徐杜紅 賴嘉釩 沐守寬

(閩南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，漳州 363000)

1 引言

學(xué)習(xí)判斷是個(gè)體對(duì)自身記憶的預(yù)見性判斷，它反映了個(gè)體對(duì)于新近學(xué)習(xí)的內(nèi)容在未來(lái)測(cè)驗(yàn)中正確提取的信心(Fiacconi et al., 2020; Koriat, 1997)，學(xué)習(xí)判斷是元記憶監(jiān)測(cè)的主要指標(biāo)之一，這種監(jiān)測(cè)自己學(xué)習(xí)情況的能力對(duì)學(xué)習(xí)者至關(guān)重要，因?yàn)楸O(jiān)測(cè)的結(jié)果決定個(gè)體如何調(diào)控學(xué)習(xí)行為，比如對(duì)學(xué)習(xí)時(shí)間以及努力程度的分配(Bjork et al., 2013; Nelson, 1990)。過(guò)往針對(duì)學(xué)習(xí)判斷的研究主要聚焦在學(xué)習(xí)判斷的影響因素(Dunlosky & Matvey, 2001; Mueller, 2016; Yeager, 2019)、學(xué)習(xí)判斷的潛在機(jī)制(Koriat, 1997; Koriat et al., 2004; Wang et al., 2020)以及學(xué)習(xí)判斷準(zhǔn)確性(Hu et al., 2016; Koriat & Bjork, 2005)。但近年，有部分研究者將研究興趣轉(zhuǎn)向?qū)W習(xí)判斷反應(yīng)性，并就該主題展開深入研究(Tekin & Roediger, 2020)。

學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性是指讓學(xué)習(xí)者進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷活動(dòng)，監(jiān)測(cè)學(xué)習(xí)過(guò)程可能對(duì)學(xué)習(xí)結(jié)果產(chǎn)生的影響，學(xué)習(xí)者在有無(wú)學(xué)習(xí)判斷任務(wù)下記憶結(jié)果差異顯著(Witherby & Tauber, 2017)。學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性研究最常使用的實(shí)驗(yàn)范式為“學(xué)習(xí)—學(xué)習(xí)判斷—測(cè)驗(yàn)”，對(duì)學(xué)習(xí)判斷的測(cè)量是基于被試的自我報(bào)告，讓被試進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷會(huì)促使被試更多關(guān)注自己的記憶情況，以達(dá)到實(shí)驗(yàn)者的預(yù)期，這個(gè)判斷可能會(huì)改變被試真實(shí)的記憶表現(xiàn)情況，這便是產(chǎn)生了反應(yīng)性(Lahey & Harris, 1982)。以往的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)延遲學(xué)習(xí)判斷能夠讓被試在呈現(xiàn)線索的記憶條件下表現(xiàn)更優(yōu)(Kimball & Metcalfe, 2003)，產(chǎn)生這一現(xiàn)象可能的原因便是發(fā)生了學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性，但研究者并沒有因此對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性產(chǎn)生興趣，仍舊堅(jiān)持假定學(xué)習(xí)判斷對(duì)記憶不存在任何作用。另外，先前研究較少設(shè)置無(wú)判斷的對(duì)照組檢驗(yàn)學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性。直至近年，學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性才作為一個(gè)研究問(wèn)題得到研究者的關(guān)注(Ariel et al., 2020; Tauber et al., 2015; Witherby & Tauber, 2017)，然而不同研究間設(shè)計(jì)的異質(zhì)性導(dǎo)致最終得到的結(jié)論并不一致，即學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性表現(xiàn)出現(xiàn)跨研究的不一致(Dougherty et al., 2018; Mitchum et al., 2016)。

1.1 學(xué)習(xí)材料類型與學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性

在學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的實(shí)驗(yàn)中，雖然不同研究對(duì)于學(xué)習(xí)材料的選擇不盡相同，但使用的學(xué)習(xí)材料大致可以分為兩類。一類是以成對(duì)詞組作為學(xué)習(xí)材料，一類以文本材料為學(xué)習(xí)材料，其中詞對(duì)學(xué)習(xí)材料又可以根據(jù)關(guān)聯(lián)性分為三種，一種是具有高度相關(guān)性的詞對(duì)，一種是不具有相關(guān)性的詞對(duì)，還有一種是兩種相關(guān)度都包含的混合詞對(duì)。

以往有關(guān)探究材料類型對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性影響的研究結(jié)果并不一致，其中結(jié)果最為混淆的是以低相關(guān)詞對(duì)為學(xué)習(xí)材料的相關(guān)研究。Dougherty等人(2005)使用低相關(guān)詞對(duì)探討學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)讓學(xué)習(xí)者進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷會(huì)提高個(gè)體未來(lái)記憶表現(xiàn)。但其在2018年的研究中同樣以低相關(guān)詞對(duì)作為實(shí)驗(yàn)材料，結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)讓學(xué)習(xí)者進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷并不會(huì)對(duì)其記憶表現(xiàn)產(chǎn)生反應(yīng)性(Dougherty et al., 2018)。其他探究低相關(guān)詞對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的研究結(jié)果也各有不同。Mitchum等人(2016)使用低相關(guān)詞對(duì)為學(xué)習(xí)材料發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶表現(xiàn)存在負(fù)向抑制作用；但Tauber等人(2019)使用低相關(guān)詞對(duì)為學(xué)習(xí)材料卻發(fā)現(xiàn)了學(xué)習(xí)判斷對(duì)記憶表現(xiàn)的正反應(yīng)。以上研究同樣使用低相關(guān)詞對(duì)作為學(xué)習(xí)材料，為什么得到的結(jié)果卻不一致？其中有什么變量在起調(diào)節(jié)作用？低相關(guān)詞對(duì)學(xué)習(xí)材料的學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性究竟是如何？這些問(wèn)題都需要進(jìn)一步的解答。

1.2 學(xué)習(xí)時(shí)間與學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性

對(duì)于學(xué)習(xí)時(shí)間的操縱可以分為兩類，一類是實(shí)驗(yàn)者規(guī)定學(xué)習(xí)時(shí)間，即固定學(xué)習(xí)步調(diào)，另一類是學(xué)習(xí)者自定學(xué)習(xí)時(shí)間，即自定學(xué)習(xí)步調(diào)。

以往研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩種不同的學(xué)習(xí)時(shí)間可能對(duì)學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性存在調(diào)節(jié)作用。Mitchum等人(2016)的研究1與研究2均使用“高相關(guān)詞對(duì)”為學(xué)習(xí)材料，并采用學(xué)習(xí)者自定學(xué)習(xí)時(shí)間的方式來(lái)探究學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)判斷并不會(huì)影響個(gè)體的學(xué)習(xí)成績(jī)表現(xiàn)。然而，在另一項(xiàng)研究中，研究者同樣使用“高相關(guān)詞對(duì)”作為學(xué)習(xí)材料，但使用學(xué)習(xí)者自定學(xué)習(xí)時(shí)間的方式來(lái)探究學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性，結(jié)果卻發(fā)現(xiàn)存在學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性(Witherby & Tauber, 2017)。兩個(gè)研究同樣使用“高相關(guān)詞對(duì)”作為學(xué)習(xí)材料的研究，得到的學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性卻各不相同，這可能是因?yàn)檫@兩個(gè)研究設(shè)計(jì)中對(duì)于學(xué)習(xí)時(shí)間控制的差異。

綜上所述，學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性是否存在？學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性是否會(huì)受到各種實(shí)驗(yàn)操縱變量的影響？現(xiàn)存研究的回答還存有一定的爭(zhēng)議，需要整合已有研究討論。

針對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的結(jié)果混淆，Double等人(2018)使用元分析方法探究了材料類型、學(xué)習(xí)時(shí)間以及是否進(jìn)行二次學(xué)習(xí)等變量是否影響學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶的反應(yīng)性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶并不存在反應(yīng)性(Hedges’g=0.05, 95%CI=[0.03, 0.14])(Double et al., 2018)，但調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性在不同學(xué)習(xí)材料上表現(xiàn)不同：使用高相關(guān)詞對(duì)作為學(xué)習(xí)材料時(shí)表現(xiàn)為學(xué)習(xí)判斷的正反應(yīng)性，即進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷讓個(gè)體記憶表現(xiàn)更佳(Hedges’g=0.32, 95%CI=[0.08, 0.56],p<0.01)；使用低相關(guān)詞對(duì)(Hedges’g=-0.01, 95%CI=[-0.16, 0.13],p=0.128)或者混合詞表(高相關(guān)詞對(duì)+低相關(guān)詞對(duì))作為學(xué)習(xí)材料時(shí)(Hedges’g=-0.05，95%CI =[-0.17, 0.07],p=0.424)不存在學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性。Double等人(2018)的元分析為澄清學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的存在與反應(yīng)方向做出了巨大貢獻(xiàn)，幫助研究者綜合并梳理了學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的效應(yīng)值及對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性產(chǎn)生影響的相關(guān)變量，為后續(xù)研究者深入研究提供了支撐證據(jù)。但該元分析所得到最終結(jié)果的原始效應(yīng)量?jī)H為19個(gè)，且其中一部分原始效應(yīng)量的來(lái)源并不是探究學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性這一主題的。有關(guān)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性主題的研究在國(guó)內(nèi)還比較少，王景玉對(duì)相關(guān)問(wèn)題進(jìn)行了文獻(xiàn)綜述(王景玉等，2019)，但關(guān)于該主題的研究很少。

在Double等人(2018)文章發(fā)表后又有很多研究者就這一主題進(jìn)行了一系列研究，近兩年關(guān)于這一主題的研究數(shù)量有所增長(zhǎng)且獨(dú)立效應(yīng)量相比2018年也有增長(zhǎng)，因此，本研究再次針對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性這一主題進(jìn)行元分析，在探索學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性是否存在的前提下進(jìn)一步探究學(xué)習(xí)材料類型、學(xué)習(xí)時(shí)間、測(cè)驗(yàn)類型如何調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性。進(jìn)一步梳理學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的存在及其表現(xiàn)形式，有利于研究者清晰地認(rèn)識(shí)學(xué)習(xí)判斷這一廣泛使用的元記憶測(cè)量方式對(duì)于記憶存在的潛在影響，以便在未來(lái)使用更合適的元記憶測(cè)量方式探究記憶和元記憶的關(guān)系。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜索

通過(guò)關(guān)鍵詞： judgement(s)/judgment(s) of learning、 reactivity of judgement(s)/judgment(s) of learning、confidence judgement/judgment、metacognition judgement/judgment在Web of science、 Proquest、 谷歌學(xué)術(shù)等數(shù)據(jù)庫(kù)篩選文獻(xiàn)， 另將Double等人(2018)的元分析所使用的參考文獻(xiàn)納入查閱范圍。 文獻(xiàn)檢索的起始時(shí)間為1997年1月， 文獻(xiàn)檢索的截止日期為2022年1月1日。

2.2 篩選標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)包括：(1)所納入研究為實(shí)驗(yàn)研究，對(duì)于沒有數(shù)據(jù)的報(bào)告或綜述文章予以篩除；(2)所納入的研究目的均為探索學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶表現(xiàn)的影響，且每個(gè)納入實(shí)驗(yàn)中包含學(xué)習(xí)判斷組vs. 無(wú)學(xué)習(xí)判斷組(空白對(duì)照組)；(3)所有研究中被試的學(xué)習(xí)材料為詞對(duì)、句子或者文本，學(xué)習(xí)任務(wù)為“請(qǐng)被試記憶所學(xué)內(nèi)容”并且在后續(xù)實(shí)驗(yàn)中對(duì)于被試的學(xué)習(xí)情況進(jìn)行測(cè)試；(4)所納入的研究所測(cè)量的記憶范疇均為短時(shí)記憶范疇，即本研究所納入的原始研究均在材料學(xué)習(xí)結(jié)束后即刻進(jìn)行回憶，對(duì)于部分間隔24h或者48h再進(jìn)行回憶的測(cè)驗(yàn)本研究予以篩除；(5)所納入的研究必須明確報(bào)告了學(xué)習(xí)判斷組與無(wú)學(xué)習(xí)判斷組的測(cè)驗(yàn)成績(jī)表現(xiàn)(回憶成績(jī)均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差或者是學(xué)習(xí)判斷組與非學(xué)習(xí)判斷組的t檢驗(yàn)數(shù)值)；(6)相同作者使用同一數(shù)據(jù)所做的研究只選擇最早發(fā)表的一篇。納入研究的每篇論文必須滿足所有標(biāo)準(zhǔn)，否則予以篩除。

文獻(xiàn)搜索、 納入及排除流程如圖1所示， 按照上述標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行徹底的文獻(xiàn)檢索與篩查后，最終納入研究的論文有11篇，均為同行評(píng)審論文，最終納入元分析的獨(dú)立效應(yīng)量為55個(gè)，文獻(xiàn)具體情況見表1。

圖1 文獻(xiàn)篩選流程

表1 納入元分析的原始研究

(續(xù)表)

2.3 文獻(xiàn)編碼

對(duì)納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼：文獻(xiàn)信息(作者名、 文獻(xiàn)發(fā)表時(shí)間、 實(shí)驗(yàn)編號(hào))， 樣本量大小， 學(xué)習(xí)材料類型(高相關(guān)詞對(duì)、 低相關(guān)詞對(duì)、 混合詞對(duì)材料、 文本材料)， 學(xué)習(xí)時(shí)間(固定步調(diào)、 自定步調(diào))，測(cè)試類型(自由回憶、 再認(rèn)測(cè)驗(yàn)或者線索呈現(xiàn)的目標(biāo)詞回憶)，每個(gè)獨(dú)立樣本編碼一個(gè)效應(yīng)值，如果一篇文獻(xiàn)中存在多個(gè)獨(dú)立樣本則分別編碼，但在本研究中有個(gè)別獨(dú)立樣本分別編碼了幾個(gè)效應(yīng)量，這是因?yàn)樵摢?dú)立樣本在不同實(shí)驗(yàn)條件下所得到的效應(yīng)量不同，文獻(xiàn)編碼具體情況見表1。編碼者在不同時(shí)段依據(jù)文獻(xiàn)的納入標(biāo)準(zhǔn)和排除標(biāo)準(zhǔn)分別進(jìn)行三次編碼，編碼的一致性為92.4%，說(shuō)明文獻(xiàn)編碼有效。

2.4 元分析過(guò)程

2.4.1 效應(yīng)量計(jì)算

使用Hedges’g作為效應(yīng)量指標(biāo)，以避免Cohen’sd對(duì)小樣本研究效應(yīng)量估計(jì)偏高的問(wèn)題。在分析中，我們最初編碼的效應(yīng)量為每個(gè)獨(dú)立樣本所得到的Cohens’d值，由于部分研究未直接報(bào)告Cohen’sd值，只報(bào)告了學(xué)習(xí)判斷組與無(wú)學(xué)習(xí)判斷組記憶成績(jī)的均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差或只報(bào)告了兩組t檢驗(yàn)的結(jié)果及其顯著性。對(duì)于只報(bào)告了均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差的研究采用Cohen’sd的計(jì)算公式，利用研究中所報(bào)告的均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算其對(duì)應(yīng)的Cohen’sd值(Cohen, 1988)，對(duì)于只報(bào)告了t檢驗(yàn)結(jié)果的研究，采用Steiger的相關(guān)轉(zhuǎn)換公式將t值轉(zhuǎn)化為Cohen’sd值(Steiger & Fouladi, 1997)。最后，利用R語(yǔ)言(4.0.5)的“esc”程序包將所有編碼的Cohen’sd值轉(zhuǎn)化為Hedges’g并使用Hedges’g值進(jìn)行元分析。

2.4.2 模型的選定與異質(zhì)性檢驗(yàn)

元分析主要采用固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型假定研究背后只存在一個(gè)真實(shí)效應(yīng)量，而每個(gè)研究效應(yīng)量的不同是由抽樣誤差引起的，因此固定效應(yīng)模型的結(jié)果推論只適用于當(dāng)下的研究原始樣本范圍。隨機(jī)效應(yīng)模型則認(rèn)為每個(gè)研究的真實(shí)效應(yīng)量是不同的，這種不同來(lái)源于抽樣誤差外的其他變異來(lái)源，如被試群體差異、研究方法差異等，因此隨機(jī)效應(yīng)模型得到的效應(yīng)值只是對(duì)真實(shí)效應(yīng)量均值的估計(jì)，它所涵蓋的置信區(qū)間范圍更加廣泛(Borenstein et al., 2009)。在模型選定上，本研究不符合固定效應(yīng)模型的選擇標(biāo)準(zhǔn)，除抽樣誤差外還有測(cè)量手法等變量會(huì)影響學(xué)習(xí)判斷和記憶表現(xiàn)間的真實(shí)關(guān)系，因此選用隨機(jī)效應(yīng)模型。下文中，我們將結(jié)合異質(zhì)性檢驗(yàn)的方法進(jìn)一步評(píng)估隨機(jī)效應(yīng)模型選擇的正確性。

2.4.3 發(fā)表偏差

當(dāng)發(fā)表的研究文獻(xiàn)不能系統(tǒng)性地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體時(shí)，就認(rèn)為產(chǎn)生了發(fā)表偏差(Rothstein et al., 2005)。發(fā)表偏差意味著該領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)不完整，這會(huì)嚴(yán)重影響元分析的結(jié)果，因?yàn)樗赡軙?huì)導(dǎo)致最終得到的效應(yīng)量高于真實(shí)值(Kuppens et al., 2013)。針對(duì)發(fā)表偏差的問(wèn)題，最好的辦法就是全面檢索文獻(xiàn)，以減少發(fā)表偏倚。此外，在元分析過(guò)程中，還采用漏斗圖、Egger’s檢驗(yàn)以及剪補(bǔ)法來(lái)評(píng)估發(fā)表偏差。

2.4.4 數(shù)據(jù)分析及處理程序

使用excel進(jìn)行前期的文獻(xiàn)整理與編碼，通過(guò)R語(yǔ)言(4.0.5)的metafor程序包進(jìn)行綜合效應(yīng)量計(jì)算、發(fā)表偏倚檢驗(yàn)以及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)(Balduzzi et al., 2019)。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

對(duì)于納入元分析的數(shù)據(jù)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),Q檢驗(yàn)表明，納入元分析的各獨(dú)立效應(yīng)量之間是異質(zhì)的,Q(52)=164.28,p<0.001,I2=67.10%，這一結(jié)果對(duì)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型的正確性予以佐證。根據(jù)Borenstein等人(2009)對(duì)I2的解釋，說(shuō)明在學(xué)習(xí)判斷與記憶表現(xiàn)關(guān)系的研究中有67.10%的觀察變異是由學(xué)習(xí)判斷對(duì)記憶表現(xiàn)的真實(shí)改變效應(yīng)引起的。

3.2 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

首先，通過(guò)漏斗圖檢查發(fā)表偏差，如圖2所示，納入元分析的55個(gè)獨(dú)立效應(yīng)量基本均勻分布在總效應(yīng)量?jī)蓚?cè)，這表明，針對(duì)學(xué)習(xí)判斷對(duì)于學(xué)習(xí)表現(xiàn)影響的研究并不存在嚴(yán)重發(fā)表偏差。因?yàn)槁┒穲D只能從視覺對(duì)稱判斷的角度初步檢查發(fā)表偏差，本研究還使用了Egger’s檢驗(yàn)，結(jié)果顯示本研究存在一定的發(fā)表偏差(p=0.009)。

圖2 學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性效應(yīng)量分布的漏斗圖

因此采用剪補(bǔ)法檢驗(yàn)發(fā)表偏差對(duì)元分析結(jié)果的影響，對(duì)獨(dú)立效應(yīng)量進(jìn)行剪貼之后，使用隨機(jī)效應(yīng)模型的總效應(yīng)值依然顯著(Hedges’g=0.33, 95%CI=[0.25, 0.41],p<0.001)。由此可見，本研究元分析納入的所有獨(dú)立效應(yīng)量雖然存在部分發(fā)表偏差的因素，但主要結(jié)果還是有效的。

3.3 主效應(yīng)檢驗(yàn)

使用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行總體效應(yīng)檢驗(yàn)，使用55個(gè)獨(dú)立效應(yīng)量，被試總數(shù)為3690人，得到學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶表現(xiàn)的影響為正反應(yīng)(Hedges’g=0.22, 95%CI=[0.14, 0.29],p<0.001)。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

從圖2來(lái)看，各個(gè)研究的效應(yīng)量分布于總效應(yīng)量?jī)蓚?cè)，而且各研究的效應(yīng)量之間存在很大的變異，為分析這一變異的可能來(lái)源，本研究檢驗(yàn)了學(xué)習(xí)時(shí)間、學(xué)習(xí)材料以及測(cè)試類型對(duì)于學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果見表2。

表2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

從調(diào)節(jié)效應(yīng)分析的結(jié)果來(lái)看，學(xué)習(xí)時(shí)間的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(Qb=7.78,p<0.01)，相比于自定步調(diào)的學(xué)習(xí)時(shí)間(Hedges’g=0.08)，實(shí)驗(yàn)者規(guī)定被試學(xué)習(xí)時(shí)間影響學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的效應(yīng)量更大(Hedges’g=0.27)；學(xué)習(xí)材料類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(Qb=17.08,p<0.001)，相比于學(xué)習(xí)無(wú)關(guān)詞對(duì)、混合詞對(duì)和文本材料，學(xué)習(xí)具有一定關(guān)聯(lián)度的詞對(duì)影響學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的效應(yīng)量更大(Hedges’g=0.39)；測(cè)試類型的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著(Qb=1.59,p=0.452)。

4 討論

4.1 學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的主效應(yīng)

本研究就個(gè)體在學(xué)習(xí)結(jié)束之后進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷是否會(huì)改變其在未來(lái)測(cè)驗(yàn)中的記憶表現(xiàn)進(jìn)行了元分析，其主效應(yīng)結(jié)果表明學(xué)習(xí)判斷存在反應(yīng)性，其效應(yīng)量為0.22，這說(shuō)明學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶有一定影響，且這個(gè)影響方向表現(xiàn)為正向的促進(jìn)作用，即進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷能夠讓個(gè)體的記憶測(cè)驗(yàn)表現(xiàn)更佳。這與以往的一些研究結(jié)果相似(Ariel et al., 2020; Dougherty et al., 2005; Kelemen & Weaver 1997; Soderstrom et al., 2015; Witherby & Tauber, 2017; Yang et al., 2015)，出現(xiàn)這一結(jié)果的可能原因是學(xué)習(xí)判斷的測(cè)量方式為被試自我報(bào)告，通過(guò)讓被試自我估計(jì)在未來(lái)測(cè)驗(yàn)中的記憶表現(xiàn)情況來(lái)測(cè)量學(xué)習(xí)判斷的基本情況，這在一定程度上向個(gè)體提供了測(cè)驗(yàn)信息，可能在無(wú)形中強(qiáng)化了個(gè)體記憶，從而使得個(gè)體在有學(xué)習(xí)判斷項(xiàng)目上記憶表現(xiàn)更好(Soderstrom et al., 2015)。另外，讓被試進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷會(huì)促使他們利用一些材料線索進(jìn)行估計(jì)，這種估計(jì)強(qiáng)化了可用的線索，使被試在隨后的記憶測(cè)試中再運(yùn)用這種線索時(shí)出現(xiàn)了學(xué)習(xí)判斷的正反應(yīng)性(Koriat, 1997)，這與Double等人(2018)的元分析結(jié)果不一致，可能是本研究納入的原始效應(yīng)量、被試數(shù)量更多，因此能夠更有效地避免樣本抽樣誤差混淆結(jié)果，且本研究中納入的原始效應(yīng)量大多來(lái)自2017年至2020年，相比于Double等人(2018)納入的早先研究，這些新近研究對(duì)無(wú)關(guān)變量的控制更加準(zhǔn)確，因此能夠更多地排除無(wú)關(guān)變量對(duì)于學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的影響，從而穩(wěn)定地解釋學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的真實(shí)表現(xiàn)情況。

綜上所述，學(xué)習(xí)判斷的正反應(yīng)性提示研究者探究元記憶監(jiān)測(cè)相關(guān)機(jī)制時(shí)，要考慮進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷這一行為是否會(huì)改變個(gè)體的學(xué)習(xí)行為及其學(xué)習(xí)結(jié)果，一個(gè)簡(jiǎn)單的學(xué)習(xí)判斷行為便可促進(jìn)個(gè)體的記憶結(jié)果，這對(duì)學(xué)生來(lái)說(shuō)或許是一種不錯(cuò)的學(xué)習(xí)方法，值得廣大學(xué)習(xí)者利用。

4.2 學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

4.2.1 學(xué)習(xí)材料對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)表明，不同學(xué)習(xí)材料類型對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的影響不同，相比于學(xué)習(xí)無(wú)關(guān)詞對(duì)、混合詞對(duì)和文本材料，學(xué)習(xí)具有一定關(guān)聯(lián)度的詞對(duì)影響學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的效應(yīng)量更大(Hedges’g=0.39)。以往研究結(jié)果也表明，使用相關(guān)詞對(duì)作為學(xué)習(xí)材料進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷的記憶表現(xiàn)更佳，使用無(wú)關(guān)詞對(duì)作為學(xué)習(xí)材料進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷對(duì)于記憶的作用可能表現(xiàn)為促進(jìn)，也可能是抑制或者沒有作用(Mitchum et al., 2016; Myers et al., 2020; Witherby & Tauber, 2017)。造成學(xué)習(xí)材料對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著的原因可能是進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷會(huì)讓學(xué)習(xí)者更多地關(guān)注“材料關(guān)聯(lián)度”這一線索，并根據(jù)材料的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行判斷，這種判斷可能會(huì)激活其內(nèi)在的一些學(xué)習(xí)信念，即具有關(guān)聯(lián)度的詞對(duì)更容易學(xué)習(xí)，無(wú)關(guān)詞對(duì)記憶更困難，而這種信念會(huì)產(chǎn)生自我驗(yàn)證效應(yīng)(對(duì)于高相關(guān)詞對(duì)抱有更高提取信心)，從而導(dǎo)致對(duì)于兩種材料的回憶結(jié)果產(chǎn)生分離。已有研究者發(fā)現(xiàn)，高提取信心的個(gè)體大多表現(xiàn)為學(xué)習(xí)判斷的正反應(yīng)性，而低提取信心的個(gè)體大多表現(xiàn)為學(xué)習(xí)判斷的負(fù)反應(yīng)性或者無(wú)反應(yīng)性，這一結(jié)果印證了我們的猜測(cè)，即對(duì)于關(guān)聯(lián)度(高vs. 低)不同的材料進(jìn)行學(xué)習(xí)判斷會(huì)改變個(gè)體的提取信心，而提取信心的不同又會(huì)進(jìn)一步影響個(gè)體的記憶表現(xiàn)(Double & Birney, 2017)。

4.2.2 學(xué)習(xí)時(shí)間對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)表明，不同學(xué)習(xí)時(shí)間對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的影響不同(Qb=7.78,p=0.005)，表現(xiàn)為相比于自定步調(diào)的學(xué)習(xí)時(shí)間(Hedges’g=0.08)，實(shí)驗(yàn)者規(guī)定被試學(xué)習(xí)時(shí)間影響學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的效應(yīng)量更大(Hedges’g=0.27)。以往研究也表明，使用固定學(xué)習(xí)步調(diào)能夠揭示學(xué)習(xí)判斷的正反應(yīng)性(Soderstrom et al., 2015)，而使用自定學(xué)習(xí)步調(diào)可能并不會(huì)產(chǎn)生學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性(Janes et al., 2018)，甚至可能產(chǎn)生負(fù)反應(yīng)性(Mitchum et al., 2016)。學(xué)習(xí)時(shí)間對(duì)學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性調(diào)節(jié)作用顯著的原因可能是要求個(gè)體做出學(xué)習(xí)判斷行為會(huì)促使被試注意到一些更容易記憶的材料(簡(jiǎn)單)，而忽視一些不容易記憶的材料(困難或有挑戰(zhàn)的項(xiàng)目)。每個(gè)學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)材料時(shí)所持有的態(tài)度都是要掌握材料，但當(dāng)學(xué)習(xí)時(shí)間有限時(shí)(實(shí)驗(yàn)者固定步調(diào))，被試更有可能犧牲困難詞對(duì)，將更多的注意力集中在記憶簡(jiǎn)單材料上，從而形成一種有效的學(xué)習(xí)策略；當(dāng)有足夠時(shí)間學(xué)習(xí)材料時(shí)(學(xué)習(xí)者自定步調(diào))，被試會(huì)以掌握所有材料為目標(biāo)，可能并不會(huì)根據(jù)材料難度分配自己的認(rèn)知資源，最終因?yàn)橛洃浫萘坑邢薅谧罱K測(cè)驗(yàn)中表現(xiàn)一般。

4.3 研究不足與展望

首先，在搜集文獻(xiàn)時(shí)由于部分研究實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)缺失損失了部分研究樣本，一定程度上影響了元分析結(jié)果的準(zhǔn)確性，未來(lái)應(yīng)該更加采用多渠道更全面的方法搜集元分析所需要的數(shù)據(jù)。其次，納入的所有原始研究均為考察學(xué)習(xí)判斷對(duì)于短時(shí)記憶的反應(yīng)性，所以目前的結(jié)果僅能說(shuō)明學(xué)習(xí)判斷對(duì)于短時(shí)記憶的表現(xiàn)有所促進(jìn)，并不能推廣至長(zhǎng)時(shí)記憶，所以學(xué)習(xí)判斷對(duì)于長(zhǎng)時(shí)記憶表現(xiàn)的影響還需深入探討。最后，學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的影響因素較多，本研究中只選取了三個(gè)影響因素進(jìn)行探究，還有一些影響因素沒有涉及，如學(xué)習(xí)判斷范式、實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)類型、學(xué)習(xí)材料數(shù)量等，未來(lái)研究應(yīng)該更全面地探究學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的影響因素，以全面揭示學(xué)習(xí)判斷反應(yīng)性的產(chǎn)生機(jī)制。

5 結(jié)論

學(xué)習(xí)判斷會(huì)促進(jìn)學(xué)習(xí)者的記憶表現(xiàn)，學(xué)習(xí)判斷的反應(yīng)性受到學(xué)習(xí)材料、學(xué)習(xí)時(shí)間的調(diào)節(jié)，不受測(cè)驗(yàn)類型的調(diào)節(jié)。