Partea 2: Integrarea transsaccadică se bazează pe o resursă de memorie limitată

pentru mai multe informații:ali.ma@wecistanche.com

rezultate si discutii

Distribuțiile răspunsurilor de culoare în raport cu culorile pre și post-sacadice sunt afișate pentru fiecare dimensiune setată în Figura 2A. Am definit părtinirea față de valoarea culorii post-sacadice și variabilitatea răspunsului ca medie circulară și SD circulară) la nivelul observatorului (rezultate în figurile 2B, 2C, respectiv).

Estimările de culoare au fost din ce în ce mai părtinitoare față de creșterea mărimii activelor de stimul post-sacadic, variind de la 4,90 grade ± 3,13 grade (medie ± SD) la dimensiunea setată unu până la 14,3 grade ± 5,4 grade la dimensiunea setată a patru. O serie de teste Bayesiene pentru eșantioane pereche a constatat că părtinirea la dimensiunea setului doi a depășit părtinirea la dimensiunea setului unu (BF10=11.7), iar distorsiunea la dimensiunea setului trei, la rândul său, a depășit părtinirea la dimensiunea setului doi (BF10=15.1). Am obținut dovezi slabe care favorizează nicio diferență între mărimile setului trei și patru (BF01=1.30). De asemenea, variabilitatea răspunsului a crescut odată cu dimensiunea setului, variind de la 21,9 grade ± 8,1 grade la dimensiunea setată unu până la 37,2 grade ± 10,6 grade la dimensiunea setată a patru. S-au găsit teste bayesiene pentru probe pereche

că SD la dimensiunea setată doi a depășit SD la dimensiunea setată unu (BF10=292). SD la dimensiunea setată trei, pe rând

Figura 2. Rezultatele experimentului 1. (A) Distribuțiile răspunsului de culoare pentru fiecare dimensiune de set, reprezentate grafic cu privire la valorile caracteristicilor pre și post-sacadice (indicate prin linii punctate). Săgețile de sub axa x indică media circulară a fiecărei distribuții. (B) Prejudecăți circulare medii către caracteristica post-sacadică în funcție de dimensiunea setului. (C) Abaterea standard circulară medie în funcție de dimensiunea setată. Barele de eroare denotă intervale de încredere de 95% în cadrul subiecților (O'Brien & Cousineau, 2014).

a depășit SD la dimensiunea setată doi (BF10=5.35). Am găsit dovezi slabe care favorizează nicio diferență între dimensiunile setului trei și patru (BF01=2.76).

Pentru a aborda potențialele confuzii, am investigat dacă rezultatele noastre ar putea fi influențate de comportamentul sacadic. Diferențele în latența saccadelor ar putea afecta durata expunerii pre-sacadice, deoarece culoarea s-a schimbat numai după inițierea unei sacade. Am descoperit că latențele sacadelor au crescut cu dimensiunea setată, variind de la

patru. Acest efect a fost susținut de testele t pentru eșantioane pereche bayesiene, găsind latențe mai scurte de la dimensiunea setată unu la doi (BF10=96.9), două până la trei (BF{10=61.1) și trei până la patru (BF10=7.26). Acest lucru exclude latența saccade ca o explicație alternativă pentru rezultatele noastre: latența saccade mai lungă implică o expunere mai lungă la stimulul pre-sacadic, care ar trebui să fie asociat cu o părtinire mai puternică către culoarea pre-sacadic. Rezultatele noastre arată efectul opus. În plus, nu am găsit nicio relație sistematică între latența saccadelor și părtinirea (în cadrul subiecților r {{10}},015 ± 0,043; testul t bayesian privind corelațiile transformate de Fisher versus nicio corelație, BF{{16 }}.82).

Excentricitatea stimulului post-sacadic în raport cu punctul de fixare post-sacadic a variat în funcție de faptul dacă a ocupat una dintre locațiile matricei interioare sau exterioare. Un studiu anterior (Oostwoud Wijdenes et al., 2015) a constatat că prejudecățile în integrare reflectau diferențe în excentricitatea relativă a unui stimul înainte și după saccade. Deși diferența de excentricitate a fost mică, am emis ipoteza că ar putea exista o părtinire mai puternică față de culoarea post-sacadă pentru articolele din locațiile interioare decât cele exterioare. Cu toate acestea, rezultatele noastre nu au susținut o diferență de părtinire (= 9,68 grade interioare;=9,99 grade exterioare; BF01=3,52), deși au existat dovezi slabe pentru o diferență în SD (interior=30,82 grade; exterior=33,88 grade; BF{10=2,06). Pentru a confirma că acest lucru nu a contribuit la rezultatele noastre, am reanalizat principalele efecte ale mărimii setului cu includerea unui efect de interacțiune cu locația țintă (internă versus exterioară). Am descoperit că modelul cu interacțiune a fost mai puțin probabil decât cel mai bun model fără, BF01=29.82 și 6,52 pentru părtinire și, respectiv, SD.

Apasa pePudră de extract de cistanche pentru memorie

Deși locațiile stimulului au fost alese să fie echidistante de punctul de fixare pre-sacadic, mici diferențe în direcția privirii în timpul perioadei de fixare pre-sacadic ar fi putut afecta constatările noastre, deoarece au determinat excentricitatea retiniană a matricei de culori pre-sacadice (Oostwoud Wijdenes et al., 2015). Am găsit o tendință generală ca fixările să fie deplasate orizontal departe de stimuli pe măsură ce dimensiunea setată crește. Diferențele în unghiul privirii au variat de la 0.02 grade ± 0,11 grade la dimensiunea setată unu până la 0,07 grade ± 0,15 grade la dimensiunea stabilită patru, unde valorile pozitive indică deplasări ale privirii către marginea ecranului. Testele t bayesiene au găsit dovezi slabe care favorizează nicio diferență în deplasările orizontale între mărimile setului unu și doi (BF{01=1.24) și două și trei (BF{{01=3.04), dar dovezi care indică faptul că deplasarea orizontală la dimensiunea stabilită patru a fost mai departe de stimuli decât la dimensiunea setată trei (BF10=4.21). Avand in vedere

participanți neștiiți. Am constatat că diferența observată a fost mai mare decât percentila 95 a datelor amestecate doar într-un singur caz (pentru părtinire la dimensiunea setului 2).

În concluzie, demonstrăm că creșterea numărului de itemi prezentați înainte de saccade a condus la o scădere monotonă a gradului în care informațiile pre-sacadice au influențat judecățile de culoare post-sacadice. Combinat cu o creștere concomitentă a variabilității răspunsului, aceasta sugerează că fidelitatea informațiilor pre-sacadice disponibile pentru integrarea transsacadică a scăzut odată cu dimensiunea setului, în concordanță cu o

amploarea diferențelor de fixare și că cea mai mare diferență de fixare a fost între seturile de dimensiuni trei și patru, unde a fost observat cel mai mic efect în părtinire și SD, ne simțim încrezători în excluderea variațiilor în fixarea pre-sacadă ca o explicație pentru rezultatele noastre. . În conformitate cu aceasta, am găsit dovezi slabe împotriva unei corelații între deplasarea orizontală a fixării pre-sacadice și părtinirea estimărilor de culoare în toate încercările (r=0.015 ± 0,052; Testul t bayesian pe corelațiile transformate Fisher versus nicio corelație, BF01=2.20). Analize similare ale locației de fixare post-sacadic în raport cu stimulul singuratic post-sacadic au găsit doar dovezi împotriva efectelor mărimii setului (r=0,046 ± 0,042; corelații versus nicio corelație: BF01=3.44 ).

Având în vedere amplitudinea saccadei necesare, reproductibilitatea puternică a profilurilor de viteză saccade (de exemplu, Harwood, Mezey și Harris, 1999) și latențe scăzute ale eye-trackerului și afișajului, putem fi încrezători că marea majoritate a modificărilor de culoare au avut loc în timp ce ochiul se mişca. Cu toate acestea, nu putem exclude posibilitatea ca unele modificări să fi avut loc înainte sau după saccade, în special în cazul încercărilor care au fost avortate din cauza mișcărilor aberante ale ochilor. Pentru a investiga dacă orice modificări au fost vizibile pentru participanți și dacă acest lucru ar fi putut influența rezultatele noastre, am efectuat un debriefing structurat după experiment, care a dezvăluit că majoritatea participanților nu erau conștienți de schimbarea culorii. Patru din 14 participanți au indicat că sunt conștienți de faptul că culoarea discului se poate schimba în timpul unui proces. Excluderea acestor participanți nu a schimbat modelul general al rezultatelor. Pentru o comparație formală între participanții care au raportat că sunt conștienți și nu sunt conștienți de schimbare, am efectuat un ANOVA Bayesian cu efecte mixte, care nu a găsit niciun efect principal al conștientizării nici asupra părtinirii (BF01=1.39) sau a SD (BF{{). {6}}.81). Modelul restrâns la efectul principal al mărimii setului a fost favorizat față de model, incluzând efectele dimensiunii setului, conștientizarea și interacțiunea lor (pentru părtinire: BF=4.24; pentru SD: BF=7. 11). Mai mult, am efectuat un test de permutare amestecând aleatoriu etichetele conștient și inconștient între participanți și calculând diferența de părtinire și SD între grupurile repartizate aleatoriu. Acest proces a fost repetat de 10,000 ori pentru a estima distribuția așteptată a diferitelor măsuri dacă nu a existat o diferență reală între conștient O a doua proprietate cheie a memoriei vizuale de lucru este că resursele pot fi alocate în mod flexibil stimulilor în funcție de prioritatea acestora pentru depozitare. Studiile care utilizează indicații prealabile atenționale (Bays, 2014; Bays & Husain, 2008; Oberauer & Lin, 2017; Schmidt și colab., 2002; Yoo și colab., 2018) au demonstrat o reamintire îmbunătățită a elementelor care sunt vizibile sau sarcini- relevante. Dacă informațiile pre-sacadice sunt păstrate într-un magazin cu resurse limitate, atunci ne-am aștepta ca culoarea pre-sacadica a unui element indicat înainte de saccade să fie stocată în mod similar cu o fidelitate mai mare. În consecință, estimările integrate ar fi părtinite mai puternic către culoarea pre-sacadică. Experimentul 2 constituie un test al acestei predicții.

Metodă

Participanții

Cincisprezece participanți (11 femei) cu vârsta cuprinsă între 18 și 34 de ani (în medie=26.1) au participat la Experimentul 2.

Proiectare și procedură

Exemple de secvențe de încercare pentru experimentul 2 pot fi văzute în figura 3. Designul a fost identic cu condiția setată de dimensiunea patru din experimentul 1, cu următoarele excepții: am introdus trei condiții de indicare de frecvență egală: „valid”, „invalid” și „nici un indiciu”. Condiții invalide și invalide, după 500 ms inițiale de fixare, a fost prezentat o săgeată gri mai închis (54,9 cd/m2) timp de 500 ms, arătând către una dintre cele patru locații de stimul. Indicatorul nu s-a suprapus cu locația stimulului, pentru a evita schimbările de contrast în jurul elementului indicat, care ar putea interfera cu procesarea culorii. În studiile valide, elementul indicat de indiciu a fost ulterior testat (exemplu în Figura 3, panoul de jos). În studiile nevalide, unul dintre ceilalți trei itemi a fost testat cu probabilitate egală. Pentru că au existat patru itemi și o probabilitate egală ca tacul să fie

Figura 3. Exemple de secvențe de încercare pentru experimentul 2, care prezintă trei dintre cele nouă combinații posibile de condiții (nu la scară). Cercurile roșii întrerupte reprezintă fixările privirii. Săgeata roșie întreruptă reprezintă vectorul saccade. Schimbarea culorii a fost introdusă imediat ce poziția privirii a traversat linia mediană verticală a ecranului. Modificările de culoare sunt exagerate în scopuri ilustrative.

valid sau invalid în orice încercare unică, elementul indicat a avut de trei ori mai multe șanse de a fi testat decât orice articol neanunțat, oferind un stimulent pentru a acorda prioritate stocării acestuia. Participanților li s-a spus în mod explicit despre validitatea probabilistică a indiciului. Încercările fără semnal au urmat aceleași momente ca și încercările valide și invalide, cu singura diferență că nu a fost afișată nicio săgeată.

Sarcina a inclus încercări în care a fost prezentat doar stimulul pre-sau doar post-sacadic, în

care stimulul sondat a fost prezentat înainte și după saccade, etichetat AMBELE încercări (vezi exemplul din Figura 3, panoul de jos), a procedat în același mod ca și testele de dimensiunea stabilită a patru din experimentul 1. Adică,

patru itemi au fost prezentati înainte de saccade, doar unul a rămas vizibil după saccade (articolul marcat în încercările valide și elementul nemarcat în încercările invalide și fără reper) și acel item a fost indicat pentru raport prin litera corespunzătoare locației sale care apare în interior. o roată de culori.

Încercările doar PRE au fost identice cu AMBELE încercări, cu excepția faptului că elementul sondat a fost îndepărtat în timpul saccadei (vezi exemplul din figura 3, panoul de sus). În locul său nu a apărut niciun substituent pentru a evita orice influență a mascării înapoi. În studiile doar POST, elementele pre-sacadice au fost înlocuite cu patru puncte substitutive în timpul mișcării ochiului (vezi exemplul din Figura 3, panoul din mijloc).

Figura 4. Rezultatele experimentului 2. (A) Prejudecăți circulare medii către culoarea post-sacadică în condiția AMBELE, în funcție de validitatea indiciului. (B) Abaterea standard circulară medie în fiecare condiție de prezentare, în funcție de validitatea indicii. (C) Distribuții ale rapoartelor de culoare în condiția AMBELE pentru toate validitățile indicii. Săgețile de sub axa x indică media circulară a distribuției. Linia întreruptă violet denotă predicția modelului pentru AMBELE condiții derivate din condițiile doar PRE și POST. Barele de eroare denotă intervale de încredere de 95% în cadrul subiecților (O'Brien & Cousineau, 2014).

Manipularea validității semnalului și a timpului de prezentare au fost complet contrabalansate, rezultând în total nouă condiții. Participanții au finalizat opt ​​blocuri distribuite în două sesiuni experimentale a câte patru blocuri fiecare. Fiecare bloc a cuprins 99 de studii (11 per condiție, intercalate aleatoriu) în valoare totală

ședințe au fost efectuate în decurs de 1 săptămână. La începutul primei sesiuni, participanții au finalizat un bloc de practică a mișcării ochilor (experimentul 1), urmat de un bloc de practică de 33 de încercări care nu implică numai încercări indicii și un al doilea bloc de practică de 27 de încercări care implică toate condițiile experimentale.

Analiză

Prejudecățile și variabilitatea au fost calculate în același mod ca experimentul 1. Rețineți că răspunsurile de culoare au fost reflectate numai pentru încercările în AMBELE condiția.

rezultate si discutii

Ne-am așteptat ca semnalarea unui articol pre-sacadic să prioritizeze procesarea acestuia și să sporească fidelitatea obiectului stocat.memorieconţinut. În încercările valide, aceasta ar trebui să scadă părtinirea față de valoarea culorii post-sacadice și să reducă variabilitatea erorilor în comparație cu încercările fără semnal.

Pentru a confirma că indicația a fost eficientă în modularea comportamentului, am analizat variabilitatea erorii de culoare în condițiile doar PRE și numai POST. În condiția doar PRE (simboluri cyan în figura 4B), SD a fost mai scăzută în încercările valide (47,4 grade ± 25,4 grade) decât în ​​încercările fără semnal (77,0 grade ± 19,7 grade; BF{{12) }}). SD pentru studiile nevalide a fost în medie mai mare (86,2 grade ± 24,6 grade), deși au existat doar dovezi slabe pentru o diferență față de încercările fără indicativ (BF{10=2,05). În condiția doar POST, așa cum se arată prin simbolurile albastre din figura 4B, nu s-a găsit nicio diferență în SD între condițiile cue (ANOVA Bayesian măsurat în mod repetat, BF01=4.44). Acest tipar de rezultate confirmă faptul că manipularea cueing a fost eficientă în modularea fidelității reprezentării pre-sacadice a elementului indicat, dar nu a influențat procesarea post-sacadică.

În continuare, am examinat efectul indiciilor asupra integrării în starea AMBELE. Estimările de culoare din studiile valide au fost mai puțin părtinitoare față de culoarea post-sacadă decât în ​​testele fără semnal (14,2 grade ± 4,0 grade vs. 2{0,0 grade ± 3,4 grade; BF{{9} }}.49 × 105), în concordanță cu o creștere bazată pe fiabilitate a ponderării culorii pre-sacadice a elementului marcat. Prejudecățile de culoare la studiile nevalide (19,9 grade ± 3,90 grade) nu au fost diferite de încercările fără semnal (BF01=3.79). Acest lucru este în general în concordanță cu efectul slab al indicațiilor invalide asupra variabilității observate în condiția doar PRE.

Contul flexibil de resurse prezice că creșterea infidelității pentru un element marcat ar trebui să fie însoțită de o scădere a infidelității pentru articolele nemarcate, iar acest lucru a fost observat în studiile anterioare de lucru vizual.memorie(de exemplu, Bays, Gorgoraptis, Wee, Marshall și Husain, 2011; Gorgoraptis, Catalao, Bays și Husain, 2011). Eșecul de a găsi un efect clar de indiciu invalid în studiul de față poate reflecta faptul că, în timp ce beneficiul unui indiciu valid se acumulează numai pentru elementul indicat, costul corespunzător al unui indiciu invalid este distribuit între toate elementele necuprinse (3 în acest articol). caz). În consecință, efectele așteptate ale indiciilor invalide sunt mai mici și mai greu de detectat decât cele ale indicațiilor valide.

Estimările de variabilitate pentru AMBELE condiții sunt prezentate prin simboluri violete în figura 4B. SD în studiile valide (22,6 grade ± 3,9 grade) a fost mai mică decât SD în încercările fără semnal (29,3 grade ± 6,5 grade; BF10=35.63). Din punct de vedere numeric, SD-ul din studiile invalide a depășit SD-ul din încercările fără semnal (32,8 grade ± 9,1 grade), deși dovezile pentru această diferență au fost doar slabe (BF10=2.43). Variabilitatea în AMBELE încercări a fost mai mică decât variabilitatea în studiile doar PRE în fiecare condiție de indicare (cel mai scăzut BF10=22.4). Cu toate acestea, nu am găsit o scădere consistentă a variabilității în comparație cu condiția doar POST: pentru încercările invalide (BF{10=26.6) și fără indiciu (BF{{10=13.5), AMBELE condiția au arătat un SD mai mare, în timp ce nu a existat dovezi pentru nicio diferență în condiția validă (BF01=3.55).

Având în vedere că SD-ul în starea BOTH a fost mai mare decât în ​​condiția doar POST, este clar că performanța nu a demonstrat beneficiul prezis de integrarea optimă, spre deosebire de unele studii anterioare care au testat un singur stimul (Ganmor și colab., 2015). Wolf & Schutz, 2015). Linia întreruptă violet din figurile 4A și 4B corespunde performanței prezise pe baza unei medii ponderate optim a datelor doar PRE și POST. În timp ce efectele condiției indicii au fost cele așteptate (scăderea părtinirii față de culoarea post-sacadă și scăderea SD pentru indicii valide) și s-au potrivit calitativ cu datele empirice din AMBELE condiții, modelul de integrare optimă a supraestimat în mod constant părtinirea față de

culoare post-sacadica si subestimat SD. Vom lua în considerare posibilele explicații pentru aceasta în Discuția generală.

Ca și în Experimentul 1, excentricitatea stimulului post-sacadic în raport cu punctul de fixare post-sacadic a variat în funcție de faptul că acesta a ocupat una dintre locațiile matricei interioare sau exterioare, ceea ce poate duce la o părtinire mai puternică către culoarea post-sacadica pentru articole. în locațiile interioare decât exterioare. Din nou, rezultatele noastre nu au susținut o diferență de părtinire (= 17,21 grade interioare; grade=18,61 grade exterioare; BF10=1,01), deși acum există dovezi mai puternice pentru o diferență în SD (interior=26,39 grade; exterior=30,58 grade; BF{10=5,72). Pentru a confirma că acest lucru nu a contribuit la rezultatele noastre, am reanalizat principalele efecte ale mărimii setului cu includerea unui efect de interacțiune cu locația țintă (internă versus exterioară). Am descoperit că modelul cu interacțiune a fost mai puțin probabil decât cel mai bun model fără, BF01=5.44 și 1.86 pentru părtinire și, respectiv, SD.

Mișcarea ochilor este cheia pentru a putea vedea lumea clar (Yarbus, 1967). Aceste mișcări ale ochilor compensează rezoluția limitată a vederii periferice umane prin sprijinirea acumulării de informații vizuale relevante prin fixări succesive (Irwin & Andrews, 1996). În două experimente, am investigat natura reprezentării input-ului pre-sacadic disponibil pentru integrare. În Experimentul 1, am constatat că creșterea numărului de articole pre-sacadice a scăzut monoton ponderea relativă a reprezentării pre-sacadice în estimarea integrată, în concordanță cu o scădere a infidelității reprezentării pre-sacadice. Experimentul 2, am constatat că un pre-cue valid care evidențiază un element în afișarea pre-sacadic a condus la o creștere a ponderii relative a reprezentării pre-sacadice în integrare, comparativ cu o condiție fără indiciu. Acest lucru sugerează că elementul prioritizat a fost reprezentat

cu fidelitate sporită în magazinul pre-sacadic. Atât scăderea infidelității cu dimensiunea setului (Bays & Husain, 2008; Schneegans et al., 2020; van den Berg et al., 2012; Zhang & Luck, 2008), cât și flexibilitatea în alocare

(Gorgoraptis et al., 2011; Oberauer & Lin, 2017; Schmidt et al., 2002; Yoo et al., 2018) sunt calități caracteristice ale lucrului vizualmemorie, deseori teoretizată fiabilitatea pre- și post-sacadică a fost cu adevărat la fel de mare

Mulțumiri

Sprijinit de Wellcome Trust (grant 106926 către PMB).

Disponibilitatea datelor: Datele și codul asociat cu acest studiu sunt disponibile public la https://osf.io/v27y6/.

Relații comerciale: niciuna.

Autor corespondent: Garry Kong.

E-mail: gk426@cam.ac.uk.

Adresă: Universitatea din Cambridge, Downing St., Cambridge, CB2 3EB, Marea Britanie.

*GK și LMK au contribuit în mod egal la această activitate.