漢語“N 的V”結構加工的韻律制約 *

于 秒 王文娣 陳曉霄

(1 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 300387) (2 天津師范大學心理學部，天津 300387) (3 學生心理發展與學習天津市高校社會科學實驗室，天津 300387)

1 引言

句子閱讀是讀者利用句法、語義和韻律等信息資源進行整合的過程(Rayner et al.,1996; Staub,2010)。熟練讀者通常會依賴上述各種信息的概率制約來進行語義整合(Brothers ＆ Traxler,2016)。違反這些制約會影響句子理解，導致閱讀速度減慢(Rayner et al.,1996; Staub,2010)。其中，韻律制約在句子閱讀中起著十分重要的作用(Fodor,2002;Kentner,2012)。

韻律(prosody)，在語言學中通常是指重音、語調、音節數等超音段信息。前人研究證實，韻律信息在口語產出過程中具有穩定而明顯的聲學特征(Breen,2014)，并在言語產出時起著關鍵作用(Warren et al.,1995; Webman-Shafran ＆ Fodor,2016)。越來越多的研究發現，讀者在默讀中也能利用相應外顯韻律(口語韻律)的內在形式(內隱韻律)來影響文本理解(Ashby ＆ Clifton,2005; Breen ＆Clifton,2011; Fodor,1998,2002; Kentner,2012)。

Rayner 等人(2012)使用“語音編碼”(phonological coding)一詞來描述“能夠產生聽覺體驗的語音心理表征”。他們認為，內隱的語音表征不僅增強了文本的記憶(Gathercole ＆ Baddeley,1993)，而且有助于生成韻律表征，從而為詞語的組織提供線索，促進概念整合(Slowiaczek ＆ Clifton,1980)。

Fodor(2002)提出的內隱韻律假說認為，韻律在言語產出中的作用也適用于默讀，也就是說，韻律在默讀時也起著重要的作用。該假說得到了大量實驗證據的支持，這些證據證明了各種形式的韻律信息，包括韻律邊界、重音、節奏、節律和語調等在默讀中均起作用(Breen,2014)。

其中，作為韻律形式的節律結構(metrical structure)在句子默讀中的作用引起了廣泛關注，但對節律類內隱韻律作用的探討僅限于英語和德語等少數拼音文字(Ashby ＆ Clifton,2005; Breen ＆Clifton,2011;Kentner,2012; Kentner ＆ Vasishth,2016)。例如，Breen 和Clifton 的研究發現，當目標詞的重音模式與英語打油詩的重音模式不匹配時，讀者會遇到加工困難。Kentner 發現，在默讀中，讀者更喜歡使用重音和非重音音節交替節奏來消解德語局部詞匯歧義。也有研究關注局部重音模式與語境之間的相互作用，如Kentner 和Vasishth 發現，由語境信息決定的重音模式和德語“auch”(“也”)前面的詞的重讀音節位置共同影響了“auch”的重讀。特別是當這兩種不同信息的預期發生沖突時，“auch”上的回視路徑時間和總注視時間顯著增加。此外，韻律還可以調節語義信息整合的復雜性。Rothermich 和Kotz(2013)使用fMRI 觀察韻律對語義理解的約束，發現語義對內容的預期錯誤和韻律對下一次重音的預期錯誤導致了不同的大腦激活模式，而語境中規律的韻律變化對語義和節奏的整合起到了促進作用，說明盡管韻律和語義加工在形式和意義上相互獨立，但兩者存在交互作用。這些研究為局部韻律在句子理解中的早期加工提供了證據。

然而，不同語言的韻律形式有相似之處，也有特異性。因此，來自拼音文字體系語言的研究結果不一定適用漢語。在重音計時語言(如英語和德語)中，節律結構是通過強弱音節的節拍來表達的(Hayes,1995)。讀者更喜歡重讀音節和非重讀音節的交替，建立一種帶有抑揚格節奏的局部韻律模式。在重音計時語言中，音節長度是可變的，而在漢語中，音節長度是固定的，一個音節一般對應一個漢字。漢語通過詞語不同音節數的組配可以構成不同節律模式，如動賓組合“種植大蒜”(雙音節動詞+雙音節名詞)和“種植+蒜”(雙音節動詞+單音節名詞)。

僅有少數幾項研究探討了漢語這種節律模式在默讀中的作用。研究發現，相比于雙音節動詞和單音節名詞的節律模式，讀者加工“雙音節動詞+雙音節名詞”的節律模式更容易(Lee et al.,2015;Long et al.,2022; Luo ＆ Zhou,2010)。顯然，對以漢語音節這種局部韻律制約的研究是不充分的。

與動詞加名詞形成的節律模式不同，漢語中還存在一類由名詞“N”、虛詞“的”，以及動詞“V”構成的詞組“N 的V”結構(如“教材的編寫”)。在該結構中，其韻律制約來自于動詞“V”的音節數的不同。語言學研究表明，除少數例外，“N 的V1”形式是不可接受的(如“教材的編”)，而“N 的V2”是偏好形式(V1為單音節動詞，V2雙音節動詞)，“V”具有明顯的雙音節傾向(方緒軍,李翠,2017; 詹衛東,1998)。

此外，在該結構中，N 與V 存在不同的語義關系，N 既可以是V 的施事，也可以為V 的受事。有語言學研究指出，N 和V 之間的語義關系會影響“N 的V”結構中的韻律制約(王麗娟,2014)：當N 為施事時，該結構對V 沒有嚴格的韻律制約，V 的音節數可單可雙，如“媽媽的擁抱”和“媽媽的抱”都是可以接受的。但當N 為受事時，該結構對V 有嚴格的韻律制約，V 此時只能是雙音節的。然而，上述研究均是基于語感判斷的語言學分析，尚無實證研究來檢驗“N 的V”結構中的這種韻律制約及其與內部語義關系的影響。

“N 的V”結構中的這種特殊的韻律制約使研究者能夠更好地探討漢語句子默讀中韻律信息的制約程度及其與語義關系的交互作用。因此，為了進一步考察音節局部韻律制約對語言加工的更廣泛的影響，本研究旨在探討兩個關鍵問題：(1)韻律形式是否影響句子默讀時“N 的V”的加工；(2)韻律形式如何與“N”和“V”的語義關系交互作用。

為了探討上述問題，本研究操縱“N 的V”結構中動詞音節數和語義關系，采用眼動追蹤技術探究句子默讀時韻律及語義關系對“N 的V”結構加工的作用。

本研究預期，由于單音節動詞在“N 的V”結構中可接受性差，因此，單音節動詞將導致加工成本增加。此外，先前研究發現，韻律制約與其他信息資源存在相互作用(Breen ＆ Clifton,2011;Kentner ＆ Vasishth,2016; Luo et al.,2015)，因此本研究也預期，韻律和語義關系之間也存在相互作用，具體來說，當“N”的語義角色為受事時，對雙音節動詞的偏好應該更強。

2 研究方法

2.1 被試

28 名天津師范大學本科生，年齡范圍18～20 歲。所有被試均為右利手，視力或矯正視力正常，實驗后獲得一定的報酬。

2.2 實驗設計

采用2(“N”與“V”的語義關系：施事與動詞、受事與動詞)×2(“V”的韻律形式：偏好形式、非偏好形式)的被試內設計。其中“V”為單音節時為非偏好韻律形式，而“V”為雙音節時為偏好韻律形式。

2.3 實驗材料

“N 的V”結構從前人研究(方緒軍,李翠,2017; 王麗娟,2014; 詹衛東,1998) 以及北京大學CCL 語料庫中獲取。先選出64 例“NA的V”和93 例“NP的V”(NA代表動詞的施事，NP代表動詞的受事)，將選出的“N 的V”結構組配成“N 的V2”和“N 的V1”?！癡1”是在“V2”的基礎上參考Dong(2015)的研究結果確定，保證被選的V1和V2均具有相似的含義和相同的詞性。請17 名未參與正式實驗的大學生對“V1”和“V2”的語義一致性進行5 點評定(1=完全不同義，5=完全同義)，兩種語義關系下的同義性分別為：M施事=3.92，SD=0.22；M受事=4.00，SD=0.21。V1和V2在詞頻上進行了匹配，最終確定了“NA的V”“NP的V”短語各36 組。使用這些“N 的V”短語造句，所有“N 的V”結構對處于同一句子框架中。實驗材料舉例見表1。

表1 實驗材料舉例

詞頻從Cai 和Brysbaert(2010) 語料庫獲取?！癗A的V”短語中的V1與V2以及“NP的V”短語中的V1與V2的詞頻差異均不顯著，ps>0.05。

請40 名未參與正式實驗的大學生對句子通順性及合理性進行5 點評定(1=非常不自然/非常不合理，5=非常自然/非常合理)。采用2(語義關系)×2(韻律形式)對通順性和合理性進行方差分析后發現，在“N 的V”結構中，包含雙音節動詞V2的句子比單音節動詞V1更自然，更容易被接受，F(1,35)=538.26，p＜0.001；F(1,35)=147.97，p＜0.001，但沒有交互作用，Fs＜0.80，ps>0.05。不同條件下各匹配變量的均值及標準差見表2。

表2 不同條件下各匹配變量的均值與標準差

由于通順性和合理性都受到動詞音節數的影響，考慮到這兩個因素對實驗結果的影響，本研究在線性模型中把這兩個因素當成協變量進行分析。

請40 名未參與正式實驗的大學生使用完形填空分別對“V”的預測性和“V”后詞語(“V+1”)的預測性進行評定。給評定者展示帶有“N 的V”結構句子框架的片段，要求他們填寫最合適的詞語來補全句子。使用2(語義關系)×2(韻律形式)對預測性進行方差分析，不同的條件下的預測性差異均不顯著，Ms＜0.56；Fs＜3.18，ps＞0.05；Ms＜1.67，Fs＜0.24，ps＞0.05。

使用拉丁方設計將實驗句分成兩組，每組包含72 個填充句。所有實驗材料隨機呈現。使用Westfall(2016)開發的在線軟件(https://jakewestfall.shinyapps.io/pangea/)進行統計檢驗力分析。以該軟件推薦的平均效應量d=0.45 為標準，計算出本研究的統計檢驗力為0.87，該值大于最小建議水平0.8(Cohen,1962)，表明本研究具有較好的統計檢驗力。

2.4 實驗儀器

采用EyeLink 1000 眼動儀，采樣率為1000 Hz。所有句子單行呈現在顯示器(分辨率為1024×768像素，刷新率為150 Hz)的中央。使用黑色22 號宋體漢字，屏幕背景為白色，每個漢字的視角約為0.9 度。

2.5 實驗程序

被試坐在距離顯示器70 厘米的地方。在成功進行三點校準后，開始實驗。所有刺激均逐句呈現。大約三分之一的句子后面跟著一個簡單的理解問題，要求被試通過按鍵進行“是”或“否”的判定。在實驗前，有15 個練習句。整個實驗耗時約25 分鐘。

3 結果

句子閱讀理解題的平均正確率為97%，表明被試認真閱讀并理解了句子。統計分析前，刪除了短于80 ms 或長于1200 ms 的注視點。眼動軌跡丟失與注視次數少于3 次的試次(約占總數據的0.40%) 以及3 個標準差以外的數據(興趣區1 約1.20%，興趣區2 約1.93%)均被排除。

分析的興趣區包括兩個：一個是動詞“V”；一個是緊跟在動詞后的區域“V+1”。參考前人研究(閆國利 等,2013; Rayner,1998)，本研究選擇的眼動指標包括：首次注視時間(FFD,第一遍閱讀中興趣區內的首個注視點的注視時間)、凝視時間(GD,第一遍閱讀中從首個注視點開始到注視點首次離開當前興趣區之間的持續時間)、回視路徑時間(RPD,從對興趣區的第一次注視到注視點落到該興趣區右側區域為止，之間所有注視點的持續時間總和)、總注視時間(TFD,興趣區內所有注視點的總和)，回視入比率(REG IN,從后面區域回視到當前興趣區的被試比率)，回視出比率(REG OUT,越過當前興趣區左側邊界進行回視的被試比率)和跳讀率(SP,首次閱讀中跳過一個詞的概率)。四個條件下所有眼動指標的均值和標準誤見表3。

表3 不同條件下興趣區眼動指標均值與標準誤

使用Bates 等人(2015)在R 3.6.3(R Core Team,2020)中開發的lme4 包的lmer 函數估計數據的線性混合模型(LMM)。對于REG IN、REG OUT 和SP，采用了廣義線性混合模型(GLMMs)(Baayen et al.,2008)。語義關系和動詞音節數作為固定因素，被試和項目作為隨機因素添加到模型中，截距和斜率隨機化。對于所有眼動指標，研究者總是從一個完整的模型開始，包括最大隨機效應結構(Barr et al.,2013)，允許被試和項目的隨機截距和斜率。如果模型未能收斂，則首先通過移除因子之間的相關性，然后移除項目的交互和被試的交互，最后移除其斜率來修剪模型。在運行任何模型之前，對注視時間進行對數變換，以增加數據的正態性。

3.1 興趣區1

將通順性作為協變量進行分析。在G D、RPD、TFD 和REG OUT 等指標上無韻律形式效應，ps>0.05。但與“N 的V2”條件相比，被試在“N 的V1”條件下的首次注視時間更長，b=-0.07，SE=0.04，t=-1.97，p=0.049，回視入比率更高，b=-0.68，SE=0.21，z=-3.23，p=0.001，跳讀率也更高，b=-1.67，SE=0.23，z=-7.26，p＜0.001。未發現任何交互作用。

將合理性作為協變量進行分析。在G D、RPD、TFD 和REG OUT 等指標上無韻律形式效應，ps>0.05。但與“N 的V2”條件相比，“N 的V1”條件下的首次注視時間更長，b=-0.08，SE=0.03，t=-3.17，p＜0.001，回視入比率更高，b=-0.79，SE=0.15，z=-5.32，p＜0.001，跳讀率更高，b=-2.00，SE=0.16，z=-12.53，p＜0.001。未發現任何交互作用。

3.2 興趣區2

由于興趣區2 也可能會受到興趣區1 跳讀的影響，因此，研究把在興趣區1 上的跳讀率、通順性和合理性作為協變量進行分析。

興趣區2 上，幾乎所有指標上都表現出了強烈的韻律形式效應：相較于“N 的V1”條件，“N 的V2”條件下的FFD、GD、RPD 和TFD 均較短，|t|s>2.19，REG OUT 更少，b=-0.93，SE=0.25，z=-3.64，p＜0.001，說明動詞為單音節時的加工困難影響了后續區域的加工。此外，韻律形式和語義關系的交互作用在凝視時間上顯著，b=-0.10，SE=0.05，t=-2.23，p=0.026。進一步分析發現，僅在受事語義關系中，動詞為單音節時的凝視時間顯著長于動詞為雙音節時的凝視時間，b=-0.12，SE=0.03，t=-3.81，p＜0.001。

4 討論

本研究通過操縱動詞音節數以及“N 的V”結構中“N”和“V”之間的語義關系，探討“N 的V”結構加工中的韻律制約及其與語義關系的交互作用。研究發現，盡管動詞為雙音節時詞長更長，但興趣區1 和興趣區2 的眼動數據均表明，被試加工動詞為單音節時的韻律形式需要付出更高的閱讀代價。僅在興趣區2 的早期眼動指標中觀察到韻律和語義關系的交互作用。具體來說，受事語義條件下的韻律形式效應更可靠。但這種韻律的效應只是暫時受到語義關系的影響。綜上，與“N 的V2”相比，“N 的V1”結構更難加工。本研究為漢語“N 的V”結構中的韻律制約提供了實證證據，證明了“N 的V”結構中的韻律制約具有心理現實性。

在興趣區1 中，被試對動詞為單音節時的首次注視時間比動詞為雙音節時更長。表明當讀者對異常韻律形式加工存在困難時會立即花費精力來進行整合。然而，這種效應在凝視時間和回視路徑時間等指標上并未發現，表明當讀者早期投入更多精力時，后期則會減少加工努力，這是一種動態調整的全局閱讀策略(Luo et al.,2015)。另外一種更合理的解釋是：韻律的影響比詞長的影響更大。以往研究已經發現了可靠的詞長效應：長詞的注視時間大于短詞(Inhoff ＆ Rayner,1986;Pollatsek et al.,2008; Rayner et al.,1996)。Zang 等人(2018)發現漢語雙音節詞的凝視時間和總注視時間顯著長于單音節詞。但在本研究中，這種詞長效應在這兩種指標上均并未達到顯著程度，這很可能是由于韻律在加工中起了作用，也就是說，動詞為單音節時違反了“N 的V”結構中的韻律制約從而導致加工難度加大。因此，詞長效應被韻律違反造成的加工困難抵消。值得注意的是，在興趣區1 中，動詞為單音節時的回視入比率顯著高于動詞為雙音節時，這與Zang 等人發現的讀者更傾向于對雙音節詞進行重讀的結果相反。這進一步表明，當韻律形式為非偏好的單音節形式時，被試進行了局部韻律重新分析。

韻律形式效應在興趣區2 上尤其明顯，幾乎在所有眼動指標上均發現了韻律形式主效應。這表明，讀者在整合“N 的”和“V”時出現困難且這種加工困難延續到了后續區域。更準確地說，當興趣區2 前為雙音節動詞時，其加工速度比其前為單音節動詞時更快。因此，對于單音節的非偏好韻律形式，從興趣區1 到興趣區2 出現了溢出效應。然而，興趣區2 的這種效應也可能是由反向詞長效應(Pollatsek et al.,2008)帶來的。當興趣區1 是單音節動詞時，被試對其跳讀率很高，這意味著被試對興趣區2 之前的預視更多地來自興趣區1 之前的詞語。由于興趣區1 前的詞語距離興趣區2 較遠，因此，被試對興趣區2 前的副中央凹預視信息較差。相反，興趣區1 為雙音節動詞時，被試對其跳讀較少，興趣區2 之前的預視信息就更可能是來自相鄰的興趣區1，此時，興趣區2 得到了更好的副中央凹預視信息。重要的是，接受更多副中央凹預視的興趣區比接受更少副中央凹預視的興趣區更容易加工(Rayner,2009; Schotter et al.,2012)。但是，興趣區2 上的效應是否是由興趣區1 的跳讀造成的？為了考察興趣區1 跳讀對結果的可能影響，本研究將興趣區1 的跳讀率作為興趣區2 的協變量進行分析。同樣，幾乎在所有的眼動指標中都發現了韻律形式效應。因此，跳讀并不能解釋這種結果。

興趣區2 中的效應更可能是興趣區1 中出現異常韻律形式時引發的溢出效應。溢出效應在很多研究中被證實(Drieghe et al.,2008; Henderson ＆Ferreira,1990; Kennison ＆ Clifton,1995)。例如，Henderson 和Ferreira，以及Kennison 和Clifton 都發現了詞頻溢出效應：與目標詞前的詞為高頻詞相比，目標詞前為低頻詞時加工得更慢。Drieghe 等人發現，以低頻形容詞開頭的名詞注視時間較長，而以長形容詞開頭的名詞注視時間較短。在本研究中，當興趣區2 前面是雙音節動詞時，興趣區2 的加工更快?？傊?，讀者對“N 的V”結構中“V”為單音節時的異常韻律形式更為敏感。

本研究結果與前人發現的動名短語“種植蒜”韻律形式比“種植大蒜”更難加工的結論一致(Lee et al.,2015; Luo ＆ Zhou,2010)。這突出了漢語對韻律形式的要求相當嚴格的事實。更廣泛地說，本研究為漢語中的雙音節韻律形式偏好提供了進一步的證據。

本研究結果也與有關節律信息對英語和德語語言加工影響的研究結果一致(Ashby ＆ Clifton,2005; Breen ＆ Clifton,2011,2013; Kentner,2012;Kentner ＆ Vasishth,2016)，這表明韻律信息對語言加工的影響具有跨語言的普遍性。

本研究結果支持內隱韻律假說(Fodor,2002)。該假說認為，讀者在默讀中也可以利用韻律結構來指導他們對書面語的在線加工。根據這一假說，在所有條件相同的情況下，讀者偏好于與最自然的韻律相關聯的句法分析。以往研究已經證實了內隱韻律在默讀的作用(Ashby ＆ Clifton,2005;Breen ＆ Clifton,2011,2013; Breen et al.,2019)。然而，這些研究僅是考察詞匯的韻律特征(如重音或重音交替)對閱讀的影響。本研究發現，漢語雙音節動詞的韻律形式對“N 的V”結構的加工存在偏好，表明在非重音計時的漢語中，由音節數帶來的韻律形式也會影響語言加工，這為內隱韻律的作用提供了來自漢語的新證據。

本研究還發現了韻律形式與語義關系之間的交互作用。然而，這一交互作用僅在興趣區2 的早期眼動指標中出現。這一結果部分支持了王麗娟(2014)的觀點，即“NA的V”結構對動詞沒有韻律制約，但在“NP的V”中，動詞只能是雙音節的。然而，在后期加工階段(如回視路徑時間和總注視時間)，兩種語義關系中僅出現了韻律形式的主效應，交互作用消失。這說明在后期整合階段，韻律不再受語義關系的影響。

5 結論

在本實驗條件下，得出以下結論：(1)在“N的V”結構的加工過程中，存在穩定的韻律形式效應，動詞為單音節時比動詞為雙音節更難加工。(2)韻律形式和語義關系之間存在交互作用，表現在受事語義關系下，動詞為單音節時的凝視時間長于動詞為雙音節的凝視時間。但這種交互作用在反映晚期加工階段的總注視時間上消失。