نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دکتری روانشناسی تربیتی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
2 استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
3 دانشیار، گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شهید چمران اهواز، اهواز، ایران.
4 پزشک عمومی، اهواز، ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Working memory is an important domain-general cognitive that can impair the ability to remember and use mathematical concepts and procedures in children at risk of mathematical learning difficulties. The purpose of this study was to investigate the effect of a computer-assisted working memory training programme on the working memory ability and mathematical performance of children at risk of mathematical learning difficulties. The research method utilized in this study was a field experiment with a pre-test, post-test, and follow-up design with a control group. The participants were 30 first-grade children from 12 elementary schools in Kuhdasht City, who were randomly assigned to an experimental group (n = 15) and a control group (n = 15). Children were assessed using a variety of measures, including the Number Sense Brief Screener, Number Knowledge Test, Raven's Colored Progressive Matrices Test, Child Symptom Inventory, and Working Memory Index of the Wechsler Intelligence Scale for Children (WISC-V), and Number Sets Test. The computer-assisted working memory training programme was conducted three times a week for six weeks. Results showed a significant improvement in both working memory (p = .002) and mathematical performance (p = .0001) of the control group compared to the control group in post-test and follow-up phase. Findings show that working memory training can enhance working memory in children at risk of mathematical learning difficulties (near transfer) and help optimize these children's mathematical performance potential (far transfer).
Introduction
Research has demonstrated the academic benefits of working memory training in typically developing preschool and kindergarten children (Honore & Noel, 2017), those with attention and working memory deficits (Bergman-Nutley & Klingberg, 2014), and children with math dyscalculia in the later years of elementary school (Layes et al., 2018). However, the benefits of implementing cognitive intervention programs, including working memory training, for first-grade children at risk of mathematical learning difficulties are still unclear. So far, only one study has investigated this issue internationally (Munez et al., 2022). Additionally, very few empirical studies include follow-up evaluations. Most importantly, it is uncertain whether the positive effects observed in laboratory settings can be replicated in real-world learning environments. Therefore, the present study aimed to determine the effects of near and far transfer of working memory training on working memory ability and mathematical performance of children at risk of mathematical learning difficulties in the first grade of elementary school in an educational setting.
Method
The current study is a field experiment utilizing a pre-test, post-test, and follow-up design with a control group. The participants were 30 first-grade children from 12 elementary schools in Kuhdasht city, who were randomly assigned to an experimental group (n = 15) and a control group (n = 15). Children were assessed using a variety of measures, including the Number Sense Brief Screener (Jordan et al., 2010), Number Knowledge Test (Griffin, 2010), Raven's Colored Progressive Matrices Test (Raven et al., 1998), Child Symptom Inventory (Gadow & Sprafkin, 1994), Working Memory Index of the Wechsler Intelligence Scale for Children (WISC-V, Groth-Marnat & Wright, 2016), and Number Sets Test (Geary et al., 2009). The computer-assisted working memory training programme was conducted three times a week for six weeks. Data were analyzed using AMOS (version 24) and SPSS (version 26) programs.
Findings
The descriptive data for the control and the experimental groups is discussed. In Table 1 the descriptive data for the experimental group and the control group for all measures on the pre-, post-, and follow- up tests are presented. At the pre-test, there were significant differences on visual working memory and mathematical performance between the groups in favor of the control group.
Table 1. Means and standard deviations of the test scores on the pre-, post-, and follow-up tests for the experimental group (n = 15) and the control group (n = 15)
Experimental group
Control group
M
SD
M
SD
Pre-test
Working memory
19.87
4.48
20.67
3.14
Mathematical performance
3.30
1.01
3.41
0.83
Post-test
Working memory
28.09
3.50
23.52
3.15
Mathematical performance
5.04
0.85
3.63
1.21
Follow-test
Working memory
26.19
3.90
23.05
3.47
Mathematical performance
4.87
1.04
3.48
0.94
The MANCOVA results indicated that the experimental and control groups differed significantly in at least one of the dependent variables. This conclusion is based on the findings from the Wilks' Lambda test conducted during both the post-test (F(2,25) = 7.89, p = .002) and follow-up (F(2,25) = 18.62, p = .0001) stages. To determine this difference, an ANCOVA within a MANCOVA was conducted on the post-test and follow-up scores of the dependent variables. The results showed that the F values of the ANCOVA for working memory ability and mathematical performance in both the post-test (F(1.26) = 12.06, p = ./002, F(1.26) = 7.84, p = .009) and follow-up phases (F(1.26) = 25.09, p = .0001, F(1.26) = 9.81, p = .004) were statistically significant.
Discussion and Conclusion
The results indicated that after adjusting for pre-test scores, a group of children who underwent working memory training, experienced a significant increase in their working memory abilities (near transfer effects) and mathematical performance (far transfer effects) compared to the control group. This improvement was observed in both the post-test and follow-up assessments. These encouraging findings are consistent with previous research on children with typical development, low socioeconomic status, and disabilities (Honore & Noel, 2017; Munez et al., 2022). The limitations of this study include a relatively small sample size and the use of an inactive control group. Researchers should consider examining and replicating the results of this study with a larger sample size across various schools, potentially nationwide, and including an active control group. In summary, the computer-assisted working memory training programme can effectively improve the working memory abilities and mathematical performance of children at risk of mathematical learning difficulties in school and classroom settings.
کلیدواژه‌ها [English]
عملکرد ریاضی[1] به توانایی فرد برای استدلال و حل مسائل ریاضی از طریق فرمول‌بندی، بهکارگیری و تفسیر ریاضیات در زمینههای مختلف دنیای واقعی اشاره دارد (Wang et al., 2022). این عملکرد به عنوان بخشی از برنامۀ ارزیابی بینالمللی دانشآموزان (پیزا)[2] توجهی گسترده از جامعۀ آموزشی را به خود جلب کرده است (Gjicali & Lipnevich, 2021). در قرن بیست‌ویکم، دانش ریاضی به مثابۀ کلید ارتقای رشد حوزۀ شناختی و یک پشتیبان تحصیلی و اقتصادی برای کودکان محسوب میشود که پایۀ عملکرد ریاضی موفقیتآمیز و مهارتهای شغلی آنها را فراهم میکند (Lavidas et al., 2022). یافتههای اخیر نشان میدهد در سراسر جهان تعداد کودکانی که به دانش ریاضی و عملکرد ریاضی موفقیتآمیز در طول تحصیلات دبستان دست نمی‌یابند، از 15 درصد در آمریکای شمالی و اروپا تا حدود 85 درصد در کشورهای جنوب صحرای آفریقا متغیر است (UNESCO Institute for Statistics, 2017). این ارقام بهوضوح بیشتر از مطالعات مربوط به محاسبۀ پریشی رشدی[3] با تخمین شیوع 4 تا 7 درصد هستند (Fengjuan & Jamaludin, 2023).
در حالی که در محاسبۀ پریشی رشدی، مشکلات ریاضی ناشی از عوامل عصبشناختی کم‌وبیش ویژۀ ساختار مغزی کودکان هستند (Nelson et al., 2022)، بخشی بزرگ‌تر از جمعیت کودکان در سنین مدرسۀ جهان را افراد در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی[4] تشکیل میدهند (شیوع 15 تا 33 درصد). این کودکان با ویژگی عملکرد ریاضی پایین نشان میدهند بیشتر مشکلات یادگیری ریاضی مربوط به اثر متقابل عوامل محیطی، مانند کیفیت آموزش و فرصت برابر برای یادگیری و نه رشد اولیۀ نارس و یادگیری ضعیف در محیط خانه هستند (Lopez-Pedersen et al., 2023). بر اساس گزارش سنجش ملی پیشرفت تحصیلی (NAEP)[5] در سال 2019، شکاف عملکرد موفقیتآمیز میان کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی و کودکان با رشد عادی در دهۀ گذشته افزایش یافته است (National Center for Education Statistics, 2019). این امر بیانگر نگرانی فزاینده دربارۀ شیوع مشکلات یادگیری ریاضی است.
بهتازگی، چندین مطالعه و فراتحلیل پروفایلهای نقص شناختی کودکان دارای مشکلات یادگیری ریاضی را بررسی کرده و نشان دادهاند عملکرد ریاضی نه فقط از طریق شایستگیهای عددی حوزه - خاص[6] (تواناییهای تأثیرگذار در یادگیری انواع خاصی از حوزههای تحصیلی)، بلکه با رشد توانمندیهای شناختی حوزه - عام[7] (تواناییهای تأثیرگذار در یادگیری همۀ انواع حوزههای تحصیلی) نیز همراه است (Mononen et al., 2022; Agostini et al., 2022; Bergman-Nutley & Soderqvist, 2017). به طور ویژه، شواهد تجربی در علوم اعصاب شناختی و مدل‌های رشد شناختی عددی نشان داده است از میان توانمندیهای شناختی حوزه - عام، حافظۀ کاری[8] نقش کلیدی در ریاضیات، به ویژه عملکرد ریاضی کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی ایفا میکند (Swanson et al., 2022). حافظۀ کاری به فضای کاری ذهنی اشاره دارد که فرد را قادر میسازد تا اطلاعات را در ذهن نگهداری کند؛ در حالی که هم‌زمان تکالیف شناختی پیچیدۀ دیگری را انجام میدهد (Passolunghi & Costa, 2019). از آنجا که ظرفیت حافظۀ کاری محدود است، از آن به عنوان «گلوگاه یادگیری در فعالیتهای کلاسی» نیز یاد میشود (Winkel & Zipperle, 2023). مطابق مدل چندمؤلفه‌ای حافظۀ کاری بدلی و هیچ، حافظۀ کاری متشکل از دو سیستم تابع حلقۀ واج‌شناختی[9] و لوح دیداری - فضایی[10] است که بهترتیب برای ذخیره‌سازی موقت و تکرار اطلاعات کلامی و دیداری - فضایی تخصیص یافته‌اند و نیز مشتمل بر یک سازوکار مجری مرکزی[11] است که فعالیتهای دو واحد تابع را هماهنگ میکند و طیفی وسیع از کارکردها، مانند کنترل توجه را سرپرستی میکند (Baddeley & Hitch, 1974). بهتازگی، مؤلفۀ چهارمی به نام میانگیر رویدادی[12] به حافظۀ کاری اضافه شده است که مسئول تلفیق و یکپارچه‌سازی اطلاعات بخشهای مختلف حافظۀ کاری و حافظۀ بلندمدت است (Baddeley, 2000). در واقع، اعتقاد بر این است که حتی ساده‌ترین محاسبات ریاضیات و انجام تکالیف عددی مستلزم فرآیندهای حافظۀ کاری، از جمله ذخیرۀ موقت اطلاعات، بازیابی فرآیندهای مربوط و عملیات پردازش برای تبدیل اطلاعات به خروجی عددی هستند (Passolunghi & Costa, 2019)؛ بنابراین، هم‌سو با چارچوب نظری رشد ریاضی و متعاقب آن، فرضیۀ نقص شناختی گیری و هوارد، میتوان استدلال کرد سامانه‌های شناختی زیربنایی، از جمله حافظۀ کاری ضعیف میتوانند نقصهایی در عملکرد ریاضی ایجاد کنند و به عنوان یک امضای شناختی اولیه بر مشکلات یادگیری ریاضی تلقی شوند (Geary & Hoard, 2005).
با توجه به نقش توانمندی حافظۀ کاری در پیشبینی عملکرد ریاضی کودکان، تعدادی از مطالعات حافظۀ کاری را به عنوان زمینۀ مداخله برای بهبود توانمندی حافظۀ کاری و انتقال اثرات آن به دستاوردهای مهم تحصیلی، از جمله عملکرد ریاضی، بررسی کردهاند (Klingberg & Sauce, 2022)؛ با این حال، در ادبیات به طور کلی دربارۀ اثرات انتقال آموزش حافظۀ کاری (انتقال نزدیک[13] و انتقال دور[14])، یافتهها حاوی نتایجی متناقض است. برخی از پژوهشهای تجربی و فراتحلیلهایی در مقیاس بزرگ نشان میدهند آموزش حافظۀ کاری فقط میتواند اثرات انتقال نزدیک (بهبود توانمندی حافظۀ کاری) بدون تعمیم به کارکردهای دیگر داشته باشد (Ramani et al., 2020; Sala & Gobet, 2020; Honore & Noel, 2017a, 2017b; Melby-Lervag & Hulme, 2013; Ang et al., 2015). در مقابل، پژوهشهای دیگر شواهدی برای اثرات محدود و کوتاه‌مدت انتقال آموزش حافظۀ کاری به سایر کارکردها، به ویژه عملکرد ریاضی (اثرات انتقال دور) ارائه میدهند (آقاییثابت و همکاران، 1397؛ نیکوبخت و همکاران، 1398؛Munez et al., 2022 ؛ Layes et al., 2018؛ Nelwan & Kroesbergen, 2016؛ Bergman-Nutley & Klingberg, 2014). احتمال میرود تأثیر آموزش حافظۀ کاری بر عملکرد ریاضی غیرمستقیم است و به بهبود توانمندی حافظۀ کاری بستگی دارد.
در رابطه با نتایج متناقض، باید پژوهشها را در پرتو چند کاستی مهم روششناختی مشاهده کرد. ملبی-لرواگ و هولم پیشنهاد کردند برای ارزیابی اثرات آموزش حافظۀ کاری، تخصیص تصادفی به گروهها و همچنین، فراهم کردن یک گروه گواه مناسب ضروری است (Melby-Lervag & Hulme, 2013). افزون بر این، به دلیل وقفهها و فعالیتهای فوقبرنامه، کاربست مقدار توصیه‌شدۀ آموزش در یک محیط تحصیلی واقعی بسیار دشوار است (Munez et al., 2022). با توجه به این واقعیت که آموزش حافظۀ کاری به طور کلی در مدارس اجرا میشود، متناسب کردن آموزش با نیازها و برنامههای فردی دانشآموزان میتواند عاملی مهم باشد که باید در نظر گرفته شود.
با توجه به مطالب یادشده، اگرچه تعداد مداخلات شناختی برای کودکان به طور جالب توجه افزایش داشته است، هنوز شکاف‌هایی در ادبیات وجود دارند که خواستار پژوهشهای بیشتر هستند. به طور ویژه، اکثریت مطالعات مداخلهای قبلی مزایای تحصیلی آموزش حافظۀ کاری در کودکان پیشدبستانی یا مهدکودک با رشد عادی (Honore & Noel, 2017a, 2017b)، کودکان دارای توجه و حافظۀ کاری ضعیف (Bergman-Nutley & Klingberg, 2014) و کودکان مبتلا به محاسبه‌پریشی ریاضی در سالهای آخر دبستان (Layes et al., 2018) را گزارش کردهاند؛ با وجود این، سودمندی اثرات انتقال برنامههای مداخلهای شناختی، از جمله آموزش حافظۀ کاری برای کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی پایۀ اول دبستان، تا حدی زیاد ناشناخته باقی مانده است. تا کنون یک مطالعه آن هم در سطح بینالمللی این موضوع را کاوش کرده است (Munez et al., 2022). افزون بر این، پژوهشهای تجربی بسیار معدودی تا به امروز شامل ارزیابیهای پیگیری میشوند. این امر حائز اهمیت است؛ زیرا بسیاری از اثرات مداخلهای آموزشی موفق برای ریاضیات زمانی که مزایای بلندمدت آنها بررسی میشوند، موقتی به نظر می‌رسند. مهم‌تر از همه، مشخص نیست که آیا اثرات مثبتی که در محیطهای آزمایشی یا کنترل‌شدۀ آزمایشگاهی گزارش شدهاند، میتوانند در زمینههای یادگیری واقعی تکرار شوند. انتقال اثرات برنامههای آموزش حافظۀ کاری به پشتیبانی و نظارت فردی نیاز دارد که در محیطهای یادگیری معمول با زمان محدود برنامۀ درسی، گرایشهای متفاوت معلمان و تعامل دانشآموزان چالشبرانگیز است.
رویهمرفته، برای بررسی شکافهای پژوهشی یادشده، مطالعۀ حاضر با هدف تعیین اثرات انتقال نزدیک و دور آموزش حافظۀ کاری در جمعیت کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی پایۀ اول دبستان ایرانی انجام شد. به طور ویژه، تأثیر آموزش حافظۀ کاری بر توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری پایۀ اول دبستان در یک محیط تحصیلی بررسی شد. سه پرسش این پژوهش را هدایت میکنند:
روش پژوهش
پژوهش حاضر آزمایشی میدانی با طرح پیشآزمون، پسآزمون و پیگیری[15] با گروه گواه است. در مجموع، شرکتکنندگان 30 نفر بودند که از مدارس ابتدایی شهرستان کوهدشت با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی چندمرحلهای انتخاب شدند؛ به این ترتیب که از بین نواحی دوگانۀ آموزش‌وپرورش شهر کوهدشت، دوازده دبستان (شش دبستان دخترانه و شش دبستان پسرانه) به صورت تصادفی برگزیده شدند. سپس، از بین این دبستانها، دوازده کلاس پایۀ اول (شش کلاس دخترانه و شش کلاس پسرانه) به طور تصادفی انتخاب شدند و بعد از تهیۀ فهرست افراد کلاسهای منتخب، از هر کلاس 20 کودک به صورت تصادفی تعیین (رویهمرفته 240 کودک) و با کسب رضایت والدین، در اواخر پاییز سال تحصیلی 1402-1401، به منظور واجد شرایط بودن برای ورود به ادامۀ مطالعه، غربالگری مقدماتی شدند. فرآیند غربالگری شامل دو ابزار استاندارد، یعنی فرم کوتاه غربالگری حس عدد[16] (Jordan et al., 2010) و آزمون دانش عددی[17] (Griffin, 2009) بود. نمرۀ کل حاصل از ترکیب نمرههای دو آزمون، معتبرترین شاخص برای استفاده در هدفهای تشخیصی است. در نهایت، با توجه به ملاکهای ورود (قرار گرفتن در دامنۀ سنی 6 تا 7 سال، داشتن هوشبهر متوسط به بالا، نداشتن اختلالهای ارتباطی، حرکتی و جسمانی شدید، مانند نقص شنوایی و بینایی بر اساس پروندۀ سلامت کودکان در دبستان، مبتلا نبودن به اختلالهای همایند عصبی - تحولی، مانند اختلال کاستی توجه/بیشفعالی یا اختلالهای دیگر، مانند اختلالهای اضطرابی و افسردگی و عدم دریافت هیچ برنامۀ آموزشی حافظۀ کاری مکمل) و خروج (عدم تمایل به شرکت در فرآیند تشخیص و مداخله و غیبت بیش از سه جلسه در فرآیند مداخله) به پژوهش، تعداد 47 نفر از شرکتکنندگان، شرایط انتخاب به عنوان نمونۀ هدف را کسب کردند؛ با وجود این، 1 نفر از شرکتکنندگان تمایل به ادامۀ همکاری نداشت و از فرآیند انتخاب نمونۀ هدف کنار گذاشته شد و مطالعه با 46 نفر از کودکان دارای شرایط مداخله ادامه یافت. پس از تهیۀ فهرستی از 46 نفر شرکتکنندۀ حائز شرایط مداخله و قبل از گمارش تصادفی آنها در شرایط گروههای آزمایشی و گواه، به صورت جداگانه نمرههای خام فرم کوتاه غربالگری حس عدد و آزمون دانش عددی آنها به نمرههای استاندارد تبدیل و سپس، این نمرههای استاندارد با هم ترکیب شدند تا برای هر کودک واجد شرایط یک نمرۀ کل ایجاد شود. نمرۀ کل کودکان بهترتیب رتبه داده شد و تعداد 30 نفر از کودکانی که دارای پایین‌ترین نمرۀ کل بودند، به شیوۀ تصادفی در یکی از دو شرایط گروه آزمایشی برنامۀ «رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری» (15 نفر) و گروه گواه بدون دریافت مداخله (15 نفر) گمارده شدند. گفتنی است، هیچ کدام از شرکتکنندگان فرآیند مداخله را ترک نکردند و هر دو گروه (گروه آزمایشی و گروه گواه) فاقد ریزش نمونه تا پایان فرآیند مداخله بودند.
ابزار پژوهش
فرم کوتاه غربالگری حس عدد: فرم کوتاه غربالگری حس عدد یک ابزار مبتنی بر پژوهش و زمان‌بندی‌نشده برای غربالگری کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی سنین پیش‌دبستان و پایۀ اول دبستان است که به صورت فردی اجرا میشود (Jordan et al., 2010). این ابزار دارای 33 ماده است که اصول و مهارتهای شمارش، بازشناسی عدد، مقایسۀ عدد، محاسبۀ غیرکلامی، مسائل داستانی و ترکیبات عددی جمع/تفریق را ارزیابی میکنند. مادههای آزمون به صورت درست (1) یا نادرست (0) نمرهگذاری میشوند و نمرۀ خام کل آزمون در دامنۀ صفر تا 33 متغیر است. پژوهشها نشان دادهاند = فرم کوتاه غربالگری حس عدد از روایی، دقت تشخیصی (روایی بالینی) و پایایی (87/0) مطلوبی برخوردار است (Marcelino et al., 2017). به طور مشابه، قاسمی و همکاران (1396) ضریب پایایی این آزمون را با روش آلفای کرونباخ 88/0 گزارش کردند. در این مطالعه، روایی فرم کوتاه غربالگری حس عدد با استفاده از روش تحلیل عاملی تأییدی ارزیابی شد. نتایج برازش مطلوب مدل با دادهها را نشان داد (579/2, χ2/df = 951/0CFI = ,944/0 = TLI ,967/0 = GFI ,071/0 = RMSEA). افزون بر این، پایایی همسانی درونی کلی فرم کوتاه غربالگری حس عدد با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 90/0 و برای اصول و مهارتهای شمارش، بازشناسی عدد، مقایسۀ عدد، محاسبۀ غیرکلامی، مسائل داستانی و ترکیبات عددی جمع/تفریق بهترتیب برابر 79/0 ,78/0 ,87/0 ,75/0 ,90/0 و 77/0 به دست آمد.
آزمون دانش عددی: آزمون دانش عددی یک ابزار شفاهی 36مادهای است که با هدف مستندسازی درک شهودی کودکان از اعداد، در چهار سطح پیچیدگی مفهومی (سطح 0، 1، 2 و 3) مرتبط با سن (4، 6، 8 و 10 سال) سامان‌دهی شده است (Griffin, 2009). این آزمون به صورت فردی اجرا میشود و به عنوان ابزاری برای شناسایی کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی به رسمیت شناخته شده است (Garon-Carrier et al., 2018). با توجه به نمونۀ مطالعۀ حاضر، آزمون در سطح مقدماتی اجرا شد که در آن کودک شروع به شمارش از 1 تا 10 کرد. سپس، اجرای آزمون با مادههای سطح (0) و سطح (1) ادامه مییابد. برای گذر از سطح (0) به سطح (1) دست‌کم سه پاسخ صحیح و برای گذر از سطح (1) به سطح (2) پنج پاسخ صحیح لازم است. در صورت عدم پاسخدهی کودک به تعداد مادههای معین برای هر سطح، آزمون به پایان میرسد. هر مادۀ آزمون به شکل درست (1) یا نادرست (0) نمرهگذاری میشود. گفتنی است، برخی از مادهها دارای دو بخش (الف و ب) هستند که هر دوی آنها باید برای گرفتن نمرۀ 1 به‌درستی پاسخ داده شوند. اگر یک یا هر دو بخش یک ماده نادرست پاسخ داده شود، هیچ نمرهای به آن اختصاص داده نمیشود. مجموع نمرۀ خام آزمون برای سطوح صفر و سطوح 1 ممکن است از صفر تا 14 متغیر باشد. اگر نمرۀ کل کودک یک یا دو سطح پایین‌تر از محدودۀ تعیین‌شدۀ سنی او باشد، به عنوان در معرض خطر مشکلات یادگیری تشخیص داده میشود. روایی آزمون دانش عددی مطلوب نشان داده شده است (Vignoles et al., 2015). از لحاظ پایایی، گارون-کریر و همکاران ضریب پایایی این ابزار را به روش آلفای کرونباخ برابر 92/0 و به شیوۀ بازآزمایی برابر 82/0 گزارش کردند (Garon-Carrier et al., 2018). قاسمی و همکاران (1396) ضریب پایایی این آزمون را به شیوۀ آلفای کرونباخ 93/0 به دست آوردند. در این مطالعه، نتایج نشان داد روایی سازۀ آزمون دانش عددی از طریق تحلیل عاملی تأییدی تأیید میشود (495/2, χ2/df = 947/0CFI = ,915/0 = TLI ,939/0 = GFI ,069/0 = RMSEA). به علاوه، ضرایب پایایی کلی آزمون دانش عددی به شیوۀ همسانی درونی با استفاده از روش آلفای کرونباخ 87/0 و برای مادههای سطح صفر و سطح 1 بهترتیب برابر 85/0 و 75/0 احراز شدند.
آزمون ماتریسهای پیشروندۀ ریون رنگی کودکان: در مطالعۀ حاضر، توانایی هوشی شرکتکنندگان با آزمون ماتریسهای پیشروندۀ ریون رنگی[18] کودکان (Raven et al., 1998) ارزیابی شد. این آزمون برای اندازهگیری فرایندهای شناختی (مانند ایجاد روابط ادراکی و استدلال قیاسی) مستقل از زبان و تحصیلات رسمی (تحصیلات مدرسهای) کودکان 5 تا 11 سال طراحی شده است که بر اساس راهنمای ماتریسهای پیشروندۀ ریون رنگی، به صورت فردی و بدون محدودیت زمانی اجرا میشود. ماتریسهای پیشروندۀ ریون رنگی کودکان از یک آزمون 36مادهای غیرکلامی تشکیل شدهاند که به صورت سه مجموعۀ 12مادهای (مجموعۀ A، مجموعۀ Ab و مجموعۀ B) ارائه میشوند (Bildiren, 2017). نمرهگذاری آزمون ماتریسهای پیشروندۀ ریون رنگی کودکان به صورت یک و صفر است؛ به این ترتیب که به پاسخهای درست (1) و پاسخهای نادرست (0) تعلق میگیرد. کمینه و بیشینۀ نمرهای که کودک میتواند در این آزمون کسب کند، از صفر تا 36 متغیر است. روایی این آزمون در بیشتر مطالعات تأیید شده است (برای مثال، Bildiren, 2017؛ رجبی، 1387). از لحاظ پایایی، بیلدیرن نشان داد آزمون ماتریسهای پیشروندۀ ریون رنگی کودکان ضریب همسانی درونی بالایی به روش آلفای کرونباخ (83/0) دارد (Bildiren, 2017). همچنین، رجبی (1387) ضریب پایایی این آزمون را به روش بازآزمایی 87/0 گزارش کرد. در این مطالعه، روایی سازۀ این آزمون به روش تحلیل عاملی تأییدی مناسب احراز شد (698/2, χ2/df = 911/0CFI = ,927/0 = TLI ,922/0 = GFI ,015/0 = RMSEA). به علاوه، ضرایب پایایی کلی این آزمون به شیوۀ همسانی درونی با استفاده از روش آلفای کرونباخ 84/0 و برای مجموعۀ A، مجموعۀ Ab و مجموعۀ B بهترتیب برابر 79/0 ,82/0 و 74/0 به دست آمدند.
سیاهۀ علائم مرضی کودک، ویرایش چهارم (CSI-4): در مطالعۀ حاضر، از سیاهۀ علائم مرضی کودک[19]، ویرایش چهارم (CSI-4)، برای ارزیابی اختلالهای کاستی توجه/بیشفعالی (18 گویه)، اضطراب فراگیر (9 گویه) و افسردگی اساسی (8 گویه) استفاده شد. این سیاهه توسط گادو و اسپرافکین و بر اساس طبقهبندی چهارم ویراست راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی[20] برای غربال کردن 18 اختلال رفتاری و هیجانی در کودکان 5 تا 12 سال طراحی و تنظیم شده است (Gadow & Sprafkin, 1994). سیاهۀ علائم مرضی کودک، ویرایش چهارم (CSI-4)، مانند نسخههای پیشین حاوی دو فرم والد (97 ماده) و معلم (77 ماده) است و زمان اجرای آن حدوداً 10 تا 15 دقیقه طول می‌کشد. در این پژوهش، از فرم والد استفاده شد. در این مطالعه، از «نمرۀ برش غربال‌کننده» برای نمرهگذاری استفاده شد؛ به این صورت که به گزینههای «هرگز» و «گاهی» نمرۀ (0) و به پاسخهای «اغلب» و «بیشتر اوقات» نمرۀ (1) اختصاص داده شد. سپس، نمرۀ حاصل از هر اختلال با نمرۀ معیار اختلال که منبع آن همان ملاکهای راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویراست چهارم است، مقایسه شد. اگر نمرۀ حاصل‌جمع بهدست‌آمده مساوی با بیشتر از نمرۀ معیار اختلال باشد، نمرۀ برش غربال‌کننده «بلی» خواهد بود که نشان‌دهندۀ وجود اختلال در کودک است. در صورتی که نمرۀ کسب‌شده کمتر از نمرۀ معیار اختلال باشد، نمرۀ برش غربال‌کننده «خیر» خواهد بود که بیانگر فقدان اختلال در کودک است. روایی همگرا، واگرا و سودمندی بالینی سیاهۀ علائم مرضی کودک، ویرایش چهارم (CSI-4)، در پژوهشهای متعدد تأیید شدهاند (محمد اسماعیل، 1386). از نظر پایایی، گادو و اسپرافکین ضرایب همسانی درونی را برای اختلالهای کاستی توجه/بیشفعالی 87/0 تا 91/0، اضطراب فراگیر 69/0 تا 75/0 و افسردگی اساسی 63/0 تا 69/0 گزارش کردند (Gadow & Sprafkin, 2002). محمد اسماعیل و علیپور (1381) نیز ضرایب پایایی این ابزار را به روش بازآزمایی برای اختلالهای کاستی توجه/بیشفعالی، اختلال اضطراب فراگیر و اختلال افسردگی اساسی بهترتیب برابر 60/0، 62/0 و 56/0 به دست آوردند. در مطالعۀ حاضر، نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی حکایت از برازش مطلوب مدل با دادهها دارد (331/2, χ2/df = 922/0CFI = ,949/0 = TLI ,953/0 = GFI ,053/0 = RMSEA). علاوه بر این، پایایی کلی این ابزار با استفاده از روش آلفای کرونباخ 89/0 و برای اختلالهای کاستی توجه/بیشفعالی، اختلال اضطراب فراگیر و اختلال افسردگی اساسی بهترتیب برابر 82/0 ,72/0 و 88/0 به دست آمد.
شاخص حافظۀ کاری مقیاس هوش وکسلر کودکان، ویرایش پنجم نسخۀ ایرانی: توانمندی حافظۀ کاری با استفاده از شاخص حافظۀ کاری مقیاس هوش وکسلر کودکان، ویرایش پنجم[21] نسخۀ ایرانی (گراث مارنات و رایت، 1397) که شامل دو خرده‌آزمون فراخنای ارقام (27 ماده) و فراخنای تصویر (26 ماده) است، اندازهگیری شد. خرده‌آزمون فراخنای تصویر حاوی 26 ماده است. خرده‌آزمون‌های فراخنای ارقام و فراخنای تصویر به صورت فردی اجرا میشوند. در خرده‌آزمون فراخنای ارقام، کمینه و بیشینۀ نمرۀ کلی از 0 تا 54 متغیر است؛ در حالی که کمینه و بیشینۀ مجموع نمرۀ فراخنای تصویر از 0 تا 49 متغیر است. در مجموع، نمرههای خام دو خرده‌مقیاس فراخنای ارقام و فراخنای تصویر به نمرههای تراز تبدیل و سپس، نمرههای ترازشده با هم ترکیب میشوند تا نمرۀ شاخص حافظۀ کاری به دست آید. پژوهشها نشان دادهاند مقیاس هوش وکسلر کودکان، ویرایش پنجم، دارای روایی سازۀ خوبی است (Niileksela & Reynolds, 2019؛ کرمی و همکاران، 1399). از لحاظ پایایی نیز، شواهدی از همسانی درونی قابل قبول برای خرده‌آزمون‌های فراخنای ارقام (91/0) و فراخنای تصویر (85/0) احراز شد (Niileksela & Reynolds, 2019). همچنین، کرمی و همکاران (1399) ضرایب پایایی خرده‌آزمون‌های فراخنای ارقام و فراخنای تصویر را بهترتیب برابر 75/0 و 89/0 گزارش کردند. در این مطالعه، نتایج بهدست‌آمده از تحلیل عاملی تأییدی بیانگر مطلوب بودن روایی این ابزار بود (601/2, χ2/df = 954/0CFI = ,941/0 = TLI ,903/0 = GFI ,050/0 = RMSEA). علاوه بر این، ضرایب پایایی کلی این ابزار به روش همسانی درونی با استفاده از روش آلفای کرونباخ 81/0 و برای خرده‌آزمون‌های فراخنای ارقام و فراخنای تصویر بهترتیب برابر 77/0 و 84/0 کسب شدند.
آزمون مجموعههای عددی: عملکرد ریاضی با آزمون مجموعههای عددی[22] (Geary et al., 2009) سنجیده شد. این آزمون یک ابزار زمان‌بندی‌شدۀ مداد و کاغذی است که توانایی ارزیابی پردازش سریع و دقیق کمیتهای به تصویر کشیده‌شده را با دو نوع محرک اعداد عربی[23] و مجموعۀ اشیاء[24] دارد. در این ابزار، 36 محرک به صورت دومینوهای دو یا سه‌مربعی به‌هم‌چسبیده از اعداد عربی، اشیاء یا ترکیبی از این دو به کودکان ارائه میشوند و از آنها خواسته میشود تا بدون پرش از هر خط صفحه، از چپ به راست حرکت کنند و هرچه سریعتر و دقیقتر، دور مادههایی که با یک شمارۀ هدف (5 یا 9) مطابقت دارند، بدون اشتباه خط بکشند. آزمونگر با توضیح دو ماده که با شمارۀ هدف «4» مطابقت دارند، شروع میکند. سپس، از شمارۀ هدف «3» برای تمرین استفاده میکند. بعد از آن، فعالیتهای اصلی اجرا میشوند. در هر صفحه، برای کامل کردن شمارههای هدف «5» و «9» به کودکان، بهترتیب 60 و 90 ثانیه زمان داده میشود. این آزمون میتواند به صورت فردی یا گروهی انجام شود و برای تکمیل آن 10 دقیقه زمان نیاز است. پاسخها به صورت درست (1) و نادرست (0) با دامنۀ متغیر بین 0 تا 36 نمرهگذاری میشوند. با پیروی از گیری و همکاران، نمرهگذاری این آزمون بر اساس اندازهگیری حساسیت پاسخ[25] (d-prime) است که به صورت تفاوت بین نمرههای استاندارد Z برای پاسخهای درست به هدف (اصابت[26]) و نمرههای استاندارد Z برای پاسخهای نادرست به هدف (هشدارهای کاذب[27]) محاسبه میشود. آزمون مجموعههای عددی روایی هم‌زمان و پیشبین خوبی را در مهدکودک تا پایۀ سوم نشان داده است (Geary et al., 2009). وی و همکاران ضریب پایایی همسانی درونی آزمون مجموعههای عددی را به روش آلفای کرونباخ 88/0 گزارش کردند (Wei et al., 2018). در این مطالعه، روایی سازۀ آزمون با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی مناسب احراز شد (509/2, χ2/df = 973/0CFI = ,913/0 = TLI ,961/0 = GFI ,047/0 = RMSEA). علاوه بر این، پایایی همسانی درونی آزمون مجموعههای عددی با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ 82/0 به دست آمد.
برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری
برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری توسط خدادادی و همکاران (1388) و با همکاری مؤسسۀ پژوهشی علوم رفتاری - شناختی سینا، بر اساس رویکرد نظری بدلی (Baddeley, 1986) و با الگوبرداری از نسخۀ خارجی نرمافزار روبو ممو[28] (Klingberg et al., 2005)، سازگار با فرهنگ ایرانی طراحی و روایی محتوایی آن تأیید شده است. این نرمافزار رایانهای تمرینهایی متنوع را در سه بخش حافظۀ شنیداری، حافظۀ دیداری و تثبیت با استفاده از اعداد، حروف و اشکال به شکل تمرینهای رو به جلو و معکوس ارائه میدهد. سطح دشواری در هر تمرین از 1 تا 9 طبقهبندی شده است. سطح دشواری تکالیف به گونه‌ای طراحی شده است که با پیشرفت مهارت کودک، تکالیف هم به طور پیشرونده دشوارتر میشوند. کودکان در حین آموزش، راهبردهای بهبود توانمندی حافظه را فرامی‌گیرند و با دریافت بازخورد از سوی آزمایشگر و پاداشهای صوتی و تصویری به وسیلۀ نرمافزار به ادامۀ تکلیف ترغیب میشوند. در این برنامۀ آموزشی، 150 محرک ارائه شدند که 20 درصد (30 محرک) آنها محرک هدف بودند؛ یعنی محرکی که شرکتکننده به آن پاسخ میداد. زمان ارائۀ هر محرک 200 هزارم ثانیه و فاصلۀ بین دو محرک 1 ثانیه بود. انتخاب نوع محرک (عدد، حرف یا شکل) در صفحۀ مشخصات فردی و تعیین محرک هدف در صفحۀ نتایج انجام شد. پس از وارد کردن اطلاعات شخصی شرکتکننده در قسمت مشخصات فردی، آموزش اجرا میشد. گفتنی است، قبل از اجرای آموزش اصلی، ابتدا اجرای آزمایشی و بعد از آن، اجرای اصلی انجام شد. در شروع آغازین بخش آزمایشی و اصلی، توضیحات لازم در صفحۀ نمایشگر ارائه شد تا آزمایشگر آن را برای شرکتکننده به صورت کامل توضیح دهد، بازگو و تفهیم کند. با اعلام آمادگی شرکتکننده، آموزش شروع میشد. زمان اجرای برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری (هر دو اجرای آزمایشی و اصلی) 200 ثانیه بود. این برنامه به علت اینکه محرکهای دیداری و شنیداری را ارائه میدهد، از جذابیت بسیاری برای دانشآموزان برخوردار است. مطالعات متعدد روایی برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری را در سطح تجربی و بالینی تأیید کردهاند (تیکدری و همکاران، 1399؛ آقاییثابت و همکاران، 1397).
قبل از شروع فرآیند غربالگری، مداخله و گردآوری دادهها، تأیید اخلاقی و مجوز اجرای پژوهش از طریق کمیتۀ اخلاق پژوهشهای دانشگاه شهید چمران اهواز به شمارۀ EE/1400.2.24.37358/Scu.ac.ir و معاونت آموزش ابتدایی ادارۀ آموزش پرورش شهرستان کوهدشت به شمارۀ 90/6862 کسب شد. سپس، پژوهشگر هدف از مطالعه را برای مدیران و معلمان مدارس انتخاب‌شده به‌منظور آشنایی و برقراری ارتباط با آنها و نیز به والدین یا سرپرست شرکتکنندگان به منظور به دست آوردن رضایت آگاهانه توضیح داد؛ به این ترتیب، والدین یا سرپرست هر کودک شرکتکننده پیش از وارد شدن به این مطالعه، به طور آگاهانه رضایت خود را اعلام کرد. در آذرماه سال تحصیلی 1402-1401، کودکانی که رضایت والدین آنها برای شرکت در مداخله کسب شده بود با استفاده از فرم کوتاه غربالگری حس عدد (Jordan et al., 2010) و آزمون دانش عددی (Griffin, 2009) برای انتخاب نمونه‌ای معرف در طی 2 جلسه ارزیابی شدند. بعد از شناسایی و انتخاب شرکتکنندگان و گماردن آنها به صورت تصادفی به گروه آزمایشی برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری و گروه گواه، در هفتۀ اول دی‌ماه سال تحصیلی 1402-1401، کودکان در طول 2 جلسه تحت ارزیابیهای پیشآزمون در متغیرهای وابسته توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی قرار گرفتند. مداخله در بهمن‌ماه سال تحصیلی 1402-1401، با گروه آزمایشی، طی 15 جلسۀ 30 تا 45دقیقه‌ای، هفتهای 3 جلسه و به مدت 5 هفته، اجرا شد. این مداخله در حالی انجام شد که کودکان گروه گواه، طبق معمول، آموزشهای رایج ریاضی خود در کلاس را دریافت کردند. بعد از آخرین جلسۀ مداخله، کودکان تحت سنجشهای پسآزمون در طی 2 جلسه قرار گرفتند. 6 هفته بعد، کودکان دوباره با همان ابزارها و در 2 جلسه به منظور پیگیری ارزیابی شدند. هم در مرحلۀ پیشآزمون و هم در مراحل پسآزمون و پیگیری، کودکان به طور جداگانه ارزیابی شدند. هر جلسۀ ارزیابی در یک اتاق آرام داخل مدارس برگزار شد. خلاصۀ جلسات آموزشی در جدول (1) آمده است.
جدول 1: خلاصۀ برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری به تفکیک جلسات
Table 1: Summary of the computer-assisted working memory training program separated by sessions
|
جلسه |
محتوای جلسات |
|
اول |
معارفه و برقراری ارتباط دوستانه با کودکان و آشنا کردن آنها با رایانه و ارائۀ توضیح دربارۀ بخشهای مختلف نرمافزار |
|
دوم |
تقویت حافظۀ دیداری اعداد - رو به جلو (نشان دادن اعداد به کودک و درخواست از او برای بازشناسی آنها) |
|
سوم |
تقویت حافظۀ دیداری حروف - رو به جلو (نشان دادن حروف به کودک و درخواست از او برای بازشناسی آنها) |
|
چهارم |
تقویت حافظۀ دیداری اشکال - رو به جلو (نشان دادن اشکال به کودک و درخواست از او برای بازشناسی آنها) |
|
پنجم |
تقویت حافظۀ دیداری اعداد - معکوس (نشان دادن اعداد به کودک و درخواست از او برای بازشناسی آنها به صورت معکوس) |
|
ششم |
تقویت حافظۀ دیداری حروف - معکوس (نشان دادن حروف به کودک و درخواست از او برای بازشناسی آنها به صورت معکوس) |
|
هفتم |
تقویت حافظۀ دیداری اشکال - معکوس (نشان دادن اشکال به کودک و درخواست از او برای بازشناسی آنها به صورت معکوس) |
|
هشتم |
تقویت حافظۀ شنیداری اعداد - رو به جلو (خواندن اعداد برای کودک و درخواست از او برای یادآوری آنها) |
|
نهم |
تقویت حافظۀ شنیداری حروف - رو به جلو (خواندن حروف برای کودک و درخواست از او برای یادآوری آنها) |
|
دهم |
تقویت حافظۀ شنیداری اشکال - رو به جلو (خواندن اشکال برای کودک و درخواست از او برای یادآوری آنها) |
|
یازدهم |
تقویت حافظۀ شنیداری اعداد - معکوس (خواندن اعداد برای کودک و درخواست از او برای یادآوری آنها به صورت معکوس) |
|
دوازدهم |
تقویت حافظۀ شنیداری حروف - معکوس (خواندن حروف برای کودک و درخواست از او برای یادآوری آنها به صورت معکوس) |
|
سیزدهم |
تقویت حافظۀ شنیداری اشکال - معکوس (خواندن اشکال برای کودک و درخواست از او برای یادآوری آنها به صورت معکوس) |
|
چهاردهم |
تثبیت حافظۀ دیداری اعداد، حروف و اشکال - روبه جلو و معکوس |
|
پانزدهم |
تثبیت حافظۀ شنیداری اعداد، حروف و اشکال - روبه جلو و معکوس |
تجزیه‌وتحلیل دادهها با استفاده از برنامۀ آموس[1] (نسخۀ 24) و اسپیاساس[2] (نسخۀ 26) انجام شد. در مرحلۀ اول، تحلیل عاملی تأییدی بر اساس روش برآورد درستنمایی بیشینه[3]، برای تعیین روایی سازۀ ابزارها به کار برده شد (Kline, 2023). در مرحلۀ بعدی، آمارههای توصیفی (میانگین، انحراف استاندارد و پیشفرضهای تحلیل کوواریانس چندمتغیری (مانکووا)[4] و استنباطی (پایایی، تحلیل کوواریانس چندمتغیری) محاسبه شدند و نتایج حاصل از روشهای آماری استفاده‌شده در سطح 95 درصد اطمینان گزارش شد.
یافتهها
شاخصهای آمار توصیفی مربوط به متغیرهای پژوهش به تفکیک شرایط مختلف گروه آزمایشی (برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری) و گروه گواه در مراحل پیشآزمون، پسآزمون و پیگیری در جدول (2) ارائه شدهاند. پیش از تجزیه‌وتحلیل استنباطی دادهها، مفروضههای آماری تحلیل کوواریانس چندمتغیری برای اطمینان از صحت نتایج کاوش شدند (Tabachnick & Fidell, 2019). مطابق جدول (2)، آزمون شاپیرو - ویلک[5] نشان میدهد نمرهها به صورت نرمال توزیع شدهاند (05/0 <p ). همچنین، ضریب همبستگی بین متغیرهای همپراش (توانمندی حافظۀ کاری - پیشآزمون و عملکرد ریاضی - پیشآزمون) بیانگر آن بود که مفروضۀ مربوط به همخطی چندگانه و تکینی بودن[6] برآورده شده است (90 = r >). برای بررسی همگنی ماتریسهای واریانس - کوواریانس[7] از آزمون اِم باکس[8] استفاده شد که به صورت آماری معنادار نبود (45/0 = p ,989/0 = (207/3748 ,10)F ,717/11 = Box’s M) و بیانگر عدم نقض مفروضۀ همگنی ماتریسهای واریانس - کوواریانس بود. افزون بر این، نتایج حاکی از آن بود که از مفروضۀ همگنی شیبهای رگرسیون[9] تخطی نشده است؛ زیرا تعامل آماری معناداری بین متغیرهای همپراش و متغیرهای مستقل (گروهها) برای هر یک از متغیرهای وابسته وجود نداشت (05/0 > p). تحلیل ویژگی دادهها نشان داد مفروضههای اصلی آماری برقرار هستند؛ بنابراین، میتوان تحلیل کوواریانس چندمتغیری را انجام داد.
جدول 2: میانگین، انحراف استاندارد و نرمال بودن متغیرها به تفکیک گروهها
Table 2: Mean, standard deviation, and normality of variables separated by groups
|
متغیر |
مرحله |
گروه |
میانگین |
انحراف استاندارد |
آمارۀ شاپیرو - ویلک |
سطح معناداری |
|
توانمندی حافظۀ کاری |
پیشآزمون |
آزمایشی |
87/19 |
48/4 |
98/0 |
94/0 |
|
گواه |
67/20 |
14/3 |
96/0 |
67/0 |
||
|
پسآزمون |
آزمایشی |
09/28 |
50/3 |
96/0 |
63/0 |
|
|
گواه |
52/23 |
15/3 |
94/0 |
43/0 |
||
|
پیگیری |
آزمایشی |
19/26 |
90/3 |
95/0 |
49/0 |
|
|
گواه |
05/23 |
47/3 |
92/0 |
20/0 |
||
|
عملکرد ریاضی |
پیشآزمون |
آزمایشی |
30/3 |
01/1 |
88/0 |
04/0 |
|
گواه |
41/3 |
83/0 |
97/0 |
79/0 |
||
|
پسآزمون |
آزمایشی |
04/5 |
85/0 |
96/0 |
65/0 |
|
|
گواه |
62/3 |
21/1 |
94/0 |
38/0 |
||
|
پیگیری |
آزمایشی |
87/4 |
04/1 |
97/0 |
82/0 |
|
|
گواه |
48/3 |
94/0 |
95/0 |
50/0 |
به منظور مقایسۀ گروه آزمایشی و گروه گواه و مطالعۀ تأثیر برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری بر توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی، بر مبنای نمرههای پسآزمون، پس از کنترل اثر پیشآزمونها، در ابتدا یک تحلیل کوواریانس چندمتغیری روی دادهها انجام شد. نتایج حاصل از مانکووا در جدول (3) ارائه شده است.
جدول 3: نتایج تحلیل کوواریانس چندمتغیری (مانکووا) روی نمرههای پسآزمون و پیگیری توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی در گروههای آزمایشی و گواه
Table 2: The results of multivariate covariance analysis (MANCOVA) on post-test and follow-up scores of working memory ability and mathematical performance in experimental and control groups
|
آزمون - گروهها |
مقدار لامبدای ویلکز |
نسبت F |
df فرضیه |
df خطا |
p |
اندازۀ اثر |
|
پسآزمون |
613/0 |
893/7 |
2 |
25 |
002/0 |
387/0 |
|
پیگیری |
402/0 |
624/18 |
2 |
25 |
0001/0 |
598/0 |
از آزمون لامبدای ویلکز[10] برای تفسیر نتایج برآمده از تحلیل کوواریانس چندمتغیری (مانکووا) استفاده شد. همان‌طور که در جدول (3) مشاهده میشود، نتایج حاصل از تحلیل کوواریانس چندمتغیری (مانکووا) در بین گروههای آزمایشی (برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری) و گواه نشان میدهد این گروهها با توجه به نتیجۀ آزمون لامبدای ویلکز در مرحلۀ پسآزمون (387/0 = η2 ,613/0 = , Λ893/7 = (25,2)F ,002/0 = p) و مرحلۀ پیگیری (598/0 = η2 ,402/0 = , Λ624/18 = (25,2)F ,0001/0 = p)، دست‌کم در یکی از متغیرهای وابسته (توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی) با یکدیگر تفاوتی معنادار دارند. همچنین، یافتهها بیانگر آن است که 7/38 و 8/59 درصد از کل واریانس ترکیب متغیرهای وابسته توسط برنامۀ مداخلهای تبیین میشوند. برای مشخص کردن این تفاوت، یک تحلیل کوواریانس تک‌متغیری (آنکووا[11]) در متن تحلیل کوواریانس چندمتغیری (مانکووا) روی نمرههای پسآزمون و پیگیری متغیرهای وابسته انجام شد که نتایج بهدست‌آمده در جدول (4) ارائه شده است.
جدول 4: نتایج تحلیل کوواریانس تک‌متغیری (آنکووا) در متن مانکووا روی نمرههای پسآزمون و پیگیری توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی
Table 4: The results of univariate covariance analysis (ANCOVA) in the Mancova text on the post-test and follow-up scores of working memory ability and mathematical performance
|
مرحله |
متغیر |
منبع |
مجموع مجذورات |
df |
میانگین مجذورات |
نسبت F |
p |
اندازۀ اثر |
|
پسآزمون |
توانمندی حافظۀ کاری |
گروه |
697/168 |
1 |
697/168 |
061/12 |
002/0 |
317/0 |
|
عملکرد ریاضی |
گروه |
218/7 |
1 |
218/7 |
845/7 |
009/0 |
232/0 |
|
|
پیگیری |
توانمندی حافظۀ کاری |
گروه |
278/315 |
1 |
278/315 |
087/25 |
0001/0 |
491/0 |
|
عملکرد ریاضی |
گروه |
270/8 |
1 |
270/8 |
813/9 |
004/0 |
274/0 |
جدول (4) نشان میدهد مقدار Fهای تحلیل کوواریانس تک‌متغیری (آنکووا) مرحلۀ پسآزمون در توانمندی حافظۀ کاری (061/12 = (26,1)F ,002/0 = p) و عملکرد ریاضی (845/7 = (26,1)F ,009/0 = p) از نظر آماری معنادار هستند. افزون بر این، در جدول (4) ملاحظه میشود اندازۀ Fهای تحلیل کوواریانس تک‌متغیری (آنکووا) مرحلۀ پیگیری در توانمندی حافظۀ کاری (087/25 = (26,1)F ,0001/0 = p) و عملکرد ریاضی (813/9 = (26,1)F ,004/0 = p) از نظر آماری معنادار هستند. این نتایج حکایت از آن دارد که در نمرۀ متغیرهای وابسته (توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی) بین گروه آزمایشی (برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری) و گروه گواه، تفاوتی معنادار مشاهده میشود.
بحث و نتیجهگیری
مطالعۀ حاضر با هدف بررسی تأثیر برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری بر توانمندی حافظۀ کاری و عملکرد ریاضی کودکان ایرانی پایۀ اول دبستان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی پایه انجام شد. نتایج نشان داد پس از تعدیل نمرههای پیشآزمون، گروهی از کودکان که آموزش حافظۀ کاری را دریافت کردند، افزایشی معنادار از توانمندی حافظۀ کاری در مقایسه با گروه گواه، در مراحل پسآزمون و پیگیری (6 هفته پس از گذشت آموزش) را نشان دادند (اثرات انتقال نزدیک). این یافتههای امیدوارکننده با پژوهشهای قبلی در رابطه با کودکان با رشد عادی، وضعیت اقتصادی پایین و دارای اختلال هم‌خوانی دارد (تیکدری و همکاران، 1399؛ نیکوبخت و همکاران، 1398؛ Ramani et al., 2020; Sala & Gobet, 2020; Honore & Noel, 2017a, 2017b) و از طرفی دیگر، ناهم‌خوان با نتایج مانز و همکاران است (Munez et al., 2022).
یک توضیح بالقوه برای این یافته میتواند مفهوم انعطاف‌پذیری عصبی[12] بنیادین ناشی از آموزش در توانمندی حافظۀ کاری باشد؛ به این معنا که توانمندی حافظۀ کاری تا حدودی منعطف و تغییرپذیر است و برنامههای آموزش حافظۀ کاری میتوانند اثراتی مفید بر توانمندی حافظۀ کاری (انتقال نزدیک) کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی داشته باشند (Klingberg & Sauce, 2022)؛ از این رو، مطابق مدل بدلی از حافظۀ کاری، میتوان استدلال کرد برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری عناصر لازم برای آموزش کارآمد و مؤثر توانمندی حافظۀ کاری را در اختیار کودک در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی قرار میدهد؛ به این ترتیب که تکالیف حافظۀ کاری شنیداری و دیداری - فضایی به صورت گام به گام و انطباقی ارائه میشوند؛ به شیوهای که در هر کوشش، روند و دشواری تکالیف و تمرینها با ظرفیت و توانایی هر فراگیر به طور مجزا تطبیق مییابد. با توجه به این موضوع، توانایی برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری در انطباق مؤثر با سطح کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی میتواند تفسیری برای نتایج بهدست‌آمده در این مطالعه باشد. افزون بر این، برگمن-ناتالی و کلینگبرگ اظهار داشتند در کودکانی که توانمندی حافظۀ کاری ضعیفی دارند، ناتوانی در به خاطر سپردن دستورالعملها در زندگی روزمره یکی از برجسته‌ترین ویژگی‌ها است (Bergman-Nutley & Klingberg, 2014). توانایی بهبودیافته برای نگهداری و دست‌کاری اطلاعات و نیز اجرای یک دستورالعمل، از نظر بوم‌شناختی ارزیابی معتبری محسوب میشود که نشان میدهد توانمندی حافظۀ کاری بهبودیافته به‌خودی‌خود، مستقل از سایر انتقالها، ارزشمند است؛ بنابراین، طبق دانش موجود، پژوهش حاضر اولین مطالعهای است که امکان پشتیانی از توانمندی حافظۀ کاری را به طور ویژه برای کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی نشان میدهد.
از سوی دیگر، نتایج نشان میدهد پس از تعدیل نمرههای پیشآزمون، در طول دورۀ آموزشی 6هفتهای، عملکرد ریاضی در گروه آزمایشی در مقایسه با گروه گواه، به طرزی معناداری در پسآزمون و پیگیری بهبود یافت که حکایت از آن دارد که این نتیجه به‌جای رشد فردی (خودسازی)، حاصل آموزش بوده است. این موضوع نقش حافظۀ کاری و اثر انتقالی (انتقال دور) آن را به عنوان یک منبع شناختی حوزه - عام مهم برای دانش ریاضی، ب ه‌ویژه عملکرد ریاضی، برجسته میکند. این یافته با مطالعات قبلی در رابطه با اثربخشی آموزش حافظۀ کاری بر عملکرد ریاضی با کودکان پیشدبستانی و دبستانی دارای مشکلات ریاضی (قاسمی و همکاران، 1396؛ Nelwan & Kroesbergen, 2016)، اختلال یادگیری ریاضی (آقاییثابت و همکاران، 1397؛ Layes et al., 2018) و نیز کودکان دارای حافظۀ کاری ضعیف (Bergman-Nutley & Klingberg, 2014) سازگار است.
این یافته را میتوان با توجه به توانمندی حافظۀ کاری به عنوان یک کارکرد شناختی حوزه - عام بنیادین در رشد تواناییهای ریاضی، به ویژه عملکرد ریاضی، تبیین کرد (Agostini et al., 2022). به سخن دیگر، عملکرد ریاضی به توانمندی حافظۀ کاری به مثابۀ یک محرک/پیشران بنیادین بستگی دارد. به طور ویژه، چارچوب نظری رشد ریاضی و متعاقب آن، فرضیۀ نقص شناختی گیری و هوارد بیانگر آن است که سامانه‌های شناختی زیربنایی (مانند توانمندی حافظۀ کاری) به شکل مستقیم از فعالیتهای ریاضی ساده و پیچیده حمایت میکنند و نقص آنها سبب ایجاد اختلال در عملکرد ریاضی میشود (Geary & Hoard, 2005)؛ به این سان، اگر توانمندی حافظۀ کاری به عنوان یک کارکرد شناختی حوزه - عام پیش‌نیاز لازم برای تواناییهای ریاضی باشد، بهبود توانمندی حافظۀ کاری به عملکرد ریاضی بهتر کودکان در معرض خطر منجر میشود؛ زیرا به عنوان جزئی از پردازش اطلاعات و رشد حافظۀ بلندمدت عمل میکند (Munez et al., 2022). با توجه به دلایل احتمالی یادشده و مطابق سازوکار مسیر عملکرد برگمن-ناتلی و سودرکویست مبنی بر تأثیرگذاری توانمندی حافظۀ کاری بر عملکرد ریاضی از طریق مشارکت مستقیم حافظۀ کاری در تکالیف ریاضی، میتوان گفت این اندیشه که آموزش حافظۀ کاری میتواند به طور مؤثر توانمندی حافظۀ کاری کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی را بهبود بخشد (اثر انتقال نزدیک) و به صورت غیرمستقیم به عملکرد ریاضی آنها کمک کند (اثر انتقال دور)، جذاب است (Bergman-Nutley & Soderqvist, 2017).
با وجود نتایج امیدوارکنندۀ یادشده، این مطالعه دارای محدودیتهای بالقوۀ متعددی در رابطه با مسائل روششناختی و عملی است که هنگام تفسیر یافتهها و جهتگیریهای ممکن برای پژوهشهای آینده، توجه به آنها مهم است. اول، منابع محدود موجود و حجم نسبتاً کوچک نمونه، مانند آنچه در این مطالعه وجود داشت، ممکن است باعث از دست رفتن توان آماری شود و تعمیمپذیری نتایج را با دشواری مواجه کند. اگرچه مطالعات تجربی در مقیاس بزرگ بر انواع پژوهشهای شبه‌آزمایشی ترجیح داده میشوند (Slavin, 2008)، هدف قرار دادن کودکان، به ویژه یک جمعیت خاص (مانند، کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی) و انتساب تصادفی آنها به گروههایی که مداخله دریافت میکنند یا نه، ممکن است چالشبرانگیز و بسیار دشوار باشد. یک پیشنهاد برای پژوهشهای آتی این است که پژوهشگران نتایج این مطالعه را با حجم نمونۀ بزرگ‌تری در مدارس مختلف، حتی در سطح کشور، بررسی و تکرار کنند (پژوهشی در مقیاس بزرگ). دوم، با توجه به انتخاب شرکتکنندگان محیطهای تحصیلی یک شهر کوچک (کوهدشت)، نتایج لزوماً به جمعیت کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی با پیشینههای نژادی/قومی مختلف یا آنهایی که در مناطق حومۀ شهری یا روستایی زندگی میکنند، قابل تعمیم نیست؛ از این رو، پژوهشگران در پژوهشهای آینده میتوانند با در نظر گرفتن ویژگیهای جمعیت‌شناختی مختلف، نتایجی قابل اطمینانتر به دست آورند. سوم، در مطالعۀ حاضر، از یک گروه کنترل غیرفعال[13] (گروه کنترل درمان‌نشده) استفاده شد. به‌جای آن، کودکان گروه کنترل درسهای معمول کلاسی خود را در مدرسه دریافت کردند؛ از این رو، نمی‌توان از دست دادن انگیزه یا سایر عواملی که به طور بالقوه اثرات درمان را مخدوش میکنند، قاطعانه رد کرد. مطالعات آینده باید یک گروه کنترل فعال را در طرحهای تجربی بگنجانند؛ به طوری که اثرات انتقال مثبت آموزش زمانی متقاعدکنندهتر است که در برابر یک گروه کنترل فعال با یک مداخلۀ جایگزین چالشبرانگیز و جذاب شناختی به دست آید.
این مطالعه دارای اشارات آموزشی مهمی است که توجه به آنها ارزشمند است. اول، به طور واضح، به نظر میرسد اندازهگیری توانمندی حافظۀ کاری میتواند برای شناسایی بههنگام کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی مفید باشد. دوم، تشخیص توانمندی حافظۀ کاری ضعیف در غربالگریهای اولیه ممکن است فرصتی را برای انطباق بیشتر مداخله یا آموزش با نیازهای کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی فراهم کند. این موضوع هم برای فرد و هم برای جامعه از این نظر مهم است که با بهبود شایستگیهای تحصیلی، خطر ترک تحصیل از سیستم آموزشی را کاهش میدهد و استفاده از برنامههای مداخلهای مبتنی بر پژوهش، مانند برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری را در مرحلۀ کودکی اول تشویق میکند. سوم، امروزه افزایش استفاده از رایانه، لپتاپ، تبلت، تابلو و تلفنهای هوشمند در مراکز آموزشی و کلاسهای درس مدارس ایران و نیز در خانهها، ممکن است امکان کاربست برنامههای مداخلهای مبتنی بر رایانه، مانند برنامۀ رایانهیار آموزش و به‌سازی حافظۀ کاری را برای ارائۀ پشتیبانی هدفمند در دانش ریاضیات کودکان در معرض خطر مشکلات یادگیری ریاضی از طریق بهبود توانمندی حافظۀ کاری فراهم کند که این امر باعث افزایش راحتی و کاهش هزینههای مربوط به منابع انسانی و مادی میشود.
[1] Analysis of Moment Structures (AMOS(
[2] Statistical Package for the Social Sciences (SPSS)
[3] maximum likelihood estimation
[4] multivariate analysis of covariance (MANCOVA)
[5] Shapiro-Wilk
[6] absence of multicollinearity and singularity
[7] homogeneity of variance-covariance matrices
[8] Box’s M test
[9] homogeneity of regression
[10] Wilks' Lambda
[11] Analysis of covariance (ANCOVA)
[12] neural plasticity
[13] passive control group
[1] mathematical performance
[2] Program for International Student Assessment (PISA)
[3] developmental dyscalculia
[4] at risk for mathematical learning difficulties
[5] National Assessment of Educational Progress
[6] domain-specific
[7] domain-general
[8] working memory
[9] phonological loop
[10] visuo-spatial sketchpad
[11] central executive
[12] episodic buffer
[13] near transfer
[14] far transfer
[15] Pretest, Posttest, Follow-Up Design
[16] Number Sense Brief Screener
[17] Number Knowledge Test
[18] Raven's Colored Progressive Matrices Test
[19] Child Symptom Inventory
[20] Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorder (DSM-IV)
[21] Wechsler Intelligence Scale for Children - Fifth Edition
[22] Number Sets Test
[23] Arabic numerals
[24] objects
[25] response sensitivity
[26] hits
[27] false alarms
[28] RoboMemo
)