Ajalised rühmitamise efektid verbaalses ja muusikalises lühiajalises mälus: kas jadajärjekorra esitus on domeeni üldine? 5. osa

Tulemused

Nagu eelmises katses, viidi analüüsid läbi JASP-iga (JASP Team, 2018), kasutades eelmiste jaoks samu vaikeväärtusi ja rakendades sama analüüsiplaani.

Planeerimine ja mälu on inimese mõtlemises kaks äärmiselt olulist võimet. Plaan on sammude jada, mille eesmärk on saavutada eesmärk, soov või ülesanne. Mälu on oluline võime infot tajuda, säilitada ja taastada ning see on viis teadmiste, kogemuste ja oskuste omandamiseks.

Planeerimine ja mälu on lahutamatult seotud. Peame meeles pidama oma plaane, eesmärke ja samme, et olla nende saavutamisel tõhusamad ja organiseeritumad. Samuti peame planeerima, et aidata meil parandada oma mälu. Näiteks kasutavad paljud inimesed mälu parandamiseks mõnda planeerimistehnikat, näiteks mälupalee meetodit, korduvaid harjutusi ja mälumänge.

Ka planeerimine ja mälu tugevdavad üksteist. Plaani tegemisel tuleb meelde tuletada ja korrastada varasemaid kogemusi ning salvestada ka valmivad asjad ja detailid. Nii saame plaani sisu ja sammud paremini meelde jätta. Plaani elluviimise käigus jätkame plaani sisulise mälu kinnistamist ja süvendamist, mis võimaldab ka plaani ladusamalt ellu viia.

Üldiselt on planeerimine ja mälu omavahel põimunud ja üksteist tugevdavad võimed ning on inimese intelligentsuse tuum. Ainult korralike planeerimisoskuste ja kõrgetasemelise mäluoskuse abil saame elada ja töötada tõhusamalt ja korrapärasemalt. On näha, et me peame parandama mälu ja Cistanche deserticola võib oluliselt parandada mälu, sest Cistanche deserticola omab antioksüdantset, põletikuvastast ja vananemisvastast toimet, mis võib aidata vähendada oksüdatsiooni ja põletikulisi reaktsioone ajus, kaitstes seeläbi närvisüsteemi tervis. Lisaks võib Cistanche deserticola soodustada ka närvirakkude kasvu ja paranemist, parandades seega närvivõrkude ühenduvust ja funktsiooni. Need mõjud võivad aidata parandada mälu, õppimist ja mõtlemiskiirust ning võivad samuti ära hoida kognitiivse düsfunktsiooni ja neurodegeneratiivsete haiguste teket.

Lühimälu parandamiseks klõpsake nuppu Tea

Iga analüüsitüübi (st järjestikuste positsioonikõverate, transpositsioonigradientide ja vastuse latentsuste) puhul analüüsiti fonoloogiliselt erinevaid ja sarnaseid tähti esitavate katsete andmeid eraldi.

Jadapositsiooni kõverad. Arvutasime õige tagasikutsumise osakaalu seeriapositsiooni ja ajalise rühmituse funktsioonina iga osaleja kõigi erinevate katsete lõikes. Seejärel teostasime 2 × 6 korduva mõõtmise ANOVA seeriapositsiooniga (1–6) ja rühmitamise tingimusega (rühmitatud vs. grupeerimata) tegurid (vt joonise 4 vasakus ülanurgas).

Tulemused näitasid, et parim mudel oli kahe peamise efektiga mudel, mida eelistati paremuselt teisele, täismudelile, koefitsiendiga 4,44 (vt tabeli 3 ridu "Serial position curves").

Seda kinnitas mõju analüüs, mis andis otsustavaid tõendeid kahe peamise mõju kohta (rühmitus: BFIinclusion=1.43e14; positsioon: BFIinclusion=1.43e14), butanekdootlikud tõendid interaktsiooni olemasolu kohta (BFIinclusion). =0.90).

Sama analüüs viidi läbi katsete andmetega, mis esitasid fonoloogiliselt sarnaseid tähti, mis näitas, et parim mudel oli täismudel ja seda eelistati nendele paremuselt teisele mudelile koefitsiendiga 1,67 (vt joonise 4 paremas ülanurgas).

Arvestades ebaselgeid tõendeid parima mudeli eelistamise kohta paremuselt teisele mudelile (vt tabeli 4 ridu "Serial positioncurves"), analüüsisime mõju. Tulemused andsid otsustavaid tõendeid kahe peamise mõju (Rühmitamine: BFIinclusion=2.70e11; Positsioon: BFIinclusion=6.67e13) ja mõõdukad tõendid interaktsiooni olemasolu kasuks (BFIinclusion{{7}). }.70).

Transpositsiooni gradiendid. Pange tähele, et transponeerimisvigade analüüsimiseks eemaldasime osalejad, kes ei tekitanud vigu vähemalt ühes neljast katsetingimustest, mille tulemuseks oli 77 osalejast koosnev valim. Iga osaleja puhul arvutasime vigade osakaalu absoluutse kauguse nihke funktsioonina. ja ajaline rühmitamine kõigi erinevate vigade vahel.

Seejärel analüüsisime andmeid 2 × 2 × 5 korduva mõõtmise ANOVA abil, mille teguriteks oli absoluutne transpositsioonikaugus (1–5) ja rühmitamise tingimus (rühmitatud vs. grupeerimata) (vt joonise 4 vasakpoolne keskosa). Tulemused andsid tugevaid tõendeid selle kasuks, et parim mudel sisaldab ainult kauguse mõju, eelistades seda kahe peaefektiga paremuselt teisele mudelile koefitsiendiga 12,92 (vt tabeli 3 ridu "Transpositsioonigradiendid").

Sama analüüs on reprodutseeritud fonoloogiliselt sarnaste tähtedega tehtud katsete andmetega (vt joonise 4 paremat keskmist osa). See andis kindlaid tõendeid selle kohta, et parim mudel on täismudel, mida eelistati paremuselt teisele mudelile, mis sisaldas ainult kauguse mõju koefitsiendiga 1,02 (vt tabelis 4 olevaid ridu "Ülekande gradiendid").

Kuna tulemused olid mitmetähenduslikud, analüüsisime mõjusid, mis näitasid otsustavaid ja mõõdukaid tõendeid, mis toetavad kauguse mõju (BFIinclusion=∞) ning kauguse ja rühmitamise vastasmõju (BFIinclusion=3.78) , vastavalt.

Arvestades interaktsiooni mõõdukat tuge, analüüsisime külgnevate transpositsioonide ja interpositsioonivigade määra suunatud Bayesi paarisnäidiste t-testiga (külgnevad vead: H1=grupeerimata > rühmitatud; interpositsioonid: H1=grupeerimata < rühmitatud), nagu eelmises katses. Saime tugevaid tõendeid nii interpositsioonivigade (BF01=12.21) kui ka külgneva transponeerimise (BF01=25.02) vähenemise kohta rühmitatud katsetes.

Seejärel analüüsisime, nagu ka eelmises katses, rühmasiseste ja rühmadevaheliste transponeerimisvigade määra, eristades viimaste vahel interpositsioonivigu, rühmapiiride transpositsioone ja muid rühmadevahelisi transpositsioone (kõik võrdlused hõlmasid suunamata Bayesi paarisproovide t-testi vaikimisi eelnev).

Nagu on näidatud tabelis 5, on tugevaid tõendeid selle kohta, et ajaline rühmitamine erinevatel katsetel kutsus esile rühmasisese ülevõtmise suurenemise, kuid vähendas grupipiiril asuvaid üksusi hõlmavaid ülevõtmisi. Samal ajal leidus mõõdukaid tõendeid, mis kinnitasid erinevuste puudumist interpositsioonivigade ja muude rühmadevaheliste ülevõtmiste määrade vahel.

Seoses sarnaste katsetega näitavad tabelis 6 esitatud tulemused sama mustrit, mis erinevate uuringute puhul, välja arvatud see, et oli kindlaid tõendeid teiste rühmadevaheliste transpositsioonide erinevuse kohta.

Vastuste latentsusajad. Iga osaleja jaoks määrasime erinevate katsete korral õigeks tagasikutsumiseks temaatilise vastuse latentsusaja, sõltuvalt ajalisest rühmitusest ja seeriapositsioonist. Järgmisena analüüsiti andmeid 2 × 6 korduva mõõtmise ANOVA abil koos seeriapositsiooni (1–6) ja rühmitamise tingimuse (rühmitatud vs. grupeerimata) teguritega (vt joonise 4 vasakpoolset alumist osa).

Tulemused andsid otsustavaid tõendeid kahe peamise efekti ja nende koostoimet sisaldava täismudeli kasuks, seda mudelit eelistatakse paremuselt teise mudeli ees koefitsiendiga 2,93e8 (vt tabel 3).

Sama analüüs on tehtud sarnaste katsetega, mille tulemuseks on sama tulemus (vt joonise 4 all paremal); täismudel on parim ja eelistatud paremuselt teisele koefitsiendiga 2,16e6 (vt tabel 4).

Arutelu

Katses 2 täheldasime, et olenemata materjali fonoloogilisest sarnasusest tuletati rühmitatud järjestusi paremini meelde ja neid iseloomustas rühmitamata järjestustega võrreldes kärbitud jadapositsiooni kõver.

Lisaks leiti teise rühma esimese üksuse jaoks tüüpiline vastuse latentsuse muster koos latentsuse tipuga. Kuid kooskõlas muusikalise materjaliga katses 1 esitatud tulemustega ei täheldatud grupeeritud järjestustes nii fonoloogiliselt sarnaste kui ka erinevate katsete puhul interpositsioonivigade suurenemist.

Samas tuleb märkida, et jõudlust võib vaadelda ülemmäärana ja et sellises kontekstis on raske välistada võimalust, et grupeeritud jadade interpositsioonivigade suurenemise puudumine tuleneb lihtsalt vigade üldarvust. oli liiga madal.

Et teha kindlaks, kas interpositsioonide suurenemise puudumine on tingitud ülemmäärast või on spetsiifiline katses 2 kasutatud rühmitusstruktuurile 2 × 3, viisime läbi täiendava katse, mis kordas katses 2 kasutatud protseduuri, kuid loendi lõpu distraktoriga, mille eesmärk on vähendada meeldetuletamist. jõudlust, säilitades samal ajal sama järjestuse struktuuri.4

Katse 3: verbalorderi seeriaviisiline tagasikutsumine loendilõpu segamisülesandega

Selle katse eesmärk oli testida, kas 2. katses rühmitatud järjestustes interpositsioonide suurenemise puudumine oli tingitud väga väikesest vigade arvust, mis on põhjustatud ülemmääraefektist või spetsiifilisest 6 üksuse loendite kasutamisest, mis on rühmitatud kolme kaupa.

Protseduur oli sama, mis katses 2, välja arvatud see, et iga loendi esitamisele järgnes pariteediülesanne, milles paluti osalejatel hinnata, kas ekraanil esitatud numbrid on paaris või paaritud.

Selle segava ülesande eesmärk oli vähendada tagasikutsumise täpsust – ja seega suurendada järjestusvigade arvu –, säilitades sama rühmitusstruktuuri nagu katsetes 1 ja 2.

meetod

Proovivõtu plaan. COVID{0}} pandeemia olukorra tõttu viidi katse läbi täielikult võrgus. Nagu ka 2. katse puhul, oli valimi koostamise eesmärk võimaldada võimalikult paljudel meie osalejate kogumi õpilastel ja mitteõpilastel osaleda uuringus. Osalejad. Eksperimendi kiitis heaks UniDistanceSuisse'i psühholoogiateaduskonna eetikakomitee.

Osalejad värvati UniDistance Suisse osalejate kogumi kaudu, mis koosneb peamiselt saksa keelt kõnelevatest psühholoogiatudengitest ja saksa keelt kõnelevatest mitteüliõpilastest, kes on huvitatud katsetes osalemisest. Õpilased said osalemise eest osalise ainepunkti ja mitteõpilased osalesid katses vabatahtlikult.

Veebikatse lõpetas kokku 79 osalejat. Pärast 14 välistamiskriteeriumitele vastanud osaleja väljajätmist koosnes lõplik valim 55 osalejast (sugu: 47 naist ja 8 meest; vanus aastates: M=35.83, SD=9.43). Välistamiskriteeriumid. Jätsime välja osalejad, kellel oli mis tahes õppimis- või neuroloogilised häired, samuti need, kes ei valdanud saksa keelt.

Osalejad jäeti analüüsist välja ka nende tulemuslikkuse põhjal loendi lõpu segava ülesande täitmisel, et tagada nende ülesande aktiivne täitmine. Seetõttu jäeti analüüsist välja kõik osalejad, kelle täpsus oli loendi lõpu tähelepanu hajutamise ülesandes alla 60%. Stiimulid olid samad, mis katses 2, kuid kahe märkimisväärse erandiga.

Esiteks, kuna loendi lõppu lisati tähelepanu kõrvalejuhtimise ülesanne, suurendati katse kestust võrreldes katsega 2. Seetõttu, et hoida ülesanne 2. katsega sarnase kestusena, esitati loendite koguarv osalejaid oli 102 (25% fonoloogiliselt sarnased ja grupeerimata, 25% fonoloogiliselt sarnased ja rühmitatud, 25% fonoloogiliselt erinevad ja grupeerimata ning 25% fonoloogiliselt erinevad ja rühmitatud). Teiseks, kuna osalejad olid saksa keele kõnelejad, koosnesid fonoloogiliselt erinevad tähed V, Y, X, Z, J ja Q ning fonoloogiliselt sarnased tähed koosnesid B, C, D, G, P ja T.

Menetlus. Protseduur oli sama, mis katses 2, välja arvatud loendi lõpu distraktori lisamine. Pärast viimase üksuse esitamist kuvati 1,000 ms tühi ekraan, millele järgnes kaheksa numbrit ekraani keskel (700 ms sees ja 200 ms väljas).

Osalejatel paluti vajutada S-klahvi nii kiiresti kui võimalik, kui esitatud number oli paaris, ja vajutada klahvi L, kui ekraanil kuvatav number on paaritu. Neid teavitati, et nad saavad nuppe vajutada nii numbrite esitamise kui ka tühja ekraani ajal. pärast iga numbri esitamist. Numbrid valiti juhuslikult koos asendustega.

Pärast lõpuloendi segajat kulges tagasikutsumise protseduur nagu kirjeldatud katses 2. Koolitusseansi ajal said osalejad pärast iga katset tagasisidet õigesti meelde tuletatud tähtede ja õigete paarsusotsuste arvu kohta.

Katsekatsete ajal tagasisidet ei antud. Ülesanne programmeeriti lab.js-iga, tasuta ja avatud lähtekoodiga veebipõhise õppetöö koostajaga (Henninger et al., 2019) ja rakendati PHP-ga kaitstud serveris. Osalejad pääsesid katsesse kohandatud URL-iga.

Hüpoteesid

Katsete 1 ja 2 andmed toetavad seisukohta, et ajalise rühmitamise mõju muusikalisele ja verbaalsele STM-ile on sarnane. Tähelepanuväärne on see, et mõlemas domeenis täheldatud muster näitab, et kolmeks rühmitatud 6 üksuse loendite puhul ei suurene interpositsioonivigade arv, vastupidiselt sellele, mida ennustatakse järjestusmudelite põhjal, mis võtavad kõige paremini arvesse STM-i ajalisi rühmitamise mõjusid (vt näiteks , Brown et al., 2000; Burgess & Hitch, 1999; Hartley jt, 2016; Henson, 1998).

Samal ajal piirab 2. katses tagasikutsumise täpsuse ülemmäära mõju seda tõlgendust verbaldomeeni puhul. Nimekirja lõpu distraktori lisamisega on selle katse eesmärk kinnitada 2. katse andmeid, nimelt seda, et kolmeks rühmitatud kuuest üksusest koosnevad verbaalsed loendid ei too kaasa interpositsioonivigade suurenemist, nagu täheldati ka katses 1 muusikalise materjali puhul.

Teisisõnu, selle katse eesmärk oli testida, kas verbaalset muusikalist STM-i toetavad ühised järjestusmehhanismid. Katse eesmärk oli ka kontrollida, kas suurenenud interpositsioonivigade jälgimine rühmitatud loendite meeldetuletamisel on iseloomulik pikematele jadadele ja/või järjestustele, kus on rohkem rühmi (nt 3 × 3 rühmitusstruktuur).

Kui see hüpotees on õige, eeldame, et täheldame tavapäraseid ajalisi rühmitamisefekte, välja arvatud interpositsioonivigade suurenemine. Nagu katses 2, ei olnud spetsiifilist ennustust fonoloogilise sarnasuse efekti ja selle koostoime kohta teiste teguritega, välja arvatud see, et fonoloogiliselt sarnaste järjestuste puhul peaks meenutamise täpsus olema halvem.

Tuletame meelde, et see manipuleerimine võeti kasutusele, et võrrelda seda muusikalise materjaliga, millele on omane tonaalne lähedusefekt (Williamson et al., 2010).

Tulemused

Nagu eelmises katses, analüüsiti andmeid JASP-i (versioon 0.14, JASP Team, 2018) abil samade eelmiste vaikeväärtustega ja sama analüüsiplaani rakendamisel. Iga analüüsi jaoks (st jadapositsiooni kõverad, transponeerimise gradiendid ja vastuse latentsusajad) analüüsiti eraldi fonoloogiliselt erinevaid ja sarnaseid tähti esitavate uuringute andmeid.

Jadapositsiooni kõverad. Arvutasime iga osaleja jaoks õigete tagasikutsumiste osakaalu jadapositsiooni ja ajalise rühmitamise funktsioonina kõigepealt fonoloogiliselt erinevate uuringute puhul. Seejärel esitati andmed 2 × 6 korduva mõõtmise ANOVA-sse koos seeriapositsiooni (1–6) ja rühmitamistingimuste (rühmitatud vs. rühmitamata) teguritega (vt joonise 5 vasakpoolset ülaosa).

Tulemused näitasid, et parim mudel oli ainult kahe peamise efektiga mudel, mida eelistati paremuselt teisele mudelile (täismudel) koefitsiendiga 32,76. See tulemus on tugev tõend selle kohta, et rühmitamine mõjutab tagasikutsumise täpsust ja seeriapositsiooni, kuid puudub nende kahe teguri koostoime (vt tabeli 7 ridu "Serial position curves").

Sama analüüs viidi läbi ka fonoloogiliselt sarnaste tähtedega tehtud katsete andmetega, mille tulemuseks oli sama andmemuster nagu fonoloogiliselt erinevate tähtede puhul, kusjuures parim mudel oli kahe peamise efektiga mudel, mida eelistati täismudelile koefitsiendiga 68,68. (vt joonise 5 paremas ülanurgas ja tabelis 8 ridu "Serial position curves").

Transpositsiooni gradiendid. Enne transponeerimisvigade statistilist analüüsi eemaldati osalejad, kes ei andnud järjestusvigu vähemalt ühes neljast katsetingimusest. Pärast nende osalejate eemaldamist viidi lõpuks läbi 51 osalejast koosneva valimi ülevõtmise vigade analüüs.

Arvutasime iga osaleja jaoks vigade osakaalu absoluutse kauguse nihke ja ajalise rühmitamise funktsioonina kõigi järjekorravigade hulgas fonoloogiliselt sarnases seisundis. Seejärel analüüsisime andmeid 2 × 5 korduva mõõtmise ANOVA abil, mille teguriteks oli absoluutne transpositsioonikaugus (1–5) ja rühmitamise tingimus (rühmitatud vs. grupeerimata) (vt joonise 5 vasakpoolne keskosa).

Tulemused andsid kindlaid tõendeid selle mudeli kasuks, mis sisaldas ainult kauguse efekti kui parimat mudelit, mida eelistati paremuselt teisele mudelile, millel on mõlemad peamised mõjud, koefitsiendiga 10,56 (vt tabeli 7 ridu "Transpositsioonigradiendid"). korrati fonoloogiliselt sarnaste tähtedega tehtud uuringute andmetel, mis viis sarnaste tulemusteni, mis saadi fonoloogiliselt erinevate tähtedega (joonisel 5 parempoolne pool).

Tulemused andsid kindlaid tõendeid selle kohta, et parim mudel oli see, millel oli ainult kauguse põhiefekt, mida eelistati paremuselt teisele mudelile, millel olid mõlemad peamised efektid, teguriga 10,56 (vt tabeli 8 ridu "Transpositsioonigradientid").

Nagu eelmistes katsetes, analüüsisime ka grupisiseste ja rühmadevaheliste transponeerimisvigade määra. Viimaste puhul eristasime interpositsioneerimisvigu, transpositsioone rühmapiiridel ja muid rühmadevahelisi transpositsioone (kõik võrdlused hõlmasid suunamata Bayesi paarisproovide t-testi vaikimisi eelnev, nagu on sätestatud JASP-is).

Nagu on näidatud tabelis 9, näitasid fonoloogiliselt erinevad loendid üldiselt mõõdukaid tõendeid selle kohta, et kahe grupeerimistingimuste vahel ei olnud erinevusi erinevat tüüpi transponeerimisvigade osas. Fonoloogiliselt sarnaste loendite osas (vt tabel 10) saime otsustavaid tõendeid transpositsioonide vähenemise kohta rühma piiril ja mõõdukaid tõendeid interpositsioonivigade suurenemise puudumise kohta rühmitatud järjestustes.

For more information:1950477648nn@gmail.com