呂利輝 劉春燕

(1.江西師范大學 教育學院，江西 南昌 330022；2.南昌理工學院 外國語學院，江西 南昌 330044；3.江西師范大學 外國語學院，江西 南昌 330022)

一、引言

近20年來，任務型語言教學在我國中小學得到廣泛應用。任務型教學倡導以語言運用能力為目的，強調(diào)教學活動在促進學生語言發(fā)展注重意義學習的同時把學習者的注意力轉移到形式上。Long認為，在進行意義互動時，將學習者的注意力吸引到語言形式上，有利于學習者第二語言的發(fā)展。[1]糾正性反饋是指對學習者錯誤話語的回應。在教學中為學習者提供反饋能有效促進學習者關注語言形式。[2]研究表明，在所有反饋類型當中，重鑄(recasts)是在課堂教學環(huán)境下教師最常用的反饋策略，[3]但重鑄是否直接促進語言形式的習得卻尚無定論。

在實施任務型教學時，如何設計恰當?shù)娜蝿找源龠M學生發(fā)展綜合語言運用能力至關重要。關于任務設計的研究，常常集中在體裁、任務結構、任務準備、任務復雜度、任務重復等方面。任務復雜度是任務設計中的一個重要因素。人們可以通過控制任務復雜度來控制任務對學習者認知資源(如注意)的需求，以引起學習者對語言形式的注意，從而使學習者習得特定的語言形式。近年來國內(nèi)外許多研究分別考察任務復雜度和重鑄反饋對二語習得的影響，較少有研究考察在任務型教學背景下任務復雜度和重鑄反饋對學習者二語發(fā)展的聯(lián)合效應。 本研究旨在考察任務型課堂環(huán)境中任務復雜度與重鑄相結合對學習者二語發(fā)展的影響，以彌補這方面的不足。

二、文獻綜述

(一)反饋與二語發(fā)展

作為反饋的一種重要形式，重鑄指的是在特定的交際背景中，通過改變一種或多種不正確的表達形式，在保留其語義內(nèi)容的同時，對學習者的話語所進行的重構。[4]例如：

L:“He oftenplayfootball.”(trigger)

T:“He oftenplays？”(recast)

L:“He oftenplaysfootball on Saturday afternoons.”(uptake)

在該例中，當學習者的話語中包含或被認為包含一處錯誤時觸發(fā)了重鑄，教師根據(jù)學生自己的語言規(guī)范對話語進行重新表述，學習者通常以領會的方式對重鑄做出回應, 也即修正原來的錯誤。從上例可以看出，重鑄既指出學習者的話語錯誤，又為學習者提供目標語示范，使學習者注意到自己的語言與目標語間的差距，進而促進自身中介語的發(fā)展。由于重鑄是對學習者自身話語的重構，與其他類型的反饋相比,學習者可以分配更少的注意力來理解反饋所傳遞的意義，從而把更多的認知資源分配到形式—功能的映射上來。[5]重鑄也是一種干擾性最小的反饋類型，可以在盡量不分散注意力的前提下提醒學習者注意語言形式的正確使用。

國內(nèi)外學者對重鑄反饋的研究可以分為兩大類：一類是在課堂環(huán)境下的觀察描述性研究，主要調(diào)查教師在課堂中偏向于使用何種形式的反饋以及相比較其他反饋類型，學習者對重鑄的注意和領會情況。Lyster & Ranta的研究發(fā)現(xiàn)，在教師課堂糾正性反饋語中，重鑄式反饋的的使用頻率最高，占一半以上。[6]Brown的元分析顯示，大約57%的糾錯研究以重鑄為對象，并且重鑄反饋在成人和小學課堂上出現(xiàn)得更為頻繁。[7]盡管如此，有研究表明，與其他反饋方式相比，學習者對重鑄的領會率和修正率偏低。[6][8]Bao等人也發(fā)現(xiàn)，在刺激回憶中，學習者報告對重鑄的注意達37%，而領會的比率只有14%。[9]但在Ellis等人的研究中，教師重鑄式反饋的使用頻率最高，學習者重鑄式反饋的成功領會率也是所有反饋形式中最高的。[10]領會是研究者檢驗重鑄有效性的一個重要標準，認為領會率越高，學習者的二語發(fā)展就越好。然而，以領會率為標準來判定反饋效果受到了質(zhì)疑。[11]因為學習者的回應有可能只是對教師重鑄反饋的機械重復，而非真正意義上習得該語言。相反，學習者雖未能即時回應教師反饋，卻可能在之后的語言產(chǎn)出中表現(xiàn)出來。[12]因此，近年來的研究多采用試驗前后測試分數(shù)來檢驗重鑄式反饋對學習者二語發(fā)展的有效性。[4]

另一類是實驗環(huán)境下的實證研究。這些研究主要探討重鑄是否對學習有效，以及重鑄和其他反饋方式相比有無更顯著的作用，其影響效果是短期的還是長期的。國內(nèi)相關研究主要針對成人學習者，對中小學生的實驗研究非常罕見。鄧躍平和張薇探討重鑄和誘導反饋(elicitations)對中學生第三人稱單數(shù)習得的影響，結果表明，重鑄反饋效果更明顯。[13]在隨后的一項研究中，鄧躍平比較了重鑄和澄清要求(clarification requests)這兩種反饋對中國兒童英語學習者英語過去時態(tài)標識習得的不同作用。研究表明，重鑄反饋能有效促進兒童英語語法學習。雖然兒童對于重鑄的領會率比澄清要求少，但重鑄的效果卻比澄清要求更好。[8]在國外，成人經(jīng)常通過使用重鑄這種支架來促進語言障礙兒童的語法發(fā)展。在一項將重鑄作為對語言障礙兒童進行干預的有效性的元分析中，Cleave和同事們發(fā)現(xiàn)，重鑄在特定語言目標的習得方面(如，粘著語素：-ing形式，單三-s形式；助動詞：will, do)比對照治療條件或無治療條件下的效果更好。[14]Guchte等人比較了重鑄和提示(prompts)兩種反饋對9年級學生德語新語法結構習得的影響。口頭和書面語后測結果表明，提示和重鑄都能有效促進學生習得語法，但重鑄的效果不如提示。[15]該研究結果與Chin等人的研究結果相同。Chin等人比較了重鑄和提示對馬來西亞中學生準確使用英語過去時的有效性。研究結果顯示，兩種反饋形式都有助于參與者短期和長期過去時使用準確性的提升。在延遲效應方面，提示的影響比重鑄更持久。[16]

近年來, 學習者個體因素對反饋有效性的調(diào)節(jié)作用成為研究的重點。Li考察中國大學生在短期英語學習中，個體因素(即，學習者水平、語言焦慮和糾正傾向)對重鑄和輸出性提示(即，澄清要求、啟發(fā)和重復)效能的影響。結果表明，重鑄組的學習者不受個體因素的制約，都能從反饋中獲益，而提示組中受益于反饋的學習者在前測中得分較低，語言焦慮水平較低，但糾正傾向水平較高。該結果表明，在特定的課堂環(huán)境中，重鑄比提示更有利于二語習得。[17]Loannou &Tsagari探討重鑄、元語言反饋以及語言水平對成人初學者習得希臘語過去完成時的影響。結果顯示，兩個反饋組表現(xiàn)優(yōu)于對照組，高起點初學者從兩種反饋類型中獲益相同，而低起點初學者則從元語言反饋中獲益更為顯著。[18]Tadayonifar, Entezari & Bahraman探討學習風格與重鑄注意之間可能存在的關系。結果表明，聽覺型學習者更能注意到語法重鑄，混合型學習者更能注意到詞匯重鑄，視覺型學習者則對語音重鑄更為敏感。[19]

總之，多數(shù)實證研究顯示，重鑄能促進不同目標結構的語言習得，且重鑄效應優(yōu)于其他反饋類型。[20][21]但也有研究發(fā)現(xiàn)重鑄反饋的作用并不顯著。[2][22]實際上，由于研究設計的不同，重鑄有效性的研究結論還不統(tǒng)一，且其有效程度還可能會受到學習者內(nèi)部和外部變量(如學習者因素、目標語言形式，學習環(huán)境)的調(diào)節(jié)。在這些變量中，任務復雜度是影響重鑄效果的一個重要因素。[5]Robinson 認為，任務復雜度會對重鑄的效果產(chǎn)生不同的影響，某些任務可能更容易使學習者注意到重鑄。[23][24]

(二)任務設計、反饋與二語習得

任務設計涉及到任務的選擇，是在教師采用任務型教學時對任務復雜度、任務條件、任務內(nèi)容、任務語境、語言提示和評分標準等方面的限定。任務復雜度是目前研究的焦點。Robinson將任務復雜度定義為“任務結構對語言學習者的注意力、記憶、推理等信息加工需求”。[25]任務的認知要求會影響學習者完成任務過程中注意的分配，進而影響學習者的語言習得/發(fā)展，通過調(diào)整任務復雜度可以為語言習得創(chuàng)造機會。[26]在此基礎上發(fā)展起來的兩種有關注意的理論對學習者語言習得作出了不同的預測，即有限注意力模型和認知假設。Skehan的有限注意能力模型認為，注意力資源是有限的，當語言意義消耗注意力資源時，就會削弱對語言形式的注意；反之亦然，即意義與形式不可兼得。[27][28]而Robinson的認知假設則認為，任務復雜度可分為資源指引型(如：有無推理要求)和資源消耗型(如：有無準備時間)。當任務的認知需求沿資源消耗因素增加時，學習者的記憶和注意力資源就會分散，從而對學習者的語言產(chǎn)出有消極影響。相反，當任務復雜度沿資源指引維度增加時，學習者的注意力和記憶資源會被導向二語對概念的編碼和句法編碼方式，能增強二語語言對概念的清晰表征，形成語言形式和功能的映射，這樣對學習者語言的產(chǎn)出和語言形式的整合會產(chǎn)生積極的影響。[23][24]

在有限的幾項有關任務復雜度及重鑄對二語發(fā)展影響的實證研究中，[4][29][32]其研究結論既有支持認知假設的，也有支持有限注意力模型的。Révész探討了重鑄和有無語境支持(即完成圖片描述任務時是否呈現(xiàn)圖片)對學習者過去進行時習得的共同影響。研究發(fā)現(xiàn)，在無語境支持(即，從記憶中提取，認知復雜度更高)時，重鑄更有利于二語形態(tài)句法的習得。[29]Baralt調(diào)查了任務復雜度對二語習得的影響是否會在面對面教學和計算機中介環(huán)境中有所不同。他發(fā)現(xiàn)，在面對面模式下，重鑄在需要更多認知需求的復雜任務中對學生更有益。但在計算機中介模態(tài)下，重鑄在簡單任務中對學生更有益。Baralt 認為結果不一致是由于兩種模式下語篇長度、話輪次數(shù)和重鑄的及時性方面存在差異。[30]Kim等人探討了在學習者互動情境中任務復雜度和工作記憶容量是否能預測學習者對重鑄的感知能力。結果發(fā)現(xiàn)，完成復雜任務的高工作記憶容量學習者從基于任務的互動中獲益最多。[31]這些研究都有力地支持了認知假設。

高壓電源是獲取穩(wěn)定低溫等離子體的關鍵,目前主流是采用高頻高壓交流電源,采用介質(zhì)阻擋的方式來獲取穩(wěn)定的低溫等離子體[1],大多是使用不可控整流橋和支撐電容得到直流穩(wěn)壓后再進行DC-DC-AC等相關變換得到高壓高頻交流電或高壓脈沖[2]。這種方式忽視了非線性器件二極管整流橋諧波問題,系統(tǒng)功率因數(shù)普遍偏低,對電網(wǎng)有污染,嚴重時會影響電網(wǎng)的穩(wěn)定性[3]。對此,研究設計了一臺單位功率因數(shù)的低溫等離子電源,整個系統(tǒng)功率因數(shù)可高達到0.99以上。

另一些研究則表明，越低復雜度的任務對學習者的二語習得越有利。如，Révész等人研究了在以計算機為媒介時，增加任務推理需求是否會對重鑄在發(fā)展成人學習者與過去事實相反的虛擬結構知識中的作用產(chǎn)生影響。參與者的任務是根據(jù)所讀過的圖片故事來確定事件的原因和結果。簡單任務條件下的因果關系的設計比復雜任務條件下的更為明顯。[32]Kourtali & Révész探討了希臘兒童在任務型互動中接受教師重鑄反饋時，任務復雜度對其二語習得的影響以及任務復雜度在多大程度上影響語言學能對二語習得的預測效應。[4]這兩項研究發(fā)現(xiàn)，無論是成人還是兒童學習者，在無推理需求的簡單任務中對其提供重鑄反饋明顯更有效。他們引用Skehan的有限注意力模型和Levelt的言語產(chǎn)出模型來解釋該結果，[27][28][33]即當學習者執(zhí)行復雜任務時，他們把更多的注意力分配到完成任務上，而較少會注意到重鑄和語言形式。而認知需求較低的任務則會讓學習者更多地注意到教師通過重鑄反饋所提供的正確的語言形式上，因而對學習者更為有益。

綜上所述，在接受重鑄時，任務復雜度會影響學習者的任務表現(xiàn)和二語發(fā)展。然而，究竟是在簡單還是在復雜的認知任務中重鑄對學習者更有益則尚無定論。在以往有關任務復雜度對二語習得的影響研究中，人們大多從任務表現(xiàn)(即學習者語言產(chǎn)出的準確度、流利度和復雜度)的視角進行考察,[34]很少有人從二語發(fā)展(即學習者成功地整合某種語言形式)的視角考察。且我國尚無考察兒童學習者在任務型語言教學中接受重鑄反饋對外語學習有何影響的研究。本研究主要回答以下兩個問題:

第一，完成任務時的重鑄反饋是否促進兒童二語學習者習得第三人稱單數(shù)動詞形式。

第二，在接受重鑄反饋時，任務復雜度是否影響兒童二語學習者習得第三人稱單數(shù)動詞形式。

三、研究設計

(一)受試

實驗最初的受試是某所小學五年級三個班共123名11—12歲的學生。為保證三個組學生起始水平的一致性，我們對他們進行了口語和書面語產(chǎn)出前測，發(fā)現(xiàn)有33名學生對目標結構即一般現(xiàn)在時第三人稱單數(shù)-s形式有所了解，具體表現(xiàn)為在口語和書面語測試中能準確地產(chǎn)出1個或1個以上目標語結構形式，這些學生被排除。最后有90名學生(男生47人、女生43人)參與本實驗。他們被隨機分配到三個實驗組接受三種不同復雜度的任務型教學。按照Robinson的任務分類，受試結成對子，第1組完成無推理需求的信息傳達任務；第2組實施有推理需求的問題解決任務；第3組執(zhí)行既有推理需求又要比較不同元素的做決定任務。在執(zhí)行任務的同時，當出現(xiàn)與目標語相關的錯誤時，三個組的學生都接受相同教師(第一作者)提供的重鑄型反饋(見例1)。我們以學生實驗前三次英語單元測驗的平均分作為參考，單因素方差分析表明三個小組的英語水平無顯著差異：F(2，87)=0.006, p=0.994>0.05。表1為受試三次單元測試平均分的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。

表1 三組學生三次測驗平均分的描述性統(tǒng)計結果

(二)目標語言形式

我們選擇一般現(xiàn)在時的第三人稱單數(shù)動詞形式作為目標語言形式。該目標形式難度適中。 被試已經(jīng)學習了如“What do you often do on the weekend?”“I often watch TV.”這樣的對話，但不清楚當主語是第三人稱單數(shù)時，這類句子的動詞形式應作相應改變。此外，該目標語言形式在交際中具有意義上不顯著和語義冗余的特征，也即交際中意義的傳達與領會不以動詞的詞形變化為必要條件，因而不容易被學習者注意和習得，因此更有必要對其進行像重鑄這樣聚焦形式的教學。

(三)任務

在充分考慮兒童的認知因素和已有知識結構的基礎上，我們設計了三個認知需求不同的交際任務，即信息傳達任務、解決問題任務和做決定任務。在信息傳達任務中，參與者兩人一組，他們分別拿到了6幅Lucy周日某個時間段的活動安排圖片。同學之間根據(jù)圖片信息相互告知Lucy某部分時間安排 (如，“Lucy usuallygetsupat 7:00 a.m. on Sundays.”), 接收信息的一方作好記錄，最后他們共同完成Lucy周日12個活動的時間表。在解決問題任務中，研究者按從早到晚的順序呈現(xiàn)12幅Lucy周日一天活動的圖片，但活動時間沒有確定。受試兩人一組，需根據(jù)具體情況為她合理安排好作息、飲食以及活動的時間，兩人輪流告知另一方為Lucy所做的具體時間安排(如，“Lucy usuallygoesforawalkat7:00p.m.on Sundays.”)，接受信息的同學把具體時間及活動記錄在時間表上。在做決定任務中，伙伴們兩人一組，計劃組織一些同學在星期天上午和下午去幫助王爺爺摘草莓。有意愿參加的6名同學已經(jīng)匯報了他們周日上午和下午的活動安排。伙伴們需根據(jù)6名學生的日程安排(以12幅圖片的形式呈現(xiàn))選擇上午和下午可以參加活動的人員名單。他們需要考慮參加了興趣班的同學的時間不能隨意調(diào)換，而其他活動則不影響他們?nèi)ネ鯛敔敿規(guī)兔Α?如：Chen Jie usuallyplaysthepipaon Sunday morning. She oftencleansher room on Sunday afternoon. She can go and helponSundayafternoon.)話輪輪流進行，聽的一方負責記錄。

表2 三個任務在資源導向分配維度上的認知要求

實驗前，我們邀請8名小學英語教師對三類任務的復雜度進行1—5等級評定。三個任務的評定得分為：做決定任務(M = 4.13; SD = 0.641) >問題解決任務(M = 2.88; SD = 0.354)>信息傳達任務(M = 1.13; SD = 0.354)。Friedman 檢驗發(fā)現(xiàn)，三個變量的平均秩次之間的差異達到了顯著水平，X2(2，n=8)=16.00，p=0.000<0.05。 Wilcoxon檢驗發(fā)現(xiàn)，在0.017的顯著水平上，簡單任務與復雜+任務之間(Z=2.64，p=0.008),復雜+任務與復雜++任務之間(Z=2.64，p=0.008)，簡單任務與復雜++任務之間(Z=2.55，p=0.011)均存在顯著性差異，表明對任務復雜度的區(qū)分合理。

(四)口語和書面語測試

為測試被試對目標語言形式的掌握程度，我們設計了兩個版本的口頭和書面語產(chǎn)出測試題，分別用于前測和后測?？谠囶}和筆試題均由8張圖片組成，并附有人物的名字和時間(如:周日上午)以及活動內(nèi)容的英文短語。學生們需根據(jù)圖片內(nèi)容用英語說出或?qū)懗鲈撊宋镌谥苣┩ǔＷ鍪裁?。口試由研究者和學生逐個進行，每人時長約5分鐘。筆試在課堂上集體完成，時長約10分鐘。為保證測試的信度，筆試和口試中所使用的圖片主題相似，活動內(nèi)容的英文表達均為同學們所學習過，所有的測試說明都用中文，并且前后測試卷都采用了相同的結構形式。

(五)實驗過程

數(shù)據(jù)的收集用了三周的時間。第一周為先行實驗，根據(jù)反饋信息對干預過程設計進行了修改和完善。第二周三個實驗組的參與者接受了口語和書面語前測。根據(jù)測試結果，剔除部分已有目標結構知識的學生。在第三周，研究者對三個任務組學生進行了三個不同復雜度的任務型語言教學實驗。每個任務組的教學實驗順序如下：首先是導入和任務準備階段，研究者以游戲的方式和所有同學一起復習人稱及動名搭配短語(如，play basketball)知識，約10分鐘；隨后呈現(xiàn)任務并加以說明，通過事先錄制好的短視頻播放示范如何執(zhí)行具體的任務，約10分鐘；在任務執(zhí)行階段，各個任務組的成員兩人一組與研究者到安靜的環(huán)境中進行，研究者針對目標語錯誤提供重鑄反饋, 整個過程錄音。每個對子均需完成對12個活動(各6個)的描述，因此，三組同學使用目標語練習的機會是均等的。任務完成后，對學生進行即時口語約5分鐘和書面語產(chǎn)出約10分鐘測試。圖1展示了實驗計劃的整個過程。

圖1 研究過程設計

(六)數(shù)據(jù)整理與分析

一名研究者對所有的口頭產(chǎn)出數(shù)據(jù)(實驗干預錄音，口語產(chǎn)出后測)作了轉寫。為驗證轉寫的信度，另一名研究者采用分層隨機抽樣的方法轉寫了10%的數(shù)據(jù)，主要比較動詞單三形式的產(chǎn)出情況。評分者信度的計算方法為一致性評分次數(shù)占總評分次數(shù)的百分比，計算結果為0.99。對于口頭和書面語產(chǎn)出測試，只要能準確說出或?qū)懗?個帶有第三人稱單數(shù)形式的句子就得1分，忽略發(fā)音、拼寫和其他語法錯誤，滿分都是8分。另一名研究人員對其中10%的數(shù)據(jù)進行評分，Cohen’s kappa值分別為：口語產(chǎn)出測試0.95，書面語產(chǎn)出測試0.96。

根據(jù)已有的研究，在研究者提供針對單三動詞形式錯誤的重鑄反饋時，如受試隨即修正了目標語則被編碼為成功的修正性反應，如參與者未能及時修正(如，重復錯誤或只回答“yes”或繼續(xù)后面的任務)則被編碼為不成功的修正性反應。[6]表3為三組學生在使用目標語練習機會均等的前提條件下接受重鑄反饋的次數(shù)及根據(jù)反饋成功作出修正的次數(shù)的描述性統(tǒng)計結果。單因素方差分析表明，三個小組所接受的重鑄反饋次數(shù)(F=0.834, p=0.438>0.05)及根據(jù)重鑄反饋所做的成功修正次數(shù)(F=0.340, p=0.713>0.05)并無顯著差異。

表3 三組學生接受重鑄反饋次數(shù)和成功修正次數(shù)的描述性統(tǒng)計結果

本研究使用SPSS 22對數(shù)據(jù)進行處理，用描述性統(tǒng)計、配對樣本t檢驗以及單因素方差分析檢驗三個小組的目標語知識在口語和書面語產(chǎn)出后測得分上是否存在顯著性差異，顯著性水平設為0.05。

四、結果與討論

(一)反饋對兒童口頭和書面語動詞形態(tài)習得的影響

本研究的第一個問題想要了解接受重鑄反饋后，學習者的口頭和書面語動詞形態(tài)產(chǎn)出能力發(fā)展情況，表4為三個組受試的口語、書面語后測成績的描述性統(tǒng)計結果。

表4 三組學生后測口語及書面語平均分的描述性統(tǒng)計結果

如表4所示，在接受重鑄反饋后，整體被試無論是在口頭還是在書面語的表達方面都在一定程度上習得了第三人稱單數(shù)動詞的正確表達形式(口語：M=3.50，書面語：M=4.53)，這表明完成任務時的重鑄對語言學習的口語和書面語產(chǎn)出能力有積極影響。在口語和書面語前測中，所有參與者均未習得該目標語形式，得分均為零；而在口語和書面語即時后測中，學習者對圖片的描述更加流暢，與結對練習階段相比，參與者犯的錯誤要少得多。

三個小組在完成任務后都表現(xiàn)出語言形式的進步，說明重鑄在語法教學中的有效性。該結果與Sheen和Bao等人的研究結果相同。[35][9]二語互動學習理論認為，形式協(xié)商能為二語學習者提供接受可理解輸入的機會，為二語學習的發(fā)生提供有利條件。[5]重鑄能使學生注意到輸入中的語言形式，為學習者提供范例，使他們注意到中介語與范例之間的差異。[36]重鑄的積極效果在以形式為導向的環(huán)境下表現(xiàn)得更為顯著。[35]在以教師為主導的課堂互動中，簡短的、變化少的重鑄型反饋更容易引起學生的注意。[9]在我國，教師習慣把語言知識“灌輸”給學生，學習者缺乏使用語言和得到教師反饋的機會。因而，很有必要去嘗試其他如“做中學”的“試誤式”教學方法。

本研究配對樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)，參與者的口語產(chǎn)出后測成績與書面語產(chǎn)出后測成績存在顯著差異(t=-7.579, p=0.000<0.001)，表明重鑄反饋對學習者書面語產(chǎn)出能力提升的效果更加顯著。這與Li和Lyster & Saito的兩項元分析結果以及Marrit等人的研究結果不一致。[37][38][39]他們的分析表明，糾錯式反饋對口語測試的效應要大于筆試。他們認為這是由于口語測試與重鑄反饋干預在表達形式上的一致性所致。 我們認為得出本結果的主要原因是：與口語產(chǎn)出測試不同，書面語產(chǎn)出測試允許學習者在更少的時間壓力下產(chǎn)出目標語結構，從而為他們提供更多部署陳述性知識的機會。當學習者執(zhí)行書面形式的任務時，他們可以運用通過口語輸入習得的陳述性知識。然而，由于干預時間短暫，學習者很可能還沒有達到自動化產(chǎn)出的階段，因此他們在口語測試任務中表現(xiàn)不佳。

影響這一結果的其他可能原因還有: (1)目標語形式在句中的冗余性。不使用動詞第三人稱單數(shù)形式不影響句子意義的傳達，學習者往往在口語中會將其忽略。(2)口語測試時學生通常把重點放在意義的表達上，因此學習者很可能無法分配更多的注意去關注形式，因為僅將意義表達完整就已經(jīng)構成很大的認知挑戰(zhàn)。(3)我們的學生更習慣于書面方式的習得。受應試教育的影響，教師側重書面語產(chǎn)出練習忽視學生口語能力水平的提升，因而大部分學生擅長的是筆試而非口語表達。(4)單個口語測試造成學生緊張和局促不安，從而影響口語表達的準確性。

(二)任務設計中的任務復雜度對重鑄反饋有效性的影響

本研究另一個主要目的是調(diào)查不同任務復雜度對外語學習者接受重鑄反饋時的目標語知識發(fā)展的影響。對口語產(chǎn)出和書面語產(chǎn)出得分的方差同質(zhì)性檢驗結果表明兩個變量的顯著值(p 值)分別為0.844和0.224，均大于0.05，表明三個組在這兩個變量上的方差是相等的，滿足方差齊性要求。

我們使用單因素方差分析以檢驗三個組在口語和書面語產(chǎn)出后測得分是否存在顯著性差異。分析結果表明，三組間在口語產(chǎn)出后測中的得分均值依次為簡單任務(M=3.90)>復雜+任務(M=3.53)>復雜++任務(M=3.07)，但差異并不顯著(F=1.836, p=0.166>0.05)。在書面語產(chǎn)出方面，三組學生在0.001的顯著性水平上存在著顯著性差異(F=8.430, p=0.000 )。事后多重比較檢驗結果發(fā)現(xiàn)，簡單組(M=5.70)與復雜+組(M=4.47)之間(p=0.017<0.05)，簡單組與復雜++組(M=3.43)之間(p=0.000<0.001)， 以及復雜+與復雜++組之間(p=0.045<0.05)的差異均達到了顯著性水平。

以上結果表明，任務越復雜，學習者的語言得分越低。這一結果與Robinson認知假設的預測相反，[23][24]但與Skehan 的有限注意能力模型中的預測一致。[27][28]Skehan認為具有較高認知需求的任務將使概念化過程復雜化，用于語言編碼過程的注意力資源相應減少。反之，在簡單任務條件下，學習者需要分配較少的注意力資源用于概念化，學習者就有更多的認知資源去注意和加工針對不突出的語法結構的重鑄反饋。該結果也可以從學習者的認知水平差異的角度來解釋。對于低認知水平的小學生而言，任務復雜度應視他們的認知發(fā)展水平而定，外語學習任務的復雜度不能超出他們的認知負荷，因此簡單的任務更有利于他們的語言學習。

五、結論與啟示

概括起來本研究有如下發(fā)現(xiàn)：(1)重鑄反饋對任務型教學下初學者的動詞形態(tài)習得有顯著效果；(2)接受重鑄反饋時任務復雜度對二語書面語的產(chǎn)出具有顯著影響。初學者完成認知要求較低任務時比完成認知要求較高任務時習得一般現(xiàn)在時第三人稱單數(shù)動詞形式效果更好。本研究的教學啟示是，在小學語言課堂上，教師可以利用重鑄來發(fā)展學生的語法知識和技能。同時，任務設計會影響重鑄的效果，教師運用簡單的任務更有利于發(fā)展兒童的二語語法知識和技能。

本研究還存在許多不足之處，如我們只考察了任務復雜度是否會影響重鑄反饋的有效性，而沒有考慮工作記憶、學習水平、動機等學習者因素所起的調(diào)節(jié)作用，未來研究應盡可能納入個體差異因素?？梢越Y合更多質(zhì)性研究方法如刺激回憶訪談或出聲思維來了解學習者任務執(zhí)行過程中的注意力分配情況和所遇到的各種問題。未來研究還可以單獨或者組合使用其他適合兒童二語學習者的反饋類型(如：重鑄+顯性糾正)，以探索課堂環(huán)境下提供反饋時，任務復雜度對第二語言發(fā)展的影響程度。