Vezanje konteksta u vizualnoj radnoj memoriji odražava se u bilateralnim potencijalima povezanim s događajima, ali ne u kontralateralnoj aktivnosti odgode 2. dio
Sep 06, 2023
Analiza potencijala vezana uz događaj
Kako bismo analizirali amplitude ERP-a, generirali smo dva signala po ispitivanju izračunavanjem prosjeka na dva klastera lateraliziranih stražnjih elektroda, jednu s lijeve strane središnje linije i jednu s desne strane (Fukuda et al., 2015a). Zatim smo izračunali prosjek za pokuse kako bismo generirali signale s prosjekom pokusa koji su bili kontralateralni ili ipsilateralni u odnosu na znak i na kraju stvorili val "razlike" oduzimanjem ipsilateralnih signala od kontralateralnih signala. Za zadatak odgođenog prepoznavanja, statističke analize od primarnog interesa usredotočile su se na razdoblje odgode izračunavanjem prosjeka kroz prozor od 650 ms koji se proteže od 200 ms nakon pomaka niza uzoraka do 50 ms prije početka sonde (Vogel i Machizawa, 2004.).
Širenjem razmjera poduzeća i razvojem informatizacije, ERP sustav je postao jedan od važnih alata za upravljanje poduzećem. Također postoje neke rasprave i analize o odnosu između veličine ERP sustava i memorije.
Prije svega, širina ERP sustava odnosi se na opseg njegove primjene i širinu funkcija. S razvojem poduzeća i povećanjem potreba upravljanja, opseg ERP sustava također će se širiti u skladu s tim. Na primjer, mala tvrtka može trebati samo jednostavnu nabavu, prodaju i upravljanje zalihama, dok velika tvrtka mora pokriti više područja, kao što su ljudski resursi, financije, proizvodnja i druge funkcije. Stoga je opseg ERP sustava povezan s faktorima kao što su veličina poduzeća i razlike u industriji.
Drugo, memorija se odnosi na memoriju i mogućnosti obrade podataka ERP sustava. Kako se opseg ERP sustava povećava, tako će se povećavati i količina i složenost podataka koje treba obraditi. Stoga memorija ERP sustava postaje posebno važna. Učinkovit ERP sustav trebao bi biti u stanju brzo obraditi velike količine podataka i automatizirati prikupljanje, analizu i obradu podataka. To može uvelike poboljšati učinkovitost upravljanja poduzećem i minimizirati pojavu pogrešaka.
Međutim, odnos između veličine ERP sustava i memorije nije jednosmjeran. Što je veći ERP sustav, to njegova memorija treba podržati veću količinu podataka i složenost. Naprotiv, učinkovit ERP sustav također će imati pozitivan učinak na sposobnosti upravljanja tvrtkom, omogućujući tvrtki da se bolje nosi s više poslovnih i upravljačkih pitanja.
Sve u svemu, amplituda i memorija ERP sustava utječu jedna na drugu. Razuman dizajn ERP sustava može uzeti u obzir ravnotežu između to dvoje, čime se znatno poboljšava učinkovitost upravljanja i konkurentnost poduzeća. Stoga, pri projektiranju i odabiru ERP sustava, poduzeća bi trebala skrojiti sustav koji zadovoljava njihove vlastite potrebe, a istovremeno se fokusirati na poboljšanje memorije sustava i učinkovitosti obrade podataka. Vidi se da moramo poboljšati pamćenje. Cistanche može značajno poboljšati pamćenje jer je mesna pasta tradicionalni kineski ljekoviti materijal s brojnim jedinstvenim učincima, a jedno od njih je poboljšanje pamćenja. Djelotvornost mljevenog mesa dolazi od raznih aktivnih sastojaka koje sadrži, uključujući kiseline, polisaharide, flavonoide itd. Ovi sastojci mogu na različite načine promicati zdravlje mozga.
Pritisnite Know Shortterm Memory kako poboljšati
Za val razlike, ovaj prozor kašnjenja je CDA. Signali razdoblja odgode iz kontralateralnih i ipsilateralnih ispitivanja analizirani su trosmjernom ANOVA-om ponovljenih mjerenja (s faktorima lateralnosti, homogenosti i opterećenja; s post hoc naknadnim testovima prema potrebi. CDA su analizirani dvosmjernom ponovljenom analizom -mjeri ANOVA s čimbenicima homogenosti i opterećenja unutar subjekta. U slučaju značajnih interakcija, provedeni su post hoc testovi za usporedbu CDA između homogenih i heterogenih memorijskih skupova u svakoj veličini skupa.
Osim toga, proveli smo dva skupa analiza kako bismo procijenili učinke dvaju mogućih zbunjujućih čimbenika. Kako bismo procijenili moguće učinke kategorije podražaja same po sebi, usporedili smo CDA za 1O naspram 1C naspram 1L ispitivanja iz heterogenih blokova. Kako bismo procijenili moguće čimbenike na razini bloka (npr. ako su različite strategije usvojene tijekom heterogenih naspram homogenih blokova), usporedili smo CDA iz 10 ispitivanja iz homogenih blokova u odnosu na CDA iz 10 ispitivanja iz heterogenih blokova.
Isti postupci analize također su provedeni na podacima iz razdoblja prezentacije uzorka, definiranog usrednjavanjem kroz prozor od 500 ms koji počinje 200 ms nakon početka niza uzorka.
Rezultati
Bihevioralni rezultati
Inspekcija slike 1B sugerira da su procjene k bile veće za heterogene nego za homogene memorijske skupove pri opterećenjima 3 i 5, što je učinak potvrđen interakcijom opterećenja homogenosti u ANOVA-i ponovljenih mjerenja (F(2,54)=11).995 , p, 0.001). Naknadni upareni t-testovi nisu otkrili razliku između homogenih i heterogenih pokusa pri veličini skupa 1 (t(27)=1.496, p=0.147), ali značajno veće vrijednosti za heterogene nego za homogeni pokusi na veličinama skupova 3 i 5 (t vrijednosti 4,057, p vrijednosti 0,001).
ERP rezultati
Kontralateralni i ipsilateralni valni oblici. Za razdoblje prezentacije podražaja, signal na kontralateralnim i ipsilateralnim elektrodama monotono se povećavao s postavljenom veličinom (Sl. 2A, B), trosmjerna ANOVA otkriva trosmjernu interakciju lateralnosti, opterećenja i homogenosti (F(1, 23) = 11.470, str=0.0025). Na kontralateralnim elektrodama glavni učinci homogenosti i veličine skupa bili su značajni (F vrijednosti .6,228, p vrijednosti, 0.02), a čimbenici nisu međusobno djelovali (F(2,46) {{16} }.055, str=0.140). Na ipsilateralnim elektrodama, iako je postojala homogenost prema interakciji postavljene veličine (F(2,46)=3.717, p=0.031), post hoc t-testovi nisu uspjeli pronaći nikakve razlike između homogenih elektroda i heterogeni blokovi u bilo kojoj postavljenoj veličini (t vrijednosti, 1,695, p vrijednosti 0,104.). Za usporedbu 1O, 1C i 1L ispitivanja na kontralateralnim elektrodama (slika 3A), jednosmjerna ANOVA pronašla je glavni učinak (F(2,46)=4.758; p=0. 013), s post hoc t testovima koji pokazuju da su 1O pokusi bili znatno veće amplitude od 1L pokusa (t(23)=3.245, p=0.004) i brojčano veći od 1C pokusa (t (23)=1.953, p=0.063), a ispitivanja 1C i 1L nisu se razlikovala (t(23)=0.815, p=0.423 ). Jednosmjerna ANOVA za 1O, 1C i 1L pokuse na ipsilateralnim elektrodama nije pronašla dokaze o bilo kakvim razlikama (F(2,46)=2.040; p=0.412). Usporedba vrijednosti prezentacije uzorka iz 10 ispitivanja u homogenim naspram heterogenih nije dala dokaze o bilo kakvim razlikama (t vrijednosti, 0,635, p vrijednosti 0,434; slika 3B).
Signal perioda odgode također se monotono povećao na kontralateralnim i ipsilateralnim elektrodama (Slika 2C), s trosmjernom ANOVA koja ukazuje na glavni učinak homogenosti koji se približio značaju (F(1,23)=3.723, p=0.066) i dvosmjerna interakcija između lateralnosti i opterećenja (F(2,46)=9.449, p, {{20}} .001), efekti koji odražavaju razlike između kontralateralnih i ipsilateralnih signala koji, kada se oduzmu, proizvode CDA. Usporedbe po parovima pokazale su da su signali bili veći u homogenim i heterogenim blokovima pri postavljenim veličinama 1 i 3 (t vrijednosti .2,175, p vrijednosti 0,039), ali su usporedivi pri skupu veličine 5 (t vrijednosti 0,586, p vrijednosti 0,326). Za usporedbu 1O, 1C i 1L ispitivanja (slika 3A), jednosmjerna ANOVA nije pronašla dokaze za razlike na kontralateralnim ili ipsilateralnim elektrodama (F vrijednosti, 1,204, p vrijednosti 0,309). Signal razdoblja odgode iz 10 ispitivanja bio je numerički, ali ne značajno, viši na homogenim naspram heterogenih blokova i na kontralateralnom (t(23) = 1.475, p=0.153) i na ipsilateralnom (t (23)=1.793, p=0.086) elektrode (slika 3B).
Kontralateralni minus ipsilateralni valovi razlike. Za razdoblje prezentacije podražaja, valovi razlike monotono su porasli u oba uvjeta pamćenja (dvosmjerna ANOVA; glavni učinak veličine skupa: F(1,46) = 13.5043, p, { {26}}.001) i bili su općenito veće veličine u homogenim ispitivanjima nego u heterogenim ispitivanjima (glavni učinak homogenosti: F(1,23)=11.47, p=0.003), s interakcijom koja se približava značaju (F(2,46)=2.703, p=0.078; slika 2A, B). Post hoc t-testovi otkrili su razlike u skupu veličina 1 i 3 (t vrijednosti . 2,912, p vrijednosti, 0,008), ali nema razlike u skupu veličine 5 (t(23)=0.923, p=0 .336). Jednosmjerna ANOVA nije pronašla dokaze o razlikama između 1O, 1C i 1L pokusa (F(2,46)=2.125, p=0.131; slika 3A) ili između 10 pokusa iz homogeni naspram heterogenih blokova (t(23)=1.475, p=0.785; slika 3B).
Za razdoblje kašnjenja (tj. CDA) valovi razlike monotono su porasli u oba uvjeta pamćenja (dvosmjerna ANOVA; glavni učinak veličine skupa: F(2,46) = 9.499, p, {{5} }.001), ali se nisu razlikovali po homogenosti (F(2,46)=0.149, p=0.703), a dva faktora nisu međusobno djelovala (F(2,46 )=0.559, str=0.576; Slika 2C). Jednosmjerna ANOVA nije pronašla razlike među 1O, 1C i 1L pokusima (F(2,46)=0.155, p=0.857; slika 3A) ili između 10 pokusa u homogenim i heterogeni blokovi (t(23) = 0.183, p=0.857; sl. 3B).
Međurasprava
Rezultati ponašanja iz eksperimenta 1 otkrili su niže vrijednosti k za homogene nego za heterogene memorijske skupove pri veličinama skupova 3 i 5. Ovaj je obrazac u skladu s rezultatima dobivenim u prethodnim studijama koje su također manipulirale homogenošću (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) i u skladu je s našom namjerom stvaranja uvjeta - heterogenih memorijskih skupova - koji postavljaju manje zahtjeve vezane uz kontekst nego homogeni memorijski skupovi koji sadrže isti broj stavki. Međutim, osim vezanja konteksta, drugi čimbenici mogu objasniti vrhunsku izvedbu s heterogenim skupovima memorije. Jedan je da diskriminabilnost značajki podražaja koja se čuvaju u radnoj memoriji može biti manja s homogenim memorijskim skupovima, zbog sličnosti među stavkama. Nadalje, ova bi razlika u mogućnosti razlikovanja značajki bila složenija samo ako su pokusi blokirani vrstom podražaja, kao što su bili u eksperimentu 1. To je zato što bi se očekivalo da blokovi s homogenim memorijskim skupovima generiraju više razine trajne proaktivne interferencije (Wickens et al. , 1963). Primjećujemo, međutim, da činjenica da je izvedba bila identična na 10 ispitivanja iz dvaju uvjeta predstavlja neuspjeh da se vide dokazi za različite učinke proaktivne interferencije. Unatoč tome, kako bi se riješio ovaj problem, eksperiment 2 isprepleo je homogene i heterogene pokuse.
Vraćajući se na odgovarajuće ERP podatke, signal razdoblja odgode s kontralateralnih i ipsilateralnih elektroda bio je veći u homogenim ispitivanjima nego u heterogenim ispitivanjima. Ovo sugerira da je neka mentalna operacija, osim zadržavanja predmeta, per se, bila uključena u homogene pokuse. (Ova je razlika također bila brojčano prisutna između 10 ispitivanja, iako se samo približava značaju na ipsilateralnim elektrodama.) Od primarnog teorijskog interesa, kontralateralno-ipsilateralno oduzimanje provedeno za stvaranje CDA uklonilo je razlike između uvjeta u signalima. Dakle, činjenica da manipulacija heterogenošću jednako utječe na signale s kontralateralnih i ipsilateralnih elektroda nije u skladu s mogućnošću da dio osjetljivosti CDA na opterećenje odražava razlike povezane s opterećenjem u vezivanju konteksta.
Zanimljivo (i neočekivano), amplitude su bile veće u homogenim ispitivanjima nego u heterogenim ispitivanjima, na kontralateralnim elektrodama, tijekom prezentacije podražaja, a ovaj je učinak također bio robustan u valu razlike. Ovo povećava mogućnost da operacije povezane s vezanjem konteksta, za koje se pretpostavlja da su veće u homogenom stanju, mogu biti angažirane prvenstveno tijekom kodiranja. Jedna moguća zabrinutost u vezi s ovim zaključkom je da je naš dizajn pobrkao homogenost s kategorijom podražaja - to jest, homogeni pokusi korišteni su samo kao orijentacijski podražaji. [Doista, ranije je objavljeno da CDA može biti viši za orijentacije nego za druge kategorije podražaja (Woodman i Vogel, 2008.).]. Dakle, činjenica da je signal prezentacije uzorka bio najviši za 10 pokusa (u odnosu na 1C i 1L) na kontralateralnim elektrodama (Sl. 3A) znači da ne možemo isključiti mogućnost da obrazac opažen u podacima prezentacije uzorka može biti posljedica podražaja učinke, a ne na zahtjeve vezane za kontekst. Potreba za repliciranjem i razjašnjavanjem ovog otkrića bila je jedan od razloga za eksperimentiranje 2.
Nulti nalaz za CDA u eksperimentu 1 sugerira da on možda nije izravno usporediv s fMRI signalom razdoblja odgode iz IPS-a (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), što je činjenica koja bi mogla zakomplicirati tumačenje ranijih utjecajnih fMRI studija (Todd i Marois, 2004; Xu i Chun, 2006). Ovo je još jedan razlog zašto je bilo važno ponoviti ovaj rezultat u drugom eksperimentu. Dodatno, kako bismo riješili dvosmislenost faktora ili čimbenika koji bi mogli biti odgovorni za niže procjene kapaciteta za heterogene skupove memorije (Slika 1B; tj. vezanje konteksta u odnosu na mogućnost razlikovanja), za eksperiment 2 smo modificirali zadatak tako što smo ga učinili odgođenim prisjećanjem (tj. , "odgođena procjena"). To bi omogućilo procjenu preciznosti pamćenja (mjera koja je jače povezana s razlikovanjem) i pogrešnog povezivanja (koje se može protumačiti kao indeks neuspjeha povezivanja konteksta). Planirali smo analizirati podatke s dva modela—modelom mješavine (Bays et al., 2009.) i modelom ciljane zabune (TCC) (Schurgin et al., 2020.)—jer je primijećeno da ti modeli čine različite teorijske pretpostavke i mogu dati različite rezultate (Williams et al., 2022).
Eksperiment 2
Materijali i metode
Trideset i jedan desnoruki volonter (20 žena; dobni raspon, 19-26 godina; srednja dob, 19,9 godina; SD, 2,04) sudjelovao je u EEG eksperimentu za naknadu (Renminbi (RMB), 30/h). Jedan je bio isključen iz analiza zbog lošeg ponašanja, što je rezultiralo konačnim n od 30. Svi subjekti dali su pismeni informirani pristanak u skladu s postupcima koje je odobrio Odbor za reviziju ustanove. Ispitanici su imali normalan vid ili vid korigiran na normalu, nisu imali kontraindikacije za EEG i nisu imali prijavljene neurološke ili psihijatrijske bolesti u anamnezi. Dodatno, 34 nezavisna subjekta (24 žene; dobni raspon, 18-34 godine; prosječna dob, 21,4 godine; SD, 4,02) angažirana su da dovrše tri zadatka psihofizičke sličnosti s podražajima koji se sastoje od orijentacijskih mrlja, mrlja boja i mrlja svjetline izvučenih iz niz podražaja korištenih u EEG pokusima. Dobiveni podaci upotrijebljeni su za izračunavanje metrike psihofizičke sličnosti koja je korištena pri prilagođavanju TCC modela (Schurgin et al., 2020.) rezultatima ponašanja iz EEG eksperimenta.
Podražaji i postupak
Zadatak odgođenog prisjećanja. Svaki blok sadržavao je 120 pokusa, svaki od 1O, 1C i 1L pokusa, 120 3O pokusa i 120 1O1C1L pokusa. Svi podražaji bili su isti kao u eksperimentu 1, kao i prostorni raspored prikaza uzoraka (s iznimkom da se na pokusima 1O1C1L bilo koja kategorija mogla pojaviti na bilo kojoj od tri moguće lokacije), i kao što je bio vremenski raspored događaja od znakova do odgoditi. Nakon odgode od 900 ms, prisjećanje je potaknuto početkom kružne mrlje iste veličine kao uzorci podražaja i zauzimajući mjesto jedne od stavki iz skupa podražaja, zajedno s prstenom (tj. "kotačić odgovora") s radijusom prema svom vanjskom rubu od 9,2 stupnja i širinom od 2 stupnja, i kursorom u središnjoj fiksaciji.
Kontinuirano su varirale oko kotačića odgovora sve moguće vrijednosti kategorije artikla koji se treba opozvati. Za orijentaciju, ovo je prikazano kao 20 jednako razmaknute crne trake (0.05 stupnjeva 1,8 stupnjeva), u rasponu orijentacije od 0-171 stupnjeva, u koracima od 9 stupnjeva; za boju i svjetlinu, to je prikazano kao 180 jednako razmaknutih vrijednosti (tvoreći kružni kotač boja ili linearnu progresiju od bijele do crne). Orijentacijski kotač odgovora nepredvidivo je varirao od pokušaja do pokušaja kako bi obeshrabrio planiranje odgovora tijekom odgode. Na početku prikaza prisjećanja pojavila se oznaka podražaja sa slučajnom vrijednošću kategorije koja se testira, a čim je ispitanik počeo pomicati kursor preko računalnog miša, oznaka podražaja je poprimila vrijednost koja odgovara lokaciji na odgovoru kotačić koji je bio najbliži pokazivaču.
Vrijednost zakrpe podražaja mijenjala se u stvarnom vremenu s položajem kursora sve dok subjekt nije registrirao svoj odgovor postavljanjem kursora na mjesto na kotačiću odgovora i klikom miša. Prozor odgovora započeo je 300 ms nakon početka sonde i trajao je 4 s, nakon čega je pokus istekao. Tijekom eksperimenta, boja pozadine zaslona bila je siva ([0.5, 0.5, 0.5]; slika 4A). Imajte na umu da je za pokuse 1O1C1L, budući da je identitet kotačića odgovora ukazivao na stavku koju treba pozvati, učinio informaciju prenesenu lokacijom zakrpe podražaja suvišnom. S tim u vezi, nije bilo moguće napraviti pogrešku zamjene na ispitivanjima 1O1C1L.
Zadaci psihofizičke sličnosti. Svaki blok je sadržavao Likertov eksperiment sličnosti strukturiran prema Likertovom eksperimentu sličnosti boja Schurgina i sur. (2020). Svaki ispitanik završio je tri bloka nasumičnim redoslijedom. U bloku "sličnost boja", subjekti su procjenjivali sličnost dviju boja prikazanih istovremeno na Likertovoj ljestvici, u rasponu od 1 (najmanje slično) do 7 (najsličnije). Boje su odabrane iz istog kruga korištenog za crtanje boja za EEG eksperimentalne podražaje trenutne studije u CIE L*a*b* prostoru boja (L=70, a=20, b {{5 }}; radijus, 60), ali se sastojao od 360 mogućih vrijednosti boja koje su ravnomjerno raspoređene duž kruga. Par boja za svaki pokus odabran je tako da je prvo odabrana nasumična početna boja s kotačića, a zatim odabirom pomaka druge boje iz skupa [0 stupnjeva, 5 stupnjeva, 10 stupnjeva, 20 stupnjeva, 30 stupnjeva, 40 stupnjeva, 50 stupanj, 60 stupnjeva, 70 stupnjeva, 80 stupnjeva, 90 stupnjeva, 120 stupnjeva, 150 stupnjeva, 180 stupnjeva]. U drugom bloku ("sličnost svjetline"), subjekti su procjenjivali sličnost dviju mrlja svjetline. Vrijednosti osvjetljenja odabrane su iz cijelog raspona osvjetljenja s 256 mogućih RGB vrijednosti. Par u svakom pokusu odabran je tako da se najprije nasumično odabere početna svjetlina, a zatim odabere pomak druge svjetline iz skupa [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] u RGB prostoru. U završnom bloku ("sličnost orijentacije"), ispitanici su procjenjivali sličnost dviju orijentacijskih mrlja. Orijentacije su odabrane iz prostora od 180 stupnjeva sa 180 mogućih vrijednosti. Par u svakom pokusu odabran je tako da se prvo odabere nasumična početna orijentacija, a zatim odabere pomak prema drugoj orijentaciji iz skupa [0 stupnjeva, 2,5 stupnjeva, 5 stupnjeva, 10 stupnjeva, 15 stupnjeva, 20 stupnjeva, 25 stupnjeva, 30 stupnjeva , 35 stupnjeva, 40 stupnjeva, 45 stupnjeva, 60 stupnjeva, 75 stupnjeva, 90 stupnjeva]. Prije svakog bloka ispitanici su dobili upute u kontekstu dvaju primjera. U jednom primjeru, dvije boje/svjetline/orijentacije bile su identične (tj. s pomakom=0). Subjektima je naloženo da takva ispitivanja rangiraju sa "7". U drugom primjeru, dvije boje/svjetline/orijentacije bile su maksimalno različite, a subjekti su bili upućeni da takva ispitivanja rangiraju s "1". Nismo uputili subjekte kako da reagiraju na međupokusima. Kao u studiji Schurgina i sur. (2020.), subjekti su bili upućeni da donose svoje prosudbe na temelju intuitivne vizualne sličnosti. Također smo ih uputili da ponavljaju jednostavnu riječ ("the") tijekom trajanja pokusa kako bi verbalizaciju podražaja sveli na minimum. Svaki je subjekt završio tri bloka od 140 pokušaja (14 pomaka i 10 ponavljanja) za ukupno 420 pokušaja. Subjekti su izvršili zadatak vlastitim tempom, s dva podražaja koja su ostala na zaslonu dok nisu odgovorili. Odgovori su napravljeni klikom miša na jedan od sedam kvadratića s brojevima nacrtanih ispod podražaja boje/svjetline/orijentacije, što odgovara predviđenoj ocjeni od 1 do 7.
Analiza ponašanja
Opisne statistike. Vrijeme odgovora (RT) definirano je kao latencija između početka sonde i odgovora na klik mišem, a pogreška odgovora kao udaljenost, u stupnjevima, između odgovora i vrijednosti ispitivane stavke. Pokusi bez odgovora isključeni su iz svih analiza.
Modeliranje smjesa. Za pokuse 1O i 1O1C1L, distribucije pogrešaka odgovora prilagođene su dvofaktorskim modelom mješavine koji je procijenio udio pokusa u kojima su se subjekti prisjetili cilja (PT) i vjerojatnost nasumičnih pogađanja (pU), kao i preciznost odgovora (Œ). Za pokuse 3O, treći faktor, vjerojatnost prisjećanja necilja (pN), također je uključen u model. Parametri su dobiveni procjenom maksimalne vjerojatnosti korištenjem MATLAB rutina (dostupno na http://www. bayslab.com; Bays et al., 2009). Da bi se ispitalo kako je razlika u potražnji vezana za kontekst između homogenih i heterogenih ispitivanja utjecala na prisjećanje radne memorije, jednosmjerna ANOVA ponovljenih mjerenja provedena je odvojeno za RT, pogrešku neobrađenog odgovora i parametre prilagodbe modela. Za procjene modela usredotočili smo se na Œ i pT jer je pU bio visoko kolinearan s pT u ispitivanjima 1O i 1O1C1L (tj. pU 1 pT=1). Imajte na umu da se pN može procijeniti samo u 30 pokusima. PN procijenjen iz 30 pokusa daje mjeru učinkovitosti vezanja na kontekst jer pogreška zamjene odgovara pokusu u kojem se ispitanik pogrešno sjeća koja se stavka pojavila na ispitivanoj lokaciji. Jedan ispitanik je isključen iz EEG analize zbog lošeg prisjećanja (u stanju 10, njihova stopa pogađanja bila je 0,50%), pa je 30 ispitanika bilo uključeno u analizu ponašanja.
Model natjecanja ciljne konfuzije. Za TCC model prvo smo generirali psihometrijske funkcije sličnosti za podražaje boje, osvjetljenja i orijentacije. Da bismo generirali ove funkcije, normalizirali smo podatke Likertovog odgovora sa Smin=1, Smax=7 i Sx koji označavaju ocjenu svakog ispitivanja od 1 do 7, dajući metriku psihofizičke sličnosti, tako da f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020.) za uključivanje metrike psihofizičke sličnosti izmjerene za sve tri vrste podražaja prilikom prilagođavanja TCC modela podacima o ponašanju iz odgođenog prisjećanja zadatak. Za ispitivanja 1O i 1O1C1L koristili smo TCC model kako je opisano u Schurgin et al. (2020). Za 3O pokuse upotrijebili smo TCC plus model, koji također procjenjuje pogreške zamjene, kao što je opisano u studiji Williamsa i sur. (2022). Rezultirajuće vrijednosti d9 procijenjene su u svakom stanju pamćenja i uspoređene jednosmjernom ANOVA i planiranim uparenim t-testovima.
EEG
Prikupljanje i pretprocesiranje podataka. EEG podaci zabilježeni su tijekom izvođenja bihevioralnog zadatka s 64-kanalnim ActiveTwo EEG sustavom (Biosemi; brzina uzorkovanja od 1024 Hz). Ag–AgCl elektrode montirane su prema sustavu 10–20, a impedancije svih elektroda tijekom snimanja održavane su na 5 kV. Isti postupci predprocesiranja i kriteriji isključenja provedeni su s onima u eksperimentu 1; kao posljedica toga, podaci za četiri subjekta su isključeni, ostavljajući konačni n od 26 subjekata uključenih u EEG analize.
ERP analiza. Analize su provedene istim postupcima kao i eksperiment 1, s jedinom iznimkom da je Biosemi kapa zahtijevala uključivanje 12 elektroda za pokrivanje istih stražnjih područja (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Signali prezentacije uzorka i razdoblja odgode iz kontralateralnih i ipsilateralnih ispitivanja analizirani su, zasebno, s dvosmjernom ANOVA-om ponovljenih mjerenja (s faktorima lateralnosti i uvjetima pamćenja (pokusi 1O, 3O i 1O1C1L) i s post hoc testovima praćenja Valovi razlike analizirani su jednosmjernim (ANOVA s ponovljenim mjerenjem s čimbenicima stanja pamćenja unutar subjekta, a testovi u parovima provedeni su ako je glavni učinak bio značajan.
Rezultati
Ponašanje
Opisni podaci. Prosječna pogreška prisjećanja bila je najniža za 1O ispitivanja, srednja za 1O1C1L ispitivanja, a najveća za 3O ispitivanja (F(2,58)=172.090, p, {{36} }.001; Slika 4B), obrazac koji je u skladu s rezultatima iz eksperimenta 1. Naknadni parovi testova potvrdili su da je pogreška za 1O pokusa bila znatno niža od one za 1O1C1L pokuse i za 3O pokuse (t vrijednosti . 15,387, p vrijednosti, 0,001), te da je srednja pogreška za 1O1C1L pokuse bila znatno niža od one za 3O pokuse (t(29)=3.381, p=0.002). Također je postojao glavni učinak vrste ispitivanja u RT podacima (F(2,58)=19.893, p, 0,001), pri čemu testovi u parovima nisu otkrili razliku između 1O i 1O1C1L pokusa (t(29) { {43}}.614, p=0.544), ali da su oba bila brža od 30 pokusa (t vrijednosti .5,142, p vrijednosti 0,001; slika 4B).
Modeliranje smjesa. Procjena preciznosti prisjećanja (Œ) bila je značajno viša za 10 pokusa nego za 30 pokusa (t(29)=2.441, p=0.021), ali nije razlikuju se od ispitivanja 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). Preciznost prisjećanja na pokusima 1O1C1L bila je brojčano veća nego na pokusima 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; slika 4C). pT na 1O pokusima bio je značajno viši od oba tipa pokusa s tri stavke (t vrijednosti . 8,508, p vrijednosti, 0.001), a pokusi 1O1C1L i 3O nisu se razlikovali (t(29 )=0.327, str=0.746; Slika 4C). Za 30 ispitivanja, pN je bio 0,175 (SD, 0,172), a pN vrijednosti bile su značajno 0,0 (p, 0,001).
TCC modeliranje. Jednosmjerna ANOVA potvrdila je glavni učinak vrste ispitivanja za diskriminabilnost, indeksiran s d9 (F(2,58)=101.068, p, 0.{{31 }}01). Upareni t-testovi pokazali su da je d9 za 1O pokuse bio značajno veći nego za 1O1C1L i 3O pokuse (t vrijednosti . 9,391, p vrijednosti, 0.{{40}}01) i da je brojčani superiornost d9 za 1O1C1L relativna 3O ispitivanja približila se značaju (t(29)=1.884, p=0.069; slika 3D). U 30 ispitivanjima, pN je bio 0,192 (SD, 0,338%). Budući da je ova distribucija bila pozitivno iskrivljena, čime je prekršena pretpostavka o normalnosti (k vrijednosti=0.5, p, 0.001), upotrijebili smo Wilcoxonov test ranga s predznakom kako bismo utvrdili da je medijan distribucije pN značajan .0 ( z=4.7821, p, 0.001).
ERP amplituda
Kontralateralni i ipsilateralni valni oblici. Tijekom prezentacije podražaja, i kontralateralni i ipsilateralni ERP modulirani su stanjem pamćenja (Sl. 5A, B, lijeve ploče), dvosmjerna ANOVA otkriva značajnu interakciju lateralnosti i stanja pamćenja (F(2,50 )=3.647, str=0.033). Na kontralateralnim elektrodama, jednosmjerna ANOVA otkrila je da se ERP razlikuju ovisno o uvjetima pamćenja (F(2,50)=19.605, p, 0.001 ), a post hoc test je otkrio da su ERP-ovi bili najmanji u 10 ispitivanja, srednji za 1O1C1L ispitivanja, a najveći za 3O ispitivanja (1O naspram 3O, 1O1C1L naspram 3O: t vrijednosti. 5,199, p, 0,001; 1O naspram 1O1C1L: t(25 ) =2.129; p=0.043). Na ipsilateralnim elektrodama uzorci su bili slični (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t vrijednosti . 3,154, p , 0,004; 1O vs 1O1C1L: t( 25) =2.221; p=0.036). Za usporedbu 1O, 1C i 1L ispitivanja na kontralateralnim elektrodama, postojao je glavni učinak domene podražaja (F(2,50)=6.768, p=0.003), s upareni t-testovi pokazuju da je amplituda bila manje negativna za 1C pokuse nego za 1O i 1L pokuse (t vrijednosti 3,008, p vrijednosti 0,006), ali se nije razlikovala između 10 i 1L pokusa (t(25) {{84} }.221, str=0.827). Nisu pronađene razlike u ipsilateralnim ERP-ovima (F(2,50)=0.992, p=0.378; slika 6A, B, lijevi i srednji paneli).
Tijekom razdoblja odgode, dvosmjerna ANOVA otkrila je značajnu interakciju između lateralnosti i stanja pamćenja (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Za kontralateralne valne oblike, jednosmjerna ANOVA otkrila je značajan glavni učinak stanja pamćenja (F(2,50) {{10}}.884, p, 0.001 ), s naknadnim parnim usporedbama koje pokazuju da su signali razdoblja odgode za 3O i 1O1C1L pokuse bili znatno negativniji nego za 1O pokuse (t vrijednosti (25) . 4,0, p vrijednosti, 0,001). Dodatno, i od posebnog teorijskog interesa, signal perioda odgode bio je značajno negativniji za 3O ispitivanja nego za 1O1C1L ispitivanja (t(25)=3.022, p = 0.006). Za ipsilateralne valne oblike uzorak je bio sličan: jednosmjerna ANOVA otkrila je značajan glavni učinak stanja pamćenja (F(2,50)=7.295, p=0.002) i naknadne parne usporedbe pokazalo je da je signal razdoblja odgode bio značajno negativniji za pokuse 3O i 1O1C1L nego za pokuse 1O (t vrijednosti(25). 2,0, p vrijednosti, 0,05), te je bio negativniji na razini trenda za pokuse 3O nego za pokuse 1O1C1L (t(25)=1.731, str=0.094; Slika 5C, lijevi i središnji paneli). Za usporedbu 1O, 1C i 1L ispitivanja, samo su kontralateralni valni oblici modulirani domenom podražaja (F(2,50)=5.374, p=0.008), uz praćenje upareni t-testovi pokazuju da je amplituda za 1L pokuse bila negativnija u 1O i 1C pokusima (t vrijednosti . 2,796, p vrijednosti, 0,010) i da se 1O i 1C pokusi ne razlikuju (t(25)=1. 005, str=0.324). Za ipsilateralne valne oblike, jednosmjerna ANOVA nije otkrila nikakve dokaze za bilo kakve razlike prema domeni podražaja (F(2,50)=1.696, p=0.194; Slika 6C, lijevi i središnji paneli ).
Kontralateralni minus ipsilateralni valovi razlike. Za razdoblje prezentacije podražaja, jednosmjerna ANOVA otkrila je glavni učinak stanja pamćenja (F(2,50)=3.647, p=0.033). Upareni t-testovi nisu pronašli dokaze za razliku između 1O i 1O1C1L pokusa (t(25)=0.482, p=0.634), dokaz koji se približava značaju da su 3O pokusi imali veću amplitudu od 1O ispitivanja (t(25)=2.019, p=0.054), i dokaz da je 3O ispitivanja bilo veće amplitude od 1O1C1L ispitivanja (t(25)=2.400, p { {32}}.024; sl. 5A, B, desne ploče). Za usporedbu 1O, 1C i 1L pokusa, jednosmjerna ANOVA pronašla je značajne razlike između domena podražaja (F(2,50)=11.594, p=0.0025), sa sljedećim uparenih t-testova koji pokazuju da su amplitude bile niže u 1C ispitivanjima nego u 1O i 1L ispitivanjima (t vrijednosti 3,483, p vrijednosti 0,002), ali da se ne razlikuju između 1O i 1L ispitivanja (t(25) {{57 }}.433, str=0.164; Slika 6B, desna ploča).
Za razdoblje kašnjenja (tj. CDA), jednosmjerna ANOVA otkrila je glavni učinak stanja pamćenja (F(2,50)=5.478, p=0.{ {39}}07), s uparenim t-testovima koji pokazuju da je CDA za pokuse 3O bio veće amplitude nego za pokuse 1O (t(25)=4.102, p, 0,001) i da je 1O1C1L u odnosu na 1O probna razlika se približila značajnosti (t(25)=1.923, p=0.066); kritično, CDA za pokuse 3O i 1O1C1L nisu se razlikovali (t(25)=1.101, p=0.282; slika 5A, C, desni paneli). Za usporedbu 1O, 1C i 1L ispitivanja, jednosmjerna ANOVA nije pronašla dokaze za bilo kakve razlike (F(2,0,50)=2.069, p=0.137; Slika 6C, desni panel).
Međurasprava
Opisni obrasci u podacima o ponašanju iz eksperimenta 2 replicirali su one iz eksperimenta 1: učinak opterećenja i superiorna izvedba pri opterećenju od -3 na heterogenim u odnosu na homogene pokuse. Nadalje, procjene dvaju modela koje uklapamo u te podatke uglavnom su se slagale oko čimbenika koji leže u pozadini ovog učinka heterogenosti: oba su generirala jasne dokaze za ulogu vezanja konteksta na 3O pokuse (u obliku pogrešaka zamjene) i dvosmislene dokaze za međustavku interferencija [preciznost (model smjese) i d9 (TCC) bili su brojčano viši za ispitivanja 1O1C1L, ali su dosegli prag značajnosti ni za jednu mjeru). To povećava naše povjerenje da je naša manipulacija podražajem – homogenošću uspješna pri različitim zahtjevima vezanim uz kontekst.
Nalazi ERP-a također su ponovili opće obrasce uočene u eksperimentu 1, kako tijekom prezentacije uzorka tako i tijekom razdoblja odgode. Od primarne važnosti za naše izvorno pitanje, iako je signal razdoblja odgode bio veći za 3O pokuse nego za 1O1C1L pokuse, to je vrijedilo i za kontralateralne i za ipsilateralne elektrode, a nakon oduzimanja, rezultirajući CDA nisu se razlikovali između dva tipa pokusa. Dakle, rezultati eksperimenta 2 dodaju dodatnu potporu zaključku da CDA ne indeksira zahtjeve vezane za kontekst WM zadataka.
Tijekom prezentacije podražaja ponovno smo uočili uzorak koji se razlikuje od odgode: 3O. 1O1C1L razlike uočene na kontralateralnim i ipsilateralnim elektrodama preživjele su kontralateralno – ipsi oduzimanje. Nadalje, rezultati usporedbe 1O, 1C i 1L pokusa u eksperimentu 2 ublažavaju zabrinutost da bi rezultati njegovih usporedbi 3O naspram 1O1C1L mogli biti posljedica učinaka podražaja: samo je kontralateralni valni oblik moduliran domenom podražaja, a to je bio amplituda 1L ispitivanja koja je bila negativnija od 1O i 1C ispitivanja. Dakle, eksperiment 2 dodaje snagu mogućnosti da aktivnost u EEG-u povezana s vezanjem konteksta može biti najizraženija tijekom kodiranja podražaja.
Opća Rasprava
U dva eksperimenta usporedili smo performanse s heterogenim naspram homogenih memorijskih skupova, manipulacija koja mijenja zahtjeve vezane uz kontekst. Cjelokupni obrazac rezultata ponašanja iz oba eksperimenta pokazao je da je, za opterećenja veća od jedan, izvedba bila bolja s heterogenim u odnosu na homogene memorijske skupove. Iako se ta razlika odražavala u jačim ERP signalima s periodom odgode na homogenim ispitivanjima nego na heterogenim ispitivanjima, to je jednako vrijedilo za ipsilateralne i kontralateralne elektrode, što je rezultiralo CDA-ima koji se nisu razlikovali između dva stanja. Nakon razmatranja nekih od pretpostavki koje su ušle u naš pristup, raspravit ćemo nekoliko implikacija naših rezultata za tumačenja CDA i, općenito, za naše razumijevanje VWM-a.
Manipulacija homogenošću
Subjektivno iskustvo nam govori da pri vizualnom otkrivanju i prepoznavanju objekta uvijek također registriramo gdje se on nalazi, bilo oko nas samih ili drugih objekata u sceni. Doista, kodiranje lokacije stavke može biti automatsko i obvezno (Logan, 1998.). Međutim, unatoč tome, također postoje dokazi da se, nakon što su kodirane u WM, pojedinačne značajke predmeta mogu naglasiti ili umanjiti (Marshall i Bays, 2013.). Doista, logika našeg postupka bila je da, iako bi svaka stavka u nizu 1O1C1L ili 2O2C1L nužno zauzimala različitu lokaciju, priroda memorijske sonde (eksperiment 1) ili kotačića za prisjećanje (eksperiment 2) smanjila bi poticaj za ispitanici zadrže vezu između svake stavke i njezine jedinstvene lokacije u ispitivanju. Prvo, položaj sonde/kotačića uvijek je bio u skladu s onom kategorije podražaja predmeta koji se testira, što znači da, iz subjektivne perspektive, položaj predmeta "nije morao biti" zapamćen, jer bi biti zastupljen na kraju suđenja. Drugo, budući da je značajka podražaja koja se testirala na svakom ispitivanju bila eksplicitno sadržana u sondi/kotačiću, funkcija rezanja lokacije sonde/kotačića bila je suvišna.
Jedna posljedica našeg dizajna je da, donekle paradoksalno, umanjuje važnost interpretabilnosti učinka koji je obilježje neuspjeha vezanja konteksta: pogreška zamjene. To jest, iako se stopa pogreške zamjene na homogenim ispitivanjima može uzeti kao indeks neuspjeha vezanja konteksta, ne može se koristiti za usporedbu s heterogenim ispitivanjima jer zamjene nisu bile moguće u potonjem stanju. (Zapravo, iz tog razloga, ne možemo isključiti mogućnost da su subjekti također pogrešno vezali stavke za lokaciju u nekim heterogenim ispitivanjima.) Nadalje, važno je napomenuti kada se razmatraju stope pogreške zamjene da je njihova osjetljivost na razinu vezivanja konteksta zahtjevi će varirati s drugim čimbenicima. Na primjer, u fMRI studiji koja je također koristila manipulaciju homogenosti skupa podražaja (3 M nasuprot 1 M 1 1M2C), stopa pogreške zamjene u homogenom stanju bila je zanemarivo mala. Iako se ovaj ishod mogao protumačiti kao neuspjeh manipulacije homogenošću, alternativna je mogućnost bila da su na 3 milijuna ispitivanja subjekti regrutirali višu razinu kognitivne kontrole kako bi zadovoljili povećane zahtjeve vezane za kontekst. U skladu s ovom alternativom, samo 3 M pokusa generiralo je znatno viši signal razdoblja odgode u frontoparijetalnim regijama povezanim s kontrolom WM-a (Gosseries et al., 2018.).
Implikacije
Zajedno, rezultati iz ova dva eksperimenta odgovaraju na jedno kritično pitanje o ERP mjerama WM aktivnosti i postavljaju nekoliko novih.
CDA ne odražava "nereprezentativne faktore" koji su pojačani u homogenim memorijskim skupovima
Tipično, CDA se izvodi iz ispitivanja u kojima su sve stavke u memorijskim nizovima izvučene iz iste kategorije, pri čemu je boja daleko najčešće korištena. Kako se veličina skupa povećava u takvim homogenim memorijskim skupovima, povećani zahtjevi za čimbenicima koji nisu samo predstavljanje podražaja doprinose rastućim poteškoćama. Ovo je prikazano ovdje predstavljenim podacima lošijim učinkom odgođenog prepoznavanja u ispitivanjima 3O nego u ispitivanjima 1O1C1L i ispitivanjima 5O nego u ispitivanjima 2O2C1L u eksperimentu 1, te lošijim učinkom odgođenog prisjećanja u ispitivanjima 3O nego u ispitivanjima 1O1C1L u eksperimentu 2. Usporedne prednosti heterogenosti skupa podražaja također su zabilježene u prethodnim studijama koje su koristile druge klase podražaja, kao što su boje i orijentacije u odnosu na samo boje (Olson i Jiang, 2002), s licima i prizorima u odnosu na samo lica ili samo prizore (Cohen et al. , 2014.), te sa smjerovima kretanja i bojama u odnosu na samo smjerove kretanja (Gosseries et al., 2018.). Unatoč tim obrascima u ponašanju, odsutnost razlika u CDA-ima iz ova dva stanja ne podupire pretpostavku koja je motivirala ovo istraživanje, a to je da CDA može indeksirati, djelomično, rad kognitivnih procesa osim aktivnog zadržavanja identiteta predmeta u WM.2 Umjesto toga, sadašnji nalazi su u skladu s perspektivom Hakima et al. (2019, str. 238), da "CDA prati aktivno održavanje objektnih datoteka, prikaza temeljenih na stavkama koje omogućuju promatračima da integriraju skup značajki i oznaka koje su povezane s vizualnim objektima." Za ovu konceptualizaciju važna je pretpostavka da "...objektne datoteke usidre epizodnu reprezentaciju u određenom vremenu i mjestu i razlikuju se od specifičnih vrijednosti značajki koje su zajedno povezane objektnom datotekom" Hakim et al. (2019., str. 537). Ovdje prikazani rezultati sugeriraju da se ova razlika može primijeniti čak i na objekte s jednom značajkom, jer, unatoč neosjetljivosti CDA na manipulaciju heterogenošću, naši bihevioralni rezultati sugeriraju (na razini trenda) da reprezentacija točne vrijednosti značajke usmjerenog -trakasti podražaj je degradiran na homogenim u odnosu na heterogene pokuse. Dakle, iako CDA prati broj stavki u radnoj memoriji, čini se da ne odražava kvalitetu reprezentacije podražaja.
Neuralni korelati vezivanja za kontekst lokacije barem se djelomično mogu odvojiti od prostorne pažnje
Nekoliko je studija (uključujući Hakim et al., 2019.) pokazalo da se CDA može odvojiti od prostorne pažnje. Sadašnji rezultati sugeriraju da isto može vrijediti i za barem neke aspekte povezivanja lokacije predmeta s njegovim identitetom. To jest, iako je dobro utvrđeno da se lokacije koje zauzimaju predmeti zadržani tijekom neprostornih WM zadataka mogu dekodirati/rekonstruirati iz EEG-a (Foster i sur., 2017.) i fMRI (Cai i sur., 2019., 2020.; Yu i sur. , 2020.) signala, ovdje prijavljene razlike povezane s homogenošću u ERP-ovima razdoblja odgode viđene su na ipsilateralnim elektrodama na razini usporedivoj s onom kontralateralnih elektroda. Jedno moguće objašnjenje za to može biti da, iako su stavke u samo jednom vidnom polju bile relevantne za bilo koje pojedinačno ispitivanje, proces ili procesi koji su osjetljivi na povećanu važnost vezanja konteksta na homogena ispitivanja primijenjeni su na cijelu vizualnu scenu. (Retinotopski specifični učinci prostorne pozornosti, nasuprot tome, vjerojatno se vide u lateraliziranim pomacima koji se vide za svaku vrstu ispitivanja u dva eksperimenta.) Druga, a ne nekompatibilna, mogućnost je da procesi koji su ključni za kontekstno vezivanje prioritetnih informacije o podražaju angažirane su u većoj mjeri tijekom kodiranja tih informacija u WM (za razliku od razdoblja odgode koje slijedi). U skladu s ovom mogućnošću je činjenica da je u oba eksperimenta učinak heterogenosti već bio vidljiv u ERP-u dok su nizovi podražaja još bili na ekranu. Nadalje, samo je tijekom prezentacije uzorka učinak bio jači na kontralateralnim elektrodama. Ako je to točno, to bi bilo u skladu s pretpostavkom da vizualno radno pamćenje možda nije sustav pamćenja per se, već umjesto toga može biti sustav vizualnog predstavljanja opće namjene koji može, kada je potrebno, održavati informacije tijekom kratkih odgoda (Luck i Vogel, 2013., str. 394). Iz tog razloga, moglo bi biti zanimljivo u budućem radu usporediti učinke manipulacija vezanjem konteksta na ispitivanja sa i bez razdoblja odgode.
CDA se bitno razlikuje od fMRI signala s periodom kašnjenja iz IPS-a
Prethodne studije su pokazale da se fMRI signali s periodom odgode iz IPS-a monotono skaliraju s opterećenjem memorije i zasićuju kapacitet radne memorije pojedinca (Todd i Marois, 2004; Xu i Chun, 2006), povećavajući mogućnost da bi ovaj signal i CDA mogli biti indeksiranje sličnih temeljnih neuralnih procesa. Međutim, ovdje predstavljeni rezultati CDA otkrivaju važnu razliku između to dvoje, jer je, za razliku od CDA, fMRI signal s periodom odgode iz IPS-a osjetljiv na homogenost memorijskog skupa (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020). ). Stoga je potreban oprez kada se implicitno donose zaključci o jednom od ovih signala na temelju svojstava drugog.
Reference
1. Adam KCS, Robison MK, Vogel EK (2018.) Kontralateralna aktivnost kašnjenja prati fluktuacije u performansama radne memorije. J Cogn Neurosci 30:1229-1240.
2. Bettencourt KC, Xu Y (2016.) Dekodiranje sadržaja vizualnog kratkoročnog pamćenja pod distrakcijom u okcipitalnom i parijetalnom području. Nat Neurosci 19:150–157.
3. Bays PM, Catalao RFG, Husain M (2009) Preciznost vizualne radne memorije postavlja se dodjelom zajedničkog resursa. J Vis 9 (10):7, 1–11.
4. Cai Y, Sheldon AD, Yu Q, Postle BR (2019.) Preklapajući i različiti doprinosi lokacije podražaja i prostornog konteksta neprostornom vizualnom kratkoročnom pamćenju. J Neurophysiol 121:1222-1231.
5. Cai Y, Fulvio JM, Yu Q, Sheldon AD, Postle BR (2020.) Uloga povezivanja lokacije i konteksta u neprostornom vizualnom radnom pamćenju. eNeuro 7:ENEURO.0430-20.2020.
6. Carlisle NB, Arita JT, Pardo D, Woodman GF (2011) Predlošci pažnje u vizualnoj radnoj memoriji. J Neurosci 31:9315-9322.
7. Cohen MA, Konkle T, Rhee JY, Nakayama K, Alvarez GA (2014.) Obrada višestrukih vizualnih objekata ograničena je preklapanjem u neuralnim kanalima. Proc Natl Acad Sci U|S|A 111:8955–8960.
8. Cowan N (2001.) Čarobni broj 4 u kratkoročnom pamćenju: preispitivanje kapaciteta mentalne pohrane. Behav Brain Sci 24:87–114.
9. Delorme A, Makeig S (2004) EEGLAB: okvir s alatima otvorenog koda za analizu dinamike EEG-a u jednom pokusu uključujući analizu neovisnih komponenti. J Neurosci Methods 134:9–21.
10. Emrich SM, Al-Aidroos N, Pratt J, Ferber S (2009) Vizualno pretraživanje izaziva elektrofiziološki marker vizualnog radnog pamćenja. PLoS One 4:e8042.
11. Emrich SM, Riggall AC, LaRocque JJ, Postle BR (2013.) Distribuirani obrasci aktivnosti u senzornom korteksu odražavaju preciznost više stavki koje se čuvaju u vizualnom kratkoročnom pamćenju. J Neurosci 33:6516-6523.
12. Ester EF, Sprague TC, Serences JT (2015.) Parietalni i frontalni korteks kodiraju mnemoničke reprezentacije specifične za podražaj tijekom vizualne radne memorije. Neuron 87:893-905.
13. Foster JJ, Bsales EM, Jaffe RJ, Awh E (2017.) Aktivnost alfa-pojasa otkriva spontane reprezentacije prostornog položaja u vizualnoj radnoj memoriji. Curr Biol 27:3216-3223.e6.
14. Fukuda K, Mance I, Vogel EK (2015a) Modulacija snage i spori val vezan uz događaje daju rastavljajuće korelate vizualne radne memorije. J Neurosci 35:14009-14016.
15. Fukuda K, Woodman GF, Vogel EK (2015b) Individualne razlike u kapacitetu vizualne radne memorije. U: Mehanizmi senzornog radnog pamćenja: pažnja i izvedba (Jolicoeur P, Lefebvre C, Martinez-Trujillo J, ur.), str. 105–119. Amsterdam: Elsevier.
For more information:1950477648nn@gmail.com
