Jukugo with Kana?


#1

Why do some words that combine kanji and hiragana use the on’yomi readings for the kanji? Some examples are 放送する (to broadcast) and 運転する (to drive).

Edit: Thank you for your help!

Edit 2: You guys are great


#2

Those are just する verbs. Many nouns, which follow the jukugo rule-of-thumb you mentioned, (as well as other nouns that don’t) can be made into verbs by slapping する on the back. It’s no different from saying をする really, but your surrounding grammar can change which one needs to be used.

But keep in mind that “jukugo” does have various meanings, and that rule-of-thumb doesn’t always hold, so you can sometimes hear things like 入り口 be called a jukugo because under the loosest definition it’s just a word that contains multiple kanji.

An example of the surrounding grammar affecting it, for instance you can say
日本語の勉強をする
or
日本語を勉強する

But you can’t say
日本語の勉強する
or
日本語を勉強をする

EDIT: Take that, vanilla

EDIT 2: ずる is similar to する and じる

Here are some examples. (yes, we’re just fooling around at this point, most of these are super rare)

信ずる
命ずる
感ずる
生ずる
禁ずる
通ずる
論ずる
応ずる
演ずる
準ずる
報ずる
案ずる
行ずる
興ずる
免ずる
存ずる
乗ずる
転ずる
任ずる
仕損ずる
崩ずる
訓ずる
献ずる
現ずる
吟ずる
奉ずる
観ずる
長ずる
参ずる
減ずる
映ずる
薨ずる
銘ずる
詠ずる
投ずる
動ずる

EDIT 3: On the subject of jukugo, here’s every yojijukugo on kanjipedia that starts with あ

哀哀父母 あいあいふぼ
合縁奇縁 あいえんきえん
哀毀骨立 あいきこつりつ
哀矜懲創 あいきょうちょうそう
碁井目 あいごせいもく
哀糸豪竹 あいしごうちく
愛別離苦 アイベツリク
曖昧模糊 アイマイモコ
哀鳴啾啾 あいめいしゅうしゅう
青息吐息 あおいきといき
悪衣悪食 あくいあくしょく
悪因悪果 あくいんあっか
悪逆無道 あくぎゃくむどう
悪酔強酒 あくすいきょうしゅ
悪戦苦闘 あくせんくとう
悪人正機 アクニンショウキ
握髪吐哺 あくはつとほ
悪木盗泉 あくぼくとうせん
鴉雀無声 あじゃくむせい
啞然失笑 あぜんしっしょう
鴉巣生鳳 あそうせいほう
悪口雑言 あっこうぞうごん
阿鼻叫喚 あびきょうかん
阿鼻地獄 あびじごく
阿附迎合 あふげいごう
蛙鳴蟬噪 あめいせんそう
阿頼耶識 あらやしき
暗雲低迷 あんうんていめい
安居楽業 あんきょらくぎょう
暗香疎影 あんこうそえい
安車蒲輪 あんしゃほりん
安心立命 あんしんりつめい
暗送秋波 あんそうしゅうは
安宅正路 あんたくせいろ
暗中飛躍 あんちゅうひやく
暗中模索 あんちゅうもさく
安養浄土 あんにょうじょうど
安寧秩序 あんねいちつじょ
安穏無事 あんのんぶじ
安分守己 あんぶんしゅき
安楽浄土 あんらくじょうど


#3

On top of what leebo said, the same applies to じる. That usually takes the kanjis onyomi.

EDIT: Leebo stop editing your reply. Its making mine look worse in comparison.

EDIT 2: Whats that OP, you wanted some examples for じる? Well I guess I have no choice to make my reply longer than Leebo’s
感じる
命じる
応じる
信じる
通じる
生じる
論じる
存じる
禁じる
報じる
転じる
恥じる
案じる
This is the 20th line of my reply.

EDIT: So leebo tryna talk about things that are rare. Here are some of my favorite 表外漢字 btw
啞(唖) 蛙 鴉 埃 挨 曖 靄 軋 斡 按 庵 鞍 闇 已 夷 畏 韋 帷 萎 椅 葦 彙 飴 謂 閾 溢 鰯 尹 咽 殷 淫 隕 蔭 于 迂 盂 烏 鬱 云 暈 穢 曳 洩 裔 穎(頴) 嬰 翳 腋 曰 奄 宛 怨 俺 冤 袁 婉 焉 堰 淵 焰 筵 厭 鳶 燕 閻 嚥 嗚 凰 嘔 鴨 甕 襖 謳 鶯 鷗(鴎) 鸚 臆 俤 瓜 呵 苛 珂 迦 訛 訶 跏 嘩 瑕 榎 窩 蝦 蝸 鍋 顆 牙 瓦 臥 俄 峨 訝 蛾 衙 駕 芥 乖 廻 徊 恢 晦 堺 潰 鞋 諧 檜 蟹 咳 崖 蓋 漑 骸 鎧 喀 廓 摑 攪(撹) 愕 萼 諤 顎 鰐 樫 絣 筈 葛 闊 鰹 萱 奸 串 旱 函 咸 姦 宦 柑 竿 悍 桓 涵 菅 嵌 鉗 澗 翰 諫 瞰 韓 檻 灌 玩 雁 翫 頷 癌 贋 几 卉 其 祁 耆 埼 悸 揆 毀 箕 畿 窺 諱 徽 櫃 妓 祇 魏 蟻 掬 麴(麹) 吃 屹 拮 謔 仇 臼 汲 灸 咎 邱 柩 笈 躬 厩 嗅 舅 炬 渠 裾 噓 墟 鋸 遽 欅 匈 怯 俠 脇 莢 竟 卿 僑 嬌 蕎 鋏 頰 橿 疆 饗 棘 髷 巾 僅 禽 饉 狗 惧 軀 懼 俱 喰 寓 窟 粂 偈 荊 珪 畦 脛 頃 痙 詣 禊 閨 稽 頸 髻 蹊 鮭 繫 睨 戟 隙 抉 頁 訣 蕨 姸 倦 虔 捲 牽 喧 硯 腱 鍵 瞼 鹼(鹸) 呟 眩 舷 諺 乎 姑 狐 股 涸 菰 袴 壺 跨 糊 醐 齬 亢 勾 叩 尻 吼 肛 岡 庚 杭 肴 咬 垢 巷 恍 恰 狡 桁 胱 崗 梗 喉 腔 蛤 幌 煌 鉤 敲 睾 膏 閤 膠 篝 縞 薨 糠 藁 鮫 壙 曠 劫 毫 傲 壕 濠 嚙(噛) 轟 剋 哭 鵠 乞 忽 惚 昏 痕 渾 褌 叉 些 嗟 蓑 磋 坐 挫 晒 柴 砦 犀 賽 鰓 榊 柵 炸 窄 簀 刹 拶 紮 撒 薩 珊 餐 纂 霰 攢 讃 斬 懺 仔 弛 此 址 祀 屍 屎 柿 茨 恣 砥 祠 翅 舐 疵 趾 斯 覗 嗜 滓 獅 幟 摯 嘴 熾 髭 贄 而 峙 痔 餌 竺 雫 𠮟 悉 蛭 嫉 膝 櫛 柘 洒 娑 這 奢 闍 杓 灼 綽 錫 雀 惹 娶 腫 諏 鬚 呪 竪 綬 聚 濡 襦 帚 酋 袖 羞 葺 蒐 箒 皺 輯 鍬 繡(繍) 蹴 讐 鷲 廿 揉 絨 粥 戌 閏 楯 馴 杵 薯 藷 汝 抒 鋤 妾 哨 秤 娼 逍 廂 椒 湘 竦 鈔 睫 蛸 鉦 摺 蔣(蒋) 裳 誦 漿 蕭 踵 鞘 篠 聳 鍾 醬(醤) 囁 杖 茸 嘗 擾 攘 饒 拭 埴 蜀 蝕 燭 褥 沁 芯 呻 宸 疹 蜃 滲 賑 鍼 壬 訊 腎 靱 塵 儘 笥 祟 膵 誰 錐 雖 隋 隧 芻 趨 鮨 丼 凄 栖 棲 甥 貰 蜻 醒 錆 臍 瀞 鯖 脆 贅 脊 戚 晰 蹟 泄 屑 浙 啜 楔 截 尖 苫 穿 閃 陝 釧 揃 煎 羨 腺 詮 煽 箋 撰 箭 賤 蟬 癬 喘 膳 狙 疽 疏 甦 楚 鼠 遡 蘇 齟 爪 宋 炒 叟 蚤 曾(曽) 湊 葱 搔(掻) 槍 漕 箏 噌 瘡 瘦(痩) 踪 艘 薔 甑 叢 藪 躁 囃 竈 鰺 仄 捉 塞 粟 杣 遜 噂 樽 鱒 侘 咤 詫 陀 拿 荼 唾 舵 楕 驒 苔 殆 堆 碓 腿 頽 戴 醍 托 鐸 凧 襷 燵 坦 疸 耽 啖 蛋 毯 湛 痰 綻 憚 歎 簞 譚 灘 雉 馳 蜘 緻 筑 膣 肘 冑 紐 酎 厨 蛛 註 誅 疇 躊 佇 楮 箸 儲 瀦 躇 吊 帖 喋 貼 牒 趙 銚 嘲 諜 寵 捗 枕 槌 鎚 辻 剃 挺 釘 掟 梯 逞 啼 碇 鼎 綴 鄭 薙 諦 蹄 鵜 荻 擢 溺 姪 轍 辿 唸 塡 篆 顚 囀 纏 佃 淀 澱 臀 兎 妬 兜 堵 屠 賭 宕 沓 套 疼 桶 淘 萄 逗 棹 樋 蕩 鄧 橙 濤 檮 櫂 禱(祷) 撞 禿 瀆 栃 咄 沌 遁 頓 吞 貪 邇 匂 韮 涅 禰 捏 捻 撚 膿 囊 杷 爬 琶 頗 播 芭 罵 蟇 胚 徘 牌 稗 狽 煤 帛 柏 剝 粕 箔 莫 駁 瀑 曝 畠 捌 撥 潑 醱 筏 跋 噺 氾 汎 阪 叛 袢 絆 斑 槃 幡 攀 挽 磐 蕃 屁 庇 砒 脾 痺 鄙 誹 臂 枇 毘 梶 媚 琵 薇 靡 疋 畢 逼 謬 豹 憑 瓢 屛(屏) 廟 牝 瀕 憫 鬢 斧 阜 訃 俯 釜 腑 孵 鮒 巫 葡 撫 蕪 諷 祓 吻 扮 焚 糞 幷(并) 聘 蔽 餅 斃 袂 僻 璧 襞 蔑 瞥 扁 篇 騙 娩 鞭 哺 圃 蒲 戊 牡 姥 菩 呆 彷 庖 苞 疱 捧 逢 蜂 蓬 鞄 鋒 牟 芒 茫 虻 榜 膀 貌 鉾 謗 吠 卜 勃 梵 昧 邁 枡(桝) 俣 沫 迄 曼 蔓 瞞 饅 鬘 鰻 蜜 鵡 冥 瞑 謎 麵(麺) 蒙 朦 勿 籾 悶 揶 爺 鑓 喩 揄 愈 楡 尤 釉 楢 猷 飫 輿 孕 妖 拗 涌 痒 傭 熔 瘍 蠅 沃 螺 萊 蕾 洛 埒 拉 辣 瀾 爛 鸞 狸 裡 罹 籬 戮 慄 掠 笠 溜 榴 劉 瘤 侶 梁 聊 菱 寥 蓼 淋 燐 鱗 屢 蛉 蠣 櫟 礫 轢 煉 漣 憐 簾 鰊 攣 賂 魯 濾(沪) 廬 櫓 蘆(芦) 鷺 弄 牢 狼 榔 瘻 﨟 臘 朧 蠟(蝋) 籠 聾 肋 勒 漉 麓 窪 歪 猥 隈 或 罠 椀 碗 彎(弯)

EDIT: Ah yes, how could I forget about jukugo. Heres a doctoral dissertation on 漢字熟語の読みにおける
音韻活性化と意味活性化

漢字熟語の読みにおける
音韻活性化と意味活性化
楠瀬 悠
i
目次
Table リスト・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ v
Figure リスト・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ vii
第1 章. Introduction 視覚的単語認知における音韻情報の影響・・・・・・・・・・・ 1
視覚的単語認知における音韻情報の役割・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 2
形態深度仮説(Orthographic Depth Hypothesis)・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 7
漢字熟語の読みにおける音韻活性化の可能性・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 9
音韻情報を介した意味活性化・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 11
日本語における音韻媒介経路による意味活性化・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 13
本研究の目的・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 15
第2 章. 研究1)漢字熟語における音韻活性化・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 20
はじめに・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 21
日本語における形態―音韻間の対応関係・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 21
研究1)の目的・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 22
マスク下の同音語プライミング効果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 23
実験1・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 24
目的・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 24
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 25
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 26
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 28
実験2・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 30
目的・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 30
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 31
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 34
ii
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 36
総合考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 36
第3 章. 研究2)刺激の提示方法と同音語ペアの比率が同音語プライミング効果に及ぼす
影響の検討・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 39
はじめに・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 40
プライムの提示方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 40
語試行における同音語ペアの比率・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 41
研究2)の目的・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 44
実験3a・3b・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 45
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 45
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 47
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 51
実験4a・4b・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 51
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 52
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 53
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 55
実験5a・5b・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 56
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 56
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 57
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 59
実験1-5 のデータを合わせた分析・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 59
総合考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 61
第4 章. 研究3)漢字熟語の読みにおける意味検索経路の検討・・・・・・・・・・・・ 65
はじめに・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 66
語の読みにおける意味活性化経路・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 67
iii
形態隣接語の意味活性化による効果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 68
日本語における形態・音韻隣接語・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 69
実験6・7・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 70
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 70
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 77
実験6 の結果(形態隣接語条件)・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 77
実験7 の結果(音韻隣接語条件)・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 80
実験6 と7 のデータに対する分析・・・・・・・・・・・・・・・・ 82
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 83
実験8・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 85
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 86
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 91
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 93
実験9・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 93
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 93
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 94
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 97
実験10・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 98
方法・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 98
結果・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 103
考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 105
総合考察・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 106
第5 章. 本研究のまとめと結論・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・110
漢字語を読む際の自動的音韻活性化の有無・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 114
漢字語の意味活性化における音韻情報の役割・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 118
iv
語の書字・形態-語彙・意味間の対応関係と言語発達・・・・・・・・・・・・・・・121
結論・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・122
引用文献・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 124
Appendix A. Stimulus pairs used in Experiments 2, 3b, 4b and 5b・・・・・・・・・・・ 131
Appendix B. Replication of Chen et al.’s (2007) Experiment 1 with semantically-rlated
pairs.・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 134
Appendix C. Stimulus pairs used in Experiment 6.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 137
Appendix D. Stimulus pairs used in Experiment 7.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 139
Appendix E. Stimulus pairs used in Experiments 8 and 9.・・・・・・・・・・・・・・・ 141
Appendix F. Stimulus pairs used in Experiment 10.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 143
v
Table リスト
第2 章のTable (pp.20-38).
Table 1. Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for
each condition of the “Word” trials in Experiment 1.・・・・・・・・・・・・・・・・・・29
Table 2. Mean word frequency (Freq), experiential familiarity rating (Fam), summed number of
strokes (Strokes), orthographic neighborhood size (N) and number of morae (Morae) for each type
of primes and targets in Experiment 2.・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・33
Table 3. Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for
each condition of the “Word” trials in Experiment 2.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 35
第3 章のTable (pp.39-64).
Table 4. Experimental Factors Manipulated in Experiments 1, 2, 3, 4 and 5.・・・・・・・・46
Table 5. Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for
each condition of the “Word” trials in Experiments 3a and 3b.・・・・・・・・・・・・・・ 50
Table 6. Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for
each condition of the “Word” trials in Experiments 4a and 4b.・・・・・・・・・・・・・・ 54
Table 7. Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for
each condition of the “Word” trials in Experiments 5a and 5b.・・・・・・・・・・・・・・ 58
第4 章のTable (pp.65-109).
Table 8. Mean word frequency (Freq), familiarity rating (Fam), summed character frequency
(KCF), number of strokes (Strokes), orthographic neighborhood size (ON),phonological
neighborhood size (PN), number of morae (Morae), relatedness rating with targets (T_Related) and
relatedness rating with phonological neighbors of the targets (N_Related) for experimental paired
vi
words, unrelated paired words, phonological neighbors of the targets and the targets used in
Experiment 6.・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 74
Table 9. Mean word frequency (Freq), familiarity rating (Fam), summed character frequency
(KCF), number of strokes (Strokes), orthographic neighborhood size (ON),phonological
neighborhood size (PN), number of morae (Morae), relatedness rating with targets (T_Related) and
relatedness rating with phonological neighbors of the targets (N_Related) for experimental paired
words, unrelated paired words, phonological neighbors of the targets and the targets used in
Experiment 7.・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 75
Table 10. Mean response latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Unrelated” trials in Experiment 6.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 79
Table 11. Mean response latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Unrelated” trials in Experiment 7.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 81
Table 12. Mean word frequency (Freq), familiarity rating (Fam), summed character frequency
(KCF), number of strokes (Strokes), orthographic neighborhood size (ON),phonological
neighborhood size (PN), number of morae (Morae), relatedness rating with targets (T_Related) and
relatedness rating with phonological neighbors of the targets (N_Related) for experimental paired
words, unrelated paired words, phonological neighbors of the targets and the targets used in
Experiment 8.・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 89
Table 13. Mean relatedness judgement latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%)
for each condition of the “Unrelated” trials in Experiment 8.・・・・・・・・・・・・・・・ 92
Table 14. Mean response latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Unrelated” trials in Experiment 9.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 95
Table 15. Mean word frequency (Freq), familiarity rating (Fam), summed character frequency
(KCF), number of strokes (Strokes), orthographic neighborhood size (ON), phonological
neighborhood size (PN),number of morae (Morae), relatedness rating with targets (T_Related) and
vii
relatedness rating with orthographic neighbors of the targets (N_Related) for experimental paired
words, unrelated paired words, orthographic neighbors of the targets and the targets used in
Experiment 10.・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 101
Table 16. Mean relatedness judgement latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%)
for each condition of the “Unrelated” trials in Experiment 10.・・・・・・・・・・・・・・ 104
第5 章のTable (pp.110-123).
Table 17. Summary of the Results of Experiments 1, 2, 3, 4 and 5 in Chapters 2 and 3.・・・・115
Table 18. Summary of the Results of Experiments 6, 7, 8, 9, and 10 in Chapter 4.・・・・・・116
Figure リスト
Figure 1. Two independent routes for lexical/semantic activation.・・・・・・・・・・・・ 5
Figure 2. A Trial sequence used in Experiment 1.・・・・・・・・・・・・・・・・・・ 27
Figure 3. A Trial sequence used in Experiment 3a and 3b.・・・・・・・・・・・・・・・・ 48
Figure 4. A Trial sequence used in Experiment 6 and 7.・・・・・・・・・・・・・・・・・ 78
1
第1 章 Introduction
視覚的単語認知における
音韻情報の影響
2
視覚的単語認知における音韻情報の役割
古典的な単語認知モデルによれば,我々が語を読んで理解するには,まず,語の知識が
蓄積されている心的辞書(i.e., mental lexicon)の中から,提示された視覚刺激に対応する語彙
表象(i.e., lexical representation)を検索し,その語の意味情報を復元する必要がある。刺激語
に対する語彙・意味情報は,視覚刺激の書字・形態情報や音韻情報を使って検索されると
仮定されるが,我々が語を読む際,語が持つ音韻情報はどのような役割を果たしているの
だろうか。これまで多くの研究によって,語を読む際,その初期段階に音韻情報が活性化
されることが示されてきた(e.g., Chen, Vaid & Wu, 2009; Hino, Kusunose, Lupker & Jared,
2013; Lesch & Pollatsek, 1993; Meyer, Schvaneveldt & Ruddy, 1974; Perfetti, Bell & Delaney,
1988; Rubenstein, Lewis & Rubenstein, 1971; Sakuma, Sasanuma, Tatsumi & Masaki, 1998;
Tamaoka, 2007; Van Orden, 1987; Wydell, Patterson & Humphreys, 1993; Ziegler, Tan, Perry &
Montant, 2000)。
これらのうち,多くの研究では,様々な単語認知課題において同音語と非同音語に対す
る成績比較が行われている。同音語とは,同じ発音を共有するが綴りが異なる語同士のこ
とである(e.g., sale & sail, 欠陥 & 血管)。例えば,Rubenstein et al. (1971)は,同音語(e.g., sale,
sail)と非同音語(e.g., lamp)に対する語彙判断課題の成績を比較し,同音語に対する反応の方
が非同音語に対する反応よりも有意に長い時間を要することを報告した。Rubenstein et al.
によれば,語を読む際は音韻情報を介して語彙候補(i.e., 語彙表象)が活性化されるため,
同音語の場合はその音韻情報(e.g., /seil/)をもとに二つの語彙候補(e.g., sale, sail)が活性化さ
れることになり,二つの候補と視覚刺激とを照合することで正しい語彙表象を選択するこ
とになる。一方,非同音語の場合,音韻情報をもとに活性化された語彙候補はひとつのみ
であり,語彙候補と視覚刺激との照合は同音語よりも速く完了する。このように,
Rubenstein et al.は,語を読む際に音韻情報が活性化され,その音韻情報を介して語彙表象
が活性化されることにより同音語に対する抑制効果が生じると提案している。
また,同音語と非同音語との成績比較以外にも,語を読む際に音韻情報が自動的に活性
3
化されることを示す証拠が存在する。Perfetti et al. (1988)は,マスク下のプライミング・パ
ラダイムを用いて,ターゲット(e.g., made)の擬似同音語(e.g., MAYD)と形態類似語(e.g.,
MARD)とをプライムに使用した単語同定課題を行ったところ,形態類似語プライムが提示
された条件よりも,同音語プライムが提示された条件の方がターゲットに対する同定成績
が高かった。この結果から,Perfetti et al.は,マスク下のプライミング・パラダイムを用い
たことを根拠に,語の読みの初期段階において自動的に音韻情報が活性化される可能性を
示唆した。
Lesch & Pollatsek (1993)は,マスクされたプライムを伴う音読課題において,ターゲット
(e.g., TREE)が意味的に関連のあるプライム(e.g., beech)に先行された条件と意味的に関連
のある語の同音語プライム(e.g., beach)に先行された条件において,ほぼ同程度のプライミ
ング効果を観察した。そして,この結果をもとに,語の読みの初期段階に自動的な音韻活
性化が生じるとともに,語彙・意味情報は音韻情報を介して活性化されると提案している。
このように,語を読む際の初期段階に音韻情報の自動的活性化を指摘する研究は多数存
在する。では,活性化された音韻情報は,語彙・意味情報が活性化される際にどのような
役割を果たしているのだろうか。この問題を検討するには,まず語を読む際,視覚刺激と
して与えられた語はどのようなルートで処理されると仮定されているのかを理解する必要
がある。
一般に,語を読んで,その意味を理解するには三つの方法があると仮定されている(e.g.,
Meyer et al., 1974)。第一には,書字・形態表象から直接,語彙・意味情報が活性化される
ルート(i.e., 直接経路,direct access route)が使用されると提案する研究者が存在する(e.g.,
Fleming, 1993; Taft & van Graan, 1998)。第二に,書字・形態表象から音韻表象を介して語彙・
意味情報が活性化されるルート(i.e., 音韻媒介経路,phonological mediated route)が使用され
ると仮定する研究者も存在する(e.g., Lesch & Pollatsek, 1993; Lukatela & Turvey, 1994; Van
Orden, 1987; Van Orden, Johnston & Hale, 1988)。そして,第三に,これら二つのルートが同
時並列的に使用される二重経路(i.e., dual route)による語彙・意味情報の活性化を仮定する研
4
究者も存在する(e.g., Sakuma et al., 1998; Hino, Lupker, & Tylor, 2012; Jared & Seidenberg,
1991; Wydell et al., 1993)。Figure 1 に語彙・意味情報活性化のために利用される二つの処理
ルートを示す。Figure 1 から明らかなように,語の読みの初期段階に音韻情報が自動的に
活性化され,さらに活性化された音韻情報が語彙・意味情報の活性化に利用されるなら,
語彙・意味情報の活性化は音韻媒介経路のみ,あるいは二重経路のうちのいずれかによっ
てなされることになる。
このように,音韻情報の自動的活性化を仮定すると,視覚刺激による語彙・意味情報の
活性化の説明には音韻媒介理論(i.e., phonological mediated theory)と二重経路理論(i.e.,
dual-route theory)の二つが存在することになる。音韻媒介理論は,視覚刺激から音韻情報が
自動的に活性化され,その音韻情報によってのみ語彙・意味情報の活性化がなされると仮
定する。つまり,語彙・意味情報の活性化は音韻媒介経路のみによるとする仮説である。
一方,二重経路理論は,書字・形態情報から,直接,語彙・意味情報が活性化される直接
経路が優先的に利用されると仮定する。しかし,音韻情報の活性化が容易な場合や直接経
路があまり有効に機能しない場合には,むしろ,音韻媒介経路が利用されると仮定する。1
人は,生後10 ヶ月から1 年くらいで語を発するようになるという。また,6 歳児の語彙
数は15,000 語に達すると言われている。これらの語彙に関する学習では,主に音韻情報と
語彙・意味情報との間の対応関係が学習されるものと思われる。なぜなら,文字を学習す
る前の子供たちは,語の書字・形態情報に関する知識を持っていないからである。したが
って,語の書字・形態情報と語彙・意味情報との間の対応関係は,文字が学習された後で
徐々に学習されることになる。このように,人は語を学習する際,書字・形態-語彙・意
味間の学習に先立って,音韻-語彙・意味間の対応関係を学習するものと思われる。その
ため,音韻媒介経路による意味活性化は,直接経路による意味活性化よりも長期に渡って
1 語の意味活性化に直接経路のみを仮定する理論も可能だが,語の読みの初期段階に音韻情報が自動的
に活性化されることを示すデータや,意味活性化の際に,音韻媒介経路の利用を示唆するデータが多数報
告されていることから,本研究ではこの理論については論じない。
5
Figure 1. Two independent routes for lexical/semantic activation.
6
トレーニングされており,語の意味活性化においてはより有効な処理経路なのかもしれな
い。こうした考察に基づくなら,語を読む際にも,その意味活性化のために使われる経路
は専ら音韻媒介経路であるとする音韻媒介理論は,決して不自然なものではない上に,音
韻媒介理論を支持するデータは多数報告されている(e.g., Lesch & Pollatesk, 1993; Lukatela
& Turvey, 1994; Van Orden, 1987; Van Orden et al., 1990)。
しかし,書字の学習が始まると,人は書字・形態-語彙・意味間の対応関係を急速に学
習し,十分なトレーニングがなされることで,直接経路も有効に利用されるようになると
する二重経路理論も提案されており,この理論を支持するデータも多数報告されている
(e.g., Hino et al., 2012; Jared & Seidenberg, 1991)。特に,Jared & Seidenberg は,語の親近性が
高い場合には直接経路が有効に機能するが,語の親近性が低い場合には音韻媒介経路が利
用される可能性を示唆するデータを報告している。また,Hino et al.のデータは,通常,カ
タカナ表記のみで使用されるカタカナ語の意味活性化は直接経路によるが,カタカナ語が
ひらがな表記されると,その形態親近性が著しく損なわれるため,カタカナ語のひらがな
表記に対しては音韻媒介経路が利用されることになることを示している。このように,二
重経路理論を提案する研究者の中には,語の形態親近性が高い場合には直接経路が有効に
機能するが,語の形態親近性が低下することで直接経路の有効性が損なわれ,結果として
音韻媒介経路による意味活性化が機能することになると提案する研究者が存在する。
一方,二重経路理論を支持する研究者の中には,音韻活性化の容易さの程度に依存して
音韻媒介経路の有効性が決定されると仮定する研究者も存在する。彼らによれば,語が持
つ書字・形態-音韻間の対応関係の透明性が高く,音韻活性化が容易な言語には,語彙・
意味情報の活性化に音韻媒介経路が有効に利用されることになる。その一方で,語が持つ
書字・形態-音韻間の対応関係の透明性が低く,音韻活性化に時間がかかる場合には音韻
媒介経路は有効に機能せず,語彙・意味情報の活性化には直接経路が利用されると仮定す
る。
7
形態深度仮説(Orthographic Depth Hypothesis)
このように,二重経路理論を言語毎の書字・形態-音韻間の対応関係の性質と関連づけ
る理論は,形態深度仮説と呼ばれる(e.g., Frost, 2005; Frost, Katz & Bentin, 1987; Katz & Frost,
1992)。この仮説によれば,語の読みの初期段階における音韻活性化の有無は,それぞれの
言語において使用される書字・形態情報が音韻情報を符号化する程度に依存する。
例えば,セルボ・クロアチア語,韓国語のハングル,イタリア語などは綴りと発音の対
応が非常に規則的であり,その規則(e.g., grapheme-phoneme correspondence rules)さえ知って
いれば,綴りから正確な音韻情報を復元可能である。セルボ・クロアチア語は一文字が一
音にあたり,一音が一文字にあたる。このため,文字と音の対応関係に不規則な変化はな
く,書字・形態情報から容易に音韻情報を復元することができる。形態深度仮説によれば,
このタイプの表記は浅い表記(e.g., shallow orthography)と呼ばれる。一方,英語やヘブライ
語は綴りと発音の対応が不規則であるため,書字・形態情報から正確な音韻情報を復元し
にくい。例えば,英語は母音の種類が多く,またその母音に対応する表記も複数あるため,
書字・形態-音韻対応の不規則性が生じやすい。また,ヘブライ語は,通常,母音を省略
して表記されるため,書字・形態-音韻対応に曖昧性が生じやすく,正しい音韻情報の復
元が難しい。このように,書字・形態-音韻間の対応関係が複雑で,書字・形態情報から
音韻情報の復元が難しいタイプの表記は深い表記(e.g., deep orthography)と呼ばれる。
形態深度仮説によれば,浅い表記を持つ言語は,書字・形態-音韻対応が規則的で,音
韻情報の活性化が容易であるため,語彙・意味情報の活性化には音韻媒介経路が有効に使
用される。一方,深い表記を持つ言語は,書字・形態-音韻対応の規則性が低く,音韻情
報の活性化が容易ではない。このような場合には,書字・形態情報から直接経路を使って,
語彙・意味情報が活性化される。このように,形態深度仮説では,書字・形態情報が音韻
情報を符号化する程度に応じて,語彙・意味情報の活性化に利用される処理経路が異なる
ことになる。
それでは,形態深度仮説に基づいた場合,日本語の表記と書字・形態-音韻間の対応関
8
係の性質にはどのような関係が仮定されることになるだろうか。日本語には,ひらがな・
カタカナ・漢字という三つの表記が存在する。ひらがなとカタカナで表記された仮名語は,
書字・形態-音韻間の対応関係は規則的で,基本的に一文字が一音に対応する浅い表記で
ある。そのため,音韻情報は活性化し易く,仮名語の語彙・意味情報の活性化は音韻媒介
経路によると仮定される。一方,漢字は複数の読みを持つものが多い。Tamaoka, Kirsner,
Yanase, Miyaoka & Kawakami (2002)によれば,常用漢字1,945 文字のうち,64.22%(1,249 文
字)は複数の読みを持つ。このことから,漢字語の書字・形態-音韻間の対応関係は複雑に
なり,綴りから正しい音韻情報を復元するのが難しい。このように,漢字語は深い表記で
あり,音韻情報の活性化が難しいと考えられるため,その語彙・意味情報の活性化に音韻
媒介経路は有効ではないと考えられている。さらに,漢字は意味を有する最小単位である
形態素にあたると考えられることから,書字・形態情報と意味情報との間には,比較的透
明性の高い対応関係が成立していると考えられる。つまり,同じ漢字を共有する語同士は,
類似の意味を持つ傾向にある可能性が高い。したがって,漢字語を読む際には,音韻媒介
経路よりも直接経路の方が有効であると仮定される(e.g., Kimura, 1984; 斎藤, 1981)。
事実,Chen, Yamauchi, Tamaoka & Vaid (2007)は,プライミング・パラダイムを用いた語
彙判断課題において,漢字二字熟語ターゲットに対する意味的,音韻的プライミング効果
の観察を通して,形態深度仮説を支持するデータを報告している。Chen et al.の実験1 では,
漢字熟語ターゲット(e.g., 展示)に対して,漢字熟語プライムが使用された。漢字熟語プラ
イムは,ターゲットの同音語(e.g., 点字),ターゲットと意味的に関連がある語(e.g., 陳列),
あるいは無関連語(e.g., 流浪)のいずれかであった。一方,実験2 では,同じ漢字熟語ター
ゲットに対して,実験1 で使用したプライムのひらがな表記(e.g., てんじ, ちんれつ, るろ
う)が使用された。また,いずれの実験においても,プライム-ターゲット間の刺激間間隔
時間(Stimulus Onset Asynchrony, 以後,SOA と明記)が短い条件(85 ms)と長い条件(150 ms)
とが設定された。
漢字熟語をプライムに用いた実験1 では,いずれのSOA 条件においても,有意な意味的
9
プライミング効果が観察されたのに対して,同音語プライムによる効果は観察されなかっ
た。一方,ひらがな表記プライムを用いた実験2 では,いずれの条件においても同音語プ
ライミング効果のみが観察された。意味的プライミング効果については,150 ms-SOA 条件
において,誤反応率の分析にのみ有意な効果が観察された。
漢字熟語プライムを用いた実験1 では,漢字熟語プライムに対して直接経路による意味
活性化は生じたが,音韻活性化は生じなかったため,意味的プライミング効果のみが観察
されたと解釈できる。一方,漢字熟語プライムをひらがな表記した実験2 では,音韻情報
が容易に活性化されることにより同音語プライミング効果は観察されたが,漢字熟語のひ
らがな表記は著しく形態親近性が低いため,直接経路はほとんど機能せず,音韻媒介経路
による(恐らく処理に時間がかかる)意味活性化がなされたため,意味的プライミング効
果は150 ms-SOA 条件の誤反応においてのみ認められたと解釈できる。これらの結果をも
とに,Chen et al. (2007)は,形態深度仮説が提案する通り,漢字熟語を読む際には音韻情報
は活性化されず,直接経路による意味活性化のみが生じると提案している。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化の可能性
形態深度仮説からの予測通り,Chen et al. (2007)のデータは,漢字熟語の読みにおいては
音韻情報の自動的活性化は生じないことを示した。しかし,中国語や漢字熟語を使った研
究の中には,語の読みの初期段階に音韻活性化の可能性を示唆するデータが存在する (e.g.,
Chen et al., 2009; Hino et al., 2013; Ziegler et al., 2000)。
Ziegler et al. (2000)及びChen et al. (2009)は,中国語の一文字語を使って,同音語数を操
作した語彙判断課題と音読課題を行い,同音語数が多いほど反応時間が短いという同音語
に対する促進効果を報告している。また,Hino et al. (2013)は,漢字二字熟語を使った語彙
判断課題において,刺激語が単一の同音語のみを持つ場合には抑制効果が,複数の同音語
を持つ場合には促進効果が観察されることを明らかにしている。いずれの研究においても,
同音語数が中国語や漢字熟語の読みの成績に効果を持つということは,それらの語の読み
10
の初期段階において音韻活性化を仮定しなければ説明することができない。したがって,
Chen et al. (2007)のデータとは対照的に,これらのデータは中国語や漢字熟語の読みの初期
段階に自動的な音韻活性化の存在を強く示唆するものである。
さらに,Hino, Miyamura & Lupker (2011)は,カタカナ語と漢字二字熟語の書字・形態-
音韻対応及び書字・形態-意味対応の一貫性の程度の測定を試みたところ,いずれの対応
関係においても,カタカナ語と漢字熟語との間で一貫性の程度に大きな違いは認められな
かった。この結果は,漢字語とカタカナ語の処理がこれらの対応関係の違いの故に異なる
と仮定する形態深度仮説の妥当性を疑問視するものであった。
このように,漢字語を読む際に音韻活性化が生じるとするデータが存在する一方で,音
韻活性化は生じないとする対照的なデータも報告されている。その中で,Hino et al. (2011)
が報告した漢字二字熟語とカタカナ語の間には書字・形態-音韻間の対応関係の一貫性に
差異はないという結果は,漢字語における音韻活性化の有無という問題に対して重要であ
ると考えられる。Tamaoka et al. (2002)が示したように,確かに,多くの漢字は複数の読み
を持つが,Hino et al.のデータは,少なくとも漢字二字熟語を構成する漢字については,そ
の書字・形態-音韻対応は比較的一貫していることを示唆するものであった。この考察に
よれば,漢字熟語を構成する漢字の書字・形態-音韻対応と単一の漢字のみで構成される
漢字語の書字・形態-音韻対応は異なるため,音韻情報活性化の容易さも違う可能性を指
摘している。しかし,Hino et al.が漢字二字熟語を対象に行った一貫性の測定は形態隣接語
を利用したものであり,漢字一字語を対象に同様の測定を行うことはできない。そこで,
本研究では漢字一字語は対象とせず,Hino et al.の測定により,その書字・形態-音韻対応
の性質が明らかになっている漢字二字熟語を対象として,その読みのプロセスの性質につ
いて検討する。特に,第2 章と第3 章では,漢字二字熟語を読む際に,その初期段階に自
動的な音韻活性化は生じるのかという問題を解明するため,マスク下のプライムによる同
音語プライミング効果の有無について検討する。
11
音韻情報を介した意味活性化
これまで見てきたように,語の読みの初期段階における自動的な音韻活性化の有無につ
いては,研究者間でその見解が異なる。さらに,この自動的な音韻活性化の有無という問
題は,語彙・意味情報活性化の経路に関する問題とも密接に関連している。Chen et al. (2007)
が議論するように,音韻情報が自動的に活性化されるなら,その音韻情報を介した意味活
性化が機能し得るのに対して,音韻情報が活性化されないなら,音韻媒介経路による意味
活性化は機能しないはずである。では,語の意味活性化の際に,音韻媒介経路は利用され
ているのだろうか。
Van Orden 他(e.g., Van Orden, 1987; Van Orden et al., 1988)は,カテゴリー判断課題(e.g., Is it
a flower?)を使って,事例語(e.g., ROSE)の同音語(e.g., ROWS)を提示した場合のエラー率
(false positive errors)が事例語と似た綴りを持つコントロール語(e.g., ROBS)に対するエラー
率よりも有意に高くなることを報告した。この結果は,事例語の同音語である非事例語が
提示されると,音韻情報を共有する事例語の意味情報が活性化されることによりエラー率
が高くなったと説明される。さらに,この効果の大きさは刺激として提示された同音語の
出現頻度ではなく,(刺激としては提示されていない)事例語の出現頻度が低いほど大きく
なることが示されている。この結果から,Van Orden 他は,常に,語の読みの初期段階に
自動的に活性化される音韻情報を介して意味活性化がなされると提案する。
また, Lukatela & Turvey (1994)は,マスク下のプライミング・パラダイムを用いた音読
課題において,ターゲット(e.g., frog)とプライム(e.g., TOWED)の同音語(e.g., TOAD)との間
に意味的連想関係が存在する場合,ターゲットに対する音読反応が促進されるという効果
を報告している。この結果から,Lukatela & Turvey も自動的に活性化された音韻情報を介
して意味情報の活性化が生じる可能性を示唆し,語の意味活性化は音韻媒介経路によると
主張している(上述のLesch & Pollatsek, 1993,も参照)。
これらの結果はすべて,音韻媒介経路により意味活性化が生じることを示唆するデータ
であり,音韻媒介理論を支持するものである。しかし,その一方で音韻媒介理論に反する
12
データも報告されている。Fleming (1993)は,Lukatela & Turvey (1994)と同様の方法を使っ
て連想プライミング効果について検討した。Fleming は,プライミング・パラダイムを用
いた語彙判断課題と音読課題において,ターゲット(e.g., deer)と直接的に意味が関連するプ
ライム(e.g., DOE)が提示された場合では意味的プライミング効果を観察した。しかし,プ
ライムの同音語(e.g., DOUGH)がターゲットと関連する場合には有意なプライミング効果
は観察されなかった。この結果から,Fleming は語の読みの初期段階には音韻活性化は生
じず,むしろ,形態情報から直接,意味情報が活性化されると主張している。
また,Jared & Seidenberg (1991)は,Van Orden 他(Van Orden, 1987; Van Orden et al., 1988)
のデータは,狭いカテゴリーを使用したことにより生じた特殊な処理方略による効果であ
る可能性が高いと批判し,音韻媒介理論に反するデータを報告している。Jared & Seidenberg
の実験1 では,Van Orden 他が用いた課題と同様,狭いカテゴリーを使ったカテゴリー判
断課題(e.g., Car Part)において,出現頻度を操作した事例語(e.g., brake)の同音語である非事
例語(e.g., break)と事例語の形態類似語である非事例語(e.g., brave)に対する成績を比較した。
その結果,Van Orden 他の実験と同様,高頻度語でも低頻度語でも同音語に対するエラー
率が形態類似語に対するエラー率よりも有意に高かった。一方,広いカテゴリー(e.g., Living
Things/Objects)を使ったカテゴリー判断課題(実験2)では,低頻度語のみに同音語に対する
有意に高いエラー率が観察され,高頻度語では同音語と形態類似語との間のエラー率に差
は観察されなかった。この結果から,Jared & Seidenberg は,Van Orden 他の実験や彼ら自
身の実験1 で観察された効果は,狭いカテゴリーが使用されたことによって生じた特殊な
処理方略による効果である可能性が高いと指摘している。
狭いカテゴリーが使用された場合,実験参加者はカテゴリー名をもとに,その事例語を
ほとんど全て思い浮かべることができる。そのため,ターゲットが提示された際には,短
期記憶内に保持された事例語のリストをターゲットと照合することで反応を生成すること
ができる。短期記憶内では,事例語のリストは音韻情報として保持されるため,ターゲッ
トとの間の照合は音韻情報によって行われることになり,事例語の同音語に対するエラー
13
率が高くなる。一方,広いカテゴリーが使用された実験2 では,カテゴリー名をもとにそ
の事例語すべてを思い浮かべるのは難しい。そのため,ターゲットが提示されると,その
ターゲット自体の意味情報を活性化することでカテゴリー判断が行われることになる。そ
の結果,形態親近性が十分に高い高頻度語に対する意味活性化は直接経路によるため,高
頻度語に対しては同音語に対するエラー率の増加は観察されず,一方,形態親近性が比較
的低い低頻度語に対しては音韻媒介経路による意味活性化が関与することにより,同音語
に対するエラー率の増加が観察されたものと思われる。このように,Jared & Seidenberg
(1991)は,親近性の高い高頻度語を読む際には直接経路が優先的に利用されるが,比較的
親近性が低い低頻度語を読む際には直接経路の有効性が低くなるため,音韻媒介経路が使
用されることになると提案している。つまり,彼らのデータは音韻媒介理論よりも二重経
路理論を支持するものであった。
日本語における音韻媒介経路による意味活性化
自動的に活性化された音韻情報を介した意味活性化の可能性は,漢字熟語を用いた研究
でも報告されている。Sakuma et al. (1998)及びWydell et al. (1993)は,Van Orden (1987)と同
様の方法で,漢字熟語を用いたカテゴリー判断課題を行い,事例語の同音語である非事例
語に対する抑制効果を報告した。例えば,Sakuma et al.は,刺激の形態類似性と同音性を操
作したカテゴリー判断課題において,事例語(e.g., 園芸)に対する形態類似同音語(e.g., 演
芸)と形態類似コントロール語(e.g., 武芸),事例語(e.g., 医師)に対する形態非類似同音語
(e.g., 意志)と形態非類似コントロール語(e.g., 捜査)を用意し,それぞれの反応時間とエラ
ー率の比較を試みた。その結果,通常のカテゴリー判断課題(実験1 と2)では,反応時間と
誤反応率ともに同音語効果と形態類似効果の両方が観察された。しかし,ターゲットがマ
スクされた実験3 では,形態類似効果は観察されたものの同音語効果は著しく小さくなり,
反応時間のデータには認められず,エラー率のデータのみに観察された。これらのデータ
からSakuma et al.は,漢字熟語の意味活性化には直接経路と音韻媒介経路の両方が機能す
14
るが,実験3 の結果から,直接経路の方がより有効に利用される可能性が高いと結論して
いる。
しかし,Sakuma et al. (1998)とWydell et al. (1993)が使用したカテゴリーは,いずれもVan
Orden (1987)と同様,狭いカテゴリーであった(e.g., 植物の栽培,病気を治療する人,etc.)。
したがって,Jared & Seidenberg (1991)が指摘するように,これらの課題においても狭いカ
テゴリーが使用されたことによる特殊な処理方略が採用され,同音語効果が観察されてい
るに過ぎないという可能性も残る。彼女らの実験で使用されたカテゴリーが狭いカテゴリ
ーであることを考慮すると,その研究データも漢字語の読みにおける音韻媒介経路の有効
性を過大評価している可能性がある。
また,カタカナ語を使用した研究では,カタカナ語の意味活性化は音韻媒介経路によら
ず,直接経路によるとする可能性を示唆するデータも報告されている。Hino et al. (2012)は,
先行して提示される漢字語とカタカナ語ターゲットの間の意味関連性の判断を求める関連
性判断課題を用いて,ターゲットの形態隣接語と音韻隣接語が先行語と関連がある場合に,
コントロール語と比較して反応時間に遅延が生じる抑制効果の観察を試みた。これまで多
くの研究において,語や非語を読む際,その初期段階でターゲット刺激の形態隣接語の意
味活性化が生じることが報告されている(e.g., Forster & Hector, 2002; Rodd, 2004)。しかし,
これまでの研究では英語などのアルファベット言語が使用されてきたことから,意味活性
化が生じるのが形態隣接語なのか音韻隣接語なのかという問題を明確に区別することがで
きなかった。
そこで,Hino et al. (2012)はこの問題を解決するため,カタカナ語ターゲットの形態隣接
語と音韻隣接語の意味活性化の有無について検討した。彼らの実験では,カタカナ語ター
ゲット(e.g., サイズ)に先立って漢字二字熟語(e.g., 質問)が提示され,語ペア間の関連性の
有無の判断を実験参加験者に求めた。ターゲット語を読む際,形態隣接語の意味が活性化
されるなら,ターゲット語に対する形態隣接語(e.g., クイズ)が先行語と関連がある場合に
は,その関連性によって“関連あり”方向へのバイアスが生じ,“質問-サイズ”ペアに対す
15
る“関連なし”反応に抑制効果が予測される。一方,ターゲット語を読む際,その音韻隣接
語の意味活性化が生じるなら,先行語(e.g., 道具)とカタカナ語ターゲット(e.g., ダーク)の
音韻隣接語(e.g., 大工) との間に関連がある語ペアに対しても,同様の効果が観察されるは
ずである。実験の結果,“質問-サイズ”ペアには抑制効果が観察されたが,“道具-ダーク”
ペアには抑制効果は観察されなかった。ただし,カタカナ語ターゲットをひらがな表記す
ることで,ターゲット刺激の形態親近性が著しく損なわれた場合(実験2)には,“質問-さ
いず”ペアばかりでなく“道具-だあく”ペアにも有意な抑制効果が認められた。これらの結
果から,Hino et al.は,カタカナ語を読む際には,その形態親近性が十分に高い場合には直
接経路が利用されるが,カタカナ語のひらがな表記のように形態親近性が損なわれた刺激
に対しては音韻媒介経路が利用される可能性が高いと指摘している。
Hino et al. (2012)のデータは,通常,カタカナで表記されるカタカナ語の意味活性化は直
接経路のみによる可能性を示唆するのに対して,Sakuma et al. (1998)やWydell et al. (1993)
のデータは漢字表記語の意味符号化には,直接経路ばかりでなく,音韻媒介経路も機能す
ることを示唆する。形態深度仮説によれば,カタカナ語は書字・形態-音韻間の対応関係
の透明性が高く,音韻活性化は容易であるのに対して,漢字語は書字・形態-音韻間の対
応関係が複雑なため,その音韻活性化は容易ではないと仮定される。それにも関わらず,
音韻媒介経路は,漢字語を読む際には有効に機能するがカタカナ語を読む際には機能しな
いというのは不自然であるように思われる。
本研究の目的
このように,語の読みにおける語彙・意味情報の活性化において,音韻情報がどのよう
な役割を果たしているのかという問題については,アルファベット言語を用いた研究にお
いても,日本語を用いた研究においても,必ずしも一致した見解が得られているわけでは
ない。特に漢字語の読みについては,その書字・形態-音韻間の対応関係が複雑なため,
自動的に音韻情報は活性化されないと仮定する形態深度仮説(e.g., Frost, 2005; Frost et al.,
16
1987)を支持する研究データが存在するが(e.g., Chen et al., 2007; Kimura, 1984; 斎藤, 1981),
その一方で,自動的な音韻活性化を示唆する中国語や漢字熟語を用いた先行研究も存在す
る(e.g., Chen et al., 2009; Hino et al., 2013; Ziegler et al., 2000)。
そこで,本研究では,漢字語を読む際に音韻情報が果たす役割について,以下の二つの
テーマについて検討した。
1)漢字語を読む際の自動的音韻活性化の有無
2)漢字語の意味活性化における音韻情報の役割
本研究では,Taft & van Graan (1998)の提案に基づいて,音韻情報の活性化の有無の検討
と意味活性化における音韻情報の役割をそれぞれ別々に検討する。Taft & van Graan は,
語の読みの初期段階における音韻情報の自動的な活性化の問題と語の意味活性化における
音韻媒介経路の有効性に関する問題は,独立な問題として扱うべきであることを指摘する。
Taft & van Graan は,書字・形態-音韻間の対応関係が規則的な語(e.g., scalp,以後,規則
語と明記)と不規則な語(e.g., pint,以後,不規則語と明記)を用いて,音読課題とカテゴリ
ー判断課題を行った。一般に,音読課題では規則語の方が不規則語に比べて音読反応が速
いことが知られている(e.g., Andrews, 1982; Glushko, 1979)。この効果は規則性効果と呼ばれ
ており,音韻活性化の速度が語の書字・形態-音韻間の対応関係の規則性に依存すること
を示している。もし,語の意味活性化は常に音韻媒介経路によるなら,この規則性効果は
音読課題ばかりでなく,カテゴリー判断課題においても観察されるはずである。しかし,
彼らの実験では音読課題において有意な規則性効果が観察されたものの,同じ刺激セット
を用いたカテゴリー判断課題では規則性効果は観察されなかった。
既に述べたように,英単語を読む際には,その初期段階に音韻情報が自動的に活性化さ
れることを示すデータが報告されている(e.g., Perfetti et al., 1988)。しかし,Taft & van Graan
は,カテゴリー判断課題に規則性効果が認められなかったことから,語の音韻情報が自動
17
的に活性化されるからといって,語の意味活性化において,常に音韻媒介経路が使われる
とは限らないと指摘する。このように彼らのデータは,語の読みにおける音韻情報の自動
的な活性化の問題と語の意味活性化における音韻媒介経路の有効性の問題とは,独立した
異なる問題と捉えるべきであることを示唆する。こうした見解を踏まえて,本研究では,
この二つの問題を独立に検討することで,漢字語を読む際に音韻情報がどのような役割を
演じているのかという問題について再検討を試みる。
本研究の第2 章と第3 章では,1)漢字語を読む際の自動的音韻活性化の有無について検
討する。第2 章では,Chen et al. (2007)が実験で使用した刺激ペアと新たに作成した刺激ペ
ア(楠瀬・中山・日野, 2013,による刺激ペア)を用いて,漢字熟語におけるマスク下の同音語
プライミング効果の観察を試みた。もし,漢字語の音韻情報が自動的に活性化されるなら,
同音語プライムの音韻情報の活性化によって,同音語プライミング効果が観察されるはず
である。一方,Chen et al.が示したように音韻情報は活性化されないなら,同音語によるプ
ライミング効果は観察されないはずである。
さらに,Chen et al.(2007)の刺激セットでは,同音語プライムとターゲットとの間のアク
セント型が統制されていなかったため,新たに作成した(楠瀬他, 2013,による)刺激ではアク
セント型の操作も試みた。自動的に活性化される音韻情報にアクセント型の情報も含まれ
るなら,アクセント型の一致・不一致によって観察されるプライミング効果の大きさが変
動するはずである。このように,マスク下の同音語プライミング効果の観察を通して,漢
字語の読みの初期段階に音韻情報が自動的に活性化されるかどうかについて再検討を行っ
た。
後述の通り,第2 章の同音語プライミング効果の検討を通して,漢字語に対する有意な
同音語プライミング効果が観察されるのだが,この結果は新たな問題を提起する。なぜ
Chen et al. (2007)の実験では同音語プライミング効果が観察されなかったのかという問題
である。この問題について考えられる可能性として,第2 章の実験とChen et al.の実験に
おける手続きの違いを挙げることができる。
18
Chen et al.の実験では,プライムの提示方法,プライムの提示時間,語試行における同音
語ペアの比率などが第2 章の実験と異なっていた。そこで,第3 章では,第2 章の実験で
用いた二つの刺激セットを使って,実験方法の違いによって同音語プライミング効果の大
きさが変動するのかどうかについて再検討を試みた。もし,これらの手続きの違いによっ
て同音語プライミング効果の大きさが変動するなら,同音語プライミング効果は意図的・
方略的な処理に媒介された効果である可能性も生じる。一方,この効果が自動的な音韻活
性化のプロセスにおいて生じる効果であるなら,いずれの手続きによる実験でも一貫して
有意な同音語プライミング効果が観察されるはずである。そこで,これらの検討を通して,
漢字語に観察される同音語プライミング効果が自動的なプロセスにおいて生じる効果なの
かどうかという問題についても検討した。
第4 章では,2)漢字語の意味活性化における音韻情報の役割を検討するために,Hino et al.
(2012)の手法を用いた実験を行った。漢字語を読む際に,その形態隣接語の意味活性化が
生じるのか,音韻隣接語の意味活性化が生じるのかを検討することで,漢字語の意味活性
化の際に直接経路が使用されるのか音韻媒介経路が使用されるのかという問題について再
検討を試みた。
形態深度仮説が提案するように,漢字語を読む際には直接経路しか機能しないなら,漢
字語に対しては形態隣接語の意味活性化による効果は観察されるが,音韻隣接語の意味活
性化による効果は観察されないはずである。一方,音韻媒介理論が提案するように,漢字
語を読む際に音韻媒介経路のみが機能するなら,音韻隣接語の意味活性化による効果は観
察されるが,形態隣接語の意味活性化による効果は観察されないはずである。さらに,Jared
& Seidenberg (1991)が提案するように,刺激の形態親近性に依存して使用される意味活性化
経路が決まるなら,比較的親近性の低い漢字語に対しては音韻隣接語の意味活性化による
効果が観察されるのに対して,形態親近性が高い漢字語に対しては音韻隣接語の意味活性
化による効果は観察されないはずである。これらの検討を通して,音韻情報が漢字語の意
味活性化の際にどのような役割を果たしているのかを再検討した。
19
このように,本研究では,1)漢字語を読む際の自動的音韻活性化の有無の検討と2)漢字
語の意味活性化における音韻情報の役割の検討を通して,漢字語を読む際に音韻情報が果
たす役割を総合的に解明することを目指した。
20
第2 章
研究1)漢字熟語の読みにおける音韻活性化2
2 この章の内容の一部は,楠瀬・中山・日野 (2013)によって発表された。
21
はじめに
第1 章で述べたように,多くの漢字は複数の読みを持つため,漢字語の書字・形態-音
韻間の対応関係は複雑である。その結果,形態深度仮説によれば,漢字語は深い表記に分
類され,音韻活性化は比較的難しく,語彙・意味情報の活性化は,主に直接経路によるも
のと仮定される。
Chen et al. (2007)は,漢字二字熟語を用いた語彙判断課題において,形態深度仮説を支持
するデータを報告した。漢字熟語ターゲットに対して,漢字熟語プライムを用いた彼らの
実験1 では,意味的プライミング効果のみが観察され,同音語プライミング効果は観察さ
れなかった。一方,実験1 で使用した漢字熟語プライムをひらがなで表記した実験2 では,
反応時間のデータには意味的プライミング効果は観察されず,同音語プライミング効果の
みが観察された。この結果から,Chen et al.は漢字熟語を読む際には音韻情報は活性化され
ず,直接経路により語彙・意味情報が活性化されると主張した。一方,漢字語をひらがな
表記した場合,音韻情報が容易に活性化され,音韻媒介経路が有効に機能することから同
音語プライミング効果が観察されたと説明している。
日本語における形態-音韻間の対応関係
形態深度仮説に従えば,日本語の仮名語は基本的に仮名一文字が一音(i.e., 1 モーラ)にあ
たるため,書字・形態-音韻間の対応関係は透明性が高いが,多くの漢字は複数の読みを
持つため,漢字語の書字・形態-音韻間の対応関係は複雑であると仮定される。しかし,
この仮説に一致しない研究データが存在する。
Hino et al. (2011)は,Fushimi, Ijuin, Patterson & Tatsumi (1999)及びJared, McRae &
Seidenberg (1990)と類似の方法を用いて,カタカナ表記の3-5 文字語339 語と漢字二字熟語
775 語の書字・形態-音韻対応及び書字・形態-意味対応の一貫性の程度を測定したとこ
ろ,いずれの対応関係においても,カタカナ語と漢字語との間で一貫性の程度には大きな
差異は観察されなかった。
22
漢字二字熟語を構成する漢字は音読みで使用されることが圧倒的に多いため,その書
字・形態-音韻対応はこれまで考えられてきた程一貫性が低いわけではなかった。また,
カタカナ語においても,長音符号のように書字・形態-音韻対応が一貫していない文字が
存在する(e.g., ケース,ホース)。しかも,Tamaoka & Makioka (2004)によれば,長音符号は
カタカナ文字の中で最も使用頻度が高い。その結果,カタカナ語の書字・形態-音韻対応
の一貫性は,これまで考えられてきた程高いわけではないことも明らかとなった。これら
の事実をもとに,Hino et al. (2011)は,漢字語とカタカナ語の書字・形態-音韻対応の一貫
性は,これまで考えられてきた程,大きく異なるわけではないとしている。さらに,これ
らのデータは,漢字語とカタカナ語との間に処理の差異を仮定する形態深度仮説の妥当性
についても,再検討が必要であることを示唆する。
さらに,第1 章で述べたように,中国語や日本語の漢字熟語を使って同音語効果を報告
している研究が存在することから(e.g., Chen et al., 2009; Hino et al., 2012; Tamaoka, 2007;
Ziegler et al., 2000),中国語や日本語の漢字語を読む際にも,自動的な音韻活性化が生じて
いる可能性も示唆される。
研究1)の目的
このように,Chen et al. (2007)の実験結果とは対照的に,中国語や日本語の漢字熟語を用
いた先行研究の中には,音韻情報の自動的な活性化を示唆するデータも報告されている。
そこで,本研究では,マスクされたプライムを使った語彙判断課題において漢字熟語に対
する同音語プライミング効果が観察されるかどうか再検討を試みた。まず実験1 では,Chen
et al.が使用した漢字熟語の同音語プライム,無関連語プライム及びターゲットを使用し,
彼らのデータの再現を試みた。
後に記すように,実験1 ではChen et al. (2007)の結果とは異なり,有意な同音語プライミ
ング効果が観察された。そこで,実験2 では新たな刺激ペアを作成し,同様の課題を使っ
て,同音語プライミング効果を再現可能かどうか検討した。また,この実験では同音語プ
23
ライミング効果の検出を可能な限り容易にするために,プライムには出現頻度の高い語を,
ターゲットには出現頻度の低い語を使用した。さらに,実験1 で使用したChen et al.の刺
激ペアでは同音語プライムとターゲットとの間のアクセント型が統制されていなかったこ
とから,実験2 では同音語プライム―ターゲット間のアクセント型の異同を実験変数とし
て操作し,この変数が同音語プライミング効果の大きさに影響するのかどうかについても
検討した(e.g., 戦闘‐銭湯vs. 放送‐包装)。
マスク下の同音語プライミング効果
視覚的単語認知の研究において,マスク下のプライミング手法は,最近,多くの研究で
使用されるようになってきた手法の1 つである。最も一般的なマスク下のプライミング課
題の手続きでは,プライムが50ms 間提示され,プライムを即座にターゲットと置き換え
るとともに,プライムに先立ってマスク刺激(####)が1 秒間提示される。この方法により,
プライムはマスク刺激による順向マスキングを受けるとともに,ターゲットによる逆向マ
スキングを受けることになる。その結果,実験参加者はほとんどプライムの存在に気付か
ず,プライムの同定はほぼ不可能となる。プライムの同定が不可能であるにも関わらず,
この課題では,ターゲットに対する課題成績にプライミング効果が認められる(e.g., Forster
& Davis, 1984; Kinoshita & Lupker, 2003)。マスク下のプライムは同定不可能であっても,そ
の語彙情報(i.e., プライムの書字・形態,音韻,語彙・意味情報)は自動的に活性化される
可能性が高い。したがって,プライムとターゲットとの間で語彙情報の一部が共有される
とき,マスク下のプライムに対する自動的処理によりターゲットに対する処理が促進され,
プライミング効果が観察されると解釈されている(e.g., Forster & Davis, 1984; Kinoshita &
Lupker, 2003)。
Forster & Davis (1984)が議論するように,この手法では,実験参加者はプライムの存在に
すら気付かず,プライムに対する処理時間も著しく制限される。そのため,プライムの情
報を使った意図的・方略的な処理により課題成績が影響を受ける可能性は著しく低く,観
24
察されるプライミング効果は,専ら語彙情報の自動的活性化に依存するものと解釈されて
きた。確かに,この手法ではプライムに対する処理時間が著しく制限されるため,プライ
ムの情報をもとにどのようなターゲットが提示されるかを順行的に期待するのは不可能で
あろう。しかし,Bodner & Masson (2003)やKusunose, Hino & Lupker (2016)が提案するよう
に,プライムにより自動的に活性化された情報とターゲットにより活性化された情報との
間の一致性・関連性を逆行的に評価するなどの方略が課題成績に効果を持つ可能性は否定
できない。ただし,その場合でも,観察される効果は,プライムに対する自動的な語彙情
報の活性化に起因するものであることは間違いないものと思われる。この問題については,
第3 章でさらに詳しく述べる。
いずれにしても,研究1) の焦点はプライムの自動的な処理により音韻活性化が生じる
かどうかという問題であるため,一般的なマスク下のプライミング課題の手続きを採用し
て,同音語プライミング効果の観察を試みた。研究1)では,書字・形態情報と語彙・意味
情報を共有せず,音韻情報のみを完全に共有する(同音の)漢字二字熟語のプライムとター
ゲットを使用した。そのため,もしマスクされたプライムの音韻情報が自動的に活性化し
ているなら,プライムとターゲットは音韻情報を共有しているため,ターゲットに対する
反応が促進され,プライムとターゲットとの間の同音性によるプライミング効果(i.e., 同音
語プライミング効果)が観察されるはずである。一方,Chen et al. (2007)の指摘するように,
漢字語を読む際には,その初期段階に音韻活性化は生じないなら,漢字語プライムの音韻
情報の異同は,ターゲットに対する反応に効果を持たないため,同音語プライミング効果
は観察されないはずである。
実験1
目的
実験1 では,Chen et al. (2007)が使用した同音語プライム,無関連語プライム及びターゲ
25
ットを使って,マスクされたプライムを伴う語彙判断課題において,同音語プライミング
効果の観察を試みた。
方法
実験参加者 大学生及び大学院生30 名(平均年齢20.4 歳;SD=2.28)が本実験に参加
した。実験参加者は全て日本語を母国語とし,眼鏡等による矯正も含めて正常の範囲の視
力を有した。
刺激 Chen et al. (2007)が使用した漢字二字熟語刺激の中から,同音語プライム72 語,
無関連語プライム72 語,及びターゲット72 語を使用して,二つの刺激リストを作成した。
それぞれのリストでは,ターゲットの半数を同音語プライムとペアにし,残りの半数は無
関連語プライムとペアにした。また,一方の刺激リストで同音語プライムとペアにされた
ターゲットは,他方の刺激リストでは無関連語プライムとペアにした。
さらに,それぞれの刺激リストには,非語試行用の語プライム-非語ターゲット・ペア
を72 ペア加えて使用した。非語ターゲットは,読み方が一つしかない漢字を当用漢字音訓
表(小川・西田・赤塚, 1977)から選択して,関連のない漢字二文字を組み合わせて作成した。
これらの非語ターゲットを,語試行用刺激ペアには使用していない漢字二字熟語と組み合
わせて語プライム-非語ターゲット・ペアを72 ペア作成した。これらのペアを二つの刺激
リストで共通して使用した。
手続き 実験参加者は個別に実験に参加した。実験参加者には,CRT モニター(Iiyama,
HM204DA)中央に提示される凝視刺激(####)に続いて提示された漢字文字列が“語”である
か“非語”であるかを判断し,PC(IBM-AT 互換機)に接続された反応ボックス上の“語”キーあ
るいは“非語”キーをできるだけ迅速かつ正確に押すよう求めた。実験参加者は,常に,利
き手を使って“語”反応をするよう二つのキーを割り当てた。
実験は144 試行からなり,刺激提示順序は実験参加者毎にランダムであった。実験に先
立って,練習試行を16 試行実施した。練習試行では,実験試行で使用していない刺激ペア
26
を提示した。練習試行中のみ,各試行直後に反応時間と反応の正誤に関するフィードバッ
クを与えた。
各試行は400Hz のビープ音を50ms 間提示することで開始された。ビープ音に続いてCRT
モニター中央に凝視刺激としてのマスク(####)が提示された。マスク提示から1秒後に
マスクと同位置にプライムが50ms 間提示され,即座にターゲットに置き換えられた。マ
スク,プライム,ターゲットは全て黒色背景に白色で提示した。また,これらの刺激はCRT
モニターの垂直同期信号に同期させて提示した。実験参加者に対して,刺激提示順序の詳
細,特にプライムの存在については実験前には言及せず,実験終了後に説明した。実験1
における一連の流れをFigure 2 に示す。
実験参加者には,CRT モニターの前方約50cm のところに座り,ターゲットが“語”であ
るか“非語”であるかを判断して,所定のキーをできるだけ迅速かつ正確に押すよう教示し
た。ターゲット提示からキー押し反応までの反応時間と反応の正誤が,PC により自動的に
記録された。試行間間隔時間は1 秒であった。
結果
72 個の漢字熟語ターゲットに対する反応時間及び誤反応率を分析した。反応時間のデー
タのうち,各実験参加者の平均から2.5×標準偏差の範囲外にあるものは,外れ値とみなし
てデータ分析から除外した。その結果,55 個(2.54%)のデータが外れ値として除外された。
さらに,誤反応は反応時間の分析から除外した。その結果,195 個(9.02%)の誤反応が反応
時間の分析から除外された。
反応時間と誤反応率の実験参加者平均と項目平均のデータに対して,それぞれ実験参加
者を無作為要因とする分析(F1:以後,実験参加者分析と略記)とターゲット刺激を無作為
要因とする分析(F2:以後,項目分析と略記)を行った。プライム・タイプ(同音語,無関連
語)は,実験参加者分析では実験参加者内要因,項目分析では項目内要因であった。実験
27
Figure 2. A Trial sequence used in Experiment 1.
28
参加者分析からの平均反応時間と誤反応率のデータをTable 1 に示す。
漢字熟語ターゲット試行の反応時間の分析では,プライム・タイプの主効果が実験参加
者分析と項目分析の両方で有意であった(F1(1, 29) = 12.76, MSE = 642.52, p < .01; F2(1, 71) =
10.17, MSE = 2076.66, p < .001)。この結果は,同音語プライム条件における“語”反応の方が,
無関連語プライム条件における反応よりも有意に速かったことを反映している。一方,誤
反応率の分析では,有意な効果は検出されなかった(全ての F < 1.2)。また,非語ターゲッ
ト試行の平均反応時間は672 ms (SEM = 21.02),誤反応率は5.07%(SEM = 0.87)であった。
考察
Chen et al. (2007)が使用した同音語ペア及び無関連語ペアをそのまま使用したにも関わ
らず,Chen et al.の実験結果とは異なり,実験1 では24ms の有意な同音語プライミング効
果が観察された。Chen et al.の実験では,プライムに先立ってマスクが提示されることはな
く,また,プライムの提示時間も85 ms 及び150 ms と比較的長かった。一方,本実験では,
プライムに先立ってマスクが提示された上に,プライムの提示時間も50 ms と短かったた
め,実験後のインタビューでプライムの提示に気付いたと報告した実験参加者はいなかっ
た。
実験手続きの若干の違いから,Chen et al.の実験と本実験を比較すると,本実験の方がプ
ライムに対する意図的・方略的処理が介入する可能性は低い。そのため,本実験の課題成
績はプライムに対する自動的処理をより良く反映している可能性が高い。したがって,本
実験で有意な同音語プライミング効果が観察されたということは,漢字熟語の読みの初期
段階において音韻情報が自動的に活性化されることを示唆しているものと思われる。
しかし,刺激の提示方法が若干異なるにしろ,Chen et al. (2007)の実験では同音語プライミ
ング効果は検出されなかったため,本実験の結果のみから漢字熟語の読みの初期段階にお
ける自動的な音韻活性化の可能性に言及してもやや説得力に欠けるかもしれない。そこで,
29
Table 1
Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Word” trials in Experiment 1.
Prime Type RT (ms) Error (%)
Homophone
601 9.37
(14.02) (1.14)
Unrelated
625 8.13
(17.08) (1.07)
Priming Effect
24 -1.25
(6.54) (1.30)
Note - Standard errors of the means are in parentheses ( ).
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 30
本研究の実験2 では新しい刺激ペアを使用し,異なる実験参加者による実験において,本
実験の結果を再現可能かどうかさらに検討した。
実験2
目的
実験1 で観察された漢字熟語に対する同音語プライミング効果が再現可能かどうか再検
討するために,実験2 では新しい刺激ペアを作成して,同音語プライミング効果の観察を
試みた。この実験では同音語プライミング効果の観察を可能な限り容易にするために,同
音語ペアのうち出現頻度が高い方の語をプライムに,低い方の語をターゲットに使用した。
刺激の変更に加えて,同音語プライミング効果の大きさが同音語ペア間のアクセント型
の異同により変動するのかどうかも検討するため,同音語ペア間のアクセント型の異同を
実験変数として操作した。Chen et al. (2007)の実験では,アクセント型が統制されていなか
ったため,同音語プライミング効果が観察されなかった可能性も考えられる。もしこのこ
とが正しければ,アクセント型の異同によって同音語プライミング効果の大きさが変化す
るはずである。
さらに,この実験で同音語プライミング効果が観察された場合,その活性化された音韻
情報はどのような特徴を持っているのかも把握できる可能性がある。つまり,同音語プラ
イミング効果が音素,モーラ,音節などの下位レベルの音韻情報活性化に由来する効果で
あるなら,同音語ペア間のアクセント型に関係なくプライミング効果が期待される。一方,
この効果が語全体レベルの音韻活性化に由来する効果であるなら,アクセントが同じ同音
語ペアの方が観察されるプライミング効果は大きくなるはずである。
そこで,実験2 では,新たな刺激セットを使用した場合でも実験1 同様に同音語プライ
ミング効果が観察されるのか,また効果が観察された場合,その音韻情報の活性化はどの
ような処理段階で生じる効果であるのかを検討するために,同音語ペア間のアクセント型
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 31
の異同を操作した語彙判断課題を行った。
方法
実験参加者 早稲田大学に在籍する大学生及び大学院生28 名(平均年齢19.7 歳;SD=
1.74)がこの実験に参加した。実験参加者は全て日本語を母国語とする南関東(東京,埼
玉,千葉,神奈川県)の出身者であり,眼鏡等による矯正も含めて正常の範囲の視力を有
した。いずれの実験参加者も実験1 には参加していない。3
刺激 天野・近藤(2003b)の出現頻度データベースから漢字二字熟語の同音語ペアを96
ペア選択した。同音語ペアは漢字と意味を共有しないものを選択し,半数はアクセント型
が同じ同音語ペアを(e.g.,放送-包装),残りの半数はアクセント型が異なる同音語ペアを選
択した(e.g.,戦闘-銭湯)。アクセント型の異同は天野・近藤(2003a)の単語アクセントデー
タベースに基づいて判断した。4
各同音語ペアのうち,出現頻度の低い方の語をターゲットとして使用した。ターゲット
の出現頻度は全て287,792,797 語中16 以上13,346 未満であり,平均は1,721.6 であった。
一方,同音語ペアのうち出現頻度の高い方の語をプライムとして使用した。同音語プライ
ムの出現頻度は全て746 以上69,428 未満,平均は16,163.0 であり,有意にターゲットの出
現頻度よりも高かった(F(1, 190) = 88.81, MSE = 112,715,277.66, p < .001)。さらに,同音語プ
ライム及びターゲットとモーラ数が同じで,同音語プライムと出現頻度がほぼ等しいが,
ターゲットと形態,音韻,意味のいずれも類似しない漢字二字熟語の無関連語プライムを
選択した。つまり,無関連語プライムはターゲットとの間で,文字やモーラを共有しない
無関連な漢字熟語であった。また,無関連語プライムは,ターゲットとの間でアクセント
3 実験2 では,プライムとターゲットとの間のアクセント型の異同を標準語アクセントに基づいて操作
したため,実験参加者のアクセントが標準語アクセントに一致している必要があった。そのため,南関東
出身者を対象に実験を実施した。
4 実験2 で使用した96 ペアの同音語ペアのうち4 ペアは,Chen et al. (2007)の刺激ペアに含まれるもの
であった。さらに,語ペアとしては異なるが,同音語プライム2 語,無関連語プライム2 語,及び同音語
ターゲット2 語もChen et al.の刺激ペアに含まれていた。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 32
型が異なるもののみを選択した。無関連語プライムの出現頻度は全て917 以上85,958 未満,
平均は17,474.8 であり,ターゲットの出現頻度よりは有意に高かったが(F(1, 190) = 78.04,
MSE = 153,904,463.55, p < .001),同音語プライムの出現頻度との間に有意差は認められなか
った(F(1, 190) = .35, MSE = 261,696,388.22) 。
同型アクセント同音語プライム条件の48 ペアと異型アクセント同音語プライム条件の
48 ペアのプライムを無関連語プライムで置き換えることにより,統制ペアを作成した。
Table 2 に示したように,これら4 条件のプライムは出現頻度,画数の総和,文字単語親密
度,モーラ数,形態隣接語数を統制した(全てのF < 1.8)。また,同型・異型アクセント条
件間で,ターゲットについても,これらの変数を統制した (全てのF < 1)。5
同型アクセント条件の同音語ペアと統制ペア,異型アクセント条件の同音語ペアと統制
ペアから,二種類の刺激リストを作成した。ひとつの刺激リストは96 ペアからなり,同型
アクセント同音語ペアを24 ペア,その統制ペアを24 ペア,異型アクセント同音語ペアを
24 ペア,その統制ペアを24 ペア含んだ。二つの刺激リストのうち,一方のリストで同音
語プライムと組み合わせたターゲットは,他方のリストでは無関連語プライムと組み合わ
せることによりカウンターバランスを取った。つまり,各刺激リスト内では,同じターゲ
ットが二度以上提示されることはなく,それぞれのターゲットは一種類のプライムのみと
組み合わせて提示されたが,刺激リスト毎に異なるプライムと組み合わされた。これら二
つの刺激リストに非語試行用の語プライム-非語ターゲット・ペアを96 ペア加えた。語プ
ライム-非語ターゲット・ペアは,実験1 と同様の方法で作成し,これらのペアを二つの
刺激リストで共通して使用した。実験2 で使用した刺激をAppendix A に示す。
手続き 実験2 の手続きは実験1 と同様であった。
5 文字単語親密度及び画数の総和は,天野・近藤(2003a)によった。出現頻度は天野・近藤(2003b)によっ
た。形態隣接語数は,国立国語研究所(1993)に含まれる“sakuin.dat”を使用して計算した。“sakuin.dat”は
36,780 語の語彙エントリーを持つ。
字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 33
Ta b l e 2
Me a n w o r d f r e q u e n c y ( F r e q ) , e x p e r i e n t i a l f a m i l i a r i t y r a t i n g ( F a m ) , s u m m e d n u m b e r o f s t r o k e s ( S t r o k e s ) ,
o r t h o g r a p h i c n e i g h b o r h o o d s i z e ( N ) a n d n u m b e r o f m o r a e (Mo r a e ) f o r e a c h t y p e o f p r i m e s a n d t a r g e t s i n
E x p e r i m e n t 2 .
A c c e n t
Ty p e
S t i mu l u s F r e q F a m S t r o k e s N Mo r a e
S a me
H o mo p h o n e P r i me s 1 6 5 1 4 . 5 5 . 8 8 1 7 . 9 2 4 6 . 9 4 3 . 4 2
U n r e l a t e d P r i me s 1 7 2 5 3 . 3 5 . 9 2 1 8 . 8 8 4 9 . 9 4 3 . 4 2
Ta r g e t s 1 7 6 5 . 5 5 . 4 3 1 8 . 9 2 4 4 . 2 9 3 . 4 2
D i f f e r e n t
H o mo p h o n e P r i me s 1 5 8 1 1 . 4 5 . 9 3 1 7 . 8 3 5 4 . 4 4 3 . 3 3
U n r e l a t e d P r i me s 1 7 6 9 6 . 3 5 . 9 1 1 8 . 9 2 5 1 . 8 1 3 . 3 3
Ta r g e t s 1 6 7 7 . 7 5 . 4 2 1 9 . 1 9 3 9 . 2 7 3 . 3 3
N o t e – E x p e r i e n t i a l f a mi l i a r i t y r a t i n g s a n d t h e s u mme d n u mb e r s o f s t r o k e s a r e t a k e n f r o m A ma n o a n d
K o n d o ( 2 0 0 3 a ) . Wo r d f r e q u e n c y c o u n t s a r e f r o m A ma n o a n d K o n d o ( 2 0 0 3 b ) . O r t h o g r a p h i c n e i g h b o r h o o d
s i z e s a r e c a l c u l a t e d u s i n g N a t i o n a l L a n g u a g e R e s e a r c h I n s t i t u t e ( 1 9 9 3 ) .
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 34
結果
96 個の漢字熟語ターゲットに対する反応時間及び誤反応率を分析した。反応時間のデー
タのうち,各実験参加者の平均から2.5×標準偏差の範囲外にあるものは,外れ値とみなし
てデータ分析から除外した。その結果,71 個(2.64%)のデータが外れ値として除外された。
さらに,誤反応は反応時間の分析から除外した。その結果,203 個(7.55%)の誤反応が反応
時間の分析から除外された。
反応時間と誤反応率の実験参加者平均と項目平均のデータに対して,それぞれ実験参加
者分析と項目分析を行った。プライム・タイプ(同音語,無関連語)とアクセント型(同型,
異型)を二要因とする分散分析において,実験参加者分析では,これら二要因はいずれも
実験参加者内要因,項目分析ではプライム・タイプは項目内要因,アクセント型は項目間
要因であった。実験参加者平均による分析からの平均反応時間と誤反応率のデータをTable
3 に示す。
漢字熟語ターゲット試行の反応時間の分析では,プライム・タイプの主効果が実験参加
者分析と項目分析の両方で有意であった(F1(1, 27) = 10.90, MSE = 1001.14, p < .01; F2(1, 94)
= 16.29, MSE = 1208.58, p < .001)。この結果は,同音語プライム条件における“語”反応の方
が無関連語プライム条件における反応よりも有意に速かったことを反映している。アクセ
ント型の主効果は有意ではなかった(全てのF < 1.9)。プライム・タイプとアクセント型の
間の交互作用も有意ではなかった(全てのF < 1)。このように,同型アクセント条件(18 ms)
と異型アクセント条件(21 ms)において,ほぼ等しい大きさの同音語プライミング効果が観
察された。一方,誤反応率の分析では,有意な効果は検出されなかった(全ての F < 2.1)。
また,非語ターゲット試行の平均反応時間は684 ms (SEM = 18.26),誤反応率は5.34% (SEM
= 1.32)であった。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 35
Table 3
Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Word” trials in Experiment 2.
Prime Type
Accent Type
Same Different
RT(ms) Error(%) RT(ms) Error(%)
Homophone
621 6.00 638 6.86
(15.07) (1.08) (15.11) (1.39)
Unrelated
639 7.57 659 8.61
(16.75) (1.12) (16.31) (1.88)
Priming Effect
18 1.57 21 1.75
(7.54) (1.22) (7.91) (2.10)
Note - Standard errors of the means are in parentheses ( ).
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 36
考察
実験2 の結果,反応時間に有意な同音語プライミング効果が観察された。また,アクセ
ント型の主効果もアクセント型とプライム・タイプの交互作用も観察されなかったことか
ら,この実験で観察された同音語プライミング効果はアクセント型の異同に関係なく,ほ
ぼ等しい大きさであった。アクセント型による効果が検出されなかったということは,同
音語プライミング効果がプライムとターゲットとの間の語全体レベルの音韻情報の共有で
はなく,むしろ,音素,モーラ,音節など,部分的な音韻情報の共有による効果であるこ
とを示唆しているものと思われる。この点は,総合考察でさらに言及する。
新たな刺激ペアと新たな実験参加者による実験2 においても,実験1 と同様,有意な同
音語プライミング効果が観察された。二つの実験で共に有意な同音語プライミング効果が
観察されたという事実は,形態深度仮説からの予測とは異なり,漢字熟語の読みの初期段
階においても,音韻情報が自動的に活性化される可能性が高いことを示すものと考えられ
る。
総合考察
Chen et al. (2007)は,プライムに漢字熟語を用いた実験では同音語プライミング効果が観
察されなかったことから,形態深度仮説からの予測通り,漢字熟語の読みの初期段階には
自動的な音韻活性化は生じないと提案した。しかし,本研究では,Chen et al.が使用した同
音語ペアをそのまま使用した実験1 においても,新たな刺激ペアを使用した実験2 におい
ても,有意な同音語プライミング効果が観察された。
既に述べた通り,本研究で採用した実験手続きは,Chen et al.(2007)の課題以上にプライ
ムに対する意図的・方略的処理の介入を困難にするものであった。そのため,実験1 と2
で観察された効果は,プライムに対する自動的処理の結果をよりよく反映しているはずで
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 37
ある。さらに,それぞれの同音語ペア間では書字・形態情報と意味情報は重複しておらず,
音韻情報のみが共有されていた。そのため,実験1 と2 で観察された同音語プライミング
効果は,純粋に音韻情報のみの共有によって生じたものと考えられる。したがって,異な
る刺激セットを使用し,異なる実験参加者を使った実験1 と2 において共に有意な同音語
プライミング効果が観察されたという事実は,漢字熟語の読みの初期段階において,自動
的に音韻情報が活性化されることを明確に示唆するものと思われる。
しかし,必ずしもプライムが同定不可能ではない手続きを使って,Chen et al. (2007)の実
験1 では,同音語プライミング効果の観察に失敗していることから,少なくとも,その手
続きによるデータは不安定であり,音韻情報の自動的な活性化のプロセスを観察するため
には,本研究で採用したマスク下のプライムを使った手続きの方が有効なのかもしれない。
また,実験2 では,同音語ペアにおけるアクセント型の異同を実験変数として操作した
上で,同音語プライミング効果の大きさを比較した。もし,同音語プライミング効果が語
全体レベルの音韻情報による効果であるなら,アクセント型が同じペアと比較して,アク
セント型が異なるペアでは同音語プライミング効果は小さくなることが期待される。しか
し,実験2 の結果,同音語プライミング効果の大きさは同音語ペアのアクセント型の異同
に依存しなかった。この結果から,実験2 で観察された同音語プライミング効果は,語全
体レベルの音韻情報の共有によるのではなく,むしろ,音素,モーラ,音節など下位レベ
ルの音韻情報の部分的共有による効果であると考えられる。
したがって,この結果は漢字熟語の音韻符号化の際には,語全体レベルによる音韻符号
化のみが機能するという提案(e.g., Wydell, Butterworth & Patterson, 1995)には矛盾するよう
である。むしろ,語全体レベルばかりでなく,音節,モーラ,音素などの下位レベルの音
韻符号化が同時に機能するとする仮説(e.g., Frost, 2005; Fushimi et al., 1999)を支持するもの
と思われる。本研究の結果から,少なくとも漢字熟語の読みの初期段階に生じる音韻活性
化は,音節,モーラ,音素などを単位とするものと考えられる。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 38
この章では,漢字熟語の読みの初期段階において,音韻情報は自動的に活性化されるの
かどうかを検討するために,漢字熟語による同音語ペアを使用して,マスクされたプライ
ムを伴う語彙判断課題において同音語プライミング効果が観察されるかどうか検討した。
二つの実験では,いずれも有意な同音語プライミング効果が観察された。この結果は,形
態深度仮説からの予測に反して,漢字熟語を読む際,その初期段階において音韻情報が自
動的に活性化することを示唆するものであった。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 39
第3 章
研究2)刺激の提示方法と同音語ペアの比率が
同音語プライミング効果に及ぼす影響の検討
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 40
はじめに
第2 章では,Chen et al. (2007)の刺激と新たに作成した(楠瀬他, 2013,による)刺激を用い
た語彙判断課題において,有意なマスク下の同音語プライミング効果を観察した。これら
の結果は,漢字語の読みの初期段階に自動的な音韻活性化が生じることを示唆するものと
解釈できる。しかし,Chen et al.の実験1 では同音語プライミング効果が観察されなかった
ことから,この効果の大きさが何かの要因によって変動する可能性が考えられる。そして,
もしこの効果の大きさの変動が意図的・方略的な処理によるものであるなら,この効果が
自動的に生じる効果であると結論するわけにはいかないことになる。そこで,第3 章では,
マスク下の同音語プライミング効果の大きさがどのような要因により変動するのかについ
てさらに検討を加えた。
本研究の実験1・2 は,プライムの提示時間,マスク刺激の有無,および語試行におけ
る同音語ペアの比率などがChen et al. (2007)の実験1 とは異なっていた。Chen et al.が同音
語プライミング効果の検出に失敗したのは,こうした手続きの違いに起因するのかもしれ
ない。そこで,第3 章では異なる実験手続きによる3 つの実験を通して,Chen et al.の実験
1 で同音語プライミング効果が観察されなかった理由を解明し,漢字語の読みにおける音
韻活性化が自動的な処理によるのか,それとも意図的・方略的な処理が介在するのかとい
う問題について考察した。
プライムの提示方法
Chen et al. (2007)の実験1 では,マスク刺激(####)の代わりに,凝視刺激(+)を提示し,プ
ライムの提示時間は85ms と150ms であった。マスク刺激を提示しない上に,提示時間も
本研究の実験1・2 のプライムの提示時間(50ms)よりも長いことから,85ms のプライム提
示条件でも彼らの実験参加者はプライムを読み取ることができた可能性がある。そうであ
るなら,プライムに対する処理に注意が向けられることで,ターゲットに対する処理が疎
かになり,同音語プライミング効果の検出が難しくなってしまったのかもしれない。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 41
Durante & Hirshman (1994)は,マスクされたプライムを伴う語彙判断課題において,プラ
イムの同定成績とターゲットに対する語彙判断の成績に認められる意味的プライミング効
果の大きさの比較を試みた。彼らの3 つの実験では,いずれも関連ありプライムに対する
同定成績が上昇した場合には,意味的プライミング効果は観察しにくくなるという結果が
観察されている。そして,Durante & Hirshman は,マスク下のプライムに対してより注意
が向けられたことによってプライムに対する処理が優先され,結果としてターゲットに対
する処理が妨害されたことにより意味的プライミング効果の検出が難しくなったものと説
明している。また,Forster & Davis (1991)もマスク下のプライムに対する処理がターゲット
に対する処理を妨害することによって生じる抑制効果の存在を指摘している(i.e., onset
priming effect)。
このように,プライムが認識し易い状況下では,プライムの処理に注意が向けられるこ
とで,ターゲットに対する処理が疎かになる可能性がある。つまり,マスク刺激を使用せ
ず,プライムの提示時間も比較的長いChen et al. (2007)の実験1 において,同様の現象が
生じ,同音語プライミング効果の検出が難しくなったのかもしれない。そこで,実験3 で
は,実験1 と2 で使用した刺激セットを用いて,Chen et al.の実験1 と同じプライム提示方
法を使って同音語プライミング効果の観察を試みた。もし,Chen et al.による同音語プライ
ミング効果検出の失敗がプライムの提示方法によるなら,Chen et al.の刺激セットを使った
場合(実験3a)も,実験2 で使用した(楠瀬他, 2013,による)刺激セットを使った場合(実験3b)
も,有意な同音語プライミング効果は観察されないはずである。6
語試行における同音語ペアの比率
次に,Chen et al. (2007)の実験1 と本研究の実験1・2 との間の相違点として,語試行に
含まれる同音語ペアの比率についても挙げることが出来る。本研究の実験1・2 では,語試
6 ただし,Chen et al. (2007)の実験1 では有意な意味的プライミング効果が観察されていることから,
この解釈は十分に妥当なものとは言えないかもしれない。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 42
行における同音語ペアの比率が50%であった。一方,Chen et al.の実験1 では,同音語ペア
の比率は25%であった。これは,彼らの実験では同音語プライミング効果と意味的プライ
ミング効果を同時に観察しようとしたためである。
例えば,ターゲットに対する語彙判断生成において,プライムとターゲットとの間の同
音性を手掛かりとして利用するような処理方略が採用されていたと仮定すれば,同音語ペ
アの比率が高い程,同音語プライミング効果は観察され易く,同音語ペアの比率が低い程,
この効果を観察し難くなることが期待される。プライムの提示時間が十分に長い場合,意
味的プライミング効果の大きさは,関連のあるプライムとターゲットからなる語ペアで構
成された関連ありペアが語試行中に占める比率が高いほど大きいことが知られている(e.g.,
Neely, 1977; Neely, Keefe & Ross, 1989; Seidenberg, Waters, Sanders & Langer, 1984)。
一般に,語彙判断課題では,プライムの提示時間が500ms 以上の場合,関連ありペアの
比率に応じて意味的プライミング効果の大きさが変動するのに対して,プライムの提示時
間が250ms より短い場合には関連ありペアの比率によるプライミング効果の大きさの変動
は観察されない(Neely, 1991, 参照)。こうした事実をもとに,関連ありペアの比率に応じて
意味的プライミング効果の大きさが変動するのは,その効果が自動的な意味活性化のメカ
ニズムではなく,意図的・方略的な処理に基づいて生じているためであると説明される。
特に,プライムとターゲットの間の関連性の有無を手掛かりとして語彙判断がなされるよ
うな方略が採用される場合,意味的プライミング効果の大きさは関連ありペアの比率によ
って大きく変動することが期待される。関連ありペアの比率が高い場合には,プライムと
ターゲットの間に意味的関連性が検出されると,それがターゲットに対する“語”反応の有
効な手掛かりとなる。一方,語試行中の関連ありペアの比率が低い場合には,プライムと
ターゲットの間に関連性が検出されても,それがターゲットに対する語彙判断のための手
掛かりとしてはあまり有効に機能しない。その結果,関連ありペアの比率が高い場合のみ,
関連性による判断方略が機能し,意味的プライミング効果が増幅されることになると考え
られている。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 43
さらに,Bodner & Masson (2003) は,マスクされたプライムを伴う語彙判断課題におい
ても,関連ありペアの比率が高いほど,意味的プライミング効果が大きくなることを報告
している。7 彼らは,マスクされたプライムが提示された場合にも,その意味情報が自動
的に活性化されることによりターゲットとの間の関連性が評価され,語彙判断に対するバ
イアスが生じるため,マスクされたプライムによる意味的プライミング効果の大きさも関
連ありペアの比率の影響を受けると提案している。さらに,Kusunose, Hino & Lupker (2016)
は,最近,マスク提示されたプライムの形態隣接語とターゲットとの間の関連性による意
味的プライミング効果の大きさが,語試行中の関連ありペアの比率に依存して増加するこ
とを報告し,Bodner & Masson の提案をもとに彼らのデータを説明している。
このように,マスクされないプライムが提示された場合ばかりでなく,マスクされたプ
ライムが提示された場合にもプライムとターゲットとの間の関連性や同音性がターゲット
に対する語彙判断生成の際の手掛かりとして機能し得るなら,同音語プライミング効果の
大きさは語試行中の同音語ペアの比率が高い場合に観察され易いのに対して,語試行中の
同音語ペアの比率が低い場合にはこの処理方略の有効性が低くなるため,同音語プライミ
ング効果の観察が難しくなることが予想される。その結果,語試行中の同音語ペアの比率
が低かった Chen et al. の実験1 では同音語プライミング効果が観察されなかったのかも
しれない。そこで,実験4 では,実験1・2 の刺激セットにフィラーの刺激ペアを加えるこ
とで,同音語ペアの比率をChen et al.の実験1 と同じく25%に設定して,実験1・2 と同じ
プライム提示方法を使った実験を行い,同音語プライミング効果が消失するかどうかにつ
いて検討した。
さらに,Neely (1991)が提案するように,プライムの提示時間が長い程,意図的・方略的
な処理が課題成績に効果を持つ可能性が高くなると仮定したとき,第2 章の実験1・2 のプ
ライムの提示方法よりも,Chen et al. の実験1 と同じプライムの提示方法を使った場合の
7 ただし,Grossi (2006)やPerea & Rosa (2002)は,同様の課題において関連あり試行の比率がマスク下の
意味的プライミング効果の大きさに影響しないことを報告している。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 44
方が意図的・方略的処理に依存した効果を観察できる可能性が高くなるものと思われる。
もし,同音語プライミング効果の生起に意図的・方略的処理が介在し,プライムとターゲ
ットとの間の同音性がターゲットに対する語彙判断の手掛かりとして利用されているなら,
同音語ペアの比率による同音語プライミング効果の大きさの変動は,Chen et al.の実験1 と
同じプライム提示方法を用いた実験において,より顕著に観察されるはずである。この予
測を検討するために,実験5 では,Chen et al.の実験1 と同じプライム提示方法を使った語
彙判断課題において,同音語ペアの比率を25%に設定して同音語プライミング効果の観察
を試みた。もし,同音語プライミング効果が意図的・方略的な処理に依存して生じる効果
であるなら,この実験では,Chen et al.と同様,同音語プライミング効果は小さくなり,観
察され難くなるものと思われる。 一方,Chen et al.の実験1 と同様の方法による語彙判断
課題において同音語ペアの比率が50%に設定された実験3 では,比較的大きな同音語プラ
イミング効果が期待されることになる。
研究2)の目的
第2 章で観察された同音語プライミング効果は,音韻情報の自動的な活性化によって生
じる効果であると考えてきたが,少なくとも現時点では,この効果が意図的・方略的処理
による効果である可能性を完全に排除することはできない。例えば,実験1・2 の実験参加
者は,プライムとターゲットとの間の同音性をターゲットに対する語彙判断の手掛かりと
して利用していたのかもしれない。マスクされたプライムに対しても自動的な音韻活性化
が生じるなら,その情報をターゲットに対する語彙判断の手掛かりとして利用していた可
能性がある。
そこで第3 章では,第2 章で観察された同音語プライミング効果が自動的な音韻活性化
のメカニズムに起因する自動的な効果なのか,それとも意図的・方略的処理が介在する効
果なのかについて検討するため,プライムの提示方法と語試行中の同音語ペアの比率を操
作し,同音語プライミング効果の大きさがこれらの要因に依存するかどうかについて検討
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 45
した。実験1-5 において操作した要因をTable 4 に示す。
これらの実験を通して,Chen et al. (2007)の実験1 において同音語プライミング効果が検
出されなかった理由がいずれの実験操作によるものかを明らかにすることができるものと
考えられる。一方,どの実験においてもほぼ等しい大きさの有意な同音語プライミング効
果が観察されるなら,同音語プライミング効果はこれらの要因の影響を受けない効果であ
り,漢字熟語の読みの初期段階に自動的に音韻情報が活性化することによって生じる自動
的な効果であることをより明確に示すことが出来るものと思われる。
実験3a・3b
Chen et al. (2007)の実験1 において観察されなかった同音語プライミング効果は,刺激の
提示方法によるものかどうかという問題について検討した。実験3a では実験1 で使用した
Chen et al. (2007)の刺激セットを,実験3b では実験2 で使用した新たに作成した(楠瀬他,
2013, による)刺激セットを用いて,同音語ペアの比率を50%に設定し,Chen et al. と同様
のプライム提示方法を使った語彙判断課題を行った。また,実験3b で使用した刺激セット
について,実験2 においてアクセント型の違いによる効果が検出されなかったことから,
アクセント型の異同は実験要因として考慮せずに使用した。
方法
実験参加者 実験3a には早稲田大学の大学生及び大学院生30 名(平均年齢20.4 歳;SD
=1.61)が,実験3b には30 名(平均年齢20.8 歳;SD=2.61)が参加した。実験参加者は
全て日本語を母国語とし,眼鏡等による矯正も含めて正常の範囲の視力を有した。いずれ
の実験参加者も実験1・2 には参加していない。
刺激 実験3a で使用した刺激セットは実験1 と同様であり,実験3b で使用した刺激セッ
トは実験2 と同様であった。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 46
Ta b l e 4
E x p e r i m e n t a l F a c t o r s Ma n i p u l a t e d i n E x p e r i m e n t s 1 , 2 , 3 , 4 a n d 5 .
P r o p o r t i o n o f Ho mo p h o n e P a i r s
50% 25%
S t i mu l u s S e t
ma s k e d p r i me
( S O A = 5 0 ms )
u n ma s k e d p r i me
( S O A = 8 5 ms )
ma s k e d p r i me
( S O A = 5 0 ms )
u n ma s k e d p r i me
( S O A = 8 5 ms )
C h e n e t a l . ’ s ( 2 0 0 7 )
S t i mu l u s S e t
E x p e r i me n t 1 E x p e r i me n t 3 a E x p e r i me n t 4 a E x p e r i me n t 5 a
K u s u n o s e e t a l . ’ s
( 2 0 1 3 ) S t i mu l u s S e t
E x p e r i me n t 2 E x p e r i me n t 3 b E x p e r i me n t 4 b E x p e r i me n t 5 b
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 47
手続き 実験参加者は個別に実験に参加した。実験参加者には,CRT モニター中央に提
示される凝視刺激(“+”)に続いて提示された漢字文字列のうち,最後に提示されたターゲッ
ト文字列が“語”であるか“非語”であるかを判断し,PC に接続された反応ボックス上の“語”
キーあるいは“非語”キーをできるだけ迅速かつ正確に押すよう求めた。
各試行は400Hz のビープ音を50ms 間提示することで開始された。ビープ音に続いてCRT
モニター中央に凝視刺激として“+”が提示された。凝視刺激提示から1秒後に凝視刺激と同
位置にプライムが85ms 間提示され,即座にターゲットに置き換えられた。凝視刺激,プ
ライム,ターゲットは全て黒色背景に白色で提示した。また,これらの刺激はCRT モニタ
ーの垂直同期信号に同期させて提示した。実験参加者に対して,刺激提示順序の詳細,特
にプライムの存在については,実験前には言及せず,実験終了後に説明した。実験3a と
3b における一連の流れをFigure 3 に示す。
実験3a は144 試行,実験3b は196 試行からなり,刺激提示順序は実験参加者毎にラン
ダムであった。実験に先立って,それぞれの実験で練習試行を16 試行実施した。練習試行
では,実験1・2 で使用した練習試行用の刺激ペアを提示した。練習試行中のみ,各試行直
後に反応時間と反応の正誤に関するフィードバックを与えた。
実験参加者には,CRT モニターの前方約50cm のところに座り,ターゲットが“語”であ
るか“非語”であるかを判断して,所定のキーをできるだけ迅速かつ正確に押すよう教示し
た。ターゲット提示からキー押し反応までの反応時間と反応の正誤が,PC により自動的に
記録された。試行間間隔時間は1 秒であった。
結果
実験3a では実験1 と同様に72 個の漢字熟語ターゲットに対する反応時間及び誤反応率
を,実験3b では実験2 と同様に96 個の漢字熟語ターゲットに対する反応時間及び誤反応
率を分析した。反応時間のデータのうち,各実験参加者の平均から2.5×標準偏差の範囲外
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 48
Figure 3. A Trial sequence used in Experiment 3a and 3b.
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 49
にあるものは,外れ値とみなしてデータ分析から除外した。その結果,実験3a では51 個
(2.36%)のデータが外れ値として除外され,実験3b では81 個(2.81%)のデータが外れ値と
して除外された。さらに,誤反応は反応時間の分析から除外した。その結果,実験3a では
181 個(8.38%)の誤反応が反応時間の分析から除外され,実験3b では217 個(7.53%)の誤反
応が反応時間の分析から除外された。
反応時間と誤反応率の実験参加者平均と項目平均のデータに対して,それぞれ実験参加
者分析と項目分析とを行った。プライム・タイプ(同音語 vs. 無関連語)と刺激セット(実
験3a vs. 実験3b)を二要因とする分散分析において,プライム・タイプは実験参加者分析
では実験参加者内要因,項目分析では項目内要因であった。一方,刺激セットは実験参加
者分析では実験参加者間要因,項目分析では項目間要因であった。実験参加者分析からの
平均反応時間と誤反応率のデータをTable 5 に示す。
反応時間の分析では,プライム・タイプの主効果が実験参加者分析と項目分析の両方で
有意であった(F1(1, 58) = 17.58, MSE = 6977.38, p < .001; F2(1, 166) = 16.63, MSE = 39346.65,
p < .001)。刺激セットの主効果は実験参加者分析では有意でなく,項目分析のみ有意であ
った(F1(1, 58) = 1.47, MSE = 18493.14; F2(1, 166) = 6.94, MSE = 48164.23, p < .01)。また,プラ
イム・タイプと刺激セットの間の交互作用は有意ではなかった(F1(1, 58) = 0.63, MSE =
250.54; F2(1, 166) = 1.20, MSE = 2835.14)。この結果は,Chen et al.の刺激セットを使っても(実
験3a),楠瀬他(2013)の刺激セットを使っても(実験3b),ほぼ等しい大きさの同音語プライ
ミング効果が観察されたことを反映している。
誤反応率の分析においては,プライム・タイプの主効果のみが実験参加者分析と項目分
析の両方で有意であった(F1(1, 58) = 6.39, MSE = 100.83, p < .05; F2(1, 166) = 6.01, MSE =
355.95, p < .05)。刺激セットの主効果は,両分析において有意でなかった(F1(1, 58) = 0.33,
MSE = 17.63; F2(1, 166) = 0.06, MSE = 16.25)。プライム・タイプと刺激セットとの間の交互
作用は有意ではなかった(F1(1, 58) = 0.08, MSE = 1.20; F2(1, 166) = 0.001, MSE = 0.05)。この
結果も,いずれの刺激セットにおいてもほぼ等しい大きさの同音語プライミング効果が観
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 50
Table 5
Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Word” trials in Experiments 3a and 3b.
Prime Type
Experiment
3a 3b
RT(ms) Error(%) RT(ms) Error(%)
Homophone
590 6.93 611 6.37
(13.67) (0.91) (16.15) (1.00)
Unrelated
603 9.03 629 8.00
(13.27) (1.16) (16.25) (1.19)
Priming Effect
13 2.10 18 1.63
(4.96) (1.04) (5.50) (1.02)
Note - Standard errors of the means are in parentheses ( ).
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 51
察されたことを反映している。
非語ターゲット試行の平均反応時間は,実験3a では644ms (SEM = 16.19),誤反応率は
3.89%(SEM = 1.24),実験3b では665ms (SEM = 19.73),誤反応率は3.33%(SEM = 0.55)であ
った。
考察
Chen et al. (2007)の実験1 と同様にマスク刺激を提示せず,プライム提示時間を85ms に
設定した実験3a と3b において,有意な同音語プライミング効果が観察された。この結果
から,彼らの実験で同音語プライミング効果が観察できなかったのは,プライムの提示方
法によるものではないことが明らかとなった。
さらに,実験3a・3b のデータ分析では刺激セットが異なっても同音語プライミング効果
の大きさは変わらないことも明らかとなった。Chen et al.の実験1 で使用された刺激セット
を使った本研究の実験1 と実験3a において,いずれも有意な同音語プライミング効果が観
察されたという事実は,Chen et al.の刺激セットに問題があったわけでもないことを示唆し
ていた。
実験4a・4b
実験4 では,Chen et al. (2007)の実験1 において観察されなかった同音語プライミング効
果は,語試行における同音語ペアの比率が25%であったことによるのかどうかという問題
の検討を試みた。実験4a・4b では,実験3a・3b で使用した実験刺激に変更を加え,同音
語ペアの比率を25%に設定した。これらの実験では,プライムの提示方法は第2 章の実験
1・2 と同様であった。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 52
方法
実験参加者 実験4a には早稲田大学に在籍する大学生及び大学院生30 名(平均年齢20.3
歳;SD=2.44)が,実験4b には早稲田大学に在籍する大学生及び大学院生28 名(平均年
齢20.0 歳;SD=1.50)が参加した。実験参加者は全て日本語を母国語とし,眼鏡等による
矯正も含めて正常の範囲の視力を有した。いずれの実験参加者も実験1-3 には参加してい
ない。
刺激 実験4a の刺激作成において,まず実験3a で使用したChen et al. (2007)の漢字二字
熟語刺激から3 つの刺激リストを作成した。それぞれのリストでは,24 語のターゲットを
同音語プライムとペアにし,24 語を無関連語統制プライムに,残りの24 語を無関連語フ
ィラーとペアにした。無関連語フィラーは,ターゲットとの間に書字・形態的,音韻的,
意味的関連のない語を選択した。
各刺激リストにおいて,同音語プライムとペアにされたターゲットは,残りの刺激リス
トでは無関連語統制プライムもしくは無関連フィラープライムとペアにすることでカウン
ターバランスを取った。各刺激リスト内では,同じターゲットが二度以上提示されること
はなく,それぞれのターゲットは一種類のプライムのみと組み合わせて提示されたが,刺
激リスト毎に異なるプライムと組み合わされた。
さらに,各刺激リストに24 ペアの語プライム-語ターゲットからなるフィラーを加え
た。このフィラーの間では,書字・形態的,音韻的,意味的関連のないペアを選択した。
つまり,各刺激リストは96 個の語ペアから成り,そのうち同音語ペアは24 ペアであった
ため,語試行における同音語ペアの比率は25%となった。また,個々の刺激リストには,
実験1 で使用した72 ペアの語プライム-非語ターゲット・ペアに,実験1 と同様の方法で
作成した語プライム-非語ターゲット・ペア24ペアを加えた96ペアの非語ペアを加えた。
次に,実験4b の刺激リストでは,実験3b で使用した同音語ペアと無関連語ペアから4
種類の刺激リストを作成した。一つの刺激リストは96 ペアからなり,同音語ペアを24 ペ
ア,その無関連語統制ペアを24 ペア,残りの48 ペアを無関連語フィラー・ペアとして含
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 53
んだ。つまり,実験4a の刺激と同様に,語試行における同音語ペアの比率は25%であっ
た。1 つの刺激リストで同音語プライムと組み合わせたターゲットは,他の刺激リストで
は無関連語統制プライムもしくは無関連語フィラープライムと組み合わせることによりカ
ウンターバランスを取った。つまり,各刺激リスト内では,同じターゲットが二度以上提
示されることはなく,それぞれのターゲットは1 種類のプライムのみと組み合わせて提示
されたが,刺激リスト毎に異なるプライムと組み合わされた。それぞれの刺激リストで使
用した非語試行用の語プライム-非語ターゲット・ペア96 ペアは実験2 で使用したものと
同様であった。
手続き 実験4a・4b の手続きは実験1・2 と同様であった。
結果
実験4a では,フィラー・ペア24 ペアを除いた72 ペアの漢字熟語ターゲットに対する
反応時間及び誤反応率を,実験4b では96 ペアの漢字熟語ターゲットに対する反応時間及
び誤反応率を分析した。反応時間のデータのうち,各実験参加者の平均から2.5×標準偏差
の範囲外にあるものは,外れ値とみなしてデータ分析から除外した。その結果,実験4a
では49 個(2.27%)のデータが外れ値として除外され,実験4b では70 個(2.60%)のデータが
外れ値として除外された。さらに,誤反応は反応時間の分析から除外した。その結果,実
験4a では174 個(8.06%)の誤反応が反応時間の分析から除外され,実験4b では202 個
(7.51%)の誤反応が反応時間の分析から除外された。
実験3a・3b と同様に,反応時間と誤反応率の実験参加者平均と項目平均のデータに対
して,それぞれ実験参加者分析と項目分析を行った。実験参加者分析からの平均反応時間
と誤反応率のデータをTable 6 に示す。
反応時間の分析では,プライム・タイプの主効果が実験参加者分析と項目分析の両方で
有意であった(F1(1, 56) = 12.02, MSE = 14659.50, p < .001; F2(1, 166) = 11.13, MSE = 41038.19,
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 54
Table 6
Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Word” trials in Experiments 4a and 4b.
Prime Type
Experiment
4a 4b
RT(ms) Error(%) RT(ms) Error(%)
Homophone
640 7.23 606 6.91
(18.31) (1.13) (13.18) (1.40)
Unrelated
668 8.23 626 6.06
(20.53) (1.26) (14.19) (1.00)
Priming Effect
28 1.00 20 -0.85
(9.95) (1.17) (6.99) (1.00)
Note - Standard errors of the means are in parentheses ( ).
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 55
p < .001)。刺激セットの主効果は,実験参加者分析では有意傾向が認められ,項目分析で
は有意であった(F1(1, 56) = 3.55, MSE = 50860.13, p = .07; F2(1, 166) = 15.15, MSE =
168581.16, p < .001)。一方,プライム・タイプと刺激セットとの間の交互作用は有意ではな
かった(F1(1, 56) = 0.59, MSE = 717.83; F2(1, 166) = 0.87, MSE = 3219.08)。この結果は,いず
れの刺激セットが使用された場合にも,ほぼ等しい大きさの同音語プライミング効果が観
察されたことを反映している。また,誤反応率の分析では,有意な効果は検出されなかっ
た(全ての F < 1)。
実験4a におけるフィラー・ペアのターゲットに対する平均反応時間は677ms (SEM =
28.85),誤反応率は7.00%(SEM = 1.02)であった。また,語プライム-非語ターゲット・ペ
アの非語ターゲットに対する平均反応時間は717ms (SEM = 29.05),誤反応率は3.30%(SEM
= 0.54)であった。実験4b における無関連語フィラー・ペアのターゲットに対する平均反応
時間は618ms (SEM = 11.43),誤反応率は8.14%(SEM = 0.85)であった。語プライム-非語
ターゲット・ペアの非語ターゲットに対する平均反応時間は 661ms (SEM = 14.50),誤反応
率は3.25% (SEM = 0.48) であった。
考察
同音語ペアの比率を25%に設定し,マスクされた50ms プライムを用いた実験4a と4b
でも有意な同音語プライミング効果が観察された。この結果から,少なくともマスクされ
た50ms プライムを使った実験では,語試行における同音語ペアの比率が25%の場合にも
有意な同音語プライミング効果が検出されることが明らかとなった。
また,実験4a と4b のデータを実験1 と2 のデータと比較すると,マスクされた50ms
のプライムを提示した実験では,同音語ペアの比率が50%の場合にも(実験1・2),25%の
場合にも(実験4a・4b),18-28ms の大きさの有意な同音語プライミング効果が観察されて
いる。このように少なくとも,マスクされた50ms プライムが提示される実験では同音語
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 56
ペアの比率に関わらず,いずれの実験においても有意な同音語プライミング効果が観察さ
れたことから,この効果は意図的・方略的処理によって生じる効果ではなく,音韻情報の
自動的な活性化のプロセスによって生じる効果である可能性が高いように思われる。
実験5a・5b
Chen et al.の実験1 の実験参加者はプライムを十分に処理することができたため,意図
的・方略的にプライムとターゲットとの間の同音性をターゲットに対する語彙判断生成の
手掛かりとして利用しようとした可能性を考えることができる。ただし,彼らの実験では,
同音語ペアの比率が25%だったことから,プライムとターゲットとの間の同音性はターゲ
ットに対する語彙判断の有効な手掛かりとはならず,同音語プライミング効果が観察され
なかったのかもしれない。一方,同じプライム提示方法を使った本研究の実験3a・3b では,
同音語ペアの比率が50%と高かったことから,有意な同音語プライミング効果が観察され
た可能性がある。
そこで,実験5a と5b では,実験4a・4b で使用した刺激リストを用いて,同音語ペアの
比率を25%に設定した上で,Chen et al.の実験1 と同様のプライム提示方法による語彙判断
課題を行った。プライムとターゲットとの間の同音性を手掛かりとした語彙判断生成方略
が機能しているなら,実験5a・5b では同音語プライミング効果は観察され難くなることが
期待される。一方,同音語プライミング効果が自動的な音韻活性化のプロセスにおいて生
じる効果であるなら,これらの実験においてもこれまでの実験と同じくらいの大きさの効
果が観察されるはずである。
方法
実験参加者 実験5a では大学生及び大学院生30 名(平均年齢20.1 歳;SD=1.62)が,
実験5b では大学生及び大学院生28 名(平均年齢19.9 歳;SD=1.60)が本実験に参加した。
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 57
実験参加者は全て日本語を母国語とし,眼鏡等による矯正も含めて正常の範囲の視力を有
した。いずれの実験参加者も実験1-4 には参加していない。
刺激 実験5a の実験刺激は実験4a と同様であり,実験5b の実験刺激は実験4b と同様
であった。
手続き 実験5a と5b の手続きは実験3a と3b の手続きと同様であった。
結果
実験5a では実験4a と同様に,無関連語フィラー・ペア24 ペアを除いた72 ペアの漢字
熟語ターゲットに対する反応時間及び誤反応率を,実験5b では実験4b と同様に,96 ペア
の漢字熟語ターゲットに対する反応時間及び誤反応率を分析した。反応時間のデータのう
ち,各実験参加者の平均から2.5×標準偏差の範囲外にあるものは,外れ値とみなしてデー
タ分析から除外した。その結果,実験5a では58 個(2.69%)のデータが外れ値として除外さ
れ,実験5b では72 個(2.68%)のデータが外れ値として除外された。さらに,誤反応は反応
時間の分析から除外した。その結果,実験5a では171 個(7.92%)の誤反応が反応時間の分
析から除外され,実験5b では200 個(7.44%)の誤反応が反応時間の分析から除外された。
実験3a・3b や4a・4b と同様に,反応時間と誤反応率の実験参加者平均と項目平均のデ
ータに対して,それぞれ実験参加者分析と項目分析を行った。実験参加者分析からの平均
反応時間と誤反応率のデータをTable 7 に示す。
反応時間の分析では,プライム・タイプの主効果が実験参加者分析と項目分析の両方で
有意であった(F1(1, 56) = 13.50, MSE = 9085.43, p < .001; F2(1, 166) = 7.56, MSE = 25003.45, p
< .01)。刺激セットの主効果は,両分析において有意ではなかった(F1(1, 56) = 0.59, MSE =
4920.22; F2(1, 166) = 1.69, MSE = 14455.60)。また,プライム・タイプと刺激セットとの間の
交互作用は有意ではなかった(F1(1, 56) = 0.22, MSE = 146.08; F2(1, 166) = 0.02, MSE = 65.34)。
この結果は,刺激セットに関わらず,ほぼ等しい大きさの同音語プライミング効果が観察
漢字熟語の読みにおける音韻活性化と意味活性化 58
Table 7
Mean lexical decision latencies in millisecond (ms) and error rates in percent (%) for each
condition of the “Word” trials in Experiments 5a and 5b.
Prime Type
Experiment
5a 5b
RT(ms) Error(%) RT(ms) Error(%)
Homophone
588 6.50 598 6.54
(13.35) (1.18) (10.79) (1.13)
Unrelated
603 6.70 618 7.36
(11.83) (1.38) (13.69) (1.47)
Priming Effect
15 0.20 20 0.82
(5.89) (1.24) (7.90) (1.06)
Note - Standard errors of the means are in parentheses ( ).

Body is limited to 65536 characters, So I couldnt post the whole thing, sorry OP…


#4

Interesting! Thank you for explaining it to me.


#5

I’ll remember that, too! Thanks!


#6

I was there to watch the epic battle between @Leebo and @Vanilla


#7

Its not over. It may never be over.


#8

Okay, I call foul, but I’m not going to appeal.


#9

It still took some effort at least. I had go go through a bunch of PDFs to find one that would let me copy from it. I assumed we were using street rules. What would be considered fair game?


#10

I’m not sure where to draw the line, but there’s too much copying in one chunk for my taste. Please translate it into English and I’ll allow it.


#11

What if I crowdsource it and have a “Lets translate a doctoral dissertation together!” thread here on WK.

Ill make sure syphus doesn’t skip sentence 39 this time.


#12

doyukoto2


#13

I’d join that.