Да ли тестирање побољшава ново учење јер изолује од проактивних сметњи?(2)

Експеримент 3

Циљ Експеримента 3 је био верно реплицирање Експеримента 2 Нунеса и Веинстеина (2012). У том циљу, контактирали смо примарног аутора те студије и потврдили да наши материјали и поступак представљају верну, директну репликацију њихове студије (Нунес, лична комуникација, 2020). Постојале су четири значајне разлике између експеримента 3 и експеримената 1 и 2. Прво, учесници су проучавали ДРМ речи уместо категорисаних речи. Друго, учесници су проучавали 12 речи по листи уместо 16 речи по листи. Треће, свака реч је приказана 2 с и само једном (у нашим експериментима 1 и 2, учесници су проучавали сваку реч два пута по 4 с). На крају, учесници у контролном услову решавали су математичке задатке уместо да поново проучавају листу.

Пустињски гинсенг

Метод

Дизајн и учесници

Огледајући Нунес и Веинстеин (2012), Експеримент 3 је користио једнофакторски дизајн на два нивоа (тј. тест наспрам не-тест), са овим фактором који се манипулише између субјеката. Укупно 71 студент основних студија са Државног универзитета у Ајови учествовао је за кредит. Подаци од четири учесника нису анализирани – два зато што нису пратили упутства и два због грешке експериментатора. Коначни узорак је тако укључио податке од 67 учесника, од којих је 36 у стању тестирања и 31 у стању без тестирања. Анализа снаге осетљивости је показала да ова величина узорка има снагу од .80 да детектује величину ефекта од д=0.70.

Цистанцхе десертицола

Материјали и поступак

Материјали и поступци су били исти као они код Нунеса и Веинстеина (2012), Експеримент 2). Четири ДРМ листе (планинска, мека, речна и градска) из Стадлер ет ал. (1999) норме су коришћене као материјал за учење. Листе 1–4 садрже 12 речи из једне ДРМ теме. Речи на трећој, петој и 13. позицији сваке ДРМ теме у Стадлеровим нормама представљене су само на циљној листи 5. Коришћене су четири различите противтеже, тако да су неки учесници проучавали меку листу као листу 1, а други као своју Листа 2, 3 или 4. Међутим, редослед речи унутар сваке листе је фиксиран и представљен истим редоследом како су се појавиле у Стадлер ет ал. норме (тј. увек је прво представљано брдо, долина, па подношење итд.). Имајте на уму да је шема противтежа утицала само на речи на листама 1–4; речи изабране за Листу 5 нису биле уравнотежене, тако да се ове речи никада нису појавиле на листама 1–4 ни за једног учесника. Листа 5 је представила три претходно непроучене речи из сваке проучаване ДРМ теме различитим случајним редоследом за сваког учесника, али су сви учесници проучавали исте речи на Листи 5.

Све речи су представљене у трајању од 2 с свака са 500- мс интервалом између стимулуса. Након сваке листе, учесници су решавали десет математичких задатака по 6 с. Затим су учесници у тестном услову имали 60 с да се присете речи са управо проучене листе, док су они у услову без теста решавали додатне математичке задатке још 60 с. Након проучавања Листе 5, сви учесници су решавали математичке задатке 60 с, а затим су радили тест сећања. Затим су завршили 5-минутни кумулативни тест сећања. Кумулативни тест је спроведен као део репликације, али подаци из овог теста нису били од интереса и стога нису ни бодовани.

Експеримент са цистанцхе десертицола

Резултати

Упади током опозива Листе 5

У експериментима 1 и 2 користили смо учесталост да пријавимо податке о упадима, што је доминантна метрика у литератури (Цхан, Манлеи, ет ал., 2018; Веинстеин ет ал., 2014). Али овде, ми извештавамо о упадима користећи фреквенцију, као и пропорције, јер је ово последње коришћено за представљање упада у Нунес и Веинстеин (2012). Конкретно, поделили су учесталост упада са 60, што је био број речи за проучавање на свих пет листа. У складу са Нунесом и Вајнштајном, нисмо рачунали лажно подсећање на критичне ДРМ речи као упаде. Уместо тога, ове речи су посебно оцењене као критична лажна подсећања.

Слика 6 Учесталост упада током опозива Листе 5 (лево) и пропорција исправног опозива Листе 5 (десно) као функција интервентног задатка и нивоа ПИ у Експерименту 3. Траке грешака приказују описне интервале поверења од 0,95. Јиттер је уведен да би се тачке података распоредиле хоризонтално како би се повећала видљивост

Највећа граница за упаде била је 4,03 ставке (М=0,97, СД=1,53), што је искључило податке од четири учесника. Леви панел на слици 6 показује учесталост упада током позивања листе 5. Занимљиво је да за разлику од резултата у експериментима 1 и 2, није било значајне разлике у упадима између тестираних учесника (М=0.50, М=.01 у пропорцијама) и нетестираних учесника (М { {15}}.89, М=.02 у пропорцијама), т(61)=1.66, п=.102, д=0.42, Б 01=1.22. Ови подаци су упоредиви са налазима Нунеса и Веинстеина (2012), који нису нашли значајан утицај интервенционих активности на упаде. Интересантно је да када смо испитали податке о упадима са укљученим одступницима, интерполирано тестирање је значајно смањило упаде (д=0.72, погледајте ОСМ за детаље), чиме се реплицира образац који је пријављен у експериментима 1 и 2.

Након Нунеса и Веинстеина (2012), критичне стопе лажног присјећања пријављене су као пропорције (са учесталошћу критичног лажног присјећања подијељеном са 4 јер су постојале четири ДРМ теме). Слично Нунесовим и Веинстеиновим резултатима (Мтест=0.04, Мно-тест=0.06), стопа присјећања критичних ријечи није се значајно разликовала између услова теста и услова без тестирања (Мтест {{ 8}}.08, М без теста=0.15), т(61)=0.70, п=.489, д=0.18 Б{ {20}}.14.

Листа 5 исправног опозива

Најважнији резултати су представљени у десном панелу на слици 6. Слично нашим експериментима 1 и 2, али за разлику од Нунеса и Веинстеина (2012), приметили смо снажан ефекат тестирања унапред на Листи 5 тачне опозив, т(61)=2.93, п=.005, д=0.75, Б10=8.39 (Мтест=.44, Мно-тест=.29). Овај налаз је у складу са оним што смо известили у Експериментима 1 и 2, али се разликовао од Нунеса и Веинстеина (2012), који нису пронашли ефекат тестирања унапред (д ≈ 0, Мтест=.46, Мно-тест {{26 }} .46). Штавише, реплицирајући резултате наших експеримената 1 и 2, уочена је негативна корелација између упада и исправног присећања (видети слику 7), р(61)=-.35, п=.005, Б 10=7.32. За разлику од експеримената 1 и 2, корелацији су допринели учесници у оба услова теста, р(34)=-.34, п=.042, Б01=1.51 и услов без тестирања, р(25)=-.27, п=.176, Б01=1.75. Верујемо да би незнатна корелација у условима без тестирања могла бити последица недовољне снаге.

Дискусија

Резултати у Експерименту 3 су у великој мери личили на оне из наших Експеримената 1 и 2 – то јест, интерполирано тестирање је олакшало ново учење чак и када су учесници проучавали речи у окружењу које је требало да минимизира накупљање ПИ. Овај налаз је у директној супротности са оним који су известили Нунес и Вајнштајн (2012) и посебно је интригантан када се посматра у контексту укупног напора репликације. Конкретно, иако је наша студија користила другачији узорак учесника и подаци су прикупљени скоро деценију касније од првобитне студије, на неки начин, наши подаци су изузетно добро реплицирали оне из оригиналне студије. Заиста, већина зависних варијабли, укључујући количину проучаваних упада речи (у пропорцијама, Мтест=.01, Мно-тест=.02 у нашем експерименту, Мтестед=.01 , Мно-тест=.04 у Нунес и Веинстеин), лажно присјећање критичних ријечи (Мтест=.02, Мно-тест=.04 у нашем експерименту, Мтестед {{19 }} .04, Мно-тест=.06 код Нунеса и Веинстеина), и исправно присјећање проучених ријечи у услову теста (М=.44 у нашем експерименту, М {{26} } .46 у Нунес и Веинстеин), произвео је податке који су били изузетно слични онима које су објавили Нунес и Веинстеин. Једини изузетак су били тачни подаци о опозиву у условима без тестирања. Док су се наши учесници присетили .29 речи са листе 5, Нунес и Вајнштајнови учесници су се присетили .46. Због веће величине узорка нашег експеримента и његове репликације експеримената 1 и 2, верујемо да је наш резултат вероватно пружио ближу апроксимацију средње вредности популације. Међутим, с обзиром на теоријску тежину овог резултата, желели смо да поновимо експеримент поново у Експерименту 4, али са потпуном шемом противтежа.

Слика 7 Дијаграм расипања који приказује однос између учесталости упада током позивања Листе 5 и пропорције исправног опозива Листе 5 у Експерименту 3. Да бисмо побољшали видљивост густине података, увели смо подрхтавање да бисмо хоризонтално дисперговали тачке података

Експеримент 4

Метод

Дизајн, учесници, материјали и процедура

Укупно 70 студената основних студија са Државног универзитета у Ајови учествовало је за кредит. За разлику од експеримената 1–3, у којима су подаци прикупљени у нашој лабораторији, подаци из експеримента 4 су прикупљени онлајн због укидања личног истраживања у вези са ЦОВИД-19-. Подаци од три учесника (тј. једног у условима теста и два у условима без тестирања) нису анализирани јер нису пратили упутства. Коначни узорак укључивао је податке од 67 учесника, од којих су 34 била у тестном стању и 33 у стању без тестирања. Анализа снаге осетљивости је показала да ова величина узорка има снагу од .80 да детектује величину ефекта од д=0.69.

Материјали и поступци били су идентични онима у Експерименту 3 са следећим изузецима. У експерименту 3, листа 5 је увек садржала исте речи. У тренутном експерименту, у потпуности смо уравнотежили додељивање речи за свих пет листа, тако да би се речи које су се појавиле на листи 5 за једног учесника појавиле на листи 1, 2, 3 или 4 за другог учесника. Поделили смо сваки скуп од 15 ДРМ тематских речи у пет група, при чему свака група има сличну назадну асоцијативну снагу (БАС), што указује на снагу асоцијације од ставке листе до критичне речи (Роедигер ет ал., 2001). Пет група ДРМ речи ротирало се на листама учесника. Ова шема противтежа је елиминисала могућност да се резултати примењују само на одређене ДРМ речи које су изабране да буду приказане на Листи 5 нашег експеримента 3 и Нунес и Веинстеинов експеримент 2 (2012). Друго, речи у свакој листи (а не само на листи 5) су представљене насумичним редоследом. Одлучили смо се за ову процедуру јер смо желели да избегнемо да се само циљна листа приказује насумичним редоследом. Сумњамо да су Нунес и Вајнштајн представили своје нециљне листе у опадајућем редоследу асоцијативне снаге јер су желели да изазову још лажних сећања, што није било важно за садашње сврхе. Имајте на уму да упркос овим променама, експеримент 4 и даље сматрамо директном репликацијом (Симонс, 2014; Зваан ет ал., 2017).

Цистанцхе екстракт у праху

Кликните овде да видите Цистанцхе производе

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

Резултати

Упади током опозива Листе 5

Гранична граница за овај експеримент била је 8,43 упада (М=2.01, СД=3.21), што је искључило податке од четири учесника. Као што се може видети на левом панелу на слици 8, ​​тестирани учесници су показали мање упада (М=0.77, М=.01 у пропорцијама) од нетестираних учесника (М {{12} }.10, М=.04 у пропорцијама), т(61)=3.56, п < .001, д=0.90, Б10=40.74 . Овај налаз је у складу са нашим подацима из експеримената 1 и 2, али се разликује од експеримента 3 и Нунес и Веинстеин (2012). Критички лажни подаци о опозиву такође су се разликовали од експеримента 3 и Нунеса и Вајнштајна. Конкретно, интерполирано тестирање је смањило критично лажно присјећање (Мтест=0.03, Мно-тест=0.10), т(61)=2.51, п=.015 , д=0.64, Б10=3.46. Могуће је да је недостатак противтеже у Експерименту 3 и Нунес и Веинстеин допринео нултом ефекту тестирања на упаде и критично лажно присећање.

Слика 8 Учесталост упада током опозива Листе 5 (лево) и пропорција исправног опозива Листе 5 (десно) као функција интервентног задатка и нивоа ПИ у Експерименту 4. Траке грешака приказују описне интервале поверења од 0,95. Јиттер је уведен да би се тачке података распоредиле хоризонтално како би се повећала видљивост тачака података

Листа 5 исправног опозива

Десни панел на слици 8 приказује средњу пропорцију исправног опозива Листе 5. Пресликавајући резултате из експеримента 3, учесници у условима теста (М=.51) показали су знатно супериорније перформансе у односу на оне у условима без тестирања (М=.17), т(61)=5.60, п < .001, д=1.42, Б10=23280.95. Заиста, ово је веома велики ефекат и пружа изузетно јаке доказе у корист алтернативне хипотезе.

Још једном, постојала је негативна корелација између упада и исправног опозива (види слику 9), р(61)=-.36, п=.004, Б10=8.36. Када смо поделили податке по услову, корелација није била значајна ни у условима без тестирања, р(27)=-.27, п=.160, Б01=1.69 , или услов теста, р(27)=-.02, п=.905, Б01=4.66. Али образац је био сличан експериментима 1 и 2, са вишом корелацијом која је приказана у контролном стању, а недовољна снага је вероватно узрок ових безначајних резултата.

Комбиноване анализе

У наставку извештавамо о мета-анализама које су комбиновале податке из наша четири експеримента и два експеримента у Нунес и Веинстеин (2012). Спровели смо мета-анализу фиксних ефеката на основу исправног присећања циљане листе. Кодирали смо сваки услов високог ПИ и ниског ПИ као посебан узорак, а укупна величина метааналитичког ефекта за ефекат теста унапред у овим узорцима била је д=0.89, З=4.63 , п < .001. Анализа модератора са нивоом ПИ као променљивом од интереса показала је да разлике у ПИ нису утицале на величину ефекта тестирања унапред, З=0.41, п=.680, са високим -ПИ (д=0.95) и Лов-ПИ (д=.83) узорци који производе упоредиве величине ефекта. Нешто мања величина ефекта за студије са ниским ПИ био је првенствено вођена укључивањем података из експеримента 2 Нунеса и Веинстеина (2012). Када је ова студија уклоњена из узорка, средњи ефекат тестирања унапред за студије са ниским ПИ (д=1.01) био је једнако велик као и за студије високог ПИ. Испитивање шумске парцеле на слици 10 показује да тачка података из Нунесовог и ВеинСтеиновог експеримента 2 лежи изван интервала поверења величине метааналитичког ефекта. Стога, одсуство ефекта унапред тестирања у њиховом Експерименту 2 може бити последица грешке узорковања и/или недостатка равнотеже ставки циљне листе.

Слика 9 Дијаграм расејања који приказује однос између учесталости упада током позивања листе 5 и пропорције исправног опозива Листе 5 у експерименту 4. Да бисмо побољшали видљивост густине података, увели смо подрхтавање да бисмо хоризонтално дисперговали тачке података

Слика 10 Шумска парцела за мета-анализу. Свака тачка података показује величину ефекта тестирања унапред. Величина маркера података представља тежину студије, а траке грешака приказују интервале поверења од 0,95

Генерална дискусија

Циљ ове студије био је да пружи критичан тест ослобађања од проактивног рачуна ометања ефекта унапред тестирања. У експериментима 1 и 2, користили смо метод промене садржаја да бисмо манипулисали ПИ и испитали да ли величина ефекта претходног тестирања варира у зависности од нивоа ПИ. У експериментима 3 и 4, покушали смо директну репликацију Нунесове и Веинстеинове (2012) студије, која се у великој мери поклапала са нашим условом ниског ПИ у експериментима 1 и 2. Ако интерполирано тестирање промовише ново учење смањењем ПИ, ефекат тестирања унапред би требало да буде смањен или елиминисан када је ниво ПИ низак, јер би било мало или нимало ПИ који би се даље смањивао тестирањем. Напротив, у четири експеримента открили смо да међусобно тестирање доследно промовише ново учење без обзира на ниво ПИ који су учесници искусили.

Ови резултати сугеришу да иако интерполирано тестирање може ослободити учеснике негативних ефеката проактивних сметњи, мало је вероватно да ће ова корист бити узрок ефекта тестирања унапред. Инваријантност ефекта тестирања унапред у односу на нашу манипулацију ПИ може изгледати парадоксално с обзиром на то да смо доследно приметили негативну корелацију између исправног присећања и упада међу учесницима. На први поглед, чини се да овај последњи налаз подржава налог за ослобађање од-ПИ, јер је једно тумачење да интерполирано тестирање смањује конкуренцију одговора током подсећања, што олакшава тестираним учесницима да дохвате проучаване ставке. Наши подаци су открили два проблема са овом интерпретацијом. Прво, негативну корелацију су углавном водили нетестирани учесници. Друго и што је још важније, чињеница да смањење упада и повећање исправног опозива имају тенденцију да се дешавају истовремено не имплицира узрочност. На сличан начин, један од најјачих корелата ефекта тестирања (назад) је извођење вежбе проналажења. У мета-анализи литературе, Ровланд (2014) је показао да студије које су пријавиле боље резултате у пракси проналажења имају тенденцију да произведу већи ефекат тестирања. Извлачење узрочно-последичног аргумента заснованог на овој повезаности могло би довести до тога да се предвиди да би пракса проналажења користила учењу само када је успешна, али студије су сада показале да неуспешна пракса преузимања може побољшати задржавање (Царнеиро ет ал., 2018; Давис ет ал., 2017; Книгхт ет ал., 2012; Пиц & Равсон, 2010, 2012).

Цистанцхе додатак близу мене

Исто тако, чини се да је предност тестирања повезана са, али не зависи од ефекта ослобађања из-ПИ. Верујемо да негативну корелацију између упада и исправног присећања покреће трећа варијабла, а један од могућих кандидата је да тестирање промовише семантичку организацију у меморији (Цхан, Манлеи, ет ал., 2018; Заромб & Роедигер, 2010). Недавна истраживања су показала да, током узастопних тестова, ученици постају све вероватнији да групишу семантички повезане ставке током подсећања, а ниво груписања је позитивно повезан са исправним перформансама присећања (Цхан ет ал., 2020; Ианг ет ал., 2021). Недавно смо ову побољшану организацију меморије приписали учесницима који оптимизују своје стратегије кодирања и проналажења на листама (Цхан ет ал., 2020; Цхан, Манлеи, ет ал., 2018). Иако су студије у литератури о унапред тестирању само истраживале груписање засновано на семантичким односима, друге студије су показале да тестирање такође може повећати временско груписање и сегрегацију. Конкретно, интерполирано тестирање може промовисати способност ученика да групишу ставке које су проучаване у блиској временској близини (тј. ставке проучаване на истој листи), док истовремено одваја ставке које су проучаване пре или после преузимања (тј. ставке проучаване на различитим листама; Бревер ет ал., 2010; Цхан & МцДермотт, 2007; Јанг & Хубер, 2008; Клиегл & Баумл, 2021; Вахлхеим, 2015; Ианг ет ал., 2021). Као што су Дарлеи и Мурдоцк (1971) спекулисали, пребацивање између задатка кодирања и преузимања може пружити прилику ученицима да ментално означе или означе ставке на основу тога да ли су претходно тестиране или не (Давис ет ал., 2017), а овај механизам означавања може смањити упаде (Пиерце ет ал., 2017) било кроз механизам ране селекције или касне корекције. Из перспективе ране селекције, учесници би могли да ограниче своје проналажење на предњој страни покушавајући да претраже меморију кроз ставке које претходно нису преузели (Ругг ет ал., 2000; Схимизу & Јацоби, 2005); алтернативно, учесници би могли да покушају широко претраживање меморије, а затим да ускрате излаз претходно опозваних ставки. Механизам раног одабира – то јест, ограничено проналажење – може послужити и за повећање исправног присјећања (смањењем скупа претраживања) и за смањење упада (јер претходно тестиране ставке нису у скупу за претрагу), стварајући тако негативну корелацију између ових зависних варијабли .

Недавно су истраживачи тврдили да ефекат преузимања на смањење ПИ доприноси ефекту тестирања унапред (Данг ет ал., 2021; Ианг ет ал., 2021). Подршка овом аргументу била је заснована на анализи посредовања у којој су упади на претходну листу служили као значајан посредник између независне варијабле интерполиране активности (тј. тестирање наспрам поновног проучавања) и зависне варијабле исправног присјећања, а истраживачи су тумачили ову индиректну ефекат као изолација ученика од ПИ, што заузврат промовише ново учење. Међутим, упозоравамо на такво тумачење у тренутном случају јер није постојао временски приоритет између посредника (тј. упада) и зависне варијабле (тј. исправног опозива). Уместо тога, упади и исправно присећање се дешавају током исте експерименталне фазе, што онемогућава закључивање узрочности путем временских поредака (тј. нешто што се дешава касније не може изазвати нешто што се дешава раније; Аален ет ал., 2012; Хаиес, 2018; Преацхер, 2015 ; Волтерс, 2019). Заиста, могуће је обрнути улоге посредника и зависне варијабле у анализама које су извршили Данг ет ал. (2021) и Ианг ет ал. (2021), тако да исправно присећање служи као посредник, а упад као зависна варијабла. Да бисмо истражили ову могућност, спровели смо анализу медијације користећи податке које Данг ет ал. и Ианг ет ал. обезбеђено на Оквиру за отворену науку.

Прво смо покушали да поновимо њихове оригиналне посредничке анализе, а резултати нашег модела су били у складу са њиховим, тако да је постојао значајан индиректан ефекат упада на исправно опозив.2 Затим смо испитали одрживост модела обрнутог посредовања. Као што смо претпостављали, индиректни ефекат овог обрнутог модела је такође био значајан, -0.238 [-0.418, -0.112] у Данг ет ал., и {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] у Ианг ет ал., што указује на то да интерполирано тестирање утиче на упаде из претходне листе путем исправног опозива. Значај овог обрнутог модела наглашава потешкоћу при тумачењу резултата посредничке анализе у којој посредник и зависна варијабла немају јасан временски приоритет.

Било би погрешно да то не споменемо у недавном извештају, Цхан, Манлеи, ет ал. (2018) сугеришу да би интерполирано тестирање могло побољшати ново учење у парадигми учења категорисаних листа повећањем вероватноће да ће учесници приметити категоризовану природу листа. Идеја је да када учесници схвате категоризовану природу листа, покушаће да кодирају семантичку везу између сличних ставки листе, што би требало да побољша учење. Цхан ет ал. даље су образложили да би, ако је ова хипотеза тачна, чињење категоризоване природе листе лако уочљивом (нпр. представљањем речи из исте категорије у блоковима) требало да смањи предност при тестирању унапред, и они су цитирали Нунес и Веинстеин (2012) као пружање прелиминарну подршку за такву хипотезу. Садашњи резултати су очигледно у супротности са овим предвиђањима.

Ограничења

Једно ограничење ове студије је да је обрађен само облик проналажења ПИ јер смо мерили упаде. Али на кодирање такође може утицати нагомилавање ПИ јер се ресурси пажње ученика могу погоршати док настављају да кодирају информације. На пример, у ЕЕГ студији, Пастоттер и колеге (2011) су известили да је интерполирано тестирање побољшало кодирање нових информација смањењем непажње, о чему сведочи повећање алфа снаге (електрофизиолошки корелат непажње) на листама за учеснике у контроли, али не и за тестиране учеснике. Штавише, Шпунар и његове колеге (Сзпунар ет ал., 2013; Јинг ет ал., 2016; видети такође Пан ет ал., 2020, за слично финансирање са претходним тестирањем, а не интерполираним тестирањем) су показали да су, када су гледали видео снимљено предавање , учесници који су примили интерполирани тест сваких 5 минута имали су много мању вероватноћу да ће пријавити лутање ума од контролних учесника. Међутим, као што је раније речено, верујемо да такве механизме засноване на пажњи треба третирати као различите од налога за ослобађање из ПИ јер би дозвољавање овом налогу да укључи механизме засноване на пажњи/кодирању учинило налог прешироким и тешким за фалсификовање.

Наше студије, као и многе студије понашања, такође нам нису дозволиле да разликујемо ефекте засноване на кодирању и преузимању, јер је наша манипулација кодирањем (тј. Хигх-ПИ наспрам ЛовПИ) могла, и вероватно јесте, имала каскадни ефекат на проналажење. Будуће студије би могле да покушају да раздвоје ефекте кодирања и преузимања ефеката претходног тестирања користећи слике мозга или електрофизиолошке методе које обезбеђују податке у реалном времену током кодирања (Пастоттер ет ал., 2011; видети такође Беардслеи ет ал., 2018).

Још једно питање којим желимо да се позабавимо је оперативна дефиниција ПИ. У овим експериментима, користили смо учесталост упада као меру ПИ, као и већина студија у литератури о ефектима унапред тестирања. Али у ери вербалног учења, исправан учинак присећања се редовно користио за демонстрирање ефеката ПИ. На пример, када се пореде перформансе памћења између учесника који проучавају једну АД листу (без претходне студије) са учесницима који су проучавали АБ листу пре АД листе, смањење присећања АД услед претходног учења сматрало се као доказ за ПИ. Усвајајући ову дефиницију, могло би се тврдити да наша ПИ манипулација није имала утицаја јер су контролни учесници доследно показивали лошије исправне перформансе присећања на циљној листи у односу на перформансе присећања на Листи 1 тестираних учесника (што је еквивалентно групи учесника који није имао претходну студију, види табелу 1). Међутим, усвајање ове дефиниције ПИ за ефекат претходног тестирања учинило би рачун ослобађања из ПИ чисто дескриптивним (а не објашњавајућим), јер кад год се пронађе ефекат тестирања унапред, по дефиницији, учесници у тестираном стању морају надмашити оне у контролни услов. Тврдња за такву разлику као ослобађање из-ПИ једноставно понавља, а не објашњава, феномен.

На крају, признајемо да је величина нашег узорка била премала да би се открила интеракција између привремене активности и нивоа ПИ. Ако је претпостављена умерена величина ефекта (нпр. ф=.2) за ефекат интеракције са алфа нивоом од .05 и .80 снаге, била би потребна укупна величина узорка од 199 учесника. Могло би се приметити да је величина ефекта унапред тестирања била мања у условима ниског ПИ него у условима високог ПИ из оба експеримента 1 (ниски ПИ =.14, високи ПИ=.20 ) и експеримент 2 (низак ПИ=.23, високи ПИ=.31), а једно тумачење ових незначајних разлика је да је ефекат тестирања унапред био мање изражен када су учесници имали мањи ПИ. Међутим, упозоравамо на претерано тумачење разлика на основу сирових вероватноћа јер оне не узимају у обзир разлике у варијабилности података. Када испитамо исте податке са Цохеновим д, постаје јасно да су разлике у процентима више очигледне него стварне. Конкретно, ефекат тестирања унапред је .81 у условима ниског ПИ и .82 у условима високог ПИ у експерименту 1, 1.09 у условима ниског ПИ и 1.20 у условима високог ПИ у експерименту 2. Ипак, остаје могуће да интеракција између стања ПИ и привремене активности није била значајна због ниске статистичке моћи. Другим речима, ослобађање из-ПИ је можда дало мали допринос ефекту тестирања унапред, али наши експерименти нису били довољно моћни да то открију. Стога би будућа истраживања која истражују однос између нивоа ПИ и привремене активности имала користи од већег узорка.

Завршне напомене

У садашњим експериментима пружили смо критичан тест налога за ослобађање из ПИ, за који се широко сматра да је једно од кључних објашњења кандидата за ефекат тестирања унапред. У четири експеримента, доследно смо посматрали податке који крше његова предвиђања. Важно је да нисмо успели да поновимо финансирање Нунеса и Вајнштајна (2012), које је до сада обезбедило кључни доказ за налог за ослобађање са ПИ. У најмању руку, наши подаци сугеришу да би ослобађање из-ПИ допринело ефекту тестирања унапред, вероватно ће играти мању улогу него што се раније очекивало.

Пошто је наша студија осмишљена да тестира хипотезу ослобађања из-ПИ, није могла да се позабави питањем „ако ослобађање од проактивних сметњи није узрочни фактор за ефекат тестирања унапред, шта јесте?“ На срећу, остало је неколико потенцијално одрживих објашњења. На пример, интерполирано тестирање може потенцирати ново учење промовисањем пажљивог кодирања (Цхан ет ал., 2020; Сзпунар, 2017; Сзпунар ет ал., 2013; Веинстеин ет ал., 2014). Друга могућност је да тестирање може омогућити ученицима да развију ефикасније стратегије кодирања/преузимања које користе предност боље организације меморије (Цхан ет ал., 2020; Данг ет ал., 2021) или контекстуалне сегрегације (Ианг ет ал., 2021). Будућа истраживања која се директно баве овим рачунима ће помоћи да промовишемо наше разумевање ефекта тестирања унапред.

Референце

Аален, ОО, Рøисланд, К., Гран, ЈМ, & Ледергербер, Б. (2012). Узрочност, посредовање и време: динамично гледиште. Часопис Краљевског статистичког друштва. Серија А: Статистика у друштву, 175(4), 831–861. хттпс://дои.орг/10.1111/ј.1467-985Кс.2011. 01030.к

Баумл, КХТ, & Клиегл, О. (2013). Критична улога процеса проналажења у ослобађању од проактивних сметњи. Часопис за памћење и језик, 68(1), 39–53. хттпс://дои.орг/10.1016/ј. јмл.2012.07.006

Беардслеи, М., Хернандез-Лео, Д., & Рамирез-Мелендез, Р. (2018). Тражење поновљивости: Процена мултимодалне студије ефекта тестирања. Јоурнал оф Цомпутер Ассистед Леарнинг, 34(4), 378-386. хттпс://дои.орг/10.1111/јцал.12265

Боннер, СМ (2009). Испитивање наставниковог коришћења тестова за вежбање у формативне сврхе. Јоурнал оф Мултидисциплинари Евалуатион, 6(12), 125-136.

Бревер, ГА, Марсх, РЛ, Меекс, ЈТ, Цларк-Фоос, А., & Хицкс, ЈЛ (2010). Ефекти тестирања слободног опозива на накнадну изворну меморију. Сећање, 18(4), 385–393. хттпс://дои.орг/10. 1080/09658211003702163

Бровн, Ј. (1958). Неки тестови теорије распада непосредне меморије. Куартерли Јоурнал оф Екпериментал Псицхологи, 10(1), 12–21.хттпс://дои.орг/10.1080/17470215808416249

Царнеиро, П., Лапа, А., & Финн, Б. (2018). Утицај неуспешног преузимања на касније учење деце. Јоурнал оф Екпериментал Цхилд Псицхологи, 166, 400–420. хттпс://дои.орг/10. 1016/ј.јецп.2017.09.010

Цхан, ЈЦК, & МцДермотт, КБ (2007). Ефекат тестирања у меморији за препознавање: налог са двоструким процесом. Јоурнал оф Екпериментал Псицхологи: Леарнинг Мемори анд Цогнитион, 33(2), 431–437.хттпс://дои.орг/10.1037/0278-7393.33.2.431

Цхан, ЈЦК, Манлеи, КД, & Ланг, К. (2017). Ретриеваленханцед сугестибилност: Ретроспектива и ново истраживање. Јоурнал оф Апплиед Ресеарцх ин Мемори анд Цогнитион, 6(3), 213–229. хттпс://дои.орг/10.1016/ј.јармац.2017.07.003

Цхан, ЈЦК, Манлеи, КД, Давис, СД, & Сзпунар, КК (2018). Тестирање потенцира ново учење кроз интервал задржавања и кашњење: перспектива промене стратегије. Часопис за памћење и језик, 102 (мај), 83–96. хттпс://дои.орг/10.1016/ј.јмл. 2018.05.007

Цхан, ЈЦК, Меисснер, ЦА и Давис, СД (2018). Проналажење потенцира ново учење: теоријски и метааналитички преглед. Психолошки билтен, 144(11), 1111–1146. хттпс:// дои.орг/10.1037/бул0000166

Цхан, ЈЦК, Манлеи, КД, & Ахн, Д. (2020). Да ли проналажење потенцира ново учење када се враћање заустави, али се ново учење наставља? Часопис за памћење и језик, 115 (јул), 104150. хттпс://дои.орг/10.1016/ј.јмл.2020.104150

Цонваи, АРА, Кане, МЈ, Бунтинг, МФ, Хамбрицк, ДЗ, Вилхеим, О., & Енгле, РВ (2005). Задаци који обухватају радну меморију: Методолошки преглед и упутство за употребу. Психономски билтен и преглед, 12(5), 769–786. хттпс://дои.орг/10.1021/ цан-в020н021.п1399

Данг, Кс., Ианг, Ц., & Цхен, И. (2021). Разлика у годинама у ефекту тестирања унапред: Улога стратегије се мења и ослобађа од проактивног мешања. Когнитивни развој, 59 (јун), 101079.хттпс://дои.орг/10.1016/ј.цогдев.2021.101079