Töömälu roll jalgpalli taktikaliste otsuste tegemisel erinevatel teadmiste tasemetel, 3. osa

Tulemused

Et testida WMC mõju taktikaliste otsuste tegemisele ja selle sõltuvust jalgpalliteadmiste tasemest, kasutasime mitmekategooria moderaatoriga modereerimisanalüüsi. Arvestades hüpoteesi professionaalsete jalgpallurite parema taktikalise otsustusprotsessi kohta, kasutasime Helmerti kodeerimist teadmiste taseme määramiseks (Hayes &Montoya, 2017).

Taktikaline otsustamine on hädavajalik oskus, mida tuleb erinevates olukordades rakendada. See aitab meil teha keerulistes olukordades õigeid valikuid ja omab suuremat eduvõimalust.

Mälu on väga oluline tegur, mis aitab meil vajadusel olulist teavet meelde tuletada. Taktikaliste otsuste tegemine tugineb meie mälule, sest peame meeles pidama olulist teavet, mis aitab meil teha parima valiku.

Mida parem on meie mälu, seda paremaid taktikalisi otsuseid saame teha. Kuna me mäletame rohkem teavet ja suudame seda kiiremini meelde tuletada, annab see meile parema aluse heade valikute tegemiseks.

Lisaks võivad head taktikalised otsused meie mälu veelgi parandada. Kui teeme järjepidevalt arukaid valikuid, moodustame oma ajus rohkem närviühendusi, mis tugevdavad meie mälu ja aitavad meil tulevikus infot paremini meeles pidada.

Kokkuvõtlikult võib öelda, et taktikalise otsustamise ja mälu vahel on tugev seos. Kui tahame teha paremaid otsuseid, peame säilitama hea mälu ja seda pidevalt tugevdama. Rakendagem neid võimeid enesekindlalt ja saavutagem rohkem edu! Peame parandama mälu ja Cistanche deserticola võib oluliselt parandada mälu, sest Cistanche deserticola on traditsiooniline Hiina ravimmaterjal, millel on palju ainulaadseid toimeid, millest üks on mälu parandamine. Hakkliha tõhusus tuleneb selles sisalduvatest erinevatest toimeainetest, sealhulgas hapetest, polüsahhariididest, flavonoididest jne. Need koostisosad võivad aju tervist mitmel viisil edendada.

Klõpsake nuppu Tea 10 võimalust mälu parandamiseks

Selle meetodi regressioonikoefitsiendid (bs) hindavad erinevust elukutseliste jalgpallurite keskmise ja amatöörjalgpallurite kaalumata keskmise (D1) ning harrastus- ja harrastusjalgpallurite keskmise (D2) vahel. WMC (X) koefitsient on WMC kaalumata keskmine tingimuslik mõju taktikaliste otsuste tegemisele kolmes jalgpallurite rühmas.

Kaks interaktsiooniefekti on WMC mõju hinnanguline erinevus professionaalsete jalgpallurite taktikaliste otsuste tegemisel võrreldes kahe madalama taseme jalgpallurite taktikaliste otsuste tegemisega (D1 × WMC) ja WMC mõju hinnanguline erinevus taktikalistele otsustele. amatööride võrdlemine harrastusjalgpalluritega (D2×WMC).

Mudel eeldab WMC tingimuslikku mõju kolmele jalgpallurite rühmale. Täiendavas materjalis (lisafail 1: tabel S1) esitasime ka korrelatsioonimaatriksi, mis näitab korrelatsiooni WMC ja taktikaliste otsuste tegemise vahel kolmel jalgpallikogemuse tasemel.

Lisaks uurisime ekspertteadmiste ja WMC interaktsioonide (mitte) olemasolu, arvutades välja Bayesi tegurid, et teha kindlaks, kas ebaoluline tulemus toetab teooria suhtes nullhüpoteesi või on andmed õigustundetud (Dienes, 2014; Dienes & McLatchie, 2018). Bayesi tegurid arvutati, kasutades Bayesi faktoripaketti R-is (Morey & Rouder, 2019).

Tegime logistilise regressioonianalüüsi, et testida WMC ja asjatundlikkuse ning WMC xekspertiisi interaktsiooni panust enda nimetuvastuse sagedusse.

Kontrollisime Ospani, SymSpani ja aluseks oleva WMC-teguri andmeid väärtuste jaoks, mis olid suuremad kui 3,5 standardhälvet valimi keskmistest (kõrvalväärtustest) ja ei leidnud ühtegi väärtust, mis oleks suurem kui absoluutväärtus z{2}}ǀ3.1ǀ (OSpani väärtus).

Ootuspäraselt korreleerusid kaks keerulist ulatusega ülesannet mõõdukalt, r=0.49. WMC koguskoorina määrasime tegurite skooride arvutamisel kahe keeruka ulatusega ülesande aluseks oleva ainulaadse latentse teguri. Me ei leidnud harrastus-, amatöör- ja elukutseliste jalgpallurite vahel erinevusi seoses Ospaniga, F(2124)=2.62, p=0.077, SymSpan, F(2124)=1.43, lk =0.244 ja selle aluseks olev WMCfaktor F(2,124)=2.23, p=0.112.

Lisaks ei leidnud me reaktsiooniaja ja täpsuse vahetust, kuna taktikaliste otsustusülesannete ja taktikaliste otsustusülesannete täpsuse vahelised korrelatsioonid olid r=0.02, p{5}}.853, ja r=0.01, p=0.894, vastavalt. Tabelis 1 kuvatakse kirjeldav statistika keerukate ülesannete punktide ja taktikaliste otsustusülesannete reageerimisaja ja täpsuse kohta.

Taktikaliste otsuste tegemise RT analüüs

Moderatsioonianalüüsi tulemused näitasid, et mudel moodustas 15,5% taktikalise otsustamise kiiruse dispersioonist, F(5, 121)=4.45, p<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. 

WMC kõrgemat taset seostati kiiremate taktikaliste otsustega, 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 ning amatöör- ja harrastusjalgpallurite võrdlus (D2×WMC), t(121)= − 0,09, p=0,250 (tabel 2). Tergressiooni kalded on kujutatud joonisel 2A.

Selle teoreetilise asjakohasuse tõttu uurisime täiendavalt ekspertiisi × WMC interaktsiooni, arvutades Bayesfaktorid. Paigaldasime kogu mudeli asjatundlikkusega × WMCinteraction ja võrdlesime seda mudeliga ilma interaktsioonita (peamiselt on kaasatud asjatundlikkus ja WMC). Tulemused näitasid, et vaadeldud andmeid arvestades on interaktsioonita mudel 11,75 sama tõenäoline kui interaktsiooniga mudel. See on tugev tõend asjatundlikkuse × WMC interaktsiooni vastu.

Täpsusmäärad

Moderatsioonianalüüsi tulemused näitasid, et mudel moodustas taktikalise otsustustäpsuse dispersioonist 10.0%, F(5, 121)=2.68, p=0.025 .Te modereerimise analüüs näitas professionaalide suuremat täpsust (M=0.893, SD=0.067) võrreldes amatöörjalgpalluritega (M=0.846,SD=0). 0,088), t(125)= − 3,15, p=0,002. Veidi suurem amatööride täpsus (M=0.862, SD=0.083) võrreldes harrastusjalgpalluritega (M=0.829,SD=0). 090) oli olulisuse piiril, t(125)=− 1,88, p=0,063.

WMC ei mõjutanud taktikaliste otsuste tegemise täpsust, t(121)=0.71, p > 0.250. Lisaks puudusid märkimisväärsed teadmised × WMC-interaktsioonid, nagu on näidatud professionaalsete jalgpallurite ja madalama asjatundlikkusega mängijate võrdluses (D1 × WMC), t(121)= − 0.39, p > 0.250 ning amatöör- ja harrastusjalgpallurite (D2×WMC) võrdluses t(121)= − 0,19, p > 0,250 (tabel 2, joonis 2B) .

Nagu RT analüüsis, arvutasime Bayesi tegurid, et kontrollida, kas andmed toetavad mudelit ilma interaktsioonita, mudelit koos interaktsiooniga või on need lihtsalt tundlikud. Tulemused näitasid, et vaadeldud andmeid arvestades on interaktsioonita mudel 9,64 sama tõenäoline kui interaktsiooniga mudel. See TSee kinnitab RT analüüsi, pakkudes olulisi tõendeid asjatundlikkuse × WMC interaktsiooni kohta.

Pöördtõhususe tsükliskoorid (IES)

Analüüsisime ka kombineeritud kiiruse-täpsuse mõõdikut, mida tuntakse IES-na. See arvutatakse, jagades keskmise õige RT osaleja ja tingimuse õigete vastuste osakaaluga. IES-i võib tõlgendada kui RT mõõdet, mida on korrigeeritud tehtud vigade osakaalu järgi. IES-de analüüs näitas, et mudel moodustas 19,6% dispersioonist, F(5, 121)=5.92,p < 0.001. Nagu RT analüüsis, olid professionaalsed jalgpallurid kiiremad (M=661 ms, SD=287,97) kui amatöörjalgpallurid (M=845 ms, SD=316.85) ), t(125)=3.73, p < 0.001, samas kui amatöörjalgpallurid (M=769 ms, SD=263.10) tegid otsuseid kiiremini kui harrastusjalgpallurid jalgpallurid (M =929 ms,SD=351.31), t(125)=3.00, p=0.003.

Kõrgemad WMC tasemed olid seotud kiiremate taktikaliste otsustega, t(121)= − 3,34, p=0.001. Teekspertiis × WMC interaktsioonid ei olnud olulised, nagu näitab võrdlus professionaalsete jalgpallurite ja madalama asjatundlikkusega mängijate vahel (D1 × WMC), t(121)= − 0.82, p > { {18}}.250 ning amatöör- ja harrastusjalgpallurite võrdluse põhjal (D2×WMC), t(121)= − 0,02, p > 0,250. Tergressiooni nõlvad on kujutatud joonisel 2C. Bayesi tegurid IES-is näitasid, et vaadeldavaid andmeid arvestades on interaktsioonita mudel 10,65 sama tõenäoline kui interaktsiooniga mudel. See annab täiendavaid tõendeid asjatundlikkuse × WMC interaktsiooni vastu.

Taktikaline otsuste tegemine tähelepanu kõrvalejuhtimise all

Järgisime samu protseduure nagu taktikaliste otsustusülesannete analüüsimisel ilma segamiseta. Kasutasime samu andmete väljajätmise kriteeriume ja sobitasime sama mudeliga RT-de ja täpsusmäärade jaoks koos WMC-ga, asjatundlikkuse ja nende koostoimega ennustajatena. Kasutasime samu Helmerti kontraste ka asjatundlikkuse tasemete jaoks.

Lisaks arvutasime välja Bayesi tegurid, et otsustada WMC ja ekspertiisi vahelise teoreetiliselt olulise interaktsiooni olemasolu või puudumise üle.

RT-de analüüs

RT-de modereerimisanalüüsi tulemused näitasid, et mudel moodustas 23,7% taktikalisest otsustuskiirusest tähelepanu hajutamise dispersiooni korral, 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. 

Märkimisväärset mõju avaldas ka WMC, mis näitas kõrgema WMC-ga mängijate kiiremaid taktikalisi otsuseid, t(121)=-− 4,68, p<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 (tabel 3). Regressiooninõlvad on kujutatud joonisel 3A.

Sarnaselt tähelepanu hajutamiseta ülesandele on teoreetiliselt oluline kindlaks teha, kas interaktsiooni puudumine toetab mudelit ilma interaktsioonita või näitavad teadmised professionaalide taktikalist otsustusvõimet (M=0.805, SD=0). 0,093) võrreldes jalgpalliteadmiste madalama tasemega (M=0.743, SD=0.108), t(125)= − 3,47, p=0.001, ja amatööride (M=0.759, SD=0.103) täpsem taktikaline otsustusvõime võrreldes harrastusjalgpalluritega (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 (tabel 3, joonis 3B). RT-analüüsi kinnitades näitasid Bayesi täpsuse tegurid ka seda, et interaktsioonita mudel on vaadeldud andmeid arvestades sama tõenäoline kui interaktsiooniga mudel.

IES analüüs

IES-de analüüs näitas, et mudel moodustas 36,2% dispersioonist, 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. Tergressiooni nõlvad on kujutatud joonisel 3C.

Bayesi tegurid onIES näitasid, et interaktsioonita mudel on vaadeldud andmeid arvestades 7,76 sama tõenäoline kui interaktsiooniga mudel. See annab täiendavaid tõendeid asjatundlikkuse × WMC interaktsiooni vastu.

Oma nime tuvastamine häirivates kuulmisstiimulites

Logistilise regressiooni tulemused näitasid omanime tuvastamise sageduse sõltumatust kuulmishäirete stiimulites WMC-st, samuti sõltumatust asjatundlikkusest ja asjatundlikkusest × WMC-interaktsioon (üldmudel, χ2(3)=5.08, p{ {4}}.166). Teisisõnu, jalgpallurid märkasid (61,5%) ja ei märganud (38,5%) oma nime sama sageli segavates kuulmisstiimulites taktikalise otsustusülesande lahendamisel, sõltumata nende WMC-st ja teadmiste tasemest.

Arutelu

Töötasime välja kaks uut taktikalist otsustusülesannet, et uurida seost WMC ja jalgpallurite soorituse ennustamise asjatundlikkuse taseme vahel. Mõlemas ülesandes leidsime professionaalsete jalgpallurite kiirema ja täpsema otsustamise võrreldes harrastus- ja harrastusmängijatega. See on ootuspärane ja kinnitab tahtliku harjutamise kaudu omandatud oskuste ja teadmiste "jõudu". Samuti leidsime, et WMC ennustas mõlema ülesande puhul otsuste tegemise kiirust ja täpsust.

Oluline on see, et vastupidiselt piiridest möödahiilimise hüpoteesi prognoosidele ei leidnud me ekspertiisi ja WMC vahelist koostoimet. See leid viitab sellele, et WMC on ainulaadne ja võrdselt oluline taktikalise soorituse ennustaja kõigil jalgpalliteadmiste tasemetel. See on kooskõlas sõltumatu mõju hüpoteesiga ja eeldusega, et WMC mõju ei vähene kõrgel ekspertiisitasemel, kui seda testitakse ökoloogiliselt kehtivates dünaamilistes ülesannetes, mis hõlmavad pidevalt muutuvat sisendit (Hambrick et al., 2012).

Meie tulemused pakuvad täiendavaid empiirilisi tugivorme, mis eeldavad keskseid juhtimismehhanisme, nagu tsentraalne täidesaatev, täidesaatev kontroll või kontrollitud tähelepanu (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engle et al., 1999). Tsentraalne juhtimine hõlmab üldist (domeenivaba) piiratud võimsusega mehhanismi, mis juhib ja reguleerib töömälusüsteemi kompleksi tunnetuse teenistuses.

LT-WM-i vaatenurgast (Ericsson &Kintsch, 1995) ei määra selline üldine mehhanism ekspertide jõudlust tänu ulatuslikele teadmistele ja oskuspõhistele otsimisnäpunäidetele, mis võimaldavad neil mööda minna kognitiivse töötlemise põhipiirangutest. Samuti tuleb märkida, et mudelid, mis eeldavad keskse juhtimismehhanismi, ei eita valdkonnaspetsiifiliste teadmiste ja asjatundlikkuse panust. Kuid sellised mudelid eeldavad, et keskne juhtimismehhanism vastutab sissetulevate stiimulite jaoks sobivate otsingustruktuuride kodeerimise eest (teoreetiliseks aruteluks, vt Miyake & Shah, 1999) ja võib aidata jõudlust isegi kõrgel tasemel.

WMC×ekspertiisi interaktsiooni puudumine toetab seda eeldust ja viitab sellele, et WMC panus ekspertide jõudluse ennustamisse ületab domeenispetsiifilisi teadmisi ning et tahtlik praktika ei ole alati piisav WMC piirangute ületamiseks (Hambrick & Engle, 2002; Hambrick & Oswald ,2005; Meinz & Hambrick, 2010; Meinz et al., 2012).

Kritiseerides uuringuid, mis ei suutnud leida WMC mõju vähenemist ekspertide tasemel, märkis Ericsson (2014), et tahtliku praktika operatiivsused on sageli ebaselged ja liiga ulatuslikud uuringutes, kus ei õnnestunud leida WMC mõju vähenemist ekspertide tasemel. väitis, et mitte iga tund koolitust ei pruugi olla tahtlik harjutamine.

Siiski tegime kõik endast oleneva selle vastuväite kõrvaldamiseks, järgides rangelt Ericssoni jt (1993) sihiliku praktika kontseptsiooni. Nende jalgpallipraktika ja võistluse põhjal liigitasime professionaalsed jalgpallurid ekspertideks, kui nad osalesid struktureeritud jalgpallitreeningus klubides või akadeemiates kümme või enam aastat ja mängisid professionaalsel tasemel vähemalt kaks hooaega.

Lõpuks, asMeinz et l. (2012) oma uuringus pokkerimängijate valimi jaoks esile tõstetud, tahaksime ka rõhutada, et me ei kaasanud oma valimisse erakordseid jalgpallureid (nt enamik sportlasi ei olnud Champions League jalgpallurid). Seega on väike võimalus, et WMC mängib taktikaliste otsuste tegemisel vähem kriitilist rolli sellises äärmuslikus osalejarühmas nagu eliitjalgpallurid.

Furley ja Memmerti (2012) uuring, mis on meile teadaolevalt ainuke uuring, mis kohandas seda valikulise tähelepanu paradigmat (Conway et l., 2001), et uurida otsuste langetamist spordis, näitas, et kõrge WMC korvpallurid avastasid oma oma vähem tõenäolisemalt. oame segavad kuulmisstiimulid kui madala WMC mängijad.

See on kooskõlas töömälu mudelitega, mis sisaldavad tähelepanu juhtimise funktsioone töömälusüsteemi olulise osana (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engleet al., 1999), ja eriti WMC kontrollitud tähelepanu teooriaga ( Engle et al., 1999), mis omistavad inhibeerivatele protsessidele töömälu piiranguid. Seevastu leidsime WMC sõltumatuse ja selle nimetuvastuse sageduse. Kahe uuringu lahknevate leidude arvessevõtmiseks tuleb märkida, et tähelepanu on mitmekomponendiline konstruktsioon, mis hõlmab automaatset alt-üles orienteerumist ja vabatahtlikku ülalt-alla juhtimist (ülevaadet vt Fougnie2008). Seega kasutas oma nime ilmumine meie dünaamilises ülesandes tõenäoliselt tähelepanu alt-üles orienteerumist, mis ei ole seotud WMC-ga, nagu mõned uuringud on näidanud (nt Redick & Engle, 2006).

Täpsemalt oma nime ilmumine Furley ja Memmerti staskis koos kiire järjestikuse taktikaliste olukordade fotodega hõlmas vabatahtlikku tähelepanu suuremal määral, mille tulemuseks oli kõrge WMC sportlaste nimede tuvastamise määr madalamal. Teisest küljest võimaldasid meie ülesandes esitatud taktikaliste olukordade videojärjestused sportlastel vaieldamatult moodustada taktikaliste olukordade keerukamaid esitusi, jättes rohkem tähelepanu ressursse alt-üles orienteeruvatele stiimulitele, nagu nende nimi tähelepanu hajutamise stiimulites.

Järeldus

Pole üllatav jälgida professionaalsete jalgpallurite paremust taktikaliste otsuste tegemisel. Oluline tegur, mis seda paremust soodustab, on aeg, mille eksperdid kulutavad asjakohaste oskuste lihvimisele, ning nagu Hambrick ja Burgoyne (2019, lk 1) hiljuti väitsid: "ükski usaldusväärne teadlane ei usu, et ekspertide tegevust saab seletada ilma abita". tulemused toetavad seisukohta, et WMC-l on ainulaadne roll jõudluses kõigil teadmiste tasemetel. See on kooskõlas "uue välimuse" perspektiiviga on ekspertiis (Hambrick et al., 2016), mis viitab sellele, et WMC on asjatundlikkuse pusle tähelepanuta jäetud tükk.

Viited

1. Baddeley, AD ja Logie, RH (1999). Töömälu: mitmekomponendiline mudel. A. Miyake & P. ​​Shah (toim.), Töömälu mudelid: aktiivse hoolduse ja tegevjuhtimise mehhanismid (lk 28–61). Cambridge University Press.

2.Baddeley, AD (2003). Töömälu: tagasi vaatamine ja tulevikku vaatamine. Nature Reviews: Neuroscience, 4, 829–839.

3. C hase, WG ja Simon, HA (1973a). Taju males. Kognitiivne psühholoogia,4(1), 55–81.

4. C hase, WG ja Simon, HA (1973b). Vaimusilm males. Väljaandes WG Chase (Toim.), Visual information processing (lk 215–281). Akadeemiline ajakirjandus.

5. Cherry, EC (1953). Mõned katsed kõne tuvastamiseks ühe ja kahe kõrvaga. The Journal of the Acoustical Society of America, 25(5), 975–979.

6. Conway, ARA, Cowan, N. ja Bunting, MF (2001). Kokteilipeo fenomen on uuesti läbi vaadatud: Töömälu mahu tähtsus. Psychonomic Bulletin & Review, 8(2), 331–335.

7. Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilhelm, O. ja Engle, RW (2005). Töömälu ulatuse ülesanded: metoodiline ülevaade ja kasutusjuhend. Psychonomic Bulletin & Review, 12(5), 769–786.

8.Corsi, PM (1973). Inimese mälu ja aju mediaalne ajaline piirkond. Dissertation Abstracts International, 34 (2-B), 891.

9. C owan, N. (1999). Töömälu manustatud protsesside mudel. A.Miyake & P. ​​Shah (Eds.), Models of Working memory: Mechanisms of activemaintenance and Executive Control (lk 62–101). Cambridge UniversityPress.

For more information:1950477648nn@gmail.com