A ligação de contexto na memória de trabalho visual é refletida em potenciais relacionados a eventos bilaterais, mas não na atividade de atraso contralateral, parte 2
Sep 06, 2023
Análise potencial relacionada ao evento
Para analisar as amplitudes do ERP, geramos dois sinais por tentativa, calculando a média de dois grupos de eletrodos posteriores lateralizados, um à esquerda da linha média e outro à direita (Fukuda et al., 2015a). Em seguida, calculamos a média entre os testes para gerar sinais com média de teste que eram contralaterais ou ipsilaterais à sugestão e, finalmente, criamos uma onda de "diferença" subtraindo os sinais ipsilaterais dos sinais contralaterais. Para a tarefa de reconhecimento atrasado, as análises estatísticas de interesse primário focaram no período de atraso, calculando a média de uma janela de 650 ms que se estende de 200 ms após o deslocamento da matriz de amostras até 50 ms antes do início da sonda (Vogel e Machizawa, 2004).
Para a onda diferença, esta janela de atraso é o CDA. Os sinais do período de atraso dos ensaios contralaterais e ipsilaterais foram analisados com uma ANOVA de medidas repetidas de três fatores (com fatores de lateralidade, homogeneidade e carga; com testes de acompanhamento post hoc, conforme apropriado. Os CDAs foram analisados com um teste repetido de duas vias -mede ANOVA com fatores dentro do sujeito de homogeneidade e carga.No caso de interações significativas, testes post hoc foram realizados para comparar os CDAs entre conjuntos de memória homogêneos e heterogêneos em cada tamanho de conjunto.
Além disso, conduzimos dois conjuntos de análises para avaliar os efeitos de dois possíveis fatores de confusão. Para avaliar possíveis efeitos da categoria de estímulo em si, comparamos CDAs para ensaios 1O versus 1C versus 1L de blocos heterogêneos. Para avaliar possíveis fatores em nível de bloco (por exemplo, se estratégias diferentes forem adotadas durante blocos heterogêneos versus blocos homogêneos), comparamos os CDAs de ensaios 1O de blocos homogêneos versus os CDAs de ensaios 1O de blocos heterogêneos.
Os mesmos procedimentos de análise também foram conduzidos em dados do período de apresentação da amostra, definido pela média de uma janela de 500 ms, começando 200 ms após o início da matriz de amostras.
Resultados
Resultados comportamentais
A inspeção da Figura 1B sugere que as estimativas de k foram maiores para conjuntos de memória heterogêneos do que homogêneos nas cargas 3 e 5, um efeito confirmado por uma interação de carga de homogeneidade em ANOVA de medidas repetidas (F(2,54)=11.995 , p , 0.001). Os testes t pareados de acompanhamento não encontraram diferença entre ensaios homogêneos e heterogêneos no tamanho do conjunto 1 (t (27)=1 0,496, p=0 0,147), mas valores significativamente mais altos para heterogêneos do que para homogêneos ensaios nos tamanhos definidos 3 e 5 (valores t. 4,057, valores p, 0,001).
Resultados de ERP
Formas de onda contralaterais e ipsilaterais. Para o período de apresentação do estímulo, o sinal nos eletrodos contralaterais e ipsilaterais aumentou monotonicamente com o tamanho do conjunto (Fig. 2A, B), a ANOVA de três vias detectando uma interação de três vias de lateralidade, carga e homogeneidade (F (1,23 ) = 11.470, p=0.0025). Nos eletrodos contralaterais, os principais efeitos da homogeneidade e do tamanho do conjunto foram significativos (valores F 0,6,228, valores p , 0 0,02), e os fatores não interagiram (F(2,46) {{16} }.055, p=0.140). Nos eletrodos ipsilaterais, embora tenha havido uma homogeneidade por interação de tamanho de conjunto (F (2,46)=3 0,717, p=0 0,031), testes post hoc t não conseguiram encontrar diferenças entre eletrodos homogêneos e blocos heterogêneos em qualquer tamanho definido (valores t, 1,695, valores p. 0,104.). Para a comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L em eletrodos contralaterais (Fig. 3A), a ANOVA unidirecional encontrou um efeito principal (F(2,46)=40,758; p=0. 013), com testes post hoc t indicando que os ensaios 1O foram significativamente maiores em amplitude do que os ensaios 1L (t(23)=3.245, p=0.004) e numericamente maiores que os ensaios 1C (t (23)=1.953, p=0.063), e os ensaios 1C e 1L não diferiram (t(23)=0.815, p=0.423 ). ANOVA unidirecional para ensaios 1O, 1C e 1L em eletrodos ipsilaterais não conseguiu encontrar evidências de quaisquer diferenças (F(2,46)=20,040; p=00,412). A comparação dos valores de apresentação da amostra de 10 ensaios em homogêneos versus heterogêneos não produziu evidência de quaisquer diferenças (valores t, 0,635, valores p. 0,434; Fig. 3B).
O sinal do período de atraso também aumentou monotonicamente nos eletrodos contralaterais e ipsilaterais (Fig. 2C), com uma ANOVA de três vias indicando um efeito principal de homogeneidade que se aproximou da significância (F (1,23)=3 0,723, p=0.066) e uma interação bidirecional entre lateralidade e carga (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), efeitos que refletem as diferenças entre os sinais contralaterais e ipsilaterais que, quando subtraídos, produzem o CDA. Comparações pareadas indicaram que os sinais eram maiores em blocos homogêneos e heterogêneos em tamanhos de conjunto de 1 e 3 (valores de t 0,2,175, valores de p 0,039), mas eram comparáveis no tamanho do conjunto 5 (valores de t 0,586, valores de p 0,326). Para a comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L (Fig. 3A), ANOVAs unilaterais não encontraram evidências de diferenças nos eletrodos contralaterais ou ipsilaterais (valores F, 1,204, valores p, 0,309). O sinal do período de atraso dos ensaios 1O foi numericamente, mas não significativamente, maior em blocos homogêneos versus heterogêneos tanto contralateral (t(23) = 10,475, p=00,153) quanto ipsilateral (t (23) eletrodos=1.793, p=0.086) (Fig. 3B).
Ondas de diferença contralaterais menos ipsilaterais. Para o período de apresentação de estímulos, as ondas de diferença aumentaram monotonicamente em ambas as condições de memória (ANOVA bidirecional; efeito principal do tamanho do conjunto: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001) e foram geralmente maiores em magnitude em ensaios homogêneos do que em ensaios heterogêneos (efeito principal da homogeneidade: F(1,23)=11.47, p=0.003), com a interação se aproximando da significância (F (2,46)=2 0,703, p=0 0,078; Fig. 2A, B). Testes t post hoc revelaram diferenças nos tamanhos dos conjuntos 1 e 3 (valores t 0,2,912, valores p, 0,008), mas nenhuma diferença no tamanho do conjunto 5 (t(23)=00,923, p=0. 336). ANOVAs unilaterais não encontraram evidências de diferenças entre os ensaios 1O, 1C e 1L (F (2,46)=2 0,125, p=0 0,131; Fig. 3A) ou entre os ensaios 1O de blocos homogêneos versus heterogêneos (t (23)=1 0,475, p=0 0,785; Fig. 3B).
Para o período de atraso (ou seja, os CDAs), as ondas de diferença aumentaram monotonicamente em ambas as condições de memória (ANOVA bidirecional; efeito principal do tamanho do conjunto: F (2,46) = 9 0,499, p, {{5} },001), mas não diferiram por homogeneidade (F(2,46)=0,149, p=0,703), e os dois fatores não interagiram (F(2,46) )=0.559, p=0.576; Fig. 2C). ANOVAs unilaterais não encontraram diferenças entre os ensaios 1O, 1C e 1L (F (2,46)=0 0,155, p=0 0,857; Fig. 3A) ou entre os ensaios 1O em homogêneo versus blocos heterogêneos (t(23) = 0.183, p=0.857; Fig. 3B).
Discussão provisória
Os resultados comportamentais do experimento 1 revelaram valores de k mais baixos para conjuntos de memória homogêneos do que para conjuntos de memória heterogêneos nos tamanhos 3 e 5. Esse padrão é consistente com resultados obtidos em estudos anteriores que também manipularam a homogeneidade (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) e é consistente com nossa intenção de criar uma condição – conjuntos de memória heterogêneos – que exige menos ligação de contexto do que conjuntos de memória homogêneos contendo o mesmo número de itens. Além da vinculação de contexto, entretanto, existem outros fatores que podem explicar o desempenho superior com conjuntos de memória heterogêneos. Uma delas é que a discriminabilidade das características do estímulo mantidas na memória de trabalho pode ser menor com conjuntos de memória homogêneos, devido à semelhança entre itens. Além disso, esta diferença na discriminabilidade de características seria agravada apenas se os testes fossem bloqueados por tipo de estímulo, como aconteceu no experimento 1. Isso ocorre porque seria esperado que blocos com conjuntos de memória homogêneos gerassem níveis mais elevados de interferência proativa sustentada (Wickens et al. , 1963). Observamos, no entanto, que o fato de o desempenho ter sido idêntico em 10 ensaios nas duas condições é uma falha em ver evidências de efeitos diferenciais de interferência proativa. No entanto, para resolver esta confusão específica, o experimento 2 intercalou ensaios homogêneos e heterogêneos.
Voltando-se para os dados correspondentes do ERP, o sinal do período de atraso dos eletrodos contralaterais e ipsilaterais foi maior em ensaios homogêneos do que em ensaios heterogêneos. Isto sugere que alguma operação mental além da retenção de itens, por si só, foi realizada por ensaios homogêneos. (Esta diferença também estava numericamente presente entre os ensaios 1O, embora apenas se aproximasse da significância nos eletrodos ipsilaterais.) De interesse teórico primário, a subtração contralateral - ipsilateral conduzida para criar o CDA removeu as diferenças entre as condições nos sinais. Assim, o fato de a manipulação da heterogeneidade afetar igualmente os sinais dos eletrodos contralaterais e ipsilaterais é inconsistente com a possibilidade de que parte da sensibilidade de carga do CDA reflita diferenças relacionadas à carga na ligação ao contexto.
Curiosamente (e inesperadamente), as amplitudes foram maiores em ensaios homogêneos do que em ensaios heterogêneos, nos eletrodos contralaterais, durante a apresentação do estímulo, e esse efeito também foi robusto na onda de diferença. Isto levanta a possibilidade de que operações relacionadas à ligação de contexto, que se supõe serem maiores na condição homogênea, possam ser realizadas principalmente durante a codificação. Uma possível preocupação sobre esta conclusão é que nosso projeto confundiu homogeneidade com categoria de estímulo - isto é, ensaios homogêneos foram usados apenas como estímulos de orientação. [Na verdade, foi relatado anteriormente que o CDA pode ser maior para orientações do que para outras categorias de estímulos (Woodman e Vogel, 2008).]. Assim, o fato de o sinal de apresentação da amostra ter sido mais alto para ensaios 1O (vs 1C e 1L) nos eletrodos contralaterais (Fig. 3A) significa que não podemos descartar a possibilidade de que o padrão observado nos dados de apresentação da amostra possa ser devido ao estímulo efeitos, em vez de exigências vinculativas ao contexto. A necessidade de replicar e esclarecer esse achado foi um dos motivos para a realização do experimento 2.
O achado nulo para o CDA no experimento 1 sugere que ele pode não ser diretamente comparável ao sinal de fMRI de período de atraso do IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), um fato que pode complicar a interpretação de estudos anteriores influentes de fMRI (Todd e Marois, 2004; Xu e Chun, 2006). Esta é mais uma razão pela qual foi importante replicar este resultado numa segunda experiência. Além disso, para abordar a ambigüidade de qual fator ou fatores podem ser responsáveis pelas estimativas de capacidade mais baixas para conjuntos de memória heterogêneos (Fig. 1B; ou seja, ligação de contexto versus discriminabilidade), para o experimento 2 modificamos a tarefa, tornando-a uma recuperação atrasada (ou seja, "estimativa atrasada"). Isso permitiria a estimativa da precisão da memória (uma medida mais fortemente associada à discriminabilidade) e da ligação incorreta (interpretável como um índice de falhas de ligação de contexto). Planejamos analisar os dados com dois modelos – um modelo de mistura (Bays et al., 2009) e o modelo de competição de confundibilidade alvo (TCC) (Schurgin et al., 2020) – porque foi observado que esses modelos fazem diferentes teorias. suposições e podem produzir resultados diferentes (Williams et al., 2022).
Experimento 2
Materiais e métodos
Trinta e um voluntários destros (20 mulheres; faixa etária de 19 a 26 anos; idade média de 19,9 anos; DP, 2,04) participaram do experimento EEG mediante remuneração (Renminbin (RMB), 30/h). Um foi excluído das análises devido ao mau desempenho comportamental, resultando em um n final de 30. Todos os sujeitos forneceram consentimento informado por escrito de acordo com os procedimentos aprovados pelo Conselho de Revisão Institucional. Os indivíduos tinham visão normal ou corrigida para normal, sem contra-indicações para EEG e sem histórico relatado de doença neurológica ou psiquiátrica. Além disso, 34 sujeitos independentes (24 mulheres; faixa etária, 18-34 anos; idade média, 21,4 anos; DP, 4,02) foram recrutados para completar três tarefas de similaridade psicofísica com estímulos compreendendo manchas de orientação, manchas de cor e manchas de luminância extraídas do gama de estímulos usados nos experimentos de EEG. Os dados resultantes foram usados para calcular métricas de similaridade psicofísica que foram usadas ao ajustar o modelo TCC (Schurgin et al., 2020) aos resultados comportamentais do experimento EEG.
Estímulos e procedimento
Tarefa de recuperação atrasada. Cada bloco apresentou 120 tentativas de cada uma, entre tentativas 1O, 1C e 1L, 120 3 tentativas O e 120 1 tentativas O1C1L. Todos os estímulos foram os mesmos do experimento 1, assim como o arranjo espacial das exibições de amostra (com a exceção de que nos testes 1O1C1L qualquer categoria poderia aparecer em qualquer um dos três locais possíveis) e assim como o tempo dos eventos desde a sugestão até o atraso . Após o atraso de 900 ms, a recordação foi solicitada com o início de um patch circular do mesmo tamanho dos estímulos de amostra e ocupando a localização de um dos itens do conjunto de estímulos, juntamente com um anel (ou seja, "roda de resposta") com um raio até sua borda externa de 9,2 graus e uma largura de 2 graus, e um cursor na fixação central.
Variando continuamente em torno da roda de resposta estavam todos os valores possíveis da categoria do item a ser lembrado. Para orientação, isso foi renderizado como 20 barras pretas igualmente espaçadas (00,05 graus 1,8 graus), variando na orientação de 0–171 graus, em incrementos de 9 graus; para cor e luminância, isso foi renderizado como 180 valores igualmente espaçados (formando uma roda de cores circular ou uma progressão linear do branco para o preto, respectivamente). A roda de resposta de orientação variou de forma imprevisível de tentativa para tentativa para desencorajar o planeamento da resposta durante o atraso. No início da exibição da recordação, o patch de estímulo apareceu com um valor aleatório da categoria sendo testada, e assim que o sujeito começou a mover o cursor através do mouse do computador, o patch de estímulo assumiu o valor correspondente à localização na resposta. roda que estava mais próxima do cursor.
O valor do patch de estímulo variou em tempo real com a posição do cursor até que o sujeito registrasse sua resposta posicionando o cursor em um local da roda de resposta e clicando com o mouse. A janela de resposta começou 300 ms após o início da sonda e durou 4 s, após os quais o tempo limite do teste expirou. Ao longo do experimento, a cor da tela de fundo era cinza ([00,5, 0,5, 0,5]; Fig. 4A). Observe que, para os testes 1O1C1L, como a identidade da roda de resposta indicava o item a ser recuperado, ela tornou redundante a informação transmitida pela localização do patch de estímulo. Da mesma forma, não foi possível cometer um erro de troca nos testes 1O1C1L.
Tarefas de similaridade psicofísica. Cada bloco compreendeu um experimento de similaridade Likert estruturado de acordo com o experimento de similaridade de cores Likert de Schurgin et al. (2020). Cada sujeito completou três blocos em ordem aleatória. No bloco “semelhança de cores”, os sujeitos julgaram a semelhança de duas manchas de cores apresentadas simultaneamente em uma escala Likert, variando de 1 (menos semelhante) a 7 (mais semelhante). As cores foram escolhidas do mesmo círculo usado para desenhar cores para os estímulos experimentais de EEG do presente estudo no espaço de cores CIE L*a*b* (L=70, a=20, b {{5 }}; radius, 60) mas consistia em 360 valores de cores possíveis que foram distribuídos uniformemente ao longo do círculo. O par de cores de cada tentativa foi escolhido selecionando primeiro uma cor inicial aleatória na roda e depois escolhendo um deslocamento para a segunda cor do conjunto [0 grau, 5 graus, 10 graus, 20 graus, 30 graus, 40 graus, 50 grau, 60 graus, 70 graus, 80 graus, 90 graus, 120 graus, 150 graus, 180 graus]. Em outro bloco (“similaridade de luminância”), os sujeitos julgaram a similaridade de duas manchas de luminância. Os valores de luminância foram escolhidos em toda a faixa de luminância com 256 valores RGB possíveis. O par em cada tentativa foi escolhido selecionando primeiro uma luminância inicial aleatória e depois escolhendo um deslocamento para a segunda luminância do conjunto [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] no espaço RGB. Num bloco final ("similaridade de orientação"), os sujeitos julgaram a similaridade de duas manchas de orientação. As orientações foram escolhidas no espaço de 180 graus com 180 valores possíveis. O par em cada tentativa foi escolhido selecionando primeiro uma orientação inicial aleatória e depois escolhendo um deslocamento para a segunda orientação do conjunto [0 grau, 2,5 graus, 5 graus, 10 graus, 15 graus, 20 graus, 25 graus, 30 graus , 35 graus, 40 graus, 45 graus, 60 graus, 75 graus, 90 graus]. Antes de cada bloco, os sujeitos receberam instruções no contexto de dois exemplos. Em um exemplo, as duas cores/luminâncias/orientações eram idênticas (ou seja, com deslocamento=0). Os indivíduos foram instruídos a classificar tais ensaios com "7". Em outro exemplo, as duas cores/luminâncias/orientações eram maximamente diferentes, e os sujeitos foram instruídos a classificar tais ensaios com "1". Não instruímos os participantes sobre como responder em testes intermediários. Assim como no estudo de Schurgin et al. (2020), os sujeitos foram instruídos a fazer seus julgamentos com base na similaridade visual intuitiva. Também os instruímos a repetir uma palavra simples ("o") durante o ensaio para minimizar a verbalização dos estímulos. Cada sujeito completou três blocos de 140 tentativas (14 compensações e 10 repetições) para um total de 420 tentativas. Os sujeitos realizaram a tarefa em seu próprio ritmo, com os dois estímulos permanecendo no display até que dessem uma resposta. As respostas foram dadas clicando com o mouse em um dos sete quadrados numerados desenhados abaixo dos estímulos de cor/luminância/orientação, correspondendo à classificação pretendida de 1 a 7.
Análise comportamental
Estatísticas descritivas. O tempo de resposta (TR) foi definido como a latência entre o início da sondagem e a resposta ao clique do mouse, e o erro de resposta como a distância, em graus, entre a resposta e o valor do item sondado. Ensaios sem respostas foram excluídos de todas as análises.
Modelagem de mistura. Para os ensaios 1O e 1O1C1L, as distribuições de erros de resposta foram ajustadas por um modelo de mistura de dois fatores que estimou a proporção de ensaios em que os sujeitos recordaram o alvo (pT) e a probabilidade de suposições aleatórias (pU), bem como a precisão das respostas (Œ). Para ensaios 3O, um terceiro fator, a probabilidade de recordar não-alvos (pN), também foi incluído no modelo. Os parâmetros foram obtidos com estimativa de máxima verossimilhança usando rotinas MATLAB (disponíveis em http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Para examinar como a diferença de demanda de ligação ao contexto entre ensaios homogêneos e heterogêneos afetou a recuperação da memória de trabalho, ANOVAs unidirecionais de medidas repetidas foram conduzidas separadamente para RT, erro de resposta bruta e parâmetros de ajuste do modelo. Para estimativas de modelo, focamos em Œ e pT, porque pU era altamente colinear com pT em ensaios 1O e 1O1C1L (ou seja, pU 1 pT=1). Observe que o pN só pôde ser estimado em ensaios 3O. O pN estimado a partir de 30 ensaios fornece uma medida da eficácia da ligação ao contexto, porque um erro de troca corresponde a um ensaio em que o sujeito se lembra erroneamente de qual item apareceu no local sondado. Um sujeito foi excluído das análises de EEG devido ao baixo desempenho de recordação (na condição 1O, a taxa de adivinhação foi de 0,50%) e, portanto, 30 sujeitos foram incluídos na análise comportamental.
Modelo de competição de confusabilidade alvo. Para o modelo TCC, primeiro geramos funções de similaridade psicométrica para os estímulos de cor, luminância e orientação. Para gerar essas funções, normalizamos os dados de resposta Likert com Smin=1, Smax=7 e Sx indicando a pontuação de avaliação de cada ensaio de 1 a 7, fornecendo uma métrica de similaridade psicofísica, tal que f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020) para incorporar as métricas de similaridade psicofísica medidas para todos os três tipos de estímulo ao ajustar o modelo TCC aos dados comportamentais da recordação retardada tarefa. Para os ensaios 1O e 1O1C1L, utilizamos o modelo TCC conforme descrito em Schurgin et al. (2020). Para os ensaios 3O, utilizamos o modelo TCC plus, que também estima erros de troca, descrito no estudo de Williams et al. (2022). Os valores d9 resultantes foram estimados em cada condição de memória e comparados por ANOVA unidirecional e testes t pareados planejados.
EEG
Aquisição e pré-processamento de dados. Os dados de EEG foram registrados durante o desempenho da tarefa comportamental com um sistema ActiveTwo EEG de canal 64- (Biosemi; taxa de amostragem de 1024 Hz). Os eletrodos Ag – AgCl foram montados de acordo com o sistema 10–20, e as impedâncias de todos os eletrodos foram mantidas em <5 kV durante o registro. Os mesmos procedimentos de pré-processamento e critérios de exclusão foram realizados com os do experimento 1; como consequência, os dados de quatro sujeitos foram excluídos, deixando um n final de 26 sujeitos incluídos nas análises de EEG.
Análise de ERP. As análises foram realizadas com os mesmos procedimentos do experimento 1, com a única exceção de que a tampa Biosemi exigiu a inclusão de 12 eletrodos para cobrir as mesmas áreas posteriores (TP7/8, CP5/ CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Os sinais de apresentação da amostra e período de atraso dos ensaios contralaterais e ipsilaterais foram analisados, separadamente, com ANOVAs de medidas repetidas bidirecionais (com fatores de lateralidade e condições de memória (ensaios 1O, 3O e 1O1C1L) e com testes de acompanhamento post hoc conforme apropriado. Ondas de diferença foram analisadas com ANOVAs unidirecionais (medidas repetidas com fatores de condições de memória dentro do sujeito, e testes de pares foram realizados se o efeito principal fosse significativo.
Resultados
Comportamento
Dados descritivos. O erro médio de recall foi menor para ensaios 1O, intermediário para ensaios 1O1C1L e maior para ensaios 3O (F(2,58)=172.090, p, {{36} }.001; Fig. 4B), um padrão consistente com os resultados do experimento 1. Testes de acompanhamento aos pares confirmaram que o erro para ensaios 1O foi significativamente menor do que para ensaios 1O1C1L e para ensaios 3O (t valores 0,15,387, valores p 0,001) e que o erro médio para ensaios 1O1C1L foi significativamente menor do que para ensaios 3O (t(29)=30,381, p=00,002). Houve também um efeito principal do tipo de ensaio nos dados de RT (F(2,58)=19.893, p, 0,001), com testes pareados revelando nenhuma diferença entre os ensaios 1O e 1O1C1L (t(29) { {43}} 0,614, p=0 0,544), mas ambos foram mais rápidos que 30 tentativas (valores t 0,5,142, valores p 0,001; Fig. 4B).
Modelagem de mistura. A estimativa da precisão de recall (Œ) foi significativamente maior para tentativas 1O do que para tentativas 3O (t(29)=2.441, p=0.021), mas ocorreu não difere dos ensaios 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). A precisão de recall nos ensaios 1O1C1L foi numericamente maior do que nos ensaios 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; Fig. 4C). pT em 1O ensaios foi significativamente maior do que ambos os tipos de ensaio de três itens (valores t 0,8,508, valores p , 00,001), e os ensaios 1O1C1L e 3O não diferiram (t(29 )=0.327, p=0.746; Fig. 4C). Para ensaios 3O, o pN foi 0,175 (DP, 0,172) e os valores de pN foram significativamente 0,0 (p, 0,001).
Modelagem TCC. Uma ANOVA unidirecional confirmou um efeito principal do tipo de ensaio para discriminabilidade, conforme indexado por d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}}01). Testes t pareados indicaram que d9 para ensaios 1O foi significativamente maior do que para ensaios 1O1C1L e 3O (valores t 0,9,391, valores p , 0.001), e que a superioridade numérica de d9 para 1O1C1Lrelativa 3O ensaios aproximaram-se da significância (t (29)=1 0,884, p=0 0,069; Fig. 3D). Nos ensaios 3O, o pN foi 0,192 (DP, 0,338%). Como essa distribuição foi positivamente distorcida, violando assim a suposição de normalidade (valores de k=0,5, p, 0,001), usamos um teste de postos sinalizados de Wilcoxon para determinar que a mediana da distribuição pN era significativamente 0,0 ( z=4.7821, p , 0,001).
Amplitude do ERP
Formas de onda contralaterais e ipsilaterais. Durante a apresentação do estímulo, os ERPs contralaterais e ipsilaterais foram modulados pela condição de memória (Fig. 5A, B, painéis esquerdos), a ANOVA bidirecional detectando uma interação significativa de lateralidade e condição de memória (F(2,50 )=3.647, p=0.033). Nos eletrodos contralaterais, a ANOVA unidirecional descobriu que os ERPs diferiam entre as condições de memória (F(2,50)=19.605, p , 0.001 ), e um teste post hoc descobriu que os ERPs eram menores em ensaios 1O, intermediários para ensaios 1O1C1L e maiores para ensaios 3O (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: valores t 0,5,199, p, 0,001; 1O vs 1O1C1L: t(25 ) =2.129;p=0.043). Nos eletrodos ipsilaterais, os padrões foram semelhantes (F (2,50)=8 0,929, p, 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: valores t. 3,154, p, 0,004; 1O vs 1O1C1L: t ( 25) =2.221;p=0.036). Para a comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L nos eletrodos contralaterais, houve efeito principal do domínio de estímulo (F(2,50)=6.768, p=0.003), com pares testes t indicando que a amplitude foi menos negativa para ensaios 1C do que para ensaios 1O e 1L (valores t 0,3,008, valores p 0,006), mas não diferiu entre ensaios 1O e 1L (t(25)=0. 221, pág.=0.827). Não foram encontradas diferenças nos ERPs ipsilaterais (F (2,50)=0 0,992, p=0 0,378; Fig. 6A, B, painéis esquerdo e intermediário).
Durante o período de atraso, a ANOVA bidirecional revelou uma interação significativa entre lateralidade e condição de memória (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Para formas de onda contralaterais, a ANOVA unidirecional revelou um efeito principal significativo da condição de memória (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), com comparações pareadas de acompanhamento indicando que os sinais do período de atraso para os ensaios 3O e 1O1C1L foram significativamente mais negativos do que para os ensaios 1O (valores t (25) . 4,0, valores p , 0,001). Além disso, e de particular interesse teórico, o sinal do período de atraso foi significativamente mais negativo para os ensaios 3O do que para os ensaios 1O1C1L (t(25)=30,022, p = 00,006). Para formas de onda ipsilaterais, o padrão foi semelhante: ANOVA unidirecional revelou um efeito principal significativo da condição de memória (F (2,50)=7 0,295, p=0 0,002) e comparações de pares de acompanhamento indicou que o sinal do período de atraso foi significativamente mais negativo para os ensaios 3O e 1O1C1L do que para os ensaios 1O (valores t (25) . 2,0, valores p , 0,05) e foi mais negativo no nível de tendência para os ensaios 3O do que para os ensaios 1O1C1L (t(25)=1.731, p=0.094; Fig. 5C, painéis esquerdo e central). Para a comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L, apenas as formas de onda contralaterais foram moduladas pelo domínio de estímulo (F(2,50)=5.374, p=0.008), com acompanhamento testes t pareados indicando que a amplitude para ensaios 1L foi mais negativa nos ensaios 1O e 1C (valores t 0,2,796, valores p 0,010), e que os ensaios 1O e 1C não diferiram (t(25)=1. 005, pág.=0.324). Para as formas de onda ipsilaterais, a ANOVA unidirecional não revelou nenhuma evidência de quaisquer diferenças por domínio de estímulo (F (2,50)=1 0,696, p=0 0,194; Fig. 6C, painéis esquerdo e central ).
Ondas de diferença contralaterais menos ipsilaterais. Para o período de apresentação de estímulo, a ANOVA unidirecional revelou um efeito principal da condição de memória (F(2,50)=3.647, p=0.033). Os testes t pareados não encontraram nenhuma evidência de diferença entre os ensaios 1O e 1O1C1L (t (25)=0 0,482, p=0 0,634), evidência próxima da significância de que os ensaios 3O foram maiores em amplitude do que os ensaios 1O (t(25)=2.019, p=0.054), e evidências de que os ensaios 3O foram maiores em amplitude do que os ensaios 1O1C1L (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; Fig. 5A,B, painéis direitos). Para a comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L, a ANOVA unidirecional encontrou diferenças significativas entre os domínios de estímulo (F (2,50)=11 0,594, p=0 0,0025), com acompanhamento testes t pareados indicando que as amplitudes foram menores nos ensaios 1C do que nos ensaios 1O e 1L (valores t 0,3,483, valores p 0,002), mas que não diferiram entre os ensaios 1O e 1L (t(25) {{55} }.433, p=0.164; Fig. 6B, painel direito).
Para o período de atraso (ou seja, os CDAs), a ANOVA unidirecional revelou um efeito principal da condição de memória (F(2,50)=5.478, p=0.{ {38}}07), com testes t pareados indicando que o CDA para ensaios 3O foi maior em amplitude do que para ensaios 1O (t(25)=4.102, p , 0,001), e que o 1O1C1L versus 1O a diferença experimental aproximou-se da significância (t(25)=1.923, p=0.066); criticamente, os CDAs para os ensaios 3O e 1O1C1L não diferiram (t (25)=1 0,101, p=0 0,282; Fig. 5A, C, painéis da direita). Para a comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L, a ANOVA unidirecional não encontrou evidências de quaisquer diferenças (F(2,0,50)=20,069, p=00,137; Fig. 6C, painel direito).
Discussão provisória
Os padrões descritivos nos dados comportamentais do experimento 2 replicaram aqueles do experimento 1: um efeito de carga e desempenho superior na carga de-3 em ensaios heterogêneos em relação a homogêneos. Além disso, as estimativas dos dois modelos que ajustamos a estes dados estavam amplamente de acordo sobre os factores subjacentes a este efeito de heterogeneidade: ambos geraram evidências claras para um papel para a vinculação de contexto em ensaios 3O (na forma de erros de troca), e evidências equívocas para interferência entre itens [precisão (modelo de mistura) e d9 (TCC) foram numericamente maiores para ensaios 1O1C1L, mas atingiram o limite de significância para nenhuma das medidas). Isso aumenta nossa confiança de que nossa manipulação de estímulo-homogeneidade é bem-sucedida em diversas demandas de ligação ao contexto.
As descobertas do ERP também replicaram os padrões gerais observados no experimento 1, tanto durante a apresentação da amostra quanto durante o período de atraso. De importância primária para a nossa pergunta original, embora o sinal do período de atraso tenha sido maior para os ensaios 3O do que para os ensaios 1O1C1L, isso foi verdade tanto nos eletrodos contralaterais quanto nos ipsilaterais, e após a subtração os CDAs resultantes não diferiram entre os dois tipos de ensaio. Assim, os resultados do experimento 2 acrescentam suporte adicional à conclusão de que o CDA não indexa as demandas de ligação ao contexto das tarefas WM.
Durante a apresentação do estímulo, observamos novamente um padrão diferente do atraso: o 3O . As diferenças 1O1C1L observadas nos eletrodos contralateral e ipsilateral sobreviveram à subtração contralateral – ipsi. Além disso, os resultados da comparação dos ensaios 1O, 1C e 1L no experimento 2 aliviam a preocupação de que os resultados de suas comparações 3O versus 1O1C1L possam ser devidos a efeitos de estímulo: apenas a forma de onda contralateral foi modulada pelo domínio do estímulo, e foi o amplitude dos ensaios 1L que foi mais negativa que os ensaios 1O e 1C. Assim, o experimento 2 acrescenta força à possibilidade de que a atividade no EEG relacionada à ligação ao contexto possa ser mais pronunciada durante a codificação do estímulo.
Discussão geral
Em dois experimentos, comparamos o desempenho com conjuntos de memória heterogêneos versus homogêneos, uma manipulação que varia as demandas de vinculação de contexto. O padrão geral dos resultados comportamentais de ambos os experimentos indicou que, para cargas maiores que um, o desempenho foi superior com conjuntos de memória heterogêneos em relação aos homogêneos. Embora essa diferença tenha se refletido em sinais ERP de período de atraso mais fortes em ensaios homogêneos do que em ensaios heterogêneos, isso foi igualmente verdadeiro para eletrodos ipsilaterais e contralaterais, resultando em CDAs que não diferiram entre as duas condições. Depois de considerar alguns dos pressupostos que integraram a nossa abordagem, discutiremos várias implicações dos nossos resultados para interpretações da ACD e, de forma mais geral, para a nossa compreensão do VWM.
A manipulação da homogeneidade
A experiência subjetiva nos diz que ao detectar e reconhecer visualmente um objeto, invariavelmente também registramos onde ele está localizado, tanto em relação a nós mesmos quanto a outros objetos na cena. Na verdade, a codificação da localização de um item pode ser automática e obrigatória (Logan, 1998). Apesar disso, no entanto, também há evidências de que, uma vez codificadas na MO, as características individuais de um item podem ser enfatizadas ou não enfatizadas (Marshall e Bays, 2013). Na verdade, a lógica do nosso procedimento era que, embora cada um dos itens em uma matriz 1O1C1L ou 2O2C1L ocupasse necessariamente uma localização distinta, a natureza da sonda de memória (experimento 1) ou da roda de recuperação (experimento 2) minimizaria o incentivo de sujeitos para manter a ligação entre cada item e sua localização única de teste. Primeiro, a localização da sonda/roda era sempre congruente com a da categoria de estímulo do item sendo testado, o que significa que, de uma perspectiva subjetiva, a localização de um item "não precisava ser" lembrada, porque seria ser reapresentado no final do julgamento. Em segundo lugar, como o recurso de estímulo testado em cada tentativa estava explicitamente contido na sonda/roda, a função de sinalização da localização da sonda/roda era redundante.
Uma consequência do nosso design é que, de forma um tanto paradoxal, ele menospreza a interpretabilidade de um efeito que é uma marca registrada das falhas de vinculação de contexto: o erro de troca. Isto é, embora a taxa de erro de troca em ensaios homogêneos possa ser tomada como um índice de falhas de ligação de contexto, ela não pode ser usada para comparação com ensaios heterogêneos porque as trocas não eram possíveis nesta última condição. (Na verdade, por esta razão, não podemos descartar a possibilidade de que os sujeitos também possam ter ligado erroneamente o item ao local em alguns ensaios heterogêneos.) Além disso, é importante notar, ao considerar as taxas de erros de troca, que sua sensibilidade ao nível de demandas de ligação ao contexto irá variar com outros fatores. Por exemplo, em um estudo de fMRI que também utilizou uma manipulação de homogeneidade do conjunto de estímulos (3 M vs 1 M 1 1M2C), a taxa de erro de troca na condição homogênea foi insignificantemente pequena. Embora este resultado pudesse ter sido interpretado como uma falha na manipulação da homogeneidade, uma possibilidade alternativa era que nos ensaios 3 M os sujeitos recrutassem um nível mais elevado de controle cognitivo para atender às crescentes demandas colocadas na ligação ao contexto. Consistente com esta alternativa, apenas 3 M ensaios geraram um sinal de período de atraso marcadamente maior nas regiões frontoparietais associadas ao controle da MW (Gosseries et al., 2018).
Implicações
Juntos, os resultados destas duas experiências respondem a uma questão crítica sobre as medidas ERP da atividade relacionada com a WM e levantam várias novas.
O CDA não reflete "fatores não representacionais" que são amplificados em conjuntos de memória homogêneos
Normalmente, o CDA é derivado de testes nos quais todos os itens nas matrizes de memória são extraídos da mesma categoria, sendo a cor de longe a mais comumente usada. À medida que o tamanho do conjunto aumenta nesses conjuntos de memória homogêneos, o aumento da demanda por outros fatores além da representação do estímulo em si contribui para a dificuldade crescente. Isto foi demonstrado nos dados aqui apresentados pelo pior desempenho de reconhecimento tardio nos ensaios 3O do que nos ensaios 1O1C1L e nos ensaios 5O do que nos ensaios 2O2C1L no experimento 1, e pelo pior desempenho de recordação retardada nos ensaios 3O do que nos ensaios 1O1C1L no experimento 2.
Benefícios comparáveis da heterogeneidade do conjunto de estímulos também foram relatados em estudos anteriores usando outras classes de estímulos, como com cores e orientações versus apenas cores (Olson e Jiang, 2002), com rostos e cenas versus apenas rostos ou apenas cenas (Cohen et al., 2014) e com direções e cores de movimento versus apenas direções de movimento (Gosseries et al., 2018). Apesar desses padrões de comportamento, a ausência de diferenças nos CDAs dessas duas condições não sustenta a proposição que motivou esta pesquisa, que é a de que o CDA pode indexar, em parte, o funcionamento de processos cognitivos diferentes da retenção ativa de identidades de itens em WM.2 Em vez disso, os presentes resultados são consistentes com a perspectiva de Hakim et al. (2019, p. 238), que “o CDA rastreia a manutenção ativa de arquivos de objetos, representações baseadas em itens que permitem aos observadores integrar o conjunto de recursos e rótulos associados a objetos visuais”.
Importante para esta conceituação é a suposição de que "... os arquivos de objetos ancoram a representação episódica em um tempo e lugar específicos e são distintos dos valores de recursos específicos que são unidos por um arquivo de objeto" Hakim et al. (2019, p. 537). Os resultados aqui apresentados sugerem que esta distinção pode ser aplicada até mesmo a objetos de característica única, porque, apesar da insensibilidade do CDA à manipulação da heterogeneidade, nossos resultados comportamentais sugeriram (no nível de tendência) que a representação do valor preciso da característica de um orientado- o estímulo da barra foi degradado em ensaios homogêneos em relação aos heterogêneos. Assim, embora o CDA rastreie o número de itens retidos na memória de trabalho, parece que não reflete a qualidade da representação do estímulo.
Os correlatos neurais da ligação ao contexto de localização são pelo menos parcialmente dissociáveis da atenção espacial
Vários estudos (incluindo Hakim et al., 2019) mostraram que o CDA é dissociável da atenção espacial. Os presentes resultados sugerem que o mesmo também pode ser verdade para pelo menos alguns aspectos da ligação da localização de um item à sua identidade. Ou seja, embora esteja bem estabelecido que os locais ocupados por itens retidos durante tarefas de MO não espaciais podem ser decodificados/reconstruídos a partir de EEG (Foster et al., 2017) e fMRI (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al., 2020; Yu et al., 2017). , 2020), as diferenças relacionadas à homogeneidade nos ERPs do período de atraso relatados aqui foram observadas em eletrodos ipsilaterais em um nível comparável ao dos eletrodos contralaterais. Uma possível explicação para isto pode ser que, apesar do facto de os itens em apenas um campo visual serem relevantes em qualquer ensaio individual, o processo ou processos sensíveis à importância crescente da ligação do contexto em ensaios homogéneos foram aplicados a toda a cena visual. (Os efeitos retinotopicamente específicos da atenção espacial, em contraste, são presumivelmente vistos nos deslocamentos lateralizados observados para cada tipo de ensaio nos dois experimentos.)
Uma segunda possibilidade, e não incompatível, é que os processos que são cruciais para a ligação ao contexto das informações de estímulo priorizadas sejam envolvidos em maior medida durante a codificação dessa informação em WM (em oposição a durante o período de atraso subsequente). Consistente com esta possibilidade é o fato de que, em ambos os experimentos, o efeito de heterogeneidade já era visível no ERP enquanto as matrizes de estímulos ainda estavam na tela. Além disso, foi somente durante a apresentação da amostra que o efeito foi mais forte nos eletrodos contralaterais. Se isto for verdade, seria consistente com a proposição de que a memória de trabalho visual pode não ser um sistema de memória em si, mas pode, em vez disso, ser um sistema de representação visual de uso geral que pode, quando necessário, manter a informação durante curtos atrasos (Sorte e Vogel, 2013, p. 394). Por esta razão, pode ser interessante em trabalhos futuros comparar os efeitos das manipulações de ligação ao contexto em ensaios com e sem períodos de atraso.
