Да ли тестирање побољшава ново учење јер изолује од проактивних сметњи?(1)

Пошто је ПИ теоретски неутралан, овај налог за ослобађање од ПИ оставља отворене механизме кандидата кроз које интерполирано тестирање побољшава ново учење. ПИ може деградирати накнадно учење кроз процесе који раде или при преузимању или кодирању. У овом раду смо се фокусирали на објашњење ПИ засновано на проналажењу за ефекат тестирања унапред. Шпунар и др. (2008) приписују ефекат тестирања унапред побољшању дискриминације на листи – идеја је да тестирање појачава задржавање тестираних ставки, што је заузврат омогућило учесницима да боље разликују чланство на листама проучаваних ставки и да избегну упадице (видети такође Цхан & МцДермотт, 2007; Јанг & Хубер, 2008; Постман ет ал., 1968; Постман & Кеппел, 1977) – сходно томе, оригинална концептуализација налога за ослобађање из ПИ била је фокусирана на процесе преузимања, а ми смо урадили исто овде.

Ефекти Цистанцхе-побољшају памћење

Кликните овде да видите Цистанцхе Импрове Мемори производе

【Затражите више】 Е-пошта:cindy.xue@wecistanche.com / Вхатс Апп: 0086 18599088692 / Вецхат: 18599088692

Апстрактан

Полагање теста на претходно наученом материјалу може побољшати ново учење. Једно од објашњења за овај ефекат тестирања унапред је да проналажење инокулише ученике од проактивне интерференције (ПИ). Иако је овај извештај о ослобађању из ПИ добио значајну емпиријску подршку, већина постојећих доказа је пре корелација него узрочна. Тестирали смо овај налог манипулисањем нивоом ПИ који учесници доживљавају док су проучавали неколико листа док су примали интерполиране тестове или не. У експериментима 1 и 2, открили смо да је тестирање користило новом учењу на сличан начин, без обзира на ниво ПИ. Ови резултати су у супротности са онима из Нунеса и Веинстеина (Мемори, 20(2), 138–154, 2012), који нису открили ефекат претходног тестирања када су услови кодирања минимизирали ПИ. У експериментима 3 и 4 нисмо успели да поновимо њихове резултате. Заједно, наши подаци указују да би смањени ПИ могао бити нуспродукт, а не узрочни фактор, ефекта претходног тестирања.

Предности цистанцхе тубулоса-Побољшајте памћење

Кључне речи

Пракса преузимања · Ново учење · Ефекат тестирања унапред · Проактивно сметње

Увод

Многи ученици и наставници тестове сматрају средством за оцењивање (Боннер, 2009; Карпицке ет ал., 2009). Међутим, велики број истраживања је утврдио да полагање тестова побољшава учење (Цхан, Меисснер, ет ал., 2018; Карпицке & Роедигер, 2008; Ровланд, 2014; за изузетке, видети Цхан ет ал., 2017; Давис & Цхан, 2015; Финн & Роедигер, 2013). Повољни ефекти тестирања могу се класификовати на два начина. С једне стране, тестирање промовише учење тестираног материјала, што се понекад назива ефекат тестирања уназад. С друге стране, тестирање претходно проученог материјала побољшава накнадно учење новог материјала, што се понекад назива ефекат тестирања унапред. Овај последњи ефекат је у фокусу тренутне студије.

Ефекат претходног тестирања се често испитује коришћењем парадигме учења са више листа, интерполиране парадигме тестирања. На почетку студије, учесницима је речено да могу или не морају да полажу тест након проучавања сваке листе. Али у ствари, учесници у тестираном стању увек полажу тест након сваке листе, док они у контролном услову или поново проучавају листу или раде додатни задатак као што је решавање математичких задатака. Сви учесници се тестирају на коначној, циљној листи (Слика 1 приказује дизајн наших експеримената, али су такође у складу са канонским дизајном који се користи у литератури). Ако испитани учесници имају бољи учинак на циљном тесту од контролних учесника, онда је интерполирано тестирање олакшало ново учење (тј. ефекат тестирања унапред). Ефекат тестирања унапред је снажан и примећен је у различитим условима (за преглед, видети Цхан, Манлеи, ет ал., 2018).

Шта ради цистанцхе - Побољшава памћење

Иако постоји богата литература о ефекту тестирања унапред, већина студија је емпиријски оријентисана (упореди Цхан ет ал., 2020; Цхан, Манлеи, ет ал., 2018; Клиегл & Баумл, 2021). Недавно су истраживачи почели да истражују механизме који леже у основи ефекта (за преглед, видети Цхан, Меисснер, ет ал., 2018; Пастоттер & Баумл, 2014; Ианг ет ал., 2018), али је број емпиријских студија далеко надмашио оно теоријских. Стога је циљ тренутне студије био да прошири теоријско разумевање ефекта тестирања унапред. Конкретно, пружили смо критички тест ослобађања од проактивног објашњења сметњи (Сзпунар ет ал., 2008; Ианг ет ал., 2018), који сугерише да интерполационо тестирање олакшава накнадно учење јер изолује учеснике од нагомилавања проактивних сметњи (ПИ ) из претходног учења. У наставку ћемо прегледати релевантну литературу и објаснити мотивацију наше студије.

Слика 1 Дизајн за четири експеримента. С=Студија, М=Математика, Т=Тест. Субскриптови означавају структуре листа (МЛ=Мешовита листа, БЛ=Блокирана листа). У мешовитој листи представљене су речи из више категорија. На листи блокираних су представљене речи из једне категорије. Број у индексима означава број листе (нпр. Л1=Листа 1, Л2=Листа 2)

Проактивно сметње и ефекат тестирања унапред

Проактивно ометање игра важну улогу у учењу ученика. Претпоставимо да неки студенти похађају курсеве шпанског и француског језика истог дана. Током часа шпанског научили су да реч амор значи љубав. Неколико сати касније, током часа француског, научили су да амоур (са "у") значи љубав. Касније, ако се од ученика тражи да напишу љубав на француском, можда ће се сетити амор уместо амор. Овај пример показује један сценарио у којем претходно учење (шпанског) омета ново учење (француског), односно проактивно ометање (ПИ).

ПИ се широко сматра главним извором заборављања (за прегледе, видети Цровдер, 1976; Клиегл & Баумл, 2021). У једној од најранијих демонстрација ефекта тестирања унапред, Тулвинг и Воткинс (1974) су сматрали изолацију ПИ као узрочни фактор за ефекат. У својој студији, учесници су проучавали две листе (прва која садржи АБ асоцијације, а друга која садржи АЦ асоцијације), а затим су покушали да се присете речи са обе листе у тесту модификованог-модификованог слободног опозива (ММФР). Кључна манипулација је била да ли су учесници тестирани на првој, АБ листи пре него што су научили другу, АЦ листу (тј. присуство или одсуство интерполираног тестирања), а њихови резултати су показали да је непосредно тестирање Листе 1 у великој мери повећало присећање на Листу 2 Тулвинг и Воткинс су протумачили ово откриће тако да показује да „интерполација активности која захтева експлицитно проналажење ускладиштених информација изгледа да изолује АБ листу од АЦ листе на начин који уклања прву као ометајућу компоненту у учењу друге“ (стр. 192).

Такмичење у одговорима је механизам кроз који ПИ отежава накнадно учење. Конкретно, у поређењу са ситуацијом у којој учесници уче само циљну листу, претходно учење повећава број кандидата за проналажење за дати знак, а ове ставке се такмиче једна с другом и ометају присјећање циљне ставке(а). Широко прихваћен начин да се измери ниво конкуренције одговора и ПИ је путем упада ставки са нециљаних листа(а) током тестирања опозива (Баумл & Клиегл, 2013; Цхан, Меисснер, ет ал., 2018; Цровдер, 1976; Дарлеи & Мурдоцк, 1971; Пиерце ет ал., 2017; Постман & Хасхер, 1972; Ундервоод, 1975; Ианг ет ал., 2018; Заромб & Роедигер, 2010).

Експеримент са цистанцхе десертицола

Као доказ да интерполирано тестирање промовише ново учење вакцинацијом ученика против утицаја ПИ, бројне студије су показале да интерполирано тестирање може смањити упаде из претходног учења. На пример, Дарлеи и Мурдоцк (1971) су открили да је много мања вероватноћа да ће ученици упасти у претходно тестиране предмете од оних који раније нису тестирани. У својој студији, учесници су проучавали десет листа речи док су очекивали кумулативни тест. Након што су проучили сваку листу, учесници су одмах тестирали половину листа и бројали по тројке за остале листе. Када су испитивали учесталост упада на претходне листе током тестова непосредног опозива, Дарлеи и Мурдоцк су открили да већина упада (тј. 81 проценат) припада нетестираним листама, што показује да би тестиране ставке могле бити мање подложне конкуренцији одговора него нетестирани предмети. Ово финансирање се може тумачити као доказ за предност у раној селекцији (тј., мање је вероватно да ће тестирани предмети пасти на памет када учесници покушавају да пронађу управо проучене, нетестиране ставке) или као предност касне корекције (тј. учесници могу лако задрже преузету ставку ако се сете да је предмет опозван). У сваком случају, обе могућности сугеришу да би корист од тестирања могла произаћи из смањења ПИ.

Ослободи‑са‑ПИ налога

У студији која је оживела интересовање за феномен ефекта тестирања унапред, Сзпунар ет ал. (2008) су показали да су након проучавања пет међусобно повезаних листа речи, учесници који су били тестирани на листама 1–4 починили мање упада током позивања на Листу 5 од учесника који нису били тестирани на листама 1–4. Штавише, испитани учесници су се сетили више ставки са Листе 5 него учесници у контроли. На основу ових резултата, Шпунар и колеге су предложили налог за ослобађање од ПИ – тако да је тестирање инокулисаних учесника против нагомилавања ПИ, што је заузврат било одговорно за предности учења Листе 5 међу тестираним учесницима. Друге студије су такође објавиле сличне налазе да повремено тестирање смањује упаде и подстиче ново учење (Цхан, Манлеи, ет ал., 2018; Веинстеин ет ал., 2011, 2014; Ианг ет ал., 2018).

Пошто је ПИ теоретски неутралан, овај налог за ослобађање од ПИ оставља отворене механизме кандидата кроз које интерполирано тестирање побољшава ново учење. ПИ може деградирати накнадно учење кроз процесе који раде или при преузимању или кодирању. У овом раду смо се фокусирали на објашњење ПИ засновано на проналажењу за ефекат тестирања унапред. Шпунар и др. (2008) приписују ефекат тестирања унапред побољшању дискриминације на листи – идеја је да тестирање појачава задржавање тестираних ставки, што је заузврат омогућило учесницима да боље разликују чланство на листама проучаваних ставки и да избегну упадице (видети такође Цхан & МцДермотт, 2007; Јанг & Хубер, 2008; Постман ет ал., 1968; Постман & Кеппел, 1977) – сходно томе, оригинална концептуализација налога за ослобађање из ПИ била је фокусирана на процесе преузимања, а ми смо урадили исто овде.

Ако интерполирано тестирање побољшава ново учење јер смањује ПИ, онда предност тестирања унапред за исправно присјећање треба да буде праћена смањењем упада. У складу са овом идејом, у недавној мета-анализи (Цхан, Меисснер, ет ал., 2018), од 38 студија у којима је примећен ефекат тестирања унапред и пријављени упади, 36 је открило да интерполирано тестирање смањује упаде, што даје тежину на налог за ослобађање из-ПИ. Међутим, ово резоновање је засновано на корелацији (заиста, у свим студијама, постоји снажна корелација између величине ефекта тестирања унапред у исправном опозиву и упада у податке Цхан ет ал., р=-.60). , п < .001), а неколико студија је пружило директан тест налога за ослобађање од ПИ. Конкретно, ако интерполирано тестирање потенцира ново учење смањењем утицаја ПИ, онда величина ефекта претходног тестирања треба да зависи од нивоа ПИ који су искусили ученици – то јест, користи од тестирања треба да буду израженије када се од ученика очекује да искуство веће ПИ.

Шпунар и др. (2008) пружили су директан тест налога за ослобађање из ПИ у експерименту 2. Конкретно, они су манипулисали ПИ тако што су мењали број нетестираних листа које су учесници морали да проуче пре циљне листе (видети Слику С1 Онлине Додатни материјал (ОСМ) на хттпс://осф.ио/вгхбц/ за њихов дизајн), а ПИ је дизајниран да се надограђује на листама. Учесници у стању тест-сваке листе треба да буду мање подложни негативним ефектима ПИ. Насупрот томе, они у контролним условима су тестирани на само једној листи међу листама 2–5 (нпр. једна група је тестирана само на листи 2, једна група на листи 3, итд.), а очекивало се да ће ниво ПИ да бити пропорционалан броју нетестираних листа пре тестирања. У складу са претпоставком да претходно тестирање смањује накупљање ПИ када се упореди број упада које су произвели учесници у контролним условима са учесницима у условима тест-сваке листе, Сзпунар ет ал. открили су да су упади расли како се повећавао број нетестираних листа, а овај пораст упада је био праћен повећањем ефекта тестирања унапред ради исправног опозива.

Иако су резултати Шпунара и сарадника (2008) подржали налог ослобађања из ПИ, манипулисање нивоом ПИ према броју листа студија изазива проблем интерпретације јер је ова манипулација ПИ помешана са учесталошћу тестирања. Када се упореде учесници у услову тест-свака листа са учесницима у контролном стању, користи од интерполираног тестирања су биле веће када су учесници у контролном стању проучавали више нетестираних листа. Једно тумачење овог налаза је да интерполирано тестирање смањује утицај конкуренције одговора током опозива, што доводи до ефекта тестирања унапред. Међутим, и друга објашњења су подједнако одржива. На пример, семантичко груписање у опозиву, које служи као индикација организације меморије, повећава се са учесталошћу тестирања (Цхан ет ал., 2020; Заромб & Роедигер, 2010), а ово финансирање се обично приписује оптимизацији стратегије. Даље, повећање броја интерполираних тестова може промовисати пажљиво кодирање због честе појаве сигнала тестирања учесницима да ће вероватно бити поново тестирани ускоро – тако да учесници доживљавају повећање очекиваног трајања теста. Критично је да ниједан од ових налога не захтева ослобађање од-ПИ као механизам објашњења. У нашем прегледу литературе, све студије (осим студије Нунес & Веинстеин, 2012., описане у наставку) које су пружиле подршку за налог за ослобађање из ПИ пате од сличних проблема, тако да постојећи подаци не пружају недвосмислену подршку за издавање -са-ПИ налога.

Цистанцхе прах

ПИ манипулација методом промене садржаја

У овој студији, желели смо да изолујемо нашу ПИ манипулацију од учесталости тестирања. У том циљу, променили смо ПИ користећи метод промене садржаја у традиционалној Браун-Петерсоновој парадигми (Бровн, 1958; Петерсон & Петерсон, 1959). Укратко, ПИ се акумулира када учесници проучавају низ сличних предмета (нпр. речи из исте категорије, као што је воће), али када се садржај предмета студије промени (нпр. на речи у другој категорији, као што су животиње) , ученици доживљавају ослобађање од проактивне интерференције јер могу да искористе промену семантичке категорије да ограниче своју претрагу меморије током извлачења (нпр. покушајем да извуку само животиње, Вицкенс ет ал., 1963, 1981).

Парадигма промене садржаја је идеално прикладна за истраживање налога за ослобађање из ПИ из два разлога. Прво, овај метод нам је омогућио да манипулишемо нивоом ПИ који су учесници искусили без промене количине информација које су морали да проуче. Што је још важније, метод промене садржаја пружа начин да варирате ПИ у категорисаним листама без промене речи које учесници проучавају у различитим условима. То јест, сви учесници су проучавали исте речи, али је ПИ манипулисан путем редоследа презентације. Друго, пошто је наш теоријски циљ да истражимо да ли је ослобађање из ПИ, као феномен заснован на преузимању, одговоран за појаву ефекта тестирања унапред, посебно је обећавајуће да је промена садржаја идентификована као процедура која посебно утиче на преузимање. компонента ефеката ПИ (Енгле, 1975; Гардинер ет ал., 1972; Клиегл & Баумл, 2021; Виктед & Рохрер, ​​1993).

Користећи методу промене садржаја, Нунес и Вајнштајн (2012) су известили, према нашим сазнањима, о једином узрочно-последичном доказу за налог ослобађања из ПИ. У својим експериментима, учесници су проучавали пет сетова речи Деесе-Роедигер-МцДермотт (ДРМ, Роедигер & МцДермотт, 1995). У експерименту 1, речи које су припадале свакој ДРМ теми биле су распоређене на пет листа студија, при чему је свака листа садржала три сарадника из шест ДРМ тема. Тестирани учесници су радили тест након сваке листе, док су контролни учесници решавали математичке задатке после Листа 1–4 и полагали тест тек после Листе 5. Није изненађујуће, примећен је ефекат тестирања унапред (тачно=0.77, упад=1.29).

Иако су резултати Нунесовог и Веинстеиновог (2012) експеримента 1 проширили ефекат тестирања унапред са листа категорисаних по категоријама на асоцијативне ДРМ листе (Веинстеин ет ал., 2010), критични налази су дошли из Експеримента 2. Овде су речи из сваког ДРМ-а тема је заузимала једну студијску листу између листа 1 и 4. Пета листа је била слична Експерименту 1, тако да је укључивала три речи из сваке од четири проучаване ДРМ теме. Кључни налаз је да су се учесници у тестираним и контролним условима присетили практично идентичних пропорција речи циљне листе – није било ефекта претходног тестирања. Штавише, учесници у оба стања су произвели врло мало упада. Према Нунес и Веинстеин, када је свака листа садржала једну ДРМ тему, промена семантичког садржаја на листама ослободила је учеснике негативног утицаја ПИ. Ако интерполирано тестирање потенцира ново учење јер ослобађа ученике од ПИ, и ако прекидач садржаја минимизира нагомилавање ПИ у контролном стању, онда предности интерполираног тестирања постају неважне и ефекат тестирања унапред треба елиминисати. То се догодило у Нунесовом и Вајнштајновом експерименту 2, пружајући тако снажну подршку налогу за ослобађање из ПИ.

Према нашим сазнањима, Нунес и Вајнштајн (2012) је једина студија која је испитала налог за ослобађање из ПИ користећи метод промене садржаја. Међутим, неколико карактеристика њихових експеримената отежавало је доношење чврстих закључака. Прво, пошто Нунес и Вајнштајн нису манипулисали редоследом презентације у истом експерименту, потребно је унакрсно експериментално поређење између експеримената 1 и 2 да би се утврдило да ли је смањење ПИ ослабило ефекат тестирања унапред. Друго, главни закључак Нунесове и Вајнштајнове студије зависи од нултог ефекта (тј. нема ефекта тестирања унапред) у експерименту 2, али тај експеримент је имао само 35 учесника и критичко поређење је било између субјеката.1 На крају, материјали су се разликовали по њиховим Експерименти 1 и 2 (нпр. свака листа се састојала од 18 речи у експерименту 1, али само 12 речи у експерименту 2), а Нунес и Веинстеин нису у потпуности уравнотежили своје речи на листама студија, као што је да речи које су се појавиле на циљној листи никада појавио на другим листама. Недостатак противтеже ограничио је генерализацију резултата – могуће је да уместо да манипулација са ниским ПИ елиминише ефекат тестирања унапред у Експерименту 2, специфичне речи које су се појавиле на Листи 5, из неког разлога, нису биле подложне да би се демонстрирао ефекат тестирања унапред. Иако се ова могућност може чинити удаљеном, заслужује пажњу јер су Нунес и Вајнштајнова циљна листа садржавале потпуно различите речи у њиховим експериментима 1 и 2, што је погоршало потешкоће у извлачењу закључака на основу овог унакрсног експерименталног поређења.

Тренутна студија

У нашим експериментима 1 и 2, манипулисали смо ПИ и интервентним задацима у факторијалном дизајну између субјеката (види слику 1). Конкретно, ПИ је изманипулисан представљањем речи из исте категорије на листама (Хигх-ПИ) или унутар листа (ЛовПИ), а интервентним задатком се манипулисало тако што је учесницима дао интерполирани тест или интерполирану фазу поновног проучавања након сваке нециљне листе. Сви учесници су полагали тест на коначној, циљној листи. У условима високог ПИ, учесници су проучавали мешовите листе које се састоје од речи из неколико категорија, са различитим речима из истих категорија које се појављују на свакој листи, пружајући на тај начин прилику да се ПИ акумулира. У условима са ниским ПИ, учесници су проучавали блокиране листе које садрже речи из јединствене категорије за листе 1–4, а померање категорије кроз листе је дизајнирано да ослободи нагомилавање ПИ. Ако се ефекат тестирања унапред појави зато што тестирање изолује накупљање проактивних сметњи, требало би да приметимо мањи ефекат тестирања унапред у ниском ПИ него у стању високог ПИ. На основу података из Нунеса и Веинстеиновог експеримента 2 (2012), могло би се очекивати да ће ефекат тестирања унапред бити елиминисан у условима ниског ПИ јер би манипулација променом садржаја требало да негира предност интерполираног тестирања у смањењу ПИ. За преглед, супротно овом предвиђању, пронашли смо снажан ефекат тестирања унапред и у условима високог ПИ и ниског ПИ, а на величину ефекта није утицала манипулација ПИ. Стога смо имали за циљ да директно реплицирамо Нунесов и Вајнштајнов експеримент 2 у нашим експериментима 3 и 4.

Експеримент 1

Метод

Дизајн и учесници

Учесници су били 119 студената додипломских студија са Државног универзитета Ајове који су завршили експеримент за кредите за курс. Било је 29 учесника у високом ПИ, тестном стању, 30 у високом ПИ, стању поновног проучавања, 32 у ниском ПИ, тестном стању и 30 у ниском ПИ, стању поновног проучавања. Подаци од 14 учесника нису анализирани јер три (тј. један у високом ПИ, тестном стању; два у ниском ПИ, стању поновног проучавања) нису пратили упутства, а грешка у програмирању је учинила податке за 11 учесника неупотребљивим (тј. , шест у Лов-ПИ, Тест стање; пет у Лов-ПИ, Рестуди стање). Коначни узорак је укључивао податке од 107 учесника, од којих је 28 у високом ПИ, тестном стању, 30 у високом ПИ, стању поновног проучавања, 26 у ниском ПИ, тестном стању и 23 у ниском ПИ, стању поновног проучавања . Спровели смо анализу снаге осетљивости користећи Г*Повер (Фаул ет ал., 2007) да бисмо израчунали величину ефекта која се може детектовати на основу наше прикупљене величине узорка. Користили смо услов ниског ПИ (комбиновани н=49) за ову анализу јер је овај услов имао мање учесника од услова високог ПИ. Минимална величина ефекта која се може детектовати са снагом .80 била је д=0.82, што је било упоредиво са величином метааналитичког ефекта (д=0.75, Цхан, Меисснер, ет ал., 2018). Као што ће постати очигледно, неадекватна статистичка снага никада није била проблем у нашим експериментима, пошто су наше посматране величине ефекта увек прелазиле ову минималну величину ефекта који се може детектовати (на 0,80 снаге) без обзира да ли су учесници били у стању високог или ниског ПИ.

Материјали и поступак

За експерименте 1 и 2, одлучили смо да користимо материјале који су слични већини студија које су показале ефекат тестирања унапред. У том циљу, одабрали смо речи из четири категорије (тј. воће, животиње, делови тела и спорт) од којих је свака имала најмање 20 примера у нормама Ван Оверсцхелде, Равсон и Дунлоски (2004). Просечне оцене типичности се нису разликовале по категоријама (Мфруитс=.18, Манималс=.18, Мбодипартс=.18, Мспортс=.18), Ф(3 , 76)=0.01, п=.999, Б01=14.45.

Учесници су проучавали пет 16-листа речи. У условима високог ПИ, свака листа је садржала четири примера из сваке од четири категорије. Просечне оцене типичности се нису разликовале по листама (опсег=.17 – .18), Ф(4, 75)=0.01, п=.999, Б{{11 }}.44. Све речи на листи су представљене псеудо-случајним редоследом, при чему ставке из исте категорије никада нису представљене узастопно. У условима ниског ПИ, свака од прве четири листе је садржала речи из једне категорије представљене насумичним редоследом (нпр. Листа 1 може да садржи само воће, листа 2 може да садржи само животиње). Што је најважније, Листа 5 је била идентична за учеснике иу условима ниског ПИ и високог ПИ, и садржала је четири нове речи из сваке од четири проучаване категорије. Дакле, ПИ је изманипулисан структуром листа 1–4. Погледајте врх Додатка А за комплетан сет материјала.

Учесници у групама до осам завршили су експеримент на рачунарима одвојеним разделницима. Учесници су обавештени да ће проучити неколико листа од 16 речи, при чему је свака реч представљена два пута. Такође им је речено да ће након проучавања сваке листе решити неке математичке задатке, а затим ће од њих бити затражено да се присете управо представљене листе или да поново проуче листу. Критично, учесници су обавештени да је рачунар насумично одредио да ли ће се тест дати након сваке листе, тако да би од њих могло да се „тражи да се сете речи после сваке листе, после само једне или две листе, или никада уопште“. У ствари, учесници су или добили тест за сваку листу (услов тестирања) или су тестирани само на Листи 5 (услов поновног проучавања). Да би се осигурало да ће учесници намјерно проучавати сваку листу, даље им је речено да постоји кумулативни тест присјећања за све листе без обзира на то колико тестова су примили.

На почетку сваке листе, промпт 2- је обавестио учеснике о броју листе (нпр. „Ово је листа речи 1“), након чега је уследио крст за фиксирање 1-. Затим су речи представљене на 4 с по комаду са 500- мс интервалом међустимулуса. Свака листа је представљена два пута без паузе и други редослед представљања се разликовао од првог. Додељивање речи листама је било противтежа међу учесницима. Након проучавања сваке листе, учесници су завршили десет алгебарских задатака за 6 с сваки да би очистили краткорочно памћење, а затим су добили упит за опозив или поновно проучавање. Учесници у тестном стању имали су 60 с да се сете речи са најновије листе, док су они у стању поновног проучавања поново видели исте речи, али у новом насумичном редоследу. Свим учесницима је дато 60 с да се присете речи са Листе 5. Ефекат тестирања унапред је пронађен ако учесници у условима теста запамте више речи са Листе 5 него учесници у услову поновног проучавања. Учесници су затим испунили задатак у распону читања (Цонваи ет ал., 2005) као активност пуњења током 20 минута, а затим су полагали кумулативни тест сећања на листама 1–5. Укључени су РСПАН и кумулативни задаци опозива како би се осигурало да експеримент траје приближно 40 минута у сврху одобравања кредита за курс и да се не бодује. Коначно, учесници су попунили кратку анкету о демографији и добили су брифинг.

Табела 1 Нециљне, интерполиране перформансе теста у експериментима 1–4

Белешка. Стандардне девијације су у заградама

Резултати

Ради комплетности, пропорције исправног опозива за нециљне листе су приказане у табели 1. Али фокус нашег истраживачког циља је био опозив циљне листе. За све експерименте, прво извештавамо о учесталости упада током позивања листе циљева, што обезбеђује меру ПИ. Дефинисали смо упаде као опозив речи са било које нециљне листе. Екстралистички упади нису узети у обзир јер не представљају проактивно ометање претходног учења са листе. Ако је ПИ манипулација била успешна, требало би да буде мање упада у условима ниског ПИ него у условима високог ПИ.

У свим експериментима, учесници чији су упади били већи од 2 СД од средње вредности сматрани су изванредним. С обзиром да смо изричито рекли учесницима да се присете речи само са најновије листе, они који су починили веома велики број упада можда нису следили упутства. На пример, ако се учесник сетио осам речи за намештај одмах након што је проучио списак животиња, мислимо да је вероватно да овај учесник није следио упутства. Да бисмо били свеобухватни, спровели смо све наше анализе са и без одступања. Резултате без изузетака извештавамо као подразумеване, али такође истичемо када је укључивање одступања довело до различитих закључака (да бисмо прегледали, само једна анализа у Експерименту 3 је дала другачији резултат). Поред тога, комплетан скуп података је на Оквиру за отворену науку на хттпс://осф.ио/вгхбц/ и сл. С2 и С3 ОСМ-а представљају резултате укључујући ванредне вредности. Ниједан од експеримената није био унапред регистрован.

Након пријављивања података о упаду, ми пријављујемо тачан опозив листе циљева. Испитали смо да ли ниво ПИ утиче на величину ефекта тестирања унапред. Ако смањени ПИ игра узрочну улогу, требало би да приметимо мањи ефекат тестирања унапред у условима ниског ПИ него у условима високог ПИ. Такође смо испитали корелацију између упада и исправног опозива на листи циљева. Очекујемо да би две варијабле требало да буду негативно повезане тако да учесници са мање упада треба да покажу боље тачно присећање - имајте на уму, међутим, ова корелација не имплицира узрочност.

За статистичке закључке користили смо двостране тестове са ⍺=.05. Такође извештавамо о Бајесовим факторима. Када је резултат значајан, извештавамо о Б10, што указује на подршку алтернативној хипотези; када резултат није значајан, пријављујемо Б01, што указује на подршку нулте хипотезе. Узели смо овај приступ тако да већи Бајесов фактор увек указује на већу подршку ефекту (нултом или другом) који се разматра. Све Бајесове анализе су обављене коришћењем подразумеваних приоритета (ЈАСП тим, 2020).

Упади током опозива Листе 5

У целом узорку средња учесталост упада је била 1,03, а стандардна девијација 1,84. Сходно томе, подаци од пет учесника који су починили више од 4,71 упада (тј. 1,03 плус 2*1.84=4.71) сматрани су изванредним и искључени из анализа. Леви панел на слици 2 приказује податке о упаду. Спровели смо 2 (интервентивни задатак: тест наспрам поновног проучавања) × 2 (ПИ ниво: висок наспрам низак) АНОВА са учесталошћу упада током позивања на Листу 5 као зависну варијаблу. Постојао је значајан главни ефекат интервентног задатка, Ф(1,98)=34.84, п < .001, д=1.14, Б10=108753.94, тако да поново проучавани учесници (М=1.31) починили су више упада од тестираних учесника (М=0.19). Није изненађујуће да интерполирано проналажење смањује упаде, јер је ефекат нашироко демонстриран (Цхан, Манлеи, ет ал., 2018; Сзпунар ет ал., 2008; Веинстеин ет ал., 2011). Још важније за садашње сврхе, главни ефекат нивоа ПИ је био значајан, Ф(1,98)=12.27, п=.002, д=0.59, Б{ {40}}.36, са учесницима у условима високог ПИ (М=1.02) који чине скоро три пута више упада у односу на учеснике у условима ниског ПИ (М=0.38), што показује да је наша манипулација ПИ била успешна.

Слика 2 Учесталост упада током опозива Листе 5 (лево) и пропорција исправног опозива Листе 5 (десно) као функција интервенционог задатка и нивоа ПИ у Експерименту 1. Траке грешака приказују описне 0,95 интервала конференције. Свака тачка представља податке од појединачног учесника. Јиттер је уведен да би се тачке података распоредиле хоризонтално како би се повећала видљивост

Интеракција између интервентног задатка и нивоа ПИ је такође била значајна, Ф(1,98)=5.61, п=.020, ηп 2=.04, Б{{8} }.73. Конкретно, тестирани учесници су произвели минималне упаде без обзира на ниво ПИ (МХигх-ПИ=0.29 наспрам МЛов-ПИ=0.08), т(52)=1.50, п=.139, д=0.41, Б01=1.45, али су испитани учесници произвели знатно мање упада ако су били у стању ниског ПИ него у стању високог ПИ (МХигх -ПИ=1.81 наспрам МЛов-ПИ=0.73), т(46)=3.02, п=.004, д=0 .87, Б01=9.70.

Листа 5 исправног опозива

Десни панел на слици 2 приказује тачне податке о опозиву листе 5. Иста 2 × 2 АНОВА показала је главни ефекат за интервентни задатак, Ф(1,98)=15.95, п < .001, д=0.81, Б{{ 11}}.75, што показује ефекат тестирања унапред (Мтест=.51 наспрам Мрестуди=.34). Манипулација ПИ није утицала на исправно опозив (МХигх-ПИ=.43 наспрам МЛов-ПИ=.44), Ф(1,98)=0.05, п {{27 }} .826, д=0.05, Б01=4.64. Од већег интереса, ефекат интеракције такође није био значајан, Ф(1,98)=0.78, п=.379, ηп 2=.01, Б01=2 .95. Супротно очекивању да би смањење ПИ такође смањило величину ефекта претходног тестирања, тест група је знатно надмашила групу која је поново проучавала у оба услова ниског ПИ (Мтест=.50 наспрам Мрестуди=.36), т(46)=2.78, п=.008, д=0.81, Б10=5.88 и услов ХигхПИ (Мтест { {57}} .52 наспрам Мрестуди=.32), т(52)=3.00, п < .001, д=0.82, Б10=9 .76. Величина ефекта претходног тестирања (тј. величина ефекта) била је скоро идентична без обзира на стање ПИ. Снажан ефекат тестирања унапред у условима Лов-ПИ био је у јасној супротности са подацима Нунеса и Веинстеиновог експеримента 2. Иако манипулација ПИ није утицала на ефекат тестирања унапред, као што је предвиђено налогом за ослобађање из ПИ, приметили смо значајну негативну корелацију између упада и исправног опозива, р(100)=-.45, п < .001, Б10=8154.72, тако да су појединци који су се сетили тачнијих ставки такође произвели мање упада (видети слику 3). Детаљнија испитивања су открила да су ову корелацију у великој мери водили учесници у услову поновног проучавања, р(46)=-.45, п < .001, Б10=25.82, пошто су учесници у условима теста имали ниво упада близу пода, чиме се ограничава опсег резултата ове променљиве и минимизира вероватноћа проналажења било какве корелације, р(52)=-.15, п=.284, Б{{92 }}.37.

Дискусија

Сврха експеримента 1 је била да испита да ли је величина ефекта тестирања унапред подложна разликама у проактивном закључивању. Као што се очекивало, учесници у стању високог ПИ произвели су више упада од својих колега са ниским ПИ. Даље, ефекти ПИ су ублажени интерполираним тестирањем. Укратко, подаци о упаду потврдили су нашу манипулацију ПИ. Упркос овим резултатима, манипулација ПИ није утицала ни на пропорцију тачног опозива ни на величину ефекта тестирања унапред, што сугерише да би ослобађање од проактивних сметњи могло бити последица, а не узрок, ефекта претходног тестирања. Додатни интригантан резултат је била снажна негативна корелација између тачног присећања и упада, иако је само на ово друго утицао ПИ. По номиналној вредности, ова корелација је у складу са налогом за ослобађање из ПИ јер су учесници који имају мање ПИ показали боље памћење, тако да тестирање може побољшати ново учење јер смањује нагомилавање ПИ. Импликације ове корелације потпуније разматрамо у Општој дискусији, али довољно је рећи да наши подаци указују на то да негативна повезаност између исправног присећања и упада не имплицира узрочност. Уместо тога, спајање ових варијабли може бити вођено трећом варијаблом, као што је повећана пажња или побољшана организација меморије због тестирања (Цхан ет ал., 2020).

Слика 3 Дијаграм расипања који приказује однос између учесталости упада током опозива Листе 5 и пропорције исправног опозива Листе 5 у Експерименту 1. На индивидуалној основи, учесталости упада су увек цели бројеви, тако да је дошло до значајног преклапања података бодова. Да бисмо побољшали видљивост густине података, увели смо подрхтавање да бисмо хоризонтално дисперговали тачке података

Иако подаци у Експерименту 1 показују да смањење ПИ можда неће играти узрочну улогу у ефекту тестирања унапред, остало је могуће да смо приметили ефекат тестирања унапред у условима ниског ПИ јер је наша манипулација ПИ била преслаба. Конкретно, учесници у стању са ниским ПИ, Рестуди су можда и даље имали знатно већи ПИ од својих тестираних колега, јер Листа 5 садржи речи из категорија које су се појавиле на листама 1–4. Ова могућност се може испитати упоређивањем података о упаду између тестираних и поново проучаваних учесника у условима ЛовПИ. Чак и када је ПИ требало да буде низак, тестирани учесници (М=0.08) починили су много мање упада него поново испитани учесници (М=0.73), т(46)=3 .10, п=.003, д=0.90, Б10=11.58. Овај налаз показује да наша манипулација није учинила моћ тестирања смањења ПИ неважном, што би могло објаснити зашто смо пронашли ефекат тестирања унапред у стању ниског ПИ.

У експерименту 2, имали смо за циљ да додатно смањимо ПИ за учеснике у стању ниског ПИ. У том циљу, свака листа, укључујући и циљну листу, укључивала је само речи из једне категорије. Логика је да се минимизира утицај ПИ на учење и памћење циљне листе елиминисањем могућности да речи у циљној листи подсећају учеснике на претходно проучаване листе.

Експеримент 2

Метод

Дизајн и учесници

Ниво ПИ (висок наспрам низак) и Интервенциони задатак (тест наспрам поновног проучавања) су манипулисани између испитаника. Учесници су били 120 студената основних студија са Државног универзитета Ајове који су учествовали у кредитима за курс. Подаци од пет учесника нису анализирани јер три нису пратила упутства, а два су укључивала компјутерску грешку. Коначни узорак је тако укључивао податке од 115 учесника, од којих је 31 у високом ПИ, стање поновног проучавања, 28 у високом ПИ, тестно стање, 28 у ниском ПИ, тестном стању и 28 у ниском ПИ, поновно испитивање. стање. За анализу снаге осетљивости користили смо величину узорка за услов ниског ПИ, који је имао мање учесника. Анализа је показала да можемо да откријемо величину ефекта од д=.76 са снагом од .80.

Материјали и поступак

Процедура Експеримента 2 била је идентична Експерименту 1 са следећим изузецима. Прво, у условима високог ПИ, три речи из сваке категорије су распоређене на четири листе, тако да свака листа садржи речи из исте четири категорије. У услову са ниским ПИ, свака листа, укључујући и циљну листу, садржи речи из једне категорије. Имајте на уму да су сви учесници проучавали исте речи из четири категорије, са једином разликом између услова у редоследу презентације речи на листама. Комплетан сет материјала је представљен у Додатку А. Друго, коришћене су речи из категорија воћа, животиња, делова тела и намештаја, и оне су имале исту просечну оцену типичности (Мфруитс=.18, Манималс { {6}} .18, Мбодипартс=.18, Мфурнитуре=.18), Ф(3, 60)=0.00, п=1 .00, Б01=11.71. На крају, учесници су проучавали четири листе од по 16 речи уместо пет листа. Експеримент 1 је спроведен након хронолошког циклуса Експеримента 2. Али студије су представљене у садашњем редоследу у сврху излагања. Логика је била да се прво прикаже студија са слабијом ПИ манипулацијом (тј. Експеримент 1), а затим се студија прикаже са јачом манипулацијом ПИ (тј. Експеримент 2). Број студијских листа и материјала се разликовао у два експеримента јер нам је било потребно више речи у Експерименту 1 да бисмо креирали Листу 5 која је укључивала речи категорије са листа 1–4 уз задржавање дужине листе на 16 речи, а Намештај нема довољно примера за ову сврху.

Резултати

Упади током опозива Листе 4

Граница за овај експеримент била је 4,79 упада (М=0,85, СД=1,97), а подаци од седам учесника су искључени. Леви панел на слици 4 приказује учесталост упада током позивања листе 4. Пошто учесници у услову ниског ПИ, теста уопште нису починили никакве упаде, није било могуће спровести АНОВА 2 (тест наспрам поновне студије) × 2 (високи ПИ наспрам ниског ПИ). Стога смо спровели т-тест између услова високог и ниског ПИ да бисмо испитали утицај манипулације ПИ на укупне стопе упада. Као што се и очекивало, учесници у условима високог ПИ (М=0.71) произвели су више упада од оних у условима ниског ПИ (М=0.11), т(106) {{24} }.46, п < .001, д=0.67, Б10=36.67. Заиста, учесталост упада у услову Лов-ПИ није се разликовала од нуле, т(52)=1.43, п=.159, д=0.20, Б{ {39}}.57. Чињеница да су упади скоро у потпуности уклоњени у условима ниског ПИ (М=0.24 за учеснике у стању поновног проучавања, при чему 23 од 25 учесника није произвело никакве упаде, а преостала два су произвела по три упада; види Слика 4) показује да је наша ПИ манипулација у експерименту 2 имала жељени ефекат. На крају, свеукупно, поново испитани учесници (М=0.80) починили су више упада од тестираних учесника (М=0.09), т(106)=4.24, п < . 001, д=0.82, Б10=425.83.

Слика 4 Учесталост упада током опозива Листе 4 (лево) и пропорција исправног опозива Листе 4 (десно) као функција интервентног задатка и нивоа ПИ у Експерименту 2. Траке грешака приказују описне интервале поверења од 0,95. Јиттер је уведен да би се тачке података распоредиле хоризонтално како би се повећала видљивост

Листа 4 исправног опозива

Десни панел на слици 4 приказује пропорцију исправног опозива Листе 4. С обзиром на успех наше ПИ манипулације, требало би очекивати да би ефекат тестирања унапред био знатно слабији (и можда потпуно одсутан) у условима ниског ПИ него у условима високог ПИ. Међутим, слично експерименту 1, интеракција између нивоа ПИ и привремене активности опет није била значајна, Ф(1,104)=0.82, п=.367, ηп 2=.01, Б01=2.82. Реплицирање резултата експеримента 1, смањење ПИ није умањило ефекат тестирања унапред. Конкретно, испитани учесници су надмашили испитане учеснике у оба услова ниског ПИ (Мтест=.68, Мрестуди=.45), т(51)=3.98, п < .001, д=1.09, Б10=111.69 и услов високог ПИ (Мтест=.61, Мрестуди=.30), т(53 )=4.68, п < .001, д=1.20, Б10=894.56. Снажан ефекат тестирања унапред у условима ниског ПИ посебно је приметан с обзиром на то да учесници у овом стању готово да нису произвели никакве упаде. Упркос томе што наша ПИ манипулација има мали утицај на ефекат тестирања унапред, поново је постојала јака негативна корелација између исправног опозива и упада (види слику 5), р(106)=-.44, п < .001, Б10=8395.88, а овај ефекат су поново покренули учесници у услову поновног истраживања, р(48)=-.41, п=.003, Б10=12. 06, уместо оних у тестном стању, р(56)=-.14, п=.296, Б01=3.58.

Дискусија

У овом експерименту смо покушали да додатно смањимо ПИ за учеснике у стању ниског ПИ. У том циљу, имали смо речи за проучавање групе са ниским ПИ из једне категорије за све листе, што је смањило упаде на нивое близу пода за учеснике у стању ниског ПИ. Упркос овом резултату, ефекат тестирања унапред је остао робустан, а на његову величину није утицала манипулација ПИ.

Узети заједно, налази наших експеримената су се разликовали од оних које су објавили Нунес и Веинстеин (2012). Као што је наведено у Уводу, комбинација експеримената 1 и 2 је упоредива са нашим условима високог ПИ и ниског ПИ. Конкретно, учесници у свом експерименту 1 проучавали су неколико ДРМ тема на свакој листи, што је слично нашем високом ПИ стању, а у њиховом експерименту 2, учесници су проучавали појединачне ДРМ теме на свакој листи, што одговара нашем стању са ниским ПИ. Ефекат претходног тестирања је пронађен у експерименту 1, али ефекат је изостао у експерименту 2.

Слика 5 Дијаграм расејања који приказује однос између учесталости упада током позивања листе 4 и пропорције исправног опозива Листе 4 у експерименту 2. Да бисмо побољшали видљивост густине података, увели смо подрхтавање да бисмо хоризонтално дисперговали тачке података

Зашто тренутна студија и Нунес и Вајнштајн (2012) показују супротне резултате? Иако је дизајн наших експеримената направљен по узору на Нунес и Веинстеин, остало је неколико методолошких разлика. Можда је најочитији био материјал. Наиме, ми смо користили категорисане листе, док су Нунес и Вајнштајн користили ДРМ листе, при чему су прве конструисане на основу норми категорија, а друге на основу асоцијативних норми. Друга методолошка разлика између студија био је задатак поређења. У обе студије, сви учесници су завршили 1 минут математичких задатака након проучавања сваке листе речи. Након тога, учесници у контролном стању су поново проучавали речи у нашим експериментима, док су решавали додатне математичке проблеме у Нунесовим и Вајнштајновим експериментима.

Упркос овим методолошким разликама, нисмо могли да смислимо убедљиво објашњење које би објаснило веома различите резултате. Посебно је тешко замислити да ове методолошке разлике имају различите ефекте на величину ефекта претходног тестирања у зависности од тога да ли се очекује да ће учесници имати већи или нижи ПИ. Колико знамо, никаква постојећа теоријска објашњења (Цхан, Меисснер, ет ал., 2018) не би навела да се предвиди да ће манипулација ПИ утицати на ефекат тестирања унапред са асоцијативним ДРМ речима, али не и са категорисаним речима (или коришћењем математичких проблема као контролни задатак, али не са поновним проучавањем као контролним задатком). Сходно томе, желели смо да директно реплицирамо Нунесов и Вајнштајнов експеримент 2.