Explicación de la asociación entre el cebado de repetición y la memoria fuente: no hay evidencia de una contribución de reconocimiento o fluidez

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Resumen En conjuntomemoriatarea (medir el priming de repetición, la memoria de reconocimiento y la memoria de origen), los elementos reconocidos como previamente estudiados y que reciben decisiones de origen correctas también tienden a mostrar una mayor magnitud del efecto de priming de repetición. Estas asociaciones han sido explicadas como surgidas de un únicomemoriasistema o señal, en lugar de varios distintos. En el presente trabajo, examinamos si la asociación entre el cebado y la memoria de origen puede explicarse alternativamente como impulsada por el reconocimiento o la fluidez. Primero reproducimos la asociación básica de fuente de cebado (Experimento 1). En los Experimentos 2 y 3, encontramos que la asociación persistió incluso cuando se modificó la tarea de modo que se excluyeron los juicios de reconocimiento abiertos y encubiertos. En el Experimento 4, la asociación estuvo nuevamente presente a pesar de que la fluidez (medida por el tiempo de respuesta de identificación) no pudo influir en la decisión de la fuente, aunque la asociación fue notablemente más débil. Estos hallazgos sugieren que la asociación entre preparación y memoria fuente no es atribuible a una contribución de reconocimiento o fluidez; en cambio, los hallazgos son consistentes con una cuenta de un solo sistema en la que una señal de memoria común impulsa la respuesta.

Fuente de palabras clavememoria; cebado de repetición; reconocimientomemoria

Memoriase puede expresar de diversas maneras, como un cambio en la identificación o detección de un elemento debido a la exposición previa al elemento (priming de repetición a largo plazo) o la capacidad de determinar si un elemento se había encontrado antes en un contexto particular (reconocimientomemoria). Teorías prominentes explican estos fenómenos particulares como impulsados ​​por distintasmemoriasistemas, señales o procesos. Según algunas explicaciones teóricas, el cebado está impulsado por un sistema de memoria implícito (inconsciente o no declarativo), mientras que la memoria de reconocimiento está impulsada por un sistema explícito (consciente o declarativo) funcional y neuralmente distinto.memoria(p. ej., Squire, 1994, 2004, 2009; Squire & Dede, 2015; Tulving & Schacter, 1990).

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Estos múltiples sistemas dan cuenta dememoriaes omnipresente en los libros de texto de psicología como el modelo predeterminado dememoria(p. ej., Baddeley et al., 2014), y los sistemas de memoria independientes todavía se utilizan para explicar el rendimiento diferencial de la memoria (p. ej., Henson et al., 2016). La evidencia de una teoría de la memoria de sistemas múltiples se basa en disociaciones funcionales y neurales entre tareas (p. ej., Craik et al., 1994; Jacoby & Dallas, 1981; Schacter et al., 2007; Squire, 2009; Staresina et al., 2011). ), aunque hay evidencia que desafía estos hallazgos y/o inferencias (por ejemplo, Addante, 2015; Berry et al., 2014; Buchner & Wippich, 2000; Dunn, 2003; Lukatela et al., 2007; Meier et al., 2009). ; Mulligan & Osborn, 2009; Ostergaard, 1992; Poldrack, 1996; Thakral et al., 2016).

La contraposición al modelo de sistemas múltiples dememoriaes que la expresión de la memoria en diferentes tareas, como preparación y reconocimiento, se basa en la misma señal de memoria subyacente. Bajo tal cuenta, una mayor fuerza de memoria para un elemento debería estar asociada simultáneamente con una mayor preparación y una mayor memoria de reconocimiento. Berry et al. (2012) probaron esta cuenta utilizando un paradigma conjunto de preparación y memoria de reconocimiento en el que, para cada elemento de la prueba, se pidió a los participantes que identificaran una palabra a medida que se aclaraba sobre una máscara (para proporcionar una medida de preparación) y dar un juicio de reconocimiento sobre una escala de cierto-nuevo a cierto-viejo. De acuerdo con un modelo de sistema único, encontraron que la identificación de los artículos considerados antiguos era más rápida que la de los artículos considerados nuevos; el efecto de preparación, medido en todos los elementos estudiados, fue mayor que el efecto de preparación para los elementos no reconocidos, y los RT de identificación (tiempos de respuesta) tendieron a disminuir a medida que aumentaba la confianza en el reconocimiento. Desde entonces, esto se ha replicado muchas veces y se ha confirmado en modelos formales (p. ej., Berry et al., 2006, 2008a, 2008b, 2010; 2014; 2017; Mazancieux et al., 2019; Ward et al., 2013; véase Shanks & Berry , 2012, para una revisión).

Nicholas Lange y Christopher J Berry

1 Departamento de Psicología, Universidad de Warwick, Coventry, Reino Unido

2 Facultad de Psicología, Universidad de Plymouth, Plymouth, Reino Unido

Sin embargo, bajo algunas cuentas de reconocimientomemoria, la memoria de reconocimiento en sí está impulsada por dos procesos: recuerdo y familiaridad (por ejemplo, Yonelinas, 2002). Si bien el recuerdo se basa en la recuperación explícita de la memoria, a menudo se argumenta que la familiaridad está impulsada por el cebado de la repetición (p. ej., Jacoby y Dallas, 1981; Mandler, 1980). Esto significa que la asociación de cebado y memoria de reconocimiento podría ser impulsada por este componente implícito compartido y deja la pregunta de si la misma señal de memoria puede impulsar el rendimiento en cebado y unmemoriatarea que tradicionalmente se considera que depende de la memoria explícita.

En el estudio de Lange et al. (2019), por lo tanto, ampliamos el trabajo de comportamiento y modelado de Berry et al. (2012) a la fuentememoria. en fuentememoriatareas, se les pide a los participantes que recuperen el contexto exacto en el que se estudió un elemento, por ejemplo, si se mostró en letra roja o azul, en la parte superior o inferior de la pantalla, o en un fondo de playa o bosque. Estas tareas no pueden resolverse confiando en la familiaridad sino que requieren la recuperación explícita de información conmemorativa (pero véase Diana et al., 2008; Taylor & Henson, 2012). En esta tarea extendida, a los participantes del estudio se les mostraban palabras en la parte superior o inferior de la pantalla. Atestigüe que los participantes primero identificaron un elemento a medida que se aclaraba a través de una máscara, luego dieron una calificación de confianza de reconocimiento, seguida de una calificación de confianza de la fuente. Reproducimos los hallazgos de la asociación de preparación y memoria de reconocimiento y observamos la asociación análoga de preparación y memoria fuente: los ítems con decisiones de fuente correctas tendían a tener también RT de identificación más rápidos (para hallazgos similares usando una tarea de recuerdo como tarea de memoria fuente, ver Mazancieux et al., 2019, Exp 1).

Estos resultados son consistentes con un únicomemoriaseñal subyacente respondiendo donde mayormemoriala fuerza de un elemento está más probablemente asociada con una mayor preparación, juicios de reconocimiento "antiguos" correctos y juicios de fuente correctos. Si bien la suposición central de una sola señal de memoria o múltiples señales de memoria independientes es fundamental para las predicciones sobre la asociación de esas tareas de memoria, las suposiciones auxiliares sobre el mapeo de respuestas describen cómo cambia la respuesta en una tarea con la respuesta en otra. En el mapeo de respuestas estándar, se supone que las respuestas se realizan de forma independiente entre sí. Para la asociación de preparación y memoria fuente, por ejemplo, esto significa que la magnitud del efecto de preparación debe aumentar monótonamente desde "seguro-(decisión de fuente incorrecta)" a "seguro-(decisión de fuente correcta)". 1 Sin embargo, en todos En los experimentos de Lange et al. (2019), el cebado tendía a ser más alto en ambos extremos de la escala de calificación y más bajo en el punto medio de la escala. En otras palabras, el cebado aumentó con el aumento de la confianza en la decisión de la fuente, independientemente de si esa decisión era correcta o incorrecta.

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Dado que las calificaciones de la memoria fuente siguieron las calificaciones de reconocimiento en nuestra tarea, consideramos si este patrón inesperado en la asociación de cebado y la memoria fuente se debía a las calificaciones de reconocimiento que precedieron a las calificaciones de confianza de la fuente, es decir, que no se realizaron las respuestas de reconocimiento y memoria fuente. independientemente. Está bien establecido que existe cierta dependencia entre las calificaciones de fuente y reconocimiento, de modo que las decisiones de fuente tomadas con alta confianza son más probables cuando las decisiones de reconocimiento se toman con alta confianza (p. ej., Hautus et al., 2008; Starns et al. ., 2013) y que esto es consecuencia de algo más que una simple señal de memoria compartida (Starns & Ksander, 2016). Los modelos de reconocimiento y memoria fuente incorporan esto al permitir que los criterios de decisión de fuente o el mapeo de respuesta cambien con la calificación de reconocimiento (p. ej., Hautus et al., 2008; Klauer & Kellen, 2010; Onyper et al., 2010). Cuando adaptamos el mapeo de respuestas para incluir la dependencia entre estas respuestas, el modelo de sistema único de nuestras tareas de memoria conjuntas capturó el hallazgo de que las decisiones de fuente correctas están asociadas con una mayor preparación que las decisiones de fuente incorrecta en general, y que la preparación aumenta con la confianza de la fuente independientemente de si la respuesta de la fuente fue correcta.

Una posibilidad es que la mejor predicción del modelo con el mapeo de respuesta cambiado sea evidencia de que el proceso subyacente que da lugar a las características específicas de la asociación entre el cebado y la memoria de origen es la dependencia decisional de las calificaciones de la memoria de origen en las calificaciones de la memoria de reconocimiento anterior. En este artículo, buscamos probar esto empíricamente. Si las calificaciones de confianza de la memoria de origen cambian con las calificaciones de confianza del reconocimiento, eliminar las calificaciones de confianza del reconocimiento debería eliminar ese sesgo de decisión. Entonces, en general, las decisiones correctas sobre la fuente aún deberían asociarse con una mayor preparación que las decisiones incorrectas sobre la fuente (en línea con la suposición central del modelo de sistema único), pero ahora la preparación debería aumentar gradualmente a medida que aumenta la confianza en la decisión correcta sobre la fuente. El Experimento 1 es una réplica del Experimento 2 de Lange et al. (2019) para restablecer el patrón previamente observado de la asociación de cebado y memoria fuente. Luego buscamos determinar si la asociación persistiría incluso cuando se excluyeran los juicios de reconocimiento abiertos (Experimento 2) y encubiertos (Experimento 3). En el Experimento 4, al medir las decisiones de preparación y fuente en fases separadas, en lugar de intercaladas, probamos si la asociación de fuente de preparación persistiría en condiciones en las que otros factores, como la fluidez de la identificación, no influirían en la decisión de fuente.

Experimento 1

Método Participantes.

Treinta y seis individuos (7 hombres; M edad=24.20, SD=9.52) participaron en el experimento por el pago de £8. Este tamaño de muestra proporcionó una potencia de 0.8 para detectar un efecto de tamaño medio en un diseño de medidas repetidas con dos niveles (es decir, un DZ de Cohen aproximadamente igual a 0.48) basado en cálculos para un estudio piloto. Utilizamos el mismo tamaño de muestra en cada experimento posterior. Los participantes en cada experimento fueron reclutados utilizando un grupo de participación de la Universidad de Plymouth. La ética fue aprobada por la junta de ética de la Universidad de Plymouth. Todos los participantes dieron su consentimiento informado antes de participar en el experimento.

Materiales. El conjunto de estímulos constaba de 384 palabras de baja frecuencia de cuatro letras, seleccionadas de la base de datos psicolingüística del Medical Research Council (Coltheart, 1981). La frecuencia de ocurrencia osciló entre 1 y 13 por millón, y no hubo restricciones de concreción o imaginabilidad. Se excluyeron los términos arcaicos y coloquiales. Para cada participante, se asignaron aleatoriamente 176 palabras para que fueran los estímulos antiguos, se seleccionaron otras 176 palabras para que fueran los nuevos estímulos y se seleccionaron otras 32 palabras para que fueran los estímulos que aparecían en las pruebas de amortiguación de primacía y actualidad en la fase de estudio.

Procedimiento. Al comienzo del experimento, los participantes completaron seis pruebas de práctica de la tarea de identificación continua (CID; Berry et al., 2012; Feustel et al., 1983; Lange et al., 2019; Stark & ​​McClelland, 2{{7} }) para familiarizarse con la tarea antes de las pruebas experimentales. El procedimiento CID fue el mismo que el de Lange et al. (2019). En cada prueba de CID, se mostró una sola palabra durante períodos cada vez más largos, y se hizo más clara con el tiempo. Se instruyó a los participantes para que presionaran la tecla Enter tan pronto como estuvieran seguros de que podían identificar la palabra correctamente. La precisión y la velocidad se enfatizaron en las instrucciones de la tarea. Al comienzo de cada prueba, se presentó una máscara de fijación "####" en fuente Courier de 24-puntos durante 1000 ms. A continuación, la palabra se presentó en fuente Courier de 20-puntos durante 16,7 ms (una actualización de pantalla a 60 Hz). Luego, la máscara se presentó durante 233,3 ms, formando un bloque de presentación de 250 ms. Había treinta bloques de presentación de 250ms. La duración del estímulo aumentó en 16,7 ms en cada bloque alternativo y la máscara siempre se presentó durante el resto del bloque de 250 ms. Por lo tanto, cada prueba de CID tenía una duración potencial de 7500 ms, pero el participante podía terminarla antes de tiempo presionando la tecla Intro. Cuando se presionó la tecla Enter, la máscara se volvió a presentar durante 16,7 ms. A continuación, se presentaba un recuadro delineado en blanco que indicaba al participante que debía teclear la palabra en el teclado. Las pulsaciones de teclas se mostraban en el cuadro. Se les dijo a los participantes que presionaran Enter después de escribir la palabra para avanzar a la siguiente prueba.

Fase de estudio. Se les dijo a los participantes que verían las palabras presentadas debajo o encima del centro de la pantalla durante un breve período de tiempo y que su tarea era recordar la ubicación de cada palabra para una prueba posterior. Los participantes completaron ocho bloques de estudio-prueba, que eran idénticos excepto que los estímulos en cada bloque eran únicos. Al inicio de cada bloque de estudio se presentaba una fijación "más" durante 500ms en el centro de la pantalla. Las palabras se presentaron durante 2 s cada una, con la mitad de ellas presentadas 0,9 cm por debajo del punto de fijación central (es decir, subtendiendo un ángulo visual vertical de aproximadamente 0,69 grados, desde una distancia de visualización de aproximadamente 75 cm) y la otra mitad 0,9 cm por encima del punto de fijación. El intervalo interestímulo fue de 100ms. La asignación de palabras a la ubicación y el orden de presentación se aleatorizaron entre los participantes. Los participantes completaron 26 ensayos de estudio por bloque, con el primero y los dos últimos ensayos en cada bloque designados como ensayos de amortiguación de primacía y actualidad. Los estímulos amortiguadores no se volvieron a presentar en el experimento.

Fase de prueba. A continuación, se presentaron las instrucciones para la primera fase de prueba CID-RS (es decir, CID con juicios de Reconocimiento y Fuente). Se les dijo a los participantes que volverían a completar pruebas de identificación y que algunas de las palabras eran del bloque de estudio anterior y otras eran nuevas. Se les dijo que debían decidir si pensaban que la palabra era nueva (es decir, no mostrada anteriormente) o antigua (es decir, estudiada) después de cada identificación, y que indicaran si se mostraba previamente en la parte inferior o superior de la pantalla. Se les informó que hicieran ese juicio de ubicación incluso para los artículos que indicaron que eran nuevos y que adivinaran si no estaban seguros. Se les dijo a los participantes que la mitad de las palabras serían nuevas y la otra mitad antiguas, que la mitad de las palabras antiguas se presentarían en la parte inferior de la pantalla y la otra mitad en la parte superior. Hubo 44 ensayos en cada bloque de prueba, compuestos por 22 ítems antiguos y 22 nuevos. En cada prueba, se presentaba una palabra en el centro de la pantalla utilizando el mismo procedimiento CID que en las pruebas de práctica. Después de que los participantes hicieran su identificación, la palabra se reemplazó por una sonda de reconocimiento ("¿Es la palabra nueva o antigua?") y una escala de calificación ("1=seguro nuevo, 2=probablemente nuevo, {{6 }}adivina nueva, 4=adivina antigua, 5=probablemente antigua, 6=seguramente antigua"). Después de que los participantes hicieran su juicio de reconocimiento, se presentó una prueba de memoria de origen ("¿Se presentó la palabra en la parte inferior o superior?") con una escala de calificación ("1=seguro en la parte inferior, 2=probablemente en la parte inferior, { {12}}adivinar abajo, 4=adivinar arriba, 5=probablemente arriba, 6=seguro arriba"). Los participantes utilizaron las teclas numéricas del 1 al 6 en la parte principal de un teclado QWERTY para los juicios de reconocimiento y las teclas numéricas en el teclado numérico para el juicio de la memoria fuente. Se agregaron pegatinas al teclado numérico con flechas hacia arriba que indican la respuesta "superior" y flechas hacia abajo que indican la respuesta "inferior". Después de hacer su juicio de memoria de origen, se presentó un mensaje que instruía a los participantes a presionar la tecla Intro para comenzar la siguiente prueba. Al finalizar el bloque de prueba, a los participantes se les presentó el siguiente bloque de estudio. Al completar el bloque de prueba final, el experimento terminó.

Cribado inicial de ensayos de identificación. En este experimento y en los subsiguientes, no se incluía una prueba en el análisis si se identificaba erróneamente una palabra durante la fase de identificación de una prueba o si las respuestas de identificación eran demasiado rápidas o demasiado lentas. Las respuestas de identificación se corrigieron por errores tipográficos menores (p. ej., cuando se escribió un número o un símbolo después de la palabra escrita correctamente). Un participante fue excluido en esta etapa porque no intentó identificar ninguna palabra en el primer bloque de estudio-prueba. En general, la proporción de ensayos mal identificados después de la corrección de errores tipográficos fue baja (M=3.05 por ciento, SD=2.58), al igual que la proporción de ensayos en los que los participantes no proporcionaron una respuesta ( M=0.19 por ciento, SD=0.78). La proporción de ensayos en los que el RT de identificación fue inferior a 200 ms o superior a tres desviaciones estándar por encima del RT medio de identificación (dentro de los participantes) también fue baja (M=1.22 por ciento de los ensayos, SD{{13} }.49). Siguiendo a Lange et al. (2019), estos cuatro tipos de ensayos no se analizaron más. Esto dejó una cantidad suficiente de ensayos válidos para todos los individuos (M=95.54, SD=2.52, Min=88.07 percent ).

Medidas. Todos los análisis se realizaron en R (R Core Team, 2019). Para todas las comparaciones estadísticas relevantes, excluimos a los participantes de la lista si les faltaban datos en alguna celda de ese análisis. El análisis de varianza (ANOVA) se calculó utilizando la función aov_car en el paquete Apex (Singmann et al., 2020), con contrastes post hoc calculados con medias (Lenth, 2020). Los grados de libertad se corrigieron por violación de la esfericidad cuando fue necesario utilizando la corrección de Greenhouse-Geisser. Se utilizó un nivel alfa de 0,05 para todos los análisis estadísticos y todas las pruebas t fueron de dos colas. También realizamos análisis bayesianos equivalentes e informamos los factores bayesianos (BF) para todas las pruebas frecuentistas informadas, utilizando el paquete BayesFactor (Morey & Rouder, 2018), con los valores previos predeterminados del paquete para todas las pruebas. Informamos los siguientes tamaños de efecto: ηP2 para ANOVA, DZ de Cohen (DZ; diferencia media de dos medidas dependientes, dividida por la desviación estándar promedio de la diferencia de las dos medidas) para pruebas t. Los ensayos se agregaron a través de bloques de estudio y prueba para todos los análisis.

El efecto de preparación se calculó como el RT medio de identificación de elementos nuevos menos el RT medio de identificación de elementos antiguos. La discriminación de reconocimiento se midió con d′ (en adelante, reconocimiento d′), que se calcula como z(p["antiguo"| antiguo])—z(p["antiguo"| nuevo]), donde p("antiguo"| "| antiguo){{0}}(número de visitas más 0.5)/(número de elementos antiguos más 1) y p("antiguo"| nuevo)=( número de falsas alarmas más {{10}}.5)/(número de elementos nuevos más 1), siguiendo a Snodgrass y Corwin (1988). El patrón de resultados para Pr, que es la medida de discriminabilidad en el modelo de dos umbrales altos y se calcula como p("antiguo"| antiguo)—p("antiguo"| nuevo), fue el mismo, por lo que solo informamos reconocimiento d′ en todo. El sesgo de respuesta al reconocimiento se midió con c (en adelante, reconocimiento c), que se calcula como −0.5 * (z(p["antiguo"| antiguo]) más z(p["antiguo"| nuevo])). La discriminación de la fuente se midió con d' (en lo sucesivo denominada fuente d'). Para esta medida, los elementos de origen superior se designaron arbitrariamente como objetivos y los elementos de origen inferior como no objetivos; por lo tanto, fuente d′=z(p["superior"| superior])—z(p["superior"| inferior]), donde p("superior"| superior)=(número de respuestas principales correctas más 0,5)/(número de elementos principales de origen más 1) y p("superior"| inferior)=(número de respuestas principales incorrectas más 0,5)/(número de elementos de fuente inferior más 1). El patrón de resultados para la precisión de la fuente, calculado como (número de elementos "superiores"|superiores más número de elementos "inferiores"|inferiores)/número de elementos antiguos, fue el mismo, por lo que solo se informa el primero. El sesgo de la fuente se midió con c (en lo sucesivo, fuente c) y se calculó como −0,5* ( z(p["superior"| superior]) más z(p["superior"| inferior])).

Para el análisis de los RT de identificación clasificados según las calificaciones de confianza de la fuente, las respuestas se colapsaron en los elementos fuente superior e inferior. Las calificaciones de fuente 3, 2 y 1 para los ítems de fuente inferior y 4, 5 y 6 para los elementos de fuente superior constituyeron decisiones de fuente correctas con una mayor certeza de respuesta, mientras que las calificaciones de fuente 4, 5 y 6 para los elementos de fuente inferior y 3, 2 y 1 para los ítems de fuente superior constituyeron decisiones de fuente incorrectas. Fiabilidad de las medidas. Investigaciones previas han demostrado que es importante considerar las confiabilidades relativas de las tareas de memoria directa e indirecta cuando se compara el desempeño de la tarea (Buchner & Wippich, 2000). En consecuencia, se usaron correlaciones de mitades divididas para determinar la confiabilidad de las medidas de cebado, reconocimiento y fuente en todos los experimentos. Para calcularlos, primero dividimos los datos de cada participante en ensayos con números pares e impares y luego calculamos el efecto de cebado, el reconocimiento d′ y la fuente d′ en cada mitad. Luego, las correlaciones de mitades divididas se dieron como la correlación de Pearson entre el desempeño en cada mitad entre los participantes. En el Experimento 1, estos fueron grandes y significativos, priming, r(33)=.90, p<.001, bf="1.94" ×="" 109="" ;="" recognition="" d′,="" r(33)=".90,"><.001, bf="3.55" ×="" 109="" ;="" source="" d′,="" r(33)=".81,"><.001, bf="7.70" ×="">

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Resultados

Teniendo en cuenta los primeros niveles generales de rendimiento de la memoria, el efecto de cebado, el reconocimiento d′ y la fuente d′ superaron la probabilidad (0): M cebado=247ms, SE=34, t(34 )=7.17, pág.<.001, d="1.22," bf="5.11" ×="" 105;="" m="" recognition="" d′="1.23," se="0.10," t(34)="12.02,"><.001, d="2.03," bf="8.61" ×="" 1010;="" m="" source="" d′="0.80," se="0.11," t(34)="7.48,"><.001, d="1.26," bf="1.16" ×="" 106="" .="" table="" 1="" shows="" the="" mean="" identification="" rt="" for="" new="" and="" old="" items,="" and="" also="" the="" mean="" hit="" rate="" and="" false="" alarm="" rate="" for="" recognition="" and="" source="" decisions.="" neither="" recognition="" nor="" source="" responding="" was="" biased="" overall="" (recognition="" c="−0.04," se="0.04," t(34)="0.98," p=".33," d="0.17," bf="0.28;" source="" c="0.01," se="0.05," t(34)="0.11," p=".91," d="0.02," bf="">

Hubo evidencia de correlaciones entre estas medidas generales, aunque esto solo fue sustancial para la asociación de reconocimiento y memoria fuente (cebado y reconocimiento d′, r(34)=.35, p=.041 , BF=2.32; cebado y fuente d′, r(34)=.33, p=.056, BF=1.84; reconocimiento d′ y fuente d′, r(34)=.82, p<.001, bf="1.82" ×="" 106="" ).="" as="" in="" lange="" et="" al.'s="" (2019)="" study,="" we="" expected="" associations="" between="" priming="" and="" source="" memory="" to="" be="" evident="" when="" broken="" down="" according="" to="" the="" source="" decision.="" we="" consider="" two="" aspects="" of="" the="" data:="" (a)="" the="" difference="" in="" the="" magnitude="" of="" the="" priming="" effect="" for="" items="" with="" correct="" and="" incorrect="" source="" decisions,="" and="" (b)="" how="" the="" priming="" effect="" varies="" with="" participants'="" confidence="" in="" their="" source="">

En primer lugar, el efecto de preparación para los elementos con decisiones de origen correctas fue significativamente mayor que para los elementos con decisiones de origen incorrectas (diferencia M=71ms, SE= 24), t(34)=3.{ {4}}, p < .005,="" d="0.51," bf="7.76)," véase="" el="" lado="" izquierdo="" de="" la="" figura="" 1a).="" esta="" diferencia="" fue="" consistente="" entre="" los="" individuos,="" estando="" presente="" en="" el="" 69="" por="" ciento="" de="" los="">

En segundo lugar, examinamos los RT de identificación para las decisiones de fuentes correctas e incorrectas en la confianza de los participantes. Este análisis se limita a los elementos estudiados, es decir, elementos que pueden asociarse con una decisión de fuente correcta e incorrecta. La Tabla 2 muestra el número medio de ítems en cada nivel de este análisis. Consulte el material complementario para el análisis de la relación entre el RT de identificación y la confianza de la fuente para los elementos nuevos. Los RT de identificación tendieron a disminuir (es decir, el efecto de preparación fue mayor) a medida que aumentaba la confianza en la decisión sobre la fuente, como se muestra en el lado derecho de la Figura 1a. Esta tendencia se confirmó en un ANOVA de medidas repetidas de 3 (confianza de la fuente: conjetura, probablemente, seguro) × 2 (decisión de la fuente: correcta, incorrecta), que arrojó un efecto principal significativo de la confianza de la fuente, F(1.63, 48.77){{9 }}.62, MSE=70,424, pág.<.001, ηp2=".28," bf="9.79×102." four="" participants="" could="" not="" be="" included="" in="" this="" anova="" because="" they="" had="" zero="" responses="" for="" particular="" cells="" of="" the="" analysis="" (hence="" n="31" for="" this="" analysis).="" post="" hoc="" analyses="" confirmed="" a="" significant="" linear="" trend,="" t(43)="4.82,"><.001, with="" higher-level="" trends="" not="" significant="" (p="">.89). Las decisiones de fuente que recibieron una calificación de confianza alta se asociaron con una identificación más rápida que las decisiones de fuente que recibieron una calificación de confianza baja, p<.001 (the="" remaining="" comparisons,="" bonferroni-adjusted,="" p="">.043). No hubo efecto principal de decisión de fuente, F(1, 30)=1.14, MSE=32431, p=.29, ηP2=.04, BF{ {10}}.22, o interacción, F(2, 60)=1.16, MSE=40521, p=.32, ηP2=.04, BF =0.23.

Brevemente, en este experimento, también replicamos la asociación de cebado y memoria de reconocimiento mostrada por Berry et al. (2012) y Lange et al. (2019). Para los elementos antiguos, la identificación fue más rápida para los elementos considerados antiguos que para los elementos considerados nuevos, diferencia M=210ms, SE=51, t(34)=4.15, p<.001, dz="0.70," bf="127," and="" identification="" rts="" decreased="" with="" increasing="" recognition="" confidence=""><.001, though=""><.015 for="" quadratic="" and="" cubic="" trends).="" for="" new="" items,="" there="" was="" no="" clear="" evidence="" for="" an="" effect="" of="" fluency,="" that="" is,="" m="" difference="" in="" identification="" rt="" to="" new="" items="" judged="" old="" and="" new="48ms," se="25," t(34)="1.95," p=".060," dz="0.33," bf="0.98," though="" overall="" identification="" rts="" decreased="" with="" increasing="" recognition="" confidence=""><.001, all="" higher-level="" contrasts:="" p="">.050).

Discusión

Estos resultados son consistentes con los de Lange et al. (2019), que muestra una mayor preparación para decisiones de fuente correctas que incorrectas, y una mayor preparación con una confianza creciente, independientemente de la decisión de fuente. También replicamos la asociación ahora bien establecida de cebado y memoria de reconocimiento en este paradigma (p. ej., Berry et al., 2012). Habiendo establecido la asociación entre el cebado y la fuente, ahora pasamos a probar si las calificaciones de confianza del reconocimiento son fundamentales para la naturaleza de esta asociación. Esta es la suposición teórica que subyace al mapeo de respuesta adaptado en el modelo de sistema único de Lange et al. (2019). En todos los experimentos siguientes, no obtendremos calificaciones de reconocimiento abiertas de los participantes. Además, en los Experimentos 3 y 4, también limitaremos los juicios de reconocimiento encubiertos, es decir, los juicios sobre la antigüedad de un elemento en ausencia de una instrucción para hacerlo, mostrando solo los elementos antiguos en la prueba.

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