Role kapacity pracovní paměti ve fotbalovém taktickém rozhodování na různých úrovních odbornosti Část 3

Výsledek

Abychom otestovali vliv WMC na taktické rozhodování a jeho závislost na úrovni fotbalové odbornosti, použili jsme analýzu moderování s multikategoriálním moderátorem. Vzhledem k hypotéze o lepším taktickém rozhodování profesionálních fotbalistů jsme pro úrovně odbornosti použili Helmertovo kódování (Hayes & Montoya, 2017).

Taktické rozhodování je zásadní schopnost, kterou je potřeba uplatňovat v různých situacích. Pomáhá nám dělat správná rozhodnutí ve složitých situacích a má větší šanci na úspěch.

Paměť je velmi důležitým faktorem, který nám v případě potřeby pomáhá vybavit si klíčové informace. Taktické rozhodování se opírá o naši paměť, protože si musíme pamatovat důležité informace, které nám mohou pomoci udělat nejlepší volbu.

Čím lepší paměť, tím lepší taktická rozhodnutí můžeme dělat. Protože si pamatujeme více informací a dokážeme si je rychleji vybavit, poskytuje nám to lepší základ pro dobrá rozhodnutí.

Dobrá taktická rozhodnutí navíc mohou naši paměť dále zlepšit. Když důsledně děláme chytrá rozhodnutí, vytváříme více nervových spojení v našem mozku, která posilují naši paměť a pomáhají nám lépe si pamatovat informace v budoucnu.

Stručně řečeno, existuje silný vztah mezi taktickým rozhodováním a pamětí. Chceme-li se lépe rozhodovat, musíme si udržovat dobrou paměť a neustále ji posilovat. Aplikujme tyto schopnosti s důvěrou a dosáhněme dalších úspěchů! Musíme zlepšit paměť a Cistanche deserticola může výrazně zlepšit paměť, protože Cistanche deserticola je tradiční čínský léčivý materiál s mnoha jedinečnými účinky, z nichž jedním je zlepšení paměti. Účinnost mletého masa vychází z různých účinných látek, které obsahuje, včetně kyselin, polysacharidů, flavonoidů atd. Tyto složky mohou různými způsoby podporovat zdraví mozku.

Klikněte na 10 způsobů, jak zlepšit paměť

Regresní koeficienty (bs) této metody odhadují rozdíl mezi průměrem profesionálních fotbalistů a neváženým průměrem amatérských a rekreačních fotbalistů (D1) a rozdíl mezi průměrem amatérských a rekreačních hráčů fotbalu (D2). Koeficient pro WMC (X) je nevážený průměrný podmíněný účinek WMC na taktické rozhodování napříč třemi skupinami fotbalistů.

Dva interakční efekty jsou odhadovaný rozdíl vlivu WMC na taktické rozhodování profesionálních fotbalistů ve srovnání s taktickým rozhodováním fotbalistů ze dvou nižších úrovní (D1×WMC) a odhadovaný rozdíl vlivu WMC na taktické rozhodování- amatérské srovnání s rekreačními fotbalisty (D2×WMC).

Model předpokládá podmíněný efekt WMC napříč třemi skupinami fotbalových hráčů. V doplňkovém materiálu (doplňkový soubor 1: tabulka S1) jsme také poskytli korelační matici ukazující korelaci mezi WMC a taktickým rozhodováním na třech úrovních fotbalové odbornosti.

Dále jsme zkoumali (ne)existenci interakce odbornost × WMC pomocí výpočtu Bayesových faktorů, abychom zjistili, zda nevýznamný výsledek podporuje nulovou hypotézu nad teorií nebo zda jsou data necitlivá (Dienes, 2014; Dienes & McLatchie, 2018). Bayesovy faktory byly vypočteny pomocí Bayesova faktorového balíčku v R (Morey & Rouder, 2019).

Provedli jsme logistickou regresní analýzu, abychom otestovali příspěvek WMC a expertizy a interakce WMC xexpertise k frekvenci vlastní jmenované detekce.

Zkontrolovali jsme data o Ospan, SymSpan a základním WMC faktoru na hodnoty vyšší než 3,5 standardních odchylek od průměrů vzorku (odlehlé hodnoty) a nenašli jsme žádné hodnoty vyšší než absolutní hodnota z=ǀ3,1ǀ (hodnota pro OSpan).

Jak se očekávalo, tyto dva komplexní rozsahové úlohy korelovaly mírně, r=0.49. Jako celkové skóre WMC jsme specifikovali jedinečný latentní faktor, který je základem dvou komplexních úloh rozpětí, výpočtem skóre faktorů. Nezjistili jsme žádné rozdíly mezi rekreačními, amatérskými a profesionálními fotbalisty, pokud jde o Ospan, F(2,124)=2.62, p=0.077, SymSpan,F(2,124)=1,43, p =0.244 a podkladový faktor WMC, F(2,124)=2.23, p=0.112.

Kromě toho jsme nezjistili žádný obchod s přesností reakční doby, protože korelace mezi dobou odezvy a přesností v úlohách taktického rozhodování a úlohách taktického rozhodování při rozptýlení byly r=0.02, p=0.853, a r=0.01, p=0.894, v tomto pořadí. Popisné statistiky pro komplexní skóre úloh a dobu odezvy a přesnost úloh taktického rozhodování jsou uvedeny v tabulce 1.

Analýza taktického rozhodování RT

Výsledky analýzy moderování ukázaly, že model představoval 15,5 % rozptylu rychlosti taktického rozhodování, F(5, 121)=4.45, s<0.001. Professional soccer players made faster tactical decisions (M=595 ms, SD=277.06) in comparison to amateur and recreational soccer players (M=705  ms, SD=230.08),3 t(125)=2.89, p=0.005. In contrast, amateur soccer players (M=658  ms, SD=212.01) made faster tactical decisions in comparison to recreational soccer players (M=757  ms, SD=240.53), t(125)=2.42, p=0.017. 

Vyšší úrovně WMC byly spojeny s rychlejšími taktickými rozhodnutími, t(121)= − 3,40, p<0.001.

Te expertise×WMC interactions were not significant, as shown by the comparison between professional soccer players and players with lower levels of expertise (D1×WMC), t(121)= − 0.76, p>{{0}},250 a srovnáním amatérských a rekreačních fotbalistů (D2×WMC), t(121)= − 0,09, p=0,250 (tabulka 2). Sklony regrese jsou znázorněny na obr. 2A.

Kvůli jeho teoretické relevanci jsme dále zkoumali interakci odbornost × WMC pomocí výpočtu Bayesfactors. Plný model jsme vybavili expertizou × WMCinteraction a porovnali jej s modelem bez interakce (s hlavním efektem odbornosti a WMCincluded). Výsledky ukázaly, že model bez interakce je s ohledem na pozorovaná data 11,75 stejně pravděpodobný jako model s interakcí. To je silný důkaz proti interakci odbornosti × WMC.

Míry přesnosti

Výsledky analýzy moderování ukázaly, že model představoval 10,0 % rozptylu přesnosti taktického rozhodování, F(5, 121)=2,68, p=0,025 Analýza moderování odhalila vyšší přesnost profesionálních (M=0.893, SD=0.067) ve srovnání s amatérskými a rekreačními fotbalisty (M=0.846,SD=0 0,088), t(125)= − 3,15, p=0,002. Mírně vyšší přesnost amatérského (M=0.862, SD=0.083) ve srovnání s rekreačními fotbalisty (M=0.829,SD=0. 090) byl na hranici významnosti, t(125)=− 1,88, p=0,063.

WMC neovlivnilo přesnost taktického rozhodování, t(121)=0.71, p > 0.250. Navíc nebyly zjištěny žádné významné interakce mezi profesionálními fotbalovými hráči a hráči s nižší úrovní odbornosti (D1×WMC), t(121)= − 0.39, p > 0.250 a ve srovnání amatérských a rekreačních hráčů fotbalu (D2×WMC), t(121)= − 0,19, p > 0,250 (tabulka 2, obr. 2B) .

Stejně jako v RT analýze jsme vypočítali Bayesovy faktory, abychom zkontrolovali, zda data podporují model bez interakce, model s interakcí nebo jsou jen necitlivá. Výsledky ukázaly, že model bez interakce je s ohledem na pozorovaná data 9,64 stejně pravděpodobný jako model s interakcí. Toto potvrzuje analýzu RT tím, že navrhuje podstatné důkazy proti interakci mezi odborností a WMC.

Inverzní skóre účinnosti (IES)

Analyzovali jsme také kombinované měření rychlosti a přesnosti známé jako IES. Vypočítá se vydělením průměrné správné RT podílem správných odpovědí na účastníka a podmínky. IES lze interpretovat jako měření RT opravené o podíl chyb, které se zavázaly. Analýza IES ukázala, že model představoval 19,6 % rozptylu, F(5, 121)=5.92,p < 0.001. Stejně jako v analýze RT byli profesionální fotbalisté rychlejší (M=661 ms, SD=287,97) než amatérští a rekreační hráči fotbalu (M=845 ms,SD=316,85 ), t(125)=3.73, p < 0.001, zatímco amatérští fotbalisté (M=769 ms, SD=263.10) se rozhodovali rychleji než rekreační fotbalisté (M =929 ms,SD=351.31), t(125)=3.00, p=0.003.

Vyšší úrovně WMC byly spojeny s rychlejšími taktickými rozhodnutími, t(121)= − 3,34, p=0.001. Interakce Teexpertise×WMC nebyly významné, jak ukazuje srovnání mezi profesionálními fotbalisty a hráči s nižší úrovní odbornosti (D1×WMC), t(121)= − 0.82, p > { {18}},250 a při srovnání mezi amatérskými a rekreačními fotbalisty (D2×WMC), t(121)= − 0,02, p > 0,250. Sklony regrese jsou znázorněny na obr. 2C. Bayesův faktor na IES ukázal, že model bez interakce je vzhledem k pozorovaným datům 10,65 stejně pravděpodobný jako model s interakcí. To poskytuje další důkaz proti interakci expertíza × WMC.

Taktické rozhodování pod rozptýlením

Postupovali jsme stejně jako při analýze taktických rozhodovacích úkolů bez rozptylování. Použili jsme stejná kritéria vyloučení dat a přizpůsobili jsme stejný model pro RT a míru přesnosti s WMC, odborností a jejich interakcí jako prediktory. Také jsme použili stejné Helmertovy kontrasty pro úrovně odbornosti.

Kromě toho jsme vypočítali Bayesovy faktory, abychom rozhodli o existenci nebo neexistenci teoreticky relevantní interakce mezi WMC a expertizou.

Analýza RT

Výsledky analýzy moderování na RT ukázaly, že model představoval 23,7 % rychlosti taktického rozhodování při rozptylu rozptylu, F(5,121)=7.52, p<0.001. There was significant expertise showing faster tactical decision-making of professionals (M=570  ms, SD=245.97) compared to lower levels of expertise (M=718  ms, SD=239.51), t(125)=4.09, p<0.001, and faster tactical decision-making of amateur (M=678  ms, SD=214.97) compared to recreational football players (M=761  ms, SD=259.42), t(125)=2.35, p=0.020. 

Byl zde také významný účinek WMC ukazující rychlejší taktická rozhodnutí hráčů s vyšší WMC, t(121)=-− 4,68, s<0.001. There were no significant expertise×WMC interactions across both comparisons: professional vs. amateur and recreational levels of expertise (D1×WMC), t(121)= − 0.43, p>0.250, and amateur vs. recreational levels (D2×WMC), t(121)= − 0.07, p>0.250 (tabulka 3). Regresní sklony jsou znázorněny na obr. 3A.

Stejně jako u úkolu bez rozptylování je teoreticky důležité zjistit, zda nedostatek interakce podporuje model bez interakce nebo zda odbornost ukazuje přesnější taktické rozhodování profesionálů (M=0.805, SD=0 0,093) ve srovnání s nižšími úrovněmi fotbalové odbornosti (M=0,743, SD=0,108),t(125)= − 3,47, p=0,001, a přesnější taktické rozhodování amatéra (M=0.759, SD=0.103) ve srovnání s hráči rekreačního fotbalu (M=0.725,SD=0. 112), t(125)=–2,01, p=0,047.

In addition, higher levels of WMC were associated with more accurate tactical decisions under distraction, t(121)=2.73, p=0.007. There were no significant expertise×WMC interaction across both comparisons: professional vs. lower levels of soccer expertise (D1×WMC), t(121)=1.16, p=0.247, and amateur vs. recreational levels (D2×WMC), t(125)= − 0.70, p>0.250 (tabulka 3, obr. 3B). Bayesovy faktory na míru přesnosti potvrdily analýzu RT a také odhalily, že model bez interakce je 7,03 stejně pravděpodobný jako model s interakcí na základě pozorovaných dat.

IES analýza

Analýza IES ukázala, že model představoval 36,2 % rozptylu, F(5, 121)=13.71, p<0.001. As in the RT analysis, professional soccer players were faster (M=708 ms, SD=284.69) than amateur and recreational soccer players (M=987  ms, SD=372.70), t(125)=5.59, p<0.001, whereas amateur soccer players (M=917  ms, SD=360.94) made faster decisions than recreational soccer players (M=1,064  ms, SD=374.53), t(125)=3.18, p=0.002.

Higher levels of WMC were associated with faster tactical decisions, t(121)= − 5.99, p=0.001. Te expertise×WMC interactions were not significant as shown by the comparison between professional soccer players and players with lower levels of expertise (D1×WMC), t(121)= − 1.49, p=0.139, and by the comparison between amateur and recreational soccer players (D2×WMC), t(121)= − 0.53, p>0.250. Sklony regrese jsou znázorněny na obr. 3C.

Bayesovy faktory na IES ukázaly, že model bez interakce je vzhledem k pozorovaným datům 7,76 stejně pravděpodobný jako model s interakcí. To poskytuje další důkaz proti vzájemnému působení odbornosti × WMC.

Detekce vlastního jména v rušivých sluchových podnětech

Výsledky logistické regrese ukázaly nezávislost frekvence detekce vlastního jména ve stimulech sluchového rozptýlení od WMC, stejně jako nezávislost na odbornosti a odbornosti × WMC interakce (Celkový model, χ2(3)=5.08, p{ {4}}.166). Jinými slovy, fotbalisté si stejně často všimli (61,5 %) a nevšimli si (38,5 %) svých jmen v rušivých sluchových podnětech při řešení taktického rozhodovacího úkolu, bez ohledu na jejich WMC a úroveň odbornosti.

Diskuse

Vyvinuli jsme dvě nové taktické rozhodovací úlohy, abychom prozkoumali vztah mezi WMC a úrovní odbornosti při predikci výkonu fotbalových hráčů. V obou úlohách jsme zjistili rychlejší a přesnější rozhodování profesionálních fotbalistů ve srovnání s amatérskými a rekreačními hráči. To se očekává a znovu to potvrzuje „sílu“ dovedností a znalostí získaných záměrným cvičením. Zjistili jsme také, že WMC předpovídala rychlost a přesnost rozhodování v obou úlohách.

Důležité je, že na rozdíl od předpovědí hypotézy obcházení limitů jsme nenašli žádnou interakci mezi odborností a WMC. Toto zjištění naznačuje, že WMC je jedinečný a stejně důležitý prediktor taktického výkonu na všech úrovních fotbalové odbornosti. To je v souladu s hypotézou nezávislého vlivu a předpokladem, že účinek WMC není snížen na vysoké úrovni odbornosti při testování v ekologicky platných dynamických úlohách zahrnujících neustále se měnící vstup (Hambrick et al., 2012).

Naše výsledky poskytují další empirickou podporu pro modely, které předpokládají centrální kontrolní mechanismy, jako je centrální exekutiva, výkonná kontrola nebo řízená pozornost (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engle et al., 1999). Centrální řízení implikuje obecný (bezdoménový) mechanismus s omezenou kapacitou, který řídí a reguluje systém pracovní paměti ve službách komplexního poznání.

Z pohledu LT-WM (Ericsson & Kintsch, 1995) takový obecný mechanismus neurčuje výkon experta díky rozsáhlým vyhledávacím podnětům založeným na znalostech a dovednostech, které jim umožňují obejít základní omezení kognitivního zpracování. Je třeba také poznamenat, že modely, které předpokládají centrální kontrolní mechanismus, nepopírají přínos doménově specifických znalostí a odborných znalostí. Takové modely však předpokládají, že centrální kontrolní mechanismus je odpovědný za kódování vyhledávacích struktur vhodných pro příchozí podněty (pro teoretickou diskusi viz Miyake & Shah, 1999) a může přispívat k výkonu i na vysoké úrovni odbornosti.

Nedostatek interakce WMC × odbornost podporuje tento předpoklad a naznačuje, že příspěvek WMC k predikci výkonu expertů jde nad rámec znalostí specifických pro doménu a že záměrná praxe není vždy dostatečná k překonání omezení WMC (Hambrick & Engle, 2002; Hambrick & Oswald , 2005; Meinz & Hambrick, 2010; Meinz a kol., 2012).

Ericsson (2014) kritizující studie, kterým se nepodařilo nalézt snížení účinku WMC na expertní úrovni, poznamenal, že operacionalizace záměrné praxe jsou často nejasné a příliš široké ve studiích, které nedokázaly nalézt snížení účinku WMC na expertní úrovni. tvrdil, že ne každá hodina školení je nutně záměrná praxe.

Vynaložili jsme však veškeré úsilí, abychom tuto námitku eliminovali striktním dodržováním konceptualizace záměrné praxe, kterou nabídl Ericsson et al. (1993). Na základě jejich fotbalové praxe a soutěže jsme kategorizovali profesionální fotbalisty jako odborníky, pokud byli zapojeni do strukturovaného fotbalového tréninku v klubech nebo akademiích po dobu deseti nebo více let a hráli na profesionální úrovni nejméně dvě sezóny.

Nakonec asMeinz et l. (2012) zdůraznili u vzorku pokerových hráčů ve své studii, rádi bychom také zdůraznili, že jsme do našeho vzorku nezahrnuli výjimečné fotbalisty (např. většina sportovců nebyla hráči fotbalu Ligy mistrů). Existuje tedy malá možnost, že WMC hraje méně kritickou roli v taktickém rozhodování v tak extrémní skupině účastníků, jako jsou elitní fotbalisté.

Studie Furleyho a Memmerta (2012), která je, pokud je nám známo, jedinou studií, která přizpůsobila paradigma selektivní pozornosti (Conway et l., 2001) ke zkoumání rozhodování ve sportu, zjistila, že basketbalisté s vysokým WMC mají menší pravděpodobnost, že své oames v rušivých sluchových podnětech než hráči s nízkým WMC.

To je v souladu s modely pracovní paměti, které zahrnují funkce řízení pozornosti jako základní součást systému pracovní paměti (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engleet al., 1999), a zejména s teorií řízené pozornosti WMC ( Engle et al., 1999), které připisují omezení pracovní paměti inhibičním procesům. Oproti tomu jsme zjistili nezávislost WMC a četnost zjišťování jejího jména. Aby se zohlednily rozdílné nálezy mezi těmito dvěma studiemi, je třeba poznamenat, že pozornost je vícesložkový konstrukt, včetně automatické orientace zdola nahoru a dobrovolné kontroly shora dolů (přehled viz Fougnie2008). Jak ukázaly některé studie (např. Redick & Engle, 2006), výskyt vlastního jména v naší dynamické úloze se pravděpodobně promítl do orientace pozornosti zdola nahoru nesouvisející s WMC.

Přesněji řečeno, výskyt vlastního jména ve Furley a Memmert'stask s rychlým sledem fotografických snímků taktických situací zahrnoval dobrovolnou kontrolu pozornosti ve větší míře, což mělo za následek nižší míru detekce jména sportovců s vysokými WMC. Na druhou stranu videosekvence taktických situací v naší úloze pravděpodobně umožnily sportovcům vytvořit složitější reprezentace taktických situací s více prostředky pozornosti, které zbyly k dispozici stimulům orientujícím se zdola nahoru, jako je jejich jméno v stimulech rozptýlení.

Závěr

Není divu sledovat převahu profesionálních fotbalistů v taktickém rozhodování. Důležitým faktorem přispívajícím k této nadřazenosti je množství času, které odborníci stráví zdokonalováním příslušných dovedností, a jak nedávno uvedli Hambrick a Burgoyne (2019, s. 1): „žádný důvěryhodný vědec nevěří, že výkon odborníků lze vysvětlit, aniž by se museli uchylovat k péči“. výsledky podporují názor, že WMC má jedinečnou roli ve výkonu na všech úrovních odbornosti. To je v souladu s perspektivou „nového vzhledu“ na odbornost (Hambrick et al., 2016), což naznačuje, že WMC je přehlíženým kouskem skládačky odborných znalostí.

Reference

1.Baddeley, AD, & Logie, RH (1999). Pracovní paměť: Vícesložkový model. V A. Miyake & P. ​​Shah (Eds.), Modely pracovní paměti: Mechanismy aktivní údržby a výkonného řízení (str. 28–61). Cambridge University Press.

2.Baddeley, AD (2003). Pracovní paměť: Pohled zpět a pohled vpřed. Recenze přírody: Neuroscience, 4, 829–839.

3. C hase, WG, & Simon, HA (1973a). Vnímání v šachu. Kognitivní psychologie,4(1), 55–81.

4. C hase, WG, & Simon, HA (1973b). Oko mysli v šachu. In WG Chase (Ed.), Vizuální zpracování informací (str. 215–281). Academic Press.

5. Cherry, EC (1953). Některé pokusy o rozpoznání řeči s jedním a dvěma ušima. The Journal of the Acoutical Society of America, 25 (5), 975–979.

6. Conway, ARA, Cowan, N., & Bunting, MF (2001). Fenomén koktejlového večírku: Význam kapacity pracovní paměti. Psychonomic Bulletin & Review, 8(2), 331–335.

7. Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilhelm, O., & Engle, RW (2005). Úkoly týkající se rozsahu pracovní paměti: Metodický přehled a uživatelská příručka. Psychonomic Bulletin & Review, 12(5), 769–786.

8.Corsi, PM (1973). Lidská paměť a mediální temporální oblast mozku. Dissertation Abstracts International, 34(2-B), 891.

9. Cowan, N. (1999). Model pracovní paměti s vestavěnými procesy. V A.Miyake & P. ​​Shah (eds.), Modely pracovní paměti: Mechanismy aktivní údržby a výkonné kontroly (str. 62–101). Cambridge University Press.

For more information:1950477648nn@gmail.com