Del 2: Minneovervåking og -kontroll hos japanske og tyske førskolebarn

For mer informasjon:ali.ma@wecistanche.com

Vennligst klikk her til del 1

Klikk til organiskCistanche produkt for minne

Resultater

Alle data er inkludert som en supplerende informasjonsfil. De foreløpige analysene fant at det ikke var noen hovedeffekt av varebestilling eller kjønn, og de samhandlet heller ikke med andre hovedfaktorer. Vi tok derfor ikke hensyn til disse faktorene for resten av analysene. I alle rapporterte analyser sammenlignet vi modellene med og uten alder – alder ble droppet hvis modellen inkludert alder ikke signifikant forbedret den generelle modelltilpasningen.

Hukommelseytelse Vi spurte først om vår manipulasjon avhukommelsestyrke underhukommelsekoding var effektiv. Figur 2 viser gjennomsnittlig andel av forsøk der barn husket elementer nøyaktig som en funksjon

Fig. 2 Gjennomsnittlig andel av forsøk der barn husket elementer nøyaktig som en funksjon av kodetype og land. Feillinjer indikerer standardfeil

av kodingstype og land. Barn husket de gjentatte elementene (M=.90, SD=.16) mer nøyaktig enn de ikke-gjentatte elementene (M=.82, SD=.17 ), F (1, 98)=33.650, p < .001,="" men="" etter="" kontroll="" for="" alder="" (f="" (1,="" 96)="12.994," p=""><.001) var="" det="" ikke="" lenger="" signifikant="" f="" (1,="" 96)="2.439," s=".122." modellen="" inkludert="" alder="" forbedret="" modellen="" ft="" (-2ll="-181.351" vs.="" -195.936="" betydelig).="" ingen="" andre="" effekter="" var="" signifikante,="" inkludert="" land="" f="" (1,="" 96)=".330," s="">

.567 eller Country X Encoding F (1, 96)=.283, s=.596.

Overvåkninghukommelsenøyaktighet og styrke Det er viktig at vi spurte om barns tillitsvurderinger samsvarte med dereshukommelsenøyaktighet og styrke. Figur 3 viser barnas gjennomsnittlige konfidensscore (score 0- lav konfidens; score 1- middels konfidens; score 2- høy konfidens) som en funksjon av land- og varetyper (gjentatte - nøyaktig huskede elementer vs. Ikke-gjentatt nøyaktig husket kontra unøyaktig husket elementer). Fordi vi resonnerte dethukommelsestyrke ville ikke bli differensiert mellom gjentatte og ikke-gjentatte forhold for

Fig. 3 Gjennomsnittlig konfidens som funksjon av varetype og land. Feillinjer indikerer standardfeil

unøyaktig husket elementer vi kombinerte disse betingelsene for unøyaktig husket elementer. Modellen inkludert alder (F (1, 92.535)=4.728, p=.032) forbedret ikke modellen ft (-2LL=257,274 vs. 269,702). Varetype var signifikant, F (2, 84.568)=19.010, p < .001.="" barn="" vurderte="" elementene="" som="" ble="" husket="" unøyaktig="" (m="1.19," sd=".74)" som="" mindre="" sikre="" enn="" de="" som="" ikke="" ble="" gjentatt-nøyaktig="" husket="" (m="1.66," sd="" {{="" 27}}="" .39)="" (t="" (75.697)="5.987," p="">< .001)="" eller="" gjentatte-nøyaktig="" huskede="" elementer="" (m="1.70," sd=".37)" (t="" (77.324)="6.309," p="">< .001).="" landet="" var="" ikke="" signifikant="" f="" (1,="" 96.762)=".005" p=".945," og="" det="" var="" heller="" ikke="" land="" x="" varetype="" f="" (2,="" 84.568)="">

p = .759.

Sortering av vedtak Et viktig spørsmål var om barns tillitsvurderinger samsvarte med sorteringsvedtak. Figur 4 viser barnas gjennomsnittlige tillitspoeng som funksjon av land og sorteringsbeslutning. Modellen inkludert alder (F (1, 73.55)=4.638, p=.035) forbedret ikke modellen ft (-2LL=246.056 i vesentlig grad vs. 246.743). Barns tillit var høyere for elementene de valgte for senere evaluering (åpne øyne-boks) (M=1.71, SD=.39) enn for elementene de ikke valgte for senere evaluering (lukket -eyes box) (M=.94, SD=.71), F (1,

74.601)=63.072, p < .001.="" sortering="" av="" x="" land="" var="" ikke="" signifikant="" f="" (1,="" 74.601)=".027," p=".870" samt="" countryf="" (1,="" 73.316)=".359," p=""><>

Deretter spurte vi om barns sorteringsbeslutning basert på deres tillitsnivå som vist i forrige analyse samsvarte med dereshukommelsenøyaktighet. Figur 5 viser barnas gjennomsnitthukommelsescore som en funksjon av land og sortering. Modellen inkludert alder (F (1, 49.385)=5.310, p=.025) forbedret ikke modellen ft (-2LL=-18.622 i vesentlig grad vs. . -20.397). Det var en signifikant interaksjon mellom sortering X land F (1, 96.108)=8.260, p=.005 samt land F (1, 103.280)=9.491, p=.003 og sortering F (1, 96.108)=30.523, p <>

Fig. 5 Gjennomsnittlig nøyaktighet som funksjon av sorteringsbeslutning og land. Feillinjer indikerer standardfeil

Japanske barn sorterte gjenstander som ble husket nøyaktig, oftere i boksen med åpne øyne (M=.88, SD=.16) enn i boksen med lukkede øyne (M=.60, SD=.33) F (1, 96.967)=37.803, p < .001="" mens="" tyske="" barn="" sorterte="" nøyaktig="" huskede="" elementer="" likt="" i="" de="" to="" boksene="" (åpne="" øyne:="" m="" {{17}="" }="" .89,="" sd=".15;" lukkede="" øyne:="" m=".81," sd=".24)" f="" (1,="" 95.362)="3.293," p=".073." tyske="" barn="" sorterte="" gjenstander="" som="" ble="" husket="" nøyaktig,="" oftere="" i="" boksen="" med="" lukkede="" øyne="" enn="" japanske="" barn="" f="" (1,="" 161.946)="14.785," p="">< .001,="" mens="" det="" ikke="" var="" noen="" gruppeforskjell="" med="" hensyn="" til="" det="" åpne="" øyet="" boks="" f="" (1,="" 159.822)=".198," s="">

HMeta‑ d Vi fant ingen gruppeforskjell for barns minnenøyaktighet-konfidens ettersom HDI av forskjellen for posteriore gruppeestimater overlappet med 0: [-1.866 ~ .569]. Derimot var det en gruppeforskjell med hensyn til barnshukommelsenøyaktighetssortering: [.000123 ~ 1.4264]. Se fig. 6. Merk at det ikke var noen gruppeforskjell mhthukommelseytelse t(98)=-1.63, p=.106, konfidensnivå t(98)=-.283, p=.778 eller sorteringsnivå t(98 )=.228, s=.820. 1

Diskusjon

I denne forskningen undersøkte vi 3,5 ~ 5-år gamle japanske og tyske barns barnhukommelseovervåking og kontroll. Som nevnt i introduksjonen er de empiriske dataene knappe angående metakognitive evner hos små barn som vokser opp i ikke-WEIRD kulturer. Så vidt vi vet, gir denne forskningen innledende bevis både for tverrkulturell likhet og mangfold i

1 Selv om interessen vår var en direkte sammenligning av Mratio på gruppenivå, gir vi også verdier for Meta-d': For confidence-accuracy: Meta-d'=1.67 for japanske barn, Meta-d' {{ 8}}.75 for tyske barn; for sorteringsnøyaktighet: Meta-d'=2 for japanske barn, Meta-d'= 1.47 for tyske barn.

små barnshukommelseovervåking og kontroll. Spesifikt fant vi for det første at barn vurderte nøyaktighukommelsesvar mer selvsikkert enn unøyaktige svar. Viktigere, dette var likt for begge kulturgruppene. For det andre sorterte begge kulturgruppene på samme måte ut for premietildeling de gjenstandene de følte seg mer trygge på. Japanske barns sorteringsbeslutninger samsvarte imidlertid mer med dereshukommelsenøyaktighet enn tyske barns avgjørelser. Nedenfor diskuterer vi disse funnene mer detaljert.

Hukommelseovervåking Både japanske og tyske barn vurderte deres nøyaktigehukommelsesvar mer selvsikkert enn deres unøyaktige svar. Dette funnet stemmer overens med tidligere forskning som viser at små barn er i stand til å overvåke sin egen usikkerhet (f.eks. Coughlin et al., 2015; Goupil & Kouider, 2016, Lyons & Ghetti, 2013).

Hukommelsekontroll Både japanske og tyske barn hadde en tendens til å ekskludere sine mindre selvsikkert vurderte svar for senere prisevaluering. Imidlertid tilsvarte japansk barnesortering dereshukommelsenøyaktighet, mens tysk chilresorting ikke gjorde det.

Oppsummert fant vi likheter i japansk og tysk barnebarnhukommelseovervåking og kontroll. Gjenstander som ble husket nøyaktig, ble vurdert som mer sikre enn gjenstander som ble husket unøyaktig. I tillegg ble mer selvsikkert vurderte elementer valgt ut for senere evaluering. Kim et al. (2020) rapporterte også likheter mellom japanske og tyske barn i deres metakognitive evne til å vurdere sin egen kunnskap. Funnene av kulturell likhet i denne studien sammen med funnene til Kim et al. (2020) kan indikere den universelle betydningen av metakognitiv overvåking og kontroll i adaptiv læring og atferd, og dermed umenneskelig og ikke-menneskelig overlevelse. Faktisk grunnleggendehukommelseovervåking og kontroll er til stede selv hos preverbale spedbarn (f.eks. Goupil & Kouider, 2016).

I introduksjonen diskuterte vi flere relaterte årsaker til at kulturelle forskjeller i metakognitiv overvåking og kontroll dukker opp tidlig i barndommen. Hvis ulike kulturelle praksiser rundt undervisning og instruksjoner samt foreldrenes sensitivitet i foreldre-barn-interaksjoner – og i forhold til ulike forestillinger om seg selv (interdependent vs. uavhengig) – bidro til metakognitiv overvåking og kontroll selv i tidlig barndom, så ville vi ha observert mer uttalte og konsistente forskjeller mellom de to kulturgruppene vi målretter mot i vår studie. Tvert imot, den kulturelle forskjellen dukket opp kun med hensyn til sorteringsbeslutningen: Japanske barns sortering for evaluering samsvarte nærmere med nøyaktigheten av deres svar enn tyske barns. Disse funnene ble ytterligere bekreftet av HMeta-d som kontrollerte for potensielle forvirringer (merk også at begge gruppene av barn hadde et lignende nivå avhukommelseytelse og responsskjevheter (konfidens eller sorteringsnivå)).

Hvordan kan vi forklare vår finansiering av en kulturell forskjell i sorteringsvedtaket? Tverrkulturelle studier viser at indre motivasjon, så vel som atferd og til og med individuelt velvære, moduleres av en kulturelt forskjellig oppbygning av selvet – enten selvet forstås uavhengig av andre (som i Tyskland) eller relatert til andre (som i Japan). For eksempel, når de ble grunnlagt av offentlige øyne (og dermed fremkalt sosial evaluering) under en IQ-test, skåret japansk-amerikanske voksne høyere enn kaukasiske amerikanske voksne, mens et omvendt mønster ble funnet i fravær av priming-forhold (Na & Kitayama, 2012). Dette antyder at japansk-amerikanske deltakeres indre motivasjon til å prestere og oppføre seg er mer sannsynlig å bli påvirket av andres evaluering enn deltakere av europeisk avstamning fordi relasjonen til andre er en mer fremtredende dimensjon i selvet i en gjensidig avhengig enn i en uavhengig oppfatning av selvhet. . I denne forskningen krevde sorteringsoppgaven at barna skulle sortere gjenstandene som kunne kvalifisere for en belønning. Dermed er det mulig at selv i denne unge alderen, blir barns prestasjoner modulert av en kulturell forskjell i selvkonstruksjon knyttet til indre motivasjon og offentlig evaluering (se også Iyengar & Lepper, 1999). Japanske barn kan ha en sterkere motivasjon til å prestere bra generelt – ledsaget av høyere sosiale forventninger – sammenlignet med tyske barn. Alternativt kan tyske barn være mer utsatt for risikoaversjon (overvurderer risikoen for feil når de vurderer sjansene for å få en premie) – og dette kan skyldes at tyske barn er under høyere prestasjonspress i stedet for japanske barn.

Den kulturelle forskjellen til en tettere samsvar mellom sortering og nøyaktighet kan også forklares av en forskjell i eksekutiv funksjon (definert som en rekke kognitive evner hvis funksjon er å kontrollere atferd og andre kognitive prosesser for å oppnå et bestemt mål). Roebers (2017) foreslo at metakognisjon og eksekutiv funksjon styres av de samme underliggende kognitive selvregulerende prosessene: eksekutiv funksjon kan være kausalt involvert i utviklingen av metakognitiv kontroll, spesielt i de første årene. I sorteringsoppgaven ble barn bedt om å sortere gjenstandene for senere prisvinnende vurdering, noe som sannsynligvis vil involvere utøvende funksjon. Studier rapporterer en høyere utøvende funksjon blant barn som vokser opp i østasiatiske land enn blant de i vestlige land (f.eks. Imada et al., 2013). I den grad metakognitiv kontroll involverer eksekutiv funksjon (f.eks. Koren et al., 2006) – hvis utvikling varierer på tvers av kulturer – kan vi forklare dataene våre med en kulturell forskjell i metakognitiv kontroll. Fremtidige studier bør gjenskape de nåværende funnene og ta for seg hvorvidt de kulturelle forskjellene observert i denne studien blir stadig sterkere eller redusert med økende alder. Likevel er denne studien det første skrittet mot å besvare tverrkulturelle variasjoner og likheter i små barns metakognitive utvikling. Ovennevnte forklaringer stemmer overens med en dual-prosessteori om metakognisjon (f.eks. Koriat, 1997; Koriat & Ackerman, 2010; Koriat & Levy-Sadot, 1999; Proust, 2013). I følge teorien brukes to typer input i metakognitive evalueringer: 1) Erfaringsbaserte evalueringer styres av automatiske slutninger basert på mnemoniske og heuristiske signaler samlet fra umiddelbar tilbakemelding fra oppgaveutførelse. 2) Informasjonsbaserte evalueringer styres av analytiske og bevisste slutninger og teorier. I denne studien ser det ut til at oppgavene først og fremst avhenger av erfaringsbaserte evalueringer (dvs. subjektive følelser av tillit). Selv om det ikke er utelukket at barn også er avhengige av informasjonsbaserte evalueringer (f.eks. tro på oppgaven), har denne formen for metakognisjon vist seg å typisk utvikle seg senere i utviklingen – rundt skolealder) (f.eks. Schneider & Lockl, 2008) . Gitt den observerte kulturelle forskjellen som er spesifikke for sorteringsoppgaven, er det derfor plausibelt at metakognitiv kontroll moduleres av kulturelle faktorer som sosiale verdier og overordnede læringsmål. Dessuten kan forskjellen mellom en prospektiv og en retrospektiv form for evaluering (henholdsvis brukt til å sortere ens svar og uttrykke en tillitsvurdering) i seg selv være følsom for kulturell påvirkning. Faktisk er forskjellige hjerneregioner involvert i prospektive vurderinger (f.eks. enkel læring eller følelse av å vite) og i retrospektive overvåkingsvurderinger (tillitsovervåking) (Fleming & Dolan, 2012). Selv om sorteringsoppgaven kanskje ikke utelukkende utnytter en prediktiv informasjonskilde som er forskjellig fra tillit (fordi beslutningen sannsynligvis ble tatt delvis på grunnlag av retrospektive vurderinger avhukommelseog/eller selvtillit), kan ytterligere forskning fortsatt undersøke eksistensen av en potensiell kontrast mellom fremtidsorienterte og fortidsorienterte metakognitive evalueringer hos små barn – enten de er utsatt for forskjellige ytre påvirkninger. Til slutt kan fraværet av kulturelle forskjeller i tillitsovervåking skyldes små effekter i denne studien.

Det som ikke kan benektes er at nøyaktighet i metakognitiv overvåking og kontroll er fordelaktig ikke bare på individnivå (f.eks. Dunlosky & Rawson, 2012; Dunlosky et al., 2013; Sodian & Frith, 2008), men også på gruppenivå (Heyes et al. 2020; Shea et al., 2014). Samfunn og kulturer hvor individer på en pålitelig måte rapporterer til andre om sin egen tillit og deretter bruker den i sine egne beslutninger og atferd, vil sannsynligvis være mer vellykkede og mer effektive i deres samarbeidsarbeid (f.eks. Bahrami et al., 2010). Mens metakognitiv overvåking og kontroll underbygger fremveksten og utviklingen av hver kultur og er involvert i all slags læring og beslutningstaking, fremmer måtene individuell metakognitiv overvåking og kontroll er stillaset av sosiale strukturer og praksis tidlig i utviklingen følsomhet for spesifikke metakognitive signaler og tilknyttede epistemiske normer (Heyes et al., 2020; Proust & Fortier, 2018).

Selv om vi fant kulturelt variable så vel som lignende aspekter ved metakognisjon i en perseptuellhukommelseoppgave, bør fremtidige studier ta for seg hvorvidt dette funnet generaliserer til andre typer oppgaver. Det er ingen grunn til å forvente at utviklingen av metakognitive evner skal samkjøres på tvers av kognitive oppgaver i en gitt kultur. Faktisk, selv blant den samme kulturelle befolkningen, dokumenterer utviklingsstudier forskjellige aldre for fremveksten av ulike metakognitive evner. For eksempel i enhukommelseoppgave, verbal vurdering av tillit til egenhukommelseer observert hos barn helt ned til 4 år (Hembacher & Ghetti, 2014), mens i en perseptuell diskrimineringsoppgave kan 3.5 -åringer velge bort svar når de er usikre (Bernard) et al., 2015; Lyons & Ghetti, 2013).

På samme måte er det ingen a priori grunn til å forvente at disse kulturelle forskjellene og likhetene vil generalisere seg til andre populasjoner. I voksenstudier er for eksempel resonnement og oppmerksomhetsstiler til sentral- og østeuropeere mer lik østasiater enn vesteuropeere (Varnum et al., 2008); tilsvarende ligner søritalienere mer på østasiater enn norditalienere (Knight & Nisbett, 2007). Utviklingsmessig kan vi også finne et annet mønster av metakognitive evner i andre etniske populasjoner (f.eks. Kim et al., i pressen). Avhengig av den sosiale og kulturelle vektleggingen av spesifikke epistemiske praksiser og oppmerksomhetsveiledning, kan metakognitive evner være forskjellig på tvers av kulturer. Å engasjere seg i undersøkelser av forskjellige menneskelige populasjoner vil derfor fremme en bedre forståelse av de sosiale dimensjonene av menneskelig erkjennelse så vel som av menneskelig metakognisjon.

Tilleggsinformasjon.

Takk Vi takker alle familier og barn som deltok i denne forskningen. Forskningen ble støttet av en ERC advanced grant (#269616) og ANR-17-EURE-0017 FrontCog til JP og det japanske departementet for utdanning, kultur, sport, vitenskap og teknologi (#16H06301) til SI . En del av dataene ble presentert på Budapest CEU Conference on Cognitive Development (2017), Budapest, Ungarn.