Klasyfi kacja

Efekt uczenia mimowolnego. Różnice między poziomem losowym (0,5) a wy-konaniem zadania klasyfi kacji w grupach eksperymentalnych okazały się istotne, i wyniosły odpowiednio: dla grupy „single” z instrukcją klasyczną: t(19) = 3,43;

p < 0,005, dla grupy „single” z instrukcją poszukiwania reguł: t(19) = 3,89; p <

0,001, dla grupy „dual” z instrukcją klasyczną: t(19) = 5,15; p < 0,001 oraz dla grupy „dual” z instrukcją poszukiwania reguł: t(21) = 4,15; p < 0,001. Porównanie wykonania zadania klasyfi kacji w grupie kontrolnej z poziomem losowym okazało się nieistotne statystycznie (t[19] = 0,78). Efekt główny analizy wariancji dla po-prawności wykonania zadania klasyfi kacji w grupach eksperymentalnych i grupie kontrolnej był na granicy poziomu istotności statystycznej, i wyniósł F(4,97) = 2,38; p = 0,057 (zob. ryc. 10).

F(4,97) = 2,38; p = 0,57 Pionowe słupki oznaczają 0,95 przedziały ufności

dual/klasyczna dual/reguły single/klasyczna

single/reguły

Grupa kontrolna

Poprawność klasyfi kacji ciągów

0,60

0,58

0,56

0,54

0,52

0,50

0,48

0,46

F(4,97) = 2,38; p = 0,57

Pionowe słupki oznaczają 0,95 przedziały ufności

W celu porównania poprawności wykonania zadania klasyfi kacji przez grupy eksperymentalne z poprawnością wykonania grupy kontrolnej zastosowano analizę kontrastów dla oczekiwanych średnich brzegowych. Analiza kontrastów wykazała, że wszystkie grupy eksperymentalne wykonywały zadanie klasyfi kacji istotnie sta-tystycznie poprawniej niż grupa kontrolna, przy czym grupa „single” z instrukcją klasyczną uzyskała wynik kontrastu na granicy istotności statystycznej. Wartości statystyk porównania kontrastów grup eksperymentalnych w stosunku do grupy kontrolnej przedstawiały się następująco: kontrast dla grupy „single” z instrukcją klasyczną: F(1,97) = 3,81; p = 0,054, kontrast dla grupy „single” z instrukcją po-szukiwania reguł: F(1,97) = 4,31; p < 0,05, kontrast dla grupy „dual” z instrukcją klasyczną: F(1,97) = 6,41; p = 0,01 oraz kontrast dla grupy „dual” z instrukcją poszukiwania reguł: F(1,97) = 7,67; p < 0,01.

Wpływ zadania podwójnego i instrukcji. Efekt główny analizy wariancji dla poprawności klasyfi kacji w grupach okazał się istotny na granicy istotności statystycznej (F[4,97] = 2,38; p = 0,057). Zgodnie z przewidywaniami nie zaobserwowano jednak istotnych statystycznie różnic w wykonaniu zadania klasyfi -kowania ciągów w grupach „dual” i „single”. W analizie wariancji w układzie 2 (grupy „single” vs. „dual”) x 2 (grupy z instrukcją poszukiwania reguł vs. grupy z instrukcją klasyczną) z wyłączeniem grupy kontrolnej uzyskano nieistotną staty-stycznie interakcję zadania podwójnego z instrukcją (F[1,78] = 0,001). Analiza ta nie wykazała istotnego wpływu zadania podwójnego (F[1,78] = 0,74) ani instruk-cji (F[1,78] = 0,04). O ile w przypadku manipulainstruk-cji związanej z wykonywaniem zadania podwójnego jest to wynik zgodny z przewidywaniami, to brak różnic między grupami wykonującymi zadanie uczenia się sztucznych gramatyk w wersji z instrukcją poszukiwania reguł i instrukcją klasyczną jest zastanawiający.

W celu szczegółowego oszacowania wpływu manipulacji eksperymentalnych na poszczególne rodzaje ciągów (gramatyczne vs. niegramatyczne, podobne vs.

niepodobne oraz zbalansowane vs. niezbalansowane) zastosowano analizę wa-riancji z powtarzanym pomiarem w układzie 5 (grupa) x 2 (gramatyczność) x 2 (podobieństwo) x 2 (zbalansowanie). Interakcja czwartego stopnia okazała się nieistotna statystycznie (F[4,97] = 1,92), jednakże uzyskano wiele interesujących zależności między składowymi tej interakcji.

Porównanie poprawności wykonania zadania klasyfi kacji ciągów gramatycz-nych i niegramatyczgramatycz-nych okazało się istotne statystycznie (F[1,97] = 18,38; p <

0,001), przy czym ciągi gramatyczne były klasyfi kowane lepiej niż niegramatycz-ne. Różnica ta okazała się również istotna, gdy porównano klasyfi kację ciągów gramatycznych i niegramatycznych w poszczególnych grupach (F[4,97] = 6,47;

p < 0,001 – zob. ryc. 11).

Za takie zróżnicowanie wydaje się odpowiedzialne przede wszystkim popraw-niejsze klasyfi kowanie ciągów gramatycznych przez badanych w obydwu grupach

„dual” oraz w grupie „single” z instrukcją klasyczną (kontrasty dla oczekiwanych średnich brzegowych wyniosły odpowiednio: grupa „dual” z instrukcją poszu-kiwania reguł – F[1,97] = 20,86; p < 0,001, grupa „dual” z instrukcją klasyczną

– F[1,97] = 3,81; p = 0,053 oraz grupa „single” z instrukcją klasyczną – F[1,97] = 16,65; p < 0,001). Analiza kontrastów między poprawnością klasyfi kacji ciągów gramatycznych i niegramatycznych w grupie „single” z instrukcją poszukiwania reguł wykazała, że różnica ta jest nieistotna statystycznie (F[1,97] = 0,79). Cie-kawy efekt zaobserwowano, analizując kontrast poprawności klasyfi kacji ciągów gramatycznych i niegramatycznych w grupie kontrolnej. W grupie tej uzyskano tendencję do lepszego klasyfi kowania ciągów niegramatycznych (F[1,79] = 3,15;

p = 0,07), przeciwną do zależności obserwowanych w grupach eksperymentalnych.

W omawianym układzie analizy wariancji z powtarzanym pomiarem zanalizo-wano następnie efekt poprawności wykonania zadania klasyfi kacji w zależności od podobieństwa ciągów. Uzyskano wyniki świadczące o tym, że ciągi niepodobne były klasyfi kowane poprawniej niż podobne (F[1,79] = 13,07; p < 0,001). Inter-akcja podobieństwa z grupą okazała się nieistotna statystycznie (F[4,97] = 1,48), jednakże uzyskano ciekawe wyniki porównań (analiza kontrastów) poprawności klasyfi kacji ciągów podobnych w grupach (zob. ryc. 12).

Analiza kontrastów wykazała, że ciągi niepodobne były klasyfi kowane lepiej jedynie w grupie kontrolnej i grupach z instrukcją poszukiwania reguł (grupa kontrolna – F[1,97] = 5,04; p = 0,03, grupa „single” – F[1,97] = 7,88; p = 0,006 Ryc. 11. Poprawność klasyfi kacji ciągów gramatycznych i niegramatycznych w grupach.

F(4,97) = 6,47; p = 0,0001

dual/klasyczna dual/reguły

single/klasyczna single/reguły

Pionowe słupki oznaczają 0,95 przedziały ufności

Poprawność klasyfi kacji ciągów

Grupa

kontrolna c. gramatyczne

c. niegramatyczne 0,9

0,8

0,7

0,6

0,5

0,4

0,3

0,2

0,1

0,0

oraz grupa „dual” – F[1,97] = 5,38; p = 0,02), podczas gdy nie zaobserwowano takich efektów w grupach z instrukcją klasyczną (grupa „single” – F[1,97] = 0,04 oraz grupa „dual” – F[1,97] = 0,88).

Jako następny został zanalizowany efekt poprawności wykonania zadania kla-syfi kacji w zależności od zbalansowania ciągów. Nie uzyskano żadnych istotnych różnic dotyczących tego wskaźnika ani w porównaniu niezależnie od grupy (F[1,97]

= 0,03), ani z uwzględnieniem czynnika grupy (F[4,97] = 1,39). Analiza kontrastów nie wykazała żadnych istotnych różnic między klasyfi kacją ciągów zbalansowanych i niezbalansowanych w zależności od grupy.

Analiza wariancji z powtarzanym pomiarem w układzie grupa (5) x gramatycz-ność (2) x zbalansowanie (2) okazała się nieistotna statystycznie (F[4,97] = 1,72).

Analiza wyników wykazała jednak, iż za efekt poprawnego klasyfi kowania ciągów odpowiada przede wszystkim poprawność klasyfi kacji ciągów gramatycznych i niezbalansowanych (zob. ryc. 13).

Analiza kontrastów wykazała istotną różnicę w poprawności klasyfi kacji ciągów niezbalansowanych w zależności od tego, czy badani oceniali ciąg gramatyczny, czy niegramatyczny. Wartości statystyk wyniosły odpowiednio: dla grupy „sin-gle” z instrukcją poszukiwania reguł: F(1,97) = 7,06; p < 0,01; dla grupy „dual”

Ryc. 12. Poprawność klasyfi kacji ciągów podobnych i niepodobnych w grupach.

F(4,97) = 1,48; p = 0,21

dual/klasyczna dual/reguły

single/klasyczna single/reguły

Pionowe słupki oznaczają 0,95 przedziały ufności

Poprawność klasyfi kacji ciągów

Grupa kontrolna

podobne niepodobne 0,8

0,7

0,6

0,5

0,4

0,3

0,2

0,1

z instrukcją poszukiwania reguł: F(1,97) = 38,65; p < 0,001; dla grupy „single”

z instrukcją klasyczną: F(1,97) = 14,93; p < 0,001; oraz dla grupy „dual z instrukcją klasyczną: F(1,97) = 11,43; p = 0,001.

Podobne zależności zaobserwowano w analizie wariancji z powtarzanym po-miarem w układzie grupa (5) x gramatyczność (2) x podobieństwo (2). Interakcja w takim układzie okazała się istotna statystycznie na poziomie F(4,97) = 3,60 przy p < 0,01 (zob. ryc. 14).

Również w przypadku tej interakcji zaobserwowano istotną różnicę w popraw-ności klasyfi kacji ciągów niepodobnych w zależpopraw-ności od tego, czy badani oceniali ciąg gramatyczny, czy niegramatyczny. Wartości analizy kontrastów wyniosły dla grup odpowiednio: dla grupy „single” z instrukcją poszukiwania reguł: F(1,97)

= 12,29; p < 0,001; dla grupy „dual” z instrukcją poszukiwania reguł: F(1,97) = 22,81; p < 0,001; dla grupy „single” z instrukcją klasyczną: F(1,97) = 20,32; p <

0,001; oraz dla grupy „dual” z instrukcją klasyczną: F(1,97) = 10,60; p = 0,001.

Analiza wariancji z powtarzanym pomiarem w układzie grupa (5) x zbalan-sowanie (2) x podobieństwo (2) okazała się nieistotna statystycznie (F[4,97] = 1,10). Nie zaobserwowano również żadnych istotnych różnic między grupami eksperymentalnymi.

Ryc. 13. Poprawność klasyfi kacji ciągów w grupach, z uwzględnieniem gramatyczności i zbalansowania ciągów.

F(4,97) = 1,72; p = 0,15

dual/klasyczna

dual/reguły single/klasyczna

single/reguły

Pionowe słupki oznaczają 0,95 przedziały ufności

Poprawność klasyfi kacji ciągów

Zbalansowane

kontrolna

gramatyczne niegramatyczne

dual/klasyczna

dual/reguły single/klasyczna

single/reguły

kontrolna

Niezbalansowane 1,2

1,0

0,8

0,6

0,4

0,2

0,0