رابطه بین سرگردانی ذهن و درک مطلب: یک متاآنالیز قسمت 2

روش

یک جستجوی سیستماتیک به دنبال توصیه‌های راهنمای گزارش‌دهی موارد گزارش‌دهی ترجیحی برای مرورهای سیستماتیک و متاآنالیز (PRISMA) انجام شد (Moher et al., 2010) تا مطالعاتی را در مورد تأثیر MW بر RC در نوجوانان یا بزرگسالان سالم گزارش کند. جستجو با استفاده از پایگاه‌های اطلاعاتی آکادمیک زیر انجام شد: Web of Science، Scopus، PubMed، و EBSCO (یعنی PsychInfo، PsychArticles و ERIC). جستجوی پایگاه داده بین ژانویه 2020 و مارس 2020 انجام شد و محدود به مجلات انگلیسی زبان و با داوری همتا بود.

با توسعه مستمر جامعه، مردم بیش از پیش به سلامت توجه می کنند. نوجوانان آینده یک کشور هستند و سلامت جسمی و روحی آنها برای توسعه آینده کشور بسیار مهم است. RC و حافظه نیز نقش بسیار مهمی در مطالعه و زندگی نوجوانان دارند.

ابتدا درک کنید که RC و حافظه چیست. RC یا "Recall" به فراخوانی خودکار مطالب آموخته شده بدون درخواست پس از آموزش حافظه اشاره دارد. حافظه به توانایی حافظه شخصی برای ذخیره و بازتولید اطلاعات اشاره دارد.

بنابراین، آیا نوجوانان سالم می توانند به RC و حافظه کمک کنند؟ پاسخ بله است. تقویت تمرینات بدنی می تواند آمادگی جسمانی را بهبود بخشد، وضعیت ذهنی را بهبود بخشد، گردش خون را بهبود بخشد، به تغذیه و تامین اکسیژن مغز کمک کند و حافظه را بهبود بخشد. علاوه بر این، ورزش مناسب همچنین می تواند کیفیت خواب را بهبود بخشد و به بهبود حافظه کمک کند. خواب خوب همچنین می تواند از نورون های مغز محافظت کند و مغز را سالم تر کند.

علاوه بر این، رژیم غذایی سالم نیز بسیار مهم است. بدن نوجوانان به سرعت در حال رشد و توسعه است. کمبود تغذیه تاثیر زیادی روی بدن خواهد داشت. توجه و تغذیه متعادل در تغذیه می تواند بدن را سالم تر کند و همچنین می تواند باعث رشد سالم مغز و بهبود حافظه شود.

علاوه بر این، یک وضعیت روانی خوب می تواند RC و حافظه را نیز بهبود بخشد. احساسات منفی مانند افسردگی و افسردگی به مغز آسیب می زند، در حالی که یک نگرش خوش بینانه می تواند حس لذت مغز را تقویت کند، مغز را فعال تر کند و حافظه را بهبود بخشد.

در نتیجه، نوجوانان سالم به بهبود RC و حافظه کمک می کنند. تا زمانی که همیشه به سلامت جسمی و روانی توجه داشته باشید و عادات خوب زندگی را در خود ایجاد کنید، می توانید RC و حافظه خود را بهتر کنید و یادگیری و زندگی جوانان را بهتر ارتقا دهید. مشاهده می شود که باید حافظه خود را تقویت کنیم. سیستانچ می تواند به ما در بهبود حافظه کمک کند زیرا سیستانچ می تواند تعادل انتقال دهنده های عصبی مانند افزایش سطح استیل کولین و فاکتورهای رشد را نیز تنظیم کند. این مواد برای حافظه و یادگیری بسیار مهم هستند. علاوه بر این، گوشت از Rongrong همچنین می تواند جریان خون را بهبود بخشد و اکسیژن رسانی را تقویت کند، که می تواند تغذیه و انرژی کافی را برای مغز تضمین کند و در نتیجه نشاط و استقامت مغز را بهبود بخشد.

روی روش های بهبود عملکرد مغز کلیک کنید

عبارات جستجوی مرتبط با MW ("ذهن سرگردان"، "رویاپردازی"، "بی ذهن"، "فکرهای مستقل از محرک"، "افکار غیرمرتبط با وظایف"، "افکار خودساخته"، "منطقه بندی") با عبارات جستجوی مرتبط با RC ("درک خواندن"، "خواندن"، "درک") ترکیب شدند. شکل 1 فرآیند جستجو و نتیجه را نشان می دهد. ادبیات خاکستری در متاآنالیز حاضر در نظر گرفته نشد.

همانطور که توسط Schmucker و همکاران پیشنهاد شده است. (2017)، اگرچه مطالعاتی که ادبیات خاکستری را حذف می کنند ممکن است اثرات درمان را بیش از حد تخمین بزنند، تحقیقات تجربی فعلی نشان می دهد که این مورد فقط در تعداد کمی از بررسی ها صادق است. علاوه بر این، سوگیری انتشار ممکن است به ویژه بر زمینه های تحقیقاتی خاصی که در آن نیاز به انتشار نتایج مثبت با سرعت بیشتری وجود دارد، تأثیر بگذارد.

علاوه بر این، ادبیات خاکستری عموماً توسط همتایان بررسی نمی‌شود، و ارزیابی اعتبار داخلی داده‌های منتشر نشده ممکن است به دلیل گزارش ضعیف کارآزمایی‌ها دشوار باشد، بنابراین احتمالاً خطر سوگیری را افزایش می‌دهد. در نهایت، اگرچه ادبیات خاکستری منبع مهمی برای متاآنالیزها است، راهنمایی خاص کمی وجود دارد و هیچ روش استاندارد طلایی پذیرفته‌شده‌ای برای انجام جستجوهای دقیق ادبیات خاکستری وجود ندارد (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 ساله) و/یا بزرگسالان (سنین 18 تا 40) خوانندگان ماهر بدون هیچ گونه وضعیت بالینی گزارش شده، (ج) شاخص های همبستگی (پیرسون r) بین MW و RC گزارش شده است. برای انتخاب متن کامل، دو کدگذار مستقل (نویسنده سوم و چهارم) ارزیابی اول را با توافق بین ارزیابان 91.7 درصد تکمیل کردند. اگر اجماع حاصل نمی شد، اولین و آخرین نویسنده به طور مشترک به ارزیابی نهایی رسیدند.

نویسنده سوم و چهارم ابتدا داده های گزارش شده در جدول 1 را کدگذاری کردند، سپس نویسنده اول یک کدگذاری مستقل از داده ها را انجام داد و آخرین نویسنده تمام مغایرت ها را با مجموعه داده های اصلی بررسی کرد.

در مجموع، 25 مقاله در متاآنالیز گنجانده شد (شکل 1 را ببینید)، برای مجموع 73 ضریب همبستگی که از شاخص های همبستگی چندگانه گزارش شده در برخی از مطالعات به دست آمد.

تحلیل داده ها

همه ضرایب همبستگی در مورد مقالاتی با مطالعات متعدد یا ضرایب همبستگی چندگانه بین MW و RC در شرایط مختلف به طور مستقل وارد شدند. برای مطالعاتی که همبستگی‌های مربوط به عوامل پنهان را گزارش می‌کنند (برگرفته از تحلیل عاملی تأییدی)، همبستگی‌های متغیر آشکار از ضمیمه‌های موجود در مطالعات یا با تماس با نویسندگان و درخواست مجموعه‌های داده اصلی بازیابی شد (Soemer & Schiefele, 2019؛ Soemer et al. ، 2019). تمام موارد مطالعاتی که عوامل پنهان را گزارش می‌کردند حل شد و تحلیل نهایی فقط شامل شاخص‌های همبستگی آشکار (پیرسون r) بود.

هر یک از تجزیه و تحلیل ها در R (نسخه 4.1.1) با استفاده از بسته اندازه گیری (بالدوزی و همکاران 2019؛ شوارتزر، 2007) با روش هانتر-اشمیت واریانس ادغام انجام شد. از آنجایی که مطالعات در مورد چندین ویژگی، از جمله زبان، نوع متن، تکلیف RC و ارزیابی MW متفاوت است، می‌توان ناهمگونی بین مطالعات را انتظار داشت و فرض یک مدل ادغام اثرات تصادفی را ضروری می‌سازد.

ناهمگونی بین مطالعات با برآوردگر Sidik-Jonkman اندازه گیری می شود (Cuijpers، 2016). اتخاذ یک مدل اثر تصادفی نیز برای در نظر گرفتن تنوع روش شناختی در بین مطالعات مورد نیاز بود (به عنوان مثال، تنوع درونی به دلیل طرح های مکرر شرکت کنندگان؛ هجز و وویا، 1996). مدل اثرات تصادفی واریانس را با یک مؤلفه اضافی تجزیه می کند که متغیرهای اضافی را ثبت می کند و وزن اثرات تصادفی تنظیم شده را برای هر مطالعه محاسبه می کند. روش عمومی ادغام واریانس معکوس نیز برای ترکیب همبستگی های مطالعات مختلف در یک برآورد همبستگی تلفیقی استفاده شد. هنگام ادغام همبستگی‌ها، تبدیل z فیشر را برای بدست آوردن وزن‌های هر مطالعه اعمال کردیم.

تجزیه و تحلیل های متارگرسیون برای ارزیابی سن، نوع زبان (به عنوان مثال، شفاف/شفاف)، نوع متن (یعنی آموزنده/روایت)، طول متن (یعنی تعداد کلمات)، ارزیابی MW (یعنی پرسشنامه های مبتنی بر ویژگی، آنلاین انجام شد. کاوشگرها، خودگزارش آنلاین، خودگزارش پس آزمون، نگاه چشمی) و روش های RC (یعنی سؤالات باز، درست-کاذب، چند گزینه ای) می توانند عوامل مداخله گر در رابطه بین عملکرد MW و RC در نظر گرفته شوند.

به دلایل شناسایی، در تحلیل رگرسیون با پیش‌بینی‌کننده‌های طبقه‌بندی، مانند برخی از تعدیل‌کننده‌های ما، برای هر تعدیل‌کننده (مثلاً معیارهای RC)، یک دسته (مثلاً چندگزینه‌ای) به عنوان مرجع در نظر گرفته شد و تأثیر آن در رهگیری مدل سطوح دیگر (به عنوان مثال، باز و درست-کاذب) در تضاد با سطح مرجع اندازه گیری می شوند. در جدول 2 مقوله مرجع در پاورقی گزارش شده است.

سایر واسطه‌های بالقوه مانند علاقه به موضوع، دشواری متن و ظرفیت حافظه کاری در برخی مطالعات گزارش شده‌اند، اما فقط به عنوان مقادیر همبستگی با MW گزارش شده‌اند (جدول 1 را ببینید). به هر حال، ما این شاخص‌های همبستگی را به‌عنوان تعدیل‌کننده‌های دقیق رابطه بین MW و RC وارد کردیم. در نهایت، سوگیری انتشار از طریق رگرسیون Egger، آمار آزمون Begg، و روش trim and-fill Duval and Tweedie (2000) ارزیابی شد تا بررسی شود که آیا اثر ترکیبی برآورد شده در متاآنالیز ما می‌تواند بالاتر از اندازه اثر واقعی باشد یا خیر. همانطور که ما مطالعات از دست رفته را با اثرات کمتر در نظر نگرفتیم زیرا آنها هرگز منتشر نشدند (Rothstein et al., 2006). همانطور که توسط کارتر و همکاران پیشنهاد شده است. (2019)، هیچ روش فراتحلیلی واحدی به طور مداوم از سایر روش‌ها بهتر عمل نکرد، و بنابراین گزارش در مورد روش‌های مختلف به عنوان یک رویکرد ارزشمند پیشنهاد می‌شود.

نتایج

مروری بر مطالعات گنجانده شده

از 25 مقاله شناسایی شده، 15 مقاله (60 درصد) شامل بیش از یک مطالعه بود که در مجموع 73 مطالعه (یعنی ضرایب همبستگی) در نهایت در متاآنالیز گنجانده شد. بنابراین، 25 مقاله شامل 3926 شرکت کننده بود. جدول 1 جزئیات مطالعات گزارش شده در هر مقاله شناسایی شده را گزارش می کند.

مطالعات عمدتاً در کشورهای انگلیسی زبان انجام شد (n=50؛ 68.5 درصد). سایر کشورها عبارتند از آلمان (n=19؛ 26 درصد)، پس از آن ایتالیا (n=1؛ 1.4 درصد) و عمان (n=1؛ 1.4 درصد). دو مطالعه گزارش شده در یک مقاله (Bixler & D'Mello، 2016) شامل چندین زبان بود (2.7 درصد). طبق گفته سیمور و همکاران، زمانی که اطلاعات خاصی در مورد زبان آزمون در دسترس بود، نوع زبان به عنوان جدول شفاف (ایتالیایی، آلمانی) یا زبان غیرشفاف (انگلیسی، عربی) کدگذاری شد. (2003). بیشتر مطالعات (n=62؛ 84.9 درصد ) از مطالب نوشتاری آموزنده استفاده می کردند، در حالی که مطالعات باقی مانده یا از متون روایی استفاده می کردند (n=7؛ 9.6 درصد ) یا به صراحت نوع متن استفاده شده را گزارش نمی کردند ( n=4؛ 5.5 درصد). طول متون مورد استفاده در 38 (52 درصد) از 73 مطالعه فردی که در تجزیه و تحلیل ها گنجانده شده بود گزارش شد. به طور متوسط، متون شامل M=2،991.92 کلمه (SD=2،327.55 کلمه) بود. در سراسر مطالعات، RC بیشتر از طریق سؤالات چند گزینه ای (n=61؛ 83.6 درصد) ارزیابی شد، در حالی که 4.1 درصد شامل سؤالات باز و 6.8 درصد شامل سؤالات درست-کاذب بود. دیگران فقط استفاده از تست های استاندارد شده را بدون گزارش روش خاص گزارش کردند (5.5 درصد). کاوشگرهای آنلاین بیشتر مورد استفاده قرار گرفتند (n=56؛ 76.7 درصد ) برای ارزیابی مگاوات، پس از آن 2.7 درصد از خود گزارش آنلاین، 6.9 درصد پس آزمون خود گزارشی، 8.2 درصد معیارهای صفت و 5.5 درصد با استفاده از نگاه چشم استفاده کردند. معیارهای. ارتباط بین مگاوات و علاقه موضوع، دشواری متن و ظرفیت حافظه کاری به ترتیب در 41 (56 درصد)، چهار (5.47 درصد) و 25 (32.5 درصد) مطالعه گزارش شده است.

ارتباط بین MW و RC

در تحلیل اول، شاخص های همبستگی از 73 مطالعه فردی در نظر گرفته شد (جدول 1 را ببینید). ناهمگنی I 2 در این تحلیل حدود 60 درصد است که استفاده از مدل اثر تصادفی را پشتیبانی می کند. همانطور که از خروجی مشاهده می شود (شکل 2 را ببینید)، همبستگی ترکیبی در این مجموعه داده r=−.21 است (p < .000 1، 95 درصد CI [-0.24، -0.1])، که نشان دهنده یک ارتباط منفی قابل توجه بین MW و RC است - یعنی افرادی که تمایل به سرگردانی ذهنی دارند اغلب تمایل دارند درک خواندن پایین تری از خود نشان دهند. همان تجزیه و تحلیل بر روی MW کاوش شده نتایج مشابهی را با همبستگی ترکیبی r=-.23 به دست می‌دهد (p <.0001، 95 درصد فاصله اطمینان (CI [-0.26، -0.19]).

تجزیه و تحلیل حساسیت اضافی برای آزمایش تأثیر مطالعات با بیش از یک آزمایش با ادغام آنها با میانگین همبستگی آنها انجام شد. این تجزیه و تحلیل یک همبستگی کلی از -{{0}}.23 CI [-0.29, -0.18] را به دست آورد که با نتایج داده‌های کامل مطابقت دارد. . در نهایت، برای ارزیابی سوگیری انتشار و تایید استحکام این یافته ها، ما از رگرسیون Egger، آمار آزمون Begg و تجزیه و تحلیل trim-and-fill استفاده کرده ایم. نمودار قیف نمایش داده شده در شکل 3 یک الگوی نامتقارن را نشان می دهد که سوگیری بالقوه را نشان می دهد. رگرسیون ایگر دارای یک مقدار p در حد اهمیت است (t {{10}}.49, df=71, p=0.0152). آزمون آماری Begg معنادار نیست (z=0.83, p=0.4064)، بنابراین نشان دهنده عدم وجود سوگیری است. در نهایت، روش برش و پر کردن مجموعاً 13 مطالعه را اضافه کرد و یک همبستگی اصلاح شده را ایجاد کرد که هنوز قابل توجه است (r=-.25، p <.0001، 95 درصد فاصله اطمینان (CI) [-0.29، -0.21]). توجه داشته باشید که نقاط پرت نشان داده شده در شکل 3 در سراسر طیف مقادیر r ممکن (1±) متعادل بودند.

تست مدیران

اثرات تعدیل کنندگان در نظر گرفته شده که ممکن است بر رابطه بین MW و RC تأثیر بگذارد در جدول 2 گزارش شده است. به طور خاص، ما تأثیر سن، نوع زبان متن (شفاف در مقابل غیر شفاف)، نوع متن، طول متن، ارزیابی MW، دشواری متن را آزمایش کردیم. و ارزیابی RC. از این میان، سن تأثیر منفی قابل‌توجهی دارد: وقتی سن یک سال افزایش می‌یابد، این همبستگی به میزان -0 کاهش می‌یابد.0به طور متوسط ​​16، بنابراین یک همبستگی منفی کمی بالاتر می‌آورد. در عوض، زبان شفاف در مقایسه با زبان غیرشفاف با افزایش همبستگی میانگین 0.096 همراه است که، با این حال، کاملاً معنی دار نبود (p=0.021). استفاده از پرسشنامه‌های مبتنی بر صفت برای ارزیابی MW در مورد پروب‌های آنلاین منجر به افزایش معنی‌دار 0.305 در همبستگی بین MW و RC شد، بنابراین منجر به همبستگی تقریبا صفر شد. هیچ یک از متغیرهای تعدیل کننده دیگر در نظر گرفته شده (به عنوان مثال، نوع متن، طول متن، ارزیابی RC، دشواری متن، علاقه متن، و حافظه کاری) به طور قابل توجهی بر همبستگی تأثیر نمی گذارد.

بحث

مطالعه حاضر با هدف انجام، برای اولین بار در مورد ادبیات قبلی، یک بررسی جامع و متاآنالیز از رابطه بین MW و RC و تعدیل کننده های بالقوه انجام شد.

ابتدا در مورد استحکام روابط و نقش تعدیل کنندگان بحث خواهیم کرد. سپس به تعریف رویکردی نظری برای تفسیر رابطه و تعدیل کننده های مرتبط با آن در پرتو ادبیات قبلی و اشاره به دیدگاه ها و پیش بینی های جدید می پردازیم.

از متاآنالیز همه مطالعات انتخاب شده، مشخص شد که رابطه منفی و معنی‌دار است (r=-.21)، با روندی مشابه زمانی که فقط مطالعاتی را در نظر می‌گیریم که MW از طریق پروب‌های روی وظیفه آزمایش شده است (r=−.23). طبق دستورالعمل‌های پرکاربرد، همبستگی را می‌توان به طور کلی در محدوده کم تا متوسط ​​در نظر گرفت (به عنوان مثال، کوهن، 1992 را ببینید)، همانطور که دلگادو و همکاران پیشنهاد کردند. (2{12}}18). همانطور که توسط Gignac و Szodorai (2{14}}16) برای تحقیق در مورد تفاوت‌های روان‌شناختی فردی پیشنهاد شد، همبستگی‌هایی از 0.19 تا 0.29 ممکن است در صدک 50 ("متوسط") در نظر گرفته شوند. علاوه بر این، همراه با بزرگی اثر، ما استدلال می‌کنیم که معنای این نتیجه باید با توجه به شواهدی که نشان می‌دهد اندازه اثر در محدوده 0.21- تا 0.32- در میدان RC مرتبط است، تفسیر شود، زیرا تقریباً دو مورد را نشان می‌دهد. یک سوم رشد سالانه RC در دوران دبستان (Luyten et al., 2017) و حدود یک سوم از تأثیر مداخلات خواندن اصلاحی (Scammacca و همکاران، 2015).

به طور قابل‌توجه، قدرت ارتباطی که در مطالعه حاضر یافت شد، آینه‌ای است که در یک متاآنالیز قبلی (یعنی -0.24) برای ارزیابی رابطه بین MW و عملکرد بزرگسالان در مجموعه وسیعی از شناختی انجام شد. کارهایی غیر از RC (به عنوان مثال، کنترل تداخل، توجه پایدار، جستجوی بصری؛ Randall و همکاران، 2014). در مقابل، کمتر از آنچه توسط D'Mello و Mills (2021) یافت شد، که نتایج آزمایشگاه خود را با نتایج مطالعه گزارش شده در مطالعه Randall و همکاران ادغام کردند که منجر به همبستگی r{{5 شد. }} −.31.

به طور کلی، نتایج ما با یافته‌های قبلی که از یک رابطه منفی بین MW و عملکرد کار به طور کلی پشتیبانی می‌کردند (به‌عنوان مثال رندال و همکاران، 2{4}}14) و RC به طور خاص، همگرا هستند. مهمتر از همه، چنین رابطه ای بین روش شناسی ها و تعدیل کنندگان بالقوه نسبتاً سازگار است. به طور خاص، اثر قابل توجهی از سن، با افزایش رابطه منفی در بزرگسالان، و اثر ارزیابی MW، با یک رابطه تقریبا صفر بین RC و MW زمانی که دومی از طریق معیارهای مبتنی بر صفت به جای پروب یا پست اندازه‌گیری می‌شود، پیدا شد. - گزارش خود در نهایت، یک اثر حاشیه ای از زبان وجود داشت، اما هیچ اثری از حافظه کاری، دشواری متن، علاقه موضوع، نوع متن (روایت در مقابل آموزنده)، و طول متن یافت نشد. با در نظر گرفتن سن، رابطه بین MW و RC با افزایش سن، با تغییر تخمینی 0.016- در سال منفی تر شد. شایان ذکر است، مطالعاتی که در بررسی ما گنجانده شده است، هم شرکت کنندگان در سن مدرسه و/یا هم بزرگسالان را شامل می شود. بنابراین، ما ادبیات مربوط به پیری را در نظر نگرفتیم، که معمولاً گزارش می‌دهد که افراد مسن‌تر تمایل به نشان دادن نرخ مگاوات کمتری نسبت به بزرگسالان جوان‌تر دارند (به عنوان مثال، Krawietz و همکاران، 2012). اگر MW طی سال‌ها کاهش یابد، ممکن است این فرضیه مطرح شود که افراد جوان‌تر تمایل بیشتری به MW دارند، در حالی که افرادی که ذهنشان در بزرگسالی بیشتر سرگردان می‌شود ممکن است در مهار افکار غیرمرتبط با کار با مشکلات بیشتری مواجه شوند که منجر به ارتباط قوی‌تری می‌شود. بین MW و RC

با در نظر گرفتن زبان، بیشتر مطالعات بر روی متون انگلیسی و اقلیت هایی در آلمانی، عربی و ایتالیایی انجام شده است و زبان به تعدیل کننده قابل توجهی منجر نشده است. در نهایت، باید تاکید کرد که هیچ مطالعه‌ای وجود نداشت که خواندن به زبان دوم مورد نیاز باشد، و تحقیقات بیشتر باید به رابطه بین تغییرات MW و RC در زبان‌آموزان زبان دوم بپردازد.

از منظر نظری، همبستگی معنی‌دار به این معنی است که این دو سازه حداقل از نظر کوواریانس با هم تداخل دارند، زیرا رابطه بین MW و RC نسبتاً سازگار و مستقل از مجموعه‌ای از تعدیل‌کننده‌های کلیدی است که ادبیات قبلی به‌عنوان نشانگرهای مهم هر یک از آنها برجسته شده‌اند. مگاوات یا RC مجموعه‌ای از عوامل مشترک که هم ویژگی‌های متن و هم تفاوت‌های فردی در حافظه کاری را شامل می‌شود، ممکن است بر کارایی RC و وقوع MW تأثیر بگذارد، اما به نظر می‌رسد که آنها بر رابطه بین دو ساختار تأثیر نمی‌گذارند. با این حدس و گمان که هر دو MW و RC ممکن است مسیرهای خود را بر این اساس، حداقل تا حد معینی، در یک رابطه معکوس تغییر دهند. در این دیدگاه، یک مدل علی یک طرفه مانند مدل آبشاری بی توجهی (اسمالوود، 2011) ممکن است ماهیت رابطه و زیربنای مشترک را به طور کامل نشان ندهد.
بنابراین، ما پیشنهاد می کنیم که رابطه بین RC و MW را به عنوان یک "نوسان بالا و پایین" تفسیر کنیم، جایی که وقتی یک بعد بالا است، بعد دیگر پایین می رود و بالعکس، با حرکت دو طرف نوسان (یعنی MW) و RC) همانطور که توسط عوامل مشترک و جانبی مشخص می شود (شکل 4 را ببینید).

بر اساس متاآنالیز حاضر، حافظه کاری، دشواری متن، علاقه موضوع، و طول متن را می توان از جمله عوامل مشترکی در نظر گرفت که به طور مساوی بر فرآیندهای MW و RC تأثیر می گذارد، که احتمالاً توسط تفاوت های فردی در کنترل توجه تعدیل شده است که بر میزان آن تأثیر می گذارد. خواننده می تواند با درخواست های داخلی و خارجی سازگار شود. با این حال، از آنجایی که MW و RC دو ساختاری هستند که کاملاً با هم تداخل ندارند، ما همچنین تشخیص می‌دهیم که ممکن است عوامل خاص مکان وجود داشته باشد که حرکت در درجه اول یک طرف نوسان را هدایت کند، مانند حالت برای MW یا مهارت‌های رمزگشایی و واژگان برای RC. . این عوامل مربوط به مکان، اگرچه عمدتاً روی یک طرف نوسان تأثیر می گذارند (مثلاً MW)، با این وجود ممکن است تأثیر غیرمستقیم روی طرف دیگر داشته باشند (مثلاً RC).

بر اساس این رویکرد نظری، برخی ملاحظات بیشتر را می توان در مورد عوامل مشترک یا خاص سایت مطرح کرد.

اول، حافظه فعال، که به شدت به کنترل توجه مرتبط است، شناخته شده است که بر هر دو MW (McVay & Kane 2009؛ Randall et al., 2014; Unsworth & McMillan, 2013) و RC (De Beni، و همکاران، 1998; فولمر، 2018؛ پالادینو و همکاران، 2001). ظرفیت کم حافظه کاری با افزایش افکار مربوط به وظیفه (یعنی MW) مرتبط است، که به نوبه خود ممکن است بر عملکرد در کارهای نیازمند توجه مانند خواندن تأثیر بگذارد (McVay & Kane, 2012). با این حال، حافظه کاری کم نیز به عنوان یک جزء کلیدی از فرآیند درک مطلب به خودی خود شناخته می شود، که شامل توانایی به روز رسانی اطلاعات مربوطه و کنار گذاشتن اطلاعات نامربوط است (پالادینو و همکاران، 2001). نتایج این فرآیند به ویژه در ساخت یک مدل موقعیت مرتبط است.

هنگام خواندن یک متن آسان که به طور ناگهانی با بارگذاری روی فرآیندهای حافظه کاری دشوار می شود (مثلاً جملات طولانی تر، کلمات با فرکانس پایین)، باید کاهش مگاوات و منابع بالاتر را در عملکرد درک مشاهده کنیم. برعکس، فردی که ظرفیت حافظه کاری پایینی دارد یا در فرآیندهای درک با مشکل مواجه می شود (مثلاً از دست دادن یا ناتوانی در تشخیص اطلاعات مربوطه) یا کاهش کنترل توجه با افزایش مگاوات. به عبارت دیگر، این شخص ممکن است نتواند منابع شناختی را به صورت پویا تنظیم کند و در نتیجه مگاوات بالا و درک مطلب پایین را به همراه داشته باشد. یک الگوی مشابه ممکن است برای سایر مدیران شرکت‌کننده در مطالعه حاضر مانند دشواری متن و علاقه به موضوع وجود داشته باشد.

برخی از مطالعات قبلی نشان دادند که حساسیت MW به زمینه RC وابسته نیست (McVay & Kane, 2012) و علاقه تأثیر غیرمستقیمی بر درک مطلب از طریق MW دارد (Unsworth & McMillan, 2013). در مقابل، ظرفیت حافظه کاری هم تأثیر مستقیم بر RC و هم تأثیر غیرمستقیم از طریق MW داشت، که حداقل در برخی موارد نشان می‌دهد که MW تأثیر علی بر RC دارد. مطمئناً، ادبیات همچنین مجموعه‌ای از عوامل تعیین‌کننده خاص را گزارش می‌کند که احتمال MW را افزایش می‌دهد، و ممکن است به‌طور غیرمستقیم بر RC از طریق MW تأثیر بگذارد.

به عنوان مثال، افرادی که درست قبل از خواندن یک متن برنامه های خود را برای آینده نزدیک مرور کرده بودند، به احتمال زیاد هنگام خواندن درگیر MW می شوند (کوپ و همکاران، 2015). با این حال، بیشتر ادبیات در مورد رابطه بین MW و RC از سوی محققانی می آید که عمدتاً اثرات MW بر روی RC را بررسی کردند، اما شواهد کمتری در مورد اینکه چگونه RC می تواند MW را تعدیل کند جمع آوری شده است. بنابراین، ما ممکن است یک پیشنهاد بیشتر برای تحقیقات آینده ایجاد کنیم - یعنی تجزیه و تحلیل کنیم که آیا تفاوت های فردی در فرآیندهای شناختی و زبانی که زمینه ساز RC هستند ممکن است به عنوان محرک برای MW عمل کنند. در این دیدگاه، ممکن است فرض کنیم که تفاوت‌های فردی در عملکردهای شناختی عمومی مورد استفاده در خواندن (لی و همکاران، 2022) در رابطه بین MW و RC نقش دارند.

بر اساس دیدگاه ساده خواندن (Gough & Tunmer, 1986) RC هم از مهارت های رمزگشایی و هم توانایی های زبانی تأثیر می پذیرد. برای مثال، مشخص شده است که افراد مبتلا به اختلالات خواندن در مقایسه با خواندن متن به گفتار، بیشتر در خواندن خودسرانه ذهن سرگردان هستند (Bonifacci et al., 2022). این نشان می‌دهد که کاهش بار شناختی مرتبط با رمزگشایی در خواننده‌های ضعیف به آنها امکان می‌دهد بیشتر در کار باشند، یا برعکس، مشارکت در رمزگشایی احتمال درگیر شدن در MW را افزایش می‌دهد. بنابراین، کنترل ضعیف توجه و MW متعاقب آن، در برخی موارد، ممکن است نتیجه مشکلات رمزگشایی باشد که منابع شناختی شرکت‌کنندگان را بارگذاری می‌کند.

در موارد دیگر، مجموعه‌ای از ضعف‌ها در فرآیند درک، مانند مورد درک‌کننده‌های ضعیف (مثلاً، یک متاآنالیز توسط اسپنسر و واگنر، 2018) ممکن است ذهن را به سرگردانی بکشاند. در نهایت، مشکلات در بازیابی دانش قبلی، و فقدان یک الگوی آموزش-ادغام دانش قبلی از درک مطلب، منجر به "بار بیش از حد" از نظر کنترل توجه می شود که شانس ذهن را برای درگیر شدن در MW افزایش می دهد. .

به عنوان مثال، واژگان ضعیف (اسپنسر و همکاران، 2014) ممکن است با سطح اول درک متن تداخل داشته باشد و به ذهن اجازه دهد معانی را جستجو کند و احتمال افکار خارج از وظیفه را افزایش دهد. مشکلات در گرامر، صرف‌شناسی و مهارت‌های نحوی (به عنوان مثال، تانگ و همکاران، 2014؛ تانگ و همکاران، 2011) ممکن است بر ساخت ساختارهای خرد و کلان در سطح گزاره تأثیر بگذارد و به نوبه خود، منابع را از توجه کم کند. کنترل با افزایش شانس MW در مقابل موانع در RC. در نهایت، مشکلات در بازیابی دانش قبلی، فقدان دانش قبلی، یا مشکلات در پردازش استنتاجی ممکن است تأثیر مخربی بر توانایی ساخت یک مدل موقعیت داشته باشد. زمانی که افراد در ساخت یک مدل موقعیتی شکست می خورند، تصور می شود که از متن جدا می شوند و ذهن سرگردان می شود (Kahmann et al., 2022).

دوم، قوی ترین اثر در شاخص های تعدیل مربوط به ارزیابی روش شناختی MW است. به طور خاص، پرسشنامه‌های مبتنی بر صفت (یعنی زمانی که از افراد خواسته می‌شود سطح مگاوات خود را در زندگی روزانه گزارش دهند) برای ارزیابی MW به جای کاوشگرهای آنلاین (یعنی زمانی که افراد ملزم به پاسخگویی به کاوشگرهای فکری برای ارزیابی مگاوات لحظه‌ای خود هستند) استفاده می‌شود. در حالی که درگیر یک کار خواندن هستید) به معنای افزایش میانگین 0.30 در همبستگی بین مگاوات و درک متن است، بنابراین منجر به یک همبستگی تقریبا صفر می شود.

برعکس، هر دو اندازه گیری آنلاین و پس از خود گزارشی MW نتایج مشابهی را با کاوشگر ایجاد می کنند (جدول 2 را ببینید). اگرچه، به طور کلی، ارزیابی MW مبتنی بر صفت و پروب ها را می توان به طور مثبت مرتبط دانست (McVay & Kane 2009؛ Seli et al., 2016)، قدرت این ارتباط معمولا ضعیف است. با توجه به نتایج متاآنالیز ما که معیارهای مبتنی بر صفت MW تمایل به داشتن همبستگی صفر با عملکرد RC دارند، ممکن است اعتبار معیارهای مبتنی بر صفت در مطالعه خواندن زیر سوال رود، زیرا ممکن است فقط به طور مبهم به شبکه پیچیده ای از فرآیندهای مرتبط با سازه MW (به عنوان مثال، سلی و همکاران، 2016). با توجه به رویکرد نظری پیشنهادی قبلی ما، فقدان رابطه بین صفت MW و RC مطابق با این ایده است که اثر نوسانی ممکن است فقط بر روی فرآیند آنلاین MW در طول کار عمل کند: در حالی که MW حالت منعکس کننده تجربیات لحظه ای (گذرا) است، ویژگی MW ممکن است بیشتر با شخصیت و هویت یک فرد مرتبط باشد (دا سیلوا، 2020).

در این دیدگاه، دو معیار (به عنوان مثال، حالت / صفت) ممکن است فقط فرآیندهای همپوشانی نسبی را که ممکن است تأثیر MW بر روی RC متفاوت را تحت تأثیر قرار دهد. ما تأثیرات تعدیل را در مورد نحوه اندازه‌گیری RC (یعنی سؤالات چند گزینه‌ای در مقابل سؤالات باز در مقابل درست-کاذب) پیدا نکردیم. با این حال، تعداد نسبتاً کم مطالعات با استفاده از سؤالات باز، حدس زدن در مورد دلایل احتمالی پشت فقدان تأثیر را دشوار می کند. تحقیقات بیشتر برای مقایسه مستقیم عملکرد در سوالات چند گزینه ای و باز برای تفکیک رابطه بین MW و نوع سوال مفید خواهد بود.

به طور خلاصه، پیشنهاد ما از یک اثر نوسانی مکمل مدل آبشاری بی‌توجهی است و نه در تضاد با مدل آبشاری بی‌توجهی (اسمالوود، 2011)، و نشان می‌دهد که ممکن است عوامل مشترکی وجود داشته باشد که هر دو سازه را به طور همزمان تحت تأثیر قرار دهد. در مقابل، در موارد دیگر، ممکن است تأثیرات علی از یکی از طرفین وجود داشته باشد که به طور غیرمستقیم بر طرف دیگر تأثیر بگذارد. ظرفیت‌های کنترل توجه ممکن است نحوه تنظیم وقوع MW را در حین خواندن با توجه به ویژگی‌های متن و توانایی خواننده تعدیل کند. مطالعات آینده باید اثرات مشترک و غیرمستقیم (میانجیگری) را بهتر درک کنند، با در نظر گرفتن هر دو دیدگاه، از جمله معیارهای MW در مطالعات RC و بالعکس و احتمالاً شامل گروه‌هایی از شرکت‌کنندگان با اختلالات خاص در کنترل توجه (مانند ADHD)، رمزگشایی (مثلاً). ، نارساخوانی) یا مهارت های درک مطلب (مثلاً درک ضعیف). همچنین باید تاکید کرد که رابطه بین RC و MW اگرچه قابل توجه است، اما در محدوده متوسط ​​است. بنابراین، این دو سازه فقط تا حدی همپوشانی دارند و هر یک از آنها ممکن است ویژگی‌ها و مسیرهای مستقلی نیز داشته باشند. بر اساس نتایج ما روی روش‌های ارزیابی MW، محققان باید نتایج مطالعاتی را که در آن‌ها تنها معیارهای مبتنی بر صفت برای تخمین تمایل فردی به MW یا منطقه‌بندی در حین خواندن به کار گرفته شده‌اند، به دقت تفسیر کنند.

در تحقیق حاضر محدودیت هایی وجود دارد که باید در نظر گرفته شود. اولاً، در بیشتر تحلیل‌های مربوط به تعدیل‌کنندگان، تعداد داده‌های موجود محدود و با تنوع محدود، اگرچه قابل قبول بود. به طور خاص، شواهد بیشتری در مورد نقش علاقه متن و دشواری متن مورد نیاز است. علاوه بر این، سایر عوامل، مانند تمایز بین MW داوطلبانه و غیر ارادی، به دلیل عدم وجود اطلاعات کافی در مطالعات انتخابی در نظر گرفته نشد. در نهایت، ادبیات خاکستری در متاآنالیز گنجانده نشد، با احتمال بیش از حد ارزیابی اثر گزارش شده. با این حال، در این رابطه، با توجه به همبستگی کوچک تا متوسط ​​یافت شده و فقدان سوگیری انتشار قابل توجه، به نظر نمی رسد که فقدان ادبیات خاکستری از تفسیر کلی یافته های مطالعه حاضر کم کند. در نهایت، نمی‌توانیم طول بخش را دقیقاً کنترل کنیم، زیرا این اطلاعات به طور مداوم در مطالعات گزارش نشده است. بنابراین، تعداد کل کلمات متن را در نظر گرفتیم که معنی دار نبود.

علی‌رغم این محدودیت‌ها، تا به امروز، این اولین تحلیل سیستماتیک از میزان رابطه بین MW و RC است. نتایج فعلی با این دیدگاه مطابقت دارد که MW ممکن است برای RC مضر باشد، اما مسیرهای علّی که ممکن است چنین رابطه ای را تعیین کنند هنوز مستند نشده اند.

با این وجود، نتایج ما ممکن است پیامدهای عملی فوری داشته باشد. به عنوان مثال، ارتقاء آگاهی از رابطه بین MW و RC در محیط های آموزشی مهم است. MW فقط یک "حواس پرتی" از خواندن نیست، بلکه جزئی از فرآیند است که ممکن است بسته به متون و ویژگی های شرکت کنندگان فعال شود. توسعه استراتژی‌هایی برای کاهش MW (به عنوان مثال، تمرکز حواس) ممکن است RC را بهبود بخشد، و از طرف دیگر، کار بر روی متون به نفع RC (به عنوان مثال، خوانایی، علاقه موضوع) ممکن است مشارکت شرکت‌کنندگان در MW را کاهش دهد. موضوع نهایی که ممکن است تحقیقات بیشتری را باز کند، مربوط به محتوای MW است. با توجه به اینکه MW، در موارد خاص، اثرات مفیدی بر شناخت دارد، تحقیقات بیشتر باید به این سوال پاسخ دهد که "کدام محتوای MW با RC تداخل دارد و در عوض، کدام سودمند است."

مشارکت نویسندگان

CV و EC تحقیق کتابشناختی را انجام دادند، ارزیابی مشترکی از چکیده و متن کامل موجود در مطالعه انجام دادند، داده‌ها را برای تجزیه و تحلیل سیستم‌بندی کردند، PB و LD نظارت کردند و در هر مرحله از تحقیق مشارکت داشتند، CV تجزیه و تحلیل آماری را انجام داد، PB و LD اولین پیش نویس مقاله را نوشت، همه نویسندگان نسخه خطی را اصلاح کردند.

منابع مالی

بودجه دسترسی آزاد توسط Alma Mater Studiorum - Università di Bologna در توافقنامه CRUI-CARE ارائه شده است. هیچ کمک مالی، کمک مالی یا حمایت دیگری دریافت نشد

در دسترس بودن داده ها

ترکیب ادبیات بررسی شده در این مطالعه به طور آشکار در Open Science Framework در دسترس است: https://osf.io/v835e/

در دسترس بودن کد

کد مورد استفاده برای انجام متاآنالیز در Open Science Framework در دسترس است: https://osf.io/v835e/

اعلامیه ها

تضاد منافع/منافع رقیب نویسندگان هیچ گونه تضاد منافعی برای اعلام مرتبط با محتوای این مقاله ندارند.

تایید اخلاقی قابل اجرا نیست

رضایت برای شرکت قابل اجرا نیست

رضایت برای انتشار قابل اجرا نیست

دسترسی آزاد

این مقاله تحت مجوز Creative Commons Attribution 4 مجوز دارد.0 مجوز بین‌المللی، که اجازه استفاده، اشتراک‌گذاری، اقتباس، توزیع، و تکثیر را در هر رسانه یا قالبی می‌دهد، تا زمانی که اعتبار مناسب را به نویسنده (نویسندگان) اصلی بدهید. ) و منبع، پیوندی به مجوز Creative Commons ارائه دهید و نشان دهید که آیا تغییراتی ایجاد شده است یا خیر. تصاویر یا سایر مطالب شخص ثالث در این مقاله در مجوز Creative Commons مقاله گنجانده شده است، مگر اینکه در خط اعتباری مطالب به گونه دیگری ذکر شده باشد. اگر مطالب در مجوز Creative Commons مقاله گنجانده نشده است و استفاده مورد نظر شما توسط مقررات قانونی مجاز نیست یا از استفاده مجاز فراتر می رود، باید مستقیماً از دارنده حق چاپ مجوز دریافت کنید. برای مشاهده یک کپی از این مجوز، به http://creativecommons.org/licenses/by/4 مراجعه کنید.{3}}.

منابع

1.*البلوشی، اس ام، و الحارتی، IS (2015). ذهن دانش آموزان در روایات متنی کلان و زیر میکروسکوپی و ارتباط آنها با درک مطلب آنها سرگردان است. تحقیق و تمرین آموزش شیمی، 16 (3)، 680-688.

2. بابیت بری، جی، و بارون، اس. (2004). ارزیابی درک مطلب: اثرات علاقه، جنسیت و توانایی مبتنی بر متن. سنجش تربیتی، 9(3/4)، 107-128.

3. بیرد، بی، اسمال وود، جی و اسکلر، جی دبلیو (2011). بازگشت به آینده: برنامه ریزی زندگی نامه ای و عملکرد ذهن سرگردان آگاهی و شناخت، 20(4)، 1604-1611.

4. بیرد، بی.، اسمال وود، جی.، مرازک، MD، کام، جی دبلیو، فرانکلین، ام اس، و اسکولر، جی دبلیو (2012). با الهام از حواس پرتی: سرگردانی ذهن، جوجه کشی خلاق را تسهیل می کند. علم روانشناسی، 23 (10)، 1117-1122.

5. بالدوزی، اس.، روکر، جی.، و شوارتزر، جی. (2019). نحوه انجام یک متاآنالیز با R: یک آموزش عملی. بهداشت روانی مبتنی بر شواهد، 22، 153-160.

6. Best، RM، Floyd، RG، و Mcnamara، DS (2008). شایستگی های متفاوت به درک کودکان از متون روایی و توضیحی کمک می کند. ریدینگ روانشناسی، 29(2)، 137-164.

7.* Bixler, R., & D'Mello, S. (2016). تشخیص خودکار سرگردانی ذهن در حین خواندن کامپیوتری، مستقل از کاربر. مدل سازی کاربر و تعامل سازگار با کاربر، 26 (1)، 33-68.

8. Bonifacci, P., Colombini, E., Marzocchi, M., Tobia, V., & Desideri, L. (2022). کاربردهای تبدیل متن به گفتار برای کاهش سرگردانی ذهن در دانش آموزان مبتلا به نارساخوانی. مجله یادگیری به کمک کامپیوتر، 38 (2)، 440-454.

9. Bonifacci, P., & Tobia, V. (2017). دیدگاه ساده خواندن در کودکان دوزبانه اقلیت که زبان دوم بسیار شفافی را کسب می کنند. مطالعات علمی ریدینگ، 21(2)، 109-119.

10.* برادوی، جی.ام.، فرانکلین، ام اس، و اسکولر، جی دبلیو (2015). پتانسیل های اولیه مغز مرتبط با رویداد و عدم تقارن نیمکره، سرگردانی ذهنی هنگام خواندن را آشکار می کند و درک مطلب را پیش بینی می کند. روانشناسی زیستی، 107، 31-43.

For more information:1950477648nn@gmail.com