Ar testavimas pagerina naujo mokymosi galimybes, nes apsaugo nuo aktyvių trukdžių?(2)

3 eksperimentas

3 eksperimento tikslas buvo tiksliai atkartoti Nunes ir Weinstein (2012) 2 eksperimentą. Šiuo tikslu susisiekėme su pagrindiniu to tyrimo autoriumi ir patvirtinome, kad mūsų medžiaga ir procedūra yra patikimas, tiesioginis jų tyrimo atkartojimas (Nunes, asmeninis bendravimas, 2020). Buvo keturi pastebimi skirtumai tarp 3 ir 1 bei 2 eksperimentų. Pirma, dalyviai tyrinėjo DRM žodžius, o ne suskirstytus į kategorijas. Antra, dalyviai ištyrė 12 žodžių viename sąraše, o ne 16 žodžių sąraše. Trečia, kiekvienas žodis buvo rodomas 2 s ir tik vieną kartą (mūsų 1 ir 2 eksperimentuose dalyviai kiekvieną žodį tyrinėjo du kartus po 4 s). Galiausiai kontrolinės sąlygos dalyviai išsprendė matematikos uždavinius, o ne iš naujo nagrinėjo sąrašą.

Dykumos ženšenis

Metodas

Dizainas ir dalyviai

Atspindėdamas Nunes ir Weinstein (2012), 3 eksperimente buvo naudojamas vieno veiksnio dviejų lygių planas (ty bandymas prieš netestavimą), kai šis veiksnys buvo manipuliuojamas tarp tiriamųjų. Iš viso 71 bakalauro studentas iš Ajovos valstijos universiteto dalyvavo kurso įskaitoje. Keturių dalyvių duomenys nebuvo analizuojami – dviejų, nes jie nesilaikė nurodymų, ir dviejų dėl eksperimentatoriaus klaidos. Taigi į galutinę imtį buvo įtraukti 67 dalyvių duomenys, iš kurių 36 buvo bandymo sąlygomis, o 31 - be bandymo. Jautrumo galios analizė parodė, kad šis imties dydis turėjo 0,80 galią, kad būtų galima nustatyti efekto dydį d=0,70.

Cistanche deserticola

Medžiagos ir procedūra

Medžiagos ir procedūros buvo tokios pačios kaip Nunes ir Weinstein (2012), 2 eksperimentas. Keturi DRM sąrašai (kalnų, minkštųjų, upių ir miestų) iš Stadler ir kt. (1999) normos naudotos kaip studijų medžiaga. 1–4 sąrašuose buvo 12 žodžių iš vienos DRM temos. Žodžiai, esantys kiekvienos DRM temos trečioje, penktoje ir 13 pozicijose Stadler normose, buvo pateikti tik 5 tiksliniame sąraše. Buvo panaudoti keturi skirtingi atsvarai, todėl vieni dalyviai tyrė minkštąjį sąrašą kaip 1 sąrašą, o kiti – kaip savo. 2, 3 arba 4 sąrašas. Tačiau žodžių tvarka kiekviename sąraše buvo fiksuota ir pateikta tokia pačia tvarka, kokia buvo pateikta Stadler ir kt. normas (ty kalva visada buvo pateikiama pirmiausia, slėnis, tada pateikti ir pan.). Atkreipkite dėmesį, kad atsvaros schema paveikė tik 1–4 sąrašų žodžius; 5 sąrašui pasirinkti žodžiai nebuvo atsverti, todėl šie žodžiai niekada nebuvo įtraukti į 1–4 sąrašus jokiems dalyviams. 5 sąraše buvo pateikti trys anksčiau neištirti žodžiai iš kiekvienos tiriamos DRM temos skirtinga atsitiktine tvarka kiekvienam dalyviui, tačiau visi dalyviai tyrė tuos pačius žodžius 5 sąraše.

Visi žodžiai buvo pateikti po 2 s su 500- ms intervalu tarp stimulų. Po kiekvieno sąrašo dalyviai sprendė po dešimt matematikos uždavinių po 6 s. Tada bandymo sąlygos dalyviai turėjo 60 s, kad prisimintų žodžius iš ką tik ištirto sąrašo, o tie, kurie buvo be testo, sprendė papildomus matematikos uždavinius dar 60 s. Išstudijavę 5 sąrašą, visi dalyviai 60 s sprendė matematikos uždavinius ir tada atliko prisiminimo testą. Tada jie atliko 5-min. kaupiamąjį prisiminimo testą. Kaupiamasis testas buvo atliktas kaip replikacijos dalis, tačiau šio testo duomenys nebuvo įdomūs ir todėl nebuvo įvertinti.

Cistanche deserticola eksperimentas

Rezultatai

Įsibrovimai 5 sąrašo atšaukimo metu

1 ir 2 eksperimentuose naudojome dažnį, kad praneštume apie įsibrovimo duomenis, kurie yra vyraujanti metrika literatūroje (Chan, Manley ir kt., 2018; Weinstein ir kt., 2014). Tačiau čia mes pranešame apie įsibrovimus naudodami dažnį ir proporcijas, nes pastaroji buvo naudojama pateikti įsilaužimus Nunes ir Weinstein (2012). Tiksliau, jie padalijo įsibrovimų dažnį iš 60, tai buvo tiriamųjų žodžių skaičius visuose penkiuose sąrašuose. Laikydamiesi Nunes ir Weinstein, klaidingo kritinių DRM žodžių prisiminimo nelaikėme įsibrovimu. Vietoj to, šie žodžiai buvo vertinami atskirai kaip kritiški klaidingi prisiminimai.

6 pav. Įsilaužimų dažnis 5 sąrašo atšaukimo metu (kairėje) ir 5 sąrašo teisingo atšaukimo proporcija (dešinėje) kaip intervencinės užduoties ir PI lygio funkcija 3 eksperimente. Klaidų juostose rodomi aprašomieji 0,95 pasikliautinieji intervalai. Jitter buvo įvestas siekiant išsklaidyti duomenų taškus horizontaliai, kad būtų padidintas matomumas

Išskirtinė įsibrovimų riba buvo 4,03 elementai (M=0.97, SD=1.53), neįtraukus keturių dalyvių duomenų. Kairiajame 6 pav. skydelyje parodytas įsibrovimų dažnis 5 sąrašo atšaukimo metu. Įdomu tai, kad skirtingai nei 1 ir 2 eksperimentų rezultatai, tarp testuotų dalyvių (M=0,50, M=0,01 proporcijomis) ir neišbandytų dalyvių (M { {15}}.89, M=.02 proporcijomis), t(61)=1.66, p=.102, d=0.42, B 01=1.22. Šiuos duomenis galima palyginti su Nunes ir Weinstein (2012) išvadomis, kurios nenustatė reikšmingo įsikišimo poveikio įsibrovimams. Įdomu tai, kad kai išnagrinėjome įsibrovimo duomenis su įtrauktais nuokrypiais, interpoliuotas testavimas žymiai sumažino įsibrovimų skaičių (d=0.72, daugiau informacijos rasite OSM), taip atkartodamas 1 ir 2 eksperimentuose aprašytą modelį.

Remiantis Nunes ir Weinstein (2012), kritinių klaidingų prisiminimų dažniai buvo nurodyti kaip proporcijos (kritinio klaidingo prisiminimo dažnis padalytas iš 4, nes buvo keturios DRM temos). Panašiai kaip Nunes ir Weinstein rezultatai (Mtest=0.04, Mno-test=0.06), kritinių žodžių prisiminimo greitis labai nesiskyrė tarp bandymo ir netestavimo sąlygų (Mtest {{ 8}}.08, M be bandymo=0.15), t(61)=0.70, p=.489, d=0.18 B{ {20}}.14.

Išvardykite 5 teisingą prisiminimą

Svarbiausi rezultatai pateikti 6 pav. dešiniajame skydelyje. Panašiai kaip mūsų 1 ir 2 eksperimentuose, bet priešingai nei Nunes ir Weinstein (2012), mes pastebėjome tvirtą išankstinio testavimo poveikį 5 sąrašui. prisiminti, t(61)=2.93, p=.005, d=0.75, B10=8.39 (Mtest=.44, Mno-testas=.29). Šis atradimas atitinka tai, ką pranešėme 1 ir 2 eksperimentuose, tačiau skiriasi nuo Nuneso ir Weinsteino (2012 m.), kurie nerado išankstinio testavimo efekto (d ≈ 0, Mtest=0,46, Mno testas {{26). }} .46). Be to, pakartojant 1 ir 2 eksperimentų rezultatus, buvo pastebėta neigiama koreliacija tarp įsibrovimų ir teisingo prisiminimo (žr. 7 pav.), r(61)=-.35, p=.005, B 10=7.32. Skirtingai nei 1 ir 2 eksperimentuose, koreliaciją prisidėjo tiek bandymo sąlygos, tiek r(34)=-.34, p=.042, B01=1.51, ir sąlyga be bandymo, r(25)=-.27, p=.176, B01=1.75. Manome, kad nereikšminga koreliacija be bandymo gali atsirasti dėl nepakankamos galios.

Diskusija

3 eksperimento rezultatai iš esmės buvo panašūs į mūsų 1 ir 2 eksperimentų rezultatus – tai yra, interpoliuotas testavimas palengvino naują mokymąsi net tada, kai dalyviai studijavo žodžius aplinkoje, kuri turėjo sumažinti PI kaupimąsi. Ši išvada tiesiogiai prieštarauja tai, ką pranešė Nunes ir Weinstein (2012), ir yra ypač intriguojanti, kai žiūrima į bendrą replikavimo pastangų kontekstą. Tiksliau, nors mūsų tyrime buvo naudojama kita dalyvių imtis ir duomenys buvo surinkti beveik dešimt metų vėliau nei pradinis tyrimas, kai kuriais atžvilgiais mūsų duomenys itin gerai atkartojo pradinio tyrimo duomenis. Iš tiesų, dauguma priklausomų kintamųjų, įskaitant tirtų žodžių įsilaužimų skaičių (proporcingai, Mtest=.01, Mno-test=.02 mūsų eksperimente, Mtested=.01 , Mno testas=.04 Nunes ir Weinstein), klaidingas kritinių žodžių prisiminimas (Mtest=.02, Mno-test=.04 mūsų eksperimente, Mtested {{19) }} .04, Mno testas=.06 Nunes ir Weinstein) ir teisingas tirtų žodžių prisiminimas bandymo sąlygomis (M=.44 mūsų eksperimente, M {{26} } .46 Nunes ir Weinstein), pateikė duomenis, kurie buvo nepaprastai panašūs į tuos, kuriuos pranešė Nunes ir Weinstein. Vienintelė išimtis buvo teisingi atšaukimo duomenys be bandymo. Mūsų dalyviai prisiminė 0,29 iš 5 sąrašo žodžių, o Nunes ir Weinstein dalyviai prisiminė 0,46. Dėl didesnio mūsų eksperimento imties dydžio ir jo atkartojimo 1 ir 2 eksperimentuose manome, kad mūsų rezultatas tikriausiai buvo artimesnis populiacijos vidurkiui. Tačiau, atsižvelgiant į teorinį šio rezultato svorį, mes siekėme pakartoti eksperimentą 4 eksperimente, bet naudodami visą atsvaros schemą.

7 pav. Sklaidos grafikas, rodantis ryšį tarp įsibrovimų dažnio 5 sąrašo atšaukimo metu ir 5 sąrašo teisingo atšaukimo proporcijos 3 eksperimente. Norėdami pagerinti duomenų tankio matomumą, įvedėme virpėjimą, kad išsklaidytų duomenų taškus horizontaliai.

4 eksperimentas

Metodas

Dizainas, dalyviai, medžiagos ir procedūra

Iš viso 70 bakalauro studentų iš Ajovos valstijos universiteto dalyvavo kurso įskaitoje. Skirtingai nuo 1–3 eksperimentų, kurių metu duomenys buvo renkami mūsų laboratorijoje, 4 eksperimento duomenys buvo renkami internete dėl su COVID-19-susijusio asmeninių tyrimų sustabdymo. Trijų dalyvių (ty vieno bandymo sąlygomis ir dviejų nebandymo sąlygomis) duomenys nebuvo analizuojami, nes jie nesilaikė nurodymų. Į galutinę imtį buvo įtraukti 67 dalyvių duomenys, iš kurių 34 buvo bandymo sąlygomis, o 33 - be bandymo. Jautrumo galios analizė parodė, kad šis imties dydis turėjo 0,80 galią, kad nustatytų efekto dydį d=0,69.

Medžiagos ir procedūros buvo tokios pačios kaip ir 3 eksperimente, su šiomis išimtimis. 3 eksperimente 5 sąraše visada buvo tie patys žodžiai. Dabartiniame eksperimente mes visiškai subalansavome žodžių priskyrimą visiems penkiems sąrašams, kad vieno dalyvio 5 sąraše esantys žodžiai būtų rodomi kitam dalyviui 1, 2, 3 arba 4 sąraše. Kiekvieną 15 DRM temų žodžių rinkinį suskirstėme į penkias grupes, kurių kiekviena turi panašų atgalinį asociatyvinį stiprumą (BAS), o tai rodo asociacijos stiprumą nuo sąrašo elemento iki kritinio žodžio (Roediger ir kt., 2001). Penkios DRM žodžių grupės sukasi dalyvių sąrašuose. Ši atsvaros schema pašalino galimybę, kad rezultatai bus taikomi tik tam tikriems DRM žodžiams, kurie buvo pasirinkti rodyti 5 mūsų 3 eksperimento sąraše ir Nunes ir Weinstein 2 eksperimente (2012). Antra, žodžiai kiekviename sąraše (o ne tik 5 sąraše) buvo pateikti atsitiktine tvarka. Pasirinkome šią procedūrą, nes norėjome, kad atsitiktine tvarka nebūtų pateiktas tik tikslinis sąrašas. Įtariame, kad Nunes ir Weinstein savo netikslinius sąrašus pateikė mažėjančia asociatyvinio stiprumo tvarka, nes norėjo išgauti daugiau klaidingų prisiminimų, o tai nebuvo svarbu dabartiniams tikslams. Atkreipkite dėmesį, kad nepaisant šių pakeitimų, mes vis dar laikome 4 eksperimentą tiesiogine replikacija (Simons, 2014; Zwaan ir kt., 2017).

Cistanche ekstrakto milteliai

Spustelėkite čia norėdami pamatyti Cistanche produktus

【Klauskite daugiau】 El. paštas:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Rezultatai

Įsibrovimai 5 sąrašo atšaukimo metu

Šio eksperimento išskirtinė riba buvo 8,43 įsibrovimų (M=2.01, SD=3.21), neįtraukus keturių dalyvių duomenų. Kaip matyti 8 pav. kairiajame skydelyje, išbandyti dalyviai parodė mažiau įsibrovimų (M=0,77, M=0,01 proporcijomis) nei netestuoti dalyviai (M {{12} }.10, M=.04 proporcijomis), t(61)=3.56, p < .001, d=0.90, B10=40.74 . Ši išvada atitinka mūsų 1 ir 2 eksperimentų duomenis, bet skiriasi nuo 3 eksperimento ir Nunes ir Weinstein (2012). Kritiški klaidingi prisiminimo duomenys taip pat skyrėsi nuo 3 eksperimento ir Nuneso ir Weinsteino. Tiksliau, interpoliuotas testavimas sumažino kritinį klaidingą atšaukimą (Mtest=0.03, Mno-test=0.10), t(61)=2.51, p=.015 , d=0.64, B10=3.46. Gali būti, kad atsvaros trūkumas 3 eksperimente ir Nunesas bei Weinsteinas prisidėjo prie to, kad bandymų poveikis įsibrovimams ir kritiniam klaidingam prisiminimui buvo nulinis.

8 pav. Įsibrovimų dažnis 5 sąrašo atšaukimo metu (kairėje) ir 5 sąrašo teisingo atšaukimo proporcija (dešinėje) kaip intervencinės užduoties ir PI lygio funkcija 4 eksperimente. Klaidų juostose rodomi aprašomieji 0,95 pasikliautinieji intervalai. Jitter buvo įvestas siekiant išsklaidyti duomenų taškus horizontaliai, kad būtų padidintas duomenų taškų matomumas

Išvardykite 5 teisingą prisiminimą

Dešinysis 8 pav. skydelis rodo 5 sąrašo teisingo atšaukimo vidutinę proporciją. Remiantis 3 eksperimento rezultatais, dalyviai, esantys bandymo sąlygomis (M=0,51), parodė daug geresnius rezultatus, palyginti su tų, kurie buvo be bandymo (M=.17), t(61)=5.60, p < .001, d=1.42, B10=23280.95. Iš tiesų, tai labai didelis efektas ir suteikia išskirtinai tvirtų įrodymų, patvirtinančių alternatyvią hipotezę.

Dar kartą pastebėta neigiama koreliacija tarp įsibrovimų ir teisingo prisiminimo (žr. 9 pav.), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Kai suskirstėme duomenis pagal sąlygas, koreliacija nebuvo reikšminga ir esant sąlygai be bandymo, r(27)=-.27, p=.160, B01=1.69 , arba bandymo sąlyga, r(27)=-.02, p=.905, B01=4.66. Tačiau modelis buvo panašus į 1 ir 2 eksperimentus, o didesnė koreliacija buvo rodoma valdymo sąlygomis, o šių nereikšmingų rezultatų priežastis greičiausiai yra nepakankama galia.

Kombinuotos analizės

Toliau pateikiame metaanalizes, kuriose buvo sujungti mūsų keturių eksperimentų ir dviejų Nunes ir Weinstein (2012) eksperimentų duomenys. Mes atlikome fiksuoto poveikio metaanalizę, pagrįstą tikslinio sąrašo tinkamu atšaukimu. Mes užkodavome kiekvieną aukšto PI ir žemo PI sąlygą kaip atskirą pavyzdį, o bendras metaanalitinio efekto dydis pirminiam bandymo efektui šiuose mėginiuose buvo d=0.89, Z=4.63 , p < ,001. Moderatoriaus analizė su PI lygiu kaip dominančiu kintamuoju parodė, kad PI skirtumai neturėjo įtakos tiesioginio testavimo efekto dydžiui, Z=0.41, p=.680, o aukštas -PI (d=0.95) ir Low-PI (d=.83) pavyzdžiai, sukuriantys panašaus dydžio efektą. Šiek tiek mažesnis mažo PI tyrimų poveikio dydis pirmiausia buvo nulemtas įtraukus Nunes ir Weinstein (2012) 2 eksperimento duomenis. Kai šis tyrimas buvo pašalintas iš imties, žemo PI tyrimų (d=1.01) vidutinis išankstinio tyrimo efektas buvo toks pat didelis kaip ir didelio PI tyrimų. Miško sklypo tyrimas 10 pav. rodo, kad Nunes ir WeinStein 2 eksperimento duomenų taškas yra už metaanalitinio efekto dydžio pasikliautinojo intervalo. Todėl išankstinio testavimo efekto nebuvimas jų 2 eksperimente gali būti dėl atrankos klaidos ir (arba) tikslinio sąrašo elementų atsvaros trūkumo.

9 pav. Sklaidos grafikas, rodantis ryšį tarp įsibrovimų dažnio 5 sąrašo atšaukimo metu ir 5 sąrašo teisingo atšaukimo proporcijos 4 eksperimente. Norėdami pagerinti duomenų tankio matomumą, įvedėme virpėjimą, kad išsklaidytų duomenų taškus horizontaliai.

10 pav. Miško sklypas metaanalizei. Kiekvienas duomenų taškas rodo išankstinio testavimo efekto dydį. Duomenų žymeklio dydis parodo tyrimo svorį, o klaidų juostose rodomi 0,95 pasikliautinieji intervalai

Bendra diskusija

Šio tyrimo tikslas buvo pateikti kritinį išankstinio testavimo efekto atleidimo nuo aktyvių trukdžių testą. 1 ir 2 eksperimentuose naudojome turinio keitimo metodą manipuliuoti PI ir ištyrėme, ar išankstinio testavimo efekto dydis skiriasi priklausomai nuo PI lygio. 3 ir 4 eksperimentuose bandėme tiesiogiai atkartoti Nunes ir Weinstein (2012 m.) tyrimą, kuris iš esmės atitiko mūsų žemo PI sąlygą 1 ir 2 eksperimentuose. Jei interpoliuotas testavimas skatina naują mokymąsi sumažindamas PI, pirminis testavimo efektas turėtų būti sumažinamas arba pašalinamas, kai PI lygis yra žemas, nes testuojant PI būtų mažai arba jo nėra. Atvirkščiai, per keturis eksperimentus mes nustatėme, kad testavimas tarpusavyje nuosekliai skatino naują mokymąsi, nepaisant dalyvių patirto PI lygio.

Šie rezultatai rodo, kad nors interpoliuotas testavimas gali atleisti dalyvius nuo neigiamo aktyvių trukdžių poveikio, mažai tikėtina, kad ši nauda bus išankstinio testavimo efekto priežastis. Išankstinio testavimo efekto, palyginti su mūsų PI manipuliavimu, nekintamumas gali atrodyti paradoksalus, atsižvelgiant į tai, kad nuolat stebėjome neigiamą koreliaciją tarp teisingo prisiminimo ir įsibrovimų tarp dalyvių. Iš pirmo žvilgsnio atrodo, kad pastaroji išvada patvirtina išleidimą iš PI paskyros, nes vienas iš aiškinimų yra tas, kad interpoliuotas testavimas sumažina atsakymų konkurenciją atšaukimo metu, todėl testuojamiems dalyviams lengviau gauti tiriamus elementus. Mūsų duomenys atskleidė dvi šio aiškinimo problemas. Pirma, neigiamą koreliaciją daugiausia lėmė neišbandyti dalyviai. Antra, ir dar svarbiau, tai, kad įsibrovimų sumažėjimas ir teisingo prisiminimo dažnis didėja kartu, nereiškia priežastinio ryšio. Panašiai vienas iš stipriausių (atgalinio) testavimo efekto koreliacijų yra paieškos praktikos atlikimas. Literatūros metaanalizėje Rowland (2014) parodė, kad tyrimai, kuriuose teigiama, kad paieškos praktikos rezultatai geresni, buvo linkę sukurti didesnį testavimo efektą. Remiantis šia sąsaja grindžiamą priežastinį argumentą, galima nuspėti, kad paieškos praktika būtų naudinga mokymuisi tik tada, kai jis bus sėkmingas, tačiau dabar tyrimai parodė, kad nesėkminga paieškos praktika gali sustiprinti išlaikymą (Carneiro ir kt., 2018; Davis ir kt., 2017; Knight ir kt., 2012; Pyc ir Rawson, 2010, 2012).

Cistanche priedas šalia manęs

Panašu, kad išankstinė testavimo nauda yra susijusi su išsiskyrimo iš PI efektu, bet nuo jo nepriklauso. Manome, kad neigiamą koreliaciją tarp įsibrovimų ir teisingo prisiminimo lemia trečiasis kintamasis, o vienas iš galimų kandidatų yra tas, kad testavimas skatina semantinį organizavimą atmintyje (Chan, Manley ir kt., 2018; Zaromb ir Roediger, 2010). Naujausi tyrimai parodė, kad atliekant kelis testus, besimokantys vis labiau linkę sugrupuoti semantiškai susijusius elementus prisiminimo metu, o grupavimo lygis yra teigiamai susijęs su teisingu prisiminimo našumu (Chan ir kt., 2020; Yang ir kt., 2021). Neseniai šią patobulintą atminties organizavimą priskyrėme dalyviams, optimizuojantiems savo kodavimo ir paieškos strategijas sąrašuose (Chan ir kt., 2020; Chan, Manley ir kt., 2018). Nors tyrimai išankstinio testavimo literatūroje ištyrė tik semantiniais ryšiais pagrįstą grupavimą, kiti tyrimai parodė, kad testavimas taip pat gali padidinti laiko grupavimą ir segregaciją. Konkrečiai, interpoliuotas testavimas gali paskatinti besimokančiųjų gebėjimą sugrupuoti elementus, kurie buvo tiriami labai arti laiko (ty tame pačiame sąraše tirtus elementus), tuo pat metu atskiriant elementus, tyrinėtus prieš arba po gavimo (ty elementus, tyrinėtus sąrašuose; Brewer). ir kt., 2010; Chan ir McDermott, 2007; Jang ir Huber, 2008; Kliegl ir Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang ir kt., 2021). Kaip spėliojo Darley ir Murdock (1971), perjungimas iš kodavimo į paieškos užduotį gali suteikti besimokantiesiems galimybę mintyse pažymėti elementus pagal tai, ar jie anksčiau buvo išbandyti, ar ne (Davis ir kt., 2017), ir šis ženklinimo mechanizmas. gali sumažinti įsibrovimus (Pierce ir kt., 2017) naudojant ankstyvos atrankos arba vėlyvosios korekcijos mechanizmą. Žvelgiant iš ankstyvos atrankos perspektyvos, dalyviai gali suvaržyti savo paiešką priekinėje dalyje, bandydami atmintyje ieškoti elementų, kurių anksčiau nebuvo atgavę (Rugg ir kt., 2000; Shimizu ir Jacoby, 2005); Kita vertus, dalyviai gali pabandyti atlikti plačią paiešką atmintyje ir tada neleisti išvesti anksčiau atmintų elementų. Ankstyvas atrankos mechanizmas, ty apribotas paieška, gali padėti padidinti teisingą atšaukimą (sumažinant paieškos rinkinį) ir sumažinti įsibrovimus (nes anksčiau išbandytų elementų nėra paieškos rinkinyje), taip sukuriant neigiamą koreliaciją tarp šių priklausomų kintamųjų. .

Neseniai mokslininkai teigė, kad PI mažinantis paieškos poveikis prisideda prie išankstinio testavimo efekto (Dang ir kt., 2021; Yang ir kt., 2021). Šis argumentas buvo paremtas tarpininkavimo analize, kurioje ankstesnio sąrašo įsibrovimai buvo reikšmingas tarpininkas tarp nepriklausomo interpoliuotos veiklos kintamojo (ty testavimo ir pakartotinio tyrimo) ir priklausomo teisingo prisiminimo kintamojo, o tyrėjai interpretavo šį netiesioginį. veikia kaip atgavimas, izoliuojantis besimokančiuosius nuo PI, o tai savo ruožtu skatina naują mokymąsi. Tačiau šiuo atveju perspėjame, kad toks aiškinimas nėra, nes tarp tarpininko (ty įsibrovimų) ir priklausomo kintamojo (ty teisingo prisiminimo) nebuvo laiko pirmenybės. Vietoj to, įsibrovimai ir teisingas prisiminimas vyksta toje pačioje eksperimentinėje fazėje, todėl neįmanoma numanyti priežastingumo pagal laiko tvarką (ty tai, kas įvyksta vėliau, negali sukelti to, kas įvyksta anksčiau; Aalen ir kt., 2012; Hayes, 2018; Pamokslininkas, 2015 m. ; Walters, 2019). Iš tiesų, Dang ir kt. atliktose analizėse galima pakeisti tarpininko ir priklausomo kintamojo vaidmenis. (2021) ir Yang ir kt. (2021), kad teisingas prisiminimas būtų tarpininkas, o įsibrovimas – kaip priklausomas kintamasis. Norėdami ištirti šią galimybę, atlikome tarpininkavimo analizę, naudodami duomenis, kuriuos Dang ir kt. ir Yang ir kt. numatyta atvirojoje mokslo sistemoje.

Pirmiausia bandėme atkartoti jų pirmines tarpininkavimo analizes, o mūsų modelio rezultatai atitiko jų rezultatus, todėl buvo reikšmingas netiesioginis įsibrovimų poveikis teisingam prisiminimui.2 Tada ištyrėme atvirkštinio tarpininkavimo modelio gyvybingumą. Kaip ir įtarėme, netiesioginis šio atvirkštinio modelio poveikis taip pat buvo reikšmingas: -0.238 [-0.418, -0.112] Dang ir kt., ir {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] Yang ir kt., nurodant, kad interpoliuotas testavimas daro įtaką ankstesnio sąrašo įsibrovimams dėl teisingo atšaukimo. Šio atvirkštinio modelio reikšmė išryškina sunkumus interpretuojant tarpininkavimo analizės rezultatus, kai tarpininkas ir priklausomas kintamasis neturi aiškios laiko pirmenybės.

Būtume aplaidūs, nepaminėdami, kad neseniai paskelbtoje ataskaitoje Chan, Manley ir kt. (2018) teigė, kad interpoliuotas testavimas gali pagerinti naują mokymąsi suskirstytų sąrašų mokymosi paradigmoje, padidindamas tikimybę, kad dalyviai pastebės sąrašų suskirstymą į kategorijas. Idėja yra ta, kad kai dalyviai supras, kad sąrašai yra suskirstyti į kategorijas, jie bandys užkoduoti semantinį ryšį tarp panašių sąrašo elementų, o tai turėtų pagerinti mokymąsi. Chan ir kt. toliau motyvavo, kad jei ši hipotezė yra teisinga, sąrašo suskirstymo į kategorijas padarymas lengvai atrandamu (pvz., pateikiant žodžius iš tos pačios kategorijos blokais) turėtų sumažinti išankstinio testavimo pranašumą, ir jie nurodė Nunes ir Weinstein (2012) kaip preliminarus tokios hipotezės palaikymas. Dabartiniai rezultatai aiškiai prieštarauja šioms prognozėms.

Apribojimai

Vienas iš šio tyrimo apribojimų yra tas, kad buvo nagrinėjama tik PI gavimo forma, nes matavome įsibrovimus. Tačiau kodavimui taip pat gali turėti įtakos PI kaupimasis, nes besimokančiųjų dėmesio ištekliai gali pablogėti jiems toliau koduojant informaciją. Pavyzdžiui, EEG tyrime Pastötter ir jo kolegos (2011 m.) pranešė, kad interpoliuotas bandymas pagerino naujos informacijos kodavimą, nes sumažino nedėmesingumą, o tai patvirtina alfa galios padidėjimas (elektrofiziologinė neatidumo koreliacija) kontrolinių dalyvių sąrašuose. bet ne testuotiems dalyviams. Be to, Szpunar ir jo kolegos (Szpunar ir kt., 2013; Jing ir kt., 2016; taip pat žr. Pan ir kt., 2020, dėl panašaus finansavimo naudojant išankstinį, o ne interpoliuotą testavimą) parodė, kad žiūrint vaizdo įrašu įrašytą paskaitą , dalyviai, kuriems buvo atliktas interpoliuotas testas kas 5 minutes, buvo daug rečiau nei kontroliniai dalyviai. Tačiau, kaip minėta anksčiau, manome, kad tokie dėmesiu pagrįsti mechanizmai turėtų būti traktuojami kaip atskiri nuo išleidimo iš PI paskyros, nes leidus į šią paskyrą įtraukti dėmesio / kodavimu pagrįstus mechanizmus, paskyra taptų per plati ir ją būtų sunku suklastoti.

Mūsų tyrimai, kaip ir daugelis elgsenos tyrimų, taip pat neleido mums atskirti kodavimo ir atkūrimo pagrįstų efektų, nes mūsų kodavimo manipuliavimas (ty High-PI vs. LowPI) galėjo turėti ir greičiausiai turėjo pakopinį poveikį paieškai. Būsimuose tyrimuose gali būti bandoma atskirti pirminio testavimo efekto kodavimo ir gavimo efektus naudojant smegenų vaizdavimo ar elektrofiziologinius metodus, kurie kodavimo metu pateikia duomenis realiuoju laiku (Pastötter ir kt., 2011; taip pat žr. Beardsley ir kt., 2018).

Kitas klausimas, kurį norime išspręsti, yra PI veikimo apibrėžimas. Šiuose eksperimentuose mes naudojome įsibrovimų dažnį kaip PI matą, kaip ir dauguma tyrimų, pateiktų išankstinio testavimo poveikio literatūroje. Tačiau žodinio mokymosi eroje PI efektams parodyti buvo reguliariai naudojamas teisingas prisiminimas. Pavyzdžiui, lyginant atminties efektyvumą tarp dalyvių, kurie studijuoja vieną AD sąrašą (be išankstinio tyrimo), su dalyviais, kurie studijavo AB sąrašą prieš AD sąrašą, AD prisiminimo sumažėjimas dėl ankstesnio mokymosi buvo laikomas PI įrodymu. Priėmus šį apibrėžimą, galima teigti, kad mūsų manipuliavimas PI neturėjo jokios įtakos, nes kontroliniai dalyviai nuolat demonstruodavo prastesnius teisingo atšaukimo rezultatus tiksliniame sąraše, palyginti su testuotų dalyvių 1 sąrašo atšaukimo našumu (tai atitinka grupės dalyvių, kurie anksčiau netyręs, žr. 1 lentelę). Tačiau priėmus šį PI apibrėžimą išankstinio testavimo efektui, išleidimas iš PI paskyros būtų tik aprašomasis (o ne aiškinamasis), nes kiekvieną kartą, kai randamas išankstinio testavimo efektas, pagal apibrėžimą testuojamos sąlygos dalyviai turi būti geresni nei kontrolės sąlyga. Teigiant tokį skirtumą, kaip išleidimas iš PI, reiškinys tiesiog pakartojamas, o ne paaiškinamas.

Galiausiai pripažįstame, kad mūsų imties dydis buvo per mažas, kad būtų galima nustatyti tarpinės veiklos ir PI lygio sąveiką. Jei būtų daroma prielaida, kad sąveikos efektas yra vidutinio dydžio (pvz., f=.2), kai alfa lygis yra 0,05 ir 0,80, bendras imties dydis būtų 199 dalyviai. Galima pastebėti, kad pirminio testavimo efekto dydis buvo mažesnis esant žemo PI sąlygai nei aukšto PI sąlygoms iš abiejų 1 eksperimentų (žemas PI =.14, didelis PI=.20). ) ir 2 eksperimentą (žemas PI=.23, didelis PI=.31), o vienas iš šių nereikšmingų skirtumų aiškinimų yra toks, kad išankstinio testavimo efektas buvo ne toks ryškus, kai dalyviai patyrė mažesnį PI. Tačiau perspėjame, kad nereikėtų pernelyg aiškinti skirtumų, pagrįstų neapdorotomis tikimybėmis, nes jie neatsižvelgia į duomenų kintamumo skirtumus. Išnagrinėjus tuos pačius duomenis su Coheno d, tampa aišku, kad procentiniai skirtumai yra labiau akivaizdūs nei realūs. Tiksliau, pirminis bandymo efektas yra 0,81 esant žemo PI sąlygai ir 0,82 aukšto PI sąlygai 1 eksperimente, 1,09 esant žemo PI sąlygai ir 1,20 aukšto PI sąlygai 2 eksperimente. išlieka įmanoma, kad PI būklės ir tarpinės veiklos sąveika nebuvo reikšminga dėl mažos statistinės galios. Kitaip tariant, išsiskyrimas iš PI galėjo šiek tiek prisidėti prie išankstinio bandymo efekto, tačiau mūsų eksperimentai nebuvo pakankamai galingi, kad jį aptiktų. Taigi būsimiems tyrimams, tirintiems ryšį tarp PI lygio ir tarpinės veiklos, būtų naudinga didesnė imtis.

Baigiamosios pastabos

Šiuose eksperimentuose mes pateikėme kritinį išleidimo iš PI paskyros testą, kuris plačiai laikomas vienu iš pagrindinių kandidatų į išankstinio testavimo efekto paaiškinimus. Per keturis eksperimentus mes nuolat stebėjome duomenis, kurie pažeidžia jo prognozes. Svarbu tai, kad mums nepavyko pakartoti Nuneso ir Weinsteino (2012 m.) finansavimo, kuris iki šiol buvo esminis įrodymas, leidžiantis paleisti iš mPI paskyrą. Bent jau mūsų duomenys rodo, kad jei išleidimas iš PI prisidėtų prie išankstinio testavimo efekto, jis greičiausiai vaidins mažesnį vaidmenį, nei tikėtasi anksčiau.

Kadangi mūsų tyrimas buvo skirtas patikrinti atleidimo nuo PI hipotezę, jis negalėjo išspręsti klausimo: „Jei atleidimas nuo aktyvių trukdžių nėra priežastinis veiksnys, lemiantis išankstinio testavimo efektą, kas yra? Laimei, liko keletas potencialiai perspektyvių paaiškinimų. Pavyzdžiui, interpoliuotas testavimas gali sustiprinti naują mokymąsi skatinant dėmesingą kodavimą (Chan ir kt., 2020; Szpunar, 2017; Szpunar ir kt., 2013; Weinstein ir kt., 2014). Kita galimybė yra ta, kad testavimas gali padėti besimokantiesiems sukurti veiksmingesnes kodavimo / paieškos strategijas, kurios išnaudotų geresnį atminties organizavimą (Chan ir kt., 2020; Dang ir kt., 2021) arba kontekstinę segregaciją (Yang ir kt., 2021). Būsimi tyrimai, tiesiogiai susiję su šiomis paskyromis, padės mums geriau suprasti išankstinio testavimo poveikį.

Nuorodos

Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM ir Ledergerber, B. (2012). Priežastinis ryšys, tarpininkavimas ir laikas: dinamiškas požiūris. Karališkosios statistikos draugijos žurnalas. A serija: Statistics in Society, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.{7}}2011 m. X. 01030.x

Bäuml, KHT ir Kliegl, O. (2013). Kritinis paieškos procesų vaidmuo atleidžiant nuo aktyvių trukdžių. Atminties ir kalbos žurnalas, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006

Beardsley, M., Hernández-Leo, D. ir Ramirez-Melendez, R. (2018). Atkuriamumo siekimas: daugiarūšio testavimo efekto tyrimo įvertinimas. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265

Bonner, SM (2009). Mokytojo praktikos testų naudojimo ugdymo tikslais tyrimas. Journal of Multidisciplinary Evaluation, 6(12), 125-136.

Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A. ir Hicks, JL (2010). Nemokamo atšaukimo testavimo poveikis vėlesnei šaltinio atminčiai. Atmintis, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163

Brownas, J. (1958). Kai kurie tiesioginės atminties nykimo teorijos testai. Quarterly Journal of Experimental Psychology, 10(1), 12–21.https://doi.org/10.1080/17470215808416249

Carneiro, P., Lapa, A. ir Finn, B. (2018). Nesėkmingo atkūrimo poveikis tolesniam vaikų mokymuisi. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010

Chan, JCK ir McDermott, KB (2007). Testavimo efektas atpažinimo atmintyje: dviejų procesų paskyra. Journal of Experimental Psychology: Learning Memory and Cognition, 33(2), 431–437.https://doi.org/10.1037/0278-7393.33.2.431

Chan, JCK, Manley, KD ir Lang, K. (2017). Patobulintas pasiūlymas: retrospektyva ir naujas tyrimas. Journal of Applied Research in Memory and Cognition, 6(3), 213–229. https://doi.org/10.1016/j.jarmac.2017.07.003

Chan, JCK, Manley, KD, Davis, SD ir Szpunar, KK (2018). Testavimas sustiprina naują mokymąsi per išlaikymo intervalą ir vėlavimą: strategijos keitimo perspektyva. Atminties ir kalbos žurnalas, 102 (gegužė), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.07

Chan, JCK, Meissner, CA ir Davis, SD (2018). Atranka sustiprina naują mokymąsi: teorinė ir metaanalitinė apžvalga. Psichologinis biuletenis, 144(11), 1111–1146. https:// doi.org/10.1037/bul0000166

Chan, JCK, Manley, KD ir Ahn, D. (2020). Ar paieška sustiprina naują mokymąsi, kai paieška sustoja, bet naujas mokymasis tęsiasi? Atminties ir kalbos žurnalas, 115 (liepos mėn.), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150

Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O. ir Engle, RW (2005). Darbinės atminties apimties užduotys: metodinė apžvalga ir vartotojo vadovas. Psychonomic Bulletin and Review, 12(5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399

Dang, X., Yang, C. ir Chen, Y. (2021). Amžiaus skirtumas į priekį testavimo efekte: strategijos vaidmenys keičiasi ir atleidžiami nuo aktyvių trukdžių. Kognityvinis vystymasis, 59 (birželis), 101079.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079