בחירה בזיכרון העבודה דורשת משאבים: השפעות משימות במקביל על אפקט הרטרו-קיו

איש קשר:joanna.jia@wecistanche.com/ WhatsApp: 008618081934791

Cistanche herba יכול לשפר את הזיכרון

Yin-ting Lin 1 & Edyta Sasin 1 & Daryl Fougnie 1

התקבל: 26 בדצמבר 2020 / פורסם באינטרנט: 19 בפברואר 2021

# המחבר/ים 2021

תַקצִיר

בפרדיגמת רטרו רטרו, לאחר שינון קבוצה של אובייקטים, אנשים מתבקשים לזכור רק תת-קבוצה. מְשׁוּפָּרזיכרוןמהרטרו-סימן עולה שתהליכי בחירה יכולים להועיל לפריטים המאוחסנים בזיכרון העבודה. עושה סלקציה בעבודהזיכרוןדורש תשומת לב? אם כן, משימה הדורשת תשומת לב אמורה לשבש אפקטים של רטרו-סימן. מחקרים המשתמשים בפרדיגמה של כפול משימות מצאו תוצאות מעורבות, כאשר רק מחקר אחד (Janczyk & Berryhill, Attention, Perception, and Psychophysics, 76 (3), 715–724, 2014) הראה ירידה באפקט הרטרו על ידי משימה משנית. כאן אנו חוקרים סוגיה פוטנציאלית באותו מחקר - החפיפה הזמנית של תגובת המשימה המשנית עםזיכרוןמצגת מבחן. זה מעלה שאלות לגבי האם המשימה המשנית פוגעת בתהליכי הבחירה בזיכרוןאו שהשפיע עלזיכרוןתְגוּבָה. שכפלנו את הפרדיגמה שלהם על ידי הוספת משימת הבחנה בטון בהיסט הרטרו-סימן, אך כללנו גם מצב שבו משימת הטון וה-זיכרוןהבדיקה הופרדו זמנית. בניסוי 1, ביצוע משימת הטון לא פגעה באפקט הרטרו-קיו. בניסוי 2, הוספנו משימת דיכוי ארטיקולטורית כמו במחקר של Janczyk ובריהיל, ומצאנו שהדרישה לבצע את משימת הטון פגעה בהשפעות הרטרו-סימן. ליקוי זה היה בלתי תלוי אם הטון וזיכרוןמשימות חופפות. ממצאים אלו מצביעים על כך שתעדוף פנימי יכול להיפגע על ידי הפרעות דו-משימות, אך עשויה להתרחש רק כאשר הפרעה כזו חזקה מספיק, למשל, עקב מעבר בין משימות מרובות.

מילות מפתח זיכרון עבודה חזותי. תשומת הלב. ביצועים כפולים

מבוא

ניתן להפנות תשומת לב חיצונית לבחירת קלט חושי רלוונטי תוך סינון קלט שאינו רלוונטי למטרות הנוכחיות. מחקרים קודמים הראו ששימוש ברמזים מוקדמים כדי למשוך תשומת לב למיקומים רלוונטיים במרחב התפיסתי משפר את העיבוד והקידוד הבאים של גירויים חזותיים באותם מיקומים (Griffin & Nobre, 2003; Posner, 1980; Schmidt, Vogel, Woodman, & Luck, 2002 ). מעניין שהבחירה מתרחשת גם בעבודהזיכרון(WM), אחסון לטווח קצר של מידע שכבר אינו זמין לחושים. דוגמה לכך מגיעה ממחקרים המשתמשים בפרדיגמת הרטרו (Griffin & Nobre, 2003; Landman, Spekreijse, & Lamme, 2003). בפרדיגמה זו, המשתתפים מקודדים קבוצה של אובייקטים חזותיים, ולאחר מכן, הם מקבלים הוראה על ידי הרמז

המחלקה לפסיכולוגיה, אוניברסיטת ניו יורק אבו דאבי, האי סעדיאט, אבו דאבי, איחוד האמירויות הערביות

איזה מהאובייקטים האלה צריך לזכור. ביצוע רטרו של פריט משתפרזיכרוןביצועים של אותו פריט בהשוואה למצב שבו צריך לזכור את כל הפריטים. תועלת זו ידועה בשם אפקט הרטרו-קיו.

זה גם תפיסה וגם עבודהזיכרוןכרוך בהיבטים מועילים של בחירה עם תכונות דומות הוביל לרעיון שיש מנגנון בסיס משותף לשתי צורות הבחירה (Chun, Golomb, & Turk-Browne, 2011; Gazzaley & Nobre, 2012; Kiyonaga & Egner, 2013; ראה גם Janczyk & Reuss, 2016; Tanoue & Berryhill, 2012). בהשקפה זו, היכולת להעניק גישה ואחסון מועדפים לפריטים נבחרים בזיכרון תהיה עקב שינויי תשומת לב (בדומה לאופן שבו תשומת לב משנה תפיסה). לחילופין, יכול להיות שתהליכי הבחירה שיוצרים תעדוף בזיכרון אינם חופפים לקשב או אולי לתהליכים אוטומטיים. בהחלט, קשב אינו תהליך אחדותי, וכאן אנו שואלים כיצד השליטה התכליתית של הקשב בתפיסה קשורה לזה שבזיכרון.

אחת הדרכים לבחון זאת היא להשתמש בפרדיגמה של משימות כפולות. אם אפקט הרטרו-סימן נובע מתהליכי קשב, אזי ביצוע משימה הדורשת קשב במהלך פרדיגמת רטרו-סימן אמורה לפגוע באפקטים של רטרו-סימן. למרות זאת,

מחקרים שהשתמשו בגישה של משימות כפולות כדי לחקור האם משאבי קשב מעורבים באפקט הרטרו-סימן קיבלו תוצאות מעורבות. מספר מחקרים הראו כי אפקט הרטרו-סימן עמיד בפני הפרעות ממשימה משנית כגון משימת חיפוש חזותי (Hollingworth & Maxcey- Richard, 2013), משימת סיווג צבע (Rerko, Souza, & Oberauer, 2014) , או משימת סיווג ספרות (Makovski & Pertzov, 2015). מחקרים אלה סיפקו עדות לכך שהאפקט הרטרו-קיו אינו מצריך תשומת לב מתמשכת. כמו כן, אפקט הרטרו-קיו אינו מושפע ממסכות חזותיות המוצגות לאחר הרמז (Barth & Schneider, 2018; Makovski & Jiang, 2007; Schneider, Barth, Getzmann, & Wascher, 2017; van Moorselaar, Gunseli, Theeuwes, & Olivers , 2015). ממצאים אלה עשויים להצביע על כך שתהליכי הקשב המביאים לאפקט הרטרו-סימן הם אוטומטיים ולכן אינם נתונים להפרעה ממשימה או עיבוד אחר שדורשים קשב.

מצד שני, מחקרים אחרים הראו שלאפקט הרטרו-סיו נדרש זמן מה להתפתח במלואו (Pertzov, Bays, Joseph, & Husain, 2013; Souza, Rerko, & Oberauer, 2014, 2016; Tanoue & Berryhill, 2012; Wallis , Stokes, Cousijn, Woolrich, & Nobre, 2015), מה שעשוי להוביל למסקנה שהשפעה זו אינה אוטומטית לחלוטין. לפיכך, ייתכן שאפקט הרטרו-סימן סובל מהפרעות משימות במקביל ממשימה הדורשת תשומת לב רק כאשר הפרעה כזו מתרחשת בזמן קריטי כלשהו. סוגיה זו הועלתה במחקר של Janczyk and Berryhill (2014). הכותבים חקרו האם כיוון מחדש לעבר הפריט עם רטרו מצריך תשומת לב. הם טענו שמחקרים קודמים הבחינו בחוסר ראיות להפחתת השפעות רטרו-סימן בתנאים של משימות כפולות מכיוון שהם הטילו עיכוב ארוך מדי (נע בין 500 אלפיות השנייה ל-900 אלפיות השנייה) בין היסט רטרו-סימן למשימה המשנית (Hollingworth & Maxcey -Richard, 2013; Makovski & Pertzov, 2015; Rerko et al., 2014). הם שיערו שתשומת לב מרכזית עשויה להיות נחוצה רק בזמן התחלת הרמז, קידוד הרמז, וקצרה לאחר מכן. עם זאת, לאחר מכן, ניתן להעביר את תשומת הלב למשימה המשנית ללא עלות עבור אפקט הרטרו-סימן. כדי לבחון את ההשערה שלהם, Janczyk and Berryhill (2014, ניסוי 1) הציגו משימת הבחנה בטון במהלך מרווח השמירה (או 150 אלפיות השנייה לפני תחילת רטרו או בהיסט רטרו) של משימת זיהוי שינוי צבע. משימת הטון שבה השתמשו נחשבת באופן ספציפי לשבש את הקשב המרכזי, צורה של קשב טהור-עוצמתי שחשיבה להיות מעורבתזיכרוןקונסולידציה (Stevanovski & Jolicoeur,2007) ובחירת תגובה (Pashler, 1994). הם גילו שדרישות דו-משימתיות פגעו הן בביצועי WM והן באפקט הרטרו-קיו.

Janczyk ו-Berryhill (2014) סיפקו עדויות להפחתת אפקט רטרו-סימן כאשר המשימה המשנית מתרחשת סמוך להופעת רמז ולקידוד רמז, מה שמצביע על כך שיש חלון זמן קריטי שבו נדרשת תשומת לב. עם זאת, לפני שמאמינים בממצאים אלה, יש בעיה פוטנציאלית במתודולוגיה שלהם שמעלה שאלות לגבי איך לפרש את הממצאים. המשימה דרשה מהמשתתפים תחילה להגיב במהירות לטון ולאחר מכן להגיב לזיכרוןמְשִׁימָה. יש לציין, העיכוב בין משימת הטון לביןזיכרוןהבדיקה הייתה קצרה (400 ms או 650 ms) ביחס לזמן התגובה של משימת הטון (RT; ה-RT הממוצע היה 1,333 ms, בממוצע על פני תנאי טון מוקדם ומאוחר, מניסוי 1 ב-Janczyk & Berryhill). זה מצביע על כך שלעתים קרובות המשתתפים עדיין הגיבו למשימת הטון כאשר הבדיקה הופיעה. לפיכך, רחוק מלהיות ברור שהעיצוב בודד את ההשפעה של משימת הטון על אפקט הרטרו-קיו. במקום זאת, תגובה למשימת הטון עשויה ליצור צוואר בקבוק שבמהלכו הצטברות ראיות או שינויי תשומת לב במהלךזיכרוןהתגובה לא יכלה להמשיך, מה שהפחית את ההשפעות של תוקף הרמז (Brisson & Jolicœur, 2007; Craik, Eftekhari, & Binns, 2018; Dell'Acqua, Sessa, Jolicœur, & Robitaille, 2006). לחלופין, אולי הצורך לעסוק בהבחנות בו-זמנית בטון ובזיכרון אינו מונע את תעדוף המידע, אך כן מונע גישה או אחזור של מידע זה עד להשלמת משימת הטון (Carrier & Pashler, 1995; Magen, 2017; Oberauer, 2018) . בנוסף, ביצוע משימה הדורשת תשומת לב עלול להפוך את הזיכרון לפגיע יותר להפרעות רטרואקטיביות מה-זיכרוןבדיקה (Wang, Theeuwes, & Olivers, 2018). לפיכך, ייתכן שהתוצאות שהתקבלו על ידי ינצ'יק וברייהיל נבעו מהתכנון הספציפי שבו משימת הטון והצגת בדיקת הזיכרון חפפו.

למרות סוגיית הפרשנות הזו, עבודתם של Janczyk ו-Berryhill (2014) חשובה שכן המחקר היחיד הוא שמצא מחיר של תשומת לב על אפקט הרטרו-סימן. העלות באה לידי ביטוי בהפחתת אפקט הרטרו-קיו כאשר הרמז מלווה במשימה המשנית לעומת כאשר לא נדרשה משימה משנית. יתרה מכך, המחקר שלהם הוא המחקר היחיד שהיה לו חפיפה הדוקה בין הרטרו-רמז לבין המשימה הדורשת תשומת לב, מה שמעלה את האפשרות שעלויות מתעוררות רק כאשר התהליכים קרובים בזמן. המחקר הנוכחי נועד להתייחס לבעיות הפרשנות בממצאיהם. השתמשנו בפרדיגמה דומה מאוד לשלהם, אבל באופן מכריע הוספנו מצב שבו ביצוע משימת הטון והצגתזיכרוןבדיקה אינם חופפים זה לזה. על ידי הוספת תנאי זה, נוכל לבדוק האם הפחתת אפקט הרטרו-סימן שהם צפו אכן הייתה תוצאה של הפרעה דו-מטאלית בזמן קידוד הרמז. היעדר הפחתת השפעות רטרו-סימן בתנאי ששתי המשימות הללו אינן חופפות יצביע על כך שתוצאות קודמות נבעו מהדרישה לבצע משימת טון כאשרזיכרוןחקירה כבר הוצגה. ממצאים כאלה ידברו נגד מסקנתם של ג'נצ'יק וברייהיל לפיה נדרשת תשומת לב לניטור תהליכים המביאים להשפעות רטרו-סימן ויפתחו אפשרויות לפרשנויות אחרות לממצאיהם. זה חשוב מכיוון שאף מחקר קודם לא חקר את התפקיד של הפרעות הקשורות לתגובה על הפרעות הקשב של השפעות רטרו-סימן.

costancheלזיכרון

ניסוי 1

שיטה

משתתפים בחרנו גודל מדגם של 36 משתתפים, אותו גודל מדגם בשימוש על ידי Janczyk ו-Berryhill (2014). 36 סטודנטים וצוות של אוניברסיטת ניו יורק באבו דאבי השתתפו עבור קורס או קיום של 50 AED לשעה (18 נשים; גיל ממוצע=23.14 שנים; טווח גילאים=18–35 שנים). כל המשתתפים דיווחו על ראייה תקינה או מתוקנת לתקינה ושמיעה תקינה או מתוקנת לתקינה. כל משתתף נתן הסכמה מדעת בכתב לפני מפגש הניסוי. המחקר אושר על ידי מועצת הביקורת המוסדית של אוניברסיטת ניו יורק באבו דאבי.

גירויים ומנגנון הגירויים הוצגו ב-{{0}}in. צג BenQ XL2411 (1,920 × 1,080 פיקסלים). המשתתפים ישבו במרחק של 57 ס"מ מהצג. הניסוי תוכנן ב- MATLAB באמצעות הרחבה Psychtoolbox (Brainard 1997; Kleiner et al. 2007; Pelli 1997). כל הגירויים החזותיים הוצגו על רקע אפור. צלב קיבוע שחור (אורך 0.28 מעלות) הוצג במרכז המסך לאורך כל הניסוי. הזיכרוןהמערך הורכב מארבעה עיגולים צבעוניים (ברדיוס של {{0}}.69 מעלות ) הממוקמים בפינות הריבוע הדמיוני (ברדיוס של 3.33 מעלות ), במרכזם בקיבוע. בכל ניסוי, צבעי העיגולים נבחרו ללא החלפה מתוך סט של תשעה צבעים שונים (אדום, ירוק, כחול, צהוב, כתום, ורוד, סגול, חום ושחור). רמז הרטרו התקף היה חץ לבן (באורך של 3.33 מעלות ורוחב של 0.08 מעלות ) עם ראש מצביע על מיקומו של אחד מפריטי הזיכרון. הרמז הנייטרלי הורכב משני קווים לבנים (אורך 6.67 מעלות, רוחב 0.08 מעלות) שחוצים בקיבוע, כאשר ארבעה קצוות מצביעים לעבר ארבעת המיקומים שלזיכרוןפריטים. בדיקת הזיכרון הכילה ארבעה עיגולים שתופסים את אותם ארבעה מיקומים כמו עיגולים המוצגים במערך הזיכרון. שלושה עיגולים היו אפורים עם המסגרות הלבנות, ועיגול אחד היה פריט בדיקה צבעוני. הגירויים השמיעתיים היו צלילים סינוסואידים (300 ו-900 הרץ) שהוצגו באופן דו-צדדי באמצעות אוזניות למשך 50 אלפיות השנייה.

עיצוב ונוהל כל ניסוי (ראה איור 1) התחיל בהצגת צלב הקיבוע למשך 200 אלפיות השנייה. לאחר מכן, הזיכרוןהמערך הוצג במשך 300 אלפיות השנייה, ולאחר מכן תקופת השהיה הראשונה של 1,000 אלפיות השנייה. לאחר מכן, הרטרו-סימן הוצג למשך 100 אלפיות השנייה. בניסויים תקפים, רמז הרטרו הצביע לעבר הפריט שנבדק עם תוקף של 100 אחוז. בניסויים ניטרליים, הרטרו-קיו לא סיפק מידע על איזה פריט ייבדק. קדם להצגת מבחן הזיכרון עיכוב של 400 אלפיות השנייה בניסויי חפיפת תגובה, או 2,000 אלפיות השנייה, בניסויים ללא חפיפה, מההקזה של הרטרו-רמז.זיכרוןבבדיקה, המשתתפים ציינו אם הפריט הנבדק זהה או שונה מהפריט שהוצג באותו מיקום במערך הזיכרון, באמצעות לחיצת עכבר שמאל או ימין ביד ימין. הזיכרוןהתצוגה נשארה על המסך עד שנעשתה תגובה לא מהירה. לאחר משימת הזיכרון, המשוב סופק על ידי הצגת "CORRECT" בירוק או "INCORRECT" באדום למשך 1500 אלפיות השנייה. הניסיון שלאחר מכן החל לאחר עיכוב של 2000- אלפיות השנייה, שבמהלכו הוצג למשתתפים מסך ריק. בניסויים של משימה בודדת, המשתתפים פעלו לפי הנוהל שתואר לעיל. בניסויים דו-משימתיים, ההליך היה זהה לזה בניסויים של משימה בודדת, אלא שהמשתתפים הגיבו גם לגירוי טון שהוצג דרך האוזניות בהיסט הרטרו-סימן. המשתתפים לחצו על מקש החץ למעלה או על מקש החץ למטה, בתגובה לצלילי 900- הרץ או 300- הרץ בהתאמה, ביד שמאל. התגובות היו צריכות להיעשות מהר ככל האפשר. היו שני תנאים של משימות כפולות (במפגשים שונים). גם בתנאי חפיפת תגובה וגם ללא חפיפה, המשתתפים קיבלו הוראה להגיב למשימת הטון במהירות האפשרית ונדרשו להגיב למשימת הטון לפני מתן תגובה למשימת זיכרון. בניסויים של חפיפת תגובה, היה רק ​​השהייה קצרה בין משימת הטון לבין מבחן הזיכרון (400-ms cue-זיכרוןעיכוב בבדיקה). משמעות הדבר היא שהמשתתפים יגיבו למשימת הטון גם בשלב תגובת הזיכרון, כמו ב-Janczyk and Berryhill (2014). ללא ניסויים חפיפה (2,000 השהיית מבחן זיכרון cue), המשתתפים נאלצו להגיב למשימת הטון לפניזיכרוןהוצגה חקירה. באופן ספציפי, למשתתפים היו 1,500 אלפיות השנייה להגיב למשימת הטון. כאשר לא הייתה תגובה בתוך מגבלת זמן זו, הוצג צליל התראה (6,000 הרץ) למשך 100 שניות, המציין את המשתתפים שהם החמיצו את ההזדמנות להגיב. משוב ביצוע משימת טון הוצג בו זמנית עם משוב ביצוע משימת זיכרון ("תגובת טון נכונה" בירוק או "תגובת טון שגויה" באדום).

המשתתפים השלימו סך של 384 ניסויים בניסוי של 90-דקות המחולק לשני מפגשים, חפיפת תגובה וללא מפגשי חפיפה, בהתאמה. הסדר של שני המפגשים היה מאוזן בין המשתתפים (לפי מספר נושא). המשתתפים השלימו בלוק תרגול של לפחות 20 ניסויים דו-מטאליים לפני כל מפגש. כל הפעלה הכילה שישה 32-בלוקים של ניסיון, שלוש משימות בודדות ושלושה משימות דואליות, בסדר אקראי. בבלוקים של משימה בודדת, הניסויים חולקו באופן שווה על ידי ארבעת התנאים מ-2 תנאי רמז (ניטרלי, תקף) × 2זיכרוןתנאי משימה (זהים, שונים). בבלוקים דו-משימות, הניסויים חולקו באופן שווה לפי שמונת סוגי הניסוי שנבעו מגירויים של 2 גוונים (300 ו-900 הרץ) × 2 תנאי רמז × 2 תנאי משימת זיכרון.

סוטהלזיכרון

תוצאות

שני משתתפים לא נכללו מניתוח הנתונים בשל אי עמידה בחתכים אפריוריים בביצועים: האחד בגלל ביצועים ברמת סיכוי (מתחת ל-54.2 אחוזים, הרמה שבה

איור 1 ייצוג סכמטי של ניסויי ניסוי א ותזמון לתנאים שונים ב. המשתתפים שיננו אזיכרוןמערך (ארבעה פריטים בניסוי 1, חמישה פריטים בניסוי 2) שהוצג במשך 300 אלפיות השנייה. לאחר מרווח של 1,000- אלפיות השנייה, רמז הרטרו הוצג למשך 100 אלפיות השנייה: רמז חוקי ציין איזה פריט ייבדק, ואילו רמז ניטרלי לא סיפק מידע כלשהו לגביזיכרוןמִבְחָן. לאחר מצגת הרטרו-סימן השהייה של 400 אלפיות השנייה במצב חפיפת התגובה או 2,000 אלפיות השנייה במצב ללא חפיפה. בניסויים של משימה בודדת, לא הוצג טון במהלך העיכוב הזה. בניסויים דו-משימתיים, טון יש סיכוי של 5 אחוזים שניתן להסביר את הביצועים של המשתתף על ידי תגובות אקראיות, שנקבעות על ידי הכמות של 95 אחוז של התפלגות מצטברת בינומיאלית הפוכה) במשימת הזיכרון, ואחר בגלל דיוק נמוך (להלן 75 אחוזים) במשימת אפליית הטון.

משימת הטון דיוק משימת הטון היה גבוה (96.2 אחוזים). דיוק משימת הטון נותח עם ANOVA של 2 (מצב רמז: חוקי, ניטרלי) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה) מדידות חוזרות. הביצועים היו מדויקים יותר

ניסויי רמז ניטרליים (96.8 אחוזים) מאשר בניסויי רמז חוקיים (95.5 אחוזים), F(1, 33)=9.94, p=.003, ηp2=.231, מה שמציע שביצוע משימת הרטרו-קיו מפריע לתגובת הטון. הדיוק היה גבוה יותר גם בחפיפת התגובה (97.4 אחוזים) מאשר במצב ללא חפיפה (94.9 אחוזים), F(1, 33)=5.68,p=.023, ηp{{24 }} .147, ככל הנראה בגלל שהיה מועד אחרון לתגובה במצב האחרון. האינטראקציה בין רמז לתגובה לא הייתה מובהקת,F(1, 33)=0.02,p=.894, ηp2=.001.

הגירוי הוצג במשך 50 אלפיות השנייה בהיסט הרטרו-סימן, והמשתתפים ביצעו תגובה מהירה כדי לציין אם הטון היה גבוה או נמוך. עבור כל סוגי הניסיון, לאחר הזיכרוןהשהייה, הבדיקה לזיהוי השינוי הוצגה ונשארה על המסך עד שהמשתתפים ציינו אם פריט הבדיקה תואם לצבע הפריט שהוצג באותו מיקום. בעוד שבניסוי 1 משימת הדיכוי המפרק לא נכללה, בניסוי 2, המשתתפים נדרשו לבצע דיכוי מפרקי (חזרה על המילה קולה) לאורך כל ניסוי

ממוצע RT נכון עבור תגובות טון היה 792 אלפיות השנייה. RTs ממוצעים היו נתונים ל-2 (מצב סימן: חוקי, ניטרלי) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה) מדידות חוזרות ונשנות ANOVA. מצאנו RTs ארוכים יותר בניסויי רמז תקפים (817 אלפיות השנייה) מאשר בניסויי סימן ניטרלי (766 אלפיות השנייה), F(1, 33)=13.74,p<.001, ηp2=".294." there="" was="" also="" a="" main="" effect="" of="" response="" overlap="" condition="" showing="" that="" participants="" responded="" more="" quickly="" in="" the="" no="" overlap="" condition="" (684="" ms),="" where="" a="" response="" dead-="" line="" is="" imposed,="" than="" in="" the="" response="" overlap="" condition="" (899="" ms),="" f(1,="" 33)="7.40," p=".010," ηp2=".183." the="" interaction="" between="" cue="" and="" response="" was="" not="" significant,f(1,="" 33)="0.06," p=".816," ηp2="">

בסך הכל, המשתתפים הגיבו מהר יותר במצב ללא חפיפה מאשר במצב חפיפת תגובה. ישנם שני גורמים אפשריים לכך. אולי ההבדל ב-RTs נבע מנוכחות מועד התגובה במצב ללא חפיפה. עם זאת, המהירות הודגשה בשני התנאים, וה-RTs הממוצעים בשני התנאים היו הרבה מתחת ל-1,500 אלפיות השנייה, ללא קשר אם יש מועד אחרון לתגובה (1,500 אלפיות השנייה). לכן, איננו סבורים שמועד התגובה שינה את ה-RTs. הסבר סביר יותר הוא שהתגובות הואטו במצב החפיפה עקב הפרעה מהמקבילזיכרוןמִבְחָן.

זיכרוןמשימות Tone RTs במצב ללא חפיפה שהיו ארוכות מ-1,500 אלפיות השנייה לא נכללו בניתוח שלזיכרוןמשימה (מכיוון ש-RTs אלו חרגו ממגבלת זמן התגובה). בכל התנאים, לא כללנו ניסויים עם תגובות נימה שגויות. לבסוף, ניסויים עם טונים RTs מעל ערך חתך של 3 סטיות תקן מממוצע התא נחשבו לחריגים, והם גם לא נכללו בניתוח, מה שהוביל לאובדן נתונים של 0.71 אחוז מנקודות הנתונים .

זיכרוןדיוק המשימה (איור 2א) נותח עם ANOVA של 2 (מצב רמז: חוקי, ניטרלי) × 2 (עומס משימה: משימה בודדת, משימה כפולה) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה). כל ההשפעות העיקריות היו משמעותיות. הביצועים היו טובים יותר בתנאים של משימה בודדת (85.1 אחוז) לעומת מטלות כפולות (79.6 אחוזים), F(1, 33)=46.93, p < .001,="" ηp{{18}="" }="" .587.="" הביצועים="" במהלך="" ניסויי="" סימן="" תקפים="" (87.0="" אחוז)="" היו="" טובים="" יותר="" מניסויי="" רמז="" ניטרלי="" (77.7="" אחוז),="" f(1,="" 33)=""><.001, ηp2=".712." performance="" was="" better="" in="" no="" overlap="" (83.5%)="" com-="" pared="" to="" response="" overlap="" (81.2%),="" f(1,="" 33)="4.22," p=".048," ηp2=".113." there="" was="" a="" significant="" interaction="" between="" cue="" condition="" and="" response="" overlap="" showing="" a="" smaller="" retro-cueeffect="" (valid="" cue="" –="" neutral="" cue)="" in="" the="" overlap="" condition="" (7.9%)="" than="" in="" the="" no="" overlap="" condition="" (10.7%),="" f(1,="" 33)="4.68," p=".038," ηp2=".124." there="" was="" also="" a="" significant="" interaction="" be-="" tween="" task="" load="" and="" response="" overlap="" showing="" a="" smaller="" dual-="" task="" cost="" (single-task="" –="" dual-task)="" in="" the="" no="" overlap="" condition="" (3.6%)="" than="" in="" the="" overlap="" condition="" (7.3%),="" f(1,="" 33)="14.99," p=""><.001, ηp2=".312," which="" does="" provide="" a="" hint="" that="" the="" cost="" of="" the="" attention="" task="" on="" memory="" depends="" on="" the="" amount="" of="" tem-="" poral="" overlap="" between="" the="" execution="" of="" this="" task="" and="">זיכרוןבְּדִיקָה. האינטראקציה בין מצב הרמז לעומס המשימות לא הייתה מובהקת, F(1, 33)=0.34, p=.562, ηp2=.010, לא עולה בקנה אחד עם הטענות של Janczyk וברייהיל (2014). האינטראקציה התלת-כיוונית לא הייתה משמעותית, F(1, 33)=1.54, p=.224, ηp2=.044, כשלא הוכיח שחפיפת תגובה מתווכת את עלות השפעות רטרו-סימן מעומס קשב.

ללא השפעת הריבית. מצאנו את BF=0.21, המספק ראיות משמעותיות לכך שהנתונים סבירים יותר במודלים ללא האינטראקציה הדו-כיוונית בין תנאי הרמז לעומס המשימות מאשר תחת המודל עם האינטראקציה הזו.זיכרוןRTs של משימות (איור 2b) נותחו עם 2 (תנאי רמז: חוקי, ניטרלי) × 2 (עומס משימה: משימה אחת, משימה כפולה)

× 2 (תגובה: חפיפת תגובה, אין חפיפה) חוזרת- מדידות ANOVA. המשתתפים הגיבו מהר יותר בתנאים של משימה בודדת (893 אלפיות השנייה) לעומת משימה כפולה (987 אלפיות השנייה), F(1, 33)=7.55, p=.010, ηp{{12} } .186. המשתתפים גם הגיבו מהר יותר בניסויי רמז תקפים (815 אלפיות השנייה) מאשר בניסויי סימן ניטרלי (1,065ms), F(1, 33)=113.51,p<.001, ηp2=".775.">זיכרוןRTs היו מהירים יותר במצב ללא חפיפה (875 אלפיות השנייה) בהשוואה למצב חפיפת תגובה (1,004 אלפיות השנייה), F(1, 33)=12.30, p=.001, ηp{{9 }} .272. האינטראקציה בין רמז לעומס משימות הייתה משמעותית,F(1, 33)=38.86,p < .001,="" ηp2=".541," המראה="" אפקט="" רטרו-רמז="" גדול="" יותר="" (="" neutral="" cue="" rt="" -="" cue="" rt="" תקף)="" במצב="" של="" משימה="" בודדת="" (335="" אלפיות="" השנייה)="" מאשר="" במצב="" דו-משימה="" (164="" אלפיות="" השנייה).="" הייתה="" אינטראקציה="" משמעותית="" בין="" רמז="" לחפיפה="" של="" תגובה="" שהראתה="" אפקט="" רטרו-רמז="" קטן="" יותר="" (סימן="" rt="" ניטרלי="" -="" רמז="" תקף="" rt)="" בחפיפת="" תגובה="" (184="" אלפיות="" השנייה)="" בהשוואה="" ללא="" חפיפה="" (316="" אלפיות="" השנייה),="" f(1,="" 33)="30.69," p="">< .001,="" ηp2=".482." הייתה="" גם="" אינטראקציה="" משמעותית="" בין="" עומס="" משימות="" לתגובה="" שהציגה="" עלויות="" של="" משימות="" כפולות="" (rt-task="" rt="" -="" rt="" של="" משימה="" בודדת)="" במצב="" החפיפה="" (269="" אלפיות="" השנייה)="" אך="" לא="" במצב="" ללא="" חפיפה="" (–82="" אלפיות="" השנייה).="" f(1,="" 33)="56.89," p="">< .001,="" ηp2=".633." גם="" האינטראקציה="" התלת-כיוונית="" הייתה="" משמעותית,="" f(1,="" 33)="13.52," p="">< .001,="" ηp2=".291." בדיקות="" t="" מצמדות="" גילו="" שהעומס="" של="" משימה="" כפולה="" הפחית="" את="" השפעות="" רטרו-רמז="" ב-rt="" יותר="" בחפיפת="" התגובה="" (אפקט="" רטרו-רמז="" במשימה="" כפולה="" 56="" ms="" לעומת="" משימה="" בודדת="" 312="" ms),="" t(33)="" {{63}="" }.80,="" p="">< .001,="" מאשר="" במצב="" ללא="" חפיפה="" (אפקט="" רטרו-קיו="" במשימה="" כפולה="" 273="" אלפיות="" השנייה="" לעומת="" משימה="" בודדת="" 359="" אלפיות="" השנייה),="" t(33)="2.52,p" {{73="" }}="">

לפיכך, התוצאות ב-RTs משכפלות את הממצא של Janczyk ו-Berryhill שהשפעת הרטרו-cue ב-RTs ירדה בעומס דו-משימתי. אולי רמזים רטרו תקפים מאיציםזיכרוןתגובות על ידי מתן אפשרותזיכרוןשליפה או צבירת ראיות לפניזיכרוןתחילת הבדיקה (Shepherdson, Oberauer, & Souza, 2018; Souza et al., 2016), אך הדרישה לבצע משימה משנית תאפשר פחות זמן לגשת לפריט הרטרו-סימן במהלך ההשהיה, ובכך תפחית את הרמז הרטרו אפקטים ב-RTs. יתרה מכך, האינטראקציה התלת-כיוונית חשפה השפעות חזקות יותר של הפחתה במצב החפיפה. זה יכול לשקף את העובדה שהמשתתפים עדיין הגיבו למשימת הטון כאשר מבחן הזיכרון מוצג, ובכך מנעוזיכרוןשליפה או הסטה של ​​תשומת הלב לכיוון הפריט שמופיע ברטרו.

אפקט רטרו-רמז לדיוק לא היה מווסת על ידי תשומת לב (כלומר, לא היה שונה בין תנאים של משימה בודדת ל-Dual-משימה), אך השפעות הרטרו-cue עבור RTs הופחתו בגלל הפרעות דו-מטלות. באופן מכריע, ההפחתה ב-RTs גדולה יותר במצב חפיפת התגובה, מה שעולה בקנה אחד עם הרעיון שהקרבה של הטון והזיכרוןהתגובות חשובות להתבוננות בהשפעות הרטרו-סימן הפגומות. יתרה מזאת, ראינו עלויות גדולות יותר של משימה כפולה (משימה בודדת - משימה כפולה) במצב החפיפה בהשוואה למצב ללא חפיפה. משמעות הדבר עשויה להיות שחפיפה זמנית קרובה בין התגובות מובילה לעלויות במקביל גבוהות יותר, דבר המצביע על כך שלא ניתן לבצע את ביצוע התגובה של שתי המשימות באופן עצמאי לחלוטין (Pashler, 1994).

ניסוי 2

ניסוי 1 לא שיחזר את הממצא של Janczyk and Berryhill(2014) שמשימת הטון המשני מפחיתה את אפקט הרטרו-סימן בזיכרוןדיוק, אפילו במצב חופף תגובה. זהו ממצא מפתיע בהתחשב בכך שהשתמשנו בפרדיגמה כמעט זהה. עם זאת, היה הבדל אחד בעיצובים עם פוטנציאל להסביר את הפער. משימתם של ינצ'יק וברייהיל השתמשה בדיכוי ארטיקולטורי. מכיוון שניתן לקודד מידע חזותי הן מילולית והן חזותית (Baddeley, 2000, 2012), מחקרים החוקרים WM חזותי משתמשים לעיתים בדיכוי מפרקי כדי להגביל את הקידוד והחזרה המילולית (Allen, Baddeley, & Hitch, 2006; Wheeler & Treisman, 2002). לא כללנו משימת דיכוי מפרקים בניסוי 1, בהתחשב בעובדה שמחקרים עדכניים העלו כי הסרת האפשרות של קידוד מילולי אינה פוגעת בביצועים במשימות WM חזותיות (Morey & Cowan, 2004, 2005; Sense, Morey, Prince, Heathcote,& Morey, 2017), המציע שאחד מהמשתתפים אינו מקודד מידע מילולי או שביטוי מילולי של קלט חזותי אינו משפיע על הביצועים. עם זאת, ייתכן שהיעדר דיכוי מפרקי במחקר הנוכחי מוביל לתוצאות שונות מאלה שדווחו על ידי ינצ'יק וברייהיל, בין אם בשל הבדלים באופן קידוד המידע או הסרה של משאבי קשב נוספים הנדרשים על ידי משימת הדיכוי המפרק. . כדי לשכפל בצורה ישירה יותר את העבודה הקודמת, הוספנו לניסוי 2 משימת דיכוי מפרקים. בנוסף, הגדלנו את עומס ה-WM לחמישה פריטים כדי להפוך אתזיכרוןמשימה קשה יותר ובכך להגדיל את הסבירות לאפנון של אפקטים רטרו-סימנים על ידי הדרישה לבצע את משימת הטון המשני.

שיטה

המשתתפים ארבעים ושניים סטודנטים וצוותים של אוניברסיטת ניו יורק באבו דאבי (21 נשים; גיל ממוצע=20.79 שנים; טווח גילאים =18-28 שנים) השתתפו עבור קורס או קיום של 50 AED לשעה. מטרת המחקר הייתה לאסוף 36 משתתפים, בהתאם למחקר הקודם. בסופו של דבר קיבלנו שישה משתתפים נוספים עקב טעות אנוש. חשוב לציין, המסקנות האיכותניות לא השתנו כאשר הניתוח נערך ללא שישה משתתפים נוספים. לפיכך, הניתוח המדווח כאן כולל נתונים מכל המשתתפים.

עיצוב ונוהל המשימה הייתה דומה לניסוי 1, עם השינויים הבאים. המשתתפים התבקשו לבצע משימת דיכוי מפרקים על ידי חזרה על המילה "קולה" בקול לאורך כל ניסוי (Janczyk & Berryhill, 2014). יתר על כן, הזיכרוןהסט הוגדל מארבעה לחמישה עיגולים צבעוניים כדי להגביר את קושי המשימה וככל הנראה להגדיל את גודל אפקט הרטרו (Astle, Summerfield, Griffin, & Nobre, 2012; Gressmann & Janczyk, 2016; Souza et al., 2014).

תוצאות

שני משתתפים לא נכללו בגלל רמת סיכויזיכרוןדיוק.

משימת טון דיוק הטון הממוצע היה 94.3 אחוזים. A 2 (תנאי רמז: חוקי, ניטרלי) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה)

מדידות חוזרות ANOVA הראו שהמשתתפים הגיבו בצורה מדויקת יותר בניסויי רמז ניטרליים (95.5 אחוז) מאשר בניסויי רמז תקפים (93.1 אחוז ), F(1, 39)=26.96, p < .001,="" ηp{{="" 10}}="" .409.="" הדיוק="" היה="" גבוה="" יותר="" גם="" בחפיפת="" התגובה="" (96.4="" אחוזים)="" מאשר="" במצב="" ללא="" חפיפה="" (92.2="" אחוזים),="" f(1,="" 39)=""><.001, ηp2=".456." the="" interaction="" between="" cue="" and="" response="" was="" also="" significant,="" f(1,="" 39)="4.93,p" =.032,="" ηp2=".112," showing="" that="" the="" difference="" between="" neutral="">

תנאי הרמז התקפים היו גדולים יותר בחוסר חפיפה (3.4 אחוזים) מאשר במצב חפיפת התגובה (1.5 אחוז).

הטון הנכון הממוצע RT היה 811 אלפיות השנייה. ANOVA מדידות חוזרות של 2 (תנאי רמז: תקף, ניטרלי) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה) הראתה RTs קצר יותר בניסויי רמז ניטרלי (788 ms) בהשוואה לניסויי רמז תקפים (834 ms), F(1) , 39)=10.17, p=.003, ηp2=.207. בנוסף, RTs היו ארוכים יותר במצב חפיפת תגובה (928 אלפיות השנייה) מאשר במצב ללא חפיפה (694 אלפיות השנייה), F(1, 39)=14.22,p < .001,="" ηp{{21}="" }="" .267.="" האינטראקציה="" בין="" רמז="" לתגובה="" לא="" הייתה="" מובהקת,="" f(1,="" 39)="0.27," p=".605," ηp2="">

זיכרוןמשימה כמו בניסוי 1, ניסויים עם RTs בטון גדול מ-1,500 אלפיות השנייה ואלה עם תגובות ניסוי שגויות לא נכללו לראשונה בניתוח שלזיכרוןמְשִׁימָה. כמו כן, לא כללנו ניסויים עם RTs בטון מעל ערך חתך של 3 סטיות סטנדרטיות מממוצע התא (0.64 אחוז). A 2 (תנאי רמז:

תקף, ניטרלי) × 2 (עומס משימה: משימה יחידה, משימה כפולה) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה) מדידות חוזרות ונשנות ANOVA בוצעה על דיוק ממוצע ב-זיכרוןמשימה (איור 3א). רמזים חוקיים שיפרו את דיוק הזיכרון (80.0 אחוזים) בהשוואה לרמזים ניטרליים (67.0 אחוזים), F(1,39) =

איור 2 ממוצע דיוק זיהוי שינוי a וממוצעזיכרוןזמני תגובה (RTs) b עבור ניסוי 1 כפונקציה של רמז (ניטרלי, תקף), משימה (משימה בודדת, משימה כפולה) ותנאי חפיפת תגובה. פסי שגיאה מייצגים שגיאות סטנדרטיות של הממוצע

212.29,p <.001, ηp2=".845." performance="" was="" better="" in="" single-="" task="" trials="" (75.8%)="" compared="" to="" dual-task="" ones="" (71.1%),="" f(1,39)="42.68," p="" <="" .001,="" ηp2=".523." there="" was="" no="" effect="" of="" response="" overlap,="" f(1,39)="0.37," p=".545" ,="" ηp2=".009," in="" contrast="" to="" experiment="">

עם העיצוב המשונה שחזרנו את הממצא של ג'נצ'יק וברייהיל לגבי אינטראקציה בין רמז לעומס משימות, F(1,39)=7.30,p =.010, ηp2=.158 . זה משקף את העובדה שאפקט הרטרו (רמז חוקי - רמז ניטרלי) היה גבוה יותר במשימה בודדת (14.7 אחוז), ביחס לתנאים של משימה כפולה (11.3 אחוז). כמו בניסוי 1, הייתה אינטראקציה משמעותית בין רמז לתגובה שהראתה אפקט רטרו-רמז קטן יותר (רמז חוקי - רמז ניטרלי) במצב החפיפה (10.7 אחוזים) מאשר במצב ללא חפיפה (15.4 אחוזים), F (1, 39)=10.35, p=.003, ηp2=.210. מצאנו גם אפקט אינטראקציה בין עומס משימה וחפיפה בתגובה המראה עלות של משימה כפולה גדולה יותר (משימה בודדת - משימה כפולה) במצב החפיפה (M=6.5 אחוז ) מאשר במצב ללא חפיפה ( M =2.9 אחוז ), F(1,39)=6.08,p=.018, ηp2=.135. האינטראקציה התלת-כיוונית לא הייתה משמעותית, F(1,39)=0.15, p=.700, ηp2=.004.

השתמשנו בשיטת הממוצע של מודל בייסיאני (BMA) (Hinne et al., 2020) כדי לשקול עוד יותר את הראיות לאינטראקציה התלת-כיוונית בין מודלים הכוללים את האינטראקציה התלת-כיוונית מול מודלים ללא האינטראקציה התלת-כיוונית. מצאנו את BF=0.21, מספק ראיה משמעותית לכך שהנתונים סבירים יותר במודלים ללא אינטראקציה תלת כיוונית מאשר במודל עם אינטראקציה תלת כיוונית.

זיכרוןRTs של משימות (איור 3b) נותחו עם 2 (תנאי סימן: חוקי, ניטרלי) × 2 (עומס משימה: משימה אחת, משימה כפולה) × 2 (תגובה: חפיפת תגובה, ללא חפיפה) מדידות חוזרות ונשנות. המשתתפים הגיבו מהר יותר בניסויי רמז תקפים (885 אלפיות השנייה) מאשר בניסויי סימן ניטרלי (1125ms), F(1,39)=31.57, p < .001,="" ηp2=".447." בניגוד="" לניסוי="" 1,="" לא="" היה="" הבדל="" מובהק="" בין="" ניסויים="" של="" משימה="" בודדת="" (967="" אלפיות="" השנייה)="" לניסויים="" דו-משימות="" (1,043="" אלפיות="" השנייה),="" f(1,39)="1.62," p="." 211,="" ηp2=".040." כמו="" כן,="" לא="" היה="" הבדל="" מובהק="" בין="" תנאי="" חפיפת="" תגובה="" (1,061="" אלפיות="" השנייה)="" וללא="" חפיפה="" (948="" אלפיות="" השנייה),="" f(1,39)="2.00," p=".165" ,="" ηp{{39}="" }="" .049.="" האינטראקציה="" בין="" רמז="" לעומס="" משימות="" הייתה="" משמעותית="" באופן="" שולי,="" f(1,39)="3.84," p=".057," ηp2=".090," המראה="" אפקט="" רטרו-רמז="" גדול="" יותר="" (סימן="" ניטרלי="" rt="" –="" רמז="" תקף="" rt)="" במשימה="" בודדת="" (315="" אלפיות="" השנייה)="" בהשוואה="" לניסויים="" דו-משימות="" (164="" אלפיות="" השנייה).="" הייתה="" אינטראקציה="" מובהקת="" בין="" רמז="" לתגובה="" שהראתה="" אפקט="" רטרו-רמז="" קטן="" יותר="" במצב="" החפיפה="" (149="" אלפיות="" השנייה)="" מאשר="" במצב="" ללא="" חפיפה="" (331="" אלפיות="" השנייה),="" f(1,39)="5" .09,="" p=".030" ,="" ηp2=".115." מצאנו="" גם="" אפקט="" אינטראקציה="" בין="" עומס="" משימות="" וחפיפת="" תגובה="" המראה="" עלויות="" של="" משימות="" כפולות="" (rt-task="" דו-משימה="" בודדת)="" במצב="" החפיפה="" (308="" אלפיות="" השנייה)="" אך="" לא="" במצב="" ללא="" חפיפה="" (–154="" אלפיות="" השנייה)="" ,="" f(1,39)="16.43," p="">< .001,="" ηp2=".296." האינטראקציה="" התלת-כיוונית="" לא="" הייתה="" מובהקת,="" f(1,="" 39)="0.12," p=".736," ηp2="">

לפיכך, מצאנו שהמשימה המשנית משבשת את אפקט הרטרו-סימן, אך הפרעה זו לא הייתה מווסתת על ידי תנאי חפיפת תגובה. גם כאשר משווים השפעות רטרו-סימן (רמז חוקי - רמז ניטרלי) בתנאים של משימה בודדת ודו-משימה עבור תנאי תגובה בנפרד, מצאנו אפקטים של רטרו-רמז קטנים יותר בעומס של משימה כפולה מאשר עומס של משימה בודדת בשתי התגובה תנאי חפיפה (p=.041) והתנאי ללא חפיפה (p=.047).

כדי להשוות ישירות תוצאות מניסויים 1 ו-2, ביצענו ANOVA בעיצוב מעורבזיכרוןדיוק עם ניסוי (ניסוי 1 לעומת ניסוי 2) כגורמים בין-נבדק ומצב רמז, עומס משימות ותגובה חופפים כגורמים בתוך הנבדק. ניתוחים הראו שהביצועים היו טובים יותר בניסוי 1 (82.4 אחוזים) מאשר בניסוי 2 (73.5 אחוזים), שבו נדרש דיכוי מפרקי, F(1, 72)=24.06, p < .="" 001,="" ηp2=".250." הביצועים="" היו="" טובים="" יותר="" בתנאים="" של="" משימה="" בודדת="" (80.1="" אחוז)="" לעומת="" משימה="" כפולה="" (75.0="" אחוז)="" ובמצבים="" של="" רמז="" חוקי="" (83.1="" אחוז)="" לעומת="" רמז="" ניטרלי="" (72.0="" אחוז),="" (כל="" fs=""> 89.81, כולם ps < .001).="" האינטראקציות="" המשמעותיות="" הראו="" אפקט="" רטרו-קיו="" קטן="" יותר="" (סימן="" תקף="" -="" רמז="" ניטרלי)="" בחפיפת="" התגובה="" (9.2="" אחוז)="" לעומת="" מצב="" ללא="" חפיפה="" (13.0="" אחוז),="" ועלות="" קטנה="" יותר="" של="" משימה="" כפולה="" (משימה="" אחת="" -="" משימה="" כפולה)="" במצב="" ללא="" חפיפה="" (3.2="" אחוז)="" לעומת="" חפיפת="" תגובה="" (6.9="" אחוז),="" (כל="" fs=""> 14.30 וכל ps < .001).="" ההשפעה="" של="" חפיפת="" תגובה="" והאינטראקציה="" בין="" רמז="" לעומס="" משימות="" לא="" הייתה="" מובהקת="" (כל="" fs="">< 3.66="" ו-alps=""> .060).

האינטראקציה בין מצב הרמז לניסוי הייתה מובהקת, F(1, 72)=7.51, p=.008, ηp2=.094, מראה קטן יותר אפקט רטרו (רמז חוקי - רמז ניטרלי) ניסוי 1 (9.3 אחוזים) מאשר בניסוי 2 (13.0 אחוזים). באופן קריטי ביותר, הייתה אינטראקציה משמעותית בין ניסוי, מצב רמז ועומס משימות, F(1, 72)=4.90, p=.030, ηp2=.064, הראה שהירידה באפקט הרטרו-סימן בעומס דו-משימתי הייתה תלויה בניסוי (איור 4). באופן ספציפי, בניסוי 1, אפקט הרטרו-רמז (רמז תקף - רמז ניטרלי) לא הופחת בעומס דו-משימתי (9.7 אחוז) בהשוואה לעומס של משימה בודדת (8.8 אחוז). עם זאת, בניסוי 2, אפקט הרטרו-סימן (רמז חוקי - רמז ניטרלי) הופחת בעומס דו-משימתי (11.3 אחוזים) בהשוואה לעומס של משימה בודדת (14.7 אחוז). כל שאר האינטראקציות לא היו מובהקות (Fs < 1.16,="" ps=""> .285). ביחד, התוצאות של שני ניסויים מצביעות על כך שאפקט הרטרו-סימן רגיש לדרישות דו-משימתיות (משכפלות של Janczyk & Berryhill, 2014), אך נראה כי רגישות זו תלויה בדרישה לבצע דיכוי מפרקי.

דיון כללי

הבחירה מתרחשת הן במהלך התפיסה והן בין פריטים המוחזקים בעבודהזיכרון. זה מעלה את השאלה האם מנגנוני הבחירה דומים (Chun et al., 2011; Gazzaley & Nobre, 2012; Kiyonaga & Egner, 2013). במחקר שנערך לאחרונה, Janczyk and Berryhill (2014) הראו כי אפקט הרטרו-סימן (שהוא מדד לתועלת עבור עובד רמזזיכרוןפריט) ירד כתוצאה ממטלה הדורשת תשומת לב שהוצגה זמן קצר לאחר הצגת הרמז. בהתבסס על ממצאים אלה, החוקרים הגיעו למסקנה שתעדוף פנימי הנגרם על ידי הרטרו-סימן דורש תשומת לב. תוצאה זו עומדת בניגוד לממצאים של חוקרים אחרים שלא הצליחו לראות הפחתה כלשהי של אפקט רטרו-סימן בגלל הדרישה לבצע את המשימה המשנית (Hollingworth & Maxcey-Richard, 2013; Makovski & Pertzov, 2015; Rerko et al. , 2014).

ישנם הבדלים במשימות ובשיטות שיכולים להסביר את ההבדלים בממצאים בין מחקרים (למשל, רק Janczyk & Berryhill, 2014, הציגו את המשימה המשנית בסמיכות זמנית לרטרו-רמז). כאן בדקנו האם לממצאים של ינצ'יק וברייהיל יש הסבר חלופי. באופן ספציפי, בפרדיגמה שלהם, תגובת משימת הטון המשנית חפפה ל-זיכרוןתגובת הבדיקה. לפיכך, קשה להסיק אם השפעות הרטרו-סימן הפגומות נובעות מהפרעה משנית של משימות בתהליך הבחירה בזיכרוןאו שיבוש של תהליכים אחרים הקשורים לזיכרוןתְגוּבָה.

השתמשנו בפרדיגמה דומה למחקר שלהם, אבל באופן מכריע כללנו מצב עם עיכוב ארוך יותר בין משימת הטון לביןזיכרוןמִבְחָן. יתר על כן, דרשנו מהמשתתפים להגיב למשימת הטון לפני משימת הזיכרון כדי למנוע מהתגובות לשתי המשימות לחפוף זו לזו. אם אפקט הרטרו-סימן אינו מופחת כאשר תגובות הטון מושלמות לפני ה-זיכרוןהבדיקה מוצגת, זה יציע שהתוצאות שהשיגו Janczyk ו-Berryhill אינן נובעות מהפרעה משנית של משימה לתעדוף פנימי. זה יכול במקום זאת אומר שהעיבוד של שתי המשימות יחד מונע גישה או אחזור של ייצוג הזיכרון עד להשלמת משימת הטון, מה שעלול לשבש את השפעת הרטרו-רמז, במיוחד אם הרטרו-סימן פועל לתעדוף פריטים במהלך תגובה (Astle et al., 2012). התוצאות הראו שביצועי ה-WM השתפרו על ידי הרטרו-סימן, אך נפגעו באופן נרחב על ידי נוכחות משימת הטון המשני. למרות שלא הצגנו צלילים במצב של משימה בודדת, סברנו שהכללת צלילים בתנאים של משימה בודדת וגם בתנאי משימה כפולה לא תוביל לתוצאות שונות על סמך ממצאים שדווחו על ידי ניסוי 2 ב-Janczyk ו-Berryhill. בניסוי זה, הם מצאו כי אפקט הרטרו-קיו הצטמצם כאשר משימת הטון הוצגה בסמוך לרטרו-רמז לעומת כאשר היא הוצגה הרבה לפני הרמז. תוצאות אלו מצביעות על כך שההפחתה בהשפעות הרטרו-סימן לא נבעה מעצם נוכחותם של צלילים במצב דו-משימתי. בהתאם למחקרים קודמים (Magen, 2017; Oberauer, 2018), מצאנו גם עלות דו-משימות גבוהה יותר בניסויים עם מרווח קצר יותר בין מצגת הטון למסך בדיקת הזיכרון. ממצא זה עשוי להצביע על כך שתשומת לב מעורבתזיכרוןשְׁלִיפָה. כלומר, ייתכן שהדרישות של משימת הטון עיכבו או פגעו בתגובת הזיכרון כאשר הייתה חפיפה בין שתי המשימות. בנוסף, מצאנו אפקט רטרו-cue גדול יותר בעיכובים ארוכים יותר של בדיקת cue, התומכים בדעה שלפיה אפקט הרטרו-cue דורש זמן להתפתח (Pertzov et al., 2013; Souza et al., 2014, 2016; Wallis et al. אל., 2015).

cynomoriumעל אודותשיפור הזיכרון

באופן קריטי ביותר, ניסוי 1 לא שיחזר את הממצא המרכזי של Janczyk and Berryhill (2014). לא מצאנו ירידה באפקט הרטרו-סימן בהפרעות דו-מטלות עבורזיכרוןדיוק, אם כי ראינו ירידה בהשפעות הרטרו-סימן עבור RTs. התוצאות ב-RTs עשויות להצביע על כך שהמשימה המשנית מנעה הצטברות ראיות עבור הפריט המאומר בדירוג רטרו (Shepherdson et al., 2018; Souza et al., 2016). עם זאת, מחקר זה לא היה שכפול מדויק של ינצ'יק וברייהיל. באופן קריטי ביותר, השארנו את משימת הדיכוי המפרק. כדי לבחון האם זה קריטי לשכפול הממצאים, בניסוי 2 כללנו את אותה משימת דיכוי מפרקים ששימשה במחקרם. כאשר דיכוי מפרקי נכלל, מצאנו שאי הדיוק של אפקט הרטרו-סימן הופחת על ידי דרישות דו-מטלות, וצפינו במגמה שולית ב-RTs באותו כיוון. ממצא זה מצביע על כך שההפחתה של השפעות הרטרו-סימן שנצפו במחקר הנוכחי ובמחקר של Janczyk ובריהיל לא הייתה תלויה רק ​​בהפרעה משנית של משימות המתרחשות בסמוך לרטרו-רמז, אלא גם דרשה משימת דיכוי מפרקי במקביל. לבסוף, בניסוי 2, לא מצאנו ראיות לאינטראקציה בין מצב רמז, עומס משימות וחפיפה בתגובה, מה שמצביע על כך שהליקוי שנצפה באפקט הרטרו-רמז היה בלתי תלוי בקרבה הזמנית של המטלה המשנית ל-זיכרוןמשימה, בניגוד לתחזיות שלנו.

בעוד שמצאנו תוצאות דומות ל-Janczyk ו-Berryhill (2014) בניסוי 2, הכישלון למצוא עלויות כלשהן של משימת הטון ב-Retro-cueing בניסוי 1 מציב מגבלות חשובות לגבי מתי צפויים להופיע ממצאים אלה. הסבר אינטואיטיבי אחד מדוע הפרעות דו-משימתיות הביאו להפחתת אפקטי רטרו-סימן רק כאשר היה קיים דיכוי מפרקי הוא ייצוגי WM חזותיים

התחזקו על ידי קידוד מילולי או/וחזרה (Brown, Forbes, & McConnell, 2006; Dent & Smyth, 2005; Postle, D'Esposito, & Corkin, 2005; Postle & Hamidi, 2007), מה שאולי הפחית את ההשפעה המזיקה של ההפרעה ממשימת הטון. עם זאת, להסבר הזה יש כמה נקודות תורפה. מספר ניכר של מחקרים לא הראו ראיות לשיפור שלזיכרוןביצוע כאשר יש הזדמנות להצפין מילולית או לחזור על מידע חזותי (Mate, Allen, & Baqués, 2012; Morey & Cowan, 2004, 2005). כמו כן, מחקר שנערך לאחרונה על ידי Sense et al. (2017) תוך שימוש בניתוח מקיף יותר (הן ניתוח תיאורי והן ניתוח עקבות מצב בייסיאני) הראה כי לדיכוי המפרקים לא הייתה השפעה על ביצועי זיהוי השינוי. לבסוף, כמה מחקרים קודמים שלא הראו הפחתה באפקט הרטרו-סימן בגלל הסחת דעת גם דרשו מהמשתתפים לבצע דיכוי מפרקי (Hollingworth & Maxcey-Richard, 2013; Makovski & Jiang, 2007). ממצאים אלו מצביעים על כך שנוכחות הדיכוי המפרקי לבדה עשויה שלא להסביר את הפער בממצאים.

הסבר אפשרי נוסף הוא שנוכחות הדיכוי המפרקי מטילה דרישות נוספות, אשר בשילוב עם משימת הטון מביאות לדרישות משימתיות גדולות עוד יותר. למרות שגם דיכוי מפרקי וגם משימת הבחנה בטון יכולים להיחשב כמשימות פשוטות, הדרישה לביצוע משימות אלו בו-זמנית עשויה לצרוך יותר משאבים (Baddeley, Chincotta, & Adlam, 2001; Brick & Mayr, 2005; Emerson & Miyake, 2003; Garavan , 1998; Janczyk & Grabowski, 2011; Janczyk, Wienrich, & Kunde, 2008; Kirkham, Breeze, & Marj-Beffa, 2012; Miyake, Emerson, Padilla, & Ahn, 2004; Saeki & Saito, 2004). במילים אחרות, ייתכן שתהליך התעדוף הפנימי על ידי הרמז יכול להיות מופרע קשות רק כאשר ההפרעה חזקה, והפרעה חזקה כזו יכולה לנבוע מהדרישה לבצע מספר משימות בו זמנית. השאלה המעניינת היא איזה סוג של משימה או שילוב של משימות מטיל מספיק הפרעות כדי להפריע לתהליך של סדר עדיפויות פנימי. משימת הטון המשנית שבה השתמשו Janczyk and Berryhill (2014) והמחקר הנוכחי נחשבת באופן ספציפי לשבש את תשומת הלב המרכזית. מחקרים אחרים, שהציגו משימות קשב משניות זמן רב לאחר קיזוז הרטרו-סימן, מצאו כי אפקט הרטרו-סימן עמיד בפני הסחת הדעת של הקשב המרכזי (למשל, משימות סיווג ספרות חזותיות ושמיעתיות; Makovski & Pertzov, 2015) או קשב חזותי. (למשל, משימת חיפוש חזותי; Hollingworth & Maxcey-Richard, 2013; משימת סיווג צבע; Rerko et al., 2014). עבודה עתידית יכולה לחקור את דרישות הקשב של אפקט הרטרו-סימן ותפקיד החזרה התת-קולית על ידי בחינת תוספת של עומסי משימות כלליים שאינם מעורבים ספציפית במניעת חזרה מילולית.

כיצד עשויה משימת הטון לשבש את סדר העדיפויות? ישנן מספר תיאוריות השונות לגבי המנגנונים העומדים מאחורי אפקט הרטרו-סימן (לסקירה, ראה Souza & Oberauer,2016). השערות בולטות כוללות: כי רמזים רטרו מגינים על ייצוגי WM מפני דעיכה מבוססת זמן (Matsukura, Luck, & Vecera, 2007; Pertzov et al., 2013), כי רמזים רטרו מנחים מרענן ב-WM (Rerko & Oberauer, 2013; Souza , Rerko, & Oberauer, 2015), כי רמזים רטרו מובילים להסרה של פריטים שאינם רלוונטיים עוד מ-WM (Kuo, Stokes, & Nobre, 2012; Souza et al., 2014), שסימני רטרו נותנים להם יותר זמן. הצטברות ראיות, שעשויה להוביל לשיפורזיכרוןביצועים (Souza et al., 2016), או שסימני רטרו מגנים על פריטים רלוונטיים למשימה ב-WM מפני הפרעות תפיסתיות (Landman et al., 2003; Makovski & Jiang, 2007; Makovski, Sussman, & Jiang, 2008; Matsukura et. al., 2007; Souza et al., 2016). השערות אלו אינן בהכרח סותרות זו את זו, והן עשויות להשתלב כדי להסביר כיצד מידע רטרו-סימן מוגן מפני אובדן מהזיכרון. מיסוי תשומת לב עם משימת טון עשוי למנוע או להפחית את האפקטיביות של כל אחד מהתהליכים הללו. לדוגמה, מוצע כי רענון או חיזוק קשב (Souza et al., 2015; Souza & Oberauer, 2016) דורש תשומת לב (Camos et al., 2018; Raye, Johnson, Mitchell, Greene, & Johnson, 2007; Souza & Johnson, 2007; Oberauer, 2017) ולכן עשוי להיות רגיש להפרעות ממשימת הטון שלנו. עבודה עתידית נחוצה כדי לחקור באופן מלא כיצד משימת טון עשויה לשבש תהליכים אלה.

במקום לפגוע במנגנון הבחירה או התעדוף ב-Retro-cue, אפשרות נוספת היא שהשיבוש של השפעות רטרו-cue עשוי להתרחש פשוט בגלל שהעומס הגבוה יותר מגדיל את ההסתברות שהפריט הלא נכון מקבל את היתרונות של הבחירה. לדוגמה, אולי דרישות הקשב של משימת הטון והמטלה המפרקת מובילות להגדלת ההסתברות שפריט שגוי מתויג כרלוונטי. הגדלה של החלפות כאלה במהלך משימת הטון תוביל להשפעות רטרו-סימן קטנות יותר.

ביחד, התוצאות שלנו לא רק מספקות ראיות נוספות לתפקיד של תשומת לב בהקמת רטרו רטרו אלא מציעות מגבלות על הפרעה זו. המחקר הנוכחי הוכיח כי השפעות הרטרו-סימן פחתו רק כאשר הייתה הדרישה לבצע דיכוי מפרקי בנוסף למשימת הטון המשני. בנוסף, המחקר אימת כי הפגיעה בהשפעות הרטרו-סימן אינה תלויה באינטראקציה בין תגובת משימת הטון המשנית לביןזיכרוןבְּדִיקָה. לפיכך, הממצאים שלנו מאשרים שתעדוף המידע ב-WM רגיש לשיבוש מעיבוד הכרוך במצבי ריבוי משימות ואינו אוטומטי או נקי מתביעות קשב.

תודות עבודה זו נתמכה על ידי הקרן לשיפור המחקר (RE176) מאוניברסיטת ניו יורק באבו דאבי.

גישה פתוחה מאמר זה מורשה תחת רישיון Creative Commons Attribution 4.0 בינלאומי, המאפשר שימוש, שיתוף, התאמה, הפצה ושכפול בכל מדיום או פורמט, כל עוד אתה נותן קרדיט מתאים למחבר המקורי (ים) והמקור, מספקים קישור לרישיון Creative Commons, ומציינים אם בוצעו שינויים. התמונות או חומר צד שלישי אחר במאמר זה כלולים ברישיון Creative Commons של המאמר אלא אם צוין אחרת בקו אשראי לחומר. אם החומר אינו כלול ב

רישיון Creative Commons של המאמר והשימוש המיועד שלך אינו מותר על פי תקנות סטטוטוריות או חורג מהשימוש המותר, תצטרך לקבל אישור ישירות מבעל זכויות היוצרים. כדי לצפות בעותק של רישיון זה, בקר בכתובת http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/.