先生、忘れてた、許して！ 教師の学力評価に対する子供の将来的記憶の影響
Feb 26, 2024
抽象的な
背景：AMunsat (1965、「記憶の概念」、ミシガン大学) によると、前向き記憶 (PM) エラーを頻繁に犯す人は、記憶力が悪いというよりも、性格に欠陥があると考えられています。 PM が若年成人期にのみ発達を完了することを考えると、この偏りは、次の世代にだけ発生するわけではない可能性があります。社会的関係だけでなく学校でも。 しかし、このバイアスが学業成績に及ぼす影響についてはほとんど知られていません。
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目的:この研究は、子どもたちの学業成績（つまり、成績）と社会的スキルに対する教師の評価に対する子どもたちのPMの影響を評価することを目的としました。
サンプル：合計158人の8歳と12歳の子供（48％が女性）がこの研究に参加した。
方法:作業記憶 (WM) 更新タスクは進行中のタスク (OT) として使用され、その中に PM タスクが組み込まれており、参加者は特定の画像が表示されるたびに応答する必要がありました。 子どもたちの社会的スキルは教師の評価を通じて測定され、成績は教師による学業成績の評価の指標として収集されました。 小児のWM期間と抑制制御も評価されました。
結果：その結果、8- 歳と 12- 歳の子供の学力は、PM の成績と教師の社会的スキルの評価の両方によって予測されることがわかりました。 しかし、ソーシャルスキルの評価はPMのパフォーマンスによって予測されるものではありませんでした。 WM スパンは 8- 歳児の成績に関連していましたが、抑制制御は 12- 歳児の PM パフォーマンスに関連していました。
結論:これらの結果は、子供の成績が学業成績そのものだけで説明されるのではなく、他の個人的なスキルによっても説明されることを浮き彫りにしています。 子どもの学業成績を評価する際に発生する可能性のあるバイアスを認識することで、教師がより客観的に評価できるようになります。
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キーワード学業成績、将来の記憶力、学齢期の子供、社会的スキル、教師の評価
導入
子どもたちは、宿題を時間通りに提出するように、本を図書館に返すように、または親にメッセージを伝えるように言われることがよくあります。 しかし、彼らは教師の指示に従うことを忘れたり、適切なタイミングで指示された意図を実行できなかったりすることがよくあります (Mahy et al., 2014 を参照)。 その理由は、予期記憶としても知られる、意図した行動を実行することを思い出す能力 (PM; Einstein & McDaniel, 1990) が、思春期後期または若年成人期の頃にのみ発達のピークに達するためである可能性があります (Zimmermann & Meier, 2006)。 学齢期における PM パフォーマンスの発達的変化は、日常生活における子どもたちの自主性と他者からの独立性の向上だけでなく、さまざまな状況における子どもたちの成功にも寄与しているようです。 たとえば、宿題を時間通りに提出することを頻繁に忘れる子供は、学力が学校の友達と同じであるにもかかわらず、学校で不利な立場に置かれる可能性があります (Mahy et al., 2014 を参照)。 さらに、PM の失敗は、たとえば、子供が友達に本を返したり、誕生日プレゼントをパーティーに持っていくのを頻繁に忘れたりするなど、子供の社会的関係に悪影響を与える可能性があります。 Munsat (1965) が最初に示唆したように、PM の失敗は、遡及的な記憶エラーの解釈において、純粋な記憶障害としてではなく、性格上の欠陥として解釈される傾向があります。 したがって、PM の任務をうまく遂行する能力が育っていない子どもたちは、（学校などの）正式な任務の遂行だけでなく、親、教師、同僚との交流においても困難を抱える可能性が高い（Mahy を参照）ら、2014)。 しかし、PM の能力が子どもの学校や社会的交流における成功に影響を与えるかどうか、またどの程度影響するかについては、まだ証拠がありません。 この研究は、学業成績と社会的スキルの両方に対する教師の評価における子供の PM の発達の役割を調査することを目的としました。
前向き記憶とその発達
将来の記憶能力は、通常、デュアルタスクのような研究室ベースの実験を使用して評価されます。この実験では、参加者は継続タスク (OT) とも呼ばれる継続的なアクティビティに参加し、同時に、事前に決定されたイベントが発生するたびに意図を実行することを覚えておく必要があります。つまり、PM 合図が発生します (Einstein & McDaniel、1990)。 このパラダイムは、以前に計画したタスクを実行するために進行中の活動を中断する必要がある日常生活の状況を模倣するように設計されています（たとえば、パン屋に入ってパンを買うために会話を中断するなど）。 このパラダイムに基づいて、研究では子供の PM を評価するためのさまざまなタスクが作成されています。 たとえば、多くの研究では、子供たちがゲームをしたり、絵や単語をOTとして分類したりすると同時に、別のキーを押すか別の操作を実行することを忘れないようにするコンピュータ化されたタスクやゲームのようなタスクなど、研究室ベースのPMタスクが使用されていました。特定のターゲットが現れるたびにアクションを実行します (PM キュー)。 重要なのは、PM 合図は OT 中に数回しか現れず (たとえば、100 回の OT 試行のうち 3 回の PM 合図)、意図を実行する機会がわずかしかない日常生活で起こることに似ています (Brandimonte & Passolunghi, 1994) 。 しかし、別の研究では、より環境に配慮した PM 課題が採用されており、子どもたちは、実験者を見たときにキャンディーやステッカーを要求すること、または特定の遅延時間の後にカップケーキをオーブンから取り出すことを忘れないよう求められました (Ceci & Bronfenbrenner、1985; Kliegel et al.、2010; Ślusarczyk & Niedźwieńska、2013; Somerville et al.、1983)。 実験室ベースの実験と生態学的実験の両方で利点が示されており、選択は利用可能なサンプルのサイズ、変数に対する望ましい制御レベル、研究の目的などのいくつかの要因に依存します。 それにもかかわらず、どちらのアプローチも、発達期の PM プロセスについて有用な洞察を提供することができました。 発達研究では、PM 能力の最初の兆候は 2 歳または 3 歳頃の早期に現れ、就学前期間中に増加することが示されています (例: Matthias Kliegel et al., 2010; Mahy & Moses, 2011; Ślusarczyk et al., 2018) ; シュルサルチク & ニエドジビエンスカ、2013)。 例えば、生態学的および実験室ベースの PM タスクの両方を使用することにより、3 歳から 6 歳の間で PM のパフォーマンスが特に向上することが明らかになりました (Mahy & Moses, 2011; Ślusarczyk & Niedźwieńska, 2013)。 学齢期の間、子供の PM 成績は改善し続け、7 ～ 8 歳および 10 ～ 11 歳頃に重要な発達上の変化が見られる（例、Shum et al., 2008; Smith et al., 2010; Spiess et al., 2010）。 、2016;Yang et al.、2011;Zuber et al.、2019）。 これは、Yang らの研究によって裏付けられています。 (2011)、PM のパフォーマンスを評価した人研究室ベースのコンピューター化されたさまざまな PM タスクを通じて、7 歳から 12 歳の子供 120 人の健康状態を調査しました。 最後に、小児、青年、成人を含む多数の生涯研究で示されているように、PM は青年期後期または若年成人期の頃にのみ比較的安定します (例、Kretschmer-Trendowicz & Altgassen, 2016; Zimmermann & Meier, 2006)。 PM 開発の実行フレームワーク (Mahy et al., 2014) によると、これはマルチプロセスの観点 (McDaniel et al., 2015; McDaniel & Einstein, 2000) と準備記憶理論と注意記憶理論 (Smith, 2003) の両方に基づいています。 ; Smith & Bayen、2004) によると、実行機能は、特に PM のタスクがリソースを必要とする場合、幼少期および青年期の PM の発達において重要な役割を果たします。 例えば、OT にとって焦点ではない PM タスク (意味論的処理を必要とする PM タスクや知覚処理を必要とする OT など) は、OT にとって焦点となる PM タスク (Einstein) と比較して、実行プロセスにより多く依存しているようです。ら、2005; Maylor、1996; Maylor ら、2002; Meier & Graf、2000; Meiser & Schult、2008)。 さらに、このフレームワークは、幼児期の PM 発達が特に作業記憶 (WM) 能力によってサポートされているのに対し、抑制性記憶 (WM) 能力によってサポートされていることを示唆しています。制御、監視、切り替えは学齢期に重要な役割を果たします。 PM の開発と実行機能の関係は、さまざまな PM タスクを使用したいくつかの研究で示されています。 たとえば、Shum et al. (2008) は、8 歳から 13 歳の子供 63 人を対象に、テキストを声に出して読み、ターゲットの単語を別の単語に置き換えることを忘れないよう要求する焦点 PM タスクをテストしたところ、抑制、切り替え、および WM がすべて PM のパフォーマンスに関係します。 同様に、Zuber ら。 (2019) は、212 人の 6 歳から 11 歳の子供を対象に、焦点と非焦点の両方の PM タスクにおける実行機能の役割をテストしました。 焦点を絞った PM タスクでは、子供たちは OT としてコンピューターによるカード分類ゲーム (つまり、物体を寸法に従って分類する) をプレイし、PM タスクとして動物が現れるたびに特定のキーを押すことを忘れないよう求められました。 両方のPMタスクのパフォーマンスは、阻害とWM更新に関連していました（同様の結果については、Cherie et al.、2021を参照）。 しかし、切り替えは主に非焦点タスクにおける PM のパフォーマンスに関係していることが判明しました。このタスクでは、OT は中央の絵の下または上の小さなシンボルに従ってカードを並べ替えることから構成され、PM タスクは特定のキーを押すことを忘れないようにすることで構成されていました。動物（同様の結果については Spiess et al., 2016 を参照）。
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将来の記憶、学力、社会的交流
前向き記憶は、学校だけでなく社会的関係においても成功に影響を与えることが示唆されています (Mahy et al., 2014 を参照)。 しかし、PM の発達が子どもの学力や社会的相互作用に及ぼす影響についてはほとんど知られていません。 学力到達度に関しては、これまでにさまざまな研究が実行機能と学業成績との関係を調査してきた。 たとえば、St Clair-Thompson と Gathercole (2006) は、11- 歳と 12- 歳の児童の視空間 WM とその抑制が、英語、数学、科学における学校の成績を予測することを示しました。 同様に、Visu-Petra et al. (2011) は、WM が 11- 歳と 15- 歳の学校での数学の成績を非常に予測できることを示しました。 実行機能は学業の成功を予測する重要な要素ですが、学校の成績に影響を与える他の要因も存在します。 たとえば、7- 歳と 8- 歳の子供を対象とした研究では、実行機能に加えて、外向性やオープンさなどの性格特性が学業の成功を予測することが示されました。 重要なのは、この結果は学校の成績（教師によって与えられる）を考慮した場合には判明しましたが、学業成績の尺度として標準化テストを考慮した場合には判明しなかったことです（Neuenschwander et al., 2013）。 このことは、教師による学力評価が実際の学力を超えた側面にある程度偏っている可能性を示唆している。 以前に議論したように、学校の課題を達成することを頻繁に忘れる子供たちは、学校の友達よりも学力が低いと誤ってみなされる可能性があります。 したがって、子供の PM 能力は学力評価に影響を与えるさらなる要因となる可能性があります。 同様に、PM の社会的側面について、PM の任務を適切に遂行する能力を適切に発達させていない子供は、（学校などの）正式な任務の遂行だけでなく、多くの困難を抱える可能性が高いとよく議論されています。だけでなく、親、教師、同僚との適切な交流も含まれます (McCauley & Levin、2004)。 PM のパフォーマンスは、実行されるアクションの社会的価値 (つまり、社会的重要性) に特に敏感であるようです (Cicogna & Nigro、1998)。関心レベルが高いアクションでは、意図が達成される可能性が高くなります。 宿題は最も重要な活動の 1 つであり、多くの場合、否定的な感情を伴うことを考えると、この要素は学童にとって重要である可能性があります。 この分野の研究者は、前向き記憶の成功は社会的相互作用によって影響を受けるだけでなく、社会的相互作用自体にも影響を与えるだろうと頻繁に主張してきた（Brandimonte & Ferrante、2008）。 したがって、遡及的記憶障害は主に人の記憶力の悪さに起因すると考えられますが、PM 障害は人の性格の悪さと信頼性の低さに起因することがより多くなります (Munsat、1965)。 その結果、PM の失敗は人の社会的能力の認識に悪影響を与える可能性が高くなります。 この点で、Moeller et al. (2021) は最近、物忘れの多い子供が大人によってどのように認識されているかを調査しました。 2つの実験で、著者らは大人の参加者に異なる場面を見せ、さまざまな状況（学問的または社会的）で意図を完了することを忘れるさまざまな年齢の子供たち（4-歳と10-歳の子供たち）を描写しました。 ）。 参加者は、子供の特性（優しさ、親しみやすさ、信頼性、能力、能力、知性、誠実さ）について判断するよう求められました。 この研究の結果は、大人が PM ミスをする子供を否定的に判断すること、特に子供が若い時よりも年をとった場合に顕著であることを示しました。 さらに、学業分野ではなく社会分野で PM エラーが発生した場合、4- 歳と 10- 歳の子供は両方とも同様に否定的な評価を受けました。 これらの結果を考慮して、著者らは、子どもたちがPMの成績に基づいて学校や家庭で大人からも異なる扱いを受けているかどうかを調査することによって、この研究を拡張する必要性を訴えています。 これまでのところ、子どもの PM の成績が大人の学業上の成功や社会的能力の評価に与える影響を実証的に検証した研究は存在しない。
本研究
本研究は、子どもたちのPM能力が教師による子どもたちの学業成績（成績）や社会的スキルの評価に影響を与えるかどうか、またどの程度影響を与えるかを調査することを目的とした。 さらに、実行機能がこれらの関係とその発展を調節する可能性があるかどうかを調査することを目的としました。 私たちは、成人を対象とした以前の研究（Basso et al., 2010; Palladino & Jarrold, 2008）を応用した PM 課題と、測定課題における 8- 歳と 12- 歳の参加者の成績を比較しました。実行機能のいくつかの構成要素（すなわち、WM および抑制性制御）。 これら 2 つの年齢グループは、10 歳と 11 歳の間でかなりの変化があり、学齢期に PM が改善することを示した以前の研究に基づいて選択されました (Shum et al., 2008; Yang et al., 2011)。 この変更の前後に子供たちを検査すると、ばらつきが少なくなり、年齢差の信頼性が高まる可能性があります。 PM と学業成績の両方における関連性が文書化されているため (Cherie et al., 2021; St Clair-Thompson & Gathercole, 2006; Zuber et al., 2019)、WM と抑制性コントロールは、それらの効果を PM から解きほぐすために評価され、同時に、従属変数。 参加者の学校の成績は、教師による学業成績の評価として考慮されましたが、教師による参加者の社会的能力の評価はアンケートを使用して収集されました。 まず、子どもたちの学校の成績は教師の社会的スキルの評価によって影響され、これらの変数は両方とも子どもたちの PM の成績によって予測できるという仮説を立てました (Munsat、1965 年を参照)。 第二に、文献によって示唆されているように、我々は学校の成績が参加者の抑制制御とWMパフォーマンスに関連していると予想した(St Clair-Thompson & Gathercole, 2006; Visu-Petra et al., 2011)。 最後に、小児期から（前）青年期までのPMパフォーマンスの発達の進歩（Kretschmer-Trendowicz & Altgassen、2016; Zimmermann & Meier、2006）、および抑制制御およびWMとの関係（Cherie et al.、2021）を再現すると期待しました。 ;Shum et al.、2008;Yang et al.、2011;Zuber et al.、2019)。
方法 参加者
合計 158 人の参加者がこの研究に参加しました: 76 人の 8 歳 (M年齢=8.12;SD= .45; 女性36名）と12歳の子供82名（M年齢=12.21;SD= .53; 女性40名）。 イタリア北部の公立学校から集められた子どもたちは、さまざまな社会経済的地位を持っていました。その地域の公立学校に通う子どもたちは、中程度の社会経済的地位から中程度の社会経済的地位まで、さまざまな社会経済的背景に属しているからです。 ほとんどの子供たちはイタリア語を母国語とするか、イタリア語に十分に堪能でした。 参加者の中には神経障害や発達障害のある人はおらず、全員が正常または正常に矯正された視力を持っていました。 研究手順は米国心理学会の倫理基準を尊重しており、地元の大学と参加学校によって承認されました。 すべての子供とその法的保護者は、本研究への参加について口頭または書面によるインフォームドコンセントを与えた。
材料と手順
前向き記憶パラダイム
OT は、成人を含む以前の研究 (Basso et al., 2010; Palladino & Jarrold, 2008) から適応されたコンピューター化された WM 更新タスクで構成されていました。 このタスクには、名前を付けやすい生物および無生物を描いた、合計 266 枚の標準化された白黒の線画が含まれていました (Lotto & Dell'Acqua、2001)。 これらの写真のうち、3 枚は PM キュー (ブタ、ベルト、カボチャ) として使用され、残りの 263 枚の画像はトレーニング フェーズと 2 つのブロックに使用されました (図 1 を参照)。 タスクが設計され、実行されたのは、プレゼンテーションソフトウェア (Neurobehavioral Systems、カリフォルニア州サンフランシスコ)。 画像はコンピュータ画面上に 1 枚ずつ (3 秒ごと) 表示され、3、4、5、または 6 枚の画像を含む 4 つの異なるリストの長さのそれぞれに 8 つのリストを含む 32 のリストに編成されました。 OT の場合、参加者はリストの長さを事前に知らなくても、すべてのリストの最後の 3 枚の写真を覚えることが求められました。 各リストの最後に、固視十字 (200ms) が提示され、続いてプローブ画像が提示されました。 参加者は、キーボードの「はい」または「いいえ」キーを押して、プローブの写真が最後の 3 つの覚えておくべき項目の中にあるかどうかを決定する必要がありました。 プローブ画像の半分は最後の 3 つの覚えておくべき項目内に存在し、残りの半分は存在しませんでした。 これらのうち、12 はリスト内に記載されていましたが、覚えておくべき最後の 3 項目には属しておらず、4 は新しい項目でした。 PM キューは OT に埋め込まれており、記憶に残る最後の 3 枚の写真には決して表示されませんでした。 PM キューは OT 内で 8 回現れ、その提示頻度は PM パラダイムの通常と同様、およそ 2 分に 1 回でした (Brandimonte & Passolunghi, 1994)。 PM キューが画面に表示されるたびに、参加者はスペースバーを押す必要がありました。 その結果、PM のタスクは OT と集中するか、かなり重複していました (Einstein et al., 2005)。 参加者全員が OT を 2 回実行しました。1 回は PM キューなし (シングル OT)、もう 1 回は PM キューを埋め込んだ状態 (デュアル OT) でした。 プレゼンテーションの順序は参加者間でランダム化されました。 作業手順について説明された後、参加者はできるだけ早く正確に作業するよう指示されました。 練習フェーズを完了し、自分の言葉で指示を繰り返すように求められた後、参加者は実験フェーズを実行しました。 PM タスクのパフォーマンスについては、午後 8 時の合図に対する正しい応答と、正しい応答の RT が考慮されました。 OT パフォーマンスでは、各リストの最後にあるプローブ画像に対する正しい応答と、正しい応答の RT がそれぞれの単一 (n = 32) とデュアル OT (n = 32).
図1プロスペクティブ メモリ (PM) キューが埋め込まれた進行中のタスクに使用される、コンピューター化された作業記憶更新タスクの概略図。 参加者には、コンピューター画面に一連の写真が 1 枚ずつ表示されること、および各リストは 3 ～ 6 枚の写真で構成できることが伝えられました。 彼らは、何枚の写真が提示されるかを事前に知ることなく、各リストの最後の 3 枚の写真を常に覚えていなければなりませんでした。 各リストは固視十字 (リスト例の 5 番目の写真) で終わり、プローブ写真 (リスト例の最後の写真) が続きます。参加者は、それが以前に提示されたリストの最後の 3 枚の写真の一部であるかどうかを、 を押して決定するように求められました。 「はい」キーまたは「いいえ」キー。 リストの例では、正しい応答は「はい」になります。 PM ブロックでは、参加者は 3 つの PM キューのいずれかが表示されるたびにスペースバーをさらに押す必要がありました (リスト例の最初の図)。
ゴー/ノーゴータスク
抑制制御は、ゴー/ノーゴーパラダイムを使用して測定されました(例、Brocki & Bohlin、2004)。 コンピュータベースのタスクはプレゼンテーション ソフトウェア上で設計および実行され、2 つの部分で構成され、1 つは go 刺激のみを含みます (黒い背景に黄色の点。n = 30) と、その両方で構成されるもう 1 つは go (n = 15）および禁止刺激（黒い背景に青い点。n = 15)。 ゴー刺激とノーゴー刺激は、ランダムな刺激間隔 (800 ～ 1200 ミリ秒の範囲) でランダムに提示されました。 参加者は、ゴー刺激が提示されるたびにスペースバーを押す必要がありましたが、ノーゴー刺激が提示されるたびに反応を抑制する必要がありました。 ゴー刺激のみを含むタスクとゴー刺激とノーゴー刺激を含むタスクの提示は、参加者間でランダム化されました。 正確さ（つまり、ゴー刺激に正しく反応すること）と正しい反応に対するRTが考慮されました。
コルシのブロックタッピングタスク
Corsi ブロックタッピング タスク (Milner、1971) を使用して、参加者の視空間 WM スパンを評価しました。 参加者には、ボード上の異なる非対称の空間位置にランダムに配置された 9 つの同一のブロックが示されました。 実験者は、1- 秒の間隔でブロックのシーケンスを一度に 1 つずつ指定しました。 その後、参加者は同じブロックを同じ順序で指す必要がありました。 ブロック シーケンスの長さは、2 ブロックから 9 ブロックまで徐々に増加しました。 参加者が同じ長さの 2 つのブロック シーケンスを正しく再現できなかった場合、タスクは中止されました。 正しく再現された最長のブロック シーケンスを視覚空間スパンとみなしました。
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教師による子供の学力評価
すべての学校科目（数学、語学、科学など）における参加者の学業成績は、実験が行われた年の最初の学期（つまり、9月から2月）に収集されました。 成績は教師によって与えられ、4 (=不満足) から 10 (=素晴らしい) までの範囲で与えられます。 これらは、各参加者の学校成績の最終的な単一の平均スコアを取得するために平均化されました。
ソーシャルスキルに関するアンケート
子どもたちの社会的スキルを測定するために、「社会的発達の指標」アンケート（Pastorelli et al.、1997）が子どもたち（自己評価）と教師（教師の評価）に実施されました。 両方のバージョンのアンケートは、情緒不安定性 (EI、13 項目)、ph を評価する 3 つのスケールに分割されました。歴史的な言葉による攻撃的行動（PVA; 13 項目）、および向社会的行動（PSB; 15 項目）。 EI スケールの項目の例としては、「彼/彼女はせっかちである」または「彼/彼女はじっとしていることが難しい」が挙げられます。 PVAの場合、「彼/彼女は喧嘩をする」または「彼/彼女は他の子供たちを侮辱したり、悪口を言ったりする」。 そしてPSBスケールの場合は、「彼/彼女は悲しい人々をより幸せにしようとしている」または「彼/彼女は他の人を助けようとしている」。 回答は、1 (=まったくない) から 3 (=よくある) の範囲の 3- ポイントのリッカート スケールで与えられました。 ソーシャルスキルアンケートの信頼性は、EI の場合は=.93、PSB の場合は=.85、PVA スケールの場合は=.93 です。 本研究の焦点は教師による児童の社会的能力の評価にあったため、児童の自己評価は分析では考慮されていない。
手順
参加者は訓練を受けた実験者4人によってテストされた。 彼らはまず、教室近くの静かな部屋で約 45 分間、個別に評価されました。 参加者は、埋め込み型 PM タスクなしの OT と埋め込み型 PM タスクありの OT で評価され、コルシ ブロックタッピング タスクとゴー/ノーゴー タスクの両方が 2 つの主要なタスクの間に実施されました。 シングルタスクとデュアルタスクの提示順序は、参加者間でランダムに割り当てられました。 個人セッションの最後に、子供たちは参加のご褒美としてぬり絵を選ぶことができました。 ソーシャルスキルのアンケートは教室で実施され、回答は教師に委ねられました（教師は教室内の各児童の 3 つの EI、PVA、PSB に回答する必要がありました）。
データ分析
OT、PM、およびゴー/ノーゴー タスクのパフォーマンスについては、正解率 (正解の割合) と正解のミリ秒 (ms) 単位の平均 RT が参加者ごとに個別に計算されました。 OT およびゴー/ノーゴー タスクの各参加者内の異常な RT を制御するために、ボックスプロット分析を使用して、各タスクおよび各参加者の外れ値に対して RT を個別に調整しました。 これらにより、中央値 RT から 25 パーセンタイル未満および 75 パーセンタイルを超える RT を除外することができました。 正解と RT の考慮に加えて、精度と RT の両方に関する情報を把握するスコアを取得するために、OT タスクと PM タスクのレート残差スコア (つまり、1 秒あたりの正解率) が計算されました (Cottini & Meier, 2020) ; Hughes et al.、2014)。 効率的なパフォーマンスは、より高いレート残差スコアによって表されます。 統計分析は、無料の統計ソフトウェア R (R Core Team、2016) で実行されました。 さまざまなテストにおける子供の平均生スコアを考慮した記述統計は、年齢グループごとに個別に計算されました。 独立したサンプルt-テストは、8-歳（グループ1）と12-歳（グループ2）の間の年齢に関連した差異を評価するために実行されました。 さまざまな認知尺度、成績、社会的スキル評価の間の関係は、年齢グループごとに個別に実施された一連のピアソン相関関係を使用して事前に分析されました。p-値は、相関テスト間の依存関係を考慮するために、Benjamini および Yekutieli の方法 (2001) を使用して調整されました。 続いて、多群構造方程式モデル (SEM) が、ラ・ヴァンパッケージ（Rosseel、2012）は、認知能力（つまり、WM と抑制制御）の仮説上の影響、成績に対する教師の社会的スキルと PM 能力の評価、および社会的スキルの評価に対する子供の PM と認知能力を比較するために 2 つの年齢グループを比較します。 。 モデルの適合度は、Kline (2012) が推奨する基準に従って評価されました。 その結果、良好なモデルの適合は、有意でないカイ二乗値、近似二乗平均平方根誤差 (RMSEA)、0.08 より小さい標準化二乗平均平方根残差 (SRMR)、タッカー ルイス指数 (TLI) によって表されました。比較適合指数 (CFI) が .90 ～ .95 以上であること。 マルチグループ SEM では、教師のソーシャル スキル評価の EI、PVA、および PSB スケールに関連する観測変数が 1 つの潜在変数にグループ化されました。 これは、PM パフォーマンスおよび視空間 WM スパンとともに子供の成績の予測因子として、また PM パフォーマンスおよび抑制制御の予測変数として含まれました。 さらに、視空間 WM スパンと抑制制御の間には共分散関係が仮定され、これら 2 つの変数も PM パフォーマンスの予測因子として扱われました。 SEM のフィッティングに使用された推定方法は最尤推定であり、EI、PVA、および PSB には 17 個の欠損値が存在するため、モデルのパラメーターの推定値を見つけるために期待値最大化アルゴリズムが使用されました。 さらに、モデルの推定に必要な正規性の仮定からの一部の変数の逸脱をより安全にするために、パラメーターの標準誤差のロバストな推定 (サンドイッチ推定量) が使用されました。 モデルのグローバル フィットは満足のいくものでした: χ2 (20)=17.288、p = .634、TLI=1.000、CFI=1.030、RMSEA=.000、SRMR=. 056 であり、すべての観察変数間の残差相関は、両方の年齢グループでほぼゼロでした。 中程度の効果サイズ (検出力=.80 および=.05) を検出するためのサンプル サイズの適切性を判断するために、G*Power 3 (Faul et al., 2007) を使用して検出力分析を実施しました。 独立したサンプルの場合t-テストでは、望ましい検出力に達するための参加者の最小数はグループあたり 64 人でしたが、相関の場合は最小数は 67 人でした。Nunnally と Bernstein (1967) によると、SEM に必要な最小サンプル サイズはその数の少なくとも 10 倍である必要があります。観測された変数の数。 本研究のモデルには 7 つの変数が含まれているため、各グループには最小サンプル サイズ 70 が必要です。 したがって、サンプルのサイズは適切でした。
結果
将来の記憶力、実行機能、社会的スキル、学力における年齢層の違い
参加者の認知尺度、成績、社会的スキルの評価の平均と標準偏差、および次の方法で計算された年齢グループの差。tテストを表 1 に示します。2 つの年齢グループの精度に違いはありませんでしたが、12- 歳の子供は、8- 歳の子供よりも進行中のタスクと PM タスクの実行が大幅に速かったです。 同様に、レート残差スコアは 2 つの年齢グループ間で大きく異なり、年長の子供は年少の子供よりもタスクを効率的に実行できました。 また、年長児はコルシのブロックタップ課題でも年少児を上回り、ゴー/ノーゴー課題の実行も年少児より大幅に早かった。 ただし、2 つのグループは、ゴー/ノーゴーの精度に違いはありませんでした。 子どもの認知能力は一般的に 8 歳から 12 歳にかけて向上しましたが、学力は低下しました。 実際、12- 歳の子供は、8- 歳の子供よりも著しく低い成績を獲得しました。 2 つの年齢層は学校レベルが異なるため、年少の子どもと年長の子どもでは要求も成績評価方法も異なる可能性があります。 さらに、社会的スキルの評価にも大きな発達の変化が現れ、教師は年長の子どもたちが年少の子どもたちよりも感情的に不安定で攻撃的ではないと評価した。
表1各年齢グループのスコアの平均 (および標準偏差)t- さまざまな尺度における年齢グループ間の違いをテストする
将来記憶、実行機能、社会的スキル、学力の関係
予備分析
相関分析の結果を表 2 に示します。結果は、8- 歳児では、OT に関連する認知変数が互いに有意に相関していることを示しました。 子供の成績は、認知指標 (単一の OT、視空間 WM スパン) とソーシャル スキル アンケートのほぼすべての尺度の両方に有意に関連しており、効果の大きさは中程度でした (範囲:r =.44 ～ .53)。 最後に、ソーシャルスキルアンケートの 2 つの尺度 EI と PVA は互いに有意な関連があったのに対し、PSB は PVA とのみ関連していました。 12- 歳児に関する結果は、認知指標のうち、PM がデュアル OT と相関し、視空間 WM スパンと有意に関連していることを示しました。 さらに、単一の OT は、ゴー/ノーゴー RT および WM スパンと有意な相関がありました。 成績は、EI および PVA スケールでの教師の評価と有意に負の相関がありました。 最後に、2 つのソーシャル スキル スケール EI と PVA は互いに有意な関連性がありましたが、PSB スケールとは関連していませんでした。
表2各年齢グループのさまざまな尺度間のピアソン相関
構造方程式モデル
図 2 は、変数間の関係の回帰重み (およびその有意水準) を年齢グループごとに個別に示しています。 8- 歳児（図 2a）では、成績は PM、WM スパン、教師の社会的スキルの評価によって有意に予測されました。 つまり、コルシブロックタッピング課題である PM 課題で高い得点を獲得し、感情的に不安定で攻撃的でなく、より向社会的な態度を示すと教師から評価された子どもたちは、成績がより良い子どもでもありました。 ソーシャルスキルの評価も、ゴー/ノーゴーのパフォーマンスによって有意に予測されました。 その結果、「ゴー/ノーゴー」課題で高い成績を収めた子どもたちは、情緒不安定や攻撃性が低く、より向社会的な態度をとっていると教師から評価された子どもたちでもあった。 最後に、この年齢層では、社会的スキルは PM のパフォーマンスから予測されませんでした。 12- 歳の子供（図 2b）では、成績は PM のパフォーマンスと教師の社会的スキルの評価によって有意に予測されました（ただし、WM スパンによっては予測されませんでした）。そのため、この年齢層では、次の点で高い得点を獲得した子供は、 PM の課題を担当し、感情的に不安定で攻撃的ではなく、より向社会的な態度をとっていると教師から評価された子供たちも、より良い成績を収めました。 この場合でも、ソーシャル スキルは PM のパフォーマンスによって予測されず、この年齢層に限り、ゴー/ノーゴー タスクがソーシャル スキルの評価にあまり関係しませんでした。 最後に、PM のパフォーマンスは、ゴー/ノーゴー タスクのパフォーマンスによって明確に予測されました。
中国のカンクハーブ-記憶力を向上させる
議論
本研究の目的は、(1)児童のPM能力が教師の学業成績や社会的スキルの評価に影響を与えるかどうか、また、どの程度影響するか。 (2) 執行機能、PM、学業成績、社会的能力の関係。 私たちの主な仮説は、参加者の学業成績が PM のパフォーマンスと社会的スキルの評価の両方に影響されるかどうか、そして後者も PM のパフォーマンスによって予測されるかどうかということでした。 この予想は、私たちの結果によって部分的にしか確認されませんでした。 まず、その結果は、子どもたちの成績が、PM の成績と教師による子どもたちの社会的スキルの評価の両方によって予測されることを示しました。 PM パフォーマンスが優れた参加者は、PM パフォーマンスが低い参加者と比較して、教師からも高い評価を得ていました。 このことから、PMの能力が教師による子どもの学力評価に影響を与えていることがわかります。 教師は、PM の状態が悪化すると、子どもたちの学力が低下すると評価しました。 一方で、この発見は、PM が悪い人は他人から否定的に認識され、学校でも同様のことが起こる可能性があるというムンサットの主張 (1965 年) を裏付ける可能性があります。 同様に、最近の研究では、大人はPMの悪い子供、特に年長の子供を性格に欠陥があると判断する傾向があることが示されました(Moeller et al., 2021)。 一方で、成績に対する PM の影響は他の認知スキルによって媒介されている可能性があり、それが PM と学業成績の両方に寄与している可能性があります。 それにもかかわらず、両方の年齢層を考慮すると、WM の単一の効果が 8- 歳のグループに対してのみ見つかりました。 12- 歳のグループでは WM の寄与も、どちらのグループでも阻害も見つかりませんでした。 したがって、計画や監視などの他のプロセスとの関連性については引き続き調査する必要がありますが、この別の説明は当てはまらないようです。 学業成績の偏った評価をさらに裏付けるのは、社会的スキルの評価と成績との重要な関係です。 実際、教師から社会的能力が低いと評価された子どもたちは、成績も悪かったのです。 この結果は、成績は子供の唯一の学力を表すものではなく、性格要因によって影響されることを示した以前の研究と一致すると考えることができる(Neuenschwander et al., 2013)。 仮説に反して、教師による子供の社会的スキルの評価は、PM の成績には影響されませんでした。 Munsat (1965) と最近発表された Moeller らの研究に基づいています。 (2021) では、PM パフォーマンスが低い子供は、PM 能力が高い参加者よりも社会的スキルが低いと評価されると予想されました。 ただし、私たちのモデルでは、PM のパフォーマンスとソーシャル スキルの評価との間に有意な関係は明らかになりませんでした。 これは、モラーらの研究で、成人が特定の形容詞（例：親切、友好的、信頼できる、有能、有能、知的、誠実）を用いて性格特性について判断するよう求められたためと考えられる。 一般に、物忘れの多い子供は、PM が良好な子供よりも否定的に判断されました。 本研究で使用された尺度は、性格特性ではなく、さまざまな社会的スキルが観察できる状況の形で提示された社会的スキルを評価しました（例：怒る、情緒不安定の場合。友達と物事を共有する、向社会的行動の場合。喧嘩になる、攻撃性のため）。 したがって、約束に来ないことが多い人は信頼できないと見なされたり、常に時間通りに仕事を終える人は有能で有能であるとみなされるため、性格特性は PM の能力と関連付けられやすい可能性があります。 その結果、PM の能力は、社会的関係を損なう性格特性の評価に影響を与える可能性が高くなります。 実際、社会的関係における物忘れは、たとえば、他人に対する無関心として解釈されやすいかもしれません。 人は信頼性が低く信頼できないが、同時に穏やかで親切であると見なされる可能性があるため、PM の能力は人々の一般的な社会的スキルの評価に影響を与える可能性は低いかもしれません。 将来の研究では、社会的スキルや PM のパフォーマンスに加えて、性格特性も評価される可能性があります。 あるいは、教室関連の問題における生徒の信頼性についての教師の認識を評価するために、教師に尋ねる抽象的な質問を減らすこともできます。たとえば、教師がさまざまな課題（たとえば、仲間のグループを率いること、学校長へのメッセージを持参するなど）。 これにより、社会的スキル、性格特性、PM 能力が子どもの学業成績に及ぼすさまざまな影響や、3 つの側面間の相互関係が明らかになる可能性があります。 将来の研究には、生徒の学力の客観的および主観的評価に対するこれらの要因のさまざまな影響を評価するために、学校の成績に加えて学力の標準化された尺度も含める必要があります。
図2(a) 8- 歳と (b) 12- における認知尺度、PM、教師による社会的スキルの評価、および学力 (成績) の間の関係を示す、マルチグループ構造方程式モデルのパラメーター推定値。 1歳の子供たち。 長方形は観測変数を示し、楕円は潜在変数を示します。 黒の実線は回帰関係を示し、破線は潜在因子を構成する観測変数を示します。 Kline (2012) に従って指数を当てはめます: χ2 (20)=17.288、p = .634、TLI=1.000、CFI=1.030、RMSEA=.000、SRMR=. 056. ***p.001 以下、**p.01以下、*p.05以下。
最後に、PM のパフォーマンスは、WM と抑制制御が PM のパフォーマンスに関連しているため、8 歳から 12 歳まで改善すると予想されました (Cheie et al., 2021; Shum et al., 2008; Yang et al., 2011; Zuber et al., 2011)。 、2019）。 PM の精度には発達上の改善はありませんでしたが、12- 歳の参加者は 8- 歳の参加者よりも著しく速かったです。 パフォーマンスの効率（つまり、残差スコアの評価）を考慮すると、12- 歳の子供は、8- 歳の子供よりも PM タスクの実行において効率的でした。 それにもかかわらず、8歳から12歳の間の発達の改善は非常に小さかった。 この結果は、この研究で使用された PM タスクの局所性と特異性に依存すると考えられます。 PM 開発のエグゼクティブ フレームワーク (Mahy et al., 2014) およびマルチプロセスのビュー (Einstein et al., 2005; McDaniel et al., 2015) によると、PM のタスクが焦点である場合、年齢による発達の変化は顕著ではありません。焦点が合っていないとき。 さらに、本研究で使用された PM タスクも明確に指定されていました。 つまり、参加者は 3 つの特定の対象を思い出す必要がありましたが、これは実行リソースではなく、遡及的記憶に依存することが示されています (Cottini et al., 2018; Hicks et al., 2005)。 これは、この研究の 8- 歳と 12- 歳の参加者によって得られた高い正解率からもわかります。 さらに、これは PM のパフォーマンスが WM スパンに関連していない理由を説明し、この研究で使用された PM タスクがそれほどリソースを必要としないことを示唆しています。 同様に、他の研究では、焦点的および特定の PM タスクのパフォーマンスが実行機能タスクのパフォーマンスに必ずしも関連しているわけではないことが示されています (例: Cottini et al., 2019; Fuke & Mahy, 2022)。 一方、12- 歳の参加者では、抑制制御能力が PM パフォーマンスの予測につながり、この能力がこのタイプの PM 課題に関連するのは小児期の後半になってからである可能性があることが示唆されています。 これらの発見は私たちの予想と完全に一致しているわけではありませんが、局所性や PM キューの特異性などの PM タスクの特性がより少ない実行プロセスに依存していることを示唆する以前の研究を裏付けています (Einstein et al., 2005; Mahy et al., 2014)。 今後の研究では、年齢の影響だけでなく、学力や社会的スキルへの影響も、今回の研究で選択した課題に依存するかどうかを検証する必要がある。 よりリソースを必要とする PM タスクやより環境に優しい PM タスクなど、さまざまな種類の PM タスクが同様の結果につながるかどうかを評価する必要があります。 これに関連して、さらなる制限は、この研究で使用された PM タスクの外部妥当性である可能性があります。 一般的に使用されている研究室ベースの PM タスクでは、日常生活における子どもの PM 能力を完全には把握できない可能性があります。 したがって、将来の研究には、子どもたちに学校に何かを持ってくるよう求める、あるいは子どもたちの PM に対する親または教師の評価を含めるなど、PM の生態学的対策を含めることを強く推奨する（例：Fuke & Mahy, 2022）。結果の生態学的妥当性と一般化可能性。
結論
要約すると、本研究の主な結果は、子供の学校の成績が、独立しているにもかかわらず、PM パフォーマンスと社会的スキルの両方によって悪影響を受けていることを明らかにしました。 この研究は、生徒の学力に対する教師の評価が、成績とは無関係な個人的なスキルによって偏る可能性があることを示しています。 この結果は教育者からもっと注目されるべきです。 実際、PM もソーシャルスキルも学校では直接評価されませんが、それでも教師の学力評価に影響を与えます。 より生態学的環境でこれらの結果を確認し、子供の学業成績に影響を与える可能性のあるさまざまな側面をより詳細に調査するには、さらなる証拠が必要です。 この一連の研究は、生徒の評価に発生する可能性のある偏見に対する教師の意識を高めることにより、教育実践に重要な影響を与えることが期待されています。 さらに、教師は生徒の学力の獲得だけでなく、生徒の行動教育にも責任を負います。 教師は、子供たちが課題をめったにやらない、または完了しない場合、または教師の指示や要求に従わない場合など、子供たちの否定的な行動に介入し、調整することが期待されています。 今回の研究は、この否定的な行動が必ずしも否定的な態度の結果であるとは限らず、認知システムの不完全な成熟に依存している可能性があることを強調しています。 したがって、否定的な態度を持つ子供と、その否定的な行動が未熟な認知システムによって引き起こされている子供に同じ介入を適用することは有害であろう。 教師は、適切な介入を計画できるように、児童の行動結果に影響を与える可能性があるさまざまなプロセスの進行について情報を得る必要があり、児童の行動の理由を区別する方法を学ぶ必要があります。
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