Auka prófun nýtt nám vegna þess að það einangrar gegn fyrirbyggjandi truflunum?(2)

Tilraun 3

Markmið tilraunar 3 var að endurtaka tilraun 2 af trúmennsku eftir Nunes og Weinstein (2012). Í þessu skyni höfðum við samband við aðalhöfund þeirrar rannsóknar og staðfestum að efni okkar og aðferð tákna trú, beina eftirlíkingu af rannsókn þeirra (Nunes, persónuleg samskipti, 2020). Það var fjórur áberandi munur á tilraun 3 og tilraunum 1 og 2. Í fyrsta lagi rannsökuðu þátttakendur DRM orð í stað flokkaðra orða. Í öðru lagi rannsökuðu þátttakendur 12 orð á lista í stað 16 orða á lista. Í þriðja lagi var hvert orð sýnt í 2 sekúndur og aðeins einu sinni (í tilraunum okkar 1 og 2 rannsökuðu þátttakendur hvert orð tvisvar í 4 sekúndum í senn). Að lokum leystu þátttakendur í eftirlitsskilyrðinu stærðfræðidæmi í stað þess að endurskoða listann.

Ginseng í eyðimörk

Aðferð

Hönnun og þátttakendur

Í speglun Nunes og Weinstein (2012), tilraun 3 notaði eins þátta, tveggja stiga hönnun (þ.e. próf vs. ekkert próf), þar sem þessum þætti var stjórnað á milli einstaklinga. Alls tóku 71 grunnnemi frá Iowa State University þátt í námskeiðseign. Gögn frá fjórum þátttakendum voru ekki greind – tveir vegna þess að þeir fylgdu ekki leiðbeiningum og tveir vegna villu í tilraunaskyni. Lokaúrtakið innihélt þannig gögn frá 67 þátttakendum, með 36 í prófunarskilyrðum og 31 í próflausu ástandi. Næmniaflsgreining gaf til kynna að þessi úrtaksstærð hefði .80 kraft til að greina áhrifastærð d=0.70.

Cistanche deserticola

Efniviður og verklag

Efni og verklag voru þau sömu og Nunes og Weinstein (2012), tilraun 2). Fjórir DRM listar (fjall, mjúkt, á og borg) frá Stadler o.fl. (1999) voru viðmið notuð sem námsefni. Listar 1–4 innihéldu 12 orð úr einu DRM þema. Orð í þriðja, fimmta og 13. sæti hvers DRM þema í Stadler reglunum voru aðeins sett fram í marklista 5. Notuð voru fjögur mismunandi mótvægi, þannig að sumir þátttakendur rannsökuðu mjúka listann sem lista 1 og aðrir rannsökuðu hann sem þeirra Listi 2, 3 eða 4. Hins vegar var röð orða innan hvers lista ákveðin og sett fram í sömu röð og þau birtust í Stadler o.fl. viðmið (þ.e. hæðin var alltaf kynnt fyrst, dalurinn, síðan leggja fram o.s.frv.). Athugið að mótvægiskerfið hafði aðeins áhrif á orð í listum 1–4; Orðin sem valin voru fyrir lista 5 voru ekki mótvæg, þannig að þessi orð komu aldrei fyrir á lista 1–4 fyrir neina þátttakendur. Listi 5 kynnti þrjú áður órannsökuð orð úr hverju rannsakað DRM þema í mismunandi tilviljunarkenndri röð fyrir hvern þátttakanda, en allir þátttakendur rannsökuðu sömu orðin í lista 5.

Öll orð voru sett fram í 2 sekúndur hvert með 500-ms milliáriti. Eftir hvern lista leystu þátttakendur tíu stærðfræðidæmi á 6 sekúndum hver. Þá höfðu þátttakendur í prófunarskilyrðinu 60 sekúndur til að rifja upp orðin af listanum sem nýlega var rannsakað, en þeir sem voru í próflausu ástandinu leystu viðbótar stærðfræðidæmi í 60 sekúndur í viðbót. Eftir að hafa kynnt sér lista 5 leystu allir þátttakendur stærðfræðidæmi í 60 sekúndur og tóku síðan munapróf. Þeir luku síðan 5-mín. uppsafnaðu innköllunarprófi. Uppsafnaða prófið var gert sem hluti af endurtekningu, en gögn úr þessu prófi voru ekki áhugaverð og fengu því ekki stig.

Cistanche deserticola tilraun

Niðurstöður

Innbrot við innköllun á lista 5

Í tilraunum 1 og 2 notuðum við tíðni til að tilkynna um innrásargögn, sem er ríkjandi mælikvarði í bókmenntum (Chan, Manley, o.fl., 2018; Weinstein o.fl., 2014). En hér greinum við frá afskiptum með því að nota tíðni sem og hlutföll vegna þess að hið síðarnefnda var notað til að kynna afskipti í Nunes og Weinstein (2012). Nánar tiltekið deildu þeir tíðni innbrota með 60, sem var fjöldi námsorða á öllum fimm listunum. Í samræmi við Nunes og Weinstein, töldum við ekki falska muna á mikilvægum DRM orðum sem afskipti. Þess í stað voru þessi orð skorin sérstaklega sem gagnrýnar rangar endurminningar.

Mynd 6 Tíðni innbrota meðan á innkallun á lista 5 stendur (vinstri) og hlutfall af réttri innköllun á lista 5 (hægri) sem fall af inngripsverkefni og PI-stigi í tilraun 3. Villustikur sýna lýsandi 0,95 öryggisbil. Jitter var kynnt til að dreifa gagnapunktum lárétt til að auka sýnileika

Fráviksmörk fyrir innbrot var 4,03 atriði (M=0.97, SD=1.53), sem útilokaði gögn frá fjórum þátttakendum. Vinstra spjaldið á mynd 6 sýnir tíðni innbrota við innköllun á lista 5. Athyglisvert er að ólíkt niðurstöðunum í tilraunum 1 og 2 var enginn marktækur munur á afskiptum á milli prófuðu þátttakenda (M=0.50, M=.01 í hlutföllum) og óprófaðra þátttakenda (M { {15}}.89, M=.02 í hlutföllum), t(61)=1.66, p=.102, d=0.42, B 01=1.22. Þessi gögn eru sambærileg við niðurstöður Nunes og Weinstein (2012), sem fundu engin marktæk áhrif inngripsvirkni á inngrip. Athyglisvert er að þegar við skoðuðum innbrotsgögnin með frávikunum innifalin, drógu innskot próf verulega úr inngripum (d=0.72, sjá OSM fyrir nánari upplýsingar), og endurtekur þar með mynsturið sem greint var frá í tilraunum 1 og 2.

Í kjölfar Nunes og Weinstein (2012) var tilkynnt um gagnrýna falska munatíðni sem hlutföll (með tíðni gagnrýninnar rangrar innköllunar deilt með 4 vegna þess að það voru fjögur DRM þemu). Svipað og Niðurstöður Nunes og Weinstein (Mtest=0.04, Mno-test=0.06), var munur á innkallatíðni mikilvægra orða ekki marktækur á milli prófunarskilyrða og prófunarskilyrða (Mtest {{ 8}}.08, M engin próf=0.15), t(61)=0.70, p=.489, d=0.18 B{ {20}}.14.

Listi 5 rétta innköllun

Mikilvægustu niðurstöðurnar eru sýndar á hægri spjaldinu á mynd 6. Svipað og tilraunir okkar 1 og 2 en öfugt við Nunes og Weinstein (2012), sáum við öflug framvirk prófunaráhrif á lista 5 rétt muna, t(61)=2.93, p=.005, d=0.75, B10=8.39 (Mtest=.44, Mno-próf ​​= .29). Þessi niðurstaða er í samræmi við það sem við sögðum frá í tilraunum 1 og 2, en var frábrugðin Nunes og Weinstein (2012), sem fundu engin framvirk prófunaráhrif (d ≈ 0, Mtest=.46, Mno-próf ​​{{26 }} .46). Þar að auki sást neikvæð fylgni á milli inngripa og réttrar innköllunar þegar niðurstöður tilrauna 1 og 2 voru endurteknar (sjá mynd 7), r(61)=-.35, p=.005, B 10=7.32. Ólíkt tilraunum 1 og 2 var fylgnin lögð fram af þátttakendum í bæði prófunarástandinu, r(34)=-.34, p=.042, B01=1.51, og próflaus skilyrði, r(25)=-.27, p=.176, B01=1.75. Við teljum að ómarktæk fylgni í ástandi án prófunar gæti stafað af ófullnægjandi krafti.

Umræða

Niðurstöðurnar í tilraun 3 líktust að mestu leyti þeim úr tilraunum okkar 1 og 2 – það er að segja, innskot próf auðveldaði nýtt nám, jafnvel þegar þátttakendur rannsökuðu orð í umhverfi sem var ætlað að lágmarka uppbyggingu PI. Þessi niðurstaða er í beinni andstæðu við þá sem Nunes og Weinstein (2012) greindu frá og er sérstaklega forvitnileg þegar hún er skoðuð í samhengi við heildarafritunarverkefnið. Nánar tiltekið, þó að rannsóknin okkar hafi notað annað þátttakendaúrtak og gögnunum hafi verið safnað næstum áratug síðar en upprunalega rannsóknin, þá endurtóku gögnin okkar að sumu leyti þau frá upprunalegu rannsókninni einstaklega vel. Reyndar eru flestar háðar breytur, þar með talið magn rannsakaðra orðaafskipta (í hlutföllum, Mtest=.01, Mno-próf ​​= .02 í tilraun okkar, Mtested=.01 , Mno-próf ​​= .04 í Nunes og Weinstein), rangt endurkall á mikilvægum orðum (Mtest=.02, Mno-próf ​​= .04 í tilraun okkar, Mtested {{19 }} .04, Mno-próf ​​= .06 í Nunes og Weinstein), og rétt muna á rannsökuðu orðunum í prófunarskilyrðinu (M=.44 í tilraun okkar, M {{26} } .46 í Nunes og Weinstein), framleiddi gögn sem voru ótrúlega svipuð þeim sem Nunes og Weinstein greindu frá. Eina undantekningin var rétt innköllunargögn í prófunarlausu ástandi. Þar sem þátttakendur okkar minntust .29 af 5 orðum á listanum, mundu þátttakendur Nunes og Weinstein .46. Vegna stærri úrtaksstærðar tilraunar okkar og endurtekningar hennar á tilraunum 1 og 2, teljum við að niðurstaða okkar hafi líklega veitt nánari nálgun á meðaltal þýðis. Hins vegar, miðað við fræðilegt vægi þessarar niðurstöðu, stefndum við að því að endurtaka tilraunina aftur í tilraun 4 en með fullu mótvægiskerfi.

Mynd 7 Dreifingarrit sem sýnir sambandið milli tíðni inngripa við innköllun á lista 5 og hlutfalls réttrar innköllunar á lista 5 í tilraun 3. Til að bæta sýnileika gagnaþéttleika, kynntum við jitter til að dreifa gagnapunktunum lárétt.

Tilraun 4

Aðferð

Hönnun, þátttakendur, efni og verklag

Alls tóku 70 grunnnemar frá Iowa State University þátt í námskeiðseign. Ólíkt tilraunum 1–3, þar sem gögnunum var safnað á rannsóknarstofu okkar, var gögnum úr tilraun 4 safnað á netinu vegna COVID-19-tengdrar lokunar á eigin rannsóknum. Gögn frá þremur þátttakendum (þ.e. einum í prófunarástandi og tveimur í prófunarástandi) voru ekki greind vegna þess að þeir fylgdu ekki leiðbeiningum. Lokaúrtakið innihélt gögn frá 67 þátttakendum, þar af 34 í prófunarskilyrðum og 33 í próflausu ástandi. Næmnikraftsgreining sýndi að þessi úrtaksstærð hafði .80 kraft til að greina áhrifastærð d=0.69.

Efni og aðferðir voru eins og í tilraun 3 með eftirfarandi undantekningum. Í tilraun 3 innihélt listi 5 alltaf sömu orðin. Í núverandi tilraun höfum við fullkomlega mótvægi við orðaúthlutun á alla fimm listana, þannig að orðin sem komu fyrir á lista 5 fyrir einn þátttakanda myndu birtast á lista 1, 2, 3 eða 4 fyrir annan þátttakanda. Við skiptum hverju setti af 15 DRM þemaorðum í fimm hópa, þar sem hver hópur hefur svipaðan afturábak tengistyrk (BAS), sem gefur til kynna styrk tengingarinnar frá listaatriðinu til mikilvæga orðsins (Roediger o.fl., 2001). DRM-orðahóparnir fimm skiptust á lista yfir þátttakendur. Þetta mótvægiskerfi útilokaði möguleikann á því að niðurstöðurnar ættu aðeins við um tiltekna DRM-orðin sem valin voru til að sýna á lista 5 í tilraun okkar 3 og Nunes og Weinstein's Experiment 2 (2012). Í öðru lagi voru orðin á hverjum lista (en ekki bara lista 5) sett fram í handahófskenndri röð. Við völdum þessa aðferð vegna þess að við vildum forðast að hafa aðeins marklistann settan fram í handahófskenndri röð. Okkur grunar að Nunes og Weinstein hafi sett fram lista sína í lækkandi röð af tengslastyrk vegna þess að þeir vildu kalla fram fleiri rangar minningar, sem var ekki mikilvægt í núverandi tilgangi. Athugið að þrátt fyrir þessar breytingar lítum við enn á tilraun 4 sem beina afritun (Simons, 2014; Zwaan o.fl., 2017).

Cistanche þykkni duft

Smelltu hér til að skoða Cistanche vörur

【Biðja um meira】 Netfang:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Niðurstöður

Innbrot við innköllun á lista 5

Fráviksmörk fyrir þessa tilraun var 8,43 innbrot (M=2.01, SD=3.21), sem útilokaði gögn frá fjórum þátttakendum. Eins og sjá má á vinstri spjaldinu á mynd 8, sýndu þátttakendurnir sem prófuðu færri afskipti (M=0.77, M=.01 í hlutföllum) en þátttakendurnir sem ekki voru prófaðir (M {{12} }.10, M=.04 í hlutföllum), t(61)=3.56, p < .001, d=0.90, B10=40.74 . Þessi niðurstaða er í samræmi við gögn okkar úr tilraunum 1 og 2 en er frábrugðin tilraun 3 og Nunes og Weinstein (2012). Mikilvægar rangar endurköllunargögn voru einnig frábrugðin tilraun 3 og Nunes og Weinstein. Nánar tiltekið minnkaði innskot prófun mikilvæga falska innköllun (Mtest=0.03, Mno-próf ​​= 0.10), t(61)=2.51, p=.015 , d=0.64, B10=3.46. Hugsanlegt er að skortur á mótvægi í tilraun 3 og Nunes og Weinstein hafi stuðlað að ógildum áhrifum prófana á afskipti og mikilvægar rangar endurminningar.

Mynd 8 Tíðni innbrota við innkallun á lista 5 (vinstri) og hlutfall af réttri endurköllun á lista 5 (hægri) sem fall af inngripsverkefni og PI-stigi í tilraun 4. Villustikur sýna lýsandi 0,95 öryggisbil. Jitter var kynnt til að dreifa gagnapunktum lárétt til að auka sýnileika gagnapunktanna

Listi 5 rétta innköllun

Hægra spjaldið á mynd 8 sýnir meðalhlutfall réttrar innköllunar á lista 5. Með því að spegla niðurstöður úr tilraun 3 sýndu þátttakendur í prófunarástandinu (M=.51) miklu betri frammistöðu miðað við þá sem voru í prófunarlausu ástandi (M=.17), t(61)=5.60, p < .001, d=1.42, B10=23280.95. Reyndar eru þetta mjög mikil áhrif og það gefur einstaklega sterkar vísbendingar í þágu annarrar tilgátunnar.

Enn og aftur var neikvæð fylgni á milli inngripa og réttrar endurköllunar (sjá mynd 9), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Þegar við skiptum gögnunum eftir ástandi var fylgnin ekki marktæk í hvorki prófunarskilyrðinu, r(27)=-.27, p=.160, B01=1.69 , eða prófunarskilyrðið, r(27)=-.02, p=.905, B01=4.66. En mynstrið var svipað og tilraunir 1 og 2, þar sem hærri fylgni birtist í eftirlitsástandinu og ófullnægjandi kraftur er líklega orsök þessara ómarktæku niðurstaðna.

Samsettar greiningar

Hér á eftir greinum við frá meta-greiningum sem sameinuðu gögnin í fjórum tilraunum okkar og tilraununum tveimur í Nunes og Weinstein (2012). Við gerðum meta-greiningu með föstum áhrifum byggða á réttri munaárangri marklistans. Við kóðuðum hvert High-PI og Low-PI ástand sem sérstakt sýni og heildarstærð frumgreiningaráhrifa fyrir framvirka prófunaráhrifin í þessum sýnum var d=0.89, Z=4.63 , p <.001. Stjórnandi greining með magn PI sem áhugabreytu sýndi að munur á PI hafði ekki áhrif á stærð framvirkra prófunaráhrifa, Z=0.41, p=.680, með High -PI (d=0.95) og Low-PI (d=.83) sýni sem gefa sambærilegar áhrifastærðir. Örlítið minni áhrifastærð fyrir lág-PI rannsóknirnar var fyrst og fremst knúin áfram af því að gögn Nunes og Weinstein (2012) voru teknir með tilraun 2. Þegar þessi rannsókn var tekin úr úrtakinu voru meðalframvirk prófunaráhrif fyrir lág-PI rannsóknirnar (d=1.01) alveg jafn mikil og fyrir rannsóknirnar með háum PI. Skoðun á skógarreitnum á mynd 10 sýnir að gagnapunkturinn úr tilraun Nunes og WeinStein 2 liggur utan öryggisbils frumgreiningaráhrifa. Þess vegna gæti skortur á framvirkum prófunaráhrifum í tilraun 2 þeirra stafað af sýnatökuvillu og/eða skorts á mótvægi á marklistanum.

Mynd 9 Dreifingarrit sem sýnir sambandið milli tíðni inngripa við innköllun lista 5 og hlutfalls réttrar innköllunar á lista 5 í tilraun 4. Til að bæta sýnileika gagnaþéttleika, kynntum við jitter til að dreifa gagnapunktunum lárétt.

Mynd 10 Skógarreitur fyrir frumgreininguna. Hver gagnapunktur sýnir stærð framvirkra prófunaráhrifa. Stærð gagnamerkisins táknar þyngd rannsóknarinnar og villustikur sýna .95 öryggisbil

Almenn umræða

Markmið þessarar rannsóknar var að veita gagnrýna prófun á losun frá fyrirbyggjandi truflunum reikningi á framvirkum prófunaráhrifum. Í tilraunum 1 og 2 notuðum við innihaldsbreytingaraðferðina til að vinna með PI og skoðuðum hvort stærð framvirkra prófunaráhrifa væri mismunandi eftir PI stigum. Í tilraunum 3 og 4 reyndum við beina eftirlíkingu af rannsókn Nunes og Weinstein (2012), sem passaði að mestu leyti við lág-PI ástand okkar í tilraunum 1 og 2. Ef innskot próf stuðlar að nýju námi með því að draga úr PI, ættu framvirk prófunaráhrif að vera minnkað eða útrýmt þegar PI gildið er lágt, vegna þess að lítið sem ekkert PI væri til að minnka enn frekar með prófun. Þvert á móti, í fjórum tilraunum, komumst við að því að samsett próf ýtti stöðugt undir nýtt nám óháð því hversu mikið PI sem þátttakendur upplifðu.

Þessar niðurstöður benda til þess að þrátt fyrir að innskot próf geti losað þátttakendur undan neikvæðum áhrifum fyrirbyggjandi truflana, þá er ólíklegt að þessi ávinningur sé orsök framvirkra prófunaráhrifa. Óbreytileiki framvirkra prófunaráhrifa gegn PI meðferð okkar gæti virst mótsagnakennd í ljósi þess að við sáum stöðugt neikvæða fylgni á milli réttrar innköllunar og afskipta meðal þátttakenda. Við fyrstu sýn virðist þessi síðarnefnda niðurstaða styðja útgáfu frá-PI reikningnum vegna þess að ein túlkun er sú að innskot próf dregur úr svörunarsamkeppni meðan á innköllun stendur, sem gerir það auðveldara fyrir prófuðu þátttakendurna að sækja þau atriði sem rannsakað var. Gögnin okkar leiddu í ljós tvö vandamál við þessa túlkun. Í fyrsta lagi var neikvæða fylgnin aðallega knúin áfram af þátttakendum sem ekki voru prófaðir. Í öðru lagi og mikilvægara er að sú staðreynd að fækkun innbrota og aukning á réttri innköllun eiga sér stað samhliða þýðir ekki orsakasamband. Að sama skapi er ein sterkasta fylgni (afturábaks) prófunaráhrifa árangur af endurheimtum. Í safngreiningu á bókmenntum sýndi Rowland (2014) að rannsóknir sem greindu frá betri frammistöðu í endurheimtaræfingum höfðu tilhneigingu til að framleiða meiri prófunaráhrif. Að draga fram orsakarök sem byggjast á þessum tengslum gæti leitt til þess að menn spáðu því að endurheimtariðkun myndi aðeins gagnast námi þegar það heppnast, en rannsóknir hafa nú sýnt að árangurslaus endurheimtariðkun getur aukið varðveislu (Carneiro o.fl., 2018; Davis o.fl., 2017; Knight o.fl., 2012; Pyc & Rawson, 2010, 2012).

Cistanche viðbót nálægt mér

Sömuleiðis virðist ávinningur prófana vera tengdur en ekki háður losunar-frá-PI áhrifum. Við teljum að neikvæð fylgni milli afskipta og réttrar endurköllunar sé knúin áfram af þriðju breytu og einn mögulegur frambjóðandi er að prófun ýti undir merkingarfræðilega skipulagningu í minni (Chan, Manley, o.fl., 2018; Zaromb & Roediger, 2010). Nýlegar rannsóknir hafa sýnt að í gegnum prófin í röð verða nemendur sífellt líklegri til að klasa merkingarlega tengda hluti meðan á innköllun stendur og stig klasa er jákvætt tengt réttri frammistöðu muna (Chan o.fl., 2020; Yang o.fl., 2021). Við höfum nýlega rekið þetta bætta minnisskipulag til þátttakenda sem fínstilltu kóðun og endurheimtunaraðferðir yfir lista (Chan o.fl., 2020; Chan, Manley o.fl., 2018). Þrátt fyrir að rannsóknir í framvísandi prófunarbókmenntum hafi aðeins rannsakað klasa byggt á merkingartengslum, hafa aðrar rannsóknir sýnt að prófun getur einnig aukið tímabundna klasa og aðskilnað. Sérstaklega geta innskot próf stuðlað að getu nemenda til að flokka hluti sem voru rannsakaðir í nálægri tímabundinni nálægð (þ.e. hlutir rannsakaðir á sama lista), en samtímis aðgreina hluti sem rannsakaðir eru fyrir eða eftir endurheimt (þ.e. hlutir rannsakaðir á lista; Brewer o.fl., 2010; Chan og McDermott, 2007; Jang og Huber, 2008; Kliegl og Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang o.fl., 2021). Eins og Darley og Murdock (1971) veltu fyrir sér, gæti skipt á milli kóðun og endurheimtunarverkefnis veitt nemendum tækifæri til að merkja eða merkja hluti í huga eftir því hvort þeir voru áður prófaðir eða ekki (Davis o.fl., 2017) og þetta merkingarkerfi. getur dregið úr afskiptum (Pierce o.fl., 2017) annað hvort með snemmtæku vali eða seint leiðréttingarkerfi. Frá sjónarhóli snemms vals gætu þátttakendur takmarkað sókn sína í framendanum með því að reyna minnisleit í gegnum hluti sem þeir höfðu ekki áður sótt (Rugg o.fl., 2000; Shimizu & Jacoby, 2005); Að öðrum kosti gætu þátttakendur reynt að leita í víðtækri minni og síðan haldið eftir framleiðslu á áður innkalluðum hlutum. Snemma valkerfið – þ.e. takmarkað endurheimt – gæti bæði stuðlað að því að auka rétta innköllun (með því að draga úr leitarhópnum) og draga úr afskiptum (vegna þess að áður prófuð atriði eru ekki í leitarhópnum), og þar með framkallað neikvæða fylgni milli þessara háðu breyta .

Nýlega hafa vísindamenn haldið því fram að PI-minnkandi áhrif endurheimtar stuðli að framvirkum prófunaráhrifum (Dang o.fl., 2021; Yang o.fl., 2021). Stuðningur við þessa röksemdafærslu var byggður á miðlunargreiningu þar sem afskipti af fyrri lista þjónuðu sem marktækur milliliður milli óháðu breytu innskotaðrar virkni (þ.e. prófunar vs. endurrannsóknar) og háðu breytunnar réttrar endurköllunar, og rannsakendur túlkuðu þessa óbeinu áhrif sem endurheimtur einangrar nemendur frá PI, sem aftur stuðlar að nýju námi. Hins vegar vörum við við slíkri túlkun í þessu tilviki vegna þess að það var ekkert tímabundið forgang á milli sáttasemjara (þ.e. afskipta) og háðu breytunnar (þ.e. rétta muna). Þess í stað eiga sér stað afskipti og rétt innköllun á sama tilraunastigi, sem gerir það að verkum að ómögulegt er að álykta um orsakasamhengi með tímabundnum röðum (þ.e. eitthvað sem gerist síðar getur ekki valdið einhverju sem gerist fyrr; Aalen o.fl., 2012; Hayes, 2018; Preacher, 2015 ; Walters, 2019). Reyndar er hægt að snúa hlutverki sáttasemjara og háðu breytu við í greiningum sem Dang o.fl. (2021) og Yang o.fl. (2021), þannig að rétt innköllun þjónar sem miðlari og afskipti þjóna sem háð breyta. Til að kanna þennan möguleika gerðum við miðlunargreiningu með því að nota gögn sem Dang o.fl. og Yang o.fl. veittar á Open Science Framework.

Við reyndum fyrst að endurtaka upprunalegu miðlunargreiningar þeirra og niðurstöður líkansins okkar voru í samræmi við þeirra, þannig að það voru marktæk óbein áhrif afskipta á rétta innköllun.2 Við skoðuðum síðan hagkvæmni hins öfuga miðlunarlíkans. Eins og okkur hafði grunað voru óbein áhrif þessa öfuga líkans einnig marktæk, -0.238 [-0.418, -0.112] í Dang o.fl., og {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] í Yang o.fl., sem gefur til kynna að innskot próf hafi áhrif á afskipti af fyrri lista með réttri innköllun. Mikilvægi þessa öfuga líkans undirstrikar erfiðleika við að túlka niðurstöður miðlunargreiningar þar sem miðlari og háð breyta hafa ekki skýra tímabundna forgang.

Okkur væri óglatt að nefna ekki að í nýlegri skýrslu, Chan, Manley, o.fl. (2018) bentu til þess að innskot próf gætu bætt nýtt nám í flokkuðu listanum með því að auka líkurnar á því að þátttakendur myndu taka eftir því hvernig listarnir eru flokkaðir. Hugmyndin er sú að þegar þátttakendur átta sig á flokkunareðli listanna myndu þeir reyna að umrita merkingarfræðilegu sambandið á milli svipaðra listaliða, sem ætti að auka nám. Chan o.fl. rökstuddu frekar að ef þessi tilgáta er rétt ætti að gera flokkað eðli listans auðfundið (td með því að setja fram orð úr sama flokki í blokkum) að draga úr forskoti framvirkra prófana, og þeir vitnuðu í Nunes og Weinstein (2012) sem veita bráðabirgðastuðningur við slíka tilgátu. Núverandi niðurstöður eru greinilega á skjön við þessar spár.

Takmarkanir

Ein takmörkun þessarar rannsóknar er að aðeins var fjallað um endurheimtarform PI vegna þess að við mældum afskipti. En kóðun getur líka orðið fyrir áhrifum af uppbyggingu PI vegna þess að athyglisúrræði nemenda geta versnað þegar þeir halda áfram að umrita upplýsingar. Til dæmis, í heilaritarannsókn, greindu Pastötter og félagar (2011) frá því að innskot próf hafi aukið kóðun nýrra upplýsinga með því að draga úr athyglisleysi, eins og sést af aukningu á alfaafli (raflífeðlisfræðileg fylgni athyglisleysis) yfir lista fyrir viðmiðunarþátttakendur, en ekki fyrir þá sem prófuðu þátttakendur. Ennfremur sýndu Szpunar og félagar (Szpunar o.fl., 2013; Jing o.fl., 2016; sjá einnig Pan o.fl., 2020, fyrir svipaða fjármögnun með forprófun frekar en innskotsprófun) að þegar horft var á myndbandsupptekinn fyrirlestur , þátttakendur sem fengu innskot próf á 5 mín fresti voru mun ólíklegri til að tilkynna um hugarfar en þátttakendur í samanburði. Hins vegar, eins og áður hefur komið fram, teljum við að meðhöndla ætti slíka athyglismiðaða aðferð sem aðgreindan frá útgáfu-frá-PI reikningnum því að leyfa þessum reikningi að innihalda athyglis-/kóðun byggða kerfi myndi gera reikninginn of breiðan og erfitt að falsa.

Rannsóknir okkar, eins og margar atferlisrannsóknir, leyfðu okkur heldur ekki að greina á milli kóðun- og endurheimtunaráhrifa, vegna þess að kóðun meðhöndlun okkar (þ.e. High-PI vs LowPI) gæti, og hafði líklega, haft ríkjandi áhrif á endurheimt. Framtíðarrannsóknir gætu reynt að stríða í sundur kóðun og endurheimtaráhrif framvirkra prófunaráhrifa með því að nota heilamyndatöku eða raflífeðlisfræðilegar aðferðir sem veita rauntímagögn við kóðun (Pastötter o.fl., 2011; sjá einnig Beardsley o.fl., 2018).

Annað mál sem við viljum taka á er rekstrarskilgreining á PI. Í þessum tilraunum höfum við notað tíðni innbrota sem mælikvarða á PI, eins og flestar rannsóknir í rannsóknum á framvirkum áhrifum. En á tímum munnlegrar náms var réttur munaframmistaða reglulega notaður til að sýna fram á PI áhrif. Til dæmis, þegar borinn var saman minnisframmistaða á milli þátttakenda sem rannsaka einn AD lista (án fyrri rannsókn) á móti þátttakendum sem rannsökuðu AB lista á undan AD listanum, var minnkun á AD muna vegna fyrri náms talin sönnun fyrir PI. Með því að samþykkja þessa skilgreiningu gæti maður haldið því fram að PI meðferð okkar hafi ekki haft nein áhrif vegna þess að viðmiðunarþátttakendur sýndu stöðugt lakari rétta endurköllunarframmistöðu á marklistanum miðað við innköllunarframmistöðu á lista 1 prófuðu þátttakenda (sem jafngildir hópi þátttakenda sem hafði enga fyrri rannsókn, sjá töflu 1). Hins vegar, að samþykkja þessa skilgreiningu á PI fyrir framvirka prófunaráhrifin myndi gera losun-frá-PI reikninginn eingöngu lýsandi (frekar en skýringar), því hvenær sem framvirk prófunaráhrif finnast, samkvæmt skilgreiningu, verða þátttakendur í prófuðu ástandi að standa sig betur en í prófunaráhrifum. eftirlitsskilyrðið. Að halda því fram að slíkur munur sé losun-frá-PI endurtekur einfaldlega, frekar en að útskýra, fyrirbærið.

Að lokum viðurkennum við að úrtakið okkar var of lítið til að greina víxlverkun milli bráðabirgðavirkni og PI-stigs. Ef gert var ráð fyrir miðlungsmikilli áhrifastærð (td f=.2) fyrir víxlverkunaráhrifin með alfastiginu 0,05 og 0,80 mætti, hefði þurft heildarúrtaksstærð upp á 199 þátttakendur. Maður gæti tekið eftir því að framvirk prófunaráhrif voru minni í lágum PI ástandi en í háum PI ástandi frá bæði tilraun 1 (Lágt PI =.14, High-PI=.20 ) og tilraun 2 (Lágt PI=.23, High-PI=.31), og ein túlkun á þessum óverulega mun er sú að framvirk prófunaráhrif voru minna áberandi þegar þátttakendur upplifðu minna PI. Hins vegar varum við okkur við að oftúlka mismun sem byggist á hráum líkindum vegna þess að hann gerir ekki grein fyrir mismun á breytileika gagna. Þegar við skoðum sömu gögn með Cohen's d kemur í ljós að munurinn á hlutfalli er meira áberandi en raunverulegur. Nánar tiltekið eru framvirk prófunaráhrif 0,81 í ástandi með lágum PI og 0,82 í ástandi með háum PI í tilraun 1, 1,09 í ástandi með lágum PI og 1,20 í ástandi með háum PI í tilraun 2. Engu að síður, enn er mögulegt að víxlverkun milli PI ástands og bráðabirgðavirkni hafi ekki verið marktæk vegna lágs tölfræðilegrar krafts. Með öðrum orðum, losun-frá-PI gæti hafa lagt lítið af mörkum til framvirkra prófunaráhrifa, en tilraunir okkar voru ekki nægilega öflugar til að greina það. Þannig myndu framtíðarrannsóknir sem rannsaka sambandið milli PI-stigs og bráðabirgðavirkni njóta góðs af stærra úrtaki.

Lokaorð

Í þessum tilraunum, gáfum við gagnrýna prófun á losunar-frá-PI reikningnum, sem er almennt talinn vera ein af lykilskýringunum á framvirkum prófunaráhrifum. Í fjórum tilraunum sáum við stöðugt gögn sem brjóta í bága við spár þeirra. Mikilvægt er að okkur tókst ekki að endurtaka fjármögnun Nunes og Weinstein (2012), sem veitti hingað til mikilvægu sönnunargögnin fyrir losun-fráPI reikningnum. Að minnsta kosti benda gögn okkar til þess að ef losun frá PI ætti að stuðla að framvirkum prófunaráhrifum gegni það líklega minna hlutverki en áður var búist við.

Vegna þess að rannsókn okkar var hönnuð til að prófa losun-frá-PI tilgátuna, gat hún ekki fjallað um spurninguna um "ef losun frá fyrirbyggjandi truflunum er ekki orsakaþáttur fyrir framvirka prófunaráhrifin, hvað er það?" Sem betur fer eru nokkrar hugsanlega raunhæfar skýringar eftir. Til dæmis gætu innskot próf eflt nýtt nám með því að stuðla að athyglisverðri kóðun (Chan o.fl., 2020; Szpunar, 2017; Szpunar o.fl., 2013; Weinstein o.fl., 2014). Annar möguleiki er sá að prófun gæti gert nemendum kleift að þróa skilvirkari kóðun/uppheimtunaraðferðir sem nýta sér betri minnisskipulagningu (Chan o.fl., 2020; Dang o.fl., 2021) eða samhengisaðgreiningu (Yang o.fl., 2021). Framtíðarrannsóknir sem taka beint á þessum reikningum munu hjálpa til við að efla skilning okkar á framvirkum prófunaráhrifum.

Heimildir

Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM og Ledergerber, B. (2012). Orsakasamband, miðlun og tími: Kraftmikið sjónarhorn. Tímarit Royal Statistical Society. Series A: Statistics in Society, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.1467-985X.2011. 01030.x

Bäuml, KHT og Kliegl, O. (2013). Mikilvægt hlutverk endurheimtarferla í losun frá fyrirbyggjandi truflunum. Tímarit um minni og tungumál, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006

Beardsley, M., Hernández-Leo, D., & Ramirez-Melendez, R. (2018). Leita eftir endurgerðanleika: Mat á fjölþættri rannsókn á prófunaráhrifum. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265

Bonner, SM (2009). Rannsaka notkun kennara á æfingaprófum í mótunarskyni. Journal of Multidisciplinary Evaluation, 6(12), 125-136.

Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A. og Hicks, JL (2010). Áhrif ókeypis munaprófa á síðari upprunaminni. Minni, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163

Brown, J. (1958). Nokkrar prófanir á hnignunarkenningunni um strax minni. Quarterly Journal of Experimental Psychology, 10(1), 12–21.https://doi.org/10.1080/17470215808416249

Carneiro, P., Lapa, A. og Finn, B. (2018). Áhrif misheppnaðrar endurheimtar á framhaldsnám barna. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010

Chan, JCK og McDermott, KB (2007). Prófunaráhrifin í viðurkenningarminni: Tvískiptur ferlireikningur. 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 og Lang, K. (2017). Retrievalenhanced suggestibility: Afturskyggn og ný rannsókn. 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 og Szpunar, KK (2018). Prófun eflir nýtt nám yfir varðveislutímabil og töf: sjónarhorn á stefnubreytingu. Journal of Memory and Language, 102(maí), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.007

Chan, JCK, Meissner, CA og Davis, SD (2018). Endurheimt styrkir nýtt nám: Fræðileg og frumgreining. Psychological Bulletin, 144(11), 1111–1146. https:// doi.org/10.1037/bul0000166

Chan, JCK, Manley, KD og Ahn, D. (2020). Eflir endurheimt nýtt nám þegar endurheimt hættir en nýtt nám heldur áfram? Journal of Memory and Language, 115(júlí), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150

Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O., & Engle, RW (2005). Vinnuminnisverkefni: Aðferðafræðileg úttekt og notendahandbók. Psychonomic Bulletin and Review, 12(5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399

Dang, X., Yang, C. og Chen, Y. (2021). Aldursmunur á framvirkum prófunaráhrifum: Hlutverk stefnubreytingar og losun frá fyrirbyggjandi truflunum. Vitsmunaþroski, 59(júní), 101079.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079