況見表5、表6。

綜合兩個案例，我們可以推導出，案例1中A的LPS公式的分子按照等差數列應該為80（20，40，60，？ 4）;案例2中A的LPS公式的分子按照等差數列應該為100（20，40，60，80，？ 8）。根據分子的計算公式，案例1中A的調節分數為8，實際分數也為8，因為A都是獨立完成的，他的實際分數就是調節分數，二者相等。即從2*80-80=80推出10*8=80;案例2中A的調節分數為10，實際分數也為10，因為2*100-100=100，推出10*10=100。那么，我們如何才能由下一級的3分得到A的8分（案例1中的？ 1），由下一級的4分得到A的10分（案例2的？ 5）呢？我們用一組二元一次方程來解決這個問題。假如在3和8，4和10之間存在著某種線性關系，用x和y來分別代表乘積和加和的系數，那么我們列一個方程組，如下：

3. 公式驗證

3.1 實驗設計

本研究為單因素被試間實驗設計。

自變量為教學方式，分為兩個水平，即采用“調節教學”的動態評估實驗組和不采用任何教學方式的控制組。其中實驗組既采用動態評估，又采用靜態評估;控制組僅采用靜態評估。

因變量為前測、后測、遷移測分數及后測-前測、遷移測-前測分數。

實驗被試為從山東師范大學招募的30名巴基斯坦學習者，按照隨機分組的方式，實驗組和控制組各15名。被試在來華前從未接觸過漢語，來華后學漢語時間為3個月左右。年齡控制在20～27歲之間，其中男生27人，女生3人。

3.2 實驗任務

3.2.1 靜態評估

所有被試均要接受前測、后測和遷移測三次靜態評估。其任務是看圖組句，即根據圖片，說出句法正確的動結式的10個句子。評分標準為當被試正確產出含目標句法的句子判1分;產出句法正確但不含目標句法的句子判0.5分;產出句法錯誤的句子判0分。滿分為10分。

例如：被試看到一張吃蘋果的圖片，圖片下有“他們? 了? 吃? 蘋果? 完”幾個詞，當被試說出（1）“他們吃完蘋果了”，得1分;說出（2）“他們吃蘋果了”，得0.5分;說出（*3）“他們吃蘋果完”，得0分。

3.2.2 動態評估

本研究采用集體教學中的干預式動態評估（Interventionist DA）的方法，即以調節量表和回應量表作為實施動態評估的依據。根據完整版的15級教師調節量表（Poehner 2005），學習者獨立完成的分數是：

其他等級分數賦值參見表2。調節者在集體教學的過程中對實驗組的每一名被試進行動態評估，引導其產出正確的動結式的句子，并按照改進版的LPS公式為其打分。

3.3 實驗材料

實驗考察的句法結構是漢語的動結式，即動詞+結果補語，句子長度控制在4～8個詞的長度（5～11個音節）。

3.3.1 靜態評估

前、后測均考察五類動結式的句子，分別是V. +完、V. +到、V. +對、V. +好、V. + 干凈，每類2個，采用同一組10張圖片，共測試10個句子;遷移測考察同一句法，但更換了動詞，采用不同情境下的另一組10張圖片，測試10個句子。

3.3.2 動態評估

集體教學下的動態評估同樣考察這五類動結式的句子，分別是V. +完、V. +到、V. +對、V. +好、V. + 干凈，每類3個，共15個。

3.4 實驗步驟

3.4.1 靜態評估

兩組被試首先都接受了前測，即看圖片根據所提供的詞匯組句任務，一共10張圖片，滿分是10分。前測之后實驗組接受動態評估，控制組沒有經過實驗處理。兩組被試接受后測，實驗任務與前測完全相同，由有經驗的教師為其打分，滿分10分。

兩天之后兩組接受遷移測，測試句法相同但內容不同的10組圖片，完成組句任務，由有經驗的教師為其打分，滿分10分。

3.4.2 動態評估

實驗組在前測后接受動態評估的實驗處理。調節者（即教師）在課堂環境中對15名被試進行干預式動態評估的集體調節和個人調節。調節者通過圖片、手勢、語言、公式等調節工具，根據學習者的回應（Poehner 2005），采用不同等級的調節方式（Poehner 2005），引導被試產出正確的動結式的句子。實驗結束后，教師根據每位被試具體的調節等級，為其計算出相應的LPS分數。

4. 實驗結果

4.1 靜態評估

實驗組和控制組的描述性統計量結果見表7，表格內前一分數是平均數，括號內是標準差。

運用SPSS 20.0統計軟件分別對實驗組和控制組的“后測-前測”數據進行獨立樣本t檢驗分析，對實驗組和控制組的“遷移測-前測”數據進行獨立樣本t檢驗分析，結果顯示實驗組的“后測-前測”的平均分顯著高于控制組的平均分t（28）=4.399，P<0.001，Cohens d=1.66，說明接受了動態評估的實驗組學習效應顯著。實驗組的“遷移測-前測”的平均分亦顯著高于控制組的平均分t（28）=5.057，P<0.001，Cohens d=1.91，說明實驗組能夠很好地保持并將所學技能遷移到新的環境中去，這是其技能真正得到發展的證據。兩個獨立樣本t檢驗分析的效應量都非常高，且“遷移測-前測”的還要高于“后測-前測”的，說明學習者的發展主要是受動態評估的影響，而且學習者能夠很好地超越與此時此地相關的直接學習體驗，即所謂“超越性”（transcendence）。

4.2 動態評估

本研究參照Poehner（2005）的教師調節量表為分數等級賦值，其中不需要調節學習者能夠獨立完成的分數為32，完整的分數賦值如表8所示。

根據改進版的LPS公式計算實驗組每位學習者的學習潛能分數，本研究的實驗組15名被試的LPS分數從0.19到0.69，如圖1所示。

在圖1中可以看到，學習者的學習潛能可以分為低、中、高三組，在本次實驗中，被試的學習潛能大多集中在中等學習潛能和高學習潛能組，只有極少的被試為低學習潛能。

5. 討論與余論

動態評估這一概念最早是由維果茨基的同事Luria（1961）提出，后來以色列的教育學家費勒斯坦（Feuerstein et al.，1979，1988，Feuerstein，1980）進行了發展。（高思暢，王建勤，2018）在國外研究動態評估的集大成者是美國的Matthrew Poehner，他從博士論文（Poehner，2005）開始系統研究動態評估，完善了動態評估的理論系統（Poehner & Lantolf，2005;Poehner，2007，2008），出版了教師手冊（Lantolf & Poehner，2011），還初步探討了動態評估的效度問題等（Poehner，2011;Poehner & van Compernolle，2018）。

與靜態評估相比，動態評估最有意義的一個點就在于，當兩名學習者的現有水平相同，即他們具有相同的實際發展區時，靜態評估往往會就此得出兩名學習者的學習能力相同的結論;而動態評估不同，通過對學習者給予不同程度的調節，其往往會展現出不同的學習潛能。例如，在本研究中，有兩名學習者XW和WSM（用首字母代替其真實姓名），他們的前測成績都是5分。但在遷移測中，XW得到了9分，而WSM僅僅得到了6分。因此，他們的學習潛能分數也就有了差異，分別是0.69和0.44。這就意味著，在得到相應的調節之后，XW能夠更好地將技能遷移到新的情境當中，也就是具有更高的學習潛能。所以，動態評估較靜態評估相比能夠更為準確地探測到學習者真正的學習潛能。

總的來說，本研究改進版的學習潛能公式與前人相比，無論在理論上還是分數加權方面都有所改進。與Poehner & Lantolf（2013）的學習潛能分數公式相比，其特點如表9所示。具體內容在下文中將分條列項討論。

5.1 應用環境

如前文所述，Poehner & Lantolf（2013）的C-DA是基于計算機測試環境下的，也就是說，其公式的應用范圍較為狹窄，且不適應于對外漢語教學。而本研究中改進版的LPS就完美地解決了這一問題，專門為漢語作為第二語言的課堂教學量身定做了一款適用的學習潛能分數公式，調節者可以根據具體的教學情況和要求，調整教師調節等級，對其進行刪減或改編，以更加適用于自己的課堂，這樣的學習潛能公式具有更廣闊的應用天地。

5.2 分數計算

Poehner & Lantolf（2013）的C-DA對學習者的打分是根據學習者的嘗試次數進行的，如果學習者第一次嘗試正確，得最高分，如果嘗試錯誤，繼續嘗試，直到用完5次機會。在真實的漢語作為第二語言課堂教學環境中，很難用嘗試次數來衡量學習者的學習潛能，更適合的是用教師調節量表去摹寫學習者的反饋情況。因此，本研究在這一點上也更適用于對外漢語教學和評估。

5.3 最低層級

因為在計算機環境中，在學習者最后一次嘗試失敗后，也就是學習者通過自己的努力無論如何得不到正確答案的時候，計算機會判給一個0分，作為該題的得分，所以C-DA的LPS在根據嘗試次數賦值時最低一級是0分。但在一般的漢語作為第二語言教學的課堂環境中，教師，也就是調節者，往往能夠通過各種調節，最終使得學習者進行正確的產出，也就是最后一級調節等級對應的分數賦值是1分，而不是0分。

5.4 獨立完成部分的加權

這一部分是本文討論的重點，也就是Poehner & Lantolf（2013）的研究中對學習潛能分數賦值的一個重大漏洞。由于某種疏忽，前人并沒有對獨立完成部分進行加權，而只是根據嘗試次數把獨立完成的部分作為第一次嘗試就正確的表現，只比第二次嘗試正確的高1分。而我們經過前面的數學推演，已經證明了這是錯誤的。因此，改進版的公式在計算上彌補了這一缺陷，更改了獨立完成部分的加權，得到了正確的加權結果，也就是：

5.5 閾值

在Kozulin & Garb（2002）的分數體系中，高學習潛能組LPS>1.0，中等學習潛能組.88≤LPS≤.79，低學習潛能組LPS≤.71。Poehner & Lantolf（2013）的C-DA也沿用了該分數體系。因此，兩者的學習潛能分數都是可以大于1的。而在本研究中，由于我們考慮了運用最近發展區的理論，也就是學習者從其現有實際水平到未來可達到水平中間的一個跨越，因此，我們的分數體系也體現出了這一點。即學習者的現有水平是高于0分的，而當其能夠獨立完成任務時，也就是得到了該技能的時候，其學習潛能分數是1分。我們認為，這樣是更符合社會文化理論的理論構念的。

綜上所述，與前人公式相比，改進版的LPS公式在理論上主要依據維果茨基社會文化理論的最近發展區理論，具有可靠的理論基礎。在技術層面彌補了Poehner & Lantolf（2013）調節分數公式的漏洞。用Poehner（2005）的教師調節量表賦值，非常適用于漢語作為第二語言的實際教學。此外，該公式還根據實際教學情況取消了0分項，且改進版的學習潛能分數確定了固定的分布區間，即（0，1]。

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