La vinculación del contexto en la memoria de trabajo visual se refleja en los potenciales bilaterales relacionados con eventos, pero no en la actividad de retraso contralateral, parte 2
Sep 06, 2023
Análisis de potencial relacionado con eventos
Para analizar las amplitudes de ERP, generamos dos señales por prueba promediando dos grupos de electrodos posteriores lateralizados, uno a la izquierda de la línea media y otro a la derecha (Fukuda et al., 2015a). A continuación, promediamos las pruebas para generar señales promediadas por las pruebas que fueran contralaterales o ipsilaterales a la señal y, finalmente, creamos una onda de "diferencia" restando las señales ipsilaterales de las señales contralaterales. Para la tarea de reconocimiento retrasado, los análisis estadísticos de interés principal se centraron en el período de retraso promediando una ventana de 650 ms que se extiende desde 200 ms después del desplazamiento de la matriz de muestras hasta 50 ms antes del inicio de la sonda (Vogel y Machizawa, 2004).
Para la onda de diferencia, esta ventana de retraso es la CDA. Las señales del período de retardo de los ensayos contralaterales e ipsilaterales se analizaron con un ANOVA de medidas repetidas de tres vías (con factores de lateralidad, homogeneidad y carga; con pruebas de seguimiento post hoc según corresponda. Los CDA se analizaron con un ensayo repetido de dos vías). -mide ANOVA con factores de homogeneidad y carga dentro del sujeto. En caso de interacciones significativas, se realizaron pruebas post hoc para comparar los CDA entre conjuntos de memoria homogéneos y heterogéneos en cada tamaño de conjunto.
Además, realizamos dos conjuntos de análisis para evaluar los efectos de dos factores posiblemente de confusión. Para evaluar los posibles efectos de la categoría de estímulo per se, comparamos las CDA para los ensayos 1O versus 1C versus 1L de bloques heterogéneos. Para evaluar posibles factores a nivel de bloque (p. ej., si se adoptan diferentes estrategias durante bloques heterogéneos versus homogéneos), comparamos las CDA de 10 ensayos de bloques homogéneos versus las CDA de 10 ensayos de bloques heterogéneos.
También se realizaron los mismos procedimientos de análisis con los datos del período de presentación de la muestra, definido por el promedio en una ventana de 500 ms que comienza 200 ms después del inicio de la matriz de muestras.
Resultados
Resultados de comportamiento
La inspección de la Figura 1B sugiere que las estimaciones de k fueron mayores para conjuntos de memoria heterogéneos que para conjuntos de memoria homogéneos en las cargas 3 y 5, un efecto confirmado por una interacción de carga de homogeneidad en ANOVA de medidas repetidas (F(2,54)=11.995 , p , 0.001). Las pruebas t pareadas de seguimiento no encontraron diferencias entre los ensayos homogéneos y heterogéneos en el tamaño del conjunto 1 (t(27)=1.496, p=0.147), pero sí valores significativamente más altos para los ensayos heterogéneos que para los homogéneos. ensayos en tamaños de conjuntos 3 y 5 (valores t. 4,057, valores p, 0,001).
Resultados del ERP
Formas de onda contralaterales e ipsilaterales. Para el período de presentación de estímulo, la señal en los electrodos contralaterales e ipsilaterales aumentó monótonamente con el tamaño establecido (Fig. 2A, B), y el ANOVA de tres vías detectó una interacción de tres vías de lateralidad, carga y homogeneidad (F (1, 23 ) = 11.470, p=0.0025). En los electrodos contralaterales, los principales efectos de la homogeneidad y el tamaño del conjunto fueron significativos (valores F . 6.228, valores p , 0.02) y los factores no interactuaron (F (2,46) {{16} }.055, p= 0.140). En los electrodos ipsilaterales, aunque hubo una homogeneidad por interacción de tamaño establecido (F(2,46)=3.717, p=0.031), las pruebas t post hoc no lograron encontrar diferencias entre electrodos homogéneos y bloques heterogéneos en cualquier tamaño establecido (valores t, 1,695, valores p, 0,104). Para la comparación de las pruebas 1O, 1C y 1L en electrodos contralaterales (Fig. 3A), ANOVA unidireccional encontró un efecto principal (F(2,46)=4.758; p=0. 013), con pruebas t post hoc que indicaron que 10 ensayos fueron significativamente mayores en amplitud que 1L ensayos (t(23)=3.245, p=0.004) y numéricamente mayores que 1C ensayos (t (23)=1.953, p=0.063), y los ensayos 1C y 1L no difirieron (t(23)=0.815, p=0.423 ). El ANOVA unidireccional para los ensayos 1O, 1C y 1L con electrodos ipsilaterales no logró encontrar evidencia de diferencias (F(2,46)=2.040; p=0.412). La comparación de los valores de presentación de la muestra de 10 ensayos en homogéneos versus heterogéneos no arrojó evidencia de diferencias (valores de t, 0,635, valores de p, 0,434; Fig. 3B).
La señal del período de retardo también aumentó monótonamente en los electrodos contralaterales e ipsilaterales (Fig. 2C), con un ANOVA de tres vías que indica un efecto principal de homogeneidad que se acercó a la significancia (F(1,23)=3.723, p=0.066) y una interacción bidireccional entre lateralidad y carga (F(2,46)=9.449, p , {{20}} .001), efectos que reflejan las diferencias entre señales contralaterales e ipsilaterales que, cuando se restan, producen el CDA. Las comparaciones por pares indicaron que las señales eran mayores en bloques homogéneos y heterogéneos en tamaños de conjunto de 1 y 3 (valores de t: 2,175, valores de p: 0,039), pero eran comparables en el tamaño de conjunto 5 (valores de t: 0,586, valores de p: 0,326). Para la comparación de los ensayos 1O, 1C y 1L (Fig. 3A), los ANOVA unidireccionales no encontraron evidencia de diferencias en los electrodos contralaterales o ipsilaterales (valores de F, 1,204, valores de p, 0,309). La señal del período de retraso de 10 ensayos fue numéricamente, pero no significativamente, mayor en bloques homogéneos versus heterogéneos tanto en el lado contralateral (t(23) = 1.475, p=0.153) como en el ipsilateral (t (23)=1.793, p=0.086) electrodos (Fig. 3B).
Ondas de diferencia contralateral menos ipsilateral. Para el período de presentación de estímulo, las ondas de diferencia aumentaron monótonamente en ambas condiciones de memoria (ANOVA bidireccional; efecto principal del tamaño del conjunto: F(1,46) = 13.5043, p, { {25}}.001) y generalmente fueron de mayor magnitud en los ensayos homogéneos que en los heterogéneos (efecto principal de la homogeneidad: F(1,23)=11.47, p=0.003), con la interacción acercándose a la significación (F(2,46)=2.703, p=0.078; Fig. 2A,B). Las pruebas t post hoc revelaron diferencias en los tamaños de conjunto 1 y 3 (valores de t: 2,912, valores de p: 0,008), pero ninguna diferencia en el tamaño de conjunto 5 (t(23)=0.923, p=0. 336). Los ANOVA unidireccionales no encontraron evidencia de diferencias entre los ensayos 1O, 1C y 1L (F(2,46)=2.125, p=0.131; Fig. 3A) o entre los ensayos 1O de bloques homogéneos versus heterogéneos (t(23)=1.475, p=0.785; Fig. 3B).
Para el período de retraso (es decir, los CDA), las ondas de diferencia aumentaron monótonamente en ambas condiciones de memoria (ANOVA bidireccional; efecto principal del tamaño del conjunto: F(2,46) = 9.499, p, {{5} }.001), pero no difirieron por homogeneidad (F(2,46)=0.149, p=0.703), y los dos factores no interactuaron (F(2,46 )=0.559, p=0.576; Fig. 2C). Los ANOVA unidireccionales no encontraron diferencias entre los ensayos 1O, 1C y 1L (F(2,46)=0.155, p=0.857; Fig. 3A) o entre los ensayos 1O en ensayos homogéneos versus bloques heterogéneos (t(23) = 0.183, p=0.857; Fig. 3B).
Discusión provisional
Los resultados de comportamiento del experimento 1 revelaron valores de k más bajos para conjuntos de memoria homogéneos que para heterogéneos en tamaños de conjuntos 3 y 5. Este patrón es consistente con los resultados obtenidos en estudios previos que también manipularon la homogeneidad (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) y es consistente con nuestra intención de crear una condición (conjuntos de memoria heterogéneos) que haga menores demandas de vinculación del contexto que los conjuntos de memoria homogéneos que contienen la misma cantidad de elementos. Sin embargo, además de la vinculación del contexto, existen otros factores que podrían explicar el rendimiento superior con conjuntos de memoria heterogéneos. Una es que la discriminabilidad de las características del estímulo que se mantienen en la memoria de trabajo puede ser menor con conjuntos de memoria homogéneos, debido a la similitud entre elementos. Además, esta diferencia en la discriminabilidad de características se agravaría sólo si las pruebas se bloquearan por tipo de estímulo, como sucedió en el experimento 1. Esto se debe a que se esperaría que los bloques con conjuntos de memoria homogéneos generaran niveles más altos de interferencia proactiva sostenida (Wickens et al. , 1963). Sin embargo, observamos que el hecho de que el rendimiento fuera idéntico en 10 pruebas de las dos condiciones es una falta de evidencia de efectos diferenciales de la interferencia proactiva. No obstante, para abordar esta confusión particular, el experimento 2 intercaló ensayos homogéneos y heterogéneos.
En cuanto a los datos ERP correspondientes, la señal del período de retardo de los electrodos contralaterales e ipsilaterales fue mayor en ensayos homogéneos que en ensayos heterogéneos. Esto sugiere que en ensayos homogéneos se realizó alguna operación mental distinta de la retención de ítems, per se. (Esta diferencia también estuvo numéricamente presente entre los ensayos 10, aunque solo se aproxima a la significación en los electrodos ipsilaterales). De principal interés teórico, la resta contralateral-ipsilateral realizada para crear el CDA eliminó las diferencias entre condiciones en las señales. Por lo tanto, el hecho de que la manipulación de la heterogeneidad afecte por igual a las señales de los electrodos contralaterales e ipsilaterales es inconsistente con la posibilidad de que parte de la sensibilidad de carga del CDA refleje diferencias relacionadas con la carga en la vinculación del contexto.
Curiosamente (e inesperadamente), las amplitudes fueron mayores en los ensayos homogéneos que en los heterogéneos, en los electrodos contralaterales, durante la presentación del estímulo, y este efecto también fue sólido en la onda de diferencia. Esto plantea la posibilidad de que las operaciones relacionadas con la vinculación del contexto, que se supone que son mayores en la condición homogénea, puedan realizarse principalmente durante la codificación. Una posible preocupación acerca de esta conclusión es que nuestro diseño confundió la homogeneidad con la categoría de estímulo, es decir, los ensayos homogéneos solo se utilizaron como estímulos de orientación. [De hecho, se ha informado anteriormente que el CDA puede ser mayor para las orientaciones que para otras categorías de estímulos (Woodman y Vogel, 2008).]. Por lo tanto, el hecho de que la señal de presentación de la muestra fuera más alta para las pruebas 10 (frente a 1C y 1L) en los electrodos contralaterales (Fig. 3A) significa que no podemos descartar la posibilidad de que el patrón observado en los datos de presentación de la muestra pueda deberse al estímulo. y no a demandas vinculantes al contexto. La necesidad de replicar y aclarar este hallazgo fue una de las razones para realizar el experimento 2.
El hallazgo nulo para el CDA en el experimento 1 sugiere que puede no ser directamente comparable con la señal de fMRI del período de retraso del IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), un hecho que podría complicar la interpretación. de estudios influyentes anteriores de resonancia magnética funcional (Todd y Marois, 2004; Xu y Chun, 2006). Ésta es otra razón más por la que era importante replicar este resultado en un segundo experimento. Además, para abordar la ambigüedad de qué factor o factores podrían explicar las estimaciones de capacidad más bajas para conjuntos de memoria heterogéneos (Fig. 1B; es decir, vinculación de contexto versus discriminabilidad), para el experimento 2 modificamos la tarea retrasándola (es decir, "estimación retrasada"). Esto permitiría estimar la precisión de la memoria (una medida más fuertemente asociada con la discriminabilidad) y la mala vinculación (interpretable como un índice de fallas en la vinculación del contexto). Planeamos analizar los datos con dos modelos: un modelo mixto (Bays et al., 2009) y el modelo de competencia de confusión objetivo (TCC) (Schurgin et al., 2020), porque se ha observado que estos modelos hacen diferentes teorías. suposiciones y pueden producir resultados diferentes (Williams et al., 2022).
Experimento 2
Materiales y métodos
Treinta y un voluntarios diestros (20 mujeres; rango de edad, 19 a 26 años; edad media, 19,9 años; DE, 2,04) participaron en el experimento de EEG a cambio de una remuneración (Renminbin (RMB), 30/h). Uno fue excluido de los análisis debido a un desempeño conductual deficiente, lo que resultó en una n final de 30. Todos los sujetos proporcionaron su consentimiento informado por escrito de acuerdo con los procedimientos aprobados por la Junta de Revisión Institucional. Los sujetos tenían visión normal o corregida a normal, sin contraindicaciones para el EEG y sin antecedentes de enfermedades neurológicas o psiquiátricas. Además, se reclutó a 34 sujetos independientes (24 mujeres; rango de edad, 18 a 34 años; edad media, 21,4 años; DE, 4,02) para completar tres tareas de similitud psicofísica con estímulos que comprendían parches de orientación, parches de color y parches de luminancia extraídos de la gama de estímulos utilizados en los experimentos de EEG. Los datos resultantes se utilizaron para calcular métricas de similitud psicofísica que se utilizaron al ajustar el modelo TCC (Schurgin et al., 2020) a los resultados de comportamiento del experimento EEG.
Estímulos y procedimiento
Tarea de recuerdo diferido. Cada bloque contó con 120 ensayos, cada uno de los cuales 1O, 1C y 1L, 120 3O y 120 1O1C1L. Todos los estímulos fueron los mismos que en el experimento 1, al igual que la disposición espacial de las pantallas de muestra (con la excepción de que en las pruebas 1O1C1L cualquier categoría podía aparecer en cualquiera de las tres ubicaciones posibles) y también lo fue el momento de los eventos desde la señal hasta el retraso. . Después del retraso de 900 ms, se impulsó el recuerdo con la aparición de un parche circular del mismo tamaño que los estímulos de la muestra y que ocupaba la ubicación de uno de los elementos del conjunto de estímulos, junto con un anillo (es decir, "rueda de respuestas") con un radio hasta su borde exterior de 9,2 grados y un ancho de 2 grados, y un cursor en la fijación central.
Variando continuamente alrededor de la rueda de respuesta estaban todos los valores posibles de la categoría del artículo que se iba a retirar. Para la orientación, esto se representó como 20 barras negras equiespaciadas (0.05 grados 1,8 grados), con una orientación que oscila entre 0 y 171 grados, en incrementos de 9 grados; para el color y la luminancia, esto se representó como 180 valores igualmente espaciados (formando una rueda de color circular o una progresión lineal del blanco al negro, respectivamente). La rueda de respuesta de orientación varió de manera impredecible de un ensayo a otro para desalentar la planificación de la respuesta durante el retraso. Al inicio de la visualización del recuerdo, el parche de estímulo apareció con un valor aleatorio de la categoría que se estaba probando, y tan pronto como el sujeto comenzó a mover el cursor con el mouse de la computadora, el parche de estímulo tomó el valor correspondiente a la ubicación en la respuesta. rueda más cercana al cursor.
El valor del parche de estímulo varió en tiempo real con la posición del cursor hasta que el sujeto registró su respuesta colocando el cursor en una ubicación de la rueda de respuesta y haciendo clic con el mouse. La ventana de respuesta comenzó a los 300 ms después del inicio de la sonda y duró 4 s, después de lo cual la prueba expiró. Durante todo el experimento, el color de fondo de la pantalla fue gris ([0.5, 0,5, 0,5]; Fig. 4A). Tenga en cuenta que, para las pruebas 1O1C1L, debido a que la identidad de la rueda de respuesta indicaba el elemento que se iba a recordar, hacía redundante la información transmitida por la ubicación del parche de estímulo. En relación con esto, no fue posible cometer un error de intercambio en las pruebas 1O1C1L.
Tareas de similitud psicofísica. Cada bloque comprendía un experimento de similitud Likert estructurado según el experimento de similitud de color Likert de Schurgin et al. (2020). Cada sujeto completó tres bloques en orden aleatorio. En el bloque "similitud de color", los sujetos juzgaron la similitud de dos manchas de color presentadas simultáneamente en una escala Likert, que iba de 1 (menos similar) a 7 (más similar). Los colores se eligieron del mismo círculo utilizado para dibujar colores para los estímulos experimentales de EEG del estudio actual en el espacio de color CIE L*a*b* (L=70, a=20, b {{5 }}; radio, 60) pero constaba de 360 valores de color posibles que estaban distribuidos uniformemente a lo largo del círculo. El par de colores de cada prueba se eligió seleccionando primero un color inicial aleatorio de la rueda y luego eligiendo un desplazamiento del segundo color del conjunto [0 grados, 5 grados, 10 grados, 20 grados, 30 grados, 40 grados, 50 grados, 60 grados, 70 grados, 80 grados, 90 grados, 120 grados, 150 grados, 180 grados]. En otro bloque ("similitud de luminancia"), los sujetos juzgaron la similitud de dos parches de luminancia. Los valores de luminancia se eligieron de todo el rango de luminancia con 256 valores RGB posibles. El par en cada prueba se eligió seleccionando primero una luminancia inicial aleatoria y luego eligiendo un desplazamiento para la segunda luminancia del conjunto [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] en espacio RGB. En un bloque final ("similitud de orientación"), los sujetos juzgaron la similitud de dos parches de orientación. Las orientaciones se eligieron del espacio de 180 grados con 180 valores posibles. El par en cada prueba se eligió seleccionando primero una orientación inicial aleatoria y luego eligiendo un desplazamiento de la segunda orientación del conjunto [0 grados, 2,5 grados, 5 grados, 10 grados, 15 grados, 20 grados, 25 grados, 30 grados , 35 grados, 40 grados, 45 grados, 60 grados, 75 grados, 90 grados]. Antes de cada bloque, los sujetos recibieron instrucciones en el contexto de dos ejemplos. En un ejemplo, los dos colores/luminancias/orientaciones eran idénticos (es decir, con desplazamiento=0). Se pidió a los sujetos que clasificaran dichos ensayos con un "7". En otro ejemplo, los dos colores/luminancias/orientaciones eran máximamente diferentes y se instruyó a los sujetos para que clasificaran dichas pruebas con un "1". No instruimos a los sujetos sobre cómo responder en las pruebas intermedias. Como en el estudio de Schurgin et al. (2020), se pidió a los sujetos que emitieran sus juicios basándose en una similitud visual intuitiva. También les indicamos que repitieran una palabra simple ("el") durante la prueba para minimizar la verbalización de los estímulos. Cada sujeto completó tres bloques de 140 ensayos (14 compensados por 10 repeticiones) para un total de 420 ensayos. Los sujetos realizaron la tarea a su propio ritmo, y los dos estímulos permanecieron en la pantalla hasta que dieron una respuesta. Las respuestas se realizaron haciendo clic con el mouse en uno de los siete cuadrados numerados dibujados debajo de los estímulos de color/luminancia/orientación, correspondientes a la calificación prevista del 1 al 7.
Análisis de comportamiento
Estadísticas descriptivas. El tiempo de respuesta (RT) se definió como la latencia entre el inicio de la sonda y la respuesta al clic del mouse, y el error de respuesta como la distancia, en grados, entre la respuesta y el valor del elemento analizado. Los ensayos sin respuestas se excluyeron de todos los análisis.
Modelado de mezclas. Para los ensayos 1O y 1O1C1L, las distribuciones de error de respuesta se ajustaron mediante un modelo mixto de dos factores que estimó la proporción de ensayos en los que los sujetos recordaron el objetivo (pT) y la probabilidad de conjeturas aleatorias (pU), así como la precisión de las respuestas. (Œ). Para los ensayos 30, también se incluyó en el modelo un tercer factor, la probabilidad de recordar objetivos no objetivos (pN). Los parámetros se obtuvieron con estimación de máxima verosimilitud utilizando rutinas MATLAB (disponibles en http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). Para examinar cómo la diferencia de demanda ligada al contexto entre ensayos homogéneos y heterogéneos afectó el recuerdo de la memoria de trabajo, se realizaron ANOVA unidireccionales de medidas repetidas por separado para RT, error de respuesta sin procesar y los parámetros de ajuste del modelo. Para las estimaciones del modelo, nos centramos en Œ y pT, porque pU era altamente colineal con pT en los ensayos 1O y 1O1C1L (es decir, pU 1 pT=1). Tenga en cuenta que la pN sólo se pudo estimar en 30 ensayos. El pN estimado a partir de 30 ensayos proporciona una medida de la eficacia de vinculación al contexto, porque un error de intercambio corresponde a un ensayo en el que el sujeto no recuerda qué elemento había aparecido en el lugar analizado. Un sujeto fue excluido de los análisis de EEG debido a su pobre rendimiento de recuerdo (en la condición 10, su tasa de adivinanzas fue del 0,50%), por lo que se incluyeron 30 sujetos en el análisis de comportamiento.
Modelo de competencia de confusión objetivo. Para el modelo TCC, primero generamos funciones de similitud psicométrica para los estímulos de color, luminancia y orientación. Para generar estas funciones, normalizamos los datos de respuesta de Likert con Smin=1, Smax=7 y Sx indicando la puntuación de cada prueba de 1 a 7, dando una métrica de similitud psicofísica, tal que f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020) para incorporar las métricas de similitud psicofísica medidas para los tres tipos de estímulos al ajustar el modelo TCC a los datos de comportamiento del recuerdo retardado tarea. Para los ensayos 1O y 1O1C1L, utilizamos el modelo TCC como se describe en Schurgin et al. (2020). Para los ensayos 3O, utilizamos el modelo TCC plus, que también estima los errores de intercambio, descrito en el estudio de Williams et al. (2022). Los valores d9 resultantes se estimaron en cada condición de memoria y se compararon mediante ANOVA unidireccional y pruebas t pareadas planificadas.
EEG
Adquisición y preprocesamiento de datos. Los datos de EEG se registraron durante la realización de tareas conductuales con un sistema de EEG ActiveTwo de canal 64- (Biosemi; frecuencia de muestreo de 1024 Hz). Los electrodos Ag-AgCl se montaron de acuerdo con el sistema 10-20 y las impedancias de todos los electrodos se mantuvieron a < 5 kV durante el registro. Se realizaron los mismos procedimientos de preprocesamiento y criterios de exclusión con los del experimento 1; como consecuencia, se excluyeron los datos de cuatro sujetos, dejando un n final de 26 sujetos incluidos en los análisis de EEG.
Análisis ERP. Los análisis se realizaron con los mismos procedimientos que el experimento 1, con la única excepción de que la tapa Biosemi requería que se incluyeran 12 electrodos para cubrir las mismas 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). Las señales de presentación de muestra y período de retraso de ensayos contralaterales e ipsilaterales se analizaron, por separado, con ANOVA de medidas repetidas de dos vías (con factores de lateralidad y condiciones de memoria (ensayos 1O, 3O y 1O1C1L), y con pruebas de seguimiento post hoc. Las ondas de diferencia se analizaron con ANOVA unidireccional (de medidas repetidas) con factores intrasujetos de condiciones de memoria, y se realizaron pruebas por pares si el efecto principal era significativo.
Resultados
Comportamiento
Datos descriptivos. El error de recuperación medio fue el más bajo para los ensayos 1O, el intermedio para los ensayos 1O1C1L y el más alto para los ensayos 3O (F(2,58)=172.090, p, {{36} }.001; Fig. 4B), un patrón consistente con los resultados del experimento 1. Las pruebas de seguimiento por pares confirmaron que el error para las pruebas 1O fue significativamente menor que el de las pruebas 1O1C1L y para las pruebas 3O (t valores < 0,15,387, valores p < 0,001), y que el error medio para los ensayos 1O1C1L fue significativamente menor que el de los ensayos 30 (t(29)=3.381, p=0.002). También hubo un efecto principal del tipo de ensayo en los datos de RT (F(2,58)=19.893, p, 0,001), y las pruebas por pares no revelaron diferencias entre los ensayos 1O y 1O1C1L (t(29) { {43}}.614, p=0.544), pero que ambos fueron más rápidos que 30 ensayos (valores t . 5.142, valores p , 0.001; Fig. 4B).
Modelado de mezclas. La estimación de la precisión de recuerdo (Œ) fue significativamente mayor para 10 ensayos que para 30 ensayos (t(29)=2.441, p=0.021), pero no lo hizo. no difieren de los ensayos 1O1C1L (t(29)=0.339, p=0.737). La precisión de recuperación en los ensayos 1O1C1L fue numéricamente mayor que en los ensayos 3O (t(29) {{20}}.723, p=0.095; Fig. 4C). pT en 10 ensayos fue significativamente mayor que en ambos tipos de ensayos de tres ítems (valores t . 8,508, valores p , 0.001), y los ensayos 1O1C1L y 3O no difirieron (t(29 )=0.327, p=0.746; Fig. 4C). Para 30 ensayos, pN fue 0,175 (DE, 0,172) y los valores de pN fueron significativamente 0,0 (p, 0,001).
Modelado TCC. Un ANOVA unidireccional confirmó un efecto principal del tipo de ensayo para la discriminabilidad, según lo indexado por d9 (F(2,58)=101.068, p, 0.{{3 0}}01). Las pruebas t pareadas indicaron que d9 para 10 ensayos fue significativamente mayor que para 1O1C1L y 3O ensayos (valores t . 9,391, valores p , 0.001), y que la superioridad numérica de d9 para 1O1C1L relativa 30 ensayos se acercaron a la significación (t(29)=1.884, p=0.069; Fig. 3D). En 30 ensayos, el pN fue 0,192 (DE, 0,338%). Debido a que esta distribución estaba sesgada positivamente, violando así el supuesto de normalidad (valores k=0.5, p, 0.001), utilizamos una prueba de rangos con signo de Wilcoxon para determinar que la mediana de la distribución pN era significativamente .0 ( z= 4.7821, p, 0,001).
amplitud del ERP
Formas de onda contralaterales e ipsilaterales. Durante la presentación del estímulo, los ERP contralaterales e ipsilaterales fueron modulados por la condición de la memoria (Fig. 5A, B, paneles izquierdos), y el ANOVA bidireccional detectó una interacción significativa de la lateralidad y la condición de la memoria (F (2,5 0 )=3.647, p=0.033). En los electrodos contralaterales, ANOVA unidireccional encontró que los ERP diferían según las condiciones de memoria (F(2,50)=19.605, p, 0.001 ), y una prueba post hoc encontró que los ERP fueron más pequeños en 10 ensayos, intermedios para los ensayos 1O1C1L y más grandes para los ensayos 3O (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: valores t . 5,199, p, 0,001; 1O vs 1O1C1L: t(25 ) =2.129;p= 0.043). En los electrodos ipsilaterales, los patrones fueron similares (F(2,50)=8.929, 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 la comparación de las pruebas 1O, 1C y 1L en electrodos contralaterales, hubo un efecto principal del dominio del estímulo (F(2,50)=6.768, p=0.003), con pares Pruebas t que indican que la amplitud fue menos negativa para las pruebas 1C que para las pruebas 1O y 1L (valores t 0,3,008, valores p 0,006), pero no difirió entre las pruebas 1O y 1L (t(25)=0. 221, pág= 0.827). No se encontraron diferencias en los ERP ipsilaterales (F(2,50)=0.992, p=0.378; Fig. 6A, B, paneles izquierdo y medio).
Durante el período de retraso, el ANOVA bidireccional reveló una interacción significativa entre la lateralidad y la condición de la memoria (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). Para las formas de onda contralaterales, el ANOVA unidireccional reveló un efecto principal significativo de la condición de la memoria (F(2,50) {{10}}.884, p, 0.001 ), con comparaciones de seguimiento por pares que indican que las señales del período de retraso para las pruebas 3O y 1O1C1L fueron significativamente más negativas que para las pruebas 1O (valores t (25). 4,0, valores p, 0,001). Además, y de particular interés teórico, la señal del período de retraso fue significativamente más negativa para las pruebas 3O que para las pruebas 1O1C1L (t(25)=3.022, p = 0.006). Para las formas de onda ipsilaterales, el patrón fue similar: el ANOVA unidireccional reveló un efecto principal significativo de la condición de la memoria (F(2,50)=7.295, p=0.002), y las comparaciones de seguimiento por pares indicó que la señal del período de retraso fue significativamente más negativa para las pruebas 3O y 1O1C1L que para las pruebas 1O (valores t(25). 2,0, valores p, 0,05), y fue más negativa a nivel de tendencia para las pruebas 3O que para las pruebas 1O1C1L. (t(25)=1.731, p=0.094; Fig. 5C, paneles izquierdo y central). Para la comparación de los ensayos 1O, 1C y 1L, solo las formas de onda contralaterales fueron moduladas por el dominio del estímulo (F(2,50)=5.374, p=0.008), con seguimiento Pruebas t pareadas que indican que la amplitud para las pruebas 1L fue más negativa en las pruebas 1O y 1C (valores t 0,2,796, valores p 0,010), y que las pruebas 1O y 1C no difirieron (t(25)=1. 005, pág= 0.324). Para las formas de onda ipsilaterales, el ANOVA unidireccional no reveló evidencia de diferencias por dominio de estímulo (F(2,50)=1.696, p=0.194; Fig. 6C, paneles izquierdo y central ).
Ondas de diferencia contralateral menos ipsilateral. Para el período de presentación de estímulo, el ANOVA unidireccional reveló un efecto principal de la condición de la memoria (F(2,50)=3.647, p=0.033). Las pruebas t pareadas no encontraron evidencia de una diferencia entre los ensayos 1O y 1O1C1L (t(25)=0.482, p=0.634), evidencia cercana a la significación de que los ensayos 3O tuvieron mayor amplitud que los ensayos 1O (t(25)=2.019, p=0.054), y evidencia de que 3O ensayos tuvieron mayor amplitud que 1O1C1L (t(25)=2.400, p {{ 31}}.024; Fig. 5A, B, paneles derechos). Para la comparación de las pruebas 1O, 1C y 1L, el ANOVA unidireccional encontró diferencias significativas entre los dominios de estímulo (F(2,50)=11.594, p=0.0025), con seguimiento pruebas t pareadas que indican que las amplitudes fueron menores en las pruebas 1C que en las pruebas 1O y 1L (valores t . 3,483, valores p , 0,002), pero que no difirieron entre las pruebas 1O y 1L (t(25) {{55} }.433, p=0.164; Fig. 6B, panel derecho).
Para el período de retraso (es decir, los CDA), el ANOVA unidireccional reveló un efecto principal de la condición de la memoria (F(2,50)=5.478, p=0.{ {38}}07), con pruebas t pareadas que indican que el CDA para 3O ensayos fue mayor en amplitud que para 10 ensayos (t(25)=4.102, p, 0,001), y que el 1O1C1L versus 1O la diferencia de los ensayos se acercó a la significación (t(25)=1.923, p=0.066); Fundamentalmente, los CDA para los ensayos 3O y 1O1C1L no difirieron (t(25)=1.101, p=0.282; Fig. 5A, C, paneles derechos). Para la comparación de los ensayos 1O, 1C y 1L, el ANOVA unidireccional no encontró evidencia de diferencias (F(2,0.50)=2.069, p=0.137; Fig. 6C, panel derecho).
Discusión provisional
Los patrones descriptivos en los datos de comportamiento del experimento 2 replicaron los del experimento 1: un efecto de carga y un rendimiento superior con una carga de -3 en ensayos heterogéneos en comparación con ensayos homogéneos. Además, las estimaciones de los dos modelos que ajustamos a estos datos coincidieron ampliamente en cuanto a los factores subyacentes a este efecto de heterogeneidad: ambos generaron evidencia clara de un papel para la vinculación del contexto en los ensayos 3O (en forma de errores de intercambio), y evidencia equívoca de la interferencia entre elementos [la precisión (modelo de mezcla) y d9 (TCC) fueron numéricamente más altas para los ensayos 1O1C1L, pero alcanzaron el umbral de significancia para ninguna de las medidas). Esto aumenta nuestra confianza en que nuestra manipulación del estímulo y la homogeneidad tiene éxito en las diferentes demandas de vinculación del contexto.
Los hallazgos del ERP también replicaron los patrones generales observados en el experimento 1, tanto durante la presentación de la muestra como durante el período de demora. De principal importancia para nuestra pregunta original, aunque la señal del período de retraso fue mayor para los ensayos 3O que para los ensayos 1O1C1L, esto fue cierto tanto en los electrodos contralaterales como en los ipsilaterales, y después de la resta los CDA resultantes no difirieron entre los dos tipos de ensayos. Por lo tanto, los resultados del experimento 2 añaden más apoyo a la conclusión de que el CDA no indexa las demandas contextuales de las tareas de WM.
Durante la presentación del estímulo, volvimos a observar un patrón diferente al retraso: el 3O. Las diferencias de 1O1C1L observadas en los electrodos contralateral e ipsilateral sobrevivieron a la resta contralateral-ipsi. Además, los resultados de la comparación de los ensayos 1O, 1C y 1L en el experimento 2 alivian la preocupación de que los resultados de las comparaciones 3O versus 1O1C1L podrían deberse a efectos de estímulo: sólo la forma de onda contralateral fue modulada por el dominio del estímulo, y fue la amplitud de los ensayos 1L que fue más negativa que los ensayos 1O y 1C. Por lo tanto, el experimento 2 refuerza la posibilidad de que la actividad en el EEG relacionada con la unión al contexto pueda ser más pronunciada durante la codificación del estímulo.
Discusión General
En dos experimentos comparamos el rendimiento con conjuntos de memoria heterogéneos versus homogéneos, una manipulación que varía las demandas de vinculación del contexto. El patrón general de los resultados de comportamiento de ambos experimentos indicó que, para cargas mayores que uno, el rendimiento fue superior con conjuntos de memoria heterogéneos en comparación con los homogéneos. Aunque esta diferencia se reflejó en señales ERP de período de retardo más fuertes en ensayos homogéneos que en ensayos heterogéneos, esto fue igualmente cierto para los electrodos ipsilaterales y contralaterales, lo que resultó en CDA que no difirieron entre las dos condiciones. Después de considerar algunos de los supuestos que se han incluido en nuestro enfoque, discutiremos varias implicaciones de nuestros resultados para las interpretaciones del CDA y, de manera más general, para nuestra comprensión del VWM.
La manipulación de la homogeneidad
La experiencia subjetiva nos dice que cuando detectamos y reconocemos visualmente un objeto, invariablemente también registramos dónde se encuentra, tanto en relación con nosotros mismos como con otros objetos en la escena. De hecho, la codificación de la ubicación de un elemento puede ser automática y obligatoria (Logan, 1998). Sin embargo, a pesar de esto, también hay evidencia de que, una vez codificadas en la MT, las características individuales de un elemento pueden enfatizarse o restarse importancia (Marshall y Bays, 2013). De hecho, la lógica de nuestro procedimiento fue que, aunque cada uno de los elementos en una matriz 1O1C1L o 2O2C1L necesariamente ocuparía una ubicación distinta, la naturaleza de la sonda de memoria (experimento 1) o la rueda de recuperación (experimento 2) minimizaría el incentivo de sujetos para conservar la vinculación entre cada elemento y su ubicación única de prueba. En primer lugar, la ubicación de la sonda/rueda siempre fue congruente con la de la categoría de estímulo del elemento que se estaba probando, lo que significa que, desde una perspectiva subjetiva, la ubicación de un elemento "no tenía que ser" recordada, porque sería ser presentado nuevamente al final del juicio. En segundo lugar, debido a que la característica del estímulo que se estaba probando en cada prueba estaba contenida explícitamente en la sonda/rueda, la función de indicación de la ubicación de la sonda/rueda era redundante.
Una consecuencia de nuestro diseño es que, un tanto paradójicamente, resta importancia a la interpretabilidad de un efecto que es un sello distintivo de las fallas en la vinculación del contexto: el error de intercambio. Es decir, aunque la tasa de error de intercambio en ensayos homogéneos puede tomarse como un índice de fallas en la vinculación del contexto, no puede usarse para comparar con ensayos heterogéneos porque los intercambios no fueron posibles en esta última condición. (De hecho, por esta razón no podemos descartar la posibilidad de que los sujetos también hayan asociado mal el elemento con la ubicación en algunos ensayos heterogéneos). Además, es importante tener en cuenta al considerar las tasas de errores de intercambio que su sensibilidad al nivel de vinculación del contexto exige variará con otros factores. Por ejemplo, en un estudio de resonancia magnética funcional que también utilizó una manipulación de la homogeneidad del conjunto de estímulos (3 M frente a 1 M 1 1M2C), la tasa de error de intercambio en la condición homogénea fue insignificante. Aunque este resultado podría haberse interpretado como un fracaso de la manipulación de la homogeneidad, una posibilidad alternativa fue que en los ensayos 3 M los sujetos reclutaran un mayor nivel de control cognitivo para satisfacer las mayores demandas impuestas sobre la vinculación del contexto. De acuerdo con esta alternativa, solo los ensayos de 3 M generaron una señal de período de retraso notablemente mayor en las regiones frontoparietales asociadas con el control de la WM (Gosseries et al., 2018).
Trascendencia
Juntos, los resultados de estos dos experimentos responden a una pregunta crítica sobre las medidas ERP de la actividad relacionada con WM y plantean varias preguntas nuevas.
El CDA no refleja "factores no representacionales" que se amplifican en conjuntos de memoria homogéneos
Normalmente, el CDA se deriva de pruebas en las que todos los elementos de las matrices de memoria se extraen de la misma categoría, siendo el color, con diferencia, el más utilizado. A medida que aumenta el tamaño del conjunto en conjuntos de memoria tan homogéneos, el aumento de las demandas de factores distintos de la representación del estímulo per se contribuye a la dificultad creciente. Esto se demostró en los datos presentados aquí por un peor rendimiento de reconocimiento retardado en los ensayos 3O que en los ensayos 1O1C1L y en los ensayos 5O que en los ensayos 2O2C1L en el experimento 1, y por un peor rendimiento de recuerdo retardado en los ensayos 3O que en los ensayos 1O1C1L en el experimento 2.
En estudios previos también se han informado beneficios comparables de la heterogeneidad del conjunto de estímulos utilizando otras clases de estímulos, como con colores y orientaciones versus solo colores (Olson y Jiang, 2002), con rostros y escenas versus solo rostros o solo escenas (Cohen et al. al., 2014), y con direcciones de movimiento y colores versus solo direcciones de movimiento (Gosseries et al., 2018). A pesar de estos patrones en el comportamiento, la ausencia de diferencias en los CDA de estas dos condiciones no respalda la proposición que motivó esta investigación, que es que el CDA puede indexar, en parte, el funcionamiento de procesos cognitivos distintos de la retención activa de identidades de ítems en WM.2 En cambio, los presentes hallazgos son consistentes con la perspectiva de Hakim et al. (2019, p. 238), que "CDA rastrea el mantenimiento activo de archivos de objetos, representaciones basadas en elementos que permiten a los observadores integrar el conjunto de características y etiquetas asociadas con objetos visuales".
Importante para esta conceptualización es la suposición de que "... los archivos objeto anclan la representación episódica en un tiempo y lugar específicos y son distintos de los valores de características específicas que están unidos por un archivo objeto" Hakim et al. (2019, pág. 537). Los resultados presentados aquí sugieren que esta distinción puede aplicarse incluso a objetos de una sola característica, porque, a pesar de la insensibilidad del CDA a la manipulación de la heterogeneidad, nuestros resultados de comportamiento sugirieron (a nivel de tendencia) que la representación del valor de característica preciso de un objeto orientado- El estímulo de la barra se degradó en ensayos homogéneos en relación con los heterogéneos. Por lo tanto, aunque el CDA rastrea el número de elementos contenidos en la memoria de trabajo, parece que no refleja la calidad de la representación del estímulo.
Los correlatos neuronales de la vinculación al contexto de ubicación son al menos parcialmente disociables de la atención espacial.
Varios estudios (incluido Hakim et al., 2019) han demostrado que el CDA es disociable de la atención espacial. Los resultados actuales sugieren que lo mismo puede ser cierto para al menos algunos aspectos de la vinculación de la ubicación de un artículo a su identidad. Es decir, aunque está bien establecido que las ubicaciones ocupadas por los elementos retenidos durante las tareas de MT no espacial pueden decodificarse/reconstruirse a partir de EEG (Foster et al., 2017) y fMRI (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al. , 2020), las diferencias relacionadas con la homogeneidad en los ERP del período de retraso informados aquí se observaron en electrodos ipsilaterales a un nivel comparable al de los electrodos contralaterales. Una posible explicación para esto puede ser que, a pesar de que los elementos en un solo campo visual fueron relevantes en cualquier prueba individual, el proceso o procesos sensibles a la creciente importancia de la vinculación del contexto en pruebas homogéneas se aplicaron a toda la escena visual. (Los efectos retinotópicamente específicos de la atención espacial, por el contrario, presumiblemente se observan en las compensaciones lateralizadas observadas para cada tipo de prueba en los dos experimentos).
Una segunda posibilidad, y no incompatible, es que los procesos que son cruciales para la vinculación contextual de la información de estímulo priorizada se involucren en mayor medida durante la codificación de esa información en WM (a diferencia de durante el período de demora posterior). Consistente con esta posibilidad es el hecho de que, en ambos experimentos, el efecto de heterogeneidad ya era visible en el ERP mientras las matrices de estímulos todavía estaban en la pantalla. Además, sólo durante la presentación de la muestra el efecto fue más fuerte en los electrodos contralaterales. Si esto es cierto, sería consistente con la proposición de que la memoria de trabajo visual puede no ser un sistema de memoria per se, sino que puede ser un sistema de representación visual de propósito general que puede, cuando sea necesario, mantener información durante breves retrasos (Luck y Vogel, 2013, pág.394). Por esta razón, puede ser interesante en trabajos futuros comparar los efectos de las manipulaciones de vinculación del contexto en ensayos con y sin períodos de demora.
