Työmuistikapasiteetin rooli jalkapallon taktisessa päätöksenteossa eri asiantuntemuksen tasoilla Osa 3

Tulokset

Testaakseen WMC:n vaikutusta taktiseen päätöksentekoon ja sen riippuvuutta jalkapallon asiantuntemuksen tasosta käytimme moderointianalyysiä monikategorisella moderaattorilla. Ottaen huomioon hypoteesi ammattilaisjalkapalloilijoiden ylivoimaisesta taktisesta päätöksenteosta, käytimme Helmert-koodausta asiantuntemuksen tasoille (Hayes &Montoya, 2017).

Taktinen päätöksenteko on olennainen kyky, jota tulee soveltaa eri tilanteissa. Se auttaa meitä tekemään oikeita valintoja monimutkaisissa tilanteissa ja sillä on paremmat mahdollisuudet menestyä.

Muisti on erittäin tärkeä tekijä, joka auttaa meitä muistamaan avaintiedot tarvittaessa. Taktinen päätöksenteko perustuu muistiimme, koska meidän on muistettava tärkeitä tietoja, jotka voivat auttaa meitä tekemään parhaan valinnan.

Mitä parempi muistimme, sitä parempia taktisia päätöksiä voimme tehdä. Koska muistamme enemmän tietoa ja pystymme muistamaan sen nopeammin, tämä antaa meille paremman perustan hyvien valintojen tekemiseen.

Lisäksi hyvät taktiset päätökset voivat parantaa muistiamme entisestään. Kun teemme johdonmukaisesti fiksuja valintoja, muodostamme aivoihimme lisää hermoyhteyksiä, jotka vahvistavat muistiamme ja auttavat meitä muistamaan tietoa paremmin tulevaisuudessa.

Yhteenvetona voidaan todeta, että taktisen päätöksenteon ja muistin välillä on vahva suhde. Jos haluamme tehdä parempia päätöksiä, meidän on säilytettävä hyvä muisti ja vahvistettava sitä jatkuvasti. Sovelletaan näitä kykyjä luottavaisin mielin ja saavutetaan lisää menestystä! Meidän on parannettava muistia, ja Cistanche deserticola voi parantaa muistia merkittävästi, koska Cistanche deserticola on perinteinen kiinalainen lääkeaine, jolla on monia ainutlaatuisia vaikutuksia, joista yksi on parantaa muistia. Jauhetun lihan teho perustuu sen sisältämiin erilaisiin vaikuttaviin ainesosiin, mukaan lukien happo, polysakkaridit, flavonoidit jne. Nämä ainesosat voivat edistää aivojen terveyttä monin tavoin.

Napsauta Tiedä 10 tapaa parantaa muistia

Tämän menetelmän regressiokertoimet (bs) arvioivat ammattijalkapalloilijoiden keskiarvon ja amatööri- ja harrastusjalkapalloilijoiden painottamattoman keskiarvon (D1) eron sekä amatööri- ja harrastusjalkapalloilijoiden keskiarvon (D2). WMC:n kerroin (X) on WMC:n painottamaton keskimääräinen ehdollinen vaikutus taktiseen päätöksentekoon kolmen jalkapalloilijaryhmän välillä.

Kaksi vuorovaikutusvaikutusta ovat WMC-vaikutuksen arvioitu ero ammattilaisjalkapalloilijoiden taktiseen päätöksentekoon verrattuna kahden alemman tason jalkapalloilijoiden taktiseen päätöksentekoon (D1×WMC) ja arvioitu ero WMC:n vaikutuksessa taktisiin päätöksiin. amatöörien vertailun tekeminen vapaa-ajan jalkapalloilijoiden kanssa (D2×WMC).

Malli olettaa WMC:n ehdollisen vaikutuksen kolmen jalkapalloilijaryhmän kesken. Täydennysmateriaalissa (Lisätiedosto 1: Taulukko S1) toimitimme myös korrelaatiomatriisin, joka näyttää korrelaation WMC:n ja taktisen päätöksenteon välillä kolmella jalkapalloosaamisen tasolla.

Lisäksi tutkimme asiantuntemuksen (ei)olemassaoloa × WMC-vuorovaikutusta laskemalla Bayesin tekijöitä selvittääksemme, tukeeko ei-merkittävä tulos nollahypoteesia teoriasta vai onko data oikeutetusti herkkä (Dienes, 2014; Dienes & McLatchie, 2018). Bayes-tekijät laskettiin käyttämällä Bayes-tekijäpakettia R:ssä (Morey & Rouder, 2019).

Teimme logistisen regressioanalyysin testataksemme WMC:n ja asiantuntemuksen sekä WMC xexpertise -vuorovaikutuksen panosta oman nimen havaitsemisen taajuuteen.

Tarkastimme tietoja Ospanista, SymSpanista ja taustalla olevasta WMC-tekijästä arvoille, jotka olivat suurempia kuin 3,5 standardipoikkeamaa näytekeskiarvoista (poikkeamat arvot), emmekä löytäneet arvoja, jotka olisivat korkeampia kuin absoluuttinen arvo z{2}}ǀ3.1ǀ (OSpanin arvo).

Kuten odotettiin, kaksi monimutkaista span tehtävää korreloivat kohtalaisesti, r=0.49. WMC-kokonaispisteinä määritimme kahden monimutkaisen span tehtävän taustalla olevan ainutlaatuisen piilevän tekijän laskemalla tekijäpisteet. Emme löytäneet eroja harrastus-, amatööri- ja ammattijalkapalloilijoiden välillä koskien Ospania, F(2,124)=2.62, p=0.077, SymSpan,F(2,124)=1.43, s. =0.244, ja taustalla oleva WMC-tekijä, F(2,124)=2.23, p=0.112.

Lisäksi emme löytäneet reaktioaika-tarkkuus-kauppaa, koska korrelaatiot taktisten päätöksentekotehtävien ja taktisten päätöksentekotehtävien vasteajan ja tarkkuuden välillä olivat r=0.02, p{5}}.853, ja r=0.01, p=0.894, vastaavasti. Taulukossa 1 näkyvät kuvaavat tilastot monimutkaisista span tehtäväpisteistä ja taktisten päätöksentekotehtävien vasteajasta ja tarkkuudesta.

Taktinen päätöksentekoRT-analyysi

Moderaatioanalyysin tulokset osoittivat, että malli vastasi 15,5 % taktisen päätöksenteon nopeuden varianssista, 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. 

Korkeammat WMC-tasot liittyivät nopeampiin taktisiin päätöksiin, 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 ja amatööri- ja harrastusjalkapalloilijoiden vertailulla (D2×WMC), t(121)= − 0,09, p=0,250 (taulukko 2). Theregression kaltevuus on kuvattu kuviossa 2A.

Sen teoreettisen merkityksen vuoksi tutkimme edelleen asiantuntemusta × WMC-vuorovaikutusta laskemalla Bayesfactors. Asensimme koko mallin asiantuntemuksella × WMCinteraction ja vertasimme sitä malliin ilman vuorovaikutusta (pääasiallinen asiantuntemus ja WMC sisältyy). Tulokset osoittivat, että malli ilman vuorovaikutusta on 11,75 yhtä todennäköinen kuin malli, jossa on vuorovaikutusta havaittujen tietojen perusteella. Tämä on vahva todiste asiantuntemuksen × WMC -vuorovaikutusta vastaan.

Tarkkuusasteet

Moderaatioanalyysin tulokset osoittivat, että mallin osuus taktisen päätöksenteon tarkkuusvarianssista 10.0 %, F(5, 121)=2.68, p=0.025 .Te maltillinen analyysi paljasti ammattilaisten tarkkuuden (M=0.893, SD=0.067) verrattuna toamatööri- ja vapaa-ajan jalkapallopelaajiin (M=0.846,SD=0 .088), t(125)= − 3.15, p=0.002. Hieman korkeampi amatööritarkkuus (M=0.862, SD=0.083) verrattuna harrastusjalkapalloilijoihin (M=0.829,SD=0). 090) oli merkityksen rajalla, t(125)=− 1,88, p=0.063.

WMC ei vaikuttanut taktiseen päätöksenteon tarkkuuteen, t(121)=0.71, p > 0.250. Lisäksi ei ollut merkittävää asiantuntemusta×WMC-vuorovaikutuksia, kuten käy ilmi vertailussa ammattilaisjalkapalloilijoiden ja heikomman asiantuntemustason pelaajien välillä (D1×WMC), t(121)= − 0.39, p > 0.250 ja amatööri- ja harrastusjalkapalloilijoiden vertailussa (D2×WMC), t(121)= − 0,19, p > 0,250(taulukko 2, kuva 2B) .

Kuten RT-analyysissä, laskimme Bayesin tekijöitä tarkistaaksemme, tukeeko data mallia ilman vuorovaikutusta, mallia vuorovaikutuksen kanssa vai ovatko ne vain tuntemattomia. Tulokset osoittivat, että malli ilman vuorovaikutusta on 9,64 yhtä todennäköinen kuin malli, jossa on vuorovaikutusta havaittujen tietojen perusteella. Tämä TTämä vahvistaa RT-analyysiä ehdottamalla merkittäviä todisteita asiantuntemuksen × WMC-vuorovaikutuksesta.

Käänteiset tehokkuuspisteet (IES)

Analysoimme myös yhdistettyä nopeus-tarkkuusmittaria, joka tunnetaan nimellä IES. Se lasketaan jakamalla keskimääräinen oikea RT oikeiden vastausten suhteella osallistujaa ja tilaa kohti. IES voidaan tulkita RT-mitta, joka on korjattu tehtyjen virheiden osuudella. IES:ien analyysi osoitti, että malli vastasi 19,6 % varianssista, F(5, 121)=5.92,p < 0.001. Kuten RT-analyysissä, ammattijalkapalloilijat olivat nopeampia (M=661 ms, SD=287.97) kuin amatööri- ja vapaa-ajan jalkapalloilijat (M=845 ms,SD=316.85). ), t(125)=3.73, p < 0.001, kun taas amatöörijalkapalloilijat (M=769 ms, SD=263.10) tekivät nopeampia päätöksiä kuin vapaa-ajan pelaajat jalkapalloilijat (M =929 ms,SD=351.31), t(125)=3.00, p=0.003.

Korkeammat WMC-tasot yhdistettiin nopeampiin taktisiin päätöksiin, t(121)= − 3.34, p=0.001. Teexpertise×WMC-vuorovaikutukset eivät olleet merkittäviä, mikä käy ilmi ammattijalkapalloilijoiden ja heikomman asiantuntemustason pelaajien vertailusta (D1×WMC), t(121)= − 0.82, p > { {18}}.250, ja amatööri- ja vapaa-ajan jalkapalloilijoiden vertailulla (D2×WMC), t(121)= − 0,02, p > 0,250. Theregression kaltevuus on kuvattu kuviossa 2C. Bayes-tekijät IES:ssä osoittivat, että malli ilman vuorovaikutusta on 10,65 yhtä todennäköinen kuin vuorovaikutteinen malli havaittujen tietojen perusteella. Tämä tarjoaa lisätodisteita asiantuntemuksen × WMC:n vuorovaikutusta vastaan.

Taktinen päätöksenteko häiriötekijöiden alaisena

Noudatimme samoja menettelytapoja kuin taktisten päätöksentekotehtävien analysoinnissa ilman häiriötekijöitä. Käytimme samoja tietojen poissulkemiskriteerejä ja sovitimme samaan malliin RT:ille ja tarkkuussuhteille WMC:n, asiantuntemuksen ja niiden vuorovaikutuksen ennustajina. Käytimme myös samoja Helmertin kontrasteja osaamistasoihin.

Lisäksi laskemme Bayesin tekijöitä päättääksemme WMC:n ja asiantuntemuksen teoreettisesti merkityksellisen vuorovaikutuksen olemassaolosta vai ei.

RT:n analyysi

RT:n moderaatioanalyysin tulokset osoittivat, että malli vastasi 23,7 % taktisesta päätöksentekonopeudesta häiriötekijöiden varianssilla, 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. 

Merkittävä vaikutus oli myös WMC:llä, joka osoitti korkeamman WMC:n omaavien pelaajien nopeampia taktisia päätöksiä, 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 (taulukko 3). Regression kulmakertoimet on kuvattu kuvassa 3A.

Kuten tehtävässä ilman häiriötekijöitä, on teoriassa tärkeää selvittää, tukeeko vuorovaikutuksen puute mallia ilman vuorovaikutusta vai osoittaako asiantuntemus ammattilaisten tarkempaa taktista päätöksentekoa (M=0.805, SD=0 .093) verrattuna jalkapallon alempaan osaamistasoon (M=0.743, SD=0.108),t(125)= − 3.47, p=0.001, ja amatöörien (M=0.759, SD=0.103) tarkempi taktinen päätöksenteko virkistysjalkapalloilijoihin verrattuna (M=0.725,SD=0). 112), t(125)=—2,01, p=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 (taulukko 3, kuva 3B). Vahvistaa RT-analyysin, Bayesin tarkkuustekijät paljastivat myös, että malli ilman vuorovaikutusta on 7,03 yhtä todennäköinen kuin malli vuorovaikutuksen kanssa havaittujen tietojen perusteella.

IES-analyysi

IES:ien analyysi osoitti, että malli vastasi 36,2 % varianssista, 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. Theregression kaltevuus on kuvattu kuviossa 3C.

Bayes-tekijät IES:t osoittivat, että malli ilman vuorovaikutusta on 7,76 yhtä todennäköistä kuin malli, jossa on vuorovaikutus havaittujen tietojen perusteella. Tämä tarjoaa lisätodisteita asiantuntemusta × WMC-vuorovaikutusta vastaan.

Oman nimen tunnistus häiritsevissä kuuloärsykkeissä

Logistisen regression tulokset osoittivat oman nimen havaitsemistaajuuden riippumattomuuden kuulon häiriöärsykkeissä WMC:stä sekä riippumattomuuden asiantuntemuksesta ja asiantuntemuksesta × WMC-vuorovaikutus (kokonaismalli, χ2(3)=5.08, p{ {4}}.166). Toisin sanoen jalkapalloilijat huomasivat (61,5 %) ja eivät huomanneet (38,5 %) heidän nimensä yhtä usein häiritsevissä kuuloärsykkeissä ratkaistessaan taktista päätöksentekotehtävää, riippumatta heidän WMC:stä ja asiantuntemustasosta.

Keskustelu

Kehitimme kaksi uutta taktista päätöksentekotehtävää tutkiaksemme WMC:n ja jalkapalloilijoiden suorituskyvyn ennustamisen asiantuntemustason välistä suhdetta. Molemmissa tehtävissä löysimme ammattijalkapalloilijoiden nopeamman ja tarkemman päätöksenteon verrattuna harrastelija- ja harrastuspelaajiin. Tämä on odotettavissa ja vahvistaa tietoisen harjoittelun kautta hankittujen taitojen ja tiedon "voimaa". Huomasimme myös, että WMC ennusti molemmissa tehtävissä päätöksenteon nopeutta ja tarkkuutta.

Tärkeää on, että vastoin rajojen kiertämisen hypoteesin ennusteita, emme löytäneet vuorovaikutusta asiantuntemuksen ja WMC:n välillä. Tämä havainto viittaa siihen, että WMC on ainutlaatuinen ja yhtä tärkeä taktisen suorituskyvyn ennustaja kaikilla jalkapalloosaamisen tasoilla. Tämä on yhdenmukainen riippumattoman vaikutuksen hypoteesin ja oletuksen kanssa, että WMC:n vaikutus ei heikkene korkealla asiantuntemustasolla, kun sitä testataan ekologisesti pätevissä dynaamisissa tehtävissä, joihin liittyy jatkuvasti muuttuvia panoksia (Hambrick et al., 2012).

Tuloksemme tarjoavat lisää empiirisiä tukimuotomalleja, joissa oletetaan keskeisiä ohjausmekanismeja, kuten keskusjohto, toimeenpaneva ohjaus tai kontrolloitu huomio (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engle et al., 1999). Keskusohjaus tarkoittaa yleistä (aluevapaata) rajoitetun kapasiteetin mekanismia, joka ohjaa ja säätelee työmuistijärjestelmää kompleksisen kognition palveluksessa.

LT-WM:n näkökulmasta (Ericsson &Kintsch, 1995) tällainen yleinen mekanismi ei määritä asiantuntijan suorituskykyä laajan tiedon ja taitoon perustuvien hakuvihjeiden vuoksi, joiden avulla he voivat kiertää kognitiivisen prosessoinnin perusrajoitukset. On myös huomattava, että mallit, jotka olettavat keskusohjausmekanismin, eivät kiellä toimialakohtaisen tiedon ja asiantuntemuksen panosta. Tällaiset mallit kuitenkin olettavat, että keskusohjausmekanismi on vastuussa saapuville ärsykkeille sopivien hakurakenteiden koodaamisesta (teoreettista keskustelua varten, katso Miyake & Shah, 1999) ja voi edistää suorituskykyä jopa korkealla asiantuntemustasolla.

WMC×-asiantuntemusvuorovaikutuksen puute tukee tätä oletusta ja viittaa siihen, että WMC:n panos asiantuntijan suoritusten ennustamiseen ylittää toimialuekohtaisen tiedon ja että tietoinen käytäntö ei aina riitä voittamaan WMC:n rajoituksia (Hambrick & Engle, 2002; Hambrick & Oswald ,2005; Meinz & Hambrick, 2010; Meinz et ai., 2012).

Kritisoimalla tutkimuksia, joissa ei onnistuttu löytämään WMC:n vaikutuksen vähenemistä asiantuntijatasolla, Ericsson (2014) totesi, että tarkoituksellisen käytännön operaatiot ovat usein epäselviä ja liian laajoja tutkimuksissa, joissa ei onnistuttu löytämään WMC:n vaikutuksen vähenemistä asiantuntijatasolla. väitti, että jokainen koulutustunti ei välttämättä ole tarkoituksellista harjoittelua.

Teimme kuitenkin kaikkemme poistaaksemme tämän vastalauseen noudattamalla tiukasti Ericssonin et al.:n (1993) esittämää tarkoituksellisen käytännön käsitettä. Heidän jalkapalloharjoituksensa ja kilpailunsa perusteella luokittelimme ammattilaisjalkapalloilijat asiantuntijoiksi, jos he ovat olleet strukturoidussa jalkapalloharjoittelussa seuroissa tai akatemioissa vähintään kymmenen vuoden ajan ja pelanneet ammattilaistasolla vähintään kaksi kautta.

Lopuksi, kuten Meinz et l. (2012) korostivat pokerinpelaajien otokseen tutkimuksessaan, haluaisimme myös korostaa, että emme sisällyttäneet otokseen poikkeuksellisia jalkapalloilijoita (esim. useimmat urheilijat eivät olleet Champions League -jalkapalloilijoita). Näin ollen on pieni mahdollisuus, että WMC:llä on vähemmän kriittinen rooli taktisessa päätöksenteossa sellaisessa äärimmäisessä osallistujaryhmässä kuin eliittijalkapalloilijoita.

Furleyn ja Memmertin (2012) tutkimuksessa, joka on tietojemme mukaan ainoa tutkimus, joka mukautti tätä selektiivisen huomion paradigmaa (Conway et l., 2001) tutkimaan päätöksentekoa urheilussa, havaitsi, että highWMC-koripalloilijat havaitsivat vähemmän todennäköisesti oame häiritseviä kuuloärsykkeitä kuin matala-WMC-pelaajat.

Tämä on sopusoinnussa työmuistin mallien kanssa, joissa huomionhallintatoiminnot ovat olennainen osa työmuistijärjestelmää (Baddeley & Logie, 1999; Cowan, 1999; Engleet al., 1999), ja erityisesti WMC:n kontrolloidun huomion teorian kanssa. Engle et ai., 1999), jotka viittaavat toimintamuistin rajoituksiin estoprosesseihin. Vastakohtana löysimme WMC:n riippumattomuuden ja sen nimentunnistustaajuuden. Kahden tutkimuksen välisten ristiriitaisten havaintojen huomioon ottamiseksi on huomattava, että huomio on monikomponenttinen rakennelma, joka sisältää automaattisen alhaalta ylös -suuntautumisen ja vapaaehtoisen ylhäältä alas -ohjauksen (katsauksen saamiseksi, katso Fougnie2008). Näin ollen oman nimen esiintyminen dynaamisessa tehtävässämme on luultavasti hyödynnetty alhaalta ylöspäin suuntautuvaa huomion suuntaamista, joka ei liity WMC:hen, kuten jotkut tutkimukset osoittivat (esim. Redick & Engle, 2006).

Tarkemmin sanottuna oman nimen esiintyminen Furleyssa ja Memmert'staskissa nopean peräkkäisen taktisten tilanteiden valokuvakuvien kanssa sai vapaaehtoisen huomion hallinnan suuremmassa määrin, mikä johti korkean WMC-urheilijoiden nimien havaitsemiseen. Toisaalta videosarjat taktisista tilanteista tehtävässämme mahdollistivat urheilijat muodostamaan monimutkaisempia esityksiä taktisista tilanteista, jolloin alhaalta ylöspäin suuntautuville ärsykkeille jäi enemmän huomioresursseja, kuten heidän nimensä häiriöärsykkeessä.

Johtopäätös

Ei ole yllättävää havaita ammattilaisjalkapalloilijoiden ylivoimaa taktisessa päätöksenteossa. Tärkeä tähän paremmuuteen vaikuttava tekijä on se aika, jonka asiantuntijat käyttävät terävöittäessään tarvittavia taitoja, ja kuten Hambrick ja Burgoyne (2019, s. 1) äskettäin totesivat: "Yksikään uskottava tiedemies ei usko, että asiantuntijan suorituskykyä voidaan selittää ilman turvaamista tukemiseen". tulokset tukevat näkemystä, että WMC:llä on ainutlaatuinen rooli suorituskyvyssä kaikilla asiantuntemuksen tasoilla. Tämä on yhdenmukainen asiantuntemuksen "uuden ilmeen" perspektiivin kanssa (Hambrick et al., 2016), mikä viittaa siihen, että WMC on asiantuntemuksen palapelin huomiotta jätetty pala.

Viitteet

1. Baddeley, AD ja Logie, RH (1999). Työmuisti: Monikomponenttinen malli. Teoksessa A. Miyake & P. ​​Shah (Toim.), Mallit työmuistista: Aktiivisen ylläpidon ja toimeenpanovallan mekanismit (s. 28–61). Cambridge University Press.

2. Baddeley, AD (2003). Työmuisti: Katse taaksepäin ja katse eteenpäin. Nature Reviews: Neuroscience, 4, 829–839.

3. C hase, WG ja Simon, HA (1973a). Havainto shakissa. Kognitiivinen psykologia, 4(1), 55–81.

4. C hase, WG ja Simon, HA (1973b). Mielensilmä shakissa. Julkaisussa WG Chase (Toim.), Visual information processing (s. 215–281). Akateeminen Lehdistö.

5. Cherry, EC (1953). Muutamia kokeiluja puheen tunnistamisesta yhdellä ja kahdella korvalla. The Journal of the Acoustical Society of America, 25(5), 975–979.

6. Conway, ARA, Cowan, N. ja Bunting, MF (2001). Cocktailjuhla-ilmiö palasi: Työmuistikapasiteetin merkitys. Psychonomic Bulletin & Review, 8(2), 331–335.

7. Conway, ARA, Kane, MJ, Bunting, MF, Hambrick, DZ, Wilhelm, O. ja Engle, RW (2005). Työmuistin kestotehtävät: Metodologinen katsaus ja käyttöopas. Psychonomic Bulletin & Review, 12(5), 769–786.

8. Corsi, PM (1973). Ihmisen muisti ja aivojen mediaalinen ajallinen alue. Dissertation Abstracts International, 34(2-B), 891.

9. C owan, N. (1999). Työmuistin sulautettujen prosessien malli. Teoksessa A.Miyake & P. ​​Shah (Toim.), Models of Working memory: Mechanisms of Active Maintenance and Executive Control (s. 62–101). Cambridge UniversityPress.

For more information:1950477648nn@gmail.com