Частина 2: Трансаккадна інтеграція покладається на обмежений ресурс пам’яті

для отримання додаткової інформації:ali.ma@wecistanche.com

Результати і обговорення

Розподіл колірних реакцій відносно кольорів до і після саккади показано для кожного розміру набору на малюнку 2A. Ми визначили зсув до постсаккадичного значення кольору та варіабельності відповіді як кругове середнє та кругове SD) на рівні спостерігача (результати на малюнках 2B, 2C відповідно).

Оцінки кольору дедалі більше зміщувалися в бік збільшення розміру активу після саккадичного стимулу, коливаючись від 4,90 градуса ± 3,13 градуса (середнє значення ± стандартне відхилення) при заданому розмірі один до 14,3 градуса ± 5,4 градуса при встановленому розмірі чотири. Серія байєсівських t-тестів для парних вибірок виявила, що зміщення при наборі розміру два перевищує зміщення при наборі розміру один (BF10=11.7), а зміщення при наборі розміру три, у свою чергу, перевищує зміщення при наборі розміру два (BF10=15.1). Ми отримали слабкі докази на користь відсутності різниці між розмірами третього та четвертого набору (BF01=1.30). Подібним чином варіабельність відповіді також зросла з розміром набору, коливаючись від 21,9 градуса ± 8,1 градуса при розмірі набору один до 37,2 градуса ± 10,6 градуса при розмірі набору чотири. Знайдено байєсівські t-тести парних вибірок

що SD при заданому розмірі два перевищував SD при встановленому розмірі один (BF10=292). SD встановленого розміру три по черзі

Рисунок 2. Результати експерименту 1. (A) Розподіл колірної відповіді для кожного розміру набору, нанесений на графік щодо значень ознак до та після саккади (позначено пунктирними лініями). Стрілки під віссю x вказують на кругове середнє значення кожного розподілу. (B) Середнє кругове зміщення в бік пост-саккадичної функції як функція встановленого розміру. (C) Середнє кругове стандартне відхилення як функція встановленого розміру. Смуги похибок позначають 95-відсотковий довірчий інтервал у межах досліджуваних (O'Brien & Cousineau, 2014).

перевищив SD при встановленому розмірі два (BF10=5.35). Ми знайшли слабкі докази на користь відсутності різниці між третім і четвертим розмірами (BF01=2.76).

Щоб вирішити можливі проблеми, ми дослідили, чи може на наші результати вплинути саккадна поведінка. Відмінності в затримці саккади можуть впливати на тривалість попереднього саккадного впливу, оскільки колір змінювався лише після початку саккади. Ми виявили, що затримки саккади збільшувалися з установленим розміром, коливаючись від

чотири. Цей ефект був підтверджений байєсівськими t-тестами парних вибірок, які виявляли коротші затримки від одного до двох (BF10=96.9), від двох до трьох (BF10=61.1) і від трьох до чотирьох (BF10=7.26). Це виключає затримку саккади як альтернативне пояснення наших результатів: триваліші затримки саккади означають більш тривалий вплив пре-саккадного стимулу, який повинен бути пов’язаний із сильнішим упередженням у бік пре-саккадного кольору. Наші результати показують протилежний ефект. Крім того, ми не виявили систематичного зв’язку між затримками саккади та зміщенням (внутрішній показник Пірсона r {{10}}.015 ± 0,043; Байєсівський t-тест для кореляцій, перетворених Фішером, проти відсутності кореляції, BF{{16 }}.82).

Ексцентриситет пост-саккадичного стимулу відносно пост-саккадічної точки фіксації змінювався залежно від того, чи займала вона одне з внутрішніх чи зовнішніх місць масиву. Попереднє дослідження (Oostwoud Wijdenes et al., 2015) виявило, що упередження в інтеграції відображають відмінності у відносному ексцентриситеті стимулу до і після саккади. Незважаючи на те, що різниця в ексцентриситеті була невеликою, ми припустили, що може бути сильніше упередження в бік пост-саккадичного кольору для предметів у внутрішньому, ніж зовнішньому місці. Однак наші результати не підтвердили різницю в зсуві (внутрішній=9.68 градусів; зовнішній=9.99 градусів; BF01=3.52), хоча існували слабкі докази різниці у SD (внутрішній=30.82 градуси; зовнішній=33.88 градусів; BF10=2.06). Щоб підтвердити, що це не вплинуло на наші результати, ми повторно проаналізували основні ефекти розміру набору з включенням ефекту взаємодії з цільовим розташуванням (внутрішнє проти зовнішнього). Ми виявили, що модель із взаємодією була менш імовірною, ніж найкраща модель без, BF01=29.82 і 6.52 для зміщення та SD відповідно.

Натисніть, щобпорошок екстракту цистанчі для пам'яті

Незважаючи на те, що розташування подразників було обрано рівновіддаленими від точки пресаккадічної фіксації, невеликі відмінності в напрямку погляду протягом періоду передсаккадної фіксації могли вплинути на наші висновки, оскільки вони визначали ексцентриситет сітківки пресаккадичного масиву кольорів (Oostwoud Wijdenes). та ін., 2015). Ми виявили загальну тенденцію до горизонтального зміщення фіксацій від подразників із збільшенням розміру набору. Відмінності в куті погляду коливаються від 0.02 градусів ± 0.11 градусів при встановленому розмірі один до 0,07 градуса ± 0,15 градуса при встановленому розмірі чотири, де додатні значення означають зміщення погляду в бік краю екрана. Тест Байєса виявив слабкі докази на користь відсутності різниці в горизонтальних зміщеннях між наборами розмірів один і два (BF01=1.24) і два і три (BF01=3.04), але докази того, що горизонтальне зміщення при встановленому розмірі чотири був далі від подразників, ніж при встановленому розмірі три (BF10=4.21). Враховуючи

необізнані учасники. Ми виявили, що спостережувана різниця перевищувала 95-й процентиль перетасованих даних лише в одному випадку (для зсуву при заданому розмірі 2).

На закінчення ми демонструємо, що збільшення кількості предметів, представлених перед саккадою, призвело до монотонного зменшення ступеня, до якого інформація до саккади вплинула на судження про колір після саккади. У поєднанні з одночасним збільшенням варіабельності відповіді це свідчить про те, що точність пресаккадної інформації, доступної для транссаккадної інтеграції, зменшилася з розміром набору, відповідно до

величини відмінностей у фіксації та що найбільша різниця у фіксації була між наборами розмірів 3 та 4, де спостерігався найменший ефект у зміщеннях та SD, ми впевнені у виключенні варіацій у пре-саккадній фіксації як пояснення наших результатів . Відповідно до цього, ми знайшли слабкі докази проти кореляції між горизонтальним зміщенням пресаккадної фіксації та зміщенням у оцінках кольору в усіх дослідженнях (r=0.015 ± 0.052; Байєсівський t-тест для кореляцій, перетворених Фішером, проти відсутності кореляції, BF01=2.20). Подібний аналіз розташування пост-саккадної фіксації щодо одиночного пост-саккадичного стимулу виявив лише докази проти ефектів розміру набору (r=0.046 ± 0.042; кореляції проти відсутності кореляції: BF01=3.44 ).

Враховуючи амплітуду необхідної саккади, сильну відтворюваність профілів швидкості саккади (наприклад, Harwood, Mezey, & Harris, 1999), а також низькі затримки айтрекера та дисплея, ми можемо бути впевнені, що переважна більшість змін кольору відбулася. поки око рухалося. Однак ми не можемо виключити можливість того, що деякі зміни відбулися до або після саккади, особливо під час випробувань, які були перервані через аномальні рухи очей. Щоб дослідити, чи були якісь зміни видимі учасникам і чи могло це вплинути на наші результати, ми провели структуроване підведення підсумків після експерименту, яке виявило, що більшість учасників не знали про зміну кольору. Чотири з 14 учасників вказали, що вони знали, що колір диска може змінитися під час випробування. Виключення цих учасників не змінило загальної картини результатів. Для формального порівняння між учасниками, які повідомили про те, що знали та не знали про зміну, ми виконали байєсівський дисперсійний аналіз зі змішаними ефектами, який не виявив основного впливу обізнаності на упередження (BF01=1.39) або SD (BF{ {6}}.81). Модель, обмежена основним ефектом розміру набору, надала перевагу над моделлю, включаючи ефекти розміру набору, обізнаності та їх взаємодії (для упередженості: BF=4.24; для SD: BF=7). 11). Крім того, ми провели тест на перестановку, випадково перетасувавши позначки між учасниками та обчисливши різницю в упередженості та SD між випадково призначеними групами. Цей процес повторювався 10, 000 разів, щоб оцінити очікуваний розподіл різних заходів, якщо не було реальної різниці між усвідомленими. Друга ключова властивість зорової робочої пам’яті полягає в тому, що ресурси можна гнучко розподіляти на стимули відповідно до їх пріоритету для зберігання. Дослідження з використанням попередніх сигналів привернення уваги (Bays, 2014; Bays & Husain, 2008; Oberauer & Lin, 2017; Schmidt et al., 2002; Yoo et al., 2018) продемонстрували покращене запам’ятовування предметів, які є візуально помітними або завданнями. актуальні. Якщо пре-саккадна інформація зберігається в сховищі з обмеженими ресурсами, тоді ми очікуємо, що перед-саккадний колір елемента, переданого перед саккадою, так само зберігатиметься з вищою точністю. Як наслідок, інтегровані оцінки будуть сильніше зміщені в бік передсаккадичного кольору. Експеримент 2 є перевіркою цього передбачення.

метод

Учасники

П’ятнадцять учасників (11 жінок) віком від 18 до 34 років (середнє=26.1) брали участь в експерименті 2.

Дизайн і процедура

Приклад пробної послідовності для експерименту 2 можна побачити на малюнку 3. Дизайн був ідентичний умові встановленого розміру чотири в експерименті 1, за такими винятками: ми ввели три умови підказки з однаковою частотою: «дійсний», «недійсний» і "без репліки". Недійсні та недійсні умови, після початкових 500 мс фіксації, темно-сіра (54,9 кд/м2) стрілка була показана протягом 500 мс, вказуючи на одне з чотирьох місць розташування стимулу. Репліка не накладалася на розташування стимулу, щоб уникнути змін контрасту навколо репліки, які могли б заважати обробці кольору. У дійсних випробуваннях предмет, на який вказує сигнал, згодом досліджувався (приклад на малюнку 3, нижня панель). У недійсних випробуваннях один із трьох інших елементів досліджувався з рівною ймовірністю. Тому що було чотири предмети та рівна ймовірність того, що репліка є

Рисунок 3. Приклад пробної послідовності для експерименту 2 із зображенням трьох із дев’яти можливих комбінацій умов (не в масштабі). Пунктирні червоні кола представляють фіксацію погляду. Пунктирна червона стрілка позначає вектор саккади. Зміна кольору вводилася, як тільки позиція погляду перетинала вертикальну середню лінію екрана. Зміни кольорів перебільшені з метою ілюстрації.

дійсний чи недійсний у будь-якому окремому випробуванні, активований елемент мав утричі більшу ймовірність бути дослідженим, ніж будь-який неактивований елемент, забезпечуючи стимул для визначення пріоритетності його зберігання. Учасникам було чітко сказано про ймовірнісну достовірність репліки. Випробування без підказок відбувалися за тим самим часом, що й дійсні та недійсні випробування, з тією лише різницею, що не було показано жодної стрілки.

Завдання включало випробування, в яких був представлений лише попередній або лише постсакадичний стимул

який досліджуваний стимул був пред’явлений до і після саккади, позначений як ОБИВА випробування (див. приклад на малюнку 3, нижня панель), відбувався так само, як чотири випробування встановленого розміру в експерименті 1. Тобто,

чотири предмети були представлені перед саккадою, лише один залишався видимим після саккади (предмет із підказкою на дійсних випробуваннях і невключений елемент у недійсних і без випробувань), і цей предмет було вказано для звіту літерою, що відповідає його розташуванню всередині колірне коло.

Дослідження, проведені лише перед використанням, були ідентичними ОБИВАм дослідженням, за винятком того, що досліджуваний елемент було видалено під час саккади (див. приклад на малюнку 3, верхня панель). Замість нього не з’явилося заповнювача, щоб уникнути будь-якого впливу зворотного маскування. У випробуваннях лише POST елементи перед саккадою були замінені чотирма крапками-заповнювачами під час руху очей (див. приклад на Мал. 3, середня панель).

Рисунок 4. Результати експерименту 2. (A) Середнє кругове зміщення в бік пост-саккадного кольору в умовах БОТА, як функція дійсності сигналу. (B) Середнє кругове стандартне відхилення в кожній умові презентації як функція дійсності сигналу. (C) Розподіл звіту про колір в умові БОТА для всіх валідностей сигналів. Стрілки під віссю x вказують на кругове середнє значення розподілу. Фіолетова пунктирна лінія позначає модельне прогнозування ОБОДИХ умов, отриманих із умов лише ДО та ПІСЛЯ. Смуги похибок позначають 95-відсотковий довірчий інтервал у межах досліджуваних (O'Brien & Cousineau, 2014).

Маніпуляції валідністю підказки та часом презентації були повністю врівноважені, що призвело до дев’яти умов. Учасники пройшли вісім блоків, розподілених між двома експериментальними сесіями по чотири блоки в кожному. Кожен блок включав 99 випробувань (11 на умову, випадково чергувалися), що склало загальну суму

сеансів було проведено протягом 1 тижня. На початку першого сеансу учасники завершили тренувальний блок з рухів очей (дослідний експеримент 1), потім був практичний блок з 33 випробувань, які не включали лише випробування з підказками, і другий практичний блок з 27 випробувань, що включали всі експериментальні умови.

Аналіз

Зміщення та варіабельність обчислювалися так само, як і в експерименті 1. Зауважте, що колірні відповіді відображалися лише для випробувань в ОБИВАХ умовах.

Результати і обговорення

Ми очікували, що підказка про передсаккадний елемент надасть пріоритет його обробці та підвищить точність збереженихпам'ятьвміст. У дійсних випробуваннях це має зменшити похибку до значення пост-саккадного кольору та зменшити мінливість помилок порівняно з випробуваннями без підказок.

Щоб підтвердити, що сигнал був ефективним у модулюванні поведінки, ми проаналізували мінливість помилок кольору в умовах лише ПОПЕРЕД і лише після. В умові лише PRE (блакитні символи на малюнку 4B) SD був нижчим у дійсних випробуваннях (47,4 градуса ± 25,4 градуса), ніж у випробуваннях без сигналу (77.0 градусів ± 19,7 градуса; BF{{12 }}). SD у недійсних випробуваннях був у середньому вищим (86.2 градуси ± 24.6 градуси), хоча існували лише слабкі докази різниці з випробуваннями без підказок (BF10=2.05). У стані лише POST, як показано синіми символами на малюнку 4B, не було виявлено різниці в SD між основними умовами (повторно виміряний байєсівський дисперсійний аналіз, BF01=4.44). Ця модель результатів підтверджує, що маніпуляції з підказками були ефективними для модулювання точності пред-саккадичного представлення підказки, але не впливали на пост-саккадну обробку.

Далі ми розглянули вплив підказок на інтеграцію в умові BOTH. Оцінки кольору в дійсних випробуваннях були менш зміщеними в бік пост-саккадичного кольору, ніж у випробуваннях без підказок (14,2 градусів ± 4.0 градусів проти 20.0 градусів ± 3,4 градусів; BF{{9 }}.49 × 105), що узгоджується зі збільшенням ваги попереднього саккадичного кольору елемента, заснованого на надійності. Зміщення кольорів у недійсних пробах (19,9 градусів ± 3,90 градусів) не відрізнялося від проб без підказок (BF01=3.79). Це в цілому узгоджується зі слабким впливом недійсних сигналів на варіабельність, що спостерігається в умові лише PRE.

Обліковий запис гнучкого ресурсу передбачає, що підвищена невірність для елемента з підказкою повинна відповідати зменшенню невірності для елементів без підказки, і це спостерігалося в попередніх дослідженнях візуальної роботипам'ять(наприклад, Bays, Gorgoraptis, Wee, Marshall, & Husain, 2011; Gorgoraptis, Catalao, Bays, & Husain, 2011). Неможливість знайти явний недійсний ефект підказки в цьому дослідженні може відображати той факт, що, в той час як користь від дійсної підказки нараховується лише до підказки, відповідна вартість недійсної підказки розподіляється між усіма невідповідними елементами (3 у цьому справа). Як наслідок, очікувані наслідки недійсних сигналів є меншими, і їх важче виявити, ніж ефекти дійсних сигналів.

Оцінки мінливості для умов БОТА показані фіолетовими символами на малюнку 4B. Стандартне відхилення в дійсних випробуваннях (22,6 градуса ± 3,9 градуса) було нижчим, ніж стандартне відхилення в випробуваннях без репліки (29,3 градуса ± 6,5 градуса; BF10=35.63). Чисельно SD у недійсних випробуваннях перевищував SD у випробуваннях без репліки (32,8 градуса ± 9,1 градуса), хоча докази цієї різниці були слабкими (BF10=2.43). Варіабельність в ОБОДИХ дослідженнях була нижчою, ніж варіабельність у випробуваннях лише з ПОПЕРЕДНІМ тестуванням у кожному стані підказки (найнижчий BF10=22.4). Однак ми не виявили послідовного зменшення варіабельності порівняно з умовою лише після POST: для недійсних (BF10=26.6) і без підказок (BF10=13.5) умов показали ОБИДВА умови вищий SD, тоді як існували докази відсутності різниці в дійсному стані (BF01=3.55).

З огляду на те, що стандартне значення в обох умовах було вищим, ніж у стані лише після POST, очевидно, що ефективність не продемонструвала переваги, передбаченої оптимальною інтеграцією, на відміну від деяких попередніх досліджень, що тестували один стимул (Ganmor et al., 2015). ; Wolf & Schutz, 2015). Фіолетова пунктирна лінія на малюнках 4A та 4B відповідає прогнозованій продуктивності на основі оптимально зваженого середнього даних лише до та після. У той час як наслідки умови підказки були очікуваними (зменшення зміщення в бік пост-саккадичного кольору та зменшення SD для дійсних підказок) і якісно збігалися з емпіричними даними з умови БОТА, оптимальна модель інтеграції постійно переоцінювала упередження в бік

постсаккадний колір і недооцінений SD. Ми розглянемо можливі пояснення цього в Загальній дискусії.

Як і в Експерименті 1, ексцентриситет пост-саккадичного стимулу відносно пост-саккадної точки фіксації змінювався залежно від того, чи займала вона одне з внутрішніх чи зовнішніх місць масиву, що, можливо, призводило до більш сильного зміщення в бік пост-саккадичного кольору для елементів у внутрішніх, ніж зовнішніх місцях. Знову ж таки, наші результати не підтвердили різницю у зміщеннях (внутрішній=17.21 градус; зовнішній=18.61 градус градус; BF10=1.01), хоча тепер є вагоміші докази для різниця в SD (внутрішній=26.39 градусів; зовнішній=30.58 градусів; BF10=5.72). Щоб підтвердити, що це не вплинуло на наші результати, ми повторно проаналізували основні ефекти розміру набору з включенням ефекту взаємодії з цільовим розташуванням (внутрішнє проти зовнішнього). Ми виявили, що модель із взаємодією була менш імовірною, ніж найкраща модель без, BF01=5.44 і 1.86 для зміщення та SD відповідно.

Рух очей є ключем до здатності чітко бачити світ (Yarbus, 1967). Ці рухи очей компенсують обмежену роздільну здатність периферійного зору людини, підтримуючи накопичення відповідної візуальної інформації під час послідовних фіксацій (Irwin & Andrews, 1996). У двох експериментах ми досліджували природу представлення пресаккадичного введення, доступного для інтеграції. В експерименті 1 ми виявили, що збільшення кількості пресаккадичних елементів монотонно зменшує відносну вагу пресаккадичного представлення в інтегрованій оцінці, що відповідає зниженню неточності пресаккадичного представлення. У експерименті 2 ми виявили, що дійсна попередня підказка, яка підсвічує один елемент у передсаккадному відображенні, призвела до збільшення відносної ваги передсаккадичного представлення в інтеграції порівняно з умовою без підказки. Це означає, що був представлений пріоритетний елемент

з підвищеною точністю в попередньому саккадному магазині. Як зниження невірності з установленим розміром (Bays & Husain, 2008; Schneegans et al., 2020; van den Berg et al., 2012; Zhang & Luck, 2008), так і гнучкість у розподілі

(Gorgoraptis et al., 2011; Oberauer & Lin, 2017; Schmidt et al., 2002; Yoo et al., 2018) є характерними якостями візуальної роботипам'ять, часто теоретизована до- та пост-саккадна надійність була справді такою ж високою

Подяки

За підтримки Wellcome Trust (грант 106926 PMB).

Доступність даних: дані та код, пов’язані з цим дослідженням, є загальнодоступними за адресою https://osf.io/v27y6/.

Комерційні відносини: відсутні.

Автор для кореспонденції: Гаррі Конг.

Електронна адреса: gk426@cam.ac.uk.

Адреса: Кембриджський університет, Downing St., Cambridge, CB2 3EB, UK.

*ГК і ЛМК внесли однакову участь у цій роботі.