Zlepšuje testovanie nové učenie, pretože chráni pred proaktívnym rušením?(1)

Pretože PI je teoreticky neutrálny, tento účet release-fromPI ponecháva otvorené kandidátske mechanizmy, prostredníctvom ktorých interpolované testovanie zlepšuje nové učenie. PI môže degradovať následné učenie prostredníctvom procesov, ktoré fungujú buď pri získavaní alebo pri kódovaní. V tomto článku sme sa zamerali na vysvetlenie PI založené na vyhľadávaní pre efekt dopredného testovania. Szpunar a kol. (2008) pripisovali efekt testovania vpred zlepšeniu v diskriminácii v zozname – myšlienkou je, že testovanie zvyšuje uchovanie testovaných položiek, čo zase umožnilo účastníkom lepšie rozlíšiť členstvo v zozname študovaných položiek a vyhnúť sa prienikom (pozri tiež Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Postman a kol., 1968; Postman & Keppel, 1977) – v dôsledku toho sa pôvodná konceptualizácia účtu uvoľnenia z PI zamerala na procesy vyhľadávania a my sme tu urobili to isté.

Účinky Cistanche-zlepšiť pamäť

Kliknite sem pre zobrazenie produktov Cistanche Improve Memory

【Požiadať o viac】 E-mail:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Abstraktné

Vykonanie testu z predtým naučeného materiálu môže zlepšiť nové učenie. Jedným z vysvetlení tohto efektu dopredného testovania je, že vyhľadávanie inokuluje študentov pred proaktívnou interferenciou (PI). Aj keď toto uvoľnenie z PI získalo značnú empirickú podporu, väčšina existujúcich dôkazov je skôr korelačná ako kauzálna. Tento účet sme testovali manipuláciou s úrovňou PI, ktorú účastníci zažívajú, keď študovali niekoľko zoznamov a zároveň dostávali interpolované testy alebo nie. V experimentoch 1 a 2 sme zistili, že testovanie prospelo novému učeniu podobne bez ohľadu na úroveň PI. Tieto výsledky sú v rozpore s výsledkami Nunesa a Weinsteina (Memory, 20(2), 138–154, 2012), ktorí nezistili žiadny priamy testovací účinok, keď podmienky kódovania minimalizovali PI. V experimentoch 3 a 4 sa nám nepodarilo replikovať ich výsledky. Naše údaje spolu naznačujú, že znížený PI môže byť skôr vedľajším produktom než príčinným faktorom účinku testovania dopredu.

Výhody cistanche tubulosa - zlepšenie pamäte

Kľúčové slová

Cvičenie pri vyhľadávaní · Nové učenie · Dopredný testovací efekt · Proaktívne rušenie

Úvod

Mnoho študentov a učiteľov považuje testy za nástroj hodnotenia (Bonner, 2009; Karpicke et al., 2009). Veľké množstvo výskumov však zistilo, že testovanie zlepšuje učenie (Chan, Meissner a kol., 2018; Karpicke & Roediger, 2008; Rowland, 2014; výnimky pozri Chan a kol., 2017; Davis & Chan, 2015; Finn & Roediger, 2013). Priaznivé účinky testovania možno klasifikovať dvoma spôsobmi. Na jednej strane testovanie podporuje učenie testovaného materiálu, čo sa niekedy označuje ako efekt spätného testovania. Na druhej strane testovanie predtým študovaného materiálu zlepšuje následné učenie sa nového materiálu, čo sa niekedy nazýva efekt testovania dopredu. Na tento posledný efekt sa zameriava súčasná štúdia.

Účinok dopredného testovania sa často skúma pomocou paradigmy interpolovaného testovania s viacerými zoznamami. Na začiatku štúdie sa účastníkom povie, že po preštudovaní každého zoznamu môžu alebo nemusia absolvovať test. V skutočnosti však účastníci v testovanom stave vždy absolvujú test po každom zozname, zatiaľ čo tí, ktorí sú v kontrolnom stave, zoznam buď preštudujú, alebo urobia výplňovú úlohu, ako je riešenie matematických úloh. Všetci účastníci sú testovaní na konečnom, cieľovom zozname (Obr. 1 ukazuje dizajn našich experimentov, ale tiež zodpovedajú kanonickému dizajnu používanému v literatúre). Ak testovaní účastníci dosahujú lepšie výsledky v cieľovom teste ako kontrolní účastníci, potom interpolované testovanie uľahčilo nové učenie (tj efekt testovania dopredu). Účinok dopredného testovania je robustný a bol pozorovaný pri rôznych podmienkach (prehľad pozri Chan, Manley a kol., 2018).

Čo robí cistanche-zlepšuje pamäť

Hoci existuje bohatá literatúra o efekte testovania vpred, väčšina štúdií bola empiricky orientovaná (porov. Chan a kol., 2020; Chan, Manley a kol., 2018; Kliegl & Bäuml, 2021). Nedávno výskumníci začali skúmať mechanizmy, ktoré sú základom tohto účinku (prehľad pozri Chan, Meissner a kol., 2018; Pastötter & Bäuml, 2014; Yang a kol., 2018), ale počet empirických štúdií ďaleko predbehol tých teoretických. Cieľom súčasnej štúdie teda bolo rozšíriť teoretické chápanie efektu dopredného testovania. Konkrétne sme poskytli kritický test vysvetlenia uvoľnenia z proaktívneho rušenia (Szpunar et al., 2008; Yang et al., 2018), čo naznačuje, že interpolačné testovanie uľahčuje následné učenie, pretože izoluje účastníkov proti hromadeniu proaktívneho rušenia (PI ) z predchádzajúceho učenia. Nižšie uvádzame relevantnú literatúru a vysvetľujeme motiváciu našej štúdie.

Obr. 1 Návrh pre štyri experimenty. S=štúdium, M=matematika, T=test. Dolné indexy označujú štruktúry zoznamov (ML=Zmiešaný zoznam, BL=Zoznam blokovaných). V zmiešanom zozname boli prezentované slová z viacerých kategórií. V blokovanom zozname boli uvedené slová z jednej kategórie. Číslo v dolných indexoch označuje číslo zoznamu (napr. L1=zoznam 1, L2=zoznam 2)

Proaktívne rušenie a dopredný testovací efekt

Proaktívne zasahovanie hrá dôležitú úlohu pri učení študentov. Predpokladajme, že niektorí študenti navštevujú kurzy španielčiny a francúzštiny v ten istý deň. Na hodine španielčiny sa dozvedeli, že slovo amor znamená láska. O pár hodín neskôr sa na hodine francúzštiny dozvedeli, že amour (s „u“) znamená láska. Neskôr, ak budú študenti požiadaní, aby napísali lásku vo francúzštine, mohli by si spomenúť amor namiesto amor. Tento príklad ukazuje jeden scenár, v ktorom predchádzajúce učenie (španielčiny) zasahuje do nového učenia (francúzštiny), tj proaktívne zasahovanie (PI).

PI je široko považovaný za hlavný zdroj zabúdania (pre recenzie pozri Crowder, 1976; Kliegl & Bäuml, 2021). V jednej z prvých demonštrácií efektu dopredného testovania Tulving a Watkins (1974) považovali izoláciu PI za príčinný faktor tohto účinku. Vo svojej štúdii účastníci študovali dva zoznamy (prvý obsahujúci asociácie AB a druhý obsahujúci asociácie AC) a potom sa pokúsili spomenúť si na slová z oboch zoznamov v modifikovanom modifikovanom teste voľného stiahnutia (MMFR). Kľúčovou manipuláciou bolo, či boli účastníci testovaní na prvom zozname AB predtým, ako sa naučili druhý zoznam AC (tj prítomnosť alebo absencia interpolovaného testovania), a ich výsledky ukázali, že okamžité testovanie zoznamu 1 výrazne zvýšilo zapamätanie zoznamu 2 Tulving a Watkins interpretovali toto zistenie tak, že ukazuje, že „interpolácia činnosti vyžadujúcej explicitné vyhľadávanie uložených informácií zrejme izoluje zoznam AB od zoznamu AC spôsobom, ktorý odstraňuje prvý ako rušivý komponent pri učení sa druhého“ (str. 192).

Súťaž v odpovedi je mechanizmus, prostredníctvom ktorého PI zhoršuje následné učenie. Konkrétne, v porovnaní so situáciou, v ktorej sa účastníci učia iba cieľový zoznam, predchádzajúce učenie zvyšuje počet kandidátov na vyhľadávanie pre danú nápovedu a tieto položky si navzájom konkurujú a interferujú s vybavovaním cieľových položiek. Všeobecne akceptovaným spôsobom merania úrovne súťaživosti odpovedí a PI je vniknutie položiek z necieľových zoznamov (zoznamov) počas testovania stiahnutia (Bäuml & Kliegl, 2013; Chan, Meissner a kol., 2018; Crowder, 1976; Darley & Murdock, 1971; Pierce a kol., 2017; Postman & Hasher, 1972; Underwood, 1975; Yang a kol., 2018; Zaromb & Roediger, 2010).

Experiment Cistanche deserticola

Ako dôkaz toho, že interpolované testovanie podporuje nové učenie očkovaním študentov proti vplyvu PI, mnohé štúdie ukázali, že interpolované testovanie môže znížiť prieniky z predchádzajúceho učenia. Napríklad Darley a Murdock (1971) zistili, že u študentov je oveľa menej pravdepodobné, že sa dopustia vniknutia do predtým testovaných položiek, než do predtým netestovaných. Vo svojej štúdii účastníci študovali desať zoznamov slov, pričom očakávali kumulatívny test. Po preštudovaní každého zoznamu účastníci vykonali test okamžitej pamäte pre polovicu zoznamov a počítali dopredu po troch pre ostatné zoznamy. Pri skúmaní frekvencie prienikov z predchádzajúceho zoznamu počas testov okamžitého stiahnutia, Darley a Murdock zistili, že väčšina prienikov (tj 81 percent) patrila do netestovaných zoznamov, čo ukazuje, že testované položky môžu byť menej náchylné na súťaž v odozve ako netestované položky. Toto financovanie možno interpretovať ako dôkaz výhody skorého výberu (tj testované položky s menšou pravdepodobnosťou prídu na myseľ, keď sa účastníci pokúšajú získať práve študované, netestované položky) alebo výhodu neskorej korekcie (tj účastníci môžu ľahko zadržať vyzdvihnutý predmet, ak si pamätajú, že predmet bol stiahnutý). V každom prípade obe možnosti naznačujú, že prínos testovania môže prameniť zo zníženia PI.

Uvoľnenie z účtu PI

V štúdii, ktorá oživila záujem o fenomén efektu dopredného testovania, Szpunar et al. (2008) ukázali, že po preštudovaní piatich vzájomne súvisiacich zoznamov slov sa účastníci, ktorí boli testovaní na zoznamoch 1–4, dopustili menšieho počtu prienikov počas spomínania na zoznam 5 ako účastníci, ktorí neboli testovaní na zoznamoch 1–4. Okrem toho si testovaní účastníci pamätali viac položiek zo zoznamu 5 ako kontrolní účastníci. Na základe týchto výsledkov Szpunar a kolegovia navrhli účet release-fromPI – tak, že testovanie naočkovalo účastníkov proti nahromadeniu PI, a to bolo zase zodpovedné za vzdelávacie výhody zoznamu 5 medzi testovanými účastníkmi. Iné štúdie tiež uviedli podobné zistenia, že prerušované testovanie znížilo prieniky a podporilo nové učenie (Chan, Manley a kol., 2018; Weinstein a kol., 2011, 2014; Yang a kol., 2018).

Pretože PI je teoreticky neutrálny, tento účet release-fromPI ponecháva otvorené kandidátske mechanizmy, prostredníctvom ktorých interpolované testovanie zlepšuje nové učenie. PI môže degradovať následné učenie prostredníctvom procesov, ktoré fungujú buď pri získavaní alebo pri kódovaní. V tomto článku sme sa zamerali na vysvetlenie PI založené na vyhľadávaní pre efekt dopredného testovania. Szpunar a kol. (2008) pripisovali efekt testovania vpred zlepšeniu v diskriminácii v zozname – myšlienkou je, že testovanie zvyšuje uchovanie testovaných položiek, čo zase umožnilo účastníkom lepšie rozlíšiť členstvo v zozname študovaných položiek a vyhnúť sa prienikom (pozri tiež Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Postman a kol., 1968; Postman & Keppel, 1977) – v dôsledku toho sa pôvodná konceptualizácia účtu uvoľnenia z PI zamerala na procesy vyhľadávania a my sme tu urobili to isté.

Ak interpolované testovanie zlepšuje nové učenie, pretože znižuje PI, potom výhoda priameho testovania pre správne zapamätanie by mala byť sprevádzaná znížením prienikov. V súlade s touto myšlienkou sa v nedávnej metaanalýze (Chan, Meissner, et al., 2018) z 38 štúdií, v ktorých sa pozoroval efekt priameho testovania a boli hlásené prieniky, 36 zistilo, že interpolované testovanie znížilo prieniky. hmotnosti na účet uvoľnenia z PI. Táto úvaha je však založená na korelácii (v rámci štúdií skutočne existuje robustná korelácia medzi veľkosťou účinku priameho testovania pri správnom vyvolaní a prienikmi v údajoch Chana a kol., r=-.60 , p < 0,001) a niekoľko štúdií poskytlo priamy test účtu release-fromPI. Konkrétne, ak interpolované testovanie zosilňuje nové učenie znížením vplyvu PI, potom by veľkosť efektu testovania vpred mala závisieť od úrovne PI, s ktorou sa študenti stretávajú – to znamená, že výhody testovania by mali byť výraznejšie, keď sa od študentov očakáva, že budú zažiť väčšie PI.

Szpunar a kol. (2008) poskytli priamy test účtu uvoľnenia z PI v Experimente 2. Konkrétne manipulovali s PI zmenou počtu netestovaných zoznamov, ktoré si účastníci museli preštudovať pred cieľovým zoznamom (pozri obr. S1 online Doplnkový materiál (OSM) na https://osf.io/wghbc/ pre ich dizajn) a PI bol navrhnutý tak, aby sa vytvoril naprieč zoznamami. Účastníci s podmienkou testovania každého zoznamu by mali byť menej náchylní na negatívne účinky PI. Naopak, tie v kontrolných podmienkach boli testované iba na jednom zozname spomedzi zoznamov 2 – 5 (napr. jedna skupina bola testovaná iba na zozname 2, jedna skupina na zozname 3 atď.) a očakávalo sa, že úroveň PI bude byť úmerné počtu netestovaných zoznamov pred testovaním. V súlade s predpokladom, že predchádzajúce testovanie znižuje nahromadenie PI pri porovnaní počtu prienikov produkovaných účastníkmi v kontrolných podmienkach s účastníkmi v teste na každom zozname, Szpunar a kol. zistili, že prieniky narastali so zvyšujúcim sa počtom netestovaných zoznamov a tento nárast prienikov bol sprevádzaný zvýšením efektu dopredného testovania na správne stiahnutie.

Hoci výsledky Szpunara et al. (2008) podporili údaj o uvoľnení z PI, manipulácia s úrovňou PI počtom zoznamov štúdií vyvoláva problém s interpretáciou, pretože táto manipulácia s PI je zamieňaná s frekvenciou testov. Pri porovnávaní účastníkov v podmienke test-každý zoznam s účastníkmi v kontrolnej podmienke boli výhody interpolovaného testovania väčšie, keď účastníci kontrolnej podmienky študovali viac netestovaných zoznamov. Jednou interpretáciou tohto zistenia je, že interpolované testovanie znižuje vplyv súťaživosti odozvy počas stiahnutia, čo vedie k efektu dopredného testovania. Rovnako životaschopné sú však aj iné vysvetlenia. Napríklad sémantické zhlukovanie pri vyvolávaní, ktoré slúži ako indikácia organizácie pamäte, sa zvyšuje s frekvenciou testov (Chan a kol., 2020; Zaromb & Roediger, 2010) a toto financovanie sa zvyčajne pripisuje optimalizácii stratégie. Okrem toho zvýšenie počtu interpolovaných testov môže podporiť pozorné kódovanie z dôvodu častého výskytu testovacích signálov pre účastníkov, že budú pravdepodobne čoskoro testovaní znova – takže účastníci zaznamenajú zvýšenie očakávanej dĺžky testu. Dôležité je, že ani jeden z týchto účtov nevyžaduje uvoľnenie z PI ako vysvetľujúci mechanizmus. V našom prehľade literatúry všetky štúdie (okrem štúdie Nunes & Weinstein, 2012, štúdie opísanej nižšie), ktoré poskytli podporu pre vydanie z účtu PI, trpia podobnými problémami, takže existujúce údaje neposkytujú jednoznačnú podporu pre vydanie -z-účtu PI.

Cistanche prášok

Manipulácia s PI metódou zmeny obsahu

V tejto štúdii sme sa zamerali na izoláciu našej manipulácie s PI od testovacej frekvencie. Na tento účel sme menili PI pomocou metódy zmeny obsahu v tradičnej Brown-Petersonovej paradigme (Brown, 1958; Peterson & Peterson, 1959). Stručne povedané, PI sa akumuluje, keď účastníci študujú sériu podobných položiek (napr. slová z rovnakej kategórie, ako je ovocie), ale keď sa obsah študijnej položky zmení (napr. na slová v inej kategórii, ako sú zvieratá) Študenti zažívajú oslobodenie od proaktívnej interferencie, pretože môžu použiť zmenu sémantickej kategórie na obmedzenie svojho hľadania v pamäti počas vyhľadávania (napr. pokusom získať iba zvieratá, Wickens a kol., 1963, 1981).

Paradigma zmeny obsahu je ideálne vhodná na preskúmanie účtu uvoľnenia z PI z dvoch dôvodov. Po prvé, táto metóda nám umožnila manipulovať s úrovňou PI, ktorú účastníci zažili, bez toho, aby sa zmenilo množstvo informácií, ktoré museli študovať. Ešte dôležitejšie je, že metóda zmeny obsahu poskytuje spôsob, ako meniť PI v kategorizovaných zoznamoch bez zmeny slov, ktoré účastníci študujú v rôznych podmienkach. To znamená, že všetci účastníci študovali rovnaké slová, ale PI bol manipulovaný prostredníctvom poradia prezentácie. Po druhé, pretože naším teoretickým cieľom je preskúmať, či je uvoľňovanie z PI, ako fenomén založený na vyhľadávaní, zodpovedné za výskyt efektu dopredného testovania, je obzvlášť sľubné, že zmena obsahu bola identifikovaná ako postup, ktorý špecificky ovplyvňuje vyhľadávanie. zložka účinkov PI (Engle, 1975; Gardiner a kol., 1972; Kliegl & Bäuml, 2021; Wixted & Rohrer, 1993).

Nunes a Weinstein (2012) pomocou metódy zmeny obsahu uviedli, pokiaľ je nám známe, jediný kauzálny dôkaz pre uvoľnenie z účtu PI. Vo svojich experimentoch účastníci študovali päť sád slov Deese-Roediger-McDermott (DRM, Roediger & McDermott, 1995). V experimente 1 boli slová, ktoré patrili ku každej téme DRM, rozložené do piatich študijných zoznamov, pričom každý zoznam obsahoval troch spolupracovníkov zo šiestich tém DRM. Testovaní účastníci vykonali test po každom zozname, zatiaľ čo účastníci kontrolnej skupiny riešili matematické problémy po zoznamoch 1 až 4 a test vykonali až po zozname 5. Nie je prekvapením, že bol pozorovaný efekt dopredného testovania (správne=0.77, narušenie=1.29).

Hoci výsledky z experimentu 1 Nunesa a Weinsteina (2012) rozšírili efekt dopredného testovania zo zoznamov kategorizovaných podľa mačiek na asociatívne zoznamy DRM (Weinstein et al., 2010), kritické zistenia pochádzajú z Experimentu 2. Tu sú slová z každého DRM téma obsadila jediný študijný zoznam medzi zoznamami 1 a 4. Piaty zoznam bol podobný experimentu 1, takže obsahoval tri slová z každej zo štyroch študovaných tém DRM. Kľúčovým zistením je, že účastníci v testovaných a kontrolných podmienkach si vybavili prakticky identické podiely slov cieľového zoznamu – nedochádzalo k žiadnemu efektu testovania. Okrem toho účastníci v oboch podmienkach vyvolali veľmi málo prienikov. Podľa Nunesa a Weinsteina, keď každý zoznam obsahoval jednu tému DRM, zmena sémantického obsahu medzi zoznamami oslobodila účastníkov od negatívneho vplyvu PI. Ak interpolované testovanie zosilňuje nové učenie, pretože uvoľňuje študentov z PI, a ak prepínač obsahu minimalizuje nahromadenie PI v kontrolnom stave, potom sa výhody interpolovaného testovania stanú irelevantnými a efekt dopredného testovania by sa mal eliminovať. Stalo sa to v Nunesovom a Weinsteinovom Experimente 2, čím sa poskytla silná podpora pre účet release-from-PI.

Pokiaľ je nám známe, Nunes a Weinstein (2012) je jedinou štúdiou, ktorá skúmala uvoľnenie z účtu PI pomocou metódy zmeny obsahu. Niekoľko charakteristík ich experimentov však sťažovalo vyvodenie silných záverov. Po prvé, pretože Nunes a Weinstein nemanipulovali s poradím prezentácie v rovnakom experimente, je potrebné krížové experimentálne porovnanie medzi experimentmi 1 a 2, aby sa zistilo, či zníženie PI oslabilo efekt priameho testovania. Po druhé, hlavný záver štúdie Nunesa a Weinsteina závisí od nulového efektu (tj bez efektu dopredného testovania) v experimente 2, ale tento experiment mal iba 35 účastníkov a kritické porovnanie bolo medzi subjektmi. Experimenty 1 a 2 (napr. každý zoznam obsahoval 18 slov v Experimente 1, ale iba 12 slov v Experimente 2) a Nunes a Weinstein úplne nevyvážili svoje slová naprieč zoznamami štúdií, ako napríklad, že slová, ktoré sa objavili v cieľovom zozname, nikdy sa objavil v iných zoznamoch. Nedostatočné vyváženie obmedzovalo zovšeobecnenie výsledkov – je možné, že namiesto manipulácie s nízkym PI, ktorá eliminovala efekt dopredného testovania v Experimente 2, to boli konkrétne slová, ktoré sa objavili v zozname 5, ktoré neboli z nejakého dôvodu prístupné. na preukázanie efektu dopredného testovania. Hoci sa táto možnosť môže zdať vzdialená, zaslúži si pozornosť, pretože cieľový zoznam Nunesa a Weinsteina obsahoval úplne odlišné slová v experimentoch 1 a 2, čo ešte viac znásobilo ťažkosti pri vyvodzovaní záverov na základe tohto krížového porovnania.

Aktuálna štúdia

V našich experimentoch 1 a 2 sme manipulovali s PI a intervenčnými úlohami vo faktoriálnom dizajne medzi subjektmi (pozri obr. 1). Konkrétne, PI bola manipulovaná prezentáciou slov z rovnakej kategórie naprieč zoznamami (High-PI) alebo v rámci zoznamov (LowPI) a intervenujúca úloha bola manipulovaná tak, že účastníkom bol po každom necieľovom zozname poskytnutý interpolovaný test alebo interpolovaná fáza pokračovania. Všetci účastníci absolvovali test na záverečnej, cieľovej listine. V stave s vysokým PI účastníci študovali zmiešané zoznamy obsahujúce slová z niekoľkých kategórií, pričom v každom zozname sa objavili rôzne slová z rovnakých kategórií, čím poskytli príležitosť na hromadenie PI. V stave nízkeho PI účastníci študovali blokované zoznamy obsahujúce slová z jedinečnej kategórie pre zoznamy 1 až 4 a posun v kategórii medzi zoznamami bol navrhnutý tak, aby sa uvoľnilo nahromadenie PI. Ak sa objaví efekt dopredného testovania, pretože testovanie izoluje nahromadenie proaktívneho rušenia, mali by sme pozorovať menší efekt dopredného testovania v stave Low-PI ako v stave High-PI. Na základe údajov z experimentu Nunes a Weinstein's Experiment 2 (2012) by sa dalo očakávať, že efekt dopredného testovania bude eliminovaný v podmienkach s nízkym PI, pretože manipulácia so zmenou obsahu by mala negovať výhodu interpolovaného testovania znižujúcu PI. Na náhľad, na rozdiel od tejto predpovede, sme zistili robustný dopredný testovací účinok v podmienkach High-PI aj Low-PI a veľkosť účinku nebola ovplyvnená manipuláciou s PI. Preto sme sa zamerali na priamu replikáciu Nunesovho a Weinsteinovho experimentu 2 v našich experimentoch 3 a 4.

Experiment 1

Metóda

Dizajn a účastníci

Účastníkmi bolo 119 vysokoškolských študentov z Iowskej štátnej univerzity, ktorí dokončili experiment na získanie kreditov za kurz. V testovacom stave s vysokým PI bolo 29 účastníkov, 30 v testovacom stave s vysokým PI, 32 v testovacom stave s nízkym PI a 30 v stave s nízkym PI, opätovné štúdium. Údaje od 14 účastníkov neboli analyzované, pretože traja (tj jeden v testovacom stave High-PI; dvaja v stave Low-PI, preštudovanie) nedodržali pokyny a chyba programovania spôsobila, že údaje pre 11 účastníkov boli nepoužiteľné (tj. šesť v testovacom stave s nízkym PI; päť v stave s nízkym PI, preštudovanie). Konečná vzorka zahŕňala údaje od 107 účastníkov, z ktorých 28 bolo v testovacom stave s vysokým PI, 30 v testovacom stave s vysokým PI, 26 v testovacom stave s nízkym PI a 23 v stave s nízkym PI, opätovné štúdium. . Uskutočnili sme analýzu sily citlivosti pomocou G*Power (Faul a kol., 2007), aby sme vypočítali veľkosť účinku, ktorú je možné zistiť na základe našej zhromaždenej veľkosti vzorky. Na túto analýzu sme použili stav s nízkym PI (v kombinácii n=49), pretože tento stav mal menej účastníkov ako stav s vysokým PI. Minimálna veľkosť efektu, ktorú možno detegovať pomocou sily 0,80, bola d=0,82, čo bolo porovnateľné s veľkosťou metaanalytického efektu (d=0,75, Chan, Meissner a kol., 2018). Ako bude zrejmé, nedostatočná štatistická sila nebola v našich experimentoch nikdy problémom, pretože naše pozorované veľkosti účinku vždy presahovali túto minimálnu zistiteľnú veľkosť účinku (pri sile 0,80) bez ohľadu na to, či boli účastníci v stave s vysokým alebo nízkym PI.

Materiály a postup

Pre experimenty 1 a 2 sme sa rozhodli použiť materiály, ktoré sú podobné väčšine štúdií, ktoré preukázali účinok testovania dopredu. Na tento účel sme vybrali slová zo štyroch kategórií (tj ovocie, zvieratá, časti tela a šport), z ktorých každá mala aspoň 20 príkladov v normách Van Overschelde, Rawson a Dunlosky (2004). Priemerné hodnotenia typickosti sa medzi kategóriami nelíšili (Movocie=0,18, Manimals=0,18, Mbodyparts=0,18, Msports=0,18), F(3 , 76)=0.01, p=0,999, B01=14,45.

Účastníci študovali päť 16-zoznamov slov. V stave High-PI každý zoznam obsahoval štyri exempláre z každej zo štyroch kategórií. Priemerné hodnotenia typickosti sa medzi zoznamami nelíšili (rozsah=0,17 – 0,18), F(4, 75)=0,01, p=0,999, B{{11 }}.44. Všetky slová v zozname boli prezentované v pseudonáhodnom poradí, pričom položky z rovnakej kategórie neboli nikdy prezentované za sebou. V stave Low-PI každý z prvých štyroch zoznamov obsahoval slová z jednej kategórie prezentované v náhodnom poradí (napr. zoznam 1 môže obsahovať iba ovocie, zoznam 2 môže obsahovať iba zvieratá). Najdôležitejšie je, že zoznam 5 bol identický pre účastníkov v podmienkach nízkeho PI aj vysokého PI a obsahoval štyri nové slová z každej zo štyroch študovaných kategórií. Preto bol PI manipulovaný štruktúrou zoznamov 1–4. Úplný súbor materiálov nájdete v hornej časti Prílohy A.

Účastníci v skupinách do ôsmich absolvovali experiment pri počítačoch oddelených prepážkami. Účastníci boli informovaní, že budú študovať niekoľko zoznamov po 16 slov, pričom každé slovo bude prezentované dvakrát. Bolo im tiež povedané, že po preštudovaní každého zoznamu vyriešia nejaké matematické úlohy a potom ich požiadajú, aby si spomenuli na práve predložený zoznam, alebo aby si zoznam preštudovali. Účastníci boli kriticky informovaní, že počítač náhodne určil, či sa po každom zozname uskutoční test, takže môžu byť „požiadaní, aby si spomenuli slová po každom zozname, iba po jednom alebo dvoch zoznamoch alebo vôbec nikdy“. V skutočnosti účastníci buď dostali test pre každý zoznam (podmienka testu), alebo boli testovaní iba na zozname 5 (podmienka opätovného štúdia). Aby sa zaistilo, že účastníci budú študovať každý zoznam zámerne, bolo im ďalej povedané, že existuje kumulatívny test na stiahnutie všetkých zoznamov bez ohľadu na to, koľko testov dostali.

Na začiatku každého zoznamu výzva 2- informovala účastníkov o čísle zoznamu (napr. „Toto je zoznam slov 1“), po ktorom nasledoval fixný kríž 1-. Ďalej boli slová prezentované po 4 s s interstimulačným intervalom 500- ms. Každý zoznam bol prezentovaný dvakrát bez prestávky a druhé poradie prezentácie bolo odlišné od prvého. Priraďovanie slov k zoznamom bolo medzi účastníkmi vyvážené. Po preštudovaní každého zoznamu účastníci dokončili desať problémov z algebry po 6 sekundách, aby vyčistili krátkodobú pamäť, a potom dostali výzvu na zavolanie alebo opätovné preštudovanie. Účastníci v testovacej podmienke mali 60 sekúnd na to, aby si spomenuli na slová z posledného zoznamu, zatiaľ čo tí, ktorí boli v stave odpočinku, videli tie isté slová znova, ale v novom náhodnom poradí. Všetci účastníci dostali 60 s, aby si spomenuli na slová zo zoznamu 5. Účinok dopredného testovania sa zistí, ak si účastníci v testovacej podmienke vybavia viac slov zo zoznamu 5 ako účastníci v stave odpočinku. Účastníci potom dokončili úlohu Reading Span (Conway a kol., 2005) ako výplňovú aktivitu počas 20 minút a potom absolvovali kumulatívny test na zoznamy 1–5. Úlohy RSPAN a kumulatívneho odvolania boli zahrnuté, aby sa zabezpečilo, že experiment trval približne 40 minút na účely udeľovania kreditov za kurz a nebol hodnotený. Nakoniec účastníci dokončili krátky demografický prieskum a boli informovaní.

Tabuľka 1 Necieľový interpolovaný výkon testu v experimentoch 1–4

Poznámka. Smerodajné odchýlky sú v zátvorkách

Výsledky

Pre úplnosť, podiely správneho zapamätania pre necieľové zoznamy sú uvedené v tabuľke 1. Ale zameraním nášho výskumného cieľa bolo zapamätanie cieľového zoznamu. Pri všetkých experimentoch najprv uvádzame frekvenciu prienikov počas vyvolania zoznamu cieľov, čo poskytuje mieru PI. Vniknutia sme definovali ako vyvolanie slov z akéhokoľvek necieľového zoznamu. Extralistové prieniky sa nezohľadnili, pretože nepredstavujú proaktívne zasahovanie z predchádzajúceho učenia sa zoznamu. Ak bola manipulácia s PI úspešná, malo by byť menej prienikov v stave Low-PI ako v stave High-PI.

Vo všetkých experimentoch sa účastníci, ktorých prieniky boli väčšie ako 2 SD od priemeru, považovali za odľahlé hodnoty. Vzhľadom na to, že sme účastníkom výslovne povedali, aby si spomenuli na slová len z najnovšieho zoznamu, tí, ktorí sa dopustili veľmi vysokého počtu vniknutí, nemuseli postupovať podľa pokynov. Napríklad, ak si účastník spomenul na osem nábytkových slov hneď po preštudovaní zoznamu zvierat, myslíme si, že je pravdepodobné, že tento účastník nepostupoval podľa pokynov. Aby sme boli komplexní, vykonali sme všetky naše analýzy s odľahlými hodnotami a bez nich. Výsledky bez odľahlých hodnôt uvádzame ako predvolené, ale tiež upozorňujeme, keď zahrnutie odľahlých hodnôt viedlo k odlišným záverom (pre náhľad iba jedna analýza v experimente 3 priniesla iný výsledok). Okrem toho je celý súbor údajov v rámci Open Science Framework na https://osf.io/wghbc/ a na obr. S2 a S3 OSM predstavujú výsledky vrátane odľahlých hodnôt. Žiadny z experimentov nebol vopred zaregistrovaný.

Po nahlásení údajov o vniknutí nahlásime správne stiahnutie zoznamu cieľov. Skúmali sme, či hladina PI ovplyvnila veľkosť účinku testovania dopredu. Ak znížené PI zohráva kauzálnu úlohu, mali by sme pozorovať menší priamy testovací účinok v stave s nízkym PI ako v stave s vysokým PI. Preskúmali sme tiež koreláciu medzi prienikmi a správnym vybavovaním v cieľovom zozname. Očakávame, že tieto dve premenné by mali súvisieť negatívne, takže účastníci s menším počtom prienikov by mali vykazovať väčšiu správnu pamäť – všimnite si však, že táto korelácia neznamená príčinnú súvislosť.

Na štatistické závery sme použili obojstranné testy s ⍺=0,05. Uvádzame aj Bayesove faktory. Keď je výsledok významný, uvádzame B10, čo znamená podporu pre alternatívnu hypotézu; keď výsledok nie je významný, uvádzame B01, čo naznačuje podporu nulovej hypotézy. Tento prístup sme zvolili tak, že väčší Bayesov faktor vždy naznačuje väčšiu podporu pre posudzovaný efekt (nulový alebo iný). Všetky Bayesovské analýzy boli vykonané s použitím predvolených priorít (tím JASP, 2020).

Vniknutia počas vyvolávania zoznamu 5

V celej vzorke bola priemerná frekvencia prienikov 1,03 a štandardná odchýlka 1,84. V súlade s tým boli údaje od piatich účastníkov, ktorí sa dopustili viac ako 4,71 prienikov (tj 1,03 plus 2*1.84=4,71), považované za odľahlé a vylúčené z analýz. Ľavý panel na obr. 2 zobrazuje údaje o vniknutí. Vykonali sme ANOVA 2 (intervenujúca úloha: test vs. opakovaná štúdia) × 2 (úroveň PI: vysoká vs. nízka) s frekvenciou prienikov počas vybavovania zoznamu 5 ako závislou premennou. Intervenujúca úloha mala významný hlavný účinok, F(1,98)=34.84, p < 0.001, d=1.14, B10=108753.94, takže preštudovaní účastníci (M=1.31) sa dopustili viac prienikov ako testovaní účastníci (M=0.19). Nie je prekvapujúce, že interpolované vyhľadávanie znižuje prieniky, keďže tento účinok bol široko preukázaný (Chan, Manley, et al., 2018; Szpunar et al., 2008; Weinstein et al., 2011). Dôležitejšie pre súčasné účely je, že hlavný vplyv úrovne PI bol významný, F(1,98)=12,27, p=0,002, d=0,59, B{ {40}}.36, pričom účastníci v stave s vysokým PI (M=1.02) sa dopustili takmer trojnásobku prienikov v porovnaní s účastníkmi v stave s nízkym PI (M=0 0,38), čo ukazuje, že naša manipulácia s PI bola úspešná.

Obr. 2 Frekvencia prienikov počas vyvolania zoznamu 5 (vľavo) a podiel správneho vyvolania zoznamu 5 (vpravo) ako funkcia intervenujúcej úlohy a úrovne PI v experimente 1. Chybové úsečky zobrazujú popisné intervaly konverzácie 0,95. Každá bodka predstavuje údaje od jednotlivého účastníka. Jitter bol zavedený na horizontálne rozptýlenie údajových bodov, aby sa zvýšila viditeľnosť

Interakcia medzi intervenujúcou úlohou a úrovňou PI bola tiež významná, F(1,98)=5,61, p=0,020, ηp 2=0,04, B{{8} }.73. Konkrétne testovaní účastníci produkovali minimálne prieniky bez ohľadu na úroveň PI (MHigh-PI=0.29 vs. MLow-PI=0.08), t(52)=1.50, s.=0,139, d=0,41, B01=1 0,45, ale preštudovaní účastníci produkovali podstatne menej prienikov, ak boli v stave nízkeho PI, než v stave vysokého PI (MHvysoké -PI=1,81 vs. MLow-PI=0,73), t(46)=3,02, p=0,004, d=0 0,87, B01=9,70.

Uveďte 5 správneho zapamätania

Pravý panel na obr. 2 zobrazuje správne vyvolané dáta zo zoznamu 5. Rovnaká ANOVA 2 × 2 ukázala hlavný efekt pre intervenujúcu úlohu, F(1,98)=15,95, p < .001, d=0,81, B{{ 11}} 0,75, čo ukazuje celkový efekt testovania dopredu (Mtest=0,51 vs. Mrestudy=0,34). Manipulácia s PI neovplyvnila správne stiahnutie (MHigh-PI=0,43 vs. MLow-PI=0,44), F(1,98)=0,05, p {{27 }} 0,826, d=0,05, B01=4,64. Čo je ešte zaujímavejšie, interakčný efekt tiež nebol významný, F(1,98)=0,78, p=0,379, ηp 2=0,01, B01=2 0,95. Na rozdiel od očakávaní, že zníženie PI by tiež znížilo veľkosť účinku testovania vpred, testovacia skupina výrazne prekonala skupinu na pokračovaní štúdia v oboch podmienkach s nízkym PI (Mtest=0,50 vs. Mrestudy=0,36), t(46)=2,78, p=0,008, d=0,81, B10=5,88 a stav HighPI (Mtest { {57}} 0,52 vs. Mrestudy=0,32), t(52)=3,00, p < 0,001, d=0,82, B10=9 .76. Veľkosť účinku priameho testovania (tj veľkosť účinku) bola takmer identická bez ohľadu na podmienky PI. Robustný dopredný testovací účinok v podmienkach Low-PI bol jasne v rozpore s údajmi Nunesa a Weinsteina z Experimentu 2. Hoci manipulácia s PI neovplyvnila efekt testovania vpred, ako predpovedal účet uvoľnenia z PI, pozorovali sme podstatnú negatívnu koreláciu medzi prienikmi a správnym vyvolaním, r(100)=-.45, p < .001, B10=8154.72, takže jednotlivci, ktorí si spomenuli na správnejšie položky, tiež produkovali menej prienikov (pozri obr. 3). Bližšie skúmanie odhalilo, že táto korelácia bola do značnej miery spôsobená účastníkmi v stave odpočinku, r(46)=-,45, p < 0,001, B10=25,82, keďže účastníci testu mali úroveň prienikov blízko podlahy, čím sa obmedzí rozsah skóre tejto premennej a minimalizuje sa pravdepodobnosť nájdenia akýchkoľvek korelácií, r(52)=-.15, p=0.284, B{{92 }}.37.

Diskusia

Účelom experimentu 1 bolo preskúmať, či je veľkosť účinku priameho testovania náchylná na rozdiely v proaktívnej inferencii. Ako sa očakávalo, účastníci v stave s vysokým PI produkovali viac prienikov ako ich náprotivky s nízkym PI. Ďalej boli účinky PI zmiernené interpolovaným testovaním. Stručne povedané, údaje o vniknutí potvrdili našu manipuláciu s PI. Napriek týmto výsledkom nebol manipuláciou s PI ovplyvnený ani podiel správneho stiahnutia, ani veľkosť účinku priameho testovania, čo naznačuje, že uvoľnenie z proaktívnej interferencie môže byť skôr dôsledkom než príčinou účinku priameho testovania. Ďalším zaujímavým výsledkom bola robustná negatívna korelácia medzi správnym vyvolaním a prienikmi, aj keď PI bolo ovplyvnené iba druhým. V nominálnej hodnote je táto korelácia v súlade s účtom uvoľnenia z PI, pretože účastníci, ktorí majú menej PI, vykazovali väčšiu správnu pamäť, takže testovanie môže zlepšiť nové učenie, pretože znižuje nahromadenie PI. Dôsledky tejto korelácie zvažujeme podrobnejšie vo Všeobecnej diskusii, ale stačí povedať, že naše údaje naznačujú, že negatívna súvislosť medzi správnym stiahnutím a vniknutím neznamená príčinnú súvislosť. Spojenie týchto premenných môže byť skôr poháňané treťou premennou, ako je zvýšená pozornosť alebo vylepšená organizácia pamäte v dôsledku testovania (Chan et al., 2020).

Obr. 3 Bodový graf znázorňujúci vzťah medzi frekvenciou vniknutí počas stiahnutia zo zoznamu 5 a podielom správneho stiahnutia zo zoznamu 5 v experimente 1. Na individuálnom základe sú frekvencie vniknutí vždy celé čísla, takže údaje sa značne prekrývajú bodov. Na zlepšenie viditeľnosti hustoty údajov sme zaviedli jitter na horizontálne rozptýlenie údajových bodov

Aj keď údaje v experimente 1 ukazujú, že zníženie PI nemusí hrať kauzálnu úlohu v efekte priameho testovania, zostalo možné, že sme pozorovali efekt priameho testovania v stave s nízkym PI, pretože naša manipulácia s PI bola príliš slabá. Konkrétne, účastníci v stave Low-PI, Restudy mohli stále zažiť podstatne väčšie PI ako ich testovaní náprotivky, pretože zoznam 5 obsahoval slová z kategórií, ktoré sa objavili v zoznamoch 1–4. Túto možnosť možno preskúmať porovnaním údajov o vniknutí medzi testovanými a preštudovanými účastníkmi v podmienkach LowPI. Aj keď bolo PI zamýšľané ako nízke, testovaní účastníci (M=0.08) sa dopustili oveľa menšieho počtu prienikov ako preštudovaní účastníci (M=0.73), t(46)=3 0,10, p=0,003, d=0,90, B10=11,58. Toto zistenie ukazuje, že naša manipulácia nespôsobila, že sila testovania na zníženie PI je irelevantná, čo by mohlo vysvetľovať, prečo sme našli efekt dopredného testovania v stave Low-PI.

V experimente 2 sme sa zamerali na ďalšie zníženie PI pre účastníkov v stave nízkeho PI. Na tento účel každý zoznam vrátane cieľového zoznamu obsahoval iba slová z jednej kategórie. Logikou je minimalizovať vplyv PI na učenie a vybavovanie cieľového zoznamu odstránením možnosti, že slová v cieľovom zozname by účastníkom pripomínali predtým študované zoznamy.

Experiment 2

Metóda

Dizajn a účastníci

Úroveň PI (vysoká vs. nízka) a intervenčná úloha (test verzus ďalšie štúdium) boli medzi subjektmi manipulované. Účastníkmi bolo 120 vysokoškolských študentov z Iowa State University, ktorí sa zúčastnili kreditov kurzov. Údaje od piatich účastníkov neboli analyzované, pretože traja nedodržali pokyny a dvaja sa vyskytli v počítačovej chybe. Konečná vzorka teda zahŕňala údaje od 115 účastníkov, z ktorých 31 bolo v stave High-PI, preštudovanie, 28 v testovacom stave s vysokým PI, 28 v testovacom stave s nízkym PI a 28 v stave s nízkym PI, preštudovanie. stave. Na analýzu sily citlivosti sme použili veľkosť vzorky stavu Low-PI, ktorý mal menej účastníkov. Analýza ukázala, že sme dokázali zistiť veľkosť efektu d=0,76 so silou 0,80.

Materiály a postup

Postup experimentu 2 bol identický s experimentom 1 s nasledujúcimi výnimkami. Po prvé, v stave High-PI boli tri slová z každej kategórie rozdelené do štyroch zoznamov tak, že každý zoznam obsahoval slová z rovnakých štyroch kategórií. V stave Low-PI každý zoznam vrátane cieľového zoznamu obsahoval slová z jednej kategórie. Všimnite si, že všetci účastníci študovali rovnaké slová zo štyroch kategórií, pričom jediným rozdielom medzi podmienkami je poradie prezentácie slov v zoznamoch. Úplný súbor materiálov je uvedený v prílohe A. Po druhé, boli použité slová z kategórií ovocie, zvieratá, časti tela a nábytok, ktoré mali rovnaké priemerné hodnotenie typickosti (Mfruits=0,18, Manimals { {6}} 0,18, Mbodyparts=0,18, Mfurniture=0,18), F(3, 60)=0.00, str=1 .00, B01=11.71. Nakoniec účastníci študovali štyri zoznamy po 16 slov namiesto piatich zoznamov. Experiment 1 sa uskutočnil po chronologickom cykle experimentu 2. Štúdie však boli pre účely expozície prezentované v aktuálnom poradí. Logikou bolo najprv prezentovať štúdiu so slabšou manipuláciou s PI (tj experiment 1) a potom prezentovať štúdiu so silnejšou manipuláciou s PI (tj experiment 2). Počet študijných zoznamov a materiálov sa v oboch experimentoch líšil, pretože sme potrebovali viac slov v experimente 1 na vytvorenie zoznamu 5, ktorý zahŕňal slová kategórie zo zoznamov 1 – 4 pri zachovaní dĺžky zoznamu 16 slov, a nábytok nemá dostatok príkladov. pre tento účel.

Výsledky

Vniknutia počas vyvolávania zoznamu 4

Mimoriadna hranica pre tento experiment bola 4,79 prienikov (M=0,85, SD=1,97) a údaje od siedmich účastníkov boli vylúčené. Ľavý panel na obr. 4 zobrazuje frekvenciu prienikov počas vyvolávania zoznamu 4. Pretože sa účastníci v teste s nízkym PI nedopustili vôbec žiadnych prienikov, nebolo možné vykonať ANOVA 2 (test vs. opakovanie) × 2 (vysoké PI vs. nízke PI). Vykonali sme teda t-test medzi podmienkami vysokého a nízkeho PI, aby sme preskúmali vplyv manipulácie s PI na celkovú mieru vniknutia. Ako sa očakávalo, účastníci v stave vysokého PI (M=0 0,71) vyprodukovali viac prienikov ako účastníci v stave s nízkym PI (M=0 0,11), t(106) {{24} },46, p < 0,001, d=0,67, B10=36,67. V skutočnosti sa frekvencia prienikov v podmienkach nízkeho PI nelíšila od nuly, t(52)=1,43, p=0,159, d=0,20, B{ {39}}.57. Skutočnosť, že vniknutia boli takmer úplne odstránené v stave s nízkym PI (M=0.24 pre účastníkov v stave odpočinku, pričom 23 z 25 účastníkov neprodukovalo žiadne vniknutia a zvyšní dvaja produkovali každý tri vniknutia; pozri Obr. 4) ukázal, že naša manipulácia s PI v experimente 2 mala zamýšľaný účinok. Napokon, celkovo sa preštudovaní účastníci (M=0 0,80) dopustili viac prienikov ako testovaní účastníci (M=0 0,09), t(106)=4 0,24, p < . 001, d=0.82, B10=425.83.

Obr. 4 Frekvencia prienikov počas vyvolania zoznamu 4 (vľavo) a podiel správneho vyvolania zoznamu 4 (vpravo) ako funkcia intervenujúcej úlohy a úrovne PI v experimente 2. Chybové stĺpce zobrazujú popisné intervaly spoľahlivosti 0,95. Jitter bol zavedený na horizontálne rozptýlenie údajových bodov, aby sa zvýšila viditeľnosť

Uveďte 4 správne zapamätanie

Pravý panel na obr. 4 ukazuje podiel správneho stiahnutia zoznamu 4. Vzhľadom na úspech našej manipulácie s PI by sa malo očakávať, že efekt priameho testovania bude podstatne slabší (a možno úplne chýba) v stave s nízkym PI ako v stave s vysokým PI. Avšak, podobne ako v experimente 1, interakcia medzi úrovňou PI a dočasnou aktivitou opäť nebola významná, F(1,104)=0,82, p=0,367, ηp 2=0,01, B01=2.82. Replikovaním výsledkov experimentu 1 zníženie PI nezmenšilo účinok priameho testovania. Konkrétne testovaní účastníci prekonali preštudovaných účastníkov v oboch podmienkach s nízkym PI (Mtest=0,68, Mrestudy=0,45), t(51)=3,98, p < 0,001, d=1,09, B10=111,69 a podmienka vysokého PI (Mtest=0,61, Mrestudy=0,30), t(53 )=4,68, p < 0,001, d=1,20, B10=894,56. Silný efekt testovania vpred v stave Low-PI je obzvlášť pozoruhodný vzhľadom na to, že účastníci v tomto stave neprodukovali takmer žiadne prieniky. Napriek tomu, že naša manipulácia s PI má malý vplyv na efekt dopredného testovania, opäť tu bola silná negatívna korelácia medzi správnym vyvolaním a prienikmi (pozri obr. 5), r(106)=-.44, p < 0,001, B10=8395.88 a tento efekt bol opäť vyvolaný účastníkmi v stave odpočinku, r(48)=-.41, p=0,003, B10=12. 06, a nie tie, ktoré sú v testovacom stave, r(56)=-.14, p=0.296, B01=3.58.

Diskusia

V tomto experimente sme sa pokúsili ďalej znížiť PI pre účastníkov v stave Low-PI. Na tento účel sme mali skupinové študijné slová s nízkym PI z jednej kategórie pre všetky zoznamy, čo znížilo prieniky na úroveň blízko podlahy pre účastníkov v stave s nízkym PI. Napriek tomuto výsledku zostal efekt testovania vpred silný a jeho veľkosť nebola ovplyvnená manipuláciou s PI.

Celkovo sa zistenia našich experimentov líšili od tých, ktoré uvádzali Nunes a Weinstein (2012). Ako je uvedené v úvode, kombinácia experimentov 1 a 2 je porovnateľná s našimi podmienkami HighPI a Low-PI. Konkrétne účastníci svojho Experimentu 1 študovali niekoľko tém DRM v každom zozname, ktorý je podobný nášmu stavu s vysokým PI, a v experimente 2 účastníci študovali jednotlivé témy DRM v každom zozname, čo zodpovedá nášmu stavu s nízkym PI. Účinok dopredného testovania bol zistený v experimente 1, ale tento účinok chýbal v experimente 2.

Obr. 5 Bodový graf zobrazujúci vzťah medzi frekvenciou prienikov počas vyvolávania zo zoznamu 4 a podielom správneho vyvolávania zo zoznamu 4 v experimente 2. Aby sme zlepšili viditeľnosť hustoty údajov, zaviedli sme jitter na horizontálne rozptýlenie údajových bodov

Prečo súčasná štúdia a Nunes a Weinstein (2012) vykazujú protichodné výsledky? Hoci dizajn našich experimentov bol modelovaný podľa Nunesa a Weinsteina, zostalo niekoľko metodologických rozdielov. Azda najzreteľnejšie boli materiály. Konkrétne sme použili kategorizované zoznamy, zatiaľ čo Nunes a Weinstein používali zoznamy DRM, pričom prvý bol zostavený na základe noriem kategórie a druhý bol zostavený na základe asociatívnych noriem. Ďalším metodologickým rozdielom medzi štúdiami bola porovnávacia úloha. V oboch štúdiách všetci účastníci dokončili 1 minútu matematických úloh po preštudovaní každého zoznamu slov. Následne účastníci v kontrolnom stave znovu študovali slová v našich experimentoch, zatiaľ čo v Nunesových a Weinsteinových experimentoch riešili ďalšie matematické problémy.

Napriek týmto metodologickým rozdielom sme si nedokázali predstaviť presvedčivé vysvetlenie, ktoré by zodpovedalo za výrazne odlišné výsledky. Predovšetkým je ťažké si predstaviť, že tieto metodologické rozdiely majú rôzne účinky na veľkosť účinku priameho testovania v závislosti od toho, či sa od účastníkov očakáva vyšší alebo nižší PI. Pokiaľ je nám známe, žiadne existujúce teoretické vysvetlenia (Chan, Meissner, et al., 2018) by neviedli k predpovedi, že manipulácia s PI by ovplyvnila efekt dopredného testovania s asociatívnymi slovami DRM, ale nie s kategorizovanými slovami (alebo s použitím matematických problémov ako kontrolná úloha, ale nie s preštudovaním ako kontrolná úloha). V dôsledku toho sme sa zamerali na priamu replikáciu Nunesovho a Weinsteinovho experimentu 2.