Објашњење повезаности између понављања и изворне меморије: нема доказа о доприносу препознавања или течности

Контакт:joanna.jia@wecistanche.com/ ВхатсАпп: 008618081934791

Сажетак У спојумеморијазадатка (мерење почетних понављања, меморије за препознавање и изворне меморије), ставке које су препознате као претходно проучаване и које примају исправне изворне одлуке такође имају тенденцију да покажу већу величину ефекта прајминга понављања. Ове асоцијације су објашњене као да произилазе из једногмеморијасистем или сигнал, а не више различитих. У овом раду испитујемо да ли се повезаност између почетног и изворног памћења може алтернативно објаснити као вођена препознавањем или течним кретањем. Прво смо репродуковали основну асоцијацију првобитног извора (Експеримент 1). У експериментима 2 и 3 открили смо да је асоцијација опстала чак и када је задатак модификован тако да су искључене јасне и прикривене пресуде препознавања. У експерименту 4, асоцијација је поново била присутна иако течност (мерено временом одговора на идентификацију) није могла да утиче на одлуку о извору, иако је асоцијација била знатно слабија. Ови налази сугеришу да се повезаност између почетног и изворног памћења не може приписати доприносу препознавања или течности; уместо тога, налази су у складу са налогом једног система у коме заједнички меморијски сигнал покреће реаговање.

Извор кључних речимеморија; понављање прајминга; препознавањемеморија

Меморијаможе се изразити на различите начине, као што је промена у идентификацији или откривању ставке због претходног излагања предмету (дуготрајно понављање прајминга) или способност да се утврди да ли се ставка раније сусрела у одређеном контексту (препознавањемеморија). Истакнуте теорије објашњавају да су ове посебне појаве вођене различитиммеморијасистеми, сигнали или процеси. Према неким теоријским тумачењима, припремање је вођено имплицитним (несвесним или недекларативним) меморијским системом, док је памћење за препознавање вођено функционално и неуронски различитим експлицитним (свесним или декларативним)меморијасистем (нпр. Скуире, 1994, 2004, 2009; Скуире & Деде, 2015; Тулвинг & Сцхацтер, 1990).

Цистанцхеможе побољшатимеморија

Ови вишеструки системски рачунимеморијаје свеприсутан у уџбеницима психологије као подразумевани моделмеморија(нпр. Бадделеи ет ал., 2014), а независни меморијски системи се још увек користе за објашњење диференцијалних перформанси меморије (нпр. Хенсон ет ал., 2016). Докази за теорију памћења вишеструких система засновани су на функционалној и неуронској дисоцијацији између задатака (нпр. Цраик ет ал., 1994; Јацоби & Даллас, 1981; Сцхацтер ет ал., 2007; Скуире, 2009; Старесина ет ал., 2011 ), иако постоје докази који оспоравају ове налазе и/или закључке (нпр. Адданте, 2015; Берри ет ал., 2014; Буцхнер & Виппицх, 2000; Дунн, 2003; Лукатела ет ал., 2007; Меиер ет ал., 2009 ; Муллиган & Осборн, 2009; Остергаард, 1992; Полдрацк, 1996; Тхакрал ет ал., 2016).

Контравиев моделу вишеструких системамеморијаје да се меморијско изражавање у различитим задацима, као што су припремање и препознавање, заснива на истом основном меморијском сигналу. Под таквим рачуном, већа јачина меморије за ставку треба истовремено бити повезана са већом меморијом и већом меморијом за препознавање. Берри ет ал. (2012) тестирали су овај налог користећи комбиновану парадигму памћења за почетак и препознавање где је, за сваку ставку на тесту, од учесника затражено да идентификују реч онако како је разјашњена преко маске (да би се обезбедила мера почетног подешавања) и дају процену о препознавању скала од извесног-новог до извесног-старог. У складу са моделом једног система, открили су да је идентификација предмета за које се сматра да су стари бржа од идентификације предмета који су оцењени као нови; ефекат пражњења, мерен у свим проучаваним ставкама, био је већи од ефекта прајминга за ставке које нису препознате, а идентификациони РТ (времена одзива) су имали тенденцију да се смањују како се повећавала поузданост препознавања. Ово је од тада много пута реплицирано и потврђено у формалном моделирању (нпр. Берри ет ал., 2006, 2008а, 2008б, 2010; 2014; 2017; Мазанциеук ет ал., 2019; Вард ет ал., 2013; види Сханкс & Берри; , 2012, за преглед).

Николас Ланге и Кристофер Џеј Бери

1 Одсек за психологију, Универзитет Ворвик, Ковентри, Велика Британија

2 Факултет психологије, Универзитет у Плимоуту, Плимут, УК

Међутим, под неким рачунима признањамеморија, само памћење препознавања покрећу два процеса: памћење и фамилијарност (нпр. Ионелинас, 2002). Док се присећање ослања на експлицитно проналажење сећања, често се тврди да је фамилијарност вођена почетним понављањем (нпр. Јацоби & Даллас, 1981; Мандлер, 1980). То значи да би асоцијација припремне меморије и меморије за препознавање могла бити вођена овом заједничком, имплицитном компонентом и оставља питање да ли исти меморијски сигнал може да утиче на перформансе у припреми имеморијазадатак за који се традиционално сматра да се ослања на експлицитно памћење.

У студији Лангеа ет ал. (2019), ми смо, стога, проширили рад на понашању и моделирању Берри ет ал. (2012) до изворамеморија. У изворумеморијазадатака, од учесника се тражи да пронађу тачан контекст у којем је предмет проучаван, на пример да ли је приказан црвеним или плавим фонтом, на врху или дну екрана, или на плажи или позадини шуме. Ови задаци се не могу решити ослањањем на познавање, већ захтевају експлицитно проналажење меморијалних информација (али видети Диана ет ал., 2008; Таилор & Хенсон, 2012). У овом проширеном задатку, учесницима студије су приказане речи на врху или на дну екрана. У атесту, учесници су прво идентификовали ставку онако како је била разјашњена преко маске, а затим су дали оцену поузданости препознавања, након чега је следила оцена поузданости извора. Реплицирали смо налазе о повезаности меморије за почетак и препознавање и приметили аналогну повезаност почетног меморија и изворне меморије: ставке са исправним одлукама о извору такође су имале бржу идентификацију РТ (за сличне налазе који користе задатак опозива као задатак изворне меморије, погледајте Мазанциеук ет ал., 2019, Екп 1).

Ови резултати су у складу са једниммеморијасигнал у основи одговара тамо где је већимеморијајачина ставке је вероватније повезана са већим припремањем, исправним „старим“ расуђивањем препознавања и тачним изворним проценама. Док је основна претпоставка о једном меморијском сигналу или више независних меморијских сигнала централна за предвиђања о повезаности тих меморијских задатака, помоћне претпоставке о мапирању одговора описују како се реаговање у једном задатку мења са одговором у другом. У стандардном мапирању одговора, претпоставља се да се одговори дају независно један од другог. На пример, за асоцијацију прајминга и изворне меморије, то значи да би величина ефекта прајминга монотоно требало да се повећа од „сигурно (нетачна одлука о извору)“ до „сигурно (тачна одлука извора).“1 Међутим, у свим случајевима. У експериментима Лангеа и сарадника (2019), примена је обично била највећа на обе крајње тачке скале оцењивања, а најнижа на средини скале. Другим речима, припрема се повећавала са повећањем поверења у изворну одлуку, без обзира да ли је та одлука била исправна или нетачна.

цистанцхе на продају

С обзиром на то да су оцене изворне меморије пратиле оцене препознавања у нашем задатку, размотрили смо да ли је овај неочекивани образац у повезаности првобитне меморије и изворне меморије био последица оцена препознавања које су претходиле оценама поузданости извора, односно да нису направљени одговори на препознавање и изворну меморију самостално. Добро је утврђено да постоји одређена зависност између оцена извора и признавања, тако да су одлуке о извору донете са високим поверењем вероватније када се одлуке о признавању доносе са високим поверењем (нпр. Хаутус ет ал., 2008; Старнс ет ал. ., 2013) и да је то последица више од сигнала заједничке меморије (Старнс & Ксандер, 2016). Модели препознавања и изворне меморије то укључују тако што дозвољавају да се критеријуми одлуке о извору или мапирање одговора мењају са оценом препознавања (нпр. Хаутус ет ал., 2008; Клауер & Келлен, 2010; Онипер ет ал., 2010). Када смо прилагодили мапирање одговора да укључи зависност између ових одговора, једносистемски модел наших заједничких меморијских задатака је ухватио налаз да су исправне одлуке о извору повезане са већим припремањем од нетачних одлука о извору уопште, и да се припремање повећава са поузданошћу извора без обзира на то о томе да ли је одговор извора био тачан.

Једна од могућности је да је боље предвиђање модела са промењеним мапирањем одговора доказ да је основни процес који доводи до специфичних карактеристика повезаности између почетног и изворне меморије одлучујућа зависност оцена изворне меморије од претходних оцена меморије за препознавање. У овом чланку смо покушали да то емпиријски тестирамо. Ако се оцене поузданости изворне меморије промене са оценама поузданости препознавања, уклањање оцена поузданости препознавања требало би да уклони ту пристрасност одлучивања. Затим, свеукупно, исправне одлуке о извору и даље треба да буду повезане са већим припремањем од нетачних одлука о извору (у складу са основном претпоставком модела једног система), али би припремање сада требало постепено да се повећава са повећањем поверења у исправну одлуку о извору. Експеримент 1 је репликација експеримента 2 од Лангеа ет ал. (2019) да поново успостави претходно уочени образац асоцијације прајминга и изворне меморије. Затим смо покушали да утврдимо да ли ће асоцијација опстати чак и када су отворене (Експеримент 2) и тајне (Експеримент 3) пресуде о признавању искључене. У експерименту 4, мерењем првобитних и изворних одлука у одвојеним, а не у преплитаним фазама, тестирали смо да ли ће асоцијација почетног и извора опстати у условима у којима други фактори, попут течности идентификације, не би утицали на одлуку о извору.

Експеримент 1

Метод Учесници.

Тридесет шест особа (7 мушкараца; М старости=24.20, СД=9.52) је учествовало у експерименту за плаћање од 8£. Ова величина узорка је обезбедила моћ 0.8 за откривање ефекта средње величине у дизајну поновљених мера са два нивоа (тј. Коенов ДЗ приближно једнак 0,48) на основу прорачуна за пилот студију. Користили смо исту величину узорка у сваком следећем експерименту. Учесници у сваком експерименту су регрутовани коришћењем фонда за учешће на Универзитету у Плимоуту. Етику је одобрио Етички одбор Универзитета у Плимуту. Сви учесници су дали информисани пристанак пре учешћа у експерименту.

Материјали. Група стимулуса се састојала од 384 речи ниске фреквенције са четири слова, изабраних из психолингвистичке базе података Савета за медицинска истраживања (Цолтхеарт, 1981). Учесталост појављивања се кретала од 1 до 13 на милион, и није било ограничења у вези са конкретношћу или сликом. Архаични и колоквијални термини су били искључени. За сваког учесника, 176 речи је насумично додељено као стари стимуланс, још 176 речи је изабрано као нови стимуланс, а још 32 речи су изабране да буду стимуланси који се појављују у испитивањима примарног и недавног бафера у фази истраживања.

Процедура. На почетку експеримента, учесници су завршили шест практичних испитивања задатка континуиране идентификације (ЦИД; Берри ет ал., 2012; Феустел ет ал., 1983; Ланге ет ал., 2019; Старк & МцЦлелланд, 2{{7} }) да се упознају са задатком пре експерименталних испитивања. ЦИД процедура је била иста као код Лангеа ет ал. (2019). На сваком ЦИД испитивању, једна реч је трептала све дуже и дуже, постајући јаснија током времена. Учесницима је наложено да притисну тастер Ентер чим буду сигурни да могу тачно да идентификују реч. У упутству за задатак наглашена је тачност и брзина. На почетку сваке пробе, маска за фиксирање „####“ је била представљена у 24-поинт Цоуриер фонту у трајању од 1000 мс. Затим је реч представљена у фонту 20-поинт Цоуриер у трајању од 16,7 мс (једно освежавање екрана на 60 Хз). Маска је затим представљена током 233,3 мс, формирајући блок презентације од 250 мс. Било је тридесет блокова презентације од 250 мс. Трајање стимулуса се повећало за 16,7 мс на сваком алтернативном блоку, а маска је увек била представљена за остатак блока од 250 мс. Дакле, свако ЦИД испитивање је потенцијално трајало 7.500 мс, али би се могло превремено прекинути тако што би учесник притиснуо тастер Ентер. Када је притиснут тастер Ентер, маска је поново представљена на 16,7 мс. Затим је представљен бели оквир који је учеснику показао да мора да откуца реч на тастатури. Притисци на тастере су приказани у оквиру. Учесницима је речено да притисну Ентер након што откуцају реч како би прешли на следеће испитивање.

Фаза студија. Учесницима је речено да ће кратко време видети речи представљене испод или изнад центра екрана и да је њихов задатак да запамте локацију сваке речи за каснији тест. Учесници су завршили осам блокова студија и тестова, који су били идентични осим што су стимуланси у сваком блоку били јединствени. На почетку сваког студијског блока приказана је " плус "-фиксација у трајању од 500мс у центру екрана. Речи су представљене у трајању од 2 с свака, при чему је половина приказана 0.9 цм испод централне тачке фиксирања (тј. под вертикалним визуелним углом од приближно 0,69 степени, са удаљености од приближно 75 цм) и друга половина 0,9 цм изнад тачке фиксирања. Интер-стимулусни интервал је био 100 мс. Додељивање речи локацији и редослед презентације је насумично распоређен међу учесницима. Учесници су завршили 26 студијских испитивања по блоку, при чему су прва и последња два испитивања у сваком блоку означена као испитивање примарног и недавног бафера. Пуферски стимуланси нису поново представљени у експерименту.

Тестна фаза. Затим су представљена упутства за прву фазу тестирања ЦИД-РС (тј. ЦИД са расуђивањем препознавања и извора). Учесницима је речено да ће поново завршити испитивање идентификације и да су неке речи из претходног студијског блока, а неке нове. Речено им је да након сваке идентификације морају да одлуче да ли мисле да је реч нова (тј. није приказана) или стара (тј. проучена) и да назначе да ли је претходно била приказана на дну или на врху екрана. Обавештени су да донесу процену локације чак и за предмете за које су навели да су нови и да нагађају ако нису сигурни. Учесницима је речено да ће половина речи бити нова, а половина старе, да је половина старих речи представљена на дну екрана, а половина на врху. У сваком тестном блоку било је 44 пробе, састављених од 22 старе и 22 нове ставке. На сваком огледу, реч је била представљена у центру екрана користећи исту ЦИД процедуру као у практичним огледима. Након што су учесници извршили идентификацију, реч је замењена испитивањем за препознавање („Да ли је реч нова или стара?“) и скалом оцене („1=сигурно нова, 2=вероватно нова, {{6 }}погоди ново, 4=погоди старо, 5=вероватно старо, 6=сигурно старо"). Након што су учесници донели своју процену о препознавању, представљена је сонда изворне меморије („Да ли је реч представљена на дну или на врху?“) са скалом оцене („1=сигурно доле, 2=вероватно доле, { {12}}погоди доле, 4=погоди горе, 5=вероватно горе, 6=сигурно врх"). Учесници су користили тастере са бројевима од 1 до 6 на главном делу КВЕРТИ тастатуре за процену препознавања и тастере са бројевима на нумеричкој тастатури за процену изворне меморије. На тастатури са бројевима су додане налепнице са стрелицама нагоре које означавају „врх” одговор и стрелицама надоле које означавају „доњи” одговор. Након што су донели своју процену изворне меморије, представљен је промпт који упућује учеснике да притисну тастер Ентер како би започели следеће испитивање. По завршетку тестног блока, учесницима је представљен следећи блок учења. По завршетку последњег тестног блока, експеримент је прекинут.

Почетни скрининг суђења за идентификацију. У овом и наредним експериментима, испитивање није укључено у анализу ако је реч била погрешно идентификована током фазе идентификације покушаја или су одговори на идентификацију били пребрзи или преспоро. Одговори на идентификацију су исправљени због мањих штампарских грешака (нпр. где је број или симбол откуцан после исправно откуцане речи). Један учесник је искључен у овој фази јер нису покушали да идентификују ниједну реч у првом блоку студија-тест. Све у свему, удео погрешно идентификованих покушаја након исправке штампарских грешака био је низак (М=3.05 процената, СД=2.58), као што је био и проценат испитивања на које учесници нису дали одговор ( М=0.19 процената, СД=0.78). Проценат испитивања у којима је идентификациони РТ био мањи од 200 мс или већи од три стандардне девијације изнад средње вредности идентификационог РТ (унутар учесника) је такође био низак (М=1.22 процента испитивања, СД{{13} }.49). Пратећи Лангеа ет ал. (2019), ове четири врсте испитивања нису даље анализиране. Ово је оставило довољан број валидних испитивања за све појединце (М=95.54, СД=2.52, Мин=88.07 процената).

Мере. Све анализе су спроведене у Р (Р Цоре Теам, 2019). За сва релевантна статистичка поређења, искључили смо учеснике на листи ако су имали податке који недостају у било којој ћелији те анализе. Анализа варијансе (АНОВА) је израчуната коришћењем функције аов_цар у апек пакету (Сингманн ет ал., 2020), са пост хоц контрастима израчунатим са средњим вредностима (Лентх, 2020). Степени слободе су кориговани због нарушавања сферичности где је то било потребно коришћењем корекције Греенхоусе-Геиссер-а. Алфа ниво од .05 је коришћен за све статистичке анализе и сви т-тестови су били двострани. Такође смо спровели еквивалентне Бајесове анализе и пријавили Бајесове факторе (БФ) за све пријављене фреквентне тестове, користећи пакет БаиесФацтор (Мореи & Роудер, 2018), са подразумеваним приоритетима пакета за све тестове. Извештавамо о следећим величинама ефеката: ηП2 за АНОВА, Коенов ДЗ (ДЗ; средња разлика две зависне мере, подељена са просечном стандардном девијацијом разлике две мере) за т-тестове. Испитивања су обједињена у блоковима студија-тест за све анализе.

Ефекат прајминга је израчунат као средњи идентификациони РТ за нове артикле минус средњи идентификациони РТ за старе артикле. Дискриминација препознавања је мерена са д′ (у даљем тексту препознавање д′), који се израчунава као з(п["олд"| олд])—з(п["олд"| нев]), где је п("стари" „| олд){{0}}(број погодака плус 0.5)/(број старих ставки плус 1) и п(„старо“| ново)=( број лажних аларма плус {{10}}.5)/(број нових ставки плус 1), према Снодграссу и Цорвину (1988). Образац резултата за Пр, који је мера дискриминабилности у моделу са два висока прага и израчунава се као п(„стари“| стари)—п(„стари“| нови), био је исти, тако да само извештавамо признање д′ у целом. Пристрасност одговора на препознавање је мерена са ц (у даљем тексту препознавање ц), који се израчунава као −0.5 * (з(п["олд"| олд]) плус з(п["олд"| Нова])). Дискриминација извора је мерена са д′ (у даљем тексту извор д′). За ову меру, ставке са врха извора су произвољно одређене као мете, а ставке са доње стране као нециљ; дакле, извор д′=з(п["топ"| топ])—з(п["топ"| боттом]), где је п("топ"| топ)=(број тачних одговора на врху плус 0.5)/(број ставки на врху плус 1) и п(„топ“| боттом)=(број нетачних одговора на врху плус 0,5)/(број ставки на дну извора плус 1). Образац резултата за тачност извора – израчунат као (број „врх“|највиших ставки плус број „доњих“|доњих ставки)/број старих ставки – био је исти, тако да се пријављује само прва. Пристрасност извора је измерена са ц (у даљем тексту извор ц) и израчуната као -0,5* (з(п["топ"| топ]) плус з(п["топ"| боттом])).

За анализу идентификационих РТ-ова класификованих према оценама поузданости извора, одговори су скупљени по ставкама на врху и на дну извора. Оцене извора 3, 2 и 1 за ставке на дну извора и 4, 5 и 6 за ставке на врху извора представљају исправне одлуке о извору са све већом сигурношћу одговора, док су оцене извора 4, 5 и 6 за ставке на дну извора и 3, 2 и 1 за изворне ставке представљале су нетачне одлуке о извору. Поузданост мера. Претходна истраживања су показала да је важно узети у обзир релативну поузданост директних и индиректних меморијских задатака када се упореди учинак задатака (Буцхнер & Виппицх, 2000). У складу са тим, корелације подељене половине су коришћене да би се одредила поузданост мера прајминга, препознавања и извора у свим експериментима. Да бисмо их израчунали, прво смо поделили податке од сваког учесника у покушаје са парним и непарним бројем, а затим израчунали ефекат прајминга, препознавање д′ и извор д′ у свакој половини. Корелације подељене половине су затим дате као Пирсонова корелација између учинка у свакој половини учесника. У експерименту 1, они су били велики и значајни, прајминг, р(33)=.90, п<.001, bf="1.94" ×="" 109="" ;="" recognition="" d′,="" r(33)=".90,"><.001, bf="3.55" ×="" 109="" ;="" source="" d′,="" r(33)=".81,"><.001, bf="7.70" ×="">

цистанцхе на продају

Резултати

Узимајући у обзир прве укупне нивое перформанси меморије, ефекат пражњења, препознавање д′ и извор д′ су премашили шансу (0): М приминг=247мс, СЕ=34, т(34 )=7.17, стр<.001, d="1.22," bf="5.11" ×="" 105;="" m="" recognition="" d′="1.23," se="0.10," t(34)="12.02,"><.001, d="2.03," bf="8.61" ×="" 1010;="" m="" source="" d′="0.80," se="0.11," t(34)="7.48,"><.001, d="1.26," bf="1.16" ×="" 106="" .="" table="" 1="" shows="" the="" mean="" identification="" rt="" for="" new="" and="" old="" items,="" and="" also="" the="" mean="" hit="" rate="" and="" false="" alarm="" rate="" for="" recognition="" and="" source="" decisions.="" neither="" recognition="" nor="" source="" responding="" was="" biased="" overall="" (recognition="" c="−0.04," se="0.04," t(34)="0.98," p=".33," d="0.17," bf="0.28;" source="" c="0.01," se="0.05," t(34)="0.11," p=".91," d="0.02," bf="">

Постојали су докази о корелацији између ових укупних мера, иако је ово било значајно само за повезаност препознавања и изворне меморије (приминг и препознавање д′, р(34)=.35, п=.041 , БФ=2.32; почетни и извор д′, р(34)=.33, п=.056, БФ=1.84; препознавање д′ и извор д′, р(34)=.82, стр<.001, bf="1.82" ×="" 106="" ).="" as="" in="" lange="" et="" al.'s="" (2019)="" study,="" we="" expected="" associations="" between="" priming="" and="" source="" memory="" to="" be="" evident="" when="" broken="" down="" according="" to="" the="" source="" decision.="" we="" consider="" two="" aspects="" of="" the="" data:="" (a)="" the="" difference="" in="" the="" magnitude="" of="" the="" priming="" effect="" for="" items="" with="" correct="" and="" incorrect="" source="" decisions,="" and="" (b)="" how="" the="" priming="" effect="" varies="" with="" participants'="" confidence="" in="" their="" source="">

Прво, ефекат пражњења за ставке са исправним изворним одлукама био је знатно већи него за ставке са нетачним изворним одлукама (М разлика=71мс, СЕ= 24), т(34)=3.{101} {4}}, п < .005,="" д="0.51," бф="7.76)," види="" леву="" страну="" слике="" 1а).="" ова="" разлика="" је="" била="" конзистентна="" међу="" појединцима="" и="" била="" је="" присутна="" код="" 69="" процената="">

Друго, испитали смо идентификационе РТ за исправне и нетачне изворне одлуке у односу на поверење учесника. Ова анализа је ограничена на проучаване ставке, тј. ставке које се могу повезати са тачном и нетачном изворном одлуком. Табела 2 показује средњи број ставки на сваком нивоу ове анализе. Молимо погледајте додатни материјал за анализу односа Идентификације РТ и поузданости извора за нове ставке. Идентификациони РТ су имали тенденцију да се смањују (тј. ефекат прајминга је био већи) како се повећало поверење у одлуку о извору, као што је приказано на десној страни слике 1а. Овај тренд је потврђен у 3 (поуздање извора: погоди, вероватно, сигурно)×2 (одлука извора: тачна, нетачна) поновљених мерења АНОВА, што је дало значајан главни ефекат поузданости извора, Ф(1,63, 48,77){{9 }}.62, МСЕ=70,424, стр<.001, ηp2=".28," bf="9.79×102." four="" participants="" could="" not="" be="" included="" in="" this="" anova="" because="" they="" had="" zero="" responses="" for="" particular="" cells="" of="" the="" analysis="" (hence="" n="31" for="" this="" analysis).="" post="" hoc="" analyses="" confirmed="" a="" significant="" linear="" trend,="" t(43)="4.82,"><.001, with="" higher-level="" trends="" not="" significant="" (p="">.89). Одлуке о извору са високим рејтингом поверења биле су повезане са бржом идентификацијом него одлуке о извору са ниском оценом поверења, п<.001 (the="" remaining="" comparisons,="" bonferroni-adjusted,="" p="">.043). Није било главног ефекта одлуке о извору, Ф(1, 30)=1.14, МСЕ=32431, п=.29, ηП2=.04, БФ{ {10}}.22, или интеракција, Ф(2, 60)=1.16, МСЕ=40521, п=.32, ηП2=.04, БФ =0.23.

Укратко, у овом експерименту, такође смо реплицирали повезаност памћења почетног и препознавања коју су показали Берри ет ал. (2012) и Ланге ет ал. (2019). За старе артикле, идентификација је била бржа за ставке које су оцењене као старе него ставке које су оцењене као нове, М разлика=210мс, СЕ=51, т(34)=4.15, п<.001, dz="0.70," bf="127," and="" identification="" rts="" decreased="" with="" increasing="" recognition="" confidence=""><.001, though=""><.015 for="" quadratic="" and="" cubic="" trends).="" for="" new="" items,="" there="" was="" no="" clear="" evidence="" for="" an="" effect="" of="" fluency,="" that="" is,="" m="" difference="" in="" identification="" rt="" to="" new="" items="" judged="" old="" and="" new="48ms," se="25," t(34)="1.95," p=".060," dz="0.33," bf="0.98," though="" overall="" identification="" rts="" decreased="" with="" increasing="" recognition="" confidence=""><.001, all="" higher-level="" contrasts:="" p="">.050).

Дискусија

Ови резултати су у складу са резултатима Ланге ет ал. (2019), показујући већу припрему за исправне него нетачне одлуке о извору, и већу припрему са све већим самопоуздањем, без обзира на одлуку о извору. Такође смо поновили сада већ добро успостављену асоцијацију памћења почетног и препознавања у овој парадигми (нпр. Берри ет ал., 2012). Након што смо успоставили везу између почетног и извора, сада се окрећемо тестирању да ли су оцене поузданости препознавања централне за природу ове повезаности. Ово је теоријска претпоставка која лежи у основи прилагођеног мапирања одговора у моделу једног система од стране Лангеа ет ал. (2019). У свим наредним експериментима нећемо привући отворене оцене од учесника. Поред тога, у експериментима 3 и 4, такође ћемо ограничити прикривено препознавање, то јест, процену старости предмета у одсуству инструкције да се то уради, само приказивањем старих предмета на тесту.

цистанцхе на продају