Da li testiranje poboljšava novo učenje jer izolira od proaktivnih smetnji?(2)

Eksperiment 3

Cilj Eksperimenta 3 bio je verno replicirati Eksperiment 2 Nunesa i Weinsteina (2012). U tu svrhu kontaktirali smo primarnog autora te studije i potvrdili da naši materijali i postupak predstavljaju vjernu, direktnu replikaciju njihove studije (Nunes, lična komunikacija, 2020.). Postojale su četiri značajne razlike između eksperimenta 3 i eksperimenata 1 i 2. Prvo, učesnici su proučavali DRM riječi umjesto kategoriziranih riječi. Drugo, učesnici su proučavali 12 riječi po listi umjesto 16 riječi po listi. Treće, svaka riječ je prikazana 2 s i samo jednom (u našim eksperimentima 1 i 2, učesnici su proučavali svaku riječ dva puta po 4 s). Na kraju, učesnici u kontrolnom uslovu rešavali su matematičke probleme umesto da ponovo proučavaju listu.

Pustinjski ginseng

Metoda

Dizajn i učesnici

Ogledajući Nunesa i Weinsteina (2012), Eksperiment 3 koristio je jednofaktorski dizajn na dva nivoa (tj. test naspram ne-test), sa ovim faktorom koji se manipulira između ispitanika. Ukupno 71 student dodiplomskih studija sa Univerziteta Iowa State učestvovao je za kredit. Podaci četiri učesnika nisu analizirani – dva zato što nisu pratili uputstva i dva zbog greške eksperimentatora. Konačni uzorak je tako uključio podatke od 67 učesnika, od kojih je 36 u stanju testiranja i 31 u stanju bez testiranja. Analiza snage osjetljivosti je pokazala da ova veličina uzorka ima snagu od .80 za detekciju veličine efekta od d=0.70.

Cistanche deserticola

Materijali i postupak

Materijali i postupci bili su isti kao i Nunes i Weinstein (2012), Eksperiment 2). Četiri DRM liste (planinska, meka, riječna i gradska) iz Stadler et al. (1999) norme su korištene kao materijal za učenje. Liste 1–4 sadržavale su 12 riječi iz jedne DRM teme. Riječi na trećoj, petoj i 13. poziciji svake DRM teme u Stadlerovim normama predstavljene su samo na ciljnoj Listi 5. Korištene su četiri različite protivteže, tako da su neki učesnici proučavali meku listu kao Listu 1, a drugi je proučavali kao svoju Lista 2, 3 ili 4. Međutim, redoslijed riječi unutar svake liste bio je fiksiran i predstavljen istim redoslijedom kako se pojavljuju u Stadler et al. norme (tj. uvijek se prvo predstavlja brdo, dolina, pa podnose itd.). Imajte na umu da je šema ravnoteže uticala samo na riječi na listama 1–4; riječi odabrane za Listu 5 nisu bile uravnotežene, tako da se ove riječi nikada nisu pojavile na Listama 1-4 ni za jednog učesnika. Lista 5 predstavila je tri prethodno neučene riječi iz svake proučavane DRM teme različitim slučajnim redoslijedom za svakog učesnika, ali su svi učesnici proučavali iste riječi na Listi 5.

Sve riječi su predstavljene 2 s svaka sa 500- ms intervalom između stimulusa. Nakon svake liste, učesnici su rješavali deset matematičkih zadataka po 6 s. Zatim su učesnici u testnom uslovu imali 60 s da se prisjete riječi sa upravo proučene liste, dok su oni u stanju bez testa rješavali dodatne matematičke zadatke još 60 s. Nakon proučavanja Liste 5, svi učesnici su rješavali matematičke zadatke 60 s, a zatim su radili test prisjećanja. Zatim su završili 5-min kumulativni test prisjećanja. Kumulativni test je proveden kao dio replikacije, ali podaci iz ovog testa nisu bili od interesa i stoga nisu bili bodovani.

Eksperiment s cistanche deserticola

Rezultati

Upadi tokom povlačenja liste 5

U eksperimentima 1 i 2 koristili smo učestalost za izvještavanje o podacima o upadima, što je dominantna metrika u literaturi (Chan, Manley, et al., 2018; Weinstein et al., 2014). Ali ovdje, mi prijavljujemo upade koristeći frekvenciju kao i proporcije jer je potonje korišteno za predstavljanje upada u Nunes i Weinstein (2012). Konkretno, podijelili su učestalost upada sa 60, što je bio broj riječi za proučavanje na svih pet lista. U skladu sa Nunesom i Weinsteinom, nismo računali lažno prisjećanje kritičnih DRM riječi kao upad. Umjesto toga, ove riječi su posebno ocijenjene kao kritična lažna prisjećanja.

Slika 6 Učestalost upada tokom opoziva Liste 5 (lijevo) i proporcija ispravnog opoziva Liste 5 (desno) u funkciji interventnog zadatka i nivoa PI u Eksperimentu 3. Trake grešaka prikazuju opisne intervale povjerenja od 0,95. Jitter je uveden za horizontalnu disperziju tačaka podataka kako bi se povećala vidljivost

Granica van granica za upade bila je 4,03 stavke (M=0,97, SD=1,53), što je isključilo podatke od četiri učesnika. Levi panel na slici 6 prikazuje učestalost upada tokom pozivanja liste 5. Zanimljivo je da za razliku od rezultata u eksperimentima 1 i 2, nije bilo značajne razlike u upadima između testiranih učesnika (M=0.50, M=.01 u proporcijama) i netestiranih učesnika (M { {15}}.89, M=.02 u proporcijama), t(61)=1.66, p=.102, d=0.42, B 01=1.22. Ovi podaci su uporedivi sa nalazima Nunesa i Weinsteina (2012), koji nisu pronašli značajan uticaj intervencionih aktivnosti na upade. Zanimljivo je da kada smo ispitali podatke o upadima sa uključenim odstupnicima, interpolirano testiranje je značajno smanjilo upade (d=0.72, vidi OSM za detalje), čime se replicira obrazac izjavljen u eksperimentima 1 i 2.

Nakon Nunesa i Weinsteina (2012), kritične stope lažnog prisjećanja prijavljene su kao proporcije (s učestalošću kritičnog lažnog prisjećanja podijeljenom sa 4 jer su postojale četiri DRM teme). Slično Nunesovim i Weinsteinovim rezultatima (Mtest=0.04, Mno-test=0.06), stopa prisjećanja kritičnih riječi nije se značajno razlikovala između uslova testa i uslova bez testiranja (Mtest {{ 8}}.08, M bez testa=0.15), t(61)=0.70, p=.489, d=0.18 B{ {20}}.14.

Lista 5 ispravnog opoziva

Najvažniji rezultati su predstavljeni na desnom panelu na slici 6. Slično našim eksperimentima 1 i 2, ali za razliku od Nunesa i Weinsteina (2012), primijetili smo snažan efekat testiranja naprijed na Listi 5 ispravno opoziv, t(61)=2.93, p=.005, d=0.75, B10=8.39 (Mtest=.44, Mno-test=.29). Ovaj nalaz je u skladu s onim što smo izvijestili u Eksperimentima 1 i 2, ali se razlikovao od Nunesa i Weinsteina (2012), koji nisu pronašli nikakav učinak testiranja unaprijed (d ≈ 0, Mtest=.46, Mno-test {{26 }} .46). Štaviše, replicirajući rezultate naših eksperimenata 1 i 2, uočena je negativna korelacija između upada i ispravnog opoziva (vidi sliku 7), r(61)=-.35, p=.005, B 10=7.32. Za razliku od eksperimenata 1 i 2, korelaciji su doprinijeli učesnici u oba testa, r(34)=-.34, p=.042, B01=1.51 i uslov bez testiranja, r(25)=-.27, p=.176, B01=1.75. Vjerujemo da bi neznatna korelacija u stanju bez testiranja mogla biti posljedica nedovoljne snage.

Diskusija

Rezultati u Eksperimentu 3 su u velikoj mjeri ličili na one iz naših Eksperimenata 1 i 2 – to jest, interpolirano testiranje je olakšalo novo učenje čak i kada su učesnici proučavali riječi u okruženju koje je trebalo da minimizira nakupljanje PI. Ovaj nalaz je u direktnoj suprotnosti sa onim koji su objavili Nunes i Weinstein (2012) i posebno je intrigantan kada se posmatra u kontekstu ukupnog napora replikacije. Konkretno, iako je naša studija koristila drugačiji uzorak učesnika i podaci su prikupljeni skoro deceniju kasnije od prvobitne studije, na neki način, naši podaci su izuzetno dobro replicirali one iz originalne studije. Zaista, većina zavisnih varijabli, uključujući količinu proučavanih upada riječi (u proporcijama, Mtest=.01, Mno-test=.02 u našem eksperimentu, Mtested=.01 , Mno-test=.04 u Nunes i Weinstein), lažno prisjećanje kritičnih riječi (Mtest=.02, Mno-test=.04 u našem eksperimentu, Mtested {{19 }} .04, Mno-test=.06 kod Nunesa i Weinsteina), i ispravno prisjećanje proučenih riječi u uslovima testa (M=.44 u našem eksperimentu, M {{26} } .46 u Nunes i Weinstein), proizveo je podatke koji su bili izuzetno slični onima koje su objavili Nunes i Weinstein. Jedini izuzetak su bili tačni podaci o opozivu u stanju bez testiranja. Dok su se naši učesnici prisjetili .29 riječi sa liste 5, Nunes i Weinsteinovi učesnici su se prisjetili .46. Zbog veće veličine uzorka našeg eksperimenta i njegove replikacije eksperimenata 1 i 2, vjerujemo da je naš rezultat vjerovatno pružio bližu aproksimaciju srednje vrijednosti populacije. Međutim, s obzirom na teorijsku težinu ovog rezultata, imali smo za cilj da ponovimo eksperiment ponovo u Eksperimentu 4, ali sa potpunom šemom ravnoteže.

Slika 7 Dijagram raspršenosti koji prikazuje odnos između učestalosti upada tokom pozivanja Liste 5 i proporcije ispravnog opoziva Liste 5 u Eksperimentu 3. Da bismo poboljšali vidljivost gustine podataka, uveli smo podrhtavanje kako bismo horizontalno dispergirali tačke podataka

Eksperiment 4

Metoda

Dizajn, učesnici, materijali i procedura

Ukupno 70 studenata dodiplomskih studija sa Univerziteta Iowa State učestvovalo je za kredit. Za razliku od eksperimenata 1–3, u kojima su podaci prikupljeni u našoj laboratoriji, podaci iz Eksperimenta 4 su prikupljeni na mreži zbog ukidanja ličnog istraživanja vezanog za COVID-19-. Podaci od tri učesnika (tj. jednog u stanju testiranja i dva u stanju bez testiranja) nisu analizirani jer nisu slijedili upute. Konačni uzorak uključivao je podatke od 67 učesnika, od kojih su 34 bila u stanju testiranja i 33 u stanju bez testiranja. Analiza snage osjetljivosti je pokazala da ova veličina uzorka ima snagu od .80 za detekciju veličine efekta od d=0.69.

Materijali i postupci bili su identični onima u Eksperimentu 3 sa sljedećim izuzecima. U eksperimentu 3, lista 5 je uvijek sadržavala iste riječi. U trenutnom eksperimentu, u potpunosti smo uravnotežili dodjelu riječi za svih pet lista, tako da bi se riječi koje su se pojavile na Listi 5 za jednog učesnika pojavile na Listi 1, 2, 3 ili 4 za drugog učesnika. Podijelili smo svaki skup od 15 DRM tematskih riječi u pet grupa, pri čemu svaka grupa ima sličnu asocijativnu snagu unazad (BAS), što ukazuje na snagu asocijacije od stavke liste do kritične riječi (Roediger et al., 2001). Pet grupa DRM riječi rotirale su se na listama učesnika. Ova šema ravnoteže eliminirala je mogućnost da se rezultati primjenjuju samo na određene DRM riječi odabrane da budu prikazane na Listi 5 našeg eksperimenta 3 i Nunes i Weinsteinov eksperiment 2 (2012). Drugo, riječi unutar svake liste (a ne samo na Listi 5) bile su predstavljene slučajnim redoslijedom. Odlučili smo se za ovu proceduru jer smo željeli izbjeći da se samo ciljna lista prikazuje nasumičnim redoslijedom. Pretpostavljamo da su Nunes i Weinstein predstavili svoje neciljne liste u opadajućem redoslijedu asocijativne snage jer su željeli da izazovu još lažnih sjećanja, što nije bilo važno za sadašnje svrhe. Imajte na umu da uprkos ovim promjenama, eksperiment 4 i dalje smatramo direktnom replikacijom (Simons, 2014; Zwaan et al., 2017).

Cistanche ekstrakt u prahu

Kliknite ovdje da pogledate Cistanche proizvode

【Tražite više】 Email:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Rezultati

Upadi tokom povlačenja liste 5

Granica za ovaj eksperiment bila je 8,43 upada (M=2.01, SD=3.21), što je isključilo podatke od četiri učesnika. Kao što se može vidjeti na lijevom panelu na slici 8, testirani učesnici su pokazali manje upada (M=0.77, M=.01 u proporcijama) od netestiranih učesnika (M {{12} }.10, M=.04 u proporcijama), t(61)=3.56, p < .001, d=0.90, B10=40.74 . Ovaj nalaz je u skladu s našim podacima iz Eksperimenata 1 i 2, ali se razlikuje od Eksperimenta 3 i Nunesa i Weinsteina (2012). Kritički lažni podaci o opozivu također su se razlikovali od Eksperimenta 3 i Nunesa i Weinsteina. Konkretno, interpolirano testiranje je smanjilo kritično lažno prisjećanje (Mtest=0.03, Mno-test=0.10), t(61)=2.51, p=.015 , d=0.64, B10=3.46. Moguće je da je nedostatak ravnoteže u Eksperimentu 3 i Nunes i Weinstein doprinio nultom efektu testiranja na upade i kritično lažno prisjećanje.

Slika 8 Učestalost upada tokom opoziva Liste 5 (lijevo) i proporcija ispravnog opoziva Liste 5 (desno) kao funkcija intervencionog zadatka i nivoa PI u Eksperimentu 4. Trake grešaka prikazuju opisne intervale povjerenja od 0,95. Jitter je uveden za horizontalnu disperziju tačaka podataka kako bi se povećala vidljivost tačaka podataka

Lista 5 ispravnog opoziva

Desni panel na slici 8 prikazuje srednji udio ispravnog opoziva Liste 5. Preslikavajući rezultate iz Eksperimenta 3, učesnici u uslovima testiranja (M=.51) pokazali su znatno superiornije performanse u odnosu na one u uslovima bez testiranja (M=.17), t(61)=5.60, p < .001, d=1.42, B10=23280.95. Zaista, ovo je veoma veliki efekat i pruža izuzetno jake dokaze u korist alternativne hipoteze.

Još jednom, postojala je negativna korelacija između upada i ispravnog opoziva (vidi sliku 9), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Kada podijelimo podatke po uslovu, korelacija nije bila značajna ni u uvjetima bez testiranja, r(27)=-.27, p=.160, B01=1.69 , ili uslov testa, r(27)=-.02, p=.905, B01=4.66. Ali obrazac je bio sličan eksperimentima 1 i 2, s višom korelacijom koja je prikazana u kontrolnom stanju, a nedovoljna snaga je vjerovatno uzrok ovih beznačajnih rezultata.

Kombinovane analize

U nastavku izvještavamo o meta-analizama koje su kombinirale podatke iz naša četiri eksperimenta i dva eksperimenta u Nunes i Weinstein (2012). Proveli smo meta-analizu fiksnih efekata na osnovu ispravnog prisjećanja na ciljnoj listi. Kodirali smo svaki High-PI i Low-PI uslov kao poseban uzorak, a ukupna veličina metaanalitičkog efekta za efekat testa naprijed u ovim uzorcima bila je d=0.89, Z=4.63 , p < .001. Analiza moderatora sa nivoom PI kao varijablom od interesa pokazala je da razlike u PI nisu uticale na veličinu efekta testiranja unaprijed, Z=0.41, p=.680, sa visokim -PI (d=0.95) i Low-PI (d=.83) uzorci koji proizvode uporedive veličine efekta. Nešto manja veličina efekta za studije niskog PI-a bila je prvenstveno uzrokovana uključivanjem podataka 2. eksperimenta Nunesa i Weinsteina (2012). Kada je ova studija uklonjena iz uzorka, srednji učinak testiranja unaprijed za studije niskog PI (d=1.01) bio je jednako velik kao i za studije visokog PI. Ispitivanje šumskog grafikona na slici 10 pokazuje da tačka podataka iz Nunesovog i WeinSteinovog eksperimenta 2 leži izvan intervala pouzdanosti veličine metaanalitičkog efekta. Stoga, odsustvo efekta unaprijed testiranja u njihovom eksperimentu 2 može biti posljedica greške uzorkovanja i/ili nedostatka ravnoteže stavki ciljne liste.

Slika 9 Dijagram raspršenosti koji prikazuje odnos između učestalosti upada tokom pozivanja Liste 5 i proporcije ispravnog opoziva Liste 5 u Eksperimentu 4. Da bismo poboljšali vidljivost gustine podataka, uveli smo podrhtavanje kako bismo horizontalno dispergirali tačke podataka

Slika 10. Šumska parcela za meta-analizu. Svaka tačka podataka pokazuje veličinu efekta prethodnog testiranja. Veličina markera podataka predstavlja težinu studije, a trake grešaka prikazuju intervale pouzdanosti od 0,95

Opća diskusija

Cilj ove studije je bio da pruži kritičan test oslobađanja od proaktivnog računa ometanja efekta testiranja unapred. U eksperimentima 1 i 2, koristili smo metod promjene sadržaja za manipulaciju PI i ispitali da li veličina efekta unaprijednog testiranja varira ovisno o nivou PI. U eksperimentima 3 i 4 pokušali smo direktnu replikaciju studije Nunesa i Weinsteina (2012), koja je u velikoj mjeri odgovarala našem niskom PI uslovu u eksperimentima 1 i 2. Ako interpolirano testiranje promoviše novo učenje smanjenjem PI, učinak testiranja unaprijed bi trebao biti smanjen ili eliminisan kada je nivo PI nizak, jer bi bilo malo ili nimalo PI koji bi se dalje smanjivao testiranjem. Naprotiv, kroz četiri eksperimenta otkrili smo da međusobno testiranje dosljedno promovira novo učenje bez obzira na nivo PI koji su učesnici iskusili.

Ovi rezultati sugeriraju da iako interpolirano testiranje može osloboditi učesnike od negativnih efekata proaktivnih smetnji, malo je vjerovatno da će ova korist biti uzrok efekta testiranja unaprijed. Nepromjenjivost učinka testiranja unaprijed u odnosu na našu manipulaciju PI može izgledati paradoksalno s obzirom na to da smo dosljedno opažali negativnu korelaciju između ispravnog prisjećanja i upada među sudionicima. Na prvi pogled, čini se da ovaj posljednji nalaz podržava nalog za oslobađanje od-PI jer jedno tumačenje glasi da interpolirano testiranje smanjuje konkurenciju odgovora tokom prisjećanja, što olakšava testiranim učesnicima da dohvate proučavane stavke. Naši podaci su otkrili dva problema s ovom interpretacijom. Prvo, negativnu korelaciju su uglavnom vodili netestirani učesnici. Drugo i što je još važnije, činjenica da smanjenje upada i povećanje ispravnog opoziva imaju tendenciju da se dešavaju istovremeno ne implicira uzročnost. Na sličan način, jedan od najjačih korelata efekta testiranja (unatrag) je izvedba vježbe izvlačenja. U meta-analizi literature, Rowland (2014) je pokazao da studije koje su prijavile bolje rezultate prakse pronalaženja imaju tendenciju da proizvedu veći učinak testiranja. Izvlačenje uzročnog argumenta zasnovanog na ovoj povezanosti moglo bi navesti da se predvidi da bi praksa pronalaženja koristila učenju samo kada je uspješna, ali studije su sada pokazale da neuspješna praksa preuzimanja može poboljšati zadržavanje (Carneiro et al., 2018; Davis et al., 2017; Knight et al., 2012; Pyc & Rawson, 2010, 2012).

Cistanche dodatak blizu mene

Isto tako, čini se da je korist od testiranja povezana sa, ali ne zavisi od efekta oslobađanja iz-PI. Vjerujemo da negativnu korelaciju između upada i ispravnog prisjećanja pokreće treća varijabla, a jedan od mogućih kandidata je da testiranje promovira semantičku organizaciju u pamćenju (Chan, Manley, et al., 2018; Zaromb & Roediger, 2010). Nedavna istraživanja su pokazala da, kroz uzastopne testove, učenici postaju sve vjerovatniji da grupišu semantički povezane stavke tokom prisjećanja, a nivo grupiranja je pozitivno povezan s ispravnim učinkom prisjećanja (Chan et al., 2020; Yang et al., 2021). Nedavno smo ovu poboljšanu organizaciju memorije pripisali učesnicima koji optimiziraju svoje strategije kodiranja i pronalaženja na listama (Chan et al., 2020; Chan, Manley, et al., 2018). Iako su studije u literaturi o prethodnom testiranju istraživale samo grupiranje zasnovano na semantičkim odnosima, druge studije su pokazale da testiranje takođe može povećati vremensko grupiranje i segregaciju. Konkretno, interpolirano testiranje može promovirati sposobnost učenika da grupišu stavke koje su proučavane u bliskoj vremenskoj blizini (tj. stavke koje su proučavane na istoj listi), dok istovremeno odvaja stavke koje su proučavane prije ili nakon preuzimanja (tj. stavke proučavane na listama; Brewer et al., 2010; Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Kliegl & Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang i dr., 2021). Kao što su Darley i Murdock (1971) spekulirali, prebacivanje između zadatka kodiranja i pronalaženja može pružiti priliku učenicima da mentalno označe ili označe stavke na osnovu toga da li su prethodno testirane ili ne (Davis et al., 2017), a ovaj mehanizam označavanja može smanjiti upade (Pierce et al., 2017) bilo kroz ranu selekciju ili kasni mehanizam korekcije. Iz perspektive rane selekcije, učesnici bi mogli ograničiti svoje pronalaženje na prednjem kraju pokušajem pretraživanja memorije kroz stavke koje prethodno nisu preuzeli (Rugg et al., 2000; Shimizu & Jacoby, 2005); alternativno, učesnici bi mogli pokušati široko pretraživanje memorije, a zatim uskratiti izlaz prethodno opozvanih stavki. Mehanizam ranog odabira – to jest, ograničeno pronalaženje – može poslužiti i za povećanje ispravnog prisjećanja (smanjenjem skupa pretraživanja) i za smanjenje upada (jer prethodno testirane stavke nisu u skupu pretraživanja), stvarajući tako negativnu korelaciju između ovih zavisnih varijabli .

Nedavno su istraživači tvrdili da efekat PI-redukcije pronalaženja doprinosi efektu testiranja unapred (Dang et al., 2021; Yang et al., 2021). Podrška ovom argumentu bila je zasnovana na analizi posredovanja u kojoj su upadi na prethodnu listu služili kao značajan posrednik između nezavisne varijable interpolirane aktivnosti (tj. testiranje naspram ponovnog proučavanja) i zavisne varijable ispravnog prisjećanja, a istraživači su tumačili ovu indirektnu efekat kao izolacija učenika od PI, što zauzvrat promoviše novo učenje. Međutim, upozoravamo na takvo tumačenje u ovom slučaju jer nije postojao vremenski prioritet između posrednika (tj. upada) i zavisne varijable (tj. ispravnog opoziva). Umjesto toga, upadi i ispravno prisjećanje se dešavaju tokom iste eksperimentalne faze, što onemogućuje zaključivanje uzročnosti putem vremenskih poredaka (tj. nešto što se dogodi kasnije ne može uzrokovati nešto što se događa ranije; Aalen et al., 2012; Hayes, 2018; Preacher, 2015 ; Walters, 2019.). Zaista, moguće je obrnuti uloge posrednika i zavisne varijable u analizama koje su izvršili Dang et al. (2021) i Yang et al. (2021), tako da ispravno prisjećanje služi kao posrednik, a upad služi kao zavisna varijabla. Da bismo istražili ovu mogućnost, proveli smo analizu medijacije koristeći podatke koje Dang i sur. i Yang et al. obezbeđeno u okviru Open Science Framework.

Prvo smo pokušali da repliciramo njihove originalne posredničke analize, a rezultati našeg modela bili su u skladu s njihovim, tako da je postojao značajan indirektan efekat upada na ispravno prisjećanje.2 Zatim smo ispitali održivost modela obrnutog posredovanja. Kao što smo i pretpostavljali, indirektni efekat ovog obrnutog modela je također bio značajan, -0.238 [-0.418, -0.112] u Dang et al., i {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] u Yang et al., što ukazuje da interpolirano testiranje utiče na upade iz prethodne liste putem ispravnog opoziva. Značaj ovog obrnutog modela naglašava poteškoću pri tumačenju rezultata posredničke analize u kojoj medijator i zavisna varijabla nemaju jasan vremenski prioritet.

Bilo bi pogrešno da to ne spomenemo u nedavnom izvještaju, Chan, Manley, et al. (2018) sugerirali su da bi interpolirano testiranje moglo poboljšati novo učenje u paradigmi učenja kategoriziranih lista povećanjem vjerovatnoće da će učesnici primijetiti kategoriziranu prirodu lista. Ideja je da kada učesnici shvate kategorizovanu prirodu lista, oni bi pokušali da kodiraju semantičku vezu između sličnih stavki liste, što bi trebalo da poboljša učenje. Chan et al. dalje su obrazložili da bi, ako je ova hipoteza tačna, činjenje kategorizirane prirode liste lako uočljivom (npr. predstavljanjem riječi iz iste kategorije u blokovima) trebalo smanjiti prednost pri testiranju naprijed, i citirali su Nunesa i Weinsteina (2012) kao pružanje preliminarnu podršku za takvu hipotezu. Sadašnji rezultati su jasno u suprotnosti sa ovim predviđanjima.

Ograničenja

Jedno ograničenje ove studije je to što je obrađen samo oblik pronalaženja PI jer smo mjerili upade. Ali na kodiranje može uticati i nagomilavanje PI jer se resursi pažnje učenika mogu pogoršati dok nastavljaju da kodiraju informacije. Na primjer, u EEG studiji, Pastötter i kolege (2011) izvijestili su da je interpolirano testiranje poboljšalo kodiranje novih informacija smanjenjem nepažnje, o čemu svjedoči povećanje alfa snage (elektrofiziološki korelat nepažnje) na listama za kontrolne učesnike, ali ne i za testirane učesnike. Nadalje, Szpunar i kolege (Szpunar et al., 2013; Jing et al., 2016; vidi i Pan et al., 2020, za slično finansiranje sa prethodnim testiranjem, a ne interpoliranim testiranjem) pokazali su da su, gledajući video snimljeno predavanje , učesnici koji su primili interpolirani test svakih 5 minuta imali su mnogo manju vjerovatnoću da će prijaviti lutanje uma nego kontrolni učesnici. Međutim, kao što je ranije rečeno, vjerujemo da takve mehanizme zasnovane na pažnji treba tretirati kao različite od naloga za oslobađanje iz PI jer bi dopuštanje ovom nalogu da uključi mehanizme zasnovane na pažnji/kodiranju učinilo nalog preširokim i teškim za krivotvorenje.

Naše studije, kao i mnoge studije ponašanja, takođe nam nisu dozvolile da razlikujemo efekte zasnovane na kodiranju i preuzimanju, jer je naša manipulacija kodiranjem (tj. High-PI vs. LowPI) mogla, i verovatno jeste, imala kaskadni efekat na pronalaženje. Buduće studije bi mogle pokušati da razdvoje efekte kodiranja i pronalaženja efekta prethodnog testiranja korištenjem snimanja mozga ili elektrofizioloških metoda koje daju podatke u stvarnom vremenu tijekom kodiranja (Pastötter et al., 2011; vidjeti također Beardsley et al., 2018).

Još jedno pitanje kojim želimo da se pozabavimo je operativna definicija PI. U ovim eksperimentima koristili smo učestalost upada kao meru PI, kao i većina studija u literaturi o efektima unapred testiranja. Ali u eri verbalnog učenja, ispravno prisjećanje se redovno koristilo za demonstriranje PI efekata. Na primjer, kada se porede performanse pamćenja između učesnika koji proučavaju jednu AD listu (bez prethodne studije) sa učesnicima koji su proučavali AB listu prije AD liste, smanjenje pamćenja AD zbog prethodnog učenja smatralo se kao dokaz za PI. Usvajajući ovu definiciju, moglo bi se tvrditi da naša PI manipulacija nije imala nikakvog uticaja jer su kontrolni učesnici dosledno pokazivali lošije ispravne performanse prisećanja na ciljnoj listi u odnosu na performanse prisećanja na Listi 1 testiranih učesnika (što je ekvivalentno grupi učesnika koji nije imao prethodnu studiju, vidi tabelu 1). Međutim, usvajanje ove definicije PI za učinak testiranja unaprijed učinilo bi račun oslobađanja iz PI čisto deskriptivnim (a ne objašnjavajućim), jer kad god se pronađe efekat testiranja unaprijed, po definiciji, učesnici u testiranom stanju moraju nadmašiti one u kontrolno stanje. Tvrdnja za takvu razliku kao oslobađanje-iz-PI jednostavno ponavlja, a ne objašnjava, fenomen.

Na kraju, priznajemo da je veličina našeg uzorka premala da bi se otkrila interakcija između privremene aktivnosti i nivoa PI. Ako je pretpostavljena umjerena veličina efekta (npr. f=.2) za efekat interakcije sa alfa nivoom snage .05 i .80, bila bi potrebna ukupna veličina uzorka od 199 učesnika. Moglo bi se primijetiti da je veličina efekta unaprijednog testiranja bila manja u uvjetima niskog PI nego u uvjetima visokog PI iz oba eksperimenta 1 (niski PI =.14, visoki PI=.20 ) i Eksperiment 2 (Low-PI=.23, High-PI=.31), a jedno tumačenje ovih neznačajnih razlika je da je efekat testiranja unaprijed bio manje izražen kada su učesnici imali manji PI. Međutim, upozoravamo na pretjerano tumačenje razlika zasnovanih na sirovim vjerovatnoćama jer one ne uzimaju u obzir razlike u varijabilnosti podataka. Kada ispitamo iste podatke sa Cohenovim d, postaje jasno da su razlike u procentima više očigledne nego stvarne. Konkretno, efekat testiranja unapred je 0,81 u uslovima niskog PI i 0,82 u uslovima visokog PI u eksperimentu 1, 1,09 u uslovima niskog PI i 1,20 u uslovima visokog PI u eksperimentu 2. Ipak, ostaje moguće da interakcija između stanja PI i privremene aktivnosti nije bila značajna zbog niske statističke moći. Drugim riječima, oslobađanje iz-PI je moglo dati mali doprinos efektu testiranja unaprijed, ali naši eksperimenti nisu bili dovoljno moćni da ga otkriju. Stoga bi buduća istraživanja koja istražuju odnos između nivoa PI i privremene aktivnosti imala koristi od većeg uzorka.

Zaključne napomene

U sadašnjim eksperimentima pružili smo kritičan test naloga za oslobađanje iz PI, koji se široko smatra jednim od ključnih kandidata objašnjenja za efekat testiranja unapred. U četiri eksperimenta dosljedno smo promatrali podatke koji krše njegova predviđanja. Ono što je važno, nismo uspjeli ponoviti finansiranje Nunesa i Weinsteina (2012), koje je do sada pružilo ključni dokaz za nalog za oslobađanje od PI. U najmanju ruku, naši podaci sugeriraju da bi oslobađanje iz-PI doprinijelo efektu testiranja unaprijed, vjerovatno će igrati manju ulogu nego što se ranije očekivalo.

Budući da je naša studija osmišljena da testira hipotezu oslobađanja iz-PI, nije mogla odgovoriti na pitanje "ako oslobađanje od proaktivnih smetnji nije uzročni faktor za učinak testiranja unaprijed, šta jest?" Srećom, ostalo je nekoliko potencijalno održivih objašnjenja. Na primjer, interpolirano testiranje može potencirati novo učenje promicanjem pažljivog kodiranja (Chan et al., 2020; Szpunar, 2017; Szpunar et al., 2013; Weinstein et al., 2014). Druga mogućnost je da testiranje može omogućiti učenicima da razviju učinkovitije strategije kodiranja/preuzimanja koje iskorištavaju bolju organizaciju pamćenja (Chan et al., 2020; Dang et al., 2021) ili kontekstualnu segregaciju (Yang et al., 2021). Buduća istraživanja koja se direktno bave ovim računima pomoći će promovirati naše razumijevanje učinka testiranja unaprijed.

Reference

Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM, & Ledergerber, B. (2012). Uzročnost, posredovanje i vrijeme: dinamično gledište. Časopis Kraljevskog statističkog društva. Serija A: Statistika u društvu, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.1467-985X.2011. 01030.x

Bäuml, KHT, & Kliegl, O. (2013). Kritična uloga procesa preuzimanja u oslobađanju od proaktivnih smetnji. Časopis za pamćenje i jezik, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006

Beardsley, M., Hernández-Leo, D., i Ramirez-Melendez, R. (2018). Traženje reproduktivnosti: Procjena multimodalne studije učinka testiranja. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265

Bonner, SM (2009). Ispitivanje nastavnikovog korištenja praktičnih testova u formativne svrhe. Časopis za multidisciplinarnu evaluaciju, 6(12), 125-136.

Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A., & Hicks, JL (2010). Efekti testiranja slobodnog opoziva na naknadnu izvornu memoriju. Memorija, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163

Brown, J. (1958). Neki testovi teorije raspada neposredne memorije. Quarterly Journal of Experimental Psychology, 10(1), 12–21.https://doi.org/10.1080/17470215808416249

Carneiro, P., Lapa, A., & Finn, B. (2018). Učinak neuspješnog preuzimanja na kasnije učenje djece. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010

Chan, JCK, & McDermott, KB (2007). Učinak testiranja u memoriji prepoznavanja: Dvostruki 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). Retrievalenhanced sugestibilnost: Retrospektiva i novo istraživanje. 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, & Szpunar, KK (2018). Testiranje potencira novo učenje kroz interval zadržavanja i kašnjenje: perspektiva promjene strategije. Časopis za pamćenje i jezik, 102 (maj), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.007

Chan, JCK, Meissner, CA i Davis, SD (2018). Pronalaženje potencira novo učenje: teorijski i metaanalitički pregled. Psihološki bilten, 144(11), 1111–1146. https:// doi.org/10.1037/bul0000166

Chan, JCK, Manley, KD, & Ahn, D. (2020). Da li pronalaženje potencira novo učenje kada se vraćanje zaustavi, ali se novo učenje nastavlja? Časopis za pamćenje i jezik, 115 (juli), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150

Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O., & Engle, RW (2005). Zadaci u rasponu radne memorije: Metodološki pregled i korisnički vodič. Psychonomic Bulletin and Review, 12(5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399

Dang, X., Yang, C., & Chen, Y. (2021). Razlika u godinama u efektu testiranja unapred: Uloga strategije se menja i oslobađa od proaktivnog mešanja. Kognitivni razvoj, 59 (jun), 101079.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079