吳慧芬黎曉娜張瓊唐一純劉華山

(1湖北工程學(xué)院教育與心理學(xué)院，孝感432000)

(2隴東學(xué)院教育學(xué)院，慶陽745000)

(3華中師范大學(xué)心理學(xué)院，武漢430070)

1 引言

純粹所有權(quán)效應(yīng)（mere ownership effect,MOE）是指個(gè)體對(duì)分配給自己的物品的記憶效果顯著好于分配給他人的物品的記記效果，由Beggan（1992）提出。他認(rèn)為所有權(quán)引起了所有者自我與擁有的客體之間的心理聯(lián)系。個(gè)體總是對(duì)屬于自己的物品給予更多的關(guān)注，從而使所有物跟自我之間建立一種特殊的聯(lián)接，并成為擴(kuò)展自我（extended self）的一部分（Belk, 1988;Diesendruck & Perez, 2015）。關(guān)于純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制，不同的研究者有不同的觀點(diǎn)。Cunningham,Brady-Van den Bos 和Turk（2011）認(rèn)為自我選擇是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因，因?yàn)樽晕疫x擇加深了自我與物品之間關(guān)聯(lián)的編碼程度，從而使這些物品更容易被感知為是與自我相關(guān)的。Englert 和Wentura（2016）認(rèn)為純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因是語義組織加工的結(jié)果。具身認(rèn)知的觀點(diǎn)認(rèn)為，我們的身體活動(dòng)會(huì)內(nèi)隱地影響到認(rèn)知過程，稱之為身體活動(dòng)的具身化，即身體各種活動(dòng)（推或拉，靠近或遠(yuǎn)離）會(huì)影響純粹所有權(quán)效應(yīng)的產(chǎn)生（Constable, Kritikos, Lipp, & Bayliss, 2014; Constable,Kritikos, & Bayliss, 2011; Truong, Chapman, Chisholm,Enns, & Handy, 2016）。

從上述發(fā)生機(jī)制中可以發(fā)現(xiàn)，無論是語義的組織加工（Englert & Wentura, 2016）、自我選擇（Cunningham et al., 2011）或是身體活動(dòng)的具身化（Constable et al., 2014, 2011; Truong et al., 2016），都需要在被分配客體與自我（身體我或心理我）之間創(chuàng)立心理聯(lián)系，而注意對(duì)所有者自我與所擁有客體之間心理聯(lián)系的建立具有調(diào)節(jié)作用（李占星, 朱莉琪，2017）。注意資源并不是被平均分配，而是被選擇分配，更多的資源將會(huì)被分配到被執(zhí)行的客體上（Brockmole, Davoli, Abrams, &Witt, 2013），其包含兩層意思，第一，注意資源在自我擁有的客體與他人擁有的客體之間有分配偏差，更多的注意資源會(huì)分配到自我擁有的客體上（Truong et al., 2016）；第二，只有激發(fā)了足夠的注意資源分配到自我擁有的客體上，即自我與所擁有客體之間的聯(lián)系達(dá)到一定的強(qiáng)度，自我擁有的客體才會(huì)出現(xiàn)記憶優(yōu)勢(shì)，反之，就不會(huì)出現(xiàn)自我擁有客體的記憶優(yōu)勢(shì)（Sparks, Cunningham,& Kritikos, 2016; Turk et al., 2013）。盡管Turk 等人已經(jīng)意識(shí)到自我與客體之間聯(lián)系的產(chǎn)生與注意有關(guān)（Turk et al., 2013, 2011），但都是基于自我參照效應(yīng)提出的，并沒有研究者從純粹所有權(quán)效應(yīng)的視角探究注意的作用。因此，本研究的目的是從所有權(quán)的視角證明注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因。

值得提出的是，有研究者認(rèn)為“純粹所有權(quán)效應(yīng)”的產(chǎn)生與個(gè)體對(duì)所擁有客體進(jìn)行的積極評(píng)價(jià)以及客體本身具有的積極效價(jià)轉(zhuǎn)移到自我有關(guān)（Beggan, 1992; Greenwald & Banaji, 1995）。Turk,Cunningham 和Macrae（2008）認(rèn)為，注意以及由注意引起的自我積極偏差是自我加工優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生的原因。Ye 和Gawronski（2016）的研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)純粹所有權(quán)效應(yīng)只發(fā)生在具有積極效價(jià)的客體上。那么，純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制是否也跟刺激（所有物）的情緒效價(jià)引發(fā)的自我積極偏差有關(guān)呢？本研究將探究刺激材料的情緒效價(jià)在純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生中的作用。

此外，Sparks 等人（2016）從所有權(quán)范式出發(fā)探究不同文化背景下個(gè)體的自我加工偏差時(shí)發(fā)現(xiàn)，刺激呈現(xiàn)的方式會(huì)影響純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生，其原因主要由于亞洲被試均采用了一種相對(duì)整體的注意策略，對(duì)上下文和背景信息更為敏感，對(duì)中心目標(biāo)的關(guān)注較少（Ketay, Aron, &Hedden, 2009; Kitayama & Uskul, 2011; Masuda &Nisbett, 2006）。前人研究純粹所有權(quán)效應(yīng)的范式均采用單個(gè)刺激呈現(xiàn)的方式（Sparks et al., 2016;Turk et al., 2013），這種范式易受刺激呈現(xiàn)過程中程序復(fù)雜性與無關(guān)背景的干擾。為了克服單個(gè)刺激呈現(xiàn)中背景信息對(duì)純粹所有權(quán)效應(yīng)的影響，本研究擬采用詞表形式，以整體呈現(xiàn)刺激的新范式，考察新的范式是否可以用來探究純粹所有權(quán)效應(yīng)。

綜上所述，純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制可能與注意有關(guān)，也可能與刺激材料的情緒效價(jià)有關(guān)，本研究將采用整體呈現(xiàn)刺激的方式將實(shí)驗(yàn)材料的效價(jià)作為自變量納入探究純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制，旨在進(jìn)一步證實(shí)整體呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)刺激的新范式下是否仍會(huì)出現(xiàn)純粹所有權(quán)效應(yīng)，以及注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的根本原因。

2 實(shí)驗(yàn)1

研究表明注意將自動(dòng)地指向與自我有關(guān)的信息，如，自己的名字（Gray, Ambady, Lowenthal, &Deldin, 2004; Moray, 1959）和自己面孔的圖象（Sui& Zhu, 2005; Tong & Nakayama, 1999）。

為探討名字引發(fā)的注意在純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生中的作用，采用2（所有權(quán)任務(wù)歸屬：自我、他人）×2（形容詞效價(jià)：積極、消極）被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，其因變量為自由回憶率。

2.1 研究方法

2.1.1 被試

24 名在校大學(xué)生，平均年齡19 周歲。其中男生12 名，女生12 名，視力或矯正視力正常，聽力正常。所有被試均未參加過類似的實(shí)驗(yàn)。

2.1.2 材料

實(shí)驗(yàn)過程中所用的實(shí)驗(yàn)材料為20 個(gè)具有情緒效價(jià)的形容詞，其中積極效價(jià)（褒義）詞與消極效價(jià)（貶義）詞各為10 個(gè)。將實(shí)驗(yàn)材料分成兩組，均采用詞表的形式呈現(xiàn)，每張?jiān)~表上積極效價(jià)（褒義）詞與消極效價(jià)（貶義）詞各為5 個(gè)，兩張?jiān)~表的詞語在實(shí)驗(yàn)過程中充分平衡，即每張?jiān)~表都可能是自我所有權(quán)歸屬下的，也可能是他人所有權(quán)歸屬下的。

所用實(shí)驗(yàn)材料均來自劉源等人（1990）主編的《現(xiàn)代漢語常用詞詞頻詞典》，選取頻率均為30 以上的積極（褒義）詞與消極（貶義）詞各若干個(gè)，并要求20 名在校大學(xué)生分別對(duì)其熟悉度和形容詞效價(jià)（積極與消極）進(jìn)行9 點(diǎn)量表評(píng)分。4 表示非常熟悉或非常積極，?4 表示非常不熟悉或非常消極。最后選取的10 個(gè)積極形容詞的得分都大于2，選取的10 個(gè)消極形容詞的得分都小于?2，所有形容詞的熟悉度得分都大于2。

2.1.3 程序

學(xué)習(xí)階段：實(shí)驗(yàn)要求兩名被試共同完成。

首先，告訴被試即將完成一個(gè)詞語解釋任務(wù)，給每名被試發(fā)兩張?jiān)~表（被試間的詞表是相同的），每張?jiān)~表上有10 個(gè)形容詞，寫有詞的一面朝下，強(qiáng)調(diào)必須得到主試允許才能翻開詞表，并要求他們?cè)诿繌堅(jiān)~表背面寫上自己的名字。

其次，主試將兩名被試的詞表隨意調(diào)換一張（為了確保被調(diào)換的詞表是相同的，調(diào)換詞表任務(wù)由主試完成），即每名被試面前有一張寫有自己名字的詞表，一張寫有對(duì)方名字的詞表。

最后，告訴被試需要完成一個(gè)自己詞表的解釋任務(wù)與一個(gè)對(duì)方詞表的解釋任務(wù)。在解釋詞語前先給被試發(fā)一張答題紙，并要求被試翻開詞表完成詞語抄寫任務(wù)，抄寫的方式是抄一個(gè)自己（或?qū)Ψ剑┰~表上的詞，再抄一個(gè)對(duì)方的（或自己）詞表上的詞。抄寫任務(wù)完成后將答題紙和詞表交給主試核查是否有漏抄、抄錯(cuò)或不按要求抄寫詞語的情況發(fā)生。被交換詞表的位置以及抄詞表的順序在被試間平衡。

回憶階段：詞表抄寫結(jié)束后并不完成詞語解釋任務(wù)而是要求兩名被試用步型完成“石頭、剪刀、布”的游戲，游戲持續(xù)兩分鐘作為分心測(cè)驗(yàn)，然后自由回憶剛剛抄寫過的形容詞。

2.2 結(jié)果與分析

對(duì)自由回憶率進(jìn)行2（所有權(quán)歸屬：自我、他人）×2（形容詞效價(jià)：積極、消極）的重復(fù)測(cè)量方差分析，結(jié)果如下（見表1）。

表1 實(shí)驗(yàn)1 中不同效價(jià)的形容詞在不同所有權(quán)歸屬下自由回憶率的描述統(tǒng)計(jì)

自由回憶率在所有權(quán)歸屬上的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 23)=5.53，p＜0.05，η=0.19，自我所有權(quán)歸屬下的自由回憶率顯著高于他人所有權(quán)歸屬下的自由回憶率。自由回憶率在形容詞效價(jià)上的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 23)=14.79，p＜0.05，η＝0.39，積極效價(jià)詞的自由回憶率顯著高于消極效價(jià)詞的自由回憶率。所有權(quán)歸屬與形容詞效價(jià)之間的交互作用顯著，F(xiàn)(1, 23)=4.57，p＜0.05，η＝0.16。對(duì)交互作用進(jìn)一步做簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，在積極效價(jià)詞的條件下，自我所有權(quán)歸屬與他人所有權(quán)歸屬下的自由回憶率沒有顯著差異，F(xiàn)(1, 23)=0.20，p＞0.05；在消極效價(jià)詞的條件下，自我所有權(quán)歸屬下的自由回憶率顯著高于他人所有權(quán)歸屬下的自由回憶率，F(xiàn)(1, 23)=8.05，p＜0.05；在自我所有權(quán)歸屬條件下，積極效價(jià)詞的自由回憶率與消極效價(jià)詞的自由回憶沒有顯著差異，F(xiàn)(1, 23)=0.20，p＞0.05；在他人所有權(quán)歸屬條件下，積極效價(jià)詞的自由回憶率顯著高于消極效價(jià)詞的自由回憶率，F(xiàn)(1,23)=17.39，p＜0.05。

結(jié)果發(fā)現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)，即寫有自己名字的詞表的記憶效果顯著好于寫有他人名字的詞表的記憶效果，進(jìn)一步證明了名字可以作為自我的一個(gè)抽象表征并引發(fā)與自我相關(guān)信息的注意，與前人的研究結(jié)果一致（Gray et al., 2004; Moray,1959; Tong & Nakayama, 1999），同時(shí)也說明整體呈現(xiàn)刺激的新范式可以用來探究純粹所有權(quán)效應(yīng)；積極效價(jià)詞的記憶效果顯著好于消極效價(jià)詞的記憶效果，說明出現(xiàn)了積極效應(yīng)（postive effect）。研究還發(fā)現(xiàn)自己名字詞表的消極效價(jià)詞的記憶效果好于他人名字詞表的消極效價(jià)詞的記憶效果，即出現(xiàn)了自我消極偏差；在他人所有權(quán)歸屬條件下，積極效價(jià)詞的記憶效果顯著好于消極效價(jià)詞的記憶效果，即他人歸屬條件下出現(xiàn)了積極效應(yīng)（postive effect）。這與前人研究認(rèn)為純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生與實(shí)驗(yàn)材料的積極效價(jià)（Beggan, 1992; Greenwald & Banaji, 1995）以及由注意引發(fā)的自我積極偏差（Turk et al., 2008; Ye &Gawronski, 2016）有關(guān)的觀點(diǎn)不一致。

Truong 等人（2016）認(rèn)為，身體的動(dòng)作能直接影響所擁有客體的心理重要性。即使在沒有任何所有權(quán)指導(dǎo)下，僅僅通過觸摸對(duì)象就可以從感知上增加所有者與客體之間的關(guān)系，這個(gè)過程可能會(huì)給被試帶來更多的控制感，進(jìn)而增加感知的所有權(quán)（Peck & Shu, 2009）。實(shí)驗(yàn)2 中不要求被試在詞表背面寫自己名字，而是在主試交換詞表后要求被試“用手指指著詞表”的動(dòng)作來確認(rèn)詞表的所有權(quán)歸屬情況，從而讓被試在感知上獲得更多的所有權(quán)，其他程序與實(shí)驗(yàn)1 相同。

3 實(shí)驗(yàn)2

為探討“用手指指著詞表”的動(dòng)作引發(fā)的注意在純粹所有權(quán)效應(yīng)中的作用，采用2（所有權(quán)歸屬：自我、他人）×2（形容詞效價(jià)：積極、消極）的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，其因變量為自由回憶率。

3.1 研究方法

3.1.1 被試

24 名在校大學(xué)生，平均年齡21 周歲。其中男生12 名，女生12 名，視力或矯正視力正常，聽力正常。所有被試均未參加過類似的實(shí)驗(yàn)。

3.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

與實(shí)驗(yàn)1 相同。

3.1.3 程序

學(xué)習(xí)階段：實(shí)驗(yàn)要求兩名被試共同完成。

首先，告訴被試即將完成一個(gè)詞語解釋任務(wù)，給每名被試發(fā)兩張?jiān)~表（被試間的詞表是相同的），每張?jiān)~表上有10 個(gè)形容詞，寫有詞的一面朝下，強(qiáng)調(diào)必須得到主試允許才能翻開詞表，并告知被試兩張?jiān)~表上的詞都是他們要完成的任務(wù)。

其次，主試將兩名被試的詞表隨意調(diào)換一張（為了確保被調(diào)換的詞表是相同的，調(diào)換詞表任務(wù)由主試完成），即每名被試面前有一張自己的詞表，有一張對(duì)方的詞表，要求被試用“手指指著詞表”的動(dòng)作報(bào)告各自面前的詞表哪張是自己的，哪張是對(duì)方的，以此作為所有權(quán)歸屬情況的確認(rèn)。

其余步驟同實(shí)驗(yàn)1。

3.2 結(jié)果與分析

通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)（見表2），自由回憶率在所有權(quán)歸屬下的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 23)=0.44，p＞0.05；自由回憶率在形容詞效價(jià)上的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 23)=0.12，p＞0.05；所有權(quán)歸屬與形容詞效價(jià)之間的交互作用不顯著，F(xiàn)(1, 23)=0.007，p＞0.05。

表2 實(shí)驗(yàn)2 中不同效價(jià)的形容詞在不同所有權(quán)歸屬下自由回憶率的描述統(tǒng)計(jì)

結(jié)果發(fā)現(xiàn)自我所有權(quán)歸屬下的記憶成績與他人所有權(quán)歸屬下的記憶成績無顯著差異，即沒有表現(xiàn)出純粹所有權(quán)效應(yīng)，說明“用手指指著詞表”確認(rèn)所有權(quán)歸屬這一簡單的觸摸動(dòng)作不能從感知上增加所有者與客體之間的關(guān)系，無法增加主體在感知上的所有權(quán)。只有激發(fā)了足夠的注意資源分配到自我擁有的客體上，即自我與所擁有客體之間的聯(lián)系達(dá)到一定的強(qiáng)度（Sparks et al.,2016; Turk et al., 2013），自我擁有的客體才會(huì)出現(xiàn)記憶優(yōu)勢(shì)，更進(jìn)一步說明只從感知上增加所有權(quán)不足以引發(fā)純粹所有權(quán)效應(yīng)，注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因。

空間注意的具身理論（embodied theory of spatialattention）認(rèn)為，身體可以很好地幫助我們?cè)诳臻g中進(jìn)行注意分配和視覺信息加工（Reed, Garza,& Roberts, 2007）；而他人的身體動(dòng)作和朝向能提供給我們非常重要的信息。通過這些線索，可以知道對(duì)方的注意焦點(diǎn)，從而推斷他人的意圖，人們會(huì)自覺或不自覺地追隨這些線索所傳遞的信息（Driver et al., 1999; Frischen, Bayliss, & Tipper, 2007;Nummenmaa & Calder, 2009）。因此，在實(shí)驗(yàn)3 中讓被試觀察主試“反復(fù)調(diào)換詞表”的動(dòng)作線索，提示被試將更多的注意轉(zhuǎn)移到詞表上，主試完成交換后，緊接著讓兩名被試用“手指指著詞表”的動(dòng)作來確認(rèn)各自面前兩張?jiān)~表的歸屬情況，增強(qiáng)被試自我與詞表之間的聯(lián)系，由此既可以激發(fā)被試更充足注意資源，也可以讓被試在感知上獲得更多的所有權(quán)（Peck & Shu, 2009）。由此提出假設(shè)：實(shí)驗(yàn)3 中盡管不要求被試在詞表上寫名字，通過“反復(fù)調(diào)換詞表”的動(dòng)作使被試激發(fā)更多的注意分配到自己所擁有的詞表上，仍會(huì)表現(xiàn)出純粹所有權(quán)效應(yīng)。

4 實(shí)驗(yàn)3

為探討“反復(fù)調(diào)換詞表”動(dòng)作引發(fā)的注意在純粹所有權(quán)效應(yīng)中的作用，采用2（所有權(quán)歸屬：自我、他人）×2（形容詞效價(jià)：積極、消極）的被試內(nèi)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，其因變量為自由回憶率。

4.1 研究方法

4.1.1 被試

24 名在校大學(xué)生，平均年齡21 周歲。其中男生12 名，女生12 名，視力或矯正視力正常，聽力正常。所有被試均未參加過類似的實(shí)驗(yàn)。

4.1.2 實(shí)驗(yàn)材料同實(shí)驗(yàn)2。

4.1.3 程序

學(xué)習(xí)階段：實(shí)驗(yàn)要求兩名被試共同完成。

將兩名被試的詞表隨意調(diào)換一張（為了確保被調(diào)換的詞表是相同的，調(diào)換詞表任務(wù)由主試完成），在被試面前快速重復(fù)調(diào)換10 次后，這時(shí)每名被試面前有一張自己的詞表，有一張對(duì)方的詞表，主試要求被試“用手指指著詞表”報(bào)告各自面前的詞表哪張是自己的，哪張是對(duì)方的，以此作為詞表歸屬情況的確認(rèn)。除此之外，此階段其他實(shí)驗(yàn)程序同實(shí)驗(yàn)2。

回憶階段同實(shí)驗(yàn)1。

4.2 結(jié)果與分析

數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)（見表3），自由回憶率在所有權(quán)歸屬上的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 23)=8.67，p＜0.05，η=0.27，自我所有權(quán)歸屬下的自由回憶率高于他人所有權(quán)歸屬下的自由回憶率；自由回憶率在形容詞效價(jià)上的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 23)=14.63，p＜0.05，η=0.39，積極效價(jià)詞的自由回憶率顯著高于消極效價(jià)詞的自由回憶率；所有權(quán)歸屬與形容詞效價(jià)之間的交互作用不顯著，F(xiàn)(1, 23)=1.66，p＞0.05。

實(shí)驗(yàn)3 的結(jié)果出現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)和積極效應(yīng)記憶優(yōu)勢(shì)，表明“反復(fù)調(diào)換詞表”動(dòng)作可以激發(fā)被試更多的注意資源（Driver et al., 1999;

Frischen et al., 2007; Nummenmaa & Calder, 2009;Reed et al., 2007），根據(jù)注意資源分配的不對(duì)稱性，注意資源在自我擁有的客體與他人擁有的客體之間有分配偏差，即更多的注意資源會(huì)分配到自我擁有的客體上（Brockmole et al., 2013; Truong et al., 2016），因此，實(shí)驗(yàn)3 中出現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)，進(jìn)一步說明了注意可能就是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因。

表3 實(shí)驗(yàn)3 中不同效價(jià)的形容詞在不同所有權(quán)歸屬下自由回憶率的描述統(tǒng)計(jì)

通過實(shí)驗(yàn)1、實(shí)驗(yàn)2 和實(shí)驗(yàn)3 可以發(fā)現(xiàn)注意在純粹所有權(quán)的發(fā)生中作用顯著。實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)3 的結(jié)果出現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)的同時(shí)也出現(xiàn)了積極效應(yīng)的記憶優(yōu)勢(shì)，然而，實(shí)驗(yàn)2 既沒有出現(xiàn)純粹所有權(quán)效應(yīng)也沒有出現(xiàn)積極效應(yīng)，并且已有研究者認(rèn)為純粹所有權(quán)效應(yīng)的產(chǎn)生與個(gè)體對(duì)所擁有客體進(jìn)行的積極評(píng)價(jià)以及客體本身具有的積極效價(jià)轉(zhuǎn)移到自我有關(guān)（Beggan, 1992; Greenwald & Banaji,1995; Ye & Gawronski, 2016）。那么，純粹所有權(quán)效應(yīng)發(fā)生是否與實(shí)驗(yàn)材料的情緒效價(jià)有關(guān)呢？為控制積極效應(yīng)對(duì)純粹所有權(quán)效應(yīng)的影響，實(shí)驗(yàn)4 采用代表物品名稱的中性名詞作為實(shí)驗(yàn)材料，實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)1 和實(shí)驗(yàn)3 相同，進(jìn)一步探討注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因。

5 實(shí)驗(yàn)4

為探討控制情緒效價(jià)后注意在純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生中的作用，采用2（線索：寫名字、不寫名字）×2（所有權(quán)歸屬：自我、他人）二因素混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。其中，線索是組間變量，所有權(quán)歸屬是組內(nèi)變量，因變量為自由回憶率。

5.1 研究方法

5.1.1 被試

46 名在校大學(xué)生，平均年齡20 周歲。寫名字組，男生和女生都是12 名；不寫名字組，男生10 名，女生12 名，視力或矯正視力正常，聽力正常。所有被試均未參加過類似的實(shí)驗(yàn)。

5.1.2 實(shí)驗(yàn)材料

實(shí)驗(yàn)選取16 個(gè)日常生活用品名稱的名詞作為材料，其中同類型的名詞都被分配到不同的所有權(quán)歸屬下，實(shí)驗(yàn)材料之間充分平衡。

5.1.3 程序

（1）寫名字組。

學(xué)習(xí)階段：除實(shí)驗(yàn)材料不同之外，實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)1 相同。

（2）不寫名字組。

學(xué)習(xí)階段：除實(shí)驗(yàn)材料不同之外，實(shí)驗(yàn)程序與實(shí)驗(yàn)3 相同。

回憶階段：同上。

5.2 結(jié)果與分析

對(duì)自由回憶率進(jìn)行2（線索：寫名字、不寫名字）×2（所有權(quán)歸屬：自我、他人）的重復(fù)測(cè)量方差分析，結(jié)果如下（見表4）。

表4 實(shí)驗(yàn)4 中兩種線索在不同所有權(quán)歸屬下自由回憶率的描述統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，自由回憶率在線索條件下主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1, 44)=0.60，p＞0.05；自由回憶率在所有權(quán)歸屬下的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1, 44)=13.22，p＜0.005，η＝0.34，自我所有權(quán)歸屬下的自由回憶率顯著高于他人所有權(quán)歸屬下的自由回憶率；線索與所有權(quán)歸屬之間的交互作用不顯著F(1,44)=1.00，p＞0.05。

實(shí)驗(yàn)4 結(jié)果顯示，自我所有權(quán)歸屬下的學(xué)習(xí)成績顯著好于他人所有權(quán)歸屬下的學(xué)習(xí)成績，即表現(xiàn)出純粹所有權(quán)效應(yīng)；線索與所有權(quán)歸屬之間的交互作用不顯著，說明寫名字組出現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)，與先前的研究認(rèn)為名字可以引起注意（Gray et al., 2004; Moray, 1959; Tong & Nakayama,1999），從而促使了純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生的結(jié)果一致；當(dāng)采用“反復(fù)調(diào)換詞表”的動(dòng)作促進(jìn)注意資源充分激發(fā)時(shí)（Sparks et al., 2016; Turk et al.,2013），不寫名字組同樣出現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)，在一定程度上說明純粹所有權(quán)效應(yīng)不受積極效應(yīng)記憶優(yōu)勢(shì)的影響，注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制，也進(jìn)一步說明整體呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)刺激的新范式可以用來探究純粹所有權(quán)效應(yīng)。

6 討論

前人研究發(fā)現(xiàn)亞洲被試采用了一種相對(duì)整體的注意策略，對(duì)上下文和背景信息更為敏感，對(duì)中心目標(biāo)的關(guān)注較少（Ketay et al., 2009; Kitayama &Uskul, 2011; Masuda & Nisbett, 2006），以及刺激的呈現(xiàn)的方式會(huì)影響純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生（Sparks et al., 2016）。為減少背景信息對(duì)純粹所有權(quán)效應(yīng)的影響，本研究采用整體呈現(xiàn)刺激的方式，通過四個(gè)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，只要在注意資源充足的條件下，無論采用具有效價(jià)的形容詞作為實(shí)驗(yàn)材料還是采用表示物品名稱的中性名詞作為實(shí)驗(yàn)材料，實(shí)驗(yàn)結(jié)果均表現(xiàn)出明顯的純粹所有權(quán)效應(yīng)的記憶優(yōu)勢(shì)，說明整體呈現(xiàn)刺激的新范式可以用于探究純粹所有權(quán)效應(yīng)。

本研究通過四個(gè)層層遞進(jìn)的實(shí)驗(yàn)，探討注意在純粹所有權(quán)效應(yīng)中的作用。實(shí)驗(yàn)1 以各自的名字作為區(qū)分自我與他人的抽象表征，結(jié)果表現(xiàn)出明顯的純粹所有權(quán)效應(yīng)，由此證實(shí)了名字可以引起注意（Gray et al., 2004; Moray, 1959; Tateuchi et al.,2015; Tong & Nakayama, 1999），從而促使純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生。實(shí)驗(yàn)2 中采用不寫名字，只讓被試“用手指指著詞表”動(dòng)作來確認(rèn)詞表的所有權(quán)歸屬情況，結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)純粹所有權(quán)效應(yīng)，說明“用手指指著詞表”動(dòng)作不足以增加所有權(quán)主體與客體之間的聯(lián)系進(jìn)而引發(fā)純粹所有權(quán)效應(yīng)，可能的原因是由于該動(dòng)作沒有像名字一樣激發(fā)所有權(quán)主體更多的注意資源，使所有權(quán)主體與客體之間的聯(lián)系強(qiáng)度不夠，更進(jìn)一步說明只從感知上增加所有權(quán)（Peck & Shu, 2009）不足以引發(fā)純粹所有權(quán)效應(yīng)，注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生的原因。實(shí)驗(yàn)3 采用“反復(fù)調(diào)換詞表”的動(dòng)作激發(fā)了充分注意資源（Driver et al., 1999; Frischen et al., 2007;Nummenmaa & Calder, 2009; Reed et al., 2008），結(jié)果發(fā)現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)，進(jìn)一步確認(rèn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)產(chǎn)生可能與注意有關(guān)。已有研究表明純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生可能與客體的情緒效價(jià)有關(guān)（Beggan, 1992; Greenwald & Banaji, 1995; Ye &Gawronski, 2016），為了控制積極效應(yīng)對(duì)純粹所有權(quán)效應(yīng)的影響，實(shí)驗(yàn)4 將實(shí)驗(yàn)材料換成表示物品名稱的中性名詞，采用實(shí)驗(yàn)1 與實(shí)驗(yàn)3 的實(shí)驗(yàn)范式，也發(fā)現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)。由此可知，純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生與客體所具有的情緒效價(jià)無關(guān)，注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制。

此外，實(shí)驗(yàn)1 還發(fā)現(xiàn)與自我相關(guān)的消極效價(jià)詞的記憶效果優(yōu)于與他人相關(guān)的消極效價(jià)詞的記憶效果，出現(xiàn)了自我消極偏差（self-negative bias），說明純粹所有權(quán)產(chǎn)生的原因不是由于刺激本身的積極效價(jià)與自我發(fā)生聯(lián)系后轉(zhuǎn)移到自我而引起的積極偏差（Beggan, 1992; Greenwald & Banaji,1995; Turk et al., 2008; Ye & Gawronski, 2016）。對(duì)于自我消極偏差產(chǎn)生的原因，進(jìn)化心理學(xué)的研究認(rèn)為，與其它信息相比個(gè)體會(huì)更多地注意對(duì)自己不利的信息，即存在威脅優(yōu)先效應(yīng)（threat superiority effect），并且發(fā)現(xiàn)這些信息相對(duì)于其它信息有更好的記憶優(yōu)勢(shì)（Weinstein, Bugg, &Roediger, 2008），進(jìn)一步支持了注意在純粹所有權(quán)的產(chǎn)生中有重要的作用。而在實(shí)驗(yàn)3 中出現(xiàn)了純粹所有權(quán)效應(yīng)，但并未出現(xiàn)自我消極偏差，F(xiàn)an 等人（2013）在自我參照效應(yīng)的基礎(chǔ)上提出了自我參照加工的程度效應(yīng)，是指與低自我相關(guān)的刺激相比，高自我相關(guān)的刺激會(huì)使得大腦加工更快、更精細(xì)，從而引起更多的注意并促使與自我相關(guān)的刺激得到更多的認(rèn)知加工；盡管自我參照效應(yīng)與純粹所有權(quán)效應(yīng)有區(qū)別，但有研究表明二者是有重疊部分的（Englert & Wentura, 2016），在這個(gè)意義上，可以將所有權(quán)加工理解成為一種自我參照加工，名字比動(dòng)作能引發(fā)更高的自我相關(guān)性，從而喚起更多的注意資源，這些注意資源不僅可以用于分配進(jìn)行自我與他人的分類引發(fā)的純粹所有權(quán)效應(yīng)，還有剩余的注意資源用于具有生命意義的自我消極偏差，也證實(shí)了注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制。

7 結(jié)論

（1）整體呈現(xiàn)實(shí)驗(yàn)刺激的新范式可以用于探究純粹所有權(quán)效應(yīng)；（2）注意可能是純粹所有權(quán)效應(yīng)的發(fā)生機(jī)制。