這是「教學文章怎麼寫」系列的第 14 篇，屬於第三部分「讀者帶著什麼來」。前兩部分談頁面上放什麼（文字、圖、程式碼、記號與術語、影片、影片和文字怎麼排、互動），以及要讀者做什麼（做中學的證據、題目與回饋）。這一篇問的是讀者的動機：作者在文章裡講「這東西有什麼用」、讓讀者挑自己想看的例子、放一段好玩的故事，各自有沒有用，對誰有用。讀者的先備知識、已經相信錯的東西，前面的篇已經談過：讀者程度不同怎麼寫、「常見誤解」怎麼寫。
起因是本站的寫作規格。系列規劃的 skill 有一條弧線原則叫「動機先於抽象」：先讓讀者感受到為什麼需要這個，再教這個東西；較難的篇章用一個「場景」開頭，拿讀者熟悉的模型行為當引子。課程導讀裡也有直接講用途的寫法，例如 MIT 6.7960 的第 8 堂導讀，同系列有七篇在文末放一節「為什麼這對實作重要」。寫這些段落時常會遇到兩個問題：講用途到底幫了讀者什麼？如果手邊有一個跟主題沾得上邊、但和正文推理無關的有趣故事，放進去是讓文章好讀，還是讓讀者分心？
站上已經有兩篇碰過後一個問題。題目與回饋那一篇用一段帶過「有趣但無關的內容」的統合分析；談圖的那一篇轉引了同一份分析期刊版的數字。這一篇把那份分析的論文版從頭讀完，加上兩組較新的實驗。
來源怎麼選、有什麼偏向。來源清單是先掃描文獻、再挑出來精讀的。參考資料共 12 份，其中一份是之後談「讀者為什麼讀不完」時會細談的大規模研究，這裡只引一段；每一份都讀完手上取得的那一版並留有抽取紀錄，讀不到的部分寫在參考資料的括號裡。有三個偏向要先講。第一，講用途這條線幾乎全部出自同一個研究群（Wisconsin 大學 Judith Harackiewicz 的實驗室與在那裡受訓的研究者），例外只有兩篇：一篇遠距課程的研究，和那份 MOOC 的大規模研究。第二，無關細節的兩組新實驗出自同一個德國團隊。第三，受試者多是拿學分或酬金來做實驗的大學生，測驗多半在讀完後立刻做。有兩份來源只能部分使用：Hulleman 與 Harackiewicz 2009 年在 Science 的論文，我只讀到出版者公開的補充資料，沒讀到正文；Hidi 與 Renninger 2006 年的興趣發展模型，我沒讀到合法公開的全文，這篇不引它的內容。
先看結論
| 做法 | 證據 | 對誰不同 | 強度 |
|---|---|---|---|
| 文章裡直接講用途 | 七個實驗的合併分析：覺得內容有用 d = 0.41；當場成績沒有測到差異 | 信心與興趣的 14 個調節檢定只有 1 個顯著（信心高的人分心較多），作者說檢定力不到三成；另一個實驗裡，原本越有興趣的人幫助越大 | 中；同一實驗室、單次實驗 |
| 「講用途會傷到沒信心的人」 | 早期三個心算實驗：對上什麼都沒講的對照組，沒有測到傷害；只有和「讓他自己寫用途」比時較差 | — | 弱，不宜當規則 |
| 要讀者自己寫用途 | 學期課的實地實驗：全體的效果很小，第一代且弱勢族裔的學生效果大；兩年制學院裡課業吃力的學生興趣反而較低；遠距的高年級課成績沒有測到差異 | 結果隨學生與課程翻轉 | 中，但全是計分的課程作業 |
| 給讀者選擇 | 一篇研究裡的五個實驗：自主感 d = 0.92、當場的興趣較高，成績沒有測到差異 | 沒有檢驗 | 弱：只有一篇 |
| 放有趣但與主線無關的細節 | 統合分析的論文版 g = −0.43；作者的敏感度分析降到 −0.28，作者說大小不能確定 | 先備知識的調節沒能檢驗 | 方向中等，大小不確定；只有立即測驗 |
| 放越多越傷 | 兩個實驗：放越多，回憶越差；統合分析的比例分組與論文裡的另一個實驗沒有看到 | — | 衝突 |
| 讀者自願學時，趣聞不傷 | 兩個實驗：標成必做的單元裡趣聞讓成績變差；標成自願的單元裡一次小幅較好、一次沒有測到差異 | 自願的單元整體學得少很多 | 弱 |
表裡的 d 與 g 是兩組平均差了幾個標準差，負號表示有那個做法的組較差。「調節」指效果大小會不會隨讀者的某個特徵（信心、興趣、先前成績）而變。
三個名詞
用途（utility value）是期望價值理論裡的一種價值：學這個東西對自己的目標有沒有用。這批研究操弄它有兩種方式。一種是直接告知：教材或講者告訴學習者這個東西用在哪裡。另一種是自己寫：要學習者寫一段文字，說明學到的內容和自己的生活有什麼關聯。兩種常被混在一起講，但結果不一樣，下面分開談。
興趣在這批研究裡分成幾層。Asher 與 Harackiewicz 的研究區分「當場被引起的興趣」（這堂課好不好看）和「被維持的興趣」（對這個主題本身想不想再接觸）。這個分法出自 Hidi 與 Renninger 2006 年的模型，那篇我沒讀到合法公開的全文，這裡的說明依 Asher 等人的用法。各研究量興趣的方式不同，多數是學完後立刻填的自陳量表。
有趣但無關的細節（seductive details）是教育心理學的用語：和主題沾得上邊、讀者覺得有趣，但對理解正文要教的東西沒有幫助的文字或圖。例如講碳循環時插一段「德國哪幾年因天災損失最大」配一張乾裂土地的照片（Wesenberg 等人 2025 年實驗裡的實際例子）。和正文要回答的問題直接相關的故事或例子，照定義不算這一類。
直接告訴讀者「這有什麼用」
七個實驗合起來：Asher 與 Harackiewicz 2025
Michael Asher 與 Judith Harackiewicz 2025 年的研究是這批來源裡規模最大的實驗室實驗：同一套流程做了七次，合計 2,019 名修普通心理學的大學生，再把七次的結果合併分析。所有人都看同一套教多元迴歸的影片內容，看之前隨機分到不同條件。
直接告知用途的組，上課前先看一段約 3 分鐘的影片，講者說明迴歸在醫學、政治、心理學怎麼用；對照組看一段 3 分鐘的迴歸歷史。結果：
- 告知用途的組比較覺得迴歸有用，d = 0.41。
- 對這堂課當場的興趣，沒有測到差異；對迴歸這個主題被維持的興趣，告知用途的組較高，但效果小（d = 0.15）。
- 課後問要不要留下電子郵件索取校內的統計資源，告知用途的組 39.2%、對照組 33.2%，p = .042。逐個實驗看，單獨達到顯著的只有一個。
- 課後的迴歸測驗，沒有測到差異（d = 0.03）。
作者的解讀是：告知用途不太會讓這堂課變得比較好看，所以不會讓人當場學得比較好；它影響的是之後想不想再碰這個主題。作者也自己提醒，課後約 20 分鐘留一個電子郵件，不代表學生真的去修統計課。
這份研究原本想檢驗一件事：直接告訴沒信心的人「這很有用」會不會反而傷到他們。七個實驗裡有一個專門為此設計並事先註冊，結果沒有發現。合併分析裡，告知用途 × 信心、× 興趣在七個結果變項上共 14 個檢定，只有一個顯著：信心越高的人，被告知用途後自陳分心越多。作者說這批資料偵測這類交互作用的檢定力不到 30%，所以這是「沒有測到」，不是「證明沒有」。
換成知識型教材：Hecht 等人 2021 研究一
Cameron Hecht 等人 2021 年的兩個實驗換了教材：學真菌的生物學，是記住與理解知識的任務，不是練一個技巧。用途資訊直接嵌在教學影片裡，內容全是日常生活的例子（酵母做麵包、家裡的黴菌、抗生素），刻意不放職涯的例子。
研究一有 185 名大學生。看了用途版影片的人，平均來說覺得內容較有用；但對任務的興趣，主效果是零。興趣這一項有一個顯著的交互作用：學之前對真菌越有興趣的人，用途資訊對他的興趣幫助越大。作者沒有報告高、低興趣兩端各自的效果，所以「對沒興趣的人完全沒用」沒有數字可查。這裡的「有興趣」也是相對的：樣本對真菌的起始興趣平均約 3 分（7 分量表）。
研究一沒有量學習成績。另外，用途版的影片比對照版長，我從原文寫的各段時間加起來，約是 12 分鐘對 8 分鐘；原文沒有把這一點列為限制。
早期的心算實驗：Canning 與 Harackiewicz 2015
「直接講用途會傷到沒信心的人」這個說法，常被引的出處之一是 Elizabeth Canning 與 Judith Harackiewicz 2015 年的三個實驗。受試者在實驗室裡學一種兩位數的心算乘法，一小時內做完。摘要寫的是：直接告知用途，讓缺乏信心的人表現與興趣變差。
讀完全文，這句話要加上比較對象。研究一的三組是自己寫用途、直接告知用途、什麼都不講的對照組。沒信心的人在直接告知組，表現與興趣都比對照組略低，但差異不顯著。顯著的是另一個比較：沒信心的人在直接告知組，表現比在「自己寫用途」組差。所以準確的說法是「沒信心的人，被告知用途不如自己寫」，不是「被告知用途比什麼都不講更糟」。研究二沒有重現直接告知 × 信心的交互作用。研究三比較兩種告知版本，下一節「來源說法不同的地方」再談。
作者自己列了一個限制：直接告知發生在學技巧的過程中，自己寫發生在學完並練習之後，結果的差別可能來自時間點，不是做法本身。
這三個實驗都只有一小時，教材是一個要練到熟才用得上的技巧。Hecht 等人推測（Asher 等人在導言沿用這個說法），信心之所以在這裡特別重要，是因為技巧學不會就沒有用處；換成理解知識的任務，學到多少都用得上。這是作者的推測，沒有任何研究在同一個實驗裡操弄任務類型。
讓讀者自己寫出用途
第二種做法是讓學習者自己寫。這條線的研究多半在真實課堂，作業計分、有助教評閱，和一個人讀文章的情境差很遠。我把它們依時間排，因為結果一路在變。
高中科學課：Hulleman 與 Harackiewicz 2009
這是用途寫作的原始實地實驗，刊在 Science。我讀的是出版者公開的補充資料，正文沒有讀到，所以以下只寫補充資料裡的數字。
262 名高中生，在 19 個科學班裡個別隨機分組。關聯組在每次考前寫一篇短文，挑一個正在上的主題，寫它和自己或家人朋友的生活、未來計畫有什麼關係；對照組寫同一主題的摘要。兩組的指示都附了一個消化系統的範例，關聯組的範例示範了一個現成的用途連結。一學期平均寫 4.7 篇。
結果是交互作用：對自己在科學課的成功預期越低的學生，關聯組的期末興趣與第二季成績相對越高。預期低（平均以下一個標準差）的學生，成績的模型預測值是關聯組 3.23、對照組 2.43。這有幾個條件：
- 成績只來自其中一所學校的 100 人，模型裡沒有控制先前成績。
- 補充資料只有交互作用與預測值，沒有對預期低的學生做兩組比較的檢定。
- 全體的主效果不顯著，而且是負號；預期高的學生，兩項的預測值在關聯組略低。
- 關聯組有 26% 的人被評為沒有寫出任何和生活的連結；連結寫得好不好，和期末興趣幾乎無關。
大學生物課：Harackiewicz 等人 2016
Judith Harackiewicz 等人 2016 年的研究在一門大學普通生物學跑了四個學期，1,040 名學生，一學期寫三篇作業，用途組寫課程概念和自己（或別人）生活的關聯，對照組寫摘要。作業計分，研究生評閱並給回饋。
對全體學生，用途寫作的效果很小（d = 0.06）。效果集中在第一代大學生且屬於弱勢族裔的學生：d = 0.55，這群學生和非第一代、多數族裔學生的成績落差縮小約六成。這群學生兩組合計只有 64 人。第一代但屬於多數族裔的學生沒有受益，作者自己寫明。
和 Hulleman 2009 不同的是，這次學生對自己表現的信心沒有調節效果，作者標為沒有複製出來；有調節的是先前的學期 GPA，越低的人效果越大。這份研究只量了學期初的興趣，期末沒有量興趣，所以它不能回答「寫用途能不能提高興趣」。
兩年制學院：Canning 等人 2019
Elizabeth Canning 等人 2019 年的研究把做法搬到美國威斯康辛州兩年制學院的入門生物與心理課，最後分析 415 人。和 2016 年不同的地方是：兩個用途組的作業說明都附了用途連結的範例，內容相同，一組用老師的口吻提供（「你可以這樣寫」），一組包裝成以前的學生寫的。對照組寫摘要。
結果和前兩篇方向相反。第一次考試成績低的學生（模型預測在平均以下一個標準差），在用途組期末的興趣與覺得課程有用的程度，都比對照組低。學期成績上，用途組和對照組沒有測到差異。成績較低只出現在兩個用途組之間：吃力的學生拿到「學長姐寫的範例」，成績比拿到「老師的範例」低。
這篇沒有「只寫用途、不附範例」的組，所以反效果來自寫用途本身，還是來自先給範例再叫你寫，分不開。作者自己的實務結論針對的是範例：在弄清楚怎麼呈現才不帶威脅之前，用途範例對課業吃力的學生可能太有壓力。作者也說分不出這是兩年制學院特有的，還是學生寫作能力的問題。
遠距授課的高年級課：Shillington 等人 2025
Katie Shillington 等人 2025 年的研究在 2020 年春季做，正是課程因疫情緊急改成線上的第一個學期。四門大三、大四的生物課，1,243 名學生，以討論小班為單位分到用途寫作或摘要式寫作，各寫兩篇。
學期成績沒有測到差異（d = 0.05）。用途組在學習管理系統上的頁面瀏覽與參與次數略多（d = 0.16 與 0.18）。這兩個差異要打折：分派單位是小班，分析卻以學生為單位，沒有做群集校正；而且這兩個數字是整學期累計，包含第一篇作業之前。這篇沒有量興趣、知覺用途或任何心理變項。作者把「線上」「高年級」「疫情」並列為成績沒差的三個可能原因，資料分不開。它是有老師、有討論課、有考試的學分課，不能當成自學情境的證據。
實驗室裡先聽再寫
兩個實驗室研究測了「先聽到用途、再自己寫」的組合。
- Canning 與 Harackiewicz 2015 的研究二：先在教材裡聽到用途、再自己寫，對沒信心的人在覺得有用、表現、興趣三項都最好（三個三因子交互作用都顯著）。
- Hecht 等人 2021 的研究二：所有受試者都看了有用途資訊的真菌影片，之後寫用途的組，測驗比描述兩張圖片的組平均多答對約 1 題（滿分 30）。對測後興趣與「以後還想不想學」的意向，沒有測到差異。這個實驗沒有「完全沒看到用途」的組。
放大到 MOOC：Kizilcec 等人 2020
René Kizilcec 等人 2020 年的研究測的是和用途寫作相鄰的「價值關聯」寫作：在 MOOC 開課的問卷裡，勾選兩三個自己重視的價值，寫修這門課如何反映這些價值。它把這類寫作放到 247 門課、26 萬多人，我只引和這篇有關的一點。
這個活動先前在兩門課裡大幅提高發展中國家學生的完成率。放大之後，只在「控制組裡本來就有國家間完成率落差」的課裡，幫到低度發展國家的學生，約 2.8 個百分點，兩年都複製；在沒有這種落差的課裡，同一群學生的完成率反而降低。哪些課算「有落差」，第一年是事後才定義的，作者自己提醒這可能造成這個結果型態。作者也說，不要把結果推到較不投入的學生或其他教育情境。
給讀者選擇
讓讀者自己挑例子、挑情境，直接證據我只找到一篇，就是上面 Asher 與 Harackiewicz 的研究；七個實驗裡，第三到第七個有選擇的操弄。選擇組在上課前從三支迴歸影片裡挑一支看；三支用不同的資料集與研究問題包裝，教的內容與順序完全相同。對照組每人配一位選擇組的人，對方選哪支，就被指派看哪支。
- 覺得自己有自主權，選擇組明顯較高（d = 0.92）。
- 當場的興趣較高（d = 0.24），自陳分心較少，對迴歸被維持的興趣也較高（d = 0.16）。
- 課後的迴歸測驗沒有測到差異，索取統計資源的比例也沒有。
- 其中一個實驗只給兩支影片、其中一支是預試時多數人不想看的版本，自主感與兩種興趣都和標準選擇組沒有測到差異。作者推論有得選本身比選到合胃口的內容更重要。
這份研究裡，兩種做法沒有測到交互作用。作者認為兩者各走各的機制，效果可以相加；但交互作用只用了第三、四個實驗檢驗，作者也先說了這可能只是檢定力不足。
Asher 等人用 Hidi 與 Renninger 的興趣模型解釋選擇組的結果，那篇模型我沒讀到合法全文。選擇對動機的統合分析，我沒有拿到任何一份全文。所以這一節只有一篇研究、一種選法（挑包裝情境）、單次實驗。
有趣但與主線無關的細節
統合分析的論文版：Sundararajan 2018
NarayanKripa Sundararajan 2018 年的博士論文第二章是一份統合分析，後來改寫成 Sundararajan 與 Adesope 2020 年的期刊論文。期刊版我沒讀到合法公開的全文，以下數字只能當論文版引用，期刊版的研究數與效果量可能不同。
54 個比較、5,111 名受試者，教材裡有無關細節的組，立即測驗平均差 0.43 個標準差（g = −0.43）。這個數字要和作者自己的保留一起讀：
- 出版偏誤的兩個檢定都顯著。效果最大的 11 個研究裡，有 6 個出自同一位共同作者；拿掉這 6 個，整體效果變成 −0.28。作者的結論是方向確定，大小不能確定。
- 研究品質評為高的 17 個比較是 −0.24。
- 54 個比較裡 50 個在實驗室；在教室裡做的只有 4 個，沒有測到差異。
- 只有 2 個研究量了延宕效果，所以結論只限立即測驗。
- 54 個研究裡有 26 個沒有報告怎麼確認那些細節真的有趣、真的無關。
作者想檢驗的調節變項很多，組間差異達到顯著的很少。和寫作有關的只有一項：細節同時用兩種媒介呈現（例如文字加圖）時，傷害比只用一種大。這是跨研究的分組比較，作者自己稱之為相關證據。另一項「細節的格式」（文字加圖最傷）表上印成顯著，但表上的統計量對應不到那個 p 值，我不當成結果。其餘和寫作者有關的特徵，組間都沒有測到差異：細節放在開頭、中間或結尾；佔版面多大；佔教材多少比例；一直留在畫面上或間歇出現；有沒有先給學習目標。先備知識原本要做的分析，因為只有四分之一的研究報告客觀的先備知識分數，沒有做成。
論文第三章另有一個實驗：大學生看一段配旁白的氣體定律投影片，四組帶無關圖片的投影片比例從零到全部。後測平均隨比例略降，但比例的效果不顯著。這個實驗有兩個弱點：前測幾乎全是零分；隨機分組後，對照組修過相關化學課的比例明顯較高（74%，其他三組約四到五成），這會讓對照組的後測偏高。
論文第四、五章是推廣用的資訊圖與部落格文稿，裡面寫「真的要放，就放在開頭、只用一種媒介」「新手更容易受影響」。前一句的「開頭」在統合分析裡只有 1 個研究、組間不顯著；後一句論文的資料沒能檢驗。這兩句不是研究結果。
放多少：Wesenberg 等人 2026
Lukas Wesenberg 等人 2026 年的兩個實驗只改一件事：無關文字佔教材多少。插入的位置固定三處，改的是每處放多長，所以這是「每處多長」的效果，不是「插幾處」的效果。無關文字直接夾在正文裡，沒有框、沒有標示。教材是 600 字（太陽能電池）與 960 字（碳循環）的德文說明文。
兩個實驗都是：無關文字的比例越高，回憶越差。比例從 0% 到 50%，第二個實驗的回憶分數照迴歸係數換算約低 16.5 個百分點（這是我依係數換算的，原文沒有給各組平均）。第一個實驗的效果較小，回憶與比例的單純相關不顯著，要控制工作記憶與先備知識後才顯著。遷移題兩個實驗都沒有測到差異。
這批趣聞也沒有買到動機：內在動機、自陳的認知負荷，都沒有測到隨比例改變。先備知識的調節沒有測到，但作者說這可能是地板效應，兩個樣本的先備知識平均都在滿分的一成以下，幾乎每個人都不懂。
作者的實務建議是：放少量大概不會明顯傷害，避免放大量。資料本身沒有「少量就不傷」的門檻，回憶是一路線性下降；第二個實驗的遷移題有一個事後加測的曲線模型顯示少量可能有益，作者自己說這個模型不穩。
必做還是自願：Wesenberg 等人 2025
同一團隊 2025 年的兩個實驗問的是：讀者是被要求學、還是自己想學，會不會改變趣聞的效果。受試者是線上招募、說德語的大學生，每人學兩個各約 700 字的單元，一個在說明頁標成「必做，關係到你的報酬」，一個標成「自願，不做也照樣拿報酬」，真的可以按五次「下一頁」跳過。一半的人看到的兩個單元都夾了無關的文字與圖。
- 必做的單元：有無關細節的組成績較低，兩個實驗都重現。
- 自願的單元：第一個實驗有無關細節的組較好，p = .048；第二個實驗（無關細節從五則減到兩則）沒有測到差異。
- 自願的單元整體學得很少：成績不到必做單元的一半，停留時間約兩分鐘，必做單元超過四分鐘。
- 無關細節在第一個實驗提高了自陳的興趣，在第二個實驗沒有測到；閱讀時間在兩個實驗都沒有測到增加。
作者把結論收得很窄：只對「主觀上感受到」必做或自願的人成立（兩個實驗各有約一成六到一成七的人，自評在自願單元感受到的外在要求不低於必做單元，被排除），而且明說還不能建議在自願的情境放這類內容。「自願」在這裡是一個有報酬的實驗裡被標成自願的一段，不是讀者自己找來想讀的文章。
這批研究沒有量到的事
「有趣的故事讓讀者願意讀下去」是放趣聞最常見的理由。這批實驗的受試者都不能中途離開去讀別的東西，量不到持續閱讀。唯一沾得上邊的是 Wesenberg 2025 的閱讀時間：有無關細節的版本字數較多，閱讀時間卻沒有顯著較長。至於「把趣聞放進框裡或文末就不傷」，Wesenberg 2026 的導言轉述有研究這樣主張，原始研究我沒有讀；統合分析的論文版裡，放在結尾只有 3 個研究，和其他位置沒有測到差異。
讀者本來的興趣
上面都在操弄作者能控制的東西。讀者本來對主題有沒有興趣，是另一回事。Virginia Clinton 與 Paul van den Broek 2012 年的兩個研究讓大學生讀兩篇改寫自 Scientific American 的科學文章，讀前先填對主題的興趣。
讀前自陳越有興趣的人，讀完回憶得越多，兩個研究、兩篇文章都是如此；理解測驗上，四次檢驗裡有三次如此。第二個研究要受試者每讀一句就說出想到什麼，有興趣的人在其中一篇文章上做了較多推論，另一篇沒有。作者事後用文本分析工具發現那篇文章比較連貫，推測興趣只在連貫的文章上帶動推論；兩篇文章同時在題材、難度與讀者的平均興趣上都不同，這個解釋沒有被檢驗。
這兩個研究都是相關：興趣沒有被操弄，所以不能讀成「讓讀者有興趣，他就會記得更多」。作者自己評估推論在其中扮演的角色「relatively small」。
對誰有效：把調節變項放在一起看
這篇的聚焦問題是「各自對誰有效」。把各研究檢驗過的讀者差異放在同一張表：
| 讀者差異 | 直接講用途 | 自己寫用途 | 無關細節 |
|---|---|---|---|
| 信心、成功預期 | Asher：沒有測到（檢定力低）。Canning 2015：對上對照組沒有測到；對上自己寫，沒信心的人較差。Hecht 研究一：去掉與興趣共享的部分後沒有測到 | Hulleman 2009：交互作用顯著，預期越低，興趣與成績的預測值相對越高（沒有對預期低的學生做兩組比較的檢定）。Canning 2015 研究一：只有低信心那一端對上對照組的表現較好，沒有報告交互作用的檢定。Canning 2015 研究二：自己寫 × 信心三項都沒有測到。Hecht 研究二（所有人都先看了用途影片，是先聽再寫）：交互作用不顯著，只有低信心那一端的簡單效果顯著。Harackiewicz 2016：沒有測到 | 沒有研究 |
| 原本的興趣 | Hecht 研究一：越有興趣幫助越大。Asher：沒有測到 | Hecht 研究二：沒有測到 | — |
| 先前成績 | — | Harackiewicz 2016：先前 GPA 越低效果越大。Canning 2019（附範例）：第一次考試成績低的人，興趣與覺得有用的程度反而較低 | — |
| 族裔、家庭背景 | — | Harackiewicz 2016：第一代且弱勢族裔的學生受益最多，第一代但屬多數族裔的沒有。Shillington 2025：弱勢族裔沒有測到差異 | — |
| 先備知識 | — | — | 統合分析資料不足沒做成；Wesenberg 2026 沒有測到，作者說可能是地板效應 |
| 必做或自願 | — | — | Wesenberg 2025：必做時傷；自願時沒有測到傷害，整體學得很少 |
看得出兩件事。第一，同一個讀者特徵，在不同研究裡結果常常不同。以「自己寫用途對信心低的人是否幫助較大」為例：交互作用顯著的只有 Hulleman 2009；Canning 2015 研究一與 Hecht 研究二只有低信心那一端的簡單效果，前者沒有報告交互作用檢定，後者的交互作用不顯著，而且是先聽再寫；Canning 2015 研究二與 Harackiewicz 2016 都沒有測到這個交互作用。改用先前成績分的時候，Harackiewicz 2016（先前 GPA 越低，成績的效果越大）與 Canning 2019（第一次考試成績低的人，興趣與覺得有用的程度較低）方向相反，但兩者量的結果不同：Canning 2019 在成績上沒有測到這個交互作用。第二，「無關細節對誰較傷」幾乎沒有能檢驗的資料；「新手更容易被趣聞干擾」這種說法，這批來源撐不起來。
來源說法不同的地方
以下幾組結果方向不同，或看起來衝突、其實比的東西不一樣。我把它們並列，不選邊。
講用途會不會傷到沒信心的人。Canning 與 Harackiewicz 2015 的摘要說會，但支持這句的比較對象是「自己寫用途」；對上什麼都不講的對照組，三個實驗裡沒有一個測到顯著的傷害。他們研究三的表格顯示，兩種告知版本合起來對上對照組，興趣是正的主效果，而且不受信心調節（正文把這個效果歸給另一個對比，表與正文對不上）。Asher 等人專為這個問題設計的實驗也沒有發現。Hecht 等人研究一換了一種模型時，信心的交互作用反而顯著且方向相反（信心越高，用途資訊對興趣的幫助越小），去掉與興趣共享的部分後消失，正文沒有討論。這條線的源頭 Durik 等人 2007 與 2015 年的研究，我沒讀到全文；Hecht 等人轉述，2015 年那篇的結論是信心而不是興趣在調節。
日常的例子是不是比職涯的例子好。Canning 與 Harackiewicz 2015 研究三，比較「只有日常例子」和「日常加職涯例子」兩種告知版本，對沒信心的人，只有日常例子的版本興趣較高；覺得有用的程度差一點不顯著，表現沒有測到差異。對有信心的人，含職涯的版本經由提高信心反而較好。Hecht 等人據此在用途影片裡只放日常例子，這是設計選擇，沒有拿來和職涯例子比。Asher 等人放的正是職涯用途，七個實驗裡沒有測到對沒信心者的傷害。
自己寫用途對程度較低的學生是幫還是傷。Hulleman 2009 是成功預期低的高中生受益；Harackiewicz 2016 是先前 GPA 低的大學生受益，但信心沒有調節；Canning 2019 是第一次考試成績低的兩年制學院學生興趣較低。三篇的作業不同：2019 年的兩個用途組都附了範例；2009 年對照組與關聯組的指示也都附範例；2016 年的方法節沒有寫到範例，2019 年那篇說 2016 年只附了簡短的假設例子。三篇量「程度」的方式也不同（自陳預期、先前 GPA、第一次考試）。
無關細節放越多越傷嗎。Wesenberg 2026 的兩個實驗是放越多回憶越差。Sundararajan 統合分析的比例分組沒有劑量關係（佔 1% 到 25% 的研究和佔 100% 的研究，效果一樣大），論文自己的實驗裡比例也不顯著。Wesenberg 等人的解釋是，那些沒看到傷害的研究，細節是裝飾圖片或放在框裡；這是他們的推測。兩邊量的「量」也不同：Wesenberg 固定插入位置、改長度；統合分析的比例是跨研究編碼的。
一直留在畫面上，還是一閃而過。談圖的那一篇經另一份統合回顧轉引期刊版的分組，細節一直留在畫面上時傷害較大。論文版的「持續或間歇出現」分組，組間沒有測到差異。兩者是同一份分析的不同版本，我沒讀到期刊版，無法判斷差異從哪裡來。
無關細節有沒有讓讀者更有興趣。Wesenberg 2025 第一個實驗有，第二個實驗沒有測到；Wesenberg 2026 的內在動機沒有測到隨比例上升；Sundararajan 實驗裡，有細節的投影片被評得比較有趣，但同一張投影片上，學生較常選內容圖為最有趣的部分，而且多數人覺得那些圖對學習沒有幫助。
摘要比結果說得滿。Shillington 等人的摘要說介入「had a positive effect」，結論說「successful」，依據是頁面瀏覽與參與次數；他們自訂的主要結果是成績，沒有測到差異。Asher 等人的摘要寫「只有」告知用途讓學生索取資源，但告知用途與給選擇兩者之間的差異並不顯著。Hecht 等人的摘要說未來導向的用途寫作「further promoted interest development」，直接量興趣的那一項交互作用不顯著，顯著的是自陳意向與覺得有用。
可以做的事
以下是本站的判斷，每條附上依據；「依據」寫的是哪幾項結果讓我這樣做，不是研究直接測過這個做法。
- 講用途，講到具體用在哪裡，但不要期待它讓讀者學得更好。 例如（我自擬的）不寫「梯度下降非常重要」，而寫「你呼叫 Keras 的
model.fit()時，跑的就是這個迴圈；optimizer 裡設的 learning rate，就是每一步走多遠」。依據：Asher 七個實驗與 Hecht 研究一，告知用途讓人覺得內容較有用，當場成績沒有測到差異。用途句改變的是讀者覺得值不值得，不是讀者學會多少。 - 用途的例子先挑讀者現在就碰得到的，再談職涯。 依據很弱：只有 Canning 2015 研究三在一個結果上看到，而且對有信心的人方向相反；Hecht 等人照這個原則設計，沒有拿來比。這主要是本站的選擇，理由是讀者手上的問題比未來的工作具體。
- 不在文章裡要求讀者寫一段「這對我有什麼用」；要放，就做成一句可以跳過的提示。 依據：自己寫用途的證據全部來自計分、有人評閱的課程作業，結果在不同學生與課程之間翻轉；附範例的版本在兩年制學院對吃力的學生有反效果；放大到 MOOC 後，相鄰的價值寫作只在部分課程有小效果，在其他課程反而降低完成率。讀者會不會做文章裡的活動，前面的篇已經談過。
- 不為了「給讀者選擇」重寫文章。 依據：直接證據只有一篇，選的是包裝情境，成績沒有測到差異。手上已經有兩個情境不同、教同一件事的例子時，可以兩個都放、讓讀者挑一個先讀，這是本站的選擇，沒有研究測過文章裡的這種做法。
- 不放和正文推理無關的趣聞；真的要放，放短、放少、只用一種形式，不同時配文字又配圖。 依據：統合分析的方向是有害，大小不確定；Wesenberg 2026 是越長回憶越差；同時用兩種媒介傷害較大是跨研究的分組比較。放在哪裡比較不傷，目前沒有證據，所以不寫「放在開頭就沒關係」。
- 開場的「場景」要是正文會回答的問題。 依據：照定義，和正文要回答的問題直接相關的故事不屬於無關細節；但這批來源沒有一篇比較過「相關的開場」和「沒有開場」，所以這條是本站的選擇。檢法是：刪掉這個開場，正文有沒有哪一段要回頭引用它？沒有，它就是趣聞。
對照本站的寫作規格
本站和這個主題有關的規格有兩份（series-curriculum-design 與 course-guide-contract.md），另加現有導讀的一種寫法，依 2026-10-14 工作目錄裡的版本：
| 規格現在怎麼寫 | 這篇的來源怎麼說 | 判定 |
|---|---|---|
series-curriculum-design 弧線原則「動機先於抽象：先讓讀者感受到為什麼需要這個，再教這個東西」 | 「讓讀者感受到需要」比較接近先提出一個問題，這批來源沒有測過。直接告知用途的實驗，告知放在課前（Asher）或嵌在教材裡（Hecht），結果是覺得有用、成績沒有測到差異 | 方向不衝突；「動機先於抽象」對學習的效果沒有直接證據，是本站的選擇 |
| 同一份 skill 的五層結構，第一層「場景：一個讀者熟悉的模型行為當 hook」 | 若場景是正文要回答的問題，不屬於無關細節；若是只為了好讀的趣聞，統合分析與 Wesenberg 2026 的方向是對立即回憶有害 | 建議在規格裡補一句「場景要是正文會回答的問題」；skill 自己給的範例「為什麼 ChatGPT 有時會重複自己？」已經符合，補的是寫明原則。這是本站的推論，沒有直接比較過的研究 |
course-guide-contract.md 概念導讀「從具體問題到直覺與機制」 | 同上一列 | 同上 |
| 部分導讀的文末一節「為什麼這對實作重要」（例如 MIT 6.7960 系列七篇） | 這是直接告知用途。單獨告知的實驗，告知都放在學之前或學的過程中；Asher 第六、七個實驗在課後加了三句學生談用途的引言，但和反思寫作綁在一起，分析在我沒取得的補充資料裡。位置的效果沒有被比較過 | 可以保留，期待的效果是讀者覺得值得，不是學得更多；放前面還是後面沒有依據 |
| 五層結構的第四層「連回模型：所以你用 Claude 時看到的 XX，就是這個在運作」 | 照這篇的定義，我把它歸為學完之後的直接告知用途，和上一列同一類；這是本站的歸類，skill 沒有這樣定義 | 同上一列 |
截至 2026-10-14，規格沒有因為這篇改動。改 skill 要走 .agents/skills/ 的流程，這裡只列建議。
今晚可以做的三件事
挑一篇自己寫過的教學文章，大約半小時：
- 把文中所有故事、冷知識、歷史花絮標出來，逐段問一句：刪掉這段，讀者還答得出這篇要回答的問題嗎？答得出，而且這段也不是在講用途，就刪掉或縮成一句。
- 搜「很重要」「非常有用」「必學」這類詞。每一處換成一句具體的用途：讀者在哪個情境、做哪件事時會用到它。
- 看開頭第一段。如果它是一個問題，確認正文後面真的回答了它；如果它是一段和主題沾邊的趣聞，改成讀者讀完這篇能回答的那個問題。
這些證據的限制
- 沒有研究直接測過一個人讀網頁文章。直接告知用途的實驗是大學生在實驗室看影片；自己寫用途的研究是計分的課程作業；無關細節的研究多數在實驗室、教材短：兩組新實驗是 600 到 960 字，統合分析裡報告了學習時間的研究不到一半，其中超過 15 分鐘的很少。搬到網頁導讀，都是我的推論。
- 用途這條線幾乎全部出自同一個研究群。除了 Shillington 等人與 Kizilcec 等人，其餘六篇都有 Harackiewicz 掛名。無關細節的兩組新實驗出自同一個德國團隊，教材、評分者相同。
- 幾乎都是立即測驗。用途研究的興趣多是學完後立刻填的自陳量表；Asher 最遠的「後續行為」是課後約 20 分鐘留電子郵件；無關細節的統合分析只有 2 個研究量了延宕效果。
- 檢定力不足。Asher 等人說偵測交互作用的檢定力不到 30%；這批研究的「沒有測到調節」多半只能讀成沒有偵測到。各研究都做了很多個檢定，多數沒有校正。
- 版本問題。Hulleman 2009 我只讀了出版者公開的補充資料；Sundararajan 讀的是博士論文版，期刊版沒讀；Asher、Canning 2015、Harackiewicz 2016、Hecht 2021 讀的是 PMC 上的作者稿；Clinton 2012 讀的是出版前的校樣。
- 原文內部的不一致。Asher 等人正文把唯一顯著的調節寫成「興趣」，表與作者公開的資料是「信心」；Canning 2015 研究三有一個主效果在表與正文歸給不同的對比；Sundararajan 論文的表有多處誤植（統計量與 p 值對不上、信賴區間錯位、研究數前後寫 54 與 72）。引用時都以表為準，並在附錄註明。
- 我的推論與判斷：把結果搬到網頁導讀；「場景要是正文會回答的問題」；「刪掉開場正文是否要回頭引用」這個檢法；用途例子先挑讀者現在碰得到的；可以做的事六條；規格對照表的判定。正文都標了。
- 我自己算的數字：Hecht 研究一兩種影片的長度（依原文各段時間相加）；Wesenberg 2026 從 0% 到 50% 的回憶差距（依迴歸係數換算）。附錄另有幾個，都已標明。
- 轉引：Durik 等 2007 與 2015（Hecht 等人轉述）、Wang 與 Lewis 2022 的線上無機化學課研究（Shillington 等人引述，成績同樣沒有差異）、Wesenberg 2026 導言轉述的「放在框裡」研究，原文我都沒有讀。
- 知道存在、沒讀到合法公開全文的：Hidi 與 Renninger（2006）的興趣四階段模型、Sundararajan 與 Adesope（2020）的期刊版統合分析、Cheng 等人（2025 年線上）較新的無關細節統合分析、Durik 與 Harackiewicz（2007）、Durik 等（2015）。這些都不引數字，也不列進參考資料。Rey 2012 的較早統合分析、Brock 等 2025 的物理影片研究、Hulleman 等 2010 的完整版，我沒有取得或沒有讀完。
- 手上有檔但沒排進這次精讀的：Priniski 等 2019（寫「對自己有用」加「對別人有用」）、Lazowski 2015 博士論文（動機介入統合分析）、Wang 等 2024（自我決定論介入的統合分析）。
附錄：各研究的設計與數字
正文每項只留一兩個數字，其餘放在這裡。
Asher 與 Harackiewicz（2025），Journal of Educational Psychology 117(4)，線上 2024-11-11。讀的是 PMC 作者稿與作者 OSF 專案的統合結果檔；補充資料沒有取得。七個實驗，2020 春到 2022 秋，Wisconsin 大學 Madison 校區修普通心理學的大學生，合計 2,019 人；女性約 59%，白人 74.2%，84% 是大一。各實驗 100 到 673 人；兩個實驗用視訊進行。只有第二、四個實驗與統合分析程序事先註冊。流程：基線問卷（數學信心、統計興趣）→ 操弄 → 迴歸課影片 → 問卷 → 是否索取資源 → 12 分鐘限時測驗。合併後的主效果（對照組為沒有該操弄）：告知用途對知覺用途 d = 0.41（p < .001）、自主感 0.12（p = .079）、當場興趣 0.08（p = .094）、分心 0.01、被維持的興趣 0.15（p < .001）、索取資源的對數勝算 0.30（OR = 1.35，p = .042；39.2% 對 33.2%）、成績 0.03（p = .463）。給選擇：知覺用途 0.09（不顯著）、自主感 0.92、當場興趣 0.24、分心 −0.15（p = .017）、被維持的興趣 0.16、索取資源 OR = 1.02（p = .885）、成績 0.04（p = .458）。兩種操弄的差：當場興趣 p = .043；分心 p = .055；索取資源 p = .134。調節：告知用途 × 興趣、× 信心共 14 個檢定，只有分心 × 信心顯著（0.17，p = .006），正文把它寫成與統計興趣的交互作用，表與 OSF 檔是信心；被維持的興趣 × 興趣 −0.08（p = .082）方向為負。兩種操弄的交互作用（第三、四個實驗，773 人）全部不顯著，ps ≥ .382。索取資源的告知用途效果，逐實驗只有第四個實驗單獨顯著（OSF 檔）。作者列的限制：萌發的個人興趣只用一個二分指標、興趣全靠自陳、沒有量先備知識、單一學校的大學生；檢定力不到 30%。
Hecht、Grande、Harackiewicz（2021），Motivation Science 7(1)，線上 2020-04-30。讀的是 PMC 作者稿，表格對過 HTML 結構。研究一：185 人（控制 61、用途 124），真菌教學影片，用途資訊全為日常例子。殘差化興趣模型：用途對任務興趣 β = .01（p = .877）；× 起始興趣 β = .16（p = .010）；對知覺用途 β = .15（p = .017），× 起始興趣 β = .21（p = .001）；對任務信心的主效果與交互作用都不顯著。殘差化信心模型的交互作用都不顯著（任務興趣 β = −.06，p = .418）；雙調節變項模型裡用途 × 信心對任務興趣 β = −.13（p = .048）。沒有報告高低興趣兩端的簡單效果。起始興趣平均 3.11（7 分量表）。研究二：408 人，四組都看用途影片後寫 10 分鐘（標準用途、未來用途、現在用途、描述圖片）。測驗（30 題）三個用途寫作組合計 21.94（SD 4.74）對控制 20.90（5.16），β = .12（p = .012）；以全樣本標準差粗算約 0.21 個標準差，這是抽取時算的，不是原文數字。× 任務信心 β = −.07（p = .111，正文印成正號）；簡單效果：低信心 β = .17（p = .007）、高信心 β = .03（p = .658）。測後興趣 β = .05（p = .141）、行為意向 β = .05（p = .223），不顯著。未來對現在的主效果六項都不顯著；未來 × 任務興趣對行為意向 β = .11（p = .012）、對測後興趣 β = .06（p = .059）。未來版與現在版的寫作題附了例子，標準版沒有，作者自己指出這個混淆。作者列的限制：樣本少數族裔很少、信心前後量的不是同一個東西、只有一小時的實驗室情境。
Canning 與 Harackiewicz（2015），Motivation Science 1(1)。讀的是 PMC 作者稿；圖與附錄沒有取得，各格預測值只在圖上。三個實驗都教兩位數心算乘法，一小時內完成。研究一 88 人：自己寫對直接告知，表現 M = 30.36 對 26.48（p = .040），× 信心 p = .035；興趣的同一交互作用 p = .065。對上對照組（d）：直接告知，低信心者知覺用途 −.13、表現 −.18（p = .41）、興趣 −.20（p > .20）；高信心者知覺用途 .70（p < .01）。自己寫，低信心者表現 .59（p = .01）。研究二 113 人，2 × 2：直接告知的主效果與 × 信心全不顯著；直接告知 × 自己寫 × 信心，知覺用途 p = .027、表現 p = .018、興趣 p = .015。研究三 134 人：比較只有日常例子的版本與標準版（日常加職涯），× 信心對興趣 β = −.16（p = .010），對知覺用途 p = .055，表現沒有任何效果；表上兩種告知合起來對上對照組，知覺用途 β = .26（p < .001）、興趣 β = .14（p = .028），都不受信心調節。研究一、二的信心是學完技巧後才量的。受試者九成以上是白人。作者列的限制：同一情境、實驗室、一小時；時間點混淆；重現得比原研究弱。
Hulleman 與 Harackiewicz（2009），Science 326。只讀了出版者公開的補充資料，正文沒有讀。262 名高中生（兩所學校、7 位教師、19 個班），班內個別隨機分組：關聯組 136、對照組 126。一學期寫 1 到 8 篇（M = 4.7）。操弄檢核：短文裡與生活的連結 0.91 對 0.10（0–2 分）。期末科學興趣：組別主效果 β = −.08（p = .15）；組別 × 成功預期 β = −.11（p = .05）；預測值，低預期關聯 3.91 對對照 3.55，高預期 3.67 對 3.76。第二季成績（一所學校，100 人）：主效果 β = −.03（p = .69）；交互作用 β = −.19（表），補充資料正文寫 −.18（p = .03）；預測值，低預期 3.23 對 2.43，高預期 2.81 對 3.03。未來修課與職涯意向沒有顯著效果。關聯組 26% 沒有寫出連結；連結強弱與期末興趣，無對中等 d = .00、無對強 d = .11。成績模型沒有先前成績。
Harackiewicz、Canning、Tibbetts、Priniski、Hyde（2016），JPSP 111(5)，線上 2015。讀的是 PMC 作者稿。四學期、1,040 人，用途寫作 × 價值肯定的 2 × 2；價值肯定沒有任何效果，併掉。學期成績：用途主效果 β = 0.08（p = .024），2.81 對 2.76，d = 0.06；× 弱勢族裔 p = .092（作者據此寫的「族裔落差縮小 40%」所依據的交互作用未達顯著）；× 第一代 p = .808；三因子交互作用 β = 0.08（p = .015）。第一代且弱勢族裔 64 人：處理效果 .51 個成績點（d = 0.55），落差縮小 61%。× 對表現的信心 p = .203；× 先前 GPA β = −0.05（p = .045）。字數部分中介三因子交互作用。排除第一代且弱勢族裔後的探索模型，用途主效果 β = −0.01（p = .813）。期末沒有量興趣或知覺用途。作者列的限制：族裔人數少、第一代是二分指標、「目標與科學文化不合」的解釋是推測。
Canning、Priniski、Harackiewicz（2019），Learning and Instruction 62。讀的是 ERIC 公開的刊出版。威斯康辛州兩年制學院 6 個校區、11 位教師的普通生物與普通心理；修課 521 人、分析 415 人。一學期三篇各 500 字，佔學期成績 1% 到 4%。用途對控制：興趣主效果 β = −.04（p = .349）、× 第一次考試 β = 0.14（p = .003），吃力的學生 β = −0.18（p = .007；預測值 4.65 對 5.01）；知覺用途吃力的學生 β = −0.14（p = .037）；學期成績主效果 β = −.05（p = .135）、交互作用 p = .829。學生包裝對教師包裝：吃力的學生成績 β = −0.11（p = .032）；表現好的學生興趣 β = 0.15（p = .031）。興趣與知覺用途只在第 13 週量，沒有基線。11 門課有 7 門的第一篇作業在第一次考試之前。表內有幾處誤植（字數一列的 p 欄與人稱代名詞一列的 β 欄相同；部分過程變項的預測值低於量表下限）。
Shillington、Lo、Hobbie（2025），Frontiers in Education 10。讀的是刊出版與補充資料。2020 年春季、UC San Diego 四門高年級生物課、五位教師；1,243 人（用途 589、控制 654），以討論小班群集分派、以學生為單位分析，沒有群集校正，小班數沒有報告。兩篇寫作。成績 88.98 對 88.60（百分制），d = 0.05（p = .39）。頁面瀏覽 858 對 798（d = 0.16，p = .006）；參與次數 40.49 對 38.86（d = 0.18，p = .002）。弱勢族裔 × 條件 F = 0.057（p = .81）。用途組作文較長、人稱代名詞較多，題目本身多要求兩段個人與他人的應用，並允許用人稱代名詞。社會歷程詞一項原文印的 t 與 d 和平均差對不上。
Kizilcec、Reich、Yeomans 等（2020），PNAS 117(26)。讀的是刊出版與 SI。2016 年 9 月到 2019 年 5 月 Harvard、MIT、Stanford 的 247 門 MOOC，焦點樣本 269,169 人，意向處理分析。價值關聯寫作：先前兩門課把發展中國家學生的完成率從 17% 提高到 41%；作者拿來比較的先前效果是 24 個百分點，來自 64 人的樣本。放大後，全部課程合計，對低度發展國家學生沒有測到差異；有全球落差的課 +2.79 個百分點（第一年）、+2.74（第二年）；沒有落差的課 −1.62、−1.71。作者說比先前小一個數量級。「全球落差」第一年是事後定義的。這篇的完整整理會在之後談讀者為什麼讀不完的篇。
Sundararajan（2018），Washington State University 博士論文，機構典藏版。統合分析：檢索到 2018 年 9 月，54 個效果量、5,111 人（敘述處另寫 72 個，全部的表加總是 54）；單一編碼者，沒有一致性係數。隨機效果 g = −0.43（−0.55 到 −0.31），I² = 72.82。只量回憶 −0.46（k = 15）、只量遷移 −0.18（k = 4，不顯著）、兩者合計 −0.45（k = 35）。Egger 與 Begg 檢定 p < .01；拿掉 6 個同一共同作者的研究後 −0.28。品質：低 −0.52、中 −0.53、高 −0.24（組間 p = .08）。場域：實驗室 −0.46（k = 50）、教室 −0.15（k = 4，不顯著）。媒介：一種 −0.35（k = 37）、兩種 −0.73（k = 14），組間 p = .01。格式（文字加圖 −0.94，k = 10）的組間統計量與 p 值對不上（QB = 9.40、df = 5 對應的 p 約 .09，這是抽取時用卡方分配算的，不是原文數字；表印 .01）。位置：開頭 k = 1、穿插 −0.43、結尾 −0.55（k = 3），組間 p = .81。比例：1–25% −0.61、26–50% −0.42、100% −0.61，組間 p = .56。持續 −0.49、間歇 −0.36，p = .28。有給學習目標 −0.27、沒有 −0.56，p = .06。主修或修過該學科 −0.26（不顯著）、沒有 −0.54，p = .15。延宕效果只有 2 個研究。實驗：169 人、14 張投影片、約 12 分鐘旁白，0%／25%／50%／100% 組後測 5.75、5.48、5.28、5.01（滿分 10）；比例效果 p = .13，加入修課經驗後 p = .406；前測四組平均都不到 1 分；修過相關化學課 74% 對 43% 到 51%（p = .013）。三個有細節的組，覺得細節圖沒幫助的比例 65%、58%、75%。
Wesenberg、Jansen、Krieglstein、Meusel、Schneider、Valtin、Rey（2026），Instructional Science 54。讀的是出版者開放取用頁與表格頁，圖沒有看到，原文沒有報告各組平均。研究一 191 人（Prolific），600 字，0%／25%／50%；研究二 101 人（大學招募），960 字，0% 到 50% 每 12.5% 一組。回憶：b = −0.11（p = .030）、−0.33（p = .005），單位是比例每增一個百分點，回憶分數（滿分百分比）的變化；曲線模型都沒有比線性好。遷移：b = −0.07（p = .367）、−0.17（p = .169）；研究二事後的三次模型 p = .034，交叉驗證不穩。外在認知負荷與內在動機都沒有測到差異。× 先備知識、× 工作記憶都不顯著；先備知識平均為滿分的 9.54% 與 7.67%。研究一各組人數加總 182，與 N = 191 對不上。研究一遷移測驗信度 .42。
Wesenberg、Jansen、Krieglstein、Schneider、Rey（2025），Learning and Instruction 96，線上 2024-11-26。讀的是蘇黎世大學典藏的刊出版（CC BY）。研究一招 150 人、分析 120 人；研究二招 270 人、分析 210 人；各約 16% 到 17% 因自評在自願單元感受到的外在要求等於或高於必做單元而被排除。碳循環 727 字、氮循環 699 字。研究一每頁一則無關細節（約佔正文 30%），研究二兩則（約 12%）。測驗滿分 24，校正後平均：研究一必做 11.56（無）對 9.55（有），p = .041；自願 4.34 對 6.15，p = .048；研究二必做 10.55 對 9.04，p = .032；自願 4.04 對 4.98，p = .128。交互作用兩次都是 p = .002。自願單元未校正的標準差比平均還大。停留時間：研究一必做約 276 秒、自願約 116 秒；研究二約 255 秒對 114 秒；無關細節的主效果都不顯著。興趣（8–56）：研究一有細節 43.64 對 36.84（p < .001）；研究二 p = .066。認知負荷（單題）沒有測到差異。依附錄未校正的平均與標準差，抽取時算出的標準化差異：研究一必做 −0.44、自願 +0.20；研究二必做 −0.35、自願 +0.17（不是原文數字）。
Clinton 與 van den Broek（2012），Learning and Individual Differences 22(6)。讀的是 ERIC 公開的出版者校樣。研究一 60 人默讀，研究二 69 人放聲思考；兩篇改寫自 Scientific American 的文章，各 32 句，一句一句在螢幕上讀。興趣與回憶 r = .30 到 .49；控制前測後，興趣預測回憶 β = .28 到 .47。興趣預測後測：研究一兩篇都顯著，研究二月球文 β = .41、鳴禽文 β = .15（p = .20）。興趣與推論數：月球文 r = .38，鳴禽文 r = .16（不顯著）；推論部分中介興趣與後測的關係，不中介興趣與回憶的關係。研究二前測的內部一致性是 −.04 與 .03，前測接近零分。放聲思考讓鳴禽文的後測比默讀高（d = .69）。
參考資料
每一份都讀完手上取得的那一版並留有抽取紀錄；讀不到的部分寫在括號裡。
- Asher & Harackiewicz (2025), Using Choice and Utility Value to Promote Interest（PMC 作者稿；DOI 10.1037/edu0000921；統合結果另對過作者的 OSF 專案；補充資料沒有取得）。
- Hecht, Grande & Harackiewicz (2021), The Role of Utility Value in Promoting Interest Development（PMC 作者稿；DOI 10.1037/mot0000182；圖只讀了圖說）。
- Canning & Harackiewicz (2015), Teach It, Don't Preach It（PMC 作者稿；DOI 10.1037/mot0000015；圖與附錄沒有取得）。
- Hulleman & Harackiewicz (2009), Promoting Interest and Performance in High School Science Classes 的補充資料（只讀了出版者公開的 Supporting Online Material；正文沒有讀；DOI 10.1126/science.1177067）。
- Harackiewicz, Canning, Tibbetts, Priniski & Hyde (2016), Closing Achievement Gaps with a Utility-Value Intervention（PMC 作者稿；DOI 10.1037/pspp0000075）。
- Canning, Priniski & Harackiewicz (2019), Unintended consequences of framing a utility-value intervention in two-year colleges（ERIC 公開的刊出版；DOI 10.1016/j.learninstruc.2019.05.001；線上補充資料沒有取得）。
- Shillington, Lo & Hobbie (2025), A utility value intervention to support student engagement in online upper-level undergraduate courses（刊出版與補充資料）。
- Kizilcec, Reich, Yeomans et al. (2020), Scaling up behavioral science interventions in online education（PMC 刊出版與 SI Appendix）。
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- Wesenberg, Jansen, Krieglstein, Schneider & Rey (2025), The influence of seductive details in learning environments with low and high extrinsic motivation（蘇黎世大學典藏的刊出版，CC BY）。
- Clinton & van den Broek (2012), Interest, inferences, and learning from texts（ERIC 公開的出版者校樣；DOI 10.1016/j.lindif.2012.07.004）。
- 本站文章：教學文章的例子與開頭怎麼寫、教學文章裡的問題與用語怎麼寫、教學文章什麼時候該畫圖、「做中學」的證據在量什麼、MIT 6.7960 第 8 堂導讀。
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