Povezivanje konteksta u vizuelnoj radnoj memoriji odražava se u bilateralnim potencijalima vezanim za događaje, ali ne i u aktivnosti kontralateralnog kašnjenja, 2. dio
Sep 06, 2023
Analiza potencijala u vezi sa događajima
Da bismo analizirali amplitude ERP-a, generirali smo dva signala po pokusu usrednjavanjem na dva klastera lateraliziranih stražnjih elektroda, jednu lijevo od srednje linije i jednu desno (Fukuda et al., 2015a). Zatim smo izvršili prosek kroz pokušaje da generišemo signale usrednjene u pokusu koji su bili kontralateralni ili ipsilateralni u odnosu na signal, i na kraju stvorili talas "razlike" oduzimanjem ipsilateralnih signala od kontralateralnih signala. Za zadatak odgođenog prepoznavanja, statističke analize od primarnog interesa fokusirale su se na period kašnjenja usrednjavanjem kroz prozor od 650 ms koji se proteže od 200 ms nakon pomaka niza uzoraka do 50 ms prije početka sonde (Vogel i Machizawa, 2004).
Za talas razlike, ovaj prozor kašnjenja je CDA. Signali perioda kašnjenja iz kontralateralnih i ipsilateralnih ispitivanja analizirani su trosmjernom ANOVA-om s ponovljenim mjerama (sa faktorima lateralnosti, homogenosti i opterećenja; s post hoc testovima praćenja prema potrebi. CDA su analizirani dvosmjernim ponovljenim -mjeri ANOVA sa faktorima homogenosti i opterećenja unutar subjekta.U slučaju značajnih interakcija, sprovedeni su post hoc testovi kako bi se uporedili CDA između homogenih i heterogenih memorijskih skupova u svakoj veličini skupa.
Osim toga, sproveli smo dva skupa analiza kako bismo procijenili efekte dvaju mogućih zbunjujućih faktora. Da bismo procijenili moguće efekte kategorije stimulusa per se, uporedili smo CDA za 1O naspram 1C naspram 1L ispitivanja iz heterogenih blokova. Da bismo procijenili moguće faktore na nivou bloka (npr. ako su različite strategije usvojene tokom heterogenih naspram homogenih blokova), uporedili smo CDA iz 1O ispitivanja iz homogenih blokova naspram CDA iz 1O ispitivanja iz heterogenih blokova.
Isti postupci analize su takođe sprovedeni na podacima iz perioda predstavljanja uzorka, definisanog usrednjavanjem kroz prozor od 500 ms počevši 200 ms nakon početka niza uzoraka.
Rezultati
Rezultati ponašanja
Inspekcija slike 1B sugerira da su procjene k bile veće za heterogene nego za homogene memorijske skupove pri opterećenjima 3 i 5, što je efekat potvrđen interakcijom homogenosti opterećenja u ANOVA-i ponovljenih mjerenja (F(2,54)=11.995 , p , 0.001). Prateći upareni t testovi nisu pronašli razliku između homogenih i heterogenih ispitivanja pri veličini skupa 1 (t(27)=1.496, p=0.147), ali značajno veće vrijednosti za heterogene nego za homogene ogledi na skupovima veličina 3 i 5 (t vrijednosti. 4,057, p vrijednosti, 0,001).
ERP rezultati
Kontralateralni i ipsilateralni valni oblici. Za period prezentacije stimulusa, signal na kontralateralnim i ipsilateralnim elektrodama se monotono povećavao sa zadatom veličinom (slika 2A,B), trosmjerna ANOVA detektirala je trosmjernu interakciju lateralnosti, opterećenja i homogenosti (F(1,23). ) = 11.470, p=0.{{28}025). Na kontralateralnim elektrodama, glavni efekti homogenosti i veličine skupa su bili značajni (F vrijednosti . 6.228, p vrijednosti , 0.02), a faktori nisu bili u interakciji (F(2,46) {{16} }.055, p=0.140). Na ipsilateralnim elektrodama, iako je postojala homogenost po interakciji postavljene veličine (F(2,46)=3.717, p=0.031), post hoc t testovi nisu uspjeli pronaći bilo kakve razlike između homogenih i heterogeni blokovi bilo koje veličine skupa (t vrijednosti , 1.695, p vrijednosti . 0.104.). Za poređenje ispitivanja 1O, 1C i 1L na kontralateralnim elektrodama (slika 3A), jednosmjerna ANOVA je pronašla glavni efekat (F(2,46)=4.758; p=0. 013), sa post hoc t testovima koji pokazuju da su 1O pokusi bili značajno veći u amplitudi od 1L pokusa (t(23)=3.245, p=0.004) i numerički veći od 1C pokušaja (t (23)=1.953, p=0.063), i 1C i 1L probe se nisu razlikovale (t(23)=0.815, p=0.423 ). Jednosmjerna ANOVA za 1O, 1C i 1L ispitivanja na ipsilateralnim elektrodama nije uspjela pronaći dokaze o bilo kakvim razlikama (F(2,46)=2.040; p=0.412). Poređenje vrednosti prezentacije uzoraka iz 10 ispitivanja u homogenim naspram heterogenih nije dalo dokaze o bilo kakvim razlikama (t vrednosti , 0,635, p vrednosti . 0,434; slika 3B).
Signal perioda kašnjenja se također monotono povećavao na kontralateralnim i ipsilateralnim elektrodama (slika 2C), sa trosmjernom ANOVA-om koja ukazuje na glavni efekat homogenosti koji se približava značajnosti (F(1,23)=3.723, p=0.066) i dvosmjerna interakcija između lateralnosti i opterećenja (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), efekti koji odražavaju razlike između kontralateralnih i ipsilateralnih signala koji, kada se oduzmu, proizvode CDA. Poređenja u paru su pokazala da su signali bili veći u homogenim i heterogenim blokovima pri postavljenim veličinama 1 i 3 (t vrijednosti . 2.175, p vrijednosti , 0.039), ali su uporedivi pri veličini skupa 5 (t vrijednosti , 0.586, p vrijednosti . 0.326). Za poređenje ispitivanja 1O, 1C i 1L (slika 3A), jednosmjerne ANOVA nisu pronašle dokaze za razlike na kontralateralnim ili ipsilateralnim elektrodama (F vrijednosti, 1.204, p vrijednosti. 0.309). Signal perioda kašnjenja iz 1O ispitivanja bio je brojčano, ali ne značajno, veći na homogenim naspram heterogenih blokova i na kontralateralnom (t(23) = 1.475, p=0.153) i ipsilateralnom (t (23)=1.793, p=0.086) elektrode (slika 3B).
Kontralateralni minus ipsilateralni talasi razlike. Za period prezentacije stimulusa, talasi razlike su se monotono povećavali u oba memorijska uslova (dvosmjerna ANOVA; glavni efekat veličine skupa: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001) i generalno su bili veći po veličini u homogenim ispitivanjima nego u heterogenim ispitivanjima (glavni efekat homogenosti: F(1,23)=11.47, p=0.003), sa interakcijom koja se približava značaju (F(2,46)=2.703, p=0.078; slika 2A,B). Post hoc t testovi su otkrili razlike na veličinama skupa 1 i 3 (t vrijednosti . 2.912, p vrijednosti , 0.008), ali bez razlike na veličini skupa 5 (t(23)=0.923, p=0. 336). Jednosmjerna ANOVA nije pronašla dokaze o razlikama između 1O, 1C i 1L ispitivanja (F(2,46)=2.125, p=0.131; slika 3A) ili između 1O ispitivanja iz homogeni naspram heterogenih blokova (t(23)=1.475, p=0.785; slika 3B).
Za period kašnjenja (tj. CDA) talasi razlike su se monotono povećavali u oba memorijska uslova (dvosmjerna ANOVA; glavni efekat veličine skupa: F(2,46) = 9.499, p , {{5} }.001), ali se nisu razlikovali po homogenosti (F(2,46)=0.149, p=0.703), a dva faktora nisu bila u interakciji (F(2,46 )=0.559, p=0.576; slika 2C). Jednosmjerna ANOVA nije pronašla nikakve razlike između 1O, 1C i 1L ispitivanja (F(2,46)=0.155, p=0.857; slika 3A) ili između 1O ispitivanja u homogenim naspram heterogeni blokovi (t(23) = 0.183, p=0.857; slika 3B).
Privremena diskusija
Rezultati ponašanja iz eksperimenta 1 otkrili su niže k vrijednosti za homogene nego za heterogene memorijske skupove pri veličinama skupova 3 i 5. Ovaj obrazac je u skladu s rezultatima dobivenim u prethodnim studijama koje su također manipulirale homogenošću (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) i u skladu je s našom namjerom stvaranja uvjeta – heterogenih memorijskih skupova – koji postavljaju manje zahtjeve za povezivanje konteksta nego što to čine homogeni memorijski skupovi koji sadrže isti broj stavki. Međutim, pored kontekstualnog povezivanja, postoje i drugi faktori koji bi mogli objasniti superiorne performanse sa heterogenim memorijskim skupovima. Jedan je da diskriminabilnost karakteristika stimulusa koji se čuvaju u radnoj memoriji može biti niža kod homogenih memorijskih skupova, zbog međustavne sličnosti. Nadalje, ova razlika u razlikovanju karakteristika bi se pogoršala samo ako su pokušaji blokirani tipom stimulusa, kao što je to bilo u eksperimentu 1. To je zato što bi se od blokova s homogenim memorijskim skupovima očekivalo da generiraju više razine trajnih proaktivnih smetnji (Wickens et al. , 1963). Napominjemo, međutim, da činjenica da je učinak bio identičan na 1O ispitivanjima iz ova dva stanja predstavlja neuspjeh da se uoče dokazi za različite efekte proaktivne interferencije. Ipak, da biste riješili ovu konfuziju, eksperiment 2 prepliću homogena i heterogena ispitivanja.
Ako se okrenemo odgovarajućim ERP podacima, signal perioda kašnjenja sa kontralateralnih i ipsilateralnih elektroda bio je veći na homogenim ispitivanjima nego na heterogenim ispitivanjima. Ovo sugerira da su neke mentalne operacije osim zadržavanja predmeta, same po sebi, bile uključene u homogena ispitivanja. (Ova razlika je takođe bila brojčano prisutna između 1O pokusa, iako se samo približava značaju na ipsilateralnim elektrodama.) Od primarnog teorijskog interesa, kontralateralno – ipsilateralno oduzimanje sprovedeno da bi se stvorio CDA uklonilo je razlike između uslova u signalima. Dakle, činjenica da manipulacija heterogenošću podjednako utiče na signale sa kontralateralnih i ipsilateralnih elektroda nije u skladu sa mogućnošću da deo osetljivosti na opterećenje CDA odražava razlike u vezi sa opterećenjem u kontekstu vezivanja.
Zanimljivo je (i neočekivano) da su amplitude bile veće u homogenim ispitivanjima nego u heterogenim ispitivanjima, na kontralateralnim elektrodama, tokom prezentacije stimulusa, a ovaj efekat je takođe bio snažan u talasu razlike. Ovo podiže mogućnost da se operacije koje se odnose na povezivanje konteksta, za koje se pretpostavlja da su veće u homogenom stanju, mogu koristiti prvenstveno tokom kodiranja. Jedna od mogućih zabrinutosti u vezi sa ovim zaključkom je da je naš dizajn pobrkao homogenost sa kategorijom stimulusa – to jest, homogena ispitivanja su korištena samo kao orijentacijski stimulans. [Zaista, ranije je objavljeno da CDA može biti viši za orijentacije nego za druge kategorije stimulusa (Woodman i Vogel, 2008).]. Dakle, činjenica da je signal prezentacije uzorka bio najveći za 1O pokuse (vs 1C i 1L) na kontralateralnim elektrodama (slika 3A) znači da ne možemo isključiti mogućnost da uzorak uočen u podacima o prezentaciji uzorka može biti zbog stimulusa efekte, a ne na zahtjeve koji obavezuju kontekst. Potreba da se ponovi i razjasni ovaj nalaz bio je jedan od razloga za izvođenje eksperimenta 2.
Nulti nalaz za CDA u eksperimentu 1 sugerira da možda nije direktno uporediv sa fMRI signalom u periodu kašnjenja iz IPS-a (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), činjenica koja bi mogla zakomplicirati interpretaciju ranijih uticajnih fMRI studija (Todd i Marois, 2004; Xu i Chun, 2006). Ovo je još jedan razlog zašto je bilo važno ponoviti ovaj rezultat u drugom eksperimentu. Dodatno, da bismo se pozabavili nejasnoćom o tome koji faktor ili faktori bi mogli objasniti niže procjene kapaciteta za heterogene memorijske skupove (slika 1B; tj. povezivanje konteksta naspram diskriminabilnosti), za eksperiment 2 modificirali smo zadatak tako što smo ga učinili odloženim prisjećanjem (tj. "odgođena procjena"). Ovo bi omogućilo procjenu preciznosti memorije (mjera koja je jače povezana sa razlikovanjem) i pogrešnog povezivanja (tumačivo kao indeks neuspjeha povezivanja konteksta). Planirali smo da analiziramo podatke sa dva modela – modelom mješavine (Bays et al., 2009.) i modelom takmičenja u cilju zbunjivosti (TCC) (Schurgin et al., 2020.) – jer je uočeno da ovi modeli čine različite teorijske pretpostavke i mogu dati različite rezultate (Williams et al., 2022).
Eksperiment 2
materijali i metode
Trideset i jedan dešnjak (20 žena; raspon godina, 19-26 godina; srednja starost 19,9 godina; SD, 2,04) učestvovao je u EEG eksperimentu za naknadu (renminbin (RMB), 30/h). Jedan je isključen iz analiza zbog lošeg ponašanja, što je rezultiralo konačnim n od 30. Svi subjekti su dali pismeni informirani pristanak u skladu sa procedurama koje je odobrio Institucionalni odbor za reviziju. Subjekti su imali normalan ili ispravljen na normalan vid, nisu imali kontraindikacije za EEG i nisu prijavljeni u anamnezi neuroloških ili psihijatrijskih bolesti. Dodatno, 34 nezavisna ispitanika (24 žene; raspon godina, 18-34 godine; srednja starost, 21,4 godine; SD, 4,02) su regrutovana da završe tri zadatka psihofizičke sličnosti sa stimulansima koji se sastoje od orijentacijskih mrlja, mrlja u boji i luminantnih mrlja izvučenih iz raspon podražaja korištenih u EEG eksperimentima. Rezultirajući podaci korišteni su za izračunavanje metrike psihofizičke sličnosti koja je korištena prilikom prilagođavanja TCC modela (Schurgin et al., 2020) na rezultate ponašanja iz EEG eksperimenta.
Podražaji i postupak
Zadatak odgođenog opoziva. Svaki blok je sadržavao 120 pokušaja svaki od 1O, 1C i 1L ispitivanja, 120 3O pokusa i 120 1O1C1L ispitivanja. Svi stimulansi su bili isti kao u eksperimentu 1, kao i prostorni raspored prikaza uzoraka (s izuzetkom da se na pokusima 1O1C1L bilo koja kategorija mogla pojaviti na bilo kojoj od tri moguće lokacije) i kao što je bilo i vrijeme događaja od signala do kašnjenja . Nakon kašnjenja od 900 ms, opoziv je bio podstaknut pojavom kružnog zakrpa iste veličine kao stimulans uzorka i koji je zauzimao lokaciju jedne od stavki iz skupa stimulusa, zajedno s prstenom (tj. "točak za odgovor") sa radijus do njegove vanjske ivice od 9,2 stepena i širine od 2 stepena, i kursor na centralnoj fiksaciji.
Kontinuirano su varirale oko kotača odgovora sve moguće vrijednosti kategorije stavke koju treba opozvati. Za orijentaciju, ovo je prikazano kao 20 jednako razmaknute crne trake (0.05 stepen 1,8 stepeni), u rasponu orijentacije od 0-171 stepen, u koracima od 9 stepeni; za boju i osvetljenost, ovo je prikazano kao 180 jednako raspoređenih vrednosti (formirajući kružni točak boja ili linearnu progresiju od bele do crne, respektivno). Točak orijentacijskog odgovora je nepredvidivo varirao od pokušaja do pokušaja kako bi obeshrabrio planiranje odgovora tokom kašnjenja. Na početku prikaza prisjećanja pojavio se stimulus zakrpa sa nasumičnom vrijednošću kategorije koja se testira, a čim je subjekt počeo da pomiče kursor preko kompjuterskog miša, stimulusna zakrpa je poprimila vrijednost koja odgovara lokaciji na odgovoru. točak koji je bio najbliži kursoru.
Vrijednost zakrpe stimulansa varirala je u realnom vremenu s pozicijom kursora sve dok subjekt nije registrirao svoj odgovor pozicioniranjem kursora na mjesto na kotačiću za odgovor i klikom miša. Prozor za odgovor je počeo 300 ms nakon početka sonde i trajao je 4 s, nakon čega je probno vrijeme isteklo. Tokom eksperimenta, boja pozadine ekrana bila je siva ([0.5, 0.5, 0.5]; slika 4A). Imajte na umu da je za pokuse 1O1C1L, budući da je identitet kotača odgovora ukazivao na stavku koju treba opozvati, činio suvišnom informaciju koju prenosi lokacija stimulativnog flastera. S tim u vezi, nije bilo moguće napraviti grešku zamjene na ispitivanjima 1O1C1L.
Zadaci psihofizičke sličnosti. Svaki blok je sadržavao Likertov eksperiment sličnosti strukturiran prema Likertovom eksperimentu sličnosti boja Schurgin et al. (2020). Svaki ispitanik je završio tri bloka slučajnim redoslijedom. U bloku "sličnost boja", subjekti su procjenjivali sličnost dvije mrlje u boji predstavljene istovremeno na Likertovoj skali, u rasponu od 1 (najmanje slično) do 7 (najsličnije). Boje su odabrane iz istog kruga koji se koristi za crtanje boja za EEG eksperimentalne stimuluse trenutne studije u CIE L*a*b* prostoru boja (L=70, a=20, b {{5 }}; radijus, 60), ali se sastojao od 360 mogućih vrijednosti boja koje su bile ravnomjerno raspoređene duž kruga. Par boja za svaku probu je izabran tako što se prvo bira nasumična početna boja sa kotačića, a zatim se bira pomak na drugu boju iz skupa [0 stepeni, 5 stepeni, 10 stepeni, 20 stepeni, 30 stepeni, 40 stepeni, 50 stepen, 60 stepeni, 70 stepeni, 80 stepeni, 90 stepeni, 120 stepeni, 150 stepeni, 180 stepeni]. U drugom bloku („sličnost osvetljenosti“), subjekti su procenili sličnost dva zakrpa osvetljenja. Vrijednosti osvjetljenja su odabrane iz cijelog raspona svjetline sa 256 mogućih RGB vrijednosti. Par u svakom pokušaju je odabran tako što se prvo bira nasumična početna luminanca, a zatim se bira pomak na drugu luminanciju iz skupa [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] u RGB prostoru. U završnom bloku („sličnost orijentacije“), subjekti su ocijenili sličnost dvaju orijentacijskih zakrpa. Orijentacije su izabrane iz prostora od 180 stepeni sa 180 mogućih vrednosti. Par u svakom ogledu je izabran tako što se prvo bira nasumična početna orijentacija, a zatim se bira pomak na drugu orijentaciju iz skupa [0 stepeni, 2,5 stepeni, 5 stepeni, 10 stepeni, 15 stepeni, 20 stepeni, 25 stepeni, 30 stepeni , 35 stepeni, 40 stepeni, 45 stepeni, 60 stepeni, 75 stepeni, 90 stepeni]. Prije svakog bloka ispitanici su dobili upute u kontekstu dva primjera. U jednom primjeru, dvije boje/osvetljenosti/orijentacije su bile identične (tj. sa pomakom=0). Subjektima je naloženo da rangiraju takva ispitivanja sa "7". U drugom primjeru, dvije boje/svjetline/orijentacije su bile maksimalno različite, a subjekti su dobili instrukcije da takve oglede rangiraju sa "1". Nismo davali instrukcije ispitanicima kako da reaguju na intermedijarnim ispitivanjima. Kao u studiji Schurgin et al. (2020), subjekti su upućeni da donesu svoje prosudbe na osnovu intuitivne vizuelne sličnosti. Također smo ih uputili da ponavljaju jednostavnu riječ ("the") za vrijeme trajanja suđenja kako bi minimizirali verbalizaciju stimulusa. Svaki ispitanik je završio tri bloka od 140 pokušaja (14 kompenzacija i 10 ponavljanja) za ukupno 420 pokušaja. Subjekti su izvršavali zadatak svojim tempom, pri čemu su dva stimulusa ostala na displeju dok nisu odgovorili. Odgovori su napravljeni klikom miša na jedan od sedam numerisanih kvadrata nacrtanih ispod stimulusa boje/svjetline/orijentacije, što odgovara predviđenoj ocjeni od 1 do 7.
Analiza ponašanja
Deskriptivna statistika. Vrijeme odgovora (RT) definirano je kao latencija između početka sonde i odgovora na klik miša, a greška odgovora kao udaljenost, u stepenima, između odgovora i vrijednosti ispitivane stavke. Ispitivanja bez odgovora isključena su iz svih analiza.
Modeliranje mješavine. Za pokuse 1O i 1O1C1L, distribucije greške odgovora bile su prilagođene dvofaktorskim modelom mješavine koji je procijenio udio ispitivanja u kojima su se ispitanici prisjetili cilja (pT) i vjerovatnoću nasumičnih nagađanja (pU), kao i preciznost odgovora (Œ). Za 3O ispitivanja, treći faktor, vjerovatnoća prisjećanja necilja (pN), također je uključen u model. Parametri su dobijeni sa procjenom maksimalne vjerovatnoće korištenjem MATLAB rutina (dostupno na http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Da bi se ispitalo kako je razlika u potražnji koja se vezuje za kontekst između homogenih i heterogenih ispitivanja uticala na prisjećanje radne memorije, jednosmjerne ANOVA s ponovljenim mjerenjima provedene su odvojeno za RT, grešku sirovog odgovora i parametre prilagođavanja modela. Za procjene modela, fokusirali smo se na Œ i pT, jer je pU bio visoko kolineran sa pT u ispitivanjima 1O i 1O1C1L (tj. pU 1 pT=1). Imajte na umu da se pN mogao procijeniti samo u 3O ispitivanjima. PN procijenjen iz 3O pokusa daje mjeru efikasnosti vezanja za kontekst, jer greška zamjene odgovara ispitivanju u kojem se subjekt pogrešno sjeća koji se predmet pojavio na ispitivanoj lokaciji. Jedan subjekt je isključen iz EEG analize zbog lošeg učinka prisjećanja (u stanju 1O njihova stopa pogađanja je bila .50%), pa je 30 ispitanika uključeno u analizu ponašanja.
Model konkurencije ciljne zbunjivosti. Za TCC model, prvo smo generirali psihometrijske funkcije sličnosti za stimuluse boje, svjetline i orijentacije. Da bismo generirali ove funkcije, normalizirali smo podatke o odgovoru Likerta sa Smin=1, Smax=7 i Sx koji ukazuju na ocjenu svakog ispitivanja od 1 do 7, dajući metriku psihofizičke sličnosti, kao što je f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020.) za uključivanje metrike psihofizičke sličnosti mjerene za sva tri tipa stimulansa kada se TCC model uklapa u podatke o ponašanju iz odloženog prisjećanja zadatak. Za ispitivanja 1O i 1O1C1L koristili smo TCC model kako je opisano u Schurgin et al. (2020). Za 3O ispitivanja, koristili smo TCC plus model, koji također procjenjuje greške zamjene, opisane u studiji Williams et al. (2022). Rezultirajuće vrijednosti d9 su procijenjene u svakom memorijskom stanju i upoređene jednosmjernom ANOVA-om i planiranim uparenim t testovima.
EEG
Prikupljanje i prethodna obrada podataka. EEG podaci su snimljeni tokom izvođenja bihevioralnog zadatka sa 64- kanalnim ActiveTwo EEG sistemom (Biosemi; brzina uzorkovanja 1024 Hz). Ag–AgCl elektrode su montirane po sistemu 10–20, a impedanse svih elektroda su tokom snimanja održavane na ,5 kV. Isti postupci predobrade i kriterijumi isključenja sprovedeni su sa onima u eksperimentu 1; kao posljedica toga, podaci od četiri subjekta su isključeni, ostavljajući konačni n od 26 ispitanika uključenih u EEG analize.
ERP analiza. Analize su obavljene po istim procedurama kao i eksperiment 1, sa jedinim izuzetkom da je Biosemi kapa zahtijevala da se uključi 12 elektroda za pokrivanje istih stražnjih područja (TP7/8, CP5/ CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Signali prezentacije uzorka i signali perioda kašnjenja iz kontralateralnih i ipsilateralnih ispitivanja analizirani su, odvojeno, sa dvosmjernim ANOVA-ama s ponovljenim mjerama (sa faktorima lateralnosti i memorijskih uslova (1O, 3O i 1O1C1L ispitivanja) i post hoc testovima praćenja Talasi razlike su analizirani jednosmjernim (ANOVA s ponovljenim mjerama sa faktorima unutar subjekta memorijskih uslova, a obavljeni su testovi u paru ako je glavni efekat bio značajan.
Rezultati
Ponašanje
Opisni podaci. Srednja greška prisjećanja bila je najmanja za 1O pokušaje, srednja za 1O1C1L pokuse, a najveća za 3O pokušaje (F(2,58)=172.090, p , {{36} }.001; Slika 4B), obrazac koji je konzistentan sa rezultatima eksperimenta 1. Naredni testovi u paru potvrdili su da je greška za 1O pokuse bila značajno niža od one za 1O1C1L pokuse i za 3O pokuse (t vrijednosti .15.387, p vrijednosti , 0.001), i da je srednja greška za 1O1C1L ispitivanja bila značajno niža od one za 3O pokuse (t(29)=3.381, p=0.002). Postojao je i glavni efekat tipa ispitivanja u RT podacima (F(2,58)=19.893, p , 0,001), pri čemu testovi u paru nisu otkrili razliku između 1O i 1O1C1L ispitivanja (t(29) { {43}}.614, p=0.544), ali da su oba bila brža od 3O pokušaja (t vrijednosti . 5.142, p vrijednosti , 0.001; slika 4B).
Modeliranje mješavine. Procjena preciznosti prisjećanja (Œ) na bila je značajno veća za 1O pokušaje nego za 3O pokušaje (t(29)=2.441, p=0.021), ali jeste ne razlikuje se od ispitivanja 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). Preciznost opoziva na pokusima 1O1C1L bila je brojčano veća nego na pokusima 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; slika 4C). pT na 1O ispitivanjima je bio značajno veći od oba tipa ispitivanja sa tri stavke (t vrijednosti . 8.508, p vrijednosti , 0.001), a ispitivanja 1O1C1L i 3O se nisu razlikovala (t(29 )=0.327, p=0.746; slika 4C). Za 3O studije, pN je bio 0,175 (SD, 0,172), a vrijednosti pN bile su značajno 0,0 (p , 0,001).
TCC modeliranje. Jednosmjerna ANOVA potvrdila je glavni efekat tipa ispitivanja na diskriminabilnost, indeksiran sa d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}01). Upareni t testovi su pokazali da je d9 za 1O pokuse bio značajno veći nego za 1O1C1L i 3O pokuse (t vrijednosti . 9.391, p vrijednosti , 0.001), te da je numerička superiornost d9 za 1O1C1L relativna 3O ispitivanja su se približila značaju (t(29)=1.884, p=0.069; slika 3D). Na 3O ispitivanjima, pN je bio 0,192 (SD, 0,338%). Budući da je ova distribucija bila pozitivno iskrivljena, čime je prekršena pretpostavka normalnosti (k vrijednosti=0.5, p , 0,001), koristili smo Wilcoxonov test rangiranja da utvrdimo da je medijan distribucije pN značajno .0 ( z=4.7821, p, 0,001).
ERP amplituda
Kontralateralni i ipsilateralni valni oblici. Tokom prezentacije stimulusa, i kontralateralni i ipsilateralni ERP modulirani su memorijskim stanjem (Slika 5A,B, lijevi paneli), dvosmjerna ANOVA otkriva značajnu interakciju lateralnosti i memorijskog stanja (F(2,50 )=3.647, p=0.033). Na kontralateralnim elektrodama, jednosmjerna ANOVA je otkrila da se ERP-ovi razlikuju po memorijskim uslovima (F(2,50)=19.605, p, 0.001 ), a post hoc test je otkrio da su ERP-ovi najmanji u ispitivanjima 1O, srednji za ispitivanja 1O1C1L i najveći za 3O ispitivanja (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t vrijednosti. 5.199, p , 0.001; 1O1 vs 1O1 ( ) =2.129; p=0.043). Na ipsilateralnim elektrodama, obrasci su bili slični (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t vrijednosti. 3,154, p , 0,004; 1O vs 1O1C( 25) =2.221; p=0.036). Za poređenje ispitivanja 1O, 1C i 1L na kontralateralnim elektrodama, postojao je glavni efekat domena stimulusa (F(2,50)=6.768, p=0.003), sa uparenim t testovi koji pokazuju da je amplituda bila manje negativna za 1C pokuse nego za 1O i 1L pokuse (t vrijednosti . 3,008, p vrijednosti , 0,006), ali se nisu razlikovale između 1O i 1L ispitivanja (t(25)=0. 221, str=0.827). Nisu nađene razlike u ipsilateralnim ERP-ovima (F(2,50)=0.992, p=0.378; sl. 6A,B, lijevi i srednji paneli).
Tokom perioda kašnjenja, dvosmjerna ANOVA je otkrila značajnu interakciju između lateralnosti i stanja pamćenja (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Za kontralateralne talasne oblike, jednosmjerna ANOVA je otkrila značajan glavni efekat memorijskog stanja (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), uz naknadna poređenja u paru koja pokazuju da su signali perioda kašnjenja za studije 3O i 1O1C1L bili značajno negativniji nego za 1O studije (t vrijednosti(25). 4.0, p vrijednosti , 0.001). Dodatno, i od posebnog teorijskog interesa, signal perioda kašnjenja bio je značajno negativniji za 3O pokuse nego za 1O1C1L pokuse (t(25)=3.022, p = 0.006). Za ipsilateralne talasne oblike, obrazac je bio sličan: jednosmjerna ANOVA je otkrila značajan glavni efekat stanja memorije (F(2,50)=7.295, p=0.002), i prateća poređenja u parovima pokazalo da je signal perioda kašnjenja bio značajno negativniji za 3O i 1O1C1L ispitivanja nego za 1O pokuse (t vrijednosti(25) . 2.0, p vrijednosti , 0.05), i bio je negativniji na nivou trenda za 3O ispitivanja nego za 1O1C1L ispitivanja (t(25)=1.731, p=0.094; slika 5C, lijevi i središnji paneli). Za poređenje ispitivanja 1O, 1C i 1L, samo su kontralateralni valni oblici modulirani domenom stimulusa (F(2,50)=5.374, p=0.008), uz praćenje upareni t testovi koji pokazuju da je amplituda za 1L pokuse bila negativnija u ispitivanjima 1O i 1C (t vrijednosti. 2.796, p vrijednosti , 0.010), te da se 1O i 1C pokusi nisu razlikovali (t(25)=1. 005, str=0.324). Za ipsilateralne talasne oblike, jednosmjerna ANOVA nije otkrila nikakve dokaze za bilo kakve razlike prema domeni stimulusa (F(2,50)=1.696, p=0.194; slika 6C, lijevi i središnji paneli ).
Kontralateralni minus ipsilateralni talasi razlike. Za period prezentacije stimulusa, jednosmjerna ANOVA je otkrila glavni efekat stanja pamćenja (F(2,50)=3.647, p=0.033). Upareni t testovi nisu pronašli dokaze za razliku između ispitivanja 1O i 1O1C1L (t(25)=0.482, p=0.634), dokazi koji se približavaju značajnosti da su 3O ispitivanja bila veća u amplitudi od 1O ispitivanja (t(25)=2.019, p=0.054), i dokaz da su 3O pokusi bili veći u amplitudi od pokušaja 1O1C1L (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; sl. 5A,B, desni paneli). Za poređenje ispitivanja 1O, 1C i 1L, jednosmjerna ANOVA je pronašla značajne razlike između domena stimulusa (F(2,50)=11.594, p=0.0025), sa sljedećim upareni t testovi koji pokazuju da su amplitude bile niže na 1C pokusima nego na 1O i 1L pokusima (t vrijednosti . 3.483, p vrijednosti , 0.002), ali da se ne razlikuju između 1O i 1L ispitivanja (t(25) {{55} }.433, p=0.164; Slika 6B, desni panel).
Za period kašnjenja (tj. CDA), jednosmjerna ANOVA je otkrila glavni efekat stanja memorije (F(2,50)=5.478, p=0.{101} {38}}07), sa uparenim t testovima koji pokazuju da je CDA za 3O pokuse bio veće amplitude nego za 1O pokuse (t(25)=4.102, p , 0,001), i da je 1O1C1L u odnosu na 1O razlika u pokušaju se približila značaju (t(25)=1.923, p=0.066); što je kritično, CDA za ispitivanja 3O i 1O1C1L se nisu razlikovali (t(25)=1.101, p=0.282; slika 5A,C, desni paneli). Za poređenje ispitivanja 1O, 1C i 1L, jednosmjerna ANOVA nije pronašla nikakve dokaze za bilo kakve razlike (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; slika 6C, desni panel).
Privremena diskusija
Deskriptivni obrasci u podacima o ponašanju iz eksperimenta 2 replicirali su one iz eksperimenta 1: efekat opterećenja i superiorne performanse pri opterećenju-3 na heterogenim u odnosu na homogene pokuse. Štaviše, procene dva modela koje smo uklopili u ove podatke su se uglavnom slagale o faktorima koji su u osnovi ovog efekta heterogenosti: oba su generisala jasne dokaze o ulozi vezivanja konteksta u 3O ispitivanjima (u obliku grešaka zamene), i dvosmislene dokaze za interitemska interferencija [preciznost (model mješavine) i d9 (TCC) su bili brojčano veći za ispitivanja 1O1C1L, ali su dostigli prag značajnosti ni za jednu mjeru). Ovo povećava naše samopouzdanje da je naša manipulacija stimulusom –.homogenošću uspješna u različitim zahtjevima vezanim za kontekst.
Nalazi ERP-a su takođe replicirali opšte obrasce uočene u eksperimentu 1, kako tokom prezentacije uzorka tako i tokom perioda odlaganja. Od primarnog značaja za naše originalno pitanje, iako je signal perioda kašnjenja bio veći za 3O pokuse nego za 1O1C1L pokuse, to je bilo istinito i za kontralateralne i ipsilateralne elektrode, a nakon oduzimanja rezultujuće CDA nisu se razlikovale između dva tipa ispitivanja. Dakle, rezultati iz eksperimenta 2 daju dodatnu podršku zaključku da CDA ne indeksira zahtjeve vezanih za kontekst WM zadataka.
Tokom prezentacije stimulusa, ponovo smo uočili obrazac koji se razlikovao od kašnjenja: 3O . 1O1C1L razlike uočene na kontralateralnoj i ipsilateralnoj elektrodi preživjele su kontralateralnu – ipsi oduzimanje. Nadalje, rezultati poređenja ispitivanja 1O, 1C i 1L u eksperimentu 2 ublažavaju zabrinutost da bi rezultati njegovih poređenja 3O naspram 1O1C1L mogli biti zbog stimulativnih efekata: samo je kontralateralni valni oblik moduliran domenom stimulusa, a to je bio amplituda 1L ispitivanja koja je bila negativnija od 1O i 1C ispitivanja. Dakle, eksperiment 2 dodaje snagu mogućnosti da aktivnost u EEG-u povezana s vezivanjem konteksta može biti najizraženija tokom kodiranja stimulusa.
Opća diskusija
U dva eksperimenta upoređivali smo performanse sa heterogenim naspram homogenih memorijskih skupova, manipulacijom koja varira zahtjeve vezanja za kontekst. Ukupni obrazac rezultata ponašanja iz oba eksperimenta pokazao je da je, za opterećenja veća od jedan, performanse bile superiornije s heterogenim u odnosu na homogene memorijske skupove. Iako se ova razlika odrazila u jačim ERP signalima sa periodom kašnjenja na homogenim ispitivanjima nego na heterogenim ispitivanjima, to je podjednako vrijedilo za ipsilateralne i kontralateralne elektrode, što je rezultiralo CDA-ima koji se nisu razlikovali između ova dva stanja. Nakon što razmotrimo neke od pretpostavki koje su ušle u naš pristup, razmotrićemo nekoliko implikacija naših rezultata na tumačenja CDA i, uopštenije, na naše razumevanje VWM.
Manipulacija homogenošću
Subjektivno iskustvo nam govori da prilikom vizualnog otkrivanja i prepoznavanja objekta uvijek registrujemo i gdje se on nalazi, kako u odnosu na sebe, tako i na druge objekte u sceni. Zaista, kodiranje lokacije stavke može biti automatsko i obavezno (Logan, 1998). Unatoč tome, međutim, postoje i dokazi da, nakon što se kodiraju u WM, pojedinačne karakteristike predmeta mogu biti naglašene ili umanjene (Marshall i Bays, 2013). Zaista, logika našeg postupka je bila da iako bi svaka od stavki u nizu 1O1C1L ili 2O2C1L nužno zauzela posebnu lokaciju, priroda memorijske sonde (eksperiment 1) ili točka za opoziv (eksperiment 2) bi minimizirala poticaj za subjekti da zadrže vezu između svake stavke i njene jedinstvene lokacije za probu. Prvo, lokacija sonde/točka je uvijek bila u skladu s onom kategorije stimulusa predmeta koji se testira, što znači da, iz subjektivne perspektive, lokacija predmeta "nije morala biti" zapamćena, jer bi biti ponovo predstavljen na kraju suđenja. Drugo, pošto je karakteristika stimulansa koja se testira na svakom ispitivanju bila eksplicitno sadržana u sondi/točku, funkcija označavanja lokacije sonde/točka bila je suvišna.
Jedna od posljedica našeg dizajna je da, pomalo paradoksalno, on ne naglašava interpretabilnost efekta koji je obilježje neuspjeha povezivanja konteksta: greška zamjene. To jest, iako se stopa greške zamjene na homogenim pokusima može uzeti kao indeks neuspjeha povezivanja konteksta, ne može se koristiti za poređenje s heterogenim pokusima jer zamjene nisu bile moguće u ovom posljednjem stanju. (Zaista, iz tog razloga ne možemo isključiti mogućnost da subjekti mogu imati i pogrešno vezanu stavku za lokaciju u nekim heterogenim ispitivanjima.) Nadalje, važno je napomenuti kada se razmatraju stope grešaka zamjene da njihova osjetljivost na nivo zahtjeva koji se vezuju za kontekst će varirati s drugim faktorima. Na primjer, u fMRI studiji koja je također koristila manipulaciju homogenosti skupa stimulusa (3 M naspram 1 M 1 1M2C), stopa zamjenske greške u homogenom stanju bila je zanemarljivo mala. Iako se ovaj ishod mogao protumačiti kao neuspjeh manipulacije homogenošću, alternativna mogućnost je bila da su ispitanici u 3 M ispitivanja regrutovali viši nivo kognitivne kontrole kako bi ispunili povećane zahtjeve koji se postavljaju u vezi sa kontekstom. U skladu s ovom alternativom, samo 3 M ispitivanja generirale su značajno veći signal perioda kašnjenja u frontoparijetalnim regijama povezanim s kontrolom WM (Gosseries et al., 2018).
Implikacije
Zajedno, rezultati iz ova dva eksperimenta odgovaraju na jedno kritično pitanje o ERP mjerama aktivnosti povezanih s WM-om i otvaraju nekoliko novih.
CDA ne odražava "nereprezentativne faktore" koji su pojačani u homogenim memorijskim skupovima
Tipično, CDA je izveden iz probe u kojima su sve stavke u memorijskim nizovima izvučene iz iste kategorije, a boja je daleko najčešće korištena. Kako se veličina skupa povećava u takvim homogenim skupovima pamćenja, povećani zahtjevi za faktorima koji nisu sami po sebi predstavljanje stimulusa doprinose sve većim poteškoćama. Ovo je demonstrirano u ovdje prikazanim podacima lošijim performansama odgođenog prepoznavanja na ispitivanjima 3O nego na ispitivanjima 1O1C1L i na 5O ispitivanjima nego na ispitivanjima 2O2C1L u eksperimentu 1, te lošijim performansama odgođenog pozivanja na pokusima 3O nego na ispitivanjima 1O1C1L u eksperimentu 2.
Uporedive prednosti heterogenosti skupa stimulusa takođe su prijavljene u prethodnim studijama koje su koristile druge klase stimulusa, kao što su boje i orijentacije u odnosu na samo boje (Olson i Jiang, 2002), sa licima i scenama u odnosu na samo lica ili samo scene (Cohen et al. al., 2014), te sa smjerovima kretanja i bojama u odnosu na samo smjerove kretanja (Gosseries et al., 2018). Uprkos ovim obrascima u ponašanju, odsustvo razlika u CDA od ova dva stanja ne podržava tvrdnju koja je motivirala ovo istraživanje, a to je da CDA može djelomično indeksirati rad kognitivnih procesa osim aktivnog zadržavanja identiteti predmeta u WM.2 Umjesto toga, sadašnji nalazi su u skladu sa perspektivom Hakima et al. (2019, str. 238), da "CDA prati aktivno održavanje objektnih fajlova, reprezentacija zasnovanih na stavkama koje omogućavaju posmatračima da integrišu ansambl karakteristika i oznaka koje su povezane sa vizuelnim objektima."
Važna za ovu konceptualizaciju je pretpostavka da "...objektni fajlovi usidre epizodnu reprezentaciju u određeno vrijeme i na određenom mjestu i razlikuju se od vrijednosti specifičnih karakteristika koje su zajedno povezane objektnom datotekom" Hakim et al. (2019, str. 537). Ovdje predstavljeni rezultati sugeriraju da se ova razlika može primijeniti čak i na objekte s jednom karakteristikom, jer, uprkos neosjetljivosti CDA na manipulaciju heterogenošću, naši rezultati u ponašanju sugeriraju (na nivou trenda) da je reprezentacija precizne vrijednosti karakteristike orijentiranog- bar stimulus je degradiran na homogenim u odnosu na heterogene oglede. Stoga, iako CDA prati broj stavki koje se čuvaju u radnoj memoriji, čini se da to ne odražava kvalitet reprezentacije stimulusa.
Neuralni korelati vezivanja za kontekst lokacije su barem djelomično odvojivi od prostorne pažnje
Nekoliko studija (uključujući Hakim et al., 2019) pokazalo je da se CDA može odvojiti od prostorne pažnje. Sadašnji rezultati sugeriraju da isto može vrijediti i za barem neke aspekte vezivanja lokacije stavke za njen identitet. Odnosno, iako je dobro utvrđeno da se lokacije zauzete predmetima zadržanim tokom neprostornih WM zadataka mogu dekodirati/rekonstruisati iz EEG-a (Foster et al., 2017.) i fMRI (Cai et al., 2019., 2020.; Yu et al. , 2020) signale, razlike u vezi sa homogenošću u ERP-ovima perioda kašnjenja koji su ovdje navedeni, uočene su na ipsilateralnim elektrodama na nivou koji je uporediv sa onim kod kontralateralnih elektroda. Jedno od mogućih objašnjenja za ovo može biti da su, uprkos činjenici da su predmeti samo u jednom vidnom polju bili relevantni za bilo koju pojedinačnu probu, proces ili procesi osjetljivi na povećanu važnost kontekstualnog vezivanja na homogenim ogledima primijenjeni na cjelokupnu vizualnu scenu. (Retinotopski specifični efekti prostorne pažnje, nasuprot tome, vjerovatno su vidljivi u lateraliziranim pomacima uočenim za svaki tip ispitivanja u dva eksperimenta.)
Druga, i nije nekompatibilna, mogućnost je da su procesi koji su ključni za kontekstualno vezivanje prioritetnih informacija o stimulansu angažovani u većoj meri tokom kodiranja tih informacija u WM (za razliku od perioda odlaganja koji sledi). U skladu sa ovom mogućnošću je činjenica da je u oba eksperimenta efekat heterogenosti već bio vidljiv u ERP-u dok su nizovi stimulusa još bili na ekranu. Dalje, samo tokom prezentacije uzorka efekat je bio jači na kontralateralnim elektrodama. Ako je to tačno, ovo bi bilo u skladu sa tvrdnjom da vizuelna radna memorija možda nije sistem memorije sam po sebi, već da umesto toga može biti sistem vizuelnog predstavljanja opšte namene koji može, kada je potrebno, održavati informacije tokom kratkih kašnjenja (Sreća i Vogel, 2013, str. 394). Iz tog razloga, može biti interesantno u budućem radu uporediti efekte manipulacija koje obavezuju kontekst na suđenja sa i bez perioda odlaganja.
