協作如何減少記憶錯誤：一項元分析研究

孫亞茹 劉澤軍 段亞杰 陳 寧 劉 偉

協作如何減少記憶錯誤：一項元分析研究

孫亞茹 劉澤軍 段亞杰 陳 寧 劉 偉

(上海師范大學教育學院, 上海 200234)

為探究協作記憶中錯誤修剪效應的穩定性和影響因素, 經文獻檢索和篩選, 對38項協作記憶研究的64個獨立樣本(總樣本量= 6225)進行元分析。結果發現, 協作記憶中的錯誤修剪和協作抑制均穩定出現; 調節效應分析表明, 協作方式能調節錯誤修剪, 但不影響協作抑制效應; 材料類型對錯誤修剪效應無顯著影響, 但情景材料有更高水平的協作抑制; 熟悉關系增強錯誤修剪效應并削弱協作抑制。以上結果表明, 協作能穩定地抑制錯誤數量, 提升協作記憶的正確率, 但在一定程度上受到協作方式和關系類型等因素的調節。

協作記憶, 元分析, 錯誤修剪, 協作抑制, 調節效應

1 引言

協作記憶(collaborative memory)是兩人及以上數量個體共同提取信息的記憶(Barber et al., 2012; Nie et al., 2021)。協作記憶的研究一般也采用編碼—提取的經典范式。在編碼階段, 被試對記憶材料進行單獨學習, 在提取階段, 將被試分為數量相同的兩組, 一組是協作組(collaborative group), 一組是名義組(nominal group)。協作組成員共同提取已學習信息, 而名義組則單獨提取。協作記憶成績為協作組成員共同提取的正確項目總量, 每個名義組的成績為與協作組同樣數量被試單獨提取的正確項目的無疊加之和(Nie et al, 2019; 2021; Rajaram, 2011)。協作提取效應以協作組與名義組正確提取數量之差確定, 如果協作組高于名義組, 表明協作對提取的影響是積極的, 產生了協作促進(collaborativeenhancement), 反之則表明協作限制了信息提取, 即協作抑制(collaborative inhibition)。

現有研究多得到協作組提取正確數量低于名義組的結果, 表明協作抑制是較穩定的協作提取效應, 這也得到了元分析研究的證實(Marion & Thorley, 2016)。在解釋協作抑制的理論模型中, 提取策略中斷假說(retrieval strategy disruption hypothesis)得到了最廣泛的認可。該假說認為, 協作抑制的產生源于在提取過程中, 協作組成員的檢索策略受到他人的破壞和干擾(Basden et al., 1997), 但名義組成員的單獨提取仍可自由依賴個體最佳提取策略, 從而比協作組的回憶率更高(Rajaram & Pereira-Pasarin, 2010)。提取策略中斷假說得到了一些研究的支持。例如, 有研究發現, 協作組以自由回憶方式提取信息時, 需依賴個體對編碼信息的個性化組織, 因此協作抑制效應更明顯(Barber et al., 2012); 而依據線索回憶或再認的提取方式較少依賴自身的組織策略, 協作抑制會減弱(Clark et al., 2000; Finlay et al., 2000)。也有研究者提出了提取抑制假說(retrieval inhibition hypothesis)解釋協作抑制, 認為協作組成員的提取結果可能會抑制其他成員對未提取信息的表征和激活, 導致協作抑制效應出現, 這實質是社會分享型提取誘發遺忘的表現(Coman et al., 2009)。例如, 在Barber等(2015)的研究中, 協作組成員在協作提取(一次提取)后再單獨完成個人回憶任務(二次提取), 結果發現, 由于同伴提取結果的影響, 協作組成員在二次提取中的表現比名義組更差(Barber et al., 2015)。

協作提取效應是以協作組和名義組正確提取項目的數量為基礎得到的, 但也有研究者關注到提取項目的錯誤數量這一指標, 發現了協作組提取的錯誤項目比名義組更少的現象(Nie et al., 2021; Maswood et al., 2022; Vredeveldt et al., 2019), 并將其命名為錯誤修剪(error pruning)。有研究者認為, 錯誤修剪通過減少錯誤記憶, 能抵消協作導致的提取數量的損失(Harris et al., 2012)。一些研究還發現, 協作組的提取同時表現出協作抑制和錯誤修剪(Nie et al., 2021; Vredeveldt & Van Koppen, 2018), 然而也有一些研究并未發現兩者共存(Harris et al., 2013; Vredeveldt et al., 2017; Whillock et al., 2020)。那么, 錯誤修剪是否在協作記憶中穩定出現？與以正確提取數量為指標的協作提取效應(協作抑制和協作促進)有何關系？哪些因素會調節錯誤修剪？一方面, 元分析研究能通過對同類研究的再分析, 得到大樣本數據結果和整合而成的總體研究結論, 為回答上述問題提供實證的依據; 另一方面, 目前僅有一項對協作記憶的量化結果進行元分析的研究——該研究納入了64個效應量, 發現了協作抑制的穩定性, 但并沒有考察協作對錯誤提取數量的影響(Marion & Thorley, 2016)。綜上, 本研究在介紹錯誤修剪的心理機制及可能的調節變量基礎上, 首次對錯誤修剪和相關調節因素進行元分析, 同時也對所納入研究的協作提取效應進行元分析, 通過兩種元分析的結果的比較, 為進一步厘清協作記憶的加工機制提供啟發。

1.1 錯誤修剪效應的心理機制

綜合已有研究可知, 研究者主要從兩方面解釋錯誤修剪效應的產生的原因。首先, 協作會抑制錯誤項目的產生。根據社會動機假說, 個體的社會動機影響協作過程的投入程度(Weldon et al., 2000)。由于責任分散的原因, 群體成員更關心如何滿足社會期望、受到他人贊許以及避免被負面評價, 因此做出貢獻的積極性較低(Ekeocha & Brennan, 2008)。具體到協作記憶中, 如果協作組成員對自己的提取不確定, 就會依賴同伴的記憶信息, 從而抑制了不準確信息的提取(Andrews et al., 2015)。例如, Ross等(2008)通過分析協作提取過程中的對話發現, 當協作組被試提出不確定的答案時, 即使在其他成員同意保留的情況下, 提出者在隨后的討論中也會主動刪除, 而被刪除項目中的大部分是錯誤提取。這種抑制不確定項目提取的傾向, 主要來源于避免他人的負面評價(Weldon et al., 2000; Andrews et al., 2015)。其次, 協作增加了糾正錯誤的機會。根據來源監控假說, 記憶提取是一個激活編碼信息并歸結到特定來源的決策過程, 對決策過程施加影響會波及到監控的準確性(Johnson et al., 1993)。在協作記憶中, 對激活記憶信息的評估和決策由群體成員共同完成, 個體的判斷(特別是錯誤判斷)常常被群體推翻; 而個體情境中的記憶提取則沒有這種接受檢查的機會, 因此保留了更多錯誤判斷(Saraiva et al., 2017)。具體地說, 在協作提取過程中, 小組成員可以通過交流, 互相檢查提取的項目并評估準確性, 通過拒絕錯誤信息進行提取質量的控制(Ross et al., 2008)。研究表明, 自由交流的提取情境使錯誤修剪更顯著(B?rthel et al., 2017; Rossi-Arnaud et al., 2019), 而禁止討論的提取情境則使錯誤修剪減弱甚至消失(Harris et al., 2012)。

可見, 在一般情況下, 與名義組相比, 協作組更易在提取中減少錯誤。由此, 本研究提出假設1：協作組的記憶錯誤少于名義組, 出現較穩定的錯誤修剪效應。

錯誤修剪和協作抑制是協作記憶的常見結果, 以往研究主要使用提取策略中斷假說對協作抑制為主的協作提取效應進行解釋。然而, 已有研究發現, 無論是正確項目還是錯誤項目, 在協作提取中往往都受到抑制(Ekeocha & Brennan, 2008)。再結合以往以正確提取項目為指標的協作提取效應的實證研究和元分析研究(Marion et al., 2016), 協作抑制是協作提取中穩定出現的效應, 且前述促進錯誤修剪的因素, 如充分交流和信息交換, 又都會強化提取策略干擾, 從而增強協作抑制。由此提出假設2：協作減少錯誤的同時也使正確提取數量減少, 即錯誤修剪和協作抑制同為協作記憶的穩定效應。

1.2 錯誤修剪效應的調節變量

根據相關研究結果, 協作記憶各環節的諸多因素會對錯誤修剪產生調節作用。在以往協作記憶的研究中, 協作方式、記憶材料性質和協作關系類型是涉及最多的調節因素, 且已有元分析研究針對這三種調節變量對協作提取效應的影響進行了探討(Marion et al., 2016)。基于以上考慮, 結合現有文獻中, 協作記憶的錯誤修剪研究納入的調節變量的情況, 本研究也選取這三種調節變量納入元分析。

1.2.1 協作方式

在已有研究中, 被試在協作提取中采取的協作方式主要有自由回憶、達成共識和輪流回憶三種方式。其中自由回憶要求協作組成員在提取時自由討論并自主解決分歧, 沒有其他特定要求(Hyman et al., 2013); 在達成共識方式中, 協作組成員也可自由交流,但強調組內成員須對提取結果達成一致(Harris et al., 2012); 輪流回憶則是協作組成員按固定順序每人每次提取一個項目, 并禁止討論(Maswood et al., 2022)。以往以正確提取數量為指標的研究發現, 自由回憶或達成共識的提取方式能使個體依照個性化策略以自由順序提取項目, 較少受到策略干擾(Harris et al., 2012), 若使用輪流回憶的提取方式, 組內成員的提取結果會干擾和破壞個體的提取策略, 從而更易產生協作抑制的結果。

而以錯誤提取為指標的研究表明, 采用自由回憶和達成共識的協作方式時, 協作組產生的提取錯誤少于名義組(Harris et al., 2012; Whillock et al., 2020)。有研究者認為達成共識方式能更準確地拒絕沒有呈現的項目(Rajaram & Pereira-Pasarin, 2010), 而輪流回憶的方式一方面使協作組成員者無法交流, 缺乏互相糾正錯誤的機會(Peker & Tekcan, 2009), 另一方面可能會增加小組成員的壓力, 導致了更多錯誤信息入侵(Thorley & Dewhurst, 2007)。一項目擊者訪談形式的協作記憶研究也表明, 小組內的討論對記憶的準確性有積極作用(Vredeveldt et al., 2016)。總之, 交流討論似乎是使協作組成員更多拒絕錯誤項目的關鍵因素。由此提出假設3：與輪流回憶相比, 自由回憶和達成共識的協作方式更有利于增強錯誤修剪。

1.2.2 材料類型

協作記憶的研究通常使用三種類型的材料, 即分類項目、不分類項目及情景材料(Marion et al., 2016)。其中分類項目是指屬于一個或幾個類別的單詞、圖片等項目, 不分類項目則是跨類別的無關簡短項目, 情景材料包括短篇故事、電影片段及場景等。以往研究發現, 協作抑制效應普遍存在于各種類型的記憶材料中, 尤其是需要個體以獨特方式編碼的分類項目材料更甚。而情景材料具有較強的邏輯性, 協作組成員的信息組織方式較相似, 提取策略不易被破壞, 所以協作抑制減弱甚至消失(張環等, 2021)。

已有研究也發現, 不同材料類型對錯誤修剪效應的影響存在差異。例如, Nie等(2021)以分類雙字詞表為材料, 發現協作組比名義組產生了更少的錯誤信息, 協作增強了項目提取的準確性。另外, Zhang (2017)等使用90個不相關中性詞(不分類項目)的研究發現錯誤修剪效應不顯著。另有研究使用情景材料, 發現協作組比與名義組提取錯誤更少, 表現出較低的受暗示水平(Rossi-Arnaud et al., 2019)。有研究者認為, 分類項目和情景材料具有較強的邏輯線索, 更易對具體項目或細節進行討論, 所以有利于糾錯, 而不分類項目在討論糾錯的過程中會遇到更多障礙(Marion et al., 2016)。綜上, 本研究提出假設4：與不分類項目相比, 分類項目和情景材料的錯誤修剪效應更強。

1.2.3 關系類型

以往協作提取效應的研究結果表明, 夫妻關系能獲得明顯、穩定的提取優勢(Barnier et al., 2018), 朋友關系也能減弱協作抑制(Takahashi., 2007), 還能使個體在隨后的個人回憶中受益(Harris et al., 2013)。這主要是因為協作組成員相互了解的程度越高, 關系越親密, 越能夠更積極的進行項目提取管理(Browning et al., 2018)。

但以人際關系視角關注協作提取錯誤的研究很少——以老年夫妻為對象的一項研究表明, 在提取一周前觀看的影片內容時, 協作組比名義組更少犯錯(Vredeveldt et al., 2016)。根據交互記憶系統理論(Wegner, 1987), 群體成員在彼此熟悉并經歷共同事件過程中, 可發展出一個高效的記憶系統以共享信息的編碼、存儲和檢索。這不僅能減弱協作提取的抑制, 也能通過交叉提取減少錯誤記憶數量。綜上, 本研究提出假設5：與陌生關系相比, 協作組成員間的熟悉關系能增強協作提取的錯誤修剪。

2 研究方法

2.1 文獻檢索與篩選

本研究的中文文獻來源于中國知網(包括期刊全文數據庫、碩博論文全文數據庫和會議論文數據庫等)、萬方數據知識服務平臺及維普中文期刊服務平臺等, 檢索關鍵詞為“協作記憶” “合作記憶” “協作抑制” “協作促進” “錯誤修剪” “協作提取”等。英文文獻在Web of Science、Science Direct、EBSCO、ProQuest (dissertation)等數據庫中獲得, 檢索關鍵詞為“collaborative memory” “collaborative recall” “collaborative inhibition” “collaborative facilitation” “error pruning” “collaborative retrieval”等, 共進行兩次文獻檢索, 分別在2022年6月和2023年4月。去除重復文獻后, 共獲得1997～2023年間協作記憶研究的文獻390篇。另有以協作記憶的錯誤修剪為內容的會議論文1篇, 與作者聯系但未獲回應。

為考察協作記憶中的錯誤修剪效應, 采用下述標準對390篇文獻進行篩選, 以確定最終納入元分析的研究：(1)排除非實證研究, 如綜述和元分析等; (2)報告了協作組和名義組的錯誤回憶量, 或雖然沒有報告, 但能夠通過數據計算出錯誤回憶量; (3)若學位論文后續在期刊發表, 則只納入期刊論文。經過篩選, 最終38篇文獻納入元分析, 效應值64個, 總樣本量為6225。文獻檢索和篩選流程如圖1所示。

2.2 文獻編碼

參照Wilson和Lipsey (2001)的方法對文獻進行編碼, 主要編碼信息如下：文獻信息(作者名、文獻發表時間)、被試數量、發表類型(不同類別期刊vs.學位論文)、協作方式(自由回憶、達成共識vs.輪流回憶)、任務材料類型(分類項目、不分類項目vs.情景材料)、協作組關系類型(陌生關系vs.熟悉關系)。每個獨立樣本編碼一次, 若一篇文獻包含多個獨立樣本, 則分別編碼。編碼過程為：由課題組集體討論并編寫編碼手冊, 然后2名成員根據編碼手冊單獨編碼, 并在完成后進行交叉檢驗。若對編碼結果有爭議, 則由課題組討論并最終達成一致。從發表類型看, 篩選后得到的文獻共有學位論文、SSCI和CSSCI期刊三類, 表明文獻質量能得到保證(張亞利等, 2019) (見表1)。

2.3 元分析過程

使用元分析軟件Comprehensive Meta-Analysis (CMA 3.3) (Borenstein et al., 2014)對數據進行管理和分析。元分析的過程為：在獲得每個研究效應量的基礎上, 首先檢驗文獻是否存在發表偏倚, 其次, 通過異質性檢驗(heterogeneity test), 確定固定效應模型或隨機效應模型, 最后, 對主效應和調節效應結果進行檢驗, 調節變量的分析采用亞組分析檢驗分類變量的結果是否顯著。

2.3.1 效應量的計算

錯誤修剪效應的測量指標是名義組錯誤回憶量與協作組錯誤回憶量之差, 故本研究以標準化均數差Hedge’s作為元分析的效應量。Hedge’s是Cohen’s的修正量, 對小樣本數據效應量的估計更為精準(Borenstein et al., 2009)。

編碼過程中, 如果納入的文獻未報告值, 則根據樣本量、均值和標準差等原始數據計算：= (1?2) /pooled,s= [(1? 1)12+ (2? 1)22/1+2? 2]1/2; 如果納入的文獻未報告樣本量、均值和標準差, 則根據相應的公式對原始數據的值或值進行轉換：= 2[(1+2) /12]1/2,=(1+2/12)1/2(Goulden, 2006)。另外, 協作提取效應即名義組和協作組的提取正確量之差, 是各研究最基本的因變量指標, 幾乎每個協作記憶研究均給出了此數據。而通過協作提取和錯誤修剪兩個效應量的關系, 能為探討協作記憶提取的加工機制提供啟發。所以, 本研究將協作提取效應的標準化均數差也納入了元分析。

2.3.2 發表偏倚檢驗

如果納入元分析的文獻不能全面代表該領域研究的總體結果, 則出現了發表偏倚(Rothstein et al., 2005)。本研究運用失安全系數(Classic Fail-safe值)、漏斗圖(funnel plot)和剪補法(trim and fill method)檢驗發表偏倚。

圖1 文獻篩選流程圖

表1 納入元分析研究的基本信息

續表1

注：僅列出第一位作者, 當同年度同作者有多篇文獻時, 加入第二作者以區分。

失安全系數表示使研究失去統計學意義還需納入研究的數量。當該值大于5+ 10 (為效應量個數)時, 說明不存在顯著的發表偏倚(Rothstein et al., 2005)。經計算, 錯誤修剪效應量的失安全系數為5755, 協作提取效應的效應量的失安全系數為5214, 兩者均遠高于臨界值。漏斗圖是由各個效應量轉化而成的可視化的散點圖, 若不存在發表偏倚,數據應左右對稱分布、集中在中上部, 匯集成一個大致對稱的倒置漏斗形狀(Light & Pillemer, 1984)。本研究漏斗圖(見網絡版附錄中的附圖1和附圖2)顯示, 錯誤修剪和協作提取的效應量值主要分布于中上位置, 左右大致對稱。為進一步確認這一結果, 又采用剪補法考察發表偏倚。剪補法基于發表偏倚造成漏斗圖不對稱這一假設, 通過“先剪后補”方式使各研究在平均效應量的左右盡量對稱分布, 并重新估計合并效應量。若效應量在剪補前后差異不大, 則表明發表偏倚較小(Duval & Tweedie, 2000)。對錯誤修剪進行剪補法分析發現, 向左側剪補11項研究后, 主效應仍然顯著, 效應量變化為0.62, 95% CI [0.49, 0.75],< 0.001。對協作提取效應的分析發現, 剪補后增加了0項研究, 效應量未發生變化。由以上結果可知, 本研究不存在明顯的發表偏倚。

2.3.3 模型選擇和異質性檢驗

元分析計算效應量大小的方法主要有兩種, 即固定效應模型和隨機效應模型。模型的選擇取決于納入元分析的研究是否擁有一個共同的效應量以及分析目的：如果研究對象或研究方法等因素在研究間相同, 且不推廣到樣本以外的其他群體中, 選擇固定效應模型合適; 相反, 就不能假設存在一個共同的效應量, 此時應使用隨機效應模型(Borenstein et al., 2009)。為確定適用的模型, 需對元分析進行檢驗和2檢驗。若檢驗具有統計學意義(即< 0.05), 說明研究間是異質的。而2衡量的是效應量真實差異造成的變異占總變異的百分比, 若2高于75%則為高異質性, 應在檢驗結果顯著時選擇隨機效應模型, 反之選用固定效應模型(Higgins et al., 2003)。

錯誤修剪效應元分析檢驗的結果顯示,值達到顯著水平,(63) = 162.40,< 0.001, 即本研究納入的各個效應量之間存在異質性。2值為61.21%, 接近高異質性的分界取值75%, 即觀察變異中61.21%由效應量的真實差異造成, 38.79%由隨機誤差造成, 表明研究間的變異存在組間誤差干擾, 各研究間存在較高異質性, 故本研究采用隨機效應模型。此外, 效應量異質還意味著協作對錯誤修剪的影響可能有潛在的調節變量。因此, 有必要對相關調節變量進一步分析。

由于本研究也對協作提取效應進行元分析, 所以對名義組與協作組正確提取量的標準化均數差的元分析進行了檢驗, 結果表明達到了顯著水平,(63) = 203.52,< 0.001,2值為69.04%, 接近高異質性的分界取值75%, 同樣表明對于協作提取效應, 本研究中納入的各個效應量之間存在異質性, 且研究間的變異存在組間誤差干擾。

3 結果

3.1 主效應分析

本元分析共納入38篇文獻, 包括中文文獻7篇, 英文文獻31篇, 共64項獨立效應量, 總樣本量為6225。錯誤修剪效應量和協作提取效應量的森林圖見網絡版附錄中的附圖3和附圖4。

協作對錯誤修剪影響的主效應顯著,= 11.89,< 0.001, 效應量為0.74 。根據效應值的劃分標準, 對大、中、小(包括無效應量)的分界取值為0.8、0.5、0.2 (Cohen, 1992), 表明本研究得到了較大效應量。另外, 協作提取的主效應也顯著,= ?10.11,< 0.001, 效應量為?0.71, 即表現為協作抑制。具體數據見表2。

表2 錯誤修剪和協作提取效應的主效應檢驗

對效應量進行敏感性分析的結果表明, 排除任意一個研究后, 錯誤修剪和協作提取的總效應量值分別在0.72 ～ 0.76和?0.72 ～ ?0.68間波動。以上表明進入元分析的研究具有較強且穩定的錯誤修剪效應, 同時也存在協作抑制效應。因此, 假設1和假設2得到驗證。

3.2 調節效應分析

協作方式(自由回憶、達成共識和輪流回憶)亞組分析結果顯著,(組間) = 45.00,< 0.001。表明協作方式顯著調節錯誤修剪效應, 自由回憶(= 0.77)和達成共識(= 0.90)的協作方式具有顯著的錯誤修剪效應; 但輪流回憶(= ?0.05)的錯誤修剪效應不顯著(= 0.360)。因此, 假設3得到驗證。協作方式對協作提取效應的調節作用不顯著,值(組間) = 3.74,= 0.154。

材料類型(情景材料、分類項目和不分類項目)對錯誤修剪效應的調節作用不顯著。(組間) = 3.89,= 0.143, 假設4未得到驗證。但材料類型對協作提取效應的調節作用顯著,(組間) = 10.29,= 0.006。情景材料的協作抑制效應(= ?0.83)最大, 分類項目(= ?0.62)和不分類項目(= ?0.47)的協作抑制效應依次減弱。

在協作關系類型對錯誤修剪效應調節作用的檢驗中, 將3項不同關系混合的研究排除在分析之外, 根據不同類型關系的性質和研究數量的實際情況, 將夫妻和朋友關系合并為熟悉關系, 這樣, 共有熟悉和陌生關系的共61個效應量納入分析。結果顯示, 關系類型對錯誤修剪效應的調節作用邊緣顯著,(組間) = 3.07,= 0.067。熟悉關系的效應值(= 0.85)高于陌生關系(= 0.68), 即熟悉關系促進了錯誤修剪。因此, 假設5得到驗證。另外, 關系類型也顯著調節協作提取效應,(組間) = 9.79,= 0.005。陌生關系的效應值(= ?0.73)顯著低于熟悉關系(= ?0.48), 表明熟悉關系減弱了協作抑制效應。以上具體見表3和表4。

表3 錯誤修剪效應的調節效應檢驗

表4 協作提取效應的調節效應檢驗

4 討論

4.1 錯誤修剪效應的穩定性與機制

根據主效應檢驗結果, 協作記憶中的錯誤修剪效應穩定存在。而對協作提取效應量的分析也得到了與Marion等(2016)的元分析一致的結果, 即這些研究也存在穩定的協作抑制效應。協作在導致正確提取數量減少的同時, 也使錯誤提取數量減少, 體現了協作在記憶提取中優勢的方面。以往研究主要使用提取策略中斷假說對協作抑制為主的協作提取效應進行解釋, 但這一假說對本研究發現的協作抑制同時伴隨錯誤提取減少的結果缺少說服力, 并且以往研究在解釋協作提取抑制時, 也往往忽略了錯誤修剪的結果(Blumen et al., 2014; Harris et al., 2017; Pepe et al., 2021)。

如前所述, 協作提取中穩定的錯誤修剪效應主要來自于協作組成員在交流和相互提示中發現他人和自己提取中的錯誤(Maswood et al., 2022)。而本研究發現的協作使錯誤提取減少(錯誤修剪)、也使正確提取減少(協作抑制)的結果, 表明了協作組成員間的交流、反饋和提示更有利于刪除錯誤項目, 而不利于舊項目的正確提取。這是因為, 項目提取中的刪除錯誤, 主要是對他人提取項目正確與否的判斷, 即只需知曉感(feeling of knowing, FOK)的熟悉性加工, 受提取策略影響小(Isingrini et al., 2016);另一方面, 在已有研究中, 多數協作記憶的提取任務, 無論是何種協作方式, 多是回憶而非再認的任務, 其中情景材料更是如此(Nie et al., 2021; Thorley, 2018)。也就是說, 協作提取效應的指標多采自對舊項目的回憶, 需要較高的編碼水平, 且主要依賴策略加工, 所以在協作提取中更多受策略中斷的干擾。

4.2 調節效應

4.2.1 協作方式的調節效應

根據元分析結果, 協作方式對錯誤修剪的調節效應顯著。自由回憶和達成共識的協作導致穩定的錯誤修剪效應, 而輪流回憶時并未出現明顯的錯誤修剪。

協作提取方式的區別, 實質是協作組成員交流互動方式的不同。自由回憶和達成共識均伴隨協作組成員的交流討論, 輪流回憶則不然。如前所述, 成員間的交流對刪除錯誤更為有效, 而輪流回憶的協作方式限制了交流, 無法出言糾正同伴的錯誤, 且輪流提取使個體感受到更大壓力, 會增加錯誤信息入侵的概率(Thorley et al., 2007)。

但對于協作提取效應, 協作方式的調節不顯著,即無論何種方式的協作提取, 都出現了穩定的協作抑制。以往有實驗研究也得到了類似結果, 如自由回憶和輪流回憶對協作抑制的影響相似(Thorley et al., 2007)、達成共識和輪流回憶均顯著加強了協作抑制(Harris et al., 2012)等。而前述Marion等(2016)的元分析結果卻與本研究不同, 發現輪流回憶比自由回憶導致了更強的協作抑制效應。這可能與本元分析增加了達成共識這一協作方式有關——達成共識只強調提取結果最終一致, 這在總體上能促使協作組成員更深入參與項目的提取加工(Harris et al., 2012), 但在實際的協作過程中, 協作組可能采用更接近輪流提取或更偏向自由回憶的協作方式。所以本研究的達成共識的協作方式的加入, 減少了自由回憶和輪流回憶在協作抑制程度上的區別。

4.2.2 材料類型的調節效應

亞組分析結果表明, 材料類型對錯誤修剪的調節效應不顯著, 即錯誤修剪具有跨材料類型的穩定性和相似強度。

以往研究缺乏不同類型材料在錯誤修剪上的對比結果, 但同一種材料, 特別是情景材料的多個協作記憶研究, 其錯誤修剪結果也不盡相同。例如, 有研究發現協作使故事類材料的提取更準確(B?rthel et al., 2017), 但另有研究使用同種材料, 得出了協作組和名義組的準確性沒有差異的結果(Vredeveldt et al., 2018), Thorley (2018)以犯罪內容電影為材料的研究也沒有發現顯著的錯誤修剪效應。以上至少表明錯誤修剪與特定材料類型的關聯較小。結合本研究的錯誤修剪效應不存在材料類型差異的結果, 推測其中的機制在于, 不同類型材料在編碼階段依賴不同的線索, 即情景材料的提取主要依賴情景線索, 分類項目具備不分類項目缺少的類別線索。但如前所述, 錯誤修剪由“拒絕錯誤”達成, 主要基于對同伴提取結果的熟悉性判斷, 和幾種類型材料的不同提取線索關聯較小, 所以具有跨材料的一致性。

而本研究對協作提取效應的元分析表明, 材料類型的調節效應顯著, 與分類和不分類的項目材料相比, 情景材料增強了協作抑制效應, 即正確提取數量最少。但較早的元分析研究的結果表明, 情景材料減弱了協作抑制效應, 研究者認為這是由于情景材料的內在邏輯結構清晰, 在學習和檢索信息時更可能采用相似的編碼和提取策略, 因而受到的策略干擾最少(Marion et al., 2016)。但以此類推, 如果情景材料的情節復雜, 細節豐富, 或自我相關度高, 就需要更精細化的編碼過程, 以及多樣化的提取策略(Harris et al., 2017; 張環等, 2021), 容易出現協作抑制效應(Vredeveldt & Van Koppen, 2018)。綜合而言, 情景材料的協作提取效應可能取決于材料的情節、信息量等具體特點, 而非材料類型本身。

4.2.3 關系類型的調節效應

亞組分析結果顯示, 關系類型對錯誤修剪的調節效應顯著。當協作組成員相互熟悉時, 錯誤修剪效應高于陌生關系協作, 即關系類型是影響錯誤修剪的重要因素。

在協作記憶中, 關系類型背后的關鍵因素是熟悉與否導致的交流、反饋方式與策略的差別。根據交互記憶理論, 熟悉關系的協作組成員更了解彼此的知識基礎和提取策略, 包括在信息提取中對方易出現的錯誤, 能在此基礎上進行更有效的、針對性的交流, 從而增強整體的協作記憶能力, 也使錯誤修剪效應更明顯(Meade & Roediger, 2009)。例如, 有研究表明, 熟悉關系的成員在共同提取時會使用更多的交流策略, 包括闡述, 糾正, 確認和重述等, 促進了對相關信息的共同關注(Selwood et al., 2020)。

再從協作提取效應看, 關系類型的調節效應也顯著。人際關系類型的調節方向基本與錯誤修剪效應一致, 協作組成員為陌生關系時, 協作抑制的效應值最高, 朋友和夫妻關系的效應值雖然較低, 但協作抑制效應并未消失。這也與Marion等(2016)的元分析結果相一致, 即人際關系類型對協作提取具有調節作用, 且陌生關系比熟悉關系表現出更強的抑制效應。

4.3 研究不足與展望

本研究主要存在以下不足：(1)元分析研究需要盡可能全面納入已有文獻, 但一方面, 一些協作記憶研究沒有記錄協作組錯誤數量(錯誤率)數據, 本次元分析無法納入; 另一方面, 有個別未發表文獻未能成功獲取, 存在數據遺漏。(2)元分析的個別亞組之間效應值個數差異較大, 可能會對結果產生一定的影響, 須待后續相關亞組研究數量增多, 才能進一步確認亞組分析結果的穩定性。(3)協作提取效應和錯誤修剪的影響因素較多, 但由于納入元分析的研究數量的限制, 本研究僅考察了提取方式、材料類型和人際關系類型三個因素, 還可能存在其他未納入元分析的調節變量。

本研究對協作提取中的錯誤修剪進行了元分析, 初步明確了錯誤修剪的穩定性與主要調節因素。而一些研究發現, 若安排協作組成員在協作提取之后, 經過一定延時再進行單獨提取(即二次提取), 可能出現提取的正確項目比名義組更多的“協作后受益”現象(Nie et al., 2021)。研究者認為, 這是由于在協作提取(一次提取)階段, 個體通過其他成員的提取對項目進行了再學習(Congleton & Rajaram, 2011), 也有研究者用策略干擾的解除闡釋這種記憶反彈(Blumen & Rajaram, 2008)。與名義組相比, 協作組成員在二次提取中是否亦出現錯誤修剪效應, 以及與一次提取的錯誤修剪和協作提取效應的關聯等, 可在未來通過元分析研究對這類結果做出歸納, 通過探討錯誤修剪效應的延續性、穩定性, 為確定協作影響記憶提取質量的加工機制提供證據。

5 結論

本元分析研究發現：(1)錯誤修剪是協作提取的較穩定的效應, 且往往伴隨協作抑制。協作提取中錯誤的減少與錯誤修剪的條件有關, 即錯誤修剪主要取決于對協作組他人的回憶進行“舊材料”或“虛假記憶”的來源判斷, 依賴熟悉性加工; 協作提取效應則取決于基于策略加工的回憶, 對加工策略和加工水平要求較高。(2)自由回憶和達成共識的提取比輪流提取得到更大錯誤修剪效應, 也與這兩種協作方式更有利于對同伴提取進行熟悉性判斷并充分交流有關。(3)錯誤修剪效應不受材料類型的影響, 原因是不同類型材料的提取對加工水平和加工策略不敏感。(4)熟悉關系能使協作成員間更了解對方在提取時易犯的錯誤并有針對性地糾正, 增大了錯誤修剪效應。

(*為納入元分析文獻)

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How collaboration reduces memory errors: A meta-analysis review

SUN Yaru, LIU Zejun, DUAN Yajie, CHEN Ning, LIU Wei

(College of Education, Shanghai Normal University, Shanghai 200234, China)

In collaborative memory, the memory performances of collaborative and equal-sized nominal groups were measured by the number of correctly recalled items. By comparing the correct recall results between the two groups, collaboration during the retrieval phase is seen to possibly result in collaborative inhibition and collaborative facilitation. However, recall error items were also essential indicators of collaboration. Several studies have considered error recall items as indicators to show that collaboration is beneficial in reducing errors. The phenomenon of collaborative groups recording significantly fewer recall errors than nominal groups is referred to as the “error pruning effect.” The mechanisms and moderators of the collaborative inhibition effect have been explored in several previous studies, but evidence on the mechanism of the “error pruning effect” is scarce. This meta-analysis aimed to investigate the robustness of error pruning in collaborative memory and to examine the potential mechanisms and moderators.

Studies were identified with several keywords, including “collaborative memory”, “collaborative recall”, “collaborative inhibition”, and “collaborative facilitation”. English language databases, including Web of Science, Science Direct, EBSCO, and ProQuest, as well as the Chinese language database CNKI, were searched. From 38 empirical studies (from a total sample= 6225), 64 independent samples were included. We chose the random-effect model to conduct the meta-analysis using CMA3.3. The 64 independent samplesshowed considerable heterogeneity. Moreover, no substantial publication bias was found in the studies, which was confirmed by the funnel plot, fail-safe number, and trim and fill methods.

Standardized mean differences measured by Hedges’were used as the effect size index in the meta-analysis. The main effect showed a large and robust error pruning effect and collaborative inhibition effect in the results. Moreover, the results indicated that the collaborative inhibition effect commonly accompanies the error pruning effect. Further analysis revealed thatcollaborative approaches and interpersonal relationships moderate the error pruning effect. In particular, collaboration of free-flowing and consensus building enhanced the error pruning effect, while collaboration had no significant effect on the inhibition effect. The type of material had no significant effect on error pruning, while story material increasedcollaborative inhibition.Familiar relationships increased the error pruning effect, but they weakened collaborative inhibition.

Overall, the study results demonstrated the effect of collaborative recall on inhibiting error and improving accuracy. Collaboration and interpersonal relationships may act as important moderating variables in the process. Although error pruning resulted from a feeling of knowing through recall from collaborative partners, it required a relatively low level of processing. Lastly, efficient error correction could be easily achieved through sufficient communication.

collaborative memory, meta-analysis, error pruning, collaborative inhibition, moderating effect

B842

2023-01-03

孫亞茹和劉澤軍為本文共同第一作者。

陳寧, E-mail: chenning@shnu.edu.cn; 劉偉, E-mail: liuwei@shnu.edu.cn