Leraar, vergeef me, ik vergat het te doen! De impact van het prospectieve geheugen van kinderen op de evaluatie van academische prestaties door leraren Samenvatting
Aug 20, 2023
Achtergrond: Volgens Munsat (1965, The concept of memory. University of Michigan) wordt iemand die regelmatig prospectieve geheugenfouten maakt eerder beschouwd als iemand met een gebrekkig karakter dan met een slecht geheugen. Gezien het feit dat PM zijn ontwikkeling pas in de jongvolwassenheid voltooit, kan deze bias niet alleen voorkomen binnen sociale relaties, maar ook op school. Er is echter weinig bekend over de impact van deze bias op de academische prestaties. Doelstellingen: Deze studie had tot doel de impact van de PM van kinderen op de evaluaties van leraren van hun academische prestaties (dwz cijfers) en sociale vaardigheden te evalueren. Steekproef: In totaal namen 158 acht- en twaalfjarige kinderen (48% vrouwen) deel aan dit onderzoek. Methoden: Een taak voor het bijwerken van het werkgeheugen (WM) werd gebruikt als een doorlopende taak (OT), waarin de PM-taak was ingebed en van deelnemers verlangde dat ze reageerden wanneer bepaalde afbeeldingen verschenen. De sociale vaardigheden van kinderen werden gemeten aan de hand van beoordelingen van leraren, terwijl cijfers werden verzameld als indicatoren voor de beoordeling door leraren van de academische prestaties. De WM-spanwijdte en de remmende controle van kinderen werden ook beoordeeld. Resultaten: Uit de resultaten bleek dat de academische prestaties van 8- en 12-jarige kinderen voorspeld werden door zowel de PM-prestaties als de evaluaties van sociale vaardigheden door leraren. Evaluaties van sociale vaardigheden werden echter niet voorspeld door PM-prestaties. WM-bereik was gerelateerd aan cijfers bij 8-jarigen, terwijl inhibitiecontrole gerelateerd was aan PM-prestaties bij 12-jarigen. Conclusies: Deze resultaten benadrukken dat de cijfers van kinderen niet alleen worden verklaard door de academische prestaties zelf, maar ook door andere persoonlijke vaardigheden. Bewustwording van de vooroordelen die kunnen optreden bij het evalueren van de schoolprestaties van kinderen kan leraren helpen objectiever te zijn in hun beoordeling.
SLEUTELWOORDEN
academische prestaties, toekomstig geheugen, schoolgaande kinderen, sociale vaardigheden, beoordelingen van leraren
INVOERING
Cistanche-ervaring - Verbeter het geheugen
Kinderen krijgen vaak te horen dat ze hun huiswerk op tijd moeten inleveren, een boek terug moeten brengen naar de bibliotheek of een boodschap aan hun ouders moeten overbrengen. Ze vergeten echter vaak de aanwijzingen van leraren op te volgen en slagen er niet in de geïnstrueerde intenties op het juiste moment uit te voeren (zie Mahy et al., 2014). De reden zou kunnen zijn dat het vermogen om te onthouden een beoogde actie uit te voeren, ook bekend als prospectief geheugen (PM; Einstein & McDaniel, 1990), zijn ontwikkelingspiek pas rond de late adolescentie of jonge volwassenheid bereikt (Zimmermann & Meier, 2006). Ontwikkelingsveranderingen in PM-prestaties tijdens de schooljaren lijken niet alleen bij te dragen aan de toenemende autonomie en onafhankelijkheid van kinderen van anderen in het dagelijks leven, maar ook aan hun succes in verschillende contexten. Een kind dat vaak vergeet zijn huiswerk op tijd in te leveren, kan bijvoorbeeld op school worden benadeeld, ondanks dat het even academisch vaardig is als zijn klasgenoten (zie Mahy et al., 2014). Bovendien kunnen PM-fouten een negatieve invloed hebben op de sociale relaties van kinderen, bijvoorbeeld wanneer een kind vaak vergeet een boek terug te geven aan een vriend of een verjaardagscadeau mee te nemen naar een feestje. Zoals Munsat (1965) voor het eerst suggereerde, worden PM-fouten eerder geïnterpreteerd als karakterfouten dan als pure geheugenproblemen, zoals retrospectieve geheugenfouten worden geïnterpreteerd. Kinderen die niet het vermogen ontwikkelen om een PM-taak met succes uit te voeren, zullen waarschijnlijk moeilijkheden ondervinden, niet alleen bij de uitvoering van formele taken (zoals op school), maar ook in hun interacties met ouders, leraren en leeftijdsgenoten (zie Mahy et al., 2014). Er is echter nog steeds geen bewijs over de vraag of en in welke mate PM-vaardigheden van invloed zijn op het succes van kinderen op school en in sociale interacties. Deze studie had tot doel de rol van de PM-ontwikkeling van kinderen op de evaluaties van leraren van zowel academische prestaties als sociale vaardigheden te onderzoeken.
Prospectief geheugen en de ontwikkeling ervan
Prospectieve geheugenprestaties worden meestal beoordeeld met behulp van dubbeltaakachtige laboratoriumexperimenten waarbij deelnemers betrokken zijn bij een doorlopende activiteit, ook wel een doorlopende taak (OT) genoemd, en tegelijkertijd moeten onthouden dat ze een intentie moeten uitvoeren wanneer een vooraf bepaalde gebeurtenis plaatsvindt. dat wil zeggen dat er een PM-signaal optreedt (Einstein & McDaniel, 1990). Dit paradigma is ontworpen om situaties uit het dagelijks leven na te bootsen waarin we doorgaans lopende activiteiten moeten onderbreken om een eerder geplande taak uit te voeren (bijvoorbeeld een gesprek onderbreken om naar de bakkerij te gaan en brood te kopen). Op basis van dit paradigma hebben onderzoeken verschillende taken gecreëerd om PM bij kinderen te evalueren. In veel onderzoeken is bijvoorbeeld gebruik gemaakt van laboratoriumgebaseerde PM-taken, zoals computer- of spelachtige taken waarbij kinderen een spel moeten spelen of plaatjes of woorden moeten categoriseren als OT en tegelijkertijd moeten onthouden dat ze op een andere toets moeten drukken of een andere opdracht moeten uitvoeren. actie wanneer een specifiek doel verschijnt (de PM-cue). Belangrijk is dat de PM-cue slechts een paar keer voorkomt tijdens de OT (bijvoorbeeld 3 PM-cues onder 100 OT-trials), wat lijkt op wat er in het dagelijks leven gebeurt als er maar een paar gelegenheden zijn om onze intentie uit te voeren (Brandimonte & Passolunghi, 1994). . Een andere onderzoekslijn hanteerde echter meer ecologische PM-taken, waarbij kinderen werd gevraagd te onthouden om snoepjes of stickers te vragen als ze de onderzoeker zagen, of om cupcakes na een bepaalde vertragingstijd uit de oven te halen (Ceci & Bronfenbrenner, 1985; Kliegel et al., 2010; Ślusarczyk & Niedźwieńska, 2013; Somerville et al., 1983). Zowel laboratoriumgebaseerde als ecologische experimenten lieten voordelen zien en de keuze is afhankelijk van verschillende factoren, zoals onder meer de omvang van het beschikbare monster, het gewenste niveau van controle over de variabelen en het doel van het onderzoek. Niettemin konden beide benaderingen nuttige inzichten verschaffen in het PM-proces in de ontwikkelingsleeftijd. Ontwikkelingsonderzoek heeft aangetoond dat de eerste tekenen van PM-vaardigheden al rond de leeftijd van 2 of 3 jaar ontstaan en toenemen tijdens de voorschoolse periode (bijv. Matthias Kliegel et al., 2010; Mahy & Moses, 2011; Ślusarczyk et al., 2018). Ślusarczyk & Niedźwieńska, 2013). Er zijn bijvoorbeeld specifieke verbeteringen in de PM-prestaties onthuld tussen de leeftijd van 3 en 6 jaar door gebruik te maken van zowel ecologische als laboratoriumgebaseerde PM-taken (Mahy & Moses, 2011; Ślusarczyk & Niedźwieńska, 2013). Tijdens de schoolgaande leeftijd blijven de PM-prestaties van kinderen verbeteren, met belangrijke ontwikkelingsverschuivingen rond de leeftijd van 7–8 en 10–11 jaar (bijv. Shum et al., 2008; Smith et al., 2010; Spiess et al. , 2016; Yang et al., 2011; Zuber et al., 2019). Deze bevindingen worden ondersteund door een onderzoek van Yang et al. (2011), die de PM-prestaties bij 120 zeven- tot twaalfjarige kinderen beoordeelden aan de hand van verschillende laboratoriumgebaseerde computergestuurde PM-taken. Ten slotte wordt PM pas relatief stabiel rond de late adolescentie of jonge volwassenheid, zoals is aangetoond in talrijke onderzoeken naar de levensduur onder kinderen, adolescenten en volwassenen (bijv. Kretschmer-Trendowicz & Altgassen, 2016; Zimmermann & Meier, 2006). Volgens het uitvoerende raamwerk van PM-ontwikkeling (Mahy et al., 2014), dat gebaseerd is op zowel de multiprocesvisie (McDaniel et al., 2015; McDaniel & Einstein, 2000) als de voorbereidende en aandachtsgeheugentheorie (Smith, 2003 (Smith & Bayen, 2004) spelen executieve functies een belangrijke rol in de ontwikkeling van PM tijdens de kindertijd en adolescentie, vooral wanneer een PM-taak veel middelen vergt. PM-taken die niet-focaal zijn voor de OT (bijvoorbeeld een PM-taak die semantische verwerking vereist en een OT die perceptuele verwerking vereist) lijken meer te vertrouwen op uitvoerende processen vergeleken met PM-taken die wel focus hebben op de OT (Einstein et al., 2005; Maylor, 1996; Maylor et al., 2002; Meier & Graf, 2000; Meiser & Schult, 2008). Bovendien suggereert dit raamwerk dat de ontwikkeling van PM tijdens de vroege kinderjaren vooral wordt ondersteund door de capaciteiten van het werkgeheugen (WM), terwijl remmende controle, monitoring en schakelen een belangrijke rol spelen tijdens de schoolgaande jaren. De relatie tussen PM-ontwikkeling en uitvoerende functies is aangetoond in verschillende onderzoeken met verschillende PM-taken. Shum et al. (2008) testten 63 acht- tot dertienjarige kinderen op een focale PM-taak, waarbij kinderen een tekst hardop moesten lezen en moesten onthouden een doelwoord te vervangen door een ander woord. allemaal gerelateerd aan PM-prestaties. Op dezelfde manier hebben Zuber et al. (2019) testten de rol van executieve functies op zowel focale als niet-focale PM-taken bij 212 zes- tot elfjarige kinderen. In een centrale PM-taak moesten kinderen een geautomatiseerd kaartsorteerspel spelen als OT (dat wil zeggen objecten sorteren op dimensie) en moesten ze onthouden dat ze op een specifieke toets moesten drukken wanneer een dier als PM-taak verscheen. De prestaties bij beide PM-taken hielden verband met remming en het bijwerken van WM (zie Cherie et al., 2021, voor vergelijkbare resultaten). Het schakelen bleek echter vooral verband te houden met PM-prestaties bij de niet-focale taak waarbij de OT bestond uit het sorteren van kaarten volgens een klein symbool onder of boven het centrale beeld en de PM-taak bestond uit het onthouden om op een specifieke toets te drukken voor dieren (zie Spiess et al., 2016, voor vergelijkbare resultaten).
cistanche voordelen voor mannen - Anti-Alzheimerziekte
【Vraag om meer】 E-mail:cindy.xue@wecistanche.com / Whats-app: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692
Prospectief geheugen, academische prestaties en sociale interacties
Er is gesuggereerd dat prospectief geheugen niet alleen het succes op school beïnvloedt, maar ook in sociale relaties (zie Mahy et al., 2014). Er is echter weinig bekend over de impact van de PM-ontwikkeling op de academische prestaties en sociale interacties van kinderen. Wat het academische niveau betreft, hebben tot nu toe verschillende onderzoeken de relatie tussen executieve functies en schoolprestaties onderzocht. St Clair-Thompson en Gathercole (2006) lieten bijvoorbeeld zien dat visuospatiële WM en remming van 11- en 12-jarige kinderen hun schoolprestaties op het gebied van Engels, wiskunde en natuurwetenschappen voorspelden. Op dezelfde manier hebben Visu-Petra et al. (2011) lieten zien dat WM een hoge voorspellende waarde had voor de schoolprestaties van 11- en 15-jarigen op het gebied van wiskunde. Hoewel executieve functies belangrijke voorspellers zijn van academisch succes, zijn er ook andere factoren die de schoolprestaties beïnvloeden. Uit een onderzoek onder 7- en 8-jarige kinderen bleek bijvoorbeeld dat naast executieve functies ook persoonlijkheidskenmerken, zoals extraversie en openheid, academisch succes voorspelden. Belangrijk is dat deze uitkomst werd gevonden bij het beschouwen van schoolcijfers (die door leraren worden gegeven), maar niet bij het beschouwen van gestandaardiseerde tests als maatstaf voor academische prestaties (Neuenschwander et al., 2013). Dit suggereert dat de evaluaties van leraren over academische prestaties tot op zekere hoogte bevooroordeeld kunnen zijn in de richting van aspecten die verder gaan dan de feitelijke academische competentie. Zoals we eerder hebben betoogd, kunnen kinderen die regelmatig vergeten schoolopdrachten uit te voeren, ten onrechte als academisch minder competent worden beschouwd dan hun klasgenoten. De PM-vaardigheden van kinderen kunnen dus een verdere factor zijn die de academische beoordelingen beïnvloedt. Op vergelijkbare wijze is er met betrekking tot de sociale aspecten van PM vaak betoogd dat een kind dat niet op de juiste wijze het vermogen ontwikkelt om PM-taken met succes uit te voeren, waarschijnlijk veel problemen zal ondervinden, niet alleen bij de uitvoering van formele taken (zoals op school). maar ook in passende interacties met ouders, leraren en leeftijdsgenoten (McCauley & Levin, 2004). PM-prestaties lijken bijzonder gevoelig voor de sociale waarde (dat wil zeggen het sociale belang) van de uit te voeren actie (Cicogna & Nigro, 1998): intenties worden waarschijnlijker gerealiseerd voor acties met een hoge mate van belangstelling. Deze factor kan van cruciaal belang zijn voor schoolkinderen, aangezien huiswerk een van de belangrijkste activiteiten is en vaak gepaard gaat met negatieve gevoelens. Onderzoekers op dit gebied hebben vaak betoogd dat succesvolle prospectieve herinnering niet alleen zou worden beïnvloed door sociale interacties, maar ook door de sociale interacties zelf (Brandimonte & Ferrante, 2008). Dienovereenkomstig zouden retrospectieve geheugenstoringen voornamelijk worden toegeschreven aan het slechte geheugen van een persoon, terwijl PM-storingen vaker zouden worden toegeschreven aan iemands slechte karakter en onbetrouwbaarheid (Munsat, 1965). Bijgevolg zou het waarschijnlijker zijn dat PM-fouten een negatieve invloed hebben op de perceptie van iemands sociale competentie. In deze geest hebben Moeller et al. (2021) hebben onlangs onderzocht hoe vergeetachtige kinderen door volwassenen worden waargenomen. In twee experimenten lieten de auteurs verschillende vignetten zien aan volwassen deelnemers, waarin kinderen van verschillende leeftijden (4-jaar- en 10-jarige kinderen) werden afgebeeld die in verschillende situaties (academisch of sociaal) vergeten hun intenties te voltooien. Deelnemers werd gevraagd een oordeel te geven over de eigenschappen van kinderen (dwz vriendelijkheid, vriendelijkheid, betrouwbaarheid, capaciteiten, competentie, intelligentie en consciëntieusheid). De resultaten van dit onderzoek lieten zien dat volwassenen kinderen die PM-fouten maken negatief beoordeelden, vooral als kinderen ouder waren dan toen ze jonger waren. Bovendien werden zowel 4- als 10-jarige kinderen op vergelijkbare wijze negatief beoordeeld wanneer PM-fouten op sociaal gebied plaatsvonden, in plaats van op academisch gebied. Gezien deze resultaten pleiten de auteurs voor de noodzaak om dit onderzoek uit te breiden door te onderzoeken of kinderen op school of thuis ook anders worden behandeld door volwassenen op basis van hun PM-prestaties. Er zijn tot nu toe geen onderzoeken geweest die de impact van de PM-prestaties van kinderen op de evaluaties van volwassenen van hun academische succes en sociale competenties empirisch hebben getest.
De huidige studie
Het huidige onderzoek was bedoeld om te onderzoeken of en in welke mate de PM-vaardigheden van kinderen de evaluaties van leraren over hun academische prestaties (dwz cijfers) en sociale vaardigheden zouden beïnvloeden. Bovendien wilden we onderzoeken of uitvoerende functies deze relaties en hun ontwikkeling kunnen moduleren. We vergeleken de prestaties van 8- en 12-jarige deelnemers op een PM-taak die was aangepast aan eerdere onderzoeken met volwassenen (Basso et al., 2010; Palladino & Jarrol, 2008) en op taken die sommige componenten van executieve functies (dat wil zeggen WM en remmende controle). Deze twee leeftijdsgroepen zijn geselecteerd op basis van eerdere onderzoeken die hebben aangetoond dat PM tijdens de schooljaren verbetert, met een aanzienlijke verschuiving tussen de leeftijd van 10 en 11 jaar (Shum et al., 2008; Yang et al., 2011). Het testen van kinderen voor en na deze verschuiving kan ons een lagere variabiliteit opleveren, zodat leeftijdsverschillen betrouwbaarder kunnen zijn. Vanwege hun gedocumenteerde relevantie voor zowel PM als academische prestaties (Cherie et al., 2021; St Clair-Thompson & Gathercole, 2006; Zuber et al., 2019), werden WM en remmende controle geëvalueerd om hun effecten te ontwarren van PM tijdens het schatten de afhankelijke variabelen. De schoolcijfers van de deelnemers werden beschouwd als de evaluaties van leraren van hun academische prestaties, terwijl de beoordeling van leraren van de sociale competenties van de deelnemers werd verzameld met behulp van een vragenlijst. Ten eerste veronderstelden we dat de schoolresultaten van kinderen zouden worden beïnvloed door de evaluaties van sociale vaardigheden door leraren en dat beide variabelen voorspeld zouden kunnen worden door de PM-prestaties van kinderen (vgl. Munsat, 1965). Ten tweede verwachtten we, zoals gesuggereerd door de literatuur, dat schoolcijfers verband zouden houden met de remmende controle van deeltjesbroeken en de WM-prestaties (St Clair-Thompson & Gathercole, 2006; Visu-Petra et al., 2011). Ten slotte verwachtten we de ontwikkelingsvooruitgang in PM-prestaties van de kindertijd tot de (pre) adolescentie (Kretschmer-Trendowicz & Altgassen, 2016; Zimmermann & Meier, 2006) en hun relatie tot remmende controle en WM (Cherie et al., 2021). ; Shum et al., 2008; Yang et al., 2011; Zuber et al., 2019).
METHODE
Deelnemers
In totaal namen 158 deelnemers deel aan het huidige onderzoek: 76 achtjarige kinderen (Mage=8.12; SD=.45; 36 vrouwen) en 82 twaalfjarige kinderen (Mage=12.21; SD=.53; 40 vrouwen). Kinderen werden gerekruteerd op openbare scholen in Noord-Italië en hadden een gemengde sociaal-economische status, aangezien kinderen die naar openbare scholen in die regio gaan, tot een verscheidenheid aan sociaal-economische achtergronden behoren, gaande van een middelhoge tot een middelhoge sociaal-economische status. De meeste kinderen waren Italiaans als moedertaal of beheersten het Italiaans voldoende. Geen van de deelnemers had neurologische of ontwikkelingsstoornissen, en ze hadden allemaal een normale of gecorrigeerde tot normale gezichtsscherpte. De onderzoeksprocedure respecteerde de ethische normen van de American Psychological Association en werd goedgekeurd door de plaatselijke universiteit en de deelnemende scholen. Alle kinderen en hun wettelijke verzorgers gaven mondeling of schriftelijk geïnformeerde toestemming voor deelname aan dit onderzoek.
Cistanche-supplement bij mij in de buurt - Geheugen verbeteren
Materialen en procedures
Prospectief geheugenparadigma
De OT bestond uit een geautomatiseerde WM-updatetaak, aangepast aan eerdere onderzoeken onder volwassenen (Basso et al., 2010; Palladino & Jarrol, 2008). De taak omvatte in totaal 266 gestandaardiseerde zwart-witlijntekeningen die gemakkelijk te benoemen levende en niet-levende objecten afbeeldden (Lotto & Dell'Acqua, 2001). Van deze afbeeldingen werden er drie gebruikt als PM-signalen (dwz varken, riem en pompoen), terwijl de overige 263 afbeeldingen werden gebruikt voor de trainingsfase en de twee blokken (zie figuur 1). De taak is ontworpen en uitgevoerd op presentatiesoftware (Neurobehavioral Systems, San Francisco, CA). De afbeeldingen werden één voor één (elke 3 seconden) op het computerscherm gepresenteerd en waren georganiseerd in 32 lijsten, acht lijsten voor elk van de vier verschillende lijstlengtes die 3, 4, 5 of 6 afbeeldingen bevatten. Voor de OT moesten de deelnemers de laatste drie foto's van elke lijst onthouden zonder vooraf de lengte van de lijst te kennen. Aan het einde van elke lijst kregen ze een fixatiekruis te zien (200 ms), gevolgd door de sondefoto. Deelnemers moesten beslissen of de sondefoto tot de laatste drie te onthouden items behoorde door op de ja- of nee-toets op het toetsenbord te drukken. De helft van de sondefoto's was aanwezig in de laatste drie te onthouden items, terwijl de helft dat niet was. Hiervan werden er 12 gepresenteerd in de lijst, maar behoorden niet tot de laatste drie te onthouden items, terwijl er vier nieuwe items waren. De PM-signalen waren ingebed in de OT en werden nooit gepresenteerd tussen de laatste drie te onthouden afbeeldingen. De PM-cues verschenen acht keer binnen de OT, met een presentatiesnelheid van ongeveer één per 2 minuten, zoals gebruikelijk is in PM-paradigma's (Brandimonte & Passolunghi, 1994). Telkens wanneer een PM-signaal op het scherm verscheen, moesten de deelnemers op de spatiebalk drukken. Bijgevolg was de PM-taak centraal of overlappend met de OT (Einstein et al., 2005). Alle deelnemers voerden de OT twee keer uit, één keer zonder (enkele OT) en één keer met ingebedde PM-cues (dubbele OT). De presentatievolgorde werd willekeurig verdeeld over de deelnemers. Nadat de taakprocedure was uitgelegd, kregen de deelnemers ook de opdracht om zo snel en nauwkeurig mogelijk te zijn. Nadat ze een oefenfase hadden afgerond en gevraagd werd de instructies in hun eigen woorden te herhalen, voerden de deelnemers de experimentele fase uit. Correcte antwoorden op de 20.00 uur signalen en RT's van correcte antwoorden werden in aanmerking genomen voor de uitvoering van de PM-taak. Voor OT-prestaties werden correcte antwoorden op de sondefoto's aan het einde van elke lijst, evenals RT's van correcte antwoorden, in aanmerking genomen voor zowel de enkele (n=32) als de dubbele OT (n=32).
FIGUUR 1 Schematische weergave van de geautomatiseerde taak voor het bijwerken van het werkgeheugen die wordt gebruikt voor de lopende taak, met een ingebed prospectief geheugen (PM) signaal. Aan de deelnemers werd verteld dat ze een reeks afbeeldingen één voor één op het computerscherm zouden zien en dat elke lijst uit drie tot zes afbeeldingen kon bestaan. Ze moesten altijd de laatste drie foto's van elke lijst onthouden zonder van tevoren te weten hoeveel foto's er zouden worden gepresenteerd. Elke lijst eindigde met een fixatiekruis (vijfde foto in de voorbeeldlijst), gevolgd door een sondefoto (laatste foto in de voorbeeldlijst) en de deelnemers werd gevraagd te beslissen of deze deel uitmaakte van de laatste drie foto's van de eerder gepresenteerde lijst door op te drukken de ja-toets of nee-toets. In de voorbeeldlijst zou het juiste antwoord "ja" zijn. In het PM-blok moesten deelnemers bovendien op de spatiebalk drukken wanneer een van de drie PM-cues verscheen (eerste afbeelding in de voorbeeldlijst).
Go/no-go-taak
De remmende controle werd gemeten met behulp van een go/no-go-paradigma (bijv. Brocki & Bohlin, 2004). De computergebaseerde taak was ontworpen en uitgevoerd op presentatiesoftware en bestond uit twee delen, het ene bevatte alleen go-stimuli (gele stip op een zwarte achtergrond; n=30) en het andere bestond uit beide go (n {{4 }}) en no-go-prikkels (blauwe stip op een zwarte achtergrond; n=15). Go- en no-go-stimuli werden willekeurig gepresenteerd en met een willekeurig interstimulusinterval (variërend van 800 tot 1200 ms). De deelnemers moesten op de spatiebalk drukken wanneer er een go-stimulus werd gepresenteerd, terwijl ze hun reactie moesten onderdrukken wanneer er een no-go-stimulus verscheen. De presentatie van de taak met alleen go-stimuli en de taak met go- en no-go-stimuli werd gerandomiseerd over de deelnemers. Nauwkeurigheden (dwz correct reageren op go-stimuli) en RT's voor correcte reacties werden in overweging genomen.
Corsi-bloktapopdracht
De Corsi block-tapping-taak (Milner, 1971) werd gebruikt om de visueel-ruimtelijke WM-overspanning van de deelnemers te evalueren. De deelnemers kregen negen identieke blokken te zien, die willekeurig op een bord waren gerangschikt, op verschillende en asymmetrische ruimtelijke locaties. De onderzoeker wees één voor één naar een reeks blokken met intervallen van 1-s. De deelnemers moesten vervolgens in identieke volgorde naar dezelfde blokken wijzen. De lengte van de bloksequenties nam geleidelijk toe van twee blokken naar negen blokken. De taak werd gestopt toen de deelnemer twee bloksequenties van dezelfde lengte niet correct kon reproduceren. De langste correct gereproduceerde blokreeks werd beschouwd als de visueel-ruimtelijke overspanning.
Effecten van cistanche-kruid - Anti-Alzheimerziekte
Beoordeling door docenten van de academische prestaties van kinderen
De schoolcijfers van de deelnemers voor alle schoolvakken (bijv. wiskunde, talen, natuurwetenschappen, enz.) werden verzameld van het eerste semester van het jaar (dwz september – februari), gedurende welke periode het experiment plaatsvond. Cijfers werden gegeven door docenten en konden variëren van 4 (=onvoldoende) tot 10 (=uitstekend). Deze werden gemiddeld om voor elke deelnemer één enkele gemiddelde eindscore van schoolcijfers te verkrijgen.
Vragenlijst sociale vaardigheden
Om de sociale vaardigheden van kinderen te meten, werd de vragenlijst 'Indicatoren van sociale ontwikkeling' (Pastorelli et al., 1997) afgenomen bij de kinderen (zelfbeoordeling) en bij hun leraren (lerarenevaluaties). Beide versies van de vragenlijst waren verdeeld in drie schalen die emotionele instabiliteit (EI; 13 items), fysiek en verbaal agressief gedrag (PVA; 13 items) en prosociaal gedrag (PSB; 15 items) evalueerden. Voorbeelditems voor de EI-schaal waren ‘Hij/zij is ongeduldig’ of ‘Het is moeilijk voor hem/haar om stil te blijven’; voor de PVA "Hij/zij krijgt ruzie" of "Hij/zij beledigt andere kinderen of scheldt ze uit"; en voor de PSB-schaal "Hij/zij probeert verdrietige mensen gelukkiger te maken" of "Hij/zij probeert anderen te helpen". De antwoorden werden gegeven op een 3-punt Likert-schaal, variërend van 1 (=nooit) tot 3 (=vaak). De betrouwbaarheid van de vragenlijst over sociale vaardigheden is=.93 voor de EI,=.85 voor de PSB en=.93 voor de PVA-schaal. Omdat de focus van het huidige onderzoek lag op de evaluaties door leraren van de sociale competenties van kinderen, werd er bij de analyses geen rekening gehouden met de zelfbeoordelingen van kinderen.
Chinese kruidencistanche
Procedure
Deelnemers werden getest door vier getrainde onderzoekers. Ze werden eerst gedurende ongeveer 45 minuten individueel geëvalueerd in een rustige kamer vlakbij hun klaslokaal. Deelnemers werden beoordeeld op de OT zonder ingebedde PM-taak en de OT met de ingebedde PM-taak, terwijl zowel de Corsi block-tapping-taak als de go/no-go-taak tussen de twee hoofdtaken werden afgenomen. De volgorde van presentatie van de enkele en dubbele taken werd willekeurig toegewezen aan de deelnemers. Aan het einde van de individuele sessie kon elk kind een kleurplaat kiezen als beloning voor deelname. Vragenlijsten over sociale vaardigheden werden in de klas afgenomen en aan de leerkrachten overgelaten om deze in te vullen (leraren moesten de drie EI, PVA en PSB beantwoorden voor elk kind in de klas).
Gegevensanalyse
Voor de prestaties op de OT, de PM en de go/no-go-taken werden de nauwkeurigheid (percentage correcte antwoorden) en gemiddelde RT's in milliseconden (ms) van correcte antwoorden voor elke deelnemer afzonderlijk berekend. Om te controleren op abnormale RT's binnen elke deelnemer voor de OT en de go/no-go-taak, werden RT's aangepast voor uitschieters voor elke taak en elke deelnemer afzonderlijk met behulp van boxplot-analyses. Deze maakten het mogelijk om RT's die onder het 25e en boven het 75e percentiel lagen uit te sluiten van de mediane RT's. Naast het in aanmerking nemen van correcte antwoorden en RT's, werden restscores (dwz het aantal correcte antwoorden per seconde) berekend voor de OT- en PM-taken om een score te verkrijgen die informatie omvat met betrekking tot zowel nauwkeurigheid als RT's (Cottini & Meier, 2020 ; Hughes et al., 2014). Efficiënte prestaties worden weergegeven door hogere restscores. Statistische analyses werden uitgevoerd met de gratis statistische software R (R Core Team, 2016). Beschrijvende statistieken die de gemiddelde ruwe scores van kinderen op de verschillende tests in ogenschouw nemen, werden voor elke leeftijdsgroep afzonderlijk berekend. Er werd een onafhankelijke steekproef-t-test uitgevoerd om leeftijdsgerelateerde verschillen tussen 8-jarige (Groep 1) en 12-jarige kinderen (Groep 2) te evalueren. De relaties tussen de verschillende cognitieve maatstaven, cijfers en evaluaties van sociale vaardigheden werden voorlopig geanalyseerd met een reeks Pearson-correlaties, afzonderlijk uitgevoerd voor elke leeftijdsgroep: de p-waarden werden aangepast met de Benjamini en Yekutieli-methode (2001), om rekening te houden met houd rekening met de afhankelijkheid tussen de correlatietests. Vervolgens werd een multigroep structureel vergelijkingsmodel (SEM) uitgevoerd met behulp van het lavaanpakket (Rosseel, 2012) om de twee leeftijdsgroepen te vergelijken op de veronderstelde invloed van cognitieve vaardigheden (dwz WM en remmende controle), de evaluaties van leraren van sociale vaardigheden en PM-vaardigheden op cijfers, en PM- en cognitieve vaardigheden van kinderen op evaluaties van sociale vaardigheden. De goede pasvorm van het model werd geëvalueerd volgens de criteria aanbevolen door Kline (2012). Bijgevolg werd een goede modelfit weergegeven door een niet-significante chikwadraatwaarde, een Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) en een gestandaardiseerde Root Mean Square Residual (SRMR) kleiner dan .08, een Tucker-Lewis-index (TLI ) en een Comparative Fit Index (CFI) gelijk aan of groter dan 0,90 tot 0,95. Voor de multigroep-SEM werden de waargenomen variabelen gerelateerd aan de EI-, PVA- en PSB-schalen van de evaluaties van de sociale vaardigheden van leraren gegroepeerd in één latente variabele. Dit werd opgenomen als voorspeller van de cijfers van kinderen, samen met PM-prestaties en visueel-ruimtelijke WM-overspanning, en als een voorspelde variabele van PM-prestaties en remmende controle. Bovendien werd een covariantierelatie aangenomen tussen de visuospatiële WM-spanwijdte en remmende controle, en deze twee variabelen werden ook behandeld als voorspellers van PM-prestaties. De schattingsmethode die werd gebruikt om aan de SEM te voldoen was de schatting van de maximale waarschijnlijkheid, en vanwege de aanwezigheid van 17 ontbrekende waarden in EI, PVA en PSB werd een verwachtingsmaximalisatie-algoritme gebruikt om de schattingen van de parameters van het model te vinden. Bovendien werden robuuste schattingen van de standaardfouten van de parameters (sandwichschatter) gebruikt om veiliger te zijn tegen de afwijking van sommige variabelen van de normaliteitsaanname, die nodig was om het model te schatten. De globale fit van het model was bevredigend: χ2 (20)=17.288, p=.634, TLI=1.000, CFI=1. 030, RMSEA=.000, SRMR=.056, en de residuele correlatie tussen alle waargenomen variabelen was bijna nul voor beide leeftijdsgroepen. Er zijn poweranalyses uitgevoerd met G*Power 3 (Faul et al., 2007) om te bepalen of onze steekproefomvang geschikt is om een gemiddelde effectgrootte te detecteren (power=.80 en=.05). Voor een t-test met onafhankelijke steekproeven was het minimumaantal deelnemers om de gewenste power te bereiken 64 per groep, terwijl voor correlaties het minimumaantal 67 was. Volgens Nunnally en Bernstein (1967) zou de minimale steekproefomvang die vereist is voor SEM ongeveer minstens 10 keer het aantal waargenomen variabelen. Omdat het model in de huidige studie zeven variabelen omvat, zou in elke groep een minimale steekproefomvang van 70 vereist zijn. De omvang van onze steekproef was dus passend.
RESULTATEN
Verschillen tussen leeftijdsgroepen in toekomstig geheugen, executieve functies, sociale vaardigheden en academische prestaties
Gemiddelden en standaarddeviaties van de cognitieve metingen, cijfers en evaluaties van sociale vaardigheden van de deelnemer, evenals verschillen tussen leeftijdsgroepen berekend met behulp van t-tests, worden weergegeven in Tabel 1. Hoewel de twee leeftijdsgroepen niet verschilden in nauwkeurigheid, 12- jarige kinderen waren aanzienlijk sneller dan 8-jarigen bij het uitvoeren van de lopende en PM-taken. Op dezelfde manier waren de resterende scores significant verschillend tussen de twee leeftijdsgroepen, waarbij oudere kinderen efficiënter waren in het uitvoeren van de taken dan jongere kinderen. Oudere kinderen presteerden ook beter dan jongere kinderen bij de Corsi-bloktaak en waren significant sneller dan jongere kinderen bij het uitvoeren van de go/no-go-taak. De twee groepen verschilden echter niet in go/no-go-nauwkeurigheid. Hoewel de cognitieve vaardigheden van kinderen over het algemeen verbeterden tussen de leeftijd van 8 en 12 jaar, namen hun academische prestaties af. 12-jarige kinderen behaalden aanzienlijk lagere cijfers dan 8-jarigen. Omdat de twee leeftijdsgroepen zich op verschillende schoolniveaus bevinden, zullen zowel de eisen als de beoordelingsmethoden waarschijnlijk verschillen tussen jongere en oudere kinderen. Bovendien kwamen er ook significante ontwikkelingsveranderingen naar voren in de evaluaties van sociale vaardigheden, waarbij leraren oudere kinderen beoordeelden als minder emotioneel onstabiel en agressief dan jongere kinderen.
TABEL 1 Gemiddelden (en standaarddeviaties) van scores voor elke leeftijdsgroep en t-tests voor de verschillen tussen leeftijdsgroepen in de verschillende maten
De relatie tussen prospectief geheugen, executieve functies, sociale vaardigheden en academische prestaties
Voorlopige analyse
De resultaten van correlatieanalyses worden weergegeven in Tabel 2. De resultaten lieten zien dat bij 8-jarige kinderen de cognitieve variabelen gerelateerd aan OT significant met elkaar gecorreleerd waren. De cijfers van kinderen waren significant gerelateerd aan zowel cognitieve metingen (enkele OT, visueel-ruimtelijke WM-reeks) als bijna alle schalen van de vragenlijst over sociale vaardigheden, met gemiddelde effectgroottes (bereik: r =.44 tot .53). Ten slotte waren de twee schalen van de vragenlijst over sociale vaardigheden, EI en PVA, significant gerelateerd aan elkaar, terwijl PSB alleen gerelateerd was aan PVA. De resultaten met betrekking tot 12-jarige kinderen lieten zien dat van de cognitieve metingen PM correleerde met dubbele OT, wat significant gerelateerd was aan de visuospatiële WM-spanwijdte. Bovendien was de enkele OT significant gecorreleerd met go/no-go RT's en WM-spanwijdte. Cijfers waren significant negatief gecorreleerd met de evaluaties van leraren op de EI- en PVA-schalen. Ten slotte waren de twee schalen voor sociale vaardigheden, EI en PVA, significant gerelateerd aan elkaar, terwijl ze geen verband hielden met de PSB-schaal.
TABEL 2 Pearson-correlaties tussen de verschillende metingen voor elke leeftijdsgroep
Structureel vergelijkingsmodel
Figuur 2 toont regressiegewichten (en hun significantieniveaus) van relaties tussen de variabelen afzonderlijk voor elke leeftijdsgroep. Bij 8-jarige kinderen (Figuur 2a) werden de cijfers significant voorspeld op basis van PM, WM-spanwijdte en de evaluaties van sociale vaardigheden door leraren; dat wil zeggen dat kinderen die hoge scores behaalden op de PM-taak, de Corsi-block-tapping-taak, en die door hun leraren werden beoordeeld als minder emotioneel onstabiel en agressief en met een grotere pro-sociale houding, ook die kinderen waren met betere cijfers. Evaluaties van sociale vaardigheden werden ook significant voorspeld door go/no-go-prestaties. Bijgevolg waren de kinderen die een hoge prestatie behaalden op de go/no-go-taak ook degenen die door hun leraren werden beoordeeld als minder emotioneel onstabiel en agressief en met een grotere pro-sociale houding. Ten slotte werden sociale vaardigheden in deze leeftijdsgroep niet voorspeld door PM-prestaties. Bij 12-jarige kinderen (Figuur 2b) werden de cijfers significant voorspeld door PM-prestaties en de evaluaties van sociale vaardigheden door leraren (maar niet door WM-spanwijdte), en dus in deze leeftijdsgroep werden kinderen die hoge scores behaalden op de PM-taak en die door hun leraren werden beoordeeld als minder emotioneel onstabiel en agressief en met een grotere pro-sociale houding, waren ook die kinderen met betere cijfers. Zelfs in dit geval werden sociale vaardigheden niet voorspeld door PM-prestaties, en alleen voor deze leeftijdsgroep was de go/no-go-taak niet significant gerelateerd aan evaluaties van sociale vaardigheden. Ten slotte werden de PM-prestaties positief voorspeld door de prestaties bij de go/no-go-taak.
DISCUSSIE
Het huidige onderzoek had tot doel te onderzoeken (1) of en in welke mate de PM-vaardigheden van kinderen de evaluaties van leraren over academische prestaties en sociale vaardigheden zouden beïnvloeden; en (2) wat de relatie is tussen uitvoerende functies, PM, academische prestaties en sociale competenties. Onze belangrijkste hypothesen waren of de academische prestaties van deelnemers zouden worden beïnvloed door zowel PM-prestaties als evaluaties van sociale vaardigheden, en dat dit laatste ook zou worden voorspeld door PM-prestaties. Deze verwachting werd slechts gedeeltelijk bevestigd door onze resultaten. Ten eerste lieten de resultaten zien dat de cijfers van kinderen werden voorspeld door zowel hun PM-prestaties als de evaluaties van leraren over hun sociale vaardigheden. Deelnemers met betere PM-prestaties behaalden ook hogere cijfers van hun docenten vergeleken met deelnemers met lage PM-prestaties. Dit laat zien dat PM-vaardigheden een impact hebben op de evaluaties van leraren van de academische prestaties van kinderen. Leraren beoordeelden kinderen als minder academisch bekwaam als ze een slechtere PM hadden. Aan de ene kant zou deze bevinding de bewering van Munsat (1965) kunnen bevestigen dat mensen met slechte PM door anderen negatief zouden worden waargenomen, wat ook op school zou kunnen voorkomen. Op dezelfde manier heeft een recent onderzoek aangetoond dat volwassenen de neiging hebben om kinderen, vooral oudere kinderen, met slechte PM’s te beoordelen als mensen met gebrekkige persoonlijkheden (Moeller et al., 2021). Aan de andere kant zou de invloed van PM op cijfers gemedieerd kunnen zijn door andere cognitieve vaardigheden, die kunnen bijdragen aan zowel PM als academische prestaties. Niettemin werd bij het in beschouwing nemen van beide leeftijdsgroepen slechts één effect van WM gevonden voor de groep van 8-jarigen. Er werd geen bijdrage van WM voor de 12-jarige groep of remming voor beide groepen gevonden. Hoewel de relevantie van andere processen, zoals planning en monitoring, nog moet worden onderzocht, lijkt deze alternatieve verklaring dus niet op te gaan. Een verdere ondersteuning van bevooroordeelde evaluaties van academische prestaties is de significante relatie tussen evaluaties van sociale vaardigheden en cijfers. Kinderen die door leraren werden beoordeeld als mensen met lage sociale competenties, haalden ook slechtere cijfers. Dit resultaat kan worden beschouwd als in lijn met eerder onderzoek waaruit bleek dat cijfers werden beïnvloed door persoonlijkheidsfactoren in plaats van een representatie te zijn van de enige academische competenties van kinderen (Neuenschwander et al., 2013). In tegenstelling tot de hypothesen werden de evaluaties van leraren van de sociale vaardigheden van kinderen niet beïnvloed door hun PM-prestaties. Gebaseerd op Munsat (1965) en de onlangs gepubliceerde studie van Moeller et al. (2021) werd verwacht dat kinderen met lage PM-prestaties ook als minder sociaal vaardig zouden worden beoordeeld dan deelnemers met hogere PM-vaardigheden. Ons model onthulde echter geen significante relatie tussen PM-prestaties en evaluaties van sociale vaardigheden. Dit kan komen doordat volwassenen in het onderzoek van Moeller et al. werd gevraagd een oordeel te geven over persoonlijkheidskenmerken door specifieke bijvoeglijke naamwoorden te gebruiken (bijvoorbeeld aardig, vriendelijk, betrouwbaar, bekwaam, competent, intelligent en gewetensvol). Over het algemeen werden vergeetachtige kinderen negatiever beoordeeld dan kinderen met goede PM. De in dit onderzoek gebruikte maatstaf evalueerde sociale vaardigheden, en niet persoonlijkheidskenmerken, gepresenteerd in de vorm van situaties waarin verschillende sociale vaardigheden kunnen worden waargenomen (bijv. boos worden, voor emotionele instabiliteit; dingen delen met vrienden, voor prosociaal gedrag; krijgt in gevechten, voor agressiviteit). Daarom kunnen persoonlijkheidskenmerken gemakkelijker in verband worden gebracht met PM-vaardigheden, omdat mensen die vaak niet naar afspraken komen, als onbetrouwbaar kunnen worden beschouwd en mensen die hun werk altijd op tijd afleveren als capabel kunnen zijn. Bijgevolg is het waarschijnlijker dat PM-vaardigheden de evaluatie van persoonlijkheidskenmerken beïnvloeden die sociale relaties schaden. Vergeetachtigheid binnen sociale relaties kan bijvoorbeeld gemakkelijker worden geïnterpreteerd als onverschilligheid tegenover een andere persoon. Het is wellicht minder waarschijnlijk dat PM-vaardigheden de beoordeling van de algemene sociale vaardigheden van mensen beïnvloeden, omdat iemand als onbetrouwbaar en onbetrouwbaar kan worden gezien, maar tegelijkertijd als zachtaardig en behulpzaam. Toekomstige studies zouden persoonlijkheidskenmerken kunnen evalueren naast sociale vaardigheden en PM-prestaties. Als alternatief zouden er minder abstracte vragen aan leraren kunnen worden gesteld om hun perceptie van de betrouwbaarheid van leerlingen bij klasgerelateerde kwesties te evalueren, zoals hoeveel verantwoordelijkheid de leraar aan een leerling zou geven bij verschillende taken (bijvoorbeeld het leiden van een groep medeleerlingen, het brengen van een leerling). bericht aan de schooldirecteur, enz.). Dit zou licht kunnen werpen op de verschillende effecten van sociale vaardigheden, persoonlijkheidskenmerken en PM-vaardigheden op de academische prestaties van kinderen, evenals op de onderlinge relatie tussen de drie aspecten. Komend onderzoek zou naast schoolcijfers ook een gestandaardiseerde meting van academische competenties moeten omvatten om de verschillende effecten van deze factoren op objectieve en subjectieve evaluaties van de academische vaardigheden van leerlingen te evalueren.
FIGUUR 2 Parameterschattingen voor het structurele vergelijkingsmodel met meerdere groepen, dat relaties laat zien tussen cognitieve metingen, PM, evaluaties van sociale vaardigheden door leraren en academische prestaties (cijfers) in (a) 8-jarige en (b) {{3 }}jarige kinderen. De rechthoeken geven de waargenomen variabelen aan, terwijl de ellips de latente variabele aangeeft. De zwarte ononderbroken lijnen geven een regressierelatie aan, terwijl de stippellijnen de waargenomen variabelen aangeven waaruit de latente factor bestaat. Fit-indices volgens Kline (2012): χ2(20)=17.288, p=.634, TLI=1.000, CFI=1. 030, RMSEA=.000, SRMR=.056. ***p Kleiner dan of gelijk aan .001, **p Kleiner dan of gelijk aan .01, *p Kleiner dan of gelijk aan .05.
Ten slotte werd verwacht dat de PM-prestaties zouden verbeteren vanaf de leeftijd van 8 tot 12 jaar, waarbij WM en remmende controle gerelateerd zouden zijn aan de PM-prestaties (Cheie et al., 2021; Shum et al., 2008; Yang et al., 2011; Zuber et al. , 2019). Hoewel er geen ontwikkelingsverbeteringen waren in de nauwkeurigheid van PM, waren 12-jarige deelnemers aanzienlijk sneller dan 8-jarigen. Als we kijken naar de efficiëntie van de prestaties (dat wil zeggen de resterende scores beoordelen), waren 12-jarige kinderen efficiënter in het uitvoeren van de PM-taak dan 8-jarigen. Niettemin was de ontwikkelingsverbetering tussen de leeftijd van 8 en 12 jaar vrij klein. Dit resultaat zal waarschijnlijk afhangen van de locatie en specificiteit van de PM-taak die in dit onderzoek wordt gebruikt. Volgens het uitvoerende raamwerk van PM-ontwikkeling (Mahy et al., 2014) en gebaseerd op multiprocesvisies (Einstein et al., 2005; McDaniel et al., 2015), zijn veranderingen in de leeftijdsontwikkeling minder uitgesproken wanneer PM-taken centraal staan dan wanneer PM-taken centraal staan. wanneer ze niet-focaal zijn. Bovendien was de PM-taak die in dit onderzoek werd gebruikt ook goed gespecificeerd; dat wil zeggen dat deelnemers drie specifieke objecten moesten onthouden, waarvan is aangetoond dat ze meer afhankelijk zijn van retrospectief geheugen en minder van uitvoerende middelen (Cottini et al., 2018; Hicks et al., 2005). Dit is ook te zien aan de hoge nauwkeurigheidspercentages die werden behaald door de 8- en 12-jarige deelnemers aan dit onderzoek. Bovendien zou dit verklaren waarom de PM-prestaties geen verband hielden met de WM-spanwijdte, wat erop wijst dat de PM-taak die in dit onderzoek werd gebruikt niet zo veel middelen vergde. Op soortgelijke wijze hebben andere onderzoeken aangetoond dat de prestaties op het gebied van focale en specifieke PM-taken niet altijd verband houden met de prestaties op het gebied van uitvoerende taken (bijv. Cottini et al., 2019; Fuke & Mahy, 2022). Aan de andere kant resulteerden bij 12-jarige deelnemers het remmende controlevermogen in het voorspellen van PM-prestaties, wat suggereert dat dit vermogen pas later in de kindertijd relevant zou kunnen worden bij dit soort PM-taak. Hoewel deze bevindingen niet volledig in lijn zijn met onze verwachtingen, bevestigen ze eerdere onderzoeken die suggereren dat PM-taakkenmerken, zoals lokaliteit en PM-cue-specificiteit, afhankelijk zijn van minder uitvoerende processen (Einstein et al., 2005; Mahy et al., 2014). Toekomstige studies zouden moeten testen of niet alleen leeftijdseffecten, maar ook effecten op academische prestaties en sociale vaardigheden afhankelijk kunnen zijn van de in dit onderzoek gekozen taak. Er moet worden beoordeeld of verschillende soorten PM-taken, zoals meer hulpbronnen vereisende of meer ecologische PM-taken, tot vergelijkbare resultaten kunnen leiden. In deze zin zou een verdere beperking de externe validiteit van de PM-taak die in dit onderzoek werd gebruikt, kunnen zijn. De veelgebruikte PM-taken in het laboratorium zijn mogelijk niet in staat de PM-vaardigheden van kinderen in het dagelijks leven volledig vast te leggen. Het zou dus ten zeerste worden aanbevolen om in toekomstige studies ecologische metingen van PM op te nemen, zoals het vragen aan kinderen om iets naar school te brengen of om ouder- of leraarbeoordelingen van PM van kinderen op te nemen (bijv. Fuke & Mahy, 2022) om de ecologische validiteit te vergroten. en generaliseerbaarheid van de resultaten.
cistanche tubulosa-Anti-Alzheimerziekte
CONCLUSIE
Samenvattend bleek uit het belangrijkste resultaat van het huidige onderzoek dat de schoolcijfers van kinderen negatief werden beïnvloed door zowel hun PM-prestaties als hun sociale vaardigheden, hoewel onafhankelijk van elkaar. Dit onderzoek laat zien dat de evaluaties van docenten over de academische competenties van leerlingen vertekend kunnen zijn als gevolg van persoonlijke vaardigheden die geen verband houden met hun prestaties. Dit resultaat verdient meer aandacht van docenten. Noch PM, noch sociale vaardigheden worden op school rechtstreeks beoordeeld, maar ze beïnvloeden nog steeds de evaluaties van leraren over academische prestaties. Er is verder bewijs nodig om deze resultaten in een meer ecologische setting te bevestigen en om de verschillende aspecten die van invloed kunnen zijn op de academische prestaties van kinderen gedetailleerder te onderzoeken. Er wordt verwacht dat deze onderzoekslijn een belangrijke impact zal hebben op de onderwijspraktijk, doordat het het bewustzijn van leraren vergroot over vooroordelen die kunnen optreden in de evaluaties van studenten. Bovendien zijn leraren niet alleen verantwoordelijk voor het verwerven van academische competenties door hun leerlingen, maar ook voor hun gedragseducatie. Van leraren wordt verwacht dat zij ingrijpen en het negatieve gedrag van kinderen aanpassen, bijvoorbeeld wanneer zij zelden opdrachten uitvoeren of voltooien, of de instructies en verzoeken van leraren niet opvolgen. De huidige studie benadrukt dat dit negatieve gedrag niet altijd een gevolg is van een negatieve houding, maar kan afhangen van de onvolledige rijping van het cognitieve systeem. Het zou dus schadelijk zijn om dezelfde interventie toe te passen op een kind met een negatieve houding en op iemand wiens negatief gedrag wordt veroorzaakt door een onvolwassen cognitief systeem. Leraren moeten worden geïnformeerd over de ontwikkeling van de verschillende processen die de gedragsresultaten van kinderen kunnen beïnvloeden en moeten leren onderscheid te maken tussen de redenen voor het gedrag van leerlingen, zodat ze passende interventies kunnen plannen.
REFERENTIES
Basso, D., Ferrari, M., en Palladino, P. (2010). Prospectief geheugen en werkgeheugen: asymmetrische effecten tijdens TMS-stimulatie van de frontale kwab. Neuropsychologie, 48(11), 3282–3290.https://doi.org/10.1016/j.neuropsychologia.2010.07.011
Benjamini, Y., en Yekutieli, D. (2001). De controle van het percentage valse ontdekkingen bij meervoudige tests onder afhankelijkheid. De Annalen van de Statistiek, 29(4), 1165–1188.
Brandimonte, MA, en Ferrante, D. (2008). De sociale kant van prospectief geheugen. In M. Kliegel, GO Einstein, & MA McDaniel (red.), Prospective memory: Cognitive, neuroscience, developmental, and Applied perspectives (pp. 347-365). Lawrence Erlbaum Associates
Brandimonte, MA, en Passolunghi, C. (1994). Het effect van cue-bekendheid, cue-onderscheidenheid en retentie-interval op prospectieve herinnering. Het Quarterly Journal of Experimental Psychology, 47(3), 565-587.https://doi.org/10.1080/14640749408401128
Brocki, KC, en Bohlin, G. (2004). Executieve functies bij kinderen van 6 tot 13 jaar: een dimensionaal en ontwikkelingsonderzoek. Ontwikkelingsneuropsychologie, 26(2), 571–593.https://doi.org/10.1207/s15326942dn2602
Ceci, SJ, en Bronfenbrenner, U. (1985). Vergeet niet de cupcakes uit de oven te halen: prospectief geheugen, strategische tijdbewaking en context. Ontwikkeling van kinderen, 56(1), 152–164.
Cheie, L., Opriş, AM, & Visu-Petra, L. (2021). De toekomst herinneren: Leeftijdsgebonden verschillen in het toekomstige geheugen van schoolkinderen zijn afhankelijk van de cognitieve hulpbronnen die bij de taak worden gebruikt. Cognitieve ontwikkeling, 58(37), 101048. https://doi. org/10.1016/j.cogdev.2021.101048
Cicogna, PC, en Nigro, G. (1998). Invloed van het belang van intentie op toekomstige geheugenprestaties. Perceptuele en motorische vaardigheden, 87, 1387–1392.
Cottini, M., Basso, D., en Palladino, P. (2018). De rol van declaratief en procedureel metageheugen in op gebeurtenissen gebaseerd prospectief geheugen bij schoolgaande kinderen. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 17–33.https://doi.org/10.1016/j.jecp.2017.08.002
Cottini, M., Basso, D., Saracini, C., en Palladino, P. (2019). Prestatievoorspellingen en voorspellingen in het prospectieve geheugen van schoolgaande kinderen. Journal of Experimental Child Psychology, 166, 38–55.https://doi.org/10.1016/j.jecp.2017.08.002
Cottini, M., en Meier, B. (2020). Toekomstige geheugenmonitoring en nawerkingen van gedeactiveerde intenties gedurende de hele levensduur. Cognitieve ontwikkeling, 53, 100844.https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2019.100844
Einstein, GO, en McDaniel, MA (1990). Normale veroudering en toekomstig geheugen. Journal of Experimental Psychology: leren, geheugen en cognitie, 16(4), 717-726.https://doi.org/10.1037//0278-7393.16.4.717
Einstein, GO, Thomas, R., Mayfield, S., Shank, H., McDaniel, MA, Morrisette, N., en Brenner, J. (2005). Meerdere processen bij het prospectief ophalen van herinneringen: factoren die monitoring versus spontaan ophalen bepalen. Journal of Experimental Psychology: Algemeen, 134(3), 327–342.https://doi.org/10.1037/0096-3445.134.3.327
Faul, F., Erdfelder, E., Lang, AG, en Buchner, A. (2007). G*power 3: Een flexibel programma voor statistische machtsanalyse voor de sociale, gedrags- en biomedische wetenschappen. Gedragsonderzoeksmethoden, 39(2), 175–191
Fuke, TSS en Mahy, CEV (2022). Executieve en retrospectieve geheugenprocessen in de prospectieve geheugenontwikkeling van kleuters. Cognitieve ontwikkeling, 62, 101172. https://doi.org/10.1016/j.cogdev.2022.101172
