Förbättrar testning nytt lärande eftersom det isolerar mot proaktiv störning?(1)

Eftersom PI är teoretiskt neutralt lämnar detta release-fromPI-konto kandidatmekanismerna öppna genom vilka interpolerad testning förbättrar ny inlärning. PI kan försämra efterföljande inlärning via processer som fungerar antingen vid hämtning eller vid kodning. I den här artikeln fokuserade vi på den hämtningsbaserade förklaringen av PI för framåttestningseffekten. Szpunar et al. (2008) tillskrev framåttestningseffekten till en förbättring av listdiskriminering – tanken är att testning ökar bevarandet av de testade objekten, vilket i sin tur gjorde det möjligt för deltagarna att bättre särskilja listmedlemskap för de studerade objekten och undvika intrång (se även Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Postman et al., 1968; Postman & Keppel, 1977) – följaktligen fokuserade den ursprungliga konceptualiseringen av release-from-PI-kontot på hämtningsprocesser, och vi gjorde samma sak här.

Effekter av Cistanche - Förbättra minnet

Klicka här för att se produkter från Cistanche Improve Memory

【Be om mer】 E-post:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Abstrakt

Att göra ett test på tidigare inlärt material kan förbättra ny inlärning. En förklaring till denna framåttestande effekt är att hämtning inokulerar elever från proaktiv interferens (PI). Även om detta release-from-PI-konto har fått avsevärt empiriskt stöd, är de flesta befintliga bevis korrelation snarare än orsakssamband. Vi testade detta konto genom att manipulera nivån på PI som deltagarna upplever när de studerade flera listor samtidigt som de fick interpolerade tester eller inte. I experiment 1 och 2 fann vi att testning gynnade ny inlärning på liknande sätt oavsett PI-nivå. Dessa resultat motsäger de från Nunes och Weinstein (Memory, 20(2), 138–154, 2012), som inte fann någon framåttestningseffekt när kodningsförhållanden minimerade PI. I experiment 3 och 4 misslyckades vi med att replikera deras resultat. Tillsammans indikerar våra data att reducerad PI kan vara en biprodukt, snarare än en orsaksfaktor, av den framåtriktade testeffekten.

Fördelarna med cistanche tubulosa - Förbättra minnet

Nyckelord

Hämtningspraktik · Ny inlärning · Framåttestningseffekt · Proaktiv interferens

Introduktion

Många elever och lärare betraktar prov som ett bedömningsverktyg (Bonner, 2009; Karpicke et al., 2009). Men en stor mängd forskning har fastställt att att ta test förbättrar inlärningen (Chan, Meissner, et al., 2018; Karpicke & Roediger, 2008; Rowland, 2014; för undantag, se Chan et al., 2017; Davis & Chan, 2015; Finn & Roediger, 2013). De gynnsamma effekterna av testning kan klassificeras på två sätt. Å ena sidan främjar testning inlärningen av testat material, vilket ibland kallas bakåttestningseffekten. Å andra sidan förbättrar testning av tidigare studerat material efterföljande inlärning av nytt material, vilket ibland kallas framåttestningseffekten. Denna senare effekt är i fokus för den aktuella studien.

Framåttestningseffekten undersöks ofta med hjälp av ett multi-list-inlärnings-, interpolerat testparadigm. I början av studien får deltagarna veta att de kanske eller kanske inte gör ett test efter att ha studerat varje lista. Men i verkligheten tar deltagare i det testade tillståndet alltid ett test efter varje lista, medan de i kontrolltillståndet antingen studerar om listan eller gör en utfyllnadsuppgift som att lösa matematiska problem. Alla deltagare testas på den slutliga mållistan (Fig. 1 visar utformningen av våra experiment, men de överensstämmer också med den kanoniska design som används i litteraturen). Om de testade deltagarna presterar bättre på måltestet än kontrolldeltagarna, har interpolerad testning underlättat ny inlärning (dvs. en testeffekt framåt). Framåttestningseffekten är robust och har observerats med en mängd olika förhållanden (för en recension, se Chan, Manley, et al., 2018).

Vad gör cistanche - förbättra minnet

Även om det finns rik litteratur om framåttestningseffekten har de flesta studier varit empiriskt orienterade (jfr Chan et al., 2020; Chan, Manley, et al., 2018; Kliegl & Bäuml, 2021). Nyligen har forskare börjat utforska de mekanismer som ligger bakom effekten (för en översikt, se Chan, Meissner, et al., 2018; Pastötter & Bäuml, 2014; Yang et al., 2018), men antalet empiriska studier översteg vida det av teoretiska. Målet med den aktuella studien var således att utöka den teoretiska förståelsen av den framåtriktade testeffekten. Specifikt gav vi ett kritiskt test av frigörandet från proaktiv störningsförklaring (Szpunar et al., 2008; Yang et al., 2018), vilket tyder på att interpolationstestning underlättar efterföljande lärande eftersom det isolerar deltagarna mot uppbyggnaden av proaktiv interferens (PI ) från tidigare lärande. Nedan går vi igenom relevant litteratur och förklarar motivationen för vår studie.

Fig. 1 Design för de fyra experimenten. S=Studera, M=Math, T=Test. Nedsänkta anger liststrukturer (ML=Blandad lista, BL=Blockerad lista). I en blandad lista presenterades ord från flera kategorier. I en blockerad lista presenterades ord från en enda kategori. Numret i de nedsänkta anger listnumret (t.ex. L1=Lista 1, L2=Lista 2)

Proaktiv störning och testeffekt framåt

Proaktiv interferens spelar en viktig roll i elevernas lärande. Anta att några elever läser spanska och franska kurser samma dag. Under spanska klassen lärde de sig att ordet amor betyder kärlek. Några timmar senare, under fransklektionen, lärde de sig att amour (med ett "u") betyder kärlek. Om eleverna senare ombeds skriva kärlek på franska, kan de komma ihåg amor istället för amour. Detta exempel visar ett scenario där tidigare inlärning (av spanska) stör nyinlärning (av franska), dvs. proaktiv interferens (PI).

PI anses allmänt vara en viktig källa till att glömma (för recensioner, se Crowder, 1976; Kliegl & Bäuml, 2021). I en av de tidigaste demonstrationerna av den framåtriktade testeffekten ansåg Tulving och Watkins (1974) isoleringen av PI som en orsaksfaktor för effekten. I sin studie studerade deltagarna två listor (den första innehöll AB-associationer och den andra innehöll AC-associationer) och försökte sedan återkalla ord från båda listorna i ett modifierat-modifierat fritt återkallande (MMFR)-test. Den viktigaste manipulationen var huruvida deltagarna testades på den första AB-listan innan de lärde sig den andra AC-listan (dvs närvaron eller frånvaron av interpolerade tester), och deras resultat visade att omedelbar testning av lista 1 kraftigt ökade återkallelsen av lista 2 Tulving och Watkins tolkade detta fynd som att det visar att "interpoleringen av en aktivitet som kräver explicit hämtning av lagrad information verkar isolera AB-listan från AC-listan på ett sätt som tar bort den förra som en störande komponent i inlärningen av den senare" (s. 192).

Responskonkurrens är en mekanism genom vilken PI försämrar efterföljande inlärning. Specifikt, jämfört med en situation där deltagarna bara lär sig en mållista, ökar tidigare inlärning antalet hämtningskandidater för en given cue, och dessa objekt konkurrerar med varandra och stör återkallandet av målobjektet. Ett allmänt accepterat sätt att mäta nivån på responskonkurrens och PI är genom intrång av objekt från icke-mållistorna under återkallelsetestning (Bäuml & Kliegl, 2013; Chan, Meissner, et al., 2018; Crowder, 1976; Darley & Murdock, 1971; Pierce et al., 2017; Postman & Hasher, 1972; Underwood, 1975; Yang et al., 2018; Zaromb & Roediger, 2010).

Cistanche deserticola experiment

Som bevis på att interpolerade tester främjar ny inlärning genom att inokulera elever mot påverkan av PI, har många studier visat att interpolerade tester kan minska intrång från tidigare inlärning. Till exempel fann Darley och Murdock (1971) att elever är mycket mindre benägna att begå intrång av tidigare testade objekt än tidigare icke-testade. I sin studie studerade deltagarna tio listor med ord medan de förväntade sig ett kumulativt test. Efter att ha studerat varje lista tog deltagarna ett omedelbart återkallningstest för hälften av listorna och räknade framåt med treor för de andra listorna. När de undersökte frekvensen av tidigare listintrång under testerna för omedelbar återkallelse fann Darley och Murdock att de flesta av intrången (dvs. 81 procent) tillhörde de icke-testade listorna, vilket visar att testade objekt kan vara mindre mottagliga för svarskonkurrens än ej testade föremål. Denna finansiering kan tolkas som bevis för antingen en tidig urvalsfördel (dvs. det är mindre troligt att de testade objekten kommer att tänka på när deltagarna försöker hämta de just studerade, icke-testade objekten) eller en sen korrigeringsfördel (dvs. deltagarna kan lätt hålla inne en hämtad vara om de kommer ihåg att varan hade återkallats). Hur som helst, båda möjligheterna tyder på att fördelen med att testa kan bero på en minskning av PI.

Släpp-från-PI-konto

I en studie som återupplivade intresset för fenomenet framåttestningseffekten visade Szpunar et al. (2008) visade att efter att ha studerat fem sammanhängande ordlistor begick deltagare som hade testats på listorna 1–4 färre intrång under återkallelsen av lista 5 än deltagare som inte hade testats på listorna 1–4. Dessutom mindes de testade deltagarna fler List 5-objekt än kontrolldeltagarna. Baserat på dessa resultat föreslog Szpunar och kollegor release-fromPI-kontot – så att testning inokulerade deltagarna mot uppbyggnaden av PI, och detta var i sin tur ansvarig för inlärningsfördelarna med List 5 bland de testade deltagarna. Andra studier har också rapporterat liknande fynd om att intermittent testning minskade intrång och ökade nyinlärning (Chan, Manley, et al., 2018; Weinstein et al., 2011, 2014; Yang et al., 2018).

Eftersom PI är teoretiskt neutralt lämnar detta release-fromPI-konto kandidatmekanismerna öppna genom vilka interpolerad testning förbättrar ny inlärning. PI kan försämra efterföljande inlärning via processer som fungerar antingen vid hämtning eller vid kodning. I den här artikeln fokuserade vi på den hämtningsbaserade förklaringen av PI för framåttestningseffekten. Szpunar et al. (2008) tillskrev framåttestningseffekten till en förbättring av listdiskriminering – tanken är att testning ökar bevarandet av de testade objekten, vilket i sin tur gjorde det möjligt för deltagarna att bättre särskilja listmedlemskap för de studerade objekten och undvika intrång (se även Chan & McDermott, 2007; Jang & Huber, 2008; Postman et al., 1968; Postman & Keppel, 1977) – följaktligen fokuserade den ursprungliga konceptualiseringen av release-from-PI-kontot på hämtningsprocesser, och vi gjorde samma sak här.

Om interpolerad testning förbättrar ny inlärning eftersom den minskar PI, bör en framåttestning för korrekt återkallelse åtföljas av en minskning av intrång. I överensstämmelse med denna idé, i en färsk metaanalys (Chan, Meissner, et al., 2018), av 38 studier där en framåtriktad testeffekt observerades och intrång rapporterades, fann 36 att interpolerad testning minskade intrång, vilket gav vikt till release-från-PI-kontot. Detta resonemang är dock baserat på en korrelation (det finns faktiskt en robust korrelation mellan omfattningen av den framåtriktade testeffekten vid korrekt återkallelse och intrång i Chan et al.s data, r=-.60 , p < 0,001), och få studier har gett ett direkt test av release-fromPI-kontot. Specifikt, om interpolerad testning potentierar ny inlärning genom att minska påverkan av PI, bör storleken på den framåtriktade testeffekten bero på nivån av PI som eleverna upplevt – det vill säga fördelarna med att testa bör vara mer uttalade när eleverna förväntas uppleva större PI.

Szpunar et al. (2008) tillhandahöll ett direkt test av frigörings-från-PI-kontot i experiment 2. Specifikt manipulerade de PI genom att variera antalet icke-testade listor som deltagarna var tvungna att studera före mållistan (se Fig. S1 i Online Kompletterande material (OSM) på https://osf.io/wghbc/ för deras design), och PI utformades för att bygga upp över listor. Deltagare i test-varje-lista-tillståndet bör vara mindre mottagliga för de negativa effekterna av PI. Däremot testades de i kontrollförhållandena på endast en lista bland listorna 2–5 (t.ex. en grupp testades på endast lista 2, en grupp på lista 3, och så vidare), och nivån av PI förväntades vara proportionell mot antalet icke-testade listor före testning. I överensstämmelse med antagandet att tidigare testning minskar uppbyggnaden av PI när man jämför antalet intrång producerade av deltagare i kontrollförhållandena med deltagare i test-varje-lista-tillståndet, Szpunar et al. fann att intrång ökade när antalet icke-testade listor ökade, och denna ökning av intrång åtföljdes av en ökning av framåttestningseffekten för korrekt återkallelse.

Även om Szpunar et al.s (2008) resultat stödde ett frigörande från PI-konto, väcker manipulering av nivån av PI med antalet studielistor ett tolkningsproblem eftersom denna PI-manipulation förväxlas med testfrekvens. När man jämförde deltagare i test-varje-lista-tillståndet med deltagare i kontrolltillståndet, var fördelarna med interpolerade tester större när deltagare i kontrolltillståndet hade studerat fler icke-testade listor. En tolkning av detta fynd är att interpolerad testning minskar påverkan av responskonkurrens under återkallelse, vilket leder till en framåttestningseffekt. Andra förklaringar är dock lika genomförbara. Till exempel ökar semantisk klustring i återkallelsen, som fungerar som en indikation på minnesorganisation, med testfrekvensen (Chan et al., 2020; Zaromb & Roediger, 2010), och denna finansiering har vanligtvis tillskrivits strategioptimering. Vidare kan en ökning av antalet interpolerade test främja uppmärksam kodning på grund av den frekventa förekomsten av testsignaler till deltagarna om att de sannolikt kommer att testas igen inom kort – så att deltagarna upplever en ökning i testförväntningar. Kritiskt är att inget av dessa konton kräver release-från-PI som en förklaringsmekanism. I vår genomgång av litteraturen lider alla studier (förutom Nunes & Weinstein, 2012, studie som beskrivs nedan) som har gett stöd för release-from-PI-kontot av liknande problem, så befintliga data ger inte entydigt stöd för releasen -från-PI-konto.

Cistanche pulver

PI-manipulation med innehållsändringsmetod

I den aktuella studien syftade vi till att isolera vår PI-manipulation från testfrekvensen. För detta ändamål varierade vi PI med hjälp av metoden för innehållsändring i det traditionella Brown-Peterson-paradigmet (Brown, 1958; Peterson & Peterson, 1959). Kortfattat ackumuleras PI när deltagarna studerar en serie liknande föremål (t.ex. ord från samma kategori, såsom frukt), men när innehållet i studieobjektet ändras (t.ex. till ord i en annan kategori, såsom djur) , upplever elever en frigörelse från proaktiv störning eftersom de kan använda förändringen i semantisk kategori för att begränsa sin minnessökning under hämtning (t.ex. genom att försöka hämta endast djur, Wickens et al., 1963, 1981).

Innehållsändringsparadigmet är idealiskt lämpat för att undersöka release-från-PI-kontot av två skäl. För det första tillät denna metod oss ​​att manipulera nivån av PI som deltagarna upplevde utan att ändra mängden information som de var tvungna att studera. Ännu viktigare är att innehållsförändringsmetoden ger ett sätt att variera PI i kategoriserade listor utan att ändra orden som deltagarna studerar över förhållandena. Det vill säga att alla deltagare studerade samma ord, men PI manipulerades via presentationsordning. För det andra, eftersom vårt teoretiska mål är att undersöka om release-fromPI, som ett hämtningsbaserat fenomen, är ansvarigt för uppkomsten av framåttestningseffekten, är det särskilt lovande att innehållsförändring har identifierats som en procedur som specifikt påverkar hämtningen komponent av PI-effekter (Engle, 1975; Gardiner et al., 1972; Kliegl & Bäuml, 2021; Wixted & Rohrer, 1993).

Med hjälp av innehållsändringsmetoden rapporterade Nunes och Weinstein (2012), såvitt vi vet, det enda orsaksbeviset för frigivningen från PI-kontot. I sina experiment studerade deltagarna fem uppsättningar av Deese-Roediger-McDermott (DRM, Roediger & McDermott, 1995) ord. I experiment 1 spreds ord som hörde till varje DRM-tema över fem studielistor, där varje lista innehöll tre medarbetare från sex DRM-teman. De testade deltagarna gjorde ett test efter varje lista, medan kontrolldeltagarna löste matematiska problem efter listorna 1–4 och gjorde ett test först efter lista 5. Föga överraskande observerades en testeffekt framåt (rätt=0.77, intrång=1.29).

Även om resultaten från Nunes och Weinsteins (2012) Experiment 1 utökade framtestningseffekten från katkategoriserade listor till associativa DRM-listor (Weinstein et al., 2010), kom de kritiska fynden från Experiment 2. Här, orden från varje DRM temat upptog en enda studielista mellan listorna 1 och 4. Den femte listan liknade experiment 1, så att den inkluderade tre ord från vart och ett av de fyra studerade DRM-teman. Nyckelfynden är att deltagare i de testade och kontrollförhållandena återkallade praktiskt taget identiska proportioner av mållistans ord – det fanns ingen framåttestningseffekt. Dessutom producerade deltagare i båda tillstånden mycket få intrång. Enligt Nunes och Weinstein, när varje lista innehöll ett enda DRM-tema, frigjorde bytet av semantiskt innehåll mellan listor deltagarna från PIs negativa inflytande. Om interpolerad testning potentierar ny inlärning eftersom den frigör elever från PI, och om innehållsomkopplaren minimerar PI-uppbyggnad i kontrolltillståndet, blir fördelarna med interpolerade tester irrelevanta och den framåtriktade testeffekten bör elimineras. Detta var vad som hände i Nunes och Weinsteins Experiment 2, vilket gav ett starkt stöd för kontot för frigivning från PI.

Såvitt vi vet är Nunes och Weinstein (2012) den enda studien som undersökte release-från-PI-kontot med en metod för innehållsändring. Men flera egenskaper hos deras experiment gjorde det svårt att dra starka slutsatser. För det första, eftersom Nunes och Weinstein inte manipulerade presentationsordningen i samma experiment, krävs en korsexperimentell jämförelse mellan experiment 1 och 2 för att avgöra om en minskning av PI försvagade den framåtriktade testeffekten. För det andra beror huvudslutsatsen av Nunes och Weinsteins studie på en nolleffekt (dvs. ingen framåtriktad testeffekt) i experiment 2, men det experimentet hade bara 35 deltagare och den kritiska jämförelsen var mellan försökspersoner.1 Slutligen skilde sig materialen mellan deras Experiment 1 och 2 (t.ex. bestod varje lista av 18 ord i Experiment 1 men bara 12 ord i Experiment 2), och Nunes och Weinstein balanserade inte helt sina ord över studielistorna, som att orden som förekom i mållistan aldrig förekom i andra listor. Avsaknaden av motbalansering begränsade resultatens generaliserbarhet – det är möjligt att istället för att manipulationen med låg PI eliminerade den framåtriktade testeffekten i experiment 2, var det de specifika orden som förekom i lista 5 som av någon anledning inte var mottagliga för att demonstrera en framåtriktad testeffekt. Även om denna möjlighet kan tyckas avlägsen, förtjänar den uppmärksamhet eftersom Nunes och Weinsteins mållista innehöll helt olika ord i deras experiment 1 och 2, vilket förvärrade svårigheten att dra slutsatser baserat på denna korsexperimentella jämförelse.

Den aktuella studien

I våra experiment 1 och 2 manipulerade vi PI och intervenerande uppgifter i en faktoriell design mellan ämnen (se fig. 1). Specifikt manipulerades PI genom att presentera ord från samma kategori över listor (High-PI) eller inom listor (LowPI), och den mellanliggande uppgiften manipulerades genom att ge deltagarna ett interpolerat test eller en interpolerad omstudiefas efter varje icke-mållista. Alla deltagare gjorde ett test på den slutliga mållistan. I tillståndet med hög PI studerade deltagarna blandade listor som bestod av ord från flera kategorier, med olika ord från samma kategorier som förekom i varje lista, vilket gav en möjlighet för PI att ackumuleras. I låg-PI-tillståndet studerade deltagarna blockerade listor som innehöll ord från en unik kategori för listorna 1–4, och skiftet i kategorin över listorna var utformat för att frigöra uppbyggnaden av PI. Om den framåtriktade testeffekten uppstår eftersom testning isolerar uppbyggnaden av proaktiv interferens, bör vi observera en mindre framåttestningseffekt i låg-PI än i hög-PI-tillstånd. Baserat på data från Nunes och Weinsteins Experiment 2 (2012) kan man förvänta sig att den framåtriktade testeffekten skulle elimineras i låg-PI-tillståndet eftersom manipuleringen av innehållsförändringar skulle förneka den PI-reducerande fördelen med interpolerad testning. För att förhandsgranska, i motsats till denna förutsägelse, hittade vi en robust framåttestningseffekt i både hög-PI- och låg-PI-förhållanden och storleken på effekten var opåverkad av PI-manipulationen. Därför strävade vi efter att direkt replikera Nunes och Weinsteins experiment 2 i våra experiment 3 och 4.

Experiment 1

Metod

Design och deltagare

Deltagare var 119 studenter från Iowa State University som genomförde experimentet för att få kurspoäng. Det var 29 deltagare i hög-PI, testtillstånd, 30 i hög-PI, omstudietillstånd, 32 i lågt PI, testtillstånd och 30 i låg-PI, omstudietillstånd. Data från 14 deltagare analyserades inte eftersom tre (dvs. en i hög-PI, testtillstånd; två i låg-PI, omstudietillstånd) inte följde instruktionerna, och ett programmeringsfel gjorde att data för 11 deltagare blev oanvändbara (dvs. , sex i testtillståndet med låg PI, fem i tillståndet med låg PI, omstudie). Det slutliga urvalet inkluderade data från 107 deltagare, med 28 i hög-PI, testtillstånd, 30 i hög-PI, omstudietillstånd, 26 i låg-PI, testtillstånd och 23 i låg-PI, omstudietillstånd . Vi genomförde en känslighetseffektanalys med G*Power (Faul et al., 2007) för att beräkna effektstorleken som kan detekteras baserat på vår insamlade provstorlek. Vi använde låg-PI-tillståndet (kombinerat n=49) för denna analys eftersom detta tillstånd hade färre deltagare än hög-PI-tillståndet. Minsta effektstorlek som kan detekteras med 0,80 effekt var d=0.82, vilket var jämförbart med den metaanalytiska effektstorleken (d=0.75, Chan, Meissner, et al., 2018). Som kommer att bli uppenbart var otillräcklig statistisk kraft aldrig ett problem i våra experiment, eftersom våra observerade effektstorlekar alltid överskred denna minsta detekterbara effektstorlek (vid 0,80 effekt) oavsett om deltagarna var i hög- eller låg-PI-tillståndet.

Material och tillvägagångssätt

För experiment 1 och 2 valde vi att använda material som liknar majoriteten av studierna som har visat en framåttestande effekt. För det ändamålet valde vi ut ord från fyra kategorier (dvs. frukter, djur, kroppsdelar och sporter) som var och en hade minst 20 exemplar i Van Overschelde, Rawson och Dunlosky-normerna (2004). De genomsnittliga typiska betygen skiljde sig inte mellan kategorierna (Mfruits=.18, Manimals=.18, Mbodyparts=.18, Msports=.18), F(3) , 76)=0.01, p=.999, B01=14.45.

Deltagarna studerade fem 16-ordlistor. I tillståndet med hög PI innehöll varje lista fyra exemplar från var och en av de fyra kategorierna. De genomsnittliga typiska betygen skiljde sig inte åt mellan listor (intervall=.17 – .18), F(4, 75)=0.01, p=.999, B{{11 }}.44. Alla ord i en lista presenterades i en pseudo-slumpmässig ordning, med objekt från samma kategori som aldrig presenterades i följd. I låg-PI-tillståndet innehöll var och en av de fyra första listorna ord från en enda kategori presenterade i en slumpmässig ordning (t.ex. Lista 1 kan bara innehålla frukter, Lista 2 kan bara innehålla djur). Viktigast av allt var att lista 5 var identisk för deltagare i både låg-PI- och hög-PI-tillstånden, och den innehöll fyra nya ord från var och en av de fyra studerade kategorierna. Därför manipulerades PI av strukturen i listorna 1–4. Se överst i bilaga A för hela uppsättningen av material.

Deltagare i grupper om upp till åtta genomförde experimentet vid datorer åtskilda av avdelare. Deltagarna informerades om att de skulle studera flera listor med 16 ord, där varje ord presenterades två gånger. De fick också veta att efter att ha studerat varje lista skulle de lösa några matematiska problem, och sedan skulle de antingen bli ombedda att återkalla den just presenterade listan eller att studera listan igen. Kritiskt sett informerades deltagarna om att datorn slumpmässigt avgjorde om ett test kommer att ges efter varje lista, så att de kan bli "ombedda att återkalla ord efter varje lista, efter bara en eller två listor, eller aldrig alls." I själva verket fick deltagarna antingen ett test för varje lista (testvillkor) eller så testades de bara på lista 5 (omstudievillkor). För att säkerställa att deltagarna skulle studera varje lista avsiktligt fick de vidare veta att det fanns ett kumulativt återkallningstest för alla listor oavsett hur många tester de fick.

I början av varje lista informerade en 2-s deltagarna om listnumret (t.ex. "Detta är ordlista 1"), som följdes av ett 1-s fixeringskors. Därefter presenterades orden vid 4 s vardera med ett 500-ms interstimulusintervall. Varje lista presenterades två gånger utan paus och den andra presentationsordningen skilde sig från den första. Tilldelningen av ord till listor uppvägdes mellan deltagarna. Efter att ha studerat varje lista slutförde deltagarna tio algebraproblem vid 6 s vardera för att rensa korttidsminnet och fick sedan uppmaningen om återkallelse eller omstudie. Deltagarna i testtillståndet hade 60 s på sig att återkalla orden från den senaste listan, medan de i omstudietillståndet såg samma ord igen men i en ny slumpmässig ordning. Alla deltagare fick 60 s på sig att återkalla orden från lista 5. En framåtriktad testeffekt hittas om deltagare i testtillståndet minns fler lista 5-ord än deltagare i omstudietillståndet. Deltagarna genomförde sedan en Reading Span-uppgift (Conway et al., 2005) som en utfyllnadsaktivitet i 20 minuter och tog sedan det kumulativa återkallelsetestet på listorna 1–5. Uppgifterna RSPAN och kumulativ återkallelse inkluderades för att säkerställa att experimentet varade cirka 40 minuter för att bevilja kurser och inte fick poäng. Slutligen fyllde deltagarna i en kort undersökning om demografi och debriefades.

Tabell 1 Icke-mål, interpolerad testprestanda över experiment 1–4

Notera. Standardavvikelser står inom parentes

Resultat

För fullständighetens skull redovisas proportioner av korrekt återkallelse för listorna utanför mål i tabell 1. Men fokus för vårt forskningsmål var återkallande av mållistor. För alla experiment rapporterar vi först frekvensen av intrång under återkallande av mållista, vilket ger ett mått på PI. Vi definierade intrång som återkallande av ord från alla icke-mållistor. Extralistintrång beaktades inte eftersom de inte representerar proaktiv störning från tidigare listinlärning. Om PI-manipulationen lyckades bör det finnas färre intrång i låg-PI-tillståndet än i högt-PI-tillståndet.

I alla experiment ansågs deltagare vars intrång var större än 2 SD från medelvärdet som extremvärden. Med tanke på att vi uttryckligen sa åt deltagarna att återkalla ord från endast den senaste listan, kanske de som begått ett mycket stort antal intrång inte har följt instruktionerna. Till exempel, om en deltagare kom ihåg åtta furnature-ord direkt efter att ha studerat djurlistan, tror vi att det är troligt att denna deltagare inte följde instruktionerna. För att vara heltäckande har vi genomfört alla våra analyser med och utan extremvärden. Vi rapporterar resultat utan extremvärden som standard men lyfter också fram när inkluderingen av extremvärden ledde till olika slutsatser (för att förhandsgranska, endast en analys i experiment 3 gav ett annat resultat). Dessutom finns hela datauppsättningen på Open Science Framework på https://osf.io/wghbc/ och Fig. S2 och S3 i OSM presenterar resultat inklusive extremvärden. Inget av experimenten var förregistrerat.

Efter att ha rapporterat intrångsdata rapporterar vi mållistan korrekt återkallelse. Vi undersökte om PI-nivån påverkade storleken på den framåtriktade testeffekten. Om reducerad PI spelar en orsaksroll bör vi observera en mindre framåttestningseffekt i låg-PI-tillståndet än i högt-PI-tillståndet. Vi undersökte även sambandet mellan intrång och korrekt återkallelse i mållistan. Vi förväntar oss att de två variablerna ska vara negativt relaterade så att deltagare med färre intrång ska visa större korrekt återkallelse - notera dock att denna korrelation inte innebär orsakssamband.

För statistiska slutsatser använde vi tvåsidiga test med ⍺=.05. Vi rapporterar även Bayes-faktorer. När ett resultat är signifikant rapporterar vi B10, vilket indikerar stöd för den alternativa hypotesen; när ett resultat inte är signifikant rapporterar vi B01, vilket indikerar stöd för nollhypotesen. Vi tog detta tillvägagångssätt så att en större Bayes-faktor alltid indikerar mer stöd för effekten (noll eller på annat sätt) som övervägs. Alla Bayesianska analyser utfördes med hjälp av standard priors (JASP-teamet, 2020).

Intrång under återkallelse av lista 5

Över hela provet var medelfrekvensen av intrång 1,03 och standardavvikelsen var 1,84. Följaktligen ansågs data från fem deltagare som gjorde fler än 4,71 intrång (dvs. 1,03 plus 2*1.84=4.71) som extremvärden och exkluderades från analyser. Den vänstra panelen i fig. 2 visar intrångsdata. Vi genomförde en 2 (mellanliggande uppgift: test vs. omstudie) × 2 (PI-nivå: hög vs. låg) ANOVA med frekvensen av intrång under återkallelse av lista 5 som den beroende variabeln. Det fanns en signifikant huvudeffekt av intervenerande uppgift, F(1,98)=34.84, p < .001, d=1.14, B10=108753.94, så att omstuderade deltagare (M=1.31) gjorde fler intrång än de testade deltagarna (M=0.19). Det är inte förvånande att interpolerad hämtning minskar intrång, eftersom effekten har visats brett (Chan, Manley, et al., 2018; Szpunar et al., 2008; Weinstein et al., 2011). Viktigare för nuvarande syften, den huvudsakliga effekten av PI-nivån var signifikant, F(1,98)=12.27, p=.002, d=0.59, B{ {40}}.36, med deltagare i hög-PI-tillståndet (M=1.02) som begår nästan tredubbla intrången i förhållande till deltagare i låg-PI-tillståndet (M=0.38), vilket visar att vår manipulation av PI var framgångsrik.

Fig. 2 Frekvens av intrång under återkallande av lista 5 (vänster) och andel av korrekt återkallande av lista 5 (höger) som en funktion av mellanliggande uppgift och PI-nivå i experiment 1. Felstaplar visar beskrivande 0,95 konfenceintervall. Varje punkt representerar data från en enskild deltagare. Jitter introducerades för att sprida datapunkter horisontellt för att öka synligheten

Interaktionen mellan den mellanliggande uppgiften och PI-nivån var också signifikant, F(1,98)=5.61, p=.020, ηp 2=.04, B{{8} }.73. Specifikt producerade de testade deltagarna minimala intrång oavsett PI-nivå (MHigh-PI=0.29 vs. MLow-PI=0.08), t(52)=1.50, p=.139, d=0.41, B01=1.45, men de omstuderade deltagarna producerade betydligt färre intrång om de var i tillståndet med låg PI än i tillståndet med hög PI (MHigh) -PI=1.81 vs. MLow-PI=0.73), t(46)=3.02, p=.004, d=0 .87, B01=9.70.

Lista 5 korrekta återkallelser

Den högra panelen i fig. 2 visar lista 5 korrekta återkallningsdata. Samma 2 × 2 ANOVA visade en huvudeffekt för mellanliggande uppgift, F(1,98)=15.95, p < .001, d=0.81, B{{ 11}}.75, som visar en testeffekt framåt totalt sett (Mtest=.51 vs. Mrestudy=.34). PI-manipulation påverkade inte korrekt återkallelse (MHigh-PI=.43 vs. MLow-PI=.44), F(1,98)=0.05, p {{27 }} .826, d=0.05, B01=4.64. Av större intresse var en interaktionseffekt inte heller signifikant, F(1,98)=0.78, p=.379, ηp 2=.01, B01=2 .95. Tvärtemot förväntningarna att en minskning av PI också skulle minska omfattningen av den framåtriktade testeffekten, överträffade testgruppen avsevärt omstudiegruppen i både låg-PI-tillståndet (Mtest=.50 vs. Mrestudy=.36), t(46)=2.78, p=.008, d=0.81, B10=5.88 och HighPI-villkoret (Mtest { {57}} .52 vs. Mrestudy=.32), t(52)=3.00, p < .001, d=0.82, B10=9 .76. Storleken på den framåtriktade testeffekten (dvs effektstorleken) var nästan identisk oavsett PI-tillståndet. Den robusta framåttestningseffekten i låg-PI-tillståndet stod klart i motsats till Nunes och Weinsteins Experiment 2-data. Även om manipulationen av PI inte påverkade den framåtriktade testeffekten, som förutspåtts av release-from-PI-kontot, observerade vi en betydande negativ korrelation mellan intrång och korrekt återkallelse, r(100)=-.45, p < .001, B10=8154.72, så att individer som återkallade mer korrekta föremål också gjorde färre intrång (se fig. 3). Närmare undersökningar visade att denna korrelation till stor del drevs av deltagare i omstudietillståndet, r(46)=-.45, p < .001, B10=25.82, eftersom deltagarna i testtillståndet hade en nivå nära golvet av intrång, vilket begränsar omfånget av poäng för denna variabel och minimerar sannolikheten för att hitta korrelationer, r(52)=-.15, p=.284, B{{92 }}.37.

Diskussion

Syftet med experiment 1 var att undersöka om storleken på den framåtriktade testeffekten är känslig för skillnader i proaktiv slutledning. Som förväntat producerade deltagare i tillståndet med hög PI fler intrång än sina motsvarigheter med låg PI. Vidare lindrades effekterna av PI genom interpolerad testning. Sammanfattningsvis validerade intrångsdata vår PI-manipulation. Trots dessa resultat påverkades varken andelen korrekt återkallelse eller omfattningen av den framåtriktade testeffekten av PI-manipulationen, vilket tyder på att frigöring från proaktiv interferens kan vara en följd, snarare än orsaken, till den framåtriktade testeffekten. Ett ytterligare spännande resultat var den robusta negativa korrelationen mellan korrekt återkallelse och intrång, även om endast den senare påverkades av PI. Till nominellt värde överensstämmer denna korrelation med release-from-PI-kontot eftersom deltagare som upplever mindre PI visade ett bättre korrekt minne, så testning kan förbättra ny inlärning eftersom det minskar uppbyggnaden av PI. Vi överväger implikationerna av denna korrelation mer fullständigt i den allmänna diskussionen men det räcker med att säga att våra data indikerar att det negativa sambandet mellan korrekt återkallelse och intrång inte innebär orsakssamband. Snarare kan kopplingen av dessa variabler drivas av en tredje variabel, såsom ökad uppmärksamhet eller förbättrad minnesorganisation på grund av testning (Chan et al., 2020).

Fig. 3 Ett spridningsdiagram som visar förhållandet mellan frekvensen av intrång under återkallande av lista 5 och andelen korrekt återkallande av lista 5 i experiment 1. På individuell basis är intrångsfrekvenserna alltid heltal, så det fanns en betydande överlappning i data poäng. För att förbättra synligheten för datatätheten introducerade vi jitter för att sprida datapunkterna horisontellt

Även om data i experiment 1 visar att minskning av PI kanske inte spelar en orsaksroll i den framåtriktade testeffekten, förblev det möjligt att vi observerade en framåttestningseffekt i låg-PI-tillståndet eftersom vår manipulation av PI var för svag. Specifikt kan deltagare i Low-PI, Restudy-tillståndet fortfarande ha upplevt betydligt högre PI än sina testade motsvarigheter, eftersom lista 5 innehöll ord från kategorierna som förekom i listorna 1–4. Denna möjlighet kan undersökas genom att jämföra intrångsdata mellan de testade och de omstuderade deltagarna i LowPI-förhållandena. Även när PI var avsett att vara låg, gjorde de testade deltagarna (M=0.08) mycket färre intrång än de omstuderade deltagarna (M=0.73), t(46)=3 .10, p=.003, d=0.90, B10=11.58. Detta fynd visar att vår manipulation inte gjorde testningens PI-reducerande kraft irrelevant, vilket kan förklara varför vi hittade en framåtriktad testeffekt i låg-PI-tillståndet.

I experiment 2 syftade vi till att ytterligare minska PI för deltagare i tillståndet med låg PI. För detta ändamål inkluderade varje lista, inklusive mållistan, endast ord från en enda kategori. Logiken är att minimera påverkan av PI på inlärning av mållistor och återkallelse genom att eliminera möjligheten att ord i mållistan skulle påminna deltagarna om de tidigare studerade listorna.

Experiment 2

Metod

Design och deltagare

PI-nivå (hög vs. låg) och mellanliggande uppgift (test vs. omstudie) manipulerades mellan försökspersoner. Deltagare var 120 studenter från Iowa State University som deltog i kurspoäng. Data från fem deltagare analyserades inte eftersom tre inte följde instruktionerna och två involverade ett datorfel. Det slutliga urvalet inkluderade således data från 115 deltagare, med 31 i hög-PI, omstudietillstånd, 28 i hög-PI, testtillstånd, 28 i låg-PI, testtillstånd och 28 i låg-PI, omstudie. skick. För känslighetseffektanalysen använde vi provstorleken för låg-PI-tillståndet, som hade färre deltagare. Analysen visade att vi kunde upptäcka en effektstorlek på d=.76 med .80 effekt.

Material och tillvägagångssätt

Förfarandet i experiment 2 var identiskt med experiment 1 med följande undantag. Först, i tillståndet med hög PI, spreds tre ord från varje kategori över fyra listor, så att varje lista innehöll ord från samma fyra kategorier. I villkoret Låg PI innehöll varje lista, inklusive mållistan, ord från en enda kategori. Observera att alla deltagare studerade samma ord från de fyra kategorierna, med den enda skillnaden mellan villkoren var presentationsordningen för orden över listorna. Hela uppsättningen av material presenteras i bilaga A. För det andra användes ord från kategorierna frukt, djur, kroppsdelar och möbler, och de hade samma genomsnittliga typiska betyg (Mfruits=.18, Manimals { {6}} .18, Mbodyparts=.18, Mfurniture=.18), F(3, 60)=0.00, s=1 .00, B01=11.71. Slutligen studerade deltagarna fyra listor med 16 ord vardera istället för fem listor. Experiment 1 utfördes efter Experiment 2 kronologicykel. Men studierna presenterades i nuvarande ordning i exponeringssyfte. Logiken var att först presentera studien med den svagare PI-manipulationen (dvs. Experiment 1), och sedan presentera studien med den starkare PI-manipulationen (dvs. Experiment 2). Antalet studielistor och material skilde sig mellan de två experimenten eftersom vi behövde fler ord i experiment 1 för att skapa lista 5 som inkluderade kategoriorden från listorna 1–4 samtidigt som listlängden bibehölls på 16 ord, och möbler har inte tillräckligt med exemplar. för det här syftet.

Resultat

Intrång under återkallelse av lista 4

Outlier cut-off för detta experiment var 4,79 intrång (M=0.85, SD=1.97), och data från sju deltagare exkluderades. Den vänstra panelen i fig. 4 visar frekvensen av intrång under återkallande av lista 4. Eftersom deltagare i låg-PI, testtillståndet inte gjorde några intrång alls, var det inte möjligt att genomföra en 2 (test vs. omstudie) × 2 (Hög-PI vs. Låg-PI) ANOVA. Således genomförde vi ett t-test mellan hög- och låg-PI-förhållandena för att undersöka påverkan av PI-manipulation på totala intrångshastigheter. Som väntat producerade deltagare i hög-PI-tillståndet (M=0.71) fler intrång än de i låg-PI-tillståndet (M=0.11), t(106) {{24} }.46, p < .001, d=0.67, B10=36.67. Faktum är att frekvensen av intrång i låg-PI-tillståndet skiljde sig inte från noll, t(52)=1.43, p=.159, d=0.20, B{ {39}}.57. Det faktum att intrång nästan helt avlägsnades i låg-PI-tillståndet (M=0.24 för deltagare i omstudietillståndet, där 23 av 25 deltagare inte gjorde några intrång, och de återstående två gjorde tre intrång vardera; se Fig. 4) visade att vår PI-manipulation i experiment 2 hade den avsedda effekten. Slutligen, totalt sett, gjorde de omstuderade deltagarna (M=0.80) fler intrång än de testade deltagarna (M=0.09), t(106)=4.24, p < . 001, d=0.82, B10=425.83.

Fig. 4 Frekvens av intrång under återkallande av lista 4 (vänster) och andel av korrekt återkallande av lista 4 (höger) som en funktion av mellanliggande uppgift och PI-nivå i experiment 2. Felstaplar visar beskrivande 0,95 konfidensintervall. Jitter introducerades för att sprida datapunkter horisontellt för att öka synligheten

Lista 4 korrekt återkallelse

Den högra panelen i fig. 4 visar andelen korrekt återkallande av lista 4. Med tanke på framgången med vår PI-manipulation bör man förvänta sig att den framåtriktade testeffekten skulle vara avsevärt svagare (och kanske helt frånvarande) i låg-PI-tillståndet än i högt-PI-tillståndet. Men i likhet med experiment 1 var interaktionen mellan PI-nivå och interimsaktivitet återigen inte signifikant, F(1,104)=0.82, p=.367, ηp 2=.01, B01=2.82. Genom att replikera resultaten från experiment 1, minskade PI inte den framåtriktade testeffekten. Specifikt överträffade de testade deltagarna de omstuderade deltagarna i både låg-PI-tillståndet (Mtest=.68, Mrestudy=.45), t(51)=3.98, p < .001, d=1.09, B10=111.69 och hög-PI-villkoret (Mtest=.61, Mrestudy=.30), t(53) )=4.68, p < .001, d=1.20, B10=894.56. Den kraftfulla framåttestningseffekten i låg-PI-tillståndet är särskilt anmärkningsvärd med tanke på att deltagare i detta tillstånd knappast producerade några intrång alls. Trots att vår PI-manipulation hade liten inverkan på den framåtriktade testeffekten, fanns det återigen en stark negativ korrelation mellan korrekt återkallelse och intrång (se fig. 5), r(106)=-.44, p < .001, B10=8395.88, och denna effekt drevs återigen av deltagare i omstudievillkoret, r(48)=-.41, p=.003, B10=12. 06, snarare än de i testvillkoret, r(56)=-.14, p=.296, B01=3.58.

Diskussion

I detta experiment försökte vi ytterligare minska PI för deltagare i låg-PI-tillståndet. För detta ändamål lät vi Låg-PI-gruppen studera ord från en enda kategori för alla listor, vilket reducerade intrång till nära-four-nivåer för deltagare i låg-PI-tillståndet. Trots detta resultat förblev den framåtriktade testeffekten robust och dess storlek påverkades inte av PI-manipulationen.

Sammantaget skilde sig resultaten från våra experiment från de som rapporterats av Nunes och Weinstein (2012). Som anges i inledningen är kombinationen av experiment 1 och 2 jämförbar med våra HighPI- och Low-PI-förhållanden. Specifikt studerade deltagarna i deras Experiment 1 flera DRM-teman i varje lista, vilket liknar vårt tillstånd med hög PI, och i deras experiment 2 studerade deltagarna individuella DRM-teman i varje lista, vilket motsvarar vårt tillstånd med låg PI. En framåtriktad testeffekt hittades i experiment 1, men effekten saknades i experiment 2.

Fig. 5 Ett spridningsdiagram som visar förhållandet mellan frekvensen av intrång under återkallande av lista 4 och andelen korrekt återkallande av lista 4 i experiment 2. För att förbättra synligheten för datatätheten introducerade vi jitter för att sprida datapunkterna horisontellt

Varför visar den aktuella studien och Nunes och Weinstein (2012) kontrasterande resultat? Även om designen av våra experiment modellerades efter Nunes och Weinstein, kvarstod flera metodologiska skillnader. Det kanske mest uppenbara var materialen. Vi använde nämligen kategoriserade listor, medan Nunes och Weinstein använde DRM-listor, där den förra konstruerades utifrån kategorinormer och den senare konstruerades utifrån associativa normer. En annan metodologisk skillnad mellan studierna var jämförelseuppgiften. I båda studierna slutförde alla deltagare 1 min matteproblem efter att ha studerat varje ordlista. Efter detta studerade deltagarna i kontrolltillståndet om orden i våra experiment, medan de löste ytterligare matematiska problem i Nunes och Weinsteins experiment.

Trots dessa metodologiska skillnader kunde vi inte tänka oss en övertygande förklaring som skulle förklara de mycket olika resultaten. I synnerhet är det svårt att föreställa sig att dessa metodologiska skillnader har olika effekter på omfattningen av den framåtriktade testeffekten beroende på om deltagarna förväntas uppleva högre eller lägre PI. Såvitt vi vet skulle inga befintliga teoretiska förklaringar (Chan, Meissner, et al., 2018) få en att förutsäga att manipulering av PI skulle påverka den framåtriktade testeffekten med associativa DRM-ord men inte med kategoriserade ord (eller med att använda matematiska problem som kontrolluppgiften men inte med omstudie som kontrolluppgift). Följaktligen strävade vi efter att direkt replikera Nunes och Weinsteins Experiment 2.