张姝理月 赵 峰 黄骏青 唐文清

（1 广西师范大学教育学部，桂林 541006；

2 广西师范大学认知神经科学与应用心理广西高校重点实验室，桂林 541006；
3 广西高校人文社会科学重点研究基地广西民族教育发展研究中心，桂林 541006）

随着“蓝瘦香菇”（难受想哭）、“大噶好我系渣渣辉”（大家好，我是张家辉）、“短裤穿太高”（胆固醇太高）等一系列带有地方口音特色的普通话爆红网络，让我们看见了口音带来的娱乐效果。但现实生活中，人们会如何评价一个说话带口音的人呢？ 口音是受母语影响而形成的发音规则，是涉及语调、音韵的一种发音方式或风格（Giles， 1973），虽然不同口音的说话人可以分享相同的语法、句法和词汇，但听起来却有很大的不同（Giles， 1973；

Gluszek ＆ Dovidio，2010a，b）。一项元分析研究发现，非标准口音持有者比标准口音持有者得到的人际评价更消极（Fuertes et al.， 2012）。

可见，口音会影响听者对说话人的评价，且这种评价不利于非标准口音者。如相比标准英式英语说话的人，人们对荷兰、越南口音说话人的态度更消极（Kraaijeveld， 2017）；
英语、法语、德语或西班牙语中带有浓重荷兰口音的人被认为不如标准口音说话人称职、 友好和有能力 （Hendriks et al.，2017）。

虽然国外的相关研究证实口音的消极影响是广泛存在的， 但语音材料大多是各种口音的英语（Fuertes， et al.， 2012）。

而国内的研究主要用调查法或语言配对技术（matched－guise technique）研究人们对方言、 外语与汉语等不同语言的态度 （张积家， 1990；

林泳海 等， 2010；

王佳佳 等， 2019；
高一虹 等， 2019）。

如张积家（1990）发现讲普通话的教师比讲蓬莱话的教师在人格特征、 讲课效率和人际吸引等方面都获得了更为积极的评价， 但语言态度与口音态度并不完全相同。

语言态度主要是指听者对不同语言说话人的态度， 如对英语说话人的态度、对德语说话人的态度。而口音态度是人们对同一语言的不同口音说话人的态度，如对川味、粤调普通话说话人的态度。

中国幅员辽阔，方言众多，各民族、 各地区人民在几千年的交往融合中既一体又多元， 很多人在说普通话时不可避免地受方言的影响而带有口音，是口音研究的天然土壤。那么在普通话的语境下，相比非标准口音说话人，听者对标准口音说话人的态度评价是否也会更积极？ 为探究这一问题， 我们选取了南方某一城市的口音作为地方口音代表，考察普通话不同口音（地方口音、标准口音）对听者评价说话人的影响。

有学者认为， 传统语言态度研究隐含了这样一个假设：说话人的语言首先被听者感知，引发了对这种语言的态度，然后再形成对说话人的评价。不区分对语言态度和对说话人的态度， 就无法确定对说话人较消极的评价是因为纯粹不喜欢这种语言， 还是因为不喜欢说话人（Cargile ＆ Bradac， 2001）。所以语言态度应分为对语言的态度和对说话人的态度（Schoel et al.， 2012）。

同理，口音态度与语言态度一样，也涉及了对“说话人”和“口音”两者的态度，也应分为对口音的态度和对说话人的态度。

社会认知领域对人脸的研究表明， 印象激活过程包括两个阶段：
第一阶段是对面孔知觉的社会类别信息 （如性别、种族等）进行提取，第二阶段是激活所提取社会类别信息的刻板印象（张晓斌， 佐斌， 2012）。

所以在根据人脸信息形成总体印象评价时， 知觉面孔并提取面孔基本信息是第一步。同理可以推测，在评价带口音的说话人时， 首先得到加工的应该是声音本身的信息， 然后再根据这些信息形成一个对说话人的评价。且有研究表明，人们在听时所经历的不适程度会影响其对说话者的评价 （Sebastian et al.，1980），因此口音本身听起来是否悦耳、舒适可能是影响听者评价说话人的一个因素。

另有研究表明，5个月大的婴儿就能注意到口音变化并做出反应（Kinzler et al.， 2007）。

因此从发展进程来看，在听口音评价说话人时，个体首先知觉口音，形成对口音本身的态度，再涉及对说话人的评价。

所以，听者对口音本身的感知和态度会影响其对说话人的评价，且知觉和评价口音信息可能是听者评价说话人的基础。基于此，本研究对口音态度和说话人的态度进行了区分，用“听者态度”指代听者对说话人的态度评价， 并尝试把对口音本身的评价作为人们评价口音说话人的中介变量， 探讨口音态度在口音影响听者态度的路径中的中介作用。

区分口音态度和听者态度，有助于深入理解口音的社会影响，而探讨口音态度在口音影响听者态度的路径中的中介作用， 能为我们解释口音如何影响听者态度提供新的视角。

研究态度很大一部分原因是为了预测行为，研究发现标准美国口音的求职者被认为比法语口音的求职者更有就业前景 （Deprez－Sims ＆ Morris，2013），汉语、墨西哥语和印度语口音的求职者会受到歧视（Timming， 2017），非标准口音说话人比标准口音说话人被雇佣的可能性低 （Hosoda et al.，2012；

Roessel et al.， 2017）。

即在只有声音线索的情况下，人们不仅会对标准口音者的评价更好，也更愿意录用他们。但求职面试是相对正式的职场情境，在日常的人际交往中， 说话人的口音会不会影响他人对其的人际选择呢？基于此，探讨口音对行为的影响，本研究关注更加生活化的情境，考察听者对不同口音说话人的人际选择，并探讨口音态度、听者态度和对说话人的人际选择之间的关系。

研究一采用口音态度问卷与说话人态度量表，考察被试对地普（地方口音普通话）和标普（标准口音普通话）说话人的评价以及口音态度的中介作用。我们预测：相比标普说话人，人们对地普说话人的评价更消极（假设1）；
口音态度在“口音→听者态度”的路径中起到中介作用（假设2）。

2.1 方法

2.1.1 被试

选择用G＊power3.1 重复测验方差分析， 设定显著性水平为 0.05， 效应量为 0.25， 统计检验力为0.95，组数为 1，重复测定为 2 时，计算得样本量为106。在广西某大学的图书馆内随机招募被试参与实验，141 名在校学生同意并参与实验， 女生107 名，男生 34 名， 年龄范围为 19～32 岁，M年龄＝22.45 岁。其中20%的被试为少数民族，36%的被试为城镇人口，69%的被试会说方言。所有被试的听力和言语能力均正常。

2.1.2 设计

研究采用单因素被试内设计。自变量为口音，分为地普和标普两个水平， 因变量为听者对说话人的评价得分。

2.1.3 材料

为了减少群体或地域刻板印象对本研究结果的影响，作者选取了流传度不高、相对小众的南普①南普是指含有南宁白话口音的普通话，翘舌发音不明显，音腔不圆，句尾有加重语气的语气词或直接加重句尾词语气，口音特点突出，使用地区主要为南宁城区。（南宁口音）作为地方普通话的代表，尽量避免听者通过录音推断出口音所对应的群体或地区。然后，让两位录音者分别用地方普通话和标准普通话朗读 《桂林山水》第一自然段并录音。

录音者均为年轻女性，年龄、音色相近，朗读时语速适中、语气自然。

《桂林山水》为小学语文课文，文字通俗易懂，主要描写桂林的山水风景。

录音经过声音处理软件GoldenWave进行降噪、调音、剪辑后，形成两段17 秒的录音材料。为避免地域或身份相关的刻板印象的影响，分别以人名拼音Xiejing 和Lidan 对录音进行命名，对应地普和标普。29 名大学生听录音后对两段录音材料进行1～7 分口音严重程度评分，1＝完全没有口音，7＝口音非常严重。结果为地普（M＝6.10±0.82）的口音严重程度显著高于标普 （M＝2.24±0.95），t （28）＝17.98，p＜0.001，d＝3.34。

29 名大学生均能明确回答此录音在描写桂林的山水，口音操控成功。之后把两段口音不同的录音嵌入一页PowerPoint（如图1），被试每次可随意听取其中的一段录音，再填写问卷，直至听完两段录音。

录音在页面中的位置是随机变化的。

图1 研究一录音播放界面

2.1.4 测量工具

（1）口音态度问卷

在社会语言学领域有关语言态度研究的文献（陈松岑， 1999；

单韵鸣， 李胜， 2018；

尹小荣，李国芳， 2019） 中选定了6 道题测量对说话人口音的态度，分别为：好听的、有趣的、有用的、交流方便的、社会影响力大的，以及对这种口音的喜欢程度。题目采用 7 点计分，例如：1 代表“非常不好听”，7 代表“非常好听”。在问卷指导语中表明，此问卷仅对三段录音中的口音进行评价。

问卷内部一致性信度分别为：0.82（地普）、0.81（标普）。

（2）说话人态度量表

说话人态度量表选自 Zahn 和 Hopper（1985）编制的言语态度量表 （Speech Evaluation Instrument，SEI），分为优势（superiority）、吸引力（attractiveness）和活力（dynamism）三个维度，共30 对反义形容词。问卷经过双语华人修改、专业翻译人员校正、心理学教授审阅。

题目采用7 点计分，例如：“邪恶的—善良的， 选择1 则表示你认为录音说话人非常邪恶，选择7 表示你认为录音说话人非常善良。

”SEI量表的内部一致性信度分别为0.94（地普）和 0.96（标普）， 三个分维度的信度 α 系数范围为 0.79～0.92。

2.1.5 程序

首先，指导被试仔细阅读指导语，在完全理解实验要求和录音播放设置的情况下佩戴耳机， 播放录音进行实验。

要求被试听一段录音，填一次问卷，依次听完两段录音，完成问卷。被试可根据自身需要随机、反复播放录音。

2.1.6 数据分析与统计

使用SPSS20.0 进行重复测量方差分析，考察被试对不同口音、说话人评价的差异；
采用两水平被试内设计的中介效应分析方法 （王阳， 温忠麟，2018），利用Mplus 数据分析软件考察口音态度在口音影响听者态度路径中的中介效应。

2.2 结果

2.2.1 对口音的评价差异

在口音态度问卷上， 被试对地普的评价 （M＝3.15±1.01）显著低于对标普的评价（M＝5.13±0.96），F（1，138）＝393.99，p＜0.001，ηp2＝0.74，差异值为－1.98，95%置信区间为［－2.18，－1.79］。

2.2.2 对说话人的评价差异

在说话人态度量表上， 被试对地普说话人的评价（M＝3.78±0.74）显著低于对标普说话人的评价（M＝5.21±0.80），F （1，132）＝240.77，p＜0.001，ηp2＝0.65，差异值为－1.43，95%置信区间为［－1.61，－1.24］。

2.2.3 口音评价的中介效应分析

相关分析结果表明，在地普条件下，口音评价与说话人评价之间存在显著的正相关关系，r＝0.42，p＜0.001；
在标普条件下，口音评价与说话人评价之间也存在显著的正相关关系，r＝0.46，p＜0.001。

中介分析结果表明（图2），普通话是否带有口音对口音评价（B＝1.79，SE＝0.13，p＜0.001）有显著影响， 口音评价对说话人评价 （B＝0.46，SE＝0.09，p＜0.001）也有显著影响，且普通话是否有口音对说话人评价的直接影响也显著 （B＝0.47，SE＝0.17，p＝0.005）。

采用 bootstrap 检验估计口音对说话人评价的间接影响的显著性，结果显示（表1），是否有口音→口音评价→说话人评价的中介效应估计值为0.82，其 95%置信区间为［0.49，1.10］，置信区间不包括0，说明口音评价的中介效应显著，即对口音的评价越积极，对说话人的评价也越积极。

同时，是否有口音对说话人评价的直接效应也显著， 说明在排除口音评价的效应后， 口音仍可正向影响对说话人的评价。

总效应＝0.47（直接效应）＋0.82（间接效应）＝1.29， 中介作用的效应量 PM＝0.82 （间接效应）／1.29（总效应）＝0.64，所以在口音影响说话人评价的效应中有64%是通过对口音评价起作用的。

图2 中介模型图

表1 是否有口音对说话人评价的间接效应

2.3 讨论

研究一结果发现， 不论是在口音评价上还是说话人评价上，对标普的评价显著高于地普。这与前人的研究一致， 即标准口音说话人比其他口音说话人得到的评价更积极 （Fuertes et al， 2012；

Chan，2016；

Hendriks et al.， 2017；

Roessel et al.，2017；

Dragojevic et al.， 2017）。中介分析进一步表明，口音对说话人评价的影响有64%是由口音评价介导的， 听者对口音本身的消极态度会进一步影响其对口音说话人的态度， 人们部分地通过消极评价口音来消极评价说话人。

尽管研究一验证了研究假设，但仍有局限性。首先， 没有考虑口音熟悉性的影响。

在Huang 等人（2016）研究中，大多被试自我报告说，他们对熟悉口音的演讲者更加宽容。

但也有研究证明当听者熟悉某种非母语的英语口音时， 往往对这种口音的评价较低（Nejjari et al.， 2012）。

因此，如果被试对研究中的口音较熟悉，并能识别出口音的来源，可能会对研究结果造成干扰。

虽然使用小众口音作为研究材料可以一定程度上避免口音熟悉性的影响， 但是缺乏自我报告检验。

其次， 没有考虑到口音可理解性（comprehensibility）的影响。

研究表明可理解性会影响听者对说话人的评价（Fuse et al.， 2018），且可理解性在口音影响听者态度评价的路径中起中介作用（Kraaijeveld， 2017）。

因此，需要在进一步的研究中排除可理解性可能存在的影响。最后，本研究结果还可能受到内－外群体的影响。

高一虹等人（1998，2019） 在香港回归前和回归20 年后研究了北京、广州、香港三地的人对英语、普通话、粤语和粤调普通话的态度， 两次研究都发现香港人对粤调普通话的评价高于内地人（北京、广州），但也可能存在替代耻辱 效 应 （Vicarious Shame Effect et al.， 2006）。Hendriks 等人（2018）研究发现，对于都带有中度口音的说话人， 德国听众和荷兰听众都更喜欢荷兰口音说话人而不是德语口音说话人， 说明德国听众对带口音的同胞感到了替代性的羞耻， 而荷兰听众则表现出对带口音同胞的内群体偏好。因此，如果被试自身带有严重口音，在面对口音说话者时，既可能会把其视为内群体而给予不那么消极的评价， 也可能会因为替代性羞耻而给予更消极的评价。综上，基于研究一的这些局限性， 研究二不仅要进一步揭示口音对人际选择的影响，而且还需控制口音的熟悉性、可理解性以及内－外群体的影响，重复验证研究一，增加研究结果的可靠性。

研究二试图在控制熟悉性、 理解性和内-外群体对研究结果的干扰后，重复验证研究一的结果，并考察人们对不同口音说话人的人际选择。

此外也将进一步探讨口音态度、 说话人态度和人际选择三者间的关系。我们预测：首先，在控制了熟悉性、理解性和内－外群体的影响后，研究一的假设仍然成立；
其次，听者对说话人的人际选择会受到其口音的影响，即相比地普说话人， 更多被试选择标普说话人作为游戏搭档（假设3）；
最后，人们会因为积极评价说话人而选择其作为游戏搭档， 即说话人态度在口音影响人际选择的路径中起中介作用（假设4）。

3.1 方法

3.1.1 被试

用G＊power3.1 计算所得样本量同研究一，最终在广西某大学招募得168 名大一新生参与实验。女生 143 名，男生 25 名，年龄范围为 16～20 岁，M年龄＝18.53 岁。

其中 72%的被试来自广西，36%的被试为城镇人口，25%的被试为少数民族，79%的被试都会说方言， 被试对自我口音严重程度评分M＝2.92±1.25（1＝没有口音，7＝口音非常严重），且 18%的被试能识别地普。所有被试都报告自己的听力、视觉和言语能力正常。

3.1.2 设计

同研究一。

3.1.3 材料

同研究一，但在PowerPoint 上呈现《桂林山水》的文字内容（图3）。

录音配备文字是为了消除口音可理解性对说话人评价的影响。

实验结束后询问被试是否理解语音内容，所有被试均表示理解。

图3 研究二录音播放界面

3.1.4 测量工具

（1）口音态度问卷

同研究一。问卷内部一致性信度分别为0.83（地普）和 0.86（标普）。

（2）说话人态度量表

同研究一。

SEI 量表的内部一致性信度分别为0.94（地普）和 0.93（标普），三个分维度的信度 α 系数范围为 0.70～0.92。

（3）干扰变量的测量

为了控制和考察口音熟悉度和内－外群体对说话人评价的影响， 在问卷后面考察了被试是否会说方言（1＝会，2＝不会）、自我口音评价（1～7 评分：1＝完全没有口音，7＝口音非常严重）、 是否熟悉该口音（1＝熟悉，2＝不熟悉）， 以及口音识别 （让被试写下Xiejing 的口音为何种口音，1＝能识别，2＝不能识别）。

（4）游戏搭档选择

这实际上是一个假任务， 要求被试对说话人形成一个印象评价后（即完成问卷后），根据自己的主观意愿， 从两位说话人中挑选一位作为接下来的游戏搭档。但其实并没有接下来的游戏，此设计的目的在于考察被试在只有声音线索的条件下对不同口音说话人的人际选择。

3.1.5 程序

实验在安静的机房进行，其他同研究一。在被试填完问卷后，告知其还有游戏任务，在做游戏之前请在两位录音说话人中挑选一位作为自己的游戏搭档，但是不具体说明游戏详情。

在被试选完搭档后，宣告实验结束。

3.1.6 数据分析与统计

采用卡方检验考察被试的人际选择差异；

采用两水平被试内设计的中介效应分析方法（王阳，温忠麟， 2018），利用Mplus 数据分析软件考察说话人态度在口音影响人际选择路径中的中介效应；

其他同研究一。

3.2 结果

3.2.1 对口音及说话人的评价差异

把自我口音评价作为协变量， 方差分析结果表明，被试对地普的评价（M＝2.99±1.21）显著低于对标普的评价（M＝5.16±1.27），F（1，126）＝24.77，p＜0.001，ηp2＝0.16，差异值为－2.67，95%置信区间为［－3.31，－2.03］。此外，被试性别、口音识别、是否熟悉该口音和是否会说方言的主效应均不显著，ps＞0.05， 与口音类型的交互效应也均不显著，ps＞0.05。

把自我口音评价作为协变量， 方差分析结果表明，被试对地普说话人的评价（M＝3.48±0.89）显著低于对标普说话人的评价（M＝5.40±0.68），F（1，127）＝24.19，p＜0.001，ηp2＝0.16， 差异值为－2.10，95%置信区间为［－2.55，－1.65］。

此外，被试性别、口音识别、是否熟悉该口音和是否会说方言的主效应均不显著，ps＞0.05，与说话人类型的交互效应也均不显著，ps＞0.05。

3.2.2 对说话人的人际选择

选择地普和标普说话人做游戏搭档的人数分别为24，144。

在只有声音线索的条件下，如果被试对口音在行为上没有偏好， 选择地普和标普说话人的人数比率理论上为1∶1。

卡方拟合度检验结果显示，选择地普、 标普说话人所占比例分别为14.29%，85.71%，与随机选择比例 1∶1 有显著差异，χ2（1，N＝168）＝85.71，p＜0.001， 绝大多数被试选择了标普说话人作游戏搭档。

3.2.3 口音评价、 说话人评价和人际选择的相关分析

鉴于本研究为两水平的被试内实验设计， 在考察人际选择与口音评价、说话人评价时，首先把人际选择转化为二分变量， 即把选择标普说话人做游戏搭档记为1，选择地普说话人做游戏搭档记为0。

考察人际选择与口音评价、 说话人评价在不同口音条件下的差值相关。

相关分析结果表明， 不同口音条件下说话人评价的差值与人际选择之间存在显著的正相关关系，r＝0.28，p＜0.001；
不同口音条件下口音评价的差值与人际选择之间存在显著的正相关关系，r＝0.34，p＜0.001；
不同口音条件下口音评价的差值与说话人评价的差值存在显著的正相关关系，r＝0.46，p＜0.001。

3.2.4 说话人评价的中介效应分析

把地普说话人记为1，标普说话人记为2，形成一个两水平的人际选择变量。中介分析结果表明（图4）， 普通话是否带有口音对说话人评价 （B＝1.89，SE＝0.10，p＜0.001）有显著影响，说话人评价对人际选择（B＝0.07，SE＝0.02，p＝0.002）也有显著影响，且普通话是否有口音对人际选择的直接影响也显著（B＝1.72，SE＝0.06，p＜0.001）。

采用 bootstrap 检验估计口音对人际选择的间接影响显著性，结果显示（表2）， 是否有口音→说话人评价→人际选择的中介效应估计值为 0.14， 其 95%置信区间为［0.06，0.23］，置信区间不包括0， 说明说话人评价的中介效应显著，对说话人的评价越积极，则越会选择其作为游戏搭档。同时，是否有口音对人际选择的直接效应也显著，说明在排除说话人评价的效应后，口音仍可正向影响被试的人际选择。

总效应＝1.72 （直接效应）＋0.14（间接效应）＝1.86，中介作用的效应量 PM＝0.14（间接效应）／1.86（总效应）＝0.08，所以在口音影响人际选择的效应中有8%是通过对说话人评价起作用的。

图4 中介模型图

表2 是否有口音对人际选择的间接效应

3.2.4 口音评价和说话人评价的链式多重中介效应分析

鉴于在研究一中， 口音→口音评价→说话人评价的中介效应都显著， 以及研究二中口音→说话人评价→人际选择的中介效应也显著， 此处对口音→口音评价→说话人评价→人际选择的链式中介效应进行探索性的考察。

两水平被试内链式多重中介效应分析的结果表明， 是否有口音对人际选择的间接影响和直接影响均显著，如图5 所示。采用bootstrap检验估计是否有口音对人际选择间接影响的显著性（表3），结果显示，是否有口音→口音评价→人际选择的中介效应显著， 在口音影响听者人际选择的效应中有5%可单独通过口音评价起作用。

是否有口音→说话人评价→行为选择的中介效应显著，在口音影响听者人际选择的效应中有4%可单独通过说话人评价起作用。

是否有口音→口音评价→说话人评价→行为选择的链式中介效应也显著，在口音影响听者人际选择的效应中有2%可链式通过口音评价和说话人的评价起作用。

同时，是否有口音对人际选择的直接效应也显著， 说明在排除中介效应后， 口音仍可正向影响人们对说话人的选择。

图5 链式中介模型图

表3 是否有口音对人际选择的间接效应

3.3 讨论

研究二在控制了口音熟悉度、理解性和内－外群体可能造成的影响后，与研究一的结果一致，不论是对口音还是对说话人， 标普获得的积极评价仍然显著高于地普。

此外，研究二增加了“游戏搭档选择”，绝大多数被试（85.71%）选择了标普说话人作为游戏搭档，说明在人际选择上，人们也更倾向于选择标普说话人。此外，说话人评价在口音影响人际选择的路径上存在中介效应， 即人们倾向于选择标普说话人作为游戏搭档的部分原因在于对其有更积极的评价。最后，口音评价和说话人评价在口音影响听者人际选择的路径上存在链式中介效应：人们听带口音的录音，会依次通过对口音本身的评价和对说话人的评价， 进而影响对说话人的人际选择。

两个研究结果均表明， 不论在态度评价上还是人际选择上，非标准口音说话人均处于不利地位。具体而言，相比标普说话人，人们对地普说话人的评价更为负面，也更少选择其作为游戏搭档。其中的中介机制在于， 人们会消极评价口音进而消极评价口音说话人， 甚至还会因为消极评价口音说话人而不选择其作为游戏搭档。

4.1 口音对听者态度的影响

两个研究都发现标普说话人比地普说话人得到的评价更积极，这与前人的研究一致，即标准口音持有者会得到更积极的评价 （Chan， 2016；

Dragojevic， et al.， 2017；

Fuertes， et al.， 2012；

Hendriks， et al.， 2017）。

为何听者对标准口音持有者有更积极的态度？ 有研究把对口音说话人的消极评价归于刻板印象（Giles ＆ Watson， 2013）。

Ryan 和Bulik（1982）认为，中产阶级听者对西班牙口音说话人的消极评价，是因为他们有一个“西班牙口音的人是下层阶级”的原型概念。听者会根据口音推断说话人的社会群体成员身份， 对口音说话人的消极评价部分反映了他们对口音群体的成见。

我国推广普通话已有60 多年， 学校不仅有相应的普通话课程，而且使用普通话进行教学。

因此听者可能会推断重口音者有较低的受教育水平和社会经济地位， 从而导致较消极的评价。

再者，根据社会认同理论，如果说话人的口音有异于自己的口音， 意味着说话人属于外群体， 因此会被消极评价 （Gluszek ＆ Dovidio，2010）。

本研究中被试大多认为自己只有轻微口音，因此当听到带有较严重口音的地普时， 可能会视其为外群体而给予较消极的评价。最后，口音干扰了听者的加工流畅性（processing fluency），即带口音的语言更难被认知加工，进而引起了消极的情感反应。听者会因为较难加工口音说话人的说话内容而消极评价说话人，口音越强，评价越消极（Dragojevic et al.， 2017）。因此，虽然听者都能理解语音内容，但相比标普， 地普引起的认知加工困难可能也是听者消极评价说话人的原因。

4.2 口音态度的中介作用

Ryan 和 Bulik（1982）的研究发现，无论社会阶层如何，听众还是会较消极评价德语口音者。对此他们的解释是：
口音刻板印象似乎并不是听者态度的主要预测因素， 德语口音更难理解， 听起来更不舒服， 可能是听者消极评价德语口音者的一个重要原因。本研究区分了口音态度和听者态度，并把口音态度作为口音影响听者态度的中介变量， 探究听者是否会通过消极评价口音本身而消极评价口音说话人。

本研究发现相比地普， 人们对标普的评价更积极， 且口音态度在口音影响听者态度的路径中起中介作用，这就印证了Ryan 和Bulik 的观点。

标准普通话为什么会得到更积极的评价？首先，标准普通话是官方用语， 相比地普具有更大的社会影响力，交流起来也更方便；
其次，口音普通话趣味性的体现需要一定的情境， 并不是所有口音普通话都具有娱乐效果；
最后，对口音的评价也会受节奏韵律的影响（Prafianto， et al.， 2017），说话人言语的韵律特征越好， 听者感知到的口音水平越低 （李景娜， 王遥， 2015）， 听者之所以会评价地普不好听，很可能是口音的腔调影响了普通话该有的韵律和节奏。

而对于口音态度的中介作用， 本研究结果与Schoel 等人（2012）的观点契合，他们认为对语言本身的评价以及对说话人的社会知识（如年龄、刻板印象等）会影响听者对说话人的评价，而对语言本身的态度是评价过程的基础。与语言态度类似，人们对口音本身的态度也会影响听者对说话人的态度评价。这为我们解释口音如何影响听者态度提供了一个新视角，同时也表明，对口音本身的态度是口音研究中不应忽视的一个因素。

4.3 口音对人际选择的影响

相比标准口音说话人， 口音携带者不仅会获得消极的态度评价，也会受到不平等对待。如非标准口音代言人被认为可信度更低 （Reinares－Lara et al.，2016），管理者不愿雇佣墨西哥或西班牙口音求职者（Hosoda et al.， 2012）。

本研究结果与前人研究一致， 在人际选择上，85.71%的被试选择了标普说话人做游戏搭档， 说明非标准口音说话人不仅在求职方面可能处于不利地位，在交友、合作方面也会受到不利影响。

在 Roessel 等人（2017）的研究中，被试需要通过竞选录音评估一个候选人是否适合担任助教职位，因为助教的课程将用德语授课，候选人的英语技能不会影响未来的教学，教学资格才是评价核心。尽管强调候选人的英语能力不会影响未来的教学，但口音仍然会使候选人的能力降级， 甚至不管候选人说什么，重口音候选人的可雇佣性得分都很低。因此，口音会使说话人的能力降级。

在本研究“选择游戏搭档”的任务中，听者倾向于选择标普说话人做游戏搭档， 可能是认为标普说话人会更有能力一起完成游戏。

4.4 说话人态度的中介作用

研究还发现， 说话人评价在口音影响人际选择的路径中起中介作用， 人们会选择标普说话人做搭档的部分原因是对标普说话人的评价更好。

这说明被试对口音说话人的态度可以预测其接下来对说话人的行为。根据第一印象效应，如果一个人在初次见面时给人印象良好，那么人们就愿意接近他。

反之，对于一个初次见面就产生了反感的人， 即使无法避免与之接触， 人们也会对之很冷淡， 在极端的情况下， 甚至会在心理上和实际行为中与之产生对抗状态（时蓉华， 1988）。在本研究中，被试根据声音对口音说话人产生了消极的第一印象， 从而影响了其后来对说话人的行为表现，不选择说话人为游戏搭档。

前人有关口音的研究， 大多集中在 “口音-态度”或“口音-行为”，本研究不仅探讨了“口音-态度”和“口音-行为”的关系，还进一步探讨了“口音-态度-行为”的关系，结果表明，口音评价和说话人评价不仅能各自独立介导口音与人际选择的关系，而且它们还能形成链式中介， 介导口音对人际选择的影响。

虽然口音对人际选择的影响的间接效应较小，仅有8%通过口音评价和说话人评价起作用，但也说明了口音对行为的影响并不仅是简单的 “刺激－反应”，存在较复杂的影响机制，这有助于我们深入理解口音的社会影响。

4.5 研究局限与展望

本研究对普通话推广、日常交友、工作求职等方面有一定的启示作用，但也存在一定局限。在研究材料上，本研究选取了小众口音作为研究材料，这是为了避免听者根据口音推测说话人的身份信息， 例如听到粤调普通话推测是广东人、 听到京味普通话推测是北京人，尽量排除地域刻板印象影响。但这也限制了本研究结果的推广性。

未来的研究可以考察口音和说话人社会信息（如社会阶层）对听者态度的交互作用，以及使用常见口音作为研究材料。

此外，本研究的被试群体缺乏多样性，主要是在校大学生，且男女比例不均衡， 因此未来研究需丰富被试群体进一步验证本研究结果。再者，口音的影响不总是消极的，在某些情况下也有积极的效果，如口音也会带来亲切感。而本研究的设定主要是介绍桂林山水，没有考察不同情境下口音对听者态度的影响， 未来研究需要增设口音情境以更全面地了解口音的社会影响。

（1）口音影响听者对说话人的态度评价，相比地方口音说话人， 人们对标准普通话说话人的评价更积极；

（2）口音影响听者对说话人的人际选择，人们更愿意选择标准口音说话人做游戏搭档；

（3） 口音态度在口音影响听者态度的路径中起中介作用， 人们对口音说话人的评价部分通过口音评价起作用， 而听者态度又可以部分介导口音对人际选择的影响；

（4） 口音态度和听者态度可链式介导口音与人际选择的关系。

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