7~11歲小學(xué)生前瞻記憶的自我參照效應(yīng)及其認(rèn)知機(jī)制

分類號 B844

1引言

自我是人類認(rèn)知系統(tǒng)中的一個基本結(jié)構(gòu)，與感知、注意和記憶等加工過程密切相關(guān)（Suiamp;Humphreys，2015）。當(dāng)自我被激活時，它能在記憶材料與已有自我結(jié)構(gòu)間建立聯(lián)系，從而促進(jìn)記憶的加工和提取（Andrewsetal.，2020）。自我參照效應(yīng)（Self-referenceEffect）是一種穩(wěn)定且可靠的現(xiàn)象，指當(dāng)記憶材料與自我相關(guān)時，其記憶效果優(yōu)于其他編碼條件（Rogersetal.，1977）。盡管回溯記憶中自我參照效應(yīng)已被廣泛證實(shí)（Cunninghametal.，2008，2011，2013，2014;Rogers et al.，1977；Turk et al.，2011），但在指向未來記憶中的研究非常有限。前瞻記憶（ProspectiveMemory，PM）是指記得執(zhí)行事先計(jì)劃好的事件或活動的記憶（Einsteinamp;McDaniel，1990）。PM的意向生成與自我存在密切關(guān)聯(lián)（Marshetal.，2006），且在自我想象與未來情景思考等策略中，已體現(xiàn)出自我對PM編碼的重要作用（Cottinietal.，2021;Grilliamp;Glisky，2011）。PM包括前瞻和回溯成分，回溯記憶中發(fā)現(xiàn)了穩(wěn)定的自我參照效應(yīng)（Cunningham et al.， 2008; Rogers et al.， 1977; Turketal.，2011），包含回溯成分的PM也可能出現(xiàn)類似的效應(yīng)（Jeunehommeamp;D'Argembeau，2021；江黛苔等，2021）。

7至11歲是兒童自我概念快速發(fā)展的階段，其中7至9歲是自我評價(jià)和自我概念深化的重要時期。在該階段，兒童逐漸構(gòu)建出更復(fù)雜、多維度的自我表征（Hutchison etal.，2021）。隨著年齡增長，兒童的記憶存儲、提取和組織能力不斷提高，信息綁定能力逐步增強(qiáng)，使其能更有效地將外界信息整合到自我知識框架中，從而穩(wěn)步提升自我參照效應(yīng)（Drummeyamp;Newcombe，20o2；Hutchison etal.，

2021；Rajamp;Bell，2010）。研究表明，自我參照效應(yīng)隨年齡增長而增強(qiáng)。Halpin等人（1984）發(fā)現(xiàn)，與6歲和7歲兒童相比，僅10歲兒童出現(xiàn)了自我參照效應(yīng)。Ray等人（2009）和Ross等人（2025）進(jìn)一步指出，9至11歲兒童的自我參照效應(yīng)顯著高于3至8歲兒童，尤其在童年中后期（9至11歲），兒童表現(xiàn)出更高水平的自我相關(guān)信息加工能力。總體而言，7至11歲兒童的自我認(rèn)知逐漸從對具體、外顯特征的關(guān)注，向更復(fù)雜、抽象的特征轉(zhuǎn)變（Hutchisonetal.，2021;Rayetal.，2009）。3至8歲兒童的自我表征多集中于具體特征，而9至11歲兒童更關(guān)注抽象和心理化的自我（Rossetal.，2025），反映了兒童中后期自我概念在復(fù)雜性和整合性上的提升。自我參照編碼依賴于豐富的記憶表征系統(tǒng)，輸入信息被精細(xì)加工為自傳體記憶，并在自我知識框架中以有序的方式進(jìn)行組織（Hutchisonetal.，2021;Klein，2012）。低年級兒童（6至7歲）更依賴表層加工關(guān)注顯性特征（Rayetal.，2009），而中高年級兒童（9至11歲）則能將外部信息與內(nèi)在自我深度整合，通過語義線索強(qiáng)化記憶，并表現(xiàn)出更高水平的認(rèn)知加工能力和資源分配效率（Hutchison et al.，2021; Ross etal.，2025）。因此，不同年齡段兒童的自我表征和認(rèn)知加工能力差異，可能影響PM自我參照效應(yīng)表現(xiàn)。

通常采用形容詞評估范式探究自我參照效應(yīng)，該方法要求被試判斷褒義或貶義的人格形容詞是否適合描述自己或他人（Hutchisonetal.，2021;Rogersetal.，1977），但兒童的語言能力有限，可能影響任務(wù)表現(xiàn)（Hutchisonetal.，2021）。相比之下，隨意編碼范式通過將臨時和任意的“自我\"或“他人”線索與項(xiàng)目刺激配對，無需深度學(xué)習(xí)或評估，更易捕捉\"純粹\"的自我參照效應(yīng)（Hutchisonetal.，2021;Maireetal.，2020）。該范式是指不要求被試對自我描述的項(xiàng)目刺激進(jìn)行外顯評估，自我與刺激項(xiàng)目以隨意形式被編碼（Cunninghametal.，2008，2011；周愛保等，2010）。其中，所有權(quán)范式最具代表性（Clarkson et al.，2022；Cunningham et al.，2014，2018），它通過建立暫時的所有權(quán)關(guān)系，使被試在自我和他人之間分配物品，從而激活所有權(quán)意識（Clarksonetal.，2022）。在所有權(quán)范式中，主動選擇和被動分配是兩種主要形式（Cunningham etal.，2018）。主動選擇指被試能夠自主決定某一物品或資源歸屬于自己，它激活了主動參與的自我意識。被動分配指被試依據(jù)一定規(guī)則被隨機(jī)分配物品或資源，它能通過分配后的歸屬激活所有權(quán)意識（Cunninghametal.，2011，2018）。無論哪種形式，所有權(quán)均被視為自我與物品建立聯(lián)系的簡單方式，并增強(qiáng)對相關(guān)物品的注意與記憶（Beggan，1992;Cunningham et al.， 2013， 2014）。

兒童認(rèn)知發(fā)展的特點(diǎn)使所有權(quán)范式在小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)研究中更具優(yōu)勢。首先，兒童的自我概念更依賴具體、可感知的事物（如物品或行動），而非抽象屬性（Cunninghametal.，2018；Klein，2012）。所有權(quán)范式通過激活\"這是我的\"這一具體自我關(guān)聯(lián)，更符合兒童自我意識的發(fā)展特點(diǎn)（Maireetal.，2020）。其次，形容詞評估范式要求兒童將抽象形容詞與自我概念關(guān)聯(lián)，對語言理解和抽象思維能力要求較高，而所有權(quán)范式通過具體物品聯(lián)系，降低了任務(wù)的抽象性，更易理解和執(zhí)行（Hutchisonetal.，2021）。此外，形容詞評估范式對記憶要求較高，增加了任務(wù)負(fù)荷（Hutchisonetal.，2021；Maireetal.，2020）。相較而言，所有權(quán)范式僅需在“自我”或“他人\"之間建立物品歸屬關(guān)系，減輕了認(rèn)知負(fù)荷，增強(qiáng)了任務(wù)的可執(zhí)行性（Clarksonetal.，2022）。由于小學(xué)生對具體物品和情境的記憶敏感（Rossetal.，2025），所有權(quán)范式通過將PM任務(wù)與特定物品聯(lián)系起來，有助于提升任務(wù)的生態(tài)效度，優(yōu)化記憶編碼和提取。江黛苔等人（2021）通過形容詞評估范式揭示了大學(xué)生的PM自我參照效應(yīng)，但該范式并不適用兒童自我參照效應(yīng)的研究，它對兒童語言能力要求較高。因此，小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)是否穩(wěn)定存在可結(jié)合所有權(quán)范式進(jìn)行考察。

研究表明，自我參照效應(yīng)依賴充足的認(rèn)知資源（Jacksonetal.，2019；Turketal.，2013；周愛保等，2011）。注意資源充足時會出現(xiàn)自我參照效應(yīng)，分散注意則會削弱對自我參照物品的精細(xì)化編碼，與自我相關(guān)的加工優(yōu)勢會消失（Turketal.，2013）。盡管回溯記憶中的自我參照效應(yīng)機(jī)制已有探討，但PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制尚不明確。PM比回溯記憶更依賴執(zhí)行控制和認(rèn)知資源（Grafamp;Uttl，2001），且情景記憶中的自我參照效應(yīng)與注意加工密切相關(guān)（Andrews etal.，2020;Lalanne etal.，2013）。PM被視為情景記憶的一種形式（Grafamp;Uttl，2001），其自我參照效應(yīng)可能同樣依賴注意加工。考慮到回溯記憶中自我參照效應(yīng)對認(rèn)知資源的需求，PM自我參照效應(yīng)可能消耗更多資源。PM動態(tài)多重加工（DynamicMultiprocessFramework）認(rèn)為，認(rèn)知資源的占用并非簡單的“有\(zhòng)"或“無”，而是根據(jù)情境特征有選擇地、動態(tài)地投入認(rèn)知資源（任智，2022;

Sheltonamp;Scullin，2017）。靈活資源模型（FlexibleResourceModel）認(rèn)為，認(rèn)知資源并非均勻分配給所有任務(wù)，而是根據(jù)任務(wù)難度、優(yōu)先級和個體目標(biāo)進(jìn)行分配（Fallonetal.，2017）。簡單任務(wù)占用資源較少，而復(fù)雜任務(wù)需投入更多資源（尹首航，2019）。這兩種理論并非專門針對PM自我參照效應(yīng)提出，它們僅能幫助說明其加工機(jī)制。PM動態(tài)多重加工包含了自動化和監(jiān)控加工，它針對PM整體的提取加工進(jìn)行說明，尚未詳細(xì)闡述與自我和他人相關(guān)的PM加工過程。靈活資源模型在探究工作記憶的自我參照效應(yīng)中得到了初步驗(yàn)證（尹首航，2019），是否在PM中存在類似的加工模式？既然PM與自我參照效應(yīng)均依賴充足認(rèn)知資源（Graf amp; Uttl， 2001; Jackson etal.，2019;Rummelamp;Kvavilashvili，2023;Turketal.，2013；周愛保等，2011），那么PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生可能同樣會消耗大量認(rèn)知資源。在自我和他人參照的PM任務(wù)中，個體可能根據(jù)任務(wù)和情境要求，在不同記憶項(xiàng)之間靈活分配認(rèn)知資源。基于上述兩種理論，本研究提出，PM自我參照效應(yīng)可能屬于認(rèn)知資源密集型的動態(tài)加工。該觀點(diǎn)認(rèn)為，PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生不僅會消耗認(rèn)知資源，而且認(rèn)知資源會根據(jù)任務(wù)情境靈活分配，呈現(xiàn)出動態(tài)加工的特點(diǎn)。認(rèn)知資源密集型的動態(tài)加工針對PM自我參照效應(yīng)提出，通過強(qiáng)調(diào)認(rèn)知資源在動態(tài)分配中的靈活性和對自我相關(guān)信息的優(yōu)先加工，能更細(xì)致地說明PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制。研究表明，目標(biāo)顯著性和進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷會影響認(rèn)知資源的分配，從而對PM加工產(chǎn)生作用（陳幼貞等，2022;Einstein et al.，2005;Mahyet al.，2014）。顯著性比非顯著性目標(biāo)對認(rèn)知資源的需求更低，易促進(jìn)自動化加工（Mahyetal.，2014）。與低進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷相比，高認(rèn)知負(fù)荷對認(rèn)知資源需要更高，這會降低PM表現(xiàn)（陳幼貞等，2022）。本研究通過操縱目標(biāo)顯著性和進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷，從認(rèn)知資源變化的角度探究PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制。重點(diǎn)關(guān)注個體在自我和他人參照的PM任務(wù)中，如何根據(jù)目標(biāo)內(nèi)容和任務(wù)情境靈活分配認(rèn)知資源，從而揭示PM自我參照效應(yīng)的動態(tài)加工特點(diǎn)。

綜上，本研究結(jié)合雙任務(wù)范式和所有權(quán)范式，通過3個實(shí)驗(yàn)探究小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2分別從主動選擇和被動分配的角度進(jìn)行考察，實(shí)驗(yàn)3則進(jìn)一步探討PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制。通過深人研究PM自我參照效應(yīng)，有助于為未來如何從“自我\"的角度來改善兒童PM提供方向，并為設(shè)計(jì)針對性的干預(yù)措施，幫助兒童提升自我管理和未來任務(wù)規(guī)劃能力提供指導(dǎo)。

2 實(shí)驗(yàn)1：小學(xué)生前瞻記憶自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生：主動選擇的證據(jù)

實(shí)驗(yàn)1從主動選擇角度探究所有權(quán)范式下能否產(chǎn)生PM自我參照效應(yīng)。通過所有權(quán)范式發(fā)現(xiàn)，無論是學(xué)齡前還是學(xué)齡兒童均出現(xiàn)了穩(wěn)定的自我參照效應(yīng)（Cunninghametal.，2014，2018;Fordamp;Lobao，2019；Hutchisonetal.，2021；周愛保等，2010），且回溯記憶中自我參照效應(yīng)隨年齡增長逐漸增強(qiáng)（Rayetal.，2009；周愛保等，2010）。鑒于自我參照效應(yīng)對回溯記憶的穩(wěn)定作用，及自我相關(guān)信息對PM的促進(jìn)效果（Altgassen etal.，2017;Cottinietal.，2021;Grilliamp; Glisky，201l;Jeunehommeamp;D'Argembeau，2021；江黛苔等，2021）。實(shí)驗(yàn)1假設(shè)：（1）采用所有權(quán)范式能觀察到PM自我參照效應(yīng)，即小學(xué)生對自我參照的PM表現(xiàn)優(yōu)于他人參照條件，7歲組及以上會出現(xiàn)較為穩(wěn)定的PM自我參照效應(yīng)。（2）9歲組和11歲組對自我和他人參照的PM反應(yīng)差異大于7歲組，11歲組對自我和他人參照的PM反應(yīng)差異大于9歲組，即年齡越大的兒童會產(chǎn)生更大的PM自我參照效應(yīng)。

2.1 方法

2.1.1 被試

通過 power3.1軟件來確定樣本量（Fauletal.，2007）。根據(jù)PM自我參照效應(yīng)相關(guān)研究得到的中等左右效應(yīng)量（江黛苔等，2021），設(shè)置I類錯誤的概率 a errorprob為0.05，檢驗(yàn)效能Power（1－β）為0.95，效應(yīng)量為中等水平 （ f = 0 . 2 5 ） ）（Cohen，1992），計(jì)算所需樣本66人。考慮到樣本偏差以及無效數(shù)據(jù)，本研究選取了南京市某小學(xué)95名被試。其中，7歲組34人（平均年齡 7 . 1 2 ± 0 . 2 9 歲，女生15人、9歲組30人（平均年齡 9 . 0 2 ± 0 . 3 8 歲，女生14人）、11歲組 31人（平均年齡 1 1 . 0 5 ± 0 . 2 6 歲，女生15人。所有被試均為右利手，且視力或矯正視力正常。本研究已獲得南京師范大學(xué)生物醫(yī)學(xué)研究倫理審查委員會審批通過，且小學(xué)生在實(shí)驗(yàn)開始前均已征得監(jiān)護(hù)人和本人的知情同意，實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得小禮品一份。

2.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用3（年齡組：7、9、11歲） × 2 （參照條件：自我、他人的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，年齡組為組間變量，參照條件為組內(nèi)變量。因變量為PM任務(wù)和進(jìn)行中

任務(wù)的正確率和反應(yīng)時。

2.1.3 實(shí)驗(yàn)材料

任務(wù)材料包括4種類型的圖片：動物、植物、水果和交通工具。所有圖片均為中性圖片，并在熟悉度和喜愛度、大小、明度、亮度等方面進(jìn)行了匹配，圖片大小設(shè)置為 5 0 0 × 3 7 5 像素。選取南京市某小學(xué)45名7至11歲小學(xué)生（平均年齡 9 . 1 6 ± 1 . 6 6 歲，女生22人）對刺激圖片的熟悉度和喜愛度進(jìn)行評定。采用Likert7點(diǎn)評分法，熟悉度從“1-非常不熟悉\"到“7-非常熟悉”，喜愛度從“1-非常不喜歡\"到“7-非常喜歡”。通過配對樣本 t 檢驗(yàn)對PM目標(biāo)熟悉度分析發(fā)現(xiàn)，桃子 M = 6 . 4 9 ， S D = 0 . 5 9 ） 和梨子PM圖片 （ M = 6 . 2 7 ， S D = 0 . 7 8 的熟悉度不存在顯著差異， t （ 4 4 ） = 1 . 6 5 p = 0 . 1 1 ， 對PM目標(biāo)喜愛度分析發(fā)現(xiàn)，桃子 （ M = 5 . 0 0 。 S D = 0.77）和梨子PM圖片 （ M = 4 . 8 0 5 S D = 0 . 7 6 ） 的喜愛度也不存在顯著差異， t （ 4 4 ） = 1 . 3 2 ， p = 0 . 1 9 ， 9 5 % CI[ - 0 . 1 0 ， 0 . 5 0 ] 。從以上4種類型圖片中選擇喜愛度評分3至5 ， 以及熟悉度5至7的圖片 S D = 0 . 5 5 ） 作為進(jìn)行中任務(wù)刺激，每種類型圖片各50張，共200張。PM目標(biāo)為：桃子和梨子圖片，每個目標(biāo)各出現(xiàn)6次。除12個PM目標(biāo)外，進(jìn)行中任務(wù)包含188個試次，其中

50次為匹配試次，其余138次為非匹配試次。進(jìn)行中任務(wù)采用1-back任務(wù)，約 2 5 % 的刺激需按“是\"鍵反應(yīng)，這與先前研究一致（Altgassenetal.，2017）。

2.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)程序通過E-prime2.0編寫完成，實(shí)驗(yàn)流程見圖1，刺激呈現(xiàn)見圖2。實(shí)驗(yàn)采用雙任務(wù)范式，首先給被試呈現(xiàn)進(jìn)行中任務(wù)指導(dǎo)語，練習(xí)階段結(jié)束后，開始呈現(xiàn)PM圖片選擇的指導(dǎo)語：“接下來，我們來玩一個游戲。這里有兩張卡片（出示桃子和梨子卡片），請你從其中選擇一張屬于自己的卡片”。當(dāng)被試選擇完卡片后，繼續(xù)呈現(xiàn)PM指導(dǎo)語：“現(xiàn)在桃子（梨子）圖片是你的，梨子（桃子）圖片是隔壁班同學(xué)王明的。你除了要完成和前面相同的圖片比較任務(wù)外，當(dāng)看到桃子（梨子）或梨子（桃子）圖片時直接按空格鍵，不需要進(jìn)行圖片比較”，要求被試重復(fù)兩遍指導(dǎo)語。對與自我和他人相關(guān)的PM目標(biāo)呈現(xiàn)順序進(jìn)行平衡，PM目標(biāo)按偽隨機(jī)形式呈現(xiàn)，出現(xiàn)在正式實(shí)驗(yàn)第15、24、37、53、82、92、107、124、131、145、169和190個試次的位置。

首先呈現(xiàn)進(jìn)行中任務(wù)指導(dǎo)語，接著進(jìn)入包含20個試次的練習(xí)階段。在每個試次呈現(xiàn)前，屏幕中央會顯示持續(xù) 4 + 注視點(diǎn)。待其消失后，呈現(xiàn)一張圖片，要求被試進(jìn)行按鍵反應(yīng)（最長 。呈現(xiàn)完P(guān)M任務(wù)指導(dǎo)語后，主試將桃子和梨子卡片收起來，放在被試看不到的位置。正式實(shí)驗(yàn)開始前有一個5分鐘的延遲任務(wù)（數(shù)字計(jì)算任務(wù)）。之后進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)階段，任務(wù)要求被試將右手和左手的中指分別放在\"是\"（\"J\"）和\"否\"（F\"）鍵上，左、右手的食指放在空格鍵上，并對反應(yīng)按鍵進(jìn)行平衡。整個任務(wù)結(jié)束后，通過實(shí)驗(yàn)后問卷要求被試回憶PM目標(biāo)及相關(guān)按鍵反應(yīng)。

2.2 結(jié)果

2.2.1 PM任務(wù)表現(xiàn)

當(dāng)遇到PM目標(biāo)時按空格鍵反應(yīng)，將其作為PM目標(biāo)的正確反應(yīng)。以年齡組為組間變量，參照條件為組內(nèi)變量，對PM正確率進(jìn)行重復(fù)測量方差分析，見圖3。年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 9 2 ） = 1 3 . 0 7 p lt; 0 . 0 0 1 ，即11歲組 （ M = 0 . 8 4 S D = 0 . 1 6 ）顯著高于7歲組（ M = 0 . 5 7 ， S D = 0 . 2 5 ， p lt; 0 . 0 0 1 9 5 % CI[0.13，0.41D，9歲組 ? M = 0 . 7 8 ， S D = 0 . 2 4 ） 顯著優(yōu)于7歲組 （ p = 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[0.07，0.35]），但11歲組和9歲組無顯著差異 （ p = 0 . 9 5 ， 9 5 % CI [ - 0 . 0 8 0.20]）。重要的是，參照條件主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 9 2 ） = 29.69， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，即自我參照的PM正確率 （ M = 0 . 7 9 ， 顯著高于他人參照 （ M = 0.66， S D = 0 . 3 0 9 5 % CI[0.08，0.17]）。二者交互效應(yīng)不顯著， F （ 2 ， 9 2 ） = 0 . 0 8 ， p = 0 . 9 2 。

參考回溯記憶中將自我和他人參照條件下目標(biāo)試次的正確再認(rèn)或回憶成績差值來衡量自我參照效應(yīng)大小的方法（Cunninghametal.，2014;Magnoamp;Allan，2007;Rayetal.，2009），將各年齡組自我和他人參照的PM正確反應(yīng)試次相減，所得的PM反應(yīng)差值 進(jìn)行單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)不顯著， F （ 2 ， 9 2 ） = 0 . 0 8 5 p = 0 . 9 2 。進(jìn)一步采用與Lalanne等人（2013）類似的方法，通過比較各組在自我和他人參照條件反應(yīng)差異的效應(yīng)量（Cohen'sd來綜合說明自我參照效應(yīng)的大小。Cohen's d 是衡量效應(yīng)大小的常用方法，它通過將兩個平均值之間的差異除以標(biāo)準(zhǔn)差來計(jì)算，值越大說明效應(yīng)越強(qiáng)，反映二者反應(yīng)差異更大（Cohen，1992）。根據(jù)Frings等人（2011）的觀點(diǎn)，當(dāng)實(shí)驗(yàn)條件下的效應(yīng)基于相同試次和樣本量時，可通過效應(yīng)量來比較不同實(shí)驗(yàn)條件間效應(yīng)的大小。本研究結(jié)合PM反應(yīng)差值 和PM反應(yīng)差異的效應(yīng)量，來綜合說明PM自我參照效應(yīng)的大小。根據(jù)對效應(yīng)量的劃分標(biāo)準(zhǔn)，Cohen's d 在0.2＼～0.5為小效應(yīng)， 0 . 5～0 . 8 為中等效應(yīng)，大于0.8時為強(qiáng)效應(yīng)（Cohen，1992）。采用配對樣本 t 檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，7歲組PM反應(yīng)差異的效應(yīng)量（Cohens 與9歲組（Cohen's d = 0 . 4 8 ） 相當(dāng)，11歲組PM反應(yīng)差異的效應(yīng)量（Cohen's d = 0 . 5 6 ） 大于7歲和9歲組。由此可見，11歲組PM反應(yīng)差異（中等效應(yīng)）大于7歲和9歲組（小效應(yīng)），表明高年級小學(xué)生產(chǎn)生了更大的PM自我參照效應(yīng)。

以年齡組為組間變量，參照條件為組內(nèi)變量，對PM目標(biāo)正確反應(yīng)的反應(yīng)時進(jìn)行重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn)（見圖3），參照條件主效應(yīng)顯著， 29.51， p lt; 0 . 0 0 1 ，自我參照 （ M = 1 0 8 3 . 3 4 m s 5S D = 2 0 3 . 8 8 m s 的PM反應(yīng)時顯著短于他人參照（ M = 1 2 0 7 . 6 4 m s ， S D = 2 9 8 . 9 8 m s ， 9 5 % CI[-164.57，- 7 6 . 4 5 ] ） 。年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 9 2 ） = 1 2 . 2 4 ， p lt; 0.001， ，11歲組 （ M = 1 0 2 3 . 1 7 m s ， S D = 1 8 3 . 5 7 m s） 顯著短于7歲組 （ M = 1 2 7 4 . 3 9 m s ， S D = 2 2 0 . 4 3 m s ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-376.03，-126.40]），

9歲組 （ M = 1 1 2 5 . 8 0 m s ， S D = 2 1 1 . 2 3 m s 顯著短于7歲組 （ p = 0 . 0 1 3 ， 9 5 % CI[-274.48， - 2 2 . 6 8 ] ，9歲組和11歲組無顯著差異 9 5 % CI [ - 2 6 . 0 9 0231.36]）。二者交互效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 9 2 ） = 5 . 7 4 ， p = 0.004， ，僅7歲組自我參照的PM反應(yīng)時 （ M = 1 1 6 2 . 0 0 m s 0 S D = 1 9 2 . 2 8 m s） 顯著快于他人參照（ M = 1 3 8 6 . 7 7 m s ， S D = 2 9 9 . 6 7 m s ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 %

2.2.2 進(jìn)行中任務(wù)表現(xiàn)

以年齡組為組間變量，對進(jìn)行中任務(wù)正確率進(jìn)行單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， ， ， ，11 歲組正確率0 ， S D = 0 . 0 6 顯著高于7歲組 （ M = 0 . 8 3 ， SD= 0 . 1 2 5 p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[0.05，0.15]，9歲組正確率 （ M = 0 . 9 1 ， S D = 0 . 0 6 ） 顯著高于7歲組 （ p = 0 . 0 0 1 ，9 5 % CI[0.03，0.13]），9歲組和11歲組無顯著差異 （ p = 0 . 5 3 A 9 5 % C I[ - 0 . 0 7 ， 0 . 0 4 ] ） 。對進(jìn)行中任務(wù)正確反應(yīng)的反應(yīng)時分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 2 2 . 6 2 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，11歲組反應(yīng)時 （ M = 8 6 5 . 6 4 m s 。 S D = 1 3 0 . 5 0 m s） 顯著短于9歲組 （ M = 9 8 6 . 4 2 m s ， ms， ， 9 5 % CI[-235.36， - 6 . 2 1 ] ）和7歲組 M = 1 1 6 9 . 1 1 ms， S D = 2 1 2 . 3 2 m s p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-414.57，-192.38]）， 9歲組反應(yīng)時顯著短于7歲組 （ p lt; 0 . 0 0 1 9 5 % CI[ - 2 9 4 . 7 6 ， - 7 0 . 6 3 ] ）

2.3 討論

實(shí)驗(yàn)1從主動選擇角度發(fā)現(xiàn)，三組小學(xué)生均出現(xiàn)了PM自我參照效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)1。盡管所有權(quán)范式操作簡單，且需要編碼和識記的目標(biāo)數(shù)量不多，但所有權(quán)可以幫助兒童提高對識記目標(biāo)的記憶效果，即使相關(guān)目標(biāo)僅出現(xiàn)少數(shù)幾次（Cunninghametal.，2018）。研究發(fā)現(xiàn)，7歲組和9歲組在自我和他人參照中PM反應(yīng)差異的效應(yīng)量相當(dāng)（小效應(yīng)），而11歲組的效應(yīng)量（中等效應(yīng)）大于7歲組和9歲組，表明高年級小學(xué)生產(chǎn)生了更大的PM自我參照效應(yīng)，這與假設(shè)2部分一致。所有權(quán)范式中包括主動選擇和被動分配兩種不同形式（Cunninghametal.，2011，2018），為評估所有權(quán)是否足以產(chǎn)生對自我相關(guān)的PM增強(qiáng)，實(shí)驗(yàn)2中PM目標(biāo)圖片被分配給小學(xué)生，而不由其主動選擇，以進(jìn)一步檢驗(yàn)所有權(quán)的效果。

3 實(shí)驗(yàn)2：小學(xué)生前瞻記憶自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生：被動分配的證據(jù)

與主動選擇所有權(quán)相比，分配所有權(quán)也能產(chǎn)生自我參照的加工偏向，從而增強(qiáng)對相關(guān)信息的記憶（Cunningham etal.，2013;Fordamp;Lobao，2019）。實(shí)驗(yàn)2在實(shí)驗(yàn)1基礎(chǔ)上，從被動分配角度探究7至11歲小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)2假設(shè)：（1）被動分配所有權(quán)也能觀察到小學(xué)生對自我參照的PM表現(xiàn)優(yōu)于他人參照，7歲組及以上會出現(xiàn)穩(wěn)定的PM自我參照效應(yīng)；（2）9歲和11歲組對自我和他人參照的PM反應(yīng)差異大于7歲組，11歲組對自我和他人參照的PM反應(yīng)差異大于9歲組，即年齡越大的兒童會產(chǎn)生更大的PM自我參照效應(yīng)。

3.1 方法

3.1.1 被試

采用與實(shí)驗(yàn)1相同的方法確定樣本量，設(shè)置 f = 0.25， a= 0 . 0 5 ， 1 - β = 0 . 9 5 ，所需樣本66人，考慮到樣本偏差以及無效數(shù)據(jù)，本研究選取了南京市某小學(xué)95名被試。剔除進(jìn)行中任務(wù)正確率低于 50 % 的1名7歲組和實(shí)驗(yàn)后問卷調(diào)查中忘記PM目標(biāo)的2名7歲組和11歲組被試后，剩余有效被試92名。其中，7歲組30人（平均年齡 7 . 0 8 ± 0 . 3 0 歲，女生17人）、9歲組31人（平均年齡 9 . 0 5 ± 0 . 3 7 歲，女生14人、11歲組31人（平均年齡 歲，女生15人）。所有被試均為右利手，視力或矯正視力正常。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用3（年齡組：7、9、11歲） × 2 （參照條件：自我、他人的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，年齡組為組間變量，參照條件為組內(nèi)變量。因變量為PM任務(wù)和進(jìn)行中任務(wù)的正確率和反應(yīng)時。

3.1.3 實(shí)驗(yàn)材料

與實(shí)驗(yàn)1相同。

3.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

實(shí)驗(yàn)2程序與實(shí)驗(yàn)1相似，不同之處是PM目標(biāo)圖片由研究人員隨機(jī)分配。被動分配指導(dǎo)語為：“接下來，我們來玩一個游戲。現(xiàn)在將桃子（梨子）圖片分給你（出示桃子/梨子卡片），梨子（桃子）圖片分給隔壁班同學(xué)王明（出示梨子/桃子卡片）”。PM指導(dǎo)語為：“你除了要完成和前面相同的圖片比較游戲外，當(dāng)看到桃子（梨子）或梨子（桃子）圖片時直接按空格鍵，不需要進(jìn)行圖片比較”，要求被試重復(fù)兩遍指導(dǎo)語。對PM目標(biāo)圖片的分配進(jìn)行平衡，各年齡組一半的被試隨機(jī)分配桃子圖片，另一半隨機(jī)分配梨子圖片。其余與實(shí)驗(yàn)1相同。

3.2 結(jié)果

3.2.1 PM任務(wù)表現(xiàn)

對PM正確率進(jìn)行重復(fù)測量方差分析，結(jié)果見圖4。年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 1 1 . 4 1 ， p lt; 0 . 0 0 1 . ，即11歲組 （ M = 0 . 8 3 S D = 0 . 1 8 顯著高于7歲組 M= 0 . 5 4 S D = 0 . 2 5 5 p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI [0.14，0.43]），9歲組 ? M = 0 . 7 3 ， S D = 0 . 2 6 顯著優(yōu)于7歲組 2 9 5 % CI[0.04，0.33]，但9歲組和11歲組無顯著差異 （ p = 0 . 2 9 ， 9 5 % C I[ - 0 . 2 4 ， 0 . 0 4 ] ） ° 參照條件主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 8 9 ） = 2 4 . 4 2 p lt; 0 . 0 0 1 ， 0.22，即自我參照的PM正確率 M = 0 . 7 6 5 S D = 0 . 2 5 ）顯著高于他人參照 （ M = 0 . 6 3 ， S D = 0 . 3 1 ， 9 5 % CI[0.08，0.18]）。二者交互效應(yīng)不顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 0 . 1 0 0p = 0 . 9 1 。將各年齡組的PM反應(yīng)差值 進(jìn)行單因素方差分析，未發(fā)現(xiàn)年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 0 . 0 9 ， p = 0 . 9 1 。實(shí)驗(yàn)2同樣對各年齡組自我和他人參照PM反應(yīng)差異的效應(yīng)量比較發(fā)現(xiàn)7歲組（Cohen's d = 0 . 4 5 ） 與9歲組的效應(yīng)量（Cohen's 均為小效應(yīng)，而11歲組為中等效應(yīng)（Cohen's ，這表明高年級小學(xué)生出現(xiàn)了更大的PM自我參照效應(yīng)。

對PM反應(yīng)時分析發(fā)現(xiàn)（見圖4），年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 7 . 6 1 ， p = 0 . 0 0 1 ， ，11歲組（ M = 1 1 3 6 . 9 8 m s ， S D = 1 5 2 . 7 1 m s 顯著短于7歲組中 （ M = 1 3 1 7 . 3 6 m s ， S D = 2 1 8 . 7 4 m s ， p = 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-303.94， - 5 6 . 8 2 ] ），9歲組 （ M = 1 1 5 6 . 2 4 m s ， S D = 顯著短于7歲組 （ p = 0 . 0 0 2 ！ 9 5 % CI[-284.67， - 3 7 . 5 6 ] ），9歲組和11歲組無顯著差異 （ p = 0 參照條件主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 8 9 ） = 7 . 9 4 5 p = 0 . 0 0 6 ， ，自我參照的反應(yīng)時 （ M = 1 1 6 1 . 9 2 m s ， S D = 1 9 0 . 7 2 m s 顯著短于他人參照 （ M = 1 2 4 2 . 6 5 m s ， S D = 3 1 0 . 5 7 m s ， 9 5 % CI[-140.11， - 2 4 . 2 3 ] ） 。二者交互效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） ，簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，僅7歲組自我參照的反應(yīng)時 （ M = 1 2 0 9 . 6 4 m s ，

1 8 2 . 1 4 m s） 顯著短于他人參照 （ M = 1 4 2 5 . 0 7 m s ， S D = 3 6 6 . 1 6 m s ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-356.68，-74.17]）。

3.2.2 進(jìn)行中任務(wù)表現(xiàn)

對進(jìn)行中任務(wù)正確率分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 7 . 7 4 ， p = 0 . 0 0 1 ， 歲組（ M = 0 . 9 3 ， S D = 0 . 0 4 ） 顯著高于7歲組 （ M = 0 . 8 2 ， S D = 0 . 1 5 ， p = 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[0.04，0.17]），9歲組 M = 0.89， S D = 0 . 1 1 Ω 顯著高于7歲組 （ p = 0 . 0 3 ， 9 5 % CI[0.01，0.14]），9歲組和11歲組無顯著差異 （ p = 0 . 6 2 5 。對進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 8 9 ） = 8 . 5 4 ， p = 0 . 0 0 4 ，11歲組 （ M = 9 9 3 . 5 7 m s ， S D = 2 4 3 . 9 6 m s ）顯著短于7歲組 （ M = 1 2 0 3 . 8 7 m s ， S D = 2 2 1 . 9 4 m s， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-345.60， - 7 5 . 0 2 ] ），9歲組 （ M = 1 0 1 8 . 5 6 m s ， S D = 1 7 8 . 6 1 m s 也顯著短于7歲組 （ p = 0.001， 9 5 % CI[-320.62， - 5 0 . 0 5 ] ，11歲組和9歲組無顯著差異 （ p = 0 . 6 5 ， 9 5 % CI[-159.15，109.20]）

3.3 討論

實(shí)驗(yàn)2從被動分配角度發(fā)現(xiàn)了與實(shí)驗(yàn)1相似的結(jié)果，即小學(xué)生對自我參照PM目標(biāo)的正確率和反應(yīng)時均優(yōu)于他人參照，驗(yàn)證了假設(shè)1。實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步表明，即使被動分配所有權(quán)也能產(chǎn)生PM自我參照效應(yīng)，這與回溯記憶中的結(jié)果相似（Cunninghametal.，2008;VandenBos etal.，2010）。這表明由所有權(quán)引發(fā)的自我參照效應(yīng)足夠強(qiáng)大和穩(wěn)定，不僅在回溯記憶有所體現(xiàn)，也能延伸到PM領(lǐng)域。實(shí)驗(yàn)2也發(fā)現(xiàn)了高年級小學(xué)生出現(xiàn)了更大的PM自我參照效應(yīng)，這與假設(shè)2部分一致。鑒于小學(xué)階段被動分配所有權(quán)形式占比仍較大，而且它更能反映日常生活中自我與物品隨意性的關(guān)聯(lián)（Cunninghametal.，2018），實(shí)驗(yàn)3采用被動分配所有權(quán)來探究小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)的認(rèn)知機(jī)制。

4實(shí)驗(yàn)3：小學(xué)生前瞻記憶自我參照效應(yīng)的認(rèn)知機(jī)制

認(rèn)知資源在所有權(quán)增強(qiáng)記憶中起重要作用（Cunninghametal.，2013;Turketal.，2011），所有權(quán)中自我相關(guān)信息會吸引更多認(rèn)知資源（Humphreysamp;Sui，2016；Turketal.，2011）。實(shí)驗(yàn)3操縱與認(rèn)知資源密切相關(guān)的進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷和目標(biāo)顯著性，以揭示小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制。鑒于PM和自我參照效應(yīng)均對認(rèn)知資源需求較高（Grafamp;Uttl，200l;Jackson etal.，2019;Rummelamp;Kvavilashvili，2023；Turketal.，2013；周愛保等，2011），與其相關(guān)的PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生可能更依賴認(rèn)知資源，即需要集中認(rèn)知資源來加工與自我和他人相關(guān)的PM意向。實(shí)驗(yàn)3假設(shè)：（1）非顯著性目標(biāo)和低認(rèn)知負(fù)荷條件會出現(xiàn)PM自我參照效應(yīng)，而顯著性目標(biāo)和高認(rèn)知負(fù)荷條件該效應(yīng)會消失；（2）受認(rèn)知資源的影響，高認(rèn)知負(fù)荷條件，無論顯著性還是非顯著目標(biāo)均不會觀察到PM自我參照效應(yīng)。但低認(rèn)知負(fù)荷條件，僅非顯著性目標(biāo)條件觀察到該效應(yīng)；（3）PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生依賴充足的認(rèn)知資源。當(dāng)認(rèn)知資源不足時，該效應(yīng)會消失。認(rèn)知資源會根據(jù)任務(wù)情境進(jìn)行靈活、動態(tài)分配，支持認(rèn)知資源密集型動態(tài)加工。

4.1方法

4.1.1 被試

根據(jù)有關(guān)進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷和目標(biāo)顯著性的研究所得到的中等左右效應(yīng)量（Harrisonetal.，2014;Mahy etal.，2014），設(shè)置 f = 0 . 2 5 ， a= 0 . 0 5 ，1-β = 0 . 9 5 ，計(jì)算所需最低樣本30人，考慮到樣本偏差以及無效數(shù)據(jù)，本研究選取了南京市某小學(xué)80名被試。剔除了1名進(jìn)行中任務(wù)正確率低于 50 % 的7歲組以及2名在實(shí)驗(yàn)后問卷調(diào)查中忘記PM目標(biāo)的7歲組和9歲組被試，剩余有效被試77名。其中，7歲組25人（平均年齡 7 . 0 4 ± 0 . 2 7 歲，女生13人）、9歲組27人（平均年齡 9 . 0 1 ± 0 . 2 7 歲，女生12人）、

11歲組 25人（平均年齡 歲，女生11人）。所有被試均為右利手，視力或矯正視力正常。

4.1.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用3（年齡組：7、9、11歲） × 2 （進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷：高、低） × 2 （目標(biāo)顯著性：顯著、非顯著） × 2 （參照條件：自我、他人）的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，年齡組為組間變量，進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷、目標(biāo)顯著性和參照條件為組內(nèi)變量。因變量為PM任務(wù)和進(jìn)行中任務(wù)的正確率和反應(yīng)時。

4.1.3 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)3中顯著性PM目標(biāo)圖片帶有紅色邊框（進(jìn)行中任務(wù)圖片均為黑色邊框），非顯著PM目標(biāo)圖片為黑色邊框，自我和他人參照條件分別包含8個PM目標(biāo)（顯著和非顯著目標(biāo)各4個）。正式實(shí)驗(yàn)共有240個試次，練習(xí)階段20個試次，包括高、低進(jìn)行中任務(wù)認(rèn)知負(fù)荷block，每個block有120個試次（8個PM目標(biāo)）。實(shí)驗(yàn)3還增加了基線條件（僅包含進(jìn)行中任務(wù)），包括2個block，每個block各100個試次，分別為1-back任務(wù)block和2-back任務(wù)block。

4.1.4 實(shí)驗(yàn)程序

采用與先前研究類似的方法操縱認(rèn)知負(fù)荷（陳幼貞等，2022）。低認(rèn)知負(fù)荷采用1-back任務(wù)（與實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2相同），高認(rèn)知負(fù)荷采用2-back任務(wù)（要求被試比較當(dāng)前出現(xiàn)的圖片和前面第二張出現(xiàn)的圖片是否相同）。首先，要求被試進(jìn)行20個試次的練習(xí)，以熟悉進(jìn)行中任務(wù)。隨后，執(zhí)行包含兩種任務(wù)block的基線條件。接著，采用與實(shí)驗(yàn)2類似的方法進(jìn)行PM目標(biāo)圖片的分配，并呈現(xiàn)PM指導(dǎo)語，要求被試重復(fù)兩遍指導(dǎo)語。正式實(shí)驗(yàn)由低、高認(rèn)知負(fù)荷2個block組成（block1為低負(fù)荷、block2為高負(fù)荷），每個block中包含8個PM目標(biāo)。為平衡低、高認(rèn)知負(fù)荷block與顯著、非顯著PM目標(biāo)的呈現(xiàn)順序，各年齡組一半被試先完成block1（PM目標(biāo)按照顯著—非顯著順序）后完成 block 2（PM目標(biāo)按照非顯著—顯著順序），另一半被試則先完成block2后完成block1，刺激呈現(xiàn)見圖5。

此外，對自我和他人參照的PM目標(biāo)圖片的分配也進(jìn)行了平衡。

4.2 結(jié)果

4.2.1 PM表現(xiàn)

對PM正確率進(jìn)行重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 5 . 2 3 ， p = 0 . 0 0 7 ， 0.12，11歲組 ? M = 0 . 7 7 ， S D = 0 . 1 7 ） 高于7歲組 （ M = 0.60， S D = 0 . 2 2 ， p = 0 . 0 1 1 ， 9 5 % CI[0.03，0.31]），9歲組 （ M = 0 . 7 4 ， S D = 0 . 2 0 ） 優(yōu)于7歲組 （ p = 0 . 0 3 9 ， 9 5 % CI[0.01，0.28]），但9歲和11歲組無顯著差異 （ p = 0.61， 9 5 % CI[-0.17，0.11]）。認(rèn)知負(fù)荷主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （ 1 ， 7 4 ） = 8 . 5 6 0 p = 0 . 0 0 5 ， ，低負(fù)荷PM正確率 （ M = 0 . 7 5 ， S D = 0 . 2 0 ） 高于高負(fù)荷條件 （ M = 0.65， S D = 0 . 2 9 9 5 % CI[0.03，0.16]）。目標(biāo)顯著性主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 1 8 . 8 1 0 p lt; 0 . 0 0 1 ， 顯著性目標(biāo)正確率 （ M = 0 . 7 6 ， S D = 0 . 2 1 高于非顯著條件 ， S D = 0 . 2 7 ， 9 5 % CI[0.07，0.18]）。參照條件主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 1 2 . 9 8 ， p = 0 . 0 0 1 ， 0.15，自我參照的PM正確率 （ M = 0 . 7 4 ， S D = 0 . 2 2 高于他人參照 （ M = 0 . 6 6 S D = 0 . 2 4 ， 9 5 % CI [0.03，0.12]）。

研究發(fā)現(xiàn)了認(rèn)知負(fù)荷和參照條件交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 5 . 3 7 ， p = 0 . 0 2 3 ， ，見圖6。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，低負(fù)荷條件自我參照的PM正確率 （ M = 0 . 8 1 ， 顯著高于他人參照 （ M = 0.69， S D = 0 . 2 6 0 p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[0.06，0.19]）。然而，高負(fù)荷條件自我參照的PM正確率 （ M = 0 . 6 7 S D = 0 . 3 1 Ω 與他人參照無顯著差異 （ M = 0 . 6 4 ， S D = 目標(biāo)顯著性和參照條件交互效應(yīng)邊緣顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 3 . 9 0 ， p = 0.052， ，見圖7。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，非顯著性條件自我參照的PM正確率 （ M = 0 . 7 0 ， 0.30）顯著高于他人參照 （ M = 0 . 5 8 ， S D = 0 . 3 2 ， p lt; 0.001， 9 5 % CI[0.06，0.20]）。然而，顯著性條件自我參照的PM正確率 （ M = 0 . 7 8 S D = 0 . 2 5 ） 與他人參照無顯著差異（ M = 0 . 7 5 0 S D = 0 . 2 5 ， p = 0 . 4 0 ， 9 5 % CI 。認(rèn)知負(fù)荷、目標(biāo)顯著性和參照條件三者交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 5 . 5 0 ， p = 0 . 0 2 2 ， 0.05，見圖8。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，高負(fù)荷條件，自我參照 （ M = 0 . 7 3 S D = 0 . 3 7 ） 與他人參照的顯著性PM正確率無差異 （ M = 0 . 6 9 ， S D = 0 . 3 7 ， p = 0 . 4 5 9 5 % CI[-0.05，0.12]），自我參照 （ M = 0 . 6 1 ， S D = 0.43）和他人參照的非顯著性PM正確率也無顯著差異 （ M = 0 . 5 9 ， S D = 0 . 4 0 p = 0 . 6 9 ， 9 5 % CI [ - 0 . 0 8 0

0.12]）。然而，低負(fù)荷條件，自我參照的非顯著性PM正確率 ， S D = 0 . 3 2 ） 顯著高于他人參照（ M = 0 . 5 6 ， S D = 0 . 3 8 ， ， 9 5 % CI [0.14，0.33]）。自我參照 （ M = 0 . 8 2 ， S D = 0 . 3 1 和他人參照的顯著性PM目標(biāo)無顯著差異 （ M = 0 . 8 1 S D = 0 . 3 1 p = 0 . 6 5 ， 9 5 % CI[-0.07，0.10]）。其他交互效應(yīng)均不顯著， p sgt; 0 . 0 5 。

對PM反應(yīng)時進(jìn)行重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 8 . 7 5 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 0.19，11歲組 （ M = 1 1 2 0 . 8 1 m s S D = 1 3 8 . 5 6 m s 顯著短于7歲組 （ M = 1 2 8 0 . 9 0 m s ， s p = 0.001， 9 5 % CI [ - 2 5 9 . 3 9 ， - 6 0 . 8 0 ] ? 和9歲組 M = 1 2 4 8 . 0 3 m s ， S D = 1 3 5 . 2 4 m s ， ， 9 5 % CI[ - 2 2 4 . 6 6 ， - 2 9 . 7 9 ] ） ， 7 歲組和9歲組無顯著差異 （ p = 0.69， 。認(rèn)知負(fù)荷主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 5 . 8 9 p = 0 . 0 1 8 ， ，低負(fù)荷PM反應(yīng)時 （ M = 1 1 8 5 . 0 1 ms， S D = 2 0 2 . 4 8 m s 顯著短于高負(fù)荷 （ M = 1 2 4 8 . 1 5 m s ， S D = 1 8 4 . 6 0 m s ， 9 5 % CI[ - 1 1 4 . 9 8 ， - 1 1 . 3 0 ] ） 。目標(biāo)顯著性主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） （2δ= 1 8 . 8 9 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，顯著性PM目標(biāo)反應(yīng)時 （ M = 1 1 8 0 . 3 3 m s ， S D = 1 6 4 . 6 6 m s 短于非顯著目標(biāo) ！ 9 5 % CI[ - 1 0 5 . 7 4 ， - 3 9 . 2 6 ] ） 。參照條件主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 1 5 . 8 9 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，自我參照的PM反應(yīng)時 （ M = 1 1 8 6 . 3 8 m s ， S D = 1 6 1 . 0 3 m s 顯著短于他人參照 （ M = 1 2 4 6 . 7 8 m s ， S D = 1 7 9 . 7 4 m s 9 5 % CI[ - 9 0 . 6 0 ， - 3 0 . 2 1 ] ） 。

認(rèn)知負(fù)荷和參照條件交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 5 . 2 6 ， p = 0 . 0 1 5 5 ，見圖9。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，低負(fù)荷條件，自我參照的PM反應(yīng)時 （ M = 1 1 3 9 . 0 5 m s ， S D = 2 0 3 . 9 7 m s 顯著短于他人參照 （ M = 1 2 3 0 . 9 7 m s ， S D = 2 2 7 . 8 7 m s ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-127.35， - 5 8 . 4 1 ] ） 。高負(fù)荷條件，自我參照 （ M = 1 2 3 3 . 7 0 m s 0 S D = 1 9 8 . 8 2 m s 與他人參照的PM反應(yīng)時無顯著差異 （ M = 1 2 6 2 . 5 9 m s ， S D = 2 1 6 . 8 0 m s， p = 0.20， 9 5 % CI[-72.18，14.84]）。目標(biāo)顯著性和參照條件交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 6 . 6 7 ， p = 0 . 0 1 2 ， 0.08，見圖10。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自我參照的非顯著性PM反應(yīng)時 （ M = 1 2 0 4 . 4 5 m s ， ）顯著短于他人參照 （ M = 1 3 0 1 . 2 0 m s ， S D = 2 1 6 . 6 0 ms， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-139.73， - 5 4 . 7 2 ] ，但自我參照 （ M = 1 1 6 8 . 3 0 m s ， S D = 1 8 1 . 1 7 m s 和他人參照的顯著性PM反應(yīng)時無顯著差異 認(rèn)知負(fù)荷、目標(biāo)顯著性和參照條件三者交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 5 . 2 0 ， p = 0 . 0 2 5 0 ，見圖11。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，高負(fù)荷條件，自我參照 （ M = 1 1 9 5 . 2 8 m s ， S D = 2 2 2 . 0 9 m s 與他人參照的顯著性PM目標(biāo)的反應(yīng)時無顯著差異 （ M = 1 2 2 1 . 3 5 m s ， S D = 2 6 5 . 3 4 m s ， p = 0 . 4 0 9 5 % CI [-87.41，35.23]）。而且，自我參照 （ M = 1 2 7 2 . 1 2 m s ， S D = 2 5 0 . 4 5 m s 與他人參照的非顯著性PM目標(biāo)反應(yīng)時也無顯著差異0 M = 1 3 0 3 . 8 4 m s ， S D = 2 5 0 . 7 4 m s， p = 0 . 3 1 ， 9 5 % CI[-91.69，29.17]）。然而，低負(fù)荷條件，自我參照的非顯著性PM目標(biāo)反應(yīng)時 （ M = 1 1 3 6 . 7 8 m s ， 顯著短于他人參照 （ M = 1 2 9 8 . 5 6 ms，S D = 2 8 4 . 6 1 ms， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI [-216.23，-110.16]）。自我參照 （ M = 1 1 4 1 . 3 1 m s ， S D = 2 5 1 . 4 7 m s 與他人參照的顯著性PM目標(biāo)反應(yīng)時無顯著差異（ M = 1 1 6 3 . 3 7 m s ， S D = 2 2 9 . 5 8 m s ， p = 0 . 3 8 ， 9 5 % CI[-73.03，27.90]）。其他交互效應(yīng)均不顯著， 0.05。

4.2.2 進(jìn)行中任務(wù)表現(xiàn)

對進(jìn)行中任務(wù)正確率分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 1 1 . 2 7 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 。事后檢驗(yàn)表明，11歲組 （ M = 0 . 9 0 ， S D = 0 . 0 5 顯著高于7歲組 （ M = 0 . 8 1 ， S D = 0 . 0 7 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI [0.04，0.14]），9歲組 ， S D = 0 . 0 7 顯著高于7歲組（ p = 0 . 0 2 6 9 5 % CI[0.004，0.10]），9歲組和11歲組無顯著差異 （ p = 0 . 1 1 ， 9 5 % C I[ - 0 . 0 9 ， 0 . 0 1 ] ） c 認(rèn)知負(fù)荷主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 6 4 . 6 3 p lt; 0 . 0 0 1 ， 低負(fù)荷正確率 ， S D = 0 . 0 7 顯著高于高負(fù)荷條件 （ M = 0 . 8 2 S D = 0 . 1 0 ， 9 5 % CI [0.05， 0.09]）。年齡組和認(rèn)知負(fù)荷交互效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 9 . 7 3 ，p lt; 0 . 0 0 1 ， 。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，7歲組在低負(fù)荷條件的正確率 （ M = 0 . 8 7 ， S D = 0 . 0 7 ， 顯著高于高負(fù)荷條件 M = 0 . 7 5 ， S D = 0 . 1 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[0.09，0.16]），9歲組在低負(fù)荷條件的正確率 （ M = 0.89， S D = 0 . 0 7 顯著高于高負(fù)荷條件 ，S D = 0 . 0 9 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[0.04，0.09]），但11歲組在低負(fù)荷 M = 0 . 9 1 ， S D = 0 . 0 6 ） 與高負(fù)荷條件無顯著差異 （ M = 0 . 8 8 S D = 0 . 0 5 ， p = 0 . 0 9 ， 9 5 % CI[ - 0 . 0 0 1 ， 0 . 0 5 ] ） 。

對進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)也顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 1 3 . 8 8 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，11歲組 （ M = 9 4 5 . 7 0 m s ， S D = 1 7 1 . 0 4 m s 顯著短于7歲組0 ? M = 1 1 8 6 . 0 6 m s ， S D = 1 6 4 . 1 0 m s ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[-352.21，-128.51]）和9歲組 （ M = 1 0 7 3 . 9 8 m s ， S D = 149.37 ms， p = 0 . 0 1 6 ， 9 5 % CI [ - 2 3 8 . 0 5 ，-18.53]）， 9歲組顯著短于7歲組 （ p = 0 . 0 4 4 ， 9 5 % CI [ - 2 2 1 . 8 4 0- 2 . 3 2 ] ） 。認(rèn)知負(fù)荷主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 4 4 . 5 9 ， p p lt; 0.001， 。低負(fù)荷的反應(yīng)時 （ M = 9 9 2 . 8 2 m s ， S D = 1 8 9 . 8 1 m s） 顯著短于高負(fù)荷條件 ms，S D = 2 3 2 . 3 7 m s 9 5 % C I[ - 1 9 8 . 5 4 ， - 1 0 7 . 2 8 ] ） 。年齡組和認(rèn)知負(fù)荷交互效應(yīng)不顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 1 . 1 5 ， p = 0.32。

為進(jìn)一步探究PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制，采用PM干擾效應(yīng)研究中類似的方法（Einsteinetal..2005），分別將高、低認(rèn)知負(fù)荷的進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時與基線條件進(jìn)行配對樣本 t 檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，高負(fù)荷進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時 （ M = 1 1 4 4 . 6 2 m s ， S D = 2 3 2 . 3 7 m s ）顯著慢于 2-back 任務(wù)的基線條件 （ M = 1 0 1 5 . 6 1 ms，S D = 1 7 5 . 9 1 m s ） t （ 7 7 ） = 4 . 0 9 p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen's d = 0 . 6 3 ， 9 5 % CI[66.25，191.77]；低負(fù)荷進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時 （ M = 9 9 2 . 8 2 m s ， S D = 1 8 9 . 8 1 m s 顯著慢于1-back任務(wù)的基線條件 s， S D = 1 8 2 . 0 4 m s） ， t （ 7 7 ） = 3 . 8 1 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 0.53， 9 5 % CI[46.91，149.69]。結(jié)果表明，低、高認(rèn)知負(fù)荷條件，PM意向提取會消耗認(rèn)知資源，導(dǎo)致進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時慢于基線條件。將高、低負(fù)荷條件自我和他人參照的PM反應(yīng)時分別與進(jìn)行中任務(wù)和基線條件比較發(fā)現(xiàn)，低負(fù)荷條件，自我參照的

PM反應(yīng)時 （ M = 1 1 3 9 . 0 5 m s 0 S D = 2 0 3 . 9 7 m s） 顯著長于進(jìn)行中任務(wù) （ M = 9 9 2 . 8 2 m s ， S D = 1 8 9 . 8 1 m s p lt; 0.001， 9 5 % CI[103.66，189.17]）和基線條件 （ M = ， ms， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[185.93，303.50]）。他人參照的PM反應(yīng)時 （ M = 1 2 3 0 . 9 7 m s ， S D = 2 2 7 . 8 7 m s 顯著長于進(jìn)行中任務(wù)（ p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[182.05，296.54]）和基線條件 （ p lt; 0.001， 9 5 % CI[270.71，404.48]）；高負(fù)荷條件，自我參照的PM反應(yīng)時 （ M = 1 2 3 3 . 7 0 m s ， S D = 1 9 8 . 8 2 m s ）顯著長于進(jìn)行中任務(wù) （ M = 1 1 4 4 . 6 2 m s ， S D = 2 3 2 . 3 7 ms， p = 0 . 0 2 8 ， 9 5 % CI[28.44，151.88]）和基線條件（ M = 1 0 1 5 . 6 1 ms， S D = 1 7 5 . 9 1 m s， p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[157.87，280.47]）。他人參照的PM反應(yīng)時 （ M = 1 2 6 2 . 5 9 m s ， S D = 2 1 6 . 8 0 m s 顯著長于進(jìn)行中任務(wù)（20號 （ p = 0 . 0 0 2 ， 9 5 % CI[55.92，181.75]）和基線條件 （ p lt; 0.001， 9 5 % CI[189.17，306.52]）。

采用基于逐個試次的監(jiān)控消耗分析方法（任智，2022），對不同條件PM目標(biāo)出現(xiàn)前和出現(xiàn)后5個進(jìn)行中任務(wù)試次的反應(yīng)時進(jìn)行分析。以認(rèn)知負(fù)荷、參照條件和試次類型（目標(biāo)出現(xiàn)前、目標(biāo)出現(xiàn)后）為組內(nèi)變量，年齡組為組間變量，采用重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn)，年齡組主效應(yīng)顯著， F （ 2 ， 7 4 ） = 6 . 4 2 ， p = 0.003， ，11歲組 （ M = 1 0 0 5 . 9 3 m s ， 1 2 2 . 9 2 m s 顯著短于7歲組 ， S D = 1 6 2 . 3 1 m s ， 9 5 % CI[-232.64，-40.10]）和9歲組 （ M = 1 1 0 3 . 6 9 m s ， S D = 1 2 9 . 1 8 m s ， p = 0 . 0 4 ，9 5 % C I[ - 1 9 2 . 2 3 ， - 3 . 2 8 ] ，9歲組與7歲組差異不顯著 （ p = 0 . 9 6 9 5 % C I[ - 1 3 3 . 0 9 ， 5 5 . 8 5 ] ） 。認(rèn)知負(fù)荷主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 5 6 . 2 5 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，低負(fù)荷反應(yīng)時 （ M = 1 0 1 4 . 3 3 m s ， S D = 1 3 5 . 5 0 m s 顯著短于高負(fù)荷 （ M = 1 1 5 3 . 6 2 m s ， S D = 1 9 8 . 3 3 m s ， 9 5 % CI[-176.30，-102.29]）。參照條件主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， （204號7 4 ） = 1 3 . 6 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，自我參照PM目標(biāo)出現(xiàn)前、后的反應(yīng)時 （ M = 1 1 0 9 . 0 1 ms， S D = 1 6 2 . 4 7 ms）顯著慢于他人參照 （ M = 1 0 5 8 . 9 4 m s ， S D = 1 5 8 . 5 5 ms， 9 5 % CI[23.02，77.13]）。試次類型主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （ 1 ， 7 4 ） = 5 9 . 2 7 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，PM目標(biāo)出現(xiàn)前的反應(yīng)時 （ M = 1 1 4 0 . 2 4 m s S D = 1 5 9 . 4 6 m s 顯著長于目標(biāo)出現(xiàn)后 （ M = 1 0 2 7 . 7 1 m s ， S D = 1 6 3 . 4 5 m s 9 5 % CI[83.41，141.65]）。參照條件和試次類型交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 1 4 . 8 3 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， ，見圖12。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，自我參照PM目標(biāo)出現(xiàn)前的反應(yīng)時 （ M = 1 1 8 8 . 0 5 m s ， S D = 1 8 1 . 9 4 m s） 顯著慢于他人參照 （ M = 1 0 9 2 . 4 3 m s S D = 1 8 2 . 3 1 m s p lt;

0.001， 9 5 % CI[54.76，134.64]）。然而，自我參照 （ M = 1 0 2 9 . 9 8 m s 5 S D = 1 8 5 . 9 7 m s 和他人參照PM目標(biāo)出現(xiàn)后的反應(yīng)時無顯著差異 ?M = 1 0 2 5 . 4 4 m s ， S D = 1 6 9 . 4 4 m s ， p= 0 . 8 2 ， 9 5 % CI[-28.16，35.59]）。認(rèn)知負(fù)荷、參照條件和試次類型三者交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 7 4 ） = 4 . 4 5 0 ， ，見圖13。簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，低負(fù)荷條件，自我參照PM目標(biāo)出現(xiàn)前的反應(yīng)時 （ M = 1 1 3 4 . 7 5 m s S D = 2 0 2 . 1 7 m s 顯著慢于目標(biāo)出現(xiàn)后 （ M = 9 6 4 . 9 8 m s 2 S D = 2 0 2 . 1 2 m s ， p lt; 0.001， 9 5 % CI[114.10，224.09]），他人參照PM目標(biāo)出現(xiàn)前的反應(yīng)時 （ M = 1 0 4 3 . 1 3 m s ， S D = 1 9 8 . 8 2 m s 顯著慢于目標(biāo)出現(xiàn)后 （ M = 9 1 4 . 4 5 m s ， S D = 1 6 3 . 4 2 m s ，p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI[76.85，180.68]）；高負(fù)荷條件，自我參照PM目標(biāo)出現(xiàn)前的反應(yīng)時 （ M = 1 2 4 1 . 3 5 m s ， S D = 2 2 7 . 3 1 m s 顯著慢于目標(biāo)出現(xiàn)后 （ M = 1 0 9 4 . 9 8 m s ，S D = 2 6 9 . 5 5 m s p lt; 0 . 0 0 1 ， 9 5 % CI [90.13， 202.74]），但他人參照PM目標(biāo)出現(xiàn)前的反應(yīng)時 （ M = 1 1 4 1 . 7 3 m s 與目標(biāo)出現(xiàn)后無顯著差異 （ M = 1 1 3 6 . 4 3 m s ， S D = 2 5 6 . 5 3 m s ， p = 0 . 8 6 ， 9 5 % CI[ - 4 9 . 5 8 ， 5 9 . 1 8 ] ） 。

4.3討論

實(shí)驗(yàn)3發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)顯著性與參照條件、認(rèn)知負(fù)荷與參照條件的交互效應(yīng)均顯著。非顯著性條件出現(xiàn)了PM自我參照效應(yīng)，顯著性條件PM自我參照效應(yīng)消失。而且，低認(rèn)知負(fù)荷條件出現(xiàn)了PM自我參照效應(yīng)，但高負(fù)荷條件未出現(xiàn)該效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)1。與非顯著目標(biāo)相比，顯著性PM目標(biāo)更可能促進(jìn)對相關(guān)意向的自動化加工（Kretschmer-Trendowiczamp;Altgassen，2016），從而提高自我和他人參照條件的PM表現(xiàn)。因此，顯著性PM目標(biāo)可能會掩蓋與自我相關(guān)的加工優(yōu)勢，增加目標(biāo)顯著性則會削弱PM自我參照效應(yīng)。高負(fù)荷條件，由于認(rèn)知資源分配受限，降低了PM表現(xiàn)，并干擾了自我相關(guān)信息的加工（Jacksonetal.，2019）。這與Turk 等人（2013）的結(jié)果類似，表明認(rèn)知資源會調(diào)節(jié)PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生。研究還發(fā)現(xiàn)，參照條件、目標(biāo)顯著性和認(rèn)知負(fù)荷三者交互效應(yīng)顯著。高負(fù)荷條件，顯著性和非顯著性目標(biāo)中均未出現(xiàn)PM自我參照效應(yīng)。低負(fù)荷條件，顯著性目標(biāo)未觀察到PM自我參照效應(yīng)，但非顯著性目標(biāo)出現(xiàn)了該效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)2。高負(fù)荷條件中目標(biāo)顯著性并不會影響PM自我參照效應(yīng)，低負(fù)荷條件中目標(biāo)顯著性會調(diào)節(jié)PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生。無論認(rèn)知負(fù)荷水平如何，進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時顯著長于基線條件，表明PM目標(biāo)加工會消耗認(rèn)知資源，并干擾了進(jìn)行中任務(wù)表現(xiàn)。而且，小學(xué)生對自我和他人參照的PM反應(yīng)時顯著慢于進(jìn)行中任務(wù)和基線條件，表明PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生會消耗認(rèn)知資源，這與假設(shè)3基本一致。

5 總討論

5.1 小學(xué)生前瞻記憶自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生及年齡特征

實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2表明，無論主動選擇還是被動分配物品，所有權(quán)都能引發(fā)自我參照加工優(yōu)勢，增強(qiáng)對自我相關(guān)信息的記憶（Cunninghametal.，2008，2011，2013，2018;VandenBosetal.，2010）。實(shí)驗(yàn)1聚焦主動選擇所有權(quán)，個體通常偏好自己所選的物品或活動，這有助于提升對自我相關(guān)信息的控制感和內(nèi)在動機(jī)，并促進(jìn)任務(wù)表現(xiàn)（Huangetal.，2009）。實(shí)驗(yàn)2雖未讓小學(xué)生主動選擇PM目標(biāo)，但結(jié)果與實(shí)驗(yàn)1類似。被動分配所有權(quán)時，歸屬于自我的物品被視為自我概念的一部分（Cunninghamet al.，2011），個體傾向于更積極評價(jià)自我所有物品，從而增強(qiáng)對相關(guān)信息的表征（Beggan，1992）。被動分配過程中，不同PM目標(biāo)都可能與自我相關(guān)，直到所有權(quán)明確后，兒童才明確意識到與自我所有的PM目標(biāo)（Cunninghametal.，2018）。在所有權(quán)引發(fā)的記憶增強(qiáng)中，注意資源起著重要作用（Cunninghametal.，2013；Turketal.，2011）。通過所有權(quán)與自我相關(guān)的信息會吸引更多注意資源（Humphreysamp;Sui，2016），進(jìn)而提高記憶效果。自我相關(guān)刺激可預(yù)先編碼，并影響隨后注意資源分配（Suiamp; Humphreys，2015。此外，自我參照加工能整合任務(wù)加工所需的信息，提高整體加工速度，形成整合式粘合劑效應(yīng)。與他人相關(guān)信息相比，自我相關(guān)信息可能增強(qiáng)知覺加工（Suiamp;Humphreys，2015，2017），這有助于提升對自我所有的PM目標(biāo)的提取和執(zhí)行，進(jìn)而產(chǎn)生PM自我參照效應(yīng)。與對他人的表征相比，個體已在自我認(rèn)知基礎(chǔ)上形成了完善的自我表征模板（Suiamp;Humphreys，2015），通過將PM目標(biāo)與自我匹配，個體能快速響應(yīng)自我相關(guān)的PM目標(biāo)。相較于他人相關(guān)的意向，個體對自我相關(guān)意向的記憶效果更好（Cunningham etal.，20o8；Kesebiramp; Oishi，2010）。因此，當(dāng)被要求在PM目標(biāo)圖片和自我之間建立聯(lián)系時，兒童可能會模擬生成相關(guān)PM意向，在遇到自我參照的PM目標(biāo)時能更準(zhǔn)確和快速地匹配。

本研究結(jié)合了PM反應(yīng)差值和反應(yīng)差異的效應(yīng)量來說明PM自我參照效應(yīng)的大小。研究未發(fā)現(xiàn)各組兒童在PM反應(yīng)差值上的顯著差異，這可能被有限的PM目標(biāo)試次所掩蓋。然而，實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2均發(fā)現(xiàn)，高年級小學(xué)生出現(xiàn)了更大的PM自我參照效應(yīng)。隨著年齡增長，兒童自我概念發(fā)展和認(rèn)知加工能力逐步成熟（Cunninghametal.，2014;Hutchison etal.，2021），能更深人地進(jìn)行自我相關(guān)加工，從而提高記憶效率（Hutchison etal.，2021;Suiamp;Humphreys，2015）。回溯記憶研究表明，7至13歲兒童的自我參照效應(yīng)隨年齡增長逐漸增強(qiáng)（Halpinetal.，1984;Rayetal.，2009）。本研究未在低、中年齡組發(fā)現(xiàn)明顯的自我和他人參照的PM反應(yīng)差異，僅高年級小學(xué)生表現(xiàn)出更大的效應(yīng)。與中、低年級小學(xué)生相比，高年級小學(xué)生由于自我意識的增強(qiáng)，更善于利用內(nèi)心狀態(tài)評估事件的重要性和情感意義（Ray etal.，2009）。根據(jù)自我表征的社會建構(gòu)理論，兒童社會信息的加工能力在小學(xué)和初中階段不斷發(fā)展，自我和他人的表征變得更加復(fù)雜（Hutchisonetal.，2021）。高年級兒童能更有效地利用認(rèn)知資源進(jìn)行自我相關(guān)加工（Hutchisonetal.，2021;Rossetal.，2025），并具備更高水平的情景記憶、自傳體記憶和自我認(rèn)知（Andrewsetal.，2020；Sweatmanetal.，2022），這些能力有助于提升自我相關(guān)信息的加工，進(jìn)而產(chǎn)生更大的PM自我參照效應(yīng)。

5.2小學(xué)生前瞻記憶自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制

實(shí)驗(yàn)3發(fā)現(xiàn)，PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生會消耗認(rèn)知資源。研究表明，對內(nèi)部表征的選擇性注意在記憶提取中起關(guān)鍵作用（Suiamp;Rotshtein，2019）。自我相關(guān)信息分配了更多認(rèn)知資源，因此相較于他人相關(guān)信息，自我相關(guān)信息更易被提取（Andrewsetal.，2020；Suiamp;Rotshtein，2019）。類似地，自我相關(guān)PM意向的內(nèi)部表征也獲得更多資源，從而促進(jìn)相關(guān)意向提取。因此，自我與他人參照信息之間的功能差異可能是注意的產(chǎn)物（Jackson etal.，2019；Suiamp;Rotshtein，2019;Turk etal.，2013）。Yang等人（2012）認(rèn)為，自我參照效應(yīng)并非由注意資源驅(qū)動，而是自動化加工過程。然而，本研究表明，PM自我參照效應(yīng)僅在低認(rèn)知負(fù)荷條件出現(xiàn)，高負(fù)荷條件則會消失。這表明，與回溯記憶不同，PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生可能更依賴認(rèn)知資源。PM任務(wù)的完成更依賴執(zhí)行控制，且對認(rèn)知資源需求更高，這與執(zhí)行雙任務(wù)的要求相關(guān)（Grafamp;Uttl，2001；Rummelamp;Kvavilashvili，2023）。Yang 等人（2012）聚焦編碼階段的注意資源，本研究并未在編碼階段操縱注意資源，而在執(zhí)行整個任務(wù)過程中操縱認(rèn)知負(fù)荷，這可能對自我和他人參照的PM目標(biāo)加工產(chǎn)生更直接的影響。此外，研究范式的不同也可能導(dǎo)致結(jié)果差異。Yang等人（2012）采用形容詞評估范式，未發(fā)現(xiàn)分散注意會降低自我參照效應(yīng)，而Turk等人（2013）采用所有權(quán)范式，發(fā)現(xiàn)分散注意條件未產(chǎn)生自我參照效應(yīng)。本研究首次采用所有權(quán)范式，發(fā)現(xiàn)PM自我參照效應(yīng)受認(rèn)知資源調(diào)節(jié)，表明PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生依賴充足的認(rèn)知資源。

既然PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生會消耗認(rèn)知資源那么認(rèn)知資源在這一過程中如何變化？本研究采用逐個試次的監(jiān)控消耗分析方法，這相比整體任務(wù)監(jiān)控消耗分析能更細(xì)致地反映個體在任務(wù)執(zhí)行過程中的策略監(jiān)控（Lourencoamp;Maylor，2014；任智，2022）。研究發(fā)現(xiàn)，自我參照的PM目標(biāo)未出現(xiàn)前，被試投人了更多認(rèn)知資源對其監(jiān)控。自我參照的PM目標(biāo)出現(xiàn)后的進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時與他人參照條件無差異，說明在PM目標(biāo)出現(xiàn)后，個體減少了對相關(guān)信息的監(jiān)控，初步體現(xiàn)了PM自我參照效應(yīng)中認(rèn)知資源靈活分配的特點(diǎn)。進(jìn)一步分析表明，低認(rèn)知負(fù)荷條件，自我和他人參照的PM目標(biāo)出現(xiàn)前的進(jìn)行中反應(yīng)時顯著慢于目標(biāo)出現(xiàn)后。說明在PM目標(biāo)出現(xiàn)前，個體投入更多認(rèn)知資源對相關(guān)情境進(jìn)行監(jiān)控，而在目標(biāo)出現(xiàn)后，則減少對相關(guān)意向的監(jiān)控。高認(rèn)知負(fù)荷條件，自我參照的PM目標(biāo)出現(xiàn)前的進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時顯著慢于目標(biāo)出現(xiàn)后，但他人參照的PM目標(biāo)出現(xiàn)前和出現(xiàn)后的進(jìn)行中任務(wù)反應(yīng)時無差異。由此可見，當(dāng)認(rèn)知資源充足時（低負(fù)荷條件），無論是自我還是他人參照條件，個體在目標(biāo)出現(xiàn)前投入更多認(rèn)知資源監(jiān)控相關(guān)PM目標(biāo)，而在目標(biāo)出現(xiàn)后則減少監(jiān)控。當(dāng)認(rèn)知資源不足時（高負(fù)荷條件），個體僅對自我相關(guān)的PM意向進(jìn)行動態(tài)監(jiān)控，而對他人相關(guān)的PM意向未出現(xiàn)明顯的監(jiān)控變化。小學(xué)生會根據(jù)可利用的認(rèn)知資源的多少進(jìn)行靈活分配，并動態(tài)監(jiān)控PM意向。當(dāng)加工PM任務(wù)的認(rèn)知資源不足時，個體主要監(jiān)控與自我相關(guān)的PM意向，這符合PM動態(tài)加工的特征。本研究聚焦事件性PM，發(fā)現(xiàn)小學(xué)生根據(jù)任務(wù)情境靈活分配認(rèn)知資源，表明PM自我參照效應(yīng)屬于認(rèn)知資源密集型動態(tài)加工。

本研究從認(rèn)知資源的靈活分配角度出發(fā)，首次嘗試提出了PM自我參照效應(yīng)屬于認(rèn)知資源密集型動態(tài)加工的觀點(diǎn)，見圖14。PM自我參照效應(yīng)的加工過程中，認(rèn)知資源的分配不是靜態(tài)不變，而是根據(jù)任務(wù)情境進(jìn)行動態(tài)調(diào)整。認(rèn)知資源不足時，個體會優(yōu)先分配認(rèn)知資源給與自我相關(guān)的PM任務(wù)，這種動態(tài)加工過程反映了認(rèn)知資源分配的靈活性和對自我相關(guān)信息的優(yōu)先加工機(jī)制。該理論針對性解釋了PM自我參照效應(yīng)的加工機(jī)制，細(xì)化了認(rèn)知資源的動態(tài)分配模式，并強(qiáng)調(diào)動態(tài)加工的靈活性和任務(wù)情境適應(yīng)性。

為充分發(fā)揮PM自我參照效應(yīng)在學(xué)習(xí)與記憶中的優(yōu)勢，未來研究人員和教育工作者可發(fā)展出以下策略：（1）自我相關(guān)性或自我生成：要求學(xué)生將所學(xué)內(nèi)容與自我聯(lián)系起來（Liuetal.，2024）。例如，鼓勵學(xué)生在學(xué)習(xí)新概念時，創(chuàng)建與自己相關(guān)的情境；（2）建立所有權(quán)關(guān)系：讓學(xué)生從目標(biāo)庫中選擇將要學(xué)習(xí)的目標(biāo)，或者由教師指定目標(biāo)，所選擇或被分配的目標(biāo)都標(biāo)注為學(xué)生自已所有（Cunninghametal.，2018;Liuetal.，2024）。另外，還可以發(fā)展出改善兒童PM的策略。通過將需要執(zhí)行的目標(biāo)或任務(wù)與自我建立關(guān)聯(lián)，形成更豐富的記憶表征，發(fā)揮自我加工的優(yōu)勢，進(jìn)而提高兒童PM表現(xiàn)等。這些策略可輕松融人課堂活動和課程計(jì)劃中，為教師提供可操作的步驟，幫助學(xué)生增強(qiáng)學(xué)習(xí)和記憶效果。

6 結(jié)論

采用所有權(quán)范式，在7至11歲小學(xué)生中能發(fā)現(xiàn)較為穩(wěn)定的PM自我參照效應(yīng)，且高年級小學(xué)生產(chǎn)生了更大的效應(yīng)。小學(xué)生PM自我參照效應(yīng)的產(chǎn)生會消耗認(rèn)知資源，且認(rèn)知資源會根據(jù)任務(wù)情境靈活分配，并呈現(xiàn)出動態(tài)加工的特點(diǎn)，支持了認(rèn)知資源密集型動態(tài)加工。

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The self-reference effect in prospective memory and its cognitive mechanisms in elementary school students aged 7 to 11 years

XIN Cong1， CHEN Youzhen'， TIAN ，LIU Guoxiong3 （ School ofPsychology，F(xiàn)ujianNormal University，F(xiàn)uzhou ，China） （School ofEducationScience，NanjingNormal University，Nanjing21oo97，China） （SchoolofPsychology，NanjingNormal University，Nanjing1oo97，China）

Abstract

The self-reference eect in prospective memory （PM） refers to the phenomenon in which memory performance for self-referenced planned events or activities，at an appropriate time or situation in the future，is superior to that for other-referenced conditions.Despite its significance，research on the self-reference effect within the realm of PM remains scarce.Elementary school children have a heightened need for PM; thus， focusing on the self-reference effect in this population can provide insights into how they process information related to themselves and others when remembering future events and how the role of“self'can be leveraged to enhancetheir PM.This study investigated the generationof theself-reference efectinPMand itscognitive mechanisms in elementary school students aged 7-1l years through three experiments，in conjunction with an ownership paradigm.

This study employed the ownership paradigm for the first time to investigate the existence of the selfreferece effect in the domain of PM among elementary school students，using the perspectives of active selection （Experiment 1） and passive allcation （Experiment 2）. Findings indicated that elementary school students exhibited superior memory performance for self-referenced PM targets compared to those referenced by others，regardless of whether ownership was determined through active selection or passive allcation.This finding confirms the existence of the self-reference effect in PM among the elementary school students. Furthermore，compared with the 7- and 9-year-old groups of elementary school students，the 11-year-old group exhibited larger self-reference effectin PM.

In Experiment 3，the focus shifted to directly investigating the processing mechanism of the self-reference effect in PM by manipulating the target salience and the cognitive loadof the ongoing task to observe changes in cognitive resources. Under a high cognitive load condition，the self-reference effect in PM was absent in the salient and non-salient target conditions among the elementary school students.Conversely，under a low cognitive load condition，the self-reference efect was observed in the non-salient PM targets but not in the salient targets.This study revealed a notable decrease in response speed during the ongoing task under both high and lowcognitive load conditions，compared to the baseline condition.In addition，the elementary school students were significantly slower in responding to the PMtargets for self-and other-references than to those for the ongoing task and the baseline condition. Furthermore，under low cognitive load，reaction times for the ongoing task before the emergence of PM targets were considerably slower than those after the targets appeared. The findings suggested that cognitive resources were allocated to monitor the potentialcontext of a target before its appearance，and the monitoring of relevant intentions is reduced post-target emergence.Meanwhile，under a high cognitive load，the reaction times for the ongoing task before the appearance of the self-referenced PM targets were also significantly slower than those after the appearance of the targets. However， no such difference was observed in the reaction times before and after the appearance of the other-referenced PM targets.

In conclusion， a stable self-reference effect can be observed in the PM of elementary school students when employing the ownership paradigm， with large effects in the upper elementary school grades.The generation of the self-reference effect in PM requires cognitive resources， which are deployed flexibly based on task demands and showcase a dynamic processing characteristic. The finding supports the notion that the self-reference effect in PM nvolves cognitive resource-intensive dynamic processing，which can further enrich the dynamic processing theory of PM.

Keywordsprospective memory， self-reference effect， cognitive resource， elementary school student