句子結構與控制動詞類型對題元角色指派的影響*

李 芳 李 馨 張慢慢 白學軍

(教育部人文社會科學重點研究基地天津師范大學心理與行為研究院;天津師范大學心理學部,天津 300387)

1 引言

句子理解是在詞匯識別的基礎上利用各種句法、語義和語境線索獲得句子意義的過程。題元角色指派(thematic role assignment)是句法和語義的接口,其實質是句子由形式到意義的轉換,被認為是句子理解的重要組成部分(Pléh et al.,2017;Tanenhaus et al.,1989),它是指為動詞相關的論元(即,名詞)指派語義角色,如施事角色(即,動作的發出者)或受事角色(即,動作的接受者) (Dowty,1991)。例如,在“獵人追趕老虎”這句話中,題元角色指派就是把“獵人”指派為施事角色,把“老虎”指派為受事角色。

論元線索和動詞論元表征都是題元角色指派的重要依據。論元線索包括語序線索和格標記線索等。語序線索指論元名詞的語序所提示的論元語義角色,首個論元名詞通常被判斷為施事角色。格標記線索指用于表明論元語義角色的附加標記信息,例如論元的形態屈折變化或者前置介詞。動詞論元表征指動詞信息所表征的論元之間的語義關系,例如動詞“追趕”的論元表征為施事-受事。擴展論元依存模型(extended argument dependency model,eADM) (Bornkessel &Schlesewsky,2006;Bornkessel-Schlesewsky &Schlesewsky,2008,2016)主張：(1)讀者的論元線索權重具有跨語言差異：若同時存在語序線索和格標記線索,語序相對自由的語言主要依賴格標記線索判斷論元的語義角色,而語序相對固定的語言則依賴語序線索;(2)讀者基于論元線索與動詞論元表征的線索整合完成題元角色指派：當論元線索與動詞論元表征不一致時,讀者依據動詞論元表征修正初始的論元語義角色分析,題元角色再分析產生額外的加工負荷;當論元線索與動詞論元表征一致時,不需要進行題元角色再分析。

語序和格標記線索權重的跨語言差異得到證據支持。MacWhinney 等人(1984)對比了英語(語序固定)以及德語和意大利語(語序自由)的線索權重,發現英語讀者完全依賴語序線索,德語和意大利語讀者則依賴格標記線索。語序相對自由的日語、土耳其語,其題元角色指派也主要依據格標記線索(?zge et al.,2019;Yamashita,1997)。以德語為例,句子“

Der.NOM

Junge trinkt den.ACC Saft.”與句子“Den.ACC Saft trinkt

der.NOM

Junge.”的語序線索不同,但其題元角色指派都是依據名詞前的主格標記詞 der (.NOM)把 Junge 指派為施事(Strotseva-Feinschmidt et al.,2019)。

但是,目前尚不清楚漢語讀者的語序和格標記線索權重。漢語語序相對固定,漢語讀者依據語序線索把句首的無標記名詞判斷為施事(Starosta,1985)。Wang 等人(2009)研究發現,與主語-賓語(施事-受事)語序相比,賓語-主語(受事-施事)語序在動詞處誘發更大的N400。Li 等人(2015)發現,被試閱讀受事前置句子時對動詞的凝視時間長于施事前置句子。這些結果表明漢語讀者依據語序線索判斷論元的語義角色,表現為語序線索不正確時的更大加工負荷。另外,漢語的介詞具有格標記作用(喬毅,1987;宋建清,江海紅,2011)。介詞“對”跟隨的論元名詞在句中承擔受事角色或者與事角色(即施事動作的參與者) (孟曉琦,賈秀英,2009)。由介詞“對”構成的“對”字結構(對+NP)充當狀語時,依據其在句中的位置可分為兩類：(1)居中結構,“對”字結構位于主謂之間,例如“老徐對老齊懊悔說應該及早采取防護措施”;(2)前置型結構,“對”字結構位于句首,例如“對老齊,老徐懊悔說應該及早采取防護措施”。居中結構和前置型結構同時包含語序線索和格標記線索;把前置型結構的逗號省略之后(即“對老齊老徐懊悔說應該及早采取防護措施”),它不提供語序線索僅包含格標記線索,稱前置結構。對比居中結構的句子和前置結構的句子可以探究漢語讀者對語序線索的依賴性,通過與其他語言的研究結果對比,可以檢驗擴展論元依存模型主張的論元線索權重的跨語言差異。

論元線索與動詞論元表征的一致性是影響題元角色指派的關鍵因素。以英語為材料的研究發現,動詞論元表征與語序線索不一致時,讀者的反應時增加(Manouilidou &de Almeida,2013)。Gattei 和Dickey 等人(2015)采用自定步速法,結果發現西班牙語的語序線索與動詞論元表征不一致時,讀者對第二個論元名詞的閱讀時間增加。Gattei 等人(2017)采用相同的實驗材料并結合眼動技術發現,當語序線索與動詞論元表征不一致時,讀者對動詞區域及動詞后區域的注視時間和回視行為增加。上述結果均符合擴展論元依存模型主張的題元角色再分析時加工負荷更大,但這些研究以拼音文字為主,缺少來自其他語系(例如,漢語)的證據,該模型的跨語言普遍性仍然有待進一步驗證。

目前尚無研究直接探究漢語論元線索與動詞論元表征的線索整合,但是Zhai (2011)采用自定步速閱讀法考察了漢語控制動詞的加工。在研究中采用主語控制動詞和賓語控制動詞(Betancort et al.,2006;Boland et al.,1990;Frazier et al.,1983)。主語控制動詞(subject control verb,如“懊悔”)指主語是后續動作的施事(動詞語義指向主語),其論元表征為施事在前,與語序線索一致;賓語控制動詞(object control verb,如“提醒”)指賓語是后續動作的施事(動詞語義指向賓語),其論元表征為施事在后,與語序線索不一致。結果發現,漢語讀者對賓語控制動詞條件的動詞區域和動詞后區域的反應時長于主語控制動詞條件。由于自定步速閱讀和反應時記錄的方法限制,無法確定該差異究竟源于動詞論元表征的差異還是源于語序線索與動詞論元表征的不一致。前者屬于詞匯加工過程,后者屬于句子整合加工過程,其出現時間晚于前者。采用眼動技術不僅可以記錄被試自然閱讀過程,而且可以通過早期眼動指標(例如,第一遍閱讀時間)和晚期眼動指標(例如,第二遍閱讀時間)分別揭示詞匯加工過程和句子整合過程,進而檢驗論元線索與動詞論元表征不一致時的題元角色再分析過程。

本研究采用眼動技術記錄被試閱讀包含不同控制動詞(主語控制動詞、賓語控制動詞)的兩類漢語“對”字結構句(居中結構、前置結構)的眼動過程。通過對比居中結構與前置結構句子的加工過程,考察漢語被試對語序線索的依賴性。通過對比主語控制動詞條件與賓語控制動詞條件的加工過程,考察論元線索與動詞論元表征的一致性對題元角色指派的影響：對于居中結構的后續施事,主語控制動詞論元表征與語序線索相一致,賓語控制動詞的論元表征與語序線索不一致;對于前置結構的后續施事,主語控制動詞的論元表征與格標記線索相一致,賓語控制動詞的論元表征與格標記線索不一致。

根據擴展論元依存模型：(1)語序固定語言的讀者非常依賴語序線索,因此預期前置結構語序線索的缺乏使得其動詞前區域的加工負荷大于居中結構;(2)論元線索與控制動詞論元表征不一致時的題元角色再分析產生額外的加工負荷,因此預期控制動詞論元表征與論元線索進行整合時,賓語控制動詞條件的加工負荷大于主語控制動詞條件,且反映在晚期加工階段。

2 方法

2.1 被試

采用G*Power 3.1 軟件(Faul et al.,2009)估算樣本量,設置

f

=0.25 (中等效應量,見 Cohen,1988),α=0.05,Power=0.80,計算得到樣本量為24 人。

被試為24 名天津師范大學的本科生,年齡在19～24 歲之間,男女各半。所有被試母語為漢語,視力或矯正視力正常。

2.2 實驗設計

采用2 (句子結構：居中、前置) × 2 (控制動詞類型：主語控制、賓語控制)的被試內設計。通過操縱句子結構,考察漢語被試對語序線索的依賴性;通過操縱控制動詞類型,考察漢語論元線索與動詞論元表征的一致性對題元角色指派的影響。

2.3 實驗材料

從Zhai 的實驗材料選取主語控制動詞與賓語控制動詞各54 個,所有動詞均為雙字詞。按照“A對B……”結構,將兩類動詞編入相同語境的居中結構“對”字句,然后按照“對BA……”結構,將上述兩類句子調整為前置結構。共54 組句子,每組包含4 個句子,分別對應于4 種實驗條件。句子長度為17～20 個漢字。實驗材料示例見表1。

表1 不同實驗條件的句子示例

兩類動詞的詞頻差異不顯著(

M

=30.09/百萬,

M

=52.71/百萬,

t

(53)=1.12,

p

=0.269),筆畫數差異不顯著(

M

=17.17/百萬,

M

=17.61/百萬,

t

(53)=0.56,

p

=0.576)。

為了確認兩類控制動詞在句中的詞性,請不參與正式實驗的40 名本科生完成詞性判斷任務。評定材料分4 個版本,每個版本有10 人參與評定。每個版本共80 個句子,包含26 個填充句。填充句要求被試判斷的詞語均為名詞。具體評定方式是：給出完整句子并設置詞性判斷問題(例如,請問“懊悔”在句中是什么詞性？),要求被試填寫兩類控制動詞的詞性。以動詞詞性符合度(判斷為動詞的評定數與總評定數的比值)作為評價指標。如表2 所示,4 類實驗句的動詞詞性符合度在0.98～0.99 之間,表明兩類控制動詞在句中符合動詞詞性。

為了確認兩類控制動詞的語義指向(徐曉東等,2013;徐曉東 等,2017),另請不參與正式實驗的40 名本科生完成施事判斷任務。評定材料分4個版本,每個版本有10 人參與評定。具體評定方式是：給出完整句子并設置施事判斷問題(“誰應該及早采取防護措施？”),要求評定者判斷施事角色是NP1(“老徐”)還是NP2(“老齊”)。如果包含主語控制動詞的句子被判斷為NP1 是施事或者包含賓語控制動詞的句子被判斷為NP2 是施事,則符合控制動詞的語義指向。以語義指向符合度(符合語義指向的評定數與總評定數的比值)作為動詞語義指向的評價指標。如表2 所示,4 類實驗句的動詞語義指向符合度在0.89～0.94 之間,表明動詞語義指向非常符合該動詞的控制信息。

正式實驗前,再請不參與本實驗的40 名本科生評定句子通順性。評定材料分4 個版本,每個版本有10 人參與評定。通順性分為7 個等級,其中非常不通順為1,非常通順為7。4 類實驗句的通順性的平均數和標準差見表2。

表2 不同實驗條件的評定結果(M ± SD)

采用拉丁方設計,把實驗句分為4 個組塊。每個組塊包含54 個實驗句,8 個練習句(“對”字句)和18 個填充句(非“對”字句),共80 個句子。練習句與填充句在每個組塊里重復出現。每個被試僅閱讀一個組塊的內容。

2.4 實驗儀器

采用SR Research 公司的EyeLink II 眼動儀記錄被試閱讀時的眼動軌跡,采樣率為500 H。實驗材料呈現屏的刷新率為150 H,分辨率為1024×768 像素。

實驗句以白底黑字呈現,采用宋體字體,字號為21 號。

2.5 實驗程序

第一步：介紹指導語。要求被試正常閱讀句子并根據句意回答問題。

第二步：被試眼睛校準。實驗材料均為單行句子,因此采用既簡便又具有足夠精度的水平三點校準,誤差小于0.25。

第三步：被試練習。被試完成8 個練習句的閱讀與作答,熟悉實驗流程。具體流程同正式實驗。

第四步：正式實驗。首先,屏幕中央呈現單個句子,被試完成閱讀并理解句意后按空格鍵進入下一屏;然后,屏幕呈現關于題元角色的判斷題,僅針對上一句提問,被試按“是”或“否”鍵作答。被試作答完畢后,進入下一個試次。

每個句首設有漂移校準點。正式實驗階段,若誤差過大則對被試進行重新校準。整個實驗大約持續30 分鐘。

3 結果

3.1 數據處理及眼動指標

被試閱讀理解的正確率為88.72%,說明被試認真閱讀并理解句意。在進行正式分析之前,刪除注視時間短于80 ms 或長于1200 ms 的注視點(Rayner,1998;Zhang et al.,2019),并按照以下標準刪除數據：(1)追蹤丟失或者注視點個數少于5 的句子(1.08%);(2)注視時間和回視次數超出3 個標準差之外的數據(平均刪除比率為6.14%)。

將整個句子劃分為7 個部分,示例見表3。共劃定4 個興趣區：興趣區1 是名詞1 區域,興趣區2 是名詞2 區域,興趣區3 是動詞區域,興趣區4是動詞后區域。動詞后面跟隨的詞語為單字詞或者雙字詞,因此興趣區4 的范圍劃定為3 個漢字,包括單字詞和雙字詞各一個。

表3 實驗句的興趣區劃分示例

參照同類研究(Li et al.,2015;Gattei et al.,2017),采用的眼動指標包括：

（1）第一遍閱讀時間(first-pass reading time),注視點首次跳向另一興趣區之前對當前興趣區的所有注視點的注視時間之和。反映詞匯識別過程。

（2）回視路徑時間(regression path duration),從興趣區內的首次注視開始直至注視點落在興趣區右側區域之間所有注視點的持續時間的總和。反映句子的早期整合加工。

（3）第二遍閱讀時間(second-pass reading time),興趣區內第一遍閱讀之后(多次)再回到該興趣區的所有注視點的持續時間之和。反映句子的晚期整合加工。

（4）總回視入次數(total incoming regressions),整個閱讀過程中注視點由后面區域落入當前興趣區的次數。反映句子的整合加工。

（5）總回視出次數(total outgoing regressions),整個閱讀過程中當前興趣區發生向左回視的次數。反映句子的整合加工。

各眼動指標的數據進行log 變換。以通順性為協變量興趣區1、2、3 的所有眼動指標以及興趣區4 的第一遍閱讀時間和回視路徑時間上,通順性的主效應均不顯著,s ＜ 1.63,s ＞0.105。興趣區4 的第二遍閱讀時間和總回視入(出)次數上,通順性的主效應(邊緣)顯著,s ＞ 1.89,s ＜ 0.060,因此把通順性作為自變量進行三因素的固定效應分析(正文報告的是該分析的結果),通順性與其他變量的二階和三階交互作用不顯著,s ＜ 1.47,s ＞0.145。上述統計分析結果表明,通順性不影響句子結構與控制動詞類型的主效應和交互作用。,使用R 3.6.2 (Team,2019)和RStudio (2019)運行lem4 程序包(Bates et al.,2015)進行線性混合模型分析。

3.2 各興趣區的分析結果

3.2.1 興趣區1

考慮到興趣區1 在居中結構中處于句首位置,其早期眼動指標易受污染,且不存在向左回視,因此僅分析該區域的第二遍閱讀時間和總回視入次數。不同條件下各眼動指標的平均數和標準差見表4。

表4 興趣區1 不同實驗條件下各眼動指標的結果(M ± SD)

句子結構的主效應在第二遍閱讀時間(

b

=0.18,

SE

=0.06,

t

=3.09,

p

=0.005,95% CI=[0.07,0.30])和總回視入次數(

b

=0.20,

SE

=0.04,

t

=5.21,

p

＜0.001,95% CI=[0.13,0.28])上顯著：前置結構的第二遍閱讀時間和總回視入次數多于居中結構。控制動詞類型的主效應在第二遍閱讀時間(

b

=0.07,

SE

=0.04,

t

=1.75,

p

=0.080,95% CI=[-0.01,0.14])邊緣顯著,在總回視入次數不顯著(

t

=1.57,

p

=0.117)。句子結構與控制動詞類型的交互作用不顯著,|

t

|s

<

0.33,

p

s ＞ 0.747。

3.2.2 興趣區2

不同條件下各眼動指標的平均數和標準差見表5。

表5 興趣區2 不同實驗條件下各眼動指標的結果(M ± SD)

句子結構的主效應顯著(第一遍閱讀時間:

b

=0.14,

SE

=0.03,

t

=4.41,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.08,0.20];回視路徑時間:

b

=0.35,

SE

=0.04,

t

=8.78,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.27,0.43] ;第二遍閱讀時間:

b

=0.16,

SE

=0.04,

t

=3.56,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.07,0.25];總回視入次數:

b

=0.16,

SE

=0.04,

t

=3.82,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.08,0.24];總回視出次數:

b

=0.07,

SE

=0.03,

t

=2.05,

p

=0.041,95% CI=[0.003,0.14])：前置結構的閱讀時間和總回視次數多于居中結構。控制動詞類型的主效應在第二遍閱讀時間(

b

=0.15,

SE

=0.04,

t

=3.88,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.08,0.23])和總回視入次數(

b

=0.13,

SE

=0.04,

t

=3.45,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.05,0.20])上顯著：賓語控制動詞條件的第二遍閱讀時間和總回視入次數多于主語控制動詞條件。控制動詞類型的主效應在其他眼動指標上不顯著,|

t

|s

<

0.95,

p

s ＞ 0.348。句子結構與控制動詞類型的交互作用在回視路徑時間(

b

=0.17,

SE

=0.07,

t

=2.41,

p

=0.016,95% CI=[0.03,0.31])、第二遍閱讀時間(

b

=-0.41,

SE

=0.08,

t

=-5.10,

p

＜ 0.001,95% CI=[-0.56,-0.25])和總回視入次數(

b

=-0.33,

SE

=0.07,

t

=-4.54,

p

＜ 0.001,95% CI=[-0.47,-0.19])上顯著。簡單效應分析發現：居中結構下,賓語控制動詞條件與主語控制動詞條件的回視路徑時間無顯著差異(

t

=-1.59,

p

=0.113),賓語控制動詞條件的第二遍閱讀時間和總回視入次數多于主語控制動詞條件(

t

s ＞ 5.48,

p

s ＜ 0.001);前置結構下,賓語控制動詞條件的回視路徑時間略長于主語控制動詞條件(

t

=1.75,

p

＝0.080),兩種控制動詞條件的第二遍閱讀時間和總回視入次數無顯著差異(|

t

|s ＜ 0.83,

p

s ＞ 0.399)。在其他眼動指標上,句子結構與控制動詞類型的交互作用不顯著,|

t

|s ＜ 0.99,

p

s ＞ 0.327。

3.2.3 興趣區3

不同條件下各眼動指標的平均數和標準差見表6。

表6 興趣區3 不同實驗條件下各眼動指標的結果(M ± SD)

句子結構的主效應在第一遍閱讀時間(

b

=-0.07,

SE

=0.03,

t

=-2.26,

p

=0.016,95% CI=[-0.13,-0.01])和回視路徑時間(

b

=0.08,

SE

=0.04,

t

=2.03,

p

=0.043,95% CI=[0.003,0.16])上顯著：前置結構的第一遍閱讀時間短于居中結構,回視路徑時間長于居中結構。句子結構的主效應在其他眼動指標不顯著,|

t

|s ＜ 1.63,

p

s ＞ 0.105。控制動詞類型的主效應在第一遍閱讀時間(

b

=0.07,

SE

=0.03,

t

=2.40,

p

=0.024,95% CI=[0.01,0.12])、回視路徑時間(

b

=0.10,

SE

=0.04,

t

=2.69,

p

=0.007,95% CI=[0.03,0.17])、第二遍閱讀時間(

b

=0.10,

SE

=0.04,

t

=2.69,

p

=0.007,95% CI=[0.09,0.28])和總回視入次數(

b

=0.18,

SE

=0.05,

t

=3.74,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.08,0.25])上顯著,在總回視出次數(

b

=0.06,

SE

=0.04,

t

=1.74,

p

=0.083,95% CI=[-0.01,0.13])上邊緣顯著：賓語控制動詞條件的注視時間和回視次數多于主語控制動詞條件。句子結構與控制動詞類型的交互作用在第二遍閱讀時間(

b

=-0.17,

SE

=0.10,

t

=-1.76,

p

=0.080,95% CI=[-0.36,0.02])邊緣顯著。簡單效應分析發現,居中結構下,賓語控制動詞條件的第二遍閱讀時間長于主語控制動詞條件,

t

=3.86,

p

＜0.001;前置結構下,兩種控制動詞條件的第二遍閱讀時間無顯著差異,

t

＝1.40,

p

=0.161。句子結構與控制動詞類型的交互作用在其他眼動指標上不顯著,|

t

|s ＜ 1.62,

p

s ＞ 0.106。

3.2.4 興趣區4

不同條件下各眼動指標的平均數和標準差見表7。

表7 興趣區4 不同實驗條件下各眼動指標的結果(M ± SD)

句子結構的主效應在各眼動指標上不顯著,|

t

|s ＜ 1.50,

p

s ＞ 0.148。控制動詞類型的主效應在回視路徑時間(

b

=0.09,

SE

=0.04,

t

=2.24,

p

=0.025,95% CI=[0.01,0.17])、第二遍閱讀時間(

b

=0.15,

SE

=0.05,

t

=2.60,

p

=0.012,95% CI=[0.04,0.27])、總回視入次數(

b

=0.18,

SE

=0.05,

t

=4.04,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.09,0.27])和總回視出次數(

b

=0.16,

SE

=0.04,

t

=4.31,

p

＜ 0.001,95% CI=[0.09,0.23])上顯著：賓語控制動詞條件的閱讀時間和回視次數多于主語控制動詞條件。控制動詞類型的主效應在第一遍閱讀時間上不顯著,

b

=0.02,

SE

=0.03,

t

=0.75,

p

=0.454,95% CI=[-0.03,0.08]。句子結構與控制動詞類型的交互作用在第一遍閱讀時間(

b

=0.18,

SE

=0.06,

t

=3.08,

p

=0.002,95% CI=[0.06,0.29])和回視路徑時間(

b

=0.19,

SE

=0.08,

t

=2.40,

p

=0.017,95% CI=[0.03,0.35])上顯著。簡單效應分析發現,居中結構下,兩種控制動詞條件的第一遍閱讀時間和回視路徑時間無顯著差異,|

t

|s ＜ 1.63,

p

s ＞ 0.104;前置結構下,賓語控制動詞條件的第一遍閱讀時間和回視路徑時間長于主語控制動詞條件,

t

s ＞ 2.69,

p

s ＜ 0.008。句子結構與控制動詞類型的交互作用在其他眼動指標上不顯著,|

t

|s ＜ 1.02,

p

s ＞ 0.313。

4 討論

本研究探討漢語論元線索(語序和格標記)的權重以及論元線索與控制動詞論元表征一致性對題元角色指派的影響。下面分別從論元線索的權重、論元線索與控制動詞論元表征的線索整合兩個方面進行討論。

4.1 論元線索的權重

本研究發現,在名詞1 區域,前置結構第二遍閱讀時間和總回視入次數多于居中結構;在名詞2區域,前置結構的第一遍閱讀時間和總回視出次數多于居中結構;在動詞區域,前置結構的第一遍閱讀時間短于居中結構,但回視路徑時間長于居中結構。這表明前置結構在名詞2 區域的早期加工階段表現出更大的加工負荷,該加工負荷持續至動詞區域,并表現為對名詞1 區域有更多再加工。該結果符合預期(1)。居中結構同時包含語序線索和格標記線索;前置結構僅包含格標記線索。前置結構的逗號省略,破壞了語序線索,從而導致前置結構的句法合理性、使用頻率或熟悉度低于居中結構,整體加工負荷更大。前置結構比居中結構的更大加工負荷表明,存在介詞“對”的格標記線索時,漢語被試需要依賴語序線索判斷論元語義角色。

本研究還發現句子結構與控制動詞類型的交互作用：在居中結構中,賓語控制動詞條件在名詞2 區域的第二遍閱讀時間和總回視入次數以及動詞區域的第二遍閱讀時間長于主語控制動詞條件,兩種控制動詞條件在動詞后區域的各眼動指標不存在差異,說明論元線索與控制動詞論元表征的線索整合發生在動詞區域,并表現出對名詞2 區域的再加工;在前置結構中,兩種控制動詞條件名詞2 區域和動詞區域的各眼動指標不存在差異,賓語控制動詞條件動詞后區域的第一遍閱讀時間和回視路徑時間長于主語控制動詞條件,說明論元線索與控制動詞論元表征的線索整合發生在動詞后區域。無論居中結構還是僅包含格標記線索的前置結構,被試都能整合論元線索與控制動詞論元表征的線索以完成題元角色指派,表明介詞“對”的格標記線索得到利用。但是,語序線索的缺乏使得前置結構的線索整合發生在更晚的句子成分。即,缺乏語序線索使得被試需要依據更多句子信息才能進行線索整合。這表明漢語被試需要依賴語序線索進行即時的題元角色指派。

本研究通過前置結構與居中結構的對比發現漢語被試可以利用格標記線索,但仍然非常依賴語序線索。漢語語序相對固定,因此該結果符合擴展論元依存模型主張的語序固定語言對語序線索的依賴性。英語語序也相對固定。當同時存在語序和格標記線索時,英語讀者完全依賴語序線索而不利用格標記線索(MacWhinney et al.,1984)。因此,英語讀者和漢語讀者對語序和格標記線索的權重并不完全相同,但是他們都非常依賴語序線索。來自漢語和英語的跨語言證據共同支持擴展論元依存模型關于語序固定的語言依賴語序線索的主張。

對于語序相對自由的語言(例如,德語、意大利語、日語、土耳其語),當同時存在語序和格標記線索時,讀者依賴格標記線索進行題元角色指派(MacWhinney et al.,1984;?zge et al.,2019;Yamashita,1997)。漢語語序和格標記線索的利用情況與這些自由語序語言不同,支持了擴展論元依存模型主張的論元線索權重的跨語言差異。關于線索權重跨語言差異的內在機制,擴展論元依存模型沒有提供相關解釋,競爭模型(Bates &MacWhinney,1989;MacWhinney,2001)可以對此進行解釋：線索間的權重主要取決于線索的有效性。線索的可得性和可靠性高,其有效性就高,因此成為讀者的首選線索。“對”字結構作為特殊句型,出現頻率相對較低,格標記線索可得性低。而且,“對”字結構的格標記線索不夠明確,“對”可以介引不同的語義角色(孟曉琦,賈秀英,2009;吳泓,2019),即可靠性也較低。由此可知,“對”格標記線索的有效性較低。而語序線索具有高有效性(Starosta,1985)。因此,即使存在介詞“對”的格標記線索漢語讀者仍然依賴語序線索。相反,對于語序相對自由的語言,語序線索可靠性較低,但是格標記線索的可得性和可靠性較高,因此讀者更依賴格標記線索。需要注意的是,依據競爭模型,論元線索權重不僅存在跨語言差異,而且可能也存在語言內的差異。當前研究發現漢語讀者依賴語序線索是基于介詞“對”的格標記線索不夠明確時的線索權重。如果格標記線索更為明確(例如“把”和“被”,見:王欣,2013),它的線索有效性較高,語序與格標記線索權重可能會不同于當前研究結果。因此,尚需更多研究探討漢語格標記線索和語序線索權重及其語言特異性。

4.2 論元線索與控制動詞論元表征的線索整合

本研究發現,賓語控制動詞條件的注視時間和回視次數多于主語控制動詞條件。主要反映在動詞區域早期眼動指標(第一遍閱讀時間)和晚期眼動指標(回視路徑時間、總回視入次數)以及動詞后區域晚期眼動指標(第二遍閱讀時間、總回視入次數和總回視出次數)。

本研究控制了兩類動詞的詞匯特性(詞頻、筆畫數),卻發現賓語控制動詞的第一遍閱讀時間長于主語控制動詞。這可能是由于賓語控制動詞的論元表征比主語控制動詞更為復雜。賓語控制動詞(“提醒”)的論元表征為“NP+V+NP+從句”,主語控制動詞(“懊悔”)的論元表征為“NP+V+從句”,前者帶有兩個論元(施事NP和受事NP),后者帶有一個論元(施事NP)。動詞帶有的論元數量越多,論元結構表征越復雜(Thompson et al.,2013;王鑫 等,2020) 。有 研 究(Meltzer-Asscher et al.,2015;Thompson et al.,2007;Thompson et al.,2010)發現動詞論元表征復雜程度與外側裂周后部的激活程度相互關聯：與帶有一個論元的動詞(“sleep”)相比,被試加工帶有兩個論元的動詞(“chase”)和帶有三個論元的動詞(“put”)時外側裂周后部的激活程度更高。當前研究的眼動行為結果與腦成像研究結果相互印證,共同表明復雜的動詞論元表征帶來更大加工負荷。

賓語控制動詞條件在反映句子整合加工的晚期眼動指標上的注視時間和回視次數多于主語控制動詞條件,表現出更大的加工負荷。該結果符合預期(2),表明論元線索與賓語控制動詞論元表征線索不一致時的題元角色再分析誘發更大的加工困難,符合擴展論元依存模型。Zhai 的研究發現讀者對賓語控制動詞條件的動詞區域和動詞后區域的反應時長于主語控制動詞條件,但是采用自定步速閱讀法無法確定該差異究竟源于動詞論元表征差異還是論元線索與動詞論元表征的不一致。動詞論元表征屬于詞匯加工,反映在早期眼動指標;論元線索與動詞論元表征的線索整合屬于句子整合加工,反映在晚期眼動指標。本研究通過早期眼動指標和晚期眼動指標對二者進行區分,證實了漢語論元線索與控制動詞論元表征不一致時的題元角色再分析。關于題元角色再分析的時間進程,Gattei等人(2017)的研究也發現論元線索與動詞論元表征不一致時的題元角色再分析發生在晚期加工階段：語序線索與心理動詞論元表征不一致時動詞區域及動詞后區域的回視路徑時間、總注視時間和總回視入次數更多。此外,ERP 研究也發現,題元角色再分析發生在句子加工的晚期階段,誘發了更大的N400 和P600 成分(Frisch &Schlesewsky,2001;Gattei,Tabullo,et al.2015;Weckerly &Kutas,1999)。

與本研究結果相似,來自英語和西班牙語的研究也發現論元線索與動詞論元表征不一致時有更大加工困難(Gattei,Dickey,et al.,2015;Gattei et al.,2017;Manouilidou &de Almeida,2013)。這些研究結果共同支持擴展論元依存模型,為該模型所主張的題元角色再分析機制的跨語言普遍性提供了證據支持。

如前所述,本研究發現漢語題元角色指派非常依賴語序線索,是基于介詞“對”的格標記線索不明確時漢語母語讀者的論元線索的權重。未來研究還需探索格標記線索明確時的漢語論元線索的權重,對比在不同線索有效性的格標記條件下的語序與格標記線索權重,以探究語序線索依賴在漢語論元線索權重中的普適性。另外,漢語二語學習者的語序與格標記線索權重是否以及如何受母語線索權重的影響也是值得探究的問題。Bates 和MacWhinney(1987)認為初學者對第二語言的題元角色指派仍然依據母語的論元線索權重,但熟練者則轉向依據第二語言的論元線索權重。該觀點已得到來自漢語等不同語言的證據支持(Harrington,1987;McDonald&Heilenman,1991;Su,2001;Morett &MacWhinney,2013),但這些研究主要考察的是語序和生命性線索(即,論元是有生命客體還是無生命客體)的權重。未來研究還需探究不同漢語習得水平的二語學習者對語序和格標記線索的權重以及該權重如何受母語論元線索權重影響。

5 結論

在本研究條件下發現：(1)即使存在介詞“對”的格標記線索,漢語題元角色指派仍然依賴語序線索;(2)漢語論元線索與控制動詞論元表征不一致時讀者產生題元角色再分析。研究結果支持擴展論元依存模型。