Vai testēšana uzlabo jaunu mācīšanos, jo tā aizsargā pret proaktīviem traucējumiem?(2)

3. eksperiments

3. eksperimenta mērķis bija precīzi atkārtot Nunesa un Vainšteina (2012) 2. eksperimentu. Šim nolūkam mēs sazinājāmies ar šī pētījuma galveno autoru un apstiprinājām, ka mūsu materiāli un procedūra ir patiesa, tieša viņu pētījuma replikācija (Nunes, personīgā komunikācija, 2020). Starp 3. eksperimentu un 1. un 2. eksperimentu bija četras ievērojamas atšķirības. Pirmkārt, dalībnieki pētīja DRM vārdus, nevis klasificētus vārdus. Otrkārt, dalībnieki pētīja 12 vārdus vienā sarakstā, nevis 16 vārdus vienā sarakstā. Treškārt, katrs vārds tika rādīts 2 s un tikai vienu reizi (mūsu 1. un 2. eksperimentā dalībnieki pētīja katru vārdu divreiz pa 4 s). Visbeidzot, dalībnieki kontroles nosacījumā atrisināja matemātikas uzdevumus, nevis pārskatīja sarakstu.

Tuksneša žeņšeņs

Metode

Dizains un dalībnieki

Spoguļojot Nunes un Weinstein (2012), 3. eksperimentā tika izmantots viena faktora, divu līmeņu dizains (ti, tests pret bezpārbaudi), ar šo faktoru manipulējot starp subjektiem. Kopā 71 bakalaura students no Aiovas štata universitātes piedalījās kursa kredītpunktu iegūšanai. Četru dalībnieku dati netika analizēti – divu tāpēc, ka viņi neievēroja norādījumus, un divu eksperimentētāja kļūdas dēļ. Tādējādi galīgajā izlasē tika iekļauti dati no 67 dalībniekiem, no kuriem 36 bija testa stāvoklī un 31 bija bezpārbaudes stāvoklī. Jutības jaudas analīze liecināja, ka šim paraugam bija 0,80 jauda, ​​lai noteiktu efekta lielumu d=0,70.

Cistanche deserticola

Materiāli un procedūra

Materiāli un procedūras bija tādas pašas kā Nunes un Weinstein (2012), 2. eksperiments. Četri DRM saraksti (kalnu, mīksto, upju un pilsētu) no Stadler et al. (1999) normas izmantotas kā mācību materiāls. 1.–4. saraksti ietvēra 12 vārdus no viena DRM motīva. Vārdi katras DRM tēmas trešajā, piektajā un 13. pozīcijā Stadlera normās tika parādīti tikai 5. mērķa sarakstā. Tika izmantoti četri dažādi pretsvaru veidi, tā ka daži dalībnieki pētīja mīksto sarakstu kā 1. sarakstu, bet citi to pētīja kā savu. 2., 3. vai 4. saraksts. Tomēr vārdu secība katrā sarakstā tika fiksēta un parādīta tādā pašā secībā, kādā tie bija Stadler et al. normas (ti, kalns vienmēr tika uzrādīts vispirms, ieleja, tad iesniedz utt.). Ņemiet vērā, ka līdzsvarošanas shēma ietekmēja tikai vārdus 1.–4. sarakstā; 5. sarakstam atlasītie vārdi netika līdzsvaroti, tā ka šie vārdi nevienam dalībniekam nekad nav bijuši 1.–4. sarakstā. 5. sarakstā tika parādīti trīs iepriekš neizpētītie vārdi no katras pētītās DRM tēmas atšķirīgā nejaušā secībā katram dalībniekam, bet visi dalībnieki pētīja vienus un tos pašus vārdus 5. sarakstā.

Visi vārdi tika prezentēti 2 s, katrs ar 500- ms stimulēšanas intervālu. Pēc katra saraksta dalībnieki atrisināja desmit matemātikas uzdevumus 6 s katrs. Pēc tam dalībniekiem testa stāvoklī bija 60 s, lai atsauktu vārdus no tikko izpētītā saraksta, savukārt tie, kas atradās bezpārbaudes stāvoklī, atrisināja papildu matemātikas uzdevumus vēl 60 s. Pēc 5. saraksta izpētes visi dalībnieki 60 s risināja matemātikas uzdevumus un pēc tam veica atcerēšanās testu. Pēc tam viņi pabeidza 5-minūšu kumulatīvās atcerēšanās testu. Kumulatīvais tests tika veikts kā daļa no replikācijas, taču šī testa dati neinteresēja un tāpēc netika novērtēti.

Cistanche deserticola eksperiments

Rezultāti

Ielaušanās 5. saraksta atsaukšanas laikā

1. un 2. eksperimentā mēs izmantojām biežumu, lai ziņotu par ielaušanās datiem, kas ir dominējošā metrika literatūrā (Chan, Manley et al., 2018; Weinstein et al., 2014). Bet šeit mēs ziņojam par ielaušanos, izmantojot frekvenci, kā arī proporcijas, jo pēdējā tika izmantota, lai parādītu ielaušanās gadījumus Nunes un Weinstein (2012). Konkrēti, viņi sadalīja ielaušanās biežumu ar 60, kas bija pētīto vārdu skaits visos piecos sarakstos. Saskaņā ar Nunes un Weinstein teikto, mēs neuzskatījām kritisko DRM vārdu viltus atsaukšanu kā ielaušanos. Tā vietā šie vārdi tika vērtēti atsevišķi kā kritiski nepatiesi atsaukumi.

6. attēls. Ielaušanās biežums 5. saraksta atsaukšanas laikā (pa kreisi) un 5. saraksta pareizās atsaukšanas proporcija (pa labi) kā iejaukšanās uzdevuma un PI līmeņa funkcija 3. eksperimentā. Kļūdu joslas parāda aprakstošus 0,95 ticamības intervālus. Džitter tika ieviests, lai horizontāli izkliedētu datu punktus, lai palielinātu redzamību

Ielaušanās robežvērtība bija 4,03 vienumi (M=0.97, SD=1.53), kas izslēdza datus no četriem dalībniekiem. 6. att. kreisais panelis parāda ielaušanās biežumu 5. saraksta atsaukšanas laikā. Interesanti, ka atšķirībā no 1. un 2. eksperimenta rezultātiem nebija būtiskas atšķirības starp pārbaudītajiem dalībniekiem (M=0,50, M=0,01 proporcijās) un nepārbaudītajiem dalībniekiem (M {). {15}}.89, M=.02 proporcijās), t(61)=1.66, p=.102, d=0.42, B 01=1.22. Šie dati ir salīdzināmi ar Nunes un Weinstein (2012) konstatējumiem, kuri nekonstatēja būtisku iejaukšanās darbību ietekmi uz ielaušanos. Interesanti, ka, pārbaudot ielaušanās datus ar iekļautajām novirzēm, interpolētā pārbaude ievērojami samazināja ielaušanās gadījumu skaitu (d=0.72, sīkāku informāciju skatiet OSM), tādējādi atkārtojot 1. un 2. eksperimentā aprakstīto modeli.

Pēc Nunes un Weinstein (2012) kritiskie viltus atsaukšanas rādītāji tika ziņoti kā proporcijas (kritiski viltus atsaukšanas biežums dalīts ar 4, jo bija četras DRM tēmas). Līdzīgi kā Nunesa un Vainšteina rezultātos (Mtest=0.04, Mno-test=0.06), kritisko vārdu atsaukšanas ātrums būtiski neatšķīrās starp testa un bezpārbaudes nosacījumiem (Mtest {{ 8}}.08, M bez testa=0.15), t(61)=0.70, p=0,489, d=0.18 B{ {20}}.14.

Uzskaitiet 5 pareizo atsaukšanu

Vissvarīgākie rezultāti ir parādīti 6. att. labajā panelī. Līdzīgi mūsu 1. un 2. eksperimentam, bet atšķirībā no Nunesa un Vainšteina (2012), mēs novērojām spēcīgu priekšējās pārbaudes efektu 5. saraksta pareizībai. atsaukt, t(61)=2.93, p=.005, d=0.75, B10=8.39 (Mtest=.44, Mno-tests=.29). Šis konstatējums atbilst tam, ko mēs ziņojām 1. un 2. eksperimentā, taču atšķīrās no Nunesa un Vainstaina (2012. g.), kuri nekonstatēja tālākās pārbaudes efektu (d ≈ 0, Mtest=0,46, Mno tests {{26). }} .46). Turklāt, atkārtojot mūsu 1. un 2. eksperimenta rezultātus, tika novērota negatīva korelācija starp ielaušanos un pareizu atsaukšanu (sk. 7. att.), r(61)=-.35, p=.005, B 10=7.32. Atšķirībā no 1. un 2. eksperimenta, korelāciju veicināja dalībnieki gan testa nosacījumos, r(34)=-.34, p=.042, B01=1.51, gan nosacījums bez pārbaudes, r(25)=-.27, p=.176, B01=1.75. Mēs uzskatām, ka nenozīmīgā korelācija stāvoklī bez pārbaudes varētu būt nepietiekamas jaudas dēļ.

Diskusija

3. eksperimenta rezultāti lielā mērā atgādināja mūsu 1. un 2. eksperimenta rezultātus – tas ir, interpolētā pārbaude veicināja jaunu mācīšanos pat tad, ja dalībnieki pētīja vārdus vidē, kas bija paredzēta, lai samazinātu PI uzkrāšanos. Šis atklājums tieši kontrastē ar Nunes un Weinstein (2012) ziņoto, un tas ir īpaši intriģējošs, ja to aplūko vispārējo replikācijas centienu kontekstā. Konkrēti, lai gan mūsu pētījumā tika izmantots cits dalībnieku paraugs un dati tika savākti gandrīz desmit gadus vēlāk nekā sākotnējā pētījumā, mūsu dati dažos veidos ārkārtīgi labi atkārtoja sākotnējā pētījuma datus. Patiešām, lielākā daļa atkarīgo mainīgo, tostarp pētīto vārdu ielaušanās apjoms (proporcijās, Mtest=.01, Mno-test=.02 mūsu eksperimentā, Mpārbaudīts=.01 , Mno-tests=.04 Nunes un Weinstein), nepareiza kritisko vārdu atsaukšana (Mtest=.02, Mno-test=.04 mūsu eksperimentā, Mtested {{19 }} .04, Mno-tests=.06 in Nunes un Weinstein), un pareiza pētīto vārdu atsaukšana testa stāvoklī (M=.44 mūsu eksperimentā, M {{26} } .46 Nunes un Weinstein), radīja datus, kas bija ļoti līdzīgi tiem, ko ziņoja Nunes un Weinstein. Vienīgais izņēmums bija pareizi atsaukšanas dati bezpārbaudes stāvoklī. Kamēr mūsu dalībnieki atcerējās 0,29 no 5 saraksta vārdiem, Nunes un Weinstein dalībnieki atcerējās 0,46. Tā kā mūsu eksperimentā ir lielāks izlases lielums un tā atkārtojums 1. un 2. eksperimentā, mēs uzskatām, ka mūsu rezultāts, iespējams, nodrošināja tuvāku populācijas vidējā tuvinājumu. Tomēr, ņemot vērā šī rezultāta teorētisko nozīmi, mūsu mērķis bija atkārtot eksperimentu vēlreiz 4. eksperimentā, bet ar pilnu līdzsvarošanas shēmu.

7. att. Izkliedes diagramma, kas parāda saistību starp ielaušanās biežumu 5. saraksta atsaukšanas laikā un 5. saraksta pareizās atsaukšanas proporciju 3. eksperimentā. Lai uzlabotu datu blīvuma redzamību, mēs ieviesām nervozitāti, lai izkliedētu datu punktus horizontāli.

4. eksperiments

Metode

Dizains, dalībnieki, materiāli un procedūra

Kopā 70 bakalaura studenti no Aiovas štata universitātes piedalījās kursa kredītpunktu iegūšanai. Atšķirībā no 1.–3. eksperimenta, kurā dati tika vākti mūsu laboratorijā, 4. eksperimenta dati tika vākti tiešsaistē, jo tika pārtraukta klātienes izpēte ar Covid{4}}. Dati no trim dalībniekiem (ti, viens testa stāvoklī un divi bezpārbaudes stāvoklī) netika analizēti, jo viņi neievēroja norādījumus. Galīgajā izlasē tika iekļauti dati no 67 dalībniekiem, no kuriem 34 bija testa stāvoklī un 33 bija bezpārbaudes stāvoklī. Jutības jaudas analīze parādīja, ka šim paraugam bija 0,80 jauda, ​​lai noteiktu efekta lielumu d=0,69.

Materiāli un procedūras bija identiskas 3. eksperimentā izmantotajiem, ar šādiem izņēmumiem. 3. eksperimentā 5. sarakstā vienmēr bija tie paši vārdi. Pašreizējā eksperimentā mēs pilnībā līdzsvarojām vārdu piešķiršanu visiem pieciem sarakstiem, lai vārdi, kas parādījās 5. sarakstā vienam dalībniekam, parādītos 1., 2., 3. vai 4. sarakstā citam dalībniekam. Mēs sadalījām katru 15 DRM tēmu vārdu kopu piecās grupās, un katrai grupai ir līdzīgs atgriezeniskais asociatīvais spēks (BAS), kas norāda asociācijas stiprumu no saraksta vienuma līdz kritiskajam vārdam (Roediger et al., 2001). Piecas DRM vārdu grupas dalībnieku sarakstos tika rotētas. Šī līdzsvarošanas shēma novērsa iespēju, ka rezultāti attieksies tikai uz konkrētiem DRM vārdiem, kas izvēlēti parādīšanai mūsu 3. eksperimenta 5. sarakstā un Nunes un Weinstein 2. eksperimentā (2012). Otrkārt, vārdi katrā sarakstā (nevis vienkārši 5. sarakstā) tika parādīti nejaušā secībā. Mēs izvēlējāmies šo procedūru, jo vēlējāmies izvairīties no tā, lai nejaušā secībā tiktu parādīts tikai mērķa saraksts. Mums ir aizdomas, ka Nūns un Vainšteins savus nemērķa sarakstus iesniedza asociatīvā spēka dilstošā secībā, jo viņi vēlējās radīt vairāk nepatiesu atmiņu, kas nebija svarīgi pašreizējiem mērķiem. Ņemiet vērā, ka, neskatoties uz šīm izmaiņām, mēs joprojām uzskatām, ka 4. eksperiments ir tieša replikācija (Simons, 2014; Zwaan et al., 2017).

Cistanche ekstrakta pulveris

Noklikšķiniet šeit, lai skatītu Cistanche produktus

【Jautājiet vairāk】 E-pasts:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Rezultāti

Ielaušanās 5. saraksta atsaukšanas laikā

Šī eksperimenta robežvērtība bija 8,43 ielaušanās (M=2.01, SD=3.21), kas izslēdza datus no četriem dalībniekiem. Kā redzams 8. att. kreisajā panelī, pārbaudītie dalībnieki uzrādīja mazāk ielaušanās gadījumu (M=0.77, M=.01 proporcijās) nekā nepārbaudītajiem dalībniekiem (M {{12} }.10, M=.04 proporcijās), t(61)=3.56, p < .001, d=0.90, B10=40.74 . Šis konstatējums atbilst mūsu datiem no 1. un 2. eksperimenta, taču atšķiras no 3. eksperimenta un Nunes un Weinstein (2012). Kritiskie nepatiesie atsaukšanas dati arī atšķīrās no 3. eksperimenta un Nunesa un Veinšteina datiem. Konkrēti, interpolētā pārbaude samazināja kritisko viltus atsaukšanu (Mtest=0.03, Mno-test=0.10), t(61)=2.51, p=.015 , d=0.64, B10=3.46. Iespējams, ka līdzsvara trūkums 3. eksperimentā un Nunes un Weinstein veicināja pārbaudes nulles ietekmi uz ielaušanos un kritisku viltus atsaukšanu.

8. attēls. Ielaušanās biežums 5. saraksta atsaukšanas laikā (pa kreisi) un 5. saraksta pareizās atsaukšanas proporcija (pa labi) kā iejaukšanās uzdevuma un PI līmeņa funkcija 4. eksperimentā. Kļūdu joslas parāda aprakstošus 0,95 ticamības intervālus. Džitter tika ieviests, lai izkliedētu datu punktus horizontāli, lai palielinātu datu punktu redzamību

Uzskaitiet 5 pareizo atsaukšanu

Labajā panelī 8. attēlā ir parādīta 5. saraksta pareizā atsaukšanas vidējā proporcija. Atspoguļojot 3. eksperimenta rezultātus, dalībnieki testa stāvoklī (M=0,51) uzrādīja ievērojami labāku veiktspēju salīdzinājumā ar tiem, kas atradās bez testa (M=0,17), t(61)=5.60, p < .001, d=1.42, B10=23280.95. Patiešām, tas ir ļoti liels efekts, un tas sniedz ārkārtīgi spēcīgus pierādījumus par labu alternatīvajai hipotēzei.

Atkal tika konstatēta negatīva korelācija starp ielaušanos un pareizu atsaukšanu (sk. 9. att.), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Sadalot datus pēc nosacījumiem, korelācija nebija nozīmīga arī bezpārbaudes apstākļos, r(27)=-.27, p=.160, B01=1.69 , vai testa nosacījums, r(27)=-.02, p=.905, B01=4.66. Bet modelis bija līdzīgs 1. un 2. eksperimentam, augstāka korelācija tika parādīta kontroles stāvoklī, un, iespējams, šo nenozīmīgo rezultātu cēlonis ir nepietiekama jauda.

Kombinētās analīzes

Tālāk mēs ziņojam par metaanalīzēm, kas apvienoja datus par mūsu četriem eksperimentiem un diviem eksperimentiem Nunes un Weinstein (2012). Mēs veicām fiksēto efektu metaanalīzi, pamatojoties uz mērķa saraksta pareizu atsaukšanas veiktspēju. Mēs kodējām katru augsta PI un zema PI nosacījumu kā atsevišķu paraugu, un kopējais metaanalītisko efektu lielums priekšu testa efektam šajos paraugos bija d=0.89, Z=4.63. , p < ,001. Moderatora analīze ar PI līmeni kā interesējošo mainīgo parādīja, ka PI atšķirības neietekmēja tiešās pārbaudes efekta lielumu, Z=0.41, p=0,680 ar High. -PI (d=0.95) un Low-PI (d=.83) paraugi, kas rada salīdzināmus efektu lielumus. Nedaudz mazāku efektu zema PI pētījumiem galvenokārt noteica Nunes un Weinstein (2012) 2. eksperimenta datu iekļaušana. Kad šis pētījums tika izņemts no izlases, vidējais testēšanas efekts zema PI pētījumiem (d=1.01) bija tikpat liels kā augsta PI pētījumiem. Meža parauglaukuma pārbaude 10. attēlā parāda, ka datu punkts no Nunes un WeinStein 2. eksperimenta atrodas ārpus metaanalītiskā efekta lieluma ticamības intervāla. Tāpēc to, ka viņu 2. eksperimentā nepastāvēja priekšlaicīgas pārbaudes efekts, varētu būt izlases kļūda un/vai mērķa saraksta vienumu līdzsvara trūkums.

9. att. Izkliedes diagramma, kas parāda saistību starp ielaušanās biežumu 5. saraksta atsaukšanas laikā un 5. saraksta pareizās atsaukšanas proporciju 4. eksperimentā. Lai uzlabotu datu blīvuma redzamību, mēs ieviesām nervozitāti, lai izkliedētu datu punktus horizontāli.

10. att. Meža gabals metaanalīzei. Katrs datu punkts parāda pārejas pārbaudes efekta lielumu. Datu marķiera lielums atspoguļo pētījuma svaru, un kļūdu joslas parāda 0,95 ticamības intervālus

Vispārīga diskusija

Šā pētījuma mērķis bija sniegt kritisku pārbaudi, lai pārbaudītu, kā tiek atbrīvots no proaktīviem traucējumiem, kas saistīts ar priekšējās testēšanas efektu. 1. un 2. eksperimentā mēs izmantojām satura maiņas metodi, lai manipulētu ar PI, un pārbaudījām, vai tiešās pārbaudes efekta lielums atšķiras atkarībā no PI līmeņa. 3. un 4. eksperimentā mēs mēģinājām tieši replikēt Nunes un Weinstein (2012) pētījumu, kas lielā mērā atbilda mūsu zema PI nosacījumam 1. un 2. eksperimentā. Ja interpolētā testēšana veicina jaunu mācīšanos, samazinot PI, tālākās pārbaudes efektam vajadzētu būt samazināts vai likvidēts, ja PI līmenis ir zems, jo PI būtu maz vai vispār nebūtu, ko varētu vēl vairāk samazināt, veicot testēšanu. Gluži pretēji, četros eksperimentos mēs atklājām, ka starppārbaude konsekventi veicināja jaunu mācīšanos neatkarīgi no dalībnieku pieredzētā PI līmeņa.

Šie rezultāti liecina, ka, lai gan interpolētā testēšana var atbrīvot dalībniekus no proaktīvu traucējumu negatīvās ietekmes, maz ticams, ka šis ieguvums būs tiešās pārbaudes efekta cēlonis. Tiešās pārbaudes efekta nemainība pret mūsu PI manipulācijām varētu šķist paradoksāla, ņemot vērā, ka mēs pastāvīgi novērojām negatīvu korelāciju starp pareizu atsaukšanu un ielaušanos starp dalībniekiem. No pirmā acu uzmetiena šķiet, ka pēdējais konstatējums atbalsta atbrīvošanu no PI konta, jo viena interpretācija ir tāda, ka interpolētā pārbaude samazina atbildes konkurenci atsaukšanas laikā, kas ļauj pārbaudītajiem dalībniekiem vieglāk izgūt pētītos vienumus. Mūsu dati atklāja divas problēmas ar šo interpretāciju. Pirmkārt, negatīvo korelāciju galvenokārt noteica nepārbaudītie dalībnieki. Otrkārt un vēl svarīgāk, fakts, ka ielaušanās samazināšanās un pareizas atsaukšanas palielināšanās mēdz notikt vienlaikus, nenozīmē cēloņsakarību. Līdzīgā veidā viena no spēcīgākajām (atpakaļējās) testēšanas efekta korelācijām ir izguves prakses veiktspēja. Literatūras metaanalīzē Roulends (Rowland, 2014) parādīja, ka pētījumi, kas ziņoja par labāku izguves prakses veiktspēju, parasti rada lielāku pārbaudes efektu. Cēloņsakarības argumenta izvirzīšana, pamatojoties uz šo asociāciju, varētu likt prognozēt, ka atgūšanas prakse mācībām nāks par labu tikai tad, ja tā ir veiksmīga, taču pētījumi tagad ir parādījuši, ka neveiksmīga izguves prakse var uzlabot saglabāšanu (Carneiro et al., 2018; Davis et al., 2017; Knight et al., 2012; Pyc & Rawson, 2010, 2012).

Cistanche piedeva pie manis

Tāpat šķiet, ka testēšanas ieguvums nākotnē ir saistīts ar atbrīvošanās no PI efektu, bet nav no tā atkarīgs. Mēs uzskatām, ka negatīvo korelāciju starp ielaušanos un pareizu atsaukšanu nosaka trešais mainīgais, un viens no iespējamiem kandidātiem ir tāds, ka testēšana veicina semantisko organizāciju atmiņā (Chan, Manley, et al., 2018; Zaromb & Roediger, 2010). Nesenie pētījumi ir parādījuši, ka secīgos testos audzēkņi arvien biežāk apvieno semantiski saistītus vienumus atsaukšanas laikā, un klasterizācijas līmenis ir pozitīvi saistīts ar pareizu atsaukšanu (Chan et al., 2020; Yang et al., 2021). Mēs nesen šo uzlaboto atmiņas organizāciju esam attiecinājuši uz dalībniekiem, kuri optimizē savas kodēšanas un izguves stratēģijas visos sarakstos (Chan et al., 2020; Chan, Manley et al., 2018). Lai gan pētījumos nākotnes testēšanas literatūrā ir pētīta tikai klasterizācija, kuras pamatā ir semantiskās attiecības, citi pētījumi ir parādījuši, ka testēšana var arī palielināt laika klasterizāciju un segregāciju. Konkrēti, interpolēta pārbaude var veicināt audzēkņu spēju grupēt vienumus, kas tika pētīti tiešā laika tuvumā (ti, vienumi, kas pētīti vienā sarakstā), vienlaikus atdalot vienumus, kas pētīti pirms vai pēc izguves (ti, vienumi, kas pētīti sarakstos; Brewer et al., 2010; Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Kliegl & Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang et al., 2021). Kā izteica Dārlijs un Mērdoks (1971), pārslēgšanās starp kodēšanas un izguves uzdevumu varētu sniegt audzēkņiem iespēju garīgi marķēt vai atzīmēt vienumus, pamatojoties uz to, vai tie iepriekš ir pārbaudīti vai nē (Davis et al., 2017), un šis marķēšanas mehānisms. var samazināt ielaušanos (Pierce et al., 2017), izmantojot agrīnas atlases vai vēlīnas korekcijas mehānismu. Raugoties no agrīnas atlases viedokļa, dalībnieki var ierobežot savu izguvi sākumā, mēģinot meklēt atmiņā objektus, kurus viņi iepriekš nebija izguvuši (Rugg et al., 2000; Shimizu & Jacoby, 2005); alternatīvi dalībnieki var mēģināt plaši meklēt atmiņā un pēc tam aizturēt iepriekš atsaukto vienumu izvadīšanu. Agrīnās atlases mehānisms, tas ir, ierobežota izguve, var palīdzēt gan palielināt pareizu atsaukšanu (samazinot meklēšanas kopu), gan samazināt ielaušanos (jo iepriekš pārbaudītie vienumi nav meklēšanas komplektā), tādējādi radot negatīvu korelāciju starp šiem atkarīgajiem mainīgajiem. .

Nesen pētnieki ir apgalvojuši, ka izguves PI samazinošais efekts veicina turpmākās pārbaudes efektu (Dang et al., 2021; Yang et al., 2021). Atbalsts šim argumentam tika pamatots ar starpniecības analīzi, kurā iepriekšējo sarakstu ielaušanās bija nozīmīgs starpnieks starp neatkarīgo interpolētās aktivitātes mainīgo (ti, testēšana pret atkārtotu izpēti) un atkarīgo pareizas atsaukšanas mainīgo, un pētnieki interpretēja šo netiešo. efekts kā atgūšana, kas izolē audzēkņus no PI, kas savukārt veicina jaunu mācīšanos. Tomēr mēs brīdinām pret šādu interpretāciju šajā gadījumā, jo starp mediatoru (ti, ielaušanos) un atkarīgo mainīgo (ti, pareizu atsaukšanu) nebija laika prioritātes. Tā vietā ielaušanās un pareiza atsaukšana notiek tajā pašā eksperimentālajā fāzē, padarot neiespējamu secināt cēloņsakarību, izmantojot laika secības (ti, kaut kas, kas notiek vēlāk, nevar izraisīt to, kas notiek agrāk; Aalen et al., 2012; Hayes, 2018; Preacher, 2015 Valters, 2019). Patiešām, Dang et al veiktajās analīzēs ir iespējams mainīt mediatora un atkarīgā mainīgā lomas. (2021) un Yang et al. (2021), tādējādi pareiza atsaukšana kalpo kā starpnieks un ielaušanās kalpo kā atkarīgais mainīgais. Lai izpētītu šo iespēju, mēs veicām starpniecības analīzi, izmantojot datus, ko Dang et al. un Yang et al. nodrošināta atklātajā zinātnes ietvarā.

Vispirms mēģinājām atkārtot viņu sākotnējās starpniecības analīzes, un mūsu modeļa rezultāti saskanēja ar viņu rezultātiem, tā ka ielaušanās bija nozīmīga netieša ietekme uz pareizu atsaukšanu.2 Pēc tam mēs pārbaudījām apgrieztā starpniecības modeļa dzīvotspēju. Kā jau bijām domājuši, arī šī apgrieztā modeļa netiešā ietekme bija nozīmīga, -0.238 [-0.418, -0.112] Dang et al. un {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] Yang et al., norādot, ka interpolētā pārbaude ietekmē iepriekšējo sarakstu ielaušanos, veicot pareizu atsaukšanu. Šī apgrieztā modeļa nozīmīgums izceļ grūtības, interpretējot mediācijas analīzes rezultātus, kurā mediatoram un atkarīgajam mainīgajam nav skaidras laika prioritātes.

Mēs būtu nevērīgi, nepieminot, ka nesenā ziņojumā Chan, Manley u.c. (2018) ierosināja, ka interpolēta testēšana varētu uzlabot jaunu mācīšanos kategorizēto sarakstu mācīšanās paradigmā, palielinot iespējamību, ka dalībnieki pamanīs sarakstu iedalīto raksturu. Ideja ir tāda, ka, tiklīdz dalībnieki apzinās sarakstu kategoriskumu, viņi mēģinās iekodēt semantiskās attiecības starp līdzīgiem saraksta vienumiem, kam vajadzētu uzlabot mācīšanos. Chan et al. turklāt argumentēja, ka, ja šī hipotēze ir pareiza, saraksta kategoriju rakstura padarīšana viegli atklājamu (piemēram, uzrādot vārdus no vienas kategorijas blokos), būtu jāsamazina pārbaudīšanas priekšrocības, un viņi minēja Nunes un Weinstein (2012), kas nodrošina sākotnējs atbalsts šādai hipotēzei. Pašreizējie rezultāti nepārprotami ir pretrunā ar šīm prognozēm.

Ierobežojumi

Viens no šī pētījuma ierobežojumiem ir tāds, ka tika aplūkota tikai PI izguves forma, jo mēs izmērījām ielaušanos. Bet kodēšanu var ietekmēt arī PI uzkrāšanās, jo apmācāmo uzmanības resursi var pasliktināties, turpinot kodēt informāciju. Piemēram, EEG pētījumā Pastötter un kolēģi (2011) ziņoja, ka interpolētā pārbaude uzlaboja jaunas informācijas kodēšanu, samazinot neuzmanību, par ko liecina alfa jaudas palielināšanās (uzmanības elektrofizioloģiska korelācija) kontroles dalībnieku sarakstos. bet ne pārbaudītajiem dalībniekiem. Turklāt Szpunar un kolēģi (Szpunar et al., 2013; Jing et al., 2016; sk. arī Pan et al., 2020, lai iegūtu līdzīgu finansējumu ar iepriekšēju, nevis interpolētu testēšanu) parādīja, ka, skatoties video ierakstītu lekciju , dalībnieki, kuri saņēma interpolētu testu ik pēc 5 minūtēm, daudz retāk ziņoja par prātu maldināšanu nekā kontroles dalībnieki. Tomēr, kā minēts iepriekš, mēs uzskatām, ka šādi uz uzmanību balstīti mehānismi ir jāuzskata par atšķirīgiem no konta izlaišanas no PI, jo, atļaujot šajā kontā iekļaut uzmanības/kodēšanas mehānismus, konts būtu pārāk plašs un grūti viltojams.

Mūsu pētījumi, tāpat kā daudzi uzvedības pētījumi, arī neļāva mums atšķirt uz kodēšanu un izguvi balstītus efektus, jo mūsu kodēšanas manipulācijām (ti, High-PI pret LowPI) varētu būt un, iespējams, bija kaskādes ietekme uz izguvi. Turpmākajos pētījumos varētu mēģināt atdalīt tālākās pārbaudes efekta kodēšanas un izguves efektus, izmantojot smadzeņu attēlveidošanas vai elektrofizioloģiskās metodes, kas nodrošina reāllaika datus kodēšanas laikā (Pastötter et al., 2011; sk. arī Beardsley et al., 2018).

Vēl viens jautājums, ko vēlamies risināt, ir PI darbības definīcija. Šajos eksperimentos mēs esam izmantojuši ielaušanās biežumu kā PI mērauklu, tāpat kā lielākā daļa pētījumu par priekšējās testēšanas efektu literatūru. Bet verbālās mācīšanās laikmetā PI efektu demonstrēšanai regulāri tika izmantota pareiza atsaukšanas veiktspēja. Piemēram, salīdzinot atmiņas veiktspēju starp dalībniekiem, kuri pētīja vienu AD sarakstu (bez iepriekšēja pētījuma), ar dalībniekiem, kuri pētīja AB sarakstu pirms AD saraksta, AD atsaukšanas samazināšanās iepriekšējās mācīšanās dēļ tika uzskatīta par pierādījumu PI. Pieņemot šo definīciju, varētu iebilst, ka mūsu PI manipulācijām nav bijusi nekāda ietekme, jo kontroles dalībnieki konsekventi uzrādīja sliktāku pareizu atsaukšanu mērķa sarakstā salīdzinājumā ar pārbaudīto dalībnieku 1. saraksta atsaukšanas veiktspēju (kas ir līdzvērtīga dalībnieku grupai, kas nebija iepriekšēja pētījuma, skatīt 1. tabulu). Tomēr, pieņemot šo PI definīciju nākotnes testēšanas efektam, atbrīvošana no PI konta padarītu tikai aprakstošu (nevis skaidrojošu), jo ikreiz, kad tiek konstatēts pārejas testēšanas efekts, pēc definīcijas dalībniekiem testētajā stāvoklī ir jāpārsniedz tie kontroles nosacījums. Apgalvojot šādu atšķirību kā atbrīvošanu no PI, šī parādība vienkārši tiek atkārtota, nevis izskaidrota.

Visbeidzot, mēs atzīstam, ka mūsu izlases lielums bija pārāk mazs, lai noteiktu mijiedarbību starp pagaidu darbību un PI līmeni. Ja mijiedarbības efektam tika pieņemts mērens efekta lielums (piem., f=.2) ar alfa līmeni 0,05 un 0,80 jaudu, kopējais izlases lielums būtu bijis 199 dalībnieki. Varētu pamanīt, ka pārejas testēšanas efekta lielums zema PI stāvoklī bija mazāks nekā augsta PI stāvoklī abos 1. eksperimentos (zems PI =.14, augsts PI=.20). ) un 2. eksperimentu (zems PI=0,23, augsts PI=0,31), un viena no šo nenozīmīgo atšķirību interpretācijām ir tāda, ka testēšanas efekts bija mazāk izteikts, ja dalībniekiem bija mazāks PI. Tomēr mēs brīdinām no pārmērīgas atšķirību interpretācijas, pamatojoties uz neapstrādātām varbūtībām, jo ​​tās neņem vērā datu mainīguma atšķirības. Kad mēs pārbaudām tos pašus datus ar Koena d, kļūst skaidrs, ka procentuālās atšķirības ir vairāk acīmredzamas nekā reālas. Precīzāk, priekšējās pārbaudes efekts ir 0,81 zema PI stāvoklī un 0,82 augsta PI stāvoklī 1. eksperimentā, 1,09 zema PI stāvoklī un 1,20 augsta PI stāvoklī 2. eksperimentā. joprojām ir iespējams, ka mijiedarbība starp PI stāvokli un pagaidu darbību nebija nozīmīga zemas statistiskās jaudas dēļ. Citiem vārdiem sakot, izdalīšanās no PI, iespējams, ir devusi nelielu ieguldījumu turpmākajā testēšanas efektā, taču mūsu eksperimenti nebija pietiekami jaudīgi, lai to atklātu. Tādējādi turpmākie pētījumi, kas pēta saistību starp PI līmeni un pagaidu darbību, gūtu labumu no lielāka parauga.

Noslēguma piezīmes

Šajos eksperimentos mēs nodrošinājām kritisku pārbaudi par atbrīvošanu no PI konta, kas tiek plaši uzskatīts par vienu no galvenajiem kandidātu skaidrojumiem priekšpārbaudes efektam. Četros eksperimentos mēs konsekventi novērojām datus, kas pārkāpj tās prognozes. Svarīgi ir tas, ka mums neizdevās atkārtot Nunes un Weinstein (2012) finansējumu, kas līdz šim bija būtisks pierādījums atbrīvošanai no mPI konta. Vismaz mūsu dati liecina, ka, ja izlaišana no PI veicinās testēšanas efektu, tam, iespējams, ir mazāka nozīme, nekā iepriekš gaidīts.

Tā kā mūsu pētījums tika izstrādāts, lai pārbaudītu atbrīvošanās no PI hipotēzi, tas nevarēja risināt jautājumu: "ja atbrīvošanās no proaktīviem traucējumiem nav cēloņsakarības faktors uz priekšu testēšanas efektu, kas tas ir?" Par laimi, joprojām ir vairāki potenciāli dzīvotspējīgi skaidrojumi. Piemēram, interpolēta testēšana var veicināt jaunu mācīšanos, veicinot uzmanīgu kodēšanu (Chan et al., 2020; Szpunar, 2017; Szpunar et al., 2013; Weinstein et al., 2014). Vēl viena iespēja ir, ka testēšana varētu ļaut audzēkņiem izstrādāt efektīvākas kodēšanas/atgūšanas stratēģijas, kas izmanto labākas atmiņas organizācijas priekšrocības (Chan et al., 2020; Dang et al., 2021) vai kontekstuālo segregāciju (Yang et al., 2021). Turpmākie pētījumi, kas tieši pievēršas šiem kontiem, palīdzēs veicināt mūsu izpratni par turpmākās pārbaudes efektu.

Atsauces

Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM un Ledergerber, B. (2012). Cēloņsakarība, starpniecība un laiks: dinamisks skatījums. Karaliskās statistikas biedrības žurnāls. A sērija: Statistika sabiedrībā, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.{7}}X.2011. 01030.x

Bäuml, KHT un Kliegl, O. (2013). Izguves procesu kritiskā loma atbrīvošanā no proaktīviem traucējumiem. Atmiņas un valodas žurnāls, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006

Beardsley, M., Hernández-Leo, D., & Ramirez-Melendez, R. (2018). Reproducējamības meklēšana: testēšanas efekta multimodāla pētījuma novērtējums. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265

Bonner, SM (2009). Izpētīt skolotāju prakses testu izmantošanu izglītojošiem nolūkiem. Journal of Multidisciplinary Evaluation, 6(12), 125-136.

Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A. un Hicks, JL (2010). Bezmaksas atsaukšanas pārbaudes ietekme uz turpmāko avota atmiņu. Atmiņa, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163

Brauns, J. (1958). Daži tūlītējās atmiņas sabrukšanas teorijas testi. Quarterly Journal of Experimental Psychology, 10(1), 12-21.Skatīt šeit: https://doi.org/10.1080/17470215808416249

Carneiro, P., Lapa, A. un Finn, B. (2018). Neveiksmīgas izguves ietekme uz bērnu turpmāko mācīšanos. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010

Chan, JCK un McDermott, KB (2007). Testēšanas efekts atpazīšanas atmiņā: divu procesu konts. Journal of Experimental Psychology: Learning Memory and Cognition, 33(2), 431–437.Skatīt šeit: https://doi.org/10.1037/0278-7393.33.2.431

Chan, JCK, Manley, KD un Lang, K. (2017). Uzlabota ierosināmība: retrospekcija un jauna izmeklēšana. Journal of Applied Research in Memory and Cognition, 6(3), 213–229. https://doi.org/10.1016/j.jarmac.2017.07.003

Čans, JCK, Menlijs, KD, Deiviss, SD un Špunars, KK (2018). Testēšana pastiprina jaunu mācīšanos saglabāšanas intervālā un nobīdi: stratēģijas maiņas perspektīva. Atmiņas un valodas žurnāls, 102 (maijs), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.007

Chan, JCK, Meissner, CA un Davis, SD (2018). Atgūšana pastiprina jaunu mācīšanos: teorētisks un metaanalītisks pārskats. Psiholoģijas Biļetens, 144(11), 1111–1146. https://doi.org/10.1037/bul0000166

Chan, JCK, Manley, KD un Ahn, D. (2020). Vai atgūšana pastiprina jaunu mācīšanos, kad izguve apstājas, bet turpinās jauna mācīšanās? Atmiņas un valodas žurnāls, 115 (jūlijs), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150

Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O. un Engle, RW (2005). Darba atmiņas apjoma uzdevumi: metodiskais apskats un lietotāja rokasgrāmata. Psychonomic Bulletin and Review, 12(5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399

Dang, X., Yang, C. un Chen, Y. (2021). Vecuma atšķirības priekšlaicīgas pārbaudes efektā: stratēģijas lomas mainās un atbrīvojas no proaktīvas iejaukšanās. Kognitīvā attīstība, 59 (jūnijs), 101079.Skatīt šeit: https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079