Zlepšuje testování nové učení, protože izoluje proti proaktivnímu rušení?(2)

Experiment 3

Cílem Experimentu 3 bylo věrně replikovat Experiment 2 od Nunese a Weinsteina (2012). Za tímto účelem jsme kontaktovali primárního autora této studie a potvrdili jsme, že naše materiály a postup představují věrnou, přímou repliku jejich studie (Nunes, osobní komunikace, 2020). Mezi Experimentem 3 a Experimenty 1 a 2 byly čtyři výrazné rozdíly. Nejprve účastníci studovali slova DRM namísto slov kategorizovaných. Za druhé, účastníci studovali 12 slov na seznam namísto 16 slov na seznam. Za třetí, každé slovo bylo ukázáno na 2 s a pouze jednou (v našich experimentech 1 a 2 účastníci studovali každé slovo dvakrát po 4 s). Nakonec účastníci kontrolní podmínky řešili matematické problémy místo toho, aby znovu studovali seznam.

Pouštní ženšen

Metoda

Design a účastníci

Mirroring Nunes and Weinstein (2012), Experiment 3 použil jednofaktorový dvouúrovňový design (tj. test vs. žádný test), přičemž tento faktor byl manipulován mezi subjekty. Celkem 71 vysokoškolských studentů z Iowa State University se zúčastnilo zápočtu. Data od čtyř účastníků nebyla analyzována – dva proto, že nedodrželi pokyny a dva kvůli chybě experimentátora. Konečný vzorek tak obsahoval data od 67 účastníků, z nichž 36 bylo ve stavu testu a 31 ve stavu bez testu. Analýza síly citlivosti ukázala, že tato velikost vzorku měla sílu 0,80 k detekci velikosti účinku d=0,70.

Cistanche deserticola

Materiály a postup

Materiály a postupy byly stejné jako u Nunese a Weinsteina (2012, Experiment 2). Čtyři seznamy DRM (horský, měkký, řeka a město) od Stadler et al. (1999) byly použity jako studijní materiál normy. Seznamy 1–4 obsahovaly 12 slov z jednoho tématu DRM. Slova na třetí, páté a 13. pozici každého tématu DRM v normách Stadler byla prezentována pouze v cílovém seznamu 5. Byly použity čtyři různé protiváhy, takže někteří účastníci studovali měkký seznam jako seznam 1 a jiní jej studovali jako svůj Seznam 2, 3 nebo 4. Pořadí slov v každém seznamu však bylo pevné a prezentováno ve stejném pořadí, v jakém se objevilo v Stadler et al. normy (tj. vždy byl nejprve prezentován kopec, údolí, pak podat atd.). Všimněte si, že vyrovnávací schéma ovlivnilo pouze slova v seznamech 1–4; slova vybraná pro seznam 5 nebyla vyvážena, takže se tato slova nikdy neobjevila v seznamech 1–4 u žádného účastníka. Seznam 5 představil tři dříve nestudovaná slova z každého studovaného tématu DRM v jiném náhodném pořadí pro každého účastníka, ale všichni účastníci studovali stejná slova v seznamu 5.

Všechna slova byla prezentována po dobu 2 s, každé s 500-ms intervalem mezi stimuly. Po každém seznamu účastníci vyřešili deset matematických úloh po 6 s. Poté měli účastníci v testové podmínce 60 s na to, aby si vybavili slova z právě prostudovaného seznamu, zatímco ti, kteří byli ve stavu bez testu, řešili další matematické úlohy dalších 60 s. Po prostudování seznamu 5 všichni účastníci řešili matematické úlohy po dobu 60 s a poté absolvovali připomínací test. Poté dokončili 5-minutový kumulativní test. Kumulativní test byl proveden jako součást replikace, ale data z tohoto testu nebyla zajímavá, a proto nebyla hodnocena.

Experiment Cistanche deserticola

Výsledek

Narušení během vyvolání seznamu 5

V experimentech 1 a 2 jsme použili frekvenci k vykazování údajů o narušení, což je převládající metrika v literatuře (Chan, Manley, et al., 2018; Weinstein et al., 2014). Zde však uvádíme narušení pomocí frekvence i proporcí, protože proporce byly použity k prezentaci narušení v Nunes a Weinstein (2012). Konkrétně vydělili četnost vniknutí 60, což byl počet studijních slov ve všech pěti seznamech. V souladu s Nunes a Weinsteinem jsme nepočítali s falešným vzpomínáním na kritická slova DRM jako s narušeními. Namísto toho byla tato slova hodnocena samostatně jako kritické falešné vzpomínky.

Obr. 6 Frekvence narušení během vyvolání seznamu 5 (vlevo) a podíl správného vyvolání seznamu 5 (vpravo) jako funkce intervenující úlohy a úrovně PI v experimentu 3. Chybové úsečky zobrazují popisné intervaly spolehlivosti 0,95. Jitter byl zaveden pro horizontální rozložení datových bodů pro zvýšení viditelnosti

Odlehlá hranice pro narušení byla 4,03 položek (M=0,97, SD=1,53), což vyloučilo data od čtyř účastníků. Levý panel na obr. 6 ukazuje frekvenci narušení během vyvolání seznamu 5. Zajímavé je, že na rozdíl od výsledků v experimentech 1 a 2 nebyl mezi testovanými účastníky (M=0 0,50, M=0,01 v proporcích) a netestovanými účastníky žádný významný rozdíl v narušení (M { {15}},89, M=0,02 v proporcích), t(61)=1,66, p=0,102, d=0,42, B 01=1.22. Tyto údaje jsou srovnatelné se zjištěními Nunese a Weinsteina (2012), kteří nezjistili žádný významný vliv intervenující aktivity na intruze. Je zajímavé, že když jsme zkoumali data o narušení se zahrnutými odlehlými hodnotami, interpolované testování významně snížilo narušení (d=0.72, podrobnosti viz OSM), čímž se replikoval vzor uvedený v experimentech 1 a 2.

Po Nunesovi a Weinsteinovi (2012) byly kritické falešné počty hlášeny jako podíly (s četností kritických falešných vzpomínek děleno 4, protože existovala čtyři témata DRM). Podobně jako u výsledků Nunese a Weinsteina (Mtest=0.04, Mno-test=0.06) se míra vybavování kritických slov mezi testovacími a netestovacími podmínkami významně nelišila (Mtest {{ 8}},08, M bez testu=0,15), t(61)=0,70, p=0,489, d=0,18 B{ {20}}.14.

Uveďte 5 správných vzpomínek

Nejdůležitější výsledky jsou uvedeny v pravém panelu na obr. 6. Podobně jako v našich experimentech 1 a 2, ale na rozdíl od Nunes a Weinsteina (2012) jsme pozorovali silný efekt dopředného testování na seznamu 5. odvolání, t(61)=2,93, p=0,005, d=0,75, B10=8,39 (Mtest=0,44, Mno-test=.29). Toto zjištění je v souladu s tím, co jsme uvedli v experimentech 1 a 2, ale liší se od Nunes a Weinstein (2012), kteří nezjistili žádný efekt dopředného testování (d ≈ 0, Mtest=0,46, Mno-test {{26 }} 0,46). Navíc při replikaci výsledků našich experimentů 1 a 2 byla pozorována negativní korelace mezi intruzemi a správným vyvoláním (viz obr. 7), r(61)=-.35, p=0.005, B 10=7.32. Na rozdíl od experimentů 1 a 2 ke korelaci přispěli účastníci obou testovacích podmínek, r(34)=-.34, p=0.042, B01=1.51 a podmínka bez testu, r(25)=-,27, p=0,176, B01=1,75. Domníváme se, že nevýznamná korelace ve stavu bez testu může být způsobena nedostatečným výkonem.

Diskuse

Výsledky v experimentu 3 se do značné míry podobaly těm z našich experimentů 1 a 2 – to znamená, že interpolované testování usnadnilo nové učení, i když účastníci studovali slova v prostředí, které mělo minimalizovat hromadění PI. Toto zjištění přímo kontrastuje s tím, které uvedli Nunes a Weinstein (2012), a je zvláště zajímavé, když se na něj díváme v kontextu celkového úsilí o replikaci. Konkrétně, ačkoli naše studie používala jiný vzorek účastníků a data byla shromážděna téměř o deset let později než původní studie, v některých ohledech naše data výjimečně dobře replikovala data původní studie. Většina závislých proměnných, včetně množství studovaných vniknutí slov (v proporcích, Mtest=0,01, Mno-test=0,02 v našem experimentu, Mtested=0,01 , Mno-test=.04 v Nunes a Weinstein), falešné vzpomínání na kritická slova (Mtest=.02, Mno-test=.04 v našem experimentu, Mtested {{19 }} 0,04, Mno-test=0,06 v Nunes a Weinstein) a správné vybavování studovaných slov v testovacím stavu (M=0,44 v našem experimentu, M {{26} } 0,46 v Nunes a Weinstein), produkoval údaje, které byly pozoruhodně podobné těm, které uvedli Nunes a Weinstein. Jedinou výjimkou byla správná data z odvolání ve stavu bez testu. Zatímco naši účastníci si vzpomněli na 0,29 ze seznamu 5 slov, Nunes a Weinsteinovi účastníci si vzpomněli na 0,46. Vzhledem k větší velikosti vzorku našeho experimentu a jeho replikaci experimentů 1 a 2 se domníváme, že náš výsledek pravděpodobně poskytl bližší aproximaci průměru populace. Vzhledem k teoretické váze tohoto výsledku jsme však chtěli experiment znovu zopakovat v experimentu 4, ale s úplným vyvážením.

Obr. 7 Bodový graf zobrazující vztah mezi frekvencí narušení během vyvolání seznamu 5 a podílem správného vyvolání seznamu 5 v experimentu 3. Abychom zlepšili viditelnost hustoty dat, zavedli jsme jitter, abychom datové body rozptýlili vodorovně

Experiment 4

Metoda

Design, účastníci, materiály a postup

Celkem 70 vysokoškolských studentů z Iowa State University se zúčastnilo zápočtu. Na rozdíl od experimentů 1–3, ve kterých byla data shromažďována v naší laboratoři, byla data z experimentu 4 shromažďována online kvůli zastavení osobního výzkumu souvisejícího s COVID-19-. Data od tří účastníků (tj. jeden v testovacím stavu a dva ve stavu bez testu) nebyla analyzována, protože se neřídili pokyny. Konečný vzorek zahrnoval data od 67 účastníků, z nichž 34 bylo ve stavu testu a 33 ve stavu bez testu. Analýza síly citlivosti ukázala, že tato velikost vzorku měla sílu 0,80 k detekci velikosti účinku d=0,69.

Materiály a postupy byly stejné jako v experimentu 3 s následujícími výjimkami. V experimentu 3 obsahoval seznam 5 vždy stejná slova. V současném experimentu jsme plně vyvážili přiřazení slov všem pěti seznamům tak, že slova, která se objevila v seznamu 5 pro jednoho účastníka, se objevila v seznamu 1, 2, 3 nebo 4 pro jiného účastníka. Každou sadu 15 tematických slov DRM jsme rozdělili do pěti skupin, přičemž každá skupina má podobnou zpětnou asociativní sílu (BAS), která ukazuje sílu asociace od položky seznamu ke kritickému slovu (Roediger et al., 2001). Na seznamech účastníků se střídalo pět skupin slov DRM. Toto vyvažovací schéma eliminovalo možnost, že by se výsledky vztahovaly pouze na konkrétní slova DRM vybraná k zobrazení v seznamu 5 našeho experimentu 3 a experimentu Nunes a Weinsteina 2 (2012). Za druhé, slova v každém seznamu (a nejen v seznamu 5) byla prezentována v náhodném pořadí. Rozhodli jsme se pro tento postup, protože jsme se chtěli vyhnout tomu, aby byl pouze seznam cílů prezentován v náhodném pořadí. Máme podezření, že Nunes a Weinstein předložili své necílové seznamy v sestupném pořadí podle asociativní síly, protože chtěli vyvolat více falešných vzpomínek, což pro současné účely nebylo důležité. Všimněte si, že navzdory těmto změnám stále považujeme Experiment 4 za přímou replikaci (Simons, 2014; Zwaan et al., 2017).

Prášek z extraktu cistanche

Kliknutím sem zobrazíte produkty Cistanche

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

Výsledek

Narušení během vyvolání seznamu 5

Odlehlá hranice pro tento experiment byla 8,43 narušení (M=2,01, SD=3,21), což vyloučilo data od čtyř účastníků. Jak je vidět na levém panelu na obr. 8, testovaní účastníci vykazovali méně narušení (M=0,77, M=0,01 v proporcích) než netestovaní účastníci (M {{12} },10, M=0,04 v proporcích), t(61)=3,56, p < 0,001, d=0,90, B10=40,74 . Toto zjištění je v souladu s našimi údaji z experimentů 1 a 2, ale liší se od experimentu 3 a Nunes a Weinstein (2012). Kritická falešná data z paměti se také lišila od Experimentu 3 a Nunes a Weinstein. Interpolované testování konkrétně snížilo kritické falešné vyvolání (Mtest=0.03, Mno-test=0.10), t(61)=2.51, p=0.015 , d=0,64, B10=3,46. Je možné, že nedostatek protiváhy v Experimentu 3 a Nunes a Weinstein přispěl k nulovému účinku testování na narušení a kritické falešné paměti.

Obr. 8 Frekvence narušení během vyvolání seznamu 5 (vlevo) a podíl správného vyvolání seznamu 5 (vpravo) jako funkce intervenující úlohy a úrovně PI v experimentu 4. Chybové úsečky zobrazují popisné intervaly spolehlivosti 0,95. Jitter byl zaveden pro horizontální rozptýlení datových bodů pro zvýšení viditelnosti datových bodů

Uveďte 5 správných vzpomínek

Pravý panel na obr. 8 ukazuje střední podíl správného vyvolání seznamu 5. Odrážejíce výsledky z experimentu 3, účastníci v testovacích podmínkách (M=0,51) prokázali výrazně lepší výkon ve srovnání s těmi v podmínkách bez testu (M=0,17), t(61)=5,60, p < 0,001, d=1,42, B10=23280,95. Ve skutečnosti se jedná o velmi velký účinek a poskytuje výjimečně silný důkaz ve prospěch alternativní hypotézy.

Opět zde byla negativní korelace mezi intruzemi a správným vyvoláním (viz obr. 9), r(61)=-.36, p=.004, B10=8.36. Když jsme data rozdělili podle podmínek, korelace nebyla významná ani v podmínce bez testu, r(27)=-,27, p=0,160, B01=1,69 nebo testovací podmínka, r(27)=-.02, p=0.905, B01=4.66. Vzor byl však podobný experimentům 1 a 2, přičemž vyšší korelace byla zobrazena v kontrolním stavu a nedostatečný výkon je pravděpodobně příčinou těchto nevýznamných výsledků.

Kombinované analýzy

V následujícím textu uvádíme metaanalýzy, které kombinovaly data z našich čtyř experimentů a dvou experimentů v Nunes a Weinstein (2012). Provedli jsme metaanalýzu fixních efektů na základě správného vybavování cílového seznamu. Každý stav High-PI a Low-PI jsme zakódovali jako samostatný vzorek a celková velikost metaanalytického účinku pro efekt dopředného testu napříč těmito vzorky byla d=0,89, Z=4,63 , p < 0,001. Moderátorská analýza s úrovní PI jako zájmovou proměnnou ukázala, že rozdíly v PI neovlivnily velikost efektu dopředného testování, Z=0,41, p=0,680, s vysokým Vzorky -PI (d=0,95) a Low-PI (d=0,83) poskytující srovnatelné velikosti efektů. Mírně menší velikost účinku pro studie Low-PI byla způsobena především zahrnutím údajů Nunes a Weinsteina (2012) Experiment 2. Když byla tato studie ze vzorku odstraněna, průměrný efekt dopředného testování pro studie s nízkým PI (d=1 0,01) byl stejně velký jako pro studie s vysokým PI. Zkoumání lesního pozemku na obr. 10 ukazuje, že datový bod z Nunesova a WeinSteinova experimentu 2 leží mimo interval spolehlivosti velikosti metaanalytického účinku. Nepřítomnost efektu dopředného testování v jejich Experimentu 2 by proto mohla být způsobena chybou vzorku a/nebo nedostatečným vyvážením položek cílového seznamu.

Obr. 9 Bodový graf zobrazující vztah mezi frekvencí narušení během vyvolání seznamu 5 a podílem správného vyvolání seznamu 5 v experimentu 4. Abychom zlepšili viditelnost hustoty dat, zavedli jsme jitter, abychom datové body rozptýlili vodorovně

Obr. 10 Lesní pozemek pro metaanalýzu. Každý datový bod ukazuje velikost efektu dopředného testování. Velikost datové značky představuje váhu studie a chybové úsečky zobrazují intervaly spolehlivosti 0,95

Obecná diskuse

Cílem této studie bylo poskytnout kritický test uvolnění z proaktivního rušení účinku dopředného testování. V experimentech 1 a 2 jsme použili metodu změny obsahu k manipulaci s PI a zkoumali, zda se velikost efektu dopředného testování liší podle úrovně PI. V experimentech 3 a 4 jsme se pokusili o přímou replikaci studie Nunese a Weinsteina (2012), která do značné míry odpovídala našemu stavu s nízkým PI v experimentech 1 a 2. Pokud interpolované testování podporuje nové učení snížením PI, efekt dopředného testování by měl být snížena nebo eliminována, když je hladina PI nízká, protože by bylo málo nebo žádné PI, které by bylo dále sníženo testováním. Naopak, ve čtyřech experimentech jsme zjistili, že inter-plated testování konzistentně podporuje nové učení bez ohledu na úroveň PI, kterou účastníci zažili.

Tyto výsledky naznačují, že ačkoli interpolované testování může zbavit účastníky negativních účinků proaktivního rušení, tato výhoda pravděpodobně nebude příčinou efektu dopředného testování. Invariance efektu dopředného testování proti naší manipulaci s PI se může zdát paradoxní vzhledem k tomu, že jsme důsledně pozorovali negativní korelaci mezi správným vybavováním si a intruzemi mezi účastníky. Na první pohled se zdá, že toto posledně uvedené zjištění podporuje vydání z účtu PI, protože jednou z interpretací je, že interpolované testování snižuje konkurenci odpovědí během stahování, což testovaným účastníkům usnadňuje získání studovaných položek. Naše data odhalila dva problémy s touto interpretací. Za prvé, negativní korelace byla způsobena hlavně netestovanými účastníky. Za druhé, a co je důležitější, skutečnost, že snížení počtu vniknutí a zvýšení správného vybavování mají tendenci se vyskytovat současně, neznamená příčinnou souvislost. V podobném duchu je jedním z nejsilnějších korelátů efektu (zpětného) testování výkon při vyhledávání. V metaanalýze literatury Rowland (2014) ukázal, že studie, které uváděly lepší výkon při vyhledávání, měly tendenci produkovat větší účinek testování. Vyvození kauzálního argumentu založeného na této asociaci by mohlo vést k předpovědi, že rešeršní praxe by učení prospěla pouze tehdy, je-li úspěšná, ale studie nyní ukázaly, že neúspěšná rešeršní praxe může zvýšit retenci (Carneiro et al., 2018; Davis et al., 2017; Knight a kol., 2012; Pyc & Rawson, 2010, 2012).

Doplněk Cistanche blízko mě

Podobně se zdá, že dopředný přínos testování je spojen s efektem uvolňování z PI, ale není na něm závislý. Domníváme se, že negativní korelace mezi intruzemi a správným vybavováním je řízena třetí proměnnou a jedním z možných kandidátů je, že testování podporuje sémantickou organizaci v paměti (Chan, Manley, et al., 2018; Zaromb & Roediger, 2010). Nedávný výzkum ukázal, že v průběhu po sobě jdoucích testů je u studentů stále pravděpodobnější, že budou během vybavování shlukovat sémanticky související položky a úroveň shlukování je pozitivně spojena se správným výkonem při vybavování (Chan a kol., 2020; Yang a kol., 2021). Nedávno jsme přisoudili tuto zlepšenou organizaci paměti účastníkům, kteří optimalizují své strategie kódování a vyhledávání napříč seznamy (Chan et al., 2020; Chan, Manley, et al., 2018). Ačkoli studie v literatuře o dopředném testování zkoumaly pouze shlukování založené na sémantických vztazích, jiné studie ukázaly, že testování může také zvýšit časové shlukování a segregaci. Interpolované testování může konkrétně podpořit schopnost studentů seskupovat položky, které byly studovány v těsné časové blízkosti (tj. položky studované ve stejném seznamu), a současně oddělovat položky studované před nebo po vyhledávání (tj. položky studované napříč seznamy; Brewer a kol., 2010; Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Kliegl & Bäuml, 2021; Wahlheim, 2015; Yang a kol., 2021). Jak spekulovali Darley a Murdock (1971), přepínání mezi úlohou kódování a vyhledávání může studentům poskytnout příležitost mentálně označit nebo označit položky podle toho, zda byly dříve testovány nebo ne (Davis et al., 2017), a tento mechanismus označování může redukovat intruze (Pierce et al., 2017) buď včasným výběrem, nebo mechanismem pozdní korekce. Z pohledu raného výběru mohou účastníci omezit své vyhledávání na frontendu pokusem o prohledávání paměti prostřednictvím položek, které předtím nezískali (Rugg et al., 2000; Shimizu & Jacoby, 2005); alternativně se mohou účastníci pokusit o rozsáhlé prohledávání paměti a poté zadržet výstup dříve vyvolaných položek. Mechanismus včasného výběru – tedy omezené vyhledávání – může sloužit jak ke zvýšení správného vyvolání (snížením vyhledávací sady), tak ke snížení narušení (protože dříve testované položky nejsou ve vyhledávací sadě), čímž vznikne negativní korelace mezi těmito závislými proměnnými. .

Nedávno výzkumníci tvrdili, že efekt vyhledávání snižující PI přispívá k efektu dopředného testování (Dang et al., 2021; Yang et al., 2021). Podpora tohoto argumentu byla založena na mediační analýze, ve které vniknutí do předchozího seznamu sloužilo jako významný prostředník mezi nezávislou proměnnou interpolované aktivity (tj. testování vs. opětovné studium) a závislou proměnnou správného vzpomínání, a výzkumníci tuto nepřímou interpretaci interpretovali efekt jako získávání izolující studenty od PI, což zase podporuje nové učení. V tomto případě však před takovou interpretací varujeme, protože mezi mediátorem (tj. intruzemi) a závislou proměnnou (tj. správným vyvoláním) neexistovala žádná časová priorita. Místo toho dochází během stejné experimentální fáze k vniknutí a správnému vybavování, což znemožňuje odvodit kauzalitu prostřednictvím časových řádů (tj. něco, co nastane později, nemůže způsobit něco, co nastane dříve; Aalen et al., 2012; Hayes, 2018; Preacher, 2015 Walters, 2019). Je skutečně možné obrátit role mediátoru a závislé proměnné v analýzách provedených Dangem et al. (2021) a Yang a kol. (2021), takže správné vybavování slouží jako mediátor a intruze jako závislá proměnná. Abychom tuto možnost prozkoumali, provedli jsme mediační analýzu pomocí dat, která Dang et al. a Yang a kol. poskytované na Open Science Framework.

Nejprve jsme se pokusili replikovat jejich původní mediační analýzy a výsledky našeho modelu byly v souladu s jejich, takže došlo k významnému nepřímému vlivu intruzí na správné vyvolání.2 Poté jsme zkoumali životaschopnost modelu obrácené mediace. Jak jsme předpokládali, nepřímý účinek tohoto obráceného modelu byl také významný, -0.238 [-0.418, -0.112] in Dang et al., a {{7 }}.942 [-1.217, -0.666] v Yang et al., což naznačuje, že interpolované testování ovlivňuje narušení předchozího seznamu prostřednictvím správného vyvolání. Význam tohoto obráceného modelu zdůrazňuje obtížnost při interpretaci výsledků mediační analýzy, ve které mediátor a závislá proměnná nemají jasnou časovou prioritu.

Byli bychom lhostejní, kdybychom nezmínili, že v nedávné zprávě Chan, Manley a kol. (2018) navrhli, že interpolované testování by mohlo zlepšit nové učení v paradigmatu učení kategorizovaných seznamů zvýšením pravděpodobnosti, že si účastníci všimnou kategorizované povahy seznamů. Myšlenka je taková, že jakmile si účastníci uvědomí kategorizovanou povahu seznamů, pokusili by se zakódovat sémantický vztah mezi podobnými položkami seznamu, což by mělo zlepšit učení. Chan a kol. dále usoudili, že pokud je tato hypotéza správná, učinit snadno zjistitelnou kategorizovanou povahu seznamu (např. uvedením slov ze stejné kategorie v blocích) by mělo snížit výhodu dopředného testování, a citovali Nunese a Weinsteina (2012), kteří poskytují předběžnou podporu takové hypotézy. Současné výsledky jsou jasně v rozporu s těmito předpověďmi.

Omezení

Jedním omezením této studie je, že byla řešena pouze forma vyhledávání PI, protože jsme měřili intruze. Ale kódování může být také ovlivněno nahromaděním PI, protože zdroje pozornosti studentů se mohou zhoršovat, když pokračují v kódování informací. Například ve studii EEG Pastötter a kolegové (2011) uvedli, že interpolované testování zlepšilo kódování nových informací snížením nepozornosti, o čemž svědčí zvýšení síly alfa (elektrofyziologický korelát nepozornosti) napříč seznamy účastníků kontroly, ale ne pro testované účastníky. Dále Szpunar a kolegové (Szpunar et al., 2013; Jing et al., 2016; viz také Pan et al., 2020, pro podobné financování s předběžným testováním spíše než interpolovaným testováním) ukázali, že při sledování přednášky nahrané na videu Účastníci, kteří dostali interpolovaný test každých 5 minut, měli mnohem menší pravděpodobnost, že budou hlásit bloudění mysli než kontrolní účastníci. Jak však bylo uvedeno dříve, domníváme se, že s takovými mechanismy založenými na pozornosti by se mělo zacházet jako s odlišnými od účtu release-from-PI, protože povolení tohoto účtu zahrnout mechanismy založené na pozornosti/kódování by způsobilo, že by byl účet příliš široký a bylo by obtížné jej zfalšovat.

Naše studie, stejně jako mnoho behaviorálních studií, nám také neumožnily rozlišit efekty založené na kódování a vyhledávání, protože naše manipulace s kódováním (tj. High-PI vs. LowPI) mohla, a pravděpodobně měla, mít na vyhledávání kaskádový efekt. Budoucí studie by se mohly pokusit oddělit efekty kódování a vyhledávání efektu dopředného testování pomocí zobrazování mozku nebo elektrofyziologických metod, které poskytují data v reálném čase během kódování (Pastötter et al., 2011; viz také Beardsley et al., 2018).

Dalším problémem, který chceme řešit, je operační definice PI. V současných experimentech jsme použili frekvenci intruzí jako míru PI, stejně jako většina studií v literatuře o efektu dopředného testování. Ale v éře verbálního učení se k demonstraci efektů PI pravidelně používalo správné vybavování. Například při srovnávání výkonu paměti mezi účastníky, kteří studovali jeden seznam AD (bez předchozí studie) s účastníky, kteří studovali seznam AB před seznamem AD, bylo snížení paměti AD v důsledku předchozího učení považováno za důkaz PI. Přijetím této definice by se dalo namítnout, že naše manipulace s PI neměla žádný dopad, protože kontrolní účastníci trvale vykazovali horší výkon správného vybavování na cílovém seznamu ve srovnání s výkonem vybavování seznamu 1 testovaných účastníků (což je ekvivalentní skupině účastníků, kteří neměli žádnou předchozí studii, viz tabulka 1). Přijetí této definice PI pro efekt dopředného testování by však způsobilo, že účet uvolnění z PI bude čistě popisný (spíše než vysvětlující), protože kdykoli je zjištěn efekt dopředného testování, musí účastníci v testovaném stavu z definice překonat ty, kontrolní stav. Tvrzení takového rozdílu, jako je uvolnění z-PI, tento jev jednoduše opakuje, spíše než vysvětluje.

Nakonec uznáváme, že velikost našeho vzorku byla příliš malá na to, aby detekovala interakci mezi prozatímní aktivitou a úrovní PI. Pokud by se u interakčního efektu s hladinou alfa 0,05 a 0,80 předpokládala střední velikost účinku (např. f=0,2), byla by požadována celková velikost vzorku 199 účastníků. Je možné si všimnout, že velikost efektu dopředného testování byla menší ve stavu s nízkým PI než ve stavu s vysokým PI z obou experimentů 1 (nízké PI =.14, vysoké PI=0.20 ) a Experiment 2 (nízké PI=0,23, vysoké PI=0,31) a jednou z interpretací těchto nevýznamných rozdílů je, že efekt dopředného testování byl méně výrazný, když účastníci zažili nižší PI. Varujeme však před přílišnou interpretací rozdílů na základě hrubých pravděpodobností, protože nezohledňují rozdíly ve variabilitě dat. Když prozkoumáme stejná data s Cohenovým d, je jasné, že rozdíly v procentech jsou spíše zjevné než skutečné. Konkrétně je účinek přímého testování 0,81 ve stavu s nízkým PI a 0,82 ve stavu s vysokým PI v experimentu 1, 1,09 ve stavu s nízkým PI a 1,20 ve stavu s vysokým PI v experimentu 2. zůstává možné, že interakce mezi stavem PI a prozatímní aktivitou nebyla významná kvůli nízké statistické síle. Jinými slovy, release-from-PI mohlo trochu přispět k efektu dopředného testování, ale naše experimenty nebyly dostatečně výkonné, aby to detekovaly. Budoucí výzkum zkoumající vztah mezi úrovní PI a prozatímní aktivitou by tedy těžil z většího vzorku.

Závěrečné poznámky

V těchto experimentech jsme poskytli kritický test účtu release-from-PI, který je široce považován za jedno z klíčových kandidátských vysvětlení efektu dopředného testování. Ve čtyřech experimentech jsme neustále pozorovali data, která porušují jeho předpovědi. Důležité je, že se nám nepodařilo zopakovat financování Nunese a Weinsteina (2012), které dosud poskytlo zásadní důkaz pro účet release-fromPI. Naše data přinejmenším naznačují, že pokud by uvolnění z-PI přispělo k efektu budoucího testování, pravděpodobně to hraje menší roli, než se dříve očekávalo.

Protože naše studie byla navržena tak, aby otestovala hypotézu uvolňování z PI, nemohla se zabývat otázkou „pokud uvolňování z proaktivní interference není kauzálním faktorem účinku přímého testování, co je?“ Naštěstí existuje několik potenciálně životaschopných vysvětlení. Interpolované testování může například zesílit nové učení podporou pozorného kódování (Chan a kol., 2020; Szpunar, 2017; Szpunar a kol., 2013; Weinstein a kol., 2014). Další možností je, že testování může studentům umožnit vyvinout efektivnější strategie kódování/vyhledávání, které využívají lepší organizaci paměti (Chan et al., 2020; Dang et al., 2021) nebo kontextovou segregaci (Yang et al., 2021). Budoucí výzkum, který se přímo zabývá těmito účty, pomůže podpořit naše pochopení efektu dopředného testování.

Reference

Aalen, OO, Røysland, K., Gran, JM, & Ledergerber, B. (2012). Kauzalita, zprostředkování a čas: Dynamický pohled. Journal of the Royal Statistical Society. Series A: Statistics in Society, 175(4), 831–861. https://doi.org/10.1111/j.{7}}X. 2011. 01030.x

Bäuml, KHT, & Kliegl, O. (2013). Kritická role vyhledávacích procesů při uvolnění z proaktivního rušení. Journal of Memory and Language, 68(1), 39–53. https://doi.org/10.1016/j. jml.2012.07.006

Beardsley, M., Hernández-Leo, D., & Ramirez-Melendez, R. (2018). Hledání reprodukovatelnosti: Hodnocení multimodální studie účinku testování. Journal of Computer Assisted Learning, 34(4), 378-386. https://doi.org/10.1111/jcal.12265

Bonner, SM (2009). Zkoumání učitelského využití cvičných testů pro formativní účely. Journal of Multidisciplinary Evaluation, 6(12), 125-136.

Brewer, GA, Marsh, RL, Meeks, JT, Clark-Foos, A., & Hicks, JL (2010). Účinky testování volného vyvolání na následnou zdrojovou paměť. Paměť, 18(4), 385–393. https://doi.org/10. 1080/09658211003702163

Brown, J. (1958). Některé testy teorie rozpadu okamžité paměti. Quarterly Journal of Experimental Psychology, 10(1), 12–21.https://doi.org/10.1080/17470215808416249

Carneiro, P., Lapa, A., & Finn, B. (2018). Vliv neúspěšného aportování na následné učení dětí. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 400–420. https://doi.org/10. 1016/j.jecp.2017.09.010

Chan, JCK a McDermott, KB (2007). Testovací efekt v rozpoznávací paměti: Účet duálního procesu. 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 sugestibility: Retrospektiva a nové vyšetřování. 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). Testování zesiluje nové učení v průběhu retenčního intervalu a zpoždění: Perspektiva změny strategie. Journal of Memory and Language, 102 (květen), 83–96. https://doi.org/10.1016/j.jml. 2018.05.007

Chan, JCK, Meissner, CA a Davis, SD (2018). Vyhledávání potencuje nové učení: Teoretický a metaanalytický přehled. Psychologický bulletin, 144(11), 1111–1146. https://doi.org/10.1037/bul0000166

Chan, JCK, Manley, KD, & Ahn, D. (2020). Posiluje vyhledávání nové učení, když se vyhledávání zastaví, ale nové učení pokračuje? Journal of Memory and Language, 115 (červenec), 104150. https://doi.org/10.1016/j.jml.2020.104150

Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilheim, O., & Engle, RW (2005). Úlohy týkající se rozsahu pracovní paměti: Metodický přehled a uživatelská příručka. Psychonomic Bulletin and Review, 12(5), 769–786. https://doi.org/10.1021/ can-v020n021.p1399

Dang, X., Yang, C., & Chen, Y. (2021). Věkový rozdíl v efektu dopředného testování: Role změny strategie a uvolnění z proaktivního rušení. Kognitivní vývoj, 59 (červen), 101079.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2021.101079