韓婷婷 喻 豐 陳 瓊 趙俊峰

（1 湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢 430205；2 武漢大學(xué)哲學(xué)學(xué)院心理學(xué)系，武漢 430072；3 河南大學(xué)心理與行為研究所，開封 475004）

1 引言

閱讀理解中涉及的元認(rèn)知活動是元理解（metacomprehension），它是指讀者判斷自己對于閱讀材料學(xué)習(xí)或者理解的程度， 包括對自己閱讀過程及其結(jié)果的監(jiān)測（monitoring）與控制（control）（Dunlosky ＆Lipko， 2007； Egan， 2012； 陳啟山， 2007）。 元理解監(jiān)測對學(xué)習(xí)者的自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)非常重要。 監(jiān)控能力強(qiáng)的學(xué)習(xí)者， 會選擇之前他認(rèn)為理解較差的內(nèi)容進(jìn)行再次學(xué)習(xí)， 而不是花費時間在已經(jīng)掌握的內(nèi)容上面， 監(jiān)控能力強(qiáng)的學(xué)習(xí)者會更有效地調(diào)配自己的學(xué) 習(xí) 時 間 （ Thiede et al.， 2010； Griffin et al.，2019）。

元理解監(jiān)測的操作性定義是指讀者對自己閱讀理解程度的評估判斷或者對之后成績的預(yù)測， 簡稱為理解評估與成績預(yù)測 （陳啟山， 2007； Griffin et al.， 2009 ）。 學(xué)習(xí)者的元理解判斷與其實際成績間的一致性程度被稱為元理解監(jiān)測的精確性。 以往關(guān)于元理解監(jiān)測的諸多研究中， 研究者均發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測的準(zhǔn)確性偏低， 這說明學(xué)習(xí)者往往不能很好地區(qū)分已經(jīng)學(xué)習(xí)內(nèi)容的效果好壞 （Thiede et al， 2009）。 究其原因可能與學(xué)習(xí)者在進(jìn)行元理解判斷時使用的線索不同有關(guān) （Prinz et al.， 2018）。 研究者將學(xué)習(xí)者使用的線索分為兩類： 啟發(fā)式線索與表征線索，啟發(fā)式線索不需要消耗認(rèn)知努力，并且容易獲得。 例如，對文章主題的熟悉程度、文章的字體大小等。 表征線索涉及學(xué)習(xí)內(nèi)容不同表征水平的線索。 例如， 理解的具體概念與命題 （Son ＆ Metcalfe， 2005）。 此外，啟發(fā)式線索的有效性是很有限的， 因為這些線索只能部分反映出學(xué)習(xí)者對于文本的理解程度。

研究者發(fā)現(xiàn)當(dāng)學(xué)習(xí)者使用多媒體材料進(jìn)行學(xué)習(xí)時， 其元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性并沒有提高 （Thomas et al.， 2016）。 Serra 的研究中采用包含六段文字的學(xué)習(xí)材料， 在不同的階段分別讓學(xué)習(xí)者進(jìn)行了元理解判斷，具體為在學(xué)習(xí)材料之前，學(xué)習(xí)每段內(nèi)容之后，以及學(xué)習(xí)完全部內(nèi)容。 研究發(fā)現(xiàn)采用多媒體呈現(xiàn)方式并沒有提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性。 且大部分被試持有采用多媒體學(xué)習(xí)會比單獨呈現(xiàn)文本學(xué)習(xí)的效果更好這一信念， 該研究將其稱為多媒體優(yōu)勢信念（Serra， 2007）。 在 Serra 等人的另一項研究中采用了兩種多媒體呈現(xiàn)方式，第一組為照片（photo）與文本，第二組為圖片（diagram）與文本，而第三組仍采用文本單獨呈現(xiàn)的方式。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，三個組的被試做出的元理解判斷是有差異的， 第三組被試做出的元理解判斷低于另外兩個組， 前兩個組之間沒有差異。 由此看出，被試在多媒體呈現(xiàn)方式（第一組與第二組）下做出了更高的元理解判斷，但是第一組的呈現(xiàn)方式 （照片＋文本） 并沒有提高被試的學(xué)習(xí)成績，說明學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)完全部材料之后進(jìn)行判斷時，也會受到多媒體優(yōu)勢信念的影響， 因此研究者認(rèn)為學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測受到多媒體啟發(fā)式（multimedia heuristic）的影響（Serra， 2010）。 但是之前的研究均沒有直接對多媒體優(yōu)勢信念進(jìn)行測量， 并未直觀探究多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響。

此外， 多媒體優(yōu)勢信念的這一影響也可能是錨定效應(yīng)， 即人們?nèi)菀资艿叫畔⑼怀鎏卣鞯挠绊憦亩龀雠袛?（Epley ＆ Gilovich， 2005）。 在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域， 已有眾多研究者對錨定效應(yīng)進(jìn)行了廣泛的研究（Epley ＆ Gilovich， 2005）。 在元認(rèn)知領(lǐng)域，研究者也取得了一定的成果。研究發(fā)現(xiàn)，學(xué)習(xí)者閱讀難易程度不同的文章時，會錨定于最初文章的難度，然后不斷地進(jìn)行調(diào)整， 學(xué)習(xí)者的元理解判斷是一個錨定調(diào)整的過程（Zhao， ＆ Linderholm， 2008）。 此外，對學(xué)習(xí)者有影響的錨，研究者按照其來源，將其分為自我提供的錨與外部提供的錨兩類 （Epley ＆ Gilovich，2005）。關(guān)于這兩種類型，研究者均進(jìn)行了考察。如學(xué)習(xí)者會錨定于個體對于能力的感知， 即自我提供的錨， 學(xué)習(xí)者對于自己能力的評分與元理解判斷值存在顯著的相關(guān)， 即認(rèn)為自己能力高的學(xué)習(xí)者會做出較高的元理解判斷（Zhao ＆ Linderholm， 2008）。 外部提供的錨對學(xué)習(xí)者的影響與內(nèi)部提供的錨作用類似，學(xué)習(xí)者會錨定于同伴的成績，被試進(jìn)行元理解判斷之前， 被告知 “其他同學(xué)報告值的均值為 95%／55%”，會影響其做出較高／較低的元理解判斷（Zhao＆ Linderholm， 2011）。 從以往研究來看，多媒體優(yōu)勢信念可能屬于外部提供的錨。當(dāng)然，也有一些方法可以降低錨定的影響。在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，研究者發(fā)現(xiàn)使用經(jīng)濟(jì)刺激以及預(yù)先警告都可以促使被試對自我產(chǎn)生的錨進(jìn)行更為準(zhǔn)確的調(diào)整。 Epley 等人（2005）的研究發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者在進(jìn)行元理解判斷之前， 給予經(jīng)濟(jì)刺激， 可以降低這一外部產(chǎn)生的錨對其元理解監(jiān)測的影響。 本研究進(jìn)一步探究采用預(yù)先警告是否可以降低多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響。

以往研究較多關(guān)注學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)單純的文本內(nèi)容時， 其元理解監(jiān)測的準(zhǔn)確性如何 （Reid et al.，2017； Nguyen ＆ McDaniel， 2016； Wiley et al，2016； Vossing et al.， 2017），以及采用多媒體呈現(xiàn)方式時，如何促使學(xué)生進(jìn)行更好的自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)。而對于多媒體呈現(xiàn)方式下， 學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性的研究則較為匱乏。 對于教育研究者， 甚至一線老師，更為關(guān)心的是采用多變的教學(xué)形式，不僅可以提高學(xué)生的學(xué)習(xí)成績， 還能夠提高學(xué)生自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)的效果。因此，關(guān)注多媒體學(xué)習(xí)中學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測是非常重要的， 也是一個具有實際意義的問題（Jaeger ＆ Wiley， 2014）。 本研究由此入手，采用多媒體與單純文本兩種呈現(xiàn)方式，以大學(xué)生為被試，以經(jīng)典材料《閃電的形成》為實驗材料，研究不同呈現(xiàn)方式下， 大學(xué)生提取的不同線索對其元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性的影響。

2 實驗1：多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響

2.1 研究目的

探究多媒體優(yōu)勢信念對學(xué)習(xí)者元理解判斷 （段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷）與學(xué)習(xí)成績的影響，進(jìn)而考察多媒體優(yōu)勢信念對學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測的影響。

2.2 方法

2.2.1 被試

選取河南某大學(xué)的大學(xué)生共50 人， 其中男生39 人，女生 11 人，平均年齡為 20.52 歲，視力或矯正視力正常。

2.2.2 實驗設(shè)計

本實驗為單因素被試間（呈現(xiàn)方式：多媒體 vs文本）實驗設(shè)計，因變量為元理解判斷（段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷）與學(xué)習(xí)成績。

2.2.3 實驗材料

實驗材料：使用說明文《閃電的形成》。全文共六段， 前面五段均來自于 Mayer 的中文翻譯版本，第六段由2 名英文專業(yè)同學(xué)進(jìn)行翻譯 （Serra， 2007；Mayer， 2001）。對前五段的內(nèi)容進(jìn)行了相應(yīng)的刪減，最后全文字?jǐn)?shù)共為902 字。在多媒體呈現(xiàn)方式下，除了呈現(xiàn)文本還會呈現(xiàn)彩色圖表，圖表中不包含注釋，但涵蓋了文本中的部分信息。

多媒體優(yōu)勢信念問卷：采用Serra（2007）多媒體優(yōu)勢信念題，采用Likert 7 點量表計分，如“在你看來一本供大多數(shù)人學(xué)習(xí)的科學(xué)教科書中， 有文本與圖表：A 對比只有文本，你覺得它們對你的效果有多大。 B 對比只有文本， 你覺得它們有助于學(xué)習(xí)的程度”。

先前知識經(jīng)驗：共8 道題，如“我了解氣象學(xué)的相關(guān)知識”“我知道什么是冷峰”。采用Likert 5 點記分 （Mayer et al， 1996； Mayer ＆ Moreno， 1998）。一半被試需要在測完先前知識經(jīng)驗之后填寫多媒體優(yōu)勢信念問卷，即在正式實驗前填寫；另一半被試在全部實驗結(jié)束之后填寫。

測試材料：測試題分為兩種，細(xì)節(jié)題與遷移題。細(xì)節(jié)題采用了12 道簡答題 （每段話對應(yīng)兩道題），遷移題有 3 道，保持題有 1 道（Serra， 2007； Mayer，2001）。所有的問題按照實驗材料中文本的內(nèi)容皆可以回答。

2.2.4 程序

實驗材料采用E-prime 編寫，分為兩階段。 第一，閱讀階段：被試共需要進(jìn)行三次判斷，學(xué)習(xí)前整體判斷（成績預(yù)測），學(xué)習(xí)完每一段內(nèi)容之后的段后判斷（成績預(yù)測）以及學(xué)習(xí)完所有材料之后的整體判斷（理解評估）。所有的判斷均按照0%～100%進(jìn)行打分，0%表示不能答對任何一題，100%表示能答對全部的題。學(xué)習(xí)前整體判斷為：兩組被試在進(jìn)行閱讀之前，均需要依據(jù)自己關(guān)于《閃電的形成》的相關(guān)知識或經(jīng)驗，做出閱讀前的整體判斷。 段后判斷為：在閱讀每段文章之后， 被試需要即時做出關(guān)于這段內(nèi)容的段后判斷，即詢問被試“若回答和這段材料相關(guān)的測試題，你覺得自己多大程度上能夠回答正確？請你從0%-100%進(jìn)行評價”。學(xué)習(xí)完整體判斷為：被試需要針對所有學(xué)習(xí)的內(nèi)容進(jìn)行理解判斷， 即詢問被試“你認(rèn)為你多大程度上理解了閃電的形成原理”。 第二，測試階段：電腦呈現(xiàn)保持題、12 道簡答題以及3道遷移題，被試的回答均不限制時間。 在測試階段，被試回答問題之后則不能返回修改。 在完成全部測試題之后，給予每位被試相應(yīng)的報酬。

2.3 研究結(jié)果

2.3.1 學(xué)習(xí)時間與先前知識經(jīng)驗

學(xué)習(xí)時間由被試開始閱讀正文第一段開始，一直到學(xué)習(xí)完第六段內(nèi)容。 多媒體學(xué)習(xí)組共23 人，文本學(xué)習(xí)組共27 人。 計算每種呈現(xiàn)方式下，所有被試學(xué)習(xí)六段文章的平均時間，多媒體學(xué)習(xí)組（M＝38.56秒，SD＝4.33）與文本學(xué)習(xí)組（M＝29.20 秒，SD＝1.27），兩組被試的學(xué)習(xí)時間無顯著的差異 t（47）＝1.05，p＞0.05，d＝2.93。 說明多媒體學(xué)習(xí)組并沒有顯著比文本學(xué)習(xí)組花費更多的時間。 通過對兩組被試的先前知識經(jīng)驗進(jìn)行分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，多媒體學(xué)習(xí)組（M＝27.91，SD＝7.68）與文本學(xué)習(xí)組（M＝25.33，SD＝7.03）的先前知識經(jīng)驗無顯著差異，t（48）＝1.24，p＞0.05，d＝0.35。

2.3.2 測試成績

記分方式：保持題、簡答題以及遷移題的答案均由兩名未知實驗?zāi)康牡难芯恐诌M(jìn)行編碼， 其評分者 一 致 性 較 高 （Cronbach’s α 系 數(shù) 分 別 為0.99，0.99，0.88）， 不一致的內(nèi)容由兩位評分者商討而定。保持題分為8 個關(guān)鍵點，按照答對的關(guān)鍵點給分。 簡答題的分?jǐn)?shù)范圍為0～12 分， 每道題不計半分，完全答對給1 分。遷移題按照以往研究者的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行打分。

對各項測試題進(jìn)行計算，經(jīng)過分析，多媒體學(xué)習(xí)組（本實驗中特指圖表與文本組）的保持題得分（M＝5.44，SD＝1.70）顯著高于文本學(xué)習(xí)組（M＝3.78，SD＝2.15），t（48）＝2.98，p＜0.01，d＝0.85；多媒體學(xué)習(xí)組的簡答題成績（M＝8.48，SD＝1.86）顯著高于文本學(xué)習(xí)組（M＝6.04，SD＝2.59），t（48）＝3.77，p＜0.001，d＝1.08；而對于遷移題成績， 多媒體學(xué)習(xí)組 （M＝2.48，SD＝1.08）與文本學(xué)習(xí)組（M＝2.19，SD＝0.74）的差異并不顯著 t（48）＝1.13，p＞0.05，d＝0.31。

2.3.3 元理解判斷

對被試進(jìn)行的各項判斷進(jìn)行分析， 描述性統(tǒng)計如表1 所示。 多媒體學(xué)習(xí)組的學(xué)習(xí)前整體判斷與文本學(xué)習(xí)組不存在顯著差異 t（47）＝0.95，p＞0.05，d＝0.28，但是多媒體學(xué)習(xí)組的段后判斷與文本學(xué)習(xí)組存在顯著差異 t（47）＝2.24，p＜0.05，d＝0.64。 多媒體學(xué)習(xí)組的學(xué)習(xí)完整體判斷與文本學(xué)習(xí)組存在顯著差異，t（48）＝2.65，p＜0.05，d＝0.75。

表1 學(xué)習(xí)判斷描述性統(tǒng)計

對兩組被試的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性進(jìn)行分析。 計算每個被試所進(jìn)行的段后判斷與對應(yīng)的 12 道簡答題成績的個體內(nèi) Gamma 相關(guān)。 多媒體學(xué)習(xí)組的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性（M＝0.43，SD＝0.71）與文本學(xué)習(xí)組的被試（M＝0.46，SD＝0.41）無顯著差異 t（43）＝-0.22，p＞0.05，d＝-0.06。

分別計算學(xué)習(xí)完整體判斷與保持題， 以及遷移題成績的皮爾遜相關(guān)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩組被試在學(xué)習(xí)完整體判斷與保持題的相關(guān)無顯著的差異 （R多媒體＝0.11，p多媒體＝0.63；R文本＝0.32，p文本＝0.11），p＞0.05。 對于學(xué)習(xí)完整體判斷與遷移題成績的皮爾遜相關(guān)，多媒體學(xué)習(xí)組（R多媒體＝0.01，p多媒體＝0.951）與文本學(xué)習(xí)組 （R文本＝-0.02，p文本＝0.92） 也并無顯著差異，p＞0.05。

2.3.4 多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響

使用改編的問卷對多媒體優(yōu)勢信念進(jìn)行測量，分值為題干中考察多媒體優(yōu)勢的得分減去考察文本優(yōu)勢的得分，然后計算均值。先對兩個組的多媒體優(yōu)勢信念進(jìn)行t 檢驗，結(jié)果顯示，多媒體學(xué)習(xí)組（M＝1.50，SD＝1.02）與文本學(xué)習(xí)組（M＝2.07，SD＝1.02）的多媒體優(yōu)勢信念無顯著差異，t （48）＝-1.96，p＞0.05，d＝-0.56。進(jìn)一步檢驗被試是否將此信念作為元理解判斷的錨。 控制被試的保持題、 簡答題與遷移題成績，計算多媒體學(xué)習(xí)組中，多媒體優(yōu)勢信念與段后判斷、學(xué)習(xí)完整體判斷的偏相關(guān)，具體結(jié)果為多媒體優(yōu)勢信念與段后判斷的偏相關(guān)為 0.48（p＜0.05），多媒體優(yōu)勢信念與學(xué)習(xí)完整體判斷的偏相關(guān)為0.58（p＜0.01）。

2.4 討論

實驗1 發(fā)現(xiàn)多媒體學(xué)習(xí)組（指圖表與文本組）與文本學(xué)習(xí)組被試的先前知識經(jīng)驗沒有顯著的差異，學(xué)習(xí)成績也未受到先前知識經(jīng)驗的影響。 多媒體學(xué)習(xí)組被試的遷移題成績與文本學(xué)習(xí)組被試的差異不大， 而保持題、 簡答題的成績均高于文本學(xué)習(xí)組被試。 其結(jié)果與Serra（2007）研究一的結(jié)果是一致的。多媒體學(xué)習(xí)組被試的兩次元理解判斷 （學(xué)習(xí)中以及學(xué)習(xí)完）均高于文本學(xué)習(xí)組被試，而兩組被試的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性無顯著差異。說明即使采用圖文呈現(xiàn)，也并不能很好地提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性。通過分析多媒體學(xué)習(xí)組被試的多媒體優(yōu)勢信念與元理解判斷的偏相關(guān)， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)多媒體學(xué)習(xí)組被試的兩次元理解判斷（學(xué)習(xí)中與學(xué)習(xí)完）均會錨定于多媒體優(yōu)勢信念， 即人們持有多媒體呈現(xiàn)方式下學(xué)習(xí)效果會好于文本這一信念。

結(jié)合本實驗的結(jié)果來看， 多媒體優(yōu)勢信念會影響到學(xué)習(xí)者的元理解判斷，若在多媒體呈現(xiàn)方式下，對學(xué)習(xí)者的多媒體優(yōu)勢信念進(jìn)行干預(yù)， 是否可以進(jìn)一步提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性， 需要進(jìn)一步探究。

3 實驗2：預(yù)先警告降低多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響

3.1 研究目的

在實驗1 的基礎(chǔ)上， 結(jié)合經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的研究結(jié)果，考察采用預(yù)先警告這一方式，是否可以某種程度上降低多媒體優(yōu)勢信念對學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測的影響，促使學(xué)習(xí)者更準(zhǔn)確地進(jìn)行元理解監(jiān)測。

3.2 方法

3.2.1 被試

選取河南某高校大學(xué)生共50 人， 其中男生24人，女生26 人，平均年齡為21 歲，視力或矯正視力正常。

3.2.2 實驗設(shè)計

單因素被試間 （警告組 vs 無警告組） 實驗設(shè)計，因變量為元理解判斷（段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷）與學(xué)習(xí)成績。

3.2.3 實驗材料

實驗材料同實驗1， 該實驗只采用多媒體呈現(xiàn)方式。

3.2.4 研究程序

在被試進(jìn)行學(xué)習(xí)之前，參照以往的研究范式，將被試隨機(jī)分到警告組與無警告組 （Epley ＆Gilovich， 2005）。實驗基本流程同研究一。只是警告組的被試在實驗之前會看到屏幕上呈現(xiàn)一段話，內(nèi)容是關(guān)于學(xué)習(xí)者的判斷容易受到各種外部信念的影響，并舉例進(jìn)行說明。無警告組的被試不會看到這一指導(dǎo)語，其他的實驗流程均與警告組相同。

3.3 研究結(jié)果

3.3.1 操作性檢驗

本實驗中，警告組的被試閱讀完“警告指導(dǎo)語”之后，需要完成一道選擇題。

被試在屏幕呈現(xiàn)的綠色框內(nèi)輸入自己的選擇，對兩個組被試的選擇進(jìn)行卡方檢驗。 無警告組選擇選項 1 的有6 人，選擇選項2 的有 13 名；警告組的被試選擇選項1 的有20 人， 選擇選項2 的有1 人。經(jīng)過卡方檢驗， 發(fā)現(xiàn)差異性顯著 χ2＝17.77，df＝1，p＜0.001，證實本研究的啟動是有效的。

3.3.2 學(xué)習(xí)時間與先前知識經(jīng)驗

學(xué)習(xí)時間的計算方式同實驗1， 通過對兩組被試的學(xué)習(xí)時間進(jìn)行t 檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無警告組（M＝31.81，SD＝1.33）與警告組（M＝27.63，SD＝8.19）的被試學(xué)習(xí)時間無顯著差異，t （38）＝1.21，p＞0.05，d＝0.71， 兩組被試在先前知識經(jīng)驗上不存在顯著差異（M無警告組＝26.41，SD無警告組＝6.31；M警告＝25.76，SD警告＝6.35），t（41）＝0.34，p＞.05，d＝0.10。

3.3.3 學(xué)習(xí)成績

三種測試題的記分方式同實驗1。 對各項題型的評分者一致性進(jìn)行計算，保持題、簡答題與遷移題的評分者一致性分別為 0.98，0.94 與 0.81，不一致的內(nèi)容由兩位評分者商討而定。

經(jīng)過計算，無警告組（M＝4.73，SD＝2.14）與警告組（M＝4.05，SD＝2.04）在保持題上不存在顯著差異 t（41）＝1.07，p＞0.05，d＝0.33，無警告組（M＝7.50，SD＝2.54）與警告組（M＝6.86，SD＝2.46）在簡答題上不存在顯著差異 t（41）＝0.84，p＞0.05，d＝0.26。兩組被試的遷移題成績不存在顯著差異（M無警告組＝2.00，SD無警告組＝1.02；M警告組＝1.86，SD警告組＝0.85），t（41）＝0.50，p＞0.05，d＝0.15。

3.3.4 元理解判斷

對被試的各項判斷進(jìn)行描述性統(tǒng)計， 其結(jié)果如表2 所示。

表2 測試題描述性統(tǒng)計

獨立樣本t 檢驗發(fā)現(xiàn)， 無警告組與警告組在學(xué)習(xí)前整體判斷不存在顯著差異 t（40）＝0.84，p＞0.05，d＝0.26。 進(jìn)一步說明兩組被試的先前知識經(jīng)驗不存在顯著的差異。 無警告組與警告組在段后判斷存在顯著差異 t（41）＝2.20，p＜0.05，d＝0.67。無警告組與警告組在學(xué)習(xí)完整體判斷存在顯著差異t （41）＝2.55，p＜0.05，d＝0.78。

3.3.5 元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性

對兩組被試的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性進(jìn)行計算，首先計算所有被試的段后判斷與簡答題的Gamma 相關(guān)。 無警告組被試（M＝0.2，2SD＝0.80）的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性與警告組（M＝0.49，SD＝0.62）無顯著性差異 t（39）＝-1.23，p＞0.05。 效應(yīng)值檢驗發(fā)現(xiàn)兩者差異呈現(xiàn)中等效應(yīng)，d＝-0.39。然后，計算學(xué)習(xí)完整體判斷與保持題，以及遷移題的皮爾遜相關(guān)。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于學(xué)習(xí)完整體判斷與保持題的皮爾遜相關(guān)， 兩組被試無顯著的差異（R無警告組＝0.44，p無警告組＝0.04；R警告組＝0.23，p警告組＝0.33），p＞0.05。 對于學(xué)習(xí)完整體判斷與遷移題成績的皮爾遜相關(guān)，無警告組（R＝0.16，p＝0.49）與警告組（R＝0.32，p＝0.16），并無顯著差異，p＞0.05。

3.4 討論

實驗2 通過呈現(xiàn)一篇小短文對警告組進(jìn)行操作， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)通過預(yù)先警告可以顯著地降低被試的段后判斷以及閱讀完整篇文章之后的元理解判斷。此結(jié)果與Epley 等人（2005）的研究結(jié)果是一致的。兩組被試對于簡答題、 保持題以及遷移題的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性差異不大。經(jīng)過效應(yīng)值檢驗，兩組被試對于簡答題的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性差異達(dá)到了中等效應(yīng)，說明對于簡答題，采用預(yù)先警告這一操作有效地提高了多媒體學(xué)習(xí)組被試的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性。 但是， 對于保持題以及遷移題來說， 無論是否給與警告，被試仍然存在高估的現(xiàn)象，兩組被試對于學(xué)習(xí)內(nèi)容好壞的區(qū)分度沒有顯著差異。這也說明，采用預(yù)先警告對于提高學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性的作用是比較有限的。

本實驗采用的多媒體呈現(xiàn)方式增加了圖表，重復(fù)了文本中的部分信息。 雖然圖表不能增加新的內(nèi)容， 但是其視覺呈現(xiàn)以及重復(fù)的信息可以為學(xué)習(xí)者提供更多的線索用于元理解判斷。 多媒體學(xué)習(xí)組的被試在做出元理解判斷時， 除了會受到多媒體優(yōu)勢信念的影響， 也會受到在線加工學(xué)習(xí)內(nèi)容時得到的表征線索的影響， 而多媒體呈現(xiàn)方式下表征線索有何特點，需要進(jìn)一步的探究。

4 實驗3：元理解監(jiān)測表征線索的差異——多媒體呈現(xiàn)與單獨文本呈現(xiàn)

4.1 研究目的

學(xué)習(xí)者進(jìn)行元理解判斷時， 除了會受到多媒體信念的影響外，還會受到其他監(jiān)測線索的影響。在該實驗中依據(jù)學(xué)習(xí)者的自由回憶內(nèi)容， 來考察學(xué)習(xí)者進(jìn)行元理解判斷時使用的表征線索的差異。

4.2 研究方法

4.2.1 研究對象

選取河南某高校大學(xué)生57 人，其中男生16 人，女生41 人，平均年齡為21.29 歲，視力或矯正視力正常。

4.2.2 研究工具

實驗材料同實驗1。 正式實驗之前重新對多媒體優(yōu)勢信念問卷的測量內(nèi)容進(jìn)行修改，共計六道題。前三道題考察學(xué)習(xí)者認(rèn)為圖表好于文本的信念，后三道題考察學(xué)習(xí)者認(rèn)為圖表與解說好于文本的信念，均使用Likert 7 點計分。預(yù)實驗發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者在圖表優(yōu)勢信念（前三道題）的得分（M＝14.00，SD＝3.22）與圖表與解說優(yōu)勢信念 （后三道題） 的得分 （M ＝14.17，SD＝3.81） 之間不存在顯著的差異，p＝0.79，d＝0.05。 該問卷可用于正式實驗。

4.2.3 研究設(shè)計

本實驗采用單因素被試間實驗設(shè)計， 其中自變量為呈現(xiàn)方式：圖表與解說、圖表與文本、單純文本，因變量為自由回憶的要點信息數(shù)量。

4.2.4 研究程序

被試首先需要填寫與實驗一中相同的統(tǒng)計學(xué)信息，之后將被試隨機(jī)分配到三個實驗組。 每個組，一半的被試在實驗之前完成多媒體優(yōu)勢信念問卷，一半被試在實驗結(jié)束之后完成多媒體優(yōu)勢信念問卷。統(tǒng)計學(xué)信息填完之后，所有被試進(jìn)入正式實驗階段。在此階段，每個被試學(xué)習(xí)完一段文字之后，電腦屏幕會提示“若回答和這段材料相關(guān)的測試題，你覺得自己多大程度上能夠回答正確？ 從0%～100%進(jìn)行評價。”判斷之后，屏幕會呈現(xiàn)“你可以自由回憶剛剛讀過的內(nèi)容，并寫在答題紙上”，依據(jù)指導(dǎo)語，被試可以對學(xué)習(xí)過的內(nèi)容進(jìn)行自由回憶。 之后屏幕會提示被試進(jìn)行再次判斷。在全部內(nèi)容學(xué)習(xí)完之后，被試會進(jìn)行整體的理解判斷。 為了控制測驗時間， 在此實驗中，被試不需要進(jìn)行最后的測試階段。

4.3 結(jié)果分析

4.3.1 先前知識經(jīng)驗

對三組被試的先前知識經(jīng)驗進(jìn)行統(tǒng)計分析。 結(jié)果顯示，多媒體類型的主效應(yīng)不顯著，圖表與解說組的（M＝25.29，SD＝7.48），圖表與文本組（M＝25.83，SD＝7.93），以及文本組（M＝24.83，SD＝9.33），均不存在顯著的差異 F（2，54）＝0.07，p＞0.05，η2＝0.002。

4.3.2 學(xué)習(xí)判斷

對學(xué)習(xí)者的兩次段后判斷進(jìn)行方差分析， 結(jié)果顯示， 兩次判斷的差異并不顯著，t （108）＝0.44，p＞0.05，η2＝0.002。 說明讓被試進(jìn)行自由回憶并沒有影響到被試的元理解判斷。

對三組被試第一次的段后判斷以及學(xué)習(xí)完整體判斷進(jìn)行統(tǒng)計分析。以段后判斷為因變量，組別為自變量做方差分析，結(jié)果顯示，組別的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，53）＝6.06，p＜0.01，η2＝0.19。 進(jìn)一步 Scheffe 事后多重比較發(fā)現(xiàn)，圖表與解說組的判斷值（M＝72.44，SD＝11.71）顯著高于文本組（M＝53.15，SD＝26.46），p＜0.01，d＝0.94； 圖表與文本組的判斷值 （M＝68.18，SD＝11.35）與文本組（M＝53.15，SD＝26.46）的差異達(dá)到了顯著性水平，p＜0.05，d＝0.74。 進(jìn)一步以學(xué)習(xí)完整體判斷為因變量，以組別為自變量進(jìn)行方差分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 組別的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （2，52）＝4.99，p＜0.05，η2＝0.16，Scheffe 事后多重比較的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，圖表與解說組的判斷值（M＝73.21，SD＝13.18）顯著高于文本組 （M＝55.78，SD＝27.41），p＜0.05，d＝0.81；圖表與文本組的判斷值（M＝73.11，SD＝13.69）顯著高于文本組 （M＝55.78，SD＝27.41），p＜0.05，d＝0.80；其他兩組的差異不顯著，p＞0.05，d＝0.007。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，多媒體學(xué)習(xí)組被試在學(xué)習(xí)完之后的判斷值均高于文本組被試的判斷值。

4.3.3 監(jiān)測線索

結(jié)合實驗材料的主要內(nèi)容以及三種測試題的答案，對每段話包含的信息點進(jìn)行分析，由兩名未知實驗?zāi)康牡膶嶒炛韺W(xué)習(xí)者的自由回憶內(nèi)容進(jìn)行編碼 （Anderson ＆ Thiede， 2008； Dunlosky ＆ Rawson， 2005）。 編碼關(guān)鍵信息點的編碼者一致性系數(shù)為0.87。對所有被試的關(guān)鍵信息點進(jìn)行統(tǒng)計分析，組別的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)（2，54）＝8.39，p＜0.01，η2＝0.24。 結(jié)果顯示，圖表與解說組的線索（M＝14.43，SD＝4.15）顯著多于文本組 （M＝9.33，SD＝4.27），p＜0.001，d＝1.21； 圖表與解說組的線索 （M＝14.43，SD＝4.15）和圖表與文本組的線索（M＝12.06，SD＝3.02）差異達(dá)到邊緣顯著，p＝0.06，d＝0.66，圖表與文本組的線索（M＝12.06，SD＝3.02） 顯 著 多 于 文 本 組 （M＝9.33，SD＝4.27），p＜0.05，d＝0.74?？傮w上看來，多媒體學(xué)習(xí)組進(jìn)行元理解判斷時獲得的線索比單獨閱讀文本時要多。

對三個組的多媒體優(yōu)勢信念進(jìn)行計算， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)，圖表與解說組（M＝11.14，SD＝1.76），圖表與文本組（M＝10.00，SD＝1.80），與文本學(xué)習(xí)組（M＝10.41，SD＝1.59） 之間的差異不顯著，F(xiàn) （2，54）＝2.23，p＞0.05，η2＝0.08。進(jìn)一步控制被試的多媒體優(yōu)勢信念，計算線索與被試所進(jìn)行的段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷的偏相關(guān)，結(jié)果顯示，線索與段后判斷的偏相關(guān)為0.31，p＜0.05， 線索與學(xué)習(xí)完整體判斷的偏相關(guān)為0.43，p＜0.01。

4.4 討論

本實驗發(fā)現(xiàn)無論是段后判斷還是學(xué)習(xí)完整體判斷， 圖表與解說組以及圖表與文本組均顯著高于文本學(xué)習(xí)組，而多媒體學(xué)習(xí)組之間不存在顯著的差異。說明在多媒體呈現(xiàn)方式下， 由于解說以及圖表的呈現(xiàn)等， 學(xué)習(xí)者有機(jī)會獲得更多的表征線索用于元理解判斷。 通過對學(xué)習(xí)者使用的線索進(jìn)行編碼以及統(tǒng)計分析， 發(fā)現(xiàn)圖表與解說組以及圖表與文本組被試使用的線索均顯著多于文本學(xué)習(xí)組被試， 多媒體學(xué)習(xí)組獲得了更多的線索用于元理解判斷， 且這些線索包含了學(xué)習(xí)材料中的關(guān)鍵信息。 說明多媒體呈現(xiàn)方式下， 學(xué)習(xí)者會得到更多與學(xué)習(xí)內(nèi)容表征有關(guān)的線索，這可能也是學(xué)習(xí)者做出較高判斷的原因。如何促使學(xué)習(xí)者更加主動地提取線索， 以及提高這些線索的有效性， 使用情景模型方法是否可以提高多媒體呈現(xiàn)方式下學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測的準(zhǔn)確性， 仍需要進(jìn)一步的研究加以驗證。

5 總體討論

5.1 學(xué)習(xí)成績

采用多媒體呈現(xiàn)方式可以提高學(xué)習(xí)者的成績。實驗1 中發(fā)現(xiàn)多媒體學(xué)習(xí)組（圖表與文本組）與文本學(xué)習(xí)組的被試， 在先前知識經(jīng)驗的得分以及學(xué)習(xí)前整體判斷上均無顯著的差異， 兩組被試的學(xué)習(xí)成績并未受到其先前知識經(jīng)驗的影響。 多媒體學(xué)習(xí)組被試的保持題、簡答題成績均顯著高于文本學(xué)習(xí)組，而對于遷移題成績，兩組被試的差異并不顯著，多媒體呈現(xiàn)方式體現(xiàn)了對于學(xué)習(xí)者學(xué)習(xí)效果的優(yōu)勢， 這一結(jié)果與以往研究是一致的 （Mayer， 2001； Moreno，2007； Serra， 2007）。 但是兩組被試的遷移題成績并沒有顯著的差別， 一方面可能是由于在文本的閱讀中增加了元理解判斷， 影響了學(xué)習(xí)者的記憶與理解；另一方面可能是由于在遷移題之前增加了12 道簡答題，從而影響了被試的遷移題成績。兩組被試在遷移題上的得分都較低， 本研究推測也可能是由于遷移題是要求最后做答的題目， 因此被試并未花費太多時間認(rèn)真作答。 總而言之，由于圖表的呈現(xiàn)，多媒體學(xué)習(xí)組對學(xué)習(xí)內(nèi)容的加工程度更深， 多媒體呈現(xiàn)方式對于提高學(xué)習(xí)者的成績是有很大幫助的。

5.2 元理解監(jiān)測線索

本研究發(fā)現(xiàn)， 學(xué)習(xí)者在進(jìn)行元理解監(jiān)測時會受到啟發(fā)式線索以及表征線索的影響。 實驗1 通過對多媒體優(yōu)勢信念進(jìn)行量化以及與段后判斷和學(xué)習(xí)完整體判斷的偏相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)多媒體學(xué)習(xí)組的被試，不論在學(xué)習(xí)完每段文章之后做出元理解判斷， 還是學(xué)習(xí)完全部內(nèi)容之后做出元理解判斷， 均會錨定于啟發(fā)式線索，即多媒體優(yōu)勢信念。實驗2 發(fā)現(xiàn)采用預(yù)先警告可以降低啟發(fā)式線索（多媒體優(yōu)勢信念）對元理解監(jiān)測的影響。 此外，在進(jìn)行元理解判斷時，學(xué)習(xí)者也會受到對學(xué)習(xí)內(nèi)容在線加工時 （on-line process）得到的表征線索的影響。 實驗3 發(fā)現(xiàn)，相較于文本組的被試，圖表與解說組、圖表與文本組的被試在進(jìn)行元理解判斷時， 獲得了更多的表征線索進(jìn)行元理解判斷。其中，圖表與解說組的被試所使用的線索和圖表與文本組的差異達(dá)到了邊緣顯著。 通過控制多媒體優(yōu)勢信念，發(fā)現(xiàn)對于圖表與解說組，以及圖表與文本組， 其段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷與線索均有顯著的相關(guān)。 這一結(jié)果說明， 多媒體呈現(xiàn)方式下，學(xué)習(xí)者可以獲得更多的線索，且被試均使用這些線索進(jìn)行元理解判斷。 依據(jù) Mayer 的多媒體學(xué)習(xí)理論以及 Moreno 的多媒體學(xué)習(xí)認(rèn)知情感模型， 學(xué)習(xí)者通過言語表征與視覺表征來進(jìn)行信息加工， 形成的言語模型與圖像模型在工作記憶中進(jìn)行整合，并與學(xué)習(xí)者的先前知識經(jīng)驗進(jìn)行整合 （Mayer， 2001；Moreno， 2007）。 因此，通過不同的表征方式不僅有利于學(xué)習(xí)者對于學(xué)習(xí)內(nèi)容的理解， 在多媒體呈現(xiàn)方式下，由于解說與圖表的呈現(xiàn)等，學(xué)習(xí)者還有機(jī)會獲得更多的線索用于元理解判斷。

總而言之，在多媒體呈現(xiàn)方式下，學(xué)習(xí)者進(jìn)行元理解監(jiān)測時， 會同時受到啟發(fā)式線索與表征線索的影響。 以往研究者發(fā)現(xiàn)學(xué)習(xí)者會錨定于個體的能力覺知， 或者同伴的成績信息等 （Vossing et al.，2017； Zhao， 2009； Zhao ＆ Linderholm， 2011）。而本研究進(jìn)一步證實了學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)多媒體材料時，會錨定于多媒體優(yōu)勢信念。

5.3 元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性

多媒體的呈現(xiàn)方式并未能提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性。 究其原因可能是學(xué)習(xí)者高估了自己對學(xué)習(xí)內(nèi)容的掌握程度，認(rèn)為自己能得到更高的成績，而實際上成績并未提高那么多， 所以兩組被試的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性并沒有顯著差異。 也有可能學(xué)習(xí)者本來獲得了更多的線索， 在判斷時卻并未考慮這些線索，而是更多地受到多媒體優(yōu)勢信念的影響，快速地做出了元理解判斷。對于元理解判斷形式，本研究采用了段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷兩種形式， 前者是進(jìn)行成績預(yù)測，屬于前瞻性判斷，而后者進(jìn)行理解評估，屬于回溯性判斷（陳啟山， 李利， 2008）。本研究發(fā)現(xiàn)，兩種判斷都會受到多媒體優(yōu)勢信念的影響。實驗2 發(fā)現(xiàn)通過預(yù)先警告可以顯著地降低被試在閱讀每段文章之后的段后判斷， 并且顯著降低了閱讀完整篇文章之后的元理解判斷，與 Epley 等人的研究結(jié)果是一致的（Epley ＆ Gilovich， 2005）。兩組被試對于簡答題的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性差異不顯著，經(jīng)效應(yīng)值檢驗，達(dá)到中等效應(yīng)，說明預(yù)先警告可以在某種程度上提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性。 保持題與遷移題的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性不存在顯著的差異。本研究推斷， 由于元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性要通過學(xué)習(xí)完整體判斷與保持題以及遷移題來計算， 保持題的做答需要學(xué)習(xí)者整合對整篇文章的加工 （Rawson ＆Kinstch， 2004； Serra， 2010）， 而回答遷移題也需要被試對于整篇文章情境水平的理解（Mayer，2009），因此兩組被試在這兩項上的得分均較低。 預(yù)先警告雖然部分降低了學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)完整體判斷，但是兩組被試都存在高估的現(xiàn)象， 因而導(dǎo)致元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性仍然沒有太大的差異?？傮w而言，采用預(yù)先警告的方式， 被試在閱讀每段文章之后可以更為準(zhǔn)確地估計自己的理解程度， 但是這種作用無法一直持續(xù)到被試讀完整篇文章。 采用其他降低錨定的策略，如經(jīng)濟(jì)刺激（Epley ＆ Gilovich， 2005； Epley et al.， 2004）， 是否可以有效地降低多媒體優(yōu)勢信念對元理解監(jiān)測的影響， 還需要進(jìn)一步的研究加以驗證。 此外，在多媒體呈現(xiàn)方式下，使用認(rèn)知加工方法， 是否可以促使學(xué)習(xí)者更多地使用表征線索進(jìn)行元理解監(jiān)測，進(jìn)而提高其元理解監(jiān)測的準(zhǔn)確性，仍需要進(jìn)一步的實驗加以驗證（Jaeger ＆ Wiley， 2014；Thomas et al.， 2016）。

6 結(jié)論與啟示

本研究通過三個實驗探討了學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測時使用線索的特點。具體結(jié)論為：（1）多媒體學(xué)習(xí)中，學(xué)習(xí)者會基于啟發(fā)式的路徑進(jìn)行元理解判斷， 具體表現(xiàn)為多媒體學(xué)習(xí)組的被試會做出較高的元理解判斷；學(xué)習(xí)多媒體材料時，被試的元理解判斷會錨定于多媒體優(yōu)勢信念。（2）進(jìn)行預(yù)先警告可以有效降低學(xué)習(xí)者的段后判斷與學(xué)習(xí)完整體判斷。（3）圖表與解說組以及圖表與文本組被試用于元理解判斷的表征線索顯著多于文本組被試。

本研究的結(jié)果可以為學(xué)習(xí)活動學(xué)與教的雙方提供一些啟示。 首先，對學(xué)習(xí)者而言，在進(jìn)行多媒體學(xué)習(xí)時需選用適合的學(xué)習(xí)材料，使用合適的學(xué)習(xí)策略，并時刻覺知和警示自己。

對于相同的內(nèi)容， 學(xué)習(xí)者要選擇有利于學(xué)習(xí)的呈現(xiàn)方式。 Ortegren 等人（2014）發(fā)現(xiàn)圖表可以促進(jìn)學(xué)習(xí)者的自由回憶成績， 是由于圖表重復(fù)了文本的部分信息，對于線索回憶成績的提高，是由于圖表的視覺呈現(xiàn)形式以及信息的重復(fù)同時發(fā)生引起的。 因此， 在進(jìn)行多媒體學(xué)習(xí)時， 學(xué)習(xí)者能獲得更多的信息。 但是，多媒體材料中不同線索的呈現(xiàn)方式（如圖文相近呈現(xiàn)或者先后呈現(xiàn)） 均會影響學(xué)習(xí)者對閱讀材料的理解程度 （Crooks et al.， 2007）。 因此，學(xué)習(xí)者需要篩選圖文臨近呈現(xiàn)且有利于在閱讀中獲得信息的材料進(jìn)行學(xué)習(xí)。

學(xué)習(xí)者要使用合適的學(xué)習(xí)策略進(jìn)行學(xué)習(xí)。 教育心理學(xué)研究中， 提倡學(xué)生在學(xué)習(xí)時依據(jù)學(xué)習(xí)材料的內(nèi)容使用不同的學(xué)習(xí)策略，如復(fù)述策略、組織策略等認(rèn)知策略和元認(rèn)知策略等。 元理解則屬于元認(rèn)知的一部分，因此學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)時，還可以按照自我提問等元認(rèn)知策略進(jìn)行學(xué)習(xí)， 會更有利于提高學(xué)生的自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)效果。

學(xué)習(xí)者要實時地提醒自己。 采用了多媒體的呈現(xiàn)方式時， 學(xué)習(xí)者需要預(yù)先警告自己謹(jǐn)慎地評估自己對于學(xué)習(xí)材料的掌握程度， 在估計自己是否已經(jīng)掌握了學(xué)習(xí)內(nèi)容時， 可以多思考在學(xué)習(xí)過程中遇到的重點與難點，然后再進(jìn)行估計會更為準(zhǔn)確。 此外，依據(jù)以往的研究， 若通過再次學(xué)習(xí)可能會更有利于學(xué)習(xí)者準(zhǔn)確地評估自己的理解程度。

其次， 通過對多媒體啟發(fā)式以及學(xué)習(xí)者使用表征線索的研究， 可以為教學(xué)人員的教學(xué)設(shè)計與以及教學(xué)材料的選擇提供一定的支持。

信念提醒是教學(xué)者必須關(guān)注的問題。教學(xué)人員在展示多媒體的學(xué)習(xí)內(nèi)容時，可以實時地對學(xué)生進(jìn)行提醒，告知學(xué)生并不是看明白圖表就可以掌握學(xué)習(xí)的內(nèi)容，需要更加認(rèn)真地深入思考，同時結(jié)合圖表與文本內(nèi)容進(jìn)行學(xué)習(xí)，可以更好地掌握知識。 教學(xué)者可以通過即時測試驗證學(xué)生是否已經(jīng)掌握了相關(guān)知識。

選擇適合的教學(xué)設(shè)計。以往研究也發(fā)現(xiàn)，采用視覺與聽覺教學(xué)設(shè)計，可以提高學(xué)習(xí)者的學(xué)習(xí)成績，尤其是保持和遷移成績（Steffi et al.， 2015）。 而不恰當(dāng)?shù)慕虒W(xué)設(shè)計則會增加學(xué)習(xí)者的認(rèn)知負(fù)荷， 從而不利于學(xué)習(xí)者對于學(xué)習(xí)內(nèi)容的理解與掌握 （趙俊峰，2011）。因此，要為學(xué)習(xí)者設(shè)計適宜的教學(xué)材料，在圖表以及文本中均標(biāo)明重要的知識點， 為學(xué)生標(biāo)明學(xué)習(xí)以及元理解監(jiān)測的線索從而促使學(xué)習(xí)者進(jìn)行更為有效的自我監(jiān)測。

教給學(xué)生元認(rèn)知策略。在教學(xué)過程中，即時讓學(xué)習(xí)者掌握相關(guān)的元認(rèn)知策略， 增加學(xué)生的元認(rèn)知負(fù)荷。基于情景模型假設(shè)，在學(xué)習(xí)者閱讀文章和做元理解判斷之間的時間間隔內(nèi)， 從事有利于情景模型建構(gòu)和提取的主動認(rèn)知加工活動， 可以提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性。 以往研究發(fā)現(xiàn)， 在讀完文章之后，立即對實驗材料進(jìn)行重讀，可以提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測的準(zhǔn)確性 （Dunlosky ＆ Rawson， 2005；Rawson et al.， 2000）。 也有研究者發(fā)現(xiàn)讓被試在閱讀完文章之后， 畫概念圖可以有效地促進(jìn)被試的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性（Wiley et al.， 2005）。 因此，教學(xué)者可以告訴學(xué)習(xí)者在學(xué)習(xí)完閱讀材料之后， 進(jìn)行再次學(xué)習(xí)或者畫概念圖等方法均可以有效地提高學(xué)習(xí)者的元理解監(jiān)測準(zhǔn)確性， 進(jìn)而提高學(xué)習(xí)者自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)的效果。

采用其他多媒體呈現(xiàn)方式。 本研究中使用了圖表與文字、圖表與解說兩種呈現(xiàn)方式，探討了學(xué)習(xí)者元理解監(jiān)測的機(jī)制。隨著計算機(jī)技術(shù)的發(fā)展，以及慕課與微型課堂的發(fā)展， 教學(xué)信息或者學(xué)習(xí)內(nèi)容會以動畫形式呈現(xiàn)。動畫相對于圖表的呈現(xiàn)，能夠更大程度上吸引學(xué)習(xí)者的注意力。 研究者發(fā)現(xiàn)在學(xué)習(xí)者自定步調(diào)的多媒體學(xué)習(xí)中，在學(xué)習(xí)相同內(nèi)容的材料時，采用呈現(xiàn)解說的方式比單獨呈現(xiàn)文本， 學(xué)習(xí)者會花費更少的時間，投入更多的心理努力；而使用低交互模式的組（設(shè)置“暫?！迸c“開始”鍵）比高交互模式組（多設(shè)置了“后退”與“向前”鍵）會取得更好的保持成績與遷移成績（Savoji et al.， 2011）。 教學(xué)者在教學(xué)中可以結(jié)合不同的多媒體類型與不同的交互模式，來提高學(xué)生的學(xué)習(xí)效果與自我調(diào)節(jié)學(xué)習(xí)效果。