Forholdet mellom tankevandring og leseforståelse: en metaanalyse del 2

Metode

Et systematisk søk ​​ble utført etter anbefalingene fra Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses (PRISMA) (Moher et al., 2010) for å identifisere studier som rapporterte om påvirkningen av MW på RC hos friske ungdommer eller voksne. Søket ble utført ved hjelp av følgende akademiske databaser: Web of Science, Scopus, PubMed og EBSCO (dvs. PsychInfo, PsychArticles og ERIC). Databasesøket ble utført mellom januar 2020 og mars 2020 og var begrenset til engelskspråklige fagfellevurderte tidsskrifter.

Med den kontinuerlige utviklingen av samfunnet, betaler folk mer og mer oppmerksomhet til helse. Ungdom er fremtiden til et land, og deres fysiske og psykiske helse er avgjørende for den fremtidige utviklingen av landet. RC og hukommelse spiller også en ekstremt viktig rolle i studiet og livet til tenåringer.

Først må du forstå hva RC og minne er. RC, eller "Recall", refererer til automatisk tilbakekalling av det som er lært uten å spørre etter hukommelsestrening. Minne refererer til personlig minnes evne til å lagre og reprodusere informasjon.

Så, kan friske tenåringer hjelpe med RC og hukommelse? Svaret er ja. Styrking av fysisk trening kan forbedre fysisk form, forbedre mental tilstand, fremme blodsirkulasjonen, fordele ernæringen og oksygentilførselen til hjernen og forbedre hukommelsen. I tillegg kan riktig trening også forbedre søvnkvaliteten og bidra til å forbedre hukommelsen. God søvn kan også beskytte hjerneneuroner og gjøre hjernen sunnere.

I tillegg er et sunt kosthold også veldig viktig. Kroppene til tenåringer vokser og utvikler seg raskt. Mangel på næring vil ha stor innvirkning på kroppen. Oppmerksomhet og balansert ernæring i ernæringen kan gjøre kroppen sunnere, og det kan også fremme sunn utvikling av hjernen og forbedre hukommelsen.

I tillegg kan en god mental tilstand også forbedre RC og hukommelse. Negative følelser som depresjon og depresjon vil skade hjernen, mens en optimistisk holdning kan fremme hjernens følelse av nytelse, gjøre hjernen mer aktiv og forbedre hukommelsen.

Avslutningsvis bidrar friske ungdommer til forbedring av RC og hukommelse. Så lenge du alltid tar hensyn til fysisk og mental helse og utvikler gode levevaner, kan du gjøre RC og hukommelse bedre, og bedre fremme læringen og livet til unge mennesker. Det kan sees at vi trenger å forbedre hukommelsen vår. Cistanche kan hjelpe oss med å forbedre hukommelsen fordi Cistanche også kan regulere balansen mellom nevrotransmittere, som å øke nivået av acetylkolin og vekstfaktorer. Disse stoffene er svært viktige for hukommelse og læring. I tillegg kan Meat from Rongrong også forbedre blodstrømmen og fremme oksygentilførsel, noe som kan sikre tilstrekkelig næring og energi til hjernen, og dermed forbedre vitaliteten og utholdenheten til hjernen.

Klikk vet måter å forbedre hjernefunksjonen på

Søkeord relatert til MW («tankevandring», «dagdrømmer», «sinnløse», «sinnet dukker opp», «stimulus-uavhengige tanker», «oppgave-urelaterte tanker», «selvgenererte tanker», «sone ut») ble kombinert med søkeord relatert til RC ("leseforståelse", "lesing", "forståelse"). Figur 1 illustrerer søkeprosessen og resultatet. Grå litteratur ble ikke vurdert i denne metaanalysen.

Som foreslått av Schmucker et al. (2017), selv om studier som ekskluderer grå litteratur sannsynligvis vil overvurdere behandlingseffektene, viser nåværende empirisk forskning at dette bare er tilfelle i et mindretall av anmeldelser; Videre kan publikasjonsskjevhet spesielt påvirke spesifikke forskningsfelt der det er behov for å publisere positive resultater raskere.

I tillegg er grå litteratur generelt ikke fagfellevurdert, og den interne validiteten til upubliserte data kan være vanskelig å vurdere på grunn av dårlig rapportering av forsøkene, og dermed øke risikoen for skjevhet. Til slutt, selv om grå litteratur er en viktig ressurs for metaanalyser, er det lite spesifikk veiledning og ingen akseptert gullstandardmetode for å utføre strenge grå litteratursøk (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 år gamle), og/eller voksne (18–40 år) dyktige lesere uten rapportert klinisk tilstand, (c) rapporterte korrelasjonsindekser (Pearsons r) mellom MW og RC. For fulltekstvalg fullførte to uavhengige kodere (tredje og fjerde forfatter) den første evalueringen med en interintereravtale på 91,7 prosent; hvis konsensus ikke ble oppnådd, nådde første og siste forfatter i fellesskap en endelig evaluering.

Den tredje og fjerde forfatteren kodet først data rapportert i tabell 1, deretter utførte førsteforfatteren en uavhengig koding av data, og siste forfatter sjekket videre alle avvik med det originale datasettet.

Totalt ble 25 artikler inkludert i metaanalysen (se fig. 1), for totalt 73 korrelasjonskoeffisienter som fremkom fra flere korrelasjonsindekser rapportert i noen studier.

Dataanalyse

Alle korrelasjonskoeffisienter ble lagt inn uavhengig i tilfelle av artikler med flere studier eller flere korrelasjonskoeffisienter mellom MW og RC under forskjellige forhold. For studier som rapporterer korrelasjoner som involverer latente faktorer (avledet fra bekreftende faktoranalyse), ble manifest-variable korrelasjoner gjenfunnet fra vedlegg inkludert i studiene eller ved å kontakte forfatterne og be om de originale datasettene (Soemer & Schiefele, 2019; Soemer et al. , 2019). Alle tilfeller av studier som rapporterte latente faktorer ble løst, og den endelige analysen inkluderte bare manifeste (Pearsons r) korrelasjonsindekser.

Hver av analysene ble utført i R (versjon 4.1.1) ved bruk av målepakken (Balduzzi et al. 2019; Schwarzer, 2007) med Hunter–Schmidt-metoden for pooling av varians. Siden studier varierer med hensyn til flere egenskaper, inkludert språk, type tekst, RC-oppgave og MW-vurdering, kan det forventes en viss heterogenitet mellom studiene, og det gjør det nødvendig å anta en tilfeldig-effekt-sammenslåingsmodell.

Heterogeniteten mellom studiene måles med Sidik–Jonkman-estimatoren (Cuijpers, 2016). Det var også nødvendig å ta i bruk en tilfeldig effektmodell for å gjøre rede for den metodiske variasjonen på tvers av studier (dvs. variasjonen innenfra på grunn av gjentatte deltakerdesign; Hedges & Vevea, 1996). Tilfeldig-effektmodellen dekomponerer variansen med en tilleggskomponent som fanger opp ekstravariabilitet og beregner en justert vekt for tilfeldige effekter for hver studie. Den generiske metoden for invers-varians pooling ble også brukt til å kombinere korrelasjoner fra forskjellige studier til ett samlet korrelasjonsestimat. Ved sammenslåing av korrelasjoner brukte vi Fishers z-transformasjon for å få vektene for hver studie.

Metaregresjonsanalyser ble utført for å vurdere om alder, språktype (dvs. transparent/ugjennomsiktig), teksttype (dvs. informativ/narrativ), tekstlengde (dvs. antall ord), MW-vurdering (dvs. egenskapsbaserte spørreskjemaer, online sonder, online selvrapportering, selvrapportering etter test, øyeblikk) og RC-prosedyrer (dvs. åpne, sanne-falske, flervalgsspørsmål) kan betraktes som intervenerende faktorer for forholdet mellom MW og RC-ytelse.

Av identifiserbarhetsgrunner, i regresjonsanalyse med kategoriske prediktorer, slik som noen av moderatorene våre, for hver moderator (f.eks. RC-mål), ble en kategori (f.eks. multiple choice) vurdert som en referanse, og dens effekt er innlemmet i modellskjæring. De andre nivåene (f.eks. åpen og sann-usann) måles i kontrast til referansenivået. I tabell 2 er referansekategorien rapportert i fotnoter.

Andre potensielle mediatorer som emneinteresse, tekstvansker og arbeidsminnekapasitet ble rapportert i noen studier, men bare som korrelasjonsverdier med MW (se tabell 1). Vi inkluderte disse korrelasjonsindeksene som aktuelle moderatorer av forholdet mellom MW og RC uansett. Til slutt ble publikasjonsbias vurdert gjennom Egger-regresjonen, Begg-teststatistikken og Duval og Tweedies (2000) trim-and-fill-prosedyre for å sjekke om den samlede effekten estimert i metaanalysen vår kunne ha vært høyere enn den sanne effektstørrelsen da vi ikke vurderte de manglende studiene med lavere effekter fordi de aldri ble publisert (Rothstein et al., 2006). Som foreslått av Carter et al. (2019), ingen enkelt metaanalytisk metode overgikk konsekvent alle de andre, og derfor foreslås rapportering om en rekke metoder som en verdifull tilnærming.

Resultater

Oversikt over inkluderte studier

Av de 25 artikler som ble identifisert, inkluderte 15 artikler (60 prosent) mer enn én studie, for totalt 73 studier (dvs. korrelasjonskoeffisienter) som til slutt ble inkludert i metaanalysen. Dermed involverte de 25 papirene totalt 3 926 deltakere. Tabell 1 rapporterer detaljene i studiene rapportert i hver artikkel som er identifisert.

Studier ble hovedsakelig utført i engelsktalende land (n=50; 68,5 prosent). Andre land inkluderte Tyskland (n=19; 26 prosent), etterfulgt av Italia (n=1; 1,4 prosent) og Oman (n=1; 1,4 prosent). To studier rapportert i en artikkel (Bixler & D'Mello, 2016) involverte flere språk (2,7 prosent). Når spesifikk informasjon om testspråket var tilgjengelig, ble språktypen kodet som en transparent (italiensk, tysk) tabell eller ugjennomsiktig språk (engelsk, arabisk), ifølge Seymour et al. (2003). De fleste studiene (n=62; 84,9 prosent ) brukte informativt skriftlig materiale, mens de resterende studiene enten brukte fortellende tekster (n=7; 9,6 prosent ) eller ikke eksplisitt rapporterte hvilken type tekst som ble brukt ( n=4; 5,5 prosent ). Lengden på tekstene som ble brukt ble rapportert i 38 (52 prosent) av de 73 enkeltstudiene som ble inkludert i analysene. I gjennomsnitt inkluderte tekster M=2,991,92 ord (SD=2,327,55 ord). På tvers av studier ble RC for det meste vurdert ved hjelp av flervalgsspørsmål (n=61; 83,6 prosent ), mens 4,1 prosent inkluderte åpne spørsmål og 6,8 prosent inkluderte spørsmål om sant-usant; andre rapporterte bare bruk av standardiserte tester uten å rapportere den spesifikke modaliteten (5,5 prosent ). Nettsonder ble mest brukt (n=56; 76,7 prosent ) for å vurdere MW, etterfulgt av 2,7 prosent som tok i bruk online selvrapportering, 6,9 prosent selvrapportering etter test, 8,2 prosent egenskapsmål og 5,5 prosent ved bruk av blikk. målinger. Assosiasjoner mellom MW og emneinteresse, tekstvansker og arbeidsminnekapasitet ble bare rapportert i henholdsvis 41 (56 prosent), fire (5,47 prosent) og 25 (32,5 prosent) studier.

Sammenslutning mellom MW og RC

I den første analysen ble korrelasjonsindekser fra 73 individuelle studier vurdert (se tabell 1). I 2-heterogeniteten i denne analysen er omtrent 60 prosent, noe som støtter bruken av den tilfeldige effektmodellen. Som man kan se fra utdataene (se fig. 2), er den samlede korrelasjonen i dette datasettet r=−.21 (p < .000 1, 95 prosent CI [−0,24, −0,1]), noe som indikerer en signifikant negativ assosiasjon mellom MW og RC – det vil si at folk som har en tendens til å vandre oftere har en tendens til å vise lavere leseforståelse. Den samme analysen på sondert MW gir lignende resultater, med en sammenslått korrelasjon på r=−.23 (p < .0001, 95 prosent KI [−0.26, −0.19]).

En ekstra sensitivitetsanalyse ble utført for å teste effekten av studier med mer enn ett eksperiment ved å slå dem sammen med deres gjennomsnittlige korrelasjon. Denne analysen ga en generell korrelasjon på −{{0}}.23 CI [−0.29, −0.18], som er i samsvar med resultatene av de fullstendige dataene . Til slutt, for å evaluere publikasjonsskjevhet og bekrefte robustheten til disse funnene, har vi brukt Eggers regresjon, Beggs teststatistikk og trim-and-fill-analysen. Traktplotten vist i fig. 3 viser et asymmetrisk mønster som antyder potensiell skjevhet. Eggers regresjon har en p-verdi ved signifikansgrensen (t {{10}}.49, df=71, p=.0152). Beggs statistikktest er ikke signifikant (z=0.83, p=.4064), og indikerer dermed fravær av skjevhet. Til slutt la trim- og fyllprosedyren til totalt 13 studier og ga en korrigert korrelasjon som fortsatt er signifikant (r=-.25, p <.0001, 95 prosent CI [-0.29, -0.21]). For å merke seg, var uteliggere vist i fig. 3 balansert over spekteret av mulige r-verdier (±1).

Test av moderatorer

Effektene av moderatorer som vurderes som kan påvirke forholdet mellom MW og RC er rapportert i tabell 2. Spesifikt testet vi effekten av Alder, Tekstspråktype (Transparent vs. Ugjennomsiktig), Teksttype, Tekstlengde, MW-vurdering, Tekstvansker , og RC vurdering. Av disse har alder en signifikant negativ effekt: når alderen øker med ett år, synker korrelasjonen med -0.016 i gjennomsnitt, og gir dermed en litt høyere negativ korrelasjon. I stedet er det transparente språket sammenlignet med det ugjennomsiktige assosiert med en økning av korrelasjonen på et gjennomsnitt på 0.096, som imidlertid ikke var helt signifikant (p=.021). Bruk av egenskapsbaserte spørreskjemaer for å vurdere MW angående online prober resulterte i en gjennomsnittlig signifikant økning på 0,305 i korrelasjonen mellom MW og RC, og førte dermed til en nesten null korrelasjon. Ingen av de andre modererende variablene som vurderes (dvs. teksttype, tekstlengde, RC-vurdering, tekstvansker, tekstinteresse og arbeidsminne) påvirker korrelasjonen signifikant.

Diskusjon

Denne studien var rettet mot å gjennomføre, for første gang angående tidligere litteratur, en omfattende gjennomgang og meta-analyse av forholdet mellom MW og RC og potensielle moderatorer.

Først vil vi diskutere styrken til relasjonene og rollen til moderatorer. Deretter vil vi gå videre til å definere en teoretisk tilnærming for å tolke forholdet og de relaterte moderatorene vurdert i lys av tidligere litteratur og påpeke nye perspektiver og spådommer.

Fra metaanalysen av alle utvalgte studier kom det frem at forholdet er negativt og signifikant (r=−.21), med en lignende trend når man kun vurderer studier der MW ble testet gjennom on-task prober (r=-.23). I henhold til mye brukte retningslinjer kan korrelasjonen generelt vurderes i et lavt til moderat område (se f.eks. Cohen, 1992), som foreslått av Delgado et al. (2018). Som videre foreslått av Gignac og Szodorai (2016) for forskning som tar for seg individuelle psykologiske forskjeller, kan korrelasjoner fra 0,19 til 0,29 vurderes ved 50. persentilen ("medium"). Videre, sammen med størrelsen på effekten, argumenterer vi for at betydningen av dette resultatet også bør tolkes i lys av bevisene for at en effektstørrelse fra -0,21 til -0,32 er relevant i RC-feltet fordi den representerer omtrent to- tredjedeler av den årlige veksten i RC i grunnskolen (Luyten et al., 2017), og omtrent en tredjedel av effekten av avhjelpende leseintervensjoner (Scammacca et al., 2015).

Spesielt gjenspeiler styrken til assosiasjonen funnet i denne studien som ble funnet i en tidligere metaanalyse (dvs. −0.24) utført for å vurdere forholdet mellom MW og voksnes ytelse i et bredt sett av kognitive andre oppgaver enn RC (f.eks. interferenskontroll, vedvarende oppmerksomhet, visuelt søk; Randall et al., 2014). På motparten var det lavere enn det som ble funnet av D'Mello og Mills (2021), som slo sammen resultater fra laboratoriet deres med de på lesing rapportert i Randall et al.s studie som resulterte i en korrelasjon på r {{5 }} −.31.

Samlet sett konvergerer resultatene våre med tidligere funn som støttet en negativ sammenheng mellom MW og oppgaveytelse generelt (se f.eks. Randall et al., 2014) og RC spesielt. Mest bemerkelsesverdig er et slikt forhold relativt konsistent på tvers av metoder og potensielle moderatorer. Spesielt ble det funnet en signifikant effekt av alder, med økt negativ sammenheng hos voksne, og effekt av MW-vurdering, med en nesten null sammenheng mellom RC og MW når sistnevnte måles gjennom egenskapsbaserte mål i stedet for prober eller post. -selvrapportering. Til slutt var det en marginal effekt av språk, men ingen effekter av arbeidsminne, tekstvansker, emneinteresse, teksttype (narrativ vs. informativ) og tekstlengde ble ikke funnet. Tatt i betraktning alder ble forholdet mellom MW og RC mer negativt med økende alder, med en estimert endring på -0,016 per år. Det er verdt å merke seg at studiene inkludert i vår gjennomgang involverte både deltakere i skolealderen og/eller voksne; Derfor tok vi ikke hensyn til litteraturen om aldring, som vanligvis rapporterte at eldre voksne har en tendens til å vise en lavere MW-rate enn yngre voksne (f.eks. Krawietz et al., 2012). Hvis MW har en tendens til å reduseres med årene, kan det antas at yngre mennesker har en tendens til å være mer vant til MW, mens de hvis sinn vandrer oftere som voksne kan ha mer uttalte problemer med å hemme oppgaverelaterte tanker, noe som fører til en sterkere assosiasjon mellom MW og RC.

Med tanke på språk ble de fleste studier utført på engelske tekster og en minoritet på tysk, arabisk og italiensk, og språket resulterte ikke i å være en betydelig moderator. Til slutt må det understrekes at det ikke var noen studier der lesing var nødvendig på et andrespråk, og videre forskning bør ta for seg forholdet mellom MW og RC endringer hos andrespråkselever.

Fra et teoretisk perspektiv betyr den signifikante korrelasjonen at de to konstruksjonene overlapper, i det minste når det gjelder kovarians, siden forholdet mellom MW og RC er relativt konsistent og uavhengig av et sett med nøkkelmoderatorer som tidligere litteratur fremhevet som signifikante markører for enten MW eller RC. Et sett med delte faktorer som involverer både tekstkarakteristikker og individuelle forskjeller i arbeidsminne kan påvirke både effektiviteten til RC og forekomsten av MW, men de ser ikke ut til å påvirke forholdet mellom de to konstruksjonene; spekulerer i at både MW og RC kan endre banene sine tilsvarende, i det minste til en viss grad, innenfor et omvendt forhold. Innenfor dette synet kan det hende at en ensidig årsaksmodell som kaskademodellen for uoppmerksomhet (Smallwood, 2011) ikke fullt ut fanger opp naturen til forholdet og delte grunnlag.
Derfor foreslår vi å tolke forholdet mellom RC og MW som en "opp- og nedsving", der når en dimensjon er oppe, går den andre ned og omvendt, med bevegelsen til de to sidene av svingen (dvs. MW og RC) som bestemt av både delte og sidespesifikke faktorer (se fig. 4).

Basert på den nåværende metaanalysen kan arbeidsminne, tekstvansker, emneinteresse og tekstlengde betraktes blant de delte faktorene som like mye påvirker MW- og RC-prosesser, muligens modulert av individuelle forskjeller i oppmerksomhetskontroll som ytterligere påvirker i hvilken grad leseren kan tilpasse seg interne og eksterne forespørsler. Men siden MW og RC er to konstruksjoner som ikke er fullstendig overlappende, erkjenner vi også at det kan være stedsspesifikke faktorer som driver bevegelsen til primært den ene siden av husken, for eksempel humør for MW eller dekodingsferdigheter og vokabular for RC . Disse stedsspesifikke faktorene, selv om de utøver en innflytelse hovedsakelig på den ene siden av svingen (f.eks. MW), kan likevel ha en indirekte innflytelse på den andre siden (f.eks. RC).

Basert på denne teoretiske tilnærmingen, kan noen ytterligere betraktninger fremmes angående enten delte eller stedsspesifikke faktorer.

For det første er arbeidsminnet, som er strengt relatert til oppmerksomhetskontroll, kjent for å påvirke både MW (McVay & Kane 2009; Randall et al., 2014; Unsworth & McMillan, 2013) og RC (De Beni, et al., 1998; Follmer, 2018; Palladino et al., 2001). Lav arbeidsminnekapasitet er assosiert med økte tanker om oppgaven (dvs. MW), som igjen kan påvirke ytelsen i oppmerksomhetskrevende oppgaver som lesing (McVay & Kane, 2012). Imidlertid er lavt arbeidsminne også anerkjent som en nøkkelkomponent i leseforståelsesprosessen i seg selv, som involverer muligheten til å oppdatere relevant informasjon og forkaste irrelevante (Palladino et al., 2001). Disse prosessresultatene er spesielt relevante for å bygge en situasjonsmodell.

Når du leser en enkel tekst som brått blir vanskelig ved å laste inn arbeidsminneprosesser (f.eks. lengre setninger, lavfrekvente ord), bør vi observere en reduksjon av MW og høyere ressurser på forståelsesytelse. Motsatt vil noen med lav arbeidsminnekapasitet støte på enten problemer med forståelsesprosesser (f.eks. å miste eller være ute av stand til å oppdage relevant informasjon) eller senket oppmerksomhetskontroll med økt MW. Med andre ord kan denne personen ikke være i stand til dynamisk å justere kognitive ressurser, noe som resulterer i høy MW og lav leseforståelse. Et lignende mønster kan gjelde for de andre moderatorene som er inkludert i denne studien, for eksempel tekstvansker og emneinteresse.

Noen tidligere studier antydet at MW-følsomhet ikke var avhengig av RC-kontekst (McVay & Kane, 2012) og at interesse hadde en indirekte effekt på leseforståelse gjennom MW (Unsworth & McMillan, 2013). Derimot hadde arbeidsminnekapasiteten både en direkte effekt på RC og en indirekte effekt via MW, noe som i det minste i noen tilfeller antyder at MW har en årsakspåvirkning på RC. Helt sikkert rapporterer litteraturen også et sett med spesifikke determinanter som øker sannsynligheten for MW, og som indirekte kan påvirke RC til MW.

For eksempel var det mer sannsynlig at folk som hadde gjennomgått planene sine for nær fremtid rett før de leste en tekst, engasjerte seg i MW når de leste (Kopp et al., 2015). Det meste av litteraturen om forholdet mellom MW og RC kommer imidlertid fra forskere som først og fremst undersøkte effekten av MW på RC, men det er samlet inn mindre bevis på hvordan RC kan modulere MW. Derfor kan vi utvikle et ytterligere forslag for fremtidig undersøkelse - det vil si å analysere om individuelle forskjeller i de kognitive og språklige prosessene som ligger til grunn for RC kan fungere som triggere for MW. I dette synet kan vi anta at individuelle forskjeller i generelle kognitive funksjoner brukt i lesing (Li et al., 2022) spiller en rolle i forholdet mellom MW og RC.

RC er kjent for å bli påvirket både av dekodingsferdigheter og språklige evner, ifølge Simple View of Reading (Gough & Tunmer, 1986). Personer med leseforstyrrelser, for eksempel, har vist seg å vandre i sinnet mer i lesing i eget tempo sammenlignet med lesing av tekst-til-tale (Bonifacci et al., 2022). Dette antyder at å lindre den kognitive belastningen forbundet med dekoding hos dårlige lesere ville tillate dem å være mer på oppgaven, eller omvendt, å være involvert i dekoding øker sannsynligheten for å engasjere seg i MW. Derfor kan dårlig oppmerksomhetskontroll og påfølgende MW, i noen tilfeller, være et resultat av dekodingsvansker som overbelaster deltakernes kognitive ressurser.

I andre tilfeller kan et sett med svakheter i forståelsesprosessen, som i tilfellet med dårlige forståere (f.eks. en metaanalyse av Spencer & Wagner, 2018) få tankene til å vandre. Sammenbrudd i hvert trinn av co-Til slutt, vanskeligheter med å hente tidligere kunnskap, og mangel på en forkunnskap instruksjon-integreringsmodell for leseforståelse vil føre til en "overbelastning" når det gjelder oppmerksomhetskontroll, som ytterligere forbedrer sinnets sjanse til å engasjere seg i MW .

For eksempel kan et dårlig ordforråd (Spencer et al., 2014) forstyrre det første overflatenivået av tekstforståelse, la sinnet søke etter meninger og øke sannsynligheten for tanker utenfor oppgaven. Vanskeligheter i grammatikk, morfologi og syntaktiske ferdigheter (f.eks. Tong et al., 2014; Tong et al., 2011) kan påvirke konstruksjonen av mikro- og makrostrukturer på proposisjonsnivå og i sin tur trekke ressurser fra oppmerksomheten. kontroll med økt sjanse for MW foran hindringer i RC. Til slutt kan vanskeligheter med å hente frem tidligere kunnskap, mangel på forkunnskaper eller vanskeligheter med konklusjonsbehandling ha en skadelig effekt på evnen til å bygge en situasjonsmodell. Når folk ikke klarer å bygge en situasjonsmodell, antas de å løsrive seg fra teksten, og tankene vandrer (Kahmann et al., 2022).

For det andre er den sterkeste effekten i moderasjonsindekser den metodiske vurderingen av MW. Spesifikt, å være egenskapsbaserte spørreskjemaer (dvs. når folk blir bedt om å rapportere om nivået av MW i dagliglivet) brukes til å vurdere MW i stedet for online-sonder (dvs. når folk er pålagt å svare på tankesonder for å vurdere deres øyeblikkelige MW mens du er engasjert i en leseoppgave) vil det innebære en gjennomsnittlig økning på 0.30 i korrelasjonen mellom MW og tekstforståelse, og dermed føre til en nesten null korrelasjon.

Motsatt gir både online- og post-selvrapportering av MW lignende resultater som prober (se tabell 2). Selv om egenskapsbasert MW-vurdering og prober generelt kan anses som positivt relatert (McVay & Kane 2009; Seli et al., 2016), er styrken til denne assosiasjonen vanligvis svak. I lys av resultatene fra metaanalysen vår for hvilke egenskapsbaserte mål av MW har en tendens til å ha en null korrelasjon med RC-ytelse, kan man stille spørsmål ved gyldigheten av egenskapsbaserte mål i leseforskning, da de kanskje bare er vagt relatert til det komplekse nettverket av prosesser knyttet til MW-konstruksjon (f.eks. Seli et al., 2016). Når det gjelder vår tidligere foreslåtte teoretiske tilnærming, er et fravær av en relasjon mellom egenskap MW og RC i tråd med ideen om at svingeffekten kan virke bare på MW online-prosessen under oppgaven: Mens tilstand MW reflekterer øyeblikkelige (forbigående) opplevelser, egenskap MW kan være mer relatert til en persons personlighet og identitet (da Silva, 2020).

I dette synet kan de to målene (dvs. tilstand/egenskap) bare fange opp delvis overlappende prosesser som kan påvirke effekten av MW på RC ulikt. Vi fant ingen moderasjonseffekter angående hvordan RC ble målt (dvs. multiple-choice vs. open-ended vs. true-false spørsmål). Det relativt lave antallet studier som bruker åpne spørsmål gjør det imidlertid vanskelig å spekulere i mulige årsaker bak mangelen på en effekt. Mer forskning som direkte sammenligner ytelse i flervalgsspørsmål og åpne spørsmål vil være nyttig for å skille ut forholdet mellom MW og spørsmålstype.

Oppsummert er vårt forslag om en svingeffekt komplementært, snarere enn i kontrast, med kaskademodellen for uoppmerksomhet (Smallwood, 2011), og antyder at det kan være delte faktorer som påvirker begge konstruksjonene samtidig. I motsetning til dette kan det i andre tilfeller være årsakspåvirkninger fra en av sidene som indirekte påvirker den andre siden. Oppmerksom kontrollkapasitet kan modulere hvordan leseren kan justere forekomsten av MW under lesing i henhold til tekstkarakteristikker og lesernes evner. Fremtidige studier bør bedre forstå delte og indirekte (medierings) effekter, ta hensyn til begge perspektiver, inkludert MW-mål i RC-studier og omvendt og muligens involvere grupper av deltakere med spesifikke lidelser i enten oppmerksomhetskontroll (f.eks. ADHD), dekoding (f.eks. , dysleksi) eller forståelsesevner (f.eks. dårlige forstår). Det må også understrekes at forholdet mellom RC og MW, selv om det er betydelig, er i det moderate området; derfor er de to konstruksjonene bare delvis overlappende, og hver av dem kan også ha uavhengige funksjoner og veier. Basert på våre resultater om MW-vurderingsprosedyrer, bør forskere nøye tolke resultater fra studier der kun egenskapsbaserte mål er brukt for å estimere den individuelle tendensen til MW eller å sone ut under lesing.

Det er noen begrensninger i denne studien som må vurderes. For det første, i de fleste analyser på moderatorer, var antallet tilgjengelige data begrenset og med begrenset, men akseptabel, variasjon. Spesielt er det nødvendig med mer bevis angående rollen til tekstinteresse og tekstvansker. Videre ble andre faktorer ikke vurdert, slik som skillet mellom frivillig og ufrivillig MW, på grunn av fraværet av tilstrekkelig informasjon i de utvalgte studiene. Til slutt ble ikke grå litteratur inkludert i metaanalysen, med potensiell overestimering av den rapporterte effekten. I denne forbindelse ser imidlertid mangelen på grå litteratur ikke ut til å forringe den generelle tolkningen av denne studiens funn, gitt den små til middels korrelasjonen som er funnet og fraværet av betydelig publikasjonsskjevhet. Til slutt kunne vi ikke kontrollere nøyaktig for seksjonslengde, fordi denne informasjonen ikke ble rapportert konsekvent på tvers av studier; derfor vurderte vi det totale antallet ord i teksten, som var ubetydelig.

Til tross for disse begrensningene er dette til dags dato den første systematiske analysen av størrelsen på forholdet mellom MW og RC. Nåværende resultater er i tråd med synet om at MW kan være skadelig for RC, men årsaksveiene som kan bestemme en slik sammenheng er ennå ikke dokumentert.

Likevel kan resultatene våre ha umiddelbare praktiske implikasjoner. For eksempel er det viktig å fremme bevisstheten om forholdet mellom MW og RC i utdanningsmiljøer. MW er ikke bare en "distraksjon" fra lesing, men snarere en del av prosessen som kan aktiveres avhengig av både tekster og deltakernes egenskaper. Å utvikle strategier for å redusere MW (f.eks. mindfulness) kan forbedre RC, og på den andre siden kan arbeid med tekster for å favorisere RC (f.eks. lesbarhet, emneinteresse) redusere deltakernes engasjement i MW. En siste problemstilling som kan åpne for videre forskning er relatert til innholdet i MW. Gitt at MW ved visse anledninger har vist seg å ha gunstige effekter på kognisjon, bør ytterligere undersøkelser svare på spørsmålet om "hvilket innhold av MW som forstyrrer RC og som i stedet er fordelaktige."

Forfatteres bidrag

CV og EC utførte den bibliografiske forskningen, gjorde en felles evaluering av abstraktet og fullteksten inkludert i studien, systematiserte data for analyse, PB og LD veiledet og bidro til hvert trinn i forskningen, CV kjørte den statistiske analysen, PB og LD skrev et første utkast til papiret, alle forfattere reviderte manuskriptet.

Finansiering

Åpen tilgangsfinansiering levert av Alma Mater Studiorum - Università di Bologna innenfor CRUI-CARE-avtalen. Ingen midler, tilskudd eller annen støtte ble mottatt

Datatilgjengelighet

Syntesen av litteraturen som er gjennomgått i denne studien er åpent tilgjengelig i Open Science Framework: https://osf.io/v835e/

Kodetilgjengelighet

Koden som ble brukt til å utføre metaanalysen er åpent tilgjengelig i Open Science Framework: https://osf.io/v835e/

Erklæringer

Interessekonflikter/konkurrerende interesser Forfatterne har ingen interessekonflikter å erklære som er relevante for innholdet i denne artikkelen.

Etikkgodkjenning er ikke aktuelt

Samtykke til å delta er ikke aktuelt

Samtykke til publisering er ikke aktuelt

Åpen tilgang

Denne artikkelen er lisensiert under en Creative Commons Attribution 4.0 internasjonal lisens, som tillater bruk, deling, tilpasning, distribusjon og reproduksjon i ethvert medium eller format, så lenge du gir passende kreditt til den(e) originale forfatteren(e) ) og kilden, oppgi en lenke til Creative Commons-lisensen, og angi om endringer ble gjort. Bildene eller annet tredjepartsmateriale i denne artikkelen er inkludert i artikkelens Creative Commons-lisens med mindre annet er angitt i en kredittgrense til materialet. Hvis materiale ikke er inkludert i artikkelens Creative Commons-lisens og din tiltenkte bruk ikke er tillatt av lovbestemt regulering eller overskrider tillatt bruk, må du innhente tillatelse direkte fra opphavsrettsinnehaveren. For å se en kopi av denne lisensen, besøk http://creativecommons.org/licenses/by/4.0.

Referanser

1.*Al-Balushi, SM, & Al-Harthy, IS (2015). Elevenes tanker vandrer i makroskopiske og submikroskopiske tekstfortellinger og deres forhold til deres leseforståelse. Chemistry Education Research and Practice, 16(3), 680–688.

2. Babbitt Bray, G., & Barron, S. (2004). Vurdere leseforståelse: Effektene av tekstbasert interesse, kjønn og evner. Educational Assessment, 9(3/4), 107–128.

3. Baird, B., Smallwood, J., & Schooler, JW (2011). Tilbake til fremtiden: Selvbiografisk planlegging og funksjonaliteten til tankevandring. Bevissthet og erkjennelse, 20(4), 1604–1611.

4. Baird, B., Smallwood, J., Mrazek, MD, Kam, JW, Franklin, MS, & Schooler, JW (2012). Inspirert av distraksjon: tankevandring letter kreativ inkubasjon. Psychological Science, 23(10), 1117–1122.

5.Balduzzi, S., Rücker, G., & Schwarzer, G. (2019). Hvordan utføre en metaanalyse med R: En praktisk opplæring. Evidensbasert psykisk helse, 22, 153–160.

6. Best, RM, Floyd, RG, & Mcnamara, DS (2008). Differensiell kompetanse bidrar til barns forståelse av narrative og forklarende tekster. Reading Psychology, 29(2), 137–164.

7.*Bixler, R., & D'Mello, S. (2016). Automatisk blikkbasert brukeruavhengig gjenkjenning av tankevandring under datastyrt lesing. Brukermodellering og brukertilpasset interaksjon, 26(1), 33–68.

8.Bonifacci, P., Colombini, E., Marzocchi, M., Tobia, V., & Desideri, L. (2022). Tekst-til-tale-applikasjoner for å redusere tankevandring hos elever med dysleksi. Journal of Computer Assisted Learning, 38(2), 440–454.

9.Bonifacci, P., & Tobia, V. (2017). Det enkle synet på lesing hos tospråklige minoritetsspråklige barn som tilegner seg et svært transparent andrespråk. Scientific Studies of Reading, 21(2), 109–119.

10.*Broadway, JM, Franklin, MS, & Schooler, JW (2015). Tidlige hendelsesrelaterte hjernepotensialer og hemisfæriske asymmetrier avslører tankevandring mens du leser og forutsier forståelse. Biologisk psykologi, 107, 31–43.

For more information:1950477648nn@gmail.com