کاهش واکه‌ای در لهجة کرمانی

نوع مقاله: علمی تخصصی

نویسندگان

1 استادیار زبانشناسی دانشگاه شهیدباهنر کرمان، کرمان، ایران

2 دانشجوی دکتری زبانشناسی، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران

چکیده

هدف از این مقاله، مطالعة کاهش واکه‌ای در واکه‌های لهجة کرمانی است. کاهش واکه‌ای فرایندی است که در هجای بی‌تکیه رخ می‌دهد و طی آن واکه‌ها به سوی واکه‌هایی دیگر گرایش می‌یابند. برای بررسی کاهش واکه‌ای در این لهجه، از 10 گویشور لهجة کرمانی (5 زن و 5 مرد) خواسته شد که 24 واژه (که در 12 واژه، واکه‌ها در هجای تکیه‌بر و در 12 واژة دیگر همان واکه‌ها در هجای بی‌تکیه قراردارند) را سه مرتبه تکرار کنند. صدای این افراد توسط میکروفون شور ضبط شده و به‌وسیلة نرم‌افزار پرت مورد تجزیه و تحلیل قرارگرفته است. برای هر واژه یک شبکة متنی ساخته شد. سپس، مقادیر دیرش، بسامد سازه‌های اوّل، بسامد سازه‌های دوم و بسامد پایة واکه‌ها در هجاهای تکیه‌بر و بی‌تکیه اندازه‌گیری شد و تأثیر تکیه بر این متغیرها مورد بررسی قرارگرفته است. نتایج نشان داد که بسامد پایه و دیرش واکه‌ها در هجای بی‌تکیه کاهش می‌یابد. در مجموع می‌توان نتیجه گرفت که بسامد سازة اوّل تمامی واکه‌ها و بسامد سازة دوم واکه‌های [ɑ, e, o, u] در هجای بی‌تکیه به سوی بسامد سازة اوّل و بسامد سازة دوم واکة شوا گرایش دارند. همچنین نتایج گویای آن است که کاهش واکه‌ای در لهجة کرمانی مرکزگرا است.

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Vowel Reduction in Kermani Accent

نویسندگان [English]

  • Vahideh Abolhasanizadeh 1
  • Anis Masoumi 2
1 Assistant Professor in Linguistics, Shahid Bahonar University of Kerman, Kerman, Iran;
2 Ph.D Candidate in Linguistics, Allameh Tabataba’i University, Tehran, Iran
چکیده [English]

The purpose of the present study is to explore the process of vowel reduction in Kermani accent. The process of vowel reduction occurs in unstressed syllables which shifts vowels toward other vowels. In this study, 5 male and 5 female native speakers of Kermani accent, pronounced 24 words in 3 repetitions containing six simple vowels in stressed and unstressed syllables. The participants’ productions were recorded using Shure microphone and were analyzed using Praat software (Ver. 5.2.24). A text grid was made for each word. Then, duration, F1, F2 and F0 of vowels were measured and compared in stressed and unstressed syllables. Overall, the obtained results confirmed that the duration and F0 of vowels decreases in unstressed syllables and the amount of F1 of all the vowels and the F2 of the vowels [ɑ, e, o, u] have a tendency towards the F1 and F2 of /ǝ/. Results also indicated that the process of vowel reduction is centripetal in Kermani accent.

کلیدواژه‌ها [English]

  • duration
  • Stressed and unstressed syllables
  • Text grid
  • Vowel reduction

تغییر زبان فارسی در گذر زمان سبب شده آواهای این زبان در لهجه‌های متفاوت دستخوش مجموعه‌ای از تغییرات شوند. لهجة[1] کرمانی یکی از لهجه‌های زبان فارسی است و همانند سایر لهجه‌ها دارای مجموعه‌ای از ویژگی‌هاست که این لهجه را از سایر لهجه‌ها متمایز می‌سازد. کاهش واکه‌ای[2] پدیده‌ای است که در آن کیفیت آکوستیکی واکه تغییر می‌کند. این تغییرات به تکیه[3]، دیرش[4]، رسایی[5] و جایگاه واکه در کلمه بستگی دارد. طی این فرایند، واکة کامل یک کلمه به صورت شوا[6] ادراک می‌شود (Van Bergem, 1995). رخداد فرایند کاهش واکه‌ای در لهجة کرمانی از دیدگاه واج‌شناختی در آثار گذشته به اثبات رسیده است (پرمون، 1375). در این تحقیق برآنیم تا با بررسی واکه‌های این لهجه به این نتیجه برسیم که آیا کاهش واکه‌ای در این لهجه وجود دارد یا خیر. در صورت وجود، آیا این کاهش از نوع مرکزگرا[7] است یا مرکزگریز[8]؟

2. مرور پیشینه

کاهش واکه‌ای تغییر یک واکة ]- تکیه‌بر [به شوا است (Chomsky & Halle, 1968). کاهش واکه‌ای به دو دستة کاهش رسایی‌بنیاد[9] و کاهش تقابل‌افزا[10] دسته‌بندی می‌شود. درکاهش رسایی‌بنیاد، رسایی واکه‌ها در هجاهای بی‌تکیه کاهش می‌یابد و واکه‌ها به سوی واکه‌های کم‌رساتر گرایش می‌یابند. در حالی‌که در کاهش تقابل‌افزا، واکه‌ها در هجاهای بی‌تکیه به سوی واکه‌های جانبی
 [i, u, a] تمایل دارند. در کاهش واکه‌ای رسایی‌بنیاد این واکه‌های با رسایی بالا هستند که در هجاهای بی‌تکیه مشمول کاهش می‌شوند. کاهش واکه‌ای رسایی‌بنیاد، حاصل مجموعه‌ای از محدودیت‌های مربوط به برجستگی است (Crosswhite, 2000). همچنین، کاهش واکه‌ای می‌تواند باعث کاهش‌یافتن سه ویژگی آکوستیکی شود و این سه ویژگی عبارتند از انرژی آکوستیکی، کشش و تمایزات واجیِ بین واکه‌های کاهش‌یافته (Berretta, 2003). کاهش واکه‌ها را بر اساس آنکه به مرکز گرایش داشته باشند یا از مرکز دور شوند به دو دستة کاهش مرکزگرا و مرکزگریز طبقه‌بندی می‌کنند. در کاهش واکه‌ای مرکزگریز، واکه‌ها به قسمت‌های جانبی یعنی واکه‌های [i, u, a] تمایل دارند و در کاهش واکه‌ای مرکزگرا، واکه‌های جانبی دچار نوعی مرکزی‌شدگی می‌شوند؛ به عبارت دیگر، این واکه‌ها به بخش‌های مرکزی و یک واکة شوا مانند تمایل پیدا می‌کنند (Harris, 2005). کاهش واکه‌ای به دو مشخصة کشش و کیفیت اشاره دارد. واکه‌های کاهش‌یافته نسبت به سایر واکه‌ها کشش کمتری دارند و سازة آنها تمایل بیشتری به مرکزگرایی دارد. همچنین، کاهش واکه‌ای در زبان‌های تکیه‌ای[11] بیشتر از زبان‌های هجایی[12] به چشم می‌خورد (Baltazani, 2007).

پژوهش‌هایی در زمینة کاهش واکه‌ای در زبان فارسی نیز صورت‌گرفته است. بررسی تأثیر تکیة واژگانی[13] بر ویژگی‌های کیفی واکه‌ها در گویشوران زن و مرد فارسی‌زبان گویای آن است که دیرش کلیة واکه‌های زبان فارسی در حالت بی‌تکیه در گفتار زنان کاهش می‌یابد. تحلیل آماری نیز گویای آن است که این اختلاف به لحاظ آماری برای تمامی واکه‌های [æ,e, o, ɑ, u, i] معنادار[14] است. علاوه بر آن، بررسی دیرش واکه‌های زبان فارسی در گفتار مردان در هجای باز بی‌تکیه به نسبت هجای تکیه‌بر کاهش می‌یابد. آزمون آماری گویای آن است که این اختلاف دیرش تنها برای واکه‌های [ɑ, o, e] معنادار است و برای واکه‌های [i,u, æ] معنادار نیست. به عبارت دیگر، اختلاف دیرش واکه‌های [ɑ, u, i] در هجاهای باز[15] تکیه‌بر و بی‌تکیه در گفتار مردان تصادفی است و تکیه بر دیرش این واکه‌های پایدار تأثیری ندارد. امّا تفاوت دیرش واکه‌های ناپایدار[16] [æ, e, o] در هجاهای باز تکیه‌بر و بی‌تکیه معنادار است و تکیه بر دیرش آن‌ها تأثیر دارد. بنابراین می‌توان چنین دریافت که واکه‌های زبان فارسی در هجای باز بی‌تکیه کوتاه‌تر از هجای تکیه‌بر هستند. نتایج این پژوهش گویای آن است که نمی‌توان تغییر کیفیت واکه را به طور قطع یکی از همبسته‌های صوت‌شناختی تکیه در زبان فارسی تلقی‌کرد، زیرا کیفیت صوت‌شناختی واکه‌ها در گفتار، از عوامل متعددی از جمله میزان شمردگی گفتار، طول واژه[17]، سرعت گفتار، بسامد کاربرد واژه، نوع واژه، نوع هجا، ساخت اطلاع[18]، جنسیت گوینده و نظایر آن تأثیر می‌پذیرد (مدرسی قوامی، 1392). در پژوهشی دیگر، اندازه‌گیری بسامد سازه‌های اوّل و دوم شش واکة سادة زبان فارسی در هجای تکیه‌بر و بی‌تکیه نشان‌گر آن بود که تکیه به طور کلی بر فضای واکه‌ای[19] زبان فارسی تأثیر دارد؛ به این صورت که فضای واکه‌ای زبان فارسی در هجای تکیه‌بر گسترده‌تر از هجای بی‌تکیه است (علی‌نژاد، 1391). همچنین بررسی واج‌شناختی مرکزی‌شدگی واکه‌های [o, e, æ] در لهجة کرمانی گویای آن است که در این لهجه، مرکزی‌شدگی تنها این سه واکه را شامل می‌شود و بر واکه‌های بلندی از قبیل [i] عمل نمی‌کند (پرمون، 1375). بررسی‌های دیگر نشان داد که کاهش واکه‌ای زبان فارسی را نمی‌توان از نوع کاهش رسایی‌بنیاد دانست، چون در کاهش رسایی‌بنیاد، واکه‌های رساتر در جایگاه بی‌تکیه کاهش یافته و به واکه‌های کم‌رسا گرایش می‌یابند (شیخ‌سنگ‌تجن و بی‌جن‌خان، 1389).

3. روش‌شناسی

گام آغازین برای انجام پژوهش حاضر، انتخاب گویشورانی بود که از نظر سنی، فیزیولوژیکی و زبانی ویژگی‌های مطلوبی را دارا باشند. گویشوران متشکل از پنج زن و پنج مرد بودند که مجموعاً ده نفر را تشکیل‌می‌دادند. افراد مذکور ساکن شهر کرمان بودند و به لهجة کرمانی صحبت می‌کردند. میانگین سنی شرکت‌کنندگان 35 سال و میزان تحصیلات تمامی آنها کارشناسی بود.

مواد زبانی این پژوهش شامل 24 واژه بود که در 12 واژه، واکه‌ها در هجای تکیه‌بر و در 12 واژة دیگر همان واکه‌ها در هجای بی‌تکیه قرارداشتند:

جدول (1) داده‌های پژوهش

واکه‌ها

فارسی معیار

تلفظ کرمانی

فارسی معیار

تلفظ کرمانی

 

]æ[

سَر

['sær]

سَرها

[sə'rɑ]

سگ

['sæg]

سگ‌ها

[sə'gɑ]

 

[e]

سِر

['ser]

سِرها

[sə'rɑ]

دِل

['del]

دِل‌ها

[də'lɑ]

 

[o]

کُد

['kod]

کُدها

[ko'dɑ]

بُز

['boz]

بُزها

[bo'zɑ]

 

[ɑ]

کار

['kɑr]

کارها

[kɑ'rɑ]

شام

['ʃɑm]

شامی

[ʃɑ'mi]

 

[i]

شیر

['ʃir]

شیری

[ʃi'ri]

سیر

['sir]

سیری

[si'ri]

 

[u]

سوز

['suz]

سوزان

[su'zɑn]

روز

['ruz]

روزه

[ru'ze]

 

ضبط داده‌ها در سکوت کامل انجام شد و برای ضبط صدا از میکروفون شور[20] استفاده شد. با استفاده از نرم‌افزار پرت[21] متغیرهای دیرش، بسامد پایه[22]، بسامد سازة اوّل[23]و بسامد سازة دوم[24] واکه‌ها در هجای بی‌تکیه و هجای تکیه‌بر اندازه‌گیری شد. با استفاده از آزمون اندازه‌گیری مکرر[25] می‌توان به مقایسة واکه‌ها در دو هجای بی‌تکیه و تکیه‌بر پرداخت. از این آزمون به دلیل وجود چندین متغیر وابسته[26] در پژوهش حاضر و برای مقایسة متغیرهای وابسته در تکرارهای متوالی، با در نظر گرفتن اثر متغیرهای مستقل[27] بر متغیرهای وابسته استفاده شد. سطح معناداری برای آزمون اندازه‌گیری مکرر 05/0=α در نظر گرفته شد. با این حساب درجة اطمینان برای آزمون 95 درصد بود. چنانچه ارزش پی آزمون اندازه‌گیری مکرر کمتر از 05/0 می‌شد، برای آزمون‌های تعقیبی به منظور مقایسة دیرش، بسامد پایه، بسامد سازة اوّل و بسامد سازة دوم، از آزمون بنفرونی[28] استفاده شده است. این آزمون میزان تفاوت و تعامل موجود بین دو متغیر را نشان می‌دهد. همچنین در این پژوهش از نرم‌افزار SPSS نسخة 17 برای بررسی تأثیر متغیرهای مستقل بر متغیرهای وابسته استفاده شد.

4. تحلیل داده‌ها

4-1. دیرش

نتایج مندرج در جدول (2) نشان می‌دهد که میانگین دیرش واکه‌ها در هجای تکیه‌بر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه بیشتر است. همچنین نتایج آزمون اندازه‌گیری مکرر نشان می‌دهد که تأثیر تکیه بر دیرش واکه‌های لهجة کرمانی معنادار است (ارزش پی: 000/0).

جدول (2) شاخص‌های آماری دیرش واکه‌ها در لهجة کرمانی

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

5/207

104/68

 

1

 

550/74

 

000/0

بی‌تکیه

127

583/43

نتایج آزمون تعقیبی بنفرونی نیز نشان می‌دهند که میانگین دیرش واکه‌ها در هجای تکیه‌بر 519/80 میلی‌ثانیه بیشتر از دیرش آنها در هجای بی‌تکیه است.

نتایج مطرح‌شده در جدول (2) همسو با مقالة موشامر و گِنگ[29] (2008) درمورد زبان آلمانی است. به این صورت که آن‌ها با بررسی واکه‌های این زبان در هجاهای تکیه‌بر و بی‌تکیه به این نتیجه رسیدند که با کاهش واکه‌ای در هجای بی‌تکیه، میزان دیرش واکه‌ها نیز کاهش می‌یابد. فراگزو[30] (2011) نیز با تحقیقاتی که بر روی کاهش واکه‌ای در زبان انگلیسی انجام داد، به این نتیجه رسید که کاهش واکه‌ای یکی از عواملی است که بر دیرش تأثیر بسزایی دارد. تأثیر آن به این‌گونه است که اگر واکة مورد نظر در هجای بی‌تکیه قرارگرفته باشد، دیرش آن واکه کاهش یافته و منجر به کاهش می‌شود. همچنین بالتازانی (2007) در تأیید این مسئله در زبان یونانی می‌گوید که کاهش واکه‌ای در این زبان به مشخصة دیرش مربوط است و واکه‌های کاهش‌یافته نسبت به سایر واکه‌ها دیرش کمتری دارند. برتا[31] (2003)، پَجت و تبین[32] (2005) و بارنس[33] (2007) هم با بررسی زبان روسی این نکته را یادآور می‌شوند که هنگامی‌که در هجای بی‌تکیه دیرش واکه‌ها کاهش می‌یابد، واکه‌های افتاده افراشته شده و تبدیل به شوا می‌شوند و در نتیجه کاهش می‌یابند. همچنین مقالة مک رابی اوتاسی[34] (2000) درمورد زبان‌های سامی، مطالعات دلفورج[35] (2008) دربارة گونه‌ای از زبان اسپانیایی و همچنین بررسی‌های اِوِرِت[36] (2010) دربارة زبان‌های آمازونی مؤید این مسئله هستند.

4-2. بسامد پایه (F0)

اطلاعات مندرج در جدول (3) نشان می‌دهد که در لهجة کرمانی، عامل تکیه باعث افزایش بسامد پایة واکه‌ها در هجای تکیه‌بر می‌شود. نتایج آزمون اندازه‌گیری مکرر نیز نشان می‌دهد که تأثیر تکیه بر بسامد پایه واکه‌ها معنادار است (ارزش پی: 036/0). نتایج به‌دست‌آمده از آزمون تعقیبی بِنفرونی نشان می‌دهد که بسامد پایة واکه‌ها در هجای تکیه‌بر بیشتر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه است. به این صورت که بسامد پایة واکه‌ها در هجای تکیه‌بر 748/36 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه است.

جدول (3) شاخص‌های آماری بسامد پایة واکه‌ها در لهجة کرمانی

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

88/171

996/77

 

1

 

066/5

 

036/0

بی‌تکیه

129/135

476/81

نتیجة مقالة ویدرا و پورتِل[37] (1990) و فِلِج و بوهن[38] (1989) دربارة زبان انگلیسی نیز همسو با اطلاعات موجود در جدول بالا است. به این صورت که با واقع‌شدن واکه‌ها در هجای بی‌تکیه مقدار بسامد پایة آنها کاهش می‌یابد.

4-3. بسامد سازه‌های اوّل

4-3-1. بسامد سازة اوّل واکة [ɑ]

جدول شمارة (4) نتایج آزمون اندازه‌گیری مکرر، به منظور بررسی تأثیر تکیه بر بسامد سازة اوّل واکة [ɑ] را نشان می‌دهد. بر اساس این اطلاعات، تأثیر تکیه بر بسامد سازة اوّل این واکه معنادار نیست (ارزش پی: 060/0).

جدول (4) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل در واکة [ɑ]

 

 

[ɑ]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

8/743

75/109

 

1

 

04/4

 

060/0

بی‌تکیه

744

41/115

همچنین بر اساس آزمون تعقیبی بنفرونی می‌توان چنین نتیجه گرفت که بسامد سازة اوّل واکة [ɑ] در هجای بی‌تکیه اندکی (2/0 هرتز) بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است.

4-3-2. بسامد سازة اوّل واکة [e]

جدول (5) اطلاعات مربوط به میانگین و انحراف معیار بسامد سازة اوّل واکة [e] را برحسب هرتز و در جایگاه‌های بی‌تکیه و تکیه‌بر نشان می‌دهد. بر اساس آزمون اندازه‌گیری مکرر، تأثیر تکیه بر بسامد سازة اوّل این واکه معنادار است (ارزش پی: 032/0).

جدول (5) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل در واکة [e]

 

 

[e]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

543

70

 

1

 

447/5

 

032/0

بی‌تکیه

5/550

77

همچنین آزمون تعقیبی بِنفرونی نشان می‌دهد که بسامد سازة اوّل این واکه در هجای بی‌تکیه 5/7 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است.

4-3-3. بسامد سازة اوّل واکة [æ]

بسامد سازة اوّل واکة [æ] در هجای بی‌تکیه نسبت به هجای تکیه‌بر کاهش می‌یابد. نتایج آزمون اندازه‌گیری مکرر بیانگر آن است که تأثیر تکیه بر بسامد سازة اوّل این واکه معنادار است (ارزش پی: 019/0). همچنین بر اساس آزمون تعقیبی بِنفرونی میانگین بسامد سازة اوّل [æ] در هجای تکیه‌بر 8/124 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه است.

جدول (6) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل در واکة [æ]

 

 

[æ]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

744

93/114

 

1

 

049/4

 

019/0

بی‌تکیه

2/619

37/198

4-3-4. بسامد سازة اوّل واکة [i]

جدول (7) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل واکة [i] را نشان می‌دهد. بنا به اطلاعات موجود در این جدول، تأثیر تکیه بر بسامد سازة اوّل واکة [i] معنادار نیست. آزمون تقریبی بنفرونی نیز گویای آن است که میانگین بسامد سازة اوّل این واکه در هجای بی‌تکیه 611/138 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است.

جدول (7) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل در واکة [i]

 

 

[i]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

5/479

171

 

1

 

614/2

 

124/0

بی‌تکیه

618

472

4-3-5.بسامد سازة اوّل واکة [o]

بنا به اطلاعات به‌دست‌آمده از آزمون اندازه‌گیری مکرر (جدول 8)، تأثیر تکیه بر میانگین بسامد سازة اوّل واکة [o] معنادار نیست (ارزش پی: 57/0). همچنین، با واقع‌شدن واکة [o] در هجای بی‌تکیه بسامد سازة اوّل آن زیاد می‌شود. نتایج به‌دست‌آمده از آزمون تعقیبی بِنفرونی نیز نشان می‌دهند که میانگین بسامد سازة اوّل واکة [o] در هجای بی‌تکیه 50 هرتز بیشتر مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است.

جدول (8) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل در واکة [o]

 

 

[o]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیهبر

5/555

55

 

1

 

174/4

 

57/0

بیتکیه

570

5/121

4-3-6. بسامد سازة اوّل واکة  [u]

میانگین بسامد سازة اوّل واکة [u] در هجای بی‌تکیه بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است. همچنین آزمون اندازه‌گیری مکرر گویای آن است که تأثیر عامل تکیه بر بسامد سازة اوّل این واکه معنادار است (ارزش پی: 026/0) (جدول 9).

جدول (9) شاخص‌های آماری بسامد سازة اوّل در واکة [u]

 

 

[u]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

490

81

 

1

 

957/5

 

026/0

بی‌تکیه

509

5/114

بر اساس نتایج آزمون تعقیبی بِنفرونی، میانگین بسامد سازة اوّل واکة [u] در هجای بی‌تکیه 19 هرتز بیشتر از میانگین بسامد سازة اوّل همین واکه در هجای تکیه‌بر است.

4-4. بسامد سازة دوم

4-4-1. بسامد سازة دوم واکة [ɑ]

نتایج حاصل از آزمون اندازه‌گیری مکرر بیان‌گر معنادار نبودن تأثیر تکیه بر بسامد سازة دوم واکة [ɑ] است (ارزش پی: 277/0). آزمون بِنفرونی هم بیان‌گر آن است که بسامد سازة دوم واکة [ɑ] در هجای بی‌تکیه، 5/74 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است.

جدول (10) شاخص‌های آماری بسامد سازة دوم در واکة [ɑ]

 

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

[ɑ]

تکیه‌بر

3/1373

16/253

 

1

 

26/1

 

277/0

بی‌تکیه

8/1447

7/357

4-4-2. بسامد سازة دوم واکة[e]

نتایج حاصل از آزمون اندازه‌گیری مکرر که در جدول شمارة 11 آورده شده، بیانگر معناداری تأثیر تکیه بر بسامد سازة دوم واکة [e] است (ارزش پی: 032/0). با استفاده از آزمون تعقیبی بِنفرونی به این نتیجه می‌رسیم که بسامد سازة دوم واکة [e] در هجای تکیه‌بر، نسبت به هجای بی‌تکیه، 5/74 هرتزبیشتر است.

جدول (11) شاخص‌های آماری بسامد سازة دوم در واکة [e]

 

[e]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

5/1890

174

 

1

 

995/4

 

039/0

بی‌تکیه

1811

211

4-4-3. بسامد سازة دوم واکة [æ]

بنابر اطلاعات موجود در جدول (12)، میانگین بسامد سازة دوم واکة [æ] در هجای تکیه‌بر، بیشتر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه است. همچنین معنادار نبودن تأثیر تکیه بر میانگین بسامد سازة دوم این واکه توسط آزمون اندازه‌گیری مکرر نشان‌داده‌شده‌است. بر اساس نتایج آزمون تعقیبی بِنفرونی بسامد سازة دوم واکة [æ] در هجای تکیه‌بر 4/82 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه است.

جدول (12) شاخص‌های آماری بسامد سازة دوم در واکة [æ]

 

 

[æ]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

7/1660

6/149

 

1

 

61/2

 

125/0

بی‌تکیه

1/1743

98/198

4-4-4. بسامد سازة دوم واکة[i]

واکة [i] نیز، بنا بر آن‌چه در جدول (13) آمده، در هجای تکیه‌بر بسامد سازة دوم بیشتری دارد. همچنین آزمون اندازه‌گیری مکرر معنادار بودن تأثیر تکیه بر بسامد سازة دوم این واکه را نشان می‌دهد (ارزش پی: 017/0). نتایج به‌دست‌آمده از آزمون تعقیبی بِنفرونی گویای آن است که بسامد سازة دوم واکة [i] در هجای تکیه‌بر 68 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای بی‌تکیه است.

جدول (13) شاخص‌های آماری بسامد سازة دوم در واکة [i]

 

[i]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

2250

170

 

1

 

996/6

 

017/0

بی‌تکیه

2318

5/192

4-4-5. بسامد سازة دوم واکة [o]

بر خلاف واکة قبل، میانگین بسامد سازة دوم در واکة [o] در هجای بی‌تکیه بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است (جدول 14). همچنین مشاهده می‌کنیم که بنا به اطلاعات موجود در این جدول و نتایج حاصل از آزمون اندازه‌گیری مکرر، تأثیر تکیه بر میانگین بسامد سازة دوم این واکه معنادار است (ارزش پی: 025/0). بر اساس نتایج آزمون تعقیبی بِنفرونی، میانگین بسامد سازة دوم واکة [o] در هجای بی‌تکیه 33/175 هرتز بیشتر از مقادیر آن در هجای تکیه‌بر است.

جدول (14) شاخص‌های آماری بسامد سازة دوم در واکة [o]

 

 

[o]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

1427

444

 

1

 

065/6

 

025/0

بی‌تکیه

1602

431

4-4-6.بسامد سازة دوم واکة[u]

با بررسی میانگین بسامد سازة دوم واکة [u] در جدول (15) به این نتیجه می‌رسیم که این واکه در هجای تکیه‌بر، بسامد سازة دوم کمتری دارد. آزمون اندازه‌گیری مکرر بیانگر معناداری تأثیر تکیه بر بسامد سازة دوم این واکه است (ارزش پی: 013/0). بر طبق نتایج حاصل از آزمون تعقیبی بِنفرونی به این نتیجه می‌رسیم که میانگین بسامد سازة دوم واکة [u] در هجای بی‌تکیه، نسبت به هجای تکیه‌بر، 223/193 هرتز بیشتر است.

جدول (15) شاخص‌های آماری بسامد سازة دوم در واکة [u]

 

 

[u]

 

میانگین

انحراف معیار

درجة آزادی

مقدار F

معناداری

تکیه‌بر

1466

411

 

1

 

669/7

 

013/0

بی‌تکیه

1659

361

5. نتیجه‌گیری

نتایج این پژوهش همسو با پژوهش‌های دیگری است که بر روی کیفیت واکه‌ها انجام شده است. برای مثال، گو[39] و همکاران (2003) ثابت کرده‌اند که در زبان چینی ماندارین، کاهش واکه‌ای باعث کاهش بسامد سازة اوّل واکة /ɑ/ می‌شود. به عقیدة ایشان، فاصلة فک‌ها هنگام تولید این واکه در حالت تأکید، بیش از فاصلة آن‌ها هنگام تولید این واکه در حالت عادی است. همچنین لیندبلوم[40] (1963) کلمات بی‌مفهومی در زبان سوئدی با استفاده از واکه‌های /ɪ, ɛ, ʏ, œ, a, θ, ɔ, ʊ/ ساخت و تأثیر تکیه را بر آن واکه‌ها بررسی کرد. نتایج تحقیق وی نشان داد که واکه‌های موردنظر در هجای بی‌تکیه کاهش‌یافته و به واکة مرکزی /ə/ نزدیک می‌شوند و این تأثیر بر سازة دوم مشهود است. لیندبلوم این فرایند را گریز از هدف[41] نامید. دوژانگ[42] (2004) نشان داد که تأثیر حالت تأکید بر واکة /æ/ در زبان انگلیسی بسامد سازة دومِ واکه را افزایش می‌دهد. موشامر و گنگ (2008) هم در زبان آلمانی، واکه‌های / y, e, œ, a, o, u, i/ را در بافت CVC را در هجای تکیه‌بر و بی‌تکیه مقایسه کرده و نشان داده‌اند که در کاهش واکه‌ای، مقدار بسامد سازة دوم واکه‌های پیشین کاهش‌یافته و مقدار بسامد سازة دوم واکه‌های پسین افزایش‌می‌یابد.

نتایج این پژوهش نیز نشان داد که دیرش و بسامد پایة واکه‌ها در هجای تکیه‌بر در لهجة کرمانی بیشتر از دیرش و بسامد پایة آنها در هجای بی‌تکیه است. همچنین بسامد سازه‌های اوّل و دوم واکه‌ها در هجای تکیه‌بر و بی‌تکیه متفاوت است. به این‌صورت که بسامد سازة اوّل واکه‌های [e,o,u,ɑ,i] در هجای بی‌تکیه بیشتر از هجای تکیه‌بر است. بنابراین، می‌توان چنین دریافت که واکه‌های مذکور در هجای بی‌تکیه بازترند. علاوه بر آن، بسامد سازة دوم واکة [e] در هجای بی‌تکیه کاهش می‌یابد و در واکه‌های [u,o,ɑ,æ,i] زیاد می‌شود. به عبارت دیگر در هجای بی‌تکیه، واکه‌های پیشین به جز [e] در جایگاهی پیشین‌تر تولید می‌شوند و تمامی واکه‌های پسین به سمت مرکز فضای واکه‌ای گرایش دارند. نتایج به دست آمده از بررسی دیرش و بسامد سازه‌های اوّل و دوم واکه‌های لهجة کرمانی همسو با نتایج پژوهش مدرسی قوامی (1392) در مورد واکه‌های ساده زبان فارسی است. همچنین پژوهش حاضر تأییدی است بر این ادعا که واکه‌های لهجة کرمانی به سمت واکة خنثی (شوا) گرایش دارند. بنابراین، این نوع کاهش واکه‌ای در لهجة کرمانی کاهش مرکزگرا نامیده می‌شود (شکل 1):

 

شکل (1) فضای واکه‌ای لهجة کرمانی در هجای تکیه‌بر (خط ممتد) و بی‌تکیه (خط نقطه‌چین)

همان‌گونه که شکل (1) نشان می‌دهد، در لهجة کرمانی فضای واکه‌ای در هجای تکیه‌بر گسترده‌تر از فضای واکه‌ای در هجای بی‌تکیه است و این مسئله همسو با نتایج مقالة علی‌نژاد (1391) در زمینة زبان فارسی معیار می‌باشد. وی با ترسیم فضای واکه‌ای در دو جایگاه بی‌تکیه و تکیه‌بر به این نتیجه رسید که در زبان فارسی فضای واکه‌ای در هجای تکیه‌بر گسترده‌تر از فضای واکه‌ای در هجای بی‌تکیه است. مدرسی قوامی (1392) نیز با ترسیم فضای واکه‌ای گویشوران زن و مرد در هجای باز بی‌تکیه و تکیه‌بر به این نتیجه رسید که فضای واکه‌ای آنها در هجای باز بی‌تکیه از هجای باز تکیه‌بر بزرگ‌تر است، یعنی در حالت بی‌تکیه، نه تنها حرکت واکه‌ها به سمت مرکز فضای واکه‌ای مشاهده نمی‌شود، بلکه حرکت آنها به سمت حاشیه نیز بیشتر شده است. علاوه بر آن باید به این نکته اشاره کرد که واکه‌های زبان فارسی در هجای باز بی‌تکیه کوتاه‌تر از هجای تکیه‌بر هستند.



[1] accent

[2] vowel reduction

[3] stress

[4] duration

[5] sonority

[6] schwa

[7] centripetal

[8] centrifugal

[9] sonority-driven reduction

[10] contrast-enhancing reduction

[11] stressed-times language

[12] syllable-timed languages

[13] lexical stress

[14] significant

[15] open syllable

[16] unstable

[17] word length

[18] information structure

[19] vowel space

[20] Shure

[21] Praat

[22] fundamental frequency

[23] first formant frequency

[24] second formant frequency

[25] repeated measure ANOVA

[26] dependent variable

[27] independent variable

[28] post-hoc Bonferroni

[29] Mooshammer & Geng

[30] Fragozo

[31] Berretta

[32] Padgett & Tabain

[33] Barnes

[34] McRobbie-Utasi

[35] Delforge

[36] Everett

[37] Widera & Portele

[38] Flege & Bohn

[39] Gu

[40] Lindblom

[41] undershoot

[42] De jong

پرمون. یدالله. (1375). نظام آوایی گونة کرمانی از دیدگاه واج‌شناسی زایشی و واج‌شناسی جزء مستقل، پایان‌نامة کارشناسی ارشد، دانشگاه علامه طباطبایی.

شیخ‌سنگ‌تجن. شهین و محمود بی‌جن‌خان. (1389). «بررسی کاهش واکه‌ای در زبان فارسی محاوره‌ای». پژوهش‌های زبان‌شناسی. سال ششم / شمارة 1. 35 ـ 48.

علی‌نژاد. بتول. (1391). «فضای واکه‌ای در زبان فارسی». پژوهشنامه زبان‌شناختی زبان فارسی. سال اول / شمارة 2. 45-53.

مدرسی قوامی. گلناز. (1392). «تأثیر تکیة واژگانی بر ویژگی‌های کیفی واکه‌های سادة زبان فارسی». علم زبان. سال اول/ شمارة 1. 41-56.

Baltazani. Mary. (2007). “Prosodic rhythm and the status of vowel reduction in Greek”. Selected papers on theoretical and applied linguistics from the 17th international symposium on theoretical & applied linguistics. No. 1. 43.

Barnes. Jonathan. (2007). Phonetics and phonology in Russian unstressed vowel reduction: A study in hyperarticulation(Unpublished manuscript). Boston University, Boston, Massachusetts. 37-38

 Berretta. Camilla. (2003). Studies of vowel reduction in Russian (Unpublished manuscript). Swarthmore College. 24.

Chomsky. Noam and Morris Halle. (1968). The Sound Pattern of English. New York: Harper and Row.

Crosswhite. Katherine M. (2000). “Sonority-driven reduction”. Proceedings of the Twenty-sixth Annual Meeting of the Berkeley Linguistics Society: General Session and Parasession on Aspect.77-88.

De jong. Kenneth. (2004(. “Stress, lexical focus and segmental focus in English: pattern of variation in vowel duration”.  Journal of Phonetics. No. 32. 493-516.

Delforge. Ann Marie. (2008). “Unstressed vowel reduction in Andean Spanish”. Selected Proceedings of the 3rd Conference on Laboratory Approaches to Spanish Phonology. 107-124.

Everett. Caleb. (2010), “Semantically-oriented vowel reduction in an Amazonian language”. Annual Meeting of the Berkeley Linguistics Society. Vol. 36 / No. 1. 116-128.

Flege. James Emil and Ocke-Schwen Bohn. (1989). “An instrumental study of vowel reduction and stress placement in Spanish-accented English”. Studies in second language acquisition. No. 11. 35-62.

Fragozo. Carina Silva. (2011). “Acoustic and perceptual characteristics of reduced vowels produced by speakers of English as a foreign language”. ICPhs, XVII. 17-21.

Gu, Zhenglai, Hiroki Mori and Hideki Kasuya. )2003(. “Analysis of vowel formant frequency variations between focus and neutral speech in Mandarin Chinese”. Acoust. Sci. & Tech. No. 24. 4.

Harris. John. (2005). “Vowel reduction as information loss”. Headhood, elements, specification and contrastivity. 119-132.

Lindblom. Björn. (1963). “Spectrographic study of vowel reduction”. Journal of the Acoustical Society of America. No. 35. 1773-1778.

McRobbie-Utasi. Zita. (2000). “Acoustic characteristics of word-final vowel reduction in Skolt Saami”. Proceedings of the Ninth International Finno-Ugric Congress. 366-371.

Mooshammer. Christine and Christian Geng. (2008). “Acoustic and articulatory manifestations of vowel reduction in German”. Journal of the International Phonetic Association. No. 38. 117-136.

Padgett. Jaye. and Marija Tabain. (2005). “Adaptive dispersion theory and phonological vowel reduction in Russian”. Phonetica. No. 62. 14-54.

Van Bergem. Dick. R (1995). “Perceptual and acoustic aspects of lexical vowel reduction, a sound change in progress”. Speech Communication. No. 16. 329-358.‌

Widera. Christina and Thomas Portele. (1999). “Levels of reduction for German tense vowels”. Proceedings of the Sixth European Conference on Speech Communication and Technology. Eurospeech. Budapest. 1695-1698.