Effekter av følelser og semantisk slektskap på gjenkjennelsesminne: atferdsmessige og elektrofysiologiske bevis del 2

2.1|Metode

2.1.1|Deltakere

For å bestemme den nødvendige prøvestørrelsen, hentet vi først atferdseffektstørrelsen oppnådd av Pierce &Kensinger (2011; N = 32, Cohens f = 0.42), som brukte en lignende eksperimentell design som den som ble brukt i nåværende studie.

Det er en sammenheng mellom prøvestørrelse og minne. Dette forholdet er kanskje ikke direkte, men det er veldig viktig. Enkelt sagt, jo større prøvestørrelse, jo flere ting vil vi huske. Derfor må vi hele tiden samle inn ny og meningsfull informasjon i hverdagen for å forbedre hukommelsen.

Vitenskapelig forskning viser at bruk av ulike metoder og kanaler for å innhente informasjon kan stimulere hukommelsen og forbedre hukommelsesevnen. Prøv å samhandle med mennesker i ulike aldre, gjennomføre ulike fritidsaktiviteter og oppleve ulike kulturer, miljøer og mennesker, slik at vi kan gjøre kunnskapen vår mer komplett, bred og dyp.

Å bryte gjennom omfanget av kunnskapen din og lære å huske informasjon raskt er også en viktig måte å forbedre hukommelsen på. Du kan prøve å trene hjernen din gjennom noen minnespill, konsolidere hukommelsen gjennom gjentatt memorering og gjennomgang, og hjelpe deg raskt å mestre ny kunnskap. Å forbedre hukommelsen krever ikke mye tid eller kostnader, bare hold en positiv holdning og fortsett å prøve.

Kort sagt, gjennom kontinuerlig akkumulering, trening, læring og prøving kan alle forbedre hukommelsen, mestre mer kunnskap og berike livserfaringen. I denne epoken med informasjonseksplosjon er det veldig viktig å ha et sterkt minne. Vi har ansvaret og forpliktelsen til å forbedre hukommelsen vår fra alle vinkler og bli en bedre versjon av oss selv. Det kan sees at vi trenger å forbedre hukommelsen, og Cistanche deserticola kan forbedre hukommelsen betydelig, fordi Cistanche deserticola også kan regulere balansen av nevrotransmittere, som å øke nivåene av acetylkolin og vekstfaktorer. Disse stoffene er svært viktige for hukommelse og læring. I tillegg kan Kjøtt også forbedre blodstrømmen og fremme oksygentilførsel, noe som kan sikre at hjernen får tilstrekkelig med næringsstoffer og energi, og dermed forbedre hjernens vitalitet og utholdenhet.

Klikk på Know for å forbedre korttidshukommelsen

Deretter hentet vi ut de assosiative minne-ERP-effektene (for de tidlige og sene ERP-komponentene) fra flere studier som brukte et assosiativt minneparadigme (Bader & Mecklinger, 2017; Kamp et al., 2016; Liet al., 2017; Li et al., 2019; Rhodes & Donaldson, 2008; Tibon, Gronau, et al., 2014; Zhao et al., 2020; Zheng, Li, Xiao, Broster, Jiang, & Xi, 2015).

Effektstørrelsene for den assosiative minnekomponenten som ble rapportert i disse studiene var alle middels store, alt fra Cohens f =  0.3 til 10.7 (N varierende mellom 17 og 46).

Nevertheless, to avoid an overinflated estimation of effect size, we set f = 0.25 as a lower, more conservative value. Based on this effect size, we estimated that power>.8 ( =.01) ville kreve minst 39 deltakere (faktisk kraft=.81) og rekrutterte derfor 47 deltakere til studien.

Førtisyv sunne, høyrehendte innfødte kinesisktalende (30 kvinner; gjennomsnittsalder 22,4 ±2 år) fra CapitalNormal University deltok i eksperimentet og ble betalt 30 ¥/time.

Alle deltakerne hadde normalt eller korrigert til normalt syn og ble forhåndsscreenet for en historie med nevrologiske eller psykiatriske lidelser, læringsforstyrrelser, hodeskader eller psykotropisk narkotikabruk. Informert samtykke, godkjent av Capital Normal University InstitutionalReview Board, ble samlet inn fra hver deltaker.

Data fra fem deltakere ble forkastet, inkludert en deltaker med svært dårlig oppgaveutførelse (assosiativPr<0), and four participants with insufficient number of artifact-free ERP trials in one or more experimental conditions (N trial <16). Our final sample therefore included 42 participants (27 females; mean age 22.4 ±2 years).

Photoshop 8.0, og ble presentert i midten av bildet på en grå bakgrunn (RGB: 150; se eksempler i figur 1).

Et uavhengig utvalg (N = 12) ga vurderinger av bildene på dimensjonene valens, opphisselse og fortrolighet, ved å bruke en skala fra 1 (veldig negativ/rolig/ukjent) til 9 (veldig positiv/spennende/kjent). Bilder med kjennskapsvurderinger under 4 ble fjernet fra bassenget.

1272 bilder, inkludert 646 negative bilder (med valenspoeng under 4) og 625 nøytrale bilder (med valensskårer mellom 4 og 7), ble valgt og kombinert for å danne negative/negative bildepar eller nøytrale/nøytrale bildepar, noe som resulterte i 166 semantisk urelaterte negative, 150 semantisk urelaterte nøytrale, 157 semantisk-relaterte negative og 162 semantisk-relaterte nøytrale bildepar.
Et annet uavhengig utvalg (N =  10) ga vurderinger av parene på dimensjonen slektskap. De ble bedt om å bedømme hvor sannsynlig det er at de to objektene vises sammen (Tibon, Gronau, et al., 2014), ved å svare på en skala fra 1 (svært usannsynlig) til 9 (svært sannsynlig).

Bare par der den forhåndstildelte slektskapsstatusen ble bekreftet (dvs. ikke-relaterte stimuli med en slektskapsscore<5, and related stimuli with a relatedness score≥5) by the majority of the raters (at least 6/10 raters) were included in the study. 

Basert på vurderingene ble 600 par valgt, inkludert 150 semantisk relaterte negative par, 150 semantisk relaterte nøytrale par, 150 semantisk urelaterte negative par og 150 semantisk urelaterte nøytrale par. Semantisk relaterte par tilhørte enten samme kategori (f.eks. "bord-sofa") eller var funksjonelt beslektede (f.eks. "kanin-gulrot").

Relasjonsskårene for beslektede par [Gjennomsnitt (SD) = 6.61 (1.25)] var signifikant høyere enn for ikke-relaterte par [Gjennomsnitt (SD) =  1.61(.41); t (299) =  64.20, s<.001]. 

Negative bilder var betydelig mer negative og opphissende enn nøytrale bilder [valens: Betydning (SD) {{0}}.05 (0.66), Meanneu(SD) =  5.06 (0.31) , t (599)=−59,22, s<.001; arousal: Meaning (SD) =  5.43 (1.23), Meanneu (SD) =  2.41 (0.63), t (599) = 45.77, p<.001], but equal to neutral pictures on familiarity (p>.05).

Vi konstruerte deretter 200 omarrangerte par ved å kombinere bilder som tilhører forskjellige par, men holdt deres type og plassering uendret, slik at det var 50 omarrangerte par for hver type. For eksempel kan to beslektede nøytrale par AB (f.eks. kanin-gulrot) og CD (f.eks. geit-kål) kombineres for å danne et annet beslektet nøytralt par AD (kanin-kål).

B og C vil også bli kombinert med andre gjenstander (som tilhører relaterte nøytrale par) for å danne omorganiserte par. Det samme utvalget (N =  10) av deltakere i tidligere slektskapsvurderinger ble rekruttert igjen og ga vurderinger for slektskap.

Resultatene bekreftet vår første tildeling av par og viste at slektskapsskårene til relaterte par [Gjennomsnitt(SD) = 6.67 (1.23)] var signifikant høyere enn for urelaterte par [Gjennomsnitt (SD) =  1 0,65 (0,57); t (99) =  64.90,s<.001]. Importantly, there was no difference in relatedness between the rearranged pairs and the original pairs [Unrelated pairs: t (99)  =  1.07, p =.29; Related pairs: t (99) = 0.76, p =.35].

Totalt 400 bildepar ble kodet i studiefasen (100 relaterte negative par, 100 relaterte nøytrale par, 100 urelaterte negative par og 100 urelaterte nøytrale par), mens de resterende 200 parene fungerte som nye par under testfasen. Ved testen ble 200 intakte par (de samme par vist i studien), 200 omarrangerte par (bilder som tilhører forskjellige studiepar som ble rekombinert sammen) og 200 nye par presentert, med hver tilstand som inneholdt 50 relaterte negative, 50 relaterte nøytrale, 50 urelaterte negative, og 50 urelaterte nøytrale par. Testpar ble utlignet på tvers av emner, med hvert bilde presentert like ofte som en del av en intakt, omorganisert eller ny paring.

2.1.3|Fremgangsmåte

Deltakerne ble sittende i en avstand på 70 cm fra aDell-monitoren i et elektrisk skjermet rom. Bildepar, med et visuelt område på 10 grader × 5 grader, ble vist (med Presentation av Neurobehavioral Systems, Inc.) horisontalt i midten av skjermen mot en svart bakgrunn. Et standard studie-test-paradigme ble tatt i bruk, med studiefasen etterfulgt av testfasen etter et 10-minutts forsinkelse. Fire pauser i eget tempo ble gitt i studiefasen og testfasen. Stimuli ble presentert pseudo-tilfeldig for å sikre at ikke mer enn tre påfølgende forsøk var fra samme tilstand.

I studien begynte hvert forsøk med et grått fikseringskryss for 1000–1500 ms, etterfulgt av presentasjon av et bildepar i 2000 ms, hvor deltakerne ble bedt om å memorere parene og utføre en valensvurderingsoppgave, nemlig å bedømme hvilken av de to objekter er mer negative (figur 1b). De ble bedt om å trykke på 'venstre piltasten' på tastaturet hvis de mente at det venstre objektet var mer negativt, å trykke på 'høyre piltast' hvis de mente at det høyre var mer negativt, og å trykke på 'ned piltasten hvis de trodde at de to objektene hadde lignende valens.

Når studiefasen var fullført, ble det gitt en 10-minutters pause. I løpet av denne perioden utførte deltakerne en distraheringsoppgave med 3-3-siffer bakovertelling i 5 minutter og hvilte deretter i ytterligere fem minutter.

Ved testen begynte hver utprøving med en rystet fiksering som ble presentert i 1000–1500 ms, etterfulgt av presentasjon av et bildepar i 2000 ms. Deltakerne ble bedt om å angi om paret er "intakt", "omorganisert" eller "nytt" så nøyaktig og så raskt som mulig. Svarene ble gitt via tastaturtaster, motvekt på tvers av deltakerne.

Halvparten av deltakerne svarte "intakt" og "omorganisert" ved å trykke på tasten "F" og "G" med venstre hånd, og "ny" ved å trykke på tasten "J" med høyre hånd. Den andre halvparten av deltakerne svarte «intakt» og «omorganisert» ved å trykke på tasten «H» og «J» med høyre hånd, og «ny» ved å trykke på tasten «F» med venstre hånd.

En studiepraksisblokk med 12 forsøk ble gitt ved begynnelsen av eksperimentet, før studiefasen. En ekstra testpraksisblokk med 18 forsøk ble gitt før testfasen. Under disse treningsøktene forsikret eksperimentøren at deltakerne forsto oppgaven.

2.1.4|EEG-registrering og forbehandling

EEG ble registrert ved hjelp av et {{0}}-kanals nevroskanningssystem og elektrodeplasseringene fulgte det utvidede internasjonale 10–20-systemet. Samplingshastigheten var 500 Hz med et 0,05–100 Hz båndpassfilter. Elektrookulogram (EOG) ble registrert ved bruk av to elektroder plassert utenfor den ytre kant av hvert øye og en infraorbital til venstre øye.

Venstre mastoid ble brukt som referansested online, og EEG-signaler ble re-referert offline til gjennomsnittet av venstre og høyre mastoid-registreringer. Impedansen ble holdt under 5 kΩ. EEG/EOG-signaler ble filtrert med et båndpass på 0,05–40 Hz. EEG-data fra testfasen ble segmentert i 1100 ms epoker, korrigert til 100 ms pre-stimulus baseline. Epoker med en spenning over ±75 μV ble ekskludert.

Uavhengig komponentanalyse (ICA) utført med runealgoritmen tilgjengelig gjennom EEGLAB-verktøykassen forMATLAB (v.2019.0, Delorme & Makeig, 2004), ble brukt til å isolere og fjerne EOG-blinkartefakter. Minimum 16 forsøk for hver tilstand var nødvendig for å sikre et akseptabelt signal-til-støyforhold, og fire deltakere ble ekskludert fordi de ikke klarte å oppfylle det minimale antallet forsøk.

Gjennomsnittlig antall relaterte analyserte studier var 39 (intakt), 26 (omorganisert) og 38 (ny) for negative par, og 37 (intakte), 26 (omorganiserte) og 43 (nye) for nøytrale par. Gjennomsnittlig antall urelaterte analyserte studier var 25 (intakt), 30 (omorganisert) og 37 (ny) for negative par, og 27 (intakte), 30 (omorganiserte) og 41 (nye) for nøytrale par.

2.1.5|Statistiske analyser: Generell tilnærming

Data ble kun hentet ut for korrekte forsøk (f.eks. Donaldson & Rugg, 1998; Paller et al., 2003). Gjentatte tiltaksanalyser av varians (ANOVAer) ble utført for slutningsstatistikk, med Greenhouse-Geisser-korreksjon for ikke-sfærisitet når det var nødvendig. Oppfølgingsanalyser ble utført ved bruk av gjentatte mål ANOVAs ort-tester etter behov.

For å kontrollere for type I feilrater ble p-verdier korrigert for falsk oppdagelsesrate (FDR) med Benjamini-Hochberg-prosedyren (Benjamini &Hochberg, 1995) på p.<.05. Because the current study focuses on mnemonic effects, only main effects and interactions that included the factor of response type are reported.

Atferdsanalyser

Atferdsmålet for interesse var assosiativ Pr: et diskrimineringsmål for gamle/nye effekter for assosiativt minne, definert ved å trekke falske alarmfrekvenser for omorganiserte par fra trefffrekvenser for intakte par (Jägeret al., 2006; Snodgrass & Corwin, 1988). Dette tiltaket ble brukt for å skille potensiell responsskjevhet (f.eks. for relaterte par; Ahmad & Hockley, 2014; Liu & Guo, 2019; Tibon, Gronau, et al., 2014; se støtteinformasjon 1 for tilleggsanalyse av responsskjevhet) fra en sann minnefordel. Pr-skåre ble analysert ved å bruke en gjentatt måling ANOVA med slektskap (relatert eller urelatert) og valens (negativ eller nøytral) som gjentatte faktorer og med Pr-score som avhengig mål.

Gitt vår interesse for assosiativt minne, og løsrivelse av sanne minneeffekter fra responsbias, analyserte vi ytterligere nøyaktighetsrater (% korrekt) for intakte par og omorganiserte par ved å bruke en gjentatt ANOVA-relatert (relatert eller urelatert) og valens (negativ eller nøytral) som gjentatte faktorer, og nøyaktighetsgrad som det avhengige målet. En fullstendig 3-ANOVA som inkluderer alle faktorer (relaterthet, valens og responstype) og nivåer (intakt, omorganisert, ny) innenfor samme modell, er inkludert i støtteinformasjon 2.

ERP analyser

Både intakte og omorganiserte par består av studerte elementer. Men mens intakte par videre inneholder studert assosiativ informasjon, inneholder omorganiserte par ny assosiativ informasjon som ikke ble presentert i studien. Derfor er de intakte/omorganiserte effektene, dvs. forskjeller mellom ERP-er assosiert med korrekte "intakte" vurderinger og korrekte "omorganiserte" vurderinger, en indikasjon på assosiativ gjenkjennelse. (f.eks. Li et al., 2017; Rhodes & Donaldson, 2008; Zheng, Li, Xiao, Broster, Jiang, &Xi, 2015).

Følgelig fokuserte vi på sammenligningen mellom intakte og omorganiserte par for å indeksere assosiativt minne. For komplettering inkluderer vi også sammenligningen mellom omorganiserte og nye par som en indeks over elementminne i støtteinformasjon 3.

For frontale og parietale minneeffekter ble tidssegmenter og områder av interesse definert basert på tidligere ERP-studier (Bader et al., 2010; Han et al., 2018; Li et al., 2017,2019; Rugg & Curran, 2007; Speer & Curran, 2007; Wolket al., 2006; Zheng et al., 2016). Følgelig ble to-tidsvinduer, 300–550 ms og 550–800 ms, brukt til å fange henholdsvis frontale og parietale minneeffekter. Middelamplituder for statistiske analyser i disse vinduene ble oppnådd fra frontale (kollapserte over F3, Fz og F4), sentrale (kollapserte over C3, Cz og C4), og parietale (kollapserte over P3, Pz og P4) hodebunnsplasseringer (Han et al. ., 2018; Houet al., 2013; Molinaro et al., 2011).

Gjentatte målinger ANOVA ble utført separat for hvert tidsvindu og inkluderte fire innen-subjektsfaktorer: slektskap (relatert eller urelatert), valens (negativ eller nøytral), responstype (intakt eller omorganisert), og lokalisering (frontal, sentral eller parietal).

2.2|Resultater

2.2.1|Atferdsmessige resultater

Gjennomsnitt og SD-er for de ulike atferdsmålene i eksperiment 1 er vist i tabell 1. ANOVA for assosiativ Pr (relaterthet × valens) viste en signifikant hovedeffekt av valens, F (1, 41) =  24.28, p.<.001, 휂2 p =0.37 (greater Pr scores for neutral vs. negative pairs), and of relatedness, F (1, 41) = 120.01, p <.001, 휂2 p =0.75 (greater Pr scores for related vs. unrelated pairs). 

Analysen avdekket videre en signifikant 2-måte interaksjon mellom slektskap og valens, F (1, 41) = 6.61, p =.014,휂2p =0.14, med lavere assosiativ Pr for negative par (vs. nøytral) i den urelaterte tilstanden, t (41) = 5.38, p<.001, d = 0.83, but not in the related condition, t (41) = 1.65, p =.107, d = 0.25.

Analysen av nøyaktighetsrater for intakte par ("treff") avslørte en hovedeffekt av slektskap, F (1, 41) = 361.91,p<.001, 휂2 p =0.90, and a 2-way interaction between the two factors, F (1, 41) =  17.35, p <.001, 휂2 p =0.30, resulting from lower accuracy rates for negative pairs (vs. neutral) in the unrelated condition, t (41) =  2.78, p =.008, d = 0.43, but greater accuracy rates for negative pairs (vs. neutral) in the related condition, t (41) = 2.31, p =.026, d =  0.36. The analysis of accuracy rates for rearranged pairs ("correct rejections") only revealed a main effect of relatedness, F (1, 41) = 22.70, p <.001, 휂2 p =0.36, with greater accuracy rates for unrelated vs. related pairs.

Samlet viser atferdsresultatene den forutsagte emosjonelle assosiative interferenseffekten, indikert av reduserte Pr-score og nøyaktighetsrater for negative vs. nøytrale par. Videre ble denne effekten dempet av semantisk slektskap, med større emosjonell interferens observert for urelaterte kontra relaterte par.

2.2.2|ERP-resultater

Bølgeformer og topografisk fordeling av den assosiative minneeffekten i de ulike eksperimentelle forholdene er vist i figur 2. I det tidlige tidsvinduet (300–550 ms) avslørte ANOVA for den assosiative minneeffekten en 2-veis interaksjon mellom valens og svartype, F (1, 41) = 9.29, p =.004, 휂2p =0.19.

Dekomponering av interaksjonen ved å bruke sammenkoblede t-tester på hvert valensnivå, avslørte en signifikant assosiativ minneeffekt (mer positivt gående bølgeformer for intakte omorganiserte) for negative par, t (41) = 3.13, p {{5 }}.003,d =  0.48, men ikke for nøytrale par (p =.29). Således, i det tidlige tidsvinduet, dukket det assosiative minnet opp for negative par, uavhengig av deres slektskap, og hadde utbredt distribusjon.

I det sene tidsvinduet (550–800 ms) avslørte ANOVA bare en hovedeffekt av responstype, F (1, 41) = 38.84, s.<.001, 휂2 p =0.49, suggesting that the late associative memory effect was similarly observed in all conditions and all locations. Exploratory analysis of a later associative memory effect (800–1000 ms), which resembled the pattern observed in the 550–800 ms time window, is included in Supporting Information 4.

For more information:1950477648nn@gmail.com