למה זמן טוב בזיכרון העבודה?
Mar 26, 2022
ali.ma@wecistanche.com
תַקצִיר
לתת לאנשים יותר זמן לעבד מידע בעבודהזיכרוןמשתפרהביצועים שלהם בעבודהזיכרוןמשימות. לעתים קרובות מניחים שזמן פנוי הניתן לאחר הצגת פריט מאפשר לתהליכי תחזוקה לנטרל שכחה של פריט זה, מה שמצביע על כך שלזמן יש יתרון רטרואקטיבי. שתי השערות אחרות - קונסולידציה לטווח קצר והייחוד זמני - טומנות בחובן השפעה מקומית של זמן על פריטים מיד לפני ואחרי. כאן, אנו מראים במקום תועלת גלובלית ויזומה של זמן בעבודהזיכרון. בשלושה ניסויי היזכרות סדרתית (Ns=21, 25 ו-26 מבוגרים צעירים, בהתאמה), שינינו את המיקום ומשך הזמן הפנוי בתוך רשימה של שבעה פריטים של עיצורים. ניסוי 1 הראה שהאפקט הוא גלובלי ולא מקומי. ניסויים 2a ו-2b הראו שזמן ביניים מוגדל הועיל לביצועים רק עבור הפריטים הבאים, מה שמרמז על יתרון יזום. ממצא זה שולל תהליכי תחזוקה, קונסולידציה קצרת טווח וייחוד זמני כהסברים להטבה בזמן הפנוי, אך תואם את ההצעה של משאב קידוד המתאושש בהדרגה.
מילות מפתח: זיכרון עבודה cistanche, זמן, חשבון משאבי קידוד, תועלת יזומה, זיכרון, נתונים פתוחים, חומרים פתוחים
בהקשר לטווח קצר או עבודהזיכרון, בדרך כלל חושבים על חלוף הזמן כהזדמנות לשכוח (Donkin et al., 2015; Lewandowsky & Oberauer, 2009; Mercer & McKeown, 2014; Ricker et al., 2016, 2020). תפקיד זמן שנלמד פחות טוב הוא שבנסיבות מסוימות הוא עוזר לשמור על מידע בעבודהזיכרון. כשזיכרוןהרשימה מוצגת לאט יותר - כלומר עם יותר זמן פנוי בין פריטים - לעתים קרובות נמצא כי היזכרות סדרתית מיידית טובה יותר (Ricker & Hardman, 2017; Souza & Oberauer, 2017; Tan & Ward, 2008; לביקורות, ראו Oberauer et. al., 2018; Penney, 1975). כאן, שאלנו מה גורם להשפעה המיטיבה הזו של זמן על זיכרון העבודה.
הסבר אפשרי אחד הוא שזמן פנוי בין פריטים משמש לחזרות. חזרות היא אסטרטגיית תחזוקה נפוצה במשימות זיכרון עבודה. שלוש צורות של חזרות יכולות לתרום להשפעה המיטיבה של זמן פנוי: חזרות מפרקיות (Tan
ברענון מבוסס תשומת לב, המידע מופעל מחדש על ידי טיפול מכוון בו במהלך תחזוקה. בחזרות מפורטות, ייצוגים של גירויים שיש לזכור מועשרים על ידי שיוך שלהם עם ידע בזיכרון לטווח ארוך.
ניתן להשתמש בזמן ביניים חינם גם לאיחוד לטווח קצר (Jolicœur & Dell'Acqua, 1998) של הפריט שקודד זה עתה. איחוד לטווח קצר מתרחש לאחר קידוד של פריט; לפי ההערכות, זה לוקח בערך 0.5 שניות עד 1.5 שניות ויש להניח שהוא דורש משאב עיבוד מרכזי (Jolicœur & Dell'Acqua, 1998; Nieuwenstein & Wyble, 2014).
הסבר שלישי מגיע מהשערת הייחודיות הטמפורלית. על פי תיאוריות הזיכרון הטמפורלי-ייחודיות, הגדלת הזמן בין פריטים מפחיתה את הדמיון של ההקשרים הזמניים שלהם, מה שבתורו אמור להפחית את הבלבול הזמני ולהגביר את דיוק הזיכרון (Brown et al., 2007). רעיון קשור הוא שזמני ביניים ארוכים במיוחד - למשל, כאשר תת-קבוצות של פריטי רשימה מקובצות באופן זמני (Ryan, 1969b) - גורמים לשינוי הקשר, מה שמגביר את הייחודיות ההקשרית בין פריטים בקבוצות שונות.
הסברים אלו מובילים לתחזיות שונות לגבי אילו פריטים ברשימת זכרונות נהנים מזמן פנוי מוגבר. אנו רואים הבדלים של תחזיות לאורך שני ממדים (ראה טבלה 1), שניתן להסביר בצורה הטובה ביותר על ידי התמקדות במרווח ביניים בודד אי שם באמצע רשימת זיכרון: (א) ההשפעה המיטיבה של זמן פנוי במרווח זה יכולה להיות רטרואקטיבית (כלומר, שיפור זיכרון עבור פריטים המקודדים לפני המרווח) או פרואקטיבי (כלומר, שיפור זיכרון עבור פריטים מקודדים לאחר מכן), ו-(ב) ההשפעה המיטיבה יכולה להיות מקומית (כלומר, שיפור הזיכרון רק עבור הפריטים שמיד לפני או אחרי הפריטים החופשיים -מרווח זמן) או גלובלי (כלומר, שיפור הזיכרון עבור כל פריטי הרשימה לפני או אחרי המרווח).
שלוש צורות החזרה (חזרה מפרקית, חזרה מפורטת ורענון קשב) ניתנות ליישום רק על פריטים שכבר מקודדים בזיכרון העבודה לפני מרווח זמן פנוי, ולכן, השפעתם חייבת להיות בעיקר רטרואקטיבית. חזרה מפרקית היא בדרך כלל מצטברת, ולכן, ההשפעה צריכה להיות רטרואקטיבית וגלובלית, ולהועיל לכל הפריטים המקודדים לפני מרווח הזמן הפנוי המשמש לחזרה. נהוג גם להניח כי רענון עובר בין כל הפריטים בזיכרון העבודה, במקום להתעכב על הפריט שהוצג לאחרונה, מה שמרמז על אפקט רטרואקטיבי גלובלי (Barrouillet et al., 2007; Lemaire et al., 2018; Oberauer & Lewandowsky, 2011 ). לעומת זאת, עיבוד יכול לכלול את כל הפריטים שקודדו עד כה או רק את הפריט שקודד האחרון, כך שהאפקט יכול להיות גלובלי או מקומי.
לשיפור הזיכרון עבור פריטים שלפני מרווח זמן פנוי עשויה להיות השפעות עקיפות גם על הפריטים הבאים. לדוגמה, אם זמן פנוי משמש לשיפור התחזוקה של פריטים שקודדו בעבר, אז כאשר ניתן מספיק זמן, ניתן להשלים תהליכי תחזוקה כגון חזרות או רענון של פריטים אלה במהלך הזמן הזה. זה עלול להפחית את העלות של חזרות או רענון של פריטים קודמים במהלך הקידוד או התחזוקה של הפריטים הבאים
הצהרת רלוונטיות
זיכרון עבודה הוא הלוח של המוח שלנו, שבו אנו יכולים לשמור מידע זמין לזמן קצר - למשל, אנו יכולים להחזיק מספר טלפון חדש בזיכרון העבודה ולאחר מכן להקליד אותו מהזיכרון. חלוף הזמן קשור בדרך כלל לשכחה של המידע המוחזק בזיכרון העבודה: חוקרים רבים מאמינים שמידע בזיכרון העבודה דוהה במהירות אלא אם כן נחזור עליו על ידי חזרה עליו לעצמנו. בניגוד לרעיון זה, מחקר מראה שאם נעצור בין הוספת פריטים לזיכרון העבודה, הזיכרון שלנו משתפר. בדקנו למה אנשים משתמשים בהפסקות האלה. לדוגמה, אפשר להשתמש בהפסקה כדי לעבור על מה שכבר נמצא בזיכרון העבודה (למשל, חזרה). במקום זאת, מצאנו שהפסקות משפרות את זכירת המידע שמתווסף לזיכרון העבודה לאחר ההפסקה מבלי להוביל לשכחה כלשהי של פריטים שכבר נמצאים בזיכרון העבודה לפני ההפסקה. ממצא זה מצביע על כך שהפסקות (כלומר זמן) עוזרות לזיכרון העבודה להתכונן למידע עתידי וקורא לדרך חשיבה חדשה על תפקיד הזמן בזיכרון העבודה.
פריטים ובכך לשפר את התחזוקה של הפריטים הבאים. במקרה זה, השפעה יזומה עלולה להתרחש בנוסף לאפקט הרטרואקטיבי.
מקובל להניח כי איחוד לטווח קצר חל רק על הפריט שקודד האחרון. יתרה מכך, הוא מסתמך על משאב עיבוד מוגבל, ולכן רוב התיאורטיקנים מניחים שרק פריט אחד מאוחד בכל עת (לסקירה, ראה Ricker et al., 2018). המשגה זו מעידה שבכל מרווח זמן פנוי, רק הפריט שלפניו מאוחד. אם כל פריט מאוחד רק עד להפרעה על ידי תחילת הפריט הבא, ההשפעה המיטיבה של הזמן הפנוי צריכה להיות רטרואקטיבית ומקומית: זמן פנוי ארוך יותר מאפשר איחוד ארוך יותר של הפריט הקודם. Ricker and Hardman (2017) הציעו השערה חלופית: קונסולידציה לטווח קצר היא בליסטית
תהליך שאחרי שהתחיל, מסתיים. כאשר לא ניתן מספיק זמן להשלמת האיחוד, איחוד הפריט הבא נדחה ובכך מצטמצם (Ricker & Hardman, 2017). זמן פנוי מוגבר מונע את הדחייה ובכך משפר את הזיכרון עבור הפריט הבא, מנבא הטבה יזומה מקומית רק עבור פריט זה. בסדרה של ניסויים בזיכרון עבודה חזותי, Ricker and Hardman (2017) השיגו עדויות לאפקט מקומי ויזום שכזה.
על פי השערת הייחודיות הטמפורלית, זמן פנוי ארוך יותר בין הפריטים אמור להגביר את הייחוד הזמני של הפריטים מיד לפני ואחרי מרווח הזמן הפנוי (Brown et al., 2007). לפיכך, ייחוד זמני מנבא השפעות מקומיות שהן גם פרואקטיביות וגם רטרואקטיביות. תחזית זו נבדקה במספר מחקרים. בעוד שההשפעות החזויות נצפו במבחני זיהוי (Morin et al., 2010) ובגרסאות מסוימות של בדיקות שחזור לפי סדר, הן נעדרות באופן בולט במבחני היזכרות סדרתית מיידית (Lewandowsky et al., 2006; Nimmo & Lewandowsky , 2005, 2006; Parmentier et al., 2006; Peteranderl & Oberauer, 2018).
באופן דומה, שינויי הקשר בין קבוצות זמניות מנבאות הטבות סימטריות פרואקטיביות ורטרואקטיביות שהן בעיקר מקומיות אך גם גלובליות במידה מסוימת (Burgess & Hitch, 1999; Farrell, 2012). השפעות כאלה נצפו בדרך כלל בהיזכרות סדרתית, מה שמוביל להשפעות ראשוניות בתוך הקבוצה והשפעות עדכניות (Frankish, 1989; Ryan, 1969a).
כדי להבין למה משמש הזמן הפנוי בזיכרון העבודה, בדקנו (א) האם לזמן הפנוי יש השפעות מקומיות או גלובליות ו-(ב) האם השפעת הזמן הפנוי היא פרואקטיבית, רטרואקטיבית או שניהם. ניסוי 1 התמקד בשיפוט בין השפעות גלובליות למקומיות. שינינו את משכי זמן הביניים בתוך הרשימות. זמני הביניים היו קצרים באופן עקבי ברשימה, ארוכים באופן עקבי, או השתנו בתוך רשימה באופן שונה עבור כל המשרות, כך שזמן הביניים הממוצע היה ארוך כמו במצב הארוך באופן עקבי. מטרת התנאי של מרווחים משתנים הייתה לבדוק האם משך הזמן של כל מרווח ביניים משפיע בעיקר על הפריטים הסמוכים (כלומר, אפקטים מקומיים) או מתפשט על פני פריטי הרשימה (כלומר, השפעה גלובלית).
המניפולציה של מרווחים משתנים משכפלת את העיצוב של Lewandowsky et al. (2006) לבדיקת השערת הייחודיות הטמפורלית. מחקרי היזכרות סדרתית עם עיצוב זה לא מצאו הוכחות להשפעות מקומיות של זמן, מה שסותר את התחזיות של ייחוד זמני. עם זאת, אפשרות אחת שעלינו לשקול היא שאנשים משתמשים במרווחי ביניים חופשיים עבור תהליכים כגון חזרות מפורטות או גיבוש לטווח קצר רק אם משך הזמן שלהם ניתן לחיזוי. במקרה כזה, ייתכן שלא נעשה שימוש במרווחים המשתנים באופן בלתי צפוי במחקרי הייחודיות הזמנית לשום תהליך לשיפור הזיכרון. אם כן, הזיכרון במצב של מרווחים משתנים אמור להיות גרוע יותר מאשר במצב עם מרווחים ארוכים באופן עקבי, למרות מתן אותה כמות של זמן ביניים פנוי בסך הכל.
עם ניסויים 2a ו-2b, בדקנו באיזו מידה הטבת הזמן הפנוי הייתה יזומה או רטרואקטיבית. הגדלנו רק זמן ביניים אחד, ואילו השאר תוקנו. המיקום של זמן הביניים הארוך יותר השתנה לאורך הרשימה. מרווח הביניים הארוך יותר יכול להיות 2,500 ms או 500 ms, בעוד מרווחי הביניים הרגילים היו 50 ms כל אחד. שאלנו האם למרווח הארוך יש השפעה על הפריטים הקודמים (רטרואקטיבית), הפריטים הבאים (פרואקטיביים), או שניהם. בנוסף, ציפינו לראות אפקטים של קיבוץ זמני עקב מרווח הביניים הסטייה עבור מרווחי 500-ms וגם 2,500-ms. מכיוון ש-Ryan (1969b) לא הבחין בהבדל בהשפעות קיבוץ בין מרווחים בין קבוצות קצרים וארוכים, חזינו שהשפעות קיבוץ אלו יהיו שוות ערך עבור שני האורכים הסוטים. המטרה הייתה לבחון האם הזמן הפנוי הנוסף (2,{16}} אלפיות השנייה) שניתן במיקומים שונים ברשימת הזיכרון יועיל לביצועים של הפריטים שנצפו לפני או אחרי המרווח המנופל, מעבר להשפעות של קיבוץ זמני.
שיטה
משתתפים
21, 25 ו-26 מבוגרים צעירים השתתפו בניסויים 1, 2a ו-2b, בהתאמה. גדלי דגימות נבחרו על בסיס ניסויים קודמים שהראו השפעות מועילות של מרווחי ביניים ארוכים יותר. איסוף הנתונים הופסק כשהגענו לגודל מדגם יעד שנקבע מראש (N ועוד 1, אם אפשר, למקרה שנצטרך לא לכלול נתונים כלשהם במהלך הניתוח). לניסוי 1 היה גודל מדגם יעד של 20, ולניסויים 2a ו-2b היה גודל מדגם יעד של 25. הניסויים נמשכו עד 60 דקות. המשתתפים קיבלו החזר על זמנם עם זיכוי קורס או 15 פרנק שוויצרי לשעה.
תהליך
כל ניסוי התחיל בנקודת קיבוע מרכזית שהוצגה למשך 500 אלפיות השנייה, ולאחר מכן הצגת רשימת המחקר. הרשימות כללו שבעה עיצורים שהוצגו אחד בכל פעם (ראה איור 1). בניסוי 1, כל פריט רשימה הוצג על המסך למשך 250 אלפיות השנייה, ואחריו מסך ריק למשך שארית מרווח האינטרבול (ISI), המוגדר כאן כמרווח הכולל מהיסט של עיצור אחד ועד תחילתו של העיצור הבא. . בניסויים
איור 1. ציר זמן של שלב הקידוד בכל אחד מהתנאים מניסויים 1 ו-2. בכל תנאי, הוצגו בזה אחר זה שבעה עיצורים, שנשלפו באופן אקראי מ-21 עיצורים. לאחר מכן בוצעה בדיקת ריקול סדרתית. מרווחי גירוי (Interstimulus intervals, ISIs), המוגדרים כמרווח הכולל מהיסט של עיצור אחד ועד תחילתו של העיצור הבא, השתנו בין התנאים. המספרים מעל הרשימות מציינים את ה-ISIs עבור העיצורים שמתחתיהם. בניסוי 1, העיצור האחרון הוצג תמיד במשך 250 אלפיות השנייה ואחריו מרווח השמירה. מרווח השמירה, הזמן בין היסט של העיצור האחרון לבדיקה, נקבע עבור כל התנאים (1,250 אלפיות השנייה). במצב המשתנים הארוכים, שישה ISIs שונים הוקצו אקראית לכל מיקום ISI בתוך רשימה (50, 250, 550, 950, 1,450 ו-1,950 אלפיות השנייה). במצב ארוך קבוע, ISIs תוקנו (870 ms); סכום ה-ISIs היה בערך זהה לזה במצב המשתנים הארוכים. במצב הקצר-קבוע, ISIs נקבעו (50 ms), וסכוםם היה קצר יותר מאשר בשאר התנאים. בניסוי 2, אחד מה-ISIs יכול להיות ארוך יותר מה-ISIs הנותרים, תוך הצגת פער בשלב הקידוד ומספק זמן פנוי בין פריטי לימוד. הפער הזה היה 500 אלפיות השנייה במצב פער קצר ו-2,500 אלפיות השנייה במצב פער ארוך. בדוגמאות של תנאי הפער הקצר והארוך המוצגים כאן, הפער מופיע לאחר הפריט הראשון ברשימת המחקר. בניסוי בפועל, הפער יכול להיות בכל מיקום ברשימה. כל שאר ISIs בניסוי 2 (כולל אלה במצב no-gap [baseline]) היו 50 אלפיות השנייה. רק לניסוי 2b היה המצב ללא פער.
2a ו-2b, כל פריט רשימה הוצג למשך 300 אלפיות השנייה ואחריו מסך ריק עבור שאר ה-ISI. ה-ISI הסטנדרטי בניסויים 2a ו-2b היה 50 אלפיות השנייה. בכל הניסויים, לאחר הצגת הרשימה הגיע עיכוב (1,250 אלפיות השנייה עבור ניסוי 1; 1,000 אלפיות השנייה עבור ניסויים 2a ו-2b), ולאחר מכן המשתתפים התחילו את מבחן האחזור הסדרתי המיידי. המשתתפים קיבלו הוראה להקליד את האותיות לפי סדר ההצגה שלהם. הם היו צריכים להזין שבעה פריטים לפני שיוכלו להמשיך למשפט הבא.
ניסוי 1. הניסוי כלל שישה בלוקים של 18 ניסויים כל אחד, וכתוצאה מכך 108 ניסויים. כדי לבדוק אם אפקט הזמן הפנוי היה גלובלי או מקומי, עשינו מניפולציות על משך הזמן של ISIs. ISI הוא מרווח כולל מהקיזוז של פריט אחד לתחילת הפריט הבא. היו שלושה מצבים: מצב קבוע קצר המורכב מ-ISI קצר (50 אלפיות השנייה) על פני הרשימה, מצב קבוע ארוך המורכב מ-ISI ארוכים יותר (870 אלפיות השנייה) על פני הרשימה, ומצב משתנים ארוך המורכב מ-ISI משתנים. כל משתתף קיבל מספר שווה של ניסויים בכל אחד מהתנאים הללו, בסדר אקראי.
המניפולציה המרכזית הייתה המצב בעל המשתנים הארוכים, שעקב אחר התכנון של Lewandowsky et al. (2006). היו שישה ISIs שונים במצב זה: 50 ms, 250 ms, 550 ms, 950 ms, 1,450 ms ו-1,950 ms. בכל ניסוי של מצב המשתנים הארוכים, כל אחד מה-ISIs הללו הוקצה למיקום ביניים אחד ברשימה. היו 720 צווים אפשריים של שישה מרווחים; פקודות אלו הוקצו ל-20 המשתתפים על ידי אלגוריתם שמזער את השונות בתדירויות השימוש בכל הזמנה. בדרך זו, ה-ISI שלפני או אחרי כל פריט לא התבלבל עם המיקום הסדרתי של הפריט. סכום ISIs במצב ארוך-משתנים (5,200 ms) היה שווה בקירוב לסכום של ISIs במצב קבוע ארוך (5,220 ms). הזמן שאחרי הפריט האחרון ברשימות נקבעה לכל התנאים (1,250 אלפיות השנייה).
ניסוי 2א. הניסוי כלל שמונה בלוקים של 36 ניסויים כל אחד, וכתוצאה מכך 288 ניסויים. בכל ניסוי, היה ISI סוטה בעמדת ביניים אחת, קצרה (500 אלפיות השנייה) או ארוכה (2,500 אלפיות השנייה). שניהם יצרו פער זמני בניגוד לרקע של ISIs הסטנדרטיים הנותרים, שכולם היו 50 אלפיות השנייה. ידוע כי פער כזה מוביל לקיבוץ זמני (Ryan, 1969b), אך מכיוון ש-Ryan (1969a) הראה השפעות קיבוץ מקבילות עבור פערים קצרים וארוכים, לא ציפינו להבדיל בהשפעות הקיבוץ בין הפער הקצר והארוך- תנאי פער. בדקנו האם בנוסף לתועלת הקיבוץ המשותפת, הזמן הפנוי הנוסף שניתן במצב של פער ארוך משפר את הזיכרון עבור פריטים שקדמו לזמן פנוי או פריטים שלאחר זמן פנוי. היו שישה עמדות ברשימת המחקר שבהן ניתן היה להכניס את הפער: בעקבות כל פריט מהראשון עד השישי. בסך הכל, היו 12 תנאים: שש עמדות פער בשני משכי פער. כל בלוק כלל שלושה ניסויים של כל תנאי, וכתוצאה מכך 24 ניסויים לכל תנאי.
ניסוי 2ב. ניסוי 2 היה זהה לניסוי 1, למעט הבדל אחד. הוספנו מצב בסיס שבו לא היו פערים, על מנת לבחון את ההשפעות הכלליות של הפער, כגון קיבוץ זמני. במצב הבסיס, לא היה ISI סוטה; כל ISIs היו 50 ms. זה עשה סך של 13 תנאים. כל בלוק כלל שלושה ניסויים של כל מצב, מה שהוביל ל-312 ניסויים בסך הכל.
חומרים
עבור כל רשימה, שבעה עיצורים הוצאו באקראי ללא החלפה מ-21 העיצורים של האלפבית הגרמני.
ניתוח נתונים
הערכנו מודלים של אפקטים מעורבים ליניאריים בייסיאניים באמצעות פונקציית lmBF מחבילת BayesFactor (גרסה 0.9.12-4.2; Morey & Rouder, 2018) המיושמת ב-R סביבת תכנות (גרסה 4.0.1; R Core Team, 2020). הניתוח שלנו עקב אחר גישה של בחירת מודל שהתמקדה רק במערך ה"מודלים הסבירים" המשתמע מעקרון השוליות (Rouder et al., 2016). ליתר דיוק, עבור כל ניסוי, הערכנו את הסט המלא של המודלים הסבירים ולאחר מכן השווינו את כל המודלים עם מודל האפס, שהכיל רק יירוט והשפעה אקראית של נבדקים, תוך שימוש בגורמי Bayes (BFs). המודל עם ה-BF הגדול ביותר שימש כדי לקבוע אילו מההשפעות (כלומר, ההשפעות העיקריות ואינטראקציה) הנתונים סיפקו הוכחות בעד או נגד. מכיוון שהנתונים שלנו הכילו מדדים חוזרים (עבור כל הגורמים בכל הניסויים), ביצענו את השלב הזה פעמיים - פעם אחת עבור המודל המינימלי שבו מבנה ההשפעות האקראיות הכיל רק יירוטים אקראיים ופעם אחת עבור מבנה ההשפעות האקראיות המרבי המוצדק על ידי התכנון (Barr et al., 2013). להלן, אנו מדווחים על תוצאות המבוססות על המודל המקסימלי. אלא אם כן צוין אחרת, הדפוס של BFs (כלומר, מתן עדות בעד או נגד אפקט ספציפי) היה זהה עבור קבוצת המודלים המשתמשים במבנה המינימום של אפקטים אקראיים. תוצאות מלאות מסופקות גם בחומר המשלים הזמין באינטרנט. כל הניתוחים בוצעו על הנתונים שנצברו על ידי משתתף ותא של התכנון. לכן, מבנה ההשפעות האקראיות המקסימליות המוצדק על ידי התכנון לא כלל שיפועים אקראיים עבור אפקט הסדר הגבוה ביותר (למשל, אינטראקציה מסדר גבוה; Singmann & Kellen, 2020).
איור 2. שיעור התגובות המדויקות במשימת ההיזכרות הטורית המיידית בשלושת התנאים של ניסוי 1. הגרפים מציגים (א) ביצועים ממוצעים עבור כל מצב על פני מיקומים סדרתיים, (ב) ביצועים עבור כל מצב בממוצע על פני עמדות טוריות כפונקציה של זמן טרום פריט, ו- (ג) ביצועים עבור כל מצב בממוצע על פני מיקומים סדרתיים כפונקציה של הזמן לאחר פריט. דיוק אחזור סדרתי נקבע על ידי הקצאת תגובה נכונה לכל פריט רשימה רק אם פריט זה הוחזר במיקום הפלט הנכון. פסי שגיאה מציינים רווחי סמך של 95 אחוזים בתוך הנבדקים.
התוצאות המדווחות להלן ניתנות לרוב בצורה של BF10, המציינת את עוצמת הראיות עבור מודל מוקד מסוים, דגם 1, מול מודל השוואה, מודל 0. הערך של BF10 מציין כמה סביר יותר שמודל 1 גבוה מדגם 0. אם הערך של BF10 גדול מ-1, זה מצביע על הוכחה למודל החלופי (כלומר, דגם 1 על דגם 0). אם הערך של BF10 קטן מ-1, זה מצביע על ראיות למודל הפשוט יותר (כלומר, מודל 0 על דגם 1). במקרה האחרון, אנו מדווחים על BF01 במקום זאת, אשר ניתן על ידי BF01=1/BF10 כך שערכי BF01 גדולים מ-1 מצביעים על הוכחה למודל הפשוט יותר. לא ניתן לפרש BFs כערכי p ואינם מספקים חיתוך למשמעות. BF גדול יותר מצביע על ראיות חזקות יותר למודל המנצח. כהנחיה פרשנית, BFs הקטנים מ-3 נחשבים לראיות חלשות, BFs בין 3 ל-10 נחשבים ראיות משמעותיות, ו-BFs גדול מ-10 או קטן מ-0.1 נחשבים ראיות חזקות (Kass & Raftery, 1995).
עבור ניסוי 1, הניתוח הראשון כלל שני גורמים, מיקום ומצב סדרתי, והניתוח השני כלל רק גורם אחד, ISI, שדרש השוואה של דגם 1 אחד בלבד על פני דגם 0. עבור ניסויים 2a ו-2b, הניתוח כלל שלושה גורמים, שהביאו למספר מודלים סבירים שיכולים להסביר את הנתונים. עבור הניתוחים שכללו יותר מגורם אחד, בדקנו תחילה את ה-BF10 עבור כל מודל בהשוואה למודל האפס ומצאנו את המודל המתאר את הנתונים עם העדויות החזקות ביותר שמוצגות על ידי ערך BF10. לאחר מכן הושווה המודל עם ה-BF10 הגבוה ביותר עם מודלים נוספים לבדיקת השערות ספציפיות לגבי נוכחות או היעדר השפעות בודדות. ניתן לעשות זאת על ידי חלוקת BF10 של המודל כולל האפקט עם BF10 של המודל ללא האפקט, מה שמספק BF לטובת האפקט. המודלים האפסים מערכי BF10 אלה חייבים להיות זהים כדי שה-BF החדש יהיה משמעותי. במקרים מסוימים, ניתוחי מעקב השתמשו גם במבחני t Bayesian. בכל הניסויים, ביצועים מתייחסים לדיוק החזרה טורית, אשר מקצה תגובה נכונה לכל פריט ברשימה רק אם פריט זה נזכר במיקום הפלט הנכון.
תוצאות
ניסוי 1
המטרה שלנו בניסוי 1 הייתה לבחון השפעות מקומיות וגלובליות של זמן פנוי בזיכרון העבודה. השוואת המודלים הראתה עדויות חזקות למודל המלא. הייתה אינטראקציה בין מצב (משתנה קצר קבוע, קבוע ארוך וארוך) לבין מיקום סדרתי (BF10 > 10,000 בהשוואה הן למודל האפס והן למודל השני הטוב ביותר, שהורכב משתי ההשפעות העיקריות) . כפי שניתן לראות מאיור 2a, הביצועים בתנאים קבועים ארוך ומשתנים ארוכים היו טובים יותר מביצועים במצב מקובע קצר (שניהם BF10s > 10,000 מבדיקות Bayesian t שהשוו ביצועים בין תנאים מצטבר על פני מיקום סדרתי). יתרה מזאת, הביצועים בתנאי המשתנים הארוכים והמשתנים הארוכים לא היו שונים (BF01=7.7, מה שמרמז על הוכחה למודל האפס של אין הבדל בין שני התנאים).
שנית, ניתחנו את מצב המשתנים הארוכים, תוך הסתכלות בפירוט כיצד זמן טרום פריט וזמן לאחר פריט - ה-ISIs מיד לפני או אחרי פריט - השפיעו על הזיכרון של כל פריט. עבור ניתוח זה, מיקומים סדרתיים 1 ו-7 לא נכללו, מכיוון שלמיקום סידורי 1 לא היה זמן לפני פריט, ולמיקום סדרתי 7 לא היה זמן שלאחר פריט. ההשפעות הקבועות לניתוח השני היו (א) משך הזמן שלפני פריט ו- (ב) משך הזמן שלאחר פריט. גם הזמן שלפני הפריט וגם הזמן שלאחר הפריט השתנו בין 0.3 שניות ל-2.2 שניות, והיו שישה משכי זמן. אם לזמן ביניים בחינם יש השפעה מקומית, הביצועים אמורים להשתפר עם זמן ארוך יותר לפני פריט, זמן ארוך יותר לאחר פריט, או שניהם. אם לזמן ביניים חופשי יש השפעה גלובלית, שום השפעה כזו לא הייתה צפויה מכיוון שזמן הביניים החופשי הכולל היה קבוע עבור כל הניסויים במצב המשתנים הארוכים.
לא מצאנו השפעה של משך הזמן לכל פריט או שלאחר פריט על הביצועים (ראה איורים 2b ו-2c). היו ראיות חזקות הן נגד זמן טרום פריט (BF01 > 10,000) והן זמן שלאחר פריט (BF01 > 10,000), שלילת כל השפעה מקומית של זמן.
ניסויים 2a ו-2b
המטרה שלנו בניסויים 2a ו-2b הייתה לבדוק אם הטבת הזמן הפנוי היא פרואקטיבית, רטרואקטיבית או שניהם. בנוסף, הטבת הזמן הפנוי יכולה להיות מקומית או גלובלית. כדי לבדוק את האפשרויות הללו, התמקדנו בהשפעת הזמן הפנוי כפונקציה של הפיגור בין הפער לפריטים המוצגים. על ידי כך, נוכל לנתח את ההשפעה של זמן פנוי על פריטים קודמים ואחרים בנפרד. הפיגור חושב כמרחק חתום של פריט ממיקום הפער ברשימה. לדוגמה, אם הפער היה בין הפריט השלישי לרביעי, הפריט השלישי יהיה ב- Lag - 1 והפריט הרביעי יהיה ב- Lag פלוס 1. בהתאם לכך, היו 10 פיגורים: -5, -4, -3, -2, - 1, פלוס 1, פלוס 2, פלוס 3, פלוס 4 ופלוס 5. פיגור שלילי כלל פריטים שקדמו לפער ושימשו לבדיקת השפעות רטרואקטיביות. פיגורים חיוביים כללו פריטים לאחר הפער ושימשו לבדיקת השפעות פרו-אקטיביות. לדוגמה, פיגור של פלוס 2 יכלול (א) פריט במיקום סדרתי 4 אם הפער היה בין פריטים 2 ל-3, (ב) פריט במיקום סדרתי 5 אם הפער היה בין פריטים 3 ל-4, וכן ( ג) פריט במיקום סדרתי 6 אם הפער היה בין פריטים 4 ל-5. ביצועי זיכרון עבור Lag plus 2 יחושבו לאחר מכן על ידי ממוצע על פני ביצועי אחזור סדרתי עבור פריטים אלה בתנאי הפער-מיקום המתאימים.
כדי לבחון את ההשפעות הפרואקטיביות והרטרואקטיביות של זמן פנוי על ביצועי הזיכרון, בדקנו את האינטראקציות של זמן פנוי נוסף בפער (450 אלפיות השנייה לעומת 2,450 אלפיות השנייה) עם סימן הפיגור והערך המוחלט שלו. סימן הפיגור ציין אם פריט קודם (פיגור שלילי) או אחרי (פיגור חיובי) למרווח המנופל, ולכן, האינטראקציה של משך הזמן הפנוי עם סימן הפיגור אמרה לנו אם ההשפעה של הזמן הפנוי הייתה רטרואקטיבית יותר או יותר יזום. האינטראקציה של משך הזמן הפנוי עם הערך המוחלט של הפיגור - בפרט, הניגוד בין פיגורים ±1 לפיגורים מוחלטים גדולים יותר - אמרה לנו אם ההשפעה הייתה מקומית או גלובלית.1
איור 3 מציג ביצועים על פני תנאים בניסויים 2a ו-2b. הייתה השפעה יזומה בולטת על הזיכרון; הביצועים היו טובים יותר עבור הפריטים לאחר פער ארוך בהשוואה לפריטים לאחר פער קצר. לא היה הבדל בין ההשפעה של זמן פנוי ארוך וקצר על הביצועים של הפריטים הקודמים. במילים אחרות, לא הייתה השפעה רטרואקטיבית של משך הפער.
עבור ניסוי 2a, המודל הטוב ביותר כלל השפעות עיקריות של זמן פנוי, סימן פיגור ופיגור מוחלט, כמו גם אינטראקציה של זמן פנוי-אחר-פיגור-סימן, אך ללא אינטראקציות הכוללות זמן פנוי ופיגור מוחלט (BF {{5 }} בהשוואה למודל המלא, שכלל את כל האינטראקציות הדו-כיווניות והאינטראקציה התלת-כיוונית, ו-BF=3.7 בהשוואה למודל השני הכי טוב, שכלל את כל האינטראקציות הדו-כיווניות אך לא את שלושת אינטראקציה דרך). עבור ניסוי 2b, המודל הטוב ביותר היה המודל המלא (BF=495 בהשוואה למודל השני הטוב ביותר ללא אינטראקציה תלת כיוונית).
כדי לנתח את האינטראקציה של משך הזמן הפנוי עם סימן השהיה, בחנו את ההשוואות הזוגיות בין זמן פנוי ארוך וקצר בנפרד עבור פריטים עוקבים (פיגורים חיוביים) לפריטים קודמים (פיגורים שליליים) עם מבחני t Bayesian. בשני ניסויים 2a ו-2b, זמן פנוי נוסף במצב זמן פנוי ארוך שיפר את הביצועים עבור פריטים הבאים בהשוואה למצב זמן פנוי קצר, מה שסיפק הוכחות חזקות לתועלת יזומה (ניסוי 2a: BF10=1 ,137; ניסוי 2b: BF10=885). לעומת זאת, הראיות להטבות רטרואקטיביות היו חלשות למדי. בניסוי 2a, זמן פנוי נוסף שיפרה את הביצועים של פריטים קודמים בכמות קטנה בלבד (ראיות דו-משמעיות להטבה רטרואקטיבית; BF10=1.15). בניסוי 2ב, לא הייתה ראיה להטבה רטרואקטיבית של תוספת זמן פנוי, ובמקום זאת, היו ראיות חלשות נגד הטבה כזו (BF01=2.6).
הניתוח הבא שלנו התמקד בשאלה האם השפעת הזמן הפנוי משתנה עם הפיגור המוחלט. כל השפעה מקומית תסמן על ידי אינטראקציה של זמן פנוי בפיגור מוחלט. הגדלנו את האינטראקציה הזו בנפרד עבור פריטים קודמים ואחרים.
התוצאות מניסוי 2a לא הצביעו על אינטראקציה כלשהי של זמן פנוי ופיגור מוחלט עבור שניהם
איור 3. שיעור התגובות המדויקות במשימת האחזור הסדרתי המיידי עבור פריטים קודמים ואחרים כפונקציה של פיגור (-5 עד 5) וכמות הזמן הפנוי (ארוך, קצר) בניסויים 2a (א) ו-2b (ב). דיוק אחזור סדרתי נקבע על ידי הקצאת תגובה נכונה לכל פריט רשימה רק אם פריט זה הוחזר במיקום הפלט הנכון. פסי שגיאה מציינים רווחי סמך של 95 אחוזים בתוך הנבדקים.
פריטים קודמים ואחרים. עבור פריטים הבאים, המודל הטוב ביותר כלל רק את שני האפקטים העיקריים (BF בהשוואה לדגם המלא=6). עבור הפריטים הקודמים, הדגם הטוב ביותר כלל רק השפעה עיקרית של פיגור מוחלט; עם זאת, העדויות שהעדיפו את המודל הזה על פני המודל השני הטוב ביותר, שכלל את שתי ההשפעות העיקריות, היו דו-משמעיות (BF10=1.17).
התוצאות מניסוי 2b סיפקו הוכחות לאינטראקציה בין פיגור מוחלט לזמן פנוי רק עבור הפריטים הקודמים ולא עבור הפריטים הבאים. עבור הפריטים הבאים, המודל הטוב ביותר כלל רק את שני האפקטים העיקריים (BF בהשוואה לדגם המלא=9.53). עבור הפריטים הקודמים, היו עדויות לאינטראקציה בין הפיגור המוחלט לזמן הפנוי (BF10 בהשוואה למודל השני בטובו > 1,000). נראה שהאינטראקציה מונעת על ידי ה-Lag 5 המוחלט עבור פריטים קודמים, שהוא Lag -5 באיור 3b. כפי שניתן לראות מאיור 3b, ב-Lag -5, הביצועים היו נמוכים יותר בזמן פנוי ארוך בהשוואה לזמן פנוי קצר. השפעה זו היא הפוכה מגמלת זמן פנוי ולכן אינה תומכת בהנחה של הטבת זמן רטרואקטיבית.
אפקטים של קיבוץ זמנית
ניסויים 2a ו-2b נועדו לבחון את הטבת הזמן הפנוי על ידי הענקת זמן פנוי נוסף באחד ה-ISIs. ידוע כי פער זמני ב-ISI אחד מציג קיבוץ זמני, ולכן עלינו להבחין בין השפעת הזמן הפנוי לבין אפקט הקיבוץ. הנחנו שגם הפער הקצר וגם הפער הארוך גרמו לקיבוץ באותה מידה, כך שכל השפעה נוספת של פער ארוך לעומת פער קצר משקפת את השפעת הזמן הפנוי. כאן, אנו מספקים ראיות להשערה זו.
השפעות של קיבוץ זמני מתאפיינות בדרך כלל בעלייה חדה בזמני התגובה הבין-תגובה להחזרת הפריט בעקבות הפער ועלייה בביצועי היזכרות סדרתית הן לפני ואחרי הפער (Farrell et al., 2011). כדי לבדוק אם נוצרה קיבוץ זמני שווה ערך הן לתנאי הפער הקצר והן לטווח הארוך, בחנו את הנתונים מניסוי 2b עבור השפעות נפוצות של קיבוץ זמני על היזכרות סדרתית. בחרנו בניסוי 2b מכיוון שתנאי בסיס נכלל בניסוי זה, שיכול לשמש כרשימת בקרה.
חישבנו את ההפרש של זמני התגובה הבין בזמן ריקול ושל דיוק החזרה סדרתית, בין שלושת התנאים בשני שלבים. ראשית, הורדנו את הביצועים (כלומר זמני התגובה והדיוק הבין-לאומיים) של התנאי ללא פער ממצב הפער הקצר. הבדל זה אמור לשקף בעיקר השפעות של קיבוץ זמנית. שנית, הורדנו ביצועים במצב הפער הקצר מביצועים במצב הפער הארוך. הבדל זה צריך לשקף את השפעת הזמן מעבר להשפעת הקיבוץ. הבדלים אלה משורטטים כפונקציה של פיגור באיור 4. איור 4 מראה שהשפעת הזמן הייתה שונה מבחינה איכותית
איור 4. השפעות של קיבוץ זמני וזמן על (א) זמני תגובה ו-(ב) היזכרות סדרתית בניסוי 2b. השפעת הקיבוץ הטמפורלי נקבעה על ידי חישוב ההפרש בביצועים בין תנאי הפער הקצר לתנאי החסר, והשפעת הזמן נקבעה על ידי חישוב ההבדל בביצועים בין תנאי הפער הארוך לתנאי הפער הקצר. הקו האדום ב-0 אינו מציין הבדל בין התנאים. דיוק אחזור סדרתי נקבע על ידי הקצאת תגובה נכונה לכל פריט רשימה רק אם פריט זה הוחזר במיקום הפלט הנכון; השיעור של תגובות נכונות כאלה שימש כסמן של דיוק. הבדלים בשני זמן התגובה
וביצועי אחזור סדרתי מוצגים כפונקציה של פיגור. פסי שגיאה מציינים רווחי סמך של 95 אחוזים בתוך הנבדקים.
מהשפעת הקיבוץ הטמפורלי. בעוד שקיבוץ הגדיל באופן סלקטיבי את זמני התגובה הבין-לאומיים לפריט Lag plus 1 (כלומר, הפריט העוקב אחר הפער), השפעת הזמן לא עשתה זאת. יתרה מכך, השפעת הקיבוץ הטמפורלי על דיוק הזכירה הסדרתית הייתה סימטרית - שני הצדדים של הפער השתפרו בגלל קיבוץ זמני - בעוד שהשפעת הזמן הייתה א-סימטרית, והועיל רק לפריטים בעקבות הפער (לתמיכה סטטיסטית לתצפיות אלו, ראה את המשלים חוֹמֶר). לסיכום, ההשפעות של קיבוץ ושל זמן פנוי ממושך שונות מבחינה איכותית, מה שמוכיח שהשפעת הזמן אינה רק אפקט מוגבר של קיבוץ.
סיכום
תוצאות אלה מצביעות יחד על כך ש(א) זמן פנוי משפר את הזיכרון עבור פריטים עוקבים ולא עבור הפריטים הקודמים, מה שמצביע על תועלת יזומה בלבד, ו-(ב) היתרון של זמן פנוי פרואקטיבי אינו יוצר אינטראקציה עם הפיגור המוחלט, מה שמצביע על תועלת גלובלית השפעה. הממצא האחרון חשוב מכיוון שההנחה של קונסולידציה בליסטית לטווח קצר (Ricker & Hardman, 2017) מנבאת אפקט יזום שכזה רק עבור Lag plus 1 ולא עבור פיגורים אחרים. בניסויים הנוכחיים, ההשפעה הפרואקטיבית לא הייתה ספציפית לאג 1, ולכן לא ניתן להסביר אותה על ידי איחוד קצר טווח.
דִיוּן
הראינו שלזמן פנוי יש השפעה גלובלית ופרואקטיבית על ביצועי אחזור סדרתי מיידי. תוצאות הניסוי הראשון הראו שהשפעת הזמן הפנוי אינה מקומית אלא גלובלית, כפי שמצביעה על היתרון של זמן פנוי המתפרס על פני פריטי הרשימה. הניסוי השני והשכפול שלו סיפקו הוכחות לתועלת פרואקטיבית גרידא. האופי הפרואקטיבי הטהור של תועלת הזמן בזיכרון העבודה תואם את הממצא שזמן נוסף מועיל רק בין הצגת הפריטים אך לא לאחר הצגת הרשימה כולה (Oberauer & Lewandowsky, 2016).
ממצאים אלה אינם ניתנים להסבר על ידי חזרות או על ידי קונסולידציה קצרת טווח, אשר מניחה שניתן לנצל זמן פנוי לחיזוק ייצוגים של פריטים קודמים. הממצאים שלנו מרמזים שזמן פנוי נוסף (בנוסף לזמן הצגה של 250-300 אלפיות השנייה) לא נוצל לתהליכים אלה או שתהליכים אלה לא הועילו.2
לא ניתן להסביר את הממצאים שלנו גם על ידי ייחוד זמני או על ידי שינוי בהקשר. הייחודיות הזמנית מנבאת יתרונות מקומיים שהם יזומים ורטרואקטיביים באופן סימטרי, בניגוד למה שמצאנו. בניסוי 2, הפער הזמני הסוטה גרר ללא ספק מעבר להקשר קבוצתי חדש (Burgess & Hitch, 1999; Farrell, 2012). אולי פער ארוך יותר גרר קיבוץ חזק יותר? לעומת זאת, מצאנו שהחתימה האמפירית של קיבוץ הייתה שונה מבחינה איכותית מזו של הטבת זמן פנוי (ראה איור 4).
אולי המודל של פארל (2012) יכול לספק הסבר מבוסס קבוצות מדוע הפער הארוך הועיל רק לפריטים שלאחר הפער. במודל זה הקבוצה האחרונה נהנית מנגישות גבוהה במיוחד מכיוון שההקשר שלה עדיין פעיל בסוף הרשימה. עם זאת, מכיוון שהמשימה שלנו הייתה ריקול סדרתי, המשתתפים היו צריכים להתחיל להיזכר קודם בקבוצה הראשונה, מה שדורש החזרת ההקשר של הקבוצה הראשונה, ובשלב זה הקבוצה האחרונה מאבדת את התועלת שלה. לכן, מודל הקיבוץ של פארל אינו יכול להסביר את הממצאים הנוכחיים.
מכיוון שהתוצאות שלנו אינן מתאימות לשום הצעה תיאורטית מבוססת, שאלנו כיצד נוכל להסביר אותן. הסבר אפשרי אחד הוא שזמן פנוי מאפשר חלוקה אד-הוק של הפריטים הקודמים או מיקור חוץ לזיכרון לטווח ארוך (או שניהם), ובכך מפחית את העומס על זיכרון העבודה, מה שמקל על תחזוקה של הפריטים הבאים. הסבר זה יעלה את השאלה מדוע תהליכים אלה משאירים זיכרון לפריטים הקודמים ללא שינוי. החתיכה מלווה בדרך כלל בזיכרון משופר משמעותית עבור המידע הנתון (Chen & Cowan, 2005; Miller, 1956; Thalmann et al., 2019). ניתן לצפות שהעברת מידע לזיכרון לטווח ארוך יצמצם את הדיוק מכיוון שהמידע בזיכרון לטווח ארוך חשוף להפרעות יזומות המצטברות לאורך ניסויים. זו תהיה תאונה לא סבירה אם טרנספורמציות כאלה של הייצוגים של פריטי רשימה מוקדמים ישאירו את הנגישות שלהם ללא שינוי.
לחלופין, תיאוריה עדכנית של Popov and Reder (2020) הציעה שיש משאב מוגבל לקידוד מידע לזיכרון אפיזודי שמתרוקן עם כל פריט מקודד, ומשאב זה מתאושש בהדרגה עם הזמן. אם נעביר את הרעיון הזה לתחום זיכרון העבודה, זה יכול להסביר את ממצאי המחקר שלנו: (א) כל ניסוי מתחיל במשאב קידוד מוגבל, (ב) כל אירוע קידוד לוקח חלק קבוע מהמשאבים הזמינים, ו- ( ג) במהלך כל מרווח ביניים, המשאב מתאושש בהדרגה. מכאן נובע שהמשאב מתאושש יותר עם ISIs ארוכים יותר. הטבה זו מתרחשת רק עבור פריטים העוקבים אחר ISI, מה שמוביל ליתרון יזום בלבד. היתרון הוא גלובלי מכיוון שכל פריט לוקח חלק קבוע מהמשאב הזמין. לאחר מילוי המשאב בפרק זמן ארוך, שיעור זה הוא כמות גדולה יותר עבור כל הפריטים הבאים.
חשבון משאבי הקידוד הוא רעיון חדשני ולכן לא הוחל עדיין לאחזור מיידי. בנינו מודל פשוט המשלב את רעיון משאב הקידוד כדי לראות אם ניתן לחזות על ידו את דפוסי הנתונים שנצפו בניסויים שלנו.4 איור 5 מציג נתונים מדומים עבור ניסויים 1 ו-2, יחד עם משוואות ותיאורי המודל. המודל מנבא ביצועים מקבילים עבור תנאים קבועים ומשתנים ארוכים עבור ניסוי 1, בהתאם לממצא שלנו, וגם את האינטראקציה של המצב עם המיקום הסדרתי. עם זאת, המודל גם מנבא ביצועים מעט נמוכים יותר עבור זמני פריט קצרים יותר, שלא צפינו בהם. המודל שיחזר במדויק את תועלת הזמן הגלובלית והפרואקטיבית בניסוי 2.
בדקנו האם המודל יכול להכיל גם את היתרון הפרואקטיבי המקומי של זמן פנוי ש-Ricker and Hardman (2017) צפו עבור גירויים חזותיים. מצאנו שעם דלדול מהיר יותר של משאבים ומילוי מהיר יותר, זה היה המקרה (ראה איור S2 בחומר המשלים). לכן, הנחת משאב הקידוד מרמזת על אפקט פרואקטיבי, אשר - בהתאם לפרמטרים של המודל - יכול להיות גלובלי יותר או מקומי יותר.
לסיכום, בשלושה ניסויים, תיעדנו השפעה מועילה חדשה של זמן פנוי על זיכרון העבודה שהוא פרואקטיבי וגלובלי. תהליכי תחזוקה שיכולים להתרחש בזמן הפנוי מנבאים הטבה רטרואקטיבית, בעוד שחשבון האיחוד לטווח קצר, כמו גם השערת הייחוד הזמני, מנבאים הטבה מקומית. שינוי הקשר, כפי שנחזה במודלים מסוימים של קיבוץ זמני, מנבא יתרונות יזומים ורטרואקטיביים סימטריים. לכן, לא ניתן להסביר את הממצאים הנוכחיים על ידי תחזוקה, איחוד, ייחוד זמני או שינוי הקשר בצורתם הנוכחית (לניבוי חשבונות אלה, ראה טבלה 1). נכון לעכשיו, רק חשבון קידוד חדשני מציע הסבר מבטיח לממצאים הנוכחיים. הממצאים האמפיריים החדשים כאן תומכים באפשרות שזיכרון העבודה יהיה נתון למגבלה של משאב קידוד שמתרוקן עם כל פריט שמקודד ומתאושש עם הזמן.
שְׁקִיפוּת
עורכת פעולה: דניאלה שילר
עורכת: פטרישיה ג'יי באואר
תרומות מחבר
שני המחברים תכננו ותכנתו את הניסויים ואספו את הנתונים. E. Mızrak ניתח את הנתונים וניסח את כתב היד הראשוני, וק. אוברואר סיפק משוב ביקורתי ותיקונים. שני המחברים אישרו את כתב היד הסופי להגשה.
הכרזה על אינטרסים מנוגדים
המחבר/ים הצהירו שלא היו ניגודי עניינים ביחס למחבר או לפרסום מאמר זה.
איור 5. נתונים מדומים עבור ניסוי 1 (א, ב, ג) וניסוי 2 (ד) יחד עם משוואות מודל (ה). הגרפים מציגים (א) ביצועים ממוצעים עבור כל מצב על פני מיקומים סדרתיים, (ב) ביצועים עבור כל מצב בממוצע על פני מיקומים סדרתיים כפונקציה של זמן טרום פריט, (ג) ביצועים עבור כל מצב בממוצע על פני מיקומים סדרתיים כפונקציה של זמן לאחר פריט, ו-(ד) ביצוע במשימת האחזור הסדרתי המיידי עבור פריטים קודמים ואחרים כפונקציה של פיגור וכמות הזמן הפנוי. בכל הגרפים, דיוק האחזור הסדרתי נקבע על ידי הקצאת תגובה נכונה לכל פריט רשימה רק אם פריט זה הוחזר במיקום הפלט הנכון; השיעור של תגובות נכונות כאלה שימש כסמן של דיוק. הנתונים נוצרו באמצעות מודל המדמה כיצד משאב קידוד מוגבל מתפתח במהלך קידוד רשימה. כל ניסיון מתחיל עם כמות מקסימלית של משאב, Rmax, וכל פריט, i, צורך פרופורציה קבועה p מהמשאב הזמין Ri לצורך קידוד. כמות המשאב הזיכרון המוקצה לפריט קובע את חוזק הזיכרון שלו (משוואה 1). במהלך זמן ביניים ti לאחר פריט i, המשאב מתמלא בקצב קבוע r, עד ל-Rmax המקסימלי (משוואה 2). ההסתברות להיזכרות חושבה עם פונקציה לוגיסטית של חוזק הזיכרון על סמך משוואה 1, עם פרמטרים τ ורווח. לפיכך, למודל יש ארבעה פרמטרים: ראשית, p, שיעור המשאב שכל פריט צורך ממאגר המשאבים הזמין, בין 0 ל-1; שנית, r, הקצב שבו המשאב מתחדש בשנייה - זה קובע את הגידול במשאבים עם הזמן הפנוי; שלישית, רווח; ורביעית, τ , קובעים במשותף את ההמרה של עוצמת הזיכרון להסתברות להיזכרות. ערכי הפרמטרים המשמשים עבור סימולציה זו הם p=.23, r=.11, gain=13 ו-τ=0.11.
מימון
מחקר זה נתמך על ידי מענק מהקרן הלאומית למדע של שוויץ (פרויקט 100014_179002) ל-K. Oberauer.
Open Practices
כל הנתונים הפכו לזמינים לציבור באמצעות OSF וניתן לגשת אליהם בכתובת https://osf.io/egz64. תוכניות התכנון והניתוח של הניסויים לא נרשמו מראש.
מאמר זה קיבל תגים עבור נתונים פתוחים וחומרים פתוחים. מידע נוסף על הפרק הפתוח-
ניתן למצוא תגי tices בכתובת http://www.psychologi calscience.org/publications/badges.
ORCID iD
קלאוס אוברואר https://orcid.org/0000-0003-3902-7318
חומר משלים
מידע תומך נוסף ניתן למצוא בכתובת http://journals.sagepub.com/doi/suppl/10.1177/0956797621996659
הערות
1. בהתחשב בכך שהפריט הראשון ברשימת מחקר לא יכול להיות פריט עוקב, והפריט האחרון ברשימת מחקר לא יכול להיות פריט קודם, הסרנו פריטים אלו מהניתוח. לכן, לא נכללו ב- Absolute Lag 6, שכלל רק את הפריט הראשון או האחרון.
2. הממצאים שלנו אינם שוללים תרומה של קונסולידציה קצרת טווח על פני טווחי זמן קצרים יותר: Ricker and Hardman (2017) הראו יתרון יזום מקומי של מרווחי ביניים חופשיים של עד כ-500 אלפיות השנייה. איחוד מהיר כזה יתרום מעט לטובת הזמן הפנוי בטווח שבין 300 אלפיות השנייה למספר שניות שחקרנו כאן.
3. במודל המקורי של Popov and Reder (2020), המשאב שנלקח על ידי כל אירוע קידוד הוא כמות קבועה, שאינה משתנה עם המשאבים הזמינים. כאן, שינינו אותו לשיעור קבוע מהמשאבים הזמינים.
4. סקריפט R עבור המודל המתואר כאן ומדמה את הנתונים זמין בכתובת https://osf.io/egz64.