Konteksto susiejimas vizualinėje darbinėje atmintyje atsispindi dvišaliuose su įvykiais susijusiuose potencialuose, bet ne priešingoje vėlavimo veikloje 2 dalyje
Sep 06, 2023
Su įvykiu susijusi potencialo analizė
Norėdami analizuoti ERP amplitudes, per bandymą sukūrėme du signalus, apskaičiuodami vidurkį iš dviejų šoninių užpakalinių elektrodų grupių, kurių viena yra kairėje nuo vidurio linijos, o kita - dešinėje (Fukuda ir kt., 2015a). Tada mes apskaičiavome bandymų vidurkį, kad gautume bandomo vidurkio signalus, kurie buvo priešingi arba identiški užuominai, ir galiausiai sukūrėme „skirtumo“ bangą, atėmę ipsilateralinius signalus iš priešingų signalų. Atliekant atidėto atpažinimo užduotį, svarbiausios statistinės analizės buvo sutelktos į vėlavimo laikotarpį, apskaičiuojant vidurkį per 650 ms langą, kuris tęsiasi nuo 200 ms po mėginių masyvo poslinkio iki 50 ms iki zondo pradžios (Vogel ir Machizawa, 2004).
Skirtumo bangai šis delsos langas yra CDA. Vėlavimo periodo signalai iš kontralateralinių ir ipsilateralinių tyrimų buvo analizuojami naudojant trijų krypčių kartotinių matavimų ANOVA (su šoniškumo, homogeniškumo ir apkrovos veiksniais; su post hoc stebėjimo testais, jei reikia. CDA buvo analizuojami naudojant dvipusį kartotinį metodą). - matuoja ANOVA su subjektiniais vienalytiškumo ir apkrovos veiksniais. Esant reikšmingoms sąveikoms, buvo atlikti post hoc testai, siekiant palyginti homogeninių ir nevienalyčių atminties rinkinių CDA kiekviename rinkinio dydžiu.
Be to, atlikome du analizių rinkinius, kad įvertintume dviejų galimai klaidinančių veiksnių poveikį. Norėdami įvertinti galimą stimulo kategorijos poveikį per se, palyginome 1O ir 1C CDA ir 1L bandymus iš nevienalyčių blokų. Norėdami įvertinti galimus bloko lygio veiksnius (pvz., jei heterogeninių ir vienarūšių blokų metu taikomos skirtingos strategijos), palyginome CDA iš 1O bandymų iš homogeninių blokų su CDA iš 1O bandymų iš nevienalyčių blokų.
Tos pačios analizės procedūros taip pat buvo atliktos su mėginio pateikimo laikotarpio duomenimis, apibrėžtais vidurkiu per 500 ms langą, pradedant 200 ms nuo mėginių masyvo pradžios.
Rezultatai
Elgesio rezultatai
1B paveikslo patikrinimas rodo, kad k įvertinimai buvo didesni heterogeniniams nei homogeniniams atminties rinkiniams esant 3 ir 5 apkrovoms, o tai patvirtina vienalytiškumo apkrovos sąveika kartotinių matavimų ANOVA (F(2,54)=11.995) , p , 0.001). Tolesni suporuoti t testai nerado jokio skirtumo tarp homogeninių ir heterogeninių tyrimų, kai nustatytas 1 dydis (t(27)=1.496, p=0.147), bet reikšmingai didesnės heterogeninių nei homogeninių vertės. 3 ir 5 dydžių bandymai (t reikšmės. 4,057, p reikšmės, 0,001).
ERP rezultatai
Kontralateralinės ir ipsilateralinės bangos formos. Dirgiklio pateikimo laikotarpiu signalas prie kontralateralinių ir ipsilateralinių elektrodų didėjo monotoniškai priklausomai nuo nustatyto dydžio (2A, B pav.), o trijų krypčių ANOVA aptiko trijų krypčių šoniškumo, apkrovos ir homogeniškumo sąveiką (F(1,23). ) = 11.470, p=0.0025). Esant priešingiems elektrodams pagrindinis homogeniškumo ir rinkinio dydžio poveikis buvo reikšmingas (F reikšmės . 6,228, p reikšmės , 0,02), o veiksniai nesąveikavo (F(2,46) {{16} }.055, p=0.140). Su ipsilateraliniais elektrodais, nors buvo nustatytas vienodumas pagal nustatyto dydžio sąveiką (F(2,46)=3.717, p=0.031), post hoc t bandymais nepavyko rasti jokių skirtumų tarp vienalytės ir heterogeniniai blokai bet kokio nustatyto dydžio (t reikšmės , 1,695, p reikšmės . 0,104.). Palyginus 1O, 1C ir 1L bandymus su kontralateraliniais elektrodais (3A pav.), vienpusė ANOVA nustatė pagrindinį efektą (F(2,46)=4.758; p=0). 013), o post hoc t testai rodo, kad 1O bandymų amplitudė buvo žymiai didesnė nei 1 l bandymų (t(23)=3.245, p=0.004) ir skaitiniu požiūriu didesni nei 1C bandymai (t (23)=1.953, p=0.063) ir 1C bei 1L bandymai nesiskyrė (t(23)=0.815, p=0.423 ). Atliekant vienpusę ANOVA 1O, 1C ir 1L bandymams su vienodais elektrodais nepavyko rasti jokių skirtumų įrodymų (F(2,46)=2.040; p=0.412). Palyginus mėginių pateikimo vertes iš 1O bandymų homogeniniuose ir heterogeniniuose, nerasta jokių skirtumų (t reikšmės , 0,635, p reikšmės 0,434; 3B pav.).
Vėlavimo periodo signalas taip pat monotoniškai didėjo prie priešingų ir panašių elektrodų (2C pav.), o trijų krypčių ANOVA rodo pagrindinį homogeniškumo efektą, kuris artėjo prie reikšmingumo (F(1,23)=3.723, p).=0.066) ir dvipusė šoniškumo ir apkrovos sąveika (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), efektai, atspindintys skirtumus tarp priešingų ir ipsilateralinių signalų, kuriuos atėmus susidaro CDA. Poriniai palyginimai parodė, kad signalai buvo didesni vienarūšiuose ir heterogeniniuose blokuose, kai nustatyti 1 ir 3 dydžiai (t reikšmės 0,2175, p reikšmės 0,039), bet buvo palyginami 5 rinkinio dydžiu (t reikšmės 0,586, p reikšmės 0,326). Palyginus 1O, 1C ir 1L bandymus (3A pav.), vienpusės ANOVA nerado jokių kontralateralinių arba ipsilateralinių elektrodų skirtumų (F reikšmės , 1,204, p reikšmės 0,309). Vėlavimo periodo signalas iš 1O bandymų buvo skaitiniu požiūriu, bet ne reikšmingai didesnis, esant homogeniniams blokams, palyginti su heterogeniniais blokais priešinguose (t(23) = 1.475, p=0.153), ir ipsilateraliuose (t). (23)=1.793, p=0.086) elektrodai (3B pav.).
Kontralateralinės minus ipsilateralinės skirtumo bangos. Dirgiklio pateikimo laikotarpiu skirtumo bangos didėjo monotoniškai abiem atminties sąlygomis (dvipusė ANOVA; pagrindinis rinkinio dydžio efektas: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001) ir paprastai buvo didesni homogeniniuose tyrimuose nei heterogeniniuose (pagrindinis homogeniškumo poveikis: F(1,23)=11.47, p=0.003), kai sąveika artėja prie reikšmingumo (F(2,46)=2.703, p=0.078; 2A,B pav.). Post hoc t testai atskleidė skirtumus esant 1 ir 3 rinkinio dydžiams (t vertės . 2,912, p reikšmės , 0,008), bet jokio skirtumo esant 5 rinkinio dydžiui (t(23)=0.923, p=0). 336). Vienpusiai ANOVA nerado jokių skirtumų tarp 1O, 1C ir 1L bandymų (F(2,46)=2.125, p=0.131; 3A pav.) arba tarp 1O bandymų iš vienarūšiai ir nevienalyčiai blokai (t(23)=1.475, p=0.785; 3B pav.).
Vėlavimo laikotarpiu (ty CDA) skirtumo bangos monotoniškai didėjo abiem atminties sąlygomis (dvipusė ANOVA; pagrindinis rinkinio dydžio efektas: F(2,46) = 9.499, p , {{5} },001), tačiau jie nesiskyrė homogeniškumu (F(2,46)=0.149, p=0.703), o du veiksniai nesąveikavo (F(2,46) )=0.559, p=0.576; 2C pav.). Vienpusiai ANOVA nerado skirtumų tarp 1O, 1C ir 1L bandymų (F(2,46)=0.155, p=0.857; 3A pav.) arba tarp 1O bandymų homogeniniuose ir 1L bandymuose. heterogeniniai blokai (t(23) = 0.183, p=0.857; 3B pav.).
Tarpinė diskusija
1 eksperimento elgsenos rezultatai atskleidė mažesnes k reikšmes homogeniškiems nei heterogeniniams atminties rinkiniams esant 3 ir 5 dydžiams. Šis modelis atitinka ankstesnių tyrimų rezultatus, kurie taip pat manipuliavo homogeniškumu (Gosseries ir kt., 2018; Cai et al. , 2020) ir atitinka mūsų ketinimą sukurti sąlygą – heterogeninius atminties rinkinius – kuriai būtų taikomi mažesni konteksto įpareigojimo reikalavimai, nei homogeniniams atminties rinkiniams, kuriuose yra toks pat elementų skaičius. Tačiau, be konteksto susiejimo, yra ir kitų veiksnių, galinčių lemti puikų našumą naudojant heterogeninius atminties rinkinius. Viena iš jų yra ta, kad darbinėje atmintyje laikomų stimuliuojančių ypatybių atskyrimas gali būti mažesnis su vienarūšiais atminties rinkiniais dėl tarpinio panašumo. Be to, šis bruožų atskyrimo skirtumas padidėtų tik tuo atveju, jei bandymai būtų blokuojami stimulo tipo, kaip buvo 1 eksperimente. Taip yra todėl, kad blokai su vienarūšiais atminties rinkiniais turėtų sukelti didesnį ilgalaikių aktyvių trukdžių lygį (Wickens ir kt. , 1963). Tačiau pažymime, kad faktas, kad 1O bandymų rezultatai buvo identiški pagal šias dvi sąlygas, nėra įrodymų apie skirtingą aktyvių trukdžių poveikį. Nepaisant to, norėdami išspręsti šią konkrečią painiavą, 2 eksperimentas sujungė vienalyčius ir nevienalyčius bandymus.
Kalbant apie atitinkamus ERP duomenis, uždelsimo periodo signalas tiek iš kontralateralinių, tiek iš ipsilateralinių elektrodų buvo didesnis homogeniniuose tyrimuose nei heterogeniniuose tyrimuose. Tai rodo, kad kai kurios psichinės operacijos, išskyrus daiktų išsaugojimą, per se buvo atliekamos vienarūšių bandymų metu. (Šis skirtumas taip pat buvo skaičiais tarp 1O bandymų, nors tik artėjo prie reikšmingumo ties ipsilateraliniais elektrodais.) Svarbiausia teorinė svarba, kad priešpriešinis ir identiškas atimtis, atlikta siekiant sukurti CDA, pašalino signalų skirtumus tarp sąlygų. Taigi faktas, kad manipuliavimas heterogeniškumu vienodai veikia signalus iš priešingų ir ipsilateralinių elektrodų, nesuderinamas su galimybe, kad dalis CDA jautrumo apkrovai atspindi su apkrova susijusius konteksto surišimo skirtumus.
Įdomu (ir netikėtai), kad amplitudės buvo didesnės homogeniniuose tyrimuose nei heterogeniniuose tyrimuose, priešinguose elektroduose, stimulo pateikimo metu, ir šis poveikis taip pat buvo tvirtas skirtumo bangoje. Tai padidina galimybę, kad operacijos, susijusios su konteksto susiejimu, kurios, kaip manoma, yra didesnės esant homogeninei sąlygai, gali būti atliekamos pirmiausia koduojant. Vienas galimas susirūpinimas dėl šios išvados yra tas, kad mūsų dizainas supainiojo homogeniškumą su stimulų kategorija, tai yra, vienarūšiai bandymai buvo naudojami tik kaip orientacijos stimulai. [Iš tiesų, anksčiau buvo pranešta, kad orientacijų CDA gali būti didesnis nei kitų stimulų kategorijų (Woodman ir Vogel, 2008).]. Taigi faktas, kad mėginio pateikimo signalas buvo didžiausias atliekant 1O bandymus (palyginti su 1C ir 1L) prie priešingų elektrodų (3A pav.), reiškia, kad negalime atmesti galimybės, kad mėginio pateikimo duomenyse pastebėtas modelis gali būti dėl dirgiklio. poveikį, o ne kontekstą įpareigojančius reikalavimus. Poreikis pakartoti ir paaiškinti šią išvadą buvo viena iš priežasčių, kodėl buvo atliktas 2 eksperimentas.
Nulinis CDA radinys 1 eksperimente rodo, kad jis gali būti tiesiogiai nepalyginamas su vėlavimo periodo fMRI signalu iš IPS (Gosseries ir kt., 2018; Cai ir kt., 2020), o tai gali apsunkinti interpretaciją. ankstesnių įtakingų fMRT tyrimų (Todd ir Marois, 2004; Xu ir Chun, 2006). Tai dar viena priežastis, kodėl buvo svarbu pakartoti šį rezultatą antrame eksperimente. Be to, norėdami išspręsti dviprasmybę, koks veiksnys ar veiksniai gali lemti mažesnius heterogeninių atminties rinkinių talpos įverčius (1B pav., ty konteksto susiejimas ar diskriminacija), 2 eksperimento užduotį modifikavome, padarydami ją atidėtu atšaukimu (ty, „pavėluotas įvertinimas“). Tai leistų įvertinti atminties tikslumą (matą, labiau susijusį su diskriminacija) ir netinkamą susiejimą (interpretuoti kaip konteksto susiejimo gedimų indeksą). Duomenis planavome analizuoti dviem modeliais – mišinio modeliu (Bays ir kt., 2009) ir tikslinės painiavos konkurencijos (TCC) modeliu (Schurgin ir kt., 2020), nes buvo pastebėta, kad šie modeliai skiriasi teoriniu požiūriu. prielaidas ir gali duoti skirtingus rezultatus (Williams ir kt., 2022).
2 eksperimentas
medžiagos ir metodai
EEG eksperimente už atlygį (Renminbin (RMB), 30/val.) dalyvavo 31 dešiniarankis savanoris (20 moterų; amžiaus intervalas 19–26 m.; amžiaus vidurkis 19,9 metų; SD, 2,04). Vienas buvo pašalintas iš analizės dėl prasto elgesio rezultatų, todėl galutinis n buvo 30. Visi tiriamieji pateikė raštišką informuotą sutikimą pagal Institucinės peržiūros tarybos patvirtintas procedūras. Tiriamųjų regėjimas buvo normalus arba pakoreguotas iki normalaus, nebuvo kontraindikacijų atlikti EEG ir nebuvo pranešta apie neurologines ar psichikos ligas. Be to, buvo įdarbinti 34 nepriklausomi tiriamieji (24 moterys; amžiaus intervalas, 18–34 metai; vidutinis amžius, 21,4 metų; SD, 4,02) atlikti tris psichofizinio panašumo užduotis su dirgikliais, kuriuos sudaro orientacijos dėmės, spalvų dėmės ir skaisčio dėmės, paimtos iš EEG eksperimentuose naudojamų dirgiklių diapazonas. Gauti duomenys buvo naudojami apskaičiuojant psichofizinio panašumo metriką, kuri buvo naudojama pritaikant TCC modelį (Schurgin ir kt., 2020) prie EEG eksperimento elgesio rezultatų.
Stimulai ir procedūra
Uždelsto prisiminimo užduotis. Kiekviename bloke buvo po 120 1O, 1C ir 1L bandymų, 120 3O bandymų ir 120 1O1C1L bandymų. Visi dirgikliai buvo tokie patys kaip ir 1 eksperimente, kaip ir erdvinis mėginių ekranų išdėstymas (išskyrus tai, kad 1O1C1L bandymuose bet kuri kategorija galėjo pasirodyti bet kurioje iš trijų galimų vietų) ir įvykių laikas nuo užuominos iki uždelsimo. . Po 900 ms delsos, buvo paskatintas atšaukimas, kai atsirado apskritas lopas, kurio dydis buvo toks pat kaip imties dirgikliai ir kuris užėmė vieno iš elementų iš stimulų rinkinio vietą kartu su žiedu (ty „atsako ratu“) su spindulys iki išorinio krašto yra 9,2 laipsnio ir plotis 2 laipsniai , ir žymeklis centrinėje fiksavimo vietoje.
Visos galimos atšauktino elemento kategorijos reikšmės nuolat kinta aplink atsakymo ratuką. Orientacijai tai buvo pateikta kaip 20 vienodai išdėstytos juodos juostos (0,05 laipsnio 1,8 laipsnio), kurių orientacija svyruoja nuo 0 iki 171 laipsnio 9 laipsnių žingsniais; spalvos ir skaisčio atveju tai buvo pateikta kaip 180 vienodai išdėstytų verčių (sudaro atitinkamai apskritą spalvų ratą arba linijinę progresiją nuo baltos iki juodos). Orientacijos atsako ratas nenuspėjamai skyrėsi nuo bandymo iki bandymo, kad atgrasytų atsakymą planuoti delsimo metu. Atšaukimo ekrano pradžioje atsirado stimulo pleistras su atsitiktine bandomos kategorijos reikšme, o kai tik tiriamasis pradėjo perkelti žymeklį kompiuterio pele, stimulo pleistras įgavo reikšmę, atitinkančią atsako vietą. ratą, kuris buvo arčiausiai žymeklio.
Stimulo pleistro vertė realiu laiku svyravo priklausomai nuo žymeklio padėties, kol tiriamasis užregistravo savo atsaką, užvesdamas žymeklį ant atsako ratuko vietos ir spustelėdamas pelę. Atsakymo langas prasidėjo 300 ms nuo zondo pradžios ir truko 4 s, po kurio baigėsi bandomasis laikas. Viso eksperimento metu fono ekrano spalva buvo pilka ([0.5, 0.5, 0.5]; 4A pav.). Atkreipkite dėmesį, kad atliekant 1O1C1L bandymus, kadangi atsako rato tapatybė nurodė elementą, kurį reikia atšaukti, informacija, perteikiama pagal stimulo pleistro vietą, tapo nereikalinga. Atitinkamai, 1O1C1L bandymuose nebuvo įmanoma padaryti apsikeitimo klaidos.
Psichofizinio panašumo užduotys. Kiekviename bloke buvo Likerto panašumo eksperimentas, sudarytas pagal Likerto spalvų panašumo eksperimentą Schurgin ir kt. (2020). Kiekvienas tiriamasis atsitiktine tvarka užpildė tris blokus. „Spalvų panašumo“ bloke tiriamieji vertino dviejų spalvų pleistrų, pateiktų vienu metu pagal Likerto skalę, panašumą – nuo 1 (mažiausiai panašus) iki 7 (panašiausias). Spalvos buvo parinktos iš to paties apskritimo, naudojamo piešiant spalvas dabartinio tyrimo EEG eksperimentiniams dirgikliams CIE L*a*b* spalvų erdvėje (L=70, a=20, b {{5). }}; spindulys, 60), bet sudarytas iš 360 galimų spalvų reikšmių, kurios buvo tolygiai paskirstytos apskritime. Kiekvieno bandymo spalvų pora buvo pasirinkta pirmiausia pasirinkus atsitiktinę pradžios spalvą iš rato, o tada pasirenkant poslinkį į antrąją spalvą iš rinkinio [0 laipsnių, 5 laipsnių, 10 laipsnių, 20 laipsnių, 30 laipsnių, 40 laipsnių, 50 laipsnis, 60 laipsnių, 70 laipsnių, 80 laipsnių, 90 laipsnių, 120 laipsnių, 150 laipsnių, 180 laipsnių]. Kitame bloke („skaisčio panašumas“) tiriamieji vertino dviejų šviesumo pleistrų panašumą. Skaisčio reikšmės buvo pasirinktos iš viso skaisčio diapazono su 256 galimomis RGB reikšmėmis. Pora kiekviename bandyme buvo pasirinkta pirmiausia pasirenkant atsitiktinį pradžios skaistį, o tada pasirenkant antrojo skaisčio poslinkį iš rinkinio [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] RGB erdvėje. Paskutiniame bloke („orientacijos panašumas“) tiriamieji įvertino dviejų orientacinių pleistrų panašumą. Orientacijos buvo pasirinktos iš 180 laipsnių erdvės su 180 galimų reikšmių. Pora kiekviename bandyme buvo pasirinkta pirmiausia pasirenkant atsitiktinę pradžios orientaciją ir tada pasirenkant poslinkį į antrąją orientaciją iš rinkinio [0 laipsnis , 2,5 laipsnis , 5 laipsniai , 10 laipsnių , 15 laipsnių , 20 laipsnių , 25 laipsniai , 30 laipsnių , 35 laipsnių, 40 laipsnių, 45 laipsnių, 60 laipsnių, 75 laipsniai, 90 laipsnių]. Prieš kiekvieną bloką tiriamiesiems buvo pateiktos instrukcijos dviejų pavyzdžių kontekste. Viename pavyzdyje dvi spalvos / skaisčiai / orientacijos buvo identiškos (ty su poslinkiu=0). Tiriamiesiems buvo nurodyta tokius tyrimus įvertinti „7“. Kitame pavyzdyje dvi spalvos / skaisčiai / orientacijos buvo maksimaliai skirtingos, o tiriamiesiems buvo nurodyta tokius bandymus įvertinti „1“. Mes nenurodėme tiriamųjų, kaip reaguoti atliekant tarpinius bandymus. Kaip ir Schurgino ir kt. tyrime. (2020), tiriamiesiems buvo nurodyta priimti sprendimus remiantis intuityviu vizualiniu panašumu. Mes taip pat nurodėme jiems kartoti paprastą žodį („the“) visą bandymo laiką, kad sumažintume stimulų verbalizaciją. Kiekvienas tiriamasis baigė tris 140 bandymų blokus (14 kompensacijų ir 10 pakartojimų), iš viso 420 bandymų. Tiriamieji atliko užduotį savo tempu, o du dirgikliai liko ekrane, kol jie atsakys. Atsakymai buvo atlikti spustelėjus pelę ant vieno iš septynių sunumeruotų kvadratų, nubrėžtų po spalvos / skaisčio / orientacijos stimulais, atitinkančiais numatytą įvertinimą nuo 1 iki 7.
Elgesio analizė
Aprašomoji statistika. Reakcijos laikas (RT) buvo apibrėžtas kaip delsa tarp zondo pradžios ir pelės paspaudimo atsako, o atsako paklaida kaip atstumas laipsniais tarp atsako ir tiriamo elemento vertės. Tyrimai be atsakymų buvo neįtraukti į visas analizes.
Mišinio modeliavimas. Atliekant 1O ir 1O1C1L bandymus, atsako klaidų pasiskirstymas buvo pritaikytas dviejų faktorių mišinio modeliui, kuris įvertino tyrimų, kurių metu tiriamieji prisiminė tikslą (pT), ir atsitiktinių spėjimų tikimybę (pU), taip pat atsakymų tikslumą. (Œ). Atliekant 3O bandymus, į modelį taip pat buvo įtrauktas trečiasis veiksnys – tikimybė prisiminti netikslinius objektus (pN). Parametrai buvo gauti naudojant didžiausios tikimybės įvertinimą, naudojant MATLAB procedūras (galima rasti adresu http://www.bayslab.com; Bays ir kt., 2009). Norint ištirti, kaip kontekstą rišantis paklausos skirtumas tarp homogeninių ir heterogeninių tyrimų paveikė darbinės atminties atmintį, kartotinės vienpusės ANOVA buvo atliekamos atskirai RT, neapdorotos atsako klaidos ir modelio pritaikymo parametrams. Modelio įvertinimams mes sutelkėme dėmesį į Œ ir pT, nes 1O ir 1O1C1L bandymuose pU buvo labai artimas pT (ty pU 1 pT=1). Atkreipkite dėmesį, kad pN galima įvertinti tik atliekant 3O bandymus. PN, apskaičiuotas iš 3O bandymų, yra konteksto susiejimo efektyvumo matas, nes apsikeitimo klaida atitinka bandymą, kurio metu tiriamasis klaidingai prisimena, kuris elementas pasirodė tiriamoje vietoje. Vienas tiriamasis buvo pašalintas iš EEG analizės dėl prastų prisiminimų rezultatų (1O būklės atspėjimo dažnis buvo 0,50%), todėl į elgesio analizę buvo įtraukta 30 tiriamųjų.
Tikslinės painiavos konkurencijos modelis. TCC modeliui pirmiausia sukūrėme psichometrines spalvų, skaisčio ir orientacijos dirgiklių panašumo funkcijas. Norėdami sugeneruoti šias funkcijas, normalizavome Likerto atsako duomenis su Smin=1, Smax=7 ir Sx, nurodydami kiekvieno bandymo įvertinimo balą nuo 1 iki 7, taip suteikdami psichofizinio panašumo metriką, kad f(x)=(Sx – Smin)/ (Smax – Smin) (Schurgin ir kt., 2020), kad būtų įtraukta psichofizinio panašumo metrika, išmatuota visiems trims dirgiklių tipams pritaikant TCC modelį prie elgsenos duomenų iš atidėto atšaukimo. užduotis. 1O ir 1O1C1L bandymams naudojome TCC modelį, kaip aprašyta Schurgin ir kt. (2020). 3O bandymams naudojome TCC plus modelį, kuris taip pat įvertina apsikeitimo klaidas, aprašytą Williams ir kt. tyrime. (2022). Gautos d9 reikšmės buvo įvertintos kiekvienoje atminties būsenoje ir palygintos naudojant vienkryptį ANOVA ir suplanuotus suporuotus t testus.
EEG
Duomenų gavimas ir išankstinis apdorojimas. EEG duomenys buvo įrašyti atliekant elgesio užduotį naudojant 64- kanalo ActiveTwo EEG sistemą (Biosemi; atrankos dažnis 1024 Hz). Ag–AgCl elektrodai buvo sumontuoti pagal 10–20 sistemą, o įrašymo metu visų elektrodų varžos buvo palaikomos ,5 kV. Tos pačios išankstinio apdorojimo procedūros ir atmetimo kriterijai buvo atlikti su 1 eksperimentu; dėl to keturių tiriamųjų duomenys buvo neįtraukti, o galutinis n iš 26 tiriamųjų buvo įtrauktas į EEG analizę.
ERP analizė. Analizės buvo atliekamos tomis pačiomis procedūromis, kaip ir 1 eksperimente, su vienintele išimtimi, kad dėl Biosemi dangtelio reikėjo įtraukti 12 elektrodų, kurie padengtų tas pačias užpakalines sritis (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Mėginių pateikimo ir uždelsimo periodo signalai iš kontralateralinių ir ipsilateralinių tyrimų buvo analizuojami atskirai, naudojant dvipusius kartotinių matavimų ANOVA (su šoniškumo ir atminties sąlygų veiksniais (1O, 3O ir 1O1C1L bandymai) ir su post hoc stebėjimo testais Skirtumų bangos buvo analizuojamos naudojant vienpusį (pakartotinių matavimų ANOVA su atminties sąlygų subjektiniais veiksniais, ir buvo atlikti poriniai testai, jei pagrindinis poveikis buvo reikšmingas).
Rezultatai
Elgesys
Aprašomieji duomenys. Vidutinė prisiminimo klaida buvo mažiausia 1O bandymuose, vidutinė 1O1C1L bandymuose ir didžiausia 3O bandymuose (F(2,58)=172.090, p , {{36} { vertės 15,387, p reikšmės , 0,001) ir kad vidutinė 1O1C1L bandymų paklaida buvo žymiai mažesnė nei 3O bandymų (t(29)=3.381, p=0.002). RT duomenyse taip pat buvo pagrindinis bandymo tipo poveikis (F(2,58)=19.893, p , 0,001), o poriniai testai neatskleidė skirtumo tarp 1O ir 1O1C1L tyrimų (t(29) { {43}}.614, p=0.544), bet abu buvo greitesni nei 3O bandymai (t vertės . 5,142, p reikšmės , 0,001; 4B pav.).
Mišinio modeliavimas. Prisiminimo tikslumo (Œ) įvertis 1O bandymų metu buvo žymiai didesnis nei 3O bandymų (t(29)=2.441, p=0.021), bet taip buvo nesiskiria nuo 1O1C1L bandymų (t(29)=0.339, p=0.737). 1O1C1L bandymų prisiminimo tikslumas buvo didesnis nei 3O bandymų (t(29) {{20}}.723, p=0.095; 4C pav.). 1O bandymų pT buvo žymiai didesnis nei abiejų trijų tipų bandymų (t reikšmės .8,508, p reikšmės , 0.001), o 1O1C1L ir 3O bandymai nesiskyrė (t(29) )=0.327, p=0.746; 4C pav.). 3O bandymų metu pN buvo 0,175 (SD, 0,172), o pN reikšmės buvo reikšmingai 0,0 (p , 0,001).
TCC modeliavimas. Vienpusė ANOVA patvirtino pagrindinį bandymo tipo poveikį diskriminacijai, indeksuotą pagal d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}}01). Suporuoti t testai parodė, kad 1O bandymų d9 buvo žymiai didesnis nei 1O1C1L ir 3O bandymų (t vertės . 9,391, p reikšmės , 0.001), ir kad 1O1C1L santykinis d9 pranašumas. 3O bandymai priartėjo prie reikšmingumo (t(29)=1.884, p=0.069; 3D pav.). 3O bandymų metu pN buvo 0,192 (SD, 0,338%). Kadangi šis skirstinys buvo teigiamai iškreiptas ir taip pažeidžiama normalumo prielaida (k vertės=0,5, p , 0,001), mes panaudojome Wilcoxon signed-rang testą, kad nustatytume, ar skirstinio pN mediana buvo reikšmingai 0,0 ( z=4.7821, p , 0,001).
ERP amplitudė
Kontralateralinės ir ipsilateralinės bangos formos. Pateikiant stimulą, ir priešingos, ir ipsilateralinės ERP buvo moduliuojamos pagal atminties sąlygas (5A, B pav., kairiosios plokštės), dvipusė ANOVA aptiko reikšmingą šoniškumo ir atminties sąlygų sąveiką (F(2,50). )=3.647, p=0.033). Atliekant vienpusę ANOVA priešpriešinius elektrodus buvo nustatyta, kad ERP skirtingomis atminties sąlygomis skiriasi (F(2,50)=19.605, p , 0.001 ), o atlikus post hoc testą nustatyta, kad ERP buvo mažiausi 1O bandymuose, tarpiniai 1O1C1L bandymuose ir didžiausi 3O bandymuose (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t reikšmės. 5,199, p , 0,001; 1O 1C15L ) =2.129; p=0.043). Prie ipsilateralinių elektrodų modeliai buvo panašūs (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t reikšmės . 3,154, p , 0,004; 1O vs 1O1C1L 25) =2.221; p=0.036). Palyginus 1O, 1C ir 1L bandymus su kontralateraliniais elektrodais, buvo nustatytas pagrindinis stimulo srities poveikis (F(2,50)=6.768, p=0.003) su suporuotais t testai, rodantys, kad 1C bandymų amplitudė buvo mažiau neigiama nei 1O ir 1L bandymų (t reikšmės . 3,008, p reikšmės , 0,006), bet nesiskyrė tarp 1O ir 1L bandymų (t(25)=0. 221, p=0.827). Ipsilateraliniuose ERP skirtumų nerasta (F(2,50)=0.992, p=0.378; 6A, B pav., kairioji ir vidurinė plokštės).
Atidėjimo laikotarpiu dvipusė ANOVA atskleidė reikšmingą šoniškumo ir atminties sąlygų sąveiką (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Priešingų bangų formoms vienpusė ANOVA atskleidė reikšmingą pagrindinį atminties sąlygų poveikį (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), o tolesni poriniai palyginimai rodo, kad 3O ir 1O1C1L bandymų vėlavimo periodo signalai buvo žymiai neigiami nei 1O bandymų (t reikšmės (25) . 4,0, p reikšmės , 0,001). Be to, ypač teoriškai įdomu, 3O bandymų vėlavimo periodo signalas buvo žymiai neigiamas nei 1O1C1L bandymų (t(25)=3.022, p = 0.006). Ipsilateralinių bangų formų modelis buvo panašus: vienpusė ANOVA atskleidė reikšmingą pagrindinį atminties būklės poveikį (F(2,50)=7.295, p=0.002) ir tolesnius porinius palyginimus. nurodė, kad 3O ir 1O1C1L bandymų vėlavimo periodo signalas buvo žymiai neigiamas nei 1O bandymų (t reikšmės (25) . 2,0, p reikšmės , 0,05) ir buvo neigiamas tendencijos lygyje 3O bandymuose nei 1O1C1L bandymuose. (t(25)=1.731, p=0.094; 5C pav., kairioji ir vidurinė plokštės). Palyginus 1O, 1C ir 1L bandymus, tik priešingos bangos formos buvo moduliuojamos stimulo domenu (F(2,50)=5.374, p=0.008) su tolesniais veiksmais. suporuoti t testai, rodantys, kad 1L bandymų amplitudė buvo neigiamesnė 1O ir 1C bandymuose (t vertės 2,796, p reikšmės 0,010), o 1O ir 1C bandymai nesiskyrė (t(25)=1). 005, p=0.324). Vienpusė ANOVA neatskleidė jokių skirtumų pagal stimulo sritį (F(2,50)=1.696, p=0.194; 6C pav., kairioji ir vidurinė plokštės). ).
Kontralateralinės minus ipsilateralinės skirtumo bangos. Dirgiklio pateikimo laikotarpiu vienpusė ANOVA atskleidė pagrindinį atminties būklės poveikį (F(2,50)=3.647, p=0.033). Suporuoti t testai nerado jokių skirtumų tarp 1O ir 1O1C1L tyrimų įrodymų (t(25)=0.482, p=0.634), o įrodymai, priartėję prie reikšmingumo, kad 3O bandymų amplitudė buvo didesnė nei 1O bandymų (t(25)=2.019, p=0.054), ir įrodymai, kad 3O bandymų amplitudė buvo didesnė nei 1O1C1L bandymų (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; 5A, B pav., dešinieji skydeliai). Palyginus 1O, 1C ir 1L bandymus, vienpusė ANOVA nustatė reikšmingų skirtumų tarp stimulų domenų (F(2,50)=11.594, p=0.0025), su tolesniais suporuoti t testai, rodantys, kad 1C bandymų amplitudės buvo mažesnės nei 1O ir 1L bandymų (t vertės 3,483, p reikšmės 0,002), tačiau 1O ir 1L bandymų amplitudės nesiskyrė (t(25) {{55} }.433, p=0.164; 6B pav., dešinysis skydelis).
Dėl delsos laikotarpio (ty CDA), vienpusė ANOVA atskleidė pagrindinį atminties būklės poveikį (F(2,50)=5.478, p=0.{101} {38}}07), su poriniais t testais, rodančiais, kad 3O bandymų CDA amplitudė buvo didesnė nei 1O bandymų (t(25)=4.102, p , 0,001) ir kad 1O1C1L palyginti su 1O bandymo skirtumas priartėjo prie reikšmingumo (t(25)=1.923, p=0.066); kritiškai vertinant, 3O ir 1O1C1L bandymų CDA nesiskyrė (t(25)=1.101, p=0.282; 5A, C pav., dešinieji skydeliai). Palyginus 1O, 1C ir 1L bandymus, vienpusė ANOVA nerado jokių skirtumų įrodymų (F(2,0,50)=2.069, p=0.137; 6C pav. dešinysis skydelis).
Tarpinė diskusija
2 eksperimento elgsenos duomenų aprašomieji modeliai atkartojo 1 eksperimento modelius: apkrovos efektas ir geresnis našumas esant -3 apkrovai heterogeniniams, palyginti su homogeniniais bandymais. Be to, dviejų modelių, kuriuos pritaikome prie šių duomenų, įverčiai iš esmės sutapo dėl veiksnių, lemiančių šį nevienalytiškumo efektą: abu sukūrė aiškius įrodymus, kad kontekstas yra įpareigojantis 3O bandymus (pakeitimo klaidų pavidalu), ir neabejotinų įrodymų tarpiniai trukdžiai [tikslumas (mišinio modelis) ir d9 (TCC) buvo skaičiai didesni 1O1C1L bandymuose, tačiau nepasiekė reikšmingumo slenksčio nė vienai priemonei). Tai padidina mūsų pasitikėjimą, kad mūsų stimulas-homogeniškumo manipuliavimas yra sėkmingas atsižvelgiant į įvairius konteksto susiejimo reikalavimus.
ERP išvados taip pat atkartojo bendruosius modelius, pastebėtus 1 eksperimente, tiek per mėginio pateikimą, tiek per vėlavimo laikotarpį. Svarbiausias mūsų pradinio klausimo aspektas, nors vėlavimo periodo signalas buvo didesnis atliekant 3O bandymus nei atliekant 1O1C1L bandymus, tai buvo tiesa tiek priešinguose, tiek ipsilateraliniuose elektroduose, o atėmus gautos CDA tarp dviejų bandymų tipų nesiskyrė. Taigi 2 eksperimento rezultatai dar labiau patvirtina išvadą, kad CDA neindeksuoja WM užduočių konteksto reikalavimų.
Skatinimo pateikimo metu mes vėl pastebėjome modelį, kuris skyrėsi nuo vėlavimo: 3O. 1O1C1L skirtumai, pastebėti prie kontralateralinio ir ipsilaterinio elektrodo, išliko prieš kontralaterinį – ipsi atimtį. Be to, 2 eksperimento 1O, 1C ir 1L bandymų palyginimo rezultatai sumažina susirūpinimą, kad jo 3O ir 1O1C1L palyginimo rezultatai gali būti susiję su stimuliuojančiu poveikiu: tik priešinga bangos forma buvo moduliuojama stimulo domenu, ir tai buvo 1L bandymų amplitudė, kuri buvo neigiamesnė nei 1O ir 1C bandymų. Taigi 2 eksperimentas padidina galimybę, kad aktyvumas EEG, susijęs su konteksto surišimu, gali būti ryškiausias stimulo kodavimo metu.
Bendra diskusija
Dviejuose eksperimentuose palyginome našumą su nevienalyčių ir vienalyčių atminties rinkiniais, manipuliacija, kuri keičia konteksto susiejimo poreikius. Bendras abiejų eksperimentų elgsenos rezultatų modelis parodė, kad esant didesnei nei vienai apkrovai, našumas buvo geresnis su nevienalyte, palyginti su vienarūšiais atminties rinkiniais. Nors šis skirtumas atsispindėjo stipresniuose uždelsimo periodo ERP signaluose atliekant homogeninius tyrimus nei atliekant heterogeninius tyrimus, tai vienodai galiojo ir ipsilateraliniams, ir priešingiems elektrodams, todėl CDA nesiskyrė tarp šių dviejų sąlygų. Apsvarstę kai kurias prielaidas, kurios buvo įtrauktos į mūsų požiūrį, aptarsime keletą mūsų rezultatų pasekmių CDA interpretacijoms ir, apskritai, mūsų supratimui apie VWM.
Homogeniškumo manipuliavimas
Subjektyvi patirtis mums sako, kad vizualiai aptikdami ir atpažindami objektą, mes visada registruojame, kur jis yra, tiek mūsų pačių, tiek kitų scenos objektų atžvilgiu. Iš tiesų, daikto vietos kodavimas gali būti automatinis ir privalomas (Logan, 1998). Tačiau nepaisant to, taip pat yra įrodymų, kad kai jie yra užkoduoti į WM, atskiros elemento savybės gali būti pabrėžiamos arba sumenkinamos (Marshall ir Bays, 2013). Iš tiesų, mūsų procedūros logika buvo tokia, kad nors kiekvienas iš 1O1C1L arba 2O2C1L masyvo elementų būtinai užims atskirą vietą, atminties zondo (1 eksperimentas) arba atkūrimo rato (2 eksperimentas) pobūdis sumažintų paskatą subjektai turi išlaikyti įrišimą tarp kiekvieno elemento ir jo unikalios bandomosios vietos. Pirma, zondo / rato vieta visada atitiko bandomojo elemento stimulo kategorijos vietą, o tai reiškia, kad iš subjektyvios perspektyvos elemento vietos „neprivalėjo būti“ atsimenama, nes ji teismo posėdžio pabaigoje pateikti iš naujo. Antra, kadangi kiekvieno bandymo metu išbandyta stimulo funkcija buvo aiškiai įtraukta į zondą / ratą, zondo / rato vietos nustatymo funkcija buvo nereikalinga.
Viena iš mūsų dizaino pasekmių yra ta, kad šiek tiek paradoksalu, kad jis nesureikšmina efekto, kuris yra konteksto susiejimo nesėkmių požymis: apsikeitimo klaidos, aiškinamumas. Tai yra, nors vienarūšių bandymų apsikeitimo klaidų dažnis gali būti laikomas konteksto susiejimo nesėkmių indeksu, jo negalima naudoti palyginimui su heterogeniniais bandymais, nes apsikeitimo sandoriai nebuvo įmanomi pastarąja sąlyga. (Iš tiesų, dėl šios priežasties negalime atmesti galimybės, kad kai kurių nevienalyčių bandymų metu tiriamieji taip pat galėjo neteisingai susieti daiktą su vieta.) Be to, svarstant apsikeitimo klaidų dažnį svarbu atkreipti dėmesį į tai, kad jų jautrumas konteksto privalomų reikalavimų lygiui skirsis priklausomai nuo kitų veiksnių. Pavyzdžiui, fMRI tyrime, kuriame taip pat buvo naudojamas stimulų rinkinio homogeniškumo manipuliavimas (3 M prieš 1 M 1 1M2C), apsikeitimo klaidų dažnis homogeniškoje būsenoje buvo nežymiai mažas. Nors šis rezultatas galėjo būti interpretuojamas kaip homogeniškumo manipuliavimo nesėkmė, alternatyvi galimybė buvo ta, kad 3 milijonų tyrimų metu tiriamieji įdarbino aukštesnį pažinimo kontrolės lygį, kad atitiktų padidėjusius reikalavimus, keliamus konteksto susiejimui. Remiantis šia alternatyva, tik 3 M bandymai sugeneravo žymiai didesnį vėlavimo periodo signalą frontoparietaliniuose regionuose, susijusiuose su WM kontrole (Gosseries ir kt., 2018).
Pasekmės
Kartu šių dviejų eksperimentų rezultatai atsako į vieną kritinį klausimą apie su WM susijusios veiklos ERP priemones ir kelia keletą naujų.
CDA neatspindi „nereprezentacinių veiksnių“, kurie yra sustiprinti vienarūšiuose atminties rinkiniuose
Paprastai CDA gaunamas iš bandymų, kurių metu visi atminties matricų elementai yra paimti iš tos pačios kategorijos, o spalva yra dažniausiai naudojama. Didėjant rinkinio dydžiui tokiuose vienalytėse atminties rinkiniuose, didėjantys poreikiai kitiems veiksniams, o ne per se stimulo atvaizdavimas, prisideda prie didėjančių sunkumų. Tai buvo įrodyta iš čia pateiktų duomenų: prastesnis uždelsto atpažinimo našumas 3O bandymuose nei 1O1C1L bandymuose ir 5O bandymuose nei 2O2C1L bandymuose 1 eksperimente ir prastesnis uždelsto atšaukimo našumas 3O bandymuose nei 1O1C1L bandymuose 2 eksperimente.
Panašūs dirgiklių rinkinio nevienalytiškumo pranašumai taip pat buvo pranešta ankstesniuose tyrimuose, kuriuose naudojami kitų klasių dirgikliai, pvz., spalvos ir orientacijos, palyginti su tik spalvomis (Olson ir Jiang, 2002), veidai ir scenos, palyginti su tik veidais arba tik scenomis (Cohen ir kt. al., 2014), ir su judėjimo kryptimis ir spalvomis, palyginti su tik judėjimo kryptimis (Gosseries ir kt., 2018). Nepaisant šių elgesio modelių, CDA skirtumų nebuvimas dėl šių dviejų sąlygų nepatvirtina teiginio, kuris paskatino šį tyrimą, ty kad CDA iš dalies gali indeksuoti pažinimo procesų veikimą, išskyrus aktyvų elementų tapatybės WM.2 Vietoj to, dabartinės išvados atitinka Hakim ir kt. perspektyvą. (2019, p. 238), kad „CDA seka aktyvią objektų failų priežiūrą, elementais pagrįstą atvaizdavimą, leidžiantį stebėtojams integruoti funkcijų ir etikečių, susietų su vaizdiniais objektais, rinkinį“.
Šiam konceptualizavimui svarbi yra prielaida, kad „...objektų failai įtvirtina epizodinį vaizdą tam tikru laiku ir vietoje ir skiriasi nuo specifinių savybių verčių, kurias sujungia objekto failas“ Hakim ir kt. (2019, p. 537). Čia pateikti rezultatai rodo, kad šis skirtumas gali būti taikomas net ir vienos funkcijos objektams, nes, nepaisant CDA nejautrumo nevienalytiškumo manipuliavimui, mūsų elgsenos rezultatai rodo (tendencijos lygmeniu), kad tikslios orientuoto objekto ypatybės vertės atvaizdavimas. juostos stimulas buvo pablogėjęs homogeniškiems, palyginti su nevienalyčiais bandymais. Taigi, nors CDA seka darbinėje atmintyje laikomų elementų skaičių, atrodo, kad tai neatspindi stimulų atvaizdavimo kokybės.
Neuroninės koreliacijos, susijusios su vietos kontekstu, yra bent iš dalies atskirtos nuo erdvinio dėmesio
Keletas tyrimų (įskaitant Hakim ir kt., 2019) parodė, kad CDA yra atskirtas nuo erdvinio dėmesio. Dabartiniai rezultatai rodo, kad tas pats gali būti taikomas bent kai kuriems elemento vietos susiejimo su jo tapatybe aspektais. Tai yra, nors gerai žinoma, kad vietos, kurias užima neerdvinių WM užduočių metu išsaugoti daiktai, gali būti dekoduojamos / atkurtos iš EEG (Foster ir kt., 2017) ir fMRI (Cai ir kt., 2019, 2020; Yu ir kt.). , 2020) signalus, čia nurodyti vėlavimo laikotarpio ERP skirtumai, susiję su homogeniškumu, buvo pastebėti ipsilateraliniuose elektroduose tokiu lygiu, kuris yra panašus į priešingų elektrodų lygį. Vienas iš galimų to paaiškinimų gali būti tas, kad nepaisant to, kad tik viename regėjimo lauke esantys elementai buvo svarbūs bet kuriame atskirame bandyme, procesas ar procesai, jautrūs padidėjusiai vienalyčių bandymų konteksto svarbai, buvo pritaikyti visai regėjimo scenai. (Priešingai, retinotopiškai specifinis erdvinio dėmesio poveikis tikriausiai matomas šoniniuose poslinkiuose, pastebėtuose kiekvienam bandymo tipui dviejuose eksperimentuose.)
Antra ir nesuderinama galimybė yra ta, kad procesai, kurie yra labai svarbūs prioritetinės stimulo informacijos konteksto susiejimui, yra aktyvesni koduojant tą informaciją į WM (priešingai nei per vėlavimo laikotarpį). Šią galimybę atitinka tai, kad abiejuose eksperimentuose nevienalytiškumo efektas jau buvo matomas ERP, kol stimulų matricos vis dar buvo ekrane. Be to, tik mėginio pateikimo metu poveikis buvo stipresnis priešinguose elektroduose. Jei tai tiesa, tai atitiktų teiginį, kad vizualinė darbinė atmintis gali būti ne atminties sistema per se, o gali būti bendros paskirties vizualinio vaizdavimo sistema, kuri prireikus gali palaikyti informaciją per trumpą delsą (Sėkmė ir Vogel, 2013, p. 394). Dėl šios priežasties būsimame darbe gali būti įdomu palyginti kontekstą įpareigojančių manipuliacijų poveikį bandymams su delsimo laikotarpiais ir be jų.
