賈 寧 容麗卓,2 代景華

(1 河北師范大學教育學院，石家莊 050024) (2 河北工業(yè)大學經濟管理學院，天津 300401)(3 河北中醫(yī)學院，石家莊 050200)

1 引言

元認知的核心是元認知的監(jiān)測與控制。元認知監(jiān)測是指個體對于已經完成/正在進行/將要進行的認知活動的自我評估（Bellon et al., 2020）。其中，信心判斷是指在學習材料進行提取后，個體對自己答案正確性的自信度判斷（Robey et al.,2017）。元認知控制是對認知活動的調控和管理，包括策略的選擇和執(zhí)行（Nelson & Narens, 1990）。對于元認知監(jiān)控的研究可以分為外顯和內隱兩個層面。早期研究集中于外顯元認知監(jiān)控（姜英杰等, 2016; 李偉健 等, 2013; 岳陽 等, 2018; Attali et al.,2020）。近幾年，元認知研究領域擴展到了內隱層面，即關注對認知活動進行的無意識監(jiān)控（Bach &Dolan, 2012; Koriat, 2017）。例如，有研究使用眼動追蹤技術考察了內隱元認知監(jiān)測（Król et al.,2017; Roderer & Roebers, 2010, 2014）。在Roderer和Roebers（2010）的研究中，內隱信心判斷等級的操作性定義是：在口頭報告出判斷等級之前，兒童注視時間最長的表情圖片所代表的判斷等級。研究發(fā)現(xiàn)，兒童外顯信心判斷與內隱信心判斷都表現(xiàn)為高估，并存在高相關。而且，相對于年長兒童，年幼兒童的內隱與外顯信心判斷之間的聯(lián)系更加緊密。另一項研究中，Roderer 和Roebers（2014）利用口頭報告和眼動指標對比分析了外顯和內隱監(jiān)測，以此來考察年幼兒童信心判斷出現(xiàn)高估的原因。該研究發(fā)現(xiàn)，即使在回答錯誤的情況下，年幼兒童仍然傾向于較長時間注視高等級的表情符號，表明其更趨向于內隱信心判斷的高等級。該研究還采用眼動指標分析了內隱元認知控制，以注視時間為學習時間分配的指標，分析發(fā)現(xiàn)年幼兒童在錯誤信息或答案上分配了更多時間；而隨著年齡增長，個體能夠把更多時間分配在關鍵信息上。這一結果表明，隨著年齡增長，兒童的元認知控制更加合理有效。可見，眼動分析是研究內隱元認知監(jiān)控的有效手段，注視時間是關鍵指標。

元認知監(jiān)控的研究中還發(fā)現(xiàn)，監(jiān)控準確性不僅與個體學習掌握程度有關（Koriat & Levy-Sadot,2001），還受到社會性線索的影響（賈寧 等, 2019;Pescetelli et al., 2016）。例如，Brennan 和Enns（2015）的研究證實了社會性線索對元認知監(jiān)測的影響。在該實驗中，被試獲得了與其判斷具有一致性的樣例后，其不確定性減少了，信心水平也提升了。賈寧等的研究則考察了社會性線索對元認知控制的影響。研究發(fā)現(xiàn)：當自己的選擇與社會性線索一致時，個體傾向于堅持自己的選擇；而不一致時，個體會對自己的初始選擇做出更多改變。可見，社會性線索確實對元認知監(jiān)測與控制都有影響，但以往研究更側重于外顯層面。如果加入眼動分析，將有助于深入探討內隱層面的元認知監(jiān)控。

基于對已有研究的分析，本研究將綜合運用行為實驗范式和眼動追蹤技術，探討社會性線索對內隱和外顯元認知監(jiān)控的影響。

2 研究方法

2.1 被試

選取無俄語經驗的大學生29 人（其中女生18 人），年齡在20～24 歲之間。被試均為右利手，視力或矯正視力正常，自愿參加本實驗并得到一定酬勞。

2.2 實驗儀器

采用EyeLink 1000 桌面式眼動儀，采樣頻率為1000 Hz。眼動儀的平均精度為0.5°，被試的眼睛與屏幕之間的距離為60 cm。

2.3 實驗材料

采用賈寧等（2019）研究中的學習材料。第一，學習階段的材料。學習材料共24 組。每組學習材料由三部分信息構成，即俄語單詞（描述具體物品）、相應的物品圖片和物品的漢語解釋。第二，再認階段的材料。由俄語單詞和兩張圖片選項組成再認材料，共24 組。供選擇的圖片分上下排列，其中一張圖片是正確選項，另一張圖片則是在已學過的圖片中選取。每張圖片在實驗中出現(xiàn)兩次，一次作為正確匹配選項，另一次作為錯誤匹配選項。正確選項圖片的位置進行了平衡處理。第三，社會性線索提示階段的材料。社會性線索的信息是“大多數(shù)人選擇的情況”。實際上，這一社會性線索是實驗控制的虛擬信息，設置為一半線索指向正確答案，一半線索指向錯誤答案。第四，信心判斷階段的材料。材料包含俄語單詞和信心等級量表。其中，信心等級量表采用微信表情符號（賈寧 等, 2019）。

2.4 實驗設計

實驗設置了兩次再認和信心判斷任務，收集了多個階段的數(shù)據(jù)，需要進行各個維度的分析和比較，主要考察的變量和指標如下。

第一，元認知監(jiān)測方面。自變量為：線索一致性（一致、不一致）、信心判斷的層面（外顯、內隱）、信心判斷次序（第一次、第二次）。因變量則以信心判斷等級作為元認知監(jiān)測指標。其中，外顯信心判斷等級的操作性定義為：被試口頭報告的表情圖標所對應的信心等級。內隱信心判斷等級的操作性定義為：被試在做外顯信心判斷之前，注視時間最長的微信表情圖標所對應的等級（Roderer & Roebers, 2010）。

第二，元認知控制方面。自變量為：線索一致性（一致、不一致）和項目類型（被提示項、未提示項）。其中，根據(jù)社會性線索的指向，將選項分為被提示項和未提示項。外顯元認知控制的指標是被試改變第一次再認選擇的個數(shù)；內隱元認知控制則選用興趣區(qū)內注視時間分配的百分比為指標。該指標的計算方法是：各個項目所在興趣區(qū)的注視時間除以所有興趣區(qū)的注視時間總和（Roderer & Roebers, 2014）。

2.5 實驗程序

實驗開始前，被試面朝電腦屏幕，保持頭部位置固定，完成眼動校準，然后進入正式實驗。整個實驗過程中，為了避免頭部移動，被試只需進行口頭報告。

正式實驗任務設置了學習階段、干擾階段、再認階段（共2 次）、提供社會性線索階段和信心判斷階段（共2 次）。具體流程為：（1）學習階段。屏幕逐一呈現(xiàn)學習材料，每組材料有固定5 秒的識記時間。（2）干擾階段。被試需要完成連續(xù)減3 的計算任務，時間為1 分鐘。（3）第一次再認階段。屏幕呈現(xiàn)學過的單詞，被試需要從兩張圖片中選擇與單詞匹配的那一張。眼動儀記錄被試在線索詞和兩張備選圖片上的注視時間。興趣區(qū)的劃分：圖片上有一個線索詞和兩個圖片選項，對三個項目分別劃定興趣區(qū)。（4）第一次信心判斷階段。被試對再認階段的選擇進行信心判斷。眼動儀記錄被試在每個表情符號上的注視時間。興趣區(qū)的劃分：每個表情圖片為一個興趣區(qū)。（5）提供社會性線索階段。給被試呈現(xiàn)一個箭頭提示，并標明這是“大多數(shù)人選擇”，以此作為社會性線索。其中，有一半箭頭提示項為正確選項，另一半提示項為錯誤選項。興趣區(qū)與再認階段相同。（6）第二次信心判斷階段。被試再次對第一次再認的選擇進行信心判斷。（7）第二次再認階段。在本階段，被試可以堅持或改變自己的第一次再認選擇。

3 結果

3.1 元認知監(jiān)測

首先，對數(shù)據(jù)進行預處理。在本實驗中，信心判斷的等級為1～5，再認成績?yōu)?～1 之間的數(shù)值。為了比較信心判斷的準確性，參考賈寧等（2019）的研究，將判斷等級和再認成績都轉換為滿分為10 的分數(shù)。

3.1.1 第一次信心判斷的準確性

被試完成第一次再認任務后，進行第一次信心判斷，包括內隱信心判斷和外顯信心判斷。以任務為自變量，進行單因素方差分析，通過對比兩種信心判斷等級與第一次再認成績，考察兩種信心判斷的等級和準確性的差異。具體結果見表1。

表1 第一次信心判斷與再認成績的比較

結果表明：任務主效應顯著，F(xiàn)(2, 56)=6.01，p=0.004，=0.18。LSD 事后檢驗顯示：（1）外顯信心判斷等級高于內隱信心判斷等級（p＜0.001）和再認成績（p=0.010）；（2）內隱信心判斷等級與再認成績沒有顯著差異（p=0.900）?？梢姡诘谝淮涡判呐袛嗟臏蚀_性上，外顯信心判斷出現(xiàn)了顯著的高估，而內隱信心判斷較為準確。

3.1.2 社會性線索對信心判斷的影響

以信心判斷的次序、線索一致性和信心判斷的層面為自變量，以信心判斷等級為因變量，進行三因素方差分析，考察社會性線索對外顯和內隱信心判斷的影響。線索一致是指社會性線索提示的選項與被試第一次的再認選擇一致；反之，則是線索不一致。結果見表2。

表2 不同線索一致性條件下外顯和內隱的兩次信心判斷等級

結果表明：（1）信心判斷次序的主效應不顯著，F(xiàn)(1, 28)=0.09，p=0.770；（2）線索一致性的主效應顯著，線索一致的信心判斷等級顯著高于線索不一致，F(xiàn)(1, 28)=55.79，p＜0.001，=0.67；（3）信心判斷層面的主效應顯著，外顯信心判斷等級顯著高于內隱判斷等級，F(xiàn)(1, 28)=40.90，p＜0.001，=0.59；（4）信心判斷次序與信心判斷層面的交互作用不顯著，F(xiàn)(1, 28)=3.36，p=0.080；（5）信心判斷次序與線索一致性的交互作用顯著，F(xiàn)(1, 28)=60.91，p＜0.001，=0.69；（6）信心判斷層面與線索一致性的交互作用顯著，F(xiàn)(1,28)=59.69，p＜0.001，=0.68；（7）信心判斷次序、線索一致性和信心判斷層面三者的交互作用顯著，F(xiàn)(1, 28)=64.02，p＜0.001，=0.70。

對三因素交互作用進行簡單簡單效應分析。

第一，考察兩次信心判斷中，線索一致性在外顯和內隱的信心判斷上的差異。簡單簡單效應分析發(fā)現(xiàn)：（1）第一次信心判斷時，在外顯信心判斷中，線索一致和線索不一致的信心判斷差異不顯著，F(xiàn)(1, 28)=3.30，p=0.060；在內隱信心判斷中，線索一致和線索不一致的信心判斷差異不顯著，F(xiàn)(1, 28)=2.44，p=0.130；（2）第二次判斷時，在外顯信心判斷中，線索一致的信心判斷顯著高于線索不一致的信心判斷，F(xiàn)(1, 28)=109.84，p＜0.001，=0.78；在內隱信心判斷中，線索一致的信心判斷顯著高于線索不一致的信心判斷，F(xiàn)(1,28)=31.13，p＜0.001，=0.53。

第二，考察在線索一致性不同的情況下，兩次判斷中外顯和內隱的信心判斷等級的差異。簡單簡單效應分析發(fā)現(xiàn)：（1）當線索一致時，在第一次信心判斷中，外顯信心判斷顯著高于內隱信心判斷，F(xiàn)(1, 28)=14.63，p=0.001，=0.34；在第二次信心判斷中，外顯信心判斷顯著高于內隱信心判斷，F(xiàn)(1, 28)=96.89，p＜0.001，=0.78；（2）當線索不一致時，在第一次信心判斷中，外顯信心判斷顯著高于內隱信心判斷，F(xiàn)(1, 28)=25.53，p＜0.001，=0.48；在第二次信心判斷中，外顯信心判斷和內隱信心判斷的差異不顯著，F(xiàn)(1, 28)=0.03，p=0.860。

第三，考察外顯和內隱兩種判斷中，社會性線索對信心判斷的影響。（1）外顯信心判斷中，當線索一致時，第二次信心判斷等級顯著高于第一次，F(xiàn)(1, 28)=95.73，p＜0.001，=0.77；當線索不一致時，第二次信心判斷等級顯著低于第一次，F(xiàn)(1, 28)=40.17，p＜0.001，=0.59；（2）內隱信心判斷中，當線索一致時，第二次信心判斷等級顯著高于第一次，F(xiàn)(1, 28)=7.16，p=0.012，=0.20；當線索不一致時，第二次信心判斷等級顯著低于第一次，F(xiàn)(1, 28)=13.61，p=0.001，=0.33。

3.2 元認知控制

3.2.1 外顯元認知控制

外顯元認知控制以第二次再認是改變或堅持第一次的再認選擇為指標。統(tǒng)計所有被試在線索一致和線索不一致條件下“改變選擇”和“堅持選擇”的次數(shù)，進行卡方檢驗，結果見表3。

表3 不同線索一致性條件下的外顯元認知控制

結果表明，線索一致性對外顯元認知控制有顯著影響，χ2(1)=157.33，p＜0.001。具體分析顯示：（1）線索一致時，改變選擇的次數(shù)顯著少于堅持選擇的次數(shù)，χ2(1)=332.18，p＜0.001；線索不一致時，改變選擇的次數(shù)顯著少于堅持選擇的次數(shù)，χ2(1)=15.74，p＜0.001。可見，不論線索一致還是不一致，被試都更傾向于堅持自己最初的選擇。（2）改變選擇時，線索一致的次數(shù)顯著少于線索不一致的次數(shù)，χ2(1)=125.45，p＜0.001；堅持選擇時，線索一致的次數(shù)顯著多于線索不一致的次數(shù)，χ2(1)=31.87，p＜0.001。

3.2.2 內隱元認知控制

第一次再認階段。在這一階段，根據(jù)被試的選擇將兩張備選圖片分為被選擇項和未選擇項。總注視時間包括注視線索詞、被選擇項和未選擇項的注視時間的總和。進行配對t檢驗，考察被試在被選擇項和未選擇項上注視時間百分比的差異。結果見表4。

表4 第一次再認階段中不同項目的注視時間百分比（%）

結果表明，被選擇項的注視百分比顯著大于未選擇項（p＜0.001），即被試在被選擇項上有更多的注視時間。

提供社會性線索階段。根據(jù)社會性線索給出的“大多數(shù)人的選擇”的指示可以將兩個選項分為：被提示項和未提示項。以線索一致性和項目類型為自變量，注視時間百分比為因變量，進行方差分析，結果見表5。

表5 社會性線索提示階段不同項目的注視時間百分比（%）

結果表明，（1）線索一致性的主效應顯著，F(xiàn)(1, 28)=8.08，p=0.008，=0.22；（2）項目類型的主效應顯著，F(xiàn)(1, 28)=407.83，p＜0.001，=0.94；（3）線索一致性與項目類型的交互作用顯著，F(xiàn)(1, 28)=13.67，p＜0.001，=0.33。進行簡單效應分析發(fā)現(xiàn)：（1）當線索一致時，被提示項的注視時間顯著長于未提示項，F(xiàn)(1, 28)=238.47，p＜0.001，=0.90；當線索不一致時，被提示項的注視時間仍然顯著長于未提示項，F(xiàn)(1, 28)=107.59，p＜0.001，=0.79。（2）當項目類型為被提示項時，線索一致比線索不一致條件下的注視時間長，F(xiàn)(1, 28)=15.40，p=0.001，=0.36；當項目類型為未提示項時，線索一致比線索不一致情況下的注視時間短，F(xiàn)(1, 28)=7.69，p=0.010，=0.22。

第二次再認階段。在這一階段，仍以線索一致性和項目類型為自變量，以注視時間百分比為因變量，進行方差分析，結果見表6。

表6 第二次再認階段不同項目的注視時間百分比（%）

結果表明，（1）線索一致性的主效應不顯著，F(xiàn)(1, 28)=2.32，p=0.139；（2）項目類型的主效應顯著，F(xiàn)(1, 28)=33.96，p＜0.001，=0.55；（3）線索一致性與項目類型的交互作用顯著，F(xiàn)(1, 28)=54.66，p＜0.001，=0.66。進行簡單效應分析發(fā)現(xiàn)：（1）當項目類型為被提示項時，線索一致比線索不一致情況下注視時間時間長，F(xiàn)(1, 28)=35.10，p＜0.001，=0.56；當項目類型為未提示項時，線索一致比線索不一致情況下注視時間短，F(xiàn)(1, 28)=50.92，p＜0.001，=0.65。（2）當線索一致時，被提示項的注視時間顯著長于未提示項，F(xiàn)(1, 28)=104.22，p＜0.001，=0.79；當線索不一致時，被提示項的注視時間與未提示項沒有顯著差異，F(xiàn)(1, 28)=2.58，p=0.120。

4 討論

4.1 外顯與內隱元認知監(jiān)測準確性的差異

本研究證實了外顯和內隱元認知監(jiān)測的分離。第一，研究顯示內隱信心判斷的準確性更高。根據(jù)Koriat（1997）的線索應用模型，個體在進行元認知監(jiān)測時，啟發(fā)式的監(jiān)測判斷依賴于個體的內部體驗，例如提取流暢性。當個體體驗到提取答案比較快速和流暢時，他就會對這個提取結果有更高的信心。這個過程是發(fā)生在意識層面之下的，不需要有意識的思考和推斷。而且，由于提取流暢性的線索有效性很高，依據(jù)該線索做出的內隱信心判斷就比較準確。第二，外顯信心判斷出現(xiàn)的高估。多項研究都發(fā)現(xiàn)外顯信心判斷容易出現(xiàn)高估（Avhustiuk et al., 2018; Sanchez &Dunning, 2018）。但本研究中，被試的外顯和內隱信心判斷出現(xiàn)分離，即內隱監(jiān)測是準確的，只有外顯判斷出現(xiàn)高估?！吧鐣谕睢笨梢杂脕斫忉尡狙芯拷Y果：個體在內隱層面能夠準確評估自己，但是為了顯得自己表現(xiàn)好，符合社會對自己能力的期望，而在報告信心水平時出現(xiàn)高估（Fisher & Katz, 2000）。Hebart 等（2016）的研究也支持本研究的觀點，他們的研究發(fā)現(xiàn)在非常有把握的情況下，人們?yōu)榱双@得外界的肯定會表現(xiàn)得更自信（也就是高估），由此證實了“社會期望偏差”對元認知監(jiān)測的影響。

4.2 社會性線索對元認知監(jiān)測的影響

在本研究中，個體的外顯與內隱元認知監(jiān)測都受到了社會性線索的顯著影響。研究顯示：當被試選擇與社會性線索一致時，外顯和內隱的信心判斷等級就升高；反之，信心判斷等級就降低。Nicolle 等（2011）的研究也得到了類似的結果，即如果個體獲得的樣本信息與自己的判斷一致，就會降低不確定性，進而提升信心水平。Koriat（2017）在研究中給出了解釋：如果無法通過反饋確定自己的選擇是否正確，人們就會通過尋求共識來增強信心。而本研究的創(chuàng)新性發(fā)現(xiàn)是：在第一次信心判斷時，外顯信心等級是顯著高于內隱的。但在提供社會性線索后的第二次判斷中，情況發(fā)生了不同的變化：當線索一致時，雖然外顯信心判斷還是顯著高于內隱，但實際上外顯與內隱信心判斷等級的差距變大了。而當線索不一致時，外顯與內隱信心判斷的差異減小，變得不再顯著。這是因為，個體的內隱信心判斷等級降低了，而其外顯信心判斷等級也降低了，并且降幅更大。這就導致二者的等級沒有顯著差異了。由此可見，雖然外顯和內隱信心判斷都會受到社會性線索一致性的影響，但是外顯信心判斷所受影響更大，一致時增幅更大，不一致時降幅更大。這一結果再次驗證了“社會期望偏差”對外顯信心判斷的影響。當個人選擇與大多數(shù)人一致時，也就得到了外界的肯定，從而導致了外顯信心判斷更為嚴重的高估。

4.3 社會性線索對外顯與內隱元認知控制的影響

在外顯元認知控制方面的結果顯示，不論是與社會性線索一致還是不一致，被試都更多選擇了堅持自己最初的選擇。Alter 和Oppenheimer（2009）提出的加工流暢性假說可以解釋這一結果。加工流暢性可以分為編碼流暢性和提取流暢性，編碼流暢性就是個體學習過程比較順利，而提取流暢性就是個體提?。ㄔ僬J或者回憶）比較順利。而當個體的加工流暢性高時，就表明個體的學習和提取都比較順利，他的信心判斷等級就較高。并且，個體會更傾向于堅持自己的選擇。但是，相較于線索一致條件，本研究也發(fā)現(xiàn)在不一致條件下，被試更多地做出了改變。這說明外顯元認知控制確實受到了社會性線索的顯著影響。

通過眼動分析內隱元認知控制發(fā)現(xiàn)，被試會根據(jù)社會性線索的一致性來進行內隱加工。具體可以從三個方面來分析：第一，對于被提示項，線索一致條件比不一致條件的注視時間占比高。這可以理解為，被試既然看到大多數(shù)人的選擇與自己一致，就更確信了自己的再認選擇，也就不用過多考慮另一個選項。因此，被試更多注視了社會性線索的被提示項。第二，對于未提示項，當線索不一致時被加工得更多。這可以理解為，當個體發(fā)現(xiàn)自己的再認答案與大多數(shù)人不一致時，會更多考慮這個未提示項。因為，這個未提示項是被試自己的再認選擇?？梢?，被試并不會盲目輕信社會性線索，而是會分配更多時間來考慮自己的選擇。第三，在提示階段，被試更多的注視時間分配給了被提示項。但是在第二次再認階段，線索不一致時，被提示項（大多數(shù)人的選擇）與未提示項（自己最初的選擇）的加工資源沒有差異。由此推測，在第二次再認階段，被試在對比和權衡大多數(shù)人的選擇和自己的選擇。另一方面也說明，被試并不會盲從大多數(shù)人的選擇，而是會進行信息整合，慎重考慮社會性線索與自己所選的答案（Kostons et al., 2009; Yaniv &Milyavsky, 2007）。

5 結論

本研究利用創(chuàng)新的實驗任務和眼動分析技術，考察了社會性線索對內隱和外顯元認知監(jiān)控的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，內隱和外顯元認知監(jiān)測確實存在分離，表現(xiàn)為內隱監(jiān)測的準確性更高、更穩(wěn)定，而外顯監(jiān)測受社會性線索的影響更大；第二，內隱和外顯的元認知控制表現(xiàn)趨同，即無論與大多數(shù)人的選擇是否一致，個體多數(shù)情況下還是會堅持自己最初的選擇。