دور سعة الذاكرة العاملة في اتخاذ القرارات التكتيكية في كرة القدم عند مستويات مختلفة من الخبرة الجزء 3

نتائج

لاختبار تأثير WMC على اتخاذ القرار التكتيكي واعتماده على مستوى خبرة كرة القدم، استخدمنا تحليل الاعتدال مع وسيط متعدد الفئات. بالنظر إلى الفرضية المتعلقة باتخاذ القرارات التكتيكية المتفوقة للاعبي كرة القدم المحترفين، استخدمنا ترميز Helmert لمستويات الخبرة (Hayes &Montoya, 2017).

يعد اتخاذ القرار التكتيكي قدرة أساسية يجب تطبيقها في المواقف المختلفة. فهو يساعدنا على اتخاذ الخيارات الصحيحة في المواقف المعقدة ولديه فرصة أكبر للنجاح.

تعد الذاكرة عاملاً مهمًا جدًا يساعدنا على تذكر المعلومات الأساسية عند الحاجة. يعتمد اتخاذ القرار التكتيكي على ذاكرتنا لأننا نحتاج إلى تذكر المعلومات المهمة التي يمكن أن تساعدنا في اتخاذ القرار الأفضل.

كلما كانت ذاكرتنا أفضل، كلما كان بإمكاننا اتخاذ قرارات تكتيكية أفضل. ولأننا نتذكر المزيد من المعلومات ونستطيع أن نتذكرها بشكل أسرع، فإن هذا يوفر لنا أساسًا أفضل لاتخاذ خيارات جيدة.

بالإضافة إلى ذلك، يمكن للقرارات التكتيكية الجيدة أن تزيد من تحسين ذاكرتنا. عندما نتخذ خيارات ذكية باستمرار، فإننا نشكل المزيد من الروابط العصبية في أدمغتنا، مما يقوي ذاكرتنا ويساعدنا على تذكر المعلومات بشكل أفضل في المستقبل.

باختصار، هناك علاقة قوية بين اتخاذ القرار التكتيكي والذاكرة. إذا أردنا اتخاذ قرارات أفضل، يجب علينا أن نحافظ على ذاكرة جيدة ونقويها باستمرار. دعونا نطبق هذه القدرات بثقة ونحقق المزيد من النجاح! نحن بحاجة إلى تحسين الذاكرة، ويمكن لـ Cistanche deserticola أن يحسن الذاكرة بشكل كبير لأن Cistanche deserticola هي مادة طبية صينية تقليدية لها العديد من التأثيرات الفريدة، أحدها هو تحسين الذاكرة. تأتي فعالية اللحم المفروم من المكونات النشطة المختلفة التي يحتوي عليها، بما في ذلك الأحماض والسكريات والفلافونويد وغيرها. ويمكن لهذه المكونات تعزيز صحة الدماغ بطرق مختلفة.

انقر فوق تعرف على 10 طرق لتحسين الذاكرة

تقدر معاملات الانحدار (bs) لهذه الطريقة الفرق بين متوسط ​​لاعبي كرة القدم المحترفين والمتوسط ​​غير المرجح للاعبي كرة القدم الهواة والترفيهية (D1) والفرق بين متوسط ​​لاعبي كرة القدم الهواة والترفيهية (D2). معامل WMC (X) هو التأثير الشرطي المتوسط ​​غير المرجح لـ WMC على اتخاذ القرارات التكتيكية عبر المجموعات الثلاث من لاعبي كرة القدم.

هناك تأثيران للتفاعل هما الفرق المقدر لتأثير WMC على اتخاذ القرار التكتيكي للاعبي كرة القدم المحترفين مقارنة باتخاذ القرار التكتيكي للاعبي كرة القدم من مستويين أدنى (D1×WMC) والفرق المقدر لتأثير WMC على القرار التكتيكي- صنع مقارنة الهواة بلاعبي كرة القدم الترفيهيين (D2 × WMC).

يفترض النموذج التأثير الشرطي لـ WMC عبر المجموعات الثلاث من لاعبي كرة القدم. في المادة التكميلية (ملف إضافي 1: الجدول S1)، قدمنا ​​أيضًا مصفوفة ارتباط توضح العلاقة بين WMC وصنع القرار التكتيكي عبر ثلاثة مستويات من خبرة كرة القدم.

لقد درسنا أيضًا (عدم) وجود الخبرة × تفاعل WMC عن طريق حساب عوامل Bayes لتحديد ما إذا كانت النتيجة غير المهمة تدعم فرضية العدم على النظرية أو ما إذا كانت البيانات غير حساسة (Dienes، 2014؛ Dienes & McLatchie، 2018). عوامل Bayes تم حسابها باستخدام حزمة عامل Bayes في R (Morey & Rouder، 2019).

لقد أجرينا تحليل الانحدار اللوجستي لاختبار مساهمة WMC والخبرة وتفاعل خبرة WMC في تكرار الكشف المسمى الخاص.

قمنا بفحص البيانات على Ospan وSymSpan وعامل WMC الأساسي بحثًا عن قيم أعلى من 3.5 انحرافات معيارية عن متوسطات العينة (القيم المتطرفة) ولم نعثر على أي قيم أعلى من القيمة المطلقة لـz= 3.1耀 (قيمة OSpan).

كما هو متوقع، ترتبط المهمتان المعقدتان بشكل معتدل، r=0.49. كنتيجة إجمالية لـ WMC، حددنا العامل الكامن الفريد الكامن وراء المهمتين المعقدتين من خلال حساب درجات العامل. لم نجد أي اختلافات بين لاعبي كرة القدم الترفيهيين والهواة والمحترفين فيما يتعلق بـ Ospan, F(2,124)=2.62, p=0.077, SymSpan,F(2,124)=1.43, p =0.244، وعامل WMC الأساسي، F(2,124)=2.23، ص=0.112.

بالإضافة إلى ذلك، لم نعثر على أي تداول لدقة وقت رد الفعل حيث أن الارتباطات بين وقت الاستجابة والدقة في مهام اتخاذ القرار التكتيكي ومهام اتخاذ القرار التكتيكي في ظل التشتيت كانت r=0.02، p=0.853، و ص =0.01، ص =0.894، على التوالي. يتم عرض إحصائيات وصفية لدرجات المهام المعقدة ووقت الاستجابة والدقة لمهام اتخاذ القرار التكتيكي في الجدول 1.

تحليل RTs لصنع القرار التكتيكي

أظهرت نتائج تحليل الاعتدال أن النموذج يمثل 15.5% من تباين سرعة اتخاذ القرار التكتيكي F(5, 121)=4.45, p<0.001. Professional soccer players made faster tactical decisions (M=595 ms, SD=277.06) in comparison to amateur and recreational soccer players (M=705  ms, SD=230.08),3 t(125)=2.89, p=0.005. In contrast, amateur soccer players (M=658  ms, SD=212.01) made faster tactical decisions in comparison to recreational soccer players (M=757  ms, SD=240.53), t(125)=2.42, p=0.017. 

ارتبطت المستويات الأعلى من WMC بقرارات تكتيكية أسرع، t(121)= - 3.40، p<0.001.

Te expertise×WMC interactions were not significant, as shown by the comparison between professional soccer players and players with lower levels of expertise (D1×WMC), t(121)= − 0.76, p>{{0}}.250، وبالمقارنة بين لاعبي كرة القدم الهواة والترفيهيين (D2×WMC)، t(121)= - 0.09، p=0.250 (الجدول 2). تظهر منحدرات الانحدار في الشكل 2A.

نظرًا لأهميتها النظرية، قمنا بفحص المزيد من التفاعل بين الخبرة × WMC من خلال حساب عوامل Bayesfactors. لقد قمنا بتزويد النموذج الكامل بالخبرة × تفاعل WMC ومقارنته بالنموذج بدون تفاعل (مع التأثير الرئيسي للخبرة وWMC المتضمن). وأظهرت النتائج أن النموذج بدون تفاعل هو 11.75 احتمالا مثل النموذج مع التفاعل، في ضوء البيانات المرصودة. وهذا دليل قوي ضد تفاعل الخبرة × WMC.

معدلات الدقة

أظهرت نتائج تحليل الاعتدال أن النموذج يمثل 10.0% من تباين دقة اتخاذ القرار التكتيكي، F(5, 121)=2.68, p=0.025 كشف تحليل الاعتدال عن دقة أعلى للاعبي كرة القدم المحترفين (M=0.893، SD=0.067) مقارنة بلاعبي كرة القدم الهواة والهواة (M=0.846,SD=0 .088), ر(125)= − 3.15, ص=0.002. دقة أعلى قليلاً للهواة (M=0.862، SD=0.083) مقارنة بلاعبي كرة القدم الترفيهية (M=0.829،SD=0. 090) كان على حدود الدلالة، t(125)=− 1.88، p=0.063.

لم يؤثر WMC على دقة اتخاذ القرار التكتيكي، t(121)=0.71, p > 0.250. بالإضافة إلى ذلك، لم تكن هناك خبرة كبيرة × تفاعلات WMC كما هو موضح في المقارنة بين لاعبي كرة القدم المحترفين واللاعبين ذوي مستويات الخبرة الأقل (D1×WMC)، t(121)= − 0.39, p > 0.250، وفي المقارنة بين لاعبي كرة القدم الهواة والترفيهيين (D2×WMC)، t(121)= − 0.19، p > 0.250(الجدول 2، الشكل 2ب) .

كما هو الحال في تحليل RT، قمنا بحساب عوامل بايز للتحقق مما إذا كانت البيانات تدعم النموذج بدون تفاعل، أو النموذج مع التفاعل، أو أنها غير حساسة فقط. وأظهرت النتائج أن النموذج بدون تفاعل هو 9.64 احتمالا مثل النموذج مع التفاعل، في ضوء البيانات المرصودة. هذا يدعم تحليل RT من خلال اقتراح أدلة قوية ضد التفاعل × الخبرة WMC.

درجات الكفاءة العكسية (IES)

وقمنا أيضًا بتحليل مقياس مشترك للسرعة والدقة يُعرف باسم IES. ويتم حسابه عن طريق قسمة متوسط ​​RT الصحيح على نسبة الاستجابات الصحيحة لكل مشارك وحالته. يمكن تفسير IES على أنها مقياس RT مصحح لنسبة الأخطاء المرتكبة. أظهر تحليل IESs أن النموذج يمثل 19.6% من التباين، F(5, 121)=5.92,p < 0.001. كما هو الحال في تحليل RT، كان لاعبو كرة القدم المحترفون أسرع (M=661 مللي ثانية، SD=287.97) من الهواة ولاعبي كرة القدم الترفيهية (M=845 مللي ثانية، SD=316.85 ), t(125)=3.73, p < 0.001، بينما اتخذ لاعبو كرة القدم الهواة (M=769 مللي ثانية، SD=263.10) قرارات أسرع من الأنشطة الترفيهية لاعبي كرة القدم (M =929 مللي ثانية، SD=351.31)، t(125)=3.00، p=0.003.

ارتبطت المستويات الأعلى من WMC بالقرارات التكتيكية الأسرع، t(121)= − 3.34, p=0.001. لم تكن تفاعلات Teexpertise×WMC مهمة، كما يتضح من المقارنة بين لاعبي كرة القدم المحترفين واللاعبين ذوي مستويات الخبرة الأقل (D1×WMC)، t(121)= − 0.82, p > { {18}}.250، وبالمقارنة بين لاعبي كرة القدم الهواة والترفيهيين (D2×WMC)، t(121)= - 0.02، p > 0.250. تظهر منحدرات الانحدار في الشكل 2C. أظهرت عوامل بايز على IES أن النموذج بدون تفاعل هو 10.65 احتمالًا مثل النموذج مع التفاعل، في ضوء البيانات المرصودة. يوفر هذا دليلًا إضافيًا ضد الخبرة × تفاعل WMC.

اتخاذ القرار التكتيكي في ظل التشتيت

لقد اتبعنا نفس الإجراءات المتبعة في تحليل مهام اتخاذ القرار التكتيكي دون تشتيت الانتباه. استخدمنا نفس معايير استبعاد البيانات وتناسب نفس النموذج مع RTs ومعدلات الدقة مع WMC والخبرة وتفاعلها كمتنبئين. استخدمنا أيضًا نفس تباينات Helmert لمستويات الخبرة.

بالإضافة إلى ذلك، قمنا بحساب عوامل بايز لتحديد وجود أو عدم وجود التفاعل ذي الصلة من الناحية النظرية بين WMC والخبرة.

تحليل RTs

أظهرت نتائج تحليل الاعتدال على RTs أن النموذج يمثل 23.7% من سرعة اتخاذ القرار التكتيكي في ظل تباين التشتيت، F(5,121)=7.52, p<0.001. There was significant expertise showing faster tactical decision-making of professionals (M=570  ms, SD=245.97) compared to lower levels of expertise (M=718  ms, SD=239.51), t(125)=4.09, p<0.001, and faster tactical decision-making of amateur (M=678  ms, SD=214.97) compared to recreational football players (M=761  ms, SD=259.42), t(125)=2.35, p=0.020. 

كان هناك أيضًا تأثير كبير لإظهار WMC قرارات تكتيكية أسرع للاعبين ذوي WMC أعلى، t(121)=-− 4.68, p<0.001. There were no significant expertise×WMC interactions across both comparisons: professional vs. amateur and recreational levels of expertise (D1×WMC), t(121)= − 0.43, p>0.250, and amateur vs. recreational levels (D2×WMC), t(121)= − 0.07, p>0.250 (الجدول 3). تم توضيح منحدرات الانحدار في الشكل 3A.

كما هو الحال في المهمة دون تشتيت الانتباه، من المهم نظريًا تحديد ما إذا كان نقص التفاعل يدعم النموذج دون تفاعل أو ما إذا كانت الخبرة تُظهر اتخاذ قرارات تكتيكية أكثر دقة للمحترفين (M=0.805, SD=0 .093) مقارنة بالمستويات الأقل من خبرة كرة القدم (M=0.743، SD=0.108)،t(125)= − 3.47، p=0.001، واتخاذ قرارات تكتيكية أكثر دقة للهواة (M=0.759، SD=0.103) مقارنة بلاعبي كرة القدم الترفيهية (M=0.725،SD=0. 112)، ر(125)=—2.01، ص=0.047.

In addition, higher levels of WMC were associated with more accurate tactical decisions under distraction, t(121)=2.73, p=0.007. There were no significant expertise×WMC interaction across both comparisons: professional vs. lower levels of soccer expertise (D1×WMC), t(121)=1.16, p=0.247, and amateur vs. recreational levels (D2×WMC), t(125)= − 0.70, p>0.250 (الجدول 3، الشكل 3ب). تأكيدًا لتحليل RT، كشفت عوامل بايز على معدلات الدقة أيضًا أن النموذج بدون تفاعل هو 7.03 احتمالًا مثل النموذج مع التفاعل في ضوء البيانات المرصودة.

تحليل إيس

أظهر تحليل IESs أن النموذج يمثل 36.2٪ من التباين، F(5, 121)=13.71, p<0.001. As in the RT analysis, professional soccer players were faster (M=708 ms, SD=284.69) than amateur and recreational soccer players (M=987  ms, SD=372.70), t(125)=5.59, p<0.001, whereas amateur soccer players (M=917  ms, SD=360.94) made faster decisions than recreational soccer players (M=1,064  ms, SD=374.53), t(125)=3.18, p=0.002.

Higher levels of WMC were associated with faster tactical decisions, t(121)= − 5.99, p=0.001. Te expertise×WMC interactions were not significant as shown by the comparison between professional soccer players and players with lower levels of expertise (D1×WMC), t(121)= − 1.49, p=0.139, and by the comparison between amateur and recreational soccer players (D2×WMC), t(121)= − 0.53, p>0.250. تظهر منحدرات الانحدار في الشكل 3C.

أظهرت عوامل بايز أن النموذج بدون تفاعل هو 7.76 على الأرجح مثل النموذج مع التفاعل، في ضوء البيانات المرصودة. يوفر هذا دليلًا إضافيًا ضد تفاعل الخبرة × WMC.

الكشف عن الاسم الخاص في تشتيت المحفزات السمعية

أشارت نتائج الانحدار اللوجستي إلى استقلالية تكرار الكشف عن الاسم في محفزات الإلهاء السمعي من WMC، وكذلك الاستقلال عن الخبرة والخبرة × تفاعل WMC (النموذج الشامل، χ2(3)=5.08، p{ {4}}.166). بمعنى آخر، لاحظ لاعبو كرة القدم (61.5%) ولم يلاحظوا (38.5%) أسمائهم بنفس القدر في كثير من الأحيان في تشتيت المحفزات السمعية أثناء حل مهمة اتخاذ القرار التكتيكي، بغض النظر عن WMC ومستوى خبرتهم.

مناقشة

لقد قمنا بتطوير مهمتين جديدتين لاتخاذ القرار التكتيكي لفحص العلاقة بين WMC ومستويات الخبرة في التنبؤ بأداء لاعبي كرة القدم. في كلتا المهمتين، وجدنا اتخاذ قرارات أسرع وأكثر دقة لدى لاعبي كرة القدم المحترفين مقارنة باللاعبين الهواة واللاعبين الترفيهيين. وهذا أمر متوقع ويؤكد من جديد "قوة" المهارات والمعرفة المكتسبة من خلال الممارسة المتعمدة. لقد وجدنا أيضًا أن WMC تنبأ بسرعة ودقة اتخاذ القرار في كلتا المهمتين.

والأهم من ذلك، وعلى عكس تنبؤات فرضية التحايل على الحدود، لم نجد أي تفاعل بين الخبرة وWMC. تشير هذه النتيجة إلى أن WMC هو مؤشر فريد من نوعه ولا يقل أهمية عن الأداء التكتيكي على جميع مستويات الخبرة في كرة القدم. يتوافق هذا مع فرضية التأثير المستقل والافتراض القائل بأن تأثير WMC لا يتم تقليله عند مستويات عالية من الخبرة عند اختباره في مهام ديناميكية صالحة بيئيًا تتضمن مدخلات متغيرة باستمرار (Hambrick et al., 2012).

توفر نتائجنا المزيد من الدعم التجريبي للنماذج التي تفترض آليات التحكم المركزية مثل السلطة التنفيذية المركزية، أو السيطرة التنفيذية، أو الاهتمام الخاضع للرقابة (Baddeley & Logie، 1999؛ Cowan، 1999؛ Engle et al.، 1999). يتضمن التحكم المركزي آلية عامة (خالية من المجال) ذات قدرة محدودة تتحكم وتنظم نظام الذاكرة العاملة في خدمة الإدراك المعقد.

من وجهة نظر LT-WM (إريكسون وكينتش، 1995)، فإن مثل هذه الآلية العامة لا تحدد أداء الخبراء بسبب المعرفة الواسعة وإشارات الاسترجاع القائمة على المهارات التي تمكنهم من التحايل على قيود المعالجة المعرفية الأساسية. وتجدر الإشارة أيضًا إلى أن النماذج التي تفترض وجود آلية تحكم مركزية لا تنكر مساهمة المعرفة والخبرة الخاصة بالمجال. ومع ذلك، تفترض مثل هذه النماذج أن آلية التحكم المركزية هي المسؤولة عن ترميز هياكل الاسترجاع المناسبة للمحفزات الواردة (للمناقشة النظرية، انظر Miyake & Shah, 1999) وقد تساهم في الأداء حتى عند المستويات العالية من الخبرة.

إن الافتقار إلى تفاعل خبرة WMC × يدعم هذا الافتراض ويقترح أن مساهمة WMC في التنبؤ بأداء الخبراء تتجاوز المعرفة الخاصة بالمجال وأن الممارسة المتعمدة ليست دائمًا كافية للتغلب على قيود WMC (Hambrick & Engle, 2002; Hambrick & Oswald ، 2005؛ ماينز وهامبريك، 2010؛ ماينز وآخرون، 2012).

من خلال انتقاد الدراسات التي فشلت في العثور على الحد من تأثير WMC على مستوى الخبراء، أشار إريكسون (2014) إلى أن تفعيل الممارسة المتعمدة غالبًا ما يكون غير واضح وواسع للغاية في الدراسات التي فشلت في العثور على الحد من تأثير WMC على مستوى الخبراء. جادل بأن ليس كل ساعة من التدريب هي بالضرورة ممارسة متعمدة.

ومع ذلك، فقد بذلنا قصارى جهدنا لإزالة هذا الاعتراض من خلال المتابعة الصارمة لمفهوم الممارسة المتعمدة الذي قدمه إريكسون وآخرون (1993). استنادًا إلى ممارساتهم ومنافساتهم في كرة القدم، قمنا بتصنيف لاعبي كرة القدم المحترفين على أنهم خبراء إذا شاركوا في تدريب منظم لكرة القدم في الأندية أو الأكاديميات لمدة عشر سنوات أو أكثر ولعبوا على مستوى احترافي لمدة لا تقل عن موسمين.

وأخيرا، كماينز وآخرون. (2012) تم تسليط الضوء عليه بالنسبة لعينة لاعبي البوكر في دراستهم، نود أيضًا التأكيد على أننا لم ندرج لاعبي كرة قدم استثنائيين في عينتنا (على سبيل المثال، معظم الرياضيين لم يكونوا لاعبي كرة قدم في دوري أبطال أوروبا). وبالتالي، هناك احتمال ضئيل أن تلعب WMC دورًا أقل أهمية في اتخاذ القرارات التكتيكية في مثل هذه المجموعة المتطرفة من المشاركين مثل لاعبي كرة القدم النخبة.

وجدت دراسة فورلي وميمرت (2012)، وهي، على حد علمنا، الدراسة الوحيدة التي قامت بتكييف نموذج الاهتمام الانتقائي (كونواي وآخرون، 2001) لفحص عملية صنع القرار في الرياضة، أن لاعبي كرة السلة ذوي المستويات العالية من WMC كانوا أقل عرضة لاكتشاف مهاراتهم. يتفوق في تشتيت المنبهات السمعية عن لاعبي WMC المنخفضين.

ويتوافق هذا مع نماذج الذاكرة العاملة التي تتضمن وظائف التحكم في الانتباه كجزء أساسي من نظام الذاكرة العاملة (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engleet al., 1999)، وعلى وجه الخصوص، مع نظرية الانتباه الخاضع للرقابة لـ WMC ( Engle et al., 1999) التي تنسب قيود الذاكرة العاملة إلى العمليات المثبطة. وعلى النقيض من ذلك، وجدنا استقلالية مؤتمر WMC وتكرار الكشف عن اسمه. ولمراعاة النتائج المتعارضة بين الدراستين، تجدر الإشارة إلى أن الاهتمام عبارة عن بناء متعدد المكونات، بما في ذلك التوجيه التلقائي من الأسفل إلى الأعلى والتحكم الطوعي من أعلى إلى أسفل (للاطلاع على المراجعة، انظر Fougnie2008). وبالتالي، فإن ظهور الاسم الخاص في مهمتنا الديناميكية ربما يكون قد استغل توجيه الاهتمام من الأسفل إلى الأعلى الذي لا علاقة له بـ WMC، كما أظهرت بعض الدراسات (على سبيل المثال Redick & Engle, 2006).

وبشكل أكثر تحديدًا، أدى ظهور الاسم في مهمة فورلي وميمرت مع التتابع السريع للصور الثابتة للمواقف التكتيكية إلى التحكم الطوعي في الانتباه بدرجة أكبر، مما أدى إلى انخفاض معدل اكتشاف الأسماء للرياضيين ذوي القدرات العالية في WMC. من ناحية أخرى، يمكن القول إن تسلسلات الفيديو للمواقف التكتيكية في مهمتنا مكنت الرياضيين من تشكيل تمثيلات أكثر تعقيدًا للمواقف التكتيكية مع موارد أكثر انتباهًا متاحة لمحفزات التوجيه من الأسفل إلى الأعلى، مثل أسمائهم في محفزات الإلهاء.

خاتمة

ليس من المستغرب أن نلاحظ تفوق لاعبي كرة القدم المحترفين في اتخاذ القرارات التكتيكية. أحد العوامل المهمة التي تساهم في هذا التفوق هو مقدار الوقت الذي يقضيه الخبراء في صقل المهارات ذات الصلة، وكما ذكر هامبريك وبورجوين (2019، ص 1) مؤخرًا: "لا يعتقد أي عالم موثوق أنه يمكن تفسير أداء الخبير دون اللجوء إلى التنشئة". تدعم النتائج وجهة النظر القائلة بأن WMC لها دور فريد في الأداء عبر جميع مستويات الخبرة. ويتوافق هذا مع منظور "المظهر الجديد" للخبرة (Hambrick et al., 2016)، مما يشير إلى أن WMC هي قطعة مهملة من أحجية الخبرة.

مراجع

1.باديلي، أد، ولوجي، آر إتش (1999). الذاكرة العاملة: النموذج متعدد المكونات. In A. Miyake & P. ​​Shah (Eds.)، نماذج الذاكرة العاملة: آليات الصيانة النشطة والرقابة التنفيذية (ص 28-61). مطبعة جامعة كامبريدج.

2. باديلي، م (2003). الذاكرة العاملة: النظر إلى الوراء والتطلع إلى الأمام. مراجعات الطبيعة: علم الأعصاب، 4، 829-839.

3. سي هاس، دبليو جي، وسيمون، إتش إيه (1973أ). الإدراك في الشطرنج. علم النفس المعرفي،4(1)، 55-81.

4. سي هاس، دبليو جي، وسيمون، إتش إيه (1973ب). عين العقل في الشطرنج. في WG Chase (Ed.)، معالجة المعلومات المرئية (ص 215-281). الصحافة الأكاديمية.

5. تشيري، المفوضية الأوروبية (1953). بعض التجارب في التعرف على الكلام بأذن واحدة وبأذنين. مجلة الجمعية الصوتية الأمريكية، 25(5)،975-979.

6. كونواي، آرا، كوان، ن.، وبونتينغ، إم إف (2001). إعادة النظر في ظاهرة حفل الكوكتيل: أهمية سعة الذاكرة العاملة. النشرة النفسية والمراجعة، 8(2)، 331-335.

7. كونواي، آرا، كين، إم جي، بونتينج، إم إف، هامبريك، دي زد، فيلهلم، أو، وإنجل، آر دبليو (2005). مهام الذاكرة العاملة: مراجعة منهجية ودليل المستخدم النشرة والمراجعة النفسية، 12(5)، 769-786.

8. كورسي، بيإم (1973). الذاكرة البشرية والمنطقة الزمنية الوسطى للدماغ. ملخصات الأطروحات الدولية، 34(2-ب)، 891.

9. سي أوان، ن. (1999). نموذج العمليات المضمنة للذاكرة العاملة. في A.Miyake & P. ​​Shah (Eds.)، نماذج الذاكرة العاملة: آليات الصيانة النشطة والرقابة التنفيذية (ص 62-101). صحافة جامعة كامبرج.

For more information:1950477648nn@gmail.com