Parte 2: L'integrazione transsaccadica si basa su una risorsa di memoria limitata

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risultati e discussione

Le distribuzioni delle risposte di colore relative ai colori pre e post-saccadici sono mostrate per ogni dimensione impostata nella Figura 2A. Abbiamo definito la distorsione verso il valore del colore post-saccadico e la variabilità della risposta come media circolare e SD circolare) a livello di osservatore interno (risultati rispettivamente nelle figure 2B, 2C).

Le stime del colore erano sempre più orientate verso l'aumento della dimensione dell'asset dello stimolo post-saccadico, che andava da 4,90 gradi ± 3,13 gradi (media ± DS) alla dimensione del set uno a 14,3 gradi ± 5,4 gradi alla dimensione del set quattro. Una serie di test t bayesiani per campioni appaiati ha rilevato che la distorsione alla dimensione dell'insieme due superava la distorsione alla dimensione dell'insieme uno (BF10=11.7) e la deviazione alla dimensione dell'insieme tre, a sua volta, superava la distorsione alla dimensione dell'insieme due (BF10=15.1). Abbiamo ottenuto prove deboli a favore dell'assenza di differenze tra le dimensioni del set tre e quattro (BF01=1.30). Allo stesso modo, anche la variabilità della risposta è aumentata con la dimensione dell'insieme, variando da 21,9 gradi ± 8,1 gradi alla dimensione dell'insieme uno a 37,2 gradi ± 10,6 gradi alla dimensione dell'insieme quattro. Trovati test t bayesiani per campioni appaiati

che la SD alla dimensione impostata due ha superato la SD alla dimensione impostata uno (BF10=292). La SD alla dimensione impostata tre a sua volta

Figura 2. Risultati dell'esperimento 1. (A) Distribuzioni della risposta del colore per ciascuna dimensione del set, tracciate in merito ai valori delle caratteristiche pre e post-saccadici (indicati da linee tratteggiate). Le frecce sotto l'asse x indicano la media circolare di ciascuna distribuzione. (B) Deviazione circolare media verso la caratteristica post-saccadica in funzione della dimensione impostata. (C) Deviazione standard circolare media in funzione della dimensione impostata. Le barre di errore indicano il 95% di intervalli di confidenza all'interno dei soggetti (O'Brien & Cousineau, 2014).

ha superato la SD alla dimensione impostata due (BF10=5.35). Abbiamo trovato prove deboli a favore dell'assenza di differenze tra le dimensioni dell'insieme tre e quattro (BF01=2.76).

Per affrontare potenziali confusioni, abbiamo studiato se i nostri risultati potessero essere influenzati dal comportamento saccadico. Le differenze nella latenza della saccade potrebbero influenzare la durata dell'esposizione pre-saccadica, poiché il colore cambiava solo dopo l'inizio di una saccade. Abbiamo scoperto che le latenze saccadiche aumentavano con la dimensione impostata, che andava da

quattro. Questo effetto è stato supportato dai t-test bayesiani di campioni appaiati, trovando latenze più brevi dalla dimensione impostata da uno a due (BF10=96.9), da due a tre (BF10=61.1) e da tre a quattro (BF10=7.26). Ciò esclude la latenza saccadica come spiegazione alternativa per i nostri risultati: latenze saccadiche più lunghe implicano un'esposizione più lunga allo stimolo pre-saccadico, che dovrebbe essere associato a una maggiore propensione verso il colore pre-saccadico. I nostri risultati mostrano l'effetto opposto. Inoltre, non abbiamo trovato alcuna relazione sistematica tra latenze saccadiche e bias (entro i soggetti Pearson's r {{10}}.015 ± 0,043; test t bayesiano sulle correlazioni trasformate da Fisher rispetto a nessuna correlazione, BF{{16 }}.82).

L'eccentricità dello stimolo post-saccadico rispetto al punto di fissazione post-saccadico variava a seconda che occupasse una delle posizioni dell'array interno o esterno. Uno studio precedente (Oostwoud Wijdenes et al., 2015) ha rilevato che i pregiudizi nell'integrazione riflettevano differenze nell'eccentricità relativa di uno stimolo prima e dopo la saccade. Sebbene la differenza di eccentricità fosse piccola, abbiamo ipotizzato che potesse esserci una maggiore propensione verso il colore post-saccadico per gli articoli nelle posizioni interne rispetto a quelle esterne. Tuttavia, i nostri risultati non hanno supportato una differenza di bias (interno=9.68 gradi; esterno=9.99 gradi; BF01=3.52), sebbene vi fosse una debole evidenza di una differenza in SD (interno=30.82 gradi; esterno=33.88 gradi; BF10=2.06). Per confermare che ciò non stava contribuendo ai nostri risultati, abbiamo rianalizzato i principali effetti della dimensione del set con l'inclusione di un effetto di interazione con la posizione del target (interno contro esterno). Abbiamo scoperto che il modello con l'interazione era meno probabile del miglior modello senza, BF01=29.82 e 6.52 rispettivamente per bias e SD.

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Sebbene le posizioni dello stimolo siano state scelte per essere equidistanti dal punto di fissazione pre-saccadica, piccole differenze nella direzione dello sguardo durante il periodo di fissazione pre-saccadica potrebbero aver influenzato i nostri risultati poiché hanno determinato l'eccentricità retinica della matrice di colori pre-saccadica (Oostwoud Wijdenes et al., 2015). Abbiamo riscontrato una tendenza generale per le fissazioni a essere spostate orizzontalmente lontano dagli stimoli all'aumentare della dimensione del set. Le differenze nell'angolo dello sguardo variavano da 0.02 gradi ± 0.11 gradi alla dimensione impostata uno a 0,07 gradi ± 0,15 gradi alla dimensione quattro impostata, dove valori positivi denotano spostamenti dello sguardo verso il bordo dello schermo. I test t bayesiani hanno trovato prove deboli a favore dell'assenza di differenze negli spostamenti orizzontali tra gli insiemi di dimensioni uno e due (BF01=1.24) e due e tre (BF01=3.04), ma prove che indicano che lo spostamento orizzontale alla dimensione del set quattro era più lontano dagli stimoli rispetto alla dimensione del set tre (BF10=4.21). dato che

partecipanti inconsapevoli. Abbiamo scoperto che la differenza osservata era maggiore del 95° percentile dei dati mescolati solo in un caso (per la distorsione alla dimensione impostata 2).

In conclusione, dimostriamo che l'aumento del numero di elementi presentati prima della saccade ha portato a una diminuzione monotona del grado in cui le informazioni pre-saccadiche hanno influenzato i giudizi sul colore post-saccadici. Combinato con un aumento simultaneo della variabilità della risposta, ciò suggerisce che la fedeltà delle informazioni pre-saccadiche disponibili per l'integrazione transsaccadica è diminuita con la dimensione impostata, coerentemente con un

grandezza delle differenze di fissazione e che la maggiore differenza di fissazione era tra le dimensioni del set tre e quattro, dove è stato osservato il più piccolo effetto in bias e SD, siamo fiduciosi nell'escludere variazioni nella fissazione pre-saccadica come spiegazione per i nostri risultati . In linea con questo, abbiamo trovato prove deboli contro una correlazione tra lo spostamento della fissazione orizzontale pre-saccadica e la distorsione nelle stime del colore in tutti gli studi (r=0.015 ± 0.052; Il t-test bayesiano su Fisher ha trasformato le correlazioni rispetto a nessuna correlazione, BF01=2.20). Analisi simili della posizione di fissazione post-saccadica rispetto allo stimolo post-saccadico solitario hanno trovato solo prove contro gli effetti della dimensione impostata (r=0.046 ± 0.042; correlazioni contro nessuna correlazione: BF01=3.44 ).

Data l'ampiezza della saccade richiesta, la forte riproducibilità dei profili di velocità della saccade (ad es. Harwood, Mezey e Harris, 1999) e le basse latenze dell'eye-tracker e del display, possiamo essere certi che la grande maggioranza dei cambiamenti di colore si è verificata mentre l'occhio si muoveva. Tuttavia, non possiamo escludere la possibilità che alcuni cambiamenti siano avvenuti prima o dopo la saccade, in particolare nei processi che sono stati interrotti a causa di movimenti oculari aberranti. Per indagare se eventuali cambiamenti fossero stati visibili ai partecipanti e se ciò avrebbe potuto influenzare i nostri risultati, abbiamo eseguito un debriefing strutturato dopo l'esperimento, che ha rivelato che la maggior parte dei partecipanti non era a conoscenza del cambiamento di colore. Quattro partecipanti su 14 hanno dichiarato di essere consapevoli che il colore del disco potrebbe cambiare durante una prova. L'esclusione di questi partecipanti non ha modificato il modello generale dei risultati. Per un confronto formale tra i partecipanti che hanno riferito di essere consapevoli e inconsapevoli del cambiamento, abbiamo eseguito un'ANOVA bayesiana a effetti misti, che non ha riscontrato alcun effetto principale della consapevolezza su bias (BF01=1.39) o SD (BF{ {6}}.81). Il modello vincolato all'effetto principale della dimensione dell'insieme è stato favorito rispetto al modello, inclusi gli effetti della dimensione dell'insieme, della consapevolezza e della loro interazione (per bias: BF=4.24; per SD: BF=7. 11). Inoltre, abbiamo eseguito un test di permutazione mescolando casualmente etichette consapevoli e inconsapevoli tra i partecipanti e calcolando la differenza di bias e SD tra i gruppi assegnati in modo casuale. Questo processo è stato ripetuto 10,000 volte per stimare la distribuzione prevista di diverse misure se non c'era alcuna reale differenza tra consapevole Una seconda proprietà chiave della memoria di lavoro visiva è che le risorse possono essere assegnate in modo flessibile agli stimoli in base alla loro priorità per Conservazione. Studi che utilizzano pre-segnali attenzionali (Bays, 2014; Bays & Husain, 2008; Oberauer & Lin, 2017; Schmidt et al., 2002; Yoo et al., 2018) hanno dimostrato un maggiore richiamo di elementi che sono visivamente salienti o compiti- pertinente. Se le informazioni pre-saccadiche sono conservate in un negozio con risorse limitate, allora ci aspetteremmo che il colore pre-saccadico di un oggetto segnalato prima della saccade venga archiviato in modo simile con una fedeltà maggiore. Di conseguenza, le stime integrate sarebbero maggiormente sbilanciate verso il colore pre-saccadico. L'esperimento 2 costituisce un test di questa previsione.

Metodo

Partecipanti

Quindici partecipanti (11 femmine) di età compresa tra 18 e 34 anni (media=26.1) hanno partecipato all'Esperimento 2.

Disegno e procedura

Esempi di sequenze di prova per l'esperimento 2 possono essere visti nella figura 3. Il progetto era identico alla condizione di dimensione quattro impostata nell'esperimento 1, con le seguenti eccezioni: abbiamo introdotto tre condizioni di cueing di uguale frequenza: "valido", "non valido" e "nessun segnale". Condizioni non valide e non valide, dopo i 500 ms iniziali di fissazione, è stata presentata una freccia grigia più scura (54,9 cd/m2) per 500 ms, che puntava a una delle quattro posizioni dello stimolo. Il segnale non si sovrapponeva alla posizione dello stimolo, per evitare cambiamenti di contrasto attorno all'elemento segnalato che potrebbero interferire con l'elaborazione del colore. In prove valide, l'elemento indicato dal segnale è stato successivamente sondato (esempio in Figura 3, pannello inferiore). Nelle prove non valide, uno degli altri tre elementi è stato sondato con uguale probabilità. Perché c'erano quattro elementi e un'uguale probabilità che la stecca fosse

Figura 3. Esempi di sequenze di prova per l'esperimento 2 che illustrano tre delle nove possibili combinazioni di condizioni (non in scala). I cerchi rossi tratteggiati rappresentano la fissazione dello sguardo. La freccia rossa tratteggiata rappresenta il vettore saccade. Il cambio di colore è stato introdotto non appena la posizione dello sguardo ha attraversato la linea mediana verticale dello schermo. I cambiamenti di colore sono esagerati a scopo illustrativo.

valido o non valido in una singola prova, l'elemento segnalato aveva una probabilità tre volte maggiore di essere sondato rispetto a qualsiasi elemento non segnalato, fornendo un incentivo a dare priorità alla sua conservazione. Ai partecipanti è stata esplicitamente comunicata la validità probabilistica del segnale. Le prove no cue seguivano gli stessi tempi delle prove valide e non valide, con l'unica differenza che non veniva mostrata alcuna freccia.

Il compito includeva prove in cui veniva presentato solo lo stimolo pre-o solo post-saccadico, in

cui lo stimolo sondato è stato presentato prima e dopo la saccade, etichettato ENTRAMBI le prove (vedere l'esempio nella Figura 3, pannello in basso), ha proceduto allo stesso modo delle quattro prove di dimensione impostata nell'esperimento 1. Cioè,

quattro oggetti sono stati presentati prima della saccade, solo uno è rimasto visibile dopo la saccade (l'elemento cued su prove valide e l'elemento uncued su prove non valide e senza indizio) e quell'elemento è stato indicato per un rapporto dalla lettera corrispondente alla sua posizione che appare all'interno una ruota dei colori.

Le prove solo PRE erano identiche a ENTRAMBI le prove con l'eccezione che l'elemento sondato è stato rimosso durante la saccade (vedere l'esempio nella figura 3, pannello superiore). Al suo posto non è apparso alcun segnaposto per evitare qualsiasi influenza del mascheramento all'indietro. Nelle prove solo POST, gli elementi pre-saccadici sono stati sostituiti con quattro punti segnaposto durante il movimento degli occhi (vedere l'esempio nella Figura 3, pannello centrale).

Figura 4. Risultati dell'esperimento 2. (A) Deviazione circolare media verso il colore post-saccadico in ENTRAMBI le condizioni, in funzione della validità del segnale. (B) Deviazione standard circolare media in ciascuna condizione di presentazione, in funzione della validità del segnale. (C) Distribuzioni del rapporto di colore nella condizione ENTRAMBI per tutte le validità di cue. Le frecce sotto l'asse x indicano la media circolare della distribuzione. La linea tratteggiata viola indica la previsione del modello della condizione ENTRAMBI derivata dalle condizioni PRE e POST. Le barre di errore indicano il 95% di intervalli di confidenza all'interno dei soggetti (O'Brien & Cousineau, 2014).

Le manipolazioni della validità del segnale e del tempo di presentazione sono state completamente controbilanciate, risultando in un totale di nove condizioni. I partecipanti hanno completato otto blocchi distribuiti in due sessioni sperimentali di quattro blocchi ciascuna. Ogni blocco comprendeva 99 prove (11 per condizione, intercalate casualmente) per un totale

delle sessioni sono state eseguite entro 1 settimana. All'inizio della prima sessione, i partecipanti hanno completato un blocco di pratica del movimento oculare (esperimento 1), seguito da un blocco di pratica di 33 prove che non prevedevano solo prove di cue e un secondo blocco di pratica di 27 prove che coinvolgevano tutte le condizioni sperimentali.

Analisi

La distorsione e la variabilità sono state calcolate allo stesso modo dell'esperimento 1. Si noti che le risposte del colore sono state riflesse solo per le prove in ENTRAMBI le condizioni.

risultati e discussione

Ci aspettavamo che dare indicazioni a un articolo pre-saccadico desse la priorità alla sua elaborazione e migliorasse la fedeltà dell'oggetto memorizzatomemoriacontenuto. Nelle prove valide, ciò dovrebbe ridurre la distorsione verso il valore del colore post-saccadico e ridurre la variabilità dell'errore rispetto alle prove senza cue.

Per confermare che il segnale fosse efficace nel modulare il comportamento, abbiamo analizzato la variabilità dell'errore di colore nelle condizioni solo PRE e solo POST. Nella condizione solo PRE (simboli ciano nella figura 4B), la SD era inferiore nelle prove valide (47,4 gradi ± 25,4 gradi) rispetto alle prove senza cue (77.0 gradi ± 19,7 gradi; BF{{12 }}). La DS nelle prove non valide era in media più alta (86,2 gradi ± 24,6 gradi), sebbene vi fosse solo una debole evidenza di una differenza rispetto alle prove senza spunto (BF10=2,05). Nella condizione solo POST, come mostrato dai simboli blu nella figura 4B, non è stata trovata alcuna differenza di SD tra le condizioni di cue (ANOVA bayesiana a misurazione ripetuta, BF01=4.44). Questo modello di risultati conferma che la manipolazione del cueing era efficace nel modulare la fedeltà della rappresentazione pre-saccadica dell'elemento cued, ma non ha influenzato l'elaborazione post-saccadica.

Successivamente abbiamo esaminato l'effetto dei segnali sull'integrazione nella condizione ENTRAMBI. Le stime del colore sulle prove valide erano meno distorte verso il colore post-saccadico rispetto alle prove senza stecca (14,2 gradi ± 4.0 gradi vs. 20.0 gradi ± 3,4 gradi; BF{{9} }}.49 × 105), coerente con un aumento basato sull'affidabilità della ponderazione del colore pre-saccadico dell'elemento segnalato. La distorsione del colore nelle prove non valide (19,9 gradi ± 3,90 gradi) non differiva dalle prove senza segnali (BF01=3.79). Ciò è sostanzialmente coerente con il debole effetto di segnali non validi sulla variabilità osservata nella condizione solo PRE.

L'account delle risorse flessibili prevede che l'aumento dell'infedeltà per un oggetto segnalato dovrebbe essere accompagnato da una diminuzione dell'infedeltà per gli elementi non segnalati, e questo è stato osservato in precedenti studi sul lavoro visivomemoria(ad es. Bays, Gorgoraptis, Wee, Marshall e Husain, 2011; Gorgoraptis, Catalao, Bays e Husain, 2011). La mancata individuazione di un chiaro effetto cue non valido nel presente studio può riflettere il fatto che, mentre il beneficio di un cue valido matura solo sull'elemento cued, il costo corrispondente di un cue non valido è distribuito tra tutti gli elementi non cue (3 in questo Astuccio). Di conseguenza, gli effetti attesi dei segnali non validi sono minori e più difficili da rilevare rispetto a quelli dei segnali validi.

Le stime di variabilità per ENTRAMBE le condizioni sono mostrate da simboli viola nella figura 4B. La SD nelle prove valide (22,6 gradi ± 3,9 gradi) era inferiore alla SD nelle prove senza cue (29,3 gradi ± 6,5 gradi; BF10=35.63). Numericamente, la DS nelle prove non valide ha superato la SD nelle prove senza segnale (32,8 gradi ± 9,1 gradi), sebbene l'evidenza di questa differenza fosse solo debole (BF10=2.43). La variabilità in ENTRAMBI gli studi era inferiore alla variabilità negli studi PRE-only in ogni condizione di cueing (BF più basso10=22.4). Tuttavia, non abbiamo riscontrato una diminuzione consistente della variabilità rispetto alla condizione solo POST: per le prove non valide (BF10=26.6) e senza cue (BF10=13.5), entrambe le condizioni hanno mostrato una SD più alta, mentre non c'era evidenza di alcuna differenza nella condizione valida (BF01=3.55).

Dato che la SD nella condizione ENTRAMBI era maggiore rispetto alla condizione solo POST, è chiaro che le prestazioni non hanno dimostrato il beneficio previsto dall'integrazione ottimale, contrariamente ad alcuni studi precedenti che testavano un singolo stimolo (Ganmor et al., 2015 ; Lupo e Schutz, 2015). La linea tratteggiata viola nelle figure 4A e 4B corrisponde alle prestazioni previste in base a una media ponderata in modo ottimale dei dati solo PRE e POST. Sebbene gli effetti della condizione di cue fossero quelli attesi (diminuzione della distorsione verso il colore post-saccadico e diminuzione della SD per segnali validi) e corrispondessero qualitativamente ai dati empirici di ENTRAMBI le condizioni, il modello di integrazione ottimale ha costantemente sovrastimato la distorsione verso

colore post-saccadico e sottovalutato il SD. Considereremo possibili spiegazioni per questo nella Discussione Generale.

Come nell'Esperimento 1, l'eccentricità dello stimolo post-saccadico rispetto al punto di fissazione post-saccadico variava a seconda che occupasse una delle posizioni interne o esterne dell'array, portando forse a una maggiore propensione verso il colore post-saccadico per gli oggetti nelle posizioni interne che esterne. Anche in questo caso, i nostri risultati non hanno supportato una differenza di bias (interno=17.21 gradi; esterno=18.61 gradi grado; BF10=1.01), sebbene ora ci siano prove più forti per una differenza in SD (interno=26.39 gradi; esterno=30.58 gradi; BF10=5.72). Per confermare che ciò non stava contribuendo ai nostri risultati, abbiamo rianalizzato i principali effetti della dimensione del set con l'inclusione di un effetto di interazione con la posizione del target (interno contro esterno). Abbiamo scoperto che il modello con l'interazione era meno probabile del miglior modello senza, BF01=5.44 e 1.{20}} rispettivamente per bias e SD.

Il movimento degli occhi è la chiave per poter vedere il mondo chiaramente (Yarbus, 1967). Questi movimenti oculari compensano la risoluzione limitata della visione periferica umana supportando l'accumulo di informazioni visive rilevanti attraverso fissazioni successive (Irwin & Andrews, 1996). Attraverso due esperimenti, abbiamo studiato la natura della rappresentazione dell'input pre-saccadico disponibile per l'integrazione. Nell'Esperimento 1, abbiamo riscontrato che l'aumento del numero di elementi pre-saccadici in modo monotono diminuiva il peso relativo della rappresentazione pre-saccadica nella stima integrata, coerentemente con un calo dell'infedeltà della rappresentazione pre-saccadica. esperimento 2, abbiamo scoperto che un pre-segnale valido che evidenzia un elemento nella visualizzazione pre-saccadica ha portato ad un aumento del peso relativo della rappresentazione pre-saccadica in integrazione, rispetto a una condizione senza segnale. Ciò suggerisce che l'elemento prioritario fosse rappresentato

con maggiore fedeltà nel negozio pre-saccadico. Sia il declino dell'infedeltà rispetto alle dimensioni stabilite (Bays & Husain, 2008; Schneegans et al., 2020; van den Berg et al., 2012; Zhang & Luck, 2008) sia la flessibilità nell'allocazione

(Gorgoraptis et al., 2011; Oberauer & Lin, 2017; Schmidt et al., 2002; Yoo et al., 2018) sono qualità caratteristiche del lavoro visivomemoria, spesso si teorizzava che l'affidabilità pre e post-saccadica fosse davvero altrettanto grande

Ringraziamenti

Supportato dal Wellcome Trust (Grant 106926 to PMB).

Disponibilità dei dati: i dati e il codice associati a questo studio sono disponibili pubblicamente all'indirizzo https://osf.io/v27y6/.

Rapporti commerciali: nessuno.

Autore corrispondente: Garry Kong.

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

Indirizzo: Università di Cambridge, Downing St., Cambridge, CB2 3EB, Regno Unito.

*GK e LMK hanno contribuito in egual modo a questo lavoro.