Konteksti sidumine visuaalses töömälus kajastub kahepoolsetes sündmustega seotud potentsiaalides, kuid mitte kontralateraalses viivitustegevuses 2. osas

Sündmusega seotud potentsiaalianalüüs

ERP amplituudide analüüsimiseks genereerisime katse kohta kaks signaali, keskmistades kahe lateraalsete tagumiste elektroodide klastri, millest üks asub keskjoonest vasakul ja teine ​​paremal (Fukuda et al., 2015a). Järgmisena tegime katsete keskmistamise, et genereerida katsekeskmised signaalid, mis olid vihjega vastas- või ipsilateraalsed, ja lõpuks lõime "erinevuse" laine, lahutades ipsilateraalsed signaalid kontralateraalsetest signaalidest. Hilinenud tuvastamise ülesande puhul keskendusid esmast huvi pakkuvad statistilised analüüsid viivitusperioodile, arvutades keskmise 650 ms pikkuse akna, mis ulatub 200 ms pärast proovimassiivi nihet kuni 50 ms enne sondi algust (Vogel ja Machizawa, 2004).

Ettevõtte mastaabi laienemise ja informatiseerimise arenguga on ERP-süsteem muutunud üheks oluliseks ettevõtte juhtimise tööriistaks. Arutletakse ja analüüsitakse ka ERP-süsteemi suuruse ja mälu seost.

Esiteks viitab ERP-süsteemi laius selle rakendusalale ja funktsioonide laiusele. Ettevõtete arenedes ja juhtimisvajaduste suurenedes laieneb vastavalt ka ERP-süsteemi ulatus. Näiteks võib väikeettevõte vajada ainult lihtsat ostu-, müügi- ja laoseisuhaldust, samas kui suurettevõte peab hõlmama rohkem valdkondi, nagu inimressursid, rahandus, tootmine ja muud funktsioonid. Seetõttu on ERP-süsteemi ulatus seotud selliste teguritega nagu ettevõtte suurus ja valdkonna erinevused.

Teiseks viitab mälu ERP-süsteemi mälu- ja andmetöötlusvõimalustele. Kui ERP-süsteemi ulatus suureneb, suureneb vastavalt töödeldavate andmete hulk ja keerukus. Seetõttu muutub ERP-süsteemide mälu eriti oluliseks. Tõhus ERP-süsteem peaks suutma kiiresti töödelda suuri andmehulki ning automatiseerida andmete kogumist, analüüsi ja töötlemist. See võib oluliselt parandada ettevõtte juhtimistõhusust ja minimeerida vigade esinemist.

ERP-süsteemi suuruse ja mälu suhe ei ole aga ühesuunaline. Mida suurem on ERP-süsteem, seda suuremat andmemahtu ja keerukust peab selle mälu toetama. Vastupidi, tõhus ERP-süsteem mõjutab positiivselt ka ettevõtte juhtimisvõimekust, võimaldades ettevõttel paremini käsitleda rohkem äri- ja juhtimisprobleeme.

Kokkuvõttes mõjutavad ERP-süsteemi amplituud ja mälu üksteist. Mõistlik ERP-süsteemi disain võib võtta arvesse nende kahe tasakaalu, parandades seeläbi oluliselt ettevõtte juhtimise tõhusust ja konkurentsivõimet. Seetõttu peaksid ettevõtted ERP-süsteemi kavandades ja valides kohandama oma vajadustele vastava süsteemi ning samal ajal keskenduma süsteemi mälu ja andmetöötluse efektiivsuse parandamisele. On näha, et me peame oma mälu parandama. Tistanche võib oluliselt parandada mälu, sest lihapasta on traditsiooniline Hiina ravimmaterjal, millel on palju ainulaadseid toimeid, millest üks on mälu parandamine. Hakkliha tõhusus tuleneb selles sisalduvatest erinevatest toimeainetest, sealhulgas hapetest, polüsahhariididest, flavonoididest jne. Need koostisosad võivad aju tervist mitmel viisil edendada.

Klõpsake käsul Tea lühiajalist mälu, kuidas parandada

Erinevuslaine jaoks on see viivitusaken CDA. Kontralateraalsete ja ipsilateraalsete uuringute viivitusperioodi signaale analüüsiti kolmesuunalise kordusmõõtmise ANOVA abil (koos lateraalsuse, homogeensuse ja koormuse teguritega; vajaduse korral post hoc järelkontrolli testidega. CDA-sid analüüsiti kahesuunalise korduskatsega - mõõdab ANOVA-d subjektisisese homogeensuse ja koormuse teguritega. Oluliste interaktsioonide korral viidi läbi post hoc testid, et võrrelda iga komplekti suuruse homogeensete ja heterogeensete mälukomplektide CDA-sid.

Lisaks viisime läbi kaks analüüsikomplekti, et hinnata kahe võimaliku segava teguri mõju. Stiimulikategooria võimalike mõjude hindamiseks iseenesest võrdlesime heterogeensete plokkide CDA-sid 1O versus 1C versus 1L. Võimalike plokitaseme tegurite hindamiseks (nt kui heterogeensete ja homogeensete plokkide ajal kasutatakse erinevaid strateegiaid), võrdlesime homogeensete plokkide 1O uuringute CDA-sid heterogeensete plokkide 1O uuringute CDA-dega.

Samad analüüsiprotseduurid viidi läbi ka proovi esitamise perioodi andmetega, mis määratleti 500 ms akna keskmisena, mis algab 200 ms pärast proovi massiivi algust.

Tulemused

Käitumuslikud tulemused

Joonise 1B kontrollimine viitab sellele, et hinnangud k olid heterogeensete kui homogeensete mälukomplektide puhul koormustel 3 ja 5 kõrgemad. Seda efekti kinnitas homogeensuse koormuse interaktsioon korduvate mõõtmiste ANOVA-s (F(2,54)=11.995). , p, 0.001). Järelkontrolliga seotud t-testid ei tuvastanud erinevust homogeensete ja heterogeensete uuringute vahel komplekti suuruse 1 juures (t(27)=1.496, p=0.147), kuid heterogeensete puhul oluliselt kõrgemaid väärtusi kui homogeensed katsed seatud suurustega 3 ja 5 (t väärtused. 4,057, p väärtused, 0,001).

ERP tulemused

Kontralateraalsed ja ipsilateraalsed lainekujud. Stiimuli esitamise perioodil suurenes signaal kontralateraalsetel ja ipsilateraalsetel elektroodidel monotoonselt määratud suurusega (joonised 2A, B), kolmesuunaline ANOVA tuvastas lateraalsuse, koormuse ja homogeensuse kolmesuunalise interaktsiooni (F(1, 23) = 11.470, p=0.0025). Kontralateraalsete elektroodide puhul olid homogeensuse ja komplekti suuruse peamised mõjud mõlemad olulised (F väärtused 0,6,228, p väärtused, 0,02) ja tegurid ei interakteerunud (F(2,46) {{16} }.055, lk=0.140). Kuigi ipsilateraalsetel elektroodidel esines homogeensus määratud suuruse vastastikmõju (F(2,46)=3.717, p=0.031) järgi, ei suutnud post hoc t-testid homogeensete elektroodide vahel erinevusi leida. ja heterogeensed plokid mis tahes määratud suurusega (t väärtused, 1,695, p väärtused . 0,104). 1O, 1C ja 1L katsete võrdlemiseks kontralateraalsetel elektroodidel (joonis 3A) leidis ühesuunaline ANOVA peamise efekti (F(2,46)=4.758; p=0). 013), post hoc t testid näitavad, et 1O katsed olid amplituudilt oluliselt suuremad kui 1L katsed (t(23)=3.245, p=0.004) ja arvuliselt suuremad kui 1C katsed (t (23)=1.953, p=0.063) ning 1C ja 1L katsed ei erinenud (t(23)=0.815, p=0.423 ). Ühesuunaline ANOVA 1O, 1C ja 1L katsete jaoks ipsilateraalsete elektroodidega ei leidnud tõendeid erinevuste kohta (F(2,46)=2.040; p=0.412). 1O katsete proovide esitusväärtuste võrdlemine homogeensete ja heterogeensete katsetega ei andnud mingeid tõendeid erinevuste kohta (t väärtused, 0,635, p väärtused 0,434; joonis 3B).

Viivitusperioodi signaal suurenes monotoonselt ka kontralateraalsetel ja ipsilateraalsetel elektroodidel (joonis 2C), kusjuures kolmesuunaline ANOVA näitab homogeensuse peamist mõju, mis lähenes olulisusele (F(1,23)=3.723, p).=0.066) ning külgsuunalisuse ja koormuse kahesuunaline interaktsioon (F(2,46)=9.449, p, {{20}} .001), efektid, mis kajastavad erinevusi kontralateraalsete ja ipsilateraalsete signaalide vahel, mis lahutamisel tekitavad CDA. Paaripõhised võrdlused näitasid, et signaalid olid suuremad homogeensetes ja heterogeensetes plokkides määratud suuruste 1 ja 3 korral (t väärtused 0,2175, p väärtused 0,039), kuid võrreldavad komplekti suuruse 5 korral (t väärtused 0,586, p väärtused 0,326). 1O, 1C ja 1L uuringute (joonis 3A) võrdlemiseks ei leidnud ühesuunalised ANOVA-d erinevusi kontralateraalsete või ipsilateraalsete elektroodide puhul (F väärtused, 1,204, p väärtused 0,309). 1O katsete viivitusperioodi signaal oli arvuliselt, kuid mitte oluliselt kõrgem homogeensete ja heterogeensete plokkide puhul nii kontralateraalses (t(23) = 1.475, p=0.153) kui ka ipsilateraalses (t) (23)=1.793, p=0.086) elektroodid (joonis 3B).

Kontralateraalsed miinus ipsilateraalsed erinevuslained. Stiimuli esitlemise perioodil suurenesid erinevuslained monotoonselt mõlemas mälutingimustes (kahesuunaline ANOVA; komplekti suuruse põhimõju: F(1,46) = 13.5043, p, { {26}}.001) ja olid homogeensetes uuringutes üldiselt suuremad kui heterogeensetes uuringutes (homogeensuse põhimõju: F(1,23)=11.47, p=0.003), koostoime läheneb olulisusele (F(2,46)=2.703, p=0.078; joonis 2A, B). Post hoc t-testid näitasid erinevusi komplekti suuruste 1 ja 3 juures (t väärtused . 2,912, p väärtused, 0, 008), kuid erinevusi komplekti suuruse 5 juures ei olnud (t(23)=0.923, p=0 .336). Ühesuunalised ANOVA-d ei leidnud tõendeid erinevuste kohta 1O, 1C ja 1L katsete vahel (F(2,46)=2.125, p=0.131; joonis 3A) ega 1O katsete vahel homogeensed versus heterogeensed plokid (t(23)=1.475, p=0.785; joon. 3B).

Viivitusperioodi (st CDA-de) erinevuse lained suurenesid monotoonselt mõlemas mälutingimustes (kahesuunaline ANOVA; komplekti suuruse peamine mõju: F(2,46) = 9.499, p, {{5} },001), kuid need ei erinenud homogeensuse poolest (F(2,46)=0.149, p=0.703) ja need kaks tegurit ei mõjutanud (F(2,46) )=0.559, p=0.576; joonis 2C). Ühesuunalised ANOVA-d ei tuvastanud erinevusi 1O, 1C ja 1L katsete vahel (F(2,46)=0.155, p=0.857; joonis 3A) ega 1O katsete vahel homogeensete ja 1L katsete vahel. heterogeensed plokid (t(23) = 0.183, p=0.857; joon. 3B).

Vahepealne arutelu

Eksperimendi 1 käitumuslikud tulemused näitasid väiksemaid k-väärtusi homogeensete mälukomplektide puhul kui heterogeensete mälukomplektide puhul komplekti suuruste 3 ja 5 korral. See muster on kooskõlas varasemate uuringute tulemustega, mis samuti manipuleerisid homogeensusega (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) ja on kooskõlas meie kavatsusega luua tingimus – heterogeensed mälukomplektid –, mis seab konteksti sidumisele väiksemad nõudmised kui sama arvu elemente sisaldavad homogeensed mälukomplektid. Lisaks konteksti sidumisele võivad heterogeensete mälukomplektide parema jõudluse taga olla ka muud tegurid. Üks on see, et töömälus hoitavate stiimulite tunnuste eristatavus võib olla homogeensete mälukomplektide korral madalam, kuna elemendid on omavahel sarnased. Veelgi enam, see erinevus tunnuste eristatavuses suureneks ainult siis, kui katsed blokeeritakse stiimuli tüübiga, nagu see oli katses 1. Seda seetõttu, et homogeensete mälukomplektidega plokid tekitavad eeldatavasti kõrgemaid püsivaid proaktiivseid häireid (Wickens et al. , 1963). Märgime siiski, et asjaolu, et jõudlus oli kahe tingimuse 1O katsetes identne, ei ole tõendeid ennetavate häirete erineva mõju kohta. Sellegipoolest ühendas katse 2 selle konkreetse segaduse lahendamiseks homogeensed ja heterogeensed katsed.

Pöördudes vastavate ERP andmete poole, oli nii kontralateraalsete kui ka ipsilateraalsete elektroodide viivitusperioodi signaal homogeensetes katsetes suurem kui heterogeensetes uuringutes. See viitab sellele, et homogeensed katsed viidi läbi mõne muu vaimse operatsiooni peale asjade säilitamise. (See erinevus esines arvuliselt ka 1O katsete vahel, kuigi lähenes tähtsusele ipsilateraalsete elektroodide puhul.) Peamiselt teoreetiliselt huvitab see, et CDA loomiseks läbi viidud kontralateraalne-ipsilateraalne lahutamine eemaldas signaalide tingimustevahelised erinevused. Seega on asjaolu, et heterogeensusega manipuleerimine mõjutab võrdselt kontralateraalsete ja ipsilateraalsete elektroodide signaale, vastuolus võimalusega, et osa CDA koormuse tundlikkusest peegeldab koormusega seotud erinevusi konteksti sidumises.

Huvitaval kombel (ja ootamatult) olid amplituudid homogeensetes katsetes kõrgemad kui heterogeensetes uuringutes kontralateraalsetel elektroodidel stiimuli esitamise ajal ning see efekt oli tugev ka erinevuslaines. See suurendab võimalust, et konteksti sidumisega seotud toiminguid, mis on oletatavasti homogeenses seisundis suuremad, võidakse kasutada peamiselt kodeerimise ajal. Üks võimalik mure selle järelduse pärast on see, et meie disain segas homogeensust stiimulikategooriaga - see tähendab, et homogeenseid katseid kasutati ainult orientatsioonistiimulitena. [Tõepoolest, varem on teatatud, et CDA võib orientatsioonide puhul olla kõrgem kui teiste stiimulikategooriate puhul (Woodman ja Vogel, 2008).]. Seega, tõsiasi, et proovi esitlussignaal oli kõrgeim 1O katsetes (vs 1C ja 1L) kontralateraalsetel elektroodidel (joonis 3A), ei saa välistada võimalust, et näidisesitlusandmetes täheldatud muster võib olla tingitud stiimulist. mõjudele, mitte konteksti siduvatele nõuetele. Vajadus seda leidu korrata ja selgitada oli üks katsetamise põhjusi 2.

CDA nulltulemus katses 1 viitab sellele, et see ei pruugi olla otseselt võrreldav IPS-i viivitusperioodi fMRI signaaliga (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), mis võib tõlgendamist keerulisemaks muuta. varasematest mõjukatest fMRI uuringutest (Todd ja Marois, 2004; Xu ja Chun, 2006). See on veel üks põhjus, miks oli oluline seda tulemust teises katses korrata. Lisaks sellele, et lahendada ebaselgus, milline tegur või tegurid võivad põhjustada heterogeensete mälukomplektide väiksema mahutavuse hinnanguid (joonis 1B; st konteksti sidumine vs eristatavus), muutsime katses 2 ülesannet, muutes selle tagasikutsumise viivitusega (st. , "hiline hindamine"). See võimaldaks hinnata mälu täpsust (meede, mis on tugevamalt seotud eristatavusega) ja valesti sidumist (tõlgendatav konteksti sidumise ebaõnnestumiste indeksina). Andmeid plaanisime analüüsida kahe mudeliga – segumudel (Bays et al., 2009) ja sihtmärgi segaduskonkurentsi (TCC) mudel (Schurgin et al., 2020), sest on täheldatud, et need mudelid muudavad teoreetilised erinevad mudelid. eeldused ja võivad anda erinevaid tulemusi (Williams et al., 2022).

2. katse

materjalid ja meetodid

EEG-eksperimendis osales tasu eest (Renminbi (RMB), 30/h) 31 paremakäelist vabatahtlikku (20 naist; vanusevahemik 19–26 aastat; keskmine vanus 19,9 aastat; SD, 2,04). Üks jäeti analüüsidest välja halva käitumise tõttu, mille tulemuseks oli lõplik n 30. Kõik katsealused andsid kirjaliku teadliku nõusoleku vastavalt institutsioonilise läbivaatamisnõukogu poolt heaks kiidetud protseduuridele. Katsealustel oli normaalne või normaalseks korrigeeritud nägemine, neil ei olnud EEG-le vastunäidustusi ega teatatud neuroloogilistest või psühhiaatrilistest haigustest. Lisaks värvati 34 sõltumatut katsealust (24 naist; vanusevahemik 18–34 aastat; keskmine vanus 21,4 aastat; SD, 4,02) täitma kolme psühhofüüsilise sarnasuse ülesannet stiimulitega, mis hõlmasid orientatsioonilaike, värviplaastreid ja heledusplaastreid. EEG-katsetes kasutatud stiimulite hulk. Saadud andmeid kasutati psühhofüüsilise sarnasuse mõõdikute arvutamiseks, mida kasutati TCC mudeli (Schurgin et al., 2020) sobitamisel EEG eksperimendi käitumuslike tulemustega.

Stiimulid ja protseduur

Viivitusega meeldetuletamise ülesanne. Igas plokis oli 120 katset 1O, 1C ja 1L katsetest, 120 3O katsetest ja 120 1O1C1L katsetest. Kõik stiimulid olid samad, mis katses 1, nagu ka näidiskuvade ruumiline paigutus (erandiks on see, et 1O1C1L katsetes võis mis tahes kategooria esineda mis tahes kolmest võimalikust asukohast) ja sündmuste ajastus alates näpunäidetest kuni. viivitus. Pärast 900 ms viivitust kutsuti tagasi kutsuma ümmargune plaaster, mis oli sama suur kui proovi stiimulid ja mis hõivas ühe stiimulite komplekti elemendi asukoha koos rõngaga (st "reageerimisratas"). raadiusega selle välisserva suhtes 9,2 kraadi ja laiusega 2 kraadi ning kursoriga kesksel fikseerimisel.

Pidevalt varieerusid vastuseratta ümber kõik võimalikud tagasikutsutava üksuse kategooria väärtused. Orienteerumiseks renderdati see 20 võrdsete vahedega musta ribana (0,05 kraadi 1,8 kraadi ), mille orientatsioon on 0–171 kraadi 9-kraadise sammuga; värvi ja heleduse jaoks esitati see 180 võrdse vahega väärtusena (moodustades vastavalt ringikujulise värviratta või lineaarse progressi valgest mustani). Orienteerumisele reageerimise ratas varieerus katseti ettearvamatult, et takistada reageerimise planeerimist viivituse ajal. Tagasikutsumise kuva alguses ilmus stiimuli plaaster koos testitava kategooria juhusliku väärtusega ja niipea, kui katsealune hakkas kursorit arvutihiire abil liigutama, omandas stiimuli plaaster väärtuse, mis vastab asukohale vastusel. ratas, mis oli kursorile kõige lähemal.

Stiimulplaastri väärtus varieerus reaalajas sõltuvalt kursori asukohast, kuni subjekt registreeris oma vastuse, asetades kursori reaktsioonirattal ja klõpsates hiirt. Vastuse aken algas 300 ms pärast sondi algust ja kestis 4 sekundit, pärast mida katse aegus. Kogu katse ajal oli ekraani taustavärv hall ([0.5, 0.5, 0.5]; joonis 4A). Pange tähele, et 1O1C1L katsete puhul muutis see stiimuli plaastri asukohaga edastatud teabe üleliigseks, kuna vastuseratta identiteet näitas tagasikutsutatavat üksust. Seoses sellega ei olnud 1O1C1L katsetel võimalik vahetusviga teha.

Psühhofüüsilise sarnasuse ülesanded. Iga plokk sisaldas Likert sarnasuse katset, mis oli üles ehitatud Schurgini jt Likert värvi sarnasuse katse järgi. (2020). Iga katsealune täitis kolm plokki juhuslikus järjekorras. Plokis "Värvide sarnasus" hindasid katsealused kahe samaaegselt esitatud värvilaigu sarnasust Likerti skaalal vahemikus 1 (kõige vähem sarnane) kuni 7 (kõige sarnasem). Värvid valiti samast ringist, mida kasutati CIE L*a*b* värviruumis (L=70, a=20, b {{5) praeguse uuringu EEG eksperimentaalsete stiimulite jaoks värvide joonistamiseks. }}; raadius, 60), kuid koosnes 360 võimalikust värviväärtusest, mis olid ringjoonel ühtlaselt jaotunud. Iga katse värvipaar valiti, valides esmalt rattalt juhusliku algusvärvi ja seejärel valides komplektist teise värvi nihke [0 kraadi , 5 kraadi , 10 kraadi , 20 kraadi , 30 kraadi , 40 kraadi , 50 kraadi , 60 kraadi , 70 kraadi , 80 kraadi , 90 kraadi , 120 kraadi , 150 kraadi , 180 kraadi ]. Teises plokis ("heleduse sarnasus") hindasid katsealused kahe heleduse laigu sarnasust. Heleduse väärtused valiti kogu heleduse vahemikust 256 võimaliku RGB väärtusega. Igas katses valiti paar, valides esmalt juhusliku alguse heleduse ja seejärel valides komplekti [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85] teise heleduse nihke. , 106, 128] RGB-ruumis. Viimases plokis ("orientatsiooni sarnasus") hindasid katsealused kahe orientatsiooniplaastri sarnasust. Orientatsioonid valiti 180-kraadisest ruumist 180 võimaliku väärtusega. Igas katses valiti paar, valides esmalt juhusliku stardiorientatsiooni ja seejärel valides komplektist [0 kraadi , 2,5 kraadi , 5 kraadi , 10 kraadi , 15 kraadi , 20 kraadi , 25 kraadi , 30 kraadi nihke , 35 kraadi , 40 kraadi , 45 kraadi , 60 kraadi , 75 kraadi , 90 kraadi ]. Enne iga plokki anti katsealustele juhised kahe näite kontekstis. Ühes näites olid kaks värvi/heledust/orientatsiooni identsed (st nihkega=0). Katsealustele anti korraldus järjestada sellised katsed 7-ga. Teises näites olid kaks värvi/heledust/suundumust maksimaalselt erinevad ja katsealustel paluti järjestada sellised katsed 1-ga. Me ei juhendanud katsealuseid vahepealsetes katsetes reageerimise kohta. Nagu Schurgini jt uuringus. (2020) juhendati katsealustel tegema otsuseid intuitiivse visuaalse sarnasuse põhjal. Samuti andsime neile korralduse korrata katse ajal lihtsat sõna ("the"), et minimeerida stiimulite verbaliseerimist. Iga katsealune läbis kolm 140 katsest koosnevat plokki (14 nihket ja 10 kordust), kokku 420 katset. Katsealused täitsid ülesande omas tempos, kusjuures kaks stiimulit jäid ekraanile, kuni nad reageerisid. Vastused tehti, klõpsates hiirt ühel seitsmest nummerdatud ruudust, mis on joonistatud värvi/heleduse/orientatsiooni stiimulite alla, mis vastab kavandatud hinnangule 1 kuni 7.

Käitumisanalüüs

Kirjeldav statistika. Reageerimisaeg (RT) määratleti kui latentsus sondi alguse ja hiireklõpsu vastuse vahel ning vastuse viga kui kaugus kraadides vastuse ja uuritava üksuse väärtuse vahel. Vastusteta katsed jäeti kõigist analüüsidest välja.

Segu modelleerimine. 1O ja 1O1C1L katsete puhul sobitati vastuse vigade jaotus kahefaktorilise segumudeliga, mis hindas nende katsete osakaalu, mille käigus katsealused meenutasid sihtmärki (PT) ja juhuslike arvamiste tõenäosust (pU), samuti vastuste täpsust. (Œ). 3O katsete puhul lisati mudelisse ka kolmas tegur, mittesihtmärkide meeldetuletamise tõenäosus (pN). Parameetrid saadi maksimaalse tõenäosuse hindamisega, kasutades MATLAB-i rutiini (saadaval aadressil http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Et uurida, kuidas konteksti siduv nõudluse erinevus homogeensete ja heterogeensete uuringute vahel mõjutas töömälu meenutamist, viidi korduvad ühesuunalised ANOVA-d läbi eraldi RT, töötlemata vastuse vea ja mudeli sobivuse parameetrite jaoks. Mudelihinnangute jaoks keskendusime Œ-le ja pT-le, kuna pU oli 1O ja 1O1C1L katsetes pT-ga väga kollineaarne (st pU 1 pT=1). Pange tähele, et pN-i sai hinnata ainult 3O katsetes. 3O katsetest hinnatud pN annab konteksti siduva efektiivsuse mõõdu, kuna vahetusviga vastab katsele, mille käigus katsealune mäletab valesti, milline üksus oli sondeeritud kohas ilmunud. Üks katseisik jäeti EEG analüüsidest välja kehva meenutamisvõime tõttu (1O seisundis oli nende oletusmäär 0,50%) ja seega kaasati käitumisanalüüsi 30 katsealust.

Eesmärgi segaduse konkurentsi mudel. TCC mudeli jaoks genereerisime esmalt psühhomeetrilised sarnasusfunktsioonid värvide, heleduse ja orientatsiooni stiimulite jaoks. Nende funktsioonide genereerimiseks normaliseerisime Likerti vastuse andmed väärtusega Smin=1, Smax=7 ja Sx, mis näitavad iga katse reitinguskoori vahemikus 1 kuni 7, andes psühhofüüsilise sarnasuse mõõdiku, nii et f(x)=(Sx – Smin)/ (Smax – Smin) (Schurgin et al., 2020), et lisada kõigi kolme stiimulitüübi puhul mõõdetud psühhofüüsilise sarnasuse mõõdikud, kui sobitada TCC mudel viivitatud tagasikutsumise käitumisandmetega. ülesanne. 1O ja 1O1C1L uuringute jaoks kasutasime TCC mudelit, nagu on kirjeldanud Schurgin et al. (2020). 3O katsete jaoks kasutasime TCC pluss mudelit, mis hindab ka vahetusvigu, nagu on kirjeldatud Williamsi jt uuringus. (2022). Saadud d9 väärtusi hinnati igas mäluseisundis ja võrreldi ühesuunalise ANOVA ja planeeritud paaris t-testidega.

EEG

Andmete kogumine ja eeltöötlus. EEG-andmed salvestati käitumusliku ülesande täitmise ajal 64-kanaliga ActiveTwo EEG-süsteemiga (Biosemi; diskreetimissagedus 1024 Hz). Ag – AgCl elektroodid paigaldati vastavalt süsteemile 10–20 ja kõigi elektroodide impedantsi hoiti salvestamise ajal 5 kV juures. Samad eeltöötlusprotseduurid ja välistamiskriteeriumid viidi läbi katses 1 olevate katsetega; Selle tulemusena jäeti välja nelja katsealuse andmed, jättes EEG analüüsidesse kaasa 26 isikut.

ERP analüüs. Analüüsid viidi läbi samade protseduuridega nagu katses 1, ainsa erandiga, et Biosemi kork nõudis 12 elektroodi lisamist, et katta samad tagumised alad (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Kontralateraalsete ja ipsilateraalsete uuringute prooviesitluse ja viivitusperioodi signaale analüüsiti eraldi kahesuunaliste kordusmõõtmiste ANOVA-dega (koos lateraalsuse ja mälutingimuste teguritega (1O, 3O ja 1O1C1L katsed) ning post hoc järelkontrolli testidega Erinevuslaineid analüüsiti ühesuunalise (korduva mõõtmise ANOVA-d mälutingimuste subjektisisese teguritega) ja paaripõhised testid viidi läbi, kui peamine mõju oli oluline.

Tulemused

Käitumine

Kirjeldavad andmed. Keskmine meeldetuletusviga oli madalaim 1O katsetes, keskmine 1O1C1L katsetes ja suurim 3O katsetes (F(2,58)=172.090, p, {{36} { väärtused 15,387, p väärtused 0,001) ja et 1O1C1L katsete keskmine viga oli oluliselt madalam kui 3O katsetes (t(29)=3.381, p=0.002). RT-andmetes oli ka katsetüübi peamine mõju (F(2,58)=19.893, p, 0,001), paaripõhised testid ei näidanud erinevust 1O ja 1O1C1L uuringute vahel (t(29) { {43}}.614, p=0.544), kuid mõlemad olid kiiremad kui 3O katsed (t väärtused 0,5142, p väärtused 0,001; joonis 4B).

Segu modelleerimine. Tagasikutsumise täpsuse hinnang (Œ) oli 1O katsete puhul oluliselt suurem kui 3O katsete puhul (t(29)=2.441, p=0.021), kuid see ei olnud nii. erinevad 1O1C1L katsetest (t(29)=0.339, p=0.737). Meenutamise täpsus 1O1C1L katsetes oli arvuliselt suurem kui 3O katsetes (t(29) {{20}},723, p=0.095; joonis 4C). 1O katsetes oli pT oluliselt kõrgem kui mõlema kolme elemendi katsetüübi puhul (t väärtused 0,8,508, p väärtused, 0,001) ning 1O1C1L ja 3O katsetes ei erinenud (t(29) )=0.327, p=0.746; joonis 4C). 3O katsetes oli pN 0,175 (SD, 0,172) ja pN väärtused olid oluliselt 0,0 (p, 0,001).

TCC modelleerimine. Ühesuunaline ANOVA kinnitas katsetüübi peamist mõju eristatavusele, mida indekseeris d9 (F(2,58)=101.068, p, 0.{31 }}01). Paaritud t-testid näitasid, et 1O katsete d9 oli oluliselt suurem kui 1O1C1L ja 3O katsete puhul (t väärtused . 9,391, p väärtused, 0.{{40}}01) ja et numbriline d9 paremus 1O1C1Lsuhteliste 3O katsete puhul lähenes olulisusele (t(29)=1.884, p=0.069; joonis 3D). 3O katsetes oli pN 0,192 (SD, 0,338%). Kuna see jaotus oli positiivselt kallutatud, rikkudes sellega normaalsuse eeldust (k väärtused=0,5, p, 0,001), kasutasime Wilcoxoni märgistatud auaste testi, et teha kindlaks, kas jaotuse pN mediaan oli oluline 0,0 ( z=4.7821, lk, 0,001).

ERP amplituud

Kontralateraalsed ja ipsilateraalsed lainekujud. Stiimuli esitamise ajal moduleeriti nii kontralateraalseid kui ka ipsilateraalseid ERP-sid mälu tingimustega (joonis 5A, B, vasakpoolsed paneelid), kahesuunaline ANOVA tuvastas lateraalsuse ja mälutingimuste olulise koostoime (F(2,50). )=3.647, p=0.033). Kontralateraalsete elektroodide puhul leidis ühesuunaline ANOVA, et ERP-d erinevad mälutingimuste lõikes (F(2,50)=19.605, p, 0.001 ) ja post hoc testis leiti, et ERP-d olid väikseimad 1O katsetes, vahepealsed 1O1C1L katsetes ja suurimad 3O katsetes (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t väärtused. 5,199, p, 0,001; 1O1C1L:1O1C15 ) =2.129; p=0.043). Ipsilateraalsetel elektroodidel olid mustrid sarnased (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t väärtused . 3,154, p , 0,004; 1O vs 1O1C1L 25) =2.221; p=0.036). Kontralateraalsete elektroodidega tehtud 1O, 1C ja 1L katsete võrdlemisel ilmnes stiimuli domeeni peamine mõju (F(2,50)=6.768, p=0.003), kusjuures paaris t-testid, mis näitavad, et amplituud oli 1C katsetes vähem negatiivne kui 1O ja 1L katsetes (t väärtused 0,008, p väärtused 0,006), kuid ei erinenud 1O ja 1L katsetes (t(25) {{84} }.221, lk=0.827). Ipsilateraalsetes ERP-des erinevusi ei leitud (F(2,50)=0.992, p=0.378; joonis 6A, B, vasak ja keskmine paneel).

Kahesuunaline ANOVA näitas viivitusperioodil olulist interaktsiooni lateraalsuse ja mälutingimuste vahel (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Kontralateraalsete lainekujude puhul näitas ühesuunaline ANOVA mälutingimuste olulist peamist mõju (F(2,50) {{10}}.884, p, 0.001 ), kusjuures järelkontrolli paaripõhised võrdlused näitavad, et viivitusperioodi signaalid 3O ja 1O1C1L katsetes olid oluliselt negatiivsemad kui 1O katsetes (t väärtused (25) . 4,0, p väärtused, 0,001). Lisaks ja erilise teoreetilise huvi tõttu oli viivitusperioodi signaal 3O katsetes oluliselt negatiivsem kui 1O1C1L katsetes (t(25)=3.022, p = 0.006). Ipsilateraalsete lainekujude puhul oli muster sarnane: ühesuunaline ANOVA näitas mälu seisundi olulist peamist mõju (F(2,50)=7.295, p=0.002) ja paaride kaupa võrdlusi. näitas, et viivitusperioodi signaal oli 3O ja 1O1C1L katsete puhul oluliselt negatiivsem kui 1O katsete puhul (t väärtused (25) . 2,0, p väärtused, 0,05) ja oli trenditasemel negatiivsem 3O katsetes kui 1O1C1L katsetes. (t(25)=1.731, p=0.094; joonis 5C, vasak ja keskmine paneel). 1O, 1C ja 1L katsete võrdlemiseks moduleeriti stiimuli domeeniga (F(2,50)=5.374, p=0.008) ainult kontralateraalseid lainekujusid koos järelkontrolliga. paaris t-testid, mis näitasid, et 1L katsete amplituud oli negatiivsem 1O ja 1C katsetes (t väärtused . 2,796, p väärtused, 0,010) ning et 1O ja 1C katsed ei erinenud (t(25)=1. 005, lk=0.324). Ipsilateraalsete lainekujude puhul ei näidanud ühesuunaline ANOVA mingeid tõendeid erinevuste kohta stiimuli domeeni järgi (F(2,50)=1.696, p=0.194; joonis 6C, vasak ja keskmine paneel ).

Kontralateraalsed miinus ipsilateraalsed erinevuslained. Stiimuli esitusperioodi puhul näitas ühesuunaline ANOVA mäluseisundi peamist mõju (F(2,50)=3.647, p=0.033). Paaritud t-testid ei leidnud mingeid tõendeid erinevuse kohta 1O ja 1O1C1L katsete vahel (t(25)=0.482, p=0.634), mis läheneb olulisusele, et 3O katsed olid amplituudilt suuremad kui 1O katsed (t(25)=2.019, p=0.054) ja tõendid selle kohta, et 3O katsed olid amplituudilt suuremad kui 1O1C1L katsed (t(25)=2.400, p { {32}}.024; joonis 5A, B, parempoolsed paneelid). 1O, 1C ja 1L uuringute võrdlemiseks leidis ühesuunaline ANOVA olulisi erinevusi stiimuli domeenide vahel (F(2,50)=11.594, p=0.0025), kusjuures järgnev paaris t-testid, mis näitavad, et amplituudid olid 1C katsetes madalamad kui 1O ja 1L katsetes (t väärtused 0,483, p väärtused 0,002), kuid need ei erinenud 1O ja 1L katsetes (t(25) {{57) }}.433, p=0.164; joonis 6B, parem paneel).

Viivitusperioodi (st CDA-de) puhul näitas ühesuunaline ANOVA mälutingimuste peamist mõju (F(2,50)=5.478, p=0). {39}}07), paaris t-testidega, mis näitavad, et 3O katsete CDA oli amplituudilt suurem kui 1O katsete puhul (t(25)=4.102, p, 0,001) ja et 1O1C1L versus 1O katse erinevus lähenes olulisusele (t(25)=1.923, p=0.066); kriitiliselt võttes ei erinenud 3O ja 1O1C1L katsete CDA-d (t(25)=1.101, p=0.282; joonis 5A, C, parempoolsed paneelid). 1O, 1C ja 1L katsete võrdlemiseks ei leidnud ühesuunaline ANOVA mingeid tõendeid erinevuste kohta (F(2,0,50)=2.069, p=0.137; joonis 6C, parem paneel).

Vahepealne arutelu

2. katse käitumisandmete kirjeldavad mustrid kordasid 1. katse omasid: koormuse efekt ja parem jõudlus koormusel -3 heterogeensetel katsetel võrreldes homogeensete katsetega. Lisaks sellele olid kahe mudeli hinnangud, mille me nende andmetega sobitasime, üldjoontes ühel meelel selle heterogeensuse mõju aluseks olevate tegurite osas: mõlemad andsid selgeid tõendeid konteksti sidumise rolli kohta 3O-katsetes (vahetusvigade kujul) ja kahemõttelisi tõendeid vahetegurite kohta. interferents [täpsus (segumudel) ja d9 (TCC) olid mõlemad arvuliselt kõrgemad 1O1C1L katsetes, kuid ei jõudnud kummagi meetme olulisuse läveni). See suurendab meie kindlustunnet, et meie stiimul – homogeensusega manipuleerimine on edukas erinevate konteksti sidumise nõudmiste korral.

ERP leiud kordasid ka katses 1 täheldatud üldisi mustreid nii proovi esitamise kui ka viivitusperioodi ajal. Meie algse küsimuse jaoks oli peamine tähtsus, kuigi viivitusperioodi signaal oli 3O katsete puhul suurem kui 1O1C1L katsete puhul, kehtis see nii kontralateraalsete kui ka ipsilateraalsete elektroodide puhul ning pärast lahutamist ei erinenud saadud CDA-d kahe katsetüübi vahel. Seega annavad 2. katse tulemused täiendavat tuge järeldusele, et CDA ei indekseeri WM-ülesannete konteksti siduvaid nõudeid.

Stiimuli esitamise ajal täheldasime jälle mustrit, mis erines viivitusest: 3O. Kontralateraalsetel ja ipsilateraalsetel elektroodidel täheldatud 1O1C1L erinevused elasid üle kontralateraalse – ipsi lahutamise. Veelgi enam, 1O, 1C ja 1L katsete võrdluse tulemused katses 2 leevendavad muret, et selle 3O ja 1O1C1L võrdluse tulemused võivad olla tingitud stiimuliefektidest: stiimuli domeen moduleeris ainult kontralateraalset lainekuju ja see oli 1L katsete amplituud, mis oli negatiivsem kui 1O ja 1C katsed. Seega lisab katse 2 tugevust võimalusele, et konteksti sidumisega seotud aktiivsus EEG-s võib olla kõige tugevam stiimuli kodeerimise ajal.

Üldine arutelu

Kahes katses võrdlesime jõudlust heterogeensete ja homogeensete mälukomplektidega, mis muudab konteksti sidumise nõudeid. Mõlema katse käitumuslike tulemuste üldine muster näitas, et suuremate kui ühest koormuste korral oli jõudlus heterogeensusega võrreldes homogeensete mälukomplektidega parem. Kuigi see erinevus kajastus homogeensetes uuringutes tugevamates viivitusperioodi ERP signaalides kui heterogeensetes uuringutes, kehtis see võrdselt ipsilateraalsete ja kontralateraalsete elektroodide puhul, mille tulemuseks olid CDA-d, mis ei erinenud kahe tingimuse vahel. Pärast mõningate meie lähenemisviisis kasutatud eelduste kaalumist arutame mitmeid meie tulemuste mõju CDA tõlgendustele ja üldisemalt meie arusaamale VWM-ist.

Homogeensusega manipuleerimine

Subjektiivne kogemus ütleb, et objekti visuaalselt tuvastades ja ära tundes registreerime alati ka selle asukoha, nii enda kui ka teiste stseenis olevate objektide suhtes. Tõepoolest, eseme asukoha kodeerimine võib olla automaatne ja kohustuslik (Logan, 1998). Sellele vaatamata on siiski tõendeid selle kohta, et kui need on WM-i kodeeritud, saab üksuse üksikuid omadusi rõhutada või vähendada (Marshall ja Bays, 2013). Tõepoolest, meie protseduuri loogika seisnes selles, et kuigi kõik 1O1C1L või 2O2C1L massiivi üksused asuvad tingimata kindlas asukohas, vähendab mälusondi (katse 1) või tagasikutsumise ratta (katse 2) olemus stiimulit katsealustele, et säiliks side iga üksuse ja selle kordumatu asukoha vahel. Esiteks oli sondi/ratta asukoht alati kooskõlas testitava elemendi stiimulikategooria asukohaga, mis tähendab, et subjektiivsest vaatenurgast ei pidanud üksuse asukohta meeles pidama, kuna see olla kohtuprotsessi lõpus esindatud. Teiseks, kuna igal katsel testitav stiimuli funktsioon sisaldus selgelt sondis/rattas, oli sondi/ratta asukoha lõikamisfunktsioon üleliigne.

Meie disaini üks tagajärg on see, et mõnevõrra paradoksaalsel kombel rõhutab see konteksti sidumise ebaõnnestumise tunnuseks oleva efekti tõlgendatavust: vahetusvea. See tähendab, et kuigi homogeensete katsete vahetusvea määra võib võtta konteksti sidumise ebaõnnestumiste indeksina, ei saa seda kasutada heterogeensete katsetega võrdlemiseks, kuna viimases olukorras ei olnud vahetustehingud võimalikud. (Tõepoolest, sel põhjusel ei saa me välistada võimalust, et katsealused võivad mõne heterogeense katse korral olla ka üksuseid asukohaga valesti sidunud.) Lisaks on vahetuste veamäärade kaalumisel oluline märkida, et nende tundlikkus konteksti sidumise taseme suhtes nõuded varieeruvad koos muude teguritega. Näiteks fMRI uuringus, kus kasutati ka stiimuliga homogeensusega manipuleerimist (3 M vs 1 M 1 1 M2C), oli vahetusvea määr homogeenses seisundis tühiselt väike. Kuigi seda tulemust oleks võinud tõlgendada homogeensusega manipuleerimise ebaõnnestumisena, oli alternatiivne võimalus see, et 3 miljoni katsega katsealused värbasid kõrgema taseme kognitiivse kontrolli, et vastata konteksti sidumisele seatud suurenenud nõudmistele. Kooskõlas selle alternatiiviga genereerisid ainult 3 M katsed WM-i kontrolliga seotud frontoparietaalsetes piirkondades märkimisväärselt suurema viivitusperioodi signaali (Gosseries et al., 2018).

Mõju

Nende kahe katse tulemused koos vastavad ühele kriitilisele küsimusele WM-iga seotud tegevuse ERP-meetmete kohta ja tõstatavad mitu uut.

CDA ei kajasta "mitterepresentatiivseid tegureid", mis on võimendatud homogeensetes mälukomplektides

Tavaliselt on CDA tuletatud katsetest, kus kõik mälumassiivide üksused on võetud samast kategooriast, kusjuures kõige sagedamini kasutatav värv on. Kuna komplekti suurus sellistes homogeensetes mälukomplektides suureneb, suurendavad nõudmised muudele teguritele kui stiimuli esitus iseenesest, suurendades raskusi. Seda näitasid siin esitatud andmed: halvem viivitatud äratundmine 3O katsetes kui 1O1C1L katsetes ja 5O katsetes kui 2O2C1L katsetes katses 1 ning halvem viivitatud tagasikutsumine 3O katsetes kui 1O1C1L katsetes katses 2. Võrreldavad eelised stiimulite heterogeensusest on teatatud ka varasemates uuringutes, kus kasutati muid stiimulite klasse, näiteks värvide ja orientatsioonidega versus ainult värvid (Olson ja Jiang, 2002), näod ja stseenid versus lihtsalt näod või lihtsalt stseenid (Cohen et al. , 2014) ning liikumissuundade ja värvidega versus lihtsalt liikumissuunad (Gosseries et al., 2018). Vaatamata nendele käitumismustritele ei toeta CDA-de erinevuste puudumine nendest kahest seisundist seda uurimistööd motiveerivat väidet, mille kohaselt CDA võib osaliselt indekseerida kognitiivsete protsesside toimimist, välja arvatud kognitiivsete protsesside aktiivne säilitamine. üksuste identiteedid WM-is.2 Selle asemel on praegused leiud kooskõlas Hakimi et al. (2019, lk 238), et "CDA jälgib objektifailide aktiivset hooldust, üksusepõhiseid esitusi, mis võimaldavad vaatlejatel integreerida visuaalsete objektidega seotud funktsioonide ja siltide kogumit." Selle kontseptualiseerimise jaoks on oluline eeldus, et "...objektifailid ankurdavad episoodilise esituse kindlas ajas ja kohas ning eristuvad konkreetsetest tunnusväärtustest, mis on objektifailiga kokku seotud" Hakim et al. (2019, lk 537). Siin esitatud tulemused viitavad sellele, et see eristus võib kehtida isegi üksikute objektide puhul, sest hoolimata CDA tundlikkusest heterogeensuse manipuleerimise suhtes, näitasid meie käitumistulemused (trendi tasemel), et orienteeritud objekti täpse funktsiooni väärtuse esitus. -bar stiimul halvenes homogeensetel võrreldes heterogeensete katsetega. Seega, kuigi CDA jälgib töömälus hoitavate üksuste arvu, tundub, et see ei peegelda stiimuli esituse kvaliteeti.

Asukohakontekstiga seondumise närvikorrelaadid on vähemalt osaliselt ruumilisest tähelepanust eraldatavad

Mitmed uuringud (sh Hakim et al., 2019) on näidanud, et CDA on ruumilisest tähelepanust lahutatav. Praegused tulemused viitavad sellele, et sama võib kehtida ka eseme asukoha sidumise vähemalt mõne aspekti kohta selle identiteediga. Ehkki on hästi teada, et mitteruumiliste WM-ülesannete ajal säilitatavate üksuste hõivatud asukohti saab dekodeerida/rekonstrueerida EEG-st (Foster et al., 2017) ja fMRI-st (Cai et al., 2019, 2020; Yu jt. , 2020) signaalide homogeensusega seotud erinevusi viivitusperioodi ERP-des, mis on siin kirjeldatud, nähti ipsilateraalsetel elektroodidel tasemel, mis oli võrreldav kontralateraalsete elektroodide omaga. Üks võimalik seletus sellele võib olla see, et kuigi ainult ühes visuaalses väljas olevad elemendid olid mis tahes individuaalse katse puhul asjakohased, rakendati protsessi või protsesse, mis on tundlikud homogeensete katsete konteksti sidumise suurenenud tähtsuse suhtes, kogu visuaalsele stseenile. (Ruumilise tähelepanu retinotoopiliselt spetsiifilisi mõjusid seevastu nähakse kahes katses iga katsetüübi puhul täheldatud lateraliseeritud nihketes.) Teine ja mitte kokkusobimatu võimalus on see, et protsessid, mis on prioriteeditud konteksti sidumiseks üliolulised. stiimuliteavet kasutatakse suuremal määral selle teabe kodeerimisel WM-i (erinevalt sellele järgneva viivitusperioodi jooksul). Selle võimalusega on kooskõlas tõsiasi, et mõlemas katses oli heterogeensuse efekt juba ERP-s nähtav, kui stiimuli massiivid olid veel ekraanil. Lisaks oli mõju kontralateraalsetel elektroodidel tugevam ainult proovi esitamise ajal. Kui see on tõsi, oleks see kooskõlas väitega, et visuaalne töömälu ei pruugi olla mälusüsteem per se, vaid võib selle asemel olla üldotstarbeline visuaalne esitussüsteem, mis suudab vajaduse korral säilitada teavet lühikeste viivituste jooksul (Luck ja Vogel, 2013, lk 394). Sel põhjusel võib tulevases töös olla huvitav võrrelda konteksti siduvate manipulatsioonide mõju katsetele viivitusperioodidega ja ilma.

CDA erineb põhimõtteliselt IPS-i viivitusperioodi fMRI signaalist

Varasemad uuringud on näidanud, et viivitusperioodi fMRI signaalid IPS-ist skaalavad monotoonselt koos mälukoormusega ja küllastavad inimese töömälu mahtu (Todd ja Marois, 2004; Xu ja Chun, 2006), suurendades võimalust, et see signaal ja CDA võivad olla sarnaste närviprotsesside indekseerimine. Siin esitatud CDA tulemused näitavad aga olulist erinevust nende kahe vahel, sest erinevalt CDA-st on IPS-i viivitusperioodi fMRI signaal tundlik mälukomplekti homogeensuse suhtes (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020). ). Seega tuleb olla ettevaatlik, kui teete kaudselt järeldusi ühe signaali kohta teise signaali omaduste põhjal.

Viited

1. Adam KCS, Robison MK, Vogel EK (2018) Kontralateraalne viivitustegevus jälgib töömälu jõudluse kõikumisi. J Cogn Neurosci 30:1229–1240.

2. Bettencourt KC, Xu Y (2016) Visuaalse lühiajalise mälu sisu dekodeerimine häiritud ajal kuklaluu ​​ja parietaalpiirkonnas. Nat Neurosci 19:150–157.

3. Bays PM, Catalao RFG, Husain M (2009) Visuaalse töömälu täpsus määratakse jagatud ressursi eraldamisega. J Vis 9 (10): 7, 1–11.

4. Cai Y, Sheldon AD, Yu Q, Postle BR (2019) Stiimuli asukoha ja ruumilise konteksti kattuv ja erinev panus mitteruumilisse visuaalsesse lühiajalisse mälusse. J Neurophysiol, 121:1222-1231.

5. Cai Y, Fulvio JM, Yu Q, Sheldon AD, Postle BR (2020) Asukohakonteksti sidumise roll mitteruumilises visuaalses töömälus. eNeuro 7:ENEURO.{4}}.2020.

6. Carlisle NB, Arita JT, Pardo D, Woodman GF (2011) Tähelepanulikud mallid visuaalses töömälus. J Neurosci 31:9315–9322.

7. Cohen MA, Konkle T, Rhee JY, Nakayama K, Alvarez GA (2014) Mitme visuaalse objekti töötlemine on piiratud närvikanalite kattumisega. Proc Natl Acad Sci U|S|A 111:8955–8960.

8. Cowan N (2001) Maagiline number 4 lühiajalises mälus: vaimse mälumahu uuesti läbivaatamine. Behav Brain Sci 24:87–114.

9. Delorme A, Makeig S (2004) EEGLAB: avatud lähtekoodiga tööriistakast ühe katse EEG dünaamika analüüsimiseks, sealhulgas sõltumatu komponendi analüüs. J Neurosci Methods 134:9–21.

10. Emrich SM, Al-Aidroos N, Pratt J, Ferber S (2009) Visuaalne otsing toob esile visuaalse töömälu elektrofüsioloogilise markeri. PLoS One 4:e8042.

11. Emrich SM, Riggall AC, LaRocque JJ, Postle BR (2013) Sensoorses ajukoores hajutatud aktiivsusmustrid peegeldavad visuaalses lühiajalises mälus säilitatava mitme üksuse täpsust. J Neurosci 33:6516-6523.

12. Ester EF, Sprague TC, Serences JT (2015) Parietaalne ja frontaalne ajukoor kodeerivad stiimulispetsiifilisi mnemoonikuid visuaalse töömälu ajal. Neuron 87:893-905.

13. Foster JJ, Bsales EM, Jaffe RJ, Awh E (2017) Alfa-riba tegevus näitab ruumilise asukoha spontaanseid esitusi visuaalses töömälus. Curr Biol 27:3216–3223.e6.

14. Fukuda K, Mance I, Vogel EK (2015a) Võimsusmodulatsioon ja sündmustega seotud aeglane laine pakuvad visuaalse töömälu dissotsieeruvaid korrelatsioone. J Neurosci 35:14009-14016.

15. Fukuda K, Woodman GF, Vogel EK (2015b) Individuaalsed erinevused visuaalse töömälu mahus. In: Mechanisms of sensory work memory: attention and performance (Jolicoeur P, Lefebvre C, Martinez-Trujillo J, toim.), lk 105–119. Amsterdam: Elsevier.

For more information:1950477648nn@gmail.com