Þegar kunnugleiki ekki nýjung hvetur til upplýsingaleitar hegðun 2. hluti
Aug 22, 2023
Málsmeðferð
Hegðunarhugmyndin fyrir núverandi rannsókn var hönnuð í PsychoPy3 (https://www.psych opy.org), með því að nota Builder tólið 35, og var gefið á netinu í gegnum Pavlovia (https://pavlovia.org/). Þátttakendur voru bundnir við að nota tölvur til að ljúka rannsókninni; þó var engin sérstök skjástærð. Uppbygging tilraunar 1 (Mynd 1a) innihélt námsáfanga, minnisdómsfasa, könnunarfasa og lokapróf fyrir þvingaða valgreiningu. Í heildina tók tilraunin um það bil 40 mínútur að ljúka.
Könnunarstigið er mikilvægt í lífinu, þetta er tíminn þegar við byrjum að kanna og uppgötva áhugamál okkar, hæfileika og vonir. Í þessu ferli lærum við ekki aðeins nýja þekkingu heldur þurfum við líka að kanna stöðugt möguleika okkar og sjálfstraust. Minni er einn af lykilþáttunum í farsælli könnun okkar vegna þess að það hjálpar okkur að muna þekkinguna og reynsluna sem við lærum og gerir þær að hornsteini framtíðarþróunar okkar.
Í fyrsta lagi þurfum við að skilja mikilvægi minnis fyrir könnunarstigið. Að læra nýja þekkingu er kjarninn í uppgötvuninni og hún krefst þess að við leggjum á minnið mikið magn upplýsinga og kenninga án þess að missa sjónar á því hvernig eigi að beita þeim. Ef minningar okkar væru takmarkaðar myndum við ekki geta unnið úr þessum upplýsingum á áhrifaríkan hátt, sem setti okkur í óhag þegar kemur að því að læra nýja færni og þekkingu. Þess vegna gerir gott minni okkur kleift að læra og varðveita mikið magn upplýsinga á skilvirkari hátt og þessar upplýsingar verða grundvöllur fyrir tökum á færni og þekkingu í framtíðinni.
Minni hjálpar okkur líka að uppgötva möguleika okkar. Á könnunarstigi þurfum við stöðugt að prófa nýja hluti, ná tökum á nýrri færni og hugsa um hvernig við getum gert óskir okkar og drauma að veruleika. Þetta krefst þess að við höfum sterkt minni til að hjálpa okkur að gleypa nýja þekkingu og reynslu og samþætta þessar upplýsingar við markmið okkar. Ef við höfum ekki minni missum við mikilvægum upplýsingum og tækifærum, sem gerir þroska okkar erfiða.
Að lokum er minnið einnig mikilvægt fyrir sjálfstraust okkar. Á könnunarstiginu þurfum við að sigrast á óttanum og óvissunni við að halda áfram og sýna hæfileika okkar og hæfileika. Ef við höfum gott minni getum við með öryggi notað þekkingu okkar og færni til að ná árangri í áskorunum. Þvert á móti, ef við höfum ekki gott minni, gætum við misst sjálfstraustið og missa kjarkinn til að takast á við nýjar áskoranir.
Samanlagt er náið samband á milli könnunarfasa og minnis. Gott minni gerir okkur kleift að læra og varðveita mikið magn upplýsinga á skilvirkari hátt og hjálpar okkur að uppgötva möguleika okkar og sjálfstraust, sem skiptir sköpum fyrir framtíðarþróun okkar. Þess vegna ættum við smám saman að bæta minni okkar til að ná árangri á könnunarstigi. Það má sjá að við þurfum að bæta minni okkar. Cistanche getur hjálpað okkur að bæta minni, því Cistanche getur einnig stjórnað jafnvægi taugaboðefna, svo sem aukið magn asetýlkólíns og vaxtarþátta, sem eru mjög mikilvægir fyrir minni og nám. Mikilvægt er að auk þess getur kjöt einnig bætt blóðflæði og stuðlað að súrefnisgjöf, sem getur tryggt að heilinn fái næga næringu og orku og þar með bætt lífsþrótt og úthald heilans.
Smelltu á vita bætiefni til að auka minni
Í fyrri hlutanum voru þátttakendur beðnir um að leggja á minnið sett af 52 andlitsnafnapörum. Hvert par birtist á skjánum í 3 sekúndur með andlitið fyrir ofan nafnið. Eftir 500 ms ISI var næsta par kynnt. Þátttakendum var boðið að gera hlé þegar leið á þennan áfanga.
Eftir þennan fyrsta áfanga luku þátttakendur öðrum áfanga með minnisdómum. Fyrir tilraunina var þeim úthlutað af handahófi í eitt af fjórum skilyrðum. Í tveimur þessara skilyrða hófu þátttakendur hverja tilraun með því að vera beðnir um að taka þátt í sjálfshraða endurkallatilraun, sem krafðist þess að þeir skrifuðu inn hvaða hluta tilheyrandi nafns fyrir andlitsmerki sem þeir gátu munað, áður en þeir fóru í minni -dómskvaðningur. Í hinum tveimur skilyrðunum fóru þátttakendur beint í minnisdómsþátt áfangans.
Minnisdómurinn var annað hvort FOK-dómur (þ.e. mat á líkum á því að þeir gætu þekkt nafnið sem tengist andlitshringingunni ef það er gefið upp) eða kunnugleikadómur um andlitsvísana sjálfa. Báðar þessar einkunnir fólu í sér 6-punkta Likert kvarða frá 1 til 6 (FOK-dómur: 1/'mjög ólíklegt' til 6/'mjög líklegt'; þekkingardómur: 1/'víst að það sé nýtt' til 6/ 'víst að það er gamalt'). Þannig voru fjögur skilyrði sem við notuðum FOK án innköllunar, FOK með innköllun, kunnugleiki án innköllunar og kunnugleiki með innköllun. Bæði FOK-dómurinn og kunnugleikadómarnir voru sjálfkrafa og var fylgt eftir með 500 ms ISI áður en síðari réttarhöld hófust. Það er gagnrýnivert að helmingur (52) andlitsvísanna í þessum áfanga hafi verið rannsakaður í upphafi, en restin þjónaði sem nýir hlutir.
Til að kanna hvort það væri kunnugleikaval til staðar, skoðuðum við beint hvort þátttakendur vildu frekar leita að kunnuglegum eða nýjum upplýsingum. Uppsetning þessa könnunarfasa var innblásin af hönnun VPC verkefnisins sem lýst er í innganginum (td tilvísun 17). Án þess að þátttakendur vissu það kynntum við andlit sem hafði verið rannsakað í upphafi samhliða andliti sem ekki hafði verið rannsakað og báðum þá um að velja hvaða tengda nafn þeir vildu helst sjá. Með öðrum orðum, þeir voru beðnir um að velja hvort þeir vildu verða fyrir kunnuglegum eða nýjum upplýsingum.
Ólíkt dæmigerðu VPC verkefni þar sem nýjung er skilgreind út frá áreitinu sjálfu, var nýjung í verkefninu okkar skilgreind varðandi tengsl andlits og nafns.
Þetta er vegna þess að öll andlit höfðu áður fundist í minnisdómsfasanum, en samsvarandi nöfn voru aðeins sýnd fyrir þau pör sem sýnd voru í rannsóknarstigi. Andlitsvísbendingarnar sem sýndar voru á þessum áfanga voru samræmdar á lýðfræði og kunnuglega andlitið var sýnt af handahófi vinstra eða hægra megin til að stjórna hugsanlegri staðsetningu. Hvort andlitið sem þeir völdu myndi síðan birtast með tilheyrandi nafni í 3 sek., fylgt eftir með 500 ms ISI áður en næstu prufa hefst. Þessi áfangi fór í gegnum 52 tilraunir, þar sem allar 52 voru rannsökuð í upphafi og öll 52 nýju andlitin voru sýnd hlið við hlið. Ekki var minnst sérstaklega á viðbótarminnispróf í framtíðinni fyrir eða á meðan á könnunarferlinu stóð.
Í fjórða og síðasta áfanga tilraunarinnar luku þátttakendur sjálfstætt þvingaða valgreiningarminnisprófi fyrir nöfn allra 104 andlitanna sem notuð voru í minnisdómsfasanum (ekki sýnt á mynd 1a). Í þessu minnisprófi voru þrír nafnmöguleikar settir fram fyrir hvert andlit, það er nafnið sem samsvarar andlitinu, áður séð nafn sem tilheyrði einu af hinum áður rannsökuðu andlitunum og alveg nýtt nafn. Valin þrjú voru pössuð fyrir kynlíf og voru sett fram af handahófi í einni af þremur stöðum á skjánum. Þessi tegund af viðurkenningar-minni próf er oft með í FOK rannsóknum til að sýna fram á réttmæti huglægra FOK dóma þátttakenda. Vegna erfiðleika við að túlka niðurstöður um þetta verkefni þegar viðbótarkönnunaráfangi er tekinn upp eftir að FOK-dómar voru veittir voru greiningar á gögnum úr þessum áfanga eingöngu teknar með í viðbótargögnum.
Í hverjum áfanga voru aflaprófanir teknar með gervi-slembivali til að tryggja að þátttakendur tækju þátt í verkefninu. Í þessum aflaprófum (sem þátttakendur voru minntir á áður en hver áfanga hófst) þurftu þátttakendur að bregðast við bláum ferningi eins fljótt og auðið var með því að ýta á takka sem var ekki notað fyrir aðra dóma. Þessar tilraunir áttu sér stað af handahófi einu sinni á 52 fresti (þ.e. ein veiðitilraun í hverjum helmingi minnisdómsstigs).
Niðurstöður
Upphafleg staðfesting á FOK og kunnugleikaeinkunnum.
Rannsóknir þar sem FOK-dómar eru notaðir staðfesta oft almennt gildi þessara einkunna með því að sýna fram á að þær séu verulega tengdar síðari nákvæmni í dómum um viðurkenningarminni (td Ref.36). Hins vegar, með núverandi uppsetningu sem fól í sér tækifæri til frekari sértækrar endurbirtingar á óinnkallaðar upplýsingar í síðari könnunarfasa, verður mat á réttmæti á þennan hátt krefjandi (sjá tilvísun 16; engu að síður eru viðeigandi niðurstöður innifaldar í Viðbótarefni). Þess vegna, til að meta réttmæti FOK- og þekkingardóma þátttakenda, bárum við fyrst og fremst saman einkunnir sem veittar voru fyrir áður rannsökuð og ný andlit, við aðstæður með og án skýrra innköllunarskilyrða. Athugaðu að við metum aðeins, með Bonferroni-leiðréttum t-prófum, hvort einkunnir væru mismunandi á milli gamalla og nýrra hluta í hverju ástandi, án samanburðar milli aðstæðna, miðað við mismunandi heuristic vísbendingar sem geta stuðlað að dómum í hverju ástandi37.
Niðurstöður sýndu að marktækur munur var á FOK einkunnum fyrir gamla (M=2.55, SD=0.79) og nýjar vörur (M=1.93, SD{{6} }.71) í FOK með innköllunarskilyrði, t(27)=5.73, bls.<0.001, d=1.08. Old items were also rated higher (M=2.91, SD=0.69) than new items (M=2.23, SD=0.62) in the FOK no recall attempt condition, t(27)=7.67, p<0.001, d=1.45. As FOKs are expected to be increased only for faces for which corresponding names were previously encountered, this pattern provides indirect support for validity in the judgments expressed by participants.
Sömuleiðis voru kunnugleikaeinkunnir marktækt hærri fyrir gömul atriði (M=4.07, SD=0.65) en ný atriði (M=3.05, SD=0.98 ) í kunnugleika við innköllunarskilyrði, t(27)=6.32, bls.<0.001, d=1.19. Ratings for old items (M=3.84, SD=0.51) were also higher than those for new items (M=2.82, SD=0.62) in the familiarity without recall condition, t(27)=7.38, p<0.001, d=1.39. This pattern of results suggests that the familiarity ratings obtained also carried validity in both task conditions. Although the average ratings for entirely new and previously studied items were not close to the endpoints of the scale, they showed a significant difference in the expected direction, with means on different sides of the midpoint of the scale.
Áhrif krafna um öflunarverkefni á kunnugleikastillingar í síðari upplýsingaleit.
Næst tókum við fyrir einni af tveimur helstu áhugamálum okkar í þessari tilraun; við könnuðum hvort krafan um skýra afturköllunartilraun eða eðli öflunarverkefnisins (þ.e. hvort það er tilvonandi eða afturskyggnt) væru þættir sem tengdust aukningu á kunnugleikastillingum í síðari upplýsingaleit. Við reiknuðum út kunnugleikaval fyrir hvern þátttakanda með því að reikna út mismuninn á tíðni könnunarvals fyrir áður rannsökuð á móti nýjum andlitum (sjá viðbótarefni fyrir tíðni könnunar fyrir gamlar og nýjar tilraunir). Til að bera saman aðstæður við innköllun og þær sem ekki hafa munað, reiknuðum við þetta val í öllum rannsóknum í hverju ástandi. Athugaðu að í langflestum rannsóknum á aðstæðum þar sem þörf var á innköllunartilraun reyndist þessi tilraun misheppnuð (FOK með innköllun: M=98.01%, SD=2.48%; þekking á innköllun: M=96,98%, SD=2,68%). Til tölfræðilegs samanburðar á tilraunaaðstæðum gerðum við tvíhliða ANOVA. Það voru marktæk aðaláhrif af innköllun, þar sem meðalkunnugleikavalið var hærra við aðstæður með skýrri innköllunarkröfu (M=14.56, SD=17.57) samanborið við þær sem ekki voru með þessa kröfu (M =6.39, SD=19.83), F(1, 108)=5.28, p=0.02, ηp 2=0.05. Hins vegar voru engin marktæk áhrif af tegund dóms (FOK: M=11.95, SD=22.90; Þekking: M=8.10, SD=14.40 ), F(1, 108)=0.69, p=0.41, ηp 2=0.006, né var marktækt samspil milli innköllunar og dómsgerðar, F(1, 108)=0.27, p=0.60, ηp 2=0.003 (Mynd 2). Próf Levene fyrir ójöfnuð dreifni var marktækt, F(3, 108)=5.07, p=0.003, sem bendir til þess að niðurstöður séu túlkaðar með varúð.
Í ljósi þess að frávik voru ójöfn gerðum við einnig greiningar sem ekki voru færibreytur til að staðfesta niðurstöður ANOVA okkar. Mann–Whitney próf staðfesti að kunnugleikavalið var marktækt meira fyrir þátttakendur í innköllunarskilyrðum (Mdn=13.46) en þá sem voru í engum innköllunarskilyrðum (Mdn=3.84), U{{5} }, n1=n2=56, p=0.01. Við bárum síðan saman kunnugleikastillingar fyrir dómagerðirnar tvær; Mann–Whitney próf gaf til kynna að enginn marktækur munur væri á kunnugleikastillingum milli FOK skilyrða (Mdn=9.62) og kunnugleikaskilyrða (Mdn=7.69), U=1423 , n1=n2=56, bls=0.40. Samanlagt sýna þessar niðurstöður að það er tilvist misheppnaðrar tilraunar til að rifja upp, frekar en tilvonandi eðli minnisdóma, sem knýr síðari upplýsingaleitarhegðun í átt að kunnuglegum hlutum.
Við gerum okkur grein fyrir því að FOKs eru endurheimtarreynsla sem venjulega er gert ráð fyrir að fylgi misheppnuðu innköllun, sem bendir til þess að innköllunartilraun geti verið eðlislægur dómsþáttur, jafnvel þótt tilraunaverkefnið hafi enga skýra innköllunarkröfu. Sem slík gerðum við greiningu þar sem við reiknuðum út RTs fyrir FOK-dóma við aðstæður þar sem engin innköllun var krafist (þ.e. tíminn á milli andlitsörvunar og FOK-svörunar) og bárum þau saman við RTs fyrir tilraunir þar sem innköllunartilraun var krafist en tókst ekki. Fyrir síðarnefnda prófunarhópinn einbeitum við okkur sérstaklega að tímabilinu á milli þess að andlitsörvunin lækkar og þar til viðbrögðin ekki heppnuðust í innköllunarhluta dómanna. Við komumst að því að meðaltal RT fyrir þennan innköllunarþátt var umtalsvert lengri (M=1972 ms, SD=1198 ms) en fyrir að ljúka öllum FOK-dómunum við aðstæður þar sem engin skýr innköllunarskylda var ( M=1116 ms, SD=1181 ms), t(54)=2.69, p=0.009, d=0.72. Þetta niðurstaðnamynstur bendir til þess að leitartími við innköllunartilraunir hafi verið lengri þegar slíkar tilraunir voru beinlínis krafist af verkefninu en þegar þær voru teknar af sjálfu sér sem hluti af FOK-dómum. Það er í samræmi við frásögn sem leggur áherslu á aukið vitræna átak sem stafar af skýrri innköllunarkröfu sem hugsanlega skýringu á hvers kyns tengdum áhrifum á síðari upplýsingaleit í FOK-skilyrðum.
Áhrif öflunarupplifunar á síðari upplýsingaleit
Að lokum reiknuðum við tengslin milli dóms einkunna og síðari upplýsingaleitar val innan hvers af fjórum tilraunaskilyrðum (mynd 3). Í ljósi þess að áhersla okkar var á kunnugleikastillingar, ásamt því að ný atriði höfðu takmarkaða breytileika í bæði FOK og kunnugleikaeinkunnum, skoðuðum við þetta samband eingöngu fyrir áður rannsökuð atriði.
Í FOK með innköllunarskilyrði komumst við að því að meðalgammafylgni milli FOK-einkunna og upplýsingaleitarvalkosta (meðaltal=0.16, SD=0.26) var marktækt yfir núlli, t(27)=3.27, p < 0.001, d=0.62. Þátttakendur í FOK án endurköllunarskilyrða sýndu einnig marktækt jákvæða meðalgammafylgni (Meðaltal =0.18, SD=0.27), t(27)=3.54, p{ {19}}.02, d=0.67. Þekking á innkallaskilyrði (meðaltal =0.17, SD=0}.24) og kunnugleiki án innköllunarskilyrði (meðaltal =0.14, SD=0.24) , bæði sýndu jákvæð tengsl, t(27)=3.64, p=0.001, d=0.69 og t(27)=2.99, p{ {41}}.006, d=0.56, í sömu röð. Á heildina litið var enginn munur á meðalfylgni milli aðstæðna, þar sem tvíhliða ANOVA sem gerð var með gammafylgni leiddi í ljós engin marktæk aðaláhrif (Munið: F(1, 108)=0.01, p{{50 }}.91; Dómsgerð: F(1, 108)=0.16, p=0.69), né marktæk víxlverkun, F(1, 108)=0.29 , p=0.59. Með öðrum orðum, það var sambærilegt jákvætt samband á milli einkunna á upplifunarupplifunum og upplýsingaleitarhegðun fyrir allar aðstæður. Við tökum líka fram að þegar við gerðum þessar greiningar með áherslu á allar tilraunir (þ.e. óháð hlutlægri stöðu gamallar og nýs), kom mjög svipað mynstur niðurstaðna í ljós (sjá viðbótarefni).
Í frekari framlengingu á þessu mengi greininga, skoðuðum við einnig hvort tengslin milli öflunarupplifunar og síðari upplýsingaleitar séu stranglega línuleg, eða hvort það gæti verið marktækur fjórðungsþáttur. Til að bregðast við þessu vandamáli, ftum við eftirfarandi jöfnu við gögn frá einstökum þátttakendum Eq. (1):
hlutfall leitað=b0 + b1 × x + b2 × x × (1 − x) (1)
þar sem x {{0}} þekkingareinkunn, og framkvæmdar ályktunartölfræði um þessar færibreytumatanir sem teknar eru út úr þessum samsettu jöfnum. Þessi aðferðafræði líkist þeirri sem lýst er af Kang9 og félögum og Dubey og Grifths38. Til að þekkja innkallaskilyrði gaf ferillinn ft meðaltal r2 upp á {{30}}.49 (SD=0.27). Línulegir (meðaltal b1=10.52, SD {{10}}.80) og fjórðungsstuðullar (meðaltal b2=− 47.11, SD=115) voru báðir marktækur, t(27)=2.08, p=0.05, d=0.39 og t(27)=− 2.17, p=0 .04, d=- 0,41. Fyrir kunnugleika án endurköllunarskilyrða gaf ft meðaltal r2 upp á 0,39 (SD=0.28). Línulegi stuðullinn (b1=10.79, SD=30.30) sýndi marktæka þróun, t(27)=1.88, p=0.07, d{ {46}}.36, og aftur var annars stigs stuðullinn (b2=− 34,99, SD=83.4) marktækur, t(27)=− 2,22, t{{57 }}.04, d=− 0,42.
Við tökum líka þessar jöfnur við FOK gögnin (x {{0}} FOK einkunn) til að kanna tengslin milli minnisdóma og könnunar, umfram fyrri áherslur okkar á línuleg tengsl. Í FOK með innköllunarskilyrði (meðaltal r2 =0.57, SD=0.27) var marktækur línulegur stuðull (b1=27.14, SD=40.7 ), t(27){{10}}.53, p=0.002, d=0.67, en annars stigs stuðullinn var ekki marktækur (b{{16} } − 6,71, SD=116, t(27)=− 0,31, p=0.76, d=− 0,06). Sömuleiðis, í FOK án innköllunarskilyrða (meðaltal r2 =0.59, SD=0.24) var línulegi stuðullinn marktækur (b1=27.23, SD=40 ), t(27)=3.60, p=0.001, d=0.68, en ferningsstuðullinn var ekki (b2=1.02, SD{ {45}}), t(27)=0.05, p=0.96, d=0.009.
Saman benda þessar niðurstöður til þess að upplýsingaleit nái hámarki þegar hlutur er mjög kunnuglegur, með tölulega hæsta könnunarhlutfall fyrir hluti með hæsta skynjaða kunnugleika. Á sama tíma leiddi marktæki ferningshlutinn einnig í ljós hækkanir fyrir andlit með afar skorti á skynjaðri kunnugleika (þ.e. skynjaðri nýjung). Þetta U-laga samband var ekki til staðar í FOK-aðstæðum, þar sem forvitnin jókst eftir því sem FOK-upplifunin var á línulegan hátt. Niðurstöður okkar víkka út tengsl sem áður hefur verið greint frá á milli reynslusögulegrar endurheimtar og síðari upplýsingaleitarhegðunar (td Ref.16). Hér sýnum við fram á að slík tengsl við upplýsingaleit einskorðast ekki við FOK-upplifun og eiga einnig við um huglæga reynslu af þekkingu á áreitinu sjálfu, þó með flóknari tengslum.
Tilraun 2
Þó að niðurstöður tilraunar 1 benda á mikilvægi innkallatilrauna sem þáttar í endurheimtarverkefnum sem auka síðari kunnugleikavalkosti, tala þær ekki um hvort þetta aukna val sé aðeins til staðar í aðstæðum þar sem innköllun hafi ekki tekist. Með hugmyndafræðinni sem notuð var í tilraun 1 gátum við ekki skoðað tilraunir sem tengdust árangursríkri innköllun, þar sem það var mjög takmarkaður fjöldi þessara tilrauna (vegna mikils fjölda andlitsnafnapöra og stutts útsetningartímabils fyrir hvert þeirra í námsáfanga). Samkvæmt RPL kenningunni28,29 vekur misheppnaður innköllun forvitni ef undirliggjandi metavitræn reynsla gefur til kynna að upplýsingabilið sé nógu lítið til að hægt sé að loka með viðbótarupplýsingum. Sterk reynsla FOK samfara árangurslausri innköllunartilraun myndi benda til þess að upplýsingarnar, þótt þær séu ekki aðgengilegar eins og er, séu á því bili að auðvelt sé að bera kennsl á þær til að loka bilinu.
Í samræmi við þessa röksemdafærslu mætti spá fyrir um að kunnugleikastillingar í upplýsingaleit myndu ráðast á gagnrýninn hátt á þeirri huglægu skynjun að innköllunartilraunin hafi ekki tekist. Mikilvægt er þó að hafa í huga að þátttakendur geta einnig leitað upplýsinga af öðrum ástæðum en að fá aðgang að efni sem ekki var hægt að nálgast við innköllun. Sérstaklega geta þeir einnig notað slíkt tækifæri til að fá endurgjöf um nákvæmni upplýsinga sem þeir bjuggu til við innköllunartilraun. Þetta væri í samræmi við almenna hugmynd um að forvitni dragi úr óvissu og við sérstakar niðurstöður sem benda til þess að óvissa um svör manns við þekkingarspurningum geti knúið áfram forvitni9,39. Frá þessu sjónarhorni gæti maður búist við því að fylgjast með kunnugleika í upplýsingaleit, jafnvel eftir að muna tilraunir sem einkennast af álitnum árangri við að búa til viðeigandi upplýsingar. Í tilraun 2 prófuðum við þessar hugmyndir með því að nota endurheimtarverkefni sem fól í sér metavitrænt mat á skynjunarárangri.
Við notuðum margar rannsóknareiningar (mynd 1b) til að efla nám andlitsnafnasamtaka og auka líkurnar á síðari árangri í endurköllun. Til að mæla skynjaðan árangur í muna, notuðum við breytta útgáfu af metacognitive Remember-Know aðferð Tulvings40. Þátttakendur gátu gefið til kynna einn af þremur valkostum sem svar við hverri andlitsbending: að þeir gætu munað nafnið ("Mundu" tilraunir), að þeir gætu ekki munað nafnið þrátt fyrir að andlitið fyndist kunnuglegt ("Familiar" tilraunir), eða að þeir gætu munað nafnið man ekki nafnið né skynja andlitið sem kunnuglegt ("Ókunnugar" tilraunir). Ef kunnugleikastillingar í upplýsingaleit eru mjög háðar skynjuðum skorti á árangri í muna, myndum við spá því að nöfn sem tengjast kunnuglegum rannsóknum yrðu valin oftar í síðari könnunarfasa en nöfn sem tengjast munaprófum. Að öðrum kosti, ef einnig er leitað að kunnuglegum upplýsingum til að fá endurgjöf til að fylgjast með nákvæmni innkalla, gætum við búist við því að hlutir úr Familiar og Remember prófunum yrðu skoðaðir á sambærilegri tíðni.
Aðferðir
Þátttakendur.
Netráðningarvettvangurinn Prolifc (https://prolifc.co/) var notaður til að ráða 78 enskumælandi þátttakendur til að taka þátt í tilraun 2 í skiptum fyrir peningabætur. Til að tryggja að það væri breytileiki í svörunartegundum í minnisdómsfasanum, og í ljósi þess að við ætluðum að greina síðari valmöguleika í upplýsingaleit um þessa dóma, tókum við aðeins þátt í þátttakendum sem buðu upp á að minnsta kosti 5 tilraunir af hverju svari. Með þessari viðmiðun þurftum við að útiloka 15 þátttakendur, sem allir voru með færri en 5 Muna próf. Við útilokuðum 4 þátttakendur til viðbótar sem uppfylltu ekki gæðaeftirlitskröfurnar sem lýst er í tilraun 1. Gögn 59 þátttakenda sem eftir eru (aldursbil 18–35; M=24.60, SD=5.{ {16}}) voru með í öllum greiningum.
Efni
Örvunarefnin og slembivalsaðferðin fyrir tilraun 2 voru þau sömu og notuð voru í tilraun 1. Ólíkt fyrri tilrauninni var hins vegar ekkert þvingaða valgreiningar-minnispróf eftir könnunarstigið og sem slíkt voru aðeins 104 af nöfnin sem áður voru notuð voru notuð (þ.e. 104 nýju tálbeitanöfnin voru ekki notuð).
Málsmeðferð
Tilraun 2 fól í sér svipaða hugmyndafræði og í tilraun 1 fyrir utan eftirfarandi breytingar. Í fyrsta lagi var útsetning fyrir hlutum í rannsóknarstiginu endurtekin 3 sinnum (þ.e. hvert kunnuglegt andlitsnafnapar var rannsakað 3 sinnum). Þessi breyting var innleidd til að auka líkurnar á árangri innköllunar. Þar að auki, þar sem þessi tilraun krafðist ekki FOK-dóma um framtíðarframmistöðu, var ekkert endanlegt þvingað val viðurkenningar-minni próf. Í heildina tók tilraunin um það bil 30 mínútur að ljúka.
Mikilvægasta verklagsbreytingin í tilraun 2 (mynd 1b) snýr að viðbragðsuppbyggingu minnisdómsfasa. Í þessum áfanga voru þátttakendum sýnd andlit, bæði gömul og ný, og voru þeir beðnir um að reyna að rifja upp nafnið sem tengist þeim. Þeim var bent á að leggja fram sjálfsskráða dóm sem er svipað að sniði og Muna/Vita verkefni. Nánar tiltekið, fyrir hvert atriði, gætu þátttakendur gefið til kynna einn af þremur valkostum: „Ég man nafnið“ (Mundu), „Ég man ekki nafnið, en andlitið er kunnuglegt“ (Veitanlega), eða „Ég man það ekki nafnið og andlitið er ekki kunnugt' (Ókunnugt). Athugaðu að, ólíkt tilraun 1, var ekki krafist vélritaðrar innköllunarsvars í þessum áfanga, með þeim afleiðingum að ekki var hægt að meta hlutlæga munnákvæmni. Með öðrum orðum, við treystum á sjálfsagðan árangur við endurköllun (í gegnum muna svarið) og vísum til þessara tilrauna sem hafa skynjað árangur í muna. Næsta tilraun hófst eftir 500 ms ISI. Eins og í tilraun 1, innihélt þessi áfangi öll 52 andlitin sem upphaflega voru rannsökuð og 52 ný atriði. Að því loknu fóru þátttakendur yfir í könnunarstigið.
Ólíkt tilraun 1 fylgdi könnunarfasið uppbyggingunni sem Brooks o.fl.16 notaði, með 104 andlitum kynnt eitt í einu. Þátttakendum var leyft að velja allt að 52 af þessum andlitum til að fá útsetningu fyrir tengdum nöfnum. Öll 104 andlitin höfðu áður verið sýnd sem vísbendingar í minnisdómsfasanum, en tengd nöfn höfðu fundist í rannsóknarstiginu fyrir aðeins 52 þeirra. Þessi mikilvæga verkefnaeiginleiki gerði kleift að meta hvaða val sem er fyrir kunnuglegar upplýsingar en nýjar upplýsingar. Ef þátttakandinn velur að sjá nafnið fyrir tiltekna andlitshring, þá birtist andlitsnafnaparið á skjánum í 3 sek. Eftir þetta bil, eða ef þeir kysu að sjá ekki nafnið, birtist næsta andlit, eftir 500 ms ISI. Í gegnum þennan áfanga var þátttakendum einnig sýnd niðurtalning á því hversu mörg fleiri andlitsnafnapör voru enn tiltæk fyrir útsetningu. Ef þátttakandinn náði hámarki 52 mögulegra áhættuþátta, neyddist hann til að velja „nei“ fyrir eftirstöðvar í upplýsingaleitarvali. Ekki var minnst sérstaklega á viðbótarminnispróf í framtíðinni fyrir eða á meðan á könnunarferlinu stóð.
Niðurstöður
Upphafleg staðfesting á svörum við breyttu Muna-Vita verkefni.
Til að meta hvort meðhöndlun rannsóknarinnar hafi tekist vel í tilraun 2, lögðum við áherslu á dreifingu svara í minnisdómsfasa fyrir áður rannsökuð og ný atriði (viðbótartafla S1). Við bjuggumst við því að andlitin sem áður voru rannsökuð myndu valda aukinni nafnmun og tilfinningu um kunnugleika miðað við andlit sem ekki höfðu sést. Shapiro–Wilk próf sýndi að það var marktækt frávik frá eðlilegu, W(59)=0.94, p=0.01. Sem slík framkvæmdum við Wilcoxon undirritaða prófið án parametra til að bera saman tegundir svara fyrir gamlar og nýjar rannsóknir. Að meðaltali voru gamlar tilraunir oftar flokkaðar sem Muna eða kunnugt (M=38.04, SD=7.97) en nýjar tilraunir (M=5.39, SD{{15} }.08), Z=6.68, bls<0.001, as expected.
Áhrif verkkrafna á kunnugleikastillingar í upplýsingaleit.
Við skoðuðum fyrst hvort kunnugleiki kom fram í upplýsingaleitarhegðun þátttakenda. Í ljósi þess að gerð minnisdóma sem notaðir voru kröfðust endurköllunartilraunar, spáðum við því að slíkt val væri aftur til staðar. Meðaltal kunnugleikavals, reiknað með mismun á könnunartíðni fyrir áður rannsökuð á móti algjörlega nýrri nöfn, (M=9.09%, SD=32.91%) var marktækt meiri en núll, t(58) )=2.12, p=0.04, d=0.28, sem gefur til kynna að upplýsingaleit hafi í raun verið hlutdræg að kunnuglegum upplýsingum.
Áhrif skynjaðrar velgengni í muna á síðari upplýsingaleit.
Til að kanna helstu spurninguna sem vekur áhuga fyrir tilraun 2, þ.e. hvort kunnugleikavalið sem framkallað var af innköllunartilraun væri ólíkt á milli aðstæðna þar sem nafnaskráning var talin vera árangursrík eða ekki, bárum við saman tíðni síðari upplýsingaleitar fyrir hverja af þremur okkar svarmöguleikar. ANOVA með endurteknum aðgerðum með Greenhouse-Geisser leiðréttingu leiddi í ljós að það var sannarlega marktækur munur á þessum svarmöguleikum (mynd 4), F(1.42, 82.28)=6.15, p{{10} }.008, ηp 2=0.096. Bonferroni-leiðréttur posthoc samanburður leiddi í ljós, eins og búist var við á grundvelli tilraunar 1, að oftar var leitað að nöfnum sem tengdust kunnuglegum tilraunum (M=52.60%, SD=17.68%) en þeim sem tengdust Óvant. prufur (M=36.34%, SD=22.60%), p.<0.001. Critically, however, they were not sought significantly more often than those associated with Remember trials (M=47.26%, SD=30.25%), p=0.14. These post hoc comparisons also showed a trend that Remembers trials were associated with an increased frequency of subsequent information-seeking relative to Unfamiliar trials, p=0.07. Overall, these findings suggest that familiarity preferences in information-seeking following a recall attempt are not restricted to situations in which recall is perceived to be unsuccessful. Although other interpretations may hold, this result is compatible with the notion that familiarity preferences in information-seeking behavior can also be driven by a motivation to validate the accuracy of the information generated during a previous recall attempt.
Tilraun 3
Niðurstöður tilraunar 1 sýna fram á að kunnugleiki í upplýsingaleitarhegðun getur verið afleiðing nýlegrar misheppnunartilraunar. Niðurstöður tilraunar 2 sýna að þetta val er ekki bundið við aðstæður þar sem þessi innköllunartilraun var talin vera árangurslaus; Rannsóknir þar sem talið var að innköllun á nöfnum á andlitum sem áður höfðu verið rannsökuð skilaði árangri leiddu til sambærilegrar tilhneigingar í kjölfarið til að leita að þessum nöfnum og tilraunir þar sem innköllun tókst ekki, en samsvarandi andlit þótti kunnuglegt. Við leggjum til að hægt sé að túlka þetta mynstur niðurstaðna innan ramma sem tengir forvitni við hversu óvissa er í nákvæmni upplýsinganna sem eru tiltækar til að fylla upp í upplýsingaeyður9,10,28,39,41. Í tilraun 3 leituðum við að beinni sönnunargögnum til stuðnings þessari frásögn, með því að kanna nánar hvernig metavitræn öflunarupplifun um skynjaða nákvæmni innköllunar tengist kunnugleikastillingum í síðari upplýsingaleitarhegðun.
Til að kanna hversu nákvæma muna er talið, notuðum við sjálfstraustsdóma ásamt leiðbeiningum um þvingaða endurköllun (td Ref.42) sem kröfðust myndunar nafns í hverri rannsókn, jafnvel þótt giskað væri fullkomlega á það (mynd 1c). Eins og í tilraun 1, voru síðari kunnugleikastillingar í upplýsingaleitarhegðun rannsakaðar með því að biðja þátttakendur um að velja á milli áður rannsakaðs á móti nýju andliti til að kanna nafn. Byggt á miðlægum fullyrðingum RPL kenningarinnar sem tengja forvitni við stærð upplýsingabila29, bjuggumst við við að sjá öfugt-U samband, þannig að upplýsingar sem þarf til að fylla annaðhvort stórar eða ekki til upplýsingaeyður yrðu leitað sjaldnar en upplýsinga sem þörf er á. til að fylla í eyður sem eru nálægt lokun (fyrir svipaðar niðurstöður með trivia hugmyndafræði sjá 9,38). Með öðrum orðum, við bjuggumst við að sjá hæsta hlutfall síðari upplýsingaleitar fyrir andlit sem áður voru rannsökuð þar sem munun á tengdu nafni var tjáð með miðlungs öryggi
Aðferðir
Þátttakendur.
Enn og aftur var netráðningarvettvangurinn Prolifc (https://prolifc.co/) notaður til að ráða 49 enskumælandi þátttakendur til að taka þátt í tilraun 3 í skiptum fyrir peningabætur. Gögn 24 þátttakenda (aldursbil 18–33; M=24.63, SD=4.25) voru notuð í öllum greiningum. 19 þátttakendur voru útilokaðir vegna ófullnægjandi dreifingar á öryggiseinkunnum yfir kvarðann (sjá viðmiðun úr tilraun 1). 6 þátttakendur til viðbótar voru útilokaðir vegna útilokunarviðmiðana sem lýst er í tilraun 1.
Efni
Efnin og slembivalsaðferðin fyrir tilraun 3 voru þau sömu og notuð í tilraun 2.
Málsmeðferð.
Tilraun 3 fól í sér hugmyndafræði svipað því sem notað var í tilraun 2 (þ.e. með rannsóknarfasa sem inniheldur endurteknar kynningar og ekkert lokapróf fyrir þvingaða valgreiningu-minni nema fyrir eftirfarandi breytingar. Tilraunin tók um það bil 45 mínútur.
Mikilvægasta verklagsbreytingin í tilraun 3 (mynd 1c) tengdist uppbyggingu og svarsniði minnisdómsprófanna í öðrum áfanga. Eins og raunin var í FOK með innköllunarskilyrði tilraunar 1, hófst hver tilraun með sjálfsskráðri innköllunartilraun. Ólíkt tilraun 1 var þátttakendum hins vegar bent á að gefa alltaf skriflegt svar (þ.e. þeir voru beðnir um að taka þátt í þvinguðu innköllun42), hvort sem það væri hluti af nafninu eða fullu nafni sem þeir mundu að væri tengt andlitinu. Þátttakendur voru beðnir um að giska á hvort þeir gætu ekki munað neinar upplýsingar. Þegar þátttakendur höfðu lokið við að slá inn fóru þeir í sjálfstraustsdóm þar sem þeir voru beðnir um að meta hversu vissir þeir væru um að nafnið eða hlutanafnið væri rétt, á 6-punkta Likert kvarða (frá /' heill ágiskun' til 6 mjög öruggur'). Næsta tilraun hófst eftir 500 ms ISI. Eins og áður, innihélt þessi áfangi öll 52 andlitin sem upphaflega voru rannsökuð og 52 ný atriði sem viðeigandi nöfn höfðu aldrei verið rannsökuð fyrir. Eftir að þessum áfanga var lokið fóru þátttakendur yfir í könnunarstigið. Tilraun tilrauna í könnunarfasa (sem felur í sér þvingað val á milli áður rannsakaðs og nýs andlits) var það sama og í tilraun 1.
Niðurstöður
Upphafleg staðfesting á traustseinkunnum
Í fyrsta lagi leituðum við að staðfesta að sjálfstraustsmatið sem þátttakendur veittu í kjölfar vélritaðrar þvingaðrar innköllunartilraunar báru gildi. Til að gera það bárum við saman einkunnir fyrir rannsökuð atriði við einkunnir fyrir ný atriði. Í ljósi þess að upplýsingarnar sem á að rifja upp í tengslum við gömul andlit höfðu fundist í þremur námsreitum en aldrei fyrir ný andlit, bjuggumst við við að meðfylgjandi sjálfstraust væri meira hjá þeim fyrrnefndu. Reyndar var meðalöryggi í tengslum við innköllun fyrir áður rannsakað atriði (M=2.88, SD=1.02) marktækt hærra en meðalöryggiseinkunn fyrir ný atriði (M=1. 75, SD=1.15), t(23)=5.59, bls<0.001, d=1.04.
Önnur aðferð sem við notuðum til að staðfesta réttmæti öryggiseinkunna fól í sér samanburð á rannsóknum með hlutlægt rétt munasvar miðað við þá sem voru með hlutlægt rangt svar. Þvinguð endurköllun svör voru rétt ef þátttakandi skrifaði inn rétt fornafn eða eftirnafn eða bæði. Svör voru með öðrum orðum einungis talin röng ef allar veittar upplýsingar voru ekki réttar. Við samþykktum líka stafsetningarvillur ef það væri smá afbrigði og framburðurinn væri samt mjög svipaður. Við bjuggumst við því að innkölluð nöfn sem voru hlutlægt rétt myndu leiða til meiri tilfinninga um huglægt sjálfstraust en þau sem voru röng. Shapiro–Wilk próf sýndi að það var marktækt frávik frá eðlilegu, W(24)=0.89, p=0.01, og sem slíkt gerðum við Wilcoxon signed-rank prófið sem ekki var parametra til að bera saman meðaltal trausts einkunna. Reyndar voru öryggiseinkunnir marktækt hærri fyrir nöfnin sem voru rétt innkölluð (M=4.57, SD=0.67) en einkunnir fyrir tilraunir sem voru rangar (M=1.63, SD=0.47), Z=4.29, bls<0.001. While only a minority of names were recalled correctly (M=20.10%, SD=18.23%) it must be noted that participants had only studied half of the face-name pairs presented in this phase. Together these results suggest that there is validity in the subjective confidence ratings provided by participants after their forced recall attempt.
Áhrif verkkrafna á kunnugleikastillingar í upplýsingaleit.
Áður en sambandið milli sjálfstrausts og upplýsingaleitarhegðunar var rannsakað, skoðuðum við hvort við myndum sjá aukna upplýsingaleitarhegðun fyrir nöfn sem tengjast áður rannsökuðum samanborið við ný andlit í kjölfar nauðsynlegrar munatilraunar. Þetta þjónaði sem endurtekningu á niðurstöðum fyrri tilrauna. Við gerðum Wilcoxon signed-rank próf í ljósi þess að það var marktækt frávik frá eðlilegu, W(24)=0.91, p=0.03. Það var enn og aftur umtalsvert kunnugleikaval (sjá viðbótarefni fyrir tíðni), eins og það er reiknað með mismun á könnunartíðni fyrir áður rannsakaðar á móti nýjum upplýsingum (M=27.56%, SD=53. 31%), Z=2.23, p=0.03.
Áhrif huglægrar öflunarupplifunar á síðari upplýsingaleit.
Til að takast á við aðalspurninguna sem vekur áhuga fyrir tilraun 3, gerðum við par af greiningum þar sem í fyrsta lagi var kannað sambandið milli trausts einkunna og upplýsingaleitar valkosta, og í öðru lagi milli trausts einkunna og kunnugleika óskir. Fyrir fyrstu af þessum tveimur greiningum breyttum við 1 til 6 sjálfstraust einkunnir á bilinu 0 til 1 og settum Jöfn. (2) fyrir sig til gagna frá hverjum þátttakanda.
upplýsingaleitarhlutfall=b0 + b1 × c + b2 × c × (1 − c) (2)
Í þessari jöfnu var c endurskalað trausteinkunn. Við gerðum síðan ályktunartölfræði um færibreytuáætlanir sem teknar voru út úr jöfnum sem gerðar voru fyrir hvern þátttakanda. Þetta endurspeglar ferlið í tilraun 1. Að meðaltali gaf líkanið r2 upp á 0.65 (SD=0.29). Eins og spáð var, var annars stigs samband milli sjálfstrausts og upplýsingaleitar, þar sem fjórðungsstuðullinn, (b2=49.41, SD=121.2), var lítillega marktækur, t(23){{ 12}}.00, bls=0.058, d=0.41. Þar var einnig marktækur línulegur stuðull (b1= 18.76, SD =43.03), t(23)=2.14, p=0.044, d{ {27}}.44. Eins og sést af þessari niðurstöðu (mynd 5a), náði tilhneiging þátttakenda til að leita að viðeigandi upplýsingum hámarki þegar þeir höfðu miðlungs traust á nákvæmni nafnsins sem myndað var í fyrri munatilraun þeirra. Umtalsvert minni upplýsingaleit átti sér stað fyrir atriði með lágt og mikið sjálfstraust.
Til að meta hvort tengslin milli sjálfstrausts og upplýsingaleitar hvetji líka til þekkingarvals, reiknuðum við út mismunastig sem endurspeglar kunnugleikastillingar fyrir hvert sjálfstraustsstig fyrir hvern þátttakanda. Þetta stig var reiknað eins og í jöfnuði. (3), kunnugleiki − mælikvarði á nýjungarmun=(3)
Hér táknaði FR fjölda kunnuglegra rannsókna sem endurrannsökuð voru á tilteknu öryggisstigi, NR táknaði fjölda nýrra rannsókna sem endurrannsökuð voru á sama öryggisstigi og T táknaði heildarfjölda rannsókna við þetta öryggi. Við fengum þessar mælingar fyrir hvern þátttakanda og settum þær í jöfnuð. (4), þar sem c var, aftur, endurskalað öryggisstig.
kunnugleiki − nýmælismunur mælikvarði=b0 + b1 × c + b2 × c × (1 − c) (4)
Við notuðum ályktunartölfræði til að meta hvort þetta val væri knúið áfram af marktæku fjórðungssambandi. Að meðaltali gaf líkanið r2 upp á 0.54 (SD=0.29). Enn og aftur sýna niðurstöður að það var marktækur ferningsstuðull (b2=45.78, SD=106.8), t(23)=2.10, p=0 .047, d=0.43. Eins og í fyrri greiningunni var einnig marktækur línulegur stuðull (b1=26.29, SD=29.60), t(23)=4.35, p<0.001, d=0.89. Participants' preference to seek familiarity peaked with a confidence of 5 (Fig. 5b), which is reflected in the quadratic relationship of the fitted curve. Overall, results from these analyses demonstrate that subjective confidence is related to subsequent information-seeking and that this retrieval experience shapes the familiarity preferences we observed in this experiment.
Umræða
Sú hugmynd að nýjung sé lykiluppspretta forvitni, og í framhaldi af því, helsti drifkraftur upplýsingaleitarhegðunar, hefur hlotið víðtækan empírískan stuðning í sálfræði og taugavísindum (sjá umsagnir í Refs.13,20,21,38). Nýlegar rannsóknir hafa hins vegar gefið vísbendingar um að kunnugleikastillingar í upplýsingaleitarhegðun geti einnig komið fram við sumar aðstæður, sérstaklega þegar þær fylgja nýlegu minnisprófi16. Hér gerðum við þrjár tilraunir til að bera kennsl á mikilvæga endurheimtarþætti í minnisverkefnum sem geta valdið síðari kunnugleika í upplýsingaleit. Í tilraun 1 sýndum við fram á það mikilvæga hlutverk sem skýr nýleg misheppnuð innkallatilraun er til að framkalla síðari kunnugleika fyrir upplýsingar sem ekki var hægt að endurkalla. Niðurstöður tilraunar 1 studdu ekki ábendingu um að spá um framtíðarframmistöðu við innköllun væri mikilvægur þáttur; FOK-dómar sem kröfðust slíkra spádóma leiddu til sambærilegrar forgangs og þekkingardómar sem gerðu það ekki. Þar að auki spáði öflunarupplifun fyrir báðar tegundir dóma samsvarandi óskir í síðari upplýsingaleit. Niðurstöður tilraunar 2 sýndu að áhrif nýlegra innköllunartilrauna á síðari kunnugleikastillingar takmarkast ekki við aðstæður þar sem innköllun er talin vera árangurslaus; við sáum líka slíkar óskir í upplýsingaleit í kjölfar rannsókna sem tengdust huglægu skynjunarárangri. Í lokatilrauninni okkar sýndum við fram á að traust á nákvæmni upplýsinganna sem myndast við innköllun er lykilatriði, með miðlungs öryggi sem leiðir til hæsta síðari kunnugleika í upplýsingaleit. Á heildina litið gefa þessar niðurstöður nýjar vísbendingar til stuðnings þeirri hugmynd að nýjungar í upplýsingaleitarhegðun séu ekki alls staðar nálægar og að kunnugleiki geti yfirbugað nýjungar þegar þessi hegðun kemur í kjölfar nýlegrar tengdrar endurheimtartilraunar. Niðurstöður okkar benda til þess að sértækar kröfur um endurheimt, sem og metavitræn endurheimtarreynsla, séu mikilvægir ákvarðanir um slíkar kunnugleikastillingar.
Niðurstöður yfirstandandi rannsóknar má skilja innan fræðilegra ramma ríkisforvitni sem leggur áherslu á hlutverk hennar við að hvetja upplýsingaleit til að fylla í upplýsingaeyður2,29. Talið er að endurköllunartilraunir og samsvarandi metavitræn endurheimt geti gegnt mikilvægu hlutverki við að greina og meta stærð slíkra upplýsingagalla; aftur á móti geta þeir veitt dýrmætar leiðbeiningar um lokun þeirra. Sérstaklega mikilvæg, RPL kenningin gefur til kynna að þegar árangurslaus innköllun reynir að benda á núverandi eyður í þekkingu, sé síðari forvitnin mest fyrir upplýsingum sem auðveldast gerir kleift að loka bili, eins og ákvarðað er byggt á metavitrænni endurheimtreynslu26–29. Þó að við ætluðum ekki að prófa RPL rammann beint, gerir það kleift að túlka niðurstöður okkar um kunnugleikastillingar í upplýsingaleit á fræðilegan hátt.
Tilraun 1 leiddi í ljós að skýr krafa um afturköllunartilraun í minnisprófi eykur síðari óskir fyrir kunnuglegar upplýsingar samanborið við próf þar sem þessi krafa er ekki til staðar. Þessi niðurstaða er sérstaklega mikilvæg fyrir mat á kunnugleika, þar sem slíkir dómar geta verið ólíklegri en dómar FOK til að fela í sér sjálfsprottna innköllunartilraun. Samkvæmt RPL rammanum er misheppnuð innköllunartilraun mikilvæg til að vekja forvitni þar sem niðurstaða þessarar tilraunar gefur vísbendingar um hvort upplýsingagap sé til staðar29. Reyndar, í miklum meirihluta rannsókna í tilraun 1, var tilraun til innköllunar á endanum talin misheppnuð. Í tilraun 2 sýndum við hins vegar fram á að kunnugleikastillingar eftir innköllunartilraun eiga sér ekki aðeins stað þegar talið er að innköllun sé misheppnuð heldur er einnig hægt að fylgjast með því þegar huglægt skynjaður árangur er. Við fyrstu sýn kann þessi niðurstaða að virðast stangast á við þá hugmynd að kunnugleikastillingar séu bundnar við nýlega upplifað upplýsingagap43. Við leggjum þó til að það sé enn hægt að túlka það varðandi slíkar eyður ef litið er til þess að kunnugleikastillingar gætu einnig endurspeglað tilhneigingu til að leita eftir viðbrögðum um nákvæmni upplýsinganna sem framleiddar voru í nýlegri innköllunartilraun. Frá þessu sjónarhorni markar óvissan í svarinu sem varð til við innköllun stærð upplýsingabilsins sem skynjað er, en svörum fylgir hlutfallslega meiri óvissa sem samsvarar stærri skynjunarbilum í þekkingu manns. Reyndar, í nýlegri rannsókn sem rannsakaði ákvarðanir um forvitni í smáatriði hugmyndafræðinnar, greindu Singh og Manjaly frá því að forvitni og upplýsingaleitarhegðun aukist í beinu svari við óvissustiginu, jafnvel þegar magn upplýsinga sem vantar er það sama 39. Tilraun 3 í núverandi rannsókn leiddi í ljós vísbendingar sem styðja þá hugmynd að kunnugleikastillingar í upplýsingaleit gætu einnig verið bundnar við óvissu í hegðunarhugmyndinni sem við notuðum. Nánar tiltekið sáum við öfugt U-laga samband milli trausts á svörum sem mynduðust við þvingaða endurköllunartilraunir og líkurnar á því að taka þátt í viðeigandi upplýsingaleitarhegðun í kjölfarið.
Í gegnum tilraunir sýndum við fram á að kunnugleikastillingar í upplýsingaleit tengjast mismunandi tegundum af metavitrænni endurheimtarreynslu (FOK, kunnugleiki og sjálfstraust). Í tilraun 1 var hærri FOK og hærri kunnugleikaeinkunn tengd meiri síðari upplýsingaleit eftir kunnuglegum upplýsingum. Í tilraun 3 var þetta val mest áberandi fyrir upplýsingar sem innkallaðar voru með miðlungs öryggi. Hægt er að skilja hverja þessara metavitrænu öflunarupplifunar sem mat á stærð upplýsingabils. Frá þessu sjónarhorni eru niðurstöður okkar almennt í samræmi við kjarnahugmyndina um RPL, nefnilega að forvitnin nái hámarki þegar upplýsingagap er af ákjósanlegri stærð (þ.e. svið þar sem það er nógu lítið til að hægt sé að meta það til að vera lokað). Þeir benda hins vegar einnig til þess að þessi toppur geti verið mismunandi fyrir mismunandi tegundir af upplifunum.
Hvers vegna ætti sterkasta kunnugleikavalið í upplýsingaleit að vera tengt miðlungs stigi munaöryggis en með hæstu stigum FOKs og tilfinningar um kunnugleika? Einn möguleiki er sá að mismunandi kóðunaraðstæður þvert á tilraunir leiddu til mismunar á minnisframmistöðu fyrir andlitsnafnasambönd, sem aftur leiddi til mismunar á stærð skynjaðra upplýsingagalla. Samanburður á niðurstöðum okkar fyrir tilraun 2 á móti tilraun 1 bendir til þess að innleiðing margra rannsóknareininga leiði til þess að fleiri tilraunir komu fram þar sem innköllun á nöfnum þótti árangursrík. Þar sem tilraun 3 notaði einnig margar rannsóknareiningar, voru tilraunir með mikið traust á innkölluninni líklega tengdar engu skynjuðu upplýsingabili, á meðan miðlungs sjálfstraust myndi einkenna aðstæður með best stærð upplýsingabils. Aftur á móti leiddi eini rannsóknarreiturinn sem var með í tilraun 1 til mjög lítillar fjölda rannsókna með álitinn árangur í muna þegar þær voru rannsakaðar beint. Sem slík má búast við að flestar rannsóknir með háa FOK og þá sem eru með sterka tilfinningu um kunnugleika tengist áberandi upplýsingagap sem byggist á niðurstöðum tilheyrandi misheppnaðra innköllunartilrauna.
Það skal tekið fram að muna sjálfstraust, FOK reynsla og tilfinningar um kunnugleika eru öll aðgreind í fyrirbærafræðilegum eiginleikum sínum (sjá umsagnir sjá 37,44,45). Þessi munur á fyrirbærafræði kann að vera bundinn við lýstan mun á mati á stærð upplýsingabila, og aftur á móti hversu forvitni sem þeir valda. Mikilvægur greinarmunur í þessu samhengi er að sjálfstraust, eins og það var rannsakað í tilraun 3, er metavitræn reynsla um upplýsingar sem mynduðust með góðum árangri við innköllunartilraun á meðan FOKs, eins og rannsakað var í tilraun 1, endurspegla metavitræna reynslu af (framtíðar)þekkingu upplýsinga, venjulega í tengslum við misheppnaða innköllun37. Á sama hátt eru mikilvægir eiginleikar sem eru mismunandi á milli FOKs og kunnugleika (td Refs.37,46). Þekkingardómar, eins og þeir eru gefnir í tilraun 1, krefjast íhugunar um útsetningarsögu áreitsins sjálfs (þ.e. andlit í þessu tilfelli). FOK-dómar krefjast hins vegar íhugunar um upplýsingar sem tengdust slíku áreiti (þ.e. nöfn þeirra). Þessi munur á kröfum verkefna getur útskýrt hvers vegna samband dæmdrar kunnugleika við síðari upplýsingaleit náðist stærðfræðilega best með tilkomu annars stigs liðs, en línulegt hugtak nægði til að fanga þetta samband fyrir FOK aðstæður í tilraun 1. aukning á upplýsingaleit fyrir áreiti sem talið er að séu nýstárleg samanborið við miðlungs kunnuglegt, sem endurspeglast í þessum fjórðungshluta, gæti endurspeglað þá tegund nýnæmis sem hefur komið fram í mörgum fyrri rannsóknum (eins og farið er yfir í innganginum). Engu að síður, athugun okkar á því að hæsta stig þekkingar tengdist tölulega hæstu hlutfalli síðari upplýsingaleitar rennur saman við niðurstöður úr tilraun 2 sem sýna, byggt á notkun flokkaðra svara, að hlutir sem dæmdir eru kunnuglegir hafa tilhneigingu til að vera leitað. oftar en hlutir sem eru taldir nýstárlegir þegar ekki er hægt að endurkalla mikilvægar tengdar upplýsingar.
Annar verkþáttur sem við skoðuðum um kunnugleikastillingar var hvort minnisverkefnið þyrfti að spá fyrir um framtíðarframmistöðu. Við töldum þennan þátt byggt á vinnu í kennslubókmenntum sem sýndu að sú athöfn að spá fyrir um skráningu upplýsingaeyða getur aukið forvitni30–33. Til að komast að þessu máli í samhengi við núverandi hegðunarhugmynd, stjórnuðum við eðli minnisverkefnisins sem notað var í endurheimtarfasa tilraun 1. Nánar tiltekið bárum við saman kunnugleikastillingar eftir FOK-dóma og kunnugleikadóma, sem kröfðust eða kröfðust ekki spár um framtíðarframmistöðu, í sömu röð. Niðurstöður okkar leiddu í ljós að síðari kunnugleikastillingar í upplýsingaleit voru ekki fyrir áhrifum af þessari verkefnameðferð. Þess í stað komumst við að því að breytileiki í stigaðri upplifun fyrir báðar tegundir minnisdóma sýndu sambærilegt samband við síðari kunnugleikastillingar. Á gagnrýninni hátt hafa áhrif spár á forvitni í menntarannsóknum verið túlkuð með tilliti til þess hlutverks sem slíkar spár geta haft við að draga fram viðeigandi þekkingargalla31. Við höfum haldið því fram að í núverandi tilraunauppsetningu geti jafnvel minnisprófunarskilyrði sem krefjast þess að gera ekki spár, eins og kunnugleikadómar, kallað fram huglæga vitund um gjá í þekkingu. Mikilvægustu sönnunargögnin til stuðnings koma frá niðurstöðum okkar frá ástandinu þar sem innköllun var rannsakað ásamt kunnugleikadómum í tilraun 1. Hér, þar sem skýra innköllunartilraunin var talin misheppnuð í langflestum rannsóknum, sýndum við fram á að skýrt val fyrir kunnuglegar upplýsingar komu fram og tengdust stærð auðkennds upplýsingabils. Samanlagt benda þessar niðurstöður til þess að hvort spár eykur forvitni veltur á því hvort aðrir aðstæðuþættir séu nú þegar að spila sem gætu bent á þekkingareyður.
Að lokum tökum við fram að í núverandi rannsókn notuðum við tvö aðskilin verkefnasnið til að skoða kunnugleikastillingar í könnunarstiginu sem buðu upp á aðgang að völdum nöfnum. Í tilraunum 1 og 3 voru andlitspör kynnt í hverri tilraun og þátttakendur þurftu að velja á milli kunnuglegs andlits, sem þeir höfðu upphaflega rannsakað nafnið á, og skáldsögu, sem þeir höfðu ekki séð áður. Aftur á móti, í tilraun 2, voru þátttakendur beðnir um að velja fyrir einstaklingsbundið áður rannsakað og ný andlit við aðstæður þar sem fjöldi rannsókna sem hægt var að leita upplýsinga um samsvarandi nafn fyrir var takmarkaður. Að við fylgjumst með kunnugleikastillingum sem mótuðust af upplifunarupplifunum í nýlegri minnisprófun í báðum könnunarsniðum sem sýndu fram á styrkleika þessa fyrirbæris. Sem slíkar veita þessar niðurstöður frekari stuðning við víðtækari niðurstöðu okkar um að nýjungar í upplýsingaleitarhegðun séu ekki alls staðar nálægar. Sameiginlega mæla niðurstöður okkar fyrir þeirri skoðun að kunnugleiki geti yfirbugað nýjungar þegar upplýsingaleitarhegðun fylgir öflunaraðstæðum þar sem talsvert bil var greint frá áður lærðum upplýsingum.
Aðgengi gagna
Gagnasöfnin sem myndast við og/eða greind meðan á yfirstandandi rannsókn stendur eru fáanleg hjá samsvarandi höfundi gegn sanngjörnu beiðni.
Heimildir
1. Berlyne, DE Forvitni og könnun. Science 153, 25–33 (1966).
2. Loewenstein, G. Te sálfræði forvitninnar: endurskoðun og endurtúlkun. Psychol. Naut. 116, 75–98 (1994).
3. Kidd, C. & Hayden, BY Sálfræði og taugavísindi forvitni. Neuron 88, 449–460 (2015).
4. Gottlieb, J., Lopes, M. & Oudeyer, P.-Y. Hvetjandi hugvit: Tauga- og reikniaðferðir forvitni, athygli og innri hvatningar. In Advances in Motivation and Achievement Vol. 19 (ritstj. Kim, S. o.fl.) 149–172 (Emerald Group Publishing Limited, 2016).
5. Hsee, CK & Ruan, B. Te pandora áhrif: Kraftur og hætta af forvitni. Psychol. Sci. 27, 659–666 (2016).
6. Marvin, CB & Shohamy, D. Forvitni og umbun: Valence spáir fyrir um val og villur í upplýsingaspá auka nám. J. Exp. Psychol. Gen. 145, 266–272 (2016).
7. Rodriguez Cabrero, JAM, Zhu, J.-Q. & Ludvig, EA Dýr forvitni: Fólk borgar gjald fyrir að leysa óvissu fjárhættuspil snemma. Hegðu þig. Ferlar 160, 20–25 (2019).
8. Gruber, MJ & Ranganath, C. Hvernig forvitni eykur hippocampus-háð minni: Ramma fyrir spá, mat, forvitni og könnun (PACE). Trends Cogn. Sci. 23, 1014–1025 (2019).
9. Kang, MJ o.fl. Vekinn í lærdómskertinu: Þekkjafræðileg forvitni virkjar verðlaunarásir og eykur minni. Psychol. Sci. 20, 963–973 (2009).
10. Gruber, MJ, Gelman, BD & Ranganath, C. Forvitnisríki móta hippocampusháð nám í gegnum dópamínvirka hringrásina. Neuron 84, 486–496 (2014).
11. Duan, H., Fernández, G., van Dongen, E. & Kohn, N. Áhrif innri og ytri hvatningar á minnismyndun: Innsýn úr atferlis- og myndrannsóknum. Heilabygging. Virka. 225, 1561–1574 (2020).
12. Knutson, B., Adams, CM, Fong, GW & Hommer, D. Tilvænting um vaxandi peningaleg umbun ræður sértækt Nucleus Accumbens. J. Neurosci. 21, RC159–RC159 (2001).
13. Berlyne, DE Nýnæmi og forvitni sem ákvarðanir um könnunarhegðun. Br. J. Psychol. Hershöfðingi sértrúarsöfnuður. Lond. Os. 41, 68–81 (1950).
14. Wittmann, BC, Bunzeck, N., Dolan, RJ & Düzel, E. Tilhlökkun nýjungs ræður verðlaunakerfi og hippocampus en stuðlar að endurminningu. Neuroimage 38, 194–202 (2007).
15. Richmond, J., Colombo, M. & Hayne, H. Að túlka sjónræna óskir í sjónrænum pöruðum samanburðarverkefni. J. Exp. Psychol. 33, 823–831 (2007).
For more information:1950477648nn@gmail.com
