Mõttes ekslemise ja lugemise mõistmise suhe: metaanalüüs, 2. osa

meetod

Süstemaatiline otsing viidi läbi pärast süstemaatilise ülevaate ja metaanalüüsi (PRISMA) aruandlusjuhiste soovitusi (Moher et al., 2010), et tuvastada uuringud, mis käsitlevad MW mõju RC-le tervetel noorukitel või täiskasvanutel. Otsing viidi läbi järgmiste akadeemiliste andmebaaside abil: Web of Science, Scopus, PubMed ja EBSCO (st PsychInfo, PsychArticles ja ERIC). Otsing andmebaasist viidi läbi 2020. aasta jaanuarist kuni 2020. aasta märtsini ja see piirdus ingliskeelsete eelretsenseeritud ajakirjadega.

Ühiskonna pideva arenguga pööravad inimesed üha rohkem tähelepanu tervisele. Noorukid on riigi tulevik ning nende füüsiline ja vaimne tervis on riigi edasise arengu jaoks ülioluline. RC ja mälu mängivad ka teismeliste õppimises ja elus äärmiselt olulist rolli.

Esiteks mõista, mis on RC ja mälu. RC ehk "Recall" viitab õpitu automaatsele meeldetuletamisele ilma viipata pärast mälutreeningut. Mälu viitab isikliku mälu võimele teavet salvestada ja taasesitada.

Niisiis, kas terved teismelised saavad RC ja mäluga toime tulla? Vastus on jah. Füüsilise treeningu tugevdamine võib parandada füüsilist vormi, parandada vaimset seisundit, edendada vereringet, soodustada aju toitumist ja hapnikuvarustust ning parandada mälu. Lisaks võib õige treening parandada une kvaliteeti ja aidata parandada mälu. Hea uni võib kaitsta ka aju neuroneid ja muuta aju tervemaks.

Lisaks on väga oluline ka tervislik toitumine. Teismeliste kehad kasvavad ja arenevad kiiresti. Toitumise puudumine avaldab kehale suurt mõju. Tähelepanu ja tasakaalustatud toitumine toitumises võivad muuta keha tervemaks, samuti võib see soodustada aju tervislikku arengut ja parandada mälu.

Lisaks võib hea vaimne seisund parandada ka RC-d ja mälu. Negatiivsed emotsioonid, nagu depressioon ja depressioon, kahjustavad aju, samas kui optimistlik suhtumine võib edendada aju mõnutunnet, muuta aju aktiivsemaks ja parandada mälu.

Kokkuvõtteks võib öelda, et terved noorukid soodustavad RC ja mälu paranemist. Kuni pöörate alati tähelepanu füüsilisele ja vaimsele tervisele ning kujundate häid eluharjumusi, saate muuta oma RC ja mälu paremaks ning edendada paremini noorte õppimist ja elu. On näha, et me peame oma mälu parandama. Cistanche võib aidata meil parandada mälu, sest Cistanche võib reguleerida ka neurotransmitterite tasakaalu, näiteks tõsta atsetüülkoliini ja kasvufaktorite taset. Need ained on mälu ja õppimise jaoks väga olulised. Lisaks võib Rongrongi liha parandada ka verevoolu ja soodustada hapniku kohaletoimetamist, mis tagab ajule piisava toitumise ja energia, parandades seeläbi aju elujõudu ja vastupidavust.

Klõpsake teada, kuidas ajufunktsiooni parandada

MW-ga seotud otsinguterminid ("meelte ekslemine", "unistamine", "meeltetu", "meel hüppab", "stiimulist sõltumatud mõtted", "ülesandega mitteseotud mõtted", "ise genereeritud mõtted", "tsoneerimine") kombineeriti RC-ga seotud otsinguterminitega ("lugemine mõistmine", "lugemine", "mõistmine"). Joonis 1 illustreerib otsinguprotsessi ja tulemust. Halli kirjandust käesolevas metaanalüüsis arvesse ei võetud.

Nagu soovitasid Schmucker et al. (2017), kuigi uuringud, mis ei hõlma halli kirjandust, võivad tõenäoliselt ravi mõjusid üle hinnata, näitavad praegused empiirilised uuringud, et see on nii vaid väheses arvustustes; Lisaks võib avaldamise kallutatus mõjutada eriti konkreetseid uurimisvaldkondi, kus on vaja positiivseid tulemusi kiiremini avaldada.

Lisaks ei hinnata halli kirjandust üldiselt eksperdihinnanguga ja avaldamata andmete sisemist kehtivust võib olla raske hinnata uuringute halva aruandluse tõttu, mis võib suurendada eelarvamuste riski. Lõpuks, kuigi hall kirjandus on metaanalüüside jaoks oluline ressurss, on rangete halli kirjanduse otsingute läbiviimiseks vähe konkreetseid juhiseid ega aktsepteeritud kuldstandardi meetodit (Paez, 2017).

Of the 314 article titles identified, through the evaluation of two independent coders (third and fourth authors), 61 were considered eligible for further analysis and fully read. Interrater agreement on abstract selection was 93.02%; in case consensus was not achieved, the first and last authors jointly reached a final evaluation. Full texts were included in the meta-analysis when studies (a) reported measures of MW and RC (e.g., studies with recall tasks were excluded), (b) involved school-aged participants (>10-aastased) ja/või täiskasvanud (vanuses 18–40) kogenud lugejad, kellel pole teatatud kliinilist seisundit, (c) teatatud korrelatsiooniindeksitest (Pearsoni r) MW ja RC vahel. Täisteksti valimisel lõpetasid kaks sõltumatut kodeerijat (kolmas ja neljas autor) esimese hindamise, mille hindajatevaheline kokkulepe oli 91,7 protsenti ; kui konsensust ei saavutatud, jõudsid esimene ja viimane autor ühiselt lõpphinnanguni.

Kolmas ja neljas autor kodeerisid esmalt tabelis 1 esitatud andmed, seejärel viis esimene autor andmete sõltumatu kodeerimise ja viimane autor kontrollis täiendavalt kõiki lahknevusi algse andmekogumiga.

Kokku kaasati metaanalüüsi 25 artiklit (vt joonis 1), kokku 73 korrelatsioonikordajat, mis tulenesid mõnes uuringus esitatud mitmest korrelatsiooniindeksist.

Andmete analüüs

Kõik korrelatsioonikoefitsiendid sisestati sõltumatult paberite puhul, millel oli mitu uuringut või mitu korrelatsioonikordajat MW ja RC vahel erinevates tingimustes. Uuringute puhul, mis kirjeldasid varjatud tegureid hõlmavaid korrelatsioone (tuletatud kinnitava faktori analüüsist), saadi ilmsete muutujate korrelatsioonid uuringutesse kaasatud lisadest või autoritega ühendust võttes ja esialgseid andmekogumeid küsides (Soemer & Schiefele, 2019; Soemer et al. , 2019). Kõik latentsetest teguritest teatanud uuringute juhtumid lahendati ja lõppanalüüs hõlmas ainult ilmseid (Pearsoni r) korrelatsiooniindekseid.

Kõik analüüsid viidi läbi R-s (versioon 4.1.1), kasutades mõõtmispaketti (Balduzzi et al. 2019; Schwarzer, 2007) Hunter-Schmidti dispersioonide koondamise meetodiga. Kuna uuringud erinevad mitme tunnuse, sealhulgas keele, tekstitüübi, RC-ülesannete ja MW-hinnangu osas, võib eeldada mõningast uuringute vahelist heterogeensust ja see muudab vajalikuks juhuslike mõjude koondamise mudeli.

Uuringutevahelist heterogeensust mõõdetakse Sidik-Jonkmani hinnanguga (Cuijpers, 2016). Juhusliku efekti mudeli kasutuselevõtt oli vajalik ka selleks, et võtta arvesse uuringute metoodilist varieeruvust (st korduvatest osalejatest tingitud varieeruvus piires; Hedges & Vevea, 1996). Juhuslike efektide mudel lagundab dispersiooni lisakomponendiga, mis fikseerib ekstra varieeruvuse ja arvutab iga uuringu jaoks kohandatud juhuslike mõjude kaalu. Erinevate uuringute korrelatsioonide ühendamiseks üheks koondatud korrelatsioonihinnanguks kasutati ka üldist pöördvariatsiooni koondmeetodit. Korrelatsioonide ühendamisel rakendasime iga uuringu kaalude saamiseks Fisheri z-teisendust.

Viidi läbi metaregressioonianalüüsid, et hinnata vanust, keeletüüpi (st läbipaistev/läbipaistmatu), tekstitüüpi (st informatiivne/jutustav), teksti pikkust (st sõnade arvu), MW hindamist (st tunnustel põhinevad küsimustikud, veebis). sonde, veebipõhist enesearuannet, testijärgset enesearuannet, silmapilku ja RC-protseduure (st avatud, tõesed-valed, valikvastustega küsimused) võib pidada MW ja RC jõudluse vahelise seose sekkuvateks teguriteks.

Identifitseeritavuse huvides peeti regressioonanalüüsis kategooriliste ennustajatega (nt mõned meie moderaatorid) iga moderaatori jaoks (nt RC mõõdud) kategooriat (nt valikvastustega) viitena ja selle mõju on kaasatud mudeli pealtkuulamine. Ülejäänud tasemeid (nt avatud ja tõene-väär) mõõdetakse erinevalt võrdlustasemest. Tabelis 2 on võrdluskategooria esitatud joonealustes märkustes.

Mõnedes uuringutes teatati ka muudest potentsiaalsetest vahendajatest, nagu teemahuvi, tekstiraskused ja töömälu maht, kuid ainult korrelatsiooniväärtustena MW-ga (vt tabel 1). Lisasime need korrelatsiooniindeksid niikuinii MW ja RC vahelise suhte täpsete moderaatoritena. Lõpuks hinnati avaldamise kallutatust Eggeri regressiooni, Beggi testi statistika ning Duvali ja Tweedie (2000) kärpimise ja täitmise protseduuri abil, et kontrollida, kas meie metaanalüüsis hinnatud kombineeritud efekt võis olla suurem tegelikust efekti suurusest. kuna me ei võtnud arvesse puuduvaid uuringuid, mille mõju oli väiksem, kuna neid ei avaldatud kunagi (Rothstein et al., 2006). Nagu soovitasid Carter et al. (2019), ükski metaanalüütiline meetod ei ületanud järjekindlalt kõiki teisi ja seetõttu soovitatakse erinevate meetodite aruandlust väärtuslikuks lähenemisviisiks.

Tulemused

Ülevaade kaasatud uuringutest

25 tuvastatud artiklist hõlmas 15 artiklit (60 protsenti) rohkem kui ühte uuringut, kokku 73 uuringut (st korrelatsioonikordajad), mis lõpuks kaasati metaanalüüsi. Seega hõlmas 25 paberit kokku 3926 osalejat. Tabelis 1 on esitatud igas tuvastatud dokumendis esitatud uuringute üksikasjad.

Uuringud viidi läbi peamiselt inglise keelt kõnelevates riikides (n=50; 68,5 protsenti). Teiste riikide hulka kuulus Saksamaa (n=19; 26 protsenti), järgnesid Itaalia (n=1; 1,4 protsenti) ja Omaan (n=1; 1,4 protsenti). Ühes artiklis kirjeldatud kaks uuringut (Bixler & D'Mello, 2016) hõlmasid mitut keelt (2,7 protsenti). Kui testimise keele kohta oli konkreetne teave saadaval, kodeeriti keeletüüp läbipaistva (itaalia, saksa) tabelina või läbipaistmatu keelena (inglise, araabia), vastavalt Seymourile jt. (2003). Enamikus uuringutes (n=62; 84,9 protsenti ) kasutati informatiivset kirjalikku materjali, ülejäänud uuringutes aga kasutati narratiivseid tekste (n=7; 9,6 protsenti ) või kasutatud tekstitüüpi otseselt ei teatatud ( n=4; 5,5 protsenti ). Kasutatud tekstide pikkus esitati 38-s (52 protsenti) 73-st analüüsidesse kaasatud individuaalsest uuringust. Keskmiselt sisaldasid tekstid M=2,991,92 sõna (SD=2,327,55 sõna). Kõikides uuringutes hinnati RC-d enamasti valikvastustega küsimuste kaudu (n=61; 83,6 protsenti ), samas kui 4,1 protsenti hõlmas avatud küsimusi ja 6,8 protsenti tõeseid-valesid küsimusi; teised teatasid ainult standardiseeritud testide kasutamisest, ilma konkreetsest meetodist teatamata (5,5 protsenti). MW hindamiseks kasutati kõige sagedamini (n=56; 76,7 protsenti ) veebipõhiseid sonde, millele järgnesid 2,7 protsenti veebipõhise enesearuande, 6,9 protsenti testijärgse enesearuande, 8,2 protsendi tunnuste mõõtmise ja 5,5 protsendi pilguga. meetmed. MW ja teemahuvi, teksti raskuse ja töömälu mahu vahelist seost teatati ainult vastavalt 41 (56 protsenti), neljas (5,47 protsenti) ja 25 (32,5 protsenti) uuringus.

Seos MW ja RC vahel

Esimeses analüüsis võeti arvesse 73 individuaalse uuringu korrelatsiooniindekseid (vt tabel 1). I 2 heterogeensus selles analüüsis on umbes 60 protsenti, mis toetab juhusliku efekti mudeli kasutamist. Nagu väljundist näha (vt joonis 2), on selle andmekogumi ühendatud korrelatsioon r=−.21 (p < .000 1, 95 protsenti CI [-0,24, -0,1]), mis näitab märkimisväärset negatiivset seost MW ja RC vahel – see tähendab, et inimestel, kes kipuvad sagedamini ekslema, on kalduvus lugemisest madalamale arusaamisele. Sama analüüs sondeeritud MW kohta annab sarnased tulemused, kombineeritud korrelatsiooniga r=−,23 (p < 0,0001, 95 protsenti CI [-0,26, -0,19]).

Täiendav tundlikkusanalüüs viidi läbi, et testida rohkem kui ühe katsega tehtud uuringute mõju, liites need nende keskmise korrelatsiooniga. See analüüs andis üldiseks korrelatsiooniks −{{0}}.23 CI [−0.29, −0.18], mis on kooskõlas täielike andmete tulemustega . Lõpuks, et hinnata avaldamise kallutatust ja kinnitada nende leidude tugevust, oleme rakendanud Eggeri regressiooni, Beggi testi statistikat ja kärpimise ja täitmise analüüsi. Joonisel 3 näidatud lehtri graafik näitab asümmeetrilist mustrit, mis viitab võimalikule kõrvalekaldumisele. Eggeri regressioonil on p-väärtus olulisuse piiril (t {{10}}.49, df=71, p=.0152). Beggi statistika test ei ole oluline (z=0.83, p=.4064), mis näitab eelarvamuste puudumist. Lõpuks lisati kärpimise ja täitmise protseduur kokku 13 uuringut ja andis korrigeeritud korrelatsiooni, mis on endiselt oluline (r=−,25, p < 0,0001, 95 protsenti CI [-0,29, -0,21]). Tuleb märkida, et joonisel 3 näidatud kõrvalekalded olid tasakaalustatud võimalike r väärtuste spektris (±1).

Moderaatorite test

Moderaatorite mõjud, mis võivad mõjutada MW ja RC vahelist suhet, on esitatud tabelis 2. Täpsemalt testisime vanuse, tekstikeele tüübi (läbipaistev vs. läbipaistmatu), teksti tüübi, teksti pikkuse, MW hinnangu, teksti raskusastme mõju. ja RC hindamine. Neist vanusel on oluline negatiivne mõju: kui vanus tõuseb ühe aasta võrra, väheneb korrelatsioon keskmiselt −0.016 võrra, tuues seega veidi kõrgema negatiivse korrelatsiooni. Selle asemel seostatakse läbipaistvat keelt läbipaistmatuga võrreldes korrelatsiooni suurenemisega keskmiselt 0,096, mis aga ei olnud täielikult oluline (p=0,021). Tunnustepõhiste küsimustike kasutamine võrgusondide MW hindamiseks tõi kaasa MW ja RC vahelise korrelatsiooni keskmise märkimisväärse suurenemise 0, 305, mis viis peaaegu nullkorrelatsioonini. Ükski muudest vaadeldavatest modereerivatest muutujatest (st teksti tüüp, teksti pikkus, RC hinnang, teksti raskusaste, tekstihuvi ja töömälu) ei mõjuta oluliselt korrelatsiooni.

Arutelu

Käesoleva uuringu eesmärk oli esmakordselt läbi viia varasema kirjanduse põhjal põhjalik ülevaade ja metaanalüüs MW ja RC ning potentsiaalsete moderaatorite vahel.

Kõigepealt arutame suhete tugevust ja moderaatorite rolli. Seejärel asume määratlema teoreetilise lähenemise suhte ja sellega seotud moderaatorite tõlgendamiseks varasema kirjanduse valguses ning uute perspektiivide ja ennustuste väljatoomiseks.

Kõikide valitud uuringute metaanalüüsist selgus, et seos on negatiivne ja oluline (r=−.21), sarnase suundumusega, kui võtta arvesse ainult uuringuid, kus MW-d testiti tööülesannete sondide kaudu (r).=−.23). Vastavalt laialdaselt kasutatavatele juhistele võib korrelatsiooni üldiselt pidada madalaks kuni mõõdukaks (vt nt Cohen, 1992), nagu soovitasid Delgado et al. (2018). Nagu Gignac ja Szodorai (2016) soovitasid individuaalsete psühholoogiliste erinevuste uurimiseks, võib korrelatsioone vahemikus 0,19 kuni 0,29 arvestada 50. protsentiili ("keskmise") juures. Lisaks väidame koos mõju ulatusega, et selle tulemuse tähendust tuleks tõlgendada ka tõendite valguses, et efekti suurus vahemikus –0,21 kuni –0,32 on RC-väljas asjakohane, kuna see esindab ligikaudu kahte kolmandik RC aastasest kasvust algkoolis (Luyten et al., 2017) ja umbes üks kolmandik lugemist parandavate sekkumiste mõjust (Scammacca jt, 2015).

Eelkõige peegeldab käesolevas uuringus leitud seose tugevus seda, mis leiti eelmises metaanalüüsis (st −0.24), mille eesmärk oli hinnata seost MW ja täiskasvanute jõudluse vahel paljudes kognitiivsetes valdkondades. muud ülesanded peale RC (nt häirete kontroll, pidev tähelepanu, visuaalne otsing; Randall et al., 2014). Vastasel juhul oli see madalam, kui leidsid D'Mello ja Mills (2021), kes ühendasid oma labori tulemused Randalli jt uuringus esitatud lugemise tulemustega, mille tulemuseks oli r {{5) korrelatsioon. }} −.31.

Üldiselt ühtivad meie tulemused varasemate leidudega, mis toetasid negatiivset seost MW ja ülesande täitmise vahel üldiselt (vt nt Randall et al., 2014) ja eriti RC vahel. Eelkõige on selline suhe metoodikate ja potentsiaalsete moderaatorite lõikes suhteliselt ühtlane. Eelkõige leiti oluline vanuse mõju koos suurenenud negatiivse seosega täiskasvanutel ja MW hindamise mõju, kusjuures RC ja MW vaheline seos on peaaegu null, kui viimast mõõdetakse tunnuspõhiste mõõtmiste abil, mitte sondide või postidega. - enesearuanne. Lõpuks oli keelel marginaalne mõju, kuid töömälu, teksti raskuse, teemahuvi, tekstitüübi (narratiiv vs informatiivne) ja teksti pikkuse mõjusid ei leitud. Vanust arvestades muutus MW ja RC vaheline seos vanuse kasvades negatiivsemaks, hinnangulise muutusega –0, 016 aastas. Pange tähele, et meie ülevaates sisalduvad uuringud hõlmasid nii kooliealisi osalejaid kui ka/või täiskasvanuid; Seetõttu ei võtnud me arvesse vananemist käsitlevat kirjandust, mis tavaliselt teatas, et vanematel täiskasvanutel on väiksem MW kui noorematel täiskasvanutel (nt Krawietz et al., 2012). Kui MW kipub aastate jooksul vähenema, võib oletada, et nooremad inimesed kipuvad olema MW-ga rohkem harjunud, samas kui neil, kelle mõtted täiskasvanuna sagedamini tiirlevad, võivad olla suuremad raskused ülesandega mitteseotud mõtete pärssimisel, mis toob kaasa tugevama seose. MW ja RC vahel.

Arvestades keelt, viidi enamik uuringuid läbi ingliskeelsete tekstide ja vähemuses saksa, araabia ja itaalia keele kohta ning keel ei andnud märkimisväärset moderaatorit. Lõpuks tuleb rõhutada, et ei olnud uuringuid, kus teises keeles lugemine oleks nõutav, ning edasised uuringud peaksid käsitlema seost MW ja RC muutuste vahel teise keele õppijate seas.

Teoreetilisest vaatenurgast tähendab märkimisväärne korrelatsioon seda, et need kaks konstruktsiooni kattuvad, vähemalt kovariatsiooni osas, kuna seos MW ja RC vahel on suhteliselt järjekindel ja sõltumatu peamiste moderaatorite komplektist, mida eelnev kirjandus on esile tõstnud kui kummagi olulise markeri. MW või RC. Jagatud tegurite kogum, mis hõlmab nii tekstiomadusi kui ka individuaalseid erinevusi töömälus, võib mõjutada nii RC tõhusust kui ka MW esinemist, kuid need ei paista mõjutavat kahe konstruktsiooni vahelist suhet; spekuleerides, et nii MW kui ka RC võivad pöördseoses vähemalt teatud määral oma radasid vastavalt muuta. Selle vaate kohaselt ei pruugi ühepoolne põhjuslik mudel, nagu tähelepanematuse kaskaadmudel (Smallwood, 2011) täielikult kajastada suhte olemust ja jagatud aluseid.
Seetõttu teeme ettepaneku tõlgendada RC ja MW vahelist suhet "üles ja alla tõusuna", kus kui üks mõõde on üleval, siis teine ​​läheb alla ja vastupidi, pöörde kahe külje (st MW) liikumisega ja RC), mis on määratud nii jagatud kui ka külgspetsiifiliste teguritega (vt joonis 4).

Käesoleva metaanalüüsi põhjal võib töömälu, teksti raskusi, teemahuvi ja teksti pikkust pidada jagatud teguriteks, mis mõjutavad võrdselt MW ja RC protsesse, mida võivad moduleerida individuaalsed erinevused tähelepanu juhtimises, mis mõjutavad veelgi lugeja saab kohaneda sisemiste ja väliste nõudmistega. Kuna aga MW ja RC on kaks konstruktsiooni, mis ei kattu täielikult, mõistame ka seda, et võib esineda kohaspetsiifilisi tegureid, mis juhivad liikumist peamiselt kiige ühe poole, näiteks meeleolu MW jaoks või dekodeerimisoskused ja sõnavara RC jaoks. . Need kohaspetsiifilised tegurid, kuigi avaldavad mõju peamiselt kiige ühele poolele (nt MW), võivad siiski avaldada kaudset mõju teisele poolele (nt RC).

Selle teoreetilise lähenemisviisi põhjal saab esitada mõningaid täiendavaid kaalutlusi kas jagatud või kohaspetsiifiliste tegurite kohta.

Esiteks, töömälu, mis on rangelt seotud tähelepanu juhtimisega, mõjutab teadaolevalt nii MW-d (McVay & Kane 2009; Randall et al., 2014; Unsworth & McMillan, 2013) kui ka RC-d (De Beni et al., 1998; Follmer, 2018; Palladino et al., 2001). Madal töömälu maht on seotud ülesandega seotud mõtete (st MW) suurenemisega, mis omakorda võib mõjutada jõudlust sellistes tähelepanu nõudvates ülesannetes nagu lugemine (McVay & Kane, 2012). Vähest töömälu peetakse aga ka lugemise mõistmise protsessi oluliseks komponendiks, mis hõlmab võimet värskendada asjakohast teavet ja loobuda ebaolulisest (Palladino et al., 2001). Need protsessi tulemused on eriti olulised olukorra mudeli koostamisel.

Lugedes lihtsat teksti, mis muutub järsult raskeks töömälu protsesside koormamise tõttu (nt pikemad laused, madala sagedusega sõnad), peaksime jälgima MW vähenemist ja mõistmise jõudluse ressursside suurenemist. Ja vastupidi, vähese töömälu mahuga inimesel on raskusi arusaamisprotsessides (nt kaotab või ei suuda tuvastada olulist teavet) või väheneb tähelepanu kontroll suurenenud MW korral. Teisisõnu, see inimene ei pruugi olla võimeline kognitiivseid ressursse dünaamiliselt kohandama, mille tulemuseks on kõrge MW ja vähene lugemise mõistmine. Sarnane muster võib kehtida ka teiste käesolevasse uuringusse kaasatud moderaatorite puhul, näiteks teksti raskusaste ja teemahuvi.

Mõned varasemad uuringud viitasid sellele, et MW vastuvõtlikkus ei sõltunud RC kontekstist (McVay & Kane, 2012) ja et huvil oli MW kaudu kaudne mõju loetu mõistmisele (Unsworth & McMillan, 2013). Seevastu töömälu mahul oli nii otsene mõju RC-le kui ka kaudne mõju MW kaudu, mis viitab sellele, et vähemalt mõnel juhul on MW-l põhjuslik mõju RC-le. Kindlasti teatab kirjandus ka konkreetsetest determinantidest, mis suurendavad MW tõenäosust ja võivad kaudselt mõjutada RC-d läbi MW.

Näiteks inimesed, kes olid vahetult enne teksti lugemist oma lähitulevikuplaanid üle vaadanud, tegelesid lugemise ajal suurema tõenäosusega MW-ga (Kopp et al., 2015). Enamik kirjandust MW ja RC seoste kohta pärineb siiski teadlastelt, kes uurisid peamiselt MW mõju RC-le, kuid vähem on kogutud tõendeid selle kohta, kuidas RC saab MW-d moduleerida. Seetõttu võiksime edasiseks uurimiseks välja töötada täiendava ettepaneku, st analüüsida, kas RC aluseks olevate kognitiivsete ja keeleliste protsesside individuaalsed erinevused võivad toimida MW käivitajatena. Selles vaates võime oletada, et lugemisel kasutatavate üldiste kognitiivsete funktsioonide individuaalsed erinevused (Li et al., 2022) mängivad rolli MW ja RC suhetes.

Vastavalt lihtsale lugemisele (Gough & Tunmer, 1986) mõjutavad RC-d teadaolevalt nii dekodeerimisoskused kui ka keelelised võimed. Näiteks on leitud, et lugemishäiretega inimesed eksivad rohkem omas tempos lugemisel võrreldes teksti kõneks lugemisega (Bonifacci et al., 2022). See viitab sellele, et vaeste lugejate dekodeerimisega seotud kognitiivse koormuse leevendamine võimaldaks neil rohkem ülesandega tegeleda, või vastupidi, dekodeerimises osalemine suurendab MW-ga tegelemise tõenäosust. Seetõttu võib halb tähelepanu kontroll ja sellele järgnev MW mõnel juhul olla tingitud dekodeerimisraskustest, mis koormavad osalejate kognitiivseid ressursse üle.

Muudel juhtudel võivad mõistmisprotsessi nõrkused, nagu näiteks kehvade mõistjate puhul (nt Spenceri ja Wagneri metaanalüüs, 2018), panna mõtted rändama. Katkestused igas etapis viivad raskused varasemate teadmiste hankimisel ja eelteadmiste õpetamise ja lugemise mõistmise integreerimise mudeli puudumine tähelepanu juhtimise "ülekoormusele", mis suurendab veelgi mõistuse võimalusi MW-ga tegeleda. .

Näiteks võib kehv sõnavara (Spencer et al., 2014) segada teksti mõistmise esimest pinnataset, lastes mõistusel otsida tähendusi ja suurendada ülesandeväliste mõtete tekkimise tõenäosust. Raskused grammatika, morfoloogia ja süntaktiliste oskuste vallas (nt Tong et al., 2014; Tong jt, 2011) võivad mõjutada mikro- ja makrostruktuuride ülesehitamist propositsiooni tasemel ning omakorda vähendada ressursse tähelepanu juhtimisest. kontroll suurema tõenäosusega MW takistuste ees RC-s. Lõpuks võivad raskused varasemate teadmiste hankimisel, eelnevate teadmiste puudumine või järeldusliku töötlemise raskused olukorramudeli loomise võimet kahjustada. Kui inimesed ei suuda luua situatsioonimudelit, arvatakse, et nad eralduvad tekstist ja mõtted rändavad (Kahmann et al., 2022).

Teiseks on MW metoodilisel hindamisel kõige tugevam mõju mõõdukate indeksitega. Täpsemalt, tunnustel põhinevaid küsimustikke (st kui inimestel palutakse teatada oma MW tasemest igapäevaelus), kasutatakse MW hindamiseks veebipõhiste sondide asemel (st kui inimestelt nõutakse oma hetke MW hindamiseks mõttesondidele vastamist). lugemisülesandega tegelemise ajal) tähendaks MW ja teksti mõistmise vahelise korrelatsiooni keskmine suurenemine 0,30, mis toob kaasa peaaegu nullkorrelatsiooni.

Seevastu nii veebipõhised kui ka pärast enesearuannet käsitlevad MW mõõtmised annavad sarnaseid tulemusi kui sondid (vt tabel 2). Kuigi üldiselt võib tunnustel põhinevat MW hindamist ja sonde pidada positiivselt seotuks (McVay & Kane 2009; Seli et al., 2016), on selle seose tugevus tavaliselt nõrk. Arvestades meie metaanalüüsi tulemusi, mille puhul MW tunnustel põhinevad mõõtmised kipuvad olema nullkorrelatsioonis RC tulemuslikkusega, võib kahtluse alla seada tunnuspõhiste mõõtude kehtivuse lugemisuuringutes, kuna need võivad olla ainult ähmaselt seotud MW konstruktsiooniga seotud protsesside kompleksne võrgustik (nt Seli et al., 2016). Mis puutub meie varem pakutud teoreetilisesse lähenemisviisi, siis seose puudumine tunnuse MW ja RC vahel on kooskõlas ideega, et kõikumise efekt võib ülesande ajal mõjuda ainult MW võrguprotsessile: Kuigi olek MW peegeldab hetkelisi (mööduvaid) kogemusi, siis omadus. MW võib olla rohkem seotud inimese isiksuse ja identiteediga (da Silva, 2020).

Selles vaates võivad need kaks mõõdet (st olek/tunnus) hõlmata ainult osaliselt kattuvaid protsesse, mis võivad MW mõju RC-le erinevalt mõjutada. Me ei leidnud mõõdukat mõju RC mõõtmise kohta (st valikvastustega vs avatud vs. tõesed-valed küsimused). Avatud küsimusi kasutavate uuringute suhteliselt väike arv muudab aga efekti puudumise võimalike põhjuste üle spekuleerimise keeruliseks. MW ja küsimuse tüübi vahelise seose lahutamiseks oleks kasulik rohkem uuringuid, mis võrdleksid otseselt valikvastustega ja avatud küsimustega seotud tulemusi.

Kokkuvõtlikult võib öelda, et meie ettepanek kiiguefekti kohta täiendab tähelepanematuse kaskaadmudelit, mitte ei vasta sellele (Smallwood, 2011), ja viitab sellele, et võib olla ühiseid tegureid, mis mõjutavad mõlemat konstruktsiooni samaaegselt. Seevastu muudel juhtudel võivad ühelt poolt olla põhjuslikud mõjud, mis mõjutavad kaudselt teist poolt. Tähelepanu juhtimine võib moduleerida seda, kuidas lugeja saab reguleerida MW esinemist lugemise ajal vastavalt teksti omadustele ja lugejate võimetele. Tulevased uuringud peaksid paremini mõistma jagatud ja kaudseid (vahendus)mõjusid, võttes arvesse mõlemat vaatenurka, sealhulgas MW mõõtmeid RC-uuringutes ja vastupidi ning võimaluse korral kaasates osalejate rühmi, kellel on spetsiifilised häired kas tähelepanu juhtimises (nt ADHD), dekodeerimises (nt. , düsleksia) või mõistmisoskused (nt halvad mõistjad). Samuti tuleb rõhutada, et suhe RC ja MW vahel on küll märkimisväärne, kuid on mõõdukas; seetõttu kattuvad need kaks konstruktsiooni ainult osaliselt ja mõlemal võib olla ka sõltumatuid tunnuseid ja radu. Meie MW hindamisprotseduuride tulemuste põhjal peaksid teadlased hoolikalt tõlgendama uuringute tulemusi, milles on kasutatud ainult tunnustel põhinevaid meetmeid, et hinnata individuaalset kalduvust MW-le või lugemise ajal tsoneerida.

Käesolevas uuringus on mõningaid piiranguid, mida tuleb arvesse võtta. Esiteks oli enamikus moderaatorite analüüsides kättesaadavate andmete arv piiratud ja nende varieeruvus oli piiratud, kuigi vastuvõetav. Eelkõige on vaja rohkem tõendeid tekstihuvi ja teksti raskuse rolli kohta. Lisaks ei võetud arvesse muid tegureid, näiteks vabatahtliku ja tahtmatu MW eristamist, kuna valitud uuringutes puudus piisav teave. Lõpuks ei kaasatud metaanalüüsi halli kirjandust, teatatud mõju võimalik ülehinnata. Sellega seoses, arvestades leitud väikese ja keskmise korrelatsiooni ja olulise avaldamise kõrvalekalde puudumist, ei näi halli kirjanduse puudumine käesoleva uuringu tulemuste üldist tõlgendamist. Lõpuks ei saanud me täpselt sektsiooni pikkust kontrollida, kuna seda teavet ei esitatud uuringutes järjepidevalt; seetõttu võtsime arvesse sõnade koguarvu tekstis, mis ei olnud oluline.

Vaatamata nendele piirangutele on see praeguseks esimene süstemaatiline analüüs MW ja RC vahelise seose ulatuse kohta. Praegused tulemused on kooskõlas seisukohaga, et MW võib RC-le kahjulik olla, kuid põhjuslikke teid, mis võivad sellist seost määrata, tuleb veel dokumenteerida.

Sellegipoolest võib meie tulemustel olla vahetu praktiline mõju. Näiteks on oluline edendada teadlikkust MW ja RC suhetest haridusasutustes. MW ei ole pelgalt lugemise "sekretoorimine", vaid pigem osa protsessist, mis võib aktiveeruda olenevalt nii tekstidest kui ka osalejate omadustest. MW vähendamise strateegiate väljatöötamine (nt tähelepanelikkus) võib parandada RC-d ja teiselt poolt RC-d (nt loetavus, teemahuvi) soodustavate tekstide kallal töötamine võib vähendada osalejate seotust MW-ga. Viimane küsimus, mis võib avada täiendavaid uuringuid, on seotud MW sisuga. Arvestades, et MW-l on teatud juhtudel leitud kasulikku mõju tunnetusele, peaks edasine uurimine vastama küsimusele, "milline MW sisu häirib RC-d ja millised on selle asemel kasulikud".

Autorite kaastööd

CV ja EK teostasid bibliograafilise uurimistöö, andsid ühise hinnangu uuringus sisalduvale abstraktsele ja täistekstile, süstematiseerisid andmed analüüsiks, PB ja LD juhendasid ja panustasid igasse uurimisetappi, CV tegi statistilise analüüsi, PB ja LD kirjutas paberi esimese mustandi, kõik autorid muutsid käsikirja.

Rahastamine

Avatud juurdepääsuga rahastust pakub Alma Mater Studiorum - Università di Bologna CRUI-CARE lepingu raames. Raha, toetusi ega muud toetust ei saadud

Andmete kättesaadavus

Selles uuringus vaadeldava kirjanduse süntees on avatud teaduse raamistikus: https://osf.io/v835e/

Koodi saadavus

Metaanalüüsi teostamiseks kasutatav kood on avatud teaduse raamistikus avatud: https://osf.io/v835e/

Deklaratsioonid

Huvide konflikt/konkureerivad huvid Autoritel ei ole kuulutada huvide konflikte, mis on käesoleva artikli sisuga seotud.

Eetiline kinnitus ei ole kohaldatav

Osalemiseks nõusolek ei kehti

Nõusolek avaldamiseks ei ole kohaldatav

Avatud juurdepääs

See artikkel on litsentsitud Creative Commons Attribution 4.0 Rahvusvaheline litsents, mis lubab kasutamist, jagamist, kohandamist, levitamist ja reprodutseerimist mis tahes andmekandjal või vormingus, tingimusel et annate originaalautori(te)le asjakohase tunnustuse. ) ja allikas, lisage link Creative Commonsi litsentsile ja märkige, kas muudatusi on tehtud. Selles artiklis olevad pildid või muu kolmanda osapoole materjal sisaldub artikli Creative Commonsi litsentsis, kui materjali krediidilimiidil ei ole märgitud teisiti. Kui materjal ei sisaldu artikli Creative Commonsi litsentsis ja teie kavandatud kasutamine ei ole seadusega lubatud või ületab lubatud kasutust, peate hankima loa otse autoriõiguste omanikult. Selle litsentsi koopia vaatamiseks külastage aadressi http://creativecommons.org/licenses/by/4.{3}}.

Viited

1.*Al-Balushi, SM ja Al-Harthy, IS (2015). Õpilaste mõtted rändavad makroskoopilistes ja submikroskoopilistes tekstijutustustes ning nende suhetes lugemise mõistmisega. Chemry Education Research and Practice, 16(3), 680–688.

2. Babbitt Bray, G. ja Barron, S. (2004). Lugemise mõistmise hindamine: tekstipõhise huvi, soo ja võimete mõju. Hariduslik hindamine, 9 (3/4), 107–128.

3. Baird, B., Smallwood, J. ja Schooler, JW (2011). Tagasi tulevikku: autobiograafiline planeerimine ja mõtete rännaku funktsionaalsus. Consciousness and Cognition, 20(4), 1604–1611.

4. Baird, B., Smallwood, J., Mrazek, MD, Kam, JW, Franklin, MS ja Schooler, JW (2012). Inspireeritud hajameelsusest: mõtetes eksimine hõlbustab loomingulist inkubatsiooni. Psychological Science, 23(10), 1117–1122.

5.Balduzzi, S., Rücker, G., & Schwarzer, G. (2019). Kuidas R-iga metaanalüüsi teha: praktiline õpetus. Tõenduspõhine vaimne tervis, 22, 153–160.

6. Parim, RM, Floyd, RG ja Mcnamara, DS (2008). Diferentsiaalpädevused aitavad kaasa laste arusaamisele jutustavatest ja selgitavatest tekstidest. Lugemispsühholoogia, 29(2), 137–164.

7.*Bixler, R., & D'Mello, S. (2016). Automaatne pilgupõhine, kasutajast sõltumatu mõtete ekslemise tuvastamine arvutipõhise lugemise ajal. User Modeling and User-Adapted Interaction, 26(1), 33–68.

8.Bonifacci, P., Colombini, E., Marzocchi, M., Tobia, V. ja Desideri, L. (2022). Tekst kõneks muutmise rakendused, mis vähendavad düsleksiaga õpilaste meeltes ekslemist. Journal of Computer Assisted Learning, 38(2), 440–454.

9.Bonifacci, P., & Tobia, V. (2017). Lihtne vaade kakskeelses keeles lugemisest – vähemusrahvuse lapsed omandavad väga läbipaistva teise keele. Scientific Studies of Reading, 21(2), 109–119.

10.*Broadway, JM, Franklin, MS ja Schooler, JW (2015). Varajased sündmustega seotud ajupotentsiaalid ja poolkera asümmeetriad näitavad lugemise ajal meelel eksimist ja ennustavad arusaamist. Bioloogiline psühholoogia, 107, 31–43.

For more information:1950477648nn@gmail.com