Konteksta saistīšana vizuālajā darba atmiņā tiek atspoguļota divpusējos ar notikumiem saistītos potenciālos, bet ne kontralaterālās kavēšanās darbībās 2. daļa
Sep 06, 2023
Ar notikumu saistīta potenciāla analīze
Lai analizētu ERP amplitūdas, mēs katrā izmēģinājumā ģenerējām divus signālus, vidēji aprēķinot divus sāniski novietotu aizmugurējo elektrodu kopās, vienu pa kreisi no viduslīnijas un otru labajā pusē (Fukuda et al., 2015a). Pēc tam mēs aprēķinājām vidējos izmēģinājumus, lai ģenerētu izmēģinājuma vidējos signālus, kas bija pretrunā vai vienādi ar signālu, un visbeidzot izveidojām "atšķirības" vilni, atņemot ipsilaterālos signālus no kontralaterālajiem signāliem. Aizkavētas atpazīšanas uzdevumam primārās interesējošās statistiskās analīzes koncentrējās uz aizkaves periodu, vidējo rādītāju aprēķinot 650 ms logā, kas stiepjas no 200 ms pēc paraugu masīva nobīdes līdz 50 ms pirms zondes sākuma (Vogel and Machizawa, 2004).
Atšķirības vilnim šis aizkaves logs ir CDA. Aizkaves perioda signāli no kontralaterālajiem un ipsilaterālajiem pētījumiem tika analizēti ar trīsvirzienu atkārtotu mērījumu ANOVA (ar lateralitātes, viendabīguma un slodzes faktoriem; ar pēc vajadzības pēc novērošanas testiem. CDA tika analizēti ar divvirzienu atkārtotu testu). - mēra ANOVA ar subjekta viendabīguma un slodzes faktoriem. Nozīmīgas mijiedarbības gadījumā tika veikti post hoc testi, lai salīdzinātu CDA starp homogēnām un neviendabīgām atmiņas kopām katrā kopas lielumā.
Turklāt mēs veicām divus analīžu komplektus, lai novērtētu divu, iespējams, mulsinošu faktoru ietekmi. Lai novērtētu stimulu kategorijas iespējamo ietekmi per se, mēs salīdzinājām CDA 1O pret 1C un 1L izmēģinājumiem no neviendabīgiem blokiem. Lai novērtētu iespējamos bloka līmeņa faktorus (piemēram, ja tiek pieņemtas dažādas stratēģijas neviendabīgu un viendabīgu bloku laikā), mēs salīdzinājām CDA no 1O izmēģinājumiem no viendabīgiem blokiem ar CDA no 1O izmēģinājumiem no neviendabīgiem blokiem.
Tādas pašas analīzes procedūras tika veiktas arī ar datiem no parauga prezentācijas perioda, kas noteikts, aprēķinot vidējo vērtību 500 ms logā, sākot 200 ms pēc paraugu masīva sākuma.
Rezultāti
Uzvedības rezultāti
1.B attēla pārbaude liecina, ka k aprēķini bija augstāki neviendabīgām nekā homogēnām atmiņas kopām 3. un 5. slodzē; šo efektu apstiprina viendabīguma slodzes mijiedarbība atkārtotu mērījumu ANOVA (F(2,54)=11.995). , p , 0.001). Pēcpārbaudes pāru t testos neatklāja atšķirību starp viendabīgiem un heterogēniem izmēģinājumiem ar 1. lielumu (t(27)=1.496, p=0.147), bet ievērojami augstākas vērtības heterogēniem nekā homogēniem. izmēģinājumi ar iestatīto izmēru 3 un 5 (t vērtības. 4,057, p vērtības, 0,001).
ERP rezultāti
Kontralaterālās un ipsilaterālās viļņu formas. Stimulēšanas periodā signāls pie kontralaterālajiem un ipsilaterālajiem elektrodiem palielinājās monotoni līdz ar iestatīto izmēru (2.A, B att.), trīsvirzienu ANOVA atklāj trīsvirzienu sānu, slodzes un viendabīguma mijiedarbību (F(1,23). ) = 11.470, p=0.0025). Pie kontralaterālajiem elektrodiem galvenās homogenitātes un kopas lieluma ietekmes bija nozīmīgas (F vērtības . 6,228, p vērtības , 0, 02), un faktori nebija mijiedarbojušies (F(2,46) {{16} }.055,=0.140. lpp.). Lai gan ipsilaterālajos elektrodos bija viendabība pēc iestatītā lieluma mijiedarbības (F(2,46)=3.717, p=0.031), post hoc t testos neizdevās atrast nekādas atšķirības starp viendabīgo un neviendabīgi bloki jebkurā iestatītajā izmērā (t vērtības , 1,695, p vērtības . 0,104.). Lai salīdzinātu 1O, 1C un 1L izmēģinājumus ar kontralaterālajiem elektrodiem (3.A att.), vienvirziena ANOVA konstatēja galveno efektu (F(2,46)=4.758; p=0). 013), ar post hoc t testiem, kas liecina, ka 1O izmēģinājumi bija ievērojami lielākas amplitūdas nekā 1L izmēģinājumi (t(23)=3.245, p=0.004) un skaitliski lielāki nekā 1C izmēģinājumi (t (23)=1.953, p=0.063) un 1C un 1L izmēģinājumi neatšķīrās (t(23)=0.815, p=0.423 ). Vienvirziena ANOVA 1O, 1C un 1L izmēģinājumiem ar vienādiem elektrodiem neizdevās atrast pierādījumus par atšķirībām (F(2,46)=2.040; p=0.412). Salīdzinot paraugu prezentācijas vērtības no 1O izmēģinājumiem homogēnos un neviendabīgos, netika iegūti pierādījumi par atšķirībām (t vērtības , 0,635, p vērtības 0,434; 3.B attēls).
Aizkaves perioda signāls monotoni palielinājās arī pie kontralaterālajiem un ipsilaterālajiem elektrodiem (2. C att.), ar trīsceļu ANOVA, kas norāda uz galveno homogenitātes efektu, kas tuvojās nozīmīgumam (F(1,23)=3.723, p.=0.066) un divvirzienu mijiedarbība starp sānu malām un slodzi (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), efekti, kas atspoguļo atšķirības starp kontralaterālajiem un ipsilaterālajiem signāliem, kas, atņemot, rada CDA. Pāru salīdzinājumi liecināja, ka signāli bija lielāki viendabīgos un heterogēnos blokos pie iestatītajiem izmēriem 1 un 3 (t vērtības 0,2175, p vērtības 0,039), taču tie bija salīdzināmi 5. izmērā (t vērtības 0,586, p vērtības 0,326). 1O, 1C un 1L izmēģinājumu salīdzināšanai (3.A att.), vienvirziena ANOVA neatrada pierādījumus par atšķirībām kontralaterālajos vai ipsilaterālajos elektrodos (F vērtības , 1,204, p vērtības 0,309). Aizkaves perioda signāls no 1O izmēģinājumiem bija skaitliski, bet ne ievērojami augstāks viendabīgos un neviendabīgos blokos gan kontralaterālajā (t(23) = 1.475, p=0.153), gan ipsilaterālajā (t). (23)=1.793, p=0.086) elektrodi (3.B att.).
Kontralaterālie mīnus ipsilaterālie atšķirības viļņi. Stimulēšanas prezentācijas periodā atšķirības viļņi palielinājās monotoni abos atmiņas apstākļos (divvirzienu ANOVA; kopas lieluma galvenais efekts: F(1,46) = 13.5043, p , { {25}}.001), un homogēnos pētījumos parasti tie bija lielāki nekā neviendabīgos pētījumos (galvenais viendabīguma efekts: F(1,23)=11.47, p=0.003), mijiedarbībai tuvojoties nozīmīgumam (F(2,46)=2.703, p=0.078; 2.A,B att.). Post hoc t testi atklāja atšķirības komplekta 1. un 3. izmērā (t vērtības 2,912, p vērtības , 0,008), bet nekādas atšķirības kopas 5. izmērā (t(23)=0.923, p=0). 336). Vienvirziena ANOVA nekonstatēja pierādījumus par atšķirībām starp 1O, 1C un 1L izmēģinājumiem (F(2,46)=2.125, p=0.131; 3.A att.) vai starp 1O izmēģinājumiem no plkst. homogēnie pret neviendabīgie bloki (t(23)=1.475, p=0.785; 3.B att.).
Aizkaves periodam (ti, CDA) atšķirības viļņi palielinājās monotoni abos atmiņas apstākļos (divvirzienu ANOVA; kopas lieluma galvenais efekts: F(2,46) = 9.499, p , {{5} }.001), taču tie neatšķīrās pēc viendabības (F(2,46)=0.149, p=0.703), un abi faktori nesadarbojās (F(2,46) )=0.559, p=0.576; 2. C attēls). Vienvirziena ANOVA nekonstatēja atšķirības starp 1O, 1C un 1L izmēģinājumiem (F(2,46)=0.155, p=0.857; 3.A att.) vai starp 1O izmēģinājumiem homogēnos un 1L pētījumos. heterogēnie bloki (t(23) = 0.183, p=0.857; 3.B att.).
Starpposma diskusija
1. eksperimenta uzvedības rezultāti atklāja zemākas k vērtības viendabīgām nekā neviendabīgām atmiņas kopām 3. un 5. izmērā. Šis modelis atbilst rezultātiem, kas iegūti iepriekšējos pētījumos, kuri arī manipulēja ar viendabīgumu (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020), un tas atbilst mūsu nodomam izveidot nosacījumu — heterogēnas atmiņas kopas —, kas nosaka mazākas prasības konteksta saistīšanai nekā viendabīgām atmiņas kopām, kas satur tādu pašu vienumu skaitu. Tomēr papildus konteksta saistīšanai ir arī citi faktori, kas var nodrošināt izcilu veiktspēju ar neviendabīgām atmiņas kopām. Viens no tiem ir tāds, ka darba atmiņā saglabāto stimulu pazīmju atšķiramība var būt mazāka ar viendabīgām atmiņas kopām starpposmu līdzības dēļ. Turklāt šī pazīmju atšķirību atšķirība palielināsies tikai tad, ja izmēģinājumus bloķē stimula veids, kā tas bija 1. eksperimentā. Tas ir tāpēc, ka bloki ar viendabīgām atmiņas kopām varētu radīt augstākus noturīgus proaktīvus traucējumus (Wickens et al. , 1963). Tomēr mēs atzīmējam, ka fakts, ka veiktspēja bija identiska 1O izmēģinājumos no abiem nosacījumiem, nav pierādījumu par proaktīvo traucējumu atšķirīgo ietekmi. Tomēr, lai risinātu šo konkrēto neskaidrību, 2. eksperimentā tika apvienoti viendabīgi un neviendabīgi izmēģinājumi.
Pievēršoties atbilstošajiem ERP datiem, aiztures perioda signāls gan no kontralaterālajiem, gan ipsilaterālajiem elektrodiem bija lielāks homogēnos pētījumos nekā neviendabīgos pētījumos. Tas liek domāt, ka dažas garīgās darbības, izņemot priekšmetu saglabāšanu, per se tika iesaistītas viendabīgos pētījumos. (Šī atšķirība bija arī skaitliski starp 1O izmēģinājumiem, lai gan tikai tuvojās nozīmei pie ipsilaterālajiem elektrodiem.) Teorētiski primāri ir tas, ka kontralaterālā un ipsilaterālā atņemšana, kas tika veikta, lai izveidotu CDA, novērsa signālu atšķirības starp nosacījumiem. Tādējādi fakts, ka neviendabīguma manipulācijas vienādi ietekmē signālus no kontralaterālajiem un ipsilaterālajiem elektrodiem, ir pretrunā ar iespēju, ka daļa no CDA slodzes jutības atspoguļo ar slodzi saistītās atšķirības konteksta saistīšanā.
Interesanti (un negaidīti), ka amplitūdas bija augstākas viendabīgos pētījumos nekā neviendabīgos pētījumos kontralaterālos elektrodos stimulu prezentācijas laikā, un šī ietekme bija spēcīga arī atšķirības vilnī. Tas palielina iespēju, ka darbības, kas saistītas ar konteksta saistīšanu, kas tiek uzskatītas par lielāku viendabīgā stāvoklī, var tikt iesaistītas galvenokārt kodēšanas laikā. Viena no iespējamām bažām par šo secinājumu ir tāda, ka mūsu dizains sajauca viendabīgumu ar stimulu kategoriju, tas ir, viendabīgi izmēģinājumi tika izmantoti tikai kā orientācijas stimuli. [Patiešām, iepriekš tika ziņots, ka CDA var būt augstāks orientācijām nekā citām stimulu kategorijām (Woodman and Vogel, 2008).]. Tādējādi fakts, ka parauga prezentācijas signāls bija visaugstākais 1O izmēģinājumos (salīdzinājumā ar 1C un 1L) pie kontralaterālajiem elektrodiem (3.A att.), nozīmē, ka nevar izslēgt iespēju, ka parauga prezentācijas datos novērotais modelis varētu būt stimuls. ietekmi, nevis kontekstu saistošām prasībām. Nepieciešamība atkārtot un precizēt šo konstatējumu bija viens no 2. eksperimenta veikšanas iemesliem.
CDA nulles konstatējums 1. eksperimentā liecina, ka tas var nebūt tieši salīdzināms ar kavēšanās perioda fMRI signālu no IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), kas varētu sarežģīt interpretāciju. iepriekšējos ietekmīgos fMRI pētījumos (Tods un Marois, 2004; Xu un Chun, 2006). Tas ir vēl viens iemesls, kāpēc bija svarīgi atkārtot šo rezultātu otrajā eksperimentā. Turklāt, lai novērstu neskaidrību par to, kurš faktors vai faktori varētu būt par iemeslu neviendabīgu atmiņas kopu zemākas ietilpības aplēsēm (1. B att., ti, konteksta saistība pret diskrimināciju), 2. eksperimentā mēs modificējām uzdevumu, padarot to aizkavētu (ti, "aizkavēta aplēse"). Tas ļautu novērtēt atmiņas precizitāti (mērs, kas vairāk saistīts ar diskrimināciju) un nepareizu piesaisti (interpretējams kā konteksta saistīšanas kļūmju indekss). Mēs plānojām analizēt datus ar diviem modeļiem — maisījuma modeli (Bays et al., 2009) un mērķa sajaukšanas konkurences (TCC) modeli (Schurgin et al., 2020), jo tika atzīmēts, ka šie modeļi teorētiski atšķiras. pieņēmumiem un var dot dažādus rezultātus (Williams et al., 2022).
2. eksperiments
materiāli un metodes
Trīsdesmit viens brīvprātīgais ar labo roku (20 sievietes; vecuma diapazons 19–26 gadi; vidējais vecums 19,9 gadi; SD, 2,04) piedalījās EEG eksperimentā par atlīdzību (Renminbin (RMB), 30/h). Viens tika izslēgts no analīzēm sliktas uzvedības veiktspējas dēļ, kā rezultātā galīgais n ir 30. Visi subjekti sniedza rakstisku informētu piekrišanu saskaņā ar Institucionālās pārskata padomes apstiprinātajām procedūrām. Subjektiem redze bija normāla vai koriģēta uz normālu, nebija kontrindikāciju EEG un nebija ziņots par neiroloģisku vai psihisku slimību anamnēzē. Turklāt tika pieņemti darbā 34 neatkarīgi subjekti (24 sievietes; vecuma diapazons, 18–34 gadi; vidējais vecums 21,4 gadi; SD, 4,02), lai izpildītu trīs psihofiziskās līdzības uzdevumus ar stimuliem, kas ietvēra orientācijas plankumus, krāsu plankumus un spilgtuma plankumus, kas iegūti no EEG eksperimentos izmantoto stimulu diapazons. Iegūtie dati tika izmantoti, lai aprēķinātu psihofiziskās līdzības metriku, kas tika izmantota, pielāgojot TCC modeli (Schurgin et al., 2020) EEG eksperimenta uzvedības rezultātiem.
Stimuli un procedūra
Aizkavētas atsaukšanas uzdevums. Katrā blokā bija 120 izmēģinājumi no 1O, 1C un 1L izmēģinājumiem, 120 3O izmēģinājumiem un 120 1O1C1L izmēģinājumiem. Visi stimuli bija tādi paši kā 1. eksperimentā, kā arī paraugu displeju telpiskais izvietojums (izņemot to, ka 1O1C1L izmēģinājumos jebkura kategorija varēja parādīties jebkurā no trim iespējamajām vietām), kā arī notikumu laiks no norādes līdz aizkavei. . Pēc 900 ms aiztures atsaukšana tika pamudināta, parādoties apļveida plāksterim, kas bija tāda paša izmēra kā parauga stimuliem un kas aizņēma vienu no stimulu kopas vienumiem kopā ar gredzenu (ti, "reakcijas riteni") ar rādiuss līdz tā ārējai malai ir 9,2 grādi un platums 2 grādi , un kursors centrālajā fiksācijā.
Visas iespējamās atsaucamā vienuma kategorijas vērtības nepārtraukti mainījās ap atbildes riteni. Orientācijai tas tika atveidots kā 2 0 vienādi izvietotas melnas joslas (0,05 grādi 1,8 grādi), orientācijas diapazonā no 0 līdz 171 grādam ar 9 grādu soli; krāsai un spilgtumam tas tika atveidots kā 180 vienādi izvietotas vērtības (attiecīgi veidojot apļveida krāsu apli vai lineāru progresu no baltas uz melnu). Orientācijas reakcijas ritenis neparedzami mainījās dažādos izmēģinājumos, lai kavētu reakcijas plānošanu. Atsaukšanas displeja sākumā parādījās stimula ielāps ar nejaušu pārbaudāmās kategorijas vērtību, un, tiklīdz subjekts sāka pārvietot kursoru ar datora peli, stimula ielāps ieguva vērtību, kas atbilst atrašanās vietai atbildē. ritenis, kas bija vistuvāk kursoram.
Stimulēšanas plākstera vērtība mainījās reāllaikā atkarībā no kursora pozīcijas, līdz subjekts reģistrēja savu atbildi, novietojot kursoru uz atbildes ritenīša atrašanās vietu un noklikšķinot uz peles. Atbildes logs sākās 300 ms pēc zondes sākuma un ilga 4 s, pēc tam izmēģinājuma laiks beidzās. Eksperimenta laikā fona ekrāna krāsa bija pelēka ([0.5, 0.5, 0.5]; 4.A att.). Ņemiet vērā, ka 1O1C1L izmēģinājumos, tā kā atbildes rata identitāte norādīja atsaukšanas vienumu, tā padarīja informāciju, ko pārraida stimulējošā ielāpa atrašanās vieta, lieku. Saistībā ar to nebija iespējams veikt mijmaiņas kļūdu 1O1C1L izmēģinājumos.
Psihofiziskās līdzības uzdevumi. Katrs bloks ietvēra Likerta līdzības eksperimentu, kas strukturēts saskaņā ar Likerta krāsu līdzības eksperimentu, ko veica Schurgin et al. (2020). Katrs subjekts nejaušā secībā pabeidza trīs blokus. Blokā "Krāsu līdzība" subjekti vērtēja divu krāsu plankumu līdzību, kas vienlaikus tika prezentēti Likerta skalā, sākot no 1 (vismazāk līdzīgs) līdz 7 (vislīdzīgākais). Krāsas tika izvēlētas no tā paša apļa, ko izmantoja, lai zīmētu krāsas pašreizējā pētījuma EEG eksperimentālajiem stimuliem CIE L*a*b* krāsu telpā (L=70, a=20, b {{5). }}; rādiuss, 60), bet sastāvēja no 360 iespējamām krāsu vērtībām, kas bija vienmērīgi sadalītas pa apli. Katra izmēģinājuma krāsu pāris tika izvēlēts, vispirms no riteņa atlasot nejaušu sākuma krāsu un pēc tam izvēloties nobīdi uz otro krāsu no komplekta [0 grādi , 5 grādi , 10 grādi , 20 grādi , 30 grādi , 40 grādi , 50 grāds , 60 grādi , 70 grādi , 80 grādi , 90 grādi , 120 grādi , 150 grādi , 180 grādi ]. Citā blokā ("spilgtuma līdzība") subjekti vērtēja divu spilgtuma ielāpu līdzību. Spilgtuma vērtības tika izvēlētas no pilna spilgtuma diapazona ar 256 iespējamām RGB vērtībām. Pāris katrā izmēģinājumā tika izvēlēts, vispirms atlasot nejaušu sākuma spilgtumu un pēc tam izvēloties nobīdi pret otro spilgtumu no kopas [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] RGB telpā. Pēdējā blokā ("orientācijas līdzība") subjekti novērtēja divu orientācijas ielāpu līdzību. Orientācijas tika izvēlētas no 180 grādu telpas ar 180 iespējamām vērtībām. Pāris katrā izmēģinājumā tika izvēlēts, vispirms izvēloties nejaušu sākuma orientāciju un pēc tam izvēloties nobīdi uz otro orientāciju no kopas [0 grādi , 2,5 grādi , 5 grādi , 10 grādi , 15 grādi , 20 grādi , 25 grādi , 30 grādi , 35 grādi , 40 grādi , 45 grādi , 60 grādi , 75 grādi , 90 grādi ]. Pirms katra bloka subjektiem tika sniegti norādījumi divu piemēru kontekstā. Vienā piemērā abas krāsas/spilgtums/orientācijas bija identiskas (ti, ar nobīdi=0). Subjektiem tika uzdots sarindot šādus izmēģinājumus ar "7". Citā piemērā abas krāsas/spilgtums/orientācijas bija maksimāli atšķirīgas, un subjektiem tika dots norādījums šādus izmēģinājumus klasificēt ar “1”. Mēs nenorādījām subjektiem, kā reaģēt uz starpposma izmēģinājumiem. Tāpat kā Schurgin et al pētījumā. (2020), subjektiem tika uzdots izdarīt savus spriedumus, pamatojoties uz intuitīvu vizuālo līdzību. Mēs arī uzdevām viņiem atkārtot vienkāršu vārdu ("the") izmēģinājuma laikā, lai samazinātu stimulu verbalizāciju. Katrs subjekts pabeidza trīs 140 izmēģinājumu blokus (14 kompensācijas un 10 atkārtojumi), kopā 420 izmēģinājumus. Subjekti veica uzdevumu savā tempā, diviem stimuliem paliekot displejā, līdz viņi atbildēja. Atbildes tika sniegtas, noklikšķinot ar peli uz viena no septiņiem numurētiem kvadrātiem, kas novilkti zem krāsas/spilgtuma/orientācijas stimuliem, kas atbilst paredzētajam vērtējumam no 1 līdz 7.
Uzvedības analīze
Aprakstošā statistika. Reakcijas laiks (RT) tika definēts kā latentums starp zondes sākumu un peles klikšķa reakciju, un atbildes kļūda kā attālums grādos starp reakciju un pārbaudītā vienuma vērtību. Izmēģinājumi bez atbildēm tika izslēgti no visām analīzēm.
Maisījumu modelēšana. 1O un 1O1C1L izmēģinājumos atbildes kļūdu sadalījumi tika piemēroti divu faktoru maisījuma modelim, kas novērtēja to izmēģinājumu īpatsvaru, kuros subjekti atcerējās mērķi (pT) un nejaušu minējumu iespējamību (pU), kā arī atbilžu precizitāti. (Œ). 3O izmēģinājumiem modelī tika iekļauts arī trešais faktors, varbūtība atsaukt nemērķus (pN). Parametri tika iegūti ar maksimālās varbūtības novērtējumu, izmantojot MATLAB rutīnas (pieejamas http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Lai pārbaudītu, kā kontekstu saistošā pieprasījuma atšķirība starp viendabīgiem un neviendabīgiem izmēģinājumiem ietekmēja darba atmiņas atsaukšanu, atkārtoti tika veikti vienvirziena ANOVA mērījumi atsevišķi RT, neapstrādātas atbildes kļūdai un modeļa pielāgošanas parametriem. Modeļa aplēsēm mēs koncentrējāmies uz Œ un pT, jo pU bija ļoti kolineārs ar pT 1O un 1O1C1L izmēģinājumos (ti, pU 1 pT=1). Ņemiet vērā, ka pN varēja novērtēt tikai 3O izmēģinājumos. No 3O izmēģinājumiem aprēķinātais pN nodrošina konteksta saistošās efektivitātes mērījumu, jo mijmaiņas kļūda atbilst izmēģinājumam, kurā subjekts nepareizi atceras, kurš vienums bija parādījies zondēšanas vietā. Viens subjekts tika izslēgts no EEG analīzēm sliktas atmiņas veiktspējas dēļ (1O stāvoklī viņu minēšanas rādītājs bija 0,50%), un tāpēc uzvedības analīzē tika iekļauti 30 subjekti.
Mērķa sajaukšanas sacensību modelis. TCC modelim mēs vispirms izveidojām psihometriskās līdzības funkcijas krāsu, spilgtuma un orientācijas stimuliem. Lai ģenerētu šīs funkcijas, mēs normalizējām Likerta atbildes datus ar Smin=1, Smax=7 un Sx, norādot katra izmēģinājuma vērtējuma punktu skaitu no 1 līdz 7, sniedzot psihofiziskās līdzības metriku, lai f(x)=(Sx — Smin)/ (Smax — Smin) (Schurgin et al., 2020), lai iekļautu psihofiziskās līdzības metriku, kas izmērīta visiem trim stimulu veidiem, pielāgojot TCC modeli uzvedības datiem no aizkavētās atsaukšanas. uzdevums. 1O un 1O1C1L izmēģinājumiem mēs izmantojām TCC modeli, kā aprakstīts Schurgin et al. (2020). 3O izmēģinājumiem mēs izmantojām TCC plus modeli, kas arī novērtē mijmaiņas kļūdas, kas aprakstītas Williams et al pētījumā. (2022). Iegūtās d9 vērtības tika novērtētas katrā atmiņas stāvoklī un salīdzinātas ar vienvirziena ANOVA un plānotajiem pāru t testiem.
EEG
Datu iegūšana un pirmapstrāde. EEG dati tika reģistrēti uzvedības uzdevuma izpildes laikā ar 64- kanālu ActiveTwo EEG sistēmu (Biosemi; paraugu ņemšanas frekvence 1024 Hz). Ag – AgCl elektrodi tika uzstādīti saskaņā ar 10–20 sistēmu, un visu elektrodu pretestības ierakstīšanas laikā tika turētas pie ,5 kV. Tādas pašas pirmapstrādes procedūras un izslēgšanas kritēriji tika veiktas ar 1. eksperimentā; tā rezultātā dati no četriem subjektiem tika izslēgti, atstājot pēdējo n no 26 subjektiem, kas iekļauti EEG analīzēs.
ERP analīze. Analīzes tika veiktas ar tādām pašām procedūrām kā 1. eksperimentā, ar vienīgo izņēmumu, ka Biosemi vāciņam bija jāiekļauj 12 elektrodi, lai segtu tās pašas aizmugurējās zonas (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Paraugu prezentācijas un aizkaves perioda signāli no kontralaterālajiem un ipsilaterālajiem izmēģinājumiem tika analizēti atsevišķi, izmantojot divvirzienu atkārtotu mērījumu ANOVA (ar lateralitātes un atmiņas apstākļu faktoriem (1O, 3O un 1O1C1L izmēģinājumi) un ar post hoc novērošanas testiem Atšķirības viļņi tika analizēti ar vienvirziena (atkārtotu mērījumu ANOVA ar atmiņas apstākļu iekšējiem faktoriem, un tika veikti pāru testi, ja galvenā ietekme bija nozīmīga.
Rezultāti
Uzvedība
Aprakstošie dati. Vidējā atsaukšanas kļūda bija viszemākā 1O izmēģinājumiem, vidēja 1O1C1L izmēģinājumiem un visaugstākā 3O izmēģinājumiem (F(2,58)=172.090, p , {{36} }.001; 4. B att. — modelis, kas atbilst 1. eksperimenta rezultātiem. Pēcpārbaudes pāru pārbaudēs apstiprināja, ka kļūda 1O izmēģinājumos bija ievērojami mazāka nekā 1O1C1L izmēģinājumos un 3O pārbaudēs (t vērtības . 15,387, p vērtības , 0,001), un ka vidējā kļūda 1O1C1L izmēģinājumos bija ievērojami zemāka nekā 3O izmēģinājumos (t(29)=3.381, p=0.002). RT datos bija arī galvenā izmēģinājuma veida ietekme (F(2,58)=19.893, p , 0,001), pāru testos neatklājot atšķirību starp 1O un 1O1C1L izmēģinājumiem (t(29) { {43}}.614, p=0.544), taču abi bija ātrāki par 3O izmēģinājumiem (t vērtības 5,142, p vērtības 0,001; 4.B att.).
Maisījumu modelēšana. Atsaukšanas precizitātes (Œ) novērtējums bija ievērojami augstāks 1O izmēģinājumiem nekā 3O izmēģinājumiem (t(29)=2.441, p=0.021), taču tā bija. neatšķiras no 1O1C1L izmēģinājumiem (t(29)=0.339, p=0.737). Atgādināšanas precizitāte 1O1C1L izmēģinājumos bija skaitliski augstāka nekā 3O izmēģinājumos (t(29) {{20}}.723, p=0.095; 4. C attēls). pT 1O izmēģinājumos bija ievērojami augstāks nekā abiem trīs vienumu izmēģinājumu veidiem (t vērtības .8,508, p vērtības , 0.001), un 1O1C1L un 3O izmēģinājumos neatšķīrās (t(29) )=0.327, p=0.746; 4. C attēls). 3O izmēģinājumos pN bija 0,175 (SD, 0,172), un pN vērtības bija ievērojami 0,0 (p , 0,001).
TCC modelēšana. Vienvirziena ANOVA apstiprināja izmēģinājuma veida galveno ietekmi uz diskrimināciju, ko indeksēja d9 (F(2,58)=101.068, p , 0.{{3 0}}01). Pāra t testi norādīja, ka d9 1O izmēģinājumos bija ievērojami lielāks nekā 1O1C1L un 3O izmēģinājumos (t vērtības 0,9391, p vērtības , 0.001) un ka d9 skaitliskais pārākums 1O1C1Lrelatīvā 3O izmēģinājumi tuvojās nozīmīgumam (t(29)=1.884, p=0.069; 3.D att.). 3O izmēģinājumos pN bija 0,192 (SD, 0,338%). Tā kā šis sadalījums bija pozitīvi šķībs, tādējādi pārkāpjot normalitātes pieņēmumu (k vērtības=0,5, p , 0,001), mēs izmantojām Vilkoksona zīmju testu, lai noteiktu, ka sadalījuma pN mediāna bija ievērojami 0,0 ( z=4.7821, p , 0,001).
ERP amplitūda
Kontralaterālās un ipsilaterālās viļņu formas. Stimulēšanas laikā gan kontralaterālās, gan ipsilaterālās ERP tika modulētas ar atmiņas stāvokli (5.A, B att., kreisie paneļi), divvirzienu ANOVA atklāja būtisku sānu un atmiņas stāvokļa mijiedarbību (F(2,50). )=3.647, p=0.033). Izmantojot kontralaterālos elektrodus, vienvirziena ANOVA atklāja, ka ERP atšķiras atkarībā no atmiņas apstākļiem (F(2,50)=19.605, p , 0.001 ), un post hoc testā tika konstatēts, ka ERP bija vismazākie 1O izmēģinājumos, vidējie 1O1C1L izmēģinājumos un vislielākie 3O izmēģinājumos (1O pret 3O, 1O1C1L pret 3O: t vērtības . 5,199, p , 0,001; 1O 1C15 ) =2.129; p=0.043). Pie ipsilaterālajiem elektrodiem modeļi bija līdzīgi (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O pret 3O, 1O1C1L vs 3O: t vērtības . 3,154, p , 0,004; 1O pret 1O1C1L 25) =2.221; p=0.036). Lai salīdzinātu 1O, 1C un 1L izmēģinājumus ar kontralaterālajiem elektrodiem, tika konstatēts stimulēšanas domēna galvenais efekts (F(2,50)=6.768, p=0.003) ar pāriem. t testi, kas norāda, ka amplitūda bija mazāk negatīva 1C izmēģinājumos nekā 1O un 1L izmēģinājumos (t vērtības . 3,008, p vērtības , 0,006), bet neatšķīrās starp 1O un 1L izmēģinājumiem (t(25)=0. 221,=0.827. lpp.). Atšķirības netika konstatētas ipsilaterālajos ERP (F(2,50)=0.992, p=0.378; 6.A, B att., kreisais un vidējais panelis).
Aizkaves periodā divvirzienu ANOVA atklāja būtisku mijiedarbību starp sāniski un atmiņas stāvokli (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Kontralaterālajām viļņu formām vienvirziena ANOVA atklāja būtisku galveno atmiņas stāvokļa ietekmi (F(2,50) {{10}}.884, p , 0.001 ), ar turpmākiem pāru salīdzinājumiem, kas liecina, ka aizkaves perioda signāli 3O un 1O1C1L izmēģinājumos bija ievērojami negatīvāki nekā 1O izmēģinājumos (t vērtības (25) . 4,0, p vērtības , 0,001). Turklāt, īpaši teorētiski, aizkaves perioda signāls bija ievērojami negatīvāks 3O izmēģinājumos nekā 1O1C1L izmēģinājumos (t(25)=3.022, p = 0.006). Ipsilaterālām viļņu formām modelis bija līdzīgs: vienvirziena ANOVA atklāja būtisku galveno atmiņas stāvokļa ietekmi (F(2,50)=7.295, p=0.002) un papildu salīdzinājumus pa pāriem. norādīja, ka aizkaves perioda signāls bija ievērojami negatīvāks 3O un 1O1C1L izmēģinājumos nekā 1O izmēģinājumos (t vērtības (25) . 2,0, p vērtības , 0,05) un bija negatīvāks tendences līmenī 3O izmēģinājumiem nekā 1O1C1L izmēģinājumiem. (t(25)=1.731, p=0.094; 5.C att., kreisais un centrālais panelis). Lai salīdzinātu 1O, 1C un 1L izmēģinājumus, stimulēšanas domēns (F(2,50)=5.374, p=0.008) modulēja tikai kontralaterālās viļņu formas, veicot turpmākus pasākumus. sapārotie t testi, kas norāda, ka 1L izmēģinājumu amplitūda bija negatīvāka 1O un 1C izmēģinājumos (t vērtības 0,796, p vērtības 0,010) un ka 1O un 1C izmēģinājumi neatšķīrās (t(25)=1). 005,=0.324. lpp.). Ipsilaterālajām viļņu formām vienvirziena ANOVA neatklāja nekādus pierādījumus par atšķirībām atkarībā no stimula domēna (F(2,50)=1.696, p=0.194; 6.C attēls, kreisais un centrālais panelis ).
Kontralaterālie mīnus ipsilaterālie atšķirības viļņi. Stimulēšanas prezentācijas periodā vienvirziena ANOVA atklāja galveno atmiņas stāvokļa efektu (F(2,50)=3.647, p=0.033). Pāra t testi nekonstatēja pierādījumus par atšķirībām starp 1O un 1O1C1L izmēģinājumiem (t(25)=0.482, p=0.634), pierādījumi, kas tuvojas nozīmīgumam, ka 3O izmēģinājumu amplitūda bija lielāka nekā 1O izmēģinājumiem. (t(25)=2.019, p=0.054), un pierādījumi, ka 3O izmēģinājumu amplitūda bija lielāka nekā 1O1C1L izmēģinājumiem (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; 5.A,B attēls, labie paneļi). Lai salīdzinātu 1O, 1C un 1L izmēģinājumus, vienvirziena ANOVA konstatēja būtiskas atšķirības stimulēšanas domēnos (F(2,50)=11.594, p=0.0025), ar sekojošu pārī t testi, kas norāda, ka amplitūdas bija zemākas 1C izmēģinājumos nekā 1O un 1L izmēģinājumos (t vērtības 0,483, p vērtības 0,002), taču tās neatšķīrās starp 1O un 1L izmēģinājumiem (t(25) {{55} }.433, p=0.164; 6.B attēls, labais panelis).
Aizkaves periodam (ti, CDA) vienvirziena ANOVA atklāja galveno atmiņas stāvokļa efektu (F(2,50)=5.478, p=0). {38}}07), ar pāriem t testiem, kas norāda, ka 3O izmēģinājumu CDA amplitūda bija lielāka nekā 1O izmēģinājumiem (t(25)=4.102, p , 0,001) un ka 1O1C1L pret 1O izmēģinājuma atšķirība tuvojās nozīmīgumam (t(25)=1.923, p=0.066); kritiski vērtējot, CDA 3O un 1O1C1L izmēģinājumiem neatšķīrās (t(25)=1.101, p=0.282; 5.A,C att., labie paneļi). 1O, 1C un 1L izmēģinājumu salīdzināšanai vienvirziena ANOVA neatrada pierādījumus par atšķirībām (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; 6.C att., labais panelis).
Starpposma diskusija
2. eksperimenta uzvedības datu aprakstošie modeļi atkārtoja 1. eksperimenta modeļus: slodzes efekts un izcila veiktspēja slodzes laikā -3 neviendabīgos pētījumos salīdzinājumā ar viendabīgiem izmēģinājumiem. Turklāt aplēses par diviem modeļiem, ko mēs pielāgojām šiem datiem, lielā mērā saskanēja par faktoriem, kas ir šīs neviendabības ietekmes pamatā: abi radīja skaidrus pierādījumus par kontekstu, kas ir saistošs 3O izmēģinājumiem (mijmaiņas kļūdu veidā), un nepārprotamus pierādījumus starpposma traucējumi [precizitāte (maisījuma modelis) un d9 (TCC) abi bija skaitliski augstāki 1O1C1L izmēģinājumos, bet nesasniedza nozīmīguma slieksni nevienam pasākumam). Tas palielina mūsu pārliecību, ka mūsu stimuls-viendabīguma manipulācijas ir veiksmīgas, ievērojot dažādas prasības attiecībā uz konteksta saistīšanu.
ERP atklājumi arī atkārtoja 1. eksperimentā novērotos vispārējos modeļus gan parauga prezentācijas laikā, gan kavēšanās periodā. Mūsu sākotnējā jautājuma galvenais aspekts ir tas, ka, lai gan aizkaves perioda signāls bija lielāks 3O izmēģinājumos nekā 1O1C1L izmēģinājumos, tas bija taisnība gan kontralaterālajos, gan ipsilaterālajos elektrodos, un pēc atņemšanas iegūtie CDA neatšķīrās starp diviem izmēģinājumu veidiem. Tādējādi 2. eksperimenta rezultāti sniedz papildu atbalstu secinājumam, ka CDA neindeksē WM uzdevumu konteksta saistošās prasības.
Stimulēšanas prezentācijas laikā mēs atkal novērojām modeli, kas atšķīrās no kavēšanās: 3O . 1O1C1L atšķirības, kas novērotas pie kontralaterālā un ipsilaterālā elektroda, pārdzīvoja kontralaterālo – ipsi atņemšanu. Turklāt 1O, 1C un 1L izmēģinājumu salīdzināšanas rezultāti 2. eksperimentā mazina bažas, ka tā 3O un 1O1C1L salīdzināšanas rezultāti varētu būt stimulēšanas efektu dēļ: stimula domēns modulēja tikai kontralaterālo viļņu formu, un tā bija 1L izmēģinājumu amplitūda, kas bija negatīvāka nekā 1O un 1C izmēģinājumi. Tādējādi 2. eksperiments palielina iespēju, ka aktivitāte EEG, kas saistīta ar konteksta saistīšanu, var būt visizteiktākā stimula kodēšanas laikā.
Vispārēja diskusija
Divos eksperimentos mēs salīdzinājām veiktspēju ar neviendabīgām un homogēnām atmiņas kopām, kas ir manipulācija, kas maina konteksta saistīšanas prasības. Abu eksperimentu uzvedības rezultātu kopējais modelis liecināja, ka slodzēm, kas lielākas par vienu, veiktspēja bija labāka ar neviendabīgumu salīdzinājumā ar viendabīgām atmiņas kopām. Lai gan šī atšķirība tika atspoguļota spēcīgākos kavēšanās perioda ERP signālos viendabīgos pētījumos nekā neviendabīgos pētījumos, tas vienlīdz attiecās uz ipsilaterālajiem un kontralaterālajiem elektrodiem, kā rezultātā CDA neatšķīrās starp abiem nosacījumiem. Pēc dažu pieņēmumu izskatīšanas, kas ir iekļauti mūsu pieejā, mēs apspriedīsim vairākas mūsu rezultātu ietekmes uz CDA interpretācijām un vispārīgāk uz mūsu izpratni par VWM.
Viendabīguma manipulācija
Subjektīvā pieredze liecina, ka, vizuāli atklājot un atpazīstot objektu, mēs vienmēr reģistrējam arī to, kur tas atrodas gan attiecībā pret sevi, gan citiem ainas objektiem. Patiešām, preces atrašanās vietas kodēšana var būt automātiska un obligāta (Logan, 1998). Tomēr, neskatoties uz to, ir arī pierādījumi, ka, tiklīdz tie ir kodēti WM, atsevišķas vienuma iezīmes var tikt uzsvērtas vai samazinātas (Marshall un Bays, 2013). Patiešām, mūsu procedūras loģika bija tāda, ka, lai gan katrs no vienumiem masīvā 1O1C1L vai 2O2C1L noteikti ieņems noteiktu vietu, atmiņas zondes (1. eksperiments) vai atsaukšanas riteņa (2. eksperiments) raksturs samazinātu stimulu subjektiem, lai saglabātu saiti starp katru vienumu un tā izmēģinājuma unikālo atrašanās vietu. Pirmkārt, zondes/riteņa atrašanās vieta vienmēr bija kongruenta ar pārbaudāmā vienuma stimulu kategorijas atrašanās vietu, kas nozīmē, ka no subjektīvā viedokļa objekta atrašanās vietai "nevajadzēja būt" jāatceras, jo tā tiks atkārtoti prezentēts izmēģinājuma beigās. Otrkārt, tā kā katrā izmēģinājumā pārbaudītā stimulēšanas funkcija bija skaidri ietverta zondē/ritenī, zondes/riteņa atrašanās vietas noteikšanas funkcija bija lieka.
Viena no mūsu dizaina sekām ir tā, ka nedaudz paradoksālā kārtā tas mazina tāda efekta interpretējamību, kas ir konteksta saistīšanas kļūmju pazīme: mijmaiņas kļūda. Tas nozīmē, ka, lai gan mijmaiņas darījumu kļūdu biežumu viendabīgos izmēģinājumos var uzskatīt par konteksta saistīšanas kļūmju indeksu, to nevar izmantot salīdzināšanai ar neviendabīgiem izmēģinājumiem, jo pēdējā gadījumā mijmaiņas darījumi nebija iespējami. (Patiešām, šī iemesla dēļ mēs nevaram izslēgt iespēju, ka dažos neviendabīgos izmēģinājumos subjekti var būt nepareizi saistījuši vienumu ar atrašanās vietu.) Turklāt, apsverot mijmaiņas kļūdu līmeni, ir svarīgi ņemt vērā, ka viņu jutīgums pret kontekstu saistošo prasību līmeni mainīsies atkarībā no citiem faktoriem. Piemēram, fMRI pētījumā, kurā tika izmantota arī stimulu kopas viendabīguma manipulācija (3 M pret 1 M 1 1M2C), mijmaiņas kļūdu biežums viendabīgā stāvoklī bija nenozīmīgi mazs. Lai gan šo rezultātu varēja interpretēt kā viendabīguma manipulācijas neveiksmi, alternatīva iespēja bija tāda, ka 3 miljonos pētījumos subjekti pieņēma darbā augstāku kognitīvās kontroles līmeni, lai apmierinātu paaugstinātās prasības saistībā ar konteksta saistīšanu. Saskaņā ar šo alternatīvu tikai 3 M izmēģinājumi radīja ievērojami augstāku aiztures perioda signālu frontoparietālajos reģionos, kas saistīti ar WM kontroli (Gosseries et al., 2018).
Sekas
Šo divu eksperimentu rezultāti kopā atbild uz vienu kritisku jautājumu par ar WM saistītās darbības ERP pasākumiem un rada vairākus jaunus.
CDA neatspoguļo "nereprezentatīvus faktorus", kas tiek pastiprināti homogēnās atmiņas kopās
Parasti CDA tiek iegūts no izmēģinājumiem, kuros visi atmiņas masīvu vienumi ir iegūti no vienas kategorijas, un visbiežāk tiek izmantota krāsa. Palielinoties kopu lielumam šādās viendabīgās atmiņas kopās, pieaugošās prasības pret faktoriem, kas nav stimulu reprezentācija per se, veicina pieaugošās grūtības. Tas tika parādīts šeit sniegtajos datos ar sliktāku aizkavētās atpazīšanas veiktspēju 3O izmēģinājumos nekā 1O1C1L izmēģinājumos un 5O izmēģinājumos nekā 2O2C1L izmēģinājumos 1. eksperimentā un sliktāku aizkavētās atsaukšanas veiktspēju 3O izmēģinājumos nekā 1O1C1L izmēģinājumos 2. eksperimentā.
Par salīdzināmiem stimulu kopas neviendabīguma priekšrocībām ziņots arī iepriekšējos pētījumos, izmantojot citas stimulu klases, piemēram, ar krāsām un orientāciju salīdzinājumā ar tikai krāsām (Olson un Jiang, 2002), ar sejām un ainām pret tikai sejām vai tikai ainām (Cohen etal. al., 2014), un ar kustības virzieniem un krāsām, salīdzinot ar tikai kustības virzieniem (Gosseries et al., 2018). Neskatoties uz šiem uzvedības modeļiem, CDA atšķirību trūkums no šiem diviem nosacījumiem neatbalsta ierosinājumu, kas motivēja šo pētījumu, proti, ka CDA var daļēji indeksēt citu kognitīvo procesu darbību, nevis aktīvo kognitīvo procesu saglabāšanu. vienumu identitātes WM.2 Tā vietā pašreizējie atklājumi saskan ar Hakima et al. (2019, 238. lpp.), ka "CDA izseko aktīvu objektu failu apkopi, uz vienumiem balstītas reprezentācijas, kas ļauj novērotājiem integrēt ar vizuāliem objektiem saistīto funkciju un etiķešu kopumu."
Šai konceptualizācijai svarīgs ir pieņēmums, ka "...objektu faili noenkuro epizodisko attēlojumu noteiktā laikā un vietā un atšķiras no specifiskajām pazīmju vērtībām, kuras saista kopā ar objekta failu" Hakim et al. (2019, 537. lpp.). Šeit sniegtie rezultāti liecina, ka šī atšķirība var attiekties uz pat vienas funkcijas objektiem, jo, neskatoties uz CDA nejutīgumu pret manipulācijām ar neviendabīgumu, mūsu uzvedības rezultāti (tendences līmenī) liecināja, ka precīzas iezīmes vērtības attēlojums orientētai stieņa stimuls tika degradēts uz viendabīgiem, salīdzinot ar neviendabīgiem izmēģinājumiem. Tādējādi, lai gan CDA izseko darba atmiņā saglabāto vienumu skaitu, šķiet, ka tas neatspoguļo stimulu attēlojuma kvalitāti.
Saistīšanās ar atrašanās vietas kontekstu neironu korelācijas ir vismaz daļēji atdalāmas no telpiskās uzmanības
Vairāki pētījumi (tostarp Hakim et al., 2019) ir parādījuši, ka CDA ir atdalāms no telpiskās uzmanības. Pašreizējie rezultāti liecina, ka tas pats var attiekties arī uz vismaz dažiem aspektiem, kas saistīti ar vienuma atrašanās vietas saistīšanu ar tā identitāti. Tas ir, lai gan ir labi pierādīts, ka vietas, ko aizņem netelpisku WM uzdevumu laikā saglabātie vienumi, var atšifrēt/rekonstruēt no EEG (Foster et al., 2017) un fMRI (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al.). , 2020) signāliem, ar viendabīgumu saistītās atšķirības aiztures perioda ERP, par kurām ziņots šeit, tika novērotas ipsilaterālajos elektrodos līmenī, kas ir salīdzināms ar kontralaterālo elektrodu līmeni. Viens no iespējamiem izskaidrojumiem tam varētu būt tas, ka, neskatoties uz to, ka tikai vienā redzes laukā esošie vienumi bija svarīgi jebkurā atsevišķā izmēģinājumā, process vai procesi, kas ir jutīgi pret konteksta saistīšanas pieaugošo nozīmi homogēnos izmēģinājumos, tika piemēroti visai vizuālajai ainai. (Turpretim telpiskās uzmanības retinotopiski specifiskie efekti, iespējams, ir redzami sānu nobīdēs, kas novērotas katram izmēģinājuma veidam abos eksperimentos.)
Otra un nesavienojama iespēja ir tāda, ka procesi, kas ir būtiski prioritārās stimulēšanas informācijas konteksta saistīšanai, tiek iesaistīti lielākā mērā šīs informācijas kodēšanas laikā WM (pretstatā tam, kas seko aizkaves periodā). Atbilstoši šai iespējai ir fakts, ka abos eksperimentos neviendabīguma efekts jau bija redzams ERP, kamēr stimulu masīvi joprojām bija ekrānā. Turklāt tikai parauga prezentācijas laikā efekts bija spēcīgāks uz kontralaterālajiem elektrodiem. Ja tā ir taisnība, tas atbilstu apgalvojumam, ka vizuālā darba atmiņa var nebūt atmiņas sistēma pati par sevi, bet tā vietā var būt vispārējas nozīmes vizuālās reprezentācijas sistēma, kas vajadzības gadījumā var saglabāt informāciju īsā laikā (Luck and Vogel, 2013, 394. lpp.). Šī iemesla dēļ turpmākajā darbā var būt interesanti salīdzināt kontekstu saistošo manipulāciju ietekmi uz izmēģinājumiem ar un bez kavēšanās periodiem.
