אפקטים של קיבוץ זמני בזיכרון מילולי ומוזיקלי לטווח קצר: האם ייצוג סדר סדרתי הוא תחום כללי? חלק 5

תוצאות

כמו בניסוי הקודם, הניתוחים בוצעו עם JASP (צוות JASP, 2018), תוך שימוש באותם ערכי ברירת מחדל עבור קודמים ויישום אותה תוכנית ניתוח.

תכנון וזיכרון הן שתי יכולות חשובות ביותר בחשיבה האנושית. תוכנית היא סידור של סדרה של שלבים שנועדו להשיג מטרה, רצון או משימה. זיכרון הוא יכולת חשובה לתפוס, לשמר ולשחזר מידע, והוא דרך לרכוש ידע, ניסיון ומיומנויות.

תכנון וזיכרון קשורים קשר בל יינתק. עלינו לזכור את התוכניות, היעדים והצעדים שלנו כדי להיות יעילים ומאורגנים יותר בהשגתם. כמו כן, אנו זקוקים לתכנון שיעזור לנו לשפר את הזיכרון שלנו. לדוגמה, כדי לשפר את הזיכרון שלהם, אנשים רבים משתמשים בטכניקות תכנון מסוימות, כמו שיטת ארמון הזיכרון, תרגילים חוזרים ומשחקי זיכרון.

גם תכנון וזיכרון מחזקים אחד את השני. בעת ביצוע תוכנית, אתה צריך להיזכר ולארגן חוויות עבר, ואתה צריך גם לרשום את הדברים והפרטים שיש להשלים. כך נוכל לזכור טוב יותר את התוכן והשלבים של התוכנית. בתהליך ביצוע התכנית אנו ממשיכים לגבש ולהעמיק את הזיכרון מתוכן התכנית, מה שמאפשר גם לבצע את התכנית בצורה חלקה יותר.

באופן כללי, תכנון וזיכרון שלובים זה בזה ומחזקים זה את זה, והם הליבה של האינטליגנציה האנושית. רק באמצעות כישורי תכנון נכונים וכישורי זיכרון ברמה גבוהה נוכל לחיות ולעבוד בצורה יעילה ומסודרת יותר. ניתן לראות שאנו צריכים לשפר את הזיכרון, ו-Cistanche deserticola יכולה לשפר משמעותית את הזיכרון, מכיוון של-Cistanche deserticola יש השפעות נוגדות חמצון, אנטי דלקתיות ואנטי-אייג'ינג, שיכולות לסייע בהפחתת חמצון ותגובות דלקתיות במוח, ובכך להגן על בריאות מערכת העצבים. בנוסף, Cistanche deserticola יכול גם לקדם צמיחה ותיקון של תאי עצב, ובכך לשפר את הקישוריות והתפקוד של רשתות עצביות. השפעות אלו יכולות לעזור לשפר את מהירות הזיכרון, הלמידה והחשיבה, ועשויות גם למנוע התפתחות של הפרעות בתפקוד קוגניטיבי ומחלות ניווניות.

לחץ על Know כדי לשפר את הזיכרון לטווח קצר

עבור כל סוג של ניתוח (כלומר, עקומות מיקום סדרתי, שיפוע טרנספוזיציה, והשהייה בתגובה), נותחו בנפרד נתונים מניסויים שהציגו אותיות דומות מבחינה פונולוגית.

עקומות מיקום טוריות. חישבנו את הפרופורציה של היזכרות נכונה כפונקציה של מיקום סדרתי וקיבוץ זמן בכל הניסויים השונה עבור כל משתתף. לאחר מכן ביצענו ANOVA של 2 × 6 מדידות חוזרות עם מיקום סדרתי (1-6) ומצב קיבוץ (מקובץ לעומת לא מקובץ) גורמים (ראה משמאל למעלה באיור 4).

התוצאות חשפו כי המודל הטוב ביותר היה המודל עם שני ההשפעות העיקריות, המועדף על פני השני הטוב ביותר, המודל המלא, לפי גורם של 4.44 (ראה שורות "עקומות מיקום סדרתי" בטבלה 3).

זה אושר על ידי ניתוח של ההשפעה שסיפקה ראיות מכריעות לשתי ההשפעות העיקריות (קיבוץ: BFInclusion=1.43e14; עמדה: BFInclusion=1.43e14), ראיות אנקדוטליות נגד נוכחות אינטראקציה (BFInclusion) =0.90).

אותו ניתוח בוצע עם נתונים מניסויים שהציגו אותיות דומות מבחינה פונולוגית, וגילו כי המודל הטוב ביותר היה המודל המלא והועדף על פני המודל השני הטוב ביותר בפקטור של 1.67 (ראה מימין למעלה באיור 4).

בהתחשב בראיות המעורפלות להעדפת המודל הטוב ביותר על פני המודל השני הטוב ביותר (ראה שורות "עקומות מיקום טוריות" בטבלה 4), ביצענו ניתוח של ההשפעה. התוצאות הניבו ראיות מכריעות לטובת שתי ההשפעות העיקריות (קיבוץ: BFInclusion=2.70e11; עמדה: BFInclusion=6.67e13) וראיות מתונות בעד קיומה של אינטראקציה (BFInclusion{{7} }.70).

מעברי טרנספוזיציה. שים לב שלניתוח שגיאות טרנספוזיציה, הסרנו את המשתתפים שלא יצרו שגיאה לפחות באחד מארבעת תנאי הניסוי, מה שהוביל למדגם של 77 משתתפים. עבור כל משתתף, חישבנו את שיעור השגיאות כפונקציה של תזוזה ממרחק מוחלט קיבוץ זמני בין כל השגיאות השונות.

לאחר מכן, ניתחנו את הנתונים עם ANOVA של 2 × 2 × 5 מדידות חוזרות עם מרחק טרנספוזיציה מוחלט (1-5) ותנאי קיבוץ (מקובצים לעומת לא מקובצים) כגורמים (ראה אמצע שמאל של איור 4). התוצאות סיפקו ראיות חזקות לטובת המודל הטוב ביותר המכיל רק את השפעת המרחק, בהעדפה על פני המודל השני הטוב ביותר עם שתי ההשפעות העיקריות בפקטור של 12.92 (ראה שורות "שיפועי טרנספוזיציה" בטבלה 3).

אותו ניתוח שוחזר עם נתונים מניסויים עם אותיות דומות מבחינה פונולוגית (ראה אמצע ימין של איור 4). זה סיפק ראיות חזקות לכך שהמודל הטוב ביותר הוא המודל המלא שהועדף על פני המודל השני הטוב ביותר המכיל רק את השפעת המרחק בפקטור של 1.02 (ראה שורות "שיפועי טרנספוזיציה" בטבלה 4).

מכיוון שהתוצאות היו מעורפלות, ביצענו ניתוח של השפעות שחשפו ראיות נחרצות ומתונות התומכות בנוכחות של אפקט של מרחק (BFInclusion=∞) ואינטראקציה בין מרחק לקיבוץ (BFInclusion=3.78) , בהתאמה.

בהתחשב בתמיכה המתונה באינטראקציה, ניתחנו את שיעור הטרנספוזיציות ושגיאות האינטרפוזיציה הסמוכות עם מבחן t דגימות מכוונות בייסיאניות (שגיאות סמוכות: H1=ungroped > grouped; interpositions: H1=ungroped < מקובצים), כמו בניסוי הקודם. השגנו ראיות חזקות הן נגד עלייה בשגיאות אינטרפוזיציה (BF01=12.21) והן נגד ירידה בניסויים משולבים בטרנספוזיציה סמוכה (BF01=25.02).

לאחר מכן, כמו בניסוי הקודם, ניתחנו את שיעור שגיאות הטרנספוזיציה בתוך קבוצה ובין קבוצות, תוך הבחנה עדכנית בין שגיאות אינטרפוזיציה, טרנספוזיציות גבול קבוצתיות ותמרות אחרות בין קבוצות (כל ההשוואות כללו דגימות לא מכוונות ב-Bayesianpairs t-test עם ברירת מחדל קודם).

כפי שמוצג בטבלה 5, ישנן עדויות חזקות לכך שקיבוץ זמני בניסויים לא דומים גרמה לעלייה בטרנספוזיציה בתוך הקבוצה אך לירידה בטרנספוזיציות הכוללות פריטים בגבול הקבוצה. יחד עם זאת, היו עדויות מתונות התומכות בהיעדר הבדל בין שיעורי שגיאות האינטרפוזיציה לבין טרנספוזיציות אחרות בין קבוצות.

לגבי ניסויים דומים, התוצאות שדווחו בטבלה 6 מציגות את אותו דפוס כמו בניסויים לא דומים, אלא שהייתה ראיה חזקה להבדלים בשיעור ההעברה בין קבוצות אחרות.

איחור בתגובה. עבור כל משתתף, קבענו את זמן האחזור של התגובה לנושא להיזכרות נכונה בניסויים שונים כפונקציה של קיבוץ זמני ומיקום סדרתי. הנתונים נותחו לאחר מכן באמצעות ANOVA של 2 × 6 מדידות חוזרות עם גורמי מיקום סדרתי (1-6) ומצב קיבוץ (מקובצים לעומת לא מקובצים) (ראה משמאל למטה באיור 4).

התוצאות הניבו עדות מכרעת לטובת המודל המלא המכיל את שתי ההשפעות העיקריות והאינטראקציה ביניהן, מודל זה מועדף על פני המודל השני הטוב ביותר לפי פקטור של 2.93e8 (ראה טבלה 3).

אותו ניתוח בוצע עם ניסויים דומים, שהובילו לאותה תוצאה (ראה מימין למטה באיור 4); הדגם המלא הוא הטוב ביותר ומועדף על פני השני הטוב ביותר על ידי מקדם של 2.16e6 (ראה טבלה 4).

דִיוּן

בניסוי 2, ראינו שללא קשר לדמיון הפונולוגי של החומר, רצפים מקובצים נזכרו טוב יותר ואופיינו בעקומת מיקום סדרתי מסולסל בהשוואה לרצפים לא מקובצים.

בנוסף, נמצא הדפוס הטיפוסי של זמן השהייה בתגובה עם שיא מהירות עבור הפריט הראשון של הקבוצה השנייה. עם זאת, בהתאם לתוצאות שדווחו בניסוי 1 עם חומר מוזיקלי, לא נצפתה עלייה בשגיאות אינטרפוזיציה ברצפים מקובצים הן עבור ניסויים דומים מבחינה פונולוגית והן לא דומים.

יחד עם זאת, יש לציין שניתן לראות בביצועים כתקרה וכי בהקשר כזה, קשה לשלול את האפשרות שהעדר עלייה של שגיאות אינטרפוזיציה ברצפים המקובצים הוא פשוט בגלל המספר הכולל של שגיאות היה נמוך מדי.

כדי לקבוע אם היעדר הגידול במיקומים נובע מהתקרה או שהוא ספציפי למבנה הקיבוץ של 2 × 3 המשמש בניסוי 2, ערכנו ניסוי נוסף ששכפל את ההליך שנעשה בו שימוש בניסוי 2, אך עם מסיח סוף-רשימה שמטרתו להפחית את ההיזכרות ביצועים תוך שמירה על אותו מבנה רצף.4

ניסוי 3: אחזור סדרתי של סדר מילולי עם משימת הסחת הדעת של סוף הרשימה

המטרה של ניסוי זה הייתה לבדוק האם היעדר עלייה בהפרשות ביניים ברצפים מקובצים בניסוי 2 נבע ממספר נמוך מאוד של שגיאות שנגרמו על ידי אפקט תקרה או ספציפי לשימוש ברשימות של 6 פריטים מקובצים לפי שלושה.

ההליך היה זהה לניסוי 2, פרט לכך שהצגת כל רשימה בוצעה לאחריה משימת שיפוט זוגית המבקשת מהמשתתפים לשפוט האם המספרים שהוצגו על המסך היו זוגיים או אי-זוגיים.

מטרת המשימה המסיחה הזו הייתה להפחית את דיוק ההחזרה - ולפיכך להגדיל את מספר שגיאות ההזמנה - תוך שמירה על אותו מבנה קיבוץ כמו בניסויים 1 ו-2.

שיטה

תוכנית דגימה. עקב מצב מגפת הקורונה-19, הניסוי נערך באופן מקוון כולו. כמו בניסוי 2, עיצוב הדגימה היה לאפשר לכמה שיותר סטודנטים ולא סטודנטים ממאגר המשתתפים שלנו להשתתף במחקר. משתתפים. הניסוי אושר על ידי ועדת האתיקה של הפקולטה לפסיכולוגיה של UniDistanceSuisse.

המשתתפים גויסו דרך מאגר המשתתפים של UniDistance Suisse, המורכב בעיקר מסטודנטים דוברי גרמנית לפסיכולוגיה וסטודנטים שאינם דוברי גרמנית המעוניינים להשתתף בניסויים. סטודנטים קיבלו קרדיט חלקי בקורס על השתתפותם ולא סטודנטים השתתפו בניסוי מרצון.

בסך הכל 79 משתתפים השלימו את הניסוי המקוון. לאחר אי הכללה של 14 משתתפים שעמדו בקריטריונים להחרגה, המדגם הסופי כלל 55 משתתפים (מגדר: 47 נשים ו-8 גברים; גיל בשנים: M=35.83, SD=9.43). קריטריוני אי הכללה. לא כללנו משתתפים עם הפרעות למידה או נוירולוגיות כלשהן, כמו גם אלה שלא שלטו בגרמנית שוטפת.

המשתתפים גם הוצאו מהניתוח בהתבסס על ביצועיהם במשימה המסיחה את הדעת בסוף הרשימה, כדי להבטיח שהם מבצעים את המשימה באופן פעיל. לכן, כל משתתף עם דיוק של פחות מ-60% במשימת הסחת הדעת של סוף הרשימה לא נכלל בניתוח. גירוי. הגירויים היו זהים לניסוי 2 אך עם שני חריגים בולטים.

ראשית, עקב הוספת משימת הסחת הדעת בסוף הרשימה, משך הניסוי גדל בהשוואה לניסוי 2. לכן, כדי לשמור על משך המשימה למשך דומה לזה שבניסוי 2, המספר הכולל של הרשימות שהוצגו ל- המשתתפים היו 102 (25% דומים ולא מקובצים מבחינה פונולוגית, 25% דומים ומקובצים מבחינה פונולוגית, 25% שונים ומקובצים מבחינה פונולוגית, ו-25% שונים ומקובצים פונולוגית). שנית, מכיוון שהמשתתפים היו דוברי גרמנית, האותיות השונות מבחינה פונולוגית כללו V, Y, X, Z, J ו-Q, והאותיות הדומות מבחינה פונולוגית כללו B, C, D, G, P ו-T.

תהליך. ההליך היה זהה לניסוי 2, למעט הוספת מסיח סוף הרשימה. לאחר הצגת הפריט האחרון, הוצג מסך ריק למשך 1,000ms, ואחריו שמונה ספרות המוצגות במרכז המסך (700ms מופעל ו-200msoff).

המשתתפים קיבלו הוראה ללחוץ על מקש S במהירות האפשרית כאשר הספרה המוצגת הייתה זוגית וללחוץ על L כאשר הספרה המוצגת על המסך היא אי-זוגית. הודיעו להם שהם יכולים ללחוץ על המקשים במהלך הצגת המספרים כמו גם במהלך המסך הריק. לאחר הצגת כל מספר. המספרים נבחרו באקראי עם תחליפים.

לאחר הסחת הדעת של הרשימה הסופית, הליך ההחזרה התנהל כמתואר בניסוי 2. במהלך ההדרכה, המשתתפים קיבלו משוב לאחר כל ניסוי לגבי מספר האותיות שנזכרו בצורה נכונה ומספר פסקי הדין הנכונים.

לא ניתן משוב במהלך הניסויים הניסיוניים. המשימה תוכננה עם lab.js, בונה מחקר מקוון חינמי ופתוח (Henninger et al., 2019), והוטמעה בשרת מוגן עם PHP. המשתתפים ניגשו לניסוי עם כתובת אתר מותאמת אישית.

השערות

הנתונים מניסויים 1 ו-2 תומכים בדעה שלקיבוץ זמני יש השפעות דומות על STM מוזיקלי ומילולי. ראוי לציין שהדפוס שנצפה בשני התחומים מצביע על כך שעבור רשימות של 6 פריטים המקובצים לשלושה, אין עלייה בשגיאות האינטרפוזיציה, בניגוד למה שניתן לחזות ממודלים של סדר סדרתי המסביר בצורה הטובה ביותר את השפעות הקיבוץ הזמני ב-STM (ראה, למשל , Brown et al., 2000; Burgess & Hitch,1999; Hartley et al., 2016; Henson, 1998).

יחד עם זאת, הנוכחות של אפקט תקרה בדיוק ההיזכרות בניסוי 2 מגבילה פרשנות זו עבור התחום המילולי. על ידי הוספת מסיח סוף-רשימה, ניסוי זה נועד לאשר את הנתונים מניסוי 2, כלומר שרשימות מילוליות של 6 פריטים המקובצים לשלוש אינן מובילות לעלייה בשגיאות אינטרפוזיציה, כפי שנצפה גם בניסוי 1 עם חומר מוזיקלי.

במילים אחרות, ניסוי זה נועד לבדוק האם STM מילולי ומוזיקלי נתמכים על ידי מנגנוני הזמנה נפוצים. הניסוי גם נועד לאמת שההתבוננות בשגיאות אינטרפוזיציה מוגברות בזכירה של רשימות מקובצות אופיינית לרצפים ארוכים יותר ו/או רצפים עם יותר קבוצות (למשל, מבנה קיבוץ של 3×3).

אם השערה זו נכונה, היינו מצפים לצפות בהשפעות הקיבוץ הזמני הרגילות, למעט העלייה בשגיאות האינטרפוזיציה. כמו בניסוי 2, לא הייתה תחזית ספציפית לגבי אפקט הדמיון הפונולוגי והאינטראקציה שלו עם גורמים אחרים, אלא שדיוק ההיזכרות צריך להיות גרוע יותר עבור רצפים דומים פונולוגית.

כזכור, מניפולציה זו הוצגה כדי ליצור השוואה קרובה יותר עם חומרים מוזיקליים שיש להם אפקט קירבה טונאלי אינהרנטי (Williamson et al., 2010).

תוצאות

כמו בניסוי הקודם, הנתונים נותחו באמצעות JASP (גרסה 0.14, JASP Team, 2018) עם אותם ערכי ברירת מחדל עבור קודמים ויישום אותה תוכנית ניתוח. עבור כל ניתוח (כלומר, עקומות מיקום סדרתי, שיפוע טרנספוזיציה והשהייה בתגובה), נותחו בנפרד נתונים מניסויים המציגים אותיות דומות מבחינה פונולוגית.

עקומות מיקום טוריות. חישבנו עבור כל משתתף את שיעור ההיזכרות הנכונות כפונקציה של מיקום סדרתי וקיבוץ זמני תחילה עבור ניסויים פונולוגיים שונים. הנתונים הוגשו לאחר מכן ל-ANOVA של 2 × 6 מדידות חוזרות עם גורמי מיקום סדרתי (1-6) ומצב קיבוץ (מקובצים לעומת לא מקובצים) (ראה משמאל למעלה באיור 5).

התוצאות גילו שהמודל הטוב ביותר היה זה עם שתי ההשפעות העיקריות בלבד, המועדף על פני המודל השני הטוב ביותר (מודל מלא) בפקטור של 32.76. תוצאה זו מייצגת ראיות חזקות לטובת השפעה של קיבוץ על דיוק ההיזכרות והמיקום הסדרתי, אך ללא אינטראקציה בין שני הגורמים (ראה שורות "עקומות מיקום סדרתי" בטבלה 7).

אותו ניתוח בוצע עם נתונים מניסויים עם אותיות דומות מבחינה פונולוגית, מה שהוביל לאותו דפוס של נתונים כמו עבור אותיות שונות מבחינה פונולוגית, כאשר המודל הטוב ביותר הוא המודל עם שתי ההשפעות העיקריות, שהועדף על המודל המלא בפקטור של 68.68 (ראה ימין למעלה באיור 5 ושורות "עקומות מיקום סדרתי" בטבלה 8).

מעברי טרנספוזיציה. לפני ניתוח סטטיסטי של שגיאות טרנספוזיציה, משתתפים שלא יצרו שגיאות סדר לפחות באחד מארבעת התנאים הניסויים הוסרו. לאחר הסרת המשתתפים הללו, ניתוח שגיאות ההמרה נערך לבסוף על מדגם של 51 משתתפים.

חישבנו עבור כל משתתף את שיעור השגיאות, כפונקציה של הסטת מרחק מוחלט וקיבוץ זמני, בין כל שגיאות הסדר במצב הפונולוגי-דומה. לאחר מכן ניתחנו את הנתונים עם ANOVA של 2 × 5 מדידות חוזרות עם מרחק טרנספוזיציה מוחלט (1-5) ותנאי קיבוץ (מקובצים לעומת לא מקובצים) כגורמים (ראה אמצע-שמאל באיור 5).

התוצאות סיפקו ראיות חזקות לטובת המודל המכיל רק את אפקט המרחק בתור המודל הטוב ביותר, שהועדף על המודל השני הטוב ביותר עם שתי ההשפעות העיקריות בפקטור של 10.56 (ראה שורות "שיפועי טרנספוזיציה" בטבלה 7). אותו ניתוח. חזר על נתונים מניסויים עם אותיות דומות מבחינה פונולוגית, מה שהוביל לתוצאות דומות לאלו שהתקבלו עם אותיות שונות מבחינה פונולוגית (באמצע-ימין של איור 5).

התוצאות סיפקו הוכחות חזקות לכך שהמודל הטוב ביותר היה זה עם רק אפקט עיקרי של מרחק, המועדף על המודל השני הטוב ביותר עם שני ההשפעות העיקריות בפקטור של 10.56 (ראה שורות "טרנספוזיציה" בטבלה 8).

כמו בניסויים קודמים, ניתחנו גם את שיעור שגיאות הטרנספוזיציה בתוך קבוצה לעומת שגיאות טרנספוזיציה בין קבוצות. עבור האחרונים, הבחנו בין שגיאות אינטרפוזיציה, טרנספוזיציות בגבולות קבוצה, והטרנספוזיציות אחרות בין קבוצות (כל ההשוואות כללו דגימות זוג בייסיאניות בלתי מכוונות t-test עם defaultprior כפי שסופק ב-JASP).

כפי שמוצג בטבלה 9, הרשימות השונות מבחינה פונולוגית הראו עדויות מתונות הכוללות להעדר הבדל בין שני התנאים המקבצים הנוגעים לסוגים שונים של שגיאות טרנספוזיציה. לגבי רשימות דומות מבחינה פונולוגית (ראה טבלה 10), השגנו עדות נחרצת לירידה בטרנספוזיציות בגבול הקבוצה וראיות מתונות להיעדר עלייה בשגיאות אינטרפוזיציה ברצפים מקובצים.

For more information:1950477648nn@gmail.com