۴-۳ تحلیل داده ها

در این پژوهش دو سوال با هدف بررسی تاثیر ظرفیت حافظه‌کاری بر قضاوت زمانی کودکان مطرح شد. همان‌ طور که قبلاً در فصل ۳ ذکر شد . قبل از تجزیه و تحلیل آماری، نمره خام متغیر بازتولید زمان بر اساس فرمول( ^Tcorrected ^{= T}estimated ^{– T}standard / ^Tstandard )

تصحیح شد و نمره T به دست آمد. با بهره‌گیری از نمره T میزان دقت^[۱۳۶] بازتولید و ضریب‌تغییرات آن ها در دو گروه آزمایشی مورد بررسی قرار گرفت. در این پژوهش از روش تحلیل واریانس مختلط استفاده شد. از ‌آنجا که در هیچ یک از تحلیلها، آزمون کرویت موچلی معنادار نبود، می‌توان نتیجه گرفت که مفروضه لازم (برابری واریانس) برای انجام تحلیل واریانس رعایت شده است. جدول ۴-۲ میزان بازتولید زمانی دو گروه آزمایشی را بر اساس نمره T نشان می‌دهد. با توجه ‌به این جدول نزدیک شدن میانگین T به صفر نشان دهنده دقت بیشتر است. علامت منفی نشان می‌دهد که مقدار بازتولید کودکان کمتر از زمان واقعی است. همان‌ طور که در جدول ۴-۲ مشاهده می‌شود، کودکان بازه زمانی ۷۰۰ میلی‌ثانیه را بیشتر از زمان واقعی برآورد کرده‌اند؛ در حالی که بازه‌های زمانی ۳۰۰۰ میلی‌ثانیه را در هر دو تکلیف منفرد و دوگانه کمتر از زمان واقعی برآورد کرده‌اند.

جدول۴-۳٫ میانگین دقت بازتولید دو گروه آزمایشی در سه تکلیف بازتولید زمانی به صورت اعداد T

آزمون‌ها

گروه ها

ظرفیت حافظه‌کاری

میانگین T

انحراف معیار

تکلیف منفرد

۷۰۰ میلی‌ثانیه

بالا

پایین

۴۹۲/۰

۳۴۲/۰

۴۷۸/۰

۵۴۷/۰

تکلیف منفرد

۳۰۰۰میلی‌ثانیه

بالا

پایین

۳۵۹/۰-

۴۸۳/۰-

۱۲۱/۰

۱۳۶/۰

آزمون دوگانه

بالا

پایین

۳۰۱/۰-

۲۶۸/۰-

۱۵۳/۰

۲۳۰/۰

۴-۳-۱ سوال اول: آیا ادراک زمان کودکان با ظرفیت حافظه‌کاری پایین درمقایسه با

کودکان با ظرفیت حافظه‌کاری بالا در تکالیف منفرد و دوگانه متفاوت است؟

به منظور بررسی سوال فوق، نمره فرد در تکالیف بازتولید زمان به عنوان متغیر وابسته در نظر گرفته شده و از آزمون تحلیل واریانس با اندازه گیری مکرر (طرح مختلط۲×۲) برای تجزیه و تحلیل استفاده گردید. بدین صورت که عامل گروه (در دو سطح ظرفیت حافظه‌کاری بالا و پایین) به عنوان عامل بین‌گروهی و عامل نوع تکلیف (منفرد۳۰۰۰ میلی ثانیه و دوگانه۳۰۰۰ میلی ثانیه) به عنوان عامل درون گروهی مد نظر قرار گرفتند.

۴-۳-۱-۱ تحلیل دقت بازتولید زمانی ‌بر اساس نمره T

همان گونه که نتایج به دست‌آمده از تحلیل واریانس نشان داد، اثر درون‌ گروهی تکلیف ( منفرد و دوگانه) معنادار است (۰۰۰۱/۰>P و۹۴۰/۲۷= (۱،۳۹)F). اثر بین‌گروهی ظرفیت حافظه‌کاری به تنهایی معنادار نیست (۳۱/۰>P و ۰۴۱/۱= (۱،۳۹)F). در حالی که اثر تعاملی تکلیف و ظرفیت حافظه‌کاری معنادار است (۰۰۴/۰>P و ۲۴۳/۹ = (۱،۳۹)F). اثر درون‌گروهی تکلیف عملکرد کودکان را در تکالیف منفرد و دوگانه بدون در نظر گرفتن ظرفیت حافظه‌کاری آن ها نشان می‌دهد. معنادار بودن اثر تکلیف بیانگر این امر است که به طور کلی، کودکان در تکلیف منفرد و دوگانه متفاوت عمل کرده‌اند. عملکرد کودکان در تکلیف دوگانه دقیق‌تر از تکلیف منفرد است. اثر بین‌گروهی ظرفیت حافظه‌کاری عملکرد کودکان را صرفنظر از نوع تکلیف نشان می‌دهد. اثر اصلی گروه در اینجا معنادار نیست و این امر نشان می‌دهد که هر دو گروه (بدون در نظر گرفتن نوع تکلیف) تقریبا به شیوه یکسان عمل کرده‌اند. اثر تعاملی حافظه‌کاری×تکلیف، عملکرد گروه‌ها را در رابطه با تکالیف نشان می‌دهد. در اینجا تعامل این دو معنادار است؛ بدین معنا که گروه‌های آزمایشی با در نظر گرفتن تکالیف به شیوه متفاوت عمل کرده‌اند. تفاوت عملکرد دو گروه در نمودار(۴-۱) قابل مشاهده است. جدول (۴-۴) اثرات عوامل درون گروهی و بین گروهی متغیر تکلیف و ظرفیت حافظه‌کاری را نشان می‌دهد.

جدول ۴-۴٫ آزمون اثرات اعوامل درون گروهی و بین گروهی متغیر تکلیف و ظرفیت حافظه کاری

F
درجه آزادی
معناداری
اثر تکلیف
۹۴۰/۲۷
۱،۳۹
۰۰۰۱/۰
اثر ظرفیت حافظه کاری
۰۴۱/۱
۱،۳۹
۳۱۴/۰
اثر تعاملی‌ تکلیف و ظرفیت حافظه‌کاری
۲۴۳/۹
۱،۳۹
۰۰۴/۰

نمودار ۴-۱٫ میزان دقت (انحراف از زمان واقعی)در تکلیف بازتولید زمانی

نمودار ۴-۱ نشان می‌دهد که در مقایسه دو تکلیف، هر دو گروه در تکلیف دوگانه دقت بیشتری ‌داشته‌اند زیرا مقدارآن به صفر نزدیک‌تر است. همان گونه که در نمودار ملاحظه می‌شود با بهره گرفتن از اثر آزمون t مستقل عملکرد دو گروه با ظرفیت بالا و پایین در تکلیف منفرد و دوگانه مورد آزمون قرار گرفت. نتایج نشان داد که در تکلیف منفرد بین دو گروه تفاوت معناداری وجود دارد (۰۰۴/۰>P، ۳۹=df، ۰۸/۳-=t) اما در تکلیف دوگانه تفاوت معنادار نیست (۵۹/۰=t، ۳۹=df، ۵۴/۰=t). همان‌ طور که در نمودار مشخص است، گروه ظرفیت حافظه کاری بالا در آزمون منفرد دقت بیشتری داشته است. از طرفی دیگر عملکرد هر گروه، به طور جداگانه، در تکالیف منفرد و دوگانه با بهره گرفتن از آزمون t وابسته مورد آزمون قرار گرفت. نتایج نشان داد که عملکرد گروه با ظرفیت پایین در دو تکلیف به طور معناداری متفاوت است (۰۰۰۱/۰>P، ۱۹=df، ۰۹/۵-=t)؛ بدین صورت که عملکرد این گروه در تکلیف دوگانه دقیق‌تر از آزمون منفرد است. این در حالی است که میزان دقت بازتولید گروه ظرفیت بالا در هر دو تکلیف تفاوت معناداری نداشته (۰۷/۰>P، ۱۹=df، ۹/۱-=t) و همان گونه که در نمودار ۴-۱ مشاهده ملاحظه می‌شود عملکرد این گروه در تکالیف منفرد و دوگانه تقریبا یکسان است.

۴-۳-۱-۲ تحلیل ضریب تغییرات (تغییرپذیری)

نتایج به دست آمده نشان داد که ظرفیت حافظه‌کاری تاثیر معناداری بر میزان تغییرپذیری بازتولید زمانی دارد (۰۰۰/۰>P و۰۸۲/۱۶=(۱،۳۹)F). در حالی که، اثر تکلیف (۲۹۶/۰>P و ۱۲۲/۱=(۱،۳۹)F) و اثر تعاملی تکلیف و ظرفیت حافظه‌کاری معنادار نیستند (۹۳۴/۰>P و ۰۰۷/۰=(۱،۳۹)F). این بدان معنی است که میزان تغییرپذیری دو گروه قطع نظر از نوع تکلیف معنادار است.

نمودار۴-۲٫ ضریب تغییر پذیری هر دو گروه در تکالیف منفرد طولانی و دوگانه

نمودار ۴-۲ نشان می‌دهد که میزان تغییر پذیری در گروه با ظرفیت حافظه‌کاری پایین، بسیار بیشتر از گروه با ظرفیت حافظه کاری بالا است و این نسبت تقریبا در هر دو تکلیف حفظ شده است.

۴-۳-۱-۳ تحلیل عملکرد گروه ها در تکلیف غیرزمانی

تکلیف غیرزمانی شامل اشکال مبهم بود و آزمودنی‌های هر دو گروه همزمان با تشخیص و نامیدن این اشکال باید مدت زمان حضور آن ها را در صفحه کامپیوتر بازتولید می‌کردند. در جدول ۴-۵ عملکرد گروه ها در تکلیف غیرزمانی نشان داده شده است.

جدول ۴-۵٫ مقایسه عملکرد دو گروه در تکلیف غیرزمانی (نامیدن صحیح اشکال)

متغیر گروه ها میانگین

ظرفیت حافظه کاری برحسب درصد T معناداری

تکلیف غیرزمانی بالا ۶۹/۸۲ ۳۹۸/۲ ۰۲/۰