Kordamise alustamise ja lähtemälu seose selgitamine: puuduvad tõendid äratundmise või sujuvuse panuse kohta

Kontakt:joanna.jia@wecistanche.com/ WhatsApp: 008618081934791

Abstraktne Üheskoosmäluülesande (korduste praimimise, tuvastusmälu ja lähtemälu mõõtmine), varem uuritud ja õigete allikaotsuste vastuvõtmisega seotud üksused näitavad samuti suuremat kordamise praimimise efekti. Neid assotsiatsioone on seletatud singlist tulenevatenamälusüsteem või signaal, mitte mitu erinevat signaali. Käesolevas töös uurime, kas seost praimimise ja lähtemälu vahel saab alternatiivselt seletada kui äratundmist või sujuvust. Esmalt reprodutseerisime põhilise praimimisallika seose (katse 1). Katsetes 2 ja 3 leidsime, et seos püsis ka siis, kui ülesannet muudeti nii, et avalikud ja varjatud tunnustamisotsused olid välistatud. Katses 4 oli seos taas olemas, kuigi sujuvus (mõõdetuna tuvastamise reaktsiooniaja järgi) ei saanud allika otsust mõjutada, kuigi seos oli märgatavalt nõrgem. Need leiud viitavad sellele, et seos praimimise ja lähtemälu vahel ei ole tingitud äratundmise või sujuvuse panusest; Selle asemel on leiud kooskõlas ühe süsteemi kontoga, mille puhul reageerib ühine mälusignaal.

Märksõnad Allikasmälu; korduspraimimine; tunnustustmälu

Mälusaab väljendada mitmel erineval viisil, näiteks eseme identifitseerimise või tuvastamise muutus, mis on tingitud esemega varasemast kokkupuutest (pikaajaline korduspriming) või võime kindlaks teha, kas esemega on konkreetses kontekstis varem kokku puututud. (tunnustusmälu). Silmapaistvad teooriad selgitavad, et need konkreetsed nähtused on ajendatud erinevatestmälusüsteemid, signaalid või protsessid. Mõnede teoreetiliste käsitluste kohaselt juhib praimimist kaudne (teadvustamata või mittedeklaratiivne) mälusüsteem, samas kui äratundmismälu juhib funktsionaalselt ja neuraalselt erinev eksplitsiitne (teadlik või deklaratiivne)mälusüsteem (nt Squire, 1994, 2004, 2009; Squire & Dede, 2015; Tulving & Schacter, 1990).

Cistanchesaab parandadamälu

Need mitmed süsteemid arvestavadmäluon psühholoogiaõpikutes vaikemudelina levinudmälu(nt Baddeley jt, 2014) ning diferentsiaalmälu jõudluse selgitamiseks kasutatakse siiani sõltumatuid mälusüsteeme (nt Henson et al., 2016). Tõendid mitme süsteemi mälu teooria kohta põhinevad ülesannete funktsionaalsetel ja neuraalsetel dissotsiatsioonidel (nt Craik et al., 1994; Jacoby & Dallas, 1981; Schacter jt, 2007; Squire, 2009; Staresina jt, 2011 ), kuigi on tõendeid, mis seavad need leiud ja/või järeldused kahtluse alla (nt Addante, 2015; Berry et al., 2014; Buchner & Wippich, 2000; Dunn, 2003; Lukatela jt, 2007; Meier jt, 2009 Mulligan & Osborn, 2009; Ostergaard, 1992; Poldrack, 1996; Thakral et al., 2016).

Vastuvaade mitme süsteemi mudelilemäluon see, et mälu väljendus erinevates ülesannetes, nagu praimimine ja tuvastamine, põhineb samal alusmälu signaalil. Sellise konto puhul peaks üksuse suurem mälumaht olema samaaegselt seotud suurema praimimise ja suurema tuvastusmäluga. Berry et al. (2012) testisid seda kontot, kasutades ühist praimimise ja tuvastamise mälu paradigmat, kus osalejatel paluti iga testi üksuse puhul tuvastada sõna, mis on maski kohal selginenud (et anda algväärtuse mõõt) ja anda äratundmisotsus. skaala teatud-uus kuni teatud-vana. Kooskõlas ühe süsteemi mudeliga leidsid nad, et vanaks hinnatud esemete tuvastamine oli kiirem kui uueks hinnatud esemete tuvastamine; algefekt, mõõdetuna kõigi uuritud üksuste lõikes, oli suurem kui tuvastamata üksuste esmane efekt ja tuvastamise RT-d (reageerimisajad) kippusid äratundmiskindluse suurenedes vähenema. Seda on hiljem korduvalt korratud ja ametliku modelleerimisega kinnitatud (nt Berry jt, 2006, 2008a, 2008b, 2010; 2014; 2017; Mazancieux et al., 2019; Ward jt, 2013; vt Shanks & Berry , 2012, ülevaate saamiseks).

Nicholas Lange ja Christopher J Berry

1 Psühholoogia osakond, Warwicki ülikool, Coventry, Ühendkuningriik

2 Psühholoogiakool, Plymouthi ülikool, Plymouth, Ühendkuningriik

Küll aga mõne tunnustamise konto allmälu, äratundmismälu ennast juhivad kaks protsessi: mäletamine ja tuttavlikkus (nt Yonelinas, 2002). Kuigi mäletamine tugineb selgesõnalisele mälu taastamisele, väidetakse sageli, et tuttavlikkus on tingitud korduspõhimõttest (nt Jacoby & Dallas, 1981; Mandler, 1980). See tähendab, et alg- ja tuvastusmälu seost võib juhtida see jagatud, kaudne komponent ja jätab küsimuse, kas sama mälusignaal võib käivitada ja käivitada.mäluülesanne, mida traditsiooniliselt peetakse eksplitsiitsest mälust sõltuvaks.

Lange jt (2019) uuringus laiendasime seetõttu Berry jt käitumis- ja modelleerimistööd. (2012) allikalemälu. AllikasmäluÜlesannete puhul palutakse osalejatel leida täpne kontekst, milles üksust uuriti, näiteks kas seda näidati punase või sinise kirjaga, ekraani üla- või alaosas või ranna või metsa taustal. Neid ülesandeid ei saa lahendada tuttavlikkusele tuginedes, vaid need nõuavad selgesõnalist mälestusteabe hankimist (kuid vt Diana et al., 2008; Taylor & Henson, 2012). Selles laiendatud ülesandes näidati uuringus osalejatele ekraani üla- või alaosas sõnu. Kinnitage, et osalejad tuvastasid esmalt üksuse, kui seda maski kaudu selgitati, seejärel andsid äratundmise usaldushinnangu, millele järgnes allika usaldushinnang. Me kordasime praimi- ja tuvastusmälu seose leide ning jälgisime alg- ja lähtemälu analoogset seost: õigete allikaotsustega üksustel oli tavaliselt ka kiirem identifitseerimis-RT (sarnaste leidude jaoks, kasutades lähtemälu ülesandena tagasikutsumisülesannet, vt Mazancieux et al., 2019, eksp 1).

Need tulemused on kooskõlas ühegamälusignaal, mis reageerib, kus suuremmäluelemendi tugevus on tõenäolisemalt seotud suurema eeltööga, õigete "vanade" äratundmisotsustega ja õigete allikaotsustega. Kui nende mäluülesannete seotuse ennustustes on kesksel kohal põhieeldus ühe mälusignaali või mitme sõltumatu mälusignaali kohta, kirjeldavad abieeldused vastuse kaardistamise kohta, kuidas reageerimine ühes ülesandes muutub koos reageerimisega teises ülesandes. Standardvastuste kaardistuses eeldatakse, et vastused tehakse üksteisest sõltumatult. Näiteks praimimise ja lähtemälu seostamise puhul tähendab see seda, et praimimise efekti suurus peaks monotoonselt suurenema "kindlast-(vale allikaotsusest)" kuni "kindel-(õige allikaotsus").1 Kuid üldiselt Lange jt (2019) katsete kohaselt oli praimimine kõrgeim hindamisskaala mõlemas lõpp-punktis ja madalaim skaala keskpunktis. Teisisõnu, alustamine suurenes, kui usaldus allika otsuse vastu suurenes, olenemata sellest, kas see otsus oli õige või vale.

müüa tsistanche

Arvestades, et lähtemälu reitingud järgisid meie ülesandes tuvastusreitingut, kaalusime, kas see ootamatu muster praimimise ja lähtemälu seoses oli tingitud allika usaldushinnangutele eelnenud tuvastusreitingidest, st et tuvastamise ja allikamälu vastuseid ei tehtud iseseisvalt. On hästi tõestatud, et allika- ja äratundmisreitingud on teatud sõltuvuses, nii et suure usaldusväärsusega tehtud allikaotsused on tõenäolisemad, kui tunnustamisotsused tehakse suure usaldusväärsusega (nt Hautus et al., 2008; Starns et al. ., 2013) ja et see on enama kui lihtsalt jagatud mälu signaali tagajärg (Starns & Ksander, 2016). Äratundmise ja allikamälu mudelid hõlmavad seda, võimaldades allika otsustuskriteeriumidel või vastuse kaardistamisel muutuda koos äratundmisreitinguga (nt Hautus et al., 2008; Klauer & Kellen, 2010; Onyper et al., 2010). Kui kohandasime vastuste kaardistamist, et hõlmata nende vastuste vahelist sõltuvust, tuvastas meie ühiste mäluülesannete ühe süsteemi mudel järelduse, et õiged allikaotsused on seotud suurema eeltööga kui valed allikaotsused üldiselt ja et praimimine suureneb allika usaldusväärsusega sõltumata. kas allika vastus oli õige.

Üks võimalus on see, et muudetud vastuse kaardistusega mudeli parem ennustamine on tõend selle kohta, et alusprotsess, mis põhjustab praimimise ja lähtemälu vahelise seose spetsiifilisi omadusi, on lähtemälu reitingute otsustav sõltuvus eelnevatest tuvastamismälu reitingutest. Selles artiklis püüdsime seda empiiriliselt testida. Kui allika mälu usaldushinnangud muutuvad koos äratundmiskindluse reitingutega, peaks äratundmiskindluse reitingute eemaldamine eemaldama selle otsuse kallutatuse. Siis peaksid õiged allikaotsused üldiselt ikkagi olema seotud suurema algandmusega kui valed allikaotsused (kooskõlas ühe süsteemi mudeli põhieeldusega), kuid praimimine peaks nüüd järk-järgult suurenema, suurendades usaldust õige allikaotsuse vastu. Eksperiment 1 on Lange et al. katse 2 replikatsioon. (2019), et taastada varem täheldatud praimimise ja lähtemälu seose muster. Seejärel püüdsime kindlaks teha, kas seos püsib ka siis, kui avalikud (katse 2) ja varjatud (katse 3) tunnustamisotsused on välistatud. Katses 4, mõõtes alg- ja allikaotsuseid eraldi, mitte põimitud faasides, testisime, kas praimimise allika seos püsib tingimustes, kus muud tegurid, nagu identifitseerimise sujuvus, ei mõjuta allika otsust.

1. katse

Meetodis osalejad.

36 inimest (7 meest; M vanus=24,20, SD=9,52) osales katses, mille eest maksti 8 naela. See valimi suurus andis katseuuringu arvutuste põhjal võimsuse 0,8, et tuvastada kahe tasemega korduvate mõõtmiste kavandamisel keskmise suurusega efekt (st Coheni DZ ligikaudu 0,48). Igas järgmises katses kasutasime sama valimi suurust. Igas katses osalejad värvati Plymouthi ülikooli osalusbasseini abil. Eetika kiitis heaks Plymouthi ülikooli eetikanõukogu. Kõik osalejad andsid enne katses osalemist teadliku nõusoleku.

Materjalid. Stiimulite kogum koosnes 384 neljatähelisest madala sagedusega sõnast, mis valiti meditsiiniuuringute nõukogu psühholingvistilisest andmebaasist (Coltheart, 1981). Esinemissagedus jäi vahemikku 1–13 juhtu miljoni kohta ning konkreetsuse või pildistatavuse piiranguid ei olnud. Arhailised ja kõnekeelsed terminid olid välistatud. Iga osaleja kohta määrati juhuslikult 176 sõna vanadeks stiimuliteks, veel 176 sõna valiti uuteks stiimuliteks ja veel 32 sõna valiti stiimuliks, mis ilmnesid uuringufaasis esmatähtsuse ja hiljutise puhvri katsetes.

Menetlus. Katse alguses läbisid osalejad kuus pideva identifitseerimisülesande praktikat (CID; Berry jt, 2012; Feustel jt, 1983; Lange jt, 2019; Stark & ​​McClelland, 2{{7} }) tutvuda ülesandega enne eksperimentaalseid katseid. CID protseduur oli sama, mis Lange et al. (2019). Igal CID-uuringul välgatati ühte sõna järjest pikemaks ajaks, muutudes aja jooksul selgemaks. Osalejatel paluti vajutada sisestusklahvi niipea, kui nad olid kindlad, et suudavad sõna õigesti tuvastada. Ülesande juhendis rõhutati täpsust ja kiirust. Iga katse alguses esitati fikseerimismask "####" 24-point Courier fontis 1000 ms jaoks. Järgmisena esitati sõna 20-point Courier fontis 16,7 ms (üks ekraanivärskendus sagedusel 60 Hz). Seejärel esitati maski 233,3 ms, moodustades 250 ms esitlusploki. 250 ms esitlusplokke oli kolmkümmend. Stiimuli kestus suurenes iga alternatiivse ploki korral 16,7 ms võrra ja mask esitati alati ülejäänud 250 ms ploki jaoks. Seega oli iga CID-proov potentsiaalselt 7500 ms pikk, kuid osaleja võis selle enneaegselt lõpetada, kui vajutas sisestusklahvi. Kui vajutati sisestusklahvi, esitati mask uuesti 16,7 ms. Järgmisena esitati valge kontuuriga kast, mis näitas osalejale, et ta peab sõna klaviatuuril tippima. Kastis kuvati klahvivajutused. Osalejatel paluti pärast sõna sisestamist vajutada sisestusklahvi, et liikuda järgmisele katsele.

Õppefaas. Osalejatele öeldi, et nad näevad lühiajaliselt ekraani keskosa all või kohal olevaid sõnu ja et nende ülesanne on meeles pidada iga sõna asukoht hilisemaks testiks. Osalejad lõpetasid kaheksa uuringu-testi plokki, mis olid identsed, välja arvatud see, et iga ploki stiimulid olid ainulaadsed. Iga uuringuploki alguses esitati ekraani keskel 500 ms "pluss" fikseerimine. Sõnad esitati 2 sekundit, kusjuures pooled neist paiknesid 0,9 cm allpool keskmist fikseerimispunkti (st 0,69-kraadise vertikaalse vaatenurga all, umbes 75 cm kauguselt) ja teine ​​pool 0,9 cm fikseerimispunktist kõrgemal. Stiimulitevaheline intervall oli 100 ms. Sõnade määramine asukohale ja esitamise järjekord jaotati osalejate vahel juhuslikult. Osalejad lõpetasid 26 uuringukatset ploki kohta, kusjuures iga ploki esimene ja kaks viimast katset nimetati esmatähtsa ja hiljutise puhvri katseteks. Puhvri stiimuleid katses uuesti ei esitatud.

Katsefaas. Järgmisena esitati juhised esimese CID-RS-i (st tuvastamise ja allika hinnangutega CID-i) katsefaasi jaoks. Osalejatele öeldi, et nad viivad uuesti läbi identifitseerimiskatsed ja mõned sõnad pärinevad eelmisest uuringuplokist ja mõned uudsed. Neile öeldi, et nad peavad pärast iga tuvastamist otsustama, kas sõna on nende arvates uus (st varem ei näidatud) või vana (st uuritud), ning näitama, kas seda oli varem kuvatud ekraani allosas või ülaosas. Neile anti teada, et nad otsustasid asukoha kohta isegi siis, kui esemed olid uued, ja arvavad, kui nad pole kindlad. Osalejatele öeldi, et pooled sõnadest on uued ja pooled vanad, et pooled vanadest sõnadest esitati ekraani allservas ja pooled ülaosas. Igas katseplokis oli 44 katset, mis koosnesid 22 vanast ja 22 uuest elemendist. Igal katsel esitati ekraani keskel sõna, kasutades sama CID-protseduuri nagu tavakatsetes. Pärast osalejate tuvastamist asendati sõna tuvastussondiga ("Kas sõna on uus või vana?") ja hindamisskaalaga ("1=kindlasti uus, 2=tõenäoliselt uus, {{6 }}arva uus, 4=arva vana, 5=tõenäoliselt vana, 6=kindlasti vana"). Pärast seda, kui osalejad tegid oma äratundmisotsuse, esitati allika mälusond ("Kas sõna esitati all või üleval?") koos hindamisskaalaga ("1=kindel alumine, 2=tõenäoliselt alumine, { {12}}arvan alt, 4=arva ülevalt, 5=tõenäoliselt üleval, 6=kindlasti üleval). Osalejad kasutasid tuvastusotsuste tegemiseks QWERTY-klaviatuuri põhiosas olevaid numbriklahve 1 kuni 6 ja lähtemälu määramiseks numbriklahve. Numbriklahvistikule lisati kleebised, millel on ülesnooled, mis näitavad "ülemist" vastust ja allapoole suunatud nooled, mis näitavad "alumist". Pärast allikamälu hinnangu andmist esitati osalejatele viip, et vajutada järgmise katse alustamiseks sisestusklahvi. Katseploki lõpetamisel esitati osalejatele järgmine õppeplokk. Viimase katseploki lõpetamisel katse lõpetati.

Identifitseerimiskatsete esialgne sõelumine. Selles katses ja järgnevates katsetes ei kaasatud analüüsi, kui sõna tuvastati katse identifitseerimisfaasis valesti või tuvastusvastused olid liiga kiired või liiga aeglased. Identifitseerimisvastused parandati väiksemate tüpograafiliste vigade osas (nt kui õigesti sisestatud sõna järele oli trükitud number või sümbol). Üks osaleja jäeti selles etapis välja, kuna nad ei püüdnud esimeses uuringu-testiplokis ühtegi sõna tuvastada. Üldiselt oli valesti tuvastatud katsete osakaal pärast trükivigade parandamist madal (M=3,05 protsenti, SD=2,58), nagu ka nende katsete osakaal, mille puhul osalejad vastust ei andnud ( M=0,19 protsenti, SD=0,78). Katsete osakaal, mille puhul tuvastamise RT oli alla 200 ms või suurem kui kolm standardhälvet keskmisest identifitseerimis-RT-st (osaleja sees), oli samuti madal (M=1,22 protsenti katsetest, SD{{13} }.49). Järgides Lange jt. (2019) ei analüüsitud neid nelja tüüpi uuringuid edasi. See jättis kõigile isikutele piisava arvu kehtivaid katseid (M=95,54, SD=2,52, min=88,07 protsenti).

Meetmed. Kõik analüüsid viidi läbi R-is (R Core Team, 2019). Kõigi asjakohaste statistiliste võrdluste puhul jätsime osalejad nimekirjast välja, kui neil puudusid selle analüüsi mõnes lahtris andmed. Dispersioonanalüüs (ANOVA) arvutati tipupaketis aov_car funktsiooniga (Singmann et al., 2020), kusjuures post hoc kontrastid arvutati keskmiste abil (Lenth, 2020). Vajadusel korrigeeriti vabadusastmeid sfäärilisuse rikkumise suhtes, kasutades Greenhouse-Geisseri korrektsiooni. Kõigi statistiliste analüüside jaoks kasutati alfataset 0,05 ja kõik t-testid olid kahepoolsed. Samuti viisime läbi samaväärsed Bayesi analüüsid ja teatasime kõigi teatatud sagedaste testide Bayesi teguritest (BF), kasutades BayesFactori paketti (Morey & Rouder, 2018), kusjuures kõigi testide jaoks on paketi vaikeprioriteet. Esitame järgmised efekti suurused: ηP2 ANOVA-de jaoks, Coheni DZ (DZ; kahe sõltuva mõõdiku keskmine erinevus, jagatud kahe mõõdiku erinevuse keskmise standardhälbega) t-testide jaoks. Kõikide analüüside jaoks koondati katsed uuringu-testiplokkidesse.

Algefekt arvutati uute esemete keskmise identifitseerimis-RT-na, millest lahutati vanade esemete keskmine identifitseerimis-RT. Äratundmise diskrimineerimist mõõdeti väärtusega d' (edaspidi tunnustamine d'), mis arvutatakse z(p["vana"| vana])—z(p["vana"| uus]), kus p("vana" "| vana){{0}}(tabamuste arv pluss 0.5)/(vanade üksuste arv pluss 1) ja p("vana"| uus)=( valehäirete arv pluss {{10}}.5)/(uute üksuste arv pluss 1), järgides Snodgrassi ja Corwini (1988). Tulemuste muster Pr jaoks, mis on eristatavuse mõõt kahe kõrge lävega mudelis ja arvutatakse p("vana"| vana)—p("vana"| uus), oli sama, seega esitame ainult aruande. äratundmine d′ läbivalt. Tuvastamisvastuse kallutatust mõõdeti c-ga (edaspidi äratundmine c), mis arvutatakse kui −0.5 * (z(p["vana"| vana]) pluss z(p["vana"| uus])). Allika diskrimineerimist mõõdeti d'-ga (edaspidi viidatud kui allikale d'). Selle meetme puhul määrati allika tipus olevad üksused meelevaldselt sihtmärkideks ja allika alumised üksused mittesihtmärkideks; seega allikas d′=z(p["ülemine"| ülemine])—z(p["ülemine"| alumine]), kus p("ülemine"| ülemine)=(arv õigetest ülemistest vastustest pluss 0.5)/(allika ülaosas olevate üksuste arv pluss 1) ja p("ülemine"| alumine)=(valede ülemiste vastuste arv pluss 0,5)/(arv allika alumisest osast pluss 1). Allika täpsuse tulemuste muster (arvutatuna järgmiselt ("ülemiste"|ülemiste üksuste arv pluss "alumise"|alumiste üksuste arv) / vanade üksuste arv - oli sama, seega esitatakse ainult esimene. Allika kallutatust mõõdeti c-ga (edaspidi viidatud kui allikale c) ja arvutati kui –0,5* (z(p["ülemine"| ülemine]) pluss z(p["ülemine"| alumine])).

Allika usaldushinnangute järgi klassifitseeritud identifitseerimis-RT-de analüüsimiseks ahendati vastused allika ülaosa ja allika alumise üksuste vahel. Allika hinnangud 3, 2 ja 1 allika alumiste üksuste jaoks ning 4, 5 ja 6 allika ülemise üksuste jaoks olid õiged allikaotsused, mis suurendasid vastuse kindlust, samas kui allika alumiste üksuste hinnangud 4, 5 ja 6 3, 2 ja 1 allika ülaosa üksuste jaoks kujutasid endast valed allikaotsused. Meetmete usaldusväärsus. Varasemad uuringud on näidanud, et ülesannete täitmise võrdlemisel on oluline arvestada otsese ja kaudse mäluülesannete suhtelist usaldusväärsust (Buchner & Wippich, 2000). Sellest lähtuvalt kasutati kõigis katsetes praimimise, tuvastamise ja allika mõõtmise usaldusväärsuse määramiseks jagatud poole korrelatsioone. Nende arvutamiseks jagasime esmalt iga osaleja andmed paarituteks ja paarisarvulisteks katseteks ning seejärel arvutasime mõlema poole algefekti, äratundmise d' ja allika d'. Jagatud poole korrelatsioonid esitati seejärel Pearsoni korrelatsioonina osalejate mõlema poole tulemuslikkuse vahel. 1. katses olid need suured ja olulised, algväärtus, r(33)=.90, p<.001, bf="1.94" ×="" 109="" ;="" recognition="" d′,="" r(33)=".90,"><.001, bf="3.55" ×="" 109="" ;="" source="" d′,="" r(33)=".81,"><.001, bf="7.70" ×="">

müüa tsistanche

Tulemused

Võttes arvesse esimest üldist mälu jõudluse taset, ületasid algefekt, äratundmine d' ja allika d' kõik võimaluse (0): M praimimine=247ms, SE=34, t(34) )=7.17, lk<.001, d="1.22," bf="5.11" ×="" 105;="" m="" recognition="" d′="1.23," se="0.10," t(34)="12.02,"><.001, d="2.03," bf="8.61" ×="" 1010;="" m="" source="" d′="0.80," se="0.11," t(34)="7.48,"><.001, d="1.26," bf="1.16" ×="" 106="" .="" table="" 1="" shows="" the="" mean="" identification="" rt="" for="" new="" and="" old="" items,="" and="" also="" the="" mean="" hit="" rate="" and="" false="" alarm="" rate="" for="" recognition="" and="" source="" decisions.="" neither="" recognition="" nor="" source="" responding="" was="" biased="" overall="" (recognition="" c="−0.04," se="0.04," t(34)="0.98," p=".33," d="0.17," bf="0.28;" source="" c="0.01," se="0.05," t(34)="0.11," p=".91," d="0.02," bf="">

Nende üldiste mõõtmiste vahel oli tõendeid korrelatsioonide kohta, kuigi see oli oluline ainult äratundmise ja lähtemälu seose osas (praimimine ja tuvastamine d′, r(34)=.35, p=.041 , BF=2.32; praimimine ja allikas d′, r(34)=.33, p=.056, BF=1.84; äratundmine d' ja allikas d′, r(34)=.82, lk<.001, bf="1.82" ×="" 106="" ).="" as="" in="" lange="" et="" al.'s="" (2019)="" study,="" we="" expected="" associations="" between="" priming="" and="" source="" memory="" to="" be="" evident="" when="" broken="" down="" according="" to="" the="" source="" decision.="" we="" consider="" two="" aspects="" of="" the="" data:="" (a)="" the="" difference="" in="" the="" magnitude="" of="" the="" priming="" effect="" for="" items="" with="" correct="" and="" incorrect="" source="" decisions,="" and="" (b)="" how="" the="" priming="" effect="" varies="" with="" participants'="" confidence="" in="" their="" source="">

Esiteks oli õigete allikaotsustega üksuste algefekt oluliselt suurem kui valede allikaotsustega üksuste puhul (M erinevus=71ms, SE= 24), t(34)=3.{101} {4}}, p < .005,="" d="0.51," bf="7.76)," vt="" joonise="" 1a="" vasakpoolset="" külge).="" see="" erinevus="" oli="" üksikisikute="" lõikes="" järjepidev,="" esinedes="" 69="" protsendil="">

Teiseks uurisime identifitseerimis-RT-sid õigete ja valede allikaotsuste osas osalejate usalduse osas. See analüüs piirdub uuritud üksustega, st üksustega, mida saab seostada õige ja vale allikaotsusega. Tabelis 2 on näidatud üksuste keskmine arv selle analüüsi igal tasandil. Uute üksuste identifitseerimise RT ja allika usalduse seose analüüsimiseks vaadake lisamaterjali. Identifitseerimis-RT-d kippusid vähenema (st algefekt oli suurem), kuna usaldus allika otsuse vastu suurenes, nagu on näidatud joonise 1a paremal küljel. See suundumus leidis kinnitust 3 (allika usaldus: arvatavasti, kindel) × 2 (allika otsus: õige, vale) korduva mõõtmise ANOVA, mis andis allika usalduse olulise peamise efekti F(1,63, 48,77){{9 }}.62, MSE=70,424, lk<.001, ηp2=".28," bf="9.79×102." four="" participants="" could="" not="" be="" included="" in="" this="" anova="" because="" they="" had="" zero="" responses="" for="" particular="" cells="" of="" the="" analysis="" (hence="" n="31" for="" this="" analysis).="" post="" hoc="" analyses="" confirmed="" a="" significant="" linear="" trend,="" t(43)="4.82,"><.001, with="" higher-level="" trends="" not="" significant="" (p="">.89). Kõrge usaldushinnanguga allikaotsuseid seostati kiirema tuvastamisega kui madala usaldushinnanguga allika otsuseid, p<.001 (the="" remaining="" comparisons,="" bonferroni-adjusted,="" p="">.043). Lähteotsuse põhimõju puudus, F(1, 30)=1.14, MSE=32431, p=.29, ηP2=.04, BF{ {10}}.22 ehk interaktsioon, F(2, 60)=1.16, MSE=40521, p=.32, ηP2=.04, BF =0.23.

Lühidalt, selles katses kordasime ka Berry jt näidatud praimimis- ja tuvastamismälu seost. (2012) ja Lange jt. (2019). Vanade esemete puhul oli vanaks hinnatud esemete tuvastamine kiirem kui uueks hinnatud üksuste puhul, M erinevus =210ms, SE=51, t(34)=4.15, p<.001, dz="0.70," bf="127," and="" identification="" rts="" decreased="" with="" increasing="" recognition="" confidence=""><.001, though=""><.015 for="" quadratic="" and="" cubic="" trends).="" for="" new="" items,="" there="" was="" no="" clear="" evidence="" for="" an="" effect="" of="" fluency,="" that="" is,="" m="" difference="" in="" identification="" rt="" to="" new="" items="" judged="" old="" and="" new="48ms," se="25," t(34)="1.95," p=".060," dz="0.33," bf="0.98," though="" overall="" identification="" rts="" decreased="" with="" increasing="" recognition="" confidence=""><.001, all="" higher-level="" contrasts:="" p="">.050).

Arutelu

Need tulemused on kooskõlas Lange jt tulemustega. (2019), näidates suuremat algandmist õigete kui valede allikaotsuste puhul ja suuremat alust koos suurema usaldusega, sõltumata allika otsusest. Samuti kordasime selles paradigmas praegu hästi väljakujunenud alg- ja äratundmismälu seost (nt Berry et al., 2012). Olles tuvastanud seose alglaadimise ja allika vahel, uurime nüüd, kas äratundmiskindluse reitingud on selle seose olemuse kesksel kohal. See on teoreetiline eeldus, mille aluseks on Lange jt kohandatud vastuse kaardistamine ühe süsteemi mudelis. (2019). Kõigis järgmistes katsetes ei kutsu me osalejatelt ilmseid tunnustushinnanguid. Lisaks piirame katsetes 3 ja 4 ka varjatud äratundmisotsuseid, st hinnanguid üksuse vanaduse kohta, kui selleks pole juhist, näidates katse ajal ainult vanu objekte.

müüa tsistanche