Контекстното обвързване във визуалната работна памет се отразява в двустранните потенциали, свързани със събития, но не и в дейността за контралатерално забавяне, част 2
Sep 06, 2023
Свързан с събитието потенциален анализ
За да анализираме амплитудите на ERP, ние генерирахме два сигнала на опит чрез осредняване на два клъстера от латерални задни електроди, един отляво на средната линия и един отдясно (Fukuda et al., 2015a). След това направихме осредняване на опитите, за да генерираме осреднени сигнали, които бяха контралатерални или ипсилатерални спрямо репликата, и накрая създадохме вълна на „разликата“, като извадихме ипсилатералните сигнали от контралатералните сигнали. За задачата за забавено разпознаване, статистическите анализи от основен интерес се фокусираха върху периода на забавяне чрез осредняване в прозорец от 650 ms, простиращ се от 200 ms след отместването на масива от проби до 50 ms преди началото на сондата (Vogel и Machizawa, 2004).
За вълната на разликата този прозорец на забавяне е CDA. Сигналите за период на забавяне от контралатерални и ипсилатерални изпитвания бяха анализирани с трипосочна ANOVA с повторени измервания (с фактори на страничност, хомогенност и натоварване; с post hoc последващи тестове, както е подходящо. CDA бяха анализирани с двупосочна повторна оценка -измерва ANOVA с вътрешно-субектни фактори на хомогенност и натоварване.В случай на значителни взаимодействия бяха проведени post hoc тестове за сравняване на CDA между хомогенни и хетерогенни набори от памет във всеки размер на набора.
Освен това проведохме два набора от анализи, за да оценим ефектите на два евентуално объркващи фактора. За да оценим възможните ефекти от категорията на стимула сама по себе си, сравнихме CDAs за 1O срещу 1C срещу 1L изпитвания от хетерогенни блокове. За да оценим възможните фактори на ниво блок (напр. ако се приемат различни стратегии по време на хетерогенни срещу хомогенни блокове), ние сравнихме CDA от 1O изпитвания от хомогенни блокове спрямо CDA от 1O изпитвания от хетерогенни блокове.
Същите процедури за анализ бяха проведени и върху данни от периода на представяне на пробата, дефиниран чрез осредняване през прозорец от 500 ms, започващ 200 ms след началото на масива на пробата.
Резултати
Поведенчески резултати
Проверката на Фигура 1B предполага, че оценките на k са били по-високи за хетерогенни, отколкото за хомогенни комплекти памет при натоварвания 3 и 5, ефект, потвърден от взаимодействие на натоварването на хомогенността при ANOVA с повтарящи се измервания (F(2,54)=11.995 , p , 0.001). Последващи сдвоени t тестове не откриха разлика между хомогенни и хетерогенни изпитвания при размер на набор 1 (t(27)=1.496, p=0.147), но значително по-високи стойности за хетерогенните, отколкото за хомогенните опити при набор от размери 3 и 5 (t стойности. 4.057, p стойности, 0.001).
ERP резултати
Контралатерални и ипсилатерални вълнови форми. За периода на представяне на стимула, сигналът при контралатералните и ипсилатералните електроди се увеличава монотонно с зададения размер (фиг. 2A, B), трипосочният ANOVA открива трипосочно взаимодействие на латералност, натоварване и хомогенност (F(1,23) ) = 11.470, p=0.0025). При контралатералните електроди основните ефекти на хомогенността и размера на комплекта бяха както значими (F стойности .6,228, p стойности 0.02), така и факторите не си взаимодействаха (F(2,46) {{16} }.055, p=0.140). При ипсилатералните електроди, въпреки че имаше хомогенност чрез взаимодействие на зададен размер (F(2,46)=3.717, p=0.031), post hoc t тестовете не успяха да открият никакви разлики между хомогенни и хетерогенни блокове при произволен зададен размер (t стойности, 1,695, p стойности, 0,104.). За сравнение на 1O, 1C и 1L опити при контралатерални електроди (фиг. 3A), еднопосочната ANOVA установи основен ефект (F(2,46)=4.758; p=0. 013), с post hoc t тестове, показващи, че 1O изпитвания са значително по-големи по амплитуда от 1L изпитвания (t(23)=3.245, p=0.004) и числено по-големи от 1C изпитвания (t (23)=1.953, p=0.063), а опитите 1C и 1L не се различават (t(23)=0.815, p=0.423 ). Еднопосочният ANOVA за 1O, 1C и 1L опити при ипсилатерални електроди не успя да намери доказателства за каквито и да е разлики (F(2,46)=2.040; p=0.412). Сравнението на стойностите на представяне на пробите от 10 изпитвания в хомогенни спрямо хетерогенни не даде доказателства за каквито и да било разлики (t стойности, 0,635, p стойности, 0,434; Фиг. 3B).
Сигналът на периода на забавяне също се увеличава монотонно при контралатералните и ипсилатералните електроди (фиг. 2C), с трипосочна ANOVA, показваща основен ефект на хомогенност, който се доближава до значимостта (F(1,23)=3.723, p=0.066) и двупосочно взаимодействие между страничност и натоварване (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), ефекти, отразяващи разликите между контралатералните и ипсилатералните сигнали, които, когато се извадят, произвеждат CDA. Сравненията по двойки показват, че сигналите са по-големи в хомогенни и хетерогенни блокове при зададени размери 1 и 3 (t стойности .2.175, p стойности 0.039), но са сравними при зададен размер 5 (t стойности 0.586, p стойности 0.326). За сравнение на 1O, 1C и 1L опити (фиг. 3A), еднопосочните ANOVA не откриха доказателства за разлики при контралатерални или ипсилатерални електроди (F стойности, 1,204, p стойности, 0,309). Сигналът за периода на забавяне от 10 изпитвания е числено, но не значително, по-висок при хомогенни спрямо хетерогенни блокове както при контралатералните (t(23) = 1.475, p=0.153), така и при ипсилатералните (t (23)=1.793, p=0.086) електроди (фиг. 3B).
Контралатерални минус ипсилатерални разностни вълни. За периода на представяне на стимула вълните на разликата нарастват монотонно и в двете състояния на паметта (двупосочен ANOVA; основен ефект от размера на набора: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001) и като цяло бяха по-големи по величина в хомогенни опити, отколкото в хетерогенни опити (основен ефект на хомогенност: F(1,23)=11.47, p=0.003), като взаимодействието се доближава до значимост (F(2,46)=2.703, p=0.078; Фиг. 2A,B). Post hoc t тестове разкриха разлики при зададени размери 1 и 3 (t стойности . 2,912, p стойности , 0,008), но няма разлика при зададен размер 5 (t(23)=0.923, p=0). 336). Еднопосочните ANOVA не откриха доказателства за разлики между 1O, 1C и 1L опити (F(2,46)=2.125, p=0.131; Фиг. 3A) или между 1O опити от хомогенни спрямо хетерогенни блокове (t(23)=1.475, p=0.785; Фиг. 3B).
За периода на забавяне (т.е. CDAs) вълните на разликата нарастват монотонно и в двете условия на паметта (двупосочен ANOVA; основен ефект от размера на набора: F(2,46) = 9.499, p , {{5} }.001), но те не се различават по хомогенност (F(2,46)=0.149, p=0.703), и двата фактора не си взаимодействат (F(2,46 )=0.559, p=0.576; Фиг. 2C). Еднопосочните ANOVA не откриха разлики между 1O, 1C и 1L опити (F(2,46)=0.155, p=0.857; Фиг. 3A) или между 1O опити в хомогенни спрямо хетерогенни блокове (t(23) = 0.183, p=0.857; Фиг. 3B).
Междинна дискусия
Поведенческите резултати от експеримент 1 разкриват по-ниски k стойности за хомогенни, отколкото за хетерогенни набори от памети при размери на набори 3 и 5. Този модел е в съответствие с резултатите, получени в предишни проучвания, които също манипулират хомогенността (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) и е в съответствие с нашето намерение да създадем условие – хетерогенни набори от памети – което прави по-малки изисквания за контекстно обвързване, отколкото хомогенните набори от памет, съдържащи същия брой елементи. В допълнение към контекстното обвързване обаче има и други фактори, които могат да обяснят превъзходната производителност с хетерогенни набори памет. Едната е, че различимостта на характеристиките на стимула, които се съхраняват в работната памет, може да бъде по-ниска с хомогенни набори от памети поради сходство между елементи. Освен това, тази разлика в различимостта на характеристиките ще се усложни само ако опитите са блокирани от типа на стимула, както беше в експеримент 1. Това е така, защото се очаква блоковете с хомогенни набори от памет да генерират по-високи нива на продължителна проактивна намеса (Wickens et al. , 1963). Отбелязваме обаче, че фактът, че ефективността е била идентична при 10 изпитвания от двете състояния, е неуспех да се видят доказателства за различни ефекти от проактивната намеса. Независимо от това, за да се справи с това конкретно объркване, експеримент 2 включва хомогенни и хетерогенни опити.
Обръщайки се към съответните ERP данни, сигналът за периода на забавяне от контралатералните и ипсилатералните електроди е по-голям при хомогенни опити, отколкото при хетерогенни опити. Това предполага, че някаква умствена операция, различна от задържането на елемент, per se, е била ангажирана от хомогенни опити. (Тази разлика също присъства числено между 10 опити, макар и само да се доближава до значимостта при ипсилатералните електроди.) От основен теоретичен интерес, контралатералното – ипсилатералното изваждане, проведено за създаване на CDA, премахна разликите между условията в сигналите. По този начин фактът, че манипулирането на хетерогенността засяга еднакво сигналите от контралатералните и ипсилатералните електроди, е несъвместим с възможността част от чувствителността на натоварването на CDA да отразява свързаните с натоварването разлики в контекстното свързване.
Интересно (и неочаквано), амплитудите са по-високи при хомогенни опити, отколкото при хетерогенни опити, при контралатерални електроди, по време на представяне на стимула, и този ефект също е стабилен при вълната на разликата. Това повдига възможността операциите, свързани с обвързването на контекста, за които се предполага, че са по-големи в хомогенното състояние, да бъдат ангажирани предимно по време на кодиране. Една възможна загриженост относно това заключение е, че нашият дизайн обърка хомогенността с категорията на стимулите - тоест, хомогенните опити бяха използвани само като стимули за ориентация. [Наистина, по-рано беше съобщено, че CDA може да бъде по-висок за ориентации, отколкото за други категории стимули (Woodman and Vogel, 2008).]. По този начин фактът, че сигналът за представяне на пробата е бил най-висок за 1O опити (срещу 1C и 1L) при контралатерални електроди (фиг. 3A) означава, че не можем да изключим възможността моделът, наблюдаван в данните за представяне на пробата, да се дължи на стимул ефекти, а не към контекстно обвързващи изисквания. Необходимостта да се възпроизведе и изясни това откритие беше една от причините за провеждането на експеримент 2.
Нулевата констатация за CDA в експеримент 1 предполага, че той може да не е пряко сравним с fMRI сигнала с период на забавяне от IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), факт, който може да усложни интерпретацията на по-ранни влиятелни fMRI проучвания (Todd и Marois, 2004; Xu и Chun, 2006). Това е още една причина, поради която беше важно да се повтори този резултат във втори експеримент. Освен това, за да се справим с неяснотата какъв фактор или фактори могат да обяснят по-ниските оценки на капацитета за хетерогенни набори от памет (фиг. 1B; т.е. обвързване на контекста срещу различимост), за експеримент 2 ние модифицирахме задачата, като я направихме забавено извикване (т.е. „забавена оценка“). Това би позволило оценката на прецизността на паметта (мярка, която е по-силно свързана с възможността за разграничаване) и неправилното свързване (може да се тълкува като индекс на неуспехите на контекстното свързване). Планирахме да анализираме данните с два модела – смесен модел (Bays et al., 2009) и модел на конкуренцията за объркване на целта (TCC) (Schurgin et al., 2020) – тъй като беше отбелязано, че тези модели правят различни теоретични предположения и може да доведе до различни резултати (Williams et al., 2022).
Експеримент 2
Материали и методи
Тридесет и един доброволци с дясна ръка (20 жени; възрастов диапазон 19–26 години; средна възраст 19, 9 години; SD, 2, 04) участваха в ЕЕГ експеримента срещу заплащане (ренминбин (RMB), 30/ч). Един беше изключен от анализите поради лошо поведенческо представяне, което доведе до крайно n от 30. Всички субекти предоставиха писмено информирано съгласие съгласно процедурите, одобрени от Институционалния съвет за преглед. Субектите са имали нормално или коригирано до нормално зрение, без противопоказания за ЕЕГ и без докладвана анамнеза за неврологично или психиатрично заболяване. Освен това 34 независими субекта (24 жени; възрастов диапазон 18–34 години; средна възраст 21,4 години; SD 4,02) бяха наети да изпълнят три задачи за психофизично сходство със стимули, включващи ориентационни петна, цветни петна и светлинни петна, извлечени от набор от стимули, използвани в експериментите с ЕЕГ. Получените данни бяха използвани за изчисляване на показатели за психофизично сходство, които бяха използвани при монтиране на TCC модела (Schurgin et al., 2020) към поведенческите резултати от ЕЕГ експеримента.
Стимули и процедура
Задача за отложено извикване. Всеки блок съдържа 120 опита, всеки от 1O, 1C и 1L опити, 120 3O опити и 120 1O1C1L опити. Всички стимули бяха същите като в експеримент 1, както и пространственото разположение на дисплеите на пробите (с изключение на това, че при опити 1O1C1L всяка категория можеше да се появи на всяко от трите възможни места) и както беше времето на събитията от сигнал до забавяне . След закъснението от 900 ms, извикването беше подканено с началото на кръгъл участък със същия размер като пробните стимули и заемащ местоположението на един от елементите от набора стимули, заедно с пръстен (т.е. „колело за отговор“) с радиус към външния му ръб от 9,2 градуса и ширина от 2 градуса и курсор при централна фиксация.
Непрекъснато вариращи около колелото за отговор бяха всички възможни стойности на категорията на елемента, който трябва да бъде извикан. За ориентация това беше изобразено като 20 еднакво разположени черни ленти (0.05 градуса 1,8 градуса), вариращи в ориентация от 0–171 градуса, на стъпки от 9 градуса; за цвят и осветеност, това беше изобразено като 180 еднакво раздалечени стойности (съответно образувайки кръгло цветно колело или линейна прогресия от бяло към черно). Колелото за реакция на ориентация варираше непредсказуемо от опит до опит, за да обезсърчи планирането на реакция по време на забавянето. В началото на дисплея за припомняне, пластирът на стимула се появява с произволна стойност на тестваната категория и веднага щом субектът започне да движи курсора чрез компютърна мишка, пластирът на стимула приема стойността, съответстваща на местоположението на отговора колело, което е най-близо до курсора.
Стойността на пластира на стимула варира в реално време с позицията на курсора, докато субектът регистрира отговора си чрез позициониране на курсора върху място на колелото за отговор и щракване с мишката. Прозорецът за отговор започна на 300 ms след началото на сондата и продължи 4 s, след което времето за изчакване изтече. По време на експеримента цветът на фона на екрана беше сив ([0.5, 0.5, 0.5]; Фиг. 4A). Обърнете внимание, че за изпитанията 1O1C1L, тъй като идентичността на колелото за отговор показва елемента, който трябва да бъде извикан, това прави информацията, предадена от местоположението на пластира на стимула, излишна. Свързано с това, не беше възможно да се направи грешка при размяна на изпитания 1O1C1L.
Задачи за психофизическо сходство. Всеки блок включваше експеримент за сходство на Likert, структуриран според експеримента за сходство на цветовете на Likert на Schurgin et al. (2020). Всеки субект завърши три блока в произволен ред. В блока „сходство на цветовете“ субектите оценяват сходството на две цветни петна, представени едновременно по скала на Likert, варираща от 1 (най-малко сходни) до 7 (най-сходни). Цветовете бяха избрани от същия кръг, използван за начертаване на цветове за ЕЕГ експерименталните стимули на настоящото изследване в CIE L*a*b* цветово пространство (L=70, a=20, b {{5 }}; радиус, 60), но се състоеше от 360 възможни цветови стойности, които бяха равномерно разпределени по окръжността. Цветовата двойка за всеки опит беше избрана чрез първо избиране на произволен начален цвят от колелото и след това избиране на отместване към втория цвят от набора [0 градуса, 5 градуса, 10 градуса, 20 градуса, 30 градуса, 40 градуса, 50 степен, 60 градуса, 70 градуса, 80 градуса, 90 градуса, 120 градуса, 150 градуса, 180 градуса]. В друг блок („подобие на осветеност“), субектите преценяват сходството на две петна на осветеност. Стойностите на яркост бяха избрани от пълния диапазон на яркост с 256 възможни RGB стойности. Двойката във всеки опит беше избрана чрез първо избиране на произволна начална яркост и след това избиране на отместване към втората яркост от набора [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] в RGB пространство. В последния блок („сходство на ориентация“) субектите преценяват сходството на две петна за ориентация. Ориентациите бяха избрани от 180 градусово пространство със 180 възможни стойности. Двойката във всеки опит беше избрана чрез първо избиране на произволна начална ориентация и след това избиране на отместване към втората ориентация от набора [0 градуса, 2,5 градуса, 5 градуса, 10 градуса, 15 градуса, 20 градуса, 25 градуса, 30 градуса , 35 градуса, 40 градуса, 45 градуса, 60 градуса, 75 градуса, 90 градуса]. Преди всеки блок на субектите бяха дадени инструкции в контекста на два примера. В един пример двата цвята/осветеност/ориентации бяха идентични (т.е. с отместване=0). Субектите бяха инструктирани да класират такива опити със "7." В друг пример, двата цвята/осветеност/ориентации бяха максимално различни и субектите бяха инструктирани да класират такива опити с "1." Ние не инструктирахме субектите как да реагират при междинни опити. Както в изследването на Schurgin et al. (2020), субектите бяха инструктирани да правят своите преценки въз основа на интуитивно визуално сходство. Ние също ги инструктирахме да повтарят проста дума („the“) по време на опита, за да сведат до минимум вербализацията на стимулите. Всеки субект завърши три блока от 140 опита (14 компенсации 10 повторения) за общо 420 опита. Субектите изпълняват задачата със свое собствено темпо, като двата стимула остават на дисплея, докато отговорят. Отговорите бяха направени чрез щракване на мишката върху един от седемте номерирани квадрата, начертани под стимулите за цвят/осветеност/ориентация, съответстващи на планираната оценка от 1 до 7.
Поведенчески анализ
Описателна статистика. Времето за реакция (RT) се определя като латентността между началото на сондата и реакцията на щракване с мишката, а грешката на реакцията като разстоянието в градуси между реакцията и стойността на изследвания елемент. Опитите без отговори бяха изключени от всички анализи.
Моделиране на смеси. За опити 1O и 1O1C1L, разпределенията на грешките в отговора бяха подбрани чрез двуфакторен смесен модел, който оценяваше дела на опитите, при които субектите си припомниха целта (pT) и вероятността от произволни предположения (pU), както и прецизността на отговорите (Œ). За 3O опити в модела беше включен и трети фактор, вероятността за припомняне на нецелите (pN). Параметрите бяха получени с оценка на максималната вероятност с помощта на рутинни процедури на MATLAB (достъпни на http://www. bayslab.com; Bays et al., 2009). За да се проучи как контекстно обвързващата разлика в търсенето между хомогенни и хетерогенни изпитвания е повлияла на извикването на работната памет, еднопосочните ANOVA с многократни измервания са проведени отделно за RT, необработена грешка в отговора и параметрите за напасване на модела. За оценки на модела се съсредоточихме върху Œ и pT, тъй като pU беше силно колинеарно с pT в 1O и 1O1C1L опити (т.е. pU 1 pT=1). Имайте предвид, че pN може да бъде оценено само в 30 опити. pN, оценен от 3O опити, осигурява мярка за ефикасност на обвързване с контекста, тъй като грешка при размяна съответства на опит, при който субектът погрешно си спомня кой елемент се е появил на изследваното място. Един субект беше изключен от ЕЕГ анализите поради лошо представяне на припомнянето (в състояние 1O, техният процент на отгатване беше .50%) и така 30 субекта бяха включени в поведенческия анализ.
Състезателен модел за объркване на целта. За модела TCC първо генерирахме функции за психометрично сходство за стимулите за цвят, яркост и ориентация. За да генерираме тези функции, ние нормализирахме данните за отговора на Likert със Smin=1, Smax=7 и Sx, показващи оценката на всеки опит от 1 до 7, давайки показател за психофизично сходство, така че f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020), за да се включат показателите за психофизично сходство, измерени за всичките три вида стимули, когато се монтира TCC моделът към поведенческите данни от забавеното припомняне задача. За 1O и 1O1C1L опити използвахме TCC модела, както е описано в Schurgin et al. (2020 г.). За 3O изпитания използвахме модела TCC plus, който също оценява грешките при размяната, описани в проучването на Williams et al. (2022). Получените d9 стойности бяха оценени във всяко състояние на паметта и сравнени чрез еднопосочен ANOVA и планирани сдвоени t тестове.
ЕЕГ
Събиране и предварителна обработка на данни. Данните за ЕЕГ бяха записани по време на изпълнение на поведенчески задачи с 64- канална ЕЕГ система ActiveTwo (Biosemi; честота на вземане на проби от 1024 Hz). Електродите Ag-AgCl бяха монтирани съгласно системата 10–20 и импедансите на всички електроди бяха поддържани на 5 kV по време на записа. Същите процедури за предварителна обработка и критерии за изключване бяха проведени с тези в експеримент 1; като следствие, данните от четири субекта бяха изключени, оставяйки окончателно n от 26 субекта, включени в ЕЕГ анализите.
ERP анализ. Анализите бяха проведени със същите процедури като експеримент 1, с единственото изключение, че капачката Biosemi наложи включването на 12 електрода за покриване на същите задни области (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Сигналите за представяне на проба и период на забавяне от контралатерални и ипсилатерални опити бяха анализирани поотделно с двупосочни ANOVA с повтарящи се измервания (с фактори на страничност и условия на паметта (1O, 3O и 1O1C1L опити) и с post hoc последващи тестове Вълните на разликата бяха анализирани с еднопосочни (ANOVA с повтарящи се измервания с фактори на паметта в рамките на субекта и бяха проведени тестове по двойки, ако основният ефект беше значителен.
Резултати
Поведение
Описателни данни. Средната грешка при припомняне е най-ниска за 1O опити, междинна за 1O1C1L изпитвания и най-висока за 3O изпитвания (F(2,58)=172.090, p , {{36} }.001; Фиг. 4B), модел, съответстващ на резултатите от експеримент 1. Последващи тестове по двойки потвърдиха, че грешката за 1O изпитвания е значително по-ниска от тази за 1O1C1L изпитвания и за 3O изпитвания (t стойности .15.387, p стойности 0.001), и че средната грешка за 1O1C1L опити е значително по-ниска от тази за 3O опити (t(29)=3.381, p=0.002). Имаше и основен ефект от типа на изпитването в данните за RT (F(2,58)=19.893, p , 0,001), като тестовете по двойки не разкриват разлика между 1O и 1O1C1L изпитвания (t(29) { {43}}.614, p=0.544), но че и двете са били по-бързи от 3O опити (t стойности .5.142, p стойности 0.001; Фиг. 4B).
Моделиране на смеси. Оценката на прецизността на припомняне (Œ) е значително по-висока за 1O опити, отколкото за 3O изпитвания (t(29)=2.441, p=0.021), но е не се различава от опитите 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). Прецизността на припомняне при опити 1O1C1L беше числено по-висока, отколкото при опити 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; Фиг. 4C). pT при 1O изпитвания беше значително по-високо от двата типа изпитвания с три елемента (t стойности .8,508, p стойности , 0.001), а 1O1C1L и 3O изпитвания не се различаваха (t(29 )=0.327, p=0.746; Фиг. 4C). За 30 опити pN е 0,175 (SD, 0,172), а стойностите на pN са значително 0,0 (p, 0,001).
TCC моделиране. Еднопосочна ANOVA потвърди основен ефект от типа на изпитването за различимост, както е индексирано с d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}}01). Сдвоените t тестове показват, че d9 за 1O опити е значително по-голям, отколкото за 1O1C1L и 3O опити (t стойности .9,391, p стойности , 0.001) и че численото превъзходство на d9 за 1O1C1L относително 3O опити се доближиха до значимост (t(29)=1.884, p=0.069; Фиг. 3D). При 30 опити pN е 0,192 (SD, 0,338%). Тъй като това разпределение беше положително изкривено, като по този начин се наруши предположението за нормалност (k стойности=0.5, p , 0.001), използвахме тест за ранг на Уилкоксън, за да определим, че медианата на разпределението pN е значително .0 ( z=4.7821, p, 0,001).
ERP амплитуда
Контралатерални и ипсилатерални вълнови форми. По време на представянето на стимула, както контралатералните, така и ипсилатералните ERPs бяха модулирани от състоянието на паметта (фиг. 5A, B, леви панели), двупосочният ANOVA открива значително взаимодействие на латералност и състояние на паметта (F(2,50 )=3.647, p=0.033). При контралатералните електроди еднопосочната ANOVA установи, че ERPs се различават в зависимост от условията на паметта (F(2,50)=19.605, p , 0.001 ), а post hoc тест установи, че ERPs са най-малки при 1O изпитвания, междинни за 1O1C1L изпитвания и най-големи за 3O изпитвания (1O срещу 3O, 1O1C1L срещу 3O: t стойности. 5,199, p , 0,001; 1O срещу 1O1C1L: t(25 ) =2.129; p=0.043). При ипсилатералните електроди моделите бяха подобни (F(2,50)=8.929, p , 0.001; 1O срещу 3O, 1O1C1L срещу 3O: t стойности . 3.154, p , 0.004; 1O срещу 1O1C1L: t( 25) =2.221; p=0.036). За сравнение на опити 1O, 1C и 1L при контралатерални електроди, имаше основен ефект на домейна на стимула (F(2,50)=6.768, p=0.003), със сдвоени t тестове, показващи, че амплитудата е по-малко отрицателна за 1C опити, отколкото за 1O и 1L опити (t стойности 3.008, p стойности 0.006), но не се различават между 1O и 1L опити (t(25)=0. 221, p=0.827). Не са открити разлики в ипсилатералните ERPs (F(2,50)=0.992, p=0.378; Фиг. 6A, B, леви и средни панели).
По време на периода на забавяне двупосочният ANOVA разкри значително взаимодействие между страничността и състоянието на паметта (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). За контралатералните форми на вълната, еднопосочната ANOVA разкри значителен основен ефект от състоянието на паметта (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), с последващи сравнения по двойки, показващи, че сигналите за период на забавяне за 3O и 1O1C1L опити са значително по-отрицателни, отколкото за 1O опити (t стойности (25) . 4.0, p стойности 0.001). Освен това и от особен теоретичен интерес, сигналът за периода на забавяне е значително по-отрицателен за 3O опити, отколкото за 1O1C1L опити (t(25)=3.022, p = 0.006). За ипсилатералните вълнови форми моделът беше подобен: еднопосочният ANOVA разкри значителен основен ефект от състоянието на паметта (F(2,50)=7.295, p=0.002) и последващите сравнения по двойки показва, че сигналът за периода на забавяне е значително по-отрицателен за 3O и 1O1C1L опити, отколкото за 1O опити (t стойности (25). 2.0, p стойности , 0.05) и е по-отрицателен на нивото на тенденцията за 3O опити, отколкото за 1O1C1L опити (t(25)=1.731, p=0.094; Фиг. 5C, леви и централни панели). За сравнение на опити 1O, 1C и 1L, само контралатералните вълнови форми бяха модулирани чрез домейн на стимула (F(2,50)=5.374, p=0.008), с последващо проследяване сдвоени t тестове, показващи, че амплитудата за 1L опити е по-отрицателна в 1O и 1C опити (t стойности . 2,796, p стойности , 0,010), и че 1O и 1C опити не се различават (t(25)=1. 005, p=0.324). За ипсилатералните вълнови форми, еднопосочната ANOVA не разкрива доказателства за каквито и да било разлики по домейн на стимул (F(2,50)=1.696, p=0.194; Фиг. 6C, ляв и централен панел ).
Контралатерални минус ипсилатерални разностни вълни. За периода на представяне на стимул, еднопосочната ANOVA разкри основен ефект от състоянието на паметта (F(2,50)=3.647, p=0.033). Сдвоени t тестове не откриха доказателства за разлика между 1O и 1O1C1L опити (t(25)=0.482, p=0.634), доказателство, доближаващо се до значимост, че 3O опити са с по-голяма амплитуда от 1O опити (t(25). 31}}.024; Фиг. 5A, B, десни панели). За сравнение на 1O, 1C и 1L опити, еднопосочната ANOVA откри значителни разлики между домейните на стимула (F(2,50)=11.594, p=0.0025), с последващо сдвоени t тестове, показващи, че амплитудите са по-ниски при 1C опити, отколкото при 1O и 1L опити (t стойности 3,483, p стойности 0,002), но не се различават между 1O и 1L изпитвания (t(25) {{55} }.433, p=0.164; Фиг. 6B, десен панел).
За периода на забавяне (т.е. CDA), еднопосочната ANOVA разкри основен ефект от състоянието на паметта (F(2,50)=5.478, p=0.{ {38}}07), със сдвоени t тестове, показващи, че CDA за 3O изпитвания е с по-голяма амплитуда, отколкото за 1O изпитвания (t(25)=4.102, p, 0,001), и че 1O1C1L спрямо 1O пробна разлика, доближена до значимост (t(25)=1.923, p=0.066); критично, CDA за 3O и 1O1C1L опити не се различават (t(25)=1.101, p=0.282; Фиг. 5A,C, десни панели). За сравнението на 1O, 1C и 1L опити, еднопосочната ANOVA не откри доказателства за каквито и да било разлики (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; Фиг. 6C, десен панел).
Междинна дискусия
Описателните модели в поведенческите данни от експеримент 2 възпроизвеждат тези от експеримент 1: ефект на натоварване и превъзходно представяне при натоварване на -3 при хетерогенни спрямо хомогенни опити. Освен това, оценките на двата модела, които съобразихме с тези данни, бяха като цяло в съгласие относно факторите, лежащи в основата на този ефект на хетерогенност: и двата генерираха ясни доказателства за ролята на обвързването на контекста при 3O опити (под формата на грешки при размяната) и двусмислени доказателства за интерференция между елементите [прецизността (модел на сместа) и d9 (TCC) бяха числено по-високи за 1O1C1L опити, но достигнаха прага за значимост за нито една мярка). Това увеличава нашата увереност, че нашата манипулация на стимул – .хомогенност е успешна при различни изисквания за обвързване на контекста.
Констатациите на ERP също възпроизвеждат общите модели, наблюдавани в експеримент 1, както по време на представяне на пробата, така и по време на периода на забавяне. От основно значение за нашия първоначален въпрос, въпреки че сигналът за периода на забавяне беше по-голям за 3O опити, отколкото за 1O1C1L опити, това беше вярно както за контралатералните, така и за ипсилатералните електроди и след изваждане получените CDA не се различаваха между двата типа опити. По този начин резултатите от експеримент 2 добавят допълнителна подкрепа към заключението, че CDA не индексира контекстно обвързващите изисквания на WM задачите.
По време на представянето на стимула отново наблюдавахме модел, който се различаваше от забавянето: 3O. 1O1C1L разликите, наблюдавани при контралатералните и ипсилатералните електроди, оцеляват след контралатералното – ipsi изваждане. Освен това, резултатите от сравнението на 1O, 1C и 1L опити в експеримент 2 облекчават безпокойството, че резултатите от неговите сравнения 3O срещу 1O1C1L може да се дължат на стимулационни ефекти: само контралатералната форма на вълната беше модулирана от стимулния домейн и това беше амплитуда на 1L опити, която е по-отрицателна от 1O и 1C опити. По този начин, експеримент 2 добавя сила към възможността, че активността в ЕЕГ, свързана със свързването на контекста, може да бъде най-изразена по време на кодирането на стимула.
Генерална дискусия
В два експеримента сравнихме производителността с хетерогенни срещу хомогенни набори памет, манипулация, която променя изискванията за контекстно обвързване. Общият модел на поведенческите резултати от двата експеримента показва, че за натоварвания, по-големи от едно, производителността е по-добра с хетерогенни спрямо хомогенните набори памет. Въпреки че тази разлика се отразява в по-силни ERP сигнали с период на забавяне при хомогенни опити, отколкото при хетерогенни опити, това е еднакво вярно за ипсилатералните и контралатералните електроди, което води до CDA, които не се различават между двете състояния. След като разгледахме някои от предположенията, които са влезли в нашия подход, ще обсъдим няколко последици от нашите резултати за интерпретациите на CDA и, по-общо, за нашето разбиране на VWM.
Манипулацията на хомогенността
Субективният опит ни казва, че когато визуално откриваме и разпознаваме обект, ние неизменно регистрираме и къде се намира той, както по отношение на себе си, така и спрямо други обекти в сцената. Наистина, кодирането на местоположението на елемент може да бъде автоматично и задължително (Logan, 1998). Въпреки това обаче има и доказателства, че след като бъдат кодирани в WM, отделните характеристики на даден елемент могат да бъдат подчертани или премахнати (Marshall and Bays, 2013). Наистина, логиката на нашата процедура беше, че въпреки че всеки от елементите в 1O1C1L или 2O2C1L масив непременно ще заема отделно място, естеството на сондата за памет (експеримент 1) или колелото за извикване (експеримент 2) ще минимизира стимула за субектите да запазят обвързването между всеки артикул и неговото уникално за изпитването местоположение. Първо, местоположението на сондата/колелото винаги е било в съответствие с това на категорията на стимула на тествания елемент, което означава, че от субективна гледна точка местоположението на елемент „не е трябвало“ да бъде запомнено, защото би да бъдат представени отново в края на процеса. Второ, тъй като функцията на стимула, която се тества при всеки опит, се съдържаше изрично в сондата/колелото, функцията за ориентиране на местоположението на сондата/колелото беше излишна.
Една последица от нашия дизайн е, че донякъде парадоксално, той намалява интерпретируемостта на ефект, който е отличителен белег на неуспехите на обвързването на контекста: грешката при размяната. Тоест, въпреки че процентът на грешка при размяна при хомогенни опити може да се приеме като индекс на неуспехите на обвързването на контекста, той не може да се използва за сравнение с хетерогенни опити, тъй като суаповете не са били възможни при последното условие. (Наистина, поради тази причина не можем да изключим възможността субектите също да са свързали погрешно артикул с местоположение при някои хетерогенни опити.) Освен това е важно да се отбележи, когато се разглеждат нивата на грешки при размяната, че тяхната чувствителност към нивото на контекстно-обвързващите изисквания ще варира в зависимост от други фактори. Например, в изследване на fMRI, което също използва манипулация на хомогенност на набор от стимули (3 M срещу 1 M 1 1M2C), процентът на грешка при размяна в хомогенното състояние е пренебрежимо малък. Въпреки че този резултат би могъл да се тълкува като неуспех на манипулацията на хомогенността, алтернативна възможност е, че при 3 милиона изпитвания субектите са набрали по-високо ниво на когнитивен контрол, за да отговорят на повишените изисквания към контекстното обвързване. В съответствие с тази алтернатива, само 3 М проучвания генерират значително по-висок сигнал за период на забавяне във фронтопариеталните области, свързани с контрола на WM (Gosseries et al., 2018).
Последици
Заедно резултатите от тези два експеримента отговарят на един критичен въпрос относно измерванията на ERP за дейността, свързана с WM, и повдигат няколко нови.
CDA не отразява "непредставителни фактори", които се усилват в хомогенни набори от памет
Обикновено CDA се извлича от опити, при които всички елементи в масивите на паметта са изтеглени от една и съща категория, като цветът е най-често използваният. Тъй като размерът на набора се увеличава в такива хомогенни набори от памети, повишените изисквания към фактори, различни от представянето на стимула само по себе си, допринасят за нарастващата трудност. Това беше демонстрирано в представените тук данни чрез по-лошо представяне на забавено разпознаване при 3O опити, отколкото при 1O1C1L изпитвания и при 5O изпитвания, отколкото при 2O2C1L изпитвания в експеримент 1, и чрез по-лошо представяне на забавено повторно повикване при 3O изпитвания, отколкото при 1O1C1L изпитвания в експеримент 2.
Сравними ползи от хетерогенността на набора от стимули също са докладвани в предишни проучвания, използващи други класове стимули, като например с цветове и ориентации срещу само цветове (Olson and Jiang, 2002), с лица и сцени срещу само лица или само сцени (Cohen et al., 2014) и с посоки на движение и цветове срещу само посоки на движение (Gosseries et al., 2018). Въпреки тези модели в поведението, липсата на разлики в CDAs от тези две условия не успява да подкрепи предложението, което мотивира това изследване, което е, че CDA може да индексира, отчасти, работата на когнитивни процеси, различни от активното задържане на идентичности на артикули в WM.2 Вместо това настоящите констатации са в съответствие с гледната точка на Hakim et al. (2019, стр. 238), че „CDA проследява активна поддръжка на обектни файлове, представяния, базирани на елементи, които позволяват на наблюдателите да интегрират ансамбъла от функции и етикети, които са свързани с визуални обекти.“
Важно за тази концептуализация е предположението, че "...обектните файлове закотвят епизодичното представяне в определено време и място и са различни от специфичните стойности на характеристиките, които са свързани заедно с обектен файл" Hakim et al. (2019 г., стр. 537). Резултатите, представени тук, предполагат, че това разграничение може да се прилага дори за обекти с една характеристика, тъй като въпреки нечувствителността на CDA към манипулирането на хетерогенността, нашите поведенчески резултати предполагат (на ниво тенденция), че представянето на точната стойност на характеристиката на ориентиран- лентовият стимул се влошава при хомогенни спрямо хетерогенни опити. По този начин, въпреки че CDA проследява броя на елементите, съхранявани в работната памет, изглежда, че не отразява качеството на представянето на стимула.
Невронните корелати на обвързването с контекста на местоположението са поне частично разграничими от пространственото внимание
Няколко проучвания (включително Hakim et al., 2019) показват, че CDA може да се отдели от пространственото внимание. Настоящите резултати предполагат, че същото може да е вярно и за поне някои аспекти на обвързването на местоположението на даден елемент с неговата идентичност. Това е, въпреки че е добре установено, че местата, заети от елементи, задържани по време на непространствени WM задачи, могат да бъдат декодирани/реконструирани от EEG (Foster et al., 2017) и fMRI (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al. , 2020) сигнали, свързаните с хомогенността разлики в докладваните тук ERPs за период на забавяне се наблюдават при ипсилатерални електроди на ниво, сравнимо с това на контралатералните електроди. Едно възможно обяснение за това може да бъде, че въпреки факта, че елементите само в едно визуално поле са били релевантни за всеки отделен опит, процесът или процесите, чувствителни към повишеното значение на обвързването на контекста при хомогенни опити, са били приложени към цялата визуална сцена. (Ретинотопните специфични ефекти на пространственото внимание, за разлика от тях, вероятно се наблюдават в латералните отмествания, наблюдавани за всеки тип опит в двата експеримента.)
Втора и не несъвместима възможност е, че процесите, които са от решаващо значение за обвързването на контекста на приоритизираната информация за стимули, са ангажирани в по-голяма степен по време на кодирането на тази информация в WM (за разлика от последващия период на забавяне). В съответствие с тази възможност е фактът, че и в двата експеримента ефектът на хетерогенността вече беше видим в ERP, докато масивите от стимули все още бяха на екрана. Освен това, само по време на представяне на пробата ефектът беше по-силен при контралатералните електроди. Ако това е вярно, това би било в съответствие с твърдението, че визуалната работна памет може да не е система за памет сама по себе си, а вместо това може да бъде система за визуално представяне с общо предназначение, която може, когато е необходимо, да поддържа информация за кратки закъснения (Luck и Vogel, 2013, стр. 394). Поради тази причина може да е интересно в бъдещата работа да се сравнят ефектите от обвързващи контекста манипулации върху опити с и без периоди на забавяне.
