Samhengisbinding í sjónrænu vinnsluminni endurspeglast í tvíhliða atburðatengdum möguleikum, en ekki í gagnhliða tafavirkni 2. hluti
Sep 06, 2023
Atburðatengd hugsanlega greining
Til að greina ERP amplitudes mynduðum við tvö merki í hverri tilraun með því að taka meðaltal yfir tvo þyrpinga af hliðlægum aftari rafskautum, einn vinstra megin við miðlínuna og einn til hægri (Fukuda o.fl., 2015a). Næst tókum við meðaltal yfir tilraunir til að búa til prufumeðaltalsmerki sem voru gagnhliða eða tvíhliða vísbendingunni, og loks bjuggum við til "mismunur" bylgju með því að draga ípsilateral merki frá gagnhliða merkjum. Fyrir seinkaða greiningarverkefnið beindust tölfræðilegar greiningar fyrst og fremst að seinkunartímabilinu með því að miða að meðaltali yfir 650 ms glugga sem nær frá 200 ms eftir að sýnisfjöldinn var fjarlægður til 50 ms áður en rannsakandi hófst (Vogel og Machizawa, 2004).
Fyrir mismunabylgjuna er þessi seinkunargluggi CDA. Seinkunartímabilsmerki frá gagnhliða og tvíhliða rannsóknum voru greind með þríhliða endurteknum aðgerðum ANOVA (með hliðarþáttum, einsleitni og álagi; með post hoc eftirfylgniprófum eftir því sem við á. CDA voru greind með tvíhliða endurtekinni -mælir ANOVA með innan viðfangsþáttum einsleitni og álagi.Ef um marktækar víxlverkanir var að ræða, voru gerðar post hoc próf til að bera saman CDA milli einsleitra og ólíkra minnissetta í hverri mengastærð.
Að auki gerðum við tvö sett af greiningum til að meta áhrif tveggja hugsanlega ruglingslegra þátta. Til að meta hugsanleg áhrif áreitisflokks í sjálfu sér, bárum við saman CDA fyrir 1O á móti 1C á móti 1L rannsóknum úr ólíkum blokkum. Til að meta mögulega þætti á blokkastigi (td ef mismunandi aðferðir eru teknar upp í misleitum vs einsleitum blokkum), bárum við saman CDA frá 1O rannsóknum úr einsleitum blokkum á móti CDA frá 1O rannsóknum úr ólíkum blokkum.
Sömu greiningaraðferðir voru einnig gerðar á gögnum frá sýnatökutímabilinu, skilgreind með meðaltali yfir 500 ms glugga sem hefst 200 ms eftir að sýnafylkingin hófst.
Niðurstöður
Niðurstöður hegðunar
Skoðun á mynd 1B bendir til þess að mat á k hafi verið hærra fyrir misleitt en einsleitt minnissett við hleðslu 3 og 5, áhrif sem eru staðfest með samspili einsleitni álags í ANOVA með endurteknum mælingum (F(2,54)=11.995 , p , 0.001). Eftirfylgjandi pöruð t próf fundu engan mun á einsleitum og misleitum rannsóknum við mengastærð 1 (t(27)=1.496, p=0.147), en marktækt hærri gildi fyrir ólíkar en fyrir einsleitar tilraunir á settastærðum 3 og 5 (t gildi. 4,057, p gildi, 0,001).
ERP niðurstöður
Contralateral og ipsilateral bylgjuform. Fyrir áreiti-kynningartímabilið jókst merki við hliðar- og íhliðar rafskaut eintóna með stilltri stærð (mynd 2A,B), þríhliða ANOVA greinir þríhliða samspil hliðar, álags og einsleitni (F(1,23) ) = 11.470, bls=0.0025). Á gagnhliða rafskautum voru aðaláhrif einsleitni og settstærðar bæði marktæk (F gildi . 6.228, p gildi , 0.02), og þættirnir víxluðu ekki (F(2,46) {{16} }.055, bls=0.140). Á tvíhliða rafskautum, þó að það væri einsleitni með víxlverkun á stilltri stærð (F(2,46)=3.717, p=0.031), tókst post hoc t prófum ekki að finna neinn mun á einsleitum og ólíkar blokkir við hvaða stærð sem er (t gildi , 1,695, p gildi . 0,104.). Til samanburðar á 1O, 1C og 1L rannsóknum á gagnhliða rafskautum (Mynd 3A), fann einstefnu ANOVA aðaláhrif (F(2,46)=4.758; p=0. 013), með post hoc t prófum sem benda til þess að 1O tilraunir hafi verið marktækt stærri í amplitude en 1L tilraunir (t(23)=3.245, p=0.004) og tölulega stærri en 1C tilraunir (t (23)=1.953, p=0.063), og 1C og 1L tilraunir voru ekki mismunandi (t(23)=0.815, p=0.423 ). Einstefnu ANOVA fyrir 1O, 1C og 1L tilraunir á tvíhliða rafskautum tókst ekki að finna vísbendingar um mismun (F(2,46)=2.040; p=0.412). Samanburður á sýnishornsgildum úr 1O rannsóknum í einsleitum á móti misleitum gaf engar vísbendingar um neinn mun (t gildi, 0,635, p gildi. 0,434; mynd 3B).
Seinkunartímabilsmerkið jókst einnig eintóna við hliðar- og tvíhliða rafskaut (Mynd 2C), með þríhliða ANOVA sem gefur til kynna aðaláhrif einsleitni sem nálgaðist marktekt (F(1,23)=3.723, p.=0.066) og tvíhliða víxlverkun milli hliðar og álags (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), áhrif sem endurspegla muninn á gagnhliða og tvíhliða merkjum sem, þegar þau eru dregin frá, framleiða CDA. Samanburður í pörum benti til þess að merki væru stærri í einsleitum og ólíkum kubbum við settar stærðir 1 og 3 (t gildi . 2,175, p gildi, 0,039), en voru sambærileg við stærð 5 (t gildi, 0,586, p gildi . 0,326). Til samanburðar á 1O, 1C og 1L rannsóknum (mynd 3A) fundu einstefnu ANOVA engar vísbendingar um mun á gagnhliða eða tvíhliða rafskautum (F gildi, 1,204, p gildi. 0,309). Seinkunartímabilsmerkið frá 1O tilraunum var tölulega, en ekki marktækt, hærra á einsleitum á móti misleitum kubbum bæði á gagnhliða (t(23) = 1.475, p=0.153) og tvíhliða (t) (23)=1.793, p=0.086) rafskaut (mynd 3B).
Contralateral mínus ipsilateral munur bylgjur. Fyrir áreiti-kynningartímabilið jukust mismunabylgjur eintóna í báðum minnisskilyrðum (tvíhliða ANOVA; aðaláhrif mengastærðar: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001) og voru almennt stærri að stærð í einsleitum rannsóknum en í ólíkum rannsóknum (aðaláhrif einsleitni: F(1,23)=11.47, p=0.003), þar sem víxlverkunin nálgast marktekt (F(2,46)=2.703, p=0.078; mynd 2A,B). Post hoc t próf leiddu í ljós mun á stærð 1 og 3 (t gildi . 2,912, p gildi , 0,008) en enginn munur á stærð 5 (t(23)=0.923, p=0. 336). Einstefnu ANOVA fundu engar vísbendingar um mun á 1O, 1C og 1L rannsóknum (F(2,46)=2.125, p=0.131; mynd 3A) eða á milli 1O prófana frá einsleitar á móti ólíkum blokkum (t(23)=1.475, p=0.785; mynd 3B).
Fyrir seinkunartímabilið (þ.e. CDA) jukust mismunabylgjurnar eintóna í báðum minnisskilyrðum (tvíhliða ANOVA; aðaláhrif settsstærðar: F(2,46) = 9.499, p , {{5} }.001), en þeir voru ekki frábrugðnir eftir einsleitni (F(2,46)=0.149, p=0.703), og þættirnir tveir víxluðust ekki (F(2,46) )=0.559, bls=0.576; mynd 2C). Einstefnu ANOVA fundu engan mun á 1O, 1C og 1L rannsóknum (F(2,46)=0.155, p=0.857; mynd 3A) eða á milli 1O prófana í einsleitum á móti ólíkar blokkir (t(23) = 0.183, p=0.857; mynd 3B).
Bráðabirgðaumræða
Hegðunarniðurstöður úr tilraun 1 leiddu í ljós lægri k gildi fyrir einsleit en fyrir ólík minnissett við mengastærðir 3 og 5. Þetta mynstur er í samræmi við niðurstöður sem fengust í fyrri rannsóknum sem einnig stjórnuðu einsleitni (Gosseries o.fl., 2018; Cai o.fl. , 2020) og er í samræmi við ásetning okkar um að búa til ástand – ólík minnismengi – sem gerir minni kröfur um samhengisbindingu heldur en einsleit minnissett sem innihalda sama fjölda atriða. Til viðbótar við samhengisbindingu, eru þó aðrir þættir sem gætu skýrt yfirburðarframmistöðu með ólíkum minnissettum. Ein er sú að mismunun áreitiseinkenna sem eru geymd í vinnsluminni getur verið lægri með einsleitum minnissettum, vegna líkinda milli hluta. Ennfremur myndi þessi munur á aðgreiningu eiginleika aðeins aukast ef tilraunir eru læstar af áreiti, eins og þær voru í tilraun 1. Þetta er vegna þess að búist er við að blokkir með einsleitum minnissettum myndu framkalla hærra stig viðvarandi fyrirbyggjandi truflana (Wickens o.fl. , 1963). Við athugum hins vegar að sú staðreynd að frammistaðan var eins á 1O rannsóknum frá skilyrðunum tveimur er bilun í að sjá vísbendingar um mismunandi áhrif fyrirbyggjandi truflana. Engu að síður, til að takast á við þennan tiltekna rugling, fléttuðu tilraun 2 saman einsleitar og misleitar rannsóknir.
Þegar snýr að samsvarandi ERP gögnum var seinkunarmerki frá bæði gagnhliða og tvíhliða rafskautum meira í einsleitum rannsóknum en í ólíkum rannsóknum. Þetta bendir til þess að einhver andleg aðgerð önnur en varðveisla hluta, í sjálfu sér, hafi verið tekin af einsleitum tilraunum. (Þessi munur var einnig tölulega til staðar á milli 1O rannsókna, þó aðeins að nálgast mikilvægi við ípsilateral rafskaut.) Fyrsta fræðilega áhuga, gagnhliða – ípsilateral frádráttur sem gerð var til að búa til CDA fjarlægði muninn á milli ástands á merkjunum. Þannig að sú staðreynd að misleitni meðhöndlun hefur áhrif á merki frá gagnhliða og tvíhliða rafskautum jafnt er í ósamræmi við þann möguleika að hluti af álagsnæmi CDA endurspegli álagstengdan mun á samhengisbindingu.
Athyglisvert er (og óvænt) að amplitudur voru hærri í einsleitum rannsóknum en í ólíkum rannsóknum, á gagnhliða rafskautum, við kynningu á áreiti, og þessi áhrif voru einnig sterk í mismunabylgjunni. Þetta vekur möguleikann á því að aðgerðir sem tengjast samhengisbindingu, sem talið er að séu meiri í einsleitu ástandi, geti fyrst og fremst átt sér stað við kóðun. Eitt hugsanlegt áhyggjuefni varðandi þessa niðurstöðu er að hönnun okkar ruglaði saman einsleitni og áreitiflokki - það er að segja að einsleitar rannsóknir voru aðeins notaðar sem stefnumótunaráreiti. [Reyndar hefur áður verið greint frá því að CDA gæti verið hærra fyrir stefnur en fyrir aðra áreitiflokka (Woodman og Vogel, 2008).]. Þannig að sú staðreynd að sýnishornsmerkið var hæst fyrir 1O tilraunir (á móti 1C og 1L) á gagnhliða rafskautum (mynd 3A) þýðir að við getum ekki útilokað að mynstrið sem sést í sýnishornsgögnunum gæti verið vegna áreitis áhrifum, frekar en samhengisbindandi kröfum. Þörfin á að endurtaka og skýra þessa niðurstöðu var ein af ástæðunum fyrir því að framkvæma tilraun 2.
Núllniðurstaðan fyrir CDA í tilraun 1 bendir til þess að það sé ekki beint sambærilegt við seinkun fMRI merki frá IPS (Gosseries o.fl., 2018; Cai o.fl., 2020), staðreynd sem gæti flækt túlkunina af fyrri áhrifamiklum fMRI rannsóknum (Todd og Marois, 2004; Xu og Chun, 2006). Þetta er enn ein ástæðan fyrir því að mikilvægt var að endurtaka þessa niðurstöðu í annarri tilraun. Að auki, til að takast á við tvíræðni þess hvaða þáttur eða þættir gætu skýrt lægri getumat fyrir ólík minnissett (mynd 1B; þ.e. samhengisbinding vs aðgreiningarhæfi), fyrir tilraun 2 breyttum við verkefninu með því að gera það seinkaðri innköllun (þ.e. "seinkað mati"). Þetta myndi gera ráð fyrir mati á nákvæmni minni (mælikvarði sem er sterkari tengdur við aðgreiningarhæfi) og rangbindingu (túlkanleg sem vísitala mistaka í samhengisbindingu). Við ætluðum að greina gögnin með tveimur líkönum - blöndulíkani (Bays o.fl., 2009) og líkaninu fyrir ruglingssamkeppni (TCC) (Schurgin o.fl., 2020) - vegna þess að það hefur verið tekið fram að þessi líkön gera mismunandi fræðilega kenningu forsendur og geta skilað mismunandi niðurstöðum (Williams o.fl., 2022).
Tilraun 2
efni og aðferðir
Þrjátíu og einn rétthentur sjálfboðaliði (20 konur; aldursbil 19–26 ára; meðalaldur 19,9 ár; SD, 2,04) tóku þátt í heilarita tilrauninni gegn endurgjaldi (Renminbin (RMB), 30/klst.). Einn var útilokaður frá greiningum vegna lélegrar frammistöðu í hegðun, sem leiddi til loka n af 30. Allir einstaklingar veittu skriflegt upplýst samþykki samkvæmt verklagsreglum sem samþykktar voru af endurskoðunarnefnd stofnana. Einstaklingar voru með eðlilega sjón eða leiðrétta í eðlilega sjón, engar frábendingar fyrir heilarita og enga sögu um taugasjúkdóma eða geðsjúkdóma. Að auki voru 34 sjálfstæðar einstaklingar (24 konur; aldursbil, 18–34 ára; meðalaldur, 21,4 ár; SD, 4,02) ráðnir til að ljúka þremur sálfræðilegum líkt verkefnum með áreiti sem samanstanda af stefnumótunarblettum, litablettum og birtublettum sem dregnir voru úr svið áreita sem notuð eru í heilarita tilraununum. Gögnin sem fengust voru notuð til að reikna út sálfræðilega líkindismælingar sem voru notaðar þegar TCC líkanið (Schurgin o.fl., 2020) var lagað við hegðunarniðurstöður úr heilarita tilrauninni.
Áreiti og málsmeðferð
Verkefni með seinkun á innköllun. Hver blokk innihélt 120 tilraunir, hver af 1O, 1C og 1L tilraunum, 120 3O tilraunum og 120 1O1C1L tilraunum. Öll áreiti voru þau sömu og í tilraun 1, sem og staðbundið fyrirkomulag sýnishornanna (að því undanskildu að í 1O1C1L tilraunum gæti hvaða flokkur sem er birst á hvaða þremur mögulegu stöðum sem er) og eins og tímasetning atburða frá merki til seinkun . Eftir 900 ms seinkunina var beðið um innköllun þegar hringlaga plástur kom upp í sömu stærð og úrtaksáreitið og tók upp staðsetningu eins af hlutunum úr áreitissettinu ásamt hring (þ.e. „svarhjóli“) með radíus að ytri brún þess 9,2 gráður og 2 gráðu breidd og bendill við miðlæga festingu.
Stöðugt breytilegt í kringum viðbragðshjólið voru öll möguleg gildi í flokki þess sem á að innkalla. Fyrir stefnumörkun var þetta gefið upp sem 20 svartir strikar með jöfnum millibili (0.05 gráður 1.8 gráður ), á bilinu 0–171 gráður, í 9 gráðu þrepum; fyrir lit og birtu, þetta var gefið upp sem 180 jafnt dreift gildi (mynda hringlaga litahjól eða línulega framvindu úr hvítu í svart, í sömu röð). Stillingarviðbragðshjólið var ófyrirsjáanlegt frá prufu til prófunar til að draga úr viðbragðsáætlunum meðan á seinkuninni stóð. Við upphaf innköllunarskjásins birtist áreitisplásturinn með slembigildi fyrir flokkinn sem verið er að prófa og um leið og viðfangsefnið byrjaði að færa bendilinn með tölvumús fékk áreitisplásturinn gildi sem samsvarar staðsetningu á svöruninni hjól sem var næst bendilinn.
Gildi örvunarplástursins var breytilegt í rauntíma með staðsetningu bendilsins þar til viðfangsefnið skráði svörun sína með því að staðsetja bendilinn á stað á viðbragðshjólinu og smella með músinni. Svarglugginn hófst 300 ms eftir að rannsókn hófst og stóð í 4 sek., eftir það rann út á tíma. Alla tilraunina var bakgrunnsskjáliturinn grár ([0.5, 0.5, 0.5]; mynd 4A). Athugaðu að fyrir 1O1C1L tilraunir, vegna þess að auðkenni svarhjólsins gaf til kynna hlutinn sem á að innkalla, gerði það upplýsingarnar sem komu frá staðsetningu örvunarplástursins óþarfar. Af þessu tilefni var ekki hægt að gera skiptavillu í 1O1C1L tilraunum.
Sálfræðileg líkt verkefni. Hver blokk samanstóð af Likert líkt tilraun byggð upp samkvæmt Likert lita líkindi tilraun Schurgin o.fl. (2020). Hver einstaklingur kláraði þrjá kubba í tilviljunarkenndri röð. Í "litalíki" reitnum dæmdu einstaklingar líkindi tveggja litaplástra sem sýndir voru samtímis á Likert kvarða, allt frá 1 (minnst líkur) til 7 (líkust). Litirnir voru valdir úr sama hring og notaður var til að teikna liti fyrir EEG tilraunaáreiti núverandi rannsóknar í CIE L*a*b* litarými (L=70, a=20, b {{5 }}; radíus, 60) en samanstóð af 360 mögulegum litagildum sem dreifðust jafnt eftir hringnum. Litaparið í hverri prufu var valið með því að velja fyrst tilviljunarkenndan byrjunarlit úr hjólinu og velja síðan offset í annan lit úr settinu [0 gráður, 5 gráður, 10 gráður, 20 gráður, 30 gráður, 40 gráður, 50 gráðu, 60 gráður, 70 gráður, 80 gráður, 90 gráður, 120 gráður, 150 gráður, 180 gráður]. Í annarri blokk ("luminance similarity"), dæmdu einstaklingar líkindi tveggja ljósstyrksbletta. Birtugildin voru valin úr öllu birtusviðinu með 256 mögulegum RGB gildum. Parið í hverri prufu var valið með því að velja fyrst tilviljunarkenndan upphafsljóma og velja síðan offset við seinni birtuna úr menginu [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] í RGB rými. Í lokablokk („orientation similarity“) dæmdu einstaklingar líkindi tveggja stefnumörkunarplástra. Stefnan var valin úr 180 gráðu rýminu með 180 mögulegum gildum. Parið í hverri prufu var valið með því að velja fyrst handahófskennda upphafsstöðu og velja síðan offset í aðra stefnu úr settinu [0 gráður, 2,5 gráður, 5 gráður, 10 gráður, 15 gráður, 20 gráður, 25 gráður, 30 gráður , 35 gráður, 40 gráður, 45 gráður, 60 gráður, 75 gráður, 90 gráður]. Fyrir hverja blokk fengu viðfangsefnin leiðbeiningar í samhengi við tvö dæmi. Í einu dæmi voru litirnir/ljómarnir/stefnurnir tveir eins (þ.e. með offsetjunni=0). Þátttakendum var bent á að raða slíkum rannsóknum með „7“. Í öðru dæmi voru litirnir/ljómarnir/stefnurnir tveir að hámarki ólíkir og þátttakendum var bent á að raða slíkum tilraunum með „1“. Við leiðbeindum ekki einstaklingum um hvernig ætti að bregðast við á millitilraunum. Eins og í rannsókn Schurgin o.fl. (2020), var þátttakendum falið að gera dóma sína byggða á innsæi sjónrænum líkindum. Við bentum þeim einnig á að endurtaka einfalt orð ("the") á meðan rannsóknin stóð yfir til að lágmarka orðræðu áreitanna. Hver einstaklingur kláraði þrjár einingar með 140 tilraunum (14 áföll 10 endurtekningar) fyrir samtals 420 tilraunir. Viðfangsefnin sinntu verkefninu á sínum hraða, með áreiti tvö eftir á skjánum þar til þau svöruðu. Svör voru unnin með því að smella með músinni á einn af sjö tölusettum ferningum sem teiknaðir voru fyrir neðan lita/ljóma/stefnuáreitið, sem samsvarar ætluðu einkunninni 1 til 7.
Atferlisgreining
Lýsandi tölfræði. Viðbragðstími (RT) var skilgreindur sem leynd milli upphafs rannsakanda og músarsmellssvars, og svörunarskekkja sem fjarlægðin, í gráðum, á milli svörunar og gildis rannsakaða hlutarins. Rannsóknir án svörunar voru útilokaðar frá öllum greiningum.
Blöndunarlíkön. Fyrir 1O og 1O1C1L tilraunir voru svörunarvilludreifingar passaðar með tveggja þátta blöndulíkani sem áætlaði hlutfall rannsókna þar sem einstaklingar minntust á markið (pT) og líkurnar á tilviljunarkenndum getgátum (pU), sem og nákvæmni svara (Œ). Fyrir 3O tilraunir var þriðji þátturinn, líkurnar á að endurkalla ómarkmið (pN), einnig innifalinn í líkaninu. Færibreytur voru fengnar með mati á hámarkslíkum með MATLAB venjum (fáanlegt á http://www.bayslab.com; Bays o.fl., 2009). Til að kanna hvernig samhengisbindandi eftirspurnarmunur milli einsleitra og ólíkra rannsókna hafði áhrif á vinnsluminnisminnkun, voru endurteknar ráðstafanir einhliða ANOVA gerðar sérstaklega fyrir RT, hrá svörunarvillu og breytur sem passa líkanið. Til að meta líkan, einbeittum við okkur að Œ og pT, vegna þess að pU var mjög samlínulegt við pT í 1O og 1O1C1L rannsóknum (þ.e. pU 1 pT=1). Athugaðu að aðeins var hægt að áætla pN í 3O rannsóknum. PN sem áætlað er úr 3O rannsóknum gefur mælikvarða á samhengisbindandi verkun, vegna þess að skiptavilla samsvarar prófun þar sem viðfangsefnið man rangt hvaða hlutur hafði birst á könnunarstaðnum. Einn einstaklingur var útilokaður frá heilaritagreiningu vegna lélegs munaframmistöðu (í 1O ástandinu var giskahlutfall þeirra 0,50%) og því voru 30 einstaklingar með í hegðunargreiningunni.
Samkeppnislíkan með ruglingi á markmiðum. Fyrir TCC líkanið bjuggum við fyrst til sálfræðileg líkindisaðgerðir fyrir lita-, birtu- og stefnuörvun. Til að búa til þessar aðgerðir stöðluðum við Likert svörunargögnin með Smin=1, Smax=7 og Sx sem gefa til kynna einkunnastig hverrar tilraunar frá 1 til 7, sem gefur sálfræðilega líkt mæligildi, þannig að f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin o.fl., 2020) til að fella sálfræðilega líkindismælikvarða sem mældir eru fyrir allar þrjár áreitigerðirnar þegar TCC líkanið er sniðið að hegðunargögnum frá seinkölluninni verkefni. Fyrir 1O og 1O1C1L tilraunir notuðum við TCC líkanið eins og lýst er í Schurgin o.fl. (2020). Fyrir 3O tilraunir notuðum við TCC plús líkanið, sem metur einnig skiptavillur, sem lýst er í rannsókn Williams o.fl. (2022). D9 gildin sem urðu til voru metin í hverju minnisástandi og borin saman með einhliða ANOVA og fyrirhuguðum pöruðum t prófum.
EEG
Gagnaöflun og forvinnsla. Heilræðisgögn voru skráð við frammistöðu hegðunarverkefna með 64- rás ActiveTwo EEG kerfi (Biosemi; sýnatökutíðni 1024 Hz). Ag–AgCl rafskautin voru sett upp samkvæmt 10–20 kerfinu og viðnám allra rafskautanna var haldið við ,5 kV meðan á upptökunni stóð. Sömu forvinnsluaðferðir og útilokunarviðmið voru gerðar með þeim í tilraun 1; þar af leiðandi voru gögnin frá fjórum einstaklingum útilokuð, þannig að endanlegt n af 26 einstaklingum var innifalið í heilarita greiningunum.
ERP greining. Greiningar voru gerðar með sömu aðferðum og tilraun 1, með þeirri einu undantekningu að Biosemi-hettan þurfti að fylgja með 12 rafskaut til að hylja sömu aftari svæði (TP7/8, CP5/ CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Sýnabirting og seinkun merki frá gagnhliða og tvíhliða rannsóknum voru greind, sérstaklega, með tvíhliða endurteknum aðgerðum ANOVAs (með hliðarþáttum og minnisskilyrðum (1O, 3O og 1O1C1L rannsóknum), og með eftirfylgniprófum eftir á. eftir því sem við á Mismunabylgjur voru greindar með einstefnu (endurteknar mælingar ANOVAs með innan viðfangsþáttum minnisskilyrða, og pörpróf voru gerðar ef aðaláhrifin voru marktæk.
Niðurstöður
Hegðun
Lýsandi gögn. Meðalinnkallunarvilla var minnst fyrir 1O tilraunir, millistig fyrir 1O1C1L tilraunir og hæst fyrir 3O prófanir (F(2,58)=172.090, bls , {{36} }.001; mynd 4B), mynstur sem er í samræmi við niðurstöður úr tilraun 1. Eftirfylgni pörpróf staðfestu að skekkjan fyrir 1O tilraunir var marktækt minni en fyrir 1O1C1L tilraunir og fyrir 3O prófanir (t gildi 15,387, p gildi , 0,001), og að meðalskekkja fyrir 1O1C1L tilraunir var marktækt lægri en fyrir 3O tilraunir (t(29)=3.381, p=0.002). Það var einnig aðaláhrif tilraunategundar í RT gögnunum (F(2,58)=19.893, p , 0,001), með pörunarprófum sem sýndu engan mun á 1O og 1O1C1L rannsóknum (t(29) { {43}}.614, p=0.544), en að báðar hafi verið hraðari en 3O tilraunir (t gildi . 5.142, p gildi , 0.001; mynd 4B).
Blöndunarlíkön. Mat á nákvæmni innkalla (Œ) á var marktækt hærra fyrir 1O tilraunir en fyrir 3O tilraunir (t(29)=2.441, p=0.021), en það gerðist ekki frábrugðin 1O1C1L tilraunum (t(29)=0.339, p=0.737). Muna nákvæmni á 1O1C1L tilraunum var tölulega hærri en á 3O tilraunum (t(29) {{20}}.723, p=0.095; mynd 4C). pT á 1O prófunum var marktækt hærra en báðar þriggja atriða tilraunategundirnar (t gildi . 8,508, p gildi, 0.001), og 1O1C1L og 3O tilraunir voru ekki mismunandi (t(29) )=0.327, bls=0.746; mynd 4C). Fyrir 3O tilraunir var pN 0,175 (SD, 0,172) og pN gildi voru marktækt ,0 (p, 0,001).
TCC líkan. Einhliða ANOVA staðfesti aðaláhrif tilraunategundar fyrir mismunun, eins og hún var skráð með d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}}01). Pöruð t próf gáfu til kynna að d9 fyrir 1O tilraunir væri marktækt stærra en fyrir 1O1C1L og 3O prófanir (t gildi . 9.391, p gildi , 0.001), og að tölulegir yfirburðir d9 fyrir 1O1C1Lrelative 3O tilraunir nálguðust marktekt (t(29)=1.884, p=0.069; mynd 3D). Í 3O rannsóknum var pN 0,192 (SD, 0,338%). Vegna þess að þessi dreifing var jákvætt skekkt, og brýtur þar með eðlilega forsenduna (k gildi=0.5, p , 0,001), notuðum við Wilcoxon signed-rank próf til að ákvarða að miðgildi dreifingarinnar pN væri marktækt .0 ( z=4.7821, bls , 0,001).
ERP amplitude
Contralateral og ipsilateral bylgjuform. Við kynningu á áreiti var bæði gagnhliða og tvíhliða ERP mótað af minnisástandi (Mynd 5A,B, vinstri spjald), tvíhliða ANOVA greindi marktækt samspil hliðar og minnisástands (F(2,50 )=3.647, bls=0.033). Á gagnhliða rafskautum fann einstefnu ANOVA að ERPs voru mismunandi eftir minnisskilyrðum (F(2,50)=19.605, p , 0.001 ), og post hoc próf leiddi í ljós að ERP var minnst í 1O rannsóknum, millistig í 1O1C1L rannsóknum og stærst fyrir 3O próf (1O á móti 3O, 1O1C1L á móti 3O: t gildi . 5.199, p , 0.001; 1C2 á móti 5:1O ) =2.129; bls=0.043). Á tvíhliða rafskautum voru mynstrin svipuð (F(2,50)=8.929, p , 0.001; 1O á móti 3O, 1O1C1L á móti 3O: t gildi . 3.154, p , 0.004; 1O á móti 1O1L(t1C1 25) =2.221; bls=0.036). Til samanburðar á 1O, 1C og 1L rannsóknum á gagnhliða rafskautum voru aðaláhrif áreitissviðs (F(2,50)=6.768, p=0.003), með pöruðu t próf sem gefa til kynna að amplitude var minna neikvætt fyrir 1C tilraunir en fyrir 1O og 1L tilraunir (t gildi . 3.008, p gildi , 0.006), en var ekki munur á 1O og 1L tilraunum (t(25)=0. 221, bls=0.827). Enginn munur fannst á Ipsilateral ERPs (F(2,50)=0.992, p=0.378; mynd 6A,B, vinstri og miðju spjaldið).
Á seinkuninni leiddi tvíhliða ANOVA í ljós marktækt samspil milli hliðar og minnisástands (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Fyrir gagnhliða bylgjuform leiddi einstefnu ANOVA í ljós marktæk megináhrif minnisástands (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), með eftirfylgni með pörum samanburði sem bendir til þess að seinkun tímabilsmerki fyrir 3O og 1O1C1L tilraunir voru marktækt neikvæðari en fyrir 1O rannsóknir (t gildi(25) . 4.0, p gildi , 0.001). Að auki, og sérstaklega fræðilegt áhugavert, var seinkunartímabilsmerkið marktækt neikvæðara fyrir 3O tilraunir en fyrir 1O1C1L tilraunir (t(25)=3.022, p = 0.006). Fyrir tvíhliða bylgjuform var mynstrið svipað: einstefnu ANOVA leiddi í ljós marktæk aðaláhrif minnisástands (F(2,50)=7.295, p=0.002), og eftirfylgni parslegur samanburður benti til þess að seinkun tímabils merki væri marktækt neikvæðara fyrir 3O og 1O1C1L tilraunir en fyrir 1O tilraunir (t gildi(25) . 2.0, p gildi , 0.05), og var neikvæðara á þróunarstigi fyrir 3O tilraunir en fyrir 1O1C1L tilraunir (t(25)=1.731, p=0.094; mynd 5C, vinstri og miðju spjaldið). Til samanburðar á 1O, 1C og 1L tilraunum var aðeins gagnhliða bylgjulögunum stýrt af áreitisviði (F(2,50)=5.374, p=0.008), með eftirfylgni pöruð t próf sem gefa til kynna að amplitude fyrir 1L tilraunir hafi verið neikvæðari í 1O og 1C tilraunum (t gildi . 2.796, p gildi , 0.010), og að 1O og 1C tilraunir hafi ekki verið mismunandi (t(25)=1. 005, bls=0.324). Fyrir tvíhliða bylgjulögin sýndi einstefnu ANOVA engar vísbendingar um neinn mun eftir áreitisviði (F(2,50)=1.696, p=0.194; mynd 6C, vinstri og miðju spjaldið ).
Contralateral mínus ipsilateral munur bylgjur. Fyrir áreiti-kynningartímabilið sýndi einstefnu ANOVA helstu áhrif minnisástands (F(2,50)=3.647, p=0.033). Pöruð t próf fundu engar vísbendingar um mun á 1O og 1O1C1L rannsóknum (t(25)=0.482, p=0.634), vísbendingar sem nálguðust mikilvægi þess að 3O prófanir væru meiri í amplitude en 1O prófanir (t(25)=2.019, p=0.054), og vísbendingar um að 3O tilraunir hafi verið meiri í amplitude en 1O1C1L tilraunir (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; mynd 5A,B, hægri spjöld). Til samanburðar á 1O, 1C og 1L tilraunum fann einstefnu ANOVA marktækan mun milli áreitissviða (F(2,50)=11.594, p=0.0025), með eftirfarandi- pöruð t próf sem gefa til kynna að amplitudes hafi verið lægri í 1C tilraunum en í 1O og 1L tilraunum (t gildi . 3,483, p gildi , 0,002), en að þau hafi ekki verið munur á 1O og 1L tilraunum (t(25) {{55} }.433, bls=0.164; mynd 6B, hægra spjaldið).
Fyrir seinkunartímabilið (þ.e. CDA), sýndi einstefnu ANOVA helstu áhrif minnisástands (F(2,50)=5.478, p=0.{ {38}}07), með pöruðum t prófum sem gefa til kynna að CDA fyrir 3O tilraunir hafi verið stærra í amplitude en fyrir 1O prófanir (t(25)=4.102, p , 0,001), og að 1O1C1L á móti 1O tilraunamunur nálgaðist marktekt (t(25)=1.923, p=0.066); mikilvægt, CDA fyrir 3O og 1O1C1L tilraunir voru ekki mismunandi (t(25)=1.101, p=0.282; mynd 5A,C, hægri spjaldið). Til samanburðar á 1O, 1C og 1L tilraunum fann einstefnu ANOVA engar vísbendingar um neinn mun (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; mynd 6C, hægri spjaldið).
Bráðabirgðaumræða
Lýsandi mynstur í hegðunargögnum úr tilraun 2 endurtóku þau úr tilraun 1: hleðsluáhrif og betri árangur við álag á-3 á ólíkum miðað við einsleitar tilraunir. Ennfremur voru mat á líkönunum tveimur sem við hæfðum þessum gögnum í stórum dráttum sammála um þá þætti sem liggja að baki þessum misleitniáhrifum: bæði gáfu skýrar vísbendingar um hlutverk samhengisbindingar á 3O prófunum (í formi skiptivillna) og óljósar sannanir fyrir truflun á milli þátta [nákvæmni (blandnalíkan) og d9 (TCC) voru bæði tölulega hærri fyrir 1O1C1L tilraunir, en náðu mörkunum fyrir þýðingu fyrir hvoruga mælinguna). Þetta eykur sjálfstraust okkar á því að áreiti–.homogenity meðferð okkar skili árangri við mismunandi kröfur um samhengisbindingu.
ERP-niðurstöðurnar endurtóku einnig almenn mynstur sem sáust í tilraun 1, bæði við kynningu sýna og á seinkunartímabilinu. Aðalatriðið fyrir upphaflegu spurninguna okkar, þó að seinkun tímabilsmerkið hafi verið meira fyrir 3O tilraunir en fyrir 1O1C1L tilraunir, átti þetta við um bæði gagnhliða og ípsilateral rafskaut, og eftir frádrátt var CDA sem myndaðist ekki mismunandi á milli tilraunategundanna tveggja. Þannig bæta niðurstöður úr tilraun 2 frekari stuðningi við þá niðurstöðu að CDA skráir ekki samhengisbindandi kröfur WM-verkefna.
Við kynningu á áreiti sáum við aftur mynstur sem var frábrugðið seinkuninni: 3O . 1O1C1L munur sem sást á hliðar- og ipsilateral rafskautum lifði af gagnhliða - ipsi frádráttur. Ennfremur draga niðurstöður úr samanburði á 1O, 1C og 1L tilraunum í tilraun 2 úr áhyggjum af því að niðurstöður 3O á móti 1O1C1L samanburði gætu verið vegna áreitisáhrifa: aðeins gagnhliða bylgjuformið var stýrt af áreitisviði, og það var amplitude 1L tilrauna sem var neikvæðari en 1O og 1C tilraunir. Þannig bætir tilraun 2 styrkleika við þann möguleika að virkni í heilarita sem tengist samhengisbindingu gæti verið mest áberandi við áreitiskóðun.
Almennar umræður
Í tveimur tilraunum bárum við saman frammistöðu við ólík og einsleit minnissett, meðhöndlun sem er mismunandi kröfur um samhengisbindingu. Heildarmynstur hegðunarniðurstaðna úr báðum tilraunum benti til þess að fyrir meira álag en eitt væri frammistaða betri en misleit miðað við einsleit minnissett. Þrátt fyrir að þessi munur hafi endurspeglast í sterkari ERP-merkjum fyrir seinkun á einsleitum rannsóknum en á ólíkum rannsóknum, átti þetta jafnt við um ípsilateral og contralateral rafskaut, sem leiddi til CDA sem var ekki frábrugðið þessum tveimur skilyrðum. Eftir að hafa skoðað nokkrar af þeim forsendum sem hafa farið í nálgun okkar, munum við ræða nokkrar afleiðingar niðurstaðna okkar fyrir túlkun á CDA og, almennt, fyrir skilning okkar á VWM.
Einsleitni meðferðin
Huglæg reynsla segir okkur að þegar við skynjum og þekkjum hlut þá skráum við alltaf hvar hann er staðsettur, bæði í tengslum við okkur sjálf eða aðra hluti á vettvangi. Reyndar getur kóðun staðsetningar hlutar verið sjálfvirk og skylda (Logan, 1998). Þrátt fyrir þetta eru hins vegar einnig vísbendingar um að þegar þau hafa verið kóðuð í WM er hægt að leggja áherslu á einstaka eiginleika hlutar eða leggja áherslu á það (Marshall og Bays, 2013). Reyndar, rökfræði verklags okkar var sú að þó að hvert atriði í 1O1C1L eða 2O2C1L fylki myndi endilega taka ákveðna staðsetningu, myndi eðli minnisrannsóknarinnar (tilraun 1) eða innkallahjólsins (tilraun 2) lágmarka hvatann til að viðfangsefni til að halda bindingunni milli hvers hlutar og prufustaðsetningar hans. Í fyrsta lagi var staðsetning rannsakans/hjólsins alltaf í samræmi við áreitisflokk hlutarins sem verið er að prófa, sem þýðir að frá huglægu sjónarhorni, „þurfti“ ekki að muna staðsetningu hlutar, því það myndi verði endurflutt í lok réttarhalda. Í öðru lagi, vegna þess að örvunareiginleikinn sem verið var að prófa í hverri tilraun var beinlínis innifalinn í rannsakanum/hjólinu, var neyðaraðgerðin á staðsetningu rannsakans/hjólsins óþörf.
Ein afleiðing hönnunar okkar er sú að, nokkuð þversagnakennt, leggur hún áherslu á túlkanleika áhrifa sem er einkenni misheppnaða samhengisbindingar: skiptivillan. Það er að segja, þó að hægt sé að taka skiptivilluhlutfallið á einsleitum tilraunum sem vísitölu á misheppnaða samhengisbindingu, er ekki hægt að nota það til samanburðar við ólíkar prófanir vegna þess að skipti voru ekki möguleg í síðara ástandinu. (Reyndar, af þessari ástæðu getum við ekki útilokað að þátttakendur hafi einnig misbundið atriði við staðsetningu í sumum ólíkum rannsóknum.) Ennfremur er mikilvægt að hafa í huga þegar skiptavilluhlutfall er skoðað að næmni þeirra fyrir hversu samhengisbindandi kröfur eru mun vera mismunandi eftir öðrum þáttum. Til dæmis, í fMRI rannsókn sem notaði einnig áreitisetta einsleitnimeðferð (3 M á móti 1 M 1 1M2C), var skiptivilluhlutfallið í einsleitu ástandi óverulega lítið. Þótt þessi niðurstaða hefði getað verið túlkuð sem misbrestur á einsleitnimeðferðinni, var annar möguleiki að í 3 M tilraunum réðu einstaklingar sér hærra stig vitrænnar stjórnunar til að mæta auknum kröfum sem gerðar eru um samhengisbindingu. Í samræmi við þennan valkost mynduðu aðeins 3 M tilraunir marktækt hærra seinkunartímabilsmerki á framhliðarhryggjarsvæðum sem tengjast stjórnun WM (Gosseries o.fl., 2018).
Afleiðingar
Saman svara niðurstöðurnar úr þessum tveimur tilraunum einni mikilvægri spurningu um ERP mælingar á WM-tengdri virkni og vekja upp nokkrar nýjar.
CDA endurspeglar ekki „nonrepresentational factors“ sem magnast upp í einsleitum minnissettum
Venjulega er CDA dregið úr tilraunum þar sem allir hlutir í minnisfylkjunum eru dregin úr sama flokki, þar sem litur er langalgengastur. Þegar mengastærð eykst í slíkum einsleitum minnishópum, stuðla auknar kröfur til annarra þátta en framsetning áreitis í sjálfu sér að auknum erfiðleikum. Þetta var sýnt fram á í gögnunum sem kynnt eru hér með verri seinkað-þekkingarárangri í 3O rannsóknum en á 1O1C1L rannsóknum og á 5O rannsóknum en á 2O2C1L rannsóknum í tilraun 1, og með verri frammistöðu seinkaðrar köllunar á 3O rannsóknum en 1O1C1L rannsóknum í tilraun 2.
Einnig hefur verið greint frá sambærilegum ávinningi af áreiti-settu misleitni í fyrri rannsóknum þar sem notaðir voru aðrir flokkar áreita, svo sem með litum og stefnum á móti bara litum (Olson og Jiang, 2002), með andlitum og senum á móti bara andlitum eða bara senum (Cohen et al. al., 2014), og með hreyfistefnu og litum á móti bara hreyfistefnu (Gosseries o.fl., 2018). Þrátt fyrir þessi mynstur í hegðun, þá styður skortur á mismun á CDA frá þessum tveimur skilyrðum ekki þá tillögu sem hvatti þessa rannsókn, sem er að CDA gæti að hluta til vísir að virkni vitsmunalegra ferla annarra en virkrar varðveislu á atriði auðkenni í WM.2 Þess í stað eru þessar niðurstöður í samræmi við sjónarhorn Hakim o.fl. (2019, bls. 238), að "CDA fylgist með virku viðhaldi hlutaskráa, atriði sem byggir á framsetningu sem gerir áhorfendum kleift að samþætta samsetningu eiginleika og merkimiða sem tengjast sjónrænum hlutum."
Mikilvægt fyrir þessa hugmyndafræði er sú forsendu að "...hlutaskrár festi þáttaframsetninguna á ákveðnum tíma og stað og eru aðgreindar frá sérstökum eiginleikagildum sem eru bundin saman af hlutskrá" Hakim o.fl. (2019, bls. 537). Niðurstöðurnar sem kynntar eru hér benda til þess að þessi greinarmunur gæti átt við jafnvel um einstaka eiginleika, vegna þess að þrátt fyrir ónæmi CDA fyrir misleitni meðhöndlun, bentu hegðunarniðurstöður okkar til (á þróunarstigi) að framsetning á nákvæmu eiginleikagildi stillt- bar áreiti var niðurbrotið á einsleitum miðað við ólíkar tilraunir. Þannig að þrátt fyrir að CDA fylgist með fjölda hluta sem eru í vinnsluminni, virðist það ekki endurspegla gæði áreitis.
Taugafylgni bindingar við staðsetningarsamhengi er að minnsta kosti að hluta til aðskiljanleg frá staðbundinni athygli
Nokkrar rannsóknir (þar á meðal Hakim o.fl., 2019) hafa sýnt að CDA er aðskiljanlegt frá staðbundinni athygli. Núverandi niðurstöður benda til þess að það sama geti einnig átt við um að minnsta kosti suma þætti bindingar staðsetningar hlutar við auðkenni hans. Það er, þó að það sé vel staðfest að staðsetningar sem eru uppteknar af hlutum sem varðveitt er við óstaðbundin WM verkefni er hægt að afkóða/endurgera úr heilarita (Foster o.fl., 2017) og fMRI (Cai o.fl., 2019, 2020; Yu o.fl. , 2020) merkjum, sást einsleitni tengdur munur á töf-tímabils ERPs sem greint er frá hér á ípsilateral rafskautum á sambærilegu stigi og gagnhliða rafskautum. Ein möguleg skýring á þessu getur verið sú að þrátt fyrir að atriðin á einu sjónsviði hafi skipt máli í hverri einstakri prufa, þá var ferlið eða ferlin sem eru næm fyrir auknu mikilvægi samhengisbindingar við einsleitar tilraunir beitt á alla sjónræna vettvanginn. (Sérhæfð sjónhimnuáhrif staðbundinnar athygli, aftur á móti, sjást væntanlega í hliðarjöfnuninni sem sést fyrir hverja tilraunategund í tilraununum tveimur.)
Annar möguleiki, sem er ekki ósamrýmanlegur, er að ferlarnir sem skipta sköpum fyrir samhengisbindingu forgangsupplýsinga um áreiti eru virkjuð í meira mæli við kóðun þessara upplýsinga í WM (öfugt en á seinkatímabilinu sem fylgir). Í samræmi við þennan möguleika er sú staðreynd að í báðum tilraunum voru misleitniáhrifin þegar sýnileg í ERP meðan áreiti fylkin voru enn á skjánum. Ennfremur var það aðeins við kynningu sýna sem áhrifin voru sterkari á gagnhliða rafskautum. Ef þetta er rétt væri þetta í samræmi við þá tillögu að sjónrænt vinnsluminni sé kannski ekki minniskerfi í sjálfu sér, heldur sé það í staðinn almennt sjónrænt framsetningarkerfi sem getur, þegar nauðsyn krefur, viðhaldið upplýsingum með stuttum töfum (heppni og Vogel, 2013, bls. 394). Af þessum sökum gæti verið áhugavert í framtíðarvinnu að bera saman áhrif samhengisbundinna misnotkunar á tilraunir með og án tafar.
