Ali testiranje izboljša novo učenje, ker ščiti pred proaktivnimi motnjami? (2)

Poskus 3

Cilj Eksperimenta 3 je bila zvesta ponovitev Eksperimenta 2 Nunesa in Weinsteina (2012). V ta namen smo stopili v stik s primarnim avtorjem te študije in potrdili, da naši materiali in postopek predstavljajo zvesto, neposredno ponovitev njihove študije (Nunes, osebna komunikacija, 2020). Med poskusom 3 ter poskusoma 1 in 2 so bile štiri opazne razlike. Najprej so udeleženci preučevali besede DRM namesto kategoriziranih besed. Drugič, udeleženci so preučevali 12 besed na seznam namesto 16 besed na seznam. Tretjič, vsaka beseda je bila prikazana 2 s in samo enkrat (v naših poskusih 1 in 2 so udeleženci preučevali vsako besedo dvakrat po 4 s). Nazadnje so udeleženci v kontrolnem pogoju reševali matematične probleme, namesto da bi ponovno preučevali seznam.

Puščavski ginseng

Metoda

Oblikovanje in udeleženci

Po zrcaljenju Nunesa in Weinsteina (2012) je poskus 3 uporabil enofaktorsko dvonivojsko zasnovo (tj. test v primerjavi z brez testa), pri čemer se je ta faktor spreminjal med osebami. Skupaj je sodelovalo 71 dodiplomskih študentov z državne univerze Iowa za pridobitev kreditnih točk. Podatki štirih udeležencev niso bili analizirani – dva, ker nista upoštevala navodil, dva pa zaradi napake eksperimentatorja. Končni vzorec je tako vključeval podatke 67 udeležencev, od tega 36 v testnem stanju in 31 v breztestnem stanju. Analiza moči občutljivosti je pokazala, da ima ta velikost vzorca moč 0,80 za zaznavanje velikosti učinka d=0.70.

Cistanche deserticola

Materiali in postopek

Materiali in postopki so bili enaki kot pri Nunes in Weinstein (2012), poskus 2). Štirje seznami DRM (gorski, mehki, rečni in mestni) iz Stadlerja et al. (1999) so bile kot študijsko gradivo uporabljene norme. Seznami 1–4 so vsebovali 12 besed iz ene same teme DRM. Besede na tretjem, petem in 13. mestu vsake teme DRM v Stadlerjevih normah so bile predstavljene le na ciljnem seznamu 5. Uporabljene so bile štiri različne protiuteži, tako da so nekateri udeleženci preučevali mehki seznam kot seznam 1, drugi pa kot svoj Seznam 2, 3 ali 4. Vendar pa je bil vrstni red besed znotraj vsakega seznama določen in predstavljen v istem vrstnem redu, kot so se pojavile v Stadler et al. normativi (tj. vedno je bil najprej predstavljen hrib, nato dolina, nato podaja itd.). Upoštevajte, da je izravnalna shema vplivala samo na besede na seznamih 1–4; besede, izbrane za seznam 5, niso bile uravnovešene, tako da se te besede nikoli niso pojavile na seznamih 1–4 za nobenega udeleženca. Seznam 5 je predstavil tri prej neraziskane besede iz vsake proučevane teme DRM v drugačnem naključnem vrstnem redu za vsakega udeleženca, vendar so vsi udeleženci preučevali iste besede na seznamu 5.

Vse besede so bile predstavljene 2 s vsaka z intervalom med dražljaji 500- ms. Po vsakem seznamu so udeleženci reševali deset matematičnih nalog po 6 s. Nato so imeli udeleženci v testnem pogoju 60 s, da so si priklicali besede s pravkar preučenega seznama, medtem ko so tisti v breztestnem pogoju reševali dodatne matematične probleme še 60 s. Po preučitvi Seznama 5 so vsi udeleženci 60 s reševali matematične naloge in nato opravili test priklica. Nato so opravili 5--minutni kumulativni test priklica. Kumulativni test je bil izveden kot del replikacije, vendar podatki iz tega testa niso bili zanimivi in ​​zato niso bili ocenjeni.

Poskus Cistanche deserticola

Rezultati

Vdori med odpoklicem Seznama 5

V poskusih 1 in 2 smo za poročanje podatkov o vdorih uporabili frekvenco, ki je prevladujoča metrika v literaturi (Chan, Manley et al., 2018; Weinstein et al., 2014). Toda tukaj poročamo o vdorih z uporabo frekvence in razmerij, ker je bilo slednje uporabljeno za predstavitev vdorov v Nunes in Weinstein (2012). Natančneje, pogostost vdorov so razdelili s 60, kar je bilo število študijskih besed na vseh petih seznamih. V skladu z Nunesom in Weinsteinom lažnega priklica kritičnih besed DRM nismo šteli kot vdore. Namesto tega so bile te besede ocenjene ločeno kot kritični lažni odpoklici.

Slika 6 Pogostost vdorov med odpoklicem seznama 5 (levo) in delež pravilnega odpoklica seznama 5 (desno) kot funkcija vmesne naloge in ravni PI v poskusu 3. Vrstice napak prikazujejo opisne intervale zaupanja 0,95. Tresenje je bilo uvedeno za vodoravno razpršitev podatkovnih točk za večjo vidljivost

Izjemna meja za vdore je bila 4,03 postavke (M=0.97, SD=1.53), kar je izključevalo podatke štirih udeležencev. Leva plošča na sliki 6 prikazuje pogostost vdorov med odpoklicem seznama 5. Zanimivo je, da za razliko od rezultatov v poskusih 1 in 2 ni bilo bistvene razlike v vdorih med testiranimi udeleženci (M=0.50, M =.01 v deležih) in netestiranimi udeleženci (M { {15}}.89, M=.02 v razmerju), t(61)=1.66, p=.102, d=0.42, B 01=1.22. Ti podatki so primerljivi z ugotovitvami Nunesa in Weinsteina (2012), ki nista ugotovila pomembnega vpliva interventne dejavnosti na vdore. Zanimivo je, da ko smo pregledali podatke o vdorih z vključenimi izstopajočimi vrednostmi, je interpolirano testiranje znatno zmanjšalo vdore (d=0.72, za podrobnosti glejte OSM), s čimer je ponovil vzorec, sporočen v poskusih 1 in 2.

Po Nunesu in Weinsteinu (2012) so poročali o stopnjah kritičnega napačnega priklica kot deležih (s pogostostjo kritičnega napačnega priklica, deljeno s 4, ker so obstajale štiri teme DRM). Podobno kot pri rezultatih Nunesa in Weinsteina (Mtest=0.04, Mno-test=0.06) se stopnja priklica kritičnih besed ni pomembno razlikovala med pogoji testa in pogoji brez testiranja (Mtest {{ 8}}.08, M brez preizkusa=0.15), t(61)=0.70, p=.489, d=0.18 B{ {20}}.14.

Seznam 5 pravilnega odpoklica

Najpomembnejši rezultati so predstavljeni na desni plošči slike 6. Podobno kot pri naših poskusih 1 in 2, vendar v nasprotju z Nunesom in Weinsteinom (2012), smo opazili robusten učinek vnaprejšnjega testiranja na pravilnem seznamu 5 odpoklic, t(61)=2.93, p=.005, d=0.75, B10=8.39 (Mtest=.44, Mno-test=.29). Ta ugotovitev je skladna s tem, o čemer smo poročali v poskusih 1 in 2, vendar se razlikuje od Nunesa in Weinsteina (2012), ki nista ugotovila učinka vnaprejšnjega testiranja (d ≈ 0, Mtest=.46, Mno-test {{26 }} .46). Poleg tega smo pri ponovitvi rezultatov naših poskusov 1 in 2 opazili negativno korelacijo med vdori in pravilnim odpoklicem (glej sliko 7), r(61)=-.35, p=.005, B 10=7.32. Za razliko od poskusov 1 in 2 so korelacijo prispevali udeleženci tako v preskusnem pogoju, r(34)=-.34, p =.042, B01=1.51, kot pogoj brez preizkusa, r(25)=-.27, p=.176, B01=1.75. Menimo, da je nepomembna korelacija v pogoju brez testiranja morda posledica nezadostne moči.

Diskusija

Rezultati v poskusu 3 so bili v veliki meri podobni tistim iz naših poskusov 1 in 2 – to pomeni, da je interpolirano testiranje olajšalo novo učenje, tudi ko so udeleženci preučevali besede v okolju, ki naj bi zmanjšalo kopičenje PI. Ta ugotovitev je v neposrednem nasprotju s tisto, ki sta jo poročala Nunes in Weinstein (2012), in je še posebej zanimiva, če jo gledamo v kontekstu celotnega prizadevanja za replikacijo. Natančneje, čeprav je naša študija uporabila drugačen vzorec udeležencev in so bili podatki zbrani skoraj desetletje pozneje kot prvotna študija, so naši podatki na nek način izjemno dobro ponovili tiste iz prvotne študije. Dejansko je večina odvisnih spremenljivk, vključno s količino proučevanih vdorov besed (v razmerjih, Mtest=.01, Mno-test=.02 v našem poskusu, Mtestirano=.01 , Mno-test=.04 pri Nunesu in Weinsteinu), lažni priklic kritičnih besed (Mno-test=.02, Mno-test=.04 v našem poskusu, Mtestirano {{19 }} .04, Mno-test=.06 pri Nunes in Weinstein) in pravilen priklic preučevanih besed v testnem pogoju (M=.44 v našem poskusu, M {{26} } .46 v Nunes in Weinstein), ustvarili podatke, ki so bili izjemno podobni tistim, ki sta jih poročala Nunes in Weinstein. Edina izjema so bili pravilni podatki o odpoklicu v stanju brez testiranja. Medtem ko so se naši udeleženci spomnili .29 besed s seznama 5, so se udeleženci Nunesa in Weinsteina spomnili .46. Zaradi večje velikosti vzorca našega poskusa in njegove ponovitve poskusov 1 in 2 menimo, da je naš rezultat verjetno zagotovil natančnejši približek povprečja populacije. Vendar smo glede na teoretično težo tega rezultata želeli ponovno ponoviti poskus v poskusu 4, vendar s popolno shemo protiutežja.

Slika 7 Raztreseni graf, ki prikazuje razmerje med pogostostjo vdorov med priklicem seznama 5 in deležem pravilnega priklica seznama 5 v poskusu 3. Za izboljšanje vidnosti gostote podatkov smo uvedli tresenje za vodoravno razpršitev podatkovnih točk

Poskus 4

Metoda

Zasnova, udeleženci, materiali in postopek

Skupno je sodelovalo 70 dodiplomskih študentov z državne univerze Iowa za pridobitev kreditnih točk pri predmetu. Za razliko od poskusov 1–3, v katerih so bili podatki zbrani v našem laboratoriju, so bili podatki iz eksperimenta 4 zbrani na spletu zaradi prekinitve osebnih raziskav, povezanih s COVID-19-. Podatki treh udeležencev (tj. enega v testnem stanju in dveh v breztestnem stanju) niso bili analizirani, ker niso upoštevali navodil. Končni vzorec je vključeval podatke 67 udeležencev, od tega 34 v testnem stanju in 33 v breztestnem stanju. Analiza moči občutljivosti je pokazala, da ima ta velikost vzorca moč 0,80 za zaznavanje velikosti učinka d=0 0,69.

Materiali in postopki so bili enaki tistim v poskusu 3 z naslednjimi izjemami. V poskusu 3 je seznam 5 vedno vseboval iste besede. V trenutnem poskusu smo v celoti uravnotežili dodelitve besed vsem petim seznamom, tako da bi se besede, ki so se pojavile na seznamu 5 za enega udeleženca, pojavile na seznamu 1, 2, 3 ali 4 za drugega udeleženca. Vsak niz 15 tematskih besed DRM smo razdelili v pet skupin, pri čemer ima vsaka skupina podobno asociativno moč nazaj (BAS), ki kaže moč povezave od postavke seznama do kritične besede (Roediger et al., 2001). Pet skupin besed DRM se je vrtelo po seznamih udeležencev. Ta izravnalna shema je odpravila možnost, da bi se rezultati nanašali samo na določene besede DRM, ki so bile izbrane za prikaz na seznamu 5 našega poskusa 3 in poskusa 2 Nunesa in Weinsteina (2012). Drugič, besede na vsakem seznamu (in ne samo na seznamu 5) so bile predstavljene v naključnem vrstnem redu. Za ta postopek smo se odločili, ker smo se želeli izogniti temu, da bi bil le ciljni seznam predstavljen v naključnem vrstnem redu. Sumimo, da sta Nunes in Weinstein predstavila svoje netarčne sezname v padajočem vrstnem redu glede na asociativno moč, ker sta želela izvabiti več lažnih spominov, kar za sedanje namene ni bilo pomembno. Upoštevajte, da kljub tem spremembam še vedno menimo, da je poskus 4 neposredna replikacija (Simons, 2014; Zwaan et al., 2017).

Cistanche ekstrakt v prahu

Kliknite tukaj za ogled izdelkov Cistanche

【Vprašajte za več】 E-pošta:cindy.xue@wecistanche.com/Whats App: 0086 18599088692/Wechat: 18599088692

Rezultati

Vdori med odpoklicem Seznama 5

Mejna vrednost za ta poskus je bila 8,43 vdorov (M=2.01, SD=3.21), kar je izključevalo podatke štirih udeležencev. Kot je razvidno iz leve plošče na sliki 8, so testirani udeleženci pokazali manj vdorov (M=0.77, M=.01 v razmerju) kot netestirani udeleženci (M {{12} }.10, M=.04 v razmerjih), t(61)=3.56, p < .001, d=0.90, B10=40.74 . Ta ugotovitev je skladna z našimi podatki iz poskusov 1 in 2, vendar se razlikuje od eksperimenta 3 ter Nunes in Weinstein (2012). Kritični podatki o lažnem odpoklicu so se prav tako razlikovali od eksperimenta 3 ter Nunesa in Weinsteina. Natančneje, interpolirano testiranje je zmanjšalo kritični lažni priklic (Mtest=0.03, Mno-test=0.10), t(61)=2.51, p =.015 , d=0.64, B10=3.46. Možno je, da je pomanjkanje protiutežja v poskusu 3 ter Nunes in Weinstein prispevalo k ničelnemu učinku testiranja na vdore in kritičen lažni odpoklic.

Slika 8 Pogostost vdorov med odpoklicem Seznama 5 (levo) in delež pravilnega odpoklica Seznama 5 (desno) kot funkcija vmesne naloge in ravni PI v poskusu 4. Vrstice napak prikazujejo opisne intervale zaupanja 0,95. Tresenje je bilo uvedeno za vodoravno razpršitev podatkovnih točk, da se poveča vidnost podatkovnih točk

Seznam 5 pravilnega odpoklica

Desna plošča na sliki 8 prikazuje srednji delež pravilnega odpoklica s seznama 5. Zrcaljenje rezultatov iz eksperimenta 3 je pokazalo, da so udeleženci v testnih pogojih (M=.51) pokazali veliko boljšo zmogljivost v primerjavi s tistimi v pogojih brez testiranja (M=.17), t(61)=5.60, p < .001, d=1.42, B10=23280.95. Dejansko je to zelo velik učinek in daje izjemno močne dokaze v prid alternativni hipotezi.

Še enkrat je bila negativna korelacija med vdori in pravilnim odpoklicem (glej sliko 9), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Ko smo podatke razdelili po pogoju, korelacija ni bila pomembna niti v pogoju brez testiranja, r(27)=-.27, p=.160, B01=1.69 , ali testni pogoj, r(27)=-.02, p=.905, B01=4.66. Toda vzorec je bil podoben poskusoma 1 in 2, pri čemer je bila višja korelacija prikazana v kontrolnem stanju, vzrok za te nepomembne rezultate pa je verjetno nezadostna moč.

Kombinirane analize

V nadaljevanju poročamo o metaanalizah, ki so združile podatke iz naših štirih poskusov in dveh poskusov v Nunes in Weinstein (2012). Izvedli smo metaanalizo fiksnih učinkov, ki temelji na pravilnem priklicu ciljnega seznama. Vsak pogoj visokega PI in nizkega PI smo kodirali kot ločen vzorec in celotna velikost metaanalitičnega učinka za učinek vnaprejšnjega testa v teh vzorcih je bila d=0.89, Z=4.63 , p < 0,001. Moderatorjeva analiza z ravnjo PI kot spremenljivko, ki nas zanima, je pokazala, da razlike v PI niso vplivale na obseg učinka vnaprejšnjega testiranja, Z=0.41, p =.680, z visoko -PI (d=0.95) in Low-PI (d =.83) vzorca, ki ustvarjata primerljive velikosti učinka. Nekoliko manjša velikost učinka za študije z nizkim PI je bila predvsem posledica vključitve podatkov eksperimenta 2 Nunesa in Weinsteina (2012). Ko je bila ta študija odstranjena iz vzorca, je bil povprečni učinek vnaprejšnjega testiranja za študije z nizkim PI (d=1,01) prav tako velik kot za študije z visokim PI. Pregled gozdne ploskve na sliki 10 kaže, da je podatkovna točka iz Nunesovega in WeinSteinovega eksperimenta 2 izven intervala zaupanja velikosti metaanalitičnega učinka. Zato je odsotnost učinka vnaprejšnjega testiranja v njihovem eksperimentu 2 lahko posledica napake pri vzorčenju in/ali pomanjkanja protiuteži postavk ciljnega seznama.

Slika 9 Raztreseni graf, ki prikazuje razmerje med pogostostjo vdorov med priklicem seznama 5 in deležem pravilnega priklica seznama 5 v poskusu 4. Za izboljšanje vidnosti gostote podatkov smo uvedli tresenje za vodoravno razpršitev podatkovnih točk

Slika 10 Gozdna ploskev za metaanalizo. Vsaka podatkovna točka prikazuje velikost učinka vnaprejšnjega testiranja. Velikost podatkovnega označevalca predstavlja težo študije, vrstice napak pa prikazujejo intervale zaupanja 0,95

Splošna razprava

Cilj te študije je bil zagotoviti kritičen preizkus sproščanja iz računa proaktivnega motenja učinka vnaprejšnjega testiranja. V poskusih 1 in 2 smo uporabili metodo spreminjanja vsebine za manipulacijo PI in preverili, ali se velikost učinka vnaprejšnjega testiranja spreminja glede na raven PI. V poskusih 3 in 4 smo poskušali neposredno ponoviti študijo Nunesa in Weinsteina (2012), ki se je v veliki meri ujemala z našim pogojem nizkega PI v poskusih 1 in 2. Če interpolirano testiranje spodbuja novo učenje z zmanjšanjem PI, bi moral biti učinek vnaprejšnjega testiranja zmanjšati ali odpraviti, ko je raven PI nizka, ker bi bilo malo ali nič PI, ki bi ga bilo treba dodatno znižati s testiranjem. Nasprotno, v štirih poskusih smo ugotovili, da interplatirano testiranje dosledno spodbuja novo učenje ne glede na raven PI, ki so jo udeleženci doživeli.

Ti rezultati kažejo, da čeprav lahko interpolirano testiranje udeležence osvobodi negativnih učinkov proaktivnega motenja, je malo verjetno, da bo ta korist vzrok za učinek vnaprejšnjega testiranja. Invariantnost učinka vnaprejšnjega testiranja glede na našo manipulacijo PI se lahko zdi paradoksalna, glede na to, da smo dosledno opazovali negativno korelacijo med pravilnim odpoklicem in vdori med udeleženci. Na prvi pogled se zdi, da ta zadnja ugotovitev podpira račun za sprostitev iz računa PI, ker je ena od razlag, da interpolirano testiranje zmanjša konkurenco pri odzivu med priklicem, kar testiranim udeležencem olajša pridobivanje preučevanih predmetov. Naši podatki so razkrili dve težavi s to razlago. Prvič, negativno korelacijo so večinoma povzročili netestirani udeleženci. Drugič in kar je še pomembneje, dejstvo, da se zmanjšanje vdorov in povečanje pravilnega odpoklica ponavadi pojavljata sočasno, ne pomeni vzročne zveze. Podobno je eden najmočnejših korelatov učinka testiranja (za nazaj) uspešnost prakse iskanja. V meta-analizi literature je Rowland (2014) pokazal, da so študije, ki so poročale o boljši praksi iskanja, povzročile večji učinek testiranja. Na podlagi vzročnega argumenta, ki temelji na tej povezavi, bi lahko napovedali, da bi praksa priklica koristila učenju le, če je uspešna, vendar so študije zdaj pokazale, da lahko neuspešna praksa priklica izboljša zadrževanje (Carneiro et al., 2018; Davis et al., 2017; Knight et al., 2012; Pyc & Rawson, 2010, 2012).

Dodatek Cistanche blizu mene

Podobno se zdi, da je prihodnja korist testiranja povezana z učinkom sproščanja iz PI, vendar ni odvisna od njega. Verjamemo, da negativno korelacijo med vdori in pravilnim priklicem poganja tretja spremenljivka, eden od možnih kandidatov pa je, da testiranje spodbuja semantično organizacijo v spominu (Chan, Manley et al., 2018; Zaromb & Roediger, 2010). Nedavne raziskave so pokazale, da je med zaporednimi testi vse večja verjetnost, da bodo učenci med priklicem združevali semantično povezane predmete, stopnja združevanja pa je pozitivno povezana s pravilno uspešnostjo priklica (Chan et al., 2020; Yang et al., 2021). Nedavno smo to izboljšano organizacijo spomina pripisali udeležencem, ki so optimizirali svoje strategije kodiranja in iskanja po seznamih (Chan et al., 2020; Chan, Manley et al., 2018). Čeprav so študije v literaturi o vnaprejšnjem testiranju raziskale samo združevanje v gruče na podlagi semantičnih odnosov, so druge študije pokazale, da lahko testiranje poveča tudi časovno združevanje v gruče in ločevanje. Natančneje, interpolirano testiranje lahko spodbudi učenčevo zmožnost združevanja predmetov, ki so bili preučevani v neposredni časovni bližini (tj. predmetov, ki so bili preučevani na istem seznamu), hkrati pa ločuje predmete, ki so bili preučevani pred ali po priklicu (tj. predmeti, ki so bili preučevani na seznamih; Brewer et al., 2010; Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Kliegl & Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang et al., 2021). Kot sta domnevala Darley in Murdock (1971), lahko preklapljanje med nalogo kodiranja in iskanja ponudi učencem priložnost, da miselno označijo ali označijo elemente glede na to, ali so bili predhodno testirani ali ne (Davis et al., 2017), in ta mehanizem označevanja lahko zmanjša vdore (Pierce et al., 2017) bodisi z zgodnjo selekcijo ali poznim korekcijskim mehanizmom. Z vidika zgodnje selekcije lahko udeleženci omejijo svoje iskanje na sprednji strani s poskusom iskanja po spominu po predmetih, ki jih prej niso pridobili (Rugg et al., 2000; Shimizu & Jacoby, 2005); alternativno lahko udeleženci poskusijo s širokim iskanjem po pomnilniku in nato zadržijo izpis predhodno priklicanih predmetov. Mehanizem zgodnje izbire – to je omejeno iskanje – lahko služi tako povečanju pravilnega priklica (z zmanjšanjem iskalnega niza) kot zmanjšanju vdorov (ker predhodno preizkušeni predmeti niso v iskalnem nizu), s čimer ustvari negativno korelacijo med temi odvisnimi spremenljivkami. .

Nedavno so raziskovalci trdili, da učinek priklica na zmanjšanje PI prispeva k učinku testiranja naprej (Dang et al., 2021; Yang et al., 2021). Podpora za ta argument je temeljila na mediacijski analizi, v kateri so vdori s prejšnjega seznama služili kot pomemben posrednik med neodvisno spremenljivko interpolirane dejavnosti (tj. testiranje v primerjavi s ponovnim študijem) in odvisno spremenljivko pravilnega priklica, raziskovalci pa so to posredno interpretirali učinek kot povratna izolacija učencev od PI, kar posledično spodbuja novo učenje. Vendar smo previdni pred takšno razlago v trenutnem primeru, ker ni bilo časovne prednosti med mediatorjem (tj. vdori) in odvisno spremenljivko (tj. pravilnim odpoklicem). Namesto tega pride do vdorov in pravilnega priklica med isto eksperimentalno fazo, zaradi česar je nemogoče sklepati o vzročnosti prek časovnih redov (tj. nekaj, kar se zgodi pozneje, ne more povzročiti nečesa, kar se zgodi prej; Aalen et al., 2012; Hayes, 2018; Preacher, 2015 ; Walters, 2019). Dejansko je možno obrniti vloge mediatorja in odvisne spremenljivke v analizah, ki so jih izvedli Dang et al. (2021) in Yang et al. (2021), tako da pravilen odpoklic služi kot posrednik, vdor pa kot odvisna spremenljivka. Da bi raziskali to možnost, smo izvedli analizo mediacije z uporabo podatkov, ki jih Dang et al. in Yang et al. na voljo v Open Science Framework.

Najprej smo poskušali ponoviti njihove prvotne mediacijske analize in rezultati našega modela so bili skladni z njihovimi, tako da je prišlo do znatnega posrednega učinka vdorov na pravilen odpoklic.2 Nato smo preučili sposobnost preživetja obrnjenega mediacijskega modela. Kot smo domnevali, je bil pomemben tudi posredni učinek tega obrnjenega modela, -0.238 [-0.418, -0.112] v Dang et al. in {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] v Yang et al., kar kaže, da interpolirano testiranje vpliva na vdore v predhodni seznam s pravilnim priklicem. Pomen tega obrnjenega modela poudarja težavo pri razlagi rezultatov analize mediacije, v kateri mediator in odvisna spremenljivka nimata jasne časovne prednosti.

Pogrešni bi bili, če ne bi omenili, da so v nedavnem poročilu Chan, Manley et al. (2018) je predlagal, da bi lahko interpolirano testiranje izboljšalo novo učenje v učni paradigmi kategoriziranih seznamov s povečanjem verjetnosti, da bi udeleženci opazili kategorizirano naravo seznamov. Zamisel je, da bi udeleženci, ko spoznajo kategorizirano naravo seznamov, poskušali kodirati semantično razmerje med podobnimi elementi seznama, kar bi moralo izboljšati učenje. Chan et al. nadalje utemeljili, da če je ta hipoteza pravilna, bi morala kategorizirana narava seznama zlahka odkriti (npr. s predstavitvijo besed iz iste kategorije v blokih) zmanjšati prednost testiranja naprej, in citirali so Nunesa in Weinsteina (2012), ki zagotavljata predhodna podpora za takšno hipotezo. Trenutni rezultati so očitno v nasprotju s temi napovedmi.

Omejitve

Ena od omejitev te študije je, da je bila obravnavana samo oblika za iskanje PI, ker smo izmerili vdore. Toda kopičenje PI lahko vpliva tudi na kodiranje, ker se lahko viri pozornosti učencev poslabšajo, ko še naprej kodirajo informacije. Na primer, v študiji EEG so Pastötter in sodelavci (2011) poročali, da je interpolirano testiranje izboljšalo kodiranje novih informacij z zmanjšanjem nepazljivosti, kar dokazuje povečanje moči alfa (elektrofiziološki korelat nepazljivosti) na seznamih za kontrolne udeležence, vendar ne za testirane udeležence. Poleg tega so Szpunar in sodelavci (Szpunar et al., 2013; Jing et al., 2016; glej tudi Pan et al., 2020, za podobno financiranje s predtestiranjem in ne interpoliranim testiranjem) pokazali, da je ob ogledu video posnetega predavanja , so udeleženci, ki so prejeli interpolirani test vsakih 5 minut, veliko manj verjetno poročali o beganju misli kot udeleženci iz kontrolne skupine. Vendar, kot smo že omenili, verjamemo, da je treba takšne mehanizme, ki temeljijo na pozornosti, obravnavati ločeno od računa sprostitve iz PI, ker bi bil račun preširok in bi ga bilo težko ponarediti, če bi temu računu omogočili vključitev mehanizmov, ki temeljijo na pozornosti/kodiranju.

Naše študije nam, tako kot mnoge vedenjske študije, prav tako niso omogočile razlikovanja učinkov, ki temeljijo na kodiranju in priklicu, ker bi naša manipulacija kodiranja (tj. High-PI vs. LowPI) lahko imela in verjetno je imela kaskadni učinek na iskanje. Prihodnje študije bi lahko poskušale razčleniti učinke kodiranja in priklica učinka vnaprejšnjega testiranja z uporabo slikanja možganov ali elektrofizioloških metod, ki zagotavljajo podatke v realnem času med kodiranjem (Pastötter et al., 2011; glej tudi Beardsley et al., 2018).

Drugo vprašanje, ki ga želimo obravnavati, je operativna opredelitev PI. V teh poskusih smo kot merilo PI uporabili pogostost vdorov, tako kot večina študij v literaturi o učinkih vnaprejšnjega testiranja. Toda v dobi verbalnega učenja je bila pravilna zmogljivost priklica redno uporabljena za prikaz učinkov PI. Na primer, pri primerjavi zmogljivosti spomina med udeleženci, ki preučujejo en sam seznam AD (brez predhodne študije), z udeleženci, ki so preučevali seznam AB pred seznamom AD, je bilo zmanjšanje priklica AD zaradi predhodnega učenja obravnavano kot dokaz za PI. Če sprejmemo to definicijo, bi lahko trdili, da naša manipulacija PI ni imela nobenega vpliva, ker so kontrolni udeleženci dosledno izkazovali slabšo uspešnost pravilnega priklica na ciljnem seznamu glede na uspešnost priklica seznama 1 testiranih udeležencev (kar je enakovredno skupini udeležencev, ki ni imel predhodne študije, glejte tabelo 1). Vendar bi sprejetje te definicije PI za učinek vnaprejšnjega testiranja povzročilo, da je račun za sprostitev iz PI zgolj opisen (namesto razlagalen), ker morajo udeleženci v testiranem stanju po definiciji vedno, ko se najde učinek vnaprejšnjega testiranja, preseči tiste v nadzorni pogoj. Trditev o takšni razliki, kot je sprostitev iz PI, preprosto ponovno navaja pojav, namesto da ga razlaga.

Nazadnje priznavamo, da je bila velikost našega vzorca premajhna, da bi zaznali interakcijo med vmesno dejavnostjo in ravnjo PI. Če bi za učinek interakcije s stopnjo alfa 0,05 in 0,80 predpostavili zmerno velikost učinka (npr. f=.2), bi bila potrebna skupna velikost vzorca 199 udeležencev. Lahko bi opazili, da je bila velikost učinka vnaprejšnjega testiranja manjša v stanju nizkega PI kot v stanju visokega PI iz obeh poskusov 1 (nizek PI =.14, visok PI=.20 ) in poskus 2 (nizek PI=.23, visok PI=.31), ena od razlag teh nepomembnih razlik pa je, da je bil učinek vnaprejšnjega testiranja manj izrazit, ko so udeleženci izkusili manj PI. Vendar smo previdni pred pretiranim tolmačenjem razlik na podlagi surovih verjetnosti, ker ne upoštevajo razlik v variabilnosti podatkov. Ko pregledamo iste podatke s Cohenovim d, postane jasno, da so razlike v odstotkih bolj navidezne kot resnične. Natančneje, učinek vnaprejšnjega testiranja je .81 v stanju nizkega PI in .82 v stanju visokega PI v poskusu 1, 1,09 v stanju nizkega PI in 1,20 v stanju visokega PI v poskusu 2. Kljub temu je ostaja možno, da interakcija med stanjem PI in vmesno aktivnostjo ni bila pomembna zaradi nizke statistične moči. Z drugimi besedami, sprostitev iz PI je morda malo prispevala k učinku vnaprejšnjega testiranja, vendar naši poskusi niso bili dovolj močni, da bi ga zaznali. Tako bi prihodnji raziskavi, ki bi preučevala razmerje med ravnjo PI in vmesno dejavnostjo, koristil večji vzorec.

Zaključne opombe

V sedanjih poskusih smo zagotovili kritičen preizkus računa za sprostitev iz PI, ki na splošno velja za enega ključnih možnih razlag za učinek testiranja naprej. V štirih poskusih smo dosledno opazovali podatke, ki kršijo njegove napovedi. Pomembno je, da nam ni uspelo ponoviti financiranja Nunesa in Weinsteina (2012), ki je do zdaj zagotovilo ključni dokaz za račun za sprostitev iz PI. Naši podatki vsaj kažejo, da če bi sprostitev iz PI prispevala k učinku vnaprejšnjega testiranja, verjetno igra manjšo vlogo, kot je bilo prej pričakovano.

Ker je bila naša študija zasnovana za testiranje hipoteze sproščanja iz PI, ni mogla obravnavati vprašanja "če sproščanje proaktivnih motenj ni vzročni dejavnik za učinek testiranja naprej, kaj je?" Na srečo ostaja več potencialno izvedljivih razlag. Na primer, interpolirano testiranje bi lahko potenciralo novo učenje s spodbujanjem pozornega kodiranja (Chan et al., 2020; Szpunar, 2017; Szpunar et al., 2013; Weinstein et al., 2014). Druga možnost je, da bi lahko testiranje učencem omogočilo razvoj učinkovitejših strategij kodiranja/priklica, ki izkoriščajo prednost boljše organizacije spomina (Chan et al., 2020; Dang et al., 2021) ali kontekstualne segregacije (Yang et al., 2021). Prihodnje raziskave, ki se bodo neposredno ukvarjale s temi računi, bodo pomagale pri našem razumevanju učinka testiranja naprej.

Reference

Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM in Ledergerber, B. (2012). Vzročnost, mediacija in čas: dinamično stališče. Journal of the Royal Statistical Society. Serija A: Statistika v družbi, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.1467-985X.2011. 01030.x

Bäuml, KHT in Kliegl, O. (2013). Ključna vloga procesov iskanja pri sprostitvi pred proaktivnimi motnjami. Journal of Memory and Language, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006

Beardsley, M., Hernández-Leo, D., & Ramirez-Melendez, R. (2018). Iskanje ponovljivosti: Ocenjevanje multimodalne študije učinka testiranja. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265

Bonner, SM (2009). Raziskovanje učiteljeve uporabe vadbenih testov za formativne namene. Journal of Multidisciplinary Evaluation, 6(12), 125-136.

Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A. in Hicks, JL (2010). Učinki testiranja prostega priklica na kasnejši izvorni pomnilnik. Spomin, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163

Brown, J. (1958). Nekaj ​​testov teorije razpada takojšnjega spomina. Četrtletni časopis za eksperimentalno psihologijo, 10(1), 12–21.https://doi.org/10.1080/17470215808416249

Carneiro, P., Lapa, A., & Finn, B. (2018). Vpliv neuspešnega vračanja na nadaljnje učenje otrok. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010

Chan, JCK in McDermott, KB (2007). Učinek testiranja v pomnilniku prepoznavanja: dvojni procesni račun. 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, & Lang, K. (2017). Pridobljena sugestivnost: retrospektiva in nova preiskava. 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, in Szpunar, KK (2018). Testiranje potencira novo učenje v intervalu zadrževanja in zamiku: perspektiva spremembe strategije. Revija za spomin in jezik, 102 (maj), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.07

Chan, JCK, Meissner, CA, & Davis, SD (2018). Pridobivanje potencira novo učenje: teoretični in metaanalitični pregled. Psihološki bilten, 144 (11), 1111–1146. https:// doi.org/10.1037/bul0000166

Chan, JCK, Manley, KD, & Ahn, D. (2020). Ali iskanje potencira novo učenje, ko se iskanje ustavi, novo učenje pa se nadaljuje? Journal of Memory and Language, 115 (julij), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150

Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O., in Engle, RW (2005). Naloge razpona delovnega spomina: metodološki pregled in navodila za uporabo. Psihonomski bilten in revija, 12 (5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399

Dang, X., Yang, C. in Chen, Y. (2021). Starostna razlika v učinku vnaprejšnjega testiranja: vloge spremembe strategije in sprostitev proaktivnega vmešavanja. Kognitivni razvoj, 59 (junij), 101079.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079