日本語母語話者と中国語を母語とする日本語学習者による単文の処理－二項動詞と三項動詞の能動文の場合 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學日本語文學系碩士班碩士論文. 日本語母語話者と中国語を母語とする日本語学習者による単文の処理政治. 大. 立 ―二項動詞と三項動詞の能動文の場合― ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 指導教授：王淑琴研究生：馬嘉翔. i n U. v. 博士撰. 中華民國一〇七年七月. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(2) 謝辭. 在政大的時光，說長不長，說短不短。碩士班三年，再加上學士班的時間，已有七個寒暑。論文已然完稿的此時，心中有種說不出的滋味，若要訴諸文字，應是寫也寫不清，說也說不盡。不過還是要寫（笑）。「你不想畢業嗎？」在期中發表前一段時間，王淑琴老師問道。誠然，我想要畢業，但我無法容忍自己交出一份連自己都無法滿意的論文（雖然現在交出來的這份也不甚滿意）。老師當時的反詰，確實將我往前推進了。謝謝老師在我撰寫論文的過程中，盡可能讓我發揮；在我偏離主題時點醒，拉回正題；並在口試後再三處理我吹毛求疵的修正。因為有老師的指導與勉勵，我才得以完成論文並. 治政的論文能夠更加完備；葉秉杰老師指出了我遺漏的部分，讓我能再對論文的疏漏大立進行修正。期中發表時，栗田岳老師也提醒了我論文寫作可以強調的點是什麼，取得學位。此外，學位考試時，審查委員陳相州老師提供了許多寶貴意見，讓我. ‧ 國. 學. 讓我的論文能夠更具特色。在此向老師們致上最深的敬意。. 碩士班在學期間，承蒙徐翔生老師、蘇文郎老師、王淑琴老師、永井隆之老. ‧. 師、葉秉杰老師、栗田岳老師諸位老師們的教誨，在知識的路上才得以更加開闊。再者，感謝陳祥學姊、涵蔚學姊、德駿學長、振維學長，在我對學業有所不明時，. Nat. sit. y. 提供我一些方向並鼓勵我。謝謝 104 一起入學的同胞晨禕、依帆、雅涵、松明、. io. er. 庭宇、玢雅，我們一起修課、聚餐、討論，大家彼此關懷、激勵。謝謝 105 的學弟妹東縉、育哲、香萱、佳筠、伯韜、禕玲、加儒、祐依，讓我看見了學生們團. n. al. i n U. v. 結的力量。謝謝 106 的學弟妹卲詮、昭榮、玟郁、家輝、伊藤，讓我欣賞了不少. Ch. engchi. 充滿「笑果」的報告。謝謝在日本 T 大與 K 大的學弟妹泱伶、樊毓，讓我在台灣找不到文獻時伸出援手。學業之外，謝謝庭筠助教、欣瑜助教、佩瑜助教、總是協助學生處理課業以外的事情，並提醒我應當注意的時程。感謝 J 系，讓我窺見社會的樣貌，並學習到畢業後應當如何與人應對、相處。除了 J 系，且感謝周雲，提供日語以外的語言知識，一同討論，使我能以不同觀點進行思考，並且還指出我不少文法不甚妥當的地方，讓我得以修正。此外，感謝參與了本研究的諸位實驗參與者，正因有各位的協助，我才得以完成這篇學位論文。最後，感謝我的家人們，在我撰寫論文期間不太過問，讓我能夠安靜撰寫，直到畢業。. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(3) 日本語母語話者と中国語を母語とする日本語学習者による単文の処理－二項動詞と三項動詞の能動文の場合－要旨本研究は日本語が階層言語である立場に基づき、海外（台湾）にいる日本語母語話者と中国語を母語とする日本語学習者を対象にして、二項動詞の能動文と三項動詞の能動文の文正誤判断課題の実験を行った。本研究の実験は語順を要因とする。そして、実験で得た基本語順の文とかき混ぜ語順の文に対する反応時間と正誤判断の誤答率について、反復測定による分散分析を行った。その結果、二項動詞の能動文の場合、日本語母語話者と日本語学習者による. 政治大語話者と日本語学習者によるガニ能動文の処理において、スクランブル効果が立観察されなかった。つまり、二項動詞の能動文の実験を通じて、日本語母語話ガヲ能動文の処理において、スクランブル効果が観察された。一方、日本語母. ‧ 國. 學. 者と日本語学習者が基底構造によってガヲ能動文を処理することが再確認できた。これに対し、ガニ能動文の処理において、日本語母語話者と日本語学習. ‧. 者が基底構造によって文処理を行うかは確認できなかった。. 三項動詞の能動文の場合、日本語母語話者と日本語学習者による目的語ニ能. y. Nat. sit. 動文と結果ニ能動文の処理において、スクランブル効果が観察されなかった。. al. er. io. すなわち、目的語ニ能動文と結果ニ能動文の処理において、日本語母語話者と日本語学習者が基底構造によって文処理を行うかは確認できなかった。. n. v i n Ch ガニ能動文・目的語ニ能動文・結果ニ能動文の処理において、スクランブル U i e h n c g 効果が見られなかった原因について、ガニ能動文以外の文型がある、三項動詞の能動文は二項動詞の能動文より項が一つ多いため、処理負荷が相対的に大きい、などがあると考えられる。キーワード：文処理、基底構造、文正誤判断課題、基本語順、かき混ぜ語順、スクランブル効果. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(4) 日語母語者與中文為母語的日語學習者之簡單句處理－以雙論元動詞與三論元動詞的主動句為探討對象－摘要本研究採用「日語為階層語言」之立場，以海外（台灣）的日語母語者與中文為母語的日語學習者為對象，進行雙論元動詞與三論元動詞之主動句的語句正確性判斷實驗。本研究之實驗以語序為變因，並對實驗所得之基本語序句與漂移語序（或譯：攪拌語序）的反應時間與正確性判斷之錯誤率進行重複量測變異數分析。雙論元動詞之主動句處理的分析情形如下：日語母語者與日語學習者之「-. 政治大日語學習者之「-ga -ni 主動句」的處理則未見漂移效果。透過雙論元動詞主動句立的實驗，再度確認了日語母語者與日語學習者會以深層結構來處理「-ga -wo 主 ga -wo 主動句」的處理可見漂移效果（或譯：攪拌效果）。然而，日語母語者與. ‧ 國. 學. 動句」。但日語母語者與日語學習者是否以深層結構來處理「-ga -ni 主動句」則無法藉由本研究的實驗確認之。. ‧. 三論元動詞之主動句處理的分析情形如下：日語母語者與日語學習者之「賓語 -ni 主動句」與「結果 -ni 主動句」的處理，皆未見漂移效果。亦即，日語母. y. Nat. al. er. io. 動句」，無法藉由本研究的實驗確認。. sit. 語者與日語學習者是否以深層結構來處理「賓語 -ni 主動句」與「結果 -ni 主於「-ga -ni 主動句」、「賓語 -ni 主動句」，與「結果 -ni 主動句」的處理中. n. v i n 未見漂移效果的原因，推論如下：與「-ga -ni 主動句」具有相同格標示的句型不 Ch U i e h n c g 只有主動句；三論元動詞的主動句與雙論元動詞的主動句相較，論元數量多一，導致處理負荷相對較大，故未見漂移效果。. 關鍵字：語句處理、深層結構、語句正確性判斷、基本語序、漂移語序、漂移效果. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(5) Simple-sentence Processing of Japanese Native Speakers and Chinese Learners of Japanese: Focus on Active Sentences with Two-place Verbs and Three-place Verbs Abstract This study is based on the claim that Japanese is a configurational language. Experiments of a sentence-correctness decision task were conducted of active sentences with two-place verbs and three-place verbs with Japanese native speakers and learners of Japanese whose native language is Chinese. The independent variable of this study is word order. The resulting reaction time and error rates for canonical and scrambled order are compared using repeated measure ANOVAs. In the case of active sentences with two-place verbs, it is found that there was a scrambling effect on the processing of active sentences with -ga and -wo for both the. 政治大 Japanese native speakers and Chinese learners of Japanese, for whom, on the other hand, 立 it is found that there was no scrambling effect on the processing of active sentences ‧. ‧ 國. 學. with -ga and -ni. Through the experiment with active sentences with two-place verbs, it is reconfirmed that Japanese native speakers and Chinese learners of Japanese use Dstructure to process active sentences with -ga and -wo. However, in the processing of. n. al. er. io. sit. y. Nat. active sentences with -ga and -ni, whether Japanese native speakers and Chinese learners of Japanese use D-structure to process sentences or not could not be made sure. In the case of active sentences with three-place verbs, it is found that there was no scrambling effect on the processing of active sentences with object-ni or outcome-ni. Therefore, in the processing of active sentences with object-ni or outcome-ni, whether Japanese native speakers and Chinese learners of Japanese use D-structure to process sentences could not be made sure. The reason why there was no scrambling effect on the processing of active sentences with -ga and -ni, and active sentences with object-ni or outcome-ni, could be attributed to the fact that sentences with case marking -ga and -ni are not necessarily active sentences, and that processing loads for sentences with three-place verbs are larger than sentences with two-place verbs, since the former have one more argument.. Ch. engchi. i n U. v. Keyword: sentence processing, D-structure, sentence-correctness decision task, canonical order, scrambled order, scrambling effect. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(6) 目次. 第一章. 序論. 1.1. 研究動機. ………………………………………………………………. 1. 1.2. 研究方法. ………………………………………………………………. 3. 1.3. 本論文の構成. …………………………………………………………. 4. 第二章. 先行研究と理論的な基礎. 2.1. 心理言語学的な研究に用いられる統計概念. 2.2. 先行研究. 2.2.1. ………………………. 5. ………………………………………………………………. 6. 治 ……………………………… 6 政 Tamaoka et al.（2005） ……………………………………… 6 大立 ……………………………………………… 11 村岡ら（2004）. 日本語母語話者を対象とした研究. 2.2.1.1 2.2.1.2. ……………………………. 12. 玉岡（2005） …………………………………………………. 12. …………………………………………. 14. 2.2.2.1. 言語の階層性と日本語の語順. ………………………………………. 16. 2.4. 文処理負荷と空所補充解析（gap-filling parsing） …………………. y. 20. 2.5. まとめ. 22. Nat. 2.3. sit. 金・小泉（2007）. ‧. 2.2.2.2. ‧ 國. 中国語母語話者を対象とした研究. 學. 2.2.2. io. n. al. er. …………………………………………………………………. 第三章 3.1. 本実験の予測. 3.2. 予備調査. v. 23. ………………………………………………………………. 24. ……………………………………………………………. 24. …………………………………………………………. 24. ……………………………………………………………. 25. ………………………………………………………………. 26. ……………………………………. 27. ……………………………………………………………. 27. …………………………………………………………. 28. ……………………………………………………………. 29. ………………………………………………………. 30. ………………. 37. 参加者. 3.2.2. 実験材料. 3.2.3. 手続き. 3.2.4. 結果. 日本語母語話者によるかき混ぜ. 3.3.1. 参加者. 3.3.2. 実験材料. 3.3.3. 手続き. 3.3.4. 結果と考察. 3.4. engchi. i n U. …………………………………………………………. 3.2.1. 3.3. Ch. 二項動詞の能動文におけるかき混ぜ. 中国語を母語とする日本語学習者によるかき混ぜ I. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(7) 3.4.1. 参加者. 3.4.2. 実験材料. 3.4.3. 手続き. 3.4.4. 結果と考察. 3.5. 総合考察. ……………………………………………………………. 37. …………………………………………………………. 37. ……………………………………………………………. 38. ………………………………………………………. 38. ………………………………………………………………. 44. ……………. 44. 3.5.1. 日本語母語話者による二項動詞の能動文の処理. 3.5.2. 中国語を母語とする日本語学習者による二項動詞の能動文の処理. 4.2. 48. 三項動詞の能動文におけるかき混ぜ. 政治大 ……………………………………………………… 立 ……………………………………………………………. 予備調査. 4.2.2. 実験材料. 4.2.3. 手続き. 4.2.4. 結果. ‧ 國. 参加者. 學. 4.2.1. 52 52. ……………………………………………………………. 53. ……………………………………………………………… ……………………………………. 55. 53. ……………………………………………………………. 55. …………………………………………………………. 55. 日本語母語話者によるかき混ぜ. Nat. 4.3.2. 実験材料. 4.3.3. 手続き. io. 参加者. al. ……………………………………………………………. n. v i n Ch 4.3.4 結果と考察 ……………………………………………………… U i e h n c g 4.4 中国語を母語とする日本語学習者によるかき混ぜ ……………… 4.4.1. 参加者. 4.4.2. 実験材料. 4.4.3. 手続き. 4.4.4. 結果と考察. 総合考察. 52. …………………………………………………………. 4.3.1. 4.5. 51. ‧. 4.3. …………………………………………………………. 本実験の予測. y. 4.1. …………………………………………………………………. まとめ. sit. 第四章. 46. er. 3.6. ………………………………………………………………………. 56 56 61. ……………………………………………………………. 61. …………………………………………………………. 62. ……………………………………………………………. 62. ………………………………………………………. 63. ………………………………………………………………. 67. ……………. 67. 4.5.1. 日本語母語話者による三項動詞の能動文の処理. 4.5.2. 中国語を母語とする日本語学習者による三項動詞の能動文の処理. 4.6. …………………………………………………………………………. 70. …………………………………………………………………. 71. まとめ. II. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(8) 第五章. 結論. 5.1. 本研究の結論. 5.2. 今後の課題. 参考文献. …………………………………………………………. 73. ……………………………………………………………. 74. ………………………………………………………………………. 79. ……………………………………. 83. ………………………………………. 87. ……………………………………………. 88. 付録付録一、予備調査に用いられる刺激文付録二、予備調査の参加者個人情報付録三、予備調査の実験データ. 付録四、二項動詞の能動文の実験に用いられる刺激文. …………………. 政治大 ………………… 付録六、日本語母語話者の実験参加者の個人情報 ……………………… 立付録七、中国語を母語とする日本語学習者の実験参加者の個人情報 … 付録五、三項動詞の能動文の実験に用いられる刺激文. ‧ 國. 學. 付録八、日本語母語話者による二項動詞の能動文の実験データ. ………. 102 106 109 111 114. 付録九、中国語を母語とする日本語学習者による二項動詞の能動文の実験デー ………………………………………………………………………. 142. ………. 170. ‧. タ. 付録十、日本語母語話者による三項動詞の能動文の実験データ. y. Nat. al. er. ……………………………………………………………………. io. ータ. sit. 付録十一、中国語を母語とする日本語学習者による三項動詞の能動文の実験デ. v i n Ch 付録十三、文正誤判断課題の実験に用いられるアンケートの形式 …… U i e h n gc 付録十四、「文の自然さ」調査の参加者個人情報 …………………………. 210. ……………………………………. 214. …………………………. 224. n. 付録十二、実験参加者のフィードバック. 付録十五、「文の自然さ」調査のデータ. …………………………………. 190. 付録十六、実験に用いられるプログラムの画面. 212 213. III. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(9) 表目次. 表 1、実験に用いられた肯定反応の文の例（Tamaoka et al., 2005：312-330） … ………………………………………………………………………………. 7. 表 2、実験に用いられた否定反応の文（Tamaoka et al., 2005：287-299）……. 7. 表 3、他動詞能動文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：288）. …. ………………………………………………………………………………. 8. 表 4、二重目的語の能動文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：292） ………………………………………………………………………………. 8. 表 5、他動詞受身文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：296） … 9. 治政表 7、使役文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et大 al., 2005：305） ……… 立表 8、能動文実験の反応時間と正答率（玉岡 2005：100） …………………. 10. 表 9、可能文実験の反応時間と正答率（玉岡 2005：102） …………………. 14. 表 10、刺激文の例（金・小泉 2007：102）…………………………………. 14. 表 6、可能文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：300） ………… 9. 學. ‧ 國. 13. ‧. 表 11、文正誤判断課題における中国語母語話者の日本語学習者の反応時間と誤答率（金・小泉 2007：105） ………………………………………. 15. Nat. sit. y. 表 12、文正誤判断課題における中国語母語話者の日本語学習者による反応時. io. er. 間と誤答率・正しい文のみ（金・小泉 2007：106） ……………… 表 13、予備調査における二項動詞の能動文の反応時間（ミリ秒）. al. n. v i 表 14、日本語母語話者によるガヲ能動文の反応時間と誤答率 n Ch engchi U 表 15、日本語母語話者によるガニ能動文の反応時間と誤答率. 15. …. 27. …………. 31. …………. 33. 表 16、中国語を母語とする日本語学習者によるガヲ能動文の反応時間と誤答率. ………………………………………………………………………. 39. 表 17、中国語を母語とする日本語学習者によるガニ能動文の反応時間と誤答率. ………………………………………………………………………. 41. 表 18、「文の自然さ」と日本語母語話者による二項動詞の能動文の誤答率との相関係数. ……………………………………………………………. 表 19、予備調査における三項動詞の能動文の反応時間（ミリ秒）. ……. 54. …. 57. ………. 60. 表 20、日本語母語話者による三項動詞の能動文の反応時間と誤答率表 21、日本語母語話者による結果ニ能動文の反応時間と誤答率. 46. 表 22、中国語を母語とする日本語学習者による三項動詞の能動文の反応時間と誤答率. ………………………………………………………………. 64. IV. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(10) 表 23、中国語を母語とする日本語学習者による結果ニ能動文の反応時間と誤答率. ……………………………………………………………………. 66. 表 24、「文の自然さ」と日本語母語話者による三項動詞の能動文の誤答率との相関係数. ………………………………………………………………. 69. 表 25、「文の自然さ」と日本語母語話者による結果ニ能動文の誤答率との相関 ……………………………………………………………………. 69. 表 26、本研究の実験結果（正しい文の処理結果のみ） ……………………. 74. 立. 政治大. 學 ‧. ‧ 國 io. sit. y. Nat. n. al. er. 係数. Ch. engchi. i n U. v. V. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(11) 図目次. 図 1、日本語母語話者による正しいガヲ能動文の反応時間（ミリ秒） …. 32. 図 2、日本語母語話者による正しいガヲ能動文の誤答率（％） …………. 32. 図 3、日本語母語話者による誤ったガヲ能動文の反応時間（ミリ秒） …. 33. 図 4、日本語母語話者による誤ったガヲ能動文の誤答率（％） …………. 33. 図 5、日本語母語話者による正しいガニ能動文の反応時間（ミリ秒） …. 35. 図 6、日本語母語話者による正しいガニ能動文の誤答率（％） …………. 35. 図 7、日本語母語話者による誤ったガニ能動文の反応時間（ミリ秒） …. 36. 図 8、日本語母語話者による誤ったガニ能動文の誤答率（％） …………. 36. 治政（ミリ秒） ……………………………………………………………… 40 大立図 10、中国語を母語とする日本語学習者による正しいガヲ能動文の誤答率（％）図 9、中国語を母語とする日本語学習者による正しいガヲ能動文の反応時間. ‧ 國. 學. ……………………………………………………………………………. 40. 図 11、中国語を母語とする日本語学習者による誤ったガヲ能動文の反応時間. ‧. （ミリ秒） ………………………………………………………………. 41. 図 12、中国語を母語とする日本語学習者による誤ったガヲ能動文の誤答率（％）. Nat. 41. sit. y. ……………………………………………………………………………. io. er. 図 13、中国語を母語とする日本語学習者による正しいガニ能動文の反応時間（ミリ秒） ………………………………………………………………. al. 42. n. v i 図 14、中国語を母語とする日本語学習者による正しいガニ能動文の誤答率（％） n Ch U engchi …………………………………………………………………………… 42 図 15、中国語を母語とする日本語学習者による誤ったガニ能動文の反応時間（ミリ秒） ………………………………………………………………. 43. 図 16、中国語を母語とする日本語学習者による誤ったガニ能動文の誤答率（％） ……………………………………………………………………………. 43. 図 17、日本語母語話者による目的語ニ能動文の反応時間（ミリ秒） ……. 59. 図 18、日本語母語話者による目的語ニ能動文の誤答率（％） ……………. 59. 図 19、日本語母語話者による結果ニ能動文の反応時間（ミリ秒） ………. 60. 図 20、日本語母語話者による結果ニ能動文の誤答率（％） ………………. 60. 図 21、中国語を母語とする日本語学習者による目的語ニ能動文の反応時間（ミリ秒） ……………………………………………………………………. 65. VI. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(12) 図 22、中国語を母語とする日本語学習者による目的語ニ能動文の誤答率（％） ……………………………………………………………………………. 65. 図 23、中国語を母語とする日本語学習者による結果ニ能動文の反応時間（ミリ秒） ……………………………………………………………………. 65. 図 24、中国語を母語とする日本語学習者による結果ニ能動文の誤答率（％） ……………………………………………………………………………. 立. 65. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. VII. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(13) 第一章. 1.1. 緒論. 研究動機. 日本語の語順は比較的自由であると言われており、文の成分である句は置き換えることが可能である。例えば、「太郎が花子をほめた」という文は「花子を太郎がほめた」というようにも書き換えられるが、二文の意味はほぼ同じように思われる。そして、この二文はいずれも「太郎が」と「花子を」と「ほめた」との三つの句に分けられており、それぞれ「主語（S）」「目的語（O）」「動詞（V）」という意味役割を持ち、文の構成は SOV と OSV である。また、このような文は一見したところ異なるが、文の命題は変わらなく、どちらも「太郎. 治政このような文成分を入れ替える操作はかき混ぜ操作（Scrambling）と言われ大立ており、三原（2006：97）によると、日本語には次の三種類のかき混ぜがあるが花子をほめる」ことの過去表現である。. ‧ 國. 學. という。. ‧. 1. 短距離かき混ぜ：要素を文頭に移動する [TP 手紙を i[T’太郎は花子に ti 送った]]. Nat. sit. y. 2. 長距離かき混ぜ：従属節の CP 境界を超えて上位の文頭に移動する. io. 3. VP 内かき混ぜ：VP の左に移動する. n. al. Ch. i n U. [TP 太郎は[VP 手紙を i[V’花子に ti 送った]]]. engchi. er. [TP 手紙を i[T’次郎は[CP 太郎が花子に ti 送った]と言った]]. v. このかき混ぜ操作によって語順が変わった文の処理については研究されてきた。Mazuka et al.（2002）では、人がかき混ぜ文を処理するとき、より多くの認知資源が必要となることが指摘されている。そして、かき混ぜ語順の文の処理において、より多くの認知資源が必要であることは日本語の文の構造に関わるとされている（Mazuka et al., 2002、Miyamoto et al., 2002、Tamaoka et al., 2003、村岡ら 2004、Tamaoka et al., 2005 など）。日本語の文の構造について、階層性があると階層性がないという二つの論点がある。柴谷（1978：240）では、日本語は線条化規則によって、「主語・間接目的語・直接目的語・述語」という順序を基本語順として取っていると規定されている。そして、文は名詞節と述語節からなり、名詞節と述語節には階層性が見られず、並列的な関係をなしているという。これに対し、Saito（1985）で 1. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(14) は、日本語は階層性がある言語であると示唆されている。文は主語を表す名詞句と動詞句からなり、動詞句は名詞句と動詞からなるという。また、従来の研究から、日本語のかき混ぜ文の処理において、より長い反応時間が要されることが分かる（Miyamoto et al., 2002、村岡ら 2004、Tamaoka et al., 2005、玉岡 2005、金・小泉 2007、金・曺・小泉 2007、金 2012 など）。これらの研究者は日本語が階層性のある言語であるという観点に基づき、次のように説明している。かき混ぜ文の処理において、埋語-空所の依存（filler-gap dependency）によって、空所補充解析（gap-filling parsing）が行われるため、文処理に要る時間が長くなるという。詳しくは第二章を参照されたい。 Tamaoka et al.（2005）は日本語母語話者を対象にして、五種類の文を用いて実験を行い、日本語母語話者の文処理において、かき混ぜ文は基本語順文より. 政治大同じく日本語母語話者を対象にした村岡ら（2004）でも、日本語の文処理にお立いて、かき混ぜ文は基本語順文より長い反応時間を要することが観察された。長い反応時間を要し、文正誤判断での誤答率が高いことが観察された。そして、. ‧ 國. 學. 一方、玉岡（2005）は中国語を母語とする日本語学習者を対象にして、他動詞の能動文と可能文について実験を行った結果、日本語学習者にも日本語母語. ‧. 話者と同じように、基底構造1が構築されていることが分かった。すなわち、日本語の文の処理において、日本語学習者は日本語母語話者と同じようなプロセ. y. Nat. sit. スで文処理を行うと考えられる。また、金・小泉（2007）の結果から、日本語. er. io. の文処理において、日本語学習者も日本語母語話者のように、かき混ぜ文は基. al. 本語順文より長い反応時間を要し、文正誤判断での誤答率が高いことが分かっ. n. v i n Ch た。つまり、文処理において、日本語学習者は日本語母語話者と同じようなプ U i e h n c g ロセスで文処理を行うと考えられる。竹沢（1998：12）は Saito（1985）の分析に従い、日本語の文の基底構造（D 構造）を次のように示している。（1）（2） 1. また、目的語が文頭に移動されると、元の位置には「痕跡（trace、t で示される）」（本研究では、このような痕跡を空所と呼ぶ。詳しくは第二章を参照されたい）が残り、（2）のような表面構造（S 構造）が派生されるという。 2. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(15) 第一章緒論. しかし、文処理における語順の影響は上述のような結果がある一方、 Yamashita（1997）は連体修飾がある文を用いて実験を行い、文処理の反応時間に語順による顕著な影響がないと結論を付けた。また、連体修飾のある文を用いた Tamaoka et al.（2003）の実験結果も Yamashita（1997）の結果と同じく、語順は反応時間に顕著な影響を及ぼしていないことが観察された。したがって、文処理における語順による影響はさらに検証する必要があると考えられる。上述した日本語母語話者を対象にした研究は日本国内の母語話者を対象としている。そのため、本研究においては、海外（台湾）の日本語母語話者を対象にして、二項動詞と三項動詞の能動文を用いて実験を行い、海外の日本語母語話者による二項動詞と三項動詞の能動文の処理には、日本国内の日本語母語話者と同じような結果が見られるかについて調べる。二項動詞と三項動詞の定. 政治大そして、上に言及した先行研究は主に日本語母語話者を対象にした研究で、立中国語を母語とする日本語学習者を対象にした研究は他動詞の能動文と可能義については第二章を参照されたい。. ‧ 國. 學. 文のみであった。また、玉岡（2005）は JSL（第二言語としての日本語、Japanese as a second language）の日本語学習者を対象にしたが、金・小泉（2007）は JFL. ‧. （外国語としての日本語、Japanese as a foreign language）の日本語学習者を対象にした。本研究は日本語能力試験 N1・N2 に合格した中国語を母語とする. y. Nat. sit. JSL の日本語学習者を対象にして、二項動詞と三項動詞の能動文を用いて実験. er. io. を行い、日本語学習者による二項動詞と三項動詞の能動文の処理における語順. al. が及ぼす影響について考察する。そして、実験の結果には、玉岡（2005）、金・. n. v i n Ch 小泉（2007）の結果と同じような傾向が見られるかについて考察する。 engchi U 1.2. 研究方法. 本研究は日本語母語話者が文の基底構造を構築して文を処理するという立場に基づき、二項動詞と三項動詞の能動文を用いて文正誤判断課題2の実験を行う。そして、中国語を母語とする日本語学習者は日本語母語話者と同じように、文の基底構造を構築して文を処理するという立場に基づき、二項動詞と三項動詞の能動文を用いて実験を行う。実験の結果をもとに、日本語母語話者と日本語学習者による二項動詞と三項動詞の能動文の処理における語順による影響はどのようなものかを明らかにする。本研究の実験はコンピュータを使う。実験のプログラムは Visual Studio 2015 2. 文は正しいかどうか判断する課題である。 3. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(16) を使用する。実験に用いられる動詞は全部、教科書『みんなの日本語. 初級』. （スリーエーネットワーク）から選出されるものである。また、複合動詞は前項動詞と後項動詞の組み合わせによって取る格が変わることがあるため、複合動詞は用いないことにする。実験において、二項動詞の能動文は「主語」と「目的語」からなるものである。二項動詞の能動文において、「目的語」を表すのは「ヲ格」と「ニ格」との二種類がある。一方、三項動詞には「主語」と「間接目的語」（ニ格）と「直接目的語」（ヲ格）からなるものと、「主語」と「目的語」（ヲ格）と「結果」（ニ格）からなるものがある。詳しくは第二章を参照されたい。本研究の実験は語順（基本語順かかき混ぜ語順か）を要因として（一要因・二条件）、参加者の反応時間3と文正誤判断での誤答率4について分析し、語順が. 政治大響を明らかにする。また、本研究において、かき混ぜ語順は三原（2006）でい立う短距離かき混ぜを使う。つまり、要素を文頭に移動するかき混ぜである。そ日本語母語話者と中国語を母語とする日本語学習者による文処理に与える影. ‧ 國. 學. して、本研究におけるかき混ぜ語順は、ヲ格名詞句を文頭に移動する語順を用いる。統計分析には、IBM SPSS Statistics 21 を使用する。. ‧. 1.3. 本論文の構成. y. Nat. sit. 第一章では研究動機、および研究方法について述べた。第二章では先行研究. er. io. と心理言語学の考え方、および本研究が基づく理論について述べる。そして、. al. 第三章では、二項動詞の能動文の実験について述べる。第四章では、三項動詞. n. v i n Ch の能動文の実験について述べる。最後に、第五章では、本研究の結論と今後の U i e h n c g 課題を提示する。. 本研究の実験において、文が呈示されてから、参加者が判断を下すまでの時間を反応時間とする。 4 例えば、ある条件での正しい文が 10 文あるとする。この 10 文に対する参加者の反応に誤ったものに 1 文がある場合、誤答率は 10%である。つまり、本研究の実験において、誤答率はある条件での文の数を除数、誤った反応の数を被除数として、算出された比率である。 3. 4. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(17) 第二章. 先行研究と理論的な基礎. 第一章で述べたように、日本語母語話者と日本語学習者が日本語の文を処理するとき、かき混ぜ語順の文は基本語順の文より長い反応時間を要し、文の正誤判断での誤答率が高いことが観察された（村岡ら 2004、Tamaoka et al., 2005、玉岡 2005、金・小泉 2007 など）。そして、このような傾向は空所補充解析（gapfilling parsing）によるものとされている（村岡ら 2004、Tamaoka et al., 2005、玉岡 2005、金・小泉 2007 など）。この章では、これらの先行研究と理論的な基礎について述べる。まず、2.1 では、心理言語学的な研究に用いられる統計概念について述べる。. 治政 2.3 では本研究が依拠する理論基礎を述べる。2.4 では文処理負荷と空所補充解大立析を説明する。. そして、2.2 では心理言語学的な手法を用いた先行研究を述べる。つづいて、. ‧ 國. 學. 2.1. 心理言語学的な研究に用いられる統計概念. ‧. 近年、心理言語学的手法で日本語におけるかき混ぜの研究が盛んとなっている。このような研究は実験を行い、実験で得たデータをもとに統計分析をし、. Nat. sit. y. 統計の結果により研究者の仮定を検証するものである。統計分析においては、. io. er. 仮説検定が用いられる。仮説検定にはまず、帰無仮説（null hypothesis）と対立仮説（alternative hypothesis）を立てる。有意差検定において、前者は「差がな. n. al. Ch. i n U. v. い」という仮定で、後者は「差がある」という仮定である。そして、仮説検定. engchi. において、算出された統計量に基づき、ある基準以上の確かさで帰無仮説を棄却できるかどうかを判断する。また、帰無仮説による条件で実測頻度の起こりやすさを算出された統計量に基づいて確率で評価する。この確率は p 値（pvalue：p）と呼ぶ。p 値が十分小さければ帰無仮説を棄却し、対立仮説を採用することができる。しかし、検定には誤りを含む可能性がある。誤りには、「差がないが差があると判断した」という第一種の誤り（Type Ⅰ error）と「差があるが差がないと判断した」という第二種の誤り（Type Ⅱ error）がある。仮説検定においては主に第一種の誤りを小さくすることを目指す。そして、第一種の誤りの許容程度として事前に設定した境界的な確率値を有意水準（significant level：α）と言う。有意水準は通常、5％・1％・0.1％に設定し、α=.05・α=.01・α=.001 と表記して. 5. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(18) いる。算出された p 値が設定された α より小さければ有意と言える1。先行研究において、スクランブル効果（Scrambling effect）2が見られるということはこのような統計分析に基づいて判断される。本研究の分析3において、有意水準を 5%、つまり α=.05 と設定しており、算出された p 値が 0.05 より小さい場合、有意4であると判断し、0.05 より大きい場合、有意でないと判断する。心理言語学的な研究で用いられる統計分析における分散分析5には参加者分析（F1）と項目分析（F2）6がある。心理言語学的な研究において、参加者分析と項目分析両方ともに有意の場合のみ、実験の結果に有意な差異があると判断する。以下では、本研究の先行研究を、日本語母語話者を対象とした研究と中国語を母語とする日本語学習者を対象とした研究を分けて取り上げる。先行研究. 2.2.1. 學. 2.2.1.1. 立. 日本語母語話者を対象とした研究. ‧ 國. 2.2. 政治大. Tamaoka et al.（2005）. Tamaoka et al.（2005）は他動詞能動文（Active Sentences with Transitive Verbs）、. ‧. 二重目的語能動文（Active Sentences with Ditransitive Verbs）、他動詞受身文（Passive Sentences with Transitive Verbs）、可能文（Potential Sentences）、使役文. y. Nat. er. io. sit. （Causative Sentences）五種類の文を用いて日本語母語話者を対象にして実験以上は『言語研究のための統計入門』（石川ら編 2010：58）と『心理・教育のための統計法〈第 2 版〉』（山内 1998：107）に基づき、まとめたものである。 2 文処理において、かき混ぜ文は基本語順文より遅く処理されることや文正誤判断の時にかき混ぜ文の誤答率が基本語順文の誤答率より高いことであるという（Tamaoka et al., 2005、玉岡 2005）。 3 本研究においては反復測定による分散分析を行う。 4 本研究において、限界値は 0.05 と設定されている。0.05 より大きければ有意でなく、0.05 より小さければ有意であると判断している。しかし、0.10 以上を有意でない、0.10～0.05 を有意傾向、0.05 以下を有意と判断することもある（村岡ら 2004 など）。 5 平均の有意差検定の方法である（田中・山際 2005：52）。 6 参加者分析とは、実験測定の結果を参加者ごとに算出された数値で行う分析である。一方、項目分析とは、実験測定の結果を項目ごとに算出された数値で行う分析である。例えば、以下のような実験結果があるとする。項目１項目２項目３平均参加者１数値（1，1）数値（2，1）数値（3，1）平均（参加者１）参加者２数値（1，2）数値（2，2）数値（3，2）平均（参加者２）参加者３数値（1，3）数値（2，3）数値（3，3）平均（参加者３）平均平均（項目１）平均（項目２）平均（項目３）平均（参加者）の数値で行う分析は参加者分析で、平均（項目）の数値で行う分析は項目分析である。心理言語学の研究において、参加者分析と項目分析両方ともに有意の場合のみ、実験の結果に有意な差があると判断される。そうでない場合、実験で観察された差異は確率によるものと判断される。すなわち、観察された差異はその実験のみのものと判断される。 1. n. al. Ch. engchi. i n U. v. 6. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(19) 第二章先行研究と理論的な基礎. を行った。そして、実験参加者の反応に対して反復測定 7 による分散分析（Repeated measure ANOVA）を行った。実験に用いられた肯定反応の文（correct “Yes” responses、文が正しいという反応が求められる）は次の表 1 のようなものである。表 1、実験に用いられた肯定反応の文の例（Tamaoka et al., 2005：312-330）. 基本語順文. かき混ぜ文. 他動詞能動文. 友子が太郎をほめた。. 太郎を友子がほめた。. 二重目的語能動文. 太郎が友子にかばんを預けた。. かばんを友子に太郎が預けた。. 他動詞受身文. 順子が太郎に蹴られた。. 太郎に順子が蹴られた。. 可能文. 高志にギリシャ文字が書けるだろうか。ギリシャ文字が高志に書けるだろうか。. 使役文（対格）. 順子が弟子にアトリエを造らせた。. 使役文（与格）. 順子がアトリエに弟子をこもらせた。. 立. 政治大. 順子がアトリエを弟子に造らせた。順子が弟子をアトリエにこもらせた。. ‧ 國. 學. 一方、各実験における否定反応の文（correct “No” responses、文が誤っているという反応が求められる）は次の表 2 の通りである。. ‧. y. 和夫が健二に洗濯機を踊った。. 他動詞受身文. 空が順子に洗濯された。. al. n. 可能文. io. 二重目的語能動文. sit. 順子が健二を縫った。. er. 他動詞能動文. Nat. 表 2、実験に用いられた否定反応の文（Tamaoka et al., 2005：287-299）8. i n C 雅子が消しゴムに手伝えるだろうか。 hengchi U. v. 実験に用いられる文が正しい文のみなら、参加者が実験において「正しい」としか反応しない可能性があるため、否定反応の文が加えられた。以下では Tamaoka et al.（2005）の実験結果を表で示して説明する。まず、他動詞能動文の処理について、実験の結果、肯定反応の場合、語順は反応時間（F1(1,27)=58.90、p<.05；F2(1,51)=61.88、p<.05）にも文正誤判断での誤答率（F1(1,27)=15.71、p<.05；F2(1,51)=17.14、p<.05）にも影響を及ぼすこと. 実験において、一人の参加者にある条件で複数回の測定を行う実験は反復測定をいう。例えば、Tamaoka et al.（2005）において、参加者に複数の基本語順文とかき混ぜ文を用いて各条件での平均値を算出するような実験設計は反復測定の実験である。本研究においても、このような実験設計を用いる。 8 基本語順文のみ、使役文の実験において否定反応は用いられていない。 7. 7. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(20) が観察され、基本語順文は反応時間が短く、誤答率が低いことが明らかとなった。一方、否定反応の場合、基本語順文とかき混ぜ文の反応時間（F1(1,27)=14.49、 p<.05；F2(1,31)=0.02、ns）にも、文正誤判断での誤答率（F1(1,27)=0.05、ns； F2(1,31)=1.56、ns）にも顕著な差異は見られなかった。表 3、他動詞能動文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：288）. 反応類型. 肯定反応. 否定反応. 反応時間（ms）. 語順. 誤答率（%）. 平均. 標準偏差. 平均. 標準偏差. SOV. 1209. 238. 3.02. 3.37. OSV. 1432. 308. 9.07. 6.96. SOV. 1297. 224. 4.91. 6.96. OSV. 1388. 9.38. 9.95. 立. 政治216 大. 次に、二重目的語の能動文の結果について、肯定反応の場合、語順は反応時. ‧ 國. 學. 間（F1(1,27)=56.36、p<.05；F2(1,19)=70.25、p<.05）と文正誤判断での誤答率（F1(1,27)=10.80、p<.05；F2(1,19)=24.18、p<.05）に影響を与えることが観察さ. ‧. れ、かき混ぜ文は基本語順文より反応時間が長く、誤答率が高いことが分かっ. y. Nat. た。これに対して、否定反応の場合、基本語順文はかき混ぜ文より反応時間が. sit. 短い（F1(1,27)=16.07、p<.05；F2(1,19)=8.58、p<.05）が、文正誤判断での誤答率. er. io. に顕著な差異は見られなかった（F1(1,27)=3.10、ns；F2(1,19)=3.20、ns）。. al. n. v i n Ch 表 4、二重目的語の能動文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka e n g c h i U et al., 2005：292）反応時間（ms）誤答率（%）反応類型. 肯定反応. 否定反応. 語順. 平均. 標準偏差. 平均. 標準偏差. SO1O2V. 1359. 320. 1.79. 3.90. O2SO1V. 1963. 643. 11.79. 17.44. SO1O2V. 1436. 265. 1.79. 4.76. O2SO1V. 1597. 398. 4.29. 10.34. つづいて、他動詞受身文の処理について、肯定反応の場合、語順は反応時間（F1(1,23)=17.22、p<.05；F2(1,35)=16.23、p<.05）にも文正誤判断での誤答率（F1(1,23)=10.18、p<.05；F2(1,35)=11.33、p<.05）にも影響を及ぼすことが観察され、基本語順文はかき混ぜ文より反応時間が短く、誤答率が低いことが分か 8. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(21) 第二章先行研究と理論的な基礎. った。一方、否定反応の場合、反応時間（F1(1,23)=2.67、ns；F2(1,19)=2.06、ns）にも誤答率（F1(1,23)=0.19、ns；F2(1,19)=0.61、ns）にも語順による顕著な影響が見られなかった。. 表 5、他動詞受身文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：296）. 反応類型. 肯定反応. 否定反応. 反応時間（ms）. 語順. 誤答率（%）. 平均. 標準偏差. 平均. 標準偏差. SOV. 1521. 359. 1.85. 3.54. OSV. 1722. 497. 6.25. 8.08. SOV. 1484. 309. 10.83. 9.74. OSV. 1582. 399. 9.17. 10.60. 政治大さらに、可能文の結果について、肯定反応の場合、語順は反応時間立. （F1(1,23)=25.47、p<.05；F2(1,23)=13.61、p<.05）にも文正誤判断での誤答率. ‧ 國. 學. （F1(1,23)=30.54、p<.05；F2(1,23)=89.66、p<.05）にも影響を与えることが観察され、基本語順文はかき混ぜ文より反応時間が短く、誤答率が低いことが分か. ‧. った。一方、否定反応の場合、反応時間（F1(1,23)=0.11、ns；F2(1,24)=0.02、ns）. y. Nat. と文正誤判断での誤答率（F1(1,23)=0.85、ns；F2(1,24)=1.21、ns）に語順による. n. er. io. al. sit. 影響が見られなかった。. v. 表 6、可能文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：300）. 反応類型. 肯定反応. 否定反応. 語順. i n U. C反応時間（ms） hengchi 平均標準偏差. 誤答率（%）平均. 標準偏差. SOV. 1326. 299. 4.17. 7.37. OSV. 1542. 366. 29.86. 24.93. SOV. 1586. 349. 5.90. 6.72. OSV. 1602. 318. 7.99. 8.33. 最後に、使役文の実験に用いられた動詞には対格動詞と与格動詞 9があり、いずれも名詞句を、すなわち項を三つ取る動詞である。動詞類型（対格動詞か. Tamaoka et al.（2005）では、目的語が対格で標示される他動詞は対格動詞で、目的語が与格で標示される他動詞は与格動詞であるとされている。対格動詞を用いて使役文を作ると、間接目的語は与格を取る。一方、与格動詞を用いて使役文を作ると、間接目的語は対格を取る。 9. 9. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(22) 与格動詞か）×格標示順序（主格・対格・与格か主格・与格・対格か、つまり、ガヲニかガニヲか）の条件で反応時間（F1(1,31)=15.517、p<.05；F2(1,31)=15.139、 p<.05）と文正誤判断での誤答率（F1(1,31)=29.524、p<.05；F2(1,31)=35.791、p<.05）の分散分析の結果、動詞類型と格標示順序による交互作用10が見られた。この二つの要因が反応時間と文正誤判断での誤答率に与える影響の方向が異なる。対格動詞の場合では、主格・与格・対格という順（ガニヲ）は主格・対格・与格という順（ガヲニ）より反応時間が短く、文正誤判断での誤答率が低い。一方、与格動詞の場合、主格・与格・対格という順（ガニヲ）は主格・対格・与格という順（ガヲニ）より反応時間が長く、文正誤判断での誤答率が高い。そこで、Tamaoka et al.（2005）は対格動詞の実験結果と与格動詞の実験結果について反復測定による分散分析を行った。対格動詞の結果について、格標示. 政治大での誤答率（F (1,31)=17.303、p<.05；F (1,31)=11.597、p<.05）に影響を及ぼし、立主格・対格・与格という順（ガヲニ）の文は主格・与格・対格という順（ガニ順序は反応時間（F1(1,31)=6.196、p<.05；F2(1,31)=8.841、p<.05）と文正誤判断 2. ヲ）の文より反応時間が長く、誤答率が高かった。. 學. ‧ 國. 1. 一方、与格動詞の結果について、格標示順序は反応時間（F1(1,31)=8.836、. ‧. p<.05；F2(1,31)=4.155、p<.05）と文正誤判断での誤答率（F1(1,31)=8.986、p<.05； F2(1,31)=15.274、p<.05）に影響を与えて、主格・与格・対格という順（ガニヲ）. y. Nat. sit. の文は主格・対格・与格という順（ガヲニ）の文より反応時間が長く、文正誤. er. io. 判断での誤答率が高かった。. al. n. v i n 表 7、使役文実験の反応時間と誤答率（Tamaoka et al., 2005：305） Ch engchi U 反応類型. 対格動詞. 与格動詞. 語順. 反応時間（ms）. 誤答率（%）. 平均. 標準偏差. 平均. 標準偏差. S.IO.DO.V. 2199. 497. 10.55. 11.93. S.DO.IO.V. 2386. 559. 23.44. 16.11. S.IO.DO.V. 2166. 442. 10.55. 12.74. S.DO.IO.V. 2351. 542. 20.70. 16.98. 以上の実験結果から見れば、他動詞能動文、二重目的語能動文、他動詞受身. 複数の要因の相乗効果である。2 要因以上の実験計画において、一方の要因が他方の要因に及ぼす影響の「大きさ」または「方向」が一様でないことをいう。（田中・山際 2005：106、 112）。ここでは、「動詞類型」と「格標示順序」二つの要因の相乗効果である。 10. 10. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(23) 第二章先行研究と理論的な基礎. 文、可能文、使役文の処理において、かき混ぜ文は基本語順文より長い反応時間を要し、文正誤判断での誤答率が高いことが分かった。 2.2.1.2. 村岡ら（2004）. 村岡ら（2004：38）は「かき混ぜ文では文中に gap を設定する必要があり、文頭の目的語という filler 入力時から、gap を探すため処理コストが増大する（Miyamoto & Takahashi , 2002）」という論点を受け入れて、日本語母語話者を対象にして、実験を行った。実験において、日本語母語話者による「ヲ格」・「ニ格」で表す目的語を取る二項動詞の能動文の処理が考察された。実験に用いられた文は次のようなものである（村岡ら 2004：39）。. 政治鈴木が／山田を／叩いた。大ヲ格名詞句・かき混ぜ語順山田を／鈴木が／叩いた。立ニ格名詞句・基本語順鈴木が／山田に／会った。. (1) a. ヲ格名詞句・基本語順 b.. d. ニ格名詞句・かき混ぜ語順. 學. ‧ 國. c.. 山田に／鈴木が／会った。. “／”は呈示時文節の切れ目. ‧. 村岡ら（2004）の実験では、(1)のような「ガ格」と「ヲ格」を取る能動文お. y. Nat. sit. よび「ガ格」と「ニ格」を取る能動文とダミー文11が用いられ、文はプログラ. al. er. io. ムによって参加者に呈示される。参加者は文正誤判断課題を求められ、判断の. n. 反応時間と正誤が記録された。そして、反応時間と誤答率について反復測定による分散分析を行った。. Ch. engchi. i n U. v. 分析の結果、反応時間について、語順と格助詞との両要因の交互作用は有意ではなかった（F1(1,23)=0.103、ns；F2(1,23)=0.041、ns）。両要因の主効果12について、語順の主効果は有意であった（F1(1,23)=23.937、p<.05；F2(1,23)=4.884、 p<.05 ）が、格助詞の主効果は有意ではなかった（ F1(1,23)=2.750 、 ns ； F2(1,23)=2.103、ns）。そして、誤答率について、語順と格助詞との両要因の交互作用は有意ではなかった（F1(1,23)=0.434、ns；F2(1,23)=0.523、ns）。両要因の主効果について、語順の主効果は有意ではなかった（F1(1,23)=1.683、ns； F2(1,23)=1.725、ns）が、格助詞の主効果は有意傾向であった（F1(1,23)=4.059、 p=.056；F2(1,23)=3.136、p=.090）。. 11 12. 実験の分析対象でない文である。 1 つの要因のみによる単独効果である。（Christensen et al., 2011：247、溫編 2006：13） 11. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(24) つまり、日本語母語話者が「ヲ格」と「ニ格」で目的語を表す二項動詞の能動文を処理するとき、かき混ぜ語順の文は基本語順の文より長い反応時間を要する13と言える。しかし、能動文における目的語が「ヲ格」で表すか「ニ格」で表すか反応時間に差異が見られなかった。また、文の正誤判断において、基本語順の文とかき混ぜ語順の文の誤答率に差異が観察されなくて、能動文における目的語が「ヲ格」で表すか「ニ格」で表すか、誤答率に差異が観察されなかった。村岡ら（2004）の結果から、日本語母語話者の文処理において、語順は反応時間に影響を及ぼすことが分かった。しかし、格助詞の標示は文処理に影響を与えていないことが観察された。 2.2.2. 政治大. 中国語母語話者を対象とした研究. 2.2.2.1. 玉岡（2005）. 立. 玉岡（2005）は他動詞の能動文と可能文を用いて中国にいる中国語を母語と. ‧ 國. 學. する日本語学習者に文正誤判断課題を課し、判断の反応時間と正誤を記録した。そして、反応時間と正答率について反復測定による分散分析を行った。. ‧. 他動詞の能動文の処理において、正しい能動文の場合、反応時間（F1(1,23)=4.87、p<.05；F2(1,51)=4.38、p<.05）にも正答率（F1(1,23)=4.78、p<.05；. y. Nat. sit. F2(1,51)=14.92、p<.05）にも語順による影響が見られて、かき混ぜ文は基本語. er. io. 順文より反応時間が長く、正答率が低いことが観察された。一方、誤った能動. al. 文の場合、反応時間（F1(1,23)=0.41、ns；F2(1,31)=0.01、ns）と正答率（F1(1,23)=4.05、. n. v i n Ch ns；F (1,31)=5.51、p<.05）に語順による影響は観察されなかった。 engchi U 2. 村岡ら（2004：40）では、文処理において、基本語順文はかき混ぜ文より、読み時間（つまり、反応時間）が長く、誤答率が高いという予測が立てられている。また、村岡ら（2004：40）の実験では、かき混ぜ文は基本語順文より反応時間が長いことが観察された。しかし、村岡ら（2004：41）では、反応時間の結果は予測（2004：40）と一致すると述べられている。予測と一致すると、基本語順文はかき混ぜ文より反応時間が長いということになる。村岡ら（2004）での予測は実験結果と正反対になっている。本研究は実験の結果に、すなわちかき混ぜ文は基本語順文より反応時間が長いことに従い、説明をする。 13. 12. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(25) 第二章先行研究と理論的な基礎表 8、能動文実験の反応時間と正答率（玉岡 2005：100）. 反応類型. 肯定反応. 否定反応. 反応時間（ms）. 語順. 正答率（%）. 平均. 標準偏差. 平均. 標準偏差. 基本語順14. 3566. 1245. 87.5. 14.0. かき混ぜ. 3933. 1426. 78.0. 20.1. 基本語順. 4135. 1848. 70.1. 16.8. かき混ぜ. 4286. 2081. 77.1. 15.6. 次に、可能文の処理において、正しい可能文の場合、反応時間（F1(1,20) 15. =1.41、ns；F2(1,23)=0.13、ns）には語順による影響が見られていないが、正答. 率（F1(1,23)=7.29、p<.05；F2(1,23)=9.65、p<.05）には語順による影響が観察さ. 政治大玉岡（2005）は「無生の名詞に主格標示〈が〉が付いているために正しい可能立. れて、かき混ぜ文は正答率が低かったことが観察された。この傾向について、文を否定しまうからであろう」と説明している。一方、誤った可能文の場合、. ‧ 國. 學. 反応時間（F1(1,23)=0.40、ns；F2(1,23)=0.06、ns）にも正答率（F1(1,23)=0.00、 ns；F2(1,23)=0.49、ns）にも語順による影響が観察されなかった。また、玉岡. ‧. （2005）は正しい可能文の実験結果をさらに分析し、学習者ごとに正答率を検. y. Nat. 討し、基本語順文とかき混ぜ文の正答率のピアソン相関係数16を計算した。そ. sit. の結果、r=.64（p<.05）、基本語順文の正答率が高い参加者はかき混ぜ文の正答. al. er. io. 率が高い傾向が認められた。この傾向について、玉岡（2005）は日本語能力が. v. n. 高い学習者には母語話者のように可能文についても基底構造が構築されていると説明している。. Ch. engchi. i n U. 玉岡（2005）では「正順」としているが、本研究においては「基本語順」としている。玉岡（2005）の実験において、かき混ぜ語順の正しい可能文をすべて否定した参加者が 3 名いたため、肯定反応の反応時間の参加者分析はこの 3 名のデータを除いた。そこで F1(1,23)は F1(1,20)になった。 16 相関係数とは、2 変数の相関の強さと方向を表す統計量である。（田中・山際 2005）。相関係数の記号は r で、範囲は正負 1 である。例えば、変数 a と変数 b があるとする。変数 a と変数 b との相関係数が負数の場合は、変数 a が大きくなるほど、変数 b が小さくなる。一方、変数 a と変数 b との相関係数が正数の場合は、変数 a が大きくなるにつれ、変数 b も大きくなる。 14 15. 13. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(26) 表 9、可能文実験の反応時間と正答率（玉岡 2005：102）. 反応類型. 肯定反応. 否定反応. 反応時間（ms）. 語順. 正答率（%）. 平均. 標準偏差. 平均. 標準偏差. 基本語順. 3405. 1715. 69.1. 23.9. かき混ぜ. 3774. 2115. 56.3. 29.7. 基本語順. 3936. 1925. 55.9. 24.9. かき混ぜ. 3744. 2309. 55.9. 22.0. 玉岡（2005）の結果から、他動詞の能動文の処理において、日本語学習者は日本語母語話者と類似した処理を行っていることが分かった。しかし、可能文の処理において、日本語学習者は日本語母語話者と類似した処理を行っている. 政治大底構造が構築されているが、可能文についての基底構造が構築されていないと立ことが観察されなかった。そのため、学習者には、簡単な能動文についての基結論付けられた。. ‧ 國. 學. 2.2.2.2. 金・小泉（2007）. ‧. 金・小泉（2007）は日本にいる韓国語母語話者と中国語母語話者の日本語学. y. Nat. 習者を対象にして、文正誤判断課題を課した。金・小泉（2007）の実験に用い. n. er. io. al. sit. られた刺激文は以下のようである。. 表 10、刺激文の例（金・小泉 2007：102）. 基本語順文条件. かき混ぜ語順文条件. 単語条件17. i n C1 文節 h e n g c2h文節 i U. v. 3 文節. 学生が. 宿題を. 忘れた. 正. 犯人が. 事実を. 盗んだ. 誤. 会社を. 主人が. 休んだ. 正. 空手を. 部長が. 外した. 誤. 社長が. 学者が. 同僚が. 正. 磨いた. 砕いた. 磨いた. 誤. 金・小泉（2007）の実験において、単語条件（working memory task）は提示された全ての文節は異なるかを判断するものである。全て異なる単語の場合は「正」、同じ単語が二回出る場合は「誤」ということである。また、working memory、すなわち作業記憶は、「認知過程と、さまざまな認知課題を実行しているときに処理される情報の一時的な貯蔵の、双方に関与するシステムを指す」という（Eysenck 編 1998：135）。つまり、金・小泉（2007）の実験における単語条件は、呈示された情報の一時的な貯蔵を測定するものであると考えられる。 17. 14. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

(27) 第二章先行研究と理論的な基礎. 金・小泉（2007）の実験において、刺激文は文節ごとに 0.5 秒間隔で視覚的に提示される。3 文節が提示されてから判断のボタンが押されるまでの時間は反応時間とされている。実験における中国語母語話者の日本語学習者による結果を次のようにまとめられる。. 表 11、文正誤判断課題における中国語母語話者の日本語学習者の反応時間と誤答率（金・小泉 2007：105）. 語順. 平均反応時間（ms）. 平均誤答率（%）. 基本語順. 1138. 10.2. かき混ぜ. 1279. 22.6. 政治大き混ぜ文は基本語順文より長い反応時間（F (1,9)=20.1、p<.05；F (1,83)=7.3、立 p<.05）を要し、正誤判断での誤答率が高い（F (1,9)=12.9、p<.05；F (1,83)=7.3、実験の結果から、中国語母語話者の日本語学習者による文処理において、か 1. 2. 1. 2. ‧ 國. 學. p<.05）ことが分かった。しかし、この結果に誤った文の結果も含まれるが、文処理に語順以外の影響があると考えられる。そこで、金・小泉（2007）は正し. ‧. い文の結果のみについて分析を行った。分析の結果は表 12 のようである。. y. Nat. io. 正しい文のみ（金・小泉 2007：106）. 基本語順かき混ぜ. al. n. 語順. 平均反応時間（ms）. Ch. e n1078 gchi U 1301. er. sit. 表 12、文正誤判断課題における中国語母語話者の日本語学習者による反応時間と誤答率・. v 平均誤答率（%） i n 7.1. 23.2. 正しい文の結果のみの分析において、かき混ぜ文は基本語順文より長い反応時間を要した（F1(1,9)=18.9、p<.05；F2(1,55)=9.1、p<.05）が、正誤判断に語順による影響が見られなかった（F1(1,9)=2.9、ns；F2(1,55)=4.42、p<.05）。この結果はかき混ぜ文の誤答率の標準偏差が高い（SD=26.3）ことに起因するとされている。そして、金・小泉（2007）の実験の結果から、日本語の文処理において、中国語母語話者の日本語学習者は日本語母語話者と同じく、空所補充解析を行うと結論付けられた。以上見てきた日本語母語話者を対象とした Tamaoka et al.（2005）と村岡ら 15. DOI:10.6814/THE.NCCU.JPN.002.2018.A09.

日本語母語話者と中国語を母語とする日本語学習者による単文の処理 －二項動詞と三項動詞の能動文の場合 - 政大學術集成

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