引言

近年来，同伴反馈作为外语教学中重要的同伴学习活动，在二语习得领域受到了越来越多的关注（Chang2015; Yu & Lee2016）。同伴反馈，又称“同伴互评”“同伴评估”等，是指在学习过程中，学习者承担教师角色，以书面或口头形式，在两人或小组内对同伴的学习行为或者成果做出评价的活动（Liu & Hansen2002）。有研究认为同伴反馈有助于改善个体的产出表现，如拼写、语法、观点展开和逻辑结构等（Harris & Leeming2022；Yang2016）。越来越多的研究证明了同伴反馈对语言学习的促进作用，揭示了这一活动不仅能提高学生的语言表现，培养学习动机、读者意识和自我效能感，同时有助于培养批判性思维，促使学生对自己的语言产出进行更深层次的认知处理。然而，同伴反馈同样存在争议，其核心问题在于学习者是否能够向同伴提供准确的反馈，从而提升同伴的语言表达能力。此外，同伴反馈的实施涉及不同维度的处理方式，如反馈模态、反馈重点以及实验周期等，其有效性受到多种调节变量的综合影响。因此，为了系统回答关于同伴反馈有效性的问题，本研究采用元分析的数据分析方法，整合现有实证数据，对多项独立的定量研究结果进行再分析，进而得出更具普适性的结论。

一、文献综述

关于同伴反馈使用的有效性，最具代表性的理论是Vygotsky（1978）的社会文化理论。该理论强调学习是在社会互动中共同构建知识的过程，而语言是这一过程中最重要的工具。Vygotsky（1978,1986）提出了最近发展区（Zone of Proximal Development, ZPD）的重要概念，即个体独立解决问题的实际水平与受助情况下合作解决问题的潜在发展水平之间的差距（Vygotsky,1978），以概念化新手学习者如何通过与专家的互动来促进自身发展。也就是说，同伴反馈为反馈者和被反馈者在其各自的ZPD内进行语言学习创造了一个有利的环境。通过同伴反馈，学习者间可以跨越彼此的ZPD，促进二语能力的发展。因此，在二语学习中，同伴反馈被视为个体学习中的协作和合作活动，旨在基于最近发展区，通过互动、语言产出和修改来提升产出质量和水平。

大量研究发现，同伴反馈对学习者的语言产出和综合能力均具有积极影响。例如，与更关注语言准确度的教师反馈相比，同伴反馈往往更关注话题发展。由此可见，同伴反馈可以促进语言形式和意义之间的平衡。此外，基于以学生为中心的教学理念，同伴反馈能促进学习者的自主性。与同伴协商会促使学习者更积极地发展自己的写作技能，从而提高独立解决问题的能力。Yang等（2006）指出，接受同伴反馈的学生比接受教师反馈的学生进行了更多的自我修改。可能的解释是同伴反馈使他们对待自己的写作更加认真，而教师反馈组则认为老师已经指出了他们所有的错误，没有必要进一步修改。然而，也有研究表明，同伴反馈对外语学习并未展现出积极的推动作用，反而在一定程度上产生了负面影响（如Wihastyanang et al.2020）。

研究还发现，外语教学中同伴反馈的有效性受到学段、实验周期、反馈小组人数、分组形式、匿名情况、反馈地点、评价标准、培训情况等潜在调节变量的影响。例如，随着各种互联网交流平台的不断涌现，越来越多的教师开始在课堂上采用计算机辅助语言学习，因为在线资源可以提高学生的学习兴趣，改善学习环境，从而提高学习者的产出水平。一些研究(Law et al.2020; Wu et al.2020)表明，相对于传统的面对面同伴反馈，在线同伴反馈会提高同伴间的参与度和互动程度，从而能更好地改善学习者的语言产出。在深入探讨同伴反馈的有效性时，多项实证研究显著揭示了调节变量的多样性及其对实验结果的差异化影响。因此，本研究将同伴反馈的调节变量进行了更精细的划分，通过调节效应分析来探究不同的同伴反馈处理在语言学习中的作用及其差异。

本研究通过元分析的定量统计方法探究同伴反馈在外语教学中的有效性及其潜在调节变量的作用，有助于同伴反馈的理论深化和实践拓展。尽管已有研究运用元分析方法验证了同伴反馈的促学效果（Vuogan & Li2023），但上述研究只针对二语写作中的同伴反馈，并未探讨同伴反馈对口语产出的影响，且涉及到的调节变量不够全面，缺少综合考量。鉴于此，本研究将口语产出模态纳入考察范畴，并通过划分更为细致的潜在调节变量，解释可能影响同伴反馈效果的多种因素。具体研究问题为：

同伴反馈在外语教学中的整体效果如何？

同伴反馈有效性的调节变量有哪些？它们分别如何影响反馈效果？

二、研究方法

（一）文献检索、纳入标准与编码

本研究从中国知网、万方数据库、ERIC、Web of Science、ProQuest、Springer Link、Scopus (A & I)等数据库中进行主题检索。检索词包括两类，第一类为“同伴反馈”“同伴互评”“同伴评估”“同伴评价”“同伴互动”“peer feedback”“peer review”“peer edit*” “peer respon*”“student feedback”“peer assess*”“peer evaluat*”“peer interact*”；第二类为“二语”“第二语言”“二语习得”“外语学习”“L2”“second language”“foreign language”“language learn*”。通配符（*）用于包含同一词根的多个变体。根据特定数据库的检索格式对检索词进行布尔逻辑检索。随后本研究对数据库检索结果进行了筛选，以排除非英语语言和没有影响因子的出版物，从而规范原始实证研究质量。同时本研究也将学位论文考虑在内，因为它们通常经过精心设计，并提供有关研究方法和结果的详细信息（Li2010）。最后，对相关综述文章和书籍的参考文献部分进行浏览以查漏补缺，最终纳入的文献包括期刊论文和博士学位论文，文献检索截止时间为2025年3月。

本研究按照以下标准筛选文献：1.必须是关于同伴反馈的实验研究或准实验研究，包含组间对比或组内重复测量数据；2.因变量须测量受试在同伴反馈处理后的产出质量；3.须报告能计算出效应值的数据。4.期刊文献须源于 CSSCI、中文核心期刊或 SSCI期刊。基于上述标准，最终纳入文献37篇，其中汉语论文6篇，英语论文31篇，期刊论文28篇，博士学位论文9篇。筛选流程如图1所示。此外，为识别异常值，本研究采用了将效应值转换成z值的方法。根据Li（2010）的建议，本研究将绝对值大于3的效应值视为异常值，并在本元分析中予以排除。其中有7项研究被作为异常值排除在外（如Abu Seileek & Abualsha’r2014；Allen & Mills2016）。最终纳入有效文献30篇，所有研究共包括1806名受试。

为保证样本数据的准确性和可靠性，对所筛选的文献进行了再次审查并进行编码处理。编码信息包括出版信息（文献作者、出版年份、来源期刊）、个体差异（母语、二语、学习环境、学段）、研究设计（样本大小、知识类型、实验周期、反馈方式、反馈模态、反馈地点、反馈小组人数、分组方式、反馈时间、培训重点、后测方式、评价标准、匿名情况）、统计数据（自变量、因变量、用于计算效应值的实验数据）。其中实验周期分为短期（不超过10周）、中期（11到20周）和长期（超过20周）。经过编码，30篇文献共得到73个独立样本效应值。

（二）效应量计算与模型选择

本研究采用CMA3.3软件，将Cohen’s d值作为效应值指标，根据 Cohen（2013）提出的效应值评估惯例，将0.2、0.5、0.8设为小、中、大效应的临界值，效应值可以通过软件直接计算得到。

鉴于本研究所涵盖文献呈现显著的结论差异，所以选择随机效应模型进行元分析。大部分元分析以固定效应模型或随机效应模型这两种模型中的一种为基础（Borenstein et al.2021）。固定效应模型假设纳入的所有研究有一个真实效应，即固定效应，其结果仅用于解释所纳入研究的总体；而随机效应模型则允许不同研究间的真实效应不同，其结果的置信区间更大，推广性更强。此外，本研究的异质性检验结果显示各效应值之间存在较大异质性（Q=81.982, p<0.001, =64.626%）（Borenstein et al.2021），进一步证实了采用随机效应模型进行分析的适切性。

（三）发表偏倚检验

本研究通过定性（漏斗图）和定量（失安全系数）数据对效应值进行发表偏倚检验。图2展示了效应值的分布情况，横轴表示经转换后的Cohen’s d效应值，纵轴表示该效应值的标准误。从图中可以看出，大部分效应值集中在漏斗图的中上部，基底部的研究较少，且近似对称分布，表明发表偏倚程度较低。与此同时，失安全系数检验结果为1536（p<0.001），远远超过本研究纳入的样本数，进一步说明不存在发表偏倚的情况。

三、研究结果

（一）同伴反馈的总体效应

表1数据显示，合并30篇文献中的73个独立样本效应值获得的整体效应值为0.528，且具有显著性意义（p<0.001），表明同伴反馈在外语教学中的总体效应达到中等程度（Cohen2013），且具有统计学上的显著性。合并后的95%置信区间不包含0 [0.41,0.645]，表明同伴反馈能够很好地促进外语教学，提高学习者的产出水平。

类型	效应值（95%置信区间）
	k	d	标准误	p	下限	上限
整体	73	0.528	0.060	0.000	0.410	0.645

（二）潜在调节变量的调节效应结果分析

针对同伴反馈，本研究纳入分析的潜在调节变量包括学习环境、学段、知识类型、反馈方式、反馈模态、实验周期、反馈地点、反馈小组人数、分组方式、培训重点、后测方式、评价标准、匿名情况，分析结果见表2。

从组间效应来看，学段、知识类型、分组方式、培训重点通过了显著性水平检验（p<0.05），均具有不同水平的显著意义，均会影响同伴反馈在外语教学中的整体效果。而学习环境、反馈方式、反馈模态、实验周期、反馈地点、反馈小组人数、后测方式、评价标准以及匿名情况未通过显著性水平检验（p>0.05），不能确定为同伴反馈有效性的调节变量。

调节变量	类型	效应值（95%置信区间）						组间效应
		k	d	标准误	p	下限	上限	Q	p
学习环境	外语	64	0.499	0.064	0.000	0.374	0.623	1.661	0.197
	二语	9	0.692	0.136	0.000	0.426	0.958
学段	高中	4	0.235	0.103	0.023	0.033	0.437	11.410**	0.010
	大学	61	0.503	0.066	0.000	0.375	0.632
	研究生	4	0.700	0.251	0.005	0.209	1.192
	混合	4	0.968	0.220	0.000	0.536	1.400
知识类型	写作	59	0.545	0.065	0.000	0.418	0.672	4.715*	0.030
	口语	14	0.318	0.082	0.000	0.157	0.479
反馈方式	网络	39	0.546	0.105	0.000	0.340	0.752	0.304	0.581
	面对面	31	0.477	0.069	0.000	0.342	0.611
反馈模态	书面语	44	0.482	0.073	0.000	0.339	0.625	1.964	0.374
	口语	10	0.368	0.109	0.001	0.155	0.581
	书面语+口语	17	0.616	0.142	0.000	0.337	0.896
实验周期	短期	28	0.425	0.079	0.000	0.271	0.579	1.598	0.450
	中期	40	0.565	0.088	0.000	0.393	0.737
	长期	5	0.549	0.128	0.000	0.298	0.800
反馈地点	课堂	53	0.447	0.055	0.000	0.340	0.555	3.932	0.140
	课堂外	10	0.288	0.156	0.064	-0.017	0.593
	课堂+课堂外	3	0.931	0.285	0.001	0.373	1.489
反馈小组人数	2人	50	0.560	0.089	0.000	0.387	0.734	0.035	0.982
	3至5人	8	0.537	0.157	0.001	0.230	0.844
	5人以上	2	0.579	0.159	0.000	0.267	0.890
分组方式	教师分配	21	0.672	0.117	0.000	0.443	0.901	4.717*	0.030
	自行选择	27	0.356	0.086	0.000	0.187	0.526
培训重点	语言形式	25	0.240	0.052	0.000	0.137	0.343	15.794**	0.000
	内容	6	0.630	0.164	0.000	0.309	0.950
	语言形式和内容	30	0.580	0.078	0.000	0.426	0.734
后测方式	修改	53	0.513	0.067	0.000	0.381	0.645	0.064	0.800
	新产出	20	0.550	0.129	0.000	0.296	0.803
评价标准	有	39	0.558	0.084	0.000	0.394	0.722	0.361	0.548
	无	34	0.485	0.088	0.000	0.312	0.657
匿名情况	匿名	3	0.757	0.233	0.001	0.300	1.214	0.937	0.333
	非匿名	65	0.522	0.067	0.000	0.390	0.655

注：k代表纳入分析的独立样本数。*p <0.05. **p ≤0 .01.

1.学段的调节作用非常显著（Q=11.410，p=0.01）。研究生（d=.700，p<0.01）和混合群体（d=0.968，p<0.001）的调节效应值最大，大学生（d=0.503，p<0.01）达到中等效应，高中生（d=0.235，p<0.05）的调节效应值最小。这表明，在研究生和混合群体中，同伴反馈对外语教学的影响最为显著，这意味着同伴反馈可能最适合研究生和混合群体的外语学习。

2.知识类型的调节作用也较显著（Q=4.715，p<0.05）。同伴反馈对写作（d=0.545，p<0.001）的促进效果最佳，口语次之（d=0.318，p<0.001），这表明同伴反馈在写作和口语两种产出模态中对教学均具有显著正向影响，但在写作任务中的影响更大。

3.分组方式的调节作用较为显著（Q=4.717，p<0.05）。教师分配和学生自行选择小组均对同伴反馈有效性有正向显著影响。相比学生自行选择小组成员（d=0.356，p<0.001），教师分配小组（d=0.672，p<0.001）进行同伴反馈的效果更好。

4.培训重点的调节作用非常显著（Q=15.794，p<0.001）。对产出内容方面进行培训（d=0.630，p<0.001）的调节效应值最大，语言形式和内容（d=0.580，p<0.001）次之，语言形式（d=0.240，p<0.001）最小，且三者间存在显著差异。这意味着在教师对学生进行语篇内容的相关培训时，同伴反馈的效果最佳。

此外，学习环境（Q=1.661，p>0.05）、反馈方式（Q=0.304，p>0.05）、实验周期（Q=1.598，p>0.05）等变量未显示组间显著性差异，不能确定为同伴反馈有效性的调节变量。换言之，在当前阶段，学习环境、反馈方式或实验周期等因素对同伴反馈的有效性并无显著影响或限制。

四、讨论和启示

（一）同伴反馈促学的中等整体效应

本研究通过元分析对30项同伴反馈实证研究进行了综合分析，结果显示同伴反馈的整体效应值是0.528，达到中等水平，这表明同伴反馈能有效提高学习者的二语产出水平。这与吴剑锋等（2022）的研究结果相近，虽然文献纳入范围存在差异，但均通过元分析的方法验证了同伴反馈作为一种教学策略的有效性，表明同伴反馈能对外语教学产生积极稳定的影响。该结果同时也进一步支持了Vygotsky（1978）的“最近发展区”理论。鉴于本研究包含样本数量较少，研究发现并不具有结论性，应谨慎解读。未来需要更多的实证研究来评估同伴反馈在英语课堂中的价值，以进一步完善补充该研究结论。

（二）调节变量对同伴反馈有效性的影响

本研究发现，学段、知识类型、分组方式、培训重点均为同伴反馈促学效应的调节变量，且调节效果各不相同。

首先，就学段而言，混合群体和研究生受试的效应值最大，其次为大学生，而高中生的效应值则最低。经过两两比较发现，大学生和混合群体受试的效应值都显著大于高中生。这可能是由于高中生的语言表达和读者意识尚未发展成熟，二语熟练度有限，因此同伴反馈可能存在潜在的不准确性，进而影响其促学效果。此外，与Hu & Lam（2010）的研究结果一致，本研究认为研究生能够在同伴反馈的过程中提出许多有效建议，同时也能做出批判性的回应，从而在后测时能够采纳高比例的有效同伴建议，因此教师在研究生英语学术写作中可以考虑使用同伴反馈这一教学策略。但是纳入本元分析的高中生、研究生和混合群体效应值均只有4项，与大学生学段的样本量相差较大，可能会对结果产生影响。

其次，知识类型的调节作用较为显著，由于口语和写作分别侧重考察学生不同层面的能力，因此在不同的知识类型中，同伴反馈的适用性可能呈现出差异。结果显示，在写作任务中进行同伴反馈的效应值显著高于口语任务，一个可能的解释是在写作任务中，同伴反馈往往更注重于语言形式层面的细节，如语法、拼写、句式结构等，因此更容易被量化和记录，从而便于分析和评估其效果。而在口语任务中，同伴反馈更多地关注语言的流利性、发音、语调以及互动性等非语言形式层面的内容。这些方面的反馈往往更加主观和难以量化，从而增加了评估其效果的难度。然而，国内外同伴反馈研究主要集中在写作方面，本研究纳入的口语效应值只有14项，随着未来相关研究的积累，可以进行进一步的对比分析，以加强该结论的适用性。

第三，分组方式也具有较显著的调节作用，其中教师分配小组成员进行同伴反馈的效应值显著大于学生自行选择组员。有些研究中教师将水平相近的学生分为一组（如Bueno‐Alastuey et al.2022；Yang2016），因为已有研究发现学生更倾向于向水平相近的学生提供更为恰当的反馈（Storch2005）。然而，也有研究将语言水平相差较大的学生组合（李书影、王宏俐2021），因为同样有研究发现同伴二语水平为非对称组合时，反馈效果最佳（如高瑛等2018；Watanabe & Swain2007）。分组策略是影响同伴反馈有效性的关键因素之一。不论教师依照何种标准分组，其合并效应值显著高于学生自由组合形成的小组。由此可见，教师在教学实践中使用同伴反馈策略时，应将学生水平差异考虑在内，从而在分组时做出合理的安排。未来的研究应进一步探讨何种分组策略更为有效，即是将语言水平相近的学生组合在一起，还是将语言水平差异较大的学生配对，以更好地促进学生的语言学习。

最后，培训重点具有非常显著的调节作用，培训学生关注内容的效应值最大，语言形式和内容次之，语言形式最小。这可能是因为内容通常是评估产出质量的重要标准。它涉及主题、论点、论证和连贯性等关键要素。因此，当培训重点强调内容时，学生更容易在同伴反馈中关注这些方面，从而提出更有针对性的建议。而过度关注单纯的语言形式，如语法规则和词汇选择，可能导致学生忽视文章的整体质量和内容的表达，从而可能无法提出有效建议以促进语言学习。然而纳入本研究的对学生进行内容培训的效应值仅有6项，数量差异可能会使结果产生偏差。

此外，学习环境、反馈方式、评价标准、匿名情况的调节作用在本研究中尚未得到验证，这可能是因为样本数量较少，但仍可从效应值差异中得出一些启示。表2显示，学生在二语环境中同伴反馈的效果更好，二语环境的沉浸式特性可能有助于促进学习者在同伴反馈中的积极参与和深度互动，从而有助于学生的语言学习。其次，基于网络进行反馈的效应值高于面对面同伴反馈，这可能是因为在线资源可以提高学习兴趣，改善学习环境，促进了同伴之间的互动，从而提高学习者的写作水平，因此教师在课堂上可以尝试采用在线同伴反馈。此外，有评价标准的效应值高于无评价标准，一个可能的原因是明确的评价标准能够为学生提供支架式辅助，学生有清晰的方向和依据，能更加明确反馈的目的和要求，从而提高反馈的可靠性和有效性（吴剑锋等2022），因此教师在实施同伴反馈时可以通过统一的评价细则来指导学生，提供反馈。最后，本研究发现匿名进行同伴反馈的效果更好，匿名可以避免因人际关系的干扰而不能给予真实反馈的情况（蔡基刚2011）。然而，由于本研究中纳入分析的匿名效应值仅有3项，对待这一发现应持谨慎态度。

五、结语

本研究采用元分析方法，系统评估了同伴反馈对学习者产出表现的总体影响及其调节因素，结果显示同伴反馈的整体促学效应处于中等水平。本研究还探讨了学段、知识类型、分组方式、培训重点作为调节变量对外语教学成效的影响差异，发现同伴反馈在不同条件下促学效果不同。

研究结果对外语教学和研究具有重要启示。首先，教师应充分认识并重视同伴反馈的积极影响，并尝试将其融入日常的教学实践中。通过引导学生进行有效的同伴反馈，帮助学生提高语言表现，同时也能够增强学生的合作学习能力和批判性思维能力。其次，在进行同伴反馈活动时，教师应致力于改善同伴反馈机制，考虑到各种潜在调节变量的影响，并对同伴反馈过程进行引导和规约，明确反馈的目的和标准，提供必要的指导，确保反馈活动的顺利进行，并助力学生在外语学习中取得更好的成效。

本研究也存在一定的局限性。首先，本研究纳入的样本量较少，因此在某些调节变量分类下，相关文献的数量不足，这可能会使结果产生偏差，未来研究可增加更多相关文献进行深入分析。第二，本研究只考察了同伴反馈对学习者产出表现的即时效应，未来研究可以结合延时效应全面了解同伴反馈的实际促学效果。此外，元分析属于迭代型研究，随着时间的推移和研究数量的不断积累，研究结果可能会发生变化。待此领域实证研究更加丰富之后，未来研究可综合纳入更多的潜在调节变量。

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