Зв’язування контексту в візуальній робочій пам’яті відображається в двосторонніх потенціалах, пов’язаних із подіями, але не в контралатеральній затримці. Частина 2
Sep 06, 2023
Аналіз можливостей події
Щоб проаналізувати амплітуди ERP, ми генерували два сигнали на випробування шляхом усереднення по двох кластерах латералізованих задніх електродів, один зліва від середньої лінії та один праворуч (Fukuda et al., 2015a). Далі ми усереднювали випробування, щоб отримати усереднені за випробуваннями сигнали, які були контрлатеральними або іпсилатеральними до репліки, і, нарешті, створили «різницю» хвилі, віднімаючи іпсилатеральні сигнали від контралатеральних сигналів. Для завдання відстроченого розпізнавання статистичні аналізи, що представляють головний інтерес, були зосереджені на періоді затримки шляхом усереднення за вікном 650 мс, що розширюється від 200 мс після зміщення масиву зразків до 50 мс до початку зонду (Vogel and Machizawa, 2004).
Для різницевої хвилі це вікно затримки є CDA. Сигнали періоду затримки від контралатеральних та іпсилатеральних випробувань аналізували за допомогою тристороннього повторного вимірювання ANOVA (з факторами латеральності, гомогенності та навантаження; з допоміжними тестами подальшого спостереження, якщо це доречно. CDA аналізували за допомогою двостороннього повторного вимірювання -вимірює ANOVA з внутрішньосуб'єктними факторами гомогенності та навантаження.У разі значних взаємодій проводилися ретроспективні тести для порівняння CDA між однорідними та гетерогенними наборами пам'яті в кожному розмірі набору.
Крім того, ми провели дві серії аналізів, щоб оцінити вплив двох факторів, які можуть бути змішаними. Щоб оцінити можливі ефекти категорії стимулу як такої, ми порівняли CDA для випробувань 1O проти 1C проти 1L з гетерогенних блоків. Для оцінки можливих факторів на рівні блоку (наприклад, якщо різні стратегії застосовуються під час гетерогенних і гомогенних блоків), ми порівняли CDA з 1O випробувань з однорідних блоків проти CDA з 10 випробувань з гетерогенних блоків.
Ті самі процедури аналізу також проводилися на даних періоду представлення вибірки, визначеному усередненням у вікні 500 мс, починаючи з 200 мс після початку масиву вибірки.
Результати
Поведінкові результати
Перевірка рисунка 1B свідчить про те, що оцінки k були вищими для гетерогенних, ніж для однорідних наборів пам’яті при навантаженнях 3 і 5, ефект підтверджено взаємодією навантаження однорідності в ANOVA з повторними вимірюваннями (F(2,54)=11.995 , p , 0.001). Подальші парні t-тести не виявили різниці між гомогенними та гетерогенними дослідженнями при розмірі набору 1 (t(27)=1.496, p=0.147), але значно вищі значення для гетерогенних, ніж для однорідних випробування з набором розмірів 3 і 5 (значення t 4,057, значення p 0,001).
Результати ERP
Контралатеральні та іпсилатеральні хвилі. У період пред’явлення стимулу сигнал на контралатеральних та іпсилатеральних електродах монотонно зростав із встановленим розміром (рис. 2A, B), тристоронній дисперсійний аналіз виявив тристоронню взаємодію латеральності, навантаження та однорідності (F(1,23) ) = 11.470, p=0.0025). На контралатеральних електродах основні ефекти однорідності та розміру набору були значними (значення F .6,228, значення p 0.02), і фактори не взаємодіяли (F(2,46) {{16} }.055, p=0.140). На іпсилатеральних електродах, незважаючи на те, що спостерігалася однорідність за взаємодією заданого розміру (F(2,46)=3.717, p=0.031), постфактум не виявив жодних відмінностей між однорідними та різнорідні блоки будь-якого встановленого розміру (значення t , 1,695, значення p , 0,104.). Для порівняння випробувань 1O, 1C і 1L на контралатеральних електродах (рис. 3A) односторонній ANOVA виявив основний ефект (F(2,46)=4.758; p=0. 013), з ретроспективними тестами t, які вказують на те, що випробування 1O були значно більшими за амплітудою, ніж випробування 1L (t(23)=3.245, p=0.004) і чисельно більшими, ніж випробування 1C (t (23)=1.953, p=0.063), а дослідження 1C і 1L не відрізнялися (t(23)=0.815, p=0.423 ). Односторонній дисперсійний аналіз для випробувань 1O, 1C і 1L на іпсилатеральних електродах не виявив доказів будь-яких відмінностей (F(2,46)=2.040; p=0.412). Порівняння значень презентації зразків із випробувань 10 в однорідних і гетерогенних не дало доказів будь-яких відмінностей (значення t 0,635, значення p 0,434; рис. 3B).
Сигнал періоду затримки також монотонно зростав на контралатеральних та іпсилатеральних електродах (рис. 2C), з тристороннім дисперсійним аналізом, що вказує на основний ефект однорідності, який наближався до значущості (F(1,23)=3.723, p=0.066) і двосторонню взаємодію між поперечністю та навантаженням (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), ефекти, що відображають різницю між контралатеральними та іпсилатеральними сигналами, які, якщо їх відняти, утворюють CDA. Попарні порівняння показали, що сигнали були більшими в однорідних і гетерогенних блоках при заданих розмірах 1 і 3 (значення t .2,175, значення p 0,039), але були порівнянними при встановленому розмірі 5 (значення t 0,586, значення p 0,326). Для порівняння випробувань 1O, 1C і 1L (рис. 3A) односторонній дисперсійний аналіз не виявив доказів відмінностей на контрлатеральних або іпсилатеральних електродах (значення F 1,204, значення p 0,309). Сигнал періоду затримки з випробувань 1O був чисельно, але незначно, вищим на однорідних порівняно з гетерогенними блоками як на контралатеральному (t(23) = 1.475, p=0.153), так і на іпсилатеральному (t (23)=1.793, p=0.086) електроди (рис. 3B).
Контралатеральна мінус іпсилатеральна різниця хвиль. Для періоду презентації стимулу хвилі різниці монотонно зростали в обох умовах пам’яті (двосторонній дисперсійний аналіз; основний ефект розміру набору: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001) і, як правило, були більшими за величиною в однорідних дослідженнях, ніж у гетерогенних дослідженнях (основний ефект однорідності: F(1,23)=11.47, p=0.003), із взаємодією, що наближається до значущості (F(2,46)=2.703, p=0.078; рис. 2A,B). Post hoc t-тести виявили відмінності в наборах розмірів 1 і 3 (t значення . 2,912, p значення 0,008), але не було різниці в наборі розмірів 5 (t(23)=0.923, p=0). 336). Односторонній ANOVA не виявив доказів відмінностей між дослідженнями 1O, 1C та 1L (F(2,46)=2.125, p=0.131; рис. 3A) або між дослідженнями 1O з однорідні проти гетерогенних блоків (t(23)=1.475, p=0.785; рис. 3B).
Для періоду затримки (тобто CDA) різницеві хвилі монотонно зростали в обох умовах пам’яті (двосторонній дисперсійний аналіз; основний ефект розміру набору: F(2,46) = 9.499, p , {{5} }.001), але вони не відрізнялися однорідністю (F(2,46)=0.149, p=0.703), і два фактори не взаємодіяли (F(2,46 )=0.559, p=0.576; рис. 2C). Односторонній дисперсійний аналіз не виявив відмінностей між дослідженнями 1O, 1C і 1L (F(2,46)=0.155, p=0.857; рис. 3A) або між дослідженнями 1O в гомогенних і гетерогенні блоки (t(23) = 0.183, p=0.857; рис. 3B).
Проміжне обговорення
Поведінкові результати в експерименті 1 виявили нижчі значення k для однорідних, ніж для гетерогенних наборів пам’яті при розмірах наборів 3 і 5. Ця закономірність узгоджується з результатами, отриманими в попередніх дослідженнях, які також маніпулювали однорідністю (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) і узгоджується з нашим наміром створити умову — гетерогенні набори пам’яті — які пред’являють менші вимоги до зв’язування контексту, ніж однорідні набори пам’яті, що містять однакову кількість елементів. Проте, окрім прив’язки до контексту, існують інші фактори, які можуть пояснювати високу продуктивність гетерогенних наборів пам’яті. Одна з них полягає в тому, що розрізнення ознак стимулу, які зберігаються в робочій пам’яті, може бути нижчим з однорідними наборами пам’яті через подібність між елементами. Крім того, ця різниця в розрізненні ознак буде посилюватися, лише якщо випробування блокуються типом стимулу, як це було в експерименті 1. Це пояснюється тим, що очікується, що блоки з однорідними наборами пам’яті створюватимуть більш високі рівні стійкого проактивного втручання (Wickens et al. , 1963). Однак ми зазначаємо, що той факт, що продуктивність була ідентичною в 10 випробуваннях з двох умов, є нездатністю побачити докази відмінності ефектів проактивного втручання. Тим не менш, щоб вирішити цю особливу плутанину, експеримент 2 чергував однорідні та гетерогенні випробування.
Звертаючись до відповідних даних ERP, сигнал періоду затримки як від контралатеральних, так і від іпсилатеральних електродів був більшим у однорідних дослідженнях, ніж у гетерогенних дослідженнях. Це свідчить про те, що певна розумова операція, відмінна від утримання предмета, сама по собі, була залучена однорідними пробами. (Ця різниця також була чисельно присутня між випробуваннями 10, хоча лише наближалася до значущості на іпсилатеральних електродах.) Основний теоретичний інтерес, контралатеральне – іпсилатеральне віднімання, проведене для створення CDA, усунуло різницю між станами в сигналах. Таким чином, той факт, що маніпуляція гетерогенністю однаково впливає на сигнали від контралатеральних та іпсилатеральних електродів, суперечить можливості того, що частина чутливості до навантаження CDA відображає пов’язані з навантаженням відмінності в зв’язуванні контексту.
Цікаво (і несподівано), що амплітуди були вищими в однорідних випробуваннях, ніж в гетерогенних випробуваннях, на контралатеральних електродах під час подання стимулу, і цей ефект також був надійним у різницевій хвилі. Це підвищує ймовірність того, що операції, пов’язані зі зв’язуванням контексту, які, як передбачається, є більшими в однорідному стані, можуть бути задіяні головним чином під час кодування. Одним із можливих занепокоєнь щодо цього висновку є те, що наш дизайн змішав однорідність із категорією стимулів, тобто однорідні випробування використовувалися лише як орієнтаційні стимули. [Справді, раніше повідомлялося, що CDA може бути вищим для орієнтацій, ніж для інших категорій стимулів (Woodman and Vogel, 2008).]. Таким чином, той факт, що сигнал презентації зразка був найвищим для випробувань 1O (порівняно з 1C і 1L) на контралатеральних електродах (рис. 3A), означає, що ми не можемо виключити можливість того, що шаблон, який спостерігається в даних презентації зразка, може бути викликаний стимулом ефектів, а не вимог, пов’язаних із контекстом. Необхідність відтворити та уточнити цей висновок була однією з причин проведення експерименту 2.
Нульовий результат для CDA в експерименті 1 свідчить про те, що він не може бути прямо порівняним із сигналом фМРТ із періодом затримки від IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), факт, який може ускладнити інтерпретацію попередніх впливових досліджень фМРТ (Todd and Marois, 2004; Xu and Chun, 2006). Це ще одна причина, чому було важливо відтворити цей результат у другому експерименті. Крім того, щоб усунути неоднозначність того, який фактор або фактори можуть пояснювати нижчі оцінки ємності для гетерогенних наборів пам’яті (рис. 1B; тобто прив’язування контексту проти можливості розрізнення), для експерименту 2 ми змінили завдання, зробивши його відкладене пригадування (тобто, «відкладена оцінка»). Це дозволило б оцінити точність пам’яті (міра, більшою мірою пов’язана з можливістю розрізнення) і неправильне прив’язування (інтерпретується як індекс помилок зв’язування контексту). Ми планували проаналізувати дані за допомогою двох моделей — змішаної моделі (Bays et al., 2009) і моделі цільової конкуренції за сплутаність (TCC) (Schurgin et al., 2020), — оскільки було зазначено, що ці моделі роблять різні теоретичні припущень і може дати різні результати (Williams et al., 2022).
Експеримент 2
Матеріали та методи
Тридцять один праворукий доброволець (20 жінок; віковий діапазон 19–26 років; середній вік 19,9 років; стандартне відхилення 2,04) брали участь в експерименті ЕЕГ за винагороду (ренмінбінь (RMB), 30/год). Одного було виключено з аналізу через низькі поведінкові показники, в результаті чого остаточне n дорівнює 30. Усі суб’єкти надали письмову інформовану згоду відповідно до процедур, затверджених Інституційною наглядовою радою. Суб’єкти мали нормальний або скоригований до нормального зір, не мали протипоказань для проведення ЕЕГ і не повідомляли про неврологічні чи психіатричні захворювання. Крім того, 34 незалежні суб’єкти (24 жінки; віковий діапазон 18–34 роки; середній вік 21,4 року; стандартне відхилення 4,02) були набрані для виконання трьох завдань на психофізичну схожість із стимулами, що містять орієнтаційні плями, колірні плями та яскраві плями, взяті з діапазон стимулів, що використовуються в експериментах ЕЕГ. Отримані дані були використані для обчислення показників психофізичної подібності, які використовувалися під час підгонки моделі TCC (Schurgin та ін., 2020) до поведінкових результатів експерименту ЕЕГ.
Стимули та процедура
Завдання з відкладеним пригадуванням. Кожен блок містив 120 випробувань 1O, 1C і 1L, 120 3O та 120 1O1C1L. Усі подразники були такими ж, як і в експерименті 1, як і просторове розташування відображення зразків (за винятком того, що на випробуваннях 1O1C1L будь-яка категорія могла з’являтися в будь-якому з трьох можливих місць), а також час подій від сигналу до затримки . Після затримки в 900 мс було запропоновано відкликати з початком кругової ділянки такого ж розміру, як стимули зразка, і займали місце розташування одного з елементів із набору стимулів разом із кільцем (тобто «колесом відповіді») з радіус до його зовнішнього краю 9,2 градуса і ширина 2 градуси, а також курсор у центральній фіксації.
Навколо колеса відповідей безперервно змінювалися всі можливі значення категорії предмета, який потрібно відкликати. Для орієнтації це було відображено як 20 однаково розташованих чорних смуг (0.05 градусів 1,8 градусів), в діапазоні орієнтації від 0–171 градусів, з кроком 9 градусів; для кольору та яскравості це було відображено як 180 рівновіддалених значень (утворюючи кругове колірне коло або лінійну прогресію від білого до чорного відповідно). Колесо відповіді орієнтації непередбачувано змінювалося від випробування до випробування, щоб перешкодити плануванню відповіді під час затримки. На початку відображення пригадування з’являвся патч стимулу з випадковим значенням категорії, що перевіряється, і як тільки суб’єкт починав рухати курсор за допомогою комп’ютерної миші, патч стимулу приймав значення, що відповідає положенню у відповіді колесо, яке було найближче до курсору.
Значення ділянки стимулу змінювалося в реальному часі залежно від положення курсору, доки суб’єкт не зареєстрував свою відповідь, розташувавши курсор у місці колеса відповіді та клацнувши мишею. Вікно відповіді почалося через 300 мс після початку зонду та тривало 4 с, після чого час очікування закінчився. Протягом усього експерименту фоновий колір екрана був сірим ([0.5, 0.5, 0.5]; рис. 4A). Зауважте, що для випробувань 1O1C1L, оскільки ідентичність колеса відповіді вказувала на елемент, який потрібно відкликати, це робило інформацію, передану розташуванням плями стимулу, зайвою. Відповідно, було неможливо зробити помилку обміну на випробуваннях 1O1C1L.
Завдання на психофізичну подібність. Кожен блок включав експеримент подібності Лайкерта, структурований відповідно до експерименту схожості кольорів Лайкерта Шургіна та ін. (2020). Кожен випробуваний виконав три блоки у випадковому порядку. У блоці «кольорова схожість» суб’єкти оцінювали схожість двох кольорових плям, представлених одночасно, за шкалою Лайкерта в діапазоні від 1 (найменш схожий) до 7 (найбільш схожий). Кольори були обрані з того самого кола, яке використовувалося для малювання кольорів для експериментальних стимулів ЕЕГ поточного дослідження в просторі кольорів CIE L*a*b* (L=70, a=20, b {{5 }}; радіус, 60), але складався з 360 можливих значень кольорів, рівномірно розподілених уздовж кола. Пару кольорів для кожного випробування було обрано шляхом вибору випадкового початкового кольору з колеса, а потім вибору зсуву до другого кольору з набору [0 градусів, 5 градусів, 10 градусів, 20 градусів, 30 градусів, 40 градусів, 50 градусів, 60 градусів, 70 градусів, 80 градусів, 90 градусів, 120 градусів, 150 градусів, 180 градусів]. В іншому блоці («подібність яскравості») суб’єкти оцінювали подібність двох плям яскравості. Значення яскравості вибрано з повного діапазону яскравості з 256 можливими значеннями RGB. Пару в кожному випробуванні обирали шляхом вибору випадкової початкової яскравості, а потім вибору зсуву до другої яскравості з набору [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] у просторі RGB. У фінальному блоці («схожість орієнтації») суб’єкти оцінювали подібність двох орієнтаційних плям. Орієнтації були обрані з простору 180 градусів із 180 можливими значеннями. Пару в кожному випробуванні обирали шляхом вибору випадкової початкової орієнтації, а потім вибору зсуву до другої орієнтації з набору [0 градусів, 2,5 градусів, 5 градусів, 10 градусів, 15 градусів, 20 градусів, 25 градусів, 30 градусів , 35 градусів, 40 градусів, 45 градусів, 60 градусів, 75 градусів, 90 градусів]. Перед кожним блоком випробуваним давалися інструкції в контексті двох прикладів. В одному прикладі два кольори/яскравість/орієнтації були ідентичними (тобто зі зміщенням=0). Суб'єктам було дано вказівку оцінювати такі випробування на «7». В іншому прикладі два кольори/яскравість/орієнтація були максимально несхожими, і суб’єктам було дано вказівку оцінювати такі випробування на «1». Ми не інструктували суб'єктів про те, як реагувати на проміжні випробування. Як у дослідженні Schurgin et al. (2020), суб’єктам було наказано робити свої судження на основі інтуїтивної візуальної подібності. Ми також проінструктували їх повторювати просте слово ("the") протягом випробування, щоб мінімізувати вербалізацію стимулів. Кожен випробуваний завершив три блоки по 140 випробувань (14 зсувів 10 повторень), загалом 420 випробувань. Піддослідні виконували завдання у своєму власному темпі, при цьому два стимули залишалися на дисплеї, доки вони не відповіли. Відповіді були зроблені клацанням миші на одному з семи пронумерованих квадратів, намальованих під стимулами кольору/яскравості/орієнтації, що відповідає очікуваній оцінці від 1 до 7.
Поведінковий аналіз
Описова статистика. Час відповіді (RT) визначався як затримка між початком тестування та відповіддю на клацання миші, а помилка відповіді – як відстань у градусах між відповіддю та значенням досліджуваного елемента. Випробування без відповідей були виключені з усіх аналізів.
Моделювання суміші. Для випробувань 1O та 1O1C1L розподіли помилок відповіді були підібрані за допомогою двофакторної моделі суміші, яка оцінювала частку випробувань, у яких суб’єкти згадували ціль (pT), і ймовірність випадкових вгадок (pU), а також точність відповідей. (Œ). Для випробувань 3O в модель також було включено третій фактор, ймовірність пригадування нецілей (pN). Параметри були отримані за допомогою оцінки максимальної правдоподібності з використанням процедур MATLAB (доступні на http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Щоб дослідити, як різниця попиту, пов’язана з контекстом, між однорідними та гетерогенними дослідженнями вплинула на відкликання робочої пам’яті, односторонній дисперсійний аналіз повторних вимірювань проводився окремо для RT, необробленої помилки відповіді та параметрів підгонки моделі. Для оцінки моделі ми зосередилися на Œ та pT, оскільки pU був дуже колінеарним з pT у дослідженнях 1O та 1O1C1L (тобто pU 1 pT=1). Зауважте, що pN можна було оцінити лише в 3O дослідженнях. pN, оцінений на основі випробувань 3O, забезпечує міру ефективності зв’язування з контекстом, оскільки помилка обміну відповідає випробуванню, під час якого суб’єкт неправильно пам’ятає, який елемент з’явився у досліджуваному місці. Одного суб'єкта було виключено з аналізу ЕЕГ через низьку продуктивність пригадування (у стані 1O їхня швидкість вгадування становила 0,50%), тому 30 суб'єктів були включені в аналіз поведінки.
Цільова конкуренційна модель змішування. Для моделі TCC ми спочатку згенерували функції психометричної подібності для стимулів кольору, яскравості та орієнтації. Щоб створити ці функції, ми нормалізували дані відповіді Лайкерта за допомогою Smin=1, Smax=7 і Sx, що вказує на оцінку кожного дослідження від 1 до 7, даючи метрику психофізичної подібності, так що f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020) для включення показників психофізичної подібності, виміряних для всіх трьох типів стимулів, під час підгонки моделі TCC до поведінкових даних із відкладеного пригадування завдання. Для випробувань 1O і 1O1C1L ми використовували модель TCC, як описано в Schurgin et al. (2020). Для випробувань 3O ми використовували модель TCC plus, яка також оцінює помилки обміну, описані в дослідженні Williams et al. (2022). Отримані значення d9 оцінювали в кожному стані пам’яті та порівнювали за допомогою одностороннього дисперсійного аналізу та запланованих парних t-тестів.
ЕЕГ
Збір і попередня обробка даних. Дані ЕЕГ записувалися під час виконання поведінкових завдань за допомогою 64--канальної системи ЕЕГ ActiveTwo (Biosemi; частота дискретизації 1024 Гц). Електроди Ag–AgCl монтували за системою 10–20, а імпеданс усіх електродів під час запису підтримували на рівні 5 кВ. Ті самі процедури попередньої обробки та критерії виключення були проведені з тими, що були в експерименті 1; як наслідок, дані чотирьох суб’єктів були виключені, залишивши остаточне число 26 суб’єктів, включених до аналізу ЕЕГ.
Аналіз ERP. Аналізи проводилися за тими ж процедурами, що й експеримент 1, за винятком того, що ковпачок Biosemi вимагав додавання 12 електродів для покриття тих самих задніх ділянок (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Сигнали презентації зразка та періоду затримки з контралатеральних та іпсилатеральних досліджень аналізували окремо за допомогою двостороннього повторного вимірювання ANOVA (з факторами латеральності та станом пам’яті (випробування 1O, 3O та 1O1C1L), а також за допомогою тестів пост-гок спостереження Різницькі хвилі аналізували за допомогою одностороннього (дисперсійного аналізу повторного вимірювання з факторами стану пам’яті всередині суб’єкта, а якщо основний ефект був значущим), проводили попарні тести.
Результати
Поведінка
Описові дані. Середня помилка пригадування була найнижчою для випробувань 1O, проміжною для випробувань 1O1C1L і найвищою для випробувань 3O (F(2,58)=172.090, p , {{36} }.001; рис. 4B), модель узгоджується з результатами експерименту 1. Подальші попарні тести підтвердили, що помилка для випробувань 1O була значно нижчою, ніж для випробувань 1O1C1L і 3O (t значення .15,387, значення p , 0,001), і що середня помилка для випробувань 1O1C1L була значно нижчою, ніж для випробувань 3O (t(29)=3.381, p=0.002). Також спостерігався основний вплив типу випробування на дані RT (F(2,58)=19.893, p , 0,001), при цьому попарні тести не виявили різниці між випробуваннями 1O та 1O1C1L (t(29) { {43}}.614, p=0.544), але що обидва були швидшими, ніж 3O випробувань (значення t .5,142, значення p 0,001; рис. 4B).
Моделювання суміші. Оцінка точності запам’ятовування (Œ) була значно вищою для випробувань 1O, ніж для випробувань 3O (t(29)=2.441, p=0.021), але це було не відрізняється від випробувань 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). Точність запам’ятовування у випробуваннях 1O1C1L була чисельно вищою, ніж у випробуваннях 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; рис. 4C). pT у дослідженнях 1O був значно вищим, ніж у дослідах обох трьох пунктів (значення t .8,508, значення p 0.001), а дослідження 1O1C1L і 3O не відрізнялися (t(29 )=0.327, p=0.746; рис. 4C). Для досліджень 3O pN становив 0,175 (SD, 0,172), а значення pN були значно 0,0 (p, 0,001).
Моделювання TCC. Односторонній дисперсійний аналіз підтвердив основний ефект типу випробування для дискримінації, як індексовано d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}}01). Парні t-тести показали, що d9 для випробувань 1O було значно більшим, ніж для випробувань 1O1C1L і 3O (значення t 9,391, значення p , 0.001), і що чисельна перевага d9 для 1O1C1L відносно 3O випробувань наблизилися до значущості (t(29)=1.884, p=0.069; рис. 3D). У випробуваннях 3O рН становив 0,192 (SD, 0,338%). Оскільки цей розподіл був позитивно викривленим, що порушувало припущення про нормальність (k-значення=0.5, p , 0,001), ми використали тест Вілкоксона зі знаком рангу, щоб визначити, що медіана розподілу pN була значно .0 ( z=4.7821, p , 0,001).
Амплітуда ERP
Контралатеральні та іпсилатеральні хвилі. Під час презентації стимулу як контралатеральний, так і іпсилатеральний ERP модулювалися станом пам’яті (рис. 5A, B, ліві панелі), двосторонній дисперсійний аналіз виявив значну взаємодію латеральності та стану пам’яті (F(2,50 )=3.647, p=0.033). На контралатеральних електродах односторонній дисперсійний аналіз виявив, що ERP відрізняються залежно від стану пам’яті (F(2,50)=19.605, p , 0.001 ), а ретельне тестування показало, що ERP були найменшими в 1O дослідженнях, проміжними для 1O1C1L досліджень і найбільшими для 3O досліджень (1O проти 3O, 1O1C1L проти 3O: t значення 5,199, p 0,001; 1O проти 1O1C1L: t(25 ) =2.129; p=0.043). На іпсилатеральних електродах візерунки були подібними (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O проти 3O, 1O1C1L проти 3O: значення t . 3,154, p , 0,004; 1O проти 1O1C1L: t( 25) =2.221; p=0.036). Для порівняння випробувань 1O, 1C і 1L на контралатеральних електродах спостерігався основний ефект домену стимулу (F(2,50)=6.768, p=0.003), з парними t тестів, які вказують на те, що амплітуда була менш негативною для випробувань 1C, ніж для випробувань 1O та 1L (значення t 3,008, значення p 0,006), але не відрізнялися між випробуваннями 1O та 1L (t(25)=0). 221, стор=0.827). Не було виявлено відмінностей в іпсилатеральних ERP (F(2,50)=0.992, p=0.378; рис. 6A, B, ліва та середня панелі).
Протягом періоду затримки двосторонній дисперсійний аналіз виявив значну взаємодію між латеральністю та станом пам’яті (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Для контралатеральних сигналів односторонній дисперсійний аналіз виявив значний основний ефект стану пам’яті (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), з подальшими попарними порівняннями, які вказують на те, що сигнали періоду затримки для випробувань 3O та 1O1C1L були значно негативнішими, ніж для випробувань 1O (значення t(25) 4,0, значення p 0,001). Крім того, що становить особливий теоретичний інтерес, сигнал періоду затримки був значно негативнішим для досліджень 3O, ніж для досліджень 1O1C1L (t(25)=3.022, p = 0.006). Для іпсилатеральних сигналів картина була подібною: односторонній дисперсійний аналіз виявив значний основний ефект стану пам’яті (F(2,50)=7.295, p=0.002), а також подальші попарні порівняння показали, що сигнал періоду затримки був значно негативнішим для досліджень 3O та 1O1C1L, ніж для досліджень 1O (значення t(25) . 2,0, значення p 0,05), і був більш негативним на рівні тенденції для досліджень 3O, ніж для досліджень 1O1C1L (t(25)=1.731, p=0.094; рис. 5C, ліва та центральна панелі). Для порівняння випробувань 1O, 1C і 1L лише контралатеральні форми хвилі модулювали доменом стимулу (F(2,50)=5.374, p=0.008), з подальшим спостереженням парні t-тести, які вказують на те, що амплітуда для випробувань 1L була більш негативною в випробуваннях 1O та 1C (значення t . 2,796, значення p 0,010), і що випробування 1O та 1C не відрізнялися (t(25)=1. 005, стор=0.324). Для іпсилатеральних форм хвилі односторонній дисперсійний аналіз не виявив доказів будь-яких відмінностей за доменом стимулу (F(2,50)=1.696, p=0.194; рис. 6C, ліва та центральна панелі ).
Контралатеральна мінус іпсилатеральна різниця хвиль. Для періоду презентації стимулу односторонній ANOVA виявив основний ефект стану пам’яті (F(2,50)=3.647, p=0.033). Парні t-тести не виявили доказів різниці між випробуваннями 1O та 1O1C1L (t(25)=0.482, p=0.634), докази, що наближаються до значущості того, що випробування 3O були більшими за амплітудою, ніж випробування 1O (t(25)=2.019, p=0.054), і докази того, що 3O випробування були більшими за амплітудою, ніж 1O1C1L випробування (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; Рис. 5A, B, праві панелі). Для порівняння випробувань 1O, 1C і 1L односторонній дисперсійний аналіз виявив значні відмінності між доменами стимулів (F(2,50)=11.594, p=0.0025), з наступними парні тести t, які вказують на те, що амплітуди були нижчими у дослідженнях 1C, ніж у дослідженнях 1O та 1L (значення t 3,483, значення p 0,002), але вони не відрізнялися між дослідженнями 1O та 1L (t(25) {{55} }.433, p=0.164; рис. 6B, права панель).
Для періоду затримки (тобто CDA) односторонній ANOVA виявив основний ефект стану пам’яті (F(2,50)=5.478, p=0.{ {38}}07), з парними t-тестами, які вказують на те, що CDA для випробувань 3O була більшою за амплітудою, ніж для випробувань 1O (t(25)=4.102, p , 0,001), і що 1O1C1L проти 1O пробна різниця наблизилася до значимості (t(25)=1.923, p=0.066); критично, CDA для досліджень 3O та 1O1C1L не відрізнялися (t(25)=1.101, p=0.282; рис. 5A, C, праві панелі). Для порівняння випробувань 1O, 1C і 1L односторонній дисперсійний аналіз не виявив доказів будь-яких відмінностей (F(2,0,50)=2.069, p=0.137; рис. 6C, праву панель).
Проміжне обговорення
Описові шаблони поведінкових даних з експерименту 2 повторюють шаблони з експерименту 1: ефект навантаження та краща продуктивність при навантаженні -3 у гетерогенних порівняно з однорідними дослідженнями. Крім того, оцінки двох моделей, які ми підібрали до цих даних, загалом узгоджувалися щодо факторів, що лежать в основі цього ефекту гетерогенності: обидві створили чіткі докази ролі зв’язування контексту в дослідженнях 3O (у формі помилок обміну), а також сумнівні докази для інтерференція між елементами [точність (модель суміші) і d9 (TCC) були чисельно вищими для досліджень 1O1C1L, але не досягли порогу значущості для жодного з показників). Це підвищує нашу впевненість у тому, що наша маніпуляція стимулом–.однорідністю є успішною при зміні вимог щодо зв’язування контексту.
Висновки ERP також відтворювали загальні моделі, що спостерігалися в експерименті 1, як під час презентації зразка, так і протягом періоду затримки. Головне значення для нашого початкового запитання, хоча сигнал періоду затримки був більшим для випробувань 3O, ніж для випробувань 1O1C1L, це було вірно як для контралатеральних, так і для іпсилатеральних електродів, і після віднімання результуючі CDA не відрізнялися між двома типами випробувань. Таким чином, результати експерименту 2 додатково підтверджують висновок про те, що CDA не індексує вимоги зв’язування контексту завдань WM.
Під час подання стимулу ми знову спостерігали патерн, який відрізнявся від затримки: 3O . Відмінності 1O1C1L, що спостерігаються на контрлатеральному та іпсилатеральному електродах, збереглися після контралатерального віднімання ipsi. Крім того, результати порівняння випробувань 1O, 1C і 1L в експерименті 2 знімають занепокоєння, що результати його порівнянь 3O проти 1O1C1L можуть бути пов’язані з ефектами стимулу: лише контралатеральна форма хвилі модулювалася доменом стимулу, і це був амплітуда випробувань 1L була більш негативною, ніж випробування 1O та 1C. Таким чином, експеримент 2 додає сили можливості того, що активність в ЕЕГ, пов’язана із зв’язуванням контексту, може бути найбільш вираженою під час кодування стимулу.
Загальна дискусія
У двох експериментах ми порівнювали продуктивність гетерогенних і однорідних наборів пам’яті, маніпулювання, яке змінює вимоги до прив’язки контексту. Загальна модель поведінкових результатів обох експериментів показала, що для навантажень, що перевищують одиницю, продуктивність була кращою з гетерогенними порівняно з однорідними наборами пам’яті. Хоча ця різниця була відображена в сильніших сигналах ERP із періодом затримки в однорідних дослідженнях, ніж у гетерогенних дослідженнях, це однаково вірно для іпсилатеральних та контралатеральних електродів, що призвело до CDA, які не відрізнялися між двома умовами. Після розгляду деяких припущень, які були використані в нашому підході, ми обговоримо кілька наслідків наших результатів для інтерпретації CDA і, в більш загальному плані, для нашого розуміння VWM.
Маніпуляція однорідністю
Суб’єктивний досвід підказує нам, що, візуально виявляючи та розпізнаючи об’єкт, ми незмінно також реєструємо, де він розташований, як щодо нас самих, так і щодо інших об’єктів у сцені. Дійсно, кодування місця розташування елемента може бути автоматичним і обов’язковим (Логан, 1998). Однак, незважаючи на це, також є докази того, що після кодування в WM окремі особливості предмета можна підкреслити або зменшити (Marshall and Bays, 2013). Дійсно, логіка нашої процедури полягала в тому, що хоча кожен з елементів у масиві 1O1C1L або 2O2C1L обов’язково займав би окреме місце, природа зонда пам’яті (експеримент 1) або колеса виклику (експеримент 2) мінімізувала б стимул до суб’єкти, щоб зберегти прив’язку між кожним предметом і його унікальним розташуванням для випробування. По-перше, розташування зонда/коліщатка завжди збігалося з категорією стимулу досліджуваного об’єкта, що означає, що з суб’єктивної точки зору розташування об’єкта «не потрібно» запам’ятовувати, оскільки це було б бути повторно представлений наприкінці судового розгляду. По-друге, оскільки функція стимулу, яка перевірялася під час кожного випробування, явно містилася в зонді/колесі, функція підказки щодо розташування зонда/колеса була зайвою.
Одним із наслідків нашого дизайну є те, що, як це не парадоксально, він применшує інтерпретабельність ефекту, який є характерною ознакою невдач зв’язування контексту: помилка підкачки. Тобто, незважаючи на те, що частоту помилок свопу в однорідних випробуваннях можна прийняти як індекс невдач зв’язування контексту, його не можна використовувати для порівняння з гетерогенними випробуваннями, оскільки свопи були неможливі в останніх умовах. (Насправді, з цієї причини ми не можемо виключити можливість того, що суб’єкти також могли неправильно прив’язати елемент до місця розташування під час деяких гетерогенних випробувань.) Крім того, важливо відзначити, розглядаючи частоту помилок обміну, що їх чутливість до рівня вимог зв’язування контексту залежатиме від інших факторів. Наприклад, у дослідженні фМРТ, у якому також використовувалася маніпуляція однорідністю набору стимулів (3 М проти 1 М 1 1M2C), частота помилок обміну в однорідних умовах була незначно малою. Хоча цей результат можна було інтерпретувати як невдачу маніпуляції однорідністю, альтернативна можливість полягала в тому, що під час 3 млн випробувань суб’єкти залучали вищий рівень когнітивного контролю, щоб відповідати підвищеним вимогам до зв’язування контексту. Згідно з цією альтернативою, лише 3 M випробувань генерували помітно вищий сигнал періоду затримки в лобно-тім’яних областях, пов’язаних з контролем WM (Gosseries et al., 2018).
Наслідки
Разом результати цих двох експериментів дають відповідь на одне важливе питання щодо ERP-вимірів діяльності, пов’язаної з WM, і піднімають кілька нових.
CDA не відображає «нерепрезентативні фактори», які посилюються в однорідних наборах пам’яті
Як правило, CDA отримують із випробувань, у яких усі елементи в масивах пам’яті беруться з однієї категорії, причому колір є найбільш часто використовуваним. У міру збільшення розміру набору в таких однорідних наборах пам’яті підвищені вимоги до факторів, крім представлення стимулу як такого, сприяють зростанню труднощів. Це було продемонстровано в наведених тут даних гіршою продуктивністю відкладеного розпізнавання у випробуваннях 3O, ніж у випробуваннях 1O1C1L, і в випробуваннях 5O, ніж у випробуваннях 2O2C1L в експерименті 1, і гіршою продуктивністю відкладеного повторного виклику в випробуваннях 3O, ніж у випробуваннях 1O1C1L в експерименті 2.
Порівнянні переваги неоднорідності набору стимулів також повідомлялося в попередніх дослідженнях з використанням інших класів стимулів, наприклад, з кольорами та орієнтаціями проти лише кольорів (Olson and Jiang, 2002), з обличчями та сценами проти лише облич або лише сцен (Cohen et. al., 2014), а також із напрямками руху та кольорами проти просто напрямків руху (Gosseries et al., 2018). Незважаючи на ці закономірності в поведінці, відсутність відмінностей у CDA від цих двох станів не підтримує тезу, яка мотивувала це дослідження, а саме те, що CDA може частково індексувати роботу інших когнітивних процесів, ніж активне збереження ідентичності предметів у WM.2 Натомість, поточні висновки узгоджуються з точкою зору Хакіма та ін. (2019, стор. 238), що «CDA відстежує активну підтримку об’єктних файлів, представлень на основі елементів, які дозволяють спостерігачам інтегрувати ансамбль функцій і міток, які пов’язані з візуальними об’єктами».
Важливим для цієї концептуалізації є припущення, що «...об’єктні файли закріплюють епізодичне представлення в певному часі та місці та відрізняються від значень конкретних ознак, які об’єднані об’єктним файлом» Hakim et al. (2019, стор. 537). Результати, представлені тут, свідчать про те, що це розрізнення може застосовуватися навіть до об’єктів з однією ознакою, тому що, незважаючи на нечутливість CDA до маніпулювання гетерогенністю, наші поведінкові результати припускають (на рівні тенденції), що представлення точного значення ознаки орієнтованого- бар стимул був деградований на однорідних щодо гетерогенних випробувань. Таким чином, хоча CDA відстежує кількість елементів, що зберігаються в робочій пам'яті, здається, що він не відображає якості репрезентації стимулу.
Нейронні кореляти прив’язки до контексту розташування принаймні частково відокремлюються від просторової уваги
Кілька досліджень (зокрема, Hakim et al., 2019) показали, що CDA можна відокремити від просторової уваги. Нинішні результати свідчать про те, що те ж саме може стосуватися принаймні деяких аспектів прив’язки розташування предмета до його ідентичності. Тобто, хоча добре встановлено, що місця, зайняті елементами, збереженими під час непросторових завдань WM, можуть бути декодовані/реконструйовані за допомогою ЕЕГ (Foster та ін., 2017) та фМРТ (Cai та ін., 2019, 2020; Ю та ін. , 2020) сигналів, пов’язані з гомогенністю відмінності в ERP періоду затримки, про які повідомляється тут, спостерігалися на іпсилатеральних електродах на рівні, порівнянному з рівнем контралатеральних електродів. Одним із можливих пояснень цього може бути те, що, незважаючи на те, що елементи лише в одному полі зору були релевантними для будь-якого окремого випробування, процес або процеси, чутливі до підвищеної важливості зв’язування контексту в однорідних випробуваннях, були застосовані до всієї візуальної сцени. (Ретинотопічно специфічні ефекти просторової уваги, навпаки, імовірно, видно в латеральних зсувах, які спостерігаються для кожного типу випробувань у двох експериментах.)
Друга, і не несумісна, можливість полягає в тому, що процеси, які є вирішальними для зв’язування контексту пріоритезованої інформації про стимул, задіяні більшою мірою під час кодування цієї інформації в WM (на відміну від наступного періоду затримки). Цю можливість узгоджує той факт, що в обох експериментах ефект неоднорідності вже був помітний у ERP, коли масиви стимулів ще були на екрані. Крім того, лише під час подання зразка ефект був сильнішим на контралатеральних електродах. Якщо це правда, це буде узгоджуватися з припущенням, що зорова робоча пам’ять сама по собі не може бути системою пам’яті, а натомість може бути системою візуального представлення загального призначення, яка може, коли необхідно, зберігати інформацію протягом коротких затримок (Luck і Фогель, 2013, стор. 394). З цієї причини в майбутній роботі може бути цікаво порівняти вплив маніпуляцій з контекстною прив’язкою на випробування з періодами затримки та без них.
