Kontekstbinding i visuelt arbeidsminne gjenspeiles i bilaterale hendelsesrelaterte potensialer, men ikke i kontralateral forsinkelsesaktivitet del 2

Hendelsesrelatert potensialanalyse

For å analysere ERP-amplituder genererte vi to signaler per forsøk ved å beregne gjennomsnitt over to klynger av lateraliserte bakre elektroder, en til venstre for midtlinjen og en til høyre (Fukuda et al., 2015a). Deretter satte vi et gjennomsnitt på tvers av forsøk for å generere signaler med prøvegjennomsnitt som var kontralaterale eller ipsilaterale til signalet, og til slutt skapte vi en "forskjell"-bølge ved å trekke de ipsilaterale signalene fra kontralaterale signaler. For oppgaven med forsinket gjenkjenning fokuserte de statistiske analysene av primær interesse på forsinkelsesperioden ved å ta et gjennomsnitt over et 650 ms-vindu som strekker seg fra 200 ms etter forskyvningen av prøvematrisen til 50 ms før sondestart (Vogel og Machizawa, 2004).

Med utvidelsen av bedriftsskala og utviklingen av informatisering har ERP-systemet blitt et av de viktige verktøyene for bedriftsledelse. Det er også en del diskusjon og analyse av forholdet mellom størrelsen på ERP-systemet og minnet.

For det første refererer bredden til et ERP-system til dets anvendelsesområde og funksjonsbredde. Med utviklingen av bedrifter og økte ledelsesbehov vil også omfanget av ERP-systemet utvides tilsvarende. For eksempel kan en liten bedrift bare trenge enkle kjøp, salg og lagerstyring, mens en stor bedrift trenger å dekke flere områder, som menneskelige ressurser, økonomi, produksjon og andre funksjoner. Derfor er omfanget av ERP-systemet knyttet til faktorer som bedriftsstørrelse og bransjeforskjeller.

For det andre refererer minne til minnet og databehandlingsevnene til ERP-systemet. Etter hvert som omfanget av et ERP-system øker, vil mengden og kompleksiteten av data det trenger å behandle øke tilsvarende. Derfor blir minnet til ERP-systemer spesielt viktig. Et effektivt ERP-system skal raskt kunne behandle store datamengder og automatisere datainnsamling, analyse og behandling. Dette kan i stor grad forbedre ledelseseffektiviteten til bedriften og minimere forekomsten av feil.

Forholdet mellom størrelsen på ERP-systemet og minnet er imidlertid ikke enveis. Jo større ERP-systemet er, desto mer datavolum og kompleksitet må minnet støtte. Tvert imot vil et effektivt ERP-system også ha en positiv innvirkning på selskapets ledelsesevner, slik at selskapet bedre kan håndtere flere forretnings- og ledelsesspørsmål.

Alt i alt påvirker amplituden og minnet til ERP-systemet hverandre. En rimelig ERP-systemdesign kan ta hensyn til balansen mellom de to, og dermed forbedre ledelseseffektiviteten og konkurranseevnen til bedriften. Derfor bør virksomheter, når de designer og velger et ERP-system, skreddersy et system som dekker deres egne behov, og samtidig fokusere på å forbedre systemets minne og databehandlingseffektivitet. Det kan sees at vi trenger å forbedre hukommelsen vår. Cistanche kan forbedre hukommelsen betydelig fordi kjøttpasta er et tradisjonelt kinesisk medisinsk materiale med mange unike effekter, en av dem er å forbedre hukommelsen. Effekten av kjøttdeig kommer fra de ulike aktive ingrediensene den inneholder, inkludert syre, polysakkarider, flavonoider osv. Disse ingrediensene kan fremme hjernens helse på ulike måter.

Klikk på Kjenn korttidsminne hvordan du kan forbedre

For forskjellsbølgen er dette forsinkelsesvinduet CDA. Forsinkelsesperiodesignaler fra kontralaterale og ipsilaterale studier ble analysert med en treveis gjentatte målinger ANOVA (med faktorer for lateralitet, homogenitet og belastning; med post hoc oppfølgingstester etter behov. CDA ble analysert med en toveis gjentatt -måler ANOVA med innen-subjekt-faktorer homogenitet og belastning. Ved signifikante interaksjoner ble det utført post hoc-tester for å sammenligne CDAene mellom homogene og heterogene minnesett i hver settstørrelse.

I tillegg gjennomførte vi to sett med analyser for å evaluere effekten av to mulige forvirrende faktorer. For å vurdere de mulige effektene av stimuluskategori i seg selv, sammenlignet vi CDAs for 1O versus 1C versus 1L forsøk fra heterogene blokker. For å vurdere mulige blokknivåfaktorer (f.eks. hvis forskjellige strategier blir tatt i bruk under heterogene vs. homogene blokker), sammenlignet vi CDAene fra 1O-forsøk fra homogene blokker versus CDAene fra 1O-forsøkene fra heterogene blokker.

De samme analyseprosedyrene ble også utført på data fra prøvepresentasjonsperioden, definert ved å beregne gjennomsnitt over et 500 ms-vindu som begynner 200 ms etter prøveoppsett.

Resultater

Atferdsmessige resultater

Inspeksjon av figur 1B antyder at estimater av k var høyere for heterogene enn homogene minnesett ved belastning 3 og 5, en effekt bekreftet av en homogenitetsbelastningsinteraksjon i gjentatte målinger ANOVA (F(2,54)=11.995 , s, 0.001). Oppfølgingsparede t-tester fant ingen forskjell mellom homogene og heterogene forsøk ved settstørrelse 1 (t(27)=1.496, p=0.147), men signifikant høyere verdier for heterogen enn for homogene forsøk ved settstørrelser 3 og 5 (t-verdier. 4,057, p-verdier, 0,001).

ERP-resultater

Kontralaterale og ipsilaterale bølgeformer. For stimuluspresentasjonsperioden økte signalet ved kontralaterale og ipsilaterale elektroder monotont med innstilt størrelse (fig. 2A, B), treveis ANOVA oppdaget en treveis interaksjon av lateralitet, belastning og homogenitet (F(1, 23) = 11.470, s=0.0025). Ved kontralaterale elektroder var hovedeffektene av homogenitet og settstørrelse begge signifikante (F-verdier . 6.228, p-verdier, 0.02), og faktorene interagerte ikke (F(2,46) {{16} }.055, s=0.140). Ved ipsilaterale elektroder, selv om det var en homogenitet ved innstilt størrelsesinteraksjon (F(2,46)=3.717, p=0.031), klarte ikke post hoc t-tester å finne noen forskjeller mellom homogene og heterogene blokker ved en hvilken som helst innstilt størrelse (t-verdier, 1,695, p-verdier. 0,104.). For sammenligning av 1O-, 1C- og 1L-forsøk på kontralaterale elektroder (fig. 3A), fant enveis ANOVA en hovedeffekt (F(2,46)=4.758; p=0. 013), med post hoc t-tester som indikerer at 1O-forsøk var signifikant større i amplitude enn 1L-forsøk (t(23)=3.245, p=0.004) og numerisk større enn 1C-forsøk (t (23)=1.953, p=0.063), og 1C- og 1L-forsøk skilte seg ikke (t(23)=0.815, p=0.423 ). Enveis ANOVA for 1O-, 1C- og 1L-forsøk på ipsilaterale elektroder klarte ikke å finne bevis på noen forskjeller (F(2,46)=2.040; p=0.412). Sammenligning av prøvepresentasjonsverdier fra 1O-forsøk i homogene versus heterogene ga ingen bevis for noen forskjeller (t-verdier, 0,635, p-verdier. 0,434; Fig. 3B).

Forsinkelsesperiodesignalet økte også monotont ved kontralaterale og ipsilaterale elektroder (fig. 2C), med en treveis ANOVA som indikerer en hovedeffekt av homogenitet som nærmet seg signifikans (F(1,23)=3.723, s.=0.066) og en toveis interaksjon mellom lateralitet og belastning (F(2,46)=9.449, s, {{20}} .001), effekter som gjenspeiler forskjellene mellom kontralaterale og ipsilaterale signaler som, når de trekkes fra, produserer CDA. Parvise sammenligninger indikerte at signalene var større i homogene og heterogene blokker ved settstørrelser på 1 og 3 (t-verdier . 2,175, p-verdier, 0,039), men var sammenlignbare ved settstørrelse 5 (t-verdier, 0,586, p-verdier . 0,326). For sammenligning av 1O-, 1C- og 1L-forsøk (fig. 3A), fant enveis ANOVA-er ingen bevis for forskjeller ved kontralaterale eller ipsilaterale elektroder (F-verdier, 1,204, p-verdier . 0,309). Forsinkelsesperiodesignalet fra 1O-forsøk var numerisk, men ikke signifikant, høyere på homogene versus heterogene blokker ved både kontralateral (t(23) = 1.475, p=0.153) og ipsilateral (t) (23)=1.793, p=0.086) elektroder (fig. 3B).

Kontralaterale minus ipsilaterale forskjellsbølger. For stimuluspresentasjonsperioden økte forskjellsbølgene monotont i begge minneforholdene (toveis ANOVA; hovedeffekten av settstørrelse: F(1,46) = 13.5043, p, { {26}}.001) og var generelt større i omfang i homogene forsøk enn i heterogene forsøk (hovedeffekt av homogenitet: F(1,23)=11.47, s=0.003), med interaksjonen nærmer seg signifikans (F(2,46)=2.703, p=0.078; Fig. 2A, B). Post hoc t-tester avdekket forskjeller ved settstørrelse 1 og 3 (t-verdier . 2,912, p-verdier, 0,008), men ingen forskjell ved settstørrelse 5 (t(23)=0.923, p=0 .336). Enveis ANOVAer fant ingen bevis for forskjeller mellom 1O-, 1C- og 1L-forsøk (F(2,46)=2.125, p=0.131; Fig. 3A) eller mellom 1O-forsøk fra homogene versus heterogene blokker (t(23)=1.475, p=0.785; Fig. 3B).

For forsinkelsesperioden (dvs. CDAene) økte forskjellsbølgene monotont i begge minneforholdene (toveis ANOVA; hovedeffekten av settstørrelse: F(2,46) = 9.499, s, {{5} }.001), men de skilte seg ikke med homogenitet (F(2,46)=0.149, s=0.703), og de to faktorene interagerte ikke (F(2,46) )=0.559, s=0.576; Fig. 2C). Enveis ANOVAer fant ingen forskjeller mellom 1O-, 1C- og 1L-forsøk (F(2,46)=0.155, p=0.857; Fig. 3A) eller mellom 1O-forsøk i homogene versus heterogene blokker (t(23) = 0.183, p=0.857; Fig. 3B).

Midlertidig diskusjon

Atferdsresultatene fra eksperiment 1 avslørte lavere k-verdier for homogene enn for heterogene minnesett ved settstørrelsene 3 og 5. Dette mønsteret samsvarer med resultater oppnådd i tidligere studier som også manipulerte homogenitet (Gosseries et al., 2018; Cai et al. , 2020) og er i samsvar med vår intensjon om å skape en tilstand – heterogene minnesett – som stiller mindre krav til kontekstbinding enn homogene minnesett som inneholder samme antall elementer. I tillegg til kontekstbinding, kan imidlertid andre faktorer forklare overlegen ytelse med heterogene minnesett. Den ene er at diskrimineringsevnen til stimulusfunksjoner som holdes i arbeidsminnet kan være lavere med homogene minnesett, på grunn av likheter mellom elementer. Videre vil denne forskjellen i funksjonsdiskriminering bare bli forsterket hvis forsøk blokkeres av stimulustype, slik de var i eksperiment 1. Dette er fordi blokker med homogene minnesett ville forventes å generere høyere nivåer av vedvarende proaktiv interferens (Wickens et al. , 1963). Vi bemerker imidlertid at det faktum at ytelsen var identisk på 1O-forsøk fra de to forholdene er en manglende evne til å se bevis for differensielle effekter av proaktiv interferens. Ikke desto mindre, for å adressere denne spesielle forvirringen, interleaved eksperiment 2 homogene og heterogene forsøk.

Når vi ser på de tilsvarende ERP-dataene, var forsinkelsesperiodesignalet fra både kontralaterale og ipsilaterale elektroder større på homogene forsøk enn på heterogene forsøk. Dette antyder at en annen mental operasjon enn gjenstandsbevaring, i seg selv, ble utført av homogene forsøk. (Denne forskjellen var også numerisk til stede mellom 1O-forsøk, om enn bare nærmer seg betydning ved ipsilaterale elektroder.) Av primær teoretisk interesse fjernet den kontralaterale-ipsilaterale subtraksjonen som ble utført for å lage CDA forskjellene mellom tilstandene i signalene. Dermed er det faktum at heterogenitetsmanipulasjonen påvirker signaler fra kontralaterale og ipsilaterale elektroder likt inkonsistent med muligheten for at en del av belastningsfølsomheten til CDA reflekterer lastrelaterte forskjeller i kontekstbinding.

Interessant (og uventet) var amplitudene høyere i homogene forsøk enn i heterogene forsøk, ved kontralaterale elektroder, under stimuluspresentasjon, og denne effekten var også robust i forskjellsbølgen. Dette øker muligheten for at operasjoner relatert til kontekstbinding, antatt å være større i den homogene tilstanden, primært kan utføres under koding. En mulig bekymring rundt denne konklusjonen er at designet vårt forvekslet homogenitet med stimuluskategori - det vil si at homogene forsøk bare ble brukt som orienteringsstimuli. [Det har faktisk tidligere blitt rapportert at CDA kan være høyere for orienteringer enn for andre stimuluskategorier (Woodman og Vogel, 2008).]. Dermed betyr det faktum at prøvepresentasjonssignalet var høyest for 1O-forsøk (vs 1C og 1L) ved kontralaterale elektroder (fig. 3A) at vi ikke kan utelukke muligheten for at mønsteret observert i prøvepresentasjonsdataene kan være på grunn av stimulus effekter, snarere enn til kontekstbindende krav. Behovet for å replikere og avklare dette funnet var en av grunnene til å eksperimentere 2.

Nullfunnet for CDA i eksperiment 1 antyder at det kanskje ikke er direkte sammenlignbart med forsinkelsesperiodens fMRI-signal fra IPS (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020), et faktum som kan komplisere tolkningen av tidligere innflytelsesrike fMRI-studier (Todd og Marois, 2004; Xu og Chun, 2006). Dette er nok en grunn til at det var viktig å gjenskape dette resultatet i et andre eksperiment. I tillegg, for å adressere tvetydigheten av hvilken eller hvilke faktorer som kan forklare de lavere kapasitetsestimatene for heterogene minnesett (fig. 1B; dvs. kontekstbinding vs. diskriminerbarhet), modifiserte vi oppgaven for eksperiment 2 ved å gjøre den forsinket tilbakekalling (dvs. , "forsinket estimering"). Dette vil tillate estimering av minnepresisjon (et mål sterkere assosiert med diskriminerbarhet) og feilbinding (tolkbar som en indeks over feil i kontekstbinding). Vi planla å analysere dataene med to modeller – en blandingsmodell (Bays et al., 2009) og target confusability competition (TCC)-modellen (Schurgin et al., 2020) – fordi det har blitt lagt merke til at disse modellene gjør forskjellige teoretiske antakelser og kan gi ulike resultater (Williams et al., 2022).

Eksperiment 2

Materialer og metoder

31 høyrehendte frivillige (20 kvinner; aldersgruppe 19–26 år; gjennomsnittsalder 19,9 år; SD 2,04) deltok i EEG-eksperimentet mot vederlag (Renminbi (RMB), 30/t). En ble ekskludert fra analyser på grunn av dårlig atferdsmessig ytelse, noe som resulterte i en endelig n på 30. Alle forsøkspersoner ga skriftlig informert samtykke i henhold til prosedyrene godkjent av Institutional Review Board. Forsøkspersonene hadde normalt eller korrigert til normalt syn, ingen kontraindikasjoner for EEG og ingen rapportert historie med nevrologisk eller psykiatrisk sykdom. I tillegg ble 34 uavhengige forsøkspersoner (24 kvinner; aldersgruppe, 18–34 år; gjennomsnittsalder, 21,4 år; SD, 4,02) rekruttert til å fullføre tre psykofysiske likhetsoppgaver med stimuli som omfatter orienteringsflekker, fargeflekker og luminansflekker hentet fra rekke stimuli brukt i EEG-eksperimentene. De resulterende dataene ble brukt til å beregne psykofysiske likhetsmålinger som ble brukt ved tilpasning av TCC-modellen (Schurgin et al., 2020) til atferdsresultater fra EEG-eksperimentet.

Stimuli og prosedyre

Oppgave med forsinket tilbakekalling. Hver blokk inneholdt 120 forsøk hver av 1O-, 1C- og 1L-prøver, 120 3O-prøver og 120 1O1C1L-prøver. Alle stimuli var de samme som i eksperiment 1, det samme var det romlige arrangementet av prøvevisningene (med unntak av at på 1O1C1L-forsøk kunne enhver kategori vises på en av de tre mulige stedene), og det samme var tidspunktet for hendelser fra cue til forsinkelse. Etter forsinkelsen på 900 ms, ble tilbakekallingen bedt om at en sirkulær lapp startet av samme størrelse som prøvestimuliene og okkuperte plasseringen av en av elementene fra stimulussettet, sammen med en ring (dvs. "responshjul") med en radius til ytterkanten på 9,2 grader og en bredde på 2 grader, og en markør ved sentral fiksering.

Varierende kontinuerlig rundt responshjulet var alle mulige verdier for kategorien til gjenstanden som skal tilbakekalles. For orientering ble dette gjengitt som 20 likt fordelte svarte søyler (0.05 grader 1.8 grader ), i retning fra 0–171 grader , i trinn på 9 grader; for farge og luminans ble dette gjengitt som 180 like fordelte verdier (som danner et sirkulært fargehjul eller en lineær progresjon fra henholdsvis hvitt til svart). Orienteringsresponshjulet varierte uforutsigbart fra forsøk til forsøk for å motvirke responsplanlegging under forsinkelsen. Ved starten av tilbakekallingsvisningen dukket stimuluslappen opp med en tilfeldig verdi av kategorien som testes, og så snart forsøkspersonen begynte å flytte markøren via datamus, fikk stimuluslappen verdien som tilsvarer plasseringen på responsen hjulet som var nærmest markøren.

Verdien av stimuluslappen varierte i sanntid med posisjonen til markøren inntil forsøkspersonen registrerte sin respons ved å plassere markøren på et sted på responshjulet og klikke med musen. Svarvinduet begynte 300 ms etter sondestart og varte i 4 s, hvoretter forsøket ble tidsavbrutt. Gjennom hele eksperimentet var bakgrunnsskjermfargen grå ([0.5, 0.5, 0.5]; Fig. 4A). Merk at for 1O1C1L-forsøk, fordi identiteten til responshjulet indikerte elementet som skulle tilbakekalles, gjorde det informasjonen som ble formidlet av plasseringen av stimuluslappen overflødig. Relativt sett var det ikke mulig å gjøre en byttefeil på 1O1C1L-forsøk.

Psykofysiske likhetsoppgaver. Hver blokk omfattet et Likert likhetseksperiment strukturert i henhold til Likert fargelikhetseksperimentet til Schurgin et al. (2020). Hvert emne fullførte tre blokker i tilfeldig rekkefølge. I blokken "fargelikhet" bedømte forsøkspersonene likheten mellom to fargeflekker presentert samtidig på en Likert-skala, fra 1 (minst lik) til 7 (mest lik). Fargene ble valgt fra den samme sirkelen som ble brukt til å tegne farger for EEG-eksperimentelle stimuli i den nåværende studien i CIE L*a*b* fargerom (L=70, a=20, b {{5 }}; radius, 60), men besto av 360 mulige fargeverdier som var jevnt fordelt langs sirkelen. Fargeparet for hver prøve ble valgt ved først å velge en tilfeldig startfarge fra hjulet og deretter velge en offset til den andre fargen fra settet [0 grader, 5 grader, 10 grader, 20 grader, 30 grader, 40 grader, 50 grader, 60 grader, 70 grader, 80 grader, 90 grader, 120 grader, 150 grader, 180 grader]. I en annen blokk ("luminanslikhet") bedømte forsøkspersonene likheten til to luminansflekker. Luminansverdiene ble valgt fra hele luminansområdet med 256 mulige RGB-verdier. Paret i hvert forsøk ble valgt ved først å velge en tilfeldig startluminans og deretter velge en offset til den andre luminansen fra settet [0, 3, 7, 14, 21, 28, 35, 42, 49, 56, 64, 85 , 106, 128] i RGB-rom. I en siste blokk ("orienteringslikhet") bedømte forsøkspersonene likheten mellom to orienteringslapper. Orienteringene ble valgt fra 180-gradersrommet med 180 mulige verdier. Paret i hver prøve ble valgt ved først å velge en tilfeldig startorientering og deretter velge en offset til den andre orienteringen fra settet [0 grader, 2,5 grader, 5 grader, 10 grader, 15 grader, 20 grader, 25 grader, 30 grader , 35 grader , 40 grader , 45 grader , 60 grader , 75 grader , 90 grader ]. Før hver blokk ble forsøkspersonene gitt instruksjoner i sammenheng med to eksempler. I ett eksempel var de to fargene/luminansene/orienteringene identiske (dvs. med forskyvning=0). Forsøkspersonene ble bedt om å rangere slike forsøk med "7". I et annet eksempel var de to fargene/luminansene/orienteringene maksimalt forskjellige, og forsøkspersonene ble bedt om å rangere slike forsøk med en "1". Vi instruerte ikke forsøkspersoner om hvordan de skulle svare på mellomliggende forsøk. Som i studien til Schurgin et al. (2020) ble forsøkspersonene bedt om å gjøre sine vurderinger basert på intuitiv visuell likhet. Vi instruerte dem også om å gjenta et enkelt ord ("den") i løpet av forsøket for å minimere verbalisering av stimuli. Hvert forsøksperson fullførte tre blokker med 140 forsøk (14 forskyvninger og 10 repetisjoner) for totalt 420 forsøk. Forsøkspersonene utførte oppgaven i sitt eget tempo, mens de to stimuli ble værende på skjermen til de svarte. Svarene ble gitt ved å klikke med musen på en av syv nummererte firkanter tegnet under farge/luminans/orienteringsstimuli, tilsvarende den tiltenkte vurderingen fra 1 til 7.

Atferdsanalyse

Beskrivende statistikk. Responstid (RT) ble definert som latensen mellom probestart og museklikk-respons, og responsfeil som avstanden, i grader, mellom responsen og verdien av det undersøkte elementet. Forsøk uten svar ble ekskludert fra alle analyser.

Blandingsmodellering. For 1O- og 1O1C1L-forsøk ble responsfeilfordelinger tilpasset av en tofaktor-blandingsmodell som estimerte andelen forsøk der forsøkspersonene husket målet (PT) og sannsynligheten for tilfeldige gjetninger (pU), samt nøyaktigheten av svarene (Œ). For 3O-forsøk ble også en tredje faktor, sannsynligheten for å gjenkalle ikke-mål (pN), inkludert i modellen. Parametre ble oppnådd med maksimal sannsynlighetsestimering ved bruk av MATLAB-rutiner (tilgjengelig på http://www.bayslab.com; Bays et al., 2009). For å undersøke hvordan den kontekstbindende etterspørselsforskjellen mellom homogene og heterogene forsøk påvirket tilbakekalling av arbeidsminne, ble gjentatte målinger enveis ANOVAer utført separat for RT, råresponsfeil og modelltilpasningsparametrene. For modellestimater fokuserte vi på Œ og pT, fordi pU var svært kollineær med pT i 1O- og 1O1C1L-forsøk (dvs. pU 1 pT=1). Merk at pN bare kunne estimeres i 3O-forsøk. PN estimert fra 3O-forsøk gir et mål på kontekstbindende effektivitet fordi en byttefeil tilsvarer en prøvelse der forsøkspersonen husker feil hvilket element som hadde dukket opp på det undersøkte stedet. Ett individ ble ekskludert fra EEG-analyser på grunn av dårlig gjenkallingsytelse (i 1O-tilstanden var gjettefrekvensen deres 0,50%), og derfor ble 30 personer inkludert i atferdsanalysen.

Mål forvirringskonkurransemodell. For TCC-modellen genererte vi først psykometriske likhetsfunksjoner for farge-, luminans- og orienteringsstimuli. For å generere disse funksjonene normaliserte vi Likert-responsdataene med Smin=1, Smax=7 og Sx, som indikerer hver prøves vurderingsscore fra 1 til 7, noe som gir en psykofysisk likhetsmetrik, slik at f(x)=(Sx - Smin)/ (Smax - Smin) (Schurgin et al., 2020) for å inkludere de psykofysiske likhetsberegningene målt for alle tre stimulustypene når TCC-modellen tilpasses atferdsdataene fra den forsinkede tilbakekallingen oppgave. For 1O- og 1O1C1L-forsøk brukte vi TCC-modellen som beskrevet i Schurgin et al. (2020). For 3O-forsøk brukte vi TCC plus-modellen, som også estimerer byttefeil, som beskrevet i studien av Williams et al. (2022). De resulterende d9-verdiene ble estimert i hver minnetilstand og sammenlignet med enveis ANOVA og planlagte parede t-tester.

EEG

Datainnsamling og forbehandling. EEG-data ble registrert under utførelse av atferdsoppgaver med et 64-kanal ActiveTwo EEG-system (Biosemi; samplingsfrekvens på 1024 Hz). Ag-AgCl-elektrodene ble montert i henhold til 10-20-systemet, og impedansene til alle elektrodene ble holdt på 5 kV under opptaket. De samme forbehandlingsprosedyrene og eksklusjonskriteriene ble utført med de i eksperiment 1; som en konsekvens ble dataene fra fire forsøkspersoner ekskludert, og etterlot en endelig n på 26 forsøkspersoner inkludert i EEG-analysene.

ERP analyse. Analyser ble utført med samme prosedyrer som eksperiment 1, med det eneste unntaket at Biosemi-hetten nødvendiggjorde at 12 elektroder ble inkludert for å dekke de samme bakre områdene (TP7/8, CP5/CP6, CP3/4, CP1/2, P1/ P2, P3/4, P5/6, P7/8, P9/10, PO3/PO4, PO7/8, O1/2). Prøvepresentasjon og forsinkelsesperiodesignaler fra kontralaterale og ipsilaterale studier ble analysert, separat, med toveis gjentatte målinger ANOVAer (med faktorer av lateralitet og minneforhold (1O, 3O og 1O1C1L studier), og med post hoc oppfølgingstester Forskjellsbølger ble analysert med enveis (gjentatte målinger ANOVAer med innen-subjekt faktorer av minneforhold, og parvise tester ble utført hvis hovedeffekten var signifikant.

Resultater

Oppførsel

Beskrivende data. Gjennomsnittlig tilbakekallingsfeil var lavest for 1O-forsøk, middels for 1O1C1L-forsøk og høyest for 3O-forsøk (F(2,58)=172.090, s, {{36} }.001; Fig. 4B), et mønster som samsvarer med resultatene fra eksperiment 1. Parvise oppfølgingstester bekreftet at feilen for 1O-forsøk var betydelig lavere enn for 1O1C1L-forsøk og for 3O-forsøk (t verdier 15,387, p-verdier, 0,001), og at gjennomsnittsfeilen for 1O1C1L-forsøk var betydelig lavere enn for 3O-forsøk (t(29)=3.381, p=0.002). Det var også en hovedeffekt av prøvetype i RT-dataene (F(2,58)=19.893, s, 0,001), med parvise tester som ikke viste noen forskjell mellom 1O- og 1O1C1L-forsøk (t(29) { {43}}.614, p=0.544), men at begge var raskere enn 3O-forsøk (t-verdier . 5.142, p-verdier, 0.001; Fig. 4B).

Blandingsmodellering. Estimatet for gjenkallingspresisjon (Œ) var betydelig høyere for 1O-forsøk enn for 3O-forsøk (t(29)=2.441, p=0.021), men det gjorde det ikke forskjellig fra 1O1C1L-forsøk (t(29)=0.339, s=0.737). Tilbakekallingspresisjonen på 1O1C1L-forsøk var numerisk høyere enn på 3O-forsøk (t(29) {{20}}.723, p=0.095; Fig. 4C). pT på 1O-forsøk var signifikant høyere enn begge tre-element-forsøkstypene (t-verdier . 8,508, p-verdier, 0.001), og 1O1C1L- og 3O-forsøk skilte seg ikke (t(29) )=0.327, s=0.746; Fig. 4C). For 3O-forsøk var pN 0,175 (SD, 0,172), og pN-verdiene var signifikant 0,0 (p, 0,001).

TCC-modellering. En enveis ANOVA bekreftet hovedeffekten av prøvetype for diskriminerbarhet, som indeksert av d9 (F(2,58)=101.068, s, 0.{{31 }}01). Sammenkoblede t-tester indikerte at d9 for 1O-forsøk var signifikant større enn for 1O1C1L- og 3O-forsøk (t-verdier . 9.391, p-verdier, 0.{{40}}01) og at de numeriske overlegenhet av d9 for 1O1C1Lrelative 3O-forsøk nærmet seg signifikans (t(29)=1.884, p=0.069; Fig. 3D). På 3O-forsøk var pN 0,192 (SD, 0,338%). Fordi denne fordelingen var positivt skjev, og dermed brøt med normalitetsantagelsen (k-verdier=0.5, p, 0.001), brukte vi en Wilcoxon signed-rank test for å bestemme at medianen til fordelingen pN var signifikant .0 ( z=4.7821, s, 0,001).

ERP-amplitude

Kontralaterale og ipsilaterale bølgeformer. Under stimuluspresentasjon ble både kontralaterale og ipsilaterale ERP-er modulert av minnetilstand (fig. 5A, B, venstre panel), toveis ANOVA oppdaget en signifikant interaksjon mellom lateralitet og minnetilstand (F(2,50 )=3.647, s=0.033). Ved kontralaterale elektroder fant enveis ANOVA at ERP-er var forskjellig på tvers av minneforhold (F(2,50)=19.605, s, 0.001 ), og en post hoc-test fant at ERP-er var minst i 1O-forsøk, mellomliggende for 1O1C1L-forsøk og størst for 3O-forsøk (1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t-verdier . 5.199, p, 0.001; 1C1 vs 1O1 ) =2.129; s=0.043). Ved ipsilaterale elektroder var mønstrene like (F(2,50)=8.929, p , 0,001; 1O vs 3O, 1O1C1L vs 3O: t-verdier . 3.154, p , 0.004; 1O vs 1O1L(t1C1 25) =2.221; p=0.036). For sammenligning av 1O-, 1C- og 1L-forsøk på kontralaterale elektroder var det en hovedeffekt av stimulusdomenet (F(2,50)=6.768, p=0.003), med sammenkoblede t-tester som indikerte at amplituden var mindre negativ for 1C-forsøk enn for 1O- og 1L-forsøk (t-verdier . 3,008, p-verdier, 0,006), men skilte seg ikke mellom 1O- og 1L-forsøk (t(25) {{84} }.221, s=0.827). Ingen forskjeller ble funnet i de ipsilaterale ERPene (F(2,50)=0.992, p=0.378; Fig. 6A, B, venstre og midtre panel).

I løpet av forsinkelsesperioden avslørte toveis ANOVA en signifikant interaksjon mellom lateralitet og minnetilstand (F(2,50)=5.478, p=0.0 07). For kontralaterale bølgeformer avslørte enveis ANOVA en signifikant hovedeffekt av minnetilstand (F(2,50) {{10}}.884, s, 0.001 ), med oppfølging parvise sammenligninger som indikerer at forsinkelsesperiodesignaler for 3O- og 1O1C1L-forsøk var betydelig mer negative enn for 1O-forsøk (t-verdier(25) . 4,0, p-verdier, 0,001). I tillegg, og av spesiell teoretisk interesse, var forsinkelsesperiodesignalet betydelig mer negativt for 3O-forsøk enn for 1O1C1L-forsøk (t(25)=3.022, p = 0.006). For ipsilaterale bølgeformer var mønsteret likt: enveis ANOVA avslørte en signifikant hovedeffekt av minnetilstand (F(2,50)=7.295, p=0.002), og oppfølging parvise sammenligninger indikerte at forsinkelsesperiodesignalet var signifikant mer negativt for 3O- og 1O1C1L-forsøk enn for 1O-forsøk (t-verdier(25) . 2,0, p-verdier, 0,05), og var mer negativt på trendnivået for 3O-forsøk enn for 1O1C1L-forsøk (t(25)=1.731, p=0.094; Fig. 5C, venstre og midtre panel). For sammenligning av 1O-, 1C- og 1L-forsøk ble bare de kontralaterale bølgeformene modulert av stimulusdomene (F(2,50)=5.374, p=0.008), med oppfølging sammenkoblede t-tester som indikerer at amplituden for 1L-forsøk var mer negativ i 1O- og 1C-forsøk (t-verdier . 2.796, p-verdier, 0.010) og at 1O- og 1C-forsøk ikke skilte seg (t(25)=1. 005, s=0.324). For de ipsilaterale bølgeformene avslørte enveis ANOVA ingen bevis for forskjeller etter stimulusdomene (F(2,50)=1.696, p=0.194; Fig. 6C, venstre og midtre panel ).

Kontralaterale minus ipsilaterale forskjellsbølger. For stimuluspresentasjonsperioden avslørte enveis ANOVA en hovedeffekt av minnetilstand (F(2,50)=3.647, p=0.033). Parede t-tester fant ingen bevis for en forskjell mellom 1O- og 1O1C1L-forsøk (t(25)=0.482, p=0.634), bevis som nærmet seg signifikans for at 3O-forsøk var større i amplitude enn 1O forsøk (t(25)=2.019, p=0.054), og bevis på at 3O-forsøk var større i amplitude enn 1O1C1L-forsøk (t(25)=2.400, p { {32}}.024; Fig. 5A, B, høyre paneler). For sammenligning av 1O-, 1C- og 1L-forsøk fant enveis ANOVA signifikante forskjeller på tvers av stimulusdomener (F(2,50)=11.594, p=0.0025), med følgende- parede t-tester som indikerer at amplitudene var lavere på 1C-forsøk enn på 1O- og 1L-forsøk (t-verdier . 3,483, p-verdier, 0,002), men at de ikke skilte seg mellom 1O- og 1L-forsøk (t(25) {{57 }}.433, s=0.164; Fig. 6B, høyre panel).

For forsinkelsesperioden (dvs. CDAene) avslørte enveis ANOVA en hovedeffekt av minnetilstand (F(2,50)=5.478, p=0.{ {39}}07), med sammenkoblede t-tester som indikerer at CDA for 3O-forsøk var større i amplitude enn for 1O-forsøk (t(25)=4.102, p, 0,001) og at 1O1C1L versus 1O prøveforskjell nærmet seg signifikans (t(25)=1.923, p=0.066); kritisk, CDAene for 3O og 1O1C1L forsøk var ikke forskjellige (t(25)=1.101, p=0.282; Fig. 5A, C, høyre paneler). For sammenligning av 1O-, 1C- og 1L-forsøk fant enveis ANOVA ingen bevis for noen forskjeller (F(2,0.50)=2.069, s=0.137; Fig. 6C, høyre panel).

Midlertidig diskusjon

Beskrivende mønstre i atferdsdataene fra eksperiment 2 replikerte de fra eksperiment 1: en belastningseffekt og overlegen ytelse ved belastning av-3 på heterogene i forhold til homogene forsøk. Videre var estimater av de to modellene vi tilpasset disse dataene i stor grad enige om faktorene som ligger til grunn for denne heterogenitetseffekten: begge genererte klare bevis for en rolle for kontekstbinding på 3O-forsøk (i form av byttefeil), og tvetydige bevis for interitem interferens [presisjon (blandingsmodell) og d9 (TCC) var begge numerisk høyere for 1O1C1L-forsøk, men nådde terskelen for signifikans for ingen av målene). Dette øker vår tillit til at vår stimulus–. Homogenitetsmanipulasjon er vellykket ved varierende krav til kontekstbinding.

ERP-funnene replikerte også de generelle mønstrene observert i eksperiment 1, både under prøvepresentasjon og under forsinkelsesperioden. Av primær betydning for vårt opprinnelige spørsmål, selv om forsinkelsesperiodesignalet var større for 3O-forsøk enn for 1O1C1L-forsøk, gjaldt dette både kontralaterale og ipsilaterale elektroder, og etter subtraksjon skilte de resulterende CDAene seg ikke mellom de to prøvetypene. Dermed gir resultatene fra eksperiment 2 ytterligere støtte til konklusjonen om at CDA ikke indekserer de kontekstbindende kravene til WM-oppgaver.

Under stimuluspresentasjon observerte vi igjen et mønster som skilte seg fra forsinkelsen: 3O. 1O1C1L-forskjeller observert ved kontralaterale og ipsilaterale elektroder overlevde den kontralaterale - ipsi-subtraksjonen. Resultatene fra sammenligningen av 1O-, 1C- og 1L-forsøk i eksperiment 2 lindrer dessuten bekymringen om at resultatene av sammenligningene mellom 3O og 1O1C1L kan være på grunn av stimuluseffekter: bare den kontralaterale bølgeformen ble modulert av stimulusdomenet, og det var amplitude av 1L forsøk som var mer negativ enn 1O og 1C forsøk. Dermed gir eksperiment 2 styrke til muligheten for at aktivitet i EEG relatert til kontekstbinding kan være mest uttalt under stimuluskoding.

generell diskusjon

I to eksperimenter sammenlignet vi ytelse med heterogene versus homogene minnesett, en manipulasjon som varierer krav til kontekstbinding. Det overordnede mønsteret av atferdsresultatene fra begge eksperimentene indikerte at for belastninger større enn én var ytelsen overlegen med heterogene i forhold til homogene minnesett. Selv om denne forskjellen ble reflektert i sterkere forsinkelsesperiode ERP-signaler på homogene forsøk enn på heterogene forsøk, var dette like sant for ipsilaterale og kontralaterale elektroder, noe som resulterte i CDAer som ikke skilte seg mellom de to forholdene. Etter å ha vurdert noen av forutsetningene som har gått inn i vår tilnærming, vil vi diskutere flere implikasjoner av resultatene våre for tolkninger av CDA og, mer generelt, for vår forståelse av VWM.

Homogenitetsmanipulasjonen

Subjektiv erfaring forteller oss at når vi visuelt oppdager og gjenkjenner et objekt, registrerer vi alltid også hvor det befinner seg, både om oss selv eller til andre objekter i scenen. Faktisk kan kodingen av plasseringen av et element være automatisk og obligatorisk (Logan, 1998). Til tross for dette er det imidlertid også bevis på at når de først er kodet inn i WM, kan individuelle trekk ved en gjenstand fremheves eller utheves (Marshall og Bays, 2013). Logikken i prosedyren vår var faktisk at selv om hver av elementene i en 1O1C1L eller en 2O2C1L-array nødvendigvis ville oppta en distinkt plassering, ville naturen til minneproben (eksperiment 1) eller tilbakekallingshjulet (eksperiment 2) minimere insentivet til emner for å beholde bindingen mellom hvert element og dets unike prøveplassering. For det første var plasseringen av sonden/hjulet alltid kongruent med den til stimuluskategorien til elementet som ble testet, noe som betyr at fra et subjektivt perspektiv, "ikke måtte" huskes plasseringen av et element, fordi det ville være representert ved slutten av rettssaken. For det andre, fordi stimulusfunksjonen som ble testet i hvert forsøk var eksplisitt inneholdt i sonden/hjulet, var skjærefunksjonen til plasseringen av sonden/hjulet overflødig.

En konsekvens av designen vår er at den, noe paradoksalt nok, legger vekt på tolkbarheten til en effekt som er et kjennetegn på svikt i kontekstbinding: byttefeilen. Det vil si at selv om byttefeilraten på homogene forsøk kan tas som en indeks for feil i kontekstbinding, kan den ikke brukes til sammenligning med heterogene forsøk fordi bytte ikke var mulig i sistnevnte tilstand. (Av denne grunn kan vi faktisk ikke utelukke muligheten for at forsøkspersoner også kan ha feilbundet elementer til plassering i noen heterogene forsøk.) Videre er det viktig å merke seg når man vurderer byttefeilrater at deres følsomhet for nivået av kontekstbinding krav vil variere med andre faktorer. For eksempel, i en fMRI-studie som også brukte en stimulus-sett homogenitetsmanipulasjon (3 M vs 1 M 1 1M2C), var swap-feilraten i den homogene tilstanden ubetydelig liten. Selv om dette resultatet kunne ha blitt tolket som en svikt i homogenitetsmanipulasjonen, var en alternativ mulighet at forsøkspersoner på 3 M forsøk rekrutterte et høyere nivå av kognitiv kontroll for å møte de økte kravene som stilles til kontekstbinding. I samsvar med dette alternativet genererte bare 3 M forsøk et markant høyere forsinkelsesperiodesignal i frontoparietale regioner assosiert med kontrollen av WM (Gosseries et al., 2018).

Implikasjoner

Sammen svarer resultatene fra disse to eksperimentene på ett kritisk spørsmål om ERP-mål for WM-relatert aktivitet og reiser flere nye.

CDA reflekterer ikke "ikke-representasjonsfaktorer" som forsterkes i homogene minnesett

Vanligvis er CDA avledet fra forsøk der alle elementene i minnearrayene er hentet fra samme kategori, med farge som den desidert mest brukte. Ettersom settstørrelsen øker i slike homogene minnesett, bidrar økte krav til andre faktorer enn stimulusrepresentasjon i seg selv til den økende vanskeligheten. Dette ble demonstrert i dataene som presenteres her ved dårligere ytelse med forsinket gjenkjenning på 3O-forsøk enn på 1O1C1L-forsøk og 5O-forsøk enn på 2O2C1L-forsøk i eksperiment 1, og ved dårligere ytelse med forsinket tilbakekalling på 3O-forsøk enn 1O1C1L-forsøk i eksperiment 2. Sammenlignbare fordeler av stimulussett heterogenitet har også blitt rapportert i tidligere studier som bruker andre klasser av stimuli, for eksempel med farger og orientering kontra bare farger (Olson og Jiang, 2002), med ansikter og scener kontra bare ansikter eller bare scener (Cohen et al. , 2014), og med bevegelsesretninger og farger versus bare bevegelsesretninger (Gosseries et al., 2018). Til tross for disse mønstrene i atferden, klarer ikke fraværet av forskjeller i CDAene fra disse to forholdene å støtte påstanden som motiverte denne forskningen, som er at CDA delvis kan indeksere driften av kognitive prosesser annet enn aktiv oppbevaring av vareidentiteter i WM.2 I stedet samsvarer de nåværende funnene med perspektivet til Hakim et al. (2019, s. 238), at "CDA sporer aktivt vedlikehold av objektfiler, elementbaserte representasjoner som lar observatører integrere ensemblet av funksjoner og etiketter som er assosiert med visuelle objekter." Viktig for denne konseptualiseringen er antakelsen om at "...objektfiler forankrer den episodiske representasjonen på et bestemt tidspunkt og sted og er forskjellige fra de spesifikke funksjonsverdiene som er bundet sammen av en objektfil" Hakim et al. (2019, s. 537). Resultatene som presenteres her antyder at dette skillet kan gjelde for enkeltfunksjonsobjekter, fordi til tross for ufølsomheten til CDA for heterogenitetsmanipulasjonen, antydet våre atferdsresultater (på trendnivå) at representasjonen av den nøyaktige funksjonsverdien til en orientert -bar stimulus ble degradert på homogene i forhold til heterogene forsøk. Selv om CDA sporer antall elementer i arbeidsminnet, ser det ut til at det ikke gjenspeiler kvaliteten på stimulusrepresentasjonen.

De nevrale korrelatene for binding til lokaliseringskontekst er i det minste delvis adskilt fra romlig oppmerksomhet

Flere studier (inkludert Hakim et al., 2019) har vist at CDA kan skilles fra romlig oppmerksomhet. De nåværende resultatene antyder at det samme også kan være sant for i det minste noen aspekter ved bindingen av plasseringen til en vare til dens identitet. Det vil si, selv om det er veletablert at plasseringene som opptas av gjenstander som beholdes under ikke-romlige WM-oppgaver, kan dekodes/rekonstrueres fra EEG (Foster et al., 2017) og fMRI (Cai et al., 2019, 2020; Yu et al. , 2020)-signaler, ble de homogenitetsrelaterte forskjellene i ERP-ene for forsinkelsesperioden rapportert her sett på ipsilaterale elektroder på et nivå som kan sammenlignes med det for kontralaterale elektroder. En mulig forklaring på dette kan være at selv om elementene i kun ett synsfelt var relevante i en enkelt prøveperiode, ble prosessen eller prosessene som var følsomme for den økte betydningen av kontekstbinding på homogene forsøk, brukt på hele den visuelle scenen. (De retinotopisk spesifikke effektene av romlig oppmerksomhet, derimot, er antagelig sett i de lateraliserte forskyvningene sett for hver prøvetype i de to eksperimentene.) En annen, og ikke uforenlig, mulighet er at prosessene som er avgjørende for kontekstbinding av prioriterte stimulusinformasjon blir engasjert i større grad under kodingen av den informasjonen til WM (i motsetning til under den påfølgende forsinkelsesperioden). I samsvar med denne muligheten er det faktum at i begge eksperimenter var heterogenitetseffekten allerede synlig i ERP mens stimulus-arrayene fortsatt var på skjermen. Videre var det først under prøvepresentasjon at effekten var sterkere ved kontralaterale elektroder. Hvis dette er sant, vil dette stemme overens med påstanden om at visuelt arbeidsminne kanskje ikke er et minnesystem i seg selv, men i stedet kan være et generellt visuelt representasjonssystem som, når det er nødvendig, kan opprettholde informasjon over korte forsinkelser (Luck og Vogel, 2013, s. 394). Av denne grunn kan det være interessant i fremtidig arbeid å sammenligne effekten av kontekstbindende manipulasjoner på forsøk med og uten forsinkelsesperioder.

CDA skiller seg fundamentalt fra forsinkelsesperiode fMRI-signal fra IPS

Tidligere studier har vist at forsinkelsesperiode fMRI-signaler fra IPS skaleres monotont med minnebelastning og metter en persons arbeidsminnekapasitet (Todd og Marois, 2004; Xu og Chun, 2006), noe som øker muligheten for at dette signalet og CDA kan være indeksering av lignende underliggende nevrale prosesser. Imidlertid avslører CDA-resultatene som presenteres her en viktig forskjell mellom de to, fordi, i motsetning til CDA, er fMRI-signalet med forsinkelsesperiode fra IPS følsomt for minnesett-homogenitet (Gosseries et al., 2018; Cai et al., 2020 ). Det er derfor nødvendig med forsiktighet når man implisitt trekker slutninger om ett av disse signalene basert på egenskapene til det andre.

Referanser

1. Adam KCS, Robison MK, Vogel EK (2018) Kontralateral forsinkelsesaktivitet sporer fluktuasjoner i arbeidsminneytelsen. J Cogn Neurosci 30:1229–1240.

2. Bettencourt KC, Xu Y (2016) Dekoding av innholdet i visuelt korttidsminne under distraksjon i oksipitale og parietale områder. Nat Neurosci 19:150–157.

3. Bays PM, Catalao RFG, Husain M (2009) Presisjonen til visuelt arbeidsminne er satt ved tildeling av en delt ressurs. J Vis 9 (10):7, 1–11.

4. Cai Y, Sheldon AD, Yu Q, Postle BR (2019) Overlappende og distinkte bidrag av stimulusplassering og romlig kontekst til ikke-romlig visuelt korttidsminne. J Neurophysiol 121:1222-1231.

5. Cai Y, Fulvio JM, Yu Q, Sheldon AD, Postle BR (2020) Rollen til plasseringskontekstbinding i ikke-romlig visuelt arbeidsminne. eNeuro 7:ENEURO.0430-20.2020.

6. Carlisle NB, Arita JT, Pardo D, Woodman GF (2011) Oppmerksomhetsmaler i visuelt arbeidsminne. J Neurosci 31:9315-9322.

7. Cohen MA, Konkle T, Rhee JY, Nakayama K, Alvarez GA (2014) Behandling av flere visuelle objekter er begrenset av overlapping i nevrale kanaler. Proc Natl Acad Sci U|S|A 111:8955–8960.

8. Cowan N (2001) Det magiske tallet 4 i korttidshukommelsen: en revurdering av mental lagringskapasitet. Behav Brain Sci 24:87–114.

9. Delorme A, Makeig S (2004) EEGLAB: en åpen kildekode-verktøykasse for analyse av enkeltforsøks EEG-dynamikk inkludert uavhengig komponentanalyse. J Neurosci Methods 134:9–21.

10. Emrich SM, Al-Aidroos N, Pratt J, Ferber S (2009) Visuelt søk fremkaller den elektrofysiologiske markøren for visuelt arbeidsminne. PLoS One 4:e8042.

11. Emrich SM, Riggall AC, LaRocque JJ, Postle BR (2013) Distribuerte aktivitetsmønstre i sensorisk cortex gjenspeiler presisjonen til flere gjenstander som opprettholdes i visuelt korttidsminne. J Neurosci 33:6516-6523.

12. Ester EF, Sprague TC, Serences JT (2015) Parietal og frontal cortex koder for stimulusspesifikke mnemoniske representasjoner under visuelt arbeidsminne. Neuron 87:893-905.

13. Foster JJ, Bsales EM, Jaffe RJ, Awh E (2017) Alpha-band-aktivitet avslører spontane representasjoner av romlig posisjon i visuelt arbeidsminne. Curr Biol 27:3216–3223.e6.

14. Fukuda K, Mance I, Vogel EK (2015a) Kraftmodulering og hendelsesrelatert langsom bølge gir dissosierbare korrelater av visuelt arbeidsminne. J Neurosci 35:14009-14016.

15. Fukuda K, Woodman GF, Vogel EK (2015b) Individuelle forskjeller i visuell arbeidsminnekapasitet. I: Mechanisms of sensory working memory: attention and performance (Jolicoeur P, Lefebvre C, Martinez-Trujillo J, eds), s 105–119. Amsterdam: Elsevier.

For more information:1950477648nn@gmail.com