Kontekstin sidonta visuaalisessa työmuistissa heijastuu kahdenvälisissä tapahtumiin liittyvissä mahdollisuuksissa, mutta ei vastakkaisessa viivetoiminnassa, osa 2

Tapahtumaan liittyvä potentiaalianalyysi

Analysoidaksemme ERP-amplitudeja, loimme kaksi signaalia koetta kohden laskemalla keskiarvot kahdesta lateraalista takaelektrodiryhmästä, joista toinen on keskilinjan vasemmalla puolella ja toinen oikealla (Fukuda et al., 2015a). Seuraavaksi suoritimme kokeiden keskiarvon luodaksemme koekeskiarvoisia signaaleja, jotka olivat kontralateraalisia tai ipsilateraalisia vihjeeseen nähden, ja loimme lopuksi "eroaallon" vähentämällä ipsilateraaliset signaalit kontralateraalisista signaaleista. Viivästetyn tunnistustehtävän osalta ensisijaisesti kiinnostavat tilastolliset analyysit keskittyivät viivejaksoon laskemalla keskiarvo 650 ms:n ikkunasta, joka ulottuu 200 ms:sta näyteryhmän siirtymän jälkeen 50 ms:iin ennen koettimen alkua (Vogel ja Machizawa, 2004).

Yritysten laajenemisen ja informatoinnin kehittymisen myötä ERP-järjestelmästä on tullut yksi tärkeimmistä yrityksen johtamisen työkaluista. On myös keskustelua ja analyysiä ERP-järjestelmän suuruuden ja muistin välisestä suhteesta.

Ensinnäkin ERP-järjestelmän leveys viittaa sen soveltamisalaan ja toimintojen laajuuteen. Yritysten kehittyessä ja johtamistarpeiden kasvaessa myös ERP-järjestelmän kattavuus laajenee vastaavasti. Esimerkiksi pieni yritys voi tarvita vain yksinkertaista ostoa, myyntiä ja varastonhallintaa, kun taas suuren yrityksen on katettava enemmän alueita, kuten henkilöresurssit, rahoitus, tuotanto ja muut toiminnot. Siksi ERP-järjestelmän laajuus liittyy tekijöihin, kuten yrityksen kokoon ja toimialan eroihin.

Toiseksi muistilla tarkoitetaan ERP-järjestelmän muistia ja tietojenkäsittelyominaisuuksia. Kun ERP-järjestelmän laajuus kasvaa, sen käsiteltävän tiedon määrä ja monimutkaisuus kasvavat vastaavasti. Siksi ERP-järjestelmien muistista tulee erityisen tärkeä. Tehokkaan ERP-järjestelmän pitäisi pystyä käsittelemään nopeasti suuria tietomääriä ja automatisoimaan tiedonkeruu, analysointi ja käsittely. Tämä voi parantaa merkittävästi yrityksen johtamisen tehokkuutta ja minimoida virheiden esiintymisen.

ERP-järjestelmän suuruuden ja muistin välinen suhde ei kuitenkaan ole yksisuuntainen. Mitä suurempi ERP-järjestelmä on, sitä enemmän datamäärää ja monimutkaisuutta sen muistin on tuettava. Päinvastoin, tehokkaalla ERP-järjestelmällä on myös positiivinen vaikutus yrityksen johtamiskykyyn, jolloin yritys pystyy paremmin käsittelemään liiketoiminta- ja johtamisasioita.

Kaiken kaikkiaan ERP-järjestelmän amplitudi ja muisti vaikuttavat toisiinsa. Kohtuullisen toiminnanohjausjärjestelmän suunnittelussa voidaan ottaa huomioon näiden kahden välinen tasapaino, mikä parantaa merkittävästi yrityksen johtamisen tehokkuutta ja kilpailukykyä. Siksi yritysten tulee ERP-järjestelmää suunniteltaessa ja valitessaan räätälöidä omiin tarpeisiinsa sopiva järjestelmä ja samalla keskittyä järjestelmän muistin ja tietojenkäsittelyn tehokkuuden parantamiseen. Voidaan nähdä, että meidän on parannettava muistiamme. Cistanche voi parantaa muistia merkittävästi, koska lihatahna on perinteinen kiinalainen lääkeaine, jolla on monia ainutlaatuisia vaikutuksia, joista yksi on muistin parantaminen. 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 lyhytaikaista muistia, kuinka voit parantaa

Erotusaallon osalta tämä viiveikkuna on CDA. Vastakkaisten ja ipsilateraalisten kokeiden viivejaksosignaalit analysoitiin kolmisuuntaisella toistuvalla ANOVA-mittauksella (lateraalisuuden, homogeenisuuden ja kuormituksen tekijät; tarvittaessa post hoc -seurantatesteillä. CDA:t analysoitiin kaksisuuntaisella toistolla. - mittaa ANOVA:n homogeenisuuden ja kuormituksen subjektin sisäisillä tekijöillä Merkittävissä vuorovaikutuksissa suoritettiin post hoc -testejä, joilla vertailtiin CDA:ita homogeenisten ja heterogeenisten muistijoukkojen välillä kussakin sarjassa.

Lisäksi teimme kaksi analyysisarjaa arvioidaksemme kahden mahdollisen hämmentävän tekijän vaikutuksia. Arvioidaksemme ärsykekategorian mahdollisia vaikutuksia sinänsä vertasimme 1O:n ja 1C:n CDA-arvoja ja 1L-kokeita heterogeenisistä lohkoista. Arvioidaksemme mahdollisia lohkotason tekijöitä (esim. jos erilaisia ​​strategioita käytetään heterogeenisten vs. homogeenisten lohkojen aikana), vertasimme homogeenisten lohkojen 1O-kokeiden CDA:ita heterogeenisten lohkojen 1O-kokeiden CDA:isiin.

Samat analyysitoimenpiteet suoritettiin myös näytteen esitysjakson tiedoilla, jotka määriteltiin laskemalla keskiarvo 500 ms:n ikkunasta alkaen 200 ms näyteryhmän alkamisen jälkeen.

Tulokset

Käyttäytymistulokset

Kuvan 1B tarkastelu viittaa siihen, että k:n estimaatit olivat korkeammat heterogeenisille kuin homogeenisille muistijoukkoille kuormilla 3 ja 5. Tämän vaikutuksen vahvistaa homogeenisuuskuormituksen vuorovaikutus toistuvissa mittauksissa ANOVA:ssa (F(2,54)=11.995). , p, 0.001). Seurannassa tehdyt parilliset t-testit eivät löytäneet eroa homogeenisten ja heterogeenisten kokeiden välillä joukon koolla 1 (t(27)=1.496, p=0.147), mutta merkittävästi korkeampia arvoja heterogeenisille kuin kokeille. homogeeniset kokeet sarjakokoilla 3 ja 5 (t-arvot 4,057, p-arvot 0,001).

ERP tulokset

Kontralateraaliset ja ipsilateraliset aaltomuodot. Ärsykkeen esitysjakson aikana signaali kontralateraalisilla ja ipsilateraalisilla elektrodeilla kasvoi monotonisesti asetetun koon mukaan (kuvat 2A, B), kolmisuuntainen ANOVA havaitsi lateraalisuuden, kuormituksen ja homogeenisuuden kolmisuuntaisen vuorovaikutuksen (F(1, 23) = 11.470, p=0.0025). Vastakkaisilla elektrodeilla homogeenisyyden ja joukon koon päävaikutukset olivat molemmat merkittäviä (F-arvot . 6,228, p-arvot, 0,02), eivätkä tekijät olleet vuorovaikutuksessa (F(2,46) {{16} }.055, s.=0.140). Vaikka ipsilateraalisilla elektrodeilla olikin homogeenisuutta asetettujen koon vuorovaikutuksen perusteella (F(2,46)=3.717, p=0.031), post hoc t-testit eivät löytäneet eroja homogeenisten välillä. ja heterogeeniset lohkot missä tahansa määritetyssä koossa (t-arvot, 1,695, p-arvot 0,104). Vastakkaisilla elektrodeilla tehtyjen 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden vertailua varten (kuva 3A) yksisuuntainen ANOVA havaitsi päävaikutuksen (F(2,46)=4.758; p=0. 013), ja post hoc t -testit osoittivat, että 1O-tutkimukset olivat amplitudiltaan merkittävästi suurempia kuin 1L-tutkimukset (t(23)=3.245, p=0.004) ja numeerisesti suurempia kuin 1C-tutkimukset (t). (23)=1.953, p=0.063) ja 1C- ja 1L-kokeet eivät eronneet (t(23)=0.815, p=0.423 ). Yksisuuntainen ANOVA 1O-, 1C- ja 1L-kokeille ipsilateraalisilla elektrodeilla ei löytänyt todisteita eroista (F(2,46)=2.040; p=0.412). Näytteiden esitysarvojen vertailu 1O-kokeista homogeenisissa ja heterogeenisissä kokeissa ei tuottanut näyttöä mistään eroista (t-arvot, 0,635, p-arvot 0,434; kuva 3B).

Viivejakson signaali lisääntyi myös monotonisesti kontralateraalisilla ja ipsilateraalisilla elektrodeilla (kuva 2C), ja kolmisuuntainen ANOVA osoitti homogeenisuuden päävaikutuksen, joka lähestyi merkitsevyyttä (F(1,23)=3.723, p).=0.066) ja kaksisuuntainen vuorovaikutus lateraalisuuden ja kuorman välillä (F(2,46)=9.449, p, {{20}} .001), efektit, jotka kuvastavat kontralateraalisten ja ipsilateraalisten signaalien eroja, jotka vähennettynä tuottavat CDA:n. Parittaiset vertailut osoittivat, että signaalit olivat suurempia homogeenisissa ja heterogeenisissä lohkoissa 1 ja 3 asetetuilla kooilla (t-arvot 0,2,175, p-arvot 0,039), mutta ne olivat vertailukelpoisia joukossa 5 (t-arvot 0,586, p-arvot 0,326). 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden (kuvio 3A) vertailua varten yksisuuntaiset ANOVA-tutkimukset eivät löytäneet todisteita eroista kontralateraalisissa tai ipsilateraalisissa elektrodeissa (F-arvot 1,204, p-arvot 0,309). Viivejaksosignaali 1O-kokeista oli numeerisesti, mutta ei merkittävästi korkeampi homogeenisilla vs heterogeenisilla lohkoilla sekä kontralateraalisessa (t(23) = 1.475, p=0.153) että ipsilateraalisessa (t (23)=1.793, p=0.086) elektrodit (kuva 3B).

Kontralateraaliset miinus ipsilateraliset eroaallot. Ärsykkeen esitysjakson aikana eroaallot kasvoivat monotonisesti molemmissa muistiolosuhteissa (kaksisuuntainen ANOVA; joukon koon päävaikutus: F(1,46) = 13.5043, p, { {26}}.001) ja olivat yleensä suuruusluokkaa homogeenisissa kokeissa kuin heterogeenisissä kokeissa (homogeenisuuden päävaikutus: F(1,23)=11.47, p=0.003), vuorovaikutuksen lähestyessä merkitsevyyttä (F(2,46)=2.703, p=0.078; kuva 2A, B). Post hoc t-testit paljastivat eroja joukossa 1 ja 3 (t-arvot .2,912, p-arvot, 0,008), mutta ei eroa joukon koolla 5 (t(23)=0.923, p=0 .336). Yksisuuntaiset ANOVA-tutkimukset eivät löytäneet todisteita eroista 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden välillä (F(2,46)=2.125, p=0.131; kuva 3A) tai 1O-kokeiden välillä homogeeniset vs. heterogeeniset lohkot (t(23)=1.475, p=0.785; kuva 3B).

Viivejakson (eli CDA:iden) eroaallot kasvoivat monotonisesti molemmissa muistiolosuhteissa (kaksisuuntainen ANOVA; joukon koon päävaikutus: F(2,46) = 9.499, p, {{5} },001), mutta ne eivät eronneet homogeenisuudesta (F(2,46)=0.149, p=0,703), eivätkä nämä kaksi tekijää olleet vuorovaikutuksessa (F(2,46) )=0.559, p=0.576; kuva 2C). Yksisuuntaiset ANOVAt eivät löytäneet eroja 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden välillä (F(2,46)=0.155, p=0.857; kuva 3A) tai 1O-kokeiden välillä homogeenisissa vs. heterogeeniset lohkot (t(23) = 0.183, p=0.857; kuva 3B).

Välikeskustelu

Kokeen 1 käyttäytymistulokset paljastivat alhaisemmat k-arvot homogeenisille kuin heterogeenisille muistijoukkoille joukon koolla 3 ja 5. Tämä malli on yhdenmukainen aiemmissa tutkimuksissa saatujen tulosten kanssa, jotka myös manipuloivat homogeenisuutta (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) ja se on yhdenmukainen aikomuksemme kanssa luoda ehto – heterogeeniset muistijoukot – joka asettaa kontekstin sitomiselle pienemmät vaatimukset kuin homogeeniset muistijoukot, jotka sisältävät saman määrän kohteita. Kontekstin sitomisen lisäksi muut tekijät voivat kuitenkin selittää erinomaisen suorituskyvyn heterogeenisillä muistijoukkoilla. Yksi on se, että työmuistissa olevien ärsykeominaisuuksien erottelukyky voi olla pienempi homogeenisten muistijoukkojen kanssa, johtuen välikappaleiden samankaltaisuudesta. Lisäksi tämä ero ominaisuuksien erottelukyvyssä pahentaisi vain, jos kokeet estetään ärsyketyypin mukaan, kuten kokeessa 1. Tämä johtuu siitä, että lohkojen, joissa on homogeeniset muistijoukot, odotetaan tuottavan korkeampaa jatkuvaa ennakoivaa häiriötä (Wickens et al. , 1963). Huomaamme kuitenkin, että se tosiasia, että suorituskyky oli identtinen 1O-kokeissa näissä kahdessa tilanteessa, ei näe todisteita ennakoivan häiriön erilaisista vaikutuksista. Siitä huolimatta tämän erityisen hämmennyksen ratkaisemiseksi koe 2 lomitti homogeeniset ja heterogeeniset kokeet.

Vastaaviin ERP-tietoihin tarkasteltuna viivejaksosignaali sekä vasta- että ipsilateraalisista elektrodeista oli suurempi homogeenisissa kokeissa kuin heterogeenisissä kokeissa. Tämä viittaa siihen, että jokin muu henkinen operaatio kuin esineiden säilyttäminen sinänsä joutui homogeenisiin kokeisiin. (Tämä ero oli myös numeerisesti läsnä 1O-kokeiden välillä, vaikkakin vain lähestyi merkitsevyyttä ipsilateraalisilla elektrodeilla.) Ensisijaisena teoreettisena mielenkiinnon kohteena on, että CDA:n luomiseksi suoritettu kontralateral-ipsilateral -vähennys poisti olosuhteiden väliset erot signaaleista. Siten se tosiasia, että heterogeenisyyden manipulointi vaikuttaa signaaleihin kontralateraalisista ja ipsilateraalisista elektrodeista, on ristiriidassa sen mahdollisuuden kanssa, että osa CDA:n kuormitusherkkyydestä heijastaa kuormitukseen liittyviä eroja kontekstin sitomisessa.

Mielenkiintoista (ja odottamatta) amplitudit olivat korkeampia homogeenisissa kokeissa kuin heterogeenisissä kokeissa kontralateraalisilla elektrodeilla ärsykkeen esityksen aikana, ja tämä vaikutus oli vahva myös eroaaltossa. Tämä lisää todennäköisyyttä, että kontekstin sitomiseen liittyvät toiminnot, joiden oletetaan olevan suurempia homogeenisessa tilassa, voidaan suorittaa ensisijaisesti koodauksen aikana. Yksi mahdollinen huolenaihe tähän päätelmään on, että suunnittelumme sekoitti homogeenisuuden ärsykekategoriaan - eli homogeenisia kokeita käytettiin vain suuntautumisärsykkeinä. [Aiemmin on tosiaankin raportoitu, että CDA voi olla korkeampi orientaatioille kuin muille ärsykeluokille (Woodman ja Vogel, 2008).]. Näin ollen se tosiasia, että näytteen esityssignaali oli korkein 1O-kokeissa (vs 1C ja 1L) vastakkaisilla elektrodeilla (kuva 3A), tarkoittaa, että emme voi sulkea pois mahdollisuutta, että näyteesitystiedoissa havaittu kuvio voi johtua ärsykkeestä vaikutusten sijaan kontekstia sitoviin vaatimuksiin. Tarve toistaa ja selventää tätä havaintoa oli yksi kokeilun syistä 2.

CDA:n nollatulos kokeessa 1 viittaa siihen, että se ei välttämättä ole suoraan verrattavissa IPS:n viivejakson fMRI-signaaliin (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), mikä saattaa vaikeuttaa tulkintaa. aikaisemmista vaikuttavista fMRI-tutkimuksista (Todd ja Marois, 2004; Xu ja Chun, 2006). Tämä on jälleen yksi syy, miksi oli tärkeää toistaa tämä tulos toisessa kokeessa. Lisäksi korjataksemme epäselvyyden siitä, mikä tekijä tai tekijät voisivat selittää heterogeenisten muistijoukkojen pienemmän kapasiteetin arvioinnit (kuva 1B; eli kontekstin sitominen vs. erottelukyky), kokeessa 2 muokkasimme tehtävää tekemällä siitä viivästynyt palauttaminen (ts. , "viivästynyt arvio"). Tämä mahdollistaisi muistin tarkkuuden (mitta, joka liittyy vahvemmin erotteluun) ja väärinsidonnan (tulkittavissa kontekstin sitomisen epäonnistumisten indeksiksi). Suunnittelimme analysoivamme dataa kahdella mallilla – sekoitusmallilla (Bays et al., 2009) ja TCC-mallilla (Schurgin et al., 2020), koska on havaittu, että nämä mallit tekevät erilaisia ​​teoreettisia oletuksia ja voi tuottaa erilaisia ​​tuloksia (Williams et al., 2022).

Koe 2

Materiaalit ja menetelmät

Kolmekymmentäyksi oikeakätistä vapaaehtoista (20 naista; ikähaarukka 19–26 vuotta; keski-ikä 19,9 vuotta; SD, 2,04) osallistui EEG-kokeeseen korvausta vastaan ​​(Renminbi (RMB), 30/h). Yksi jätettiin analyyseistä pois huonon käyttäytymissuorituksen vuoksi, jolloin lopullinen n oli 30. Kaikki koehenkilöt antoivat kirjallisen tietoon perustuvan suostumuksen Institutional Review Boardin hyväksymien menettelyjen mukaisesti. Koehenkilöillä oli normaali tai normaaliksi korjattu näkö, ei vasta-aiheita EEG:lle eikä raportoitu neurologisia tai psykiatrisia sairauksia. Lisäksi 34 itsenäistä koehenkilöä (24 naista; ikähaarukka, 18–34 vuotta; keski-ikä 21,4 vuotta; SD, 4,02) värvättiin suorittamaan kolme psykofyysistä samankaltaisuustehtävää ärsykkeillä, jotka käsittivät orientaatio-, väri- ja luminanssipisteet, jotka on otettu EEG-kokeissa käytetyt ärsykkeet. Saatua dataa käytettiin psykofyysisten samankaltaisuusmittojen laskemiseen, joita käytettiin sovitettaessa TCC-mallia (Schurgin et al., 2020) EEG-kokeen käyttäytymistuloksiin.

Stimulit ja menettelytavat

Viivästetty palautustehtävä. Jokaisessa lohkossa oli 120 kokeilua, joista kukin oli 1O-, 1C- ja 1L-kokeet, 120 3O-kokeet ja 120 1O1C1L-kokeet. Kaikki ärsykkeet olivat samat kuin kokeessa 1, samoin kuin näytteiden näyttöjen tilajärjestely (paitsi, että 1O1C1L-kokeissa mikä tahansa kategoria saattoi esiintyä missä tahansa kolmesta mahdollisesta sijainnista), samoin kuin tapahtumien ajoitus vihjeestä läpi. viive. 900 ms:n viiveen jälkeen palautusta kehotettiin pyöreän laastarin ilmaantuessa, joka oli samankokoinen kuin näyteärsykkeet ja joka peitti yhden ärsykejoukon kohteen sijainnin yhdessä renkaan (eli "vastepyörän") kanssa. jonka säde ulkoreunaan on 9,2 astetta ja leveys 2 astetta ja kohdistin keskipisteessä.

Palautettavan kohteen luokan kaikki mahdolliset arvot vaihtelivat jatkuvasti vastauspyörän ympärillä. Suuntausta varten tämä piirrettiin 20 tasaisin välein mustana palkkina (0,05 astetta 1,8 astetta ), joiden suunta vaihteli 0–171 asteen välillä 9 asteen välein; värin ja luminanssin osalta tämä muutettiin 180 tasavälein sijoitettuna arvona (muodostivat pyöreän väripyörän tai lineaarisen etenemisen valkoisesta mustaan). Suuntausvastepyörä vaihteli odottamattomasti kokeesta toiseen estääkseen vastaussuunnittelun viiveen aikana. Palautusnäytön alkaessa ärsykelappu ilmestyi testattavan luokan satunnaisella arvolla, ja heti kun koehenkilö alkoi liikuttaa osoitinta tietokoneen hiiren avulla, ärsykemerkki sai arvon, joka vastasi sijaintia vasteessa. pyörä, joka oli lähinnä kursoria.

Ärsykealueen arvo vaihteli reaaliajassa kursorin sijainnin mukaan, kunnes kohde rekisteröi vastauksensa asettamalla kohdistimen vastepyörän kohtaan ja napsauttamalla hiirtä. Vastausikkuna alkoi 300 ms koettimen alkamisen jälkeen ja kesti 4 s, minkä jälkeen kokeilu aikakatkaistiin. Koko kokeen ajan näytön taustaväri oli harmaa ([0.5, 0.5, 0.5]; kuva 4A). Huomaa, että 1O1C1L-kokeissa, koska vastauspyörän identiteetti osoitti palautettavan kohteen, se teki ärsykelapun sijainnin välittämistä tiedoista tarpeettomia. Vastaavasti 1O1C1L-kokeissa ei ollut mahdollista tehdä vaihtovirhettä.

Psykofyysiset samankaltaisuustehtävät. Jokainen lohko sisälsi Likert-samankaltaisuuskokeen, joka oli strukturoitu Schurginin et ai. Likert-värien samankaltaisuuskokeen mukaisesti. (2020). Jokainen koehenkilö suoritti kolme lohkoa satunnaisessa järjestyksessä. "Värien samankaltaisuus" -lohkossa koehenkilöt arvioivat kahden samanaikaisesti esitellyn värilaastarin samankaltaisuuden Likert-asteikolla, jotka vaihtelivat 1:stä (vähiten samanlainen) 7:ään (samankaltaisin). Värit valittiin samasta ympyrästä, jolla piirrettiin värejä nykyisen tutkimuksen EEG-kokeellisille ärsykkeille CIE L*a*b* -väriavaruudessa (L=70, a=20, b {{5). }}; säde, 60), mutta koostui 360 mahdollisesta väriarvosta, jotka jakautuivat tasaisesti ympyrää pitkin. Jokaisen kokeen väripari valittiin valitsemalla ensin satunnainen aloitusväri pyörästä ja valitsemalla sitten siirtymä toiseen väriin joukosta [0 astetta , 5 astetta , 10 astetta , 20 astetta , 30 astetta , 40 astetta , 50 aste , 60 astetta , 70 astetta , 80 astetta , 90 astetta , 120 astetta , 150 astetta , 180 astetta ]. Toisessa lohkossa ("luminanssin samankaltaisuus") koehenkilöt arvioivat kahden luminanssialueen samankaltaisuuden. Luminanssiarvot valittiin koko luminanssialueelta 256 mahdollisella RGB-arvolla. Pari kussakin kokeessa valittiin valitsemalla ensin satunnainen aloitusluminanssi ja valitsemalla sitten siirtymä toiseen luminanssiin joukosta [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] RGB-tilassa. Viimeisessä lohkossa ("orientaation samankaltaisuus") koehenkilöt arvioivat kahden orientaatiolaastarin samankaltaisuuden. Suuntaukset valittiin 180 asteen avaruudesta 180 mahdollisella arvolla. Pari kussakin kokeessa valittiin valitsemalla ensin satunnainen aloitussuunta ja sitten siirtymä toiseen orientaatioon joukosta [0 astetta , 2,5 astetta , 5 astetta , 10 astetta , 15 astetta , 20 astetta , 25 astetta , 30 astetta , 35 astetta , 40 astetta , 45 astetta , 60 astetta , 75 astetta , 90 astetta ]. Ennen jokaista lohkoa koehenkilöille annettiin ohjeet kahden esimerkin yhteydessä. Yhdessä esimerkissä kaksi väriä/luminanssia/suuntausta olivat identtisiä (eli offsetilla=0). Koehenkilöitä kehotettiin luokittelemaan tällaiset kokeet arvolla "7". Eräässä toisessa esimerkissä kaksi väriä/luminanssia/suuntaa olivat mahdollisimman erilaisia, ja koehenkilöitä ohjeistettiin luokittelemaan tällaiset kokeet arvolla "1". Emme neuvoneet koehenkilöitä reagoimaan välikokeisiin. Kuten Schurginin et al. (2020), koehenkilöitä ohjeistettiin tekemään arvionsa intuitiivisen visuaalisen samankaltaisuuden perusteella. Neuvoimme heitä myös toistamaan yksinkertaisen sanan ("the") kokeen ajan minimoidaksemme ärsykkeiden sanallistamisen. Jokainen koehenkilö suoritti kolme 140 kokeen lohkoa (14 offsetia ja 10 toistoa) yhteensä 420 kokeessa. Koehenkilöt suorittivat tehtävän omaan tahtiinsa kahden ärsykkeen pysyessä näytöllä, kunnes he vastasivat. Vastaukset tehtiin napsauttamalla hiirtä yhtä seitsemästä numeroidusta ruudusta, jotka on piirretty väri-/luminanssi-/suuntaärsykkeiden alle, mikä vastaa suunniteltua arvosanaa 1-7.

Käyttäytymisanalyysi

Kuvailevia tilastoja. Response time (RT) määritettiin latenssiksi koettimen alkamisen ja hiiren napsautusvasteen välillä ja vastausvirhe etäisyydeksi asteina vasteen ja tutkittavan kohteen arvon välillä. Kokeet ilman vastauksia jätettiin pois kaikista analyyseistä.

Seosmallinnus. 1O- ja 1O1C1L-kokeissa vastausvirhejakaumat sovitettiin kaksitekijäiseen sekoitusmalliin, joka arvioi niiden kokeiden osuuden, joissa koehenkilöt muistivat kohteen (PT) ja satunnaisten arvausten todennäköisyyden (pU) sekä vastausten tarkkuuden. (Œ). 3O-kokeissa malliin sisällytettiin myös kolmas tekijä, ei-kohteiden palauttamisen todennäköisyys (pN). Parametrit saatiin maksimitodennäköisyyden estimoinnilla käyttämällä MATLAB-rutiineja (saatavilla osoitteessa http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Sen tutkimiseksi, kuinka asiayhteyttä sitova kysynnän ero homogeenisten ja heterogeenisten kokeiden välillä vaikutti työmuistin palauttamiseen, toistetut yksisuuntaiset ANOVA:t suoritettiin erikseen RT:lle, raakavastevirheelle ja mallinsovitusparametreille. Mallin arvioinnissa keskityimme Œ- ja pT-arvoihin, koska pU oli erittäin kollineaarinen pT:n kanssa 1O- ja 1O1C1L-kokeissa (eli pU 1 pT=1). Huomaa, että pN voitiin arvioida vain 3O-kokeissa. 3O-kokeista estimoitu pN tarjoaa mittauskontekstia sitovan tehokkuuden, koska swap-virhe vastaa koetta, jossa koehenkilö muistaa väärin, mikä kohde oli esiintynyt tutkittavassa paikassa. Yksi koehenkilö suljettiin pois EEG-analyyseistä huonon palautumiskyvyn vuoksi (1O-tilassa heidän arvausaste oli 0,50 %), joten käyttäytymisanalyysiin otettiin mukaan 30 henkilöä.

Kohdista sekavuuskilpailumalli. TCC-mallia varten loimme ensin psykometriset samankaltaisuusfunktiot värille, luminanssille ja suuntaärsykkeille. Näiden funktioiden luomiseksi normalisoimme Likert-vastaustiedot arvoilla Smin=1, Smax=7 ja Sx, jotka osoittivat kunkin kokeen pistemäärän 1-7, mikä antoi psykofyysisen samankaltaisuusmittarin siten, että f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020) sisällyttääkseen kaikkien kolmen ärsyketyypin osalta mitatut psykofyysiset samankaltaisuusmittarit sovitettaessa TCC-mallia viivästetyn palautuksen käyttäytymisdataan tehtävä. 1O- ja 1O1C1L-kokeissa käytimme TCC-mallia, kuten on kuvattu julkaisussa Schurgin et al. (2020). 3O-kokeissa käytimme TCC plus -mallia, joka arvioi myös swap-virheet Williamsin et al.:n tutkimuksessa kuvatulla tavalla. (2022). Tuloksena saadut d9-arvot arvioitiin kussakin muistitilassa ja niitä verrattiin yksisuuntaisella ANOVA:lla ja suunnitelluilla parillisilla t-testeillä.

EEG

Tiedonkeruu ja esikäsittely. EEG-tiedot tallennettiin käyttäytymistehtävän suorittamisen aikana 64-channel ActiveTwo EEG-järjestelmällä (Biosemi; näytteenottotaajuus 1024 Hz). Ag–AgCl-elektrodit asennettiin 10–20-järjestelmän mukaisesti ja kaikkien elektrodien impedanssit pidettiin tallennuksen aikana 5 kV:ssa. Samat esikäsittelymenettelyt ja poissulkemiskriteerit suoritettiin kokeen 1 kanssa; tämän seurauksena neljän kohteen tiedot jätettiin pois, jolloin EEG-analyyseihin sisältyi lopullinen n 26 henkilöä.

ERP-analyysi. Analyysit suoritettiin samoilla menetelmillä kuin kokeessa 1, sillä ainoalla poikkeuksella, että Biosemi-korkki vaati 12 elektrodia, jotka peittävät samat taka-alueet (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, 01/2). Näytteiden esitys ja viivejakson signaalit kontralateraalisista ja ipsilateraalisista kokeista analysoitiin erikseen kaksisuuntaisilla toistuvamittauksilla ANOVA:illa (lateraalisuuden ja muistin olosuhteiden tekijöillä (1O, 3O ja 1O1C1L kokeet) ja post hoc -seurantatesteillä Eroaallot analysoitiin yksisuuntaisella (toistuvien mittausten ANOVA-analyysit muistiolosuhteiden subjektin sisäisillä tekijöillä, ja pareittain suoritettiin testejä, jos päävaikutus oli merkittävä.

Tulokset

Käyttäytyminen

Kuvaavia tietoja. Keskimääräinen palautusvirhe oli pienin 1O-tutkimuksissa, keskitaso 1O1C1L-kokeissa ja korkein 3O-kokeissa (F(2,58)=172.090, p, {{36} }.001; Kuva 4B), kuvio, joka on yhdenmukainen kokeen 1 tulosten kanssa. Parittaiset seurantatestit vahvistivat, että 1O-kokeiden virhe oli merkittävästi pienempi kuin 1O1C1L- ja 3O-kokeissa (t arvot 15,387, p-arvot 0,001) ja että keskimääräinen virhe 1O1C1L-kokeissa oli merkittävästi pienempi kuin 3O-kokeissa (t(29)=3.381, p=0.002). Tutkimustyypillä oli myös pääasiallinen vaikutus RT-tiedoissa (F(2,58)=19.893, p, 0,001), ja pareittain tehdyt testit eivät paljastaneet eroa 1O- ja 1O1C1L-kokeiden välillä (t(29) { {43}}.614, p=0.544), mutta molemmat olivat nopeampia kuin 3O-kokeet (t-arvot 0,5142, p-arvot 0,001; kuva 4B).

Seosmallinnus. Arvio muistamistarkkuudesta (Œ) oli merkittävästi korkeampi 1O-kokeissa kuin 3O-kokeissa (t(29)=2.441, p=0.021), mutta se ei eroavat 1O1C1L-kokeista (t(29)=0.339, p=0.737). Palautustarkkuus 1O1C1L-kokeissa oli numeerisesti suurempi kuin 3O-kokeissa (t(29) {{20}}.723, p=0.095; kuva 4C). pT 1O-kokeissa oli merkittävästi korkeampi kuin molemmissa kolmen kohteen koetyypeissä (t-arvot .8,508, p-arvot, 0.001), ja 1O1C1L- ja 3O-kokeet eivät eronneet (t(29) )=0.327, p=0.746; kuva 4C). 3O-kokeissa pN oli 0,175 (SD, 0,172) ja pN-arvot olivat merkitsevästi 0,0 (p, 0,001).

TCC-mallinnus. Yksisuuntainen ANOVA vahvisti koetyypin tärkeimmän vaikutuksen erottelukykyyn indeksoituna d9:llä (F(2,58)=101.068, p, 0.{{31) }}01). Parilliset t-testit osoittivat, että 1O-kokeiden d9 oli merkittävästi suurempi kuin 1O1C1L- ja 3O-kokeissa (t-arvot . 9,391, p-arvot, 0.{{40}}01) ja että numeerinen d9:n paremmuus 1O1C1Lsuhteellisissa 3O-tutkimuksissa lähestyi merkitsevyyttä (t(29)=1.884, p=0.069; kuva 3D). 3O-kokeissa pN oli 0,192 (SD, 0,338 %). Koska tämä jakauma oli positiivisesti vinoutunut, mikä rikkoi normaalisuusoletuksen (k-arvot=0,5, p, 0,001), käytimme Wilcoxonin etumerkillistä rank-testiä määrittääksemme, että jakauman pN mediaani oli merkitsevä ,0 ( z=4.7821, p, 0,001).

ERP-amplitudi

Kontralateraaliset ja ipsilateraliset aaltomuodot. Ärsykkeen esittämisen aikana sekä kontralateraalisia että ipsilateraalisia ERP:itä moduloivat muistiolosuhteet (kuvat 5A, B, vasen paneeli). Kaksisuuntainen ANOVA havaitsi lateraalisuuden ja muistin tilan merkittävän vuorovaikutuksen (F(2,50). )=3.647, p=0.033). Vastakkaisilla elektrodeilla yksisuuntainen ANOVA havaitsi, että ERP:t erosivat muistiolosuhteiden välillä (F(2,50)=19.605, p, 0.001 ), ja post hoc -testissä havaittiin, että ERP:t olivat pienimmät 1O-kokeissa, keskitason 1O1C1L-kokeissa ja suurimmat 3O-kokeissa (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t-arvot . 5,199, p, 0,001; 1O1C21s ) =2.129; p=0.043). Ipsilateraalisilla elektrodeilla kuviot olivat samanlaiset (F(2,50)=8,929, p , 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t-arvot . 3,154, p , 0,004; 1O vs 1O1C1L 25) =2.221; p=0.036). Vastakkaisilla elektrodeilla tehtyjen 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden vertailussa pääasiallinen vaikutus oli ärsykealueen (F(2,50)=6.768, p=0.003), jossa parilliset t-testit, jotka osoittivat, että amplitudi oli vähemmän negatiivinen 1C-kokeissa kuin 1O- ja 1L-kokeissa (t-arvot . 3,008, p-arvot 0,006), mutta ei eronnut 1O- ja 1L-kokeissa (t(25) {{84} }.221, s.=0.827). Ipsilateraalisissa ERP:issä ei havaittu eroja (F(2,50)=0.992, p=0.378; kuviot 6A, B, vasen ja keskimmäinen paneeli).

Viivejakson aikana kaksisuuntainen ANOVA paljasti merkittävän vuorovaikutuksen lateraalisuuden ja muistitilan välillä (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Kontralateraalisten aaltomuotojen osalta yksisuuntainen ANOVA paljasti muistiolosuhteiden merkittävän päävaikutuksen (F(2,50) {{10}}.884, p, 0.001 ), ja seurantaparivertailut osoittivat, että 3O- ja 1O1C1L-kokeiden viivejaksosignaalit olivat merkittävästi negatiivisempia kuin 1O-kokeissa (t-arvot (25) . 4,0, p-arvot, 0,001). Lisäksi, ja mikä on erityisen kiinnostavaa teoreettisesti, viivejaksosignaali oli merkittävästi negatiivisempi 3O-kokeissa kuin 1O1C1L-kokeissa (t(25)=3.022, p = 0.006). Ipsilateraalisten aaltomuotojen kohdalla kuvio oli samanlainen: yksisuuntainen ANOVA paljasti muistin tilan merkittävän päävaikutuksen (F(2,50)=7.295, p=0.002) ja parikohtaiset vertailut. osoitti, että viivejaksosignaali oli merkittävästi negatiivisempi 3O- ja 1O1C1L-kokeissa kuin 1O-tutkimuksissa (t-arvot(25) . 2,0, p-arvot, 0,05) ja oli negatiivisempi trenditasolla 3O-kokeissa kuin 1O1C1L-kokeissa. (t(25)=1.731, p=0.094; kuva 5C, vasen ja keskipaneeli). 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden vertailua varten vain kontralateraaliset aaltomuodot moduloitiin ärsykealueella (F(2,50)=5.374, p=0.008) seurannan kanssa. parilliset t-testit, jotka osoittivat, että 1L-kokeiden amplitudi oli negatiivisempi 1O- ja 1C-kokeissa (t-arvot .2,796, p-arvot 0,010) ja että 1O- ja 1C-kokeet eivät eronneet (t(25)=1). 005, s.=0.324). Ipsilateraalisten aaltomuotojen osalta yksisuuntainen ANOVA ei paljastanut näyttöä eroista ärsykealueen mukaan (F(2,50)=1.696, p=0.194; kuva 6C, vasen ja keskipaneeli ).

Kontralateraaliset miinus ipsilateraliset eroaallot. Yksisuuntainen ANOVA paljasti ärsykkeen esittelyjakson pääasiallisen muistitilanteen vaikutuksen (F(2,50)=3.647, p=0.033). Parilliset t-testit eivät löytäneet todisteita erosta 1O- ja 1O1C1L-kokeiden välillä (t(25)=0.482, p=0.634), todisteita lähestyvästä merkitsevyydestä, että 3O-kokeiden amplitudi oli suurempi kuin 1O. kokeet (t(25)=2.019, p=0.054) ja todisteet siitä, että 3O-kokeet olivat amplitudiltaan suurempia kuin 1O1C1L-tutkimukset (t(25)=2.400, p { {32}}.024; kuva 5A, B, oikeat paneelit). 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden vertailua varten yksisuuntainen ANOVA havaitsi merkittäviä eroja ärsykealueiden välillä (F(2,50)=11.594, p=0.0025), ja seuraukset parilliset t-testit osoittavat, että amplitudit olivat alhaisemmat 1C-kokeissa kuin 1O- ja 1L-kokeissa (t-arvot 0,483, p-arvot 0,002), mutta ne eivät eronneet 1O- ja 1L-kokeissa (t(25) {{57) }}.433, p=0.164; kuva 6B, oikea paneeli).

Viivejaksolle (eli CDA:ille) yksisuuntainen ANOVA paljasti muistin ehtojen päävaikutuksen (F(2,50)=5.478, p=0.{101} {39}}07), parilliset t-testit osoittavat, että 3O-kokeiden CDA oli amplitudiltaan suurempi kuin 1O-kokeissa (t(25)=4.102, p, 0,001) ja että 1O1C1L vs. 1O koeero lähestyi merkitsevyyttä (t(25)=1.923, p=0.066); kriittisesti 3O- ja 1O1C1L-kokeiden CDA:t eivät eronneet (t(25)=1.101, p=0.282; kuva 5A, C, oikeat paneelit). 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden vertailua varten yksisuuntainen ANOVA ei löytänyt todisteita mistään eroista (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; kuva 6C, oikea paneeli).

Välikeskustelu

Kokeen 2 käyttäytymistietojen kuvaavat mallit toistivat kokeen 1 mallit: kuormitusvaikutus ja ylivoimainen suorituskyky kuormituksessa -3 heterogeenisissä kokeissa verrattuna homogeenisiin kokeisiin. Lisäksi arviot kahdesta mallista, jotka sovitamme näihin tietoihin, olivat laajalti yhtä mieltä tämän heterogeenisuusvaikutuksen taustalla olevista tekijöistä: molemmat tuottivat selkeää näyttöä kontekstin sitomisesta 3O-kokeissa (swap-virheiden muodossa) ja kiistanalaista näyttöä välikohtaisille tekijöille. häiriö [tarkkuus (sekoitusmalli) ja d9 (TCC) olivat molemmat numeerisesti korkeampia 1O1C1L-kokeissa, mutta eivät saavuttaneet merkitsevyyden kynnystä kummallekaan mittaukselle). Tämä lisää luottamustamme siihen, että ärsykkeemme –. Homogeenisuuden manipulointi onnistuu erilaisissa kontekstin sitomisen vaatimuksissa.

ERP-havainnot toistivat myös kokeessa 1 havaitut yleiset mallit sekä näytteen esittämisen että viivejakson aikana. Alkuperäisen kysymyksemme kannalta tärkeintä on, että vaikka viivejakson signaali oli suurempi 3O-kokeissa kuin 1O1C1L-kokeissa, tämä piti paikkansa sekä kontralateraalisissa että ipsilateraalisissa elektrodeissa, ja vähennyksen jälkeen tuloksena saadut CDA:t eivät eronneet kahden koetyypin välillä. Siten kokeen 2 tulokset lisäävät tukea johtopäätökselle, että CDA ei indeksoi WM-tehtävien kontekstia sitovia vaatimuksia.

Ärsykkeen esittämisen aikana havaitsimme jälleen kuvion, joka erosi viiveestä: 3O. 1O1C1L-erot, jotka havaittiin kontralateraalisella ja ipsilateraalisella elektrodeilla, selvisivät kontralateraalisesta – ipsi-vähennyksestä. Lisäksi tulokset 1O-, 1C- ja 1L-kokeiden vertailusta kokeessa 2 lieventävät huolta siitä, että sen 3O- ja 1O1C1L-vertailujen tulokset saattavat johtua ärsykevaikutuksista: ärsykealue moduloi vain vastakkaista aaltomuotoa, ja se oli 1L-kokeiden amplitudi, joka oli negatiivisempi kuin 1O- ja 1C-kokeet. Siten koe 2 lisää voimaa mahdollisuuteen, että kontekstin sitoutumiseen liittyvä aktiivisuus EEG:ssä voi olla voimakkainta ärsykkeen koodauksen aikana.

yleinen keskustelu

Kahdessa kokeessa vertailimme suorituskykyä heterogeenisiin ja homogeenisiin muistijoukkoon, mikä muuttaa kontekstin sitomisen vaatimuksia. Molempien kokeiden käyttäytymistulosten yleinen malli osoitti, että kuormituksilla, jotka olivat suurempia kuin yksi, suorituskyky oli parempi heterogeenisillä verrattuna homogeenisiin muistisarjoihin. Vaikka tämä ero heijastui vahvempina viivejakson ERP-signaaleina homogeenisissa kokeissa kuin heterogeenisissä kokeissa, tämä pätee yhtä lailla ipsilateraalisille ja kontralateraalisille elektrodeille, mikä johti CDA:hin, jotka eivät eronneet näiden kahden ehdon välillä. Harkittuamme joitain lähestymistapaamme käyttämiäsi oletuksia, keskustelemme useista tulostemme vaikutuksista CDA:n tulkintaan ja yleisemmin VWM:n ymmärtämiseen.

Homogeenisuuden manipulointi

Subjektiivinen kokemus kertoo, että visuaalisesti havaitessaan ja tunnistaessamme kohteen rekisteröimme poikkeuksetta myös sen sijainnin, sekä itsestämme että muista kohtauksen kohteista. Itse asiassa kohteen sijainnin koodaus voi olla automaattista ja pakollista (Logan, 1998). Tästä huolimatta on kuitenkin myös näyttöä siitä, että kun ne on koodattu WM-muotoon, kohteen yksittäisiä piirteitä voidaan korostaa tai heikentää (Marshall ja Bays, 2013). Menettelymme logiikka olikin, että vaikka jokainen 1O1C1L- tai 2O2C1L-taulukon kohteista olisi välttämättä erillisessä paikassa, muistianturin (koe 1) tai palautuspyörän (koe 2) luonne minimoisi kannustimen koehenkilöt säilyttävät sitomisen kunkin kohteen ja sen kokeilukohtaisen sijainnin välillä. Ensinnäkin anturin/pyörän sijainti oli aina yhteneväinen testattavan kohteen ärsykekategorian sijainnin kanssa, mikä tarkoittaa, että subjektiivisesta näkökulmasta kohteen sijaintia "ei tarvinnut muistaa", koska se olla edustettuna oikeudenkäynnin lopussa. Toiseksi, koska jokaisessa kokeessa testattava ärsykeominaisuus sisältyi eksplisiittisesti anturiin/pyörään, anturin/pyörän sijainnin leikkaustoiminto oli tarpeeton.

Suunnittelumme yksi seuraus on, että se, hieman paradoksaalisesti, vähättelee sellaisen vaikutuksen tulkittavuutta, joka on tunnusmerkki kontekstin sitomisen epäonnistumisille: swap-virheen. Toisin sanoen, vaikka homogeenisten kokeiden swap-virheprosenttia voidaan pitää kontekstin sitomisen epäonnistumisten indeksinä, sitä ei voida käyttää vertailuun heterogeenisten kokeiden kanssa, koska swapit eivät olleet mahdollisia jälkimmäisessä tilanteessa. (Tästä syystä emme voi sulkea pois sitä mahdollisuutta, että koehenkilöt voivat myös olla sidoneet kohteita väärin sijaintiin joissakin heterogeenisissä kokeissa.) Lisäksi on tärkeää huomata swap-virhesuhteita harkittaessa, että niiden herkkyys kontekstin sitomisen tasolle vaatimukset vaihtelevat muiden tekijöiden mukaan. Esimerkiksi fMRI-tutkimuksessa, jossa käytettiin myös ärsykesarjan homogeenisuusmanipulaatiota (3 M vs 1 M 1 1M2C), swap-virheprosentti homogeenisessa tilassa oli mitättömän pieni. Vaikka tämä tulos olisi voitu tulkita homogeenisuusmanipulaation epäonnistumiseksi, vaihtoehtoinen mahdollisuus oli, että 3 miljoonassa kokeessa koehenkilöt värväsivät korkeamman tason kognitiivista kontrollia vastaamaan kontekstin sitomiselle asetettuihin lisääntyneisiin vaatimuksiin. Tämän vaihtoehdon mukaisesti vain 3 M koetta tuottivat huomattavasti korkeamman viivejakson signaalin frontoparietaalisilla alueilla, jotka liittyvät WM: n hallintaan (Gosseries et al., 2018).

Seuraukset

Yhdessä näiden kahden kokeen tulokset vastaavat yhteen kriittiseen kysymykseen WM:hen liittyvän toiminnan ERP-mittauksista ja herättävät useita uusia.

CDA ei heijasta "ei-representatiivisia tekijöitä", jotka vahvistuvat homogeenisissa muistijoukoissa

Tyypillisesti CDA on johdettu kokeista, joissa kaikki muistitaulukoiden kohteet on otettu samasta luokasta, ja värit ovat ylivoimaisesti yleisimmin käytetty. Kun joukon koko kasvaa tällaisissa homogeenisissa muistijoukkoissa, lisääntyneet vaatimukset muille tekijöille kuin ärsykkeiden esittämiselle sinänsä lisäävät vaikeutta. Tämä osoitti tässä esitetyissä tiedoissa huonompana viivästyneenä tunnistussuorituskykynä 3O-kokeissa kuin 1O1C1L- ja 5O-kokeissa kuin 2O2C1L-kokeissa kokeessa 1 ja huonompana viivästyneenä palautumissuorituskykynä 3O-kokeissa kuin 1O1C1L-kokeissa kokeessa 2. Vertailukelpoiset edut ärsykejoukon heterogeenisyyttä on raportoitu myös aiemmissa tutkimuksissa, joissa on käytetty muita ärsykeluokkia, kuten värejä ja suuntauksia verrattuna vain väreihin (Olson ja Jiang, 2002), kasvot ja kohtaukset vs. vain kasvot tai vain kohtaukset (Cohen et al. , 2014), ja liikesuunnilla ja väreillä verrattuna vain liikesuuntiin (Gosseries et al., 2018). Näistä käyttäytymismalleista huolimatta CDA:iden erojen puuttuminen näistä kahdesta ehdosta ei tue tätä tutkimusta motivoivaa väitettä, jonka mukaan CDA voi indeksoida osittain muiden kognitiivisten prosessien toiminnan kuin kognitiivisten prosessien aktiivisen säilyttämisen. kohteiden identiteetit WM:ssä.2 Sen sijaan nykyiset havainnot ovat yhdenmukaisia ​​Hakimin et al. (2019, s. 238), että "CDA seuraa objektitiedostojen aktiivista ylläpitoa, kohdepohjaisia ​​esityksiä, joiden avulla tarkkailijat voivat integroida visuaalisiin objekteihin liittyvien ominaisuuksien ja tunnisteiden joukon." Tämän käsitteellistämisen kannalta tärkeä on oletus, että "...objektitiedostot ankkuroivat episodisen esityksen tiettyyn aikaan ja paikkaan ja eroavat erityisistä piirrearvoista, jotka objektitiedosto sitoo yhteen" Hakim et al. (2019, s. 537). Tässä esitetyt tulokset viittaavat siihen, että tämä ero voi koskea jopa yksittäisiä piirteitä, koska huolimatta CDA:n epäherkkyydestä heterogeenisyyden manipuloinnille, käyttäytymistuloksemme viittasivat (trenditasolla), että suuntautuneen kohteen tarkan ominaisarvon esitys. -bar-ärsyke heikkeni homogeenisilla verrattuna heterogeenisiin kokeisiin. Näin ollen, vaikka CDA seuraa työmuistissa olevien kohteiden määrää, näyttää siltä, ​​​​että se ei heijasta ärsykkeen esityksen laatua.

Sijaintikontekstiin sitoutumisen hermokorrelaatit ovat ainakin osittain dissosioituvia spatiaalisesta huomiosta

Useat tutkimukset (mukaan lukien Hakim et al., 2019) ovat osoittaneet, että CDA on erotettavissa tilatietoisuudesta. Tämänhetkiset tulokset viittaavat siihen, että sama voi päteä myös ainakin joihinkin kohtiin kohteen sijainnin sitomisessa sen identiteettiin. Toisin sanoen, vaikka on hyvin todettu, että ei-spatiaalisten WM-tehtävien aikana säilytettävien kohteiden miehittämät paikat voidaan dekoodata/rekonstruoida EEG:stä (Foster et al., 2017) ja fMRI:stä (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al. , 2020) signaalit, tässä raportoidut homogeenisuuteen liittyvät erot viivejakson ERP:issä havaittiin ipsilateraalisilla elektrodeilla tasolla, joka on verrattavissa vastakkaisten elektrodien tasoon. Yksi mahdollinen selitys tälle voi olla, että vaikka vain yhden näkökentän kohteet olivat merkityksellisiä missä tahansa yksittäisessä kokeessa, prosessia tai prosesseja, jotka ovat herkkiä kontekstin sitomisen lisääntyneelle merkitykselle homogeenisissa kokeissa, sovellettiin koko visuaaliseen kohtaukseen. (Spatiaalisen huomion retinotooppispesifiset vaikutukset sitä vastoin näkyvät oletettavasti kummassakin koetyypissä havaittuissa lateraalisissa poikkeamissa.) Toinen ja ei yhteensopimaton mahdollisuus on, että prosessit, jotka ovat ratkaisevia priorisoitujen kontekstien sitomisessa ärsykeinformaatiota käytetään suuremmassa määrin tämän tiedon WM-koodauksen aikana (toisin kuin seuraavan viivejakson aikana). Tämän mahdollisuuden kanssa on johdonmukaista, että molemmissa kokeissa heterogeenisyysvaikutus oli jo näkyvissä ERP:ssä, kun ärsyketaulukot olivat vielä näytöllä. Lisäksi vasta näytteen esittelyn aikana vaikutus oli voimakkaampi vastakkaisilla elektrodeilla. Jos tämä on totta, tämä olisi yhdenmukainen sen väitteen kanssa, että visuaalinen työmuisti ei välttämättä ole muistijärjestelmä sinänsä, vaan se voi sen sijaan olla yleiskäyttöinen visuaalinen esitysjärjestelmä, joka voi tarvittaessa ylläpitää tietoa lyhyillä viiveillä (Luck and Vogel, 2013, s. 394). Tästä syystä tulevassa työssä voi olla mielenkiintoista verrata kontekstia sitovien manipulaatioiden vaikutuksia kokeisiin viivejaksoilla ja ilman niitä.

CDA eroaa olennaisesti IPS:n viivejakson fMRI-signaalista

Aiemmat tutkimukset ovat osoittaneet, että viivejakson fMRI-signaalit IPS:stä skaalautuvat monotonisesti muistin kuormituksen kanssa ja kyllästävät yksilön työmuistin kapasiteettia (Todd ja Marois, 2004; Xu ja Chun, 2006), mikä lisää mahdollisuutta, että tämä signaali ja CDA voivat olla indeksoimalla samanlaisia ​​taustalla olevia hermoprosesseja. Tässä esitetyt CDA-tulokset paljastavat kuitenkin tärkeän eron näiden kahden välillä, koska toisin kuin CDA, IPS:n viivejakson fMRI-signaali on herkkä muistijoukon homogeenisuudelle (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020). ). Näin ollen on syytä olla varovainen, kun tehdään epäsuorasti päätelmiä yhdestä näistä signaaleista toisen ominaisuuksien perusteella.

Viitteet

1. Adam KCS, Robison MK, Vogel EK (2018) Vastakkaisen viiveen aktiivisuus seuraa työmuistin suorituskyvyn vaihteluita. J Cogn Neurosci 30:1229-1240.

2. Bettencourt KC, Xu Y (2016) Visuaalisen lyhytaikaisen muistin sisällön purkaminen häiriötekijöiden alaisena takaraivo- ja parietaalialueilla. Nat Neurosci 19:150-157.

3. Bays PM, Catalao RFG, Husain M (2009) Visuaalisen työmuistin tarkkuus määräytyy jaetun resurssin allokoimalla. J Vis 9 (10): 7, 1-11.

4. Cai Y, Sheldon AD, Yu Q, Postle BR (2019) Ärsykkeen sijainnin ja spatiaalisen kontekstin päällekkäinen ja selkeä vaikutus ei-spatiaaliseen visuaaliseen lyhytaikaiseen muistiin. J Neurophysiol 121:1222-1231.

5. Cai Y, Fulvio JM, Yu Q, Sheldon AD, Postle BR (2020) Sijaintikontekstin sitomisen rooli ei-spatiaalisessa visuaalisessa työmuistissa. eNeuro 7:ENEURO.{4}}.2020.

6. Carlisle NB, Arita JT, Pardo D, Woodman GF (2011) Huomiomallit visuaalisessa työmuistissa. J Neurosci 31:9315-9322.

7. Cohen MA, Konkle T, Rhee JY, Nakayama K, Alvarez GA (2014) Useiden visuaalisten objektien käsittelyä rajoittaa hermokanavien päällekkäisyys. Proc Natl Acad Sci U|S|A 111:8955–8960.

8. Cowan N (2001) Maaginen numero 4 lyhytaikaisessa muistissa: henkisen tallennuskapasiteetin uudelleenarviointi. Behav Brain Sci 24:87–114.

9. Delorme A, Makeig S (2004) EEGLAB: avoimen lähdekoodin työkalupakki yhden kokeen EEG-dynamiikan analysointiin, mukaan lukien riippumaton komponenttianalyysi. J Neurosci Methods 134:9–21.

10. Emrich SM, Al-Aidroos N, Pratt J, Ferber S (2009) Visuaalinen haku saa esiin visuaalisen työmuistin elektrofysiologisen markkerin. PLoS One 4:e8042.

11. Emrich SM, Riggall AC, LaRocque JJ, Postle BR (2013) Hajautetut toimintamallit sensorisessa aivokuoressa kuvastavat visuaalisessa lyhytaikaisessa muistissa säilytettyjen useiden kohteiden tarkkuutta. J Neurosci 33:6516-6523.

12. Ester EF, Sprague TC, Serences JT (2015) Parietaalinen ja frontaalinen aivokuori koodaavat ärsykkeisiin spesifisiä muistoesityksiä visuaalisen työmuistin aikana. Neuron 87:893-905.

13. Foster JJ, Bsales EM, Jaffe RJ, Awh E (2017) Alfa-kaistan toiminta paljastaa spontaaneja esityksiä spatiaalisesta sijainnista visuaalisessa työmuistissa. Curr Biol 27:3216–3223.e6.

14. Fukuda K, Mance I, Vogel EK (2015a) Tehomodulaatio ja tapahtumaan liittyvä hidas aalto tarjoavat visuaalisen työmuistin dissosioituvia korrelaatteja. J Neurosci 35:14009-14016.

15. Fukuda K, Woodman GF, Vogel EK (2015b) Yksilölliset erot visuaalisen työmuistin kapasiteetissa. Teoksessa: Mechanisms of sensorisen työmuistin: huomio ja suorituskyky (Jolicoeur P, Lefebvre C, Martinez-Trujillo J, toim.), s. 105–119. Amsterdam: Elsevier.

For more information:1950477648nn@gmail.com