Pengikatan Konteks dalam Ingatan Kerja Visual Dicerminkan dalam Potensi Berkaitan Peristiwa Dua Hala, Tetapi Bukan dalam Aktiviti Kelewatan Kontralateral Bahagian 2

Analisis potensi berkaitan peristiwa

Untuk menganalisis amplitud ERP, kami menjana dua isyarat setiap percubaan dengan purata merentas dua kelompok elektrod posterior sisi, satu di sebelah kiri garis tengah dan satu di sebelah kanan (Fukuda et al., 2015a). Seterusnya, kami membuat purata merentasi percubaan untuk menghasilkan isyarat purata percubaan yang bertentangan atau ipsilateral kepada isyarat dan akhirnya mencipta gelombang "perbezaan" dengan menolak isyarat ipsilateral daripada isyarat kontralateral. Untuk tugas pengiktirafan tertunda, analisis statistik kepentingan utama tertumpu pada tempoh kelewatan dengan purata merentasi tetingkap 650 ms dari 200 ms selepas mengimbangi tatasusunan sampel kepada 50 ms sebelum onset probe (Vogel dan Machizawa, 2004).

Dengan pengembangan skala perusahaan dan pembangunan pemformatan, sistem ERP telah menjadi salah satu alat penting untuk pengurusan perusahaan. Terdapat juga beberapa perbincangan dan analisis mengenai hubungan antara magnitud sistem ERP dan ingatan.

Pertama sekali, keluasan sistem ERP merujuk kepada skop aplikasi dan keluasan fungsinya. Dengan pembangunan perusahaan dan peningkatan keperluan pengurusan, skop sistem ERP juga akan berkembang dengan sewajarnya. Sebagai contoh, perniagaan kecil mungkin hanya memerlukan pembelian, jualan dan pengurusan inventori yang mudah, manakala perusahaan besar perlu meliputi lebih banyak bidang, seperti sumber manusia, kewangan, pengeluaran dan fungsi lain. Oleh itu, skop sistem ERP adalah berkaitan dengan faktor seperti saiz perusahaan dan perbezaan industri.

Kedua, ingatan merujuk kepada memori dan keupayaan pemprosesan data sistem ERP. Apabila skop sistem ERP meningkat, jumlah dan kerumitan data yang perlu diproses akan meningkat dengan sewajarnya. Oleh itu, ingatan sistem ERP menjadi sangat penting. Sistem ERP yang berkesan seharusnya dapat memproses sejumlah besar data dengan cepat dan mengautomasikan pengumpulan, analisis dan pemprosesan data. Ini boleh meningkatkan kecekapan pengurusan perusahaan dan meminimumkan berlakunya ralat.

Walau bagaimanapun, hubungan antara magnitud sistem ERP dan ingatan bukan sehala. Lebih besar sistem ERP, lebih banyak jumlah data dan kerumitan yang perlu disokong oleh memorinya. Sebaliknya, sistem ERP yang cekap juga akan memberi impak positif ke atas keupayaan pengurusan syarikat, membolehkan syarikat mengendalikan lebih banyak isu perniagaan dan pengurusan dengan lebih baik.

Secara keseluruhannya, amplitud dan ingatan sistem ERP mempengaruhi satu sama lain. Reka bentuk sistem ERP yang munasabah boleh mengambil kira keseimbangan antara kedua-duanya, sekali gus meningkatkan kecekapan pengurusan dan daya saing perusahaan. Oleh itu, apabila mereka bentuk dan memilih sistem ERP, perusahaan harus menyesuaikan sistem yang memenuhi keperluan mereka sendiri, dan pada masa yang sama menumpukan pada meningkatkan memori sistem dan kecekapan pemprosesan data. Dapat dilihat bahawa kita perlu meningkatkan daya ingatan. Cistanche boleh meningkatkan daya ingatan dengan ketara kerana pes daging adalah bahan perubatan tradisional Cina dengan banyak kesan unik, salah satunya adalah untuk meningkatkan daya ingatan. Keberkesanan daging cincang berasal dari pelbagai bahan aktif yang terkandung di dalamnya, termasuk asid, polisakarida, flavonoid, dll. Bahan-bahan ini boleh menggalakkan kesihatan otak dalam pelbagai cara.

Klik Tahu Memori Jangka Pendek cara menambah baik

Untuk gelombang perbezaan, tetingkap kelewatan ini ialah CDA. Isyarat tempoh kelewatan daripada ujian kontralateral dan ipsilateral dianalisis dengan ANOVA ukuran berulang tiga hala (dengan faktor sisian, homogeniti dan beban; dengan ujian susulan post hoc mengikut kesesuaian. CDA dianalisis dengan pengulangan dua hala. -mengukur ANOVA dengan faktor dalam-subjek iaitu kehomogenan dan beban.Sekiranya berlaku interaksi yang ketara, ujian post hoc dijalankan untuk membandingkan CDA antara set memori homogen dan heterogen dalam setiap saiz set.

Selain itu, kami menjalankan dua set analisis untuk menilai kesan dua kemungkinan faktor yang mengelirukan. Untuk menilai kemungkinan kesan kategori rangsangan per se, kami membandingkan CDA untuk ujian 1O berbanding 1C berbanding 1L daripada blok heterogen. Untuk menilai kemungkinan faktor peringkat blok (cth, jika strategi berbeza digunakan semasa blok heterogen vs. homogen), kami membandingkan CDA daripada ujian 1O daripada blok homogen berbanding CDA daripada ujian 1O daripada blok heterogen.

Prosedur analisis yang sama juga telah dijalankan ke atas data daripada tempoh pembentangan sampel, ditakrifkan dengan purata merentasi tetingkap 500 ms bermula 200 ms selepas permulaan tatasusunan sampel.

Keputusan

Hasil tingkah laku

Pemeriksaan Rajah 1B menunjukkan bahawa anggaran k adalah lebih tinggi untuk set memori heterogen daripada homogen pada beban 3 dan 5, kesan yang disahkan oleh interaksi beban homogeniti dalam ANOVA ukuran berulang (F(2,54)=11.995 , hlm, 0.001). Ujian-t berpasangan susulan mendapati tiada perbezaan antara ujian homogen dan heterogen pada saiz set 1 (t(27)=1.496, p=0.147), tetapi nilai yang jauh lebih tinggi untuk heterogen berbanding untuk percubaan homogen pada saiz set 3 dan 5 (nilai t. 4.057, nilai p, 0.001).

keputusan ERP

Bentuk gelombang kontralateral dan ipsilateral. Untuk tempoh pembentangan rangsangan, isyarat pada elektrod kontralateral dan ipsilateral meningkat secara monotonik dengan saiz set (Rajah 2A, B), ANOVA tiga hala mengesan interaksi tiga hala bagi sisian, beban dan homogeniti (F(1, 23) = 11.470, p=0.0025). Pada elektrod kontralateral, kesan utama kehomogenan dan saiz set adalah kedua-duanya ketara (nilai F . 6.228, nilai p, 0.02), dan faktor tidak berinteraksi (F(2,46) {{16} }.055, p=0.140). Pada elektrod ipsilateral, walaupun terdapat kehomogenan mengikut interaksi saiz set (F(2,46)=3.717, p=0.031), ujian-t post hoc gagal menemui sebarang perbezaan antara homogen. dan blok heterogen pada sebarang saiz set (nilai t, 1.695, nilai p. 0.104.). Untuk perbandingan ujian 1O, 1C dan 1L pada elektrod kontralateral (Rajah 3A), ANOVA sehala menemui kesan utama (F(2,46)=4.758; p=0. 013), dengan ujian post hoc t yang menunjukkan bahawa ujian 1O adalah jauh lebih besar dalam amplitud daripada ujian 1L (t(23)=3.245, p=0.004) dan secara berangka lebih besar daripada ujian 1C (t (23)=1.953, p=0.063), dan percubaan 1C dan 1L tidak berbeza (t(23)=0.815, p=0.423 ). ANOVA sehala untuk ujian 1O, 1C dan 1L pada elektrod ipsilateral gagal menemui bukti sebarang perbezaan (F(2,46)=2.040; p=0.412). Perbandingan nilai persembahan sampel daripada ujian 1O dalam homogen berbanding heterogen tidak menghasilkan bukti sebarang perbezaan (nilai t, 0.635, nilai p. 0.434; Rajah 3B).

Isyarat tempoh kelewatan juga meningkat secara monoton pada elektrod kontralateral dan ipsilateral (Rajah 2C), dengan ANOVA tiga hala yang menunjukkan kesan utama kehomogenan yang menghampiri kepentingan (F(1,23)=3.723, p=0.066) dan interaksi dua hala antara sisian dan beban (F(2,46)=9.449, hlm, {{20}} .001), kesan yang mencerminkan perbezaan antara isyarat kontralateral dan ipsilateral yang, apabila ditolak, menghasilkan CDA. Perbandingan berpasangan menunjukkan bahawa isyarat lebih besar dalam blok homogen dan heterogen pada saiz set 1 dan 3 (nilai t . 2.175, nilai p, 0.039), tetapi boleh dibandingkan pada saiz set 5 (nilai t, 0.586, nilai p. 0.326). Untuk perbandingan ujian 1O, 1C, dan 1L (Rajah 3A), ANOVA sehala tidak menemui bukti perbezaan pada elektrod kontralateral atau ipsilateral (nilai F, 1.204, nilai p. 0.309). Isyarat tempoh kelewatan daripada ujian 1O adalah secara berangka, tetapi tidak ketara, lebih tinggi pada blok homogen berbanding heterogen pada kedua-dua kontralateral (t(23) = 1.475, p=0.153) dan ipsilateral (t (23)=1.793, p=0.086) elektrod (Rajah 3B).

Kontralateral tolak gelombang perbezaan ipsilateral. Untuk tempoh pembentangan rangsangan, gelombang perbezaan meningkat secara monoton dalam kedua-dua keadaan ingatan (ANOVA dua hala; kesan utama saiz set: F(1,46) = 13.5043, p, { {26}}.001) dan secara amnya lebih besar dalam magnitud dalam percubaan homogen daripada dalam percubaan heterogen (kesan utama kehomogenan: F(1,23)=11.47, p=0.003), dengan interaksi menghampiri kepentingan (F(2,46)=2.703, p=0.078; Rajah 2A, B). Ujian-t post hoc mendedahkan perbezaan pada saiz set 1 dan 3 (nilai t . 2.912, nilai p, 0.008) tetapi tiada perbezaan pada saiz set 5 (t(23)=0.923, p=0 .336). ANOVA sehala tidak menemui bukti perbezaan antara ujian 1O, 1C dan 1L (F(2,46)=2.125, p=0.131; Rajah 3A) atau antara percubaan 1O daripada blok homogen lawan heterogen (t(23)=1.475, p=0.785; Rajah 3B).

Untuk tempoh kelewatan (iaitu, CDA) gelombang perbezaan meningkat secara monoton dalam kedua-dua keadaan ingatan (ANOVA dua hala; kesan utama saiz set: F(2,46) = 9.499, p, {{5} }.001), tetapi ia tidak berbeza mengikut kehomogenan (F(2,46)=0.149, p=0.703), dan kedua-dua faktor tidak berinteraksi (F(2,46). )=0.559, p=0.576; Rajah 2C). ANOVA sehala tidak menemui perbezaan antara percubaan 1O, 1C dan 1L (F(2,46)=0.155, p=0.857; Rajah 3A) atau antara percubaan 1O dalam homogen berbanding bongkah heterogen (t(23) = 0.183, p=0.857; Rajah 3B).

Perbincangan sementara

Keputusan tingkah laku daripada eksperimen 1 mendedahkan nilai k yang lebih rendah untuk homogen berbanding set memori heterogen pada saiz set 3 dan 5. Corak ini konsisten dengan keputusan yang diperoleh dalam kajian terdahulu yang turut memanipulasi homogeniti (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) dan konsisten dengan niat kami untuk mencipta keadaan—set memori heterogen—yang membuat permintaan yang lebih kecil pada pengikatan konteks berbanding set memori homogen yang mengandungi bilangan item yang sama. Sebagai tambahan kepada pengikatan konteks, bagaimanapun, faktor lain mungkin menyumbang kepada prestasi unggul dengan set memori heterogen. Satu ialah kebolehdiskriminasian ciri rangsangan yang disimpan dalam ingatan kerja mungkin lebih rendah dengan set ingatan homogen, kerana persamaan interitem. Tambahan pula, perbezaan dalam kebolehdiskriminasian ciri ini akan dikompaun hanya jika percubaan disekat oleh jenis rangsangan, seperti yang dilakukan dalam eksperimen 1. Ini kerana blok dengan set memori homogen dijangka menjana tahap gangguan proaktif berterusan yang lebih tinggi (Wickens et al. , 1963). Kami ambil perhatian, bagaimanapun, bahawa hakikat bahawa prestasi adalah sama pada ujian 1O daripada kedua-dua keadaan adalah kegagalan untuk melihat bukti untuk kesan pembezaan gangguan proaktif. Walau bagaimanapun, untuk menangani kekeliruan ini, percubaan 2 menjalin percubaan homogen dan heterogen.

Beralih kepada data ERP yang sepadan, isyarat tempoh kelewatan daripada kedua-dua elektrod kontralateral dan ipsilateral adalah lebih besar pada ujian homogen berbanding ujian heterogen. Ini menunjukkan bahawa beberapa operasi mental selain daripada pengekalan item, per se, telah dijalankan oleh percubaan homogen. (Perbezaan ini juga wujud secara numerik antara ujian 1O, walaupun hanya menghampiri kepentingan pada elektrod ipsilateral.) Dari kepentingan teori utama, penolakan kontralateral-ipsilateral yang dijalankan untuk mencipta CDA menghilangkan perbezaan antara keadaan dalam isyarat. Oleh itu, hakikat bahawa manipulasi heterogeniti mempengaruhi isyarat daripada elektrod kontralateral dan ipsilateral adalah tidak konsisten dengan kemungkinan bahawa sebahagian daripada kepekaan beban CDA mencerminkan perbezaan berkaitan beban dalam pengikatan konteks.

Menariknya (dan tidak dijangka), amplitud lebih tinggi dalam ujian homogen daripada ujian heterogen, pada elektrod kontralateral, semasa pembentangan rangsangan, dan kesan ini juga teguh dalam gelombang perbezaan. Ini menimbulkan kemungkinan bahawa operasi yang berkaitan dengan pengikatan konteks, yang dihipotesiskan sebagai lebih besar dalam keadaan homogen, mungkin digunakan terutamanya semasa pengekodan. Satu kebimbangan yang mungkin tentang kesimpulan ini ialah reka bentuk kami mengelirukan kehomogenan dengan kategori rangsangan-iaitu, ujian homogen hanya digunakan sebagai rangsangan orientasi. [Memang, sebelum ini telah dilaporkan bahawa CDA mungkin lebih tinggi untuk orientasi daripada kategori rangsangan lain (Woodman dan Vogel, 2008).]. Oleh itu, hakikat bahawa isyarat pembentangan sampel adalah tertinggi untuk ujian 1O (vs 1C dan 1L) pada elektrod kontralateral (Rajah 3A) bermakna kita tidak boleh menolak kemungkinan bahawa corak yang diperhatikan dalam data persembahan sampel mungkin disebabkan oleh rangsangan kesan, bukannya kepada tuntutan yang mengikat konteks. Keperluan untuk meniru dan menjelaskan penemuan ini adalah salah satu sebab untuk bereksperimen 2.

Penemuan nol untuk CDA dalam eksperimen 1 menunjukkan bahawa ia mungkin tidak dapat dibandingkan secara langsung dengan isyarat fMRI tempoh kelewatan daripada IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), fakta yang boleh merumitkan tafsiran kajian fMRI terdahulu yang berpengaruh (Todd dan Marois, 2004; Xu dan Chun, 2006). Ini adalah satu lagi sebab mengapa penting untuk mereplikasi keputusan ini dalam percubaan kedua. Selain itu, untuk menangani kekaburan faktor atau faktor yang mungkin menyumbang kepada anggaran kapasiti yang lebih rendah untuk set memori heterogen (Rajah 1B; iaitu, pengikatan konteks vs. diskriminasi), untuk eksperimen 2 kami mengubah suai tugas dengan menjadikannya tertunda mengingat kembali (iaitu , "anggaran tertunda"). Ini akan membolehkan anggaran ketepatan ingatan (ukuran yang lebih kuat dikaitkan dengan kebolehdiskriminasian) dan salah mengikat (boleh ditafsir sebagai indeks kegagalan pengikatan konteks). Kami merancang untuk menganalisis data dengan dua model—model campuran (Bays et al., 2009) dan model target confusability competition (TCC) (Schurgin et al., 2020)—kerana telah diperhatikan bahawa model ini membuat teori yang berbeza. andaian dan boleh menghasilkan keputusan yang berbeza (Williams et al., 2022).

Eksperimen 2

Bahan dan kaedah

Tiga puluh satu sukarelawan tangan kanan (20 wanita; lingkungan umur, 19-26 tahun; umur purata, 19.9 tahun; SD, 2.04) mengambil bahagian dalam eksperimen EEG untuk imbuhan (Renminbi (RMB), 30/j). Satu telah dikecualikan daripada analisis kerana prestasi tingkah laku yang lemah, mengakibatkan n akhir sebanyak 30. Semua subjek memberikan persetujuan termaklum bertulis mengikut prosedur yang diluluskan oleh Lembaga Semakan Institusi. Subjek mempunyai penglihatan normal atau diperbetulkan kepada normal, tiada kontraindikasi untuk EEG, dan tiada sejarah penyakit neurologi atau psikiatri yang dilaporkan. Selain itu, 34 subjek bebas (24 perempuan; lingkungan umur, 18-34 tahun; umur min, 21.4 tahun; SD, 4.02) telah direkrut untuk menyelesaikan tiga tugas persamaan psikofizikal dengan rangsangan yang terdiri daripada tompok orientasi, tompok warna, dan tompok pencahayaan yang diambil dari julat rangsangan yang digunakan dalam eksperimen EEG. Data yang terhasil digunakan untuk mengira metrik persamaan psikofizikal yang digunakan apabila menyesuaikan model TCC (Schurgin et al., 2020) kepada keputusan tingkah laku daripada eksperimen EEG.

Rangsangan dan prosedur

Tugasan tertunda-recall. Setiap blok menampilkan 120 percubaan setiap satu percubaan 1O, 1C dan 1L, 120 3O dan 120 1O1C1L percubaan. Semua rangsangan adalah sama seperti dalam eksperimen 1, seperti susunan spatial paparan sampel (dengan pengecualian bahawa pada ujian 1O1C1L mana-mana kategori boleh muncul di mana-mana tiga lokasi yang mungkin), dan seperti juga masa peristiwa dari isyarat melalui kelewatan. Selepas kelewatan 900 ms, penarikan balik digesa dengan permulaan tampalan bulat yang sama saiz dengan rangsangan sampel dan menduduki lokasi salah satu item daripada set rangsangan, bersama-sama dengan gelang (iaitu, "roda tindak balas") dengan jejari ke tepi luarnya 9.2 darjah dan lebar 2 darjah , dan kursor pada penetapan pusat.

Berubah-ubah secara berterusan di sekeliling roda tindak balas adalah semua nilai yang mungkin bagi kategori item yang akan dipanggil semula. Untuk orientasi, ini telah dipaparkan sebagai 20 bar hitam yang sama jaraknya (0.05 darjah 1.8 darjah ), julat dalam orientasi dari 0–171 darjah , dalam kenaikan 9 darjah; untuk warna dan kecerahan, ini ditunjukkan sebagai 180 nilai jarak yang sama (masing-masing membentuk roda warna bulat atau janjang linear daripada putih ke hitam). Roda tindak balas orientasi berubah secara tidak dapat diramalkan dari percubaan ke percubaan untuk tidak menggalakkan perancangan tindak balas semasa kelewatan. Pada permulaan paparan ingat semula, tampung rangsangan muncul dengan nilai rawak kategori yang sedang diuji, dan sebaik sahaja subjek mula menggerakkan kursor melalui tetikus komputer, tampung rangsangan mengambil nilai yang sepadan dengan lokasi pada tindak balas. roda yang paling hampir dengan kursor.

Nilai tampung rangsangan berubah-ubah dalam masa nyata dengan kedudukan kursor sehingga subjek mencatatkan respons mereka dengan meletakkan kursor pada lokasi pada roda tindak balas dan mengklik tetikus. Tetingkap respons bermula pada 300 ms selepas permulaan siasatan dan berlangsung selama 4 saat, selepas itu percubaan tamat masa. Sepanjang percubaan, warna skrin latar belakang adalah kelabu ([0.5, 0.5, 0.5]; Rajah 4A). Ambil perhatian bahawa, untuk percubaan 1O1C1L, kerana identiti roda tindak balas menunjukkan item yang akan dipanggil semula, ia menjadikan maklumat yang disampaikan oleh lokasi tampung rangsangan berlebihan. Berkaitan, tidak mungkin untuk membuat ralat swap pada percubaan 1O1C1L.

Tugas persamaan psikofizikal. Setiap blok terdiri daripada eksperimen persamaan Likert yang distrukturkan mengikut eksperimen persamaan warna Likert Schurgin et al. (2020). Setiap subjek menyelesaikan tiga blok dalam susunan rawak. Dalam blok "persamaan warna", subjek menilai persamaan dua tompok warna yang dibentangkan serentak pada skala Likert, antara 1 (paling kurang serupa) hingga 7 (paling serupa). Warna-warna dipilih daripada bulatan yang sama digunakan untuk melukis warna bagi rangsangan eksperimen EEG kajian semasa dalam ruang warna CIE L*a*b* (L=70, a=20, b {{5 }}; jejari, 60) tetapi terdiri daripada 360 kemungkinan nilai warna yang diagihkan sama rata di sepanjang bulatan. Pasangan warna setiap percubaan dipilih dengan terlebih dahulu memilih warna permulaan rawak dari roda dan kemudian memilih offset kepada warna kedua daripada set [0 darjah, 5 darjah, 10 darjah, 20 darjah, 30 darjah, 40 darjah, 50 ijazah , 60 darjah , 70 darjah , 80 darjah , 90 darjah , 120 darjah , 150 darjah , 180 darjah ]. Dalam blok lain ("persamaan pencahayaan"), subjek menilai persamaan dua tompok pencahayaan. Nilai kecerahan dipilih daripada julat kecerahan penuh dengan 256 kemungkinan nilai RGB. Pasangan dalam setiap percubaan telah dipilih dengan terlebih dahulu memilih kecerahan permulaan rawak dan kemudian memilih pengimbang kepada kecerahan kedua daripada set [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] dalam ruang RGB. Dalam blok terakhir ("persamaan orientasi"), subjek menilai persamaan dua tompok orientasi. Orientasi telah dipilih dari ruang 180 darjah dengan 180 nilai yang mungkin. Pasangan dalam setiap percubaan dipilih dengan terlebih dahulu memilih orientasi permulaan rawak dan kemudian memilih offset kepada orientasi kedua daripada set [0 darjah, 2.5 darjah, 5 darjah, 10 darjah, 15 darjah, 20 darjah, 25 darjah, 30 darjah , 35 darjah , 40 darjah , 45 darjah , 60 darjah , 75 darjah , 90 darjah ]. Sebelum setiap blok, subjek diberi arahan dalam konteks dua contoh. Dalam satu contoh, dua warna/pencahayaan/orientasi adalah sama (iaitu, dengan offset=0). Subjek telah diarahkan untuk meletakkan kedudukan ujian tersebut dengan "7." Dalam contoh lain, kedua-dua warna/pencahayaan/orientasi adalah berbeza secara maksimum, dan subjek telah diarahkan untuk meletakkan kedudukan ujian tersebut dengan "1." Kami tidak mengarahkan subjek tentang cara bertindak balas pada percubaan pertengahan. Seperti dalam kajian oleh Schurgin et al. (2020), subjek telah diarahkan untuk membuat pertimbangan mereka berdasarkan persamaan visual intuitif. Kami juga mengarahkan mereka untuk mengulang perkataan mudah ("the") untuk tempoh percubaan untuk meminimumkan verbalisasi rangsangan. Setiap subjek menyelesaikan tiga blok 140 percubaan (14 offset dan 10 ulangan) untuk sejumlah 420 percubaan. Subjek melaksanakan tugas mengikut kadar mereka sendiri, dengan dua rangsangan kekal pada paparan sehingga mereka membuat tindak balas. Respons dibuat dengan mengklik tetikus pada salah satu daripada tujuh petak bernombor yang dilukis di bawah rangsangan warna/pencahayaan/ orientasi, sepadan dengan penarafan yang dimaksudkan 1 hingga 7.

Analisis tingkah laku

Statistik deskriptif. Masa tindak balas (RT) ditakrifkan sebagai kependaman antara permulaan siasatan dan tindak balas klik tetikus, dan ralat tindak balas sebagai jarak, dalam darjah, antara tindak balas dan nilai item yang disiasat. Percubaan tanpa respons dikecualikan daripada semua analisis.

Pemodelan campuran. Untuk ujian 1O dan 1O1C1L, taburan ralat tindak balas sesuai dengan model campuran dua faktor yang menganggarkan perkadaran percubaan di mana subjek mengingati sasaran (PT) dan kebarangkalian tekaan rawak (pU), serta ketepatan tindak balas. (Œ). Untuk ujian 3O, faktor ketiga, kebarangkalian memanggil semula bukan sasaran (pN), juga dimasukkan dalam model. Parameter diperoleh dengan anggaran kemungkinan maksimum menggunakan rutin MATLAB (tersedia di http://www. bayslab.com; Bays et al., 2009). Untuk mengkaji bagaimana perbezaan permintaan yang mengikat konteks antara ujian homogen dan heterogen mempengaruhi ingatan memori kerja, ANOVA sehala langkah berulang dijalankan secara berasingan untuk RT, ralat tindak balas mentah dan parameter pemasangan model. Untuk anggaran model, kami menumpukan pada Œ dan pT, kerana pU sangat berkolinear dengan pT dalam percubaan 1O dan 1O1C1L (iaitu, pU 1 pT=1). Ambil perhatian bahawa pN hanya boleh dianggarkan dalam ujian 3O. Anggaran pN daripada percubaan 3O menyediakan ukuran keberkesanan mengikat konteks kerana ralat pertukaran sepadan dengan percubaan yang subjek tersalah ingat item yang telah muncul di lokasi yang disiasat. Satu subjek dikecualikan daripada analisis EEG kerana prestasi ingatan yang lemah (dalam keadaan 1O, kadar tekaan mereka ialah .50%), dan oleh itu 30 subjek dimasukkan dalam analisis tingkah laku.

Model persaingan kecelaruan sasaran. Untuk model TCC, kami mula-mula menjana fungsi persamaan psikometrik untuk rangsangan warna, pencahayaan dan orientasi. Untuk menjana fungsi ini, kami menormalkan data respons Likert dengan Smin=1, Smax=7 dan Sx yang menunjukkan skor penilaian setiap percubaan daripada 1 hingga 7, memberikan metrik persamaan psikofizik, supaya f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020) untuk menggabungkan metrik persamaan psikofizikal yang diukur untuk ketiga-tiga jenis rangsangan apabila menyesuaikan model TCC kepada data tingkah laku daripada penarikan balik tertunda tugasan. Untuk ujian 1O dan 1O1C1L, kami menggunakan model TCC seperti yang diterangkan dalam Schurgin et al. (2020). Untuk percubaan 3O, kami menggunakan model TCC plus, yang juga menganggarkan ralat swap, seperti yang diterangkan dalam kajian oleh Williams et al. (2022). Nilai d9 yang terhasil dianggarkan dalam setiap keadaan ingatan dan dibandingkan dengan ANOVA sehala dan ujian t berpasangan yang dirancang.

EEG

Pemerolehan data dan prapemprosesan. Data EEG telah direkodkan semasa prestasi tugas tingkah laku dengan 64-saluran sistem ActiveTwo EEG (Biosemi; kadar pensampelan 1024 Hz). Elektrod Ag-AgCl telah dipasang mengikut sistem 10-20, dan impedans semua elektrod dikekalkan pada, 5 kV semasa rakaman. Prosedur prapemrosesan dan kriteria pengecualian yang sama telah dijalankan dengan yang dalam eksperimen 1; Akibatnya, data daripada empat subjek telah dikecualikan, meninggalkan n akhir daripada 26 subjek termasuk dalam analisis EEG.

analisis ERP. Analisis telah dijalankan dengan prosedur yang sama seperti eksperimen 1, dengan satu-satunya pengecualian bahawa penutup Biosemi memerlukan 12 elektrod dimasukkan untuk menutup kawasan posterior yang sama (TP7/8, CP5/ CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Isyarat pembentangan sampel dan tempoh kelewatan daripada ujian kontralateral dan ipsilateral dianalisis, secara berasingan, dengan ANOVA ukuran berulang dua hala (dengan faktor keadaan sisian dan ingatan (ujian 1O, 3O, dan 1O1C1L), dan dengan ujian susulan post hoc mengikut kesesuaian. Gelombang perbezaan dianalisis dengan sehala (ANOVA ukuran berulang dengan faktor dalam-subjek keadaan ingatan, dan ujian berpasangan dijalankan jika kesan utama adalah ketara.

Keputusan

Tingkah laku

Data deskriptif. Min ralat ingat semula adalah terendah untuk percubaan 1O, pertengahan untuk percubaan 1O1C1L dan tertinggi untuk percubaan 3O (F(2,58)=172.090, p, {{36} }.001; Rajah 4B), corak yang konsisten dengan keputusan daripada eksperimen 1. Ujian berpasangan susulan mengesahkan bahawa ralat untuk percubaan 1O adalah jauh lebih rendah daripada ralat untuk percubaan 1O1C1L dan untuk percubaan 3O (t 15.387, nilai p, 0.001), dan bahawa ralat min untuk percubaan 1O1C1L adalah jauh lebih rendah daripada untuk percubaan 3O (t(29)=3.381, p=0.002). Terdapat juga kesan utama jenis percubaan dalam data RT (F(2,58)=19.893, p, 0.001), dengan ujian berpasangan mendedahkan tiada perbezaan antara percubaan 1O dan 1O1C1L (t(29) { {43}}.614, p=0.544), tetapi kedua-duanya adalah lebih pantas daripada percubaan 3O (nilai t . 5.142, nilai p, 0.001; Rajah 4B).

Pemodelan campuran. Anggaran ketepatan ingat semula (Œ) adalah jauh lebih tinggi untuk percubaan 1O berbanding untuk percubaan 3O (t(29)=2.441, p=0.021), tetapi ia tidak berbeza daripada percubaan 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). Ketepatan ingat semula pada percubaan 1O1C1L secara berangka lebih tinggi daripada percubaan 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; Rajah 4C). pT pada percubaan 1O adalah jauh lebih tinggi daripada kedua-dua jenis percubaan tiga item (nilai t . 8.508, nilai p, 0.001), dan percubaan 1O1C1L dan 3O tidak berbeza (t(29 )=0.327, p=0.746; Rajah 4C). Bagi ujian 3O, pN ialah 0.175 (SD, 0.172), dan nilai pN adalah ketara .0 (p, 0.001).

pemodelan TCC. ANOVA sehala mengesahkan kesan utama jenis percubaan untuk diskriminasi, seperti yang diindeks oleh d9 (F(2,58)=101.068, hlm, 0.{{31 }}01). Ujian-t berpasangan menunjukkan bahawa d9 untuk ujian 1O adalah jauh lebih besar daripada ujian 1O1C1L dan 3O (nilai t . 9.391, nilai p, 0.{{4{0}}01) dan bahawa angka keunggulan d9 untuk ujian 1O1C1Lrelative 3O menghampiri kesignifikanan (t(29)=1.884, p=0.069; Rajah 3D). Pada ujian 3O, pN ialah 0.192 (SD, 0.338%). Oleh kerana taburan ini condong secara positif, dengan itu melanggar andaian kenormalan (nilai k=0.5, p, 0.001), kami menggunakan ujian peringkat bertanda Wilcoxon untuk menentukan bahawa median taburan pN adalah signifikan .0 ( z=4.7821, hlm, 0.001).

Amplitud ERP

Bentuk gelombang kontralateral dan ipsilateral. Semasa pembentangan rangsangan, kedua-dua ERP kontralateral dan ipsilateral telah dimodulasi oleh keadaan ingatan (Rajah 5A, B, panel kiri), ANOVA dua hala mengesan interaksi ketara sisian dan keadaan ingatan (F(2,50 )=3.647, p=0.033). Pada elektrod kontralateral, ANOVA sehala mendapati bahawa ERP berbeza merentas keadaan ingatan (F(2,50)=19.605, p, 0.001 ), dan ujian post hoc mendapati ERP adalah terkecil dalam percubaan 1O, pertengahan untuk percubaan 1O1C1L dan terbesar untuk percubaan 3O (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: nilai t . 5.199, p, 0.001; 1O vs 1O1C1L: ) =2.129;p=0.043). Pada elektrod ipsilateral, coraknya adalah serupa (F(2,50)=8.929, p , 0.001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: nilai t . 3.154, p , 0.004; 1O vs 1O1C1L: t( 25) =2.221; p=0.036). Untuk perbandingan ujian 1O, 1C dan 1L pada elektrod kontralateral, terdapat kesan utama domain rangsangan (F(2,50)=6.768, p=0.003), dengan ujian-t berpasangan menunjukkan bahawa amplitud adalah kurang negatif untuk ujian 1C berbanding ujian 1O dan 1L (nilai t . 3.008, nilai p, 0.006), tetapi tidak berbeza antara percubaan 1O dan 1L (t(25) {{84} }.221, hlm=0.827). Tiada perbezaan ditemui dalam ERP ipsilateral (F(2,50)=0.992, p=0.378; Rajah 6A, B, panel kiri dan tengah).

Semasa tempoh kelewatan, ANOVA dua hala mendedahkan interaksi yang ketara antara sisian dan keadaan ingatan (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Untuk bentuk gelombang kontralateral, ANOVA sehala mendedahkan kesan utama keadaan ingatan yang ketara (F(2,50) {{10}}.884, p, 0.001 ), dengan perbandingan berpasangan susulan yang menunjukkan bahawa isyarat tempoh kelewatan untuk ujian 3O dan 1O1C1L adalah jauh lebih negatif daripada ujian 1O (nilai t(25). 4.0, nilai p, 0.001). Selain itu, dan untuk kepentingan teori tertentu, isyarat tempoh tunda adalah jauh lebih negatif untuk percubaan 3O berbanding untuk percubaan 1O1C1L (t(25)=3.022, p = 0.006). Untuk bentuk gelombang ipsilateral, coraknya adalah serupa: ANOVA sehala mendedahkan kesan utama keadaan ingatan yang ketara (F(2,50)=7.295, p=0.002), dan susulan perbandingan berpasangan menunjukkan bahawa isyarat tempoh tunda adalah jauh lebih negatif untuk ujian 3O dan 1O1C1L berbanding ujian 1O (nilai t(25). 2.0, nilai p, 0.05), dan lebih negatif pada tahap trend untuk percubaan 3O berbanding ujian 1O1C1L. (t(25)=1.731, p=0.094; Rajah 5C, panel kiri dan tengah). Untuk perbandingan ujian 1O, 1C dan 1L, hanya bentuk gelombang kontralateral dimodulasi oleh domain rangsangan (F(2,50)=5.374, p=0.008), dengan susulan ujian-t berpasangan menunjukkan bahawa amplitud untuk percubaan 1L adalah lebih negatif dalam ujian 1O dan 1C (nilai t . 2.796, nilai p, 0.010) dan bahawa percubaan 1O dan 1C tidak berbeza (t(25)=1. 005, hlm=0.324). Untuk bentuk gelombang ipsilateral, ANOVA sehala tidak mendedahkan sebarang bukti untuk sebarang perbezaan mengikut domain rangsangan (F(2,50)=1.696, p=0.194; Rajah 6C, panel kiri dan tengah ).

Kontralateral tolak gelombang perbezaan ipsilateral. Untuk tempoh pembentangan rangsangan, ANOVA sehala mendedahkan kesan utama keadaan ingatan (F(2,50)=3.647, p=0.033). Ujian-t berpasangan tidak menemui bukti untuk perbezaan antara percubaan 1O dan 1O1C1L (t(25)=0.482, p=0.634), bukti yang menghampiri kepentingan bahawa ujian 3O lebih besar dalam amplitud daripada 1O percubaan (t(25)=2.019, p=0.054), dan bukti bahawa ujian 3O lebih besar dalam amplitud daripada percubaan 1O1C1L (t(25)=2.400, p { {32}}.024; Rajah 5A, B, panel kanan). Untuk perbandingan ujian 1O, 1C dan 1L, ANOVA sehala mendapati perbezaan ketara merentas domain rangsangan (F(2,50)=11.594, p=0.0025), dengan susulan- ujian-t berpasangan menunjukkan bahawa amplitud adalah lebih rendah pada ujian 1C berbanding ujian 1O dan 1L (nilai t . 3.483, nilai p, 0.002), tetapi ia tidak berbeza antara percubaan 1O dan 1L (t(25) {{57 }}.433, p=0.164; Rajah 6B, panel kanan).

Untuk tempoh kelewatan (iaitu, CDA), ANOVA sehala mendedahkan kesan utama keadaan ingatan (F(2,50)=5.478, p=0.{ {39}}07), dengan ujian-t berpasangan menunjukkan bahawa CDA untuk ujian 3O adalah amplitud yang lebih besar daripada ujian 1O (t(25)=4.102, p, 0.001) dan bahawa 1O1C1L berbanding 1O perbezaan percubaan menghampiri kepentingan (t(25)=1.923, p=0.066); secara kritikal, CDA untuk percubaan 3O dan 1O1C1L tidak berbeza (t(25)=1.101, p=0.282; Rajah 5A, C, panel kanan). Untuk perbandingan ujian 1O, 1C dan 1L, ANOVA sehala tidak menemui bukti untuk sebarang perbezaan (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; Rajah 6C, panel kanan).

Perbincangan sementara

Corak deskriptif dalam data gelagat daripada percubaan 2 mereplikasi corak daripada percubaan 1: kesan beban dan prestasi unggul pada bebanan-3 pada heterogen relatif kepada percubaan homogen. Tambahan pula, anggaran kedua-dua model yang kami sesuaikan dengan data ini secara amnya bersetuju tentang faktor yang mendasari kesan heterogeniti ini: kedua-duanya menghasilkan bukti yang jelas untuk peranan untuk mengikat konteks pada percubaan 3O (dalam bentuk ralat swap), dan bukti samar untuk interitem gangguan [ketepatan (model campuran) dan d9 (TCC) kedua-duanya secara berangka lebih tinggi untuk ujian 1O1C1L, tetapi mencapai ambang untuk kepentingan untuk kedua-dua ukuran). Ini meningkatkan keyakinan kita bahawa rangsangan kita–. Manipulasi kehomogenan berjaya pada permintaan yang berbeza-beza pada pengikatan konteks.

Penemuan ERP juga mereplikasi corak umum yang diperhatikan dalam eksperimen 1, kedua-dua semasa pembentangan sampel dan semasa tempoh kelewatan. Import utama untuk soalan asal kami, walaupun isyarat tempoh kelewatan adalah lebih besar untuk ujian 3O daripada ujian 1O1C1L, ini benar pada kedua-dua elektrod kontralateral dan ipsilateral, dan selepas penolakan, CDA yang terhasil tidak berbeza antara kedua-dua jenis percubaan. Oleh itu, keputusan daripada eksperimen 2 menambah sokongan lanjut kepada kesimpulan bahawa CDA tidak mengindeks tuntutan mengikat konteks tugas WM.

Semasa pembentangan rangsangan, kami sekali lagi memerhati corak yang berbeza daripada kelewatan: 3O. Perbezaan 1O1C1L yang diperhatikan pada elektrod kontralateral dan ipsilateral terselamat daripada penolakan kontralateral - ipsi. Tambahan pula, hasil daripada perbandingan ujian 1O, 1C, dan 1L dalam eksperimen 2 mengurangkan kebimbangan bahawa keputusan perbandingan 3O berbanding 1O1C1Lnya mungkin disebabkan oleh kesan rangsangan: hanya bentuk gelombang kontralateral yang dimodulasi oleh domain rangsangan, dan ia adalah amplitud ujian 1L yang lebih negatif daripada ujian 1O dan 1C. Oleh itu, eksperimen 2 menambah kekuatan kepada kemungkinan bahawa aktiviti dalam EEG yang berkaitan dengan pengikatan konteks mungkin paling ketara semasa pengekodan rangsangan.

Perbincangan umum

Dalam dua eksperimen, kami membandingkan prestasi dengan set memori heterogen berbanding homogen, manipulasi yang mengubah permintaan pada pengikatan konteks. Corak keseluruhan keputusan tingkah laku daripada kedua-dua eksperimen menunjukkan bahawa, untuk beban yang lebih besar daripada satu, prestasi adalah lebih baik dengan heterogen berbanding set memori homogen. Walaupun perbezaan ini dicerminkan dalam isyarat ERP tempoh kelewatan yang lebih kuat pada ujian homogen daripada ujian heterogen, ini adalah sama benar untuk elektrod ipsilateral dan kontralateral, menyebabkan CDA yang tidak berbeza antara kedua-dua keadaan. Selepas mempertimbangkan beberapa andaian yang telah dimasukkan ke dalam pendekatan kami, kami akan membincangkan beberapa implikasi keputusan kami untuk tafsiran CDA dan, secara amnya, untuk pemahaman kami tentang VWM.

Manipulasi homogeniti

Pengalaman subjektif memberitahu kita bahawa apabila mengesan dan mengecam objek secara visual, kita selalunya turut mendaftar di mana ia berada, baik tentang diri kita atau objek lain di tempat kejadian. Sememangnya, pengekodan lokasi sesuatu item mungkin automatik dan wajib (Logan, 1998). Namun begitu, terdapat juga bukti bahawa, sebaik sahaja ia dikodkan ke dalam WM, ciri individu sesuatu item boleh ditekankan atau dikurangkan (Marshall dan Bays, 2013). Malah, logik prosedur kami ialah walaupun setiap item dalam tatasusunan 1O1C1L atau 2O2C1L semestinya akan menduduki lokasi yang berbeza, sifat probe ingatan (eksperimen 1) atau roda ingat (eksperimen 2) akan meminimumkan insentif subjek untuk mengekalkan pengikatan antara setiap item dan lokasi unik percubaannya. Pertama, lokasi probe/roda sentiasa kongruen dengan kategori rangsangan item yang diuji, bermakna, dari perspektif subjektif, lokasi item "tidak perlu" diingati, kerana ia akan diwakili pada akhir perbicaraan. Kedua, kerana ciri rangsangan yang diuji pada setiap percubaan terkandung secara eksplisit dalam probe/roda, fungsi pemotongan lokasi probe/roda adalah berlebihan.

Satu akibat daripada reka bentuk kami ialah, secara paradoks, ia tidak menekankan kebolehtafsiran kesan yang merupakan ciri kegagalan pengikatan konteks: ralat pertukaran. Iaitu, walaupun kadar ralat swap pada ujian homogen boleh diambil sebagai indeks kegagalan pengikatan konteks, ia tidak boleh digunakan untuk perbandingan dengan ujian heterogen kerana swap tidak boleh dilakukan dalam keadaan terakhir. (Sememangnya, atas sebab ini, kami tidak boleh menolak kemungkinan bahawa subjek mungkin juga mempunyai item yang salah hantar ke lokasi pada beberapa percubaan heterogen.) Tambahan pula, adalah penting untuk ambil perhatian apabila mempertimbangkan kadar ralat swap bahawa kepekaan mereka terhadap tahap mengikat konteks permintaan akan berbeza dengan faktor lain. Contohnya, dalam kajian fMRI yang turut menggunakan manipulasi homogeniti set rangsangan (3 M lwn 1 M 1 1M2C), kadar ralat swap dalam keadaan homogen adalah sangat kecil. Walaupun hasil ini boleh ditafsirkan sebagai kegagalan manipulasi kehomogenan, kemungkinan alternatif ialah pada 3 M ujian subjek merekrut tahap kawalan kognitif yang lebih tinggi untuk memenuhi peningkatan permintaan yang diletakkan pada pengikatan konteks. Selaras dengan alternatif ini, hanya 3 M percubaan menjana isyarat tempoh kelewatan yang lebih tinggi di kawasan frontoparietal yang dikaitkan dengan kawalan WM (Gosseries et al., 2018).

Implikasi

Bersama-sama, hasil daripada kedua-dua eksperimen ini menjawab satu soalan kritikal tentang ukuran ERP bagi aktiviti berkaitan WM dan menimbulkan beberapa yang baharu.

CDA tidak menggambarkan "faktor bukan perwakilan" yang diperkuatkan dalam set memori homogen

Biasanya, CDA diperoleh daripada percubaan di mana semua item dalam tatasusunan memori diambil dari kategori yang sama, dengan warna yang paling biasa digunakan. Apabila saiz set bertambah dalam set memori homogen sedemikian, peningkatan permintaan terhadap faktor selain daripada perwakilan rangsangan per se menyumbang kepada kesukaran yang semakin meningkat. Ini ditunjukkan dalam data yang dibentangkan di sini oleh prestasi pengecaman tertunda yang lebih teruk pada ujian 3O berbanding ujian 1O1C1L dan ujian 5O berbanding ujian 2O2C1L dalam eksperimen 1, dan oleh prestasi ingat tertunda yang lebih teruk pada ujian 3O daripada percubaan 1O1C1L dalam eksperimen 2. Faedah yang setanding heterogeniti set rangsangan juga telah dilaporkan dalam kajian terdahulu menggunakan kelas rangsangan lain, seperti dengan warna dan orientasi berbanding hanya warna (Olson dan Jiang, 2002), dengan muka dan adegan berbanding hanya muka atau hanya adegan (Cohen et al. , 2014), dan dengan arah gerakan dan warna berbanding hanya arah gerakan (Gosseries et al., 2018). Walaupun terdapat corak dalam tingkah laku ini, ketiadaan perbezaan dalam CDA daripada kedua-dua keadaan ini gagal menyokong cadangan yang mendorong penyelidikan ini, iaitu CDA mungkin mengindeks, sebahagiannya, operasi proses kognitif selain pengekalan aktif identiti item dalam WM.2 Sebaliknya, penemuan semasa adalah konsisten dengan perspektif Hakim et al. (2019, ms. 238), bahawa "CDA menjejaki penyelenggaraan aktif fail objek, perwakilan berasaskan item yang membolehkan pemerhati menyepadukan ensemble ciri dan label yang dikaitkan dengan objek visual." Penting untuk konseptualisasi ini ialah andaian bahawa "...fail objek menambat perwakilan episod dalam masa dan tempat tertentu dan berbeza daripada nilai ciri khusus yang diikat bersama oleh fail objek" Hakim et al. (2019, hlm. 537). Keputusan yang dibentangkan di sini menunjukkan bahawa perbezaan ini mungkin digunakan untuk objek ciri tunggal, kerana, walaupun CDA tidak sensitif terhadap manipulasi heterogen, keputusan tingkah laku kami mencadangkan (pada tahap trend) bahawa perwakilan nilai ciri yang tepat bagi sesuatu yang berorientasikan. Rangsangan -bar telah direndahkan pada homogen relatif kepada ujian heterogen. Oleh itu, walaupun CDA menjejaki bilangan item yang disimpan dalam ingatan kerja, nampaknya ia tidak mencerminkan kualiti perwakilan rangsangan.

Korelasi saraf pengikatan kepada konteks lokasi sekurang-kurangnya sebahagiannya boleh dipisahkan daripada perhatian spatial

Beberapa kajian (termasuk Hakim et al., 2019) telah menunjukkan bahawa CDA tidak boleh dipisahkan daripada perhatian spatial. Keputusan sekarang mencadangkan bahawa perkara yang sama juga mungkin berlaku untuk sekurang-kurangnya beberapa aspek pengikatan lokasi item kepada identitinya. Iaitu, walaupun sudah terbukti bahawa lokasi yang diduduki oleh item yang dikekalkan semasa tugas WM bukan ruang boleh dinyahkod/dibina semula daripada EEG (Foster et al., 2017) dan fMRI (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al. , 2020), perbezaan yang berkaitan homogeneiti dalam ERP tempoh kelewatan yang dilaporkan di sini dilihat pada elektrod ipsilateral pada tahap yang setanding dengan elektrod kontralateral. Satu penjelasan yang mungkin untuk perkara ini ialah, walaupun item dalam hanya satu medan visual adalah relevan pada mana-mana percubaan individu, proses atau proses yang sensitif kepada peningkatan kepentingan pengikatan konteks pada percubaan homogen telah digunakan pada keseluruhan adegan visual. (Sebaliknya, kesan khusus retinotopi bagi perhatian spatial, mungkin dilihat dalam pengimbangan sisian yang dilihat untuk setiap jenis percubaan dalam kedua-dua eksperimen.) Kemungkinan kedua, dan bukan tidak serasi, ialah proses yang penting untuk mengikat konteks bagi keutamaan. maklumat rangsangan terlibat pada tahap yang lebih besar semasa pengekodan maklumat tersebut ke dalam WM (berbanding semasa tempoh kelewatan berikutnya). Selaras dengan kemungkinan ini adalah hakikat bahawa, dalam kedua-dua eksperimen, kesan heterogeniti sudah kelihatan dalam ERP manakala tatasusunan rangsangan masih pada skrin. Tambahan pula, hanya semasa pembentangan sampel kesannya lebih kuat pada elektrod kontralateral. Jika ini benar, ini akan selaras dengan cadangan bahawa ingatan kerja visual mungkin bukan sistem ingatan semata-mata, tetapi sebaliknya boleh menjadi sistem perwakilan visual tujuan umum yang boleh, apabila perlu, mengekalkan maklumat melalui kelewatan yang singkat (Luck dan Vogel, 2013, hlm. 394). Atas sebab ini, mungkin menarik dalam kerja masa hadapan untuk membandingkan kesan manipulasi mengikat konteks pada percubaan dengan dan tanpa tempoh kelewatan.

CDA berbeza secara asasnya daripada isyarat fMRI tempoh kelewatan daripada IPS

Kajian terdahulu telah menunjukkan bahawa isyarat fMRI tempoh kelewatan daripada skala IPS secara monoton dengan beban memori, dan memenuhi kapasiti memori kerja individu (Todd dan Marois, 2004; Xu dan Chun, 2006), meningkatkan kemungkinan isyarat ini dan CDA mungkin mengindeks proses saraf asas yang serupa. Walau bagaimanapun, keputusan CDA yang dibentangkan di sini mendedahkan perbezaan penting antara kedua-duanya, kerana, tidak seperti CDA, isyarat fMRI tempoh kelewatan daripada IPS adalah sensitif terhadap homogeniti set memori (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020 ). Oleh itu, berhati-hati adalah wajar apabila membuat kesimpulan secara tersirat tentang salah satu daripada isyarat ini berdasarkan sifat yang lain.

Rujukan

1. Adam KCS, Robison MK, Vogel EK (2018) Aktiviti kelewatan kontralateral menjejaki turun naik dalam prestasi memori kerja. J Cogn Neurosci 30:1229–1240.

2. Bettencourt KC, Xu Y (2016) Menyahkod kandungan ingatan jangka pendek visual di bawah gangguan di kawasan oksipital dan parietal. Nat Neurosci 19:150–157.

3. Bays PM, Catalao RFG, Husain M (2009) Ketepatan memori kerja visual ditetapkan melalui peruntukan sumber yang dikongsi. J Vis 9 (10):7, 1–11.

4. Cai Y, Sheldon AD, Yu Q, Postle BR (2019) Sumbangan lokasi rangsangan dan konteks spatial yang bertindih dan berbeza kepada ingatan jangka pendek visual bukan ruang. J Neurophysiol 121:1222–1231.

5. Cai Y, Fulvio JM, Yu Q, Sheldon AD, Postle BR (2020) Peranan pengikatan konteks lokasi dalam memori kerja visual bukan ruang. eNeuro 7:ENEURO.0430-20.2020.

6. Carlisle NB, Arita JT, Pardo D, Woodman GF (2011) Templat perhatian dalam ingatan kerja visual. J Neurosci 31:9315–9322.

7. Cohen MA, Konkle T, Rhee JY, Nakayama K, Alvarez GA (2014) Memproses berbilang objek visual dihadkan oleh pertindihan dalam saluran saraf. Proc Natl Acad Sci U|S|A 111:8955–8960.

8. Cowan N (2001) Nombor ajaib 4 dalam ingatan jangka pendek: pertimbangan semula kapasiti penyimpanan mental. Behav Brain Sci 24:87– 114.

9. Delorme A, Makeig S (2004) EEGLAB: kotak alat sumber terbuka untuk analisis dinamik EEG percubaan tunggal termasuk analisis komponen bebas. J Kaedah Neurosci 134:9–21.

10. Emrich SM, Al-Aidroos N, Pratt J, Ferber S (2009) Carian visual menimbulkan penanda elektrofisiologi memori kerja visual. PLoS One 4:e8042.

11. Emrich SM, Riggall AC, LaRocque JJ, Postle BR (2013) Corak aktiviti teragih dalam korteks deria mencerminkan ketepatan berbilang item yang dikekalkan dalam ingatan jangka pendek visual. J Neurosci 33:6516–6523.

12. Ester EF, Sprague TC, Serences JT (2015) Parietal dan Korteks Depan Mengekodkan Perwakilan Mnemonik Khusus Rangsangan semasa Ingatan Kerja Visual. Neuron 87:893–905.

13. Foster JJ, Bsales EM, Jaffe RJ, Awh E (2017) Aktiviti jalur alfa mendedahkan perwakilan spontan kedudukan spatial dalam ingatan kerja visual. Curr Biol 27:3216–3223.e6.

14. Fukuda K, Mance I, Vogel EK (2015a) Modulasi kuasa dan gelombang perlahan berkaitan peristiwa menyediakan korelasi tercerai memori kerja visual. J Neurosci 35:14009–14016.

15. Fukuda K, Woodman GF, Vogel EK (2015b) Perbezaan individu dalam kapasiti ingatan kerja visual. Dalam: Mekanisme ingatan kerja deria: perhatian dan prestasi (Jolicoeur P, Lefebvre C, Martinez-Trujillo J, eds), ms 105–119. Amsterdam: Elsevier.

For more information:1950477648nn@gmail.com