놀라움의 제한된 범위: 사건의 선행 요소에 대한 기억에 대한 놀라움의 영향에 대한 증거 2부
Aug 10, 2023
제외 기준
검증 질문과 캐치 질문에 대한 참가자의 성과를 사용하여 주의력을 평가했습니다. 검증 질문에서 Pr이 최소 0.75이고 정답이 8/10 이상인 참가자만 분석에 포함되었습니다. 검증 질문은 참가자가 영화에 주의를 기울인 경우(기억력이 좋지 않은 참가자라도) 대답하기가 매우 쉽도록 설계되었습니다.
인터넷 테스트를 사용함에 따라 참가자 주변 환경에 대한 통제력이 약해졌으며 참가자가 실제로 영화에 참석하고 다른 활동에 참여하지 않도록 추가 조치가 취해졌습니다. 이러한 기준을 사용하여 즉시 그룹 20명, 지연 그룹 24명 등 44명의 참가자를 분석에서 제외했습니다.
기억력은 사람들의 일상생활에 꼭 필요한 능력이다. 이를 통해 우리는 배운 지식과 경험을 기억할 수 있을 뿐만 아니라 과거의 사건과 사람들을 회상할 수 있습니다. 그러나 모든 사람이 뛰어난 기억력을 가질 수 있는 것은 아니며, 어떤 사람들은 자신의 기억력이 좋지 않다고 느낄 수도 있는데, 기억력 저하와 기억력 사이에는 어떤 관계가 있을까요?
먼저 기억의 본질을 이해해야 한다. 기억은 여러 요인의 시너지 효과가 필요한 복잡한 신경계의 작용을 포괄적으로 표현한 것입니다. 이러한 요소에는 주의력, 감정 상태, 의지, 의식적 참여 등이 포함되며 해마, 측두엽, 전두엽과 같은 뇌 부분의 조정과 협력도 필요합니다. 따라서 기억력의 정도는 유전, 환경, 일상습관 등의 요인에 의해서도 영향을 받게 됩니다.
자신이 기억력이 좋지 않다고 생각하는 사람들은 좋은 기억 습관을 가지고 있지 않을 수도 있습니다. 읽기, 듣기, 생각하기, 요약하기 등 좋은 기억 습관은 뇌를 자극하고 신경 연결을 강화하며 기억력을 키우는 데 중요한 역할을 할 수 있습니다. 학습 패턴을 암기하고 반복하면 기억력 향상에 도움이 될 수 있습니다. 예를 들어, 기억 계획을 세우는 것, 기억법을 사용하는 것, 다른 사람과 토론하는 것 등은 모두 기억력을 연습하는 좋은 방법입니다.
기억력을 향상시키고 싶은 사람들은 일상 생활 방식 바꾸기, 규칙적인 일과 휴식, 신체 활동 늘리기, 올바른 식습관 개발 등 몇 가지 간단한 방법을 시도해 볼 수 있습니다. 세부 사항, 다른 사람과의 의사 소통, 감각 자극의 증가도 기억력을 향상시킬 수 있습니다. 학습 과정에서 가능한 한 다른 사람들과 교류하고, 토론과 세미나에 참여하는 것은 기억력을 깊게 하는 데 효과적입니다.
일반적으로 기억의 질은 기억습관, 생활습관, 환경 등의 요인과 밀접한 관련이 있습니다. 누구나 노력을 통해 기억력 수준을 향상시킬 수 있습니다. 우리가 계속해서 기억에 주의를 기울이고, 올바른 기억 습관을 기르고, 기억 훈련을 부지런히 실천하고, 삶의 세세한 부분에 더 집중하고, 기억에 영향을 미치는 다양한 요인에 주의를 기울이는 한, 우리 모두는 더 나은 기억력을 가질 수 있습니다. 기억력을 향상시켜야 함을 알 수 있습니다. Cistanche는 또한 아세틸콜린 및 성장 인자 수치를 높이는 등 신경 전달 물질의 균형을 조절할 수 있기 때문에 기억력을 크게 향상시킬 수 있습니다. 이 물질은 기억과 학습에 매우 중요합니다. 또한 고기는 혈류를 개선하고 산소 전달을 촉진하여 뇌에 충분한 영양과 에너지를 공급하여 뇌의 활력과 지구력을 향상시킬 수 있습니다.
천장/바닥 성능
After the first batch of participants (n = 24 per group), we assessed performance to determine whether adaptations should be made to the design. Performance was assessed after applying the exclusion criteria (removing two participants from the immediate group and three participants from the delayed group). Floor performance was defined as moderate evidence (BF >3, 단측 비교) 적중 횟수와 잘못된 경보 수(Pr=0) 간의 차이를 테스트할 때 null을 선호합니다.
지연된 그룹의 첫 번째 배치에서 비목표 질문(preS, preT, postT)에 대한 바닥 성과의 경우 설정된 전략은 실험을 직접 그룹에 집중하는 것이었습니다. 직계 그룹에서도 성과가 있었다면 우리는 세 번의 연구-테스트 주기를 갖도록 디자인을 변경하고 각 영화에 대한 메모리가 해당 영화 직후에 조사되도록 계획했습니다.
In addition, we verified that surprising target actions are indeed recalled better than neutral ones (T-S > T-N). In case of moderate evidence in favor of the null (BF >3, 일방적 비교, 그룹 간 축소), 성능 차이가 가장 작은 장면은 더 눈에 띄는 놀라운 목표 액션이 있는 새로운 장면으로 대체되었을 것입니다.
Ceiling performance was defined as Pr >0.9 참가자 중 최소 75%가 대상이 아닌 질문에 대해. 참가자의 첫 번째 배치가 (어느 그룹에서나) 최대 성능 기준에 도달한 경우 실험을 더 어렵게 만들기 위해 영화에 장면을 추가할 계획이었습니다. 이러한 기준을 첫 번째 참가자 배치에 적용한 후에는 변경이 필요하지 않으므로 분석에 포함되었습니다.
두 그룹 모두(직접 그룹에서 8×10-10, 지연 그룹에서 3.6×10-11)에서 최저 성능에 대한 증거가 없었고 최고 성능을 보이는 참가자도 없었습니다. 또한 놀라운 목표 행동에 대한 기억을 중립 행동에 대한 기억과 비교할 때 null을 지지하는 증거도 없었습니다(BF01=0.0001).
이벤트 경계 식별
영화는 장소의 변화를 수반한다는 점을 고려할 때 참여자들이 별개의 사건으로 인식할 가능성이 있는 별개의 장면으로 분리됩니다(Zacks et al., 2009). 이를 확인하기 위해 18명의 참가자로 구성된 별도의 그룹이 영화를 보고 이벤트 경계를 경험했을 때 버튼을 눌러 표시했습니다.
이는 경계에 대한 사전 검증으로 1단계에서 실행되었습니다. 구체적인 지침은 경험상 하나의 이벤트(서사 단위)가 끝나고 새 이벤트가 시작될 때마다 SPACE를 누르는 것이었습니다. 새로운 이벤트로의 전환을 확인한 후 가능한 한 빨리 SPACE를 누르십시오.' 영화를 보기 전에 참가자들에게 색상이 변하는 화면을 제시하고 색상이 변하면 버튼을 누르도록 요청했습니다.
응답 시간은 참가자 간 차이가 있는 시스템이나 연결 속도 등의 문제에 따라 영향을 받을 수 있으므로 참가자별 응답 시간을 계산하는 데 사용되었습니다. 그런 다음 예상 응답 시간을 사용하여 이벤트 경계 버튼 누름을 수정했습니다.
각 장면 변경은 최소 11/18 참가자의 경계로 식별되었지만 다른 시점의 최대 합의는 4/18 참가자(3- 슬라이딩 창 내)였습니다. 이벤트 경계 식별에 대한 자세한 내용은 보충 분석에서 확인할 수 있습니다.
통계 분석
베이지안 통계는 대안과 null에 유리한 증거를 평가하는 데 사용되었습니다. 각 통계 테스트에 대해 BF10이 계산되었으며, 이는 관찰된 데이터를 바탕으로 대안이 null에 상대적일 가능성을 추정합니다.
마찬가지로 BF01(1/BF10과 동일)은 Null이 대안과 비교될 가능성을 나타냅니다. 모든 참가자 평균 통계는 기본 척도를 사용하여 BayesFactor 패키지(Morey et al., 2018, 테스트 및 anovaBF, https://cran.r-project.org/web/packages/BayesFactor/index.html)를 사용하여 계산되었습니다. R의 Bayes 요인 계산을 위한 √2/2 매개변수(R Core Team, 2016).
각 분석은 일반 Pr(모든 적중 - 모든 잘못된 경보)을 사용하여 한 번, 그리고 높은 신뢰도 Pr(높은 신뢰도 적중 - 높은 신뢰도 잘못된 경보)을 사용하여 한 번 실행되었습니다.
각 가설에 대해 근거는 귀무(B01)에 찬성하고 대안(B10)에 찬성하여 평가되었습니다. 단일 시험 분석은 Bernoulli 계열(즉, 종속 변수 분포)과 함께 arm 패키지(Bürkner, 2017; https://cran.r-project.org/web/packages/brms/index.html)를 사용하여 실행되었습니다. ) 및 기본 로짓 링크 기능.
일반적이고 정보가 적은 사전확률은 절편에 [studentt(1,0,10), 계수에 대해서는 Student_t(5,0,2.5)]에 사용되었습니다. 그런 다음 무기 패키지의 베이즈_요인 기능을 사용하여 가설 테스트를 수행하고 관심 있는 각 효과가 있거나 없는 모델을 비교했습니다.
놀라움의 소급적이고 적극적인 효과
주요 관심 질문은 놀라움이 소급적으로(또는 사전에) 기억에 영향을 미치는지 여부와 그렇다면 어떤 요인이 효과를 조절하는지였습니다. 두 개의 베이지안 3방향 ANOVA(anovaBF)를 사용하여 질문 유형과 놀라움이 기억 성능(Pr)에 미치는 영향을 테스트했습니다. 첫 번째 ANOVA는 놀라움이 이벤트 내에서 이전 작업에 대해 차등적으로 영향을 미치는지 여부를 테스트했습니다. Pr을 종속 측정으로 사용하는 2 × 2 × 2 ANOVA, 놀라움의 참가자 내 요인, 이벤트 내/사이의 참가자 내 요인(preT 대 preT 대 . preS) 및 참가자 간 지연 요인(즉시 대 지연).
두 번째 ANOVA는 놀라움이 이전 작업과 다음 작업에 차별적으로 영향을 미치는지 여부를 테스트했습니다(첫 번째 ANOVA와 동일하지만 preT와 postT를 비교). ANOVA에 이어 각 질문 유형(preS, preT, postT) 내 효과를 개별적으로 평가하는 2차 분석이 이어졌습니다. 이는 각 그룹 내 놀라움의 효과(Pr Surprise − Pr Neutral)에 대한 t-테스트(테스트된, 양측 가설), 그룹 전체에 걸쳐 축소되는 t-테스트, 두 그룹을 비교하는 t-테스트로 구성되었습니다.
소급/선제 효과를 조절하는 잠재적 요인
놀라움이 기억에 소급적(또는 사전적) 영향을 미치는 경우 몇 가지 요인이 이 효과의 강도를 결정할 수 있습니다. 제안된 방법에 따르면, 1차 분석에서 놀라움이 소급/선제 효과가 있다는 증거가 밝혀지면 다음 요소가 2차 분석에 예측 변수로 추가됩니다.
1) 놀라움의 정도(놀라움 평가 단계에서 추정).
2) 행동과 가장 가까운 이전 놀라움 사이의 시간. 이는 이전 장면의 시간 등급 이월 효과를 설명합니다.
3) 행동과 가장 가까운 후속 놀라움 사이의 시간. 이 요소는 다음과 같은 놀라움에 근접한 조사된 작업 간의 차이를 제어합니다.
4) 놀라움에 대한 기대. '놀라움'은 시간이 지남에 따라 줄어들 수 있기 때문에 이전의 놀라운 사건이 더 강한 효과를 가질 수 있습니다(Hirshman, 1988; Hirshman et al., 1989; Reggev et al., 2018). 이는 (영화 전체에서) 이전의 놀라운 사건 수에 대한 예측 변수를 추가하여 설명할 수 있습니다.
그러나 1차 분석에서는 명확한 소급효과나 사전효과가 나타나지 않아 위의 분석을 실시하지 않았다.
사후 통제 분석
놀라움의 사전 효과 - 단일 시험 분석
단일 시험 분석은 데이터 수집 후 2단계의 후속 조치로 추가되었습니다. 사전 예방적 효과에 대한 강력한 증거를 찾은 후, 이것이 균형 문제로 인한 것일 수 있는지 테스트하기 위해 추가 분석을 실행했습니다. 참가자가 중간에 실험을 중단했기 때문에 제외 기준 외에도 최종 세트의 순서(영화의 상영 순서)와 버전(특정 장면 세트가 놀라운 버전으로 제공됨) 측면에서 완전히 균형을 이루지 못했습니다. .
따라서 능동적인 효과는 아이템 효과(예: 다양한 행동에 대한 기억력의 차이)로 인해 우연히 발생했을 수 있습니다. 이를 설명하기 위해 참가자와 행동이 모두 무작위 효과로 포함되는 단일 시험 분석을 실행했습니다. 모델에는 판매되지 않은 이진 종속 변수(참가자가 해당 작업을 오래된 것으로 인식했는지 여부를 나타냄)가 포함되었습니다. isFoil(질문이 포일인지 여부)과 액션 제시 순서, 놀라움(장면 쌍에 놀라운 사건이 포함되었는지 여부), 액션 유형(preT/postT) 및 그룹의 상호 작용 참가자와 행동의 두 가지 무작위 효과.
isFoil 고정 효과의 포함, 특히 다른 요인과의 상호 작용은 이전 분석에서 Pr을 사용하는 것과 유사한 방식으로 잘못된 경고 비율을 조정합니다. 각 효과에 유리한 증거를 테스트하기 위해 isFoil과 해당 요인의 상호 작용을 포함하는 모델을 상호 작용이 없는 모델과 비교했습니다. 전체 모델은 다음과 같습니다.
물류연계 기능을 가지고 있습니다. BayesFactor 패키지를 사용하는 계획된 분석(Morey et al. , 2018; ttestBF 및 anovaBF.
결과
"최대 n" 접근 방식을 사용한 베이지안 순차 설계(Schönbrodt & Wagenmakers, 2018)를 사용하여 사전 정의된 최대 배치 수(즉, "최대 n")에서 데이터 수집이 중지되어 최종 참가자 수가 340명(172명)이 되었습니다. 사전 제외 기준을 충족한 44명의 참가자를 제외한 후(즉각 그룹 및 지연 그룹 168)(방법 참조).
메모리 성능
놀라운 목표 행동에 대한 평균 전체 정확도(Pr {{0}} 적중률 - 잘못된 경보 비율)는 0.75(SEM=0.{{1{{14 }}}}2) / 0.71(SEM=0.02) 즉시/지연 그룹 및 중립 대상의 경우 Pr은 0.51(SEM {{12} }.02) / 0.39(SEM=0.02) 각각. 비대상 작업(preS, preT, postT)의 경우 Pr은 0.52(SEM=0.007) / 0.4(SEM=0.007)입니다. 정확도 결과의 전체 세트(각 행동 유형에 대한 메모리 성능, 놀라움으로 더 구분됨) 및 고신뢰도 분석 결과가 표 1에 제공됩니다. 적중률의 전체 세트는 보충 표 2에 있습니다.
가장 중요한 것은, 정확도에 대한 기습의 효과(표적이 놀라는 경우의 Pr에서 표적이 중립일 때의 Pr을 뺀 것으로 정의됨)가 표적이 아닌 행동의 경우 매우 작았다는 것입니다(그림 2 참조). 주변 행동에 대한 기억에 놀라움. 우리는 아래에서 이러한 효과를 테스트합니다. 대조적으로, 놀라운 목표가 중립 목표보다 더 잘 기억된다는 압도적으로 강력한 증거가 있었습니다(직접 그룹에서는 BF10=2.2×1024, 지연 그룹에서는 BF10=2.4×1031). 비표적 행동에 대한 효과의 부족은 실험 설계에서 예상치 못한 효과를 식별할 수 있는 일반적인 무능력 때문이 아니었습니다.
놀라움의 소급 효과 없음
우리의 가설과는 반대로, 우리는 동일한 사건 내에서도 놀라운 사건이 이전 행동에 대한 기억을 조절하지 않는다는 증거를 발견했습니다. 우리는 preS 동작(놀라움 이전 장면에서)과 preT 동작(동일 장면 내의 이전 동작)을 모두 포함하여 동작에 대한 메모리가 나중에 동일한 장면 쌍에서 놀라운 발생에 의해 변조되는지 여부를 테스트하는 베이지안 ANOVA를 실행했습니다. ANOVA에는 피험자 내 놀라움 요인(목표 행동이 놀라운지 여부), 피험자 내 행동 유형 요인(preS/preT), 피험자 간 지연 요인(즉시 기억력 테스트)의 세 가지 요인이 포함되었습니다. 연구 후 또는 24시간 후).
데이터 수집 중단 기준은 놀라움의 주 효과, 놀라움 × 행동 유형 상호 작용 또는 3자 상호 작용의 세 가지 테스트 중 하나 또는 3자 상호 작용에 유리한 증거(BF 6 이상)를 찾는 것이었습니다. 세 가지 테스트 모두에서 null을 선호합니다. 8개의 참가자 배치를 수집한 후 모든 테스트에 대해 null을 지지하는 증거(놀라움의 주 효과에 대한 BF01=10, 놀라움 × 행동에 대한 BF{4}}.6)를 사용하여 중지 기준에 도달했습니다. - 유형 상호 작용 [보충 그림 4 참조], 3자 상호 작용에 대한 BF01=6.9).
신뢰도가 높은 분석(신뢰도가 높은 응답만 적중/거짓 경보로 처리)에서는 모든 테스트에서 null을 지지하는 증거가 있는 유사한 결과가 나왔습니다(놀라움의 주 효과에 대해 BF{2}}.7; BF{ 놀라움 × 행동 유형 상호작용에 대해 {4}}.5, 3자 상호작용에 대해 BF01=7.7).
사전 간섭에 대한 결정적이지 않은 증거
놀라움이 기억에 적극적으로 영향을 미치는지 평가하기 위해 유사한 3방향 ANOVA를 실행했습니다. 여기서는 preT 동작과 postT 동작(대상과 동일한 장면에서 후속 동작)을 비교했습니다. 놀라움의 주요 효과(BF10=1.3)에 대한 결정적이지 않은 증거, 놀라움 × 행동 유형 상호 작용(BF10=26.2, 보충 그림 4 참조)에 대한 강력한 증거 및 중간 정도의 증거가 있었습니다. 3자 상호작용에 반대합니다(BF01 = 7.9). 후속 테스트에 따르면 이는 그룹 간에 축소할 때 놀라운 목표를 따르는 postT 작업의 메모리가 낮기 때문이며 preT 작업(postT 및 BF01=12의 경우 BF10 = 59.1)에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났습니다. preT에 대해 4). 그룹 간 놀람 후 효과의 차이에 대한 증거는 없었지만(BF01=4.6), 이는 여전히 주로 지연된 그룹에 의해 주도되는 것으로 보입니다. 지연된 그룹(BF10 = 20)의 질문과 직접 그룹(BF{18}}.5)의 효과에 대한 결정적이지 않은 증거.
신뢰도가 높은 응답만 적중/거짓 경보로 처리하여 유사한 분석을 실행했습니다. ANOVA는 놀라움의 주 효과를 지지하는 강력한 증거(BF10=52.5)와 놀라움 × 행동 유형 상호작용(BF10=3.1)을 지지하는 약한 증거로 서로 다른 결과를 산출했습니다. , 3자 상호작용에 대한 강력한 증거(BF01=16). 그러나 후속 t-테스트에서는 그룹 전체에 걸쳐 축소할 때 놀라운 목표를 따르는 postT 작업에 대한 메모리가 낮고 preT 작업(postT의 경우 BF{10}} 및 preT 대비 BF01=11.4).
그룹 간 놀람 후 효과의 차이에 대한 증거는 다시 발견되지 않았지만(BF{1}}.7), 이 효과는 주로 지연된 그룹에 의해 주도되는 것으로 보였고, 놀람 후 효과에 대한 강력한 증거가 있었습니다. 지연된 그룹(BF10=15.4)의 질문과 직접 그룹(BF{6}}.6)의 효과에 대한 결정적이지 않은 증거.
이러한 결과는 놀라움의 사전 예방적 효과를 나타내는 것처럼 보였지만, 적어도 지연 후 메모리를 테스트했을 때 우리는 이러한 결과를 더 자세히 조사했습니다. 이 추가 분석은 1단계 사양의 일부가 아니었고 참가자 풀이 완전히 균형을 이루지 않았기 때문에 추가되었습니다(실험 중 참가자 탈락 및 사전 정의된 기준에 따른 참가자 제외로 인해). 그룹 × 영화 순서 × 영화 버전의 각 조합에 대해 제외 기준을 적용한 후 참가자는 4~10명이었습니다.
결과의 신뢰성을 평가하기 위해 주문/버전의 영향을 설명하는 단일 시험 분석을 실행했습니다. 이 분석에는 놀라움의 주요 효과(BF{1}}.4)와 3자 상호작용(BF01=10)에 대한 증거가 있었고 가장 중요하게는 일화적인 증거만 있었습니다. 놀라움 × 행동 유형 상호작용(BF10=2.7).
동등한 고신뢰도 분석에서는 놀라움의 주 효과(BF{0}}.7)에 대한 중간 정도의 증거, 놀라움 × 행동 유형 상호작용에 대한 증거(BF01=9.1) 및 3자 상호작용(BF01=6.5). 단일 시험 분석과 참가자 평균 분석 간의 불일치는 사전 선택의 차이로 인해 발생할 수 있지만 단일 시험 분석의 결론이 나지 않은 결과를 고려할 때 신뢰할 수 있는 사전 예방 효과가 있다고 결론을 내릴 수는 없습니다.
논의
본 연구에서 우리는 자연주의 영화의 에피소드 요소에 대한 기억이 독립적으로 조절될 수 있는지(이 경우 놀라운 사건의 존재에 의해) 또는 동일한 사건 내 요소의 운명이 함께 묶여 있는지 여부를 테스트했습니다. 단일 요소를 놀라운 요소로 대체할 수 있는 맞춤형 스톱모션 영화를 사용하여 놀라운 요소가 더 잘 기억된다는 명확한 증거를 찾았지만 이것이 동일한 이벤트 내에서 또는 이벤트 내에서 이전 요소로 퍼진다는 가설에 대한 증거를 발견했습니다. 이전 이벤트. 연구 직후에 기억력을 테스트했는지, 24시간 후에 테스트를 했는지도 동일한 패턴이 관찰되었습니다. 특히 지연 후 놀라움 이후 요소에 대한 기억이 손상된다는 제안이 있었지만 이에 대한 증거는 결정적이지 않았습니다.
소급 효과의 결여는 혐오 자극을 포함하여 각성 자극을 사용할 때 손상 또는 향상을 확인한 이전 연구와 상충되는 것 같습니다(Bornstein et al., 1998; Hurlemann et al., 2005; Knight & Mather, 2009; Loftus & Burns , 1982; Strange et al., 2003), 보상 자극(Braun et al., 2018; Murayama & Kitagami, 2014; Patil et al., 2017), 괴짜('우선순위가 높은 이벤트'; Saufley & Winograd, 1970) ; 슐츠, 1971; 툴빙, 1969). 이러한 연구의 대부분은 현재 연구에서 사용된 의도적인 인코딩(합리적인 메모리 성능을 달성하는 데 필요함)보다는 부수적인 인코딩을 수반했기 때문에 한 가지 가능성은 다른 인코딩 전략이 다른 결과를 설명한다는 것입니다. 그러나 또 다른 가능성은 이러한 유형의 자극이 기억에 영향을 미치는 메커니즘이 놀라움의 메커니즘과 다르다는 것입니다. 우리 연구와 더 유사한 한 연구에서는 이벤트에서 부적합한 구성 요소(쌍별 연관 순서)가 다른 요소에 대한 기억에 미치는 영향을 테스트했습니다(Frank et al., 2018). 그들은 부적합한 조건의 요소 간 연관에 대한 향상된 기억을 발견했지만 이는 부적합한 요소의 간섭 감소에 의해 주도되었습니다. 우리의 결과에 따라 (부수적인) 항목 인식을 테스트할 때 이벤트의 다른 요소에 대한 메모리에 부적합한 요소가 미치는 영향을 발견하지 못했습니다.
연구의 주요 목표는 이벤트 내 요소에 대한 향상된 기억이 전체 이벤트로 확산되는지 여부를 결정하는 것이었습니다. 효과가 동일한 이벤트 내에서(그러나 그 이상은 아님) 주변 요소로 확산된다는 증거를 찾았다면 요소가 서로 결합되어 응집력 있는 단위로 메모리에 등록된다는 가설을 뒷받침했을 것입니다. 이 가설은 종종 이전 사건의 결합에 기인하는 사건 경계에서의 해마 활동 발견에 기초합니다(Baldassano et al., 2017; BenYakov & Dudai, 2011; Ben-Yakov et al., 2013; Ben-Yakov & Henson, 2018; Cooper & Ritchey, 2020; DuBrow & Davachi, 2016; Kurby & Zacks, 2008; Lu et al., 2019) 이벤트 오프셋에서 인코딩 패턴의 재활성화를 식별하는 연구(Silva et al., 2019; 솔스 외, 2017).
더욱이, 에피소드 검색에 대한 연구에서는 이벤트가 전체적으로 검색되고 잊혀진다는 사실이 밝혀졌으며(Horner & Burgess, 2013, 2014; Joensen et al., 2019; Jonker et al., 2018), 이는 전체적인 인코딩 아이디어를 강화합니다. 그러나 여기서 소급 향상에 대한 증거는 각 요소가 독립적으로 인코딩되고 요소가 공유된 컨텍스트를 통해서만 함께 바인딩된다는 대안 가설을 뒷받침합니다(Bladon et al., 2019; Howard et al., 2005; Polyn et al., 2009; 그러나 두 계정의 제안된 조정에 대해서는 Dubrow et al., 2017을 참조하십시오. 한 가지 가능성은 이벤트 경계에서 관찰된 해마 활동이 결합을 반영하지 않는다는 것입니다. 또 다른 하나는 이벤트가 끝날 때 발생하는 바인딩 프로세스와 관계없이 온라인(이벤트 중, 놀라운 요소가 발생할 때)에서 발생하는 놀라움에 의한 기억 강화입니다.
소급적 강화가 부족한 세 번째 가능한 설명은 놀라움 자체가 이벤트 경계를 생성하여(Antony et al., 2021) 이전 요소를 별개의 이벤트로 구분한다는 것입니다. 이 가능성을 탐색하기 위해 우리는 놀라움이 그 앞/뒤에 있는 요소 간의 종속성을 감소시키는지 여부를 테스트했습니다(보충 분석에 제시된 예비 탐색 분석). 이전 연구에서는 동일한 이벤트의 에피소드 요소 간의 검색 종속성을 발견했습니다. 즉, 이벤트의 한 요소가 검색되면 다른 요소도 검색될 가능성이 더 높습니다(Horner & Burgess, 2013, 2014). 우리는 사전 대상 작업과 사후 대상 작업 간에 강한 의존성을 갖는 중립 이벤트에서도 비슷한 효과를 발견했습니다. 이러한 작업이 놀라운 작업에 걸쳐 있을 때 이러한 종속성은 크게 감소했습니다(비록 여전히 중요함). 컨트롤로서 우리는 사전 대상 작업과 사전 장면 작업(대상 작업에 걸쳐 있지 않음) 간의 종속성에 대한 놀라움의 효과를 테스트했지만 상당한 감소를 관찰하지 못했습니다.
사전 표적/사후 표적 효과는 사전 표적/사전 장면보다 크게 강하지 않았지만 이러한 결과는 놀라움이 경계로 작용할 가능성과 일치합니다. 우리는 또한 사람들이 이벤트 경계로서 놀라운 순간을 주관적으로 경험하는지 여부를 확인하기 위해 참가자의 추가 샘플을 테스트했습니다. 경계의 존재를 표시하기 위한 표준 지침을 사용하여 우리는 사람들이 경계로서 놀라운 행동을 경험했다는 증거를 발견하지 못했습니다. 이러한 불일치는 온라인의 주관적인 경계 구분에 대해 제공된 지침이 메모리에서 이벤트 분할을 유발하는 요인과 정확하게 일치하지 않기 때문에 발생할 수 있습니다.
따라서 참가자의 기억에 대한 탐색적 의존성 분석은 놀라움이 기억 속의 사건을 분할할 수 있다는 가설에 대한 일부 뒷받침을 제공하지만, 예를 들어 단서 회상/인식 테스트를 통해 에피소드 요소 간의 결합을 조사하고 더 확실한 결론을 도출하려면 추가 연구가 필요합니다. 시간 순서 기억(예: DuBrow & Davachi, 2014; Heusser et al., 2018; Horner et al., 2016; Rouhani et al., 2020; Sols et al., 2017; Swallow et al., 2009).
요약하자면, 자연주의 영화를 본 많은 수의 참가자를 통해 우리는 놀라운 요소가 동일한 사건 내에서 이전 요소에 대한 기억을 조절하지 않는다는 결정적인 증거를 발견했습니다. 이는 사건 내에서 단일 요소에 대한 기억을 독립적으로 조작하는 것이 가능함을 시사합니다. 다른 사람에게 영향을 주지 않고. 이는 에피소드 요소가 이벤트가 끝날 때 응집력 있는 단위로 모두 함께 묶이는 것이 아니라 각 요소가 발생할 때마다 별도로 메모리에 인코딩된다는 것을 의미합니다. 그러나 두 가지 추가 설명은 추가 조사가 필요합니다. (1) 놀라움으로 인한 향상은 경험 중에 발생하지만 추가적이고 독립적인 인코딩 프로세스는 결론에 따라 이벤트를 하나로 묶고, (2) 놀라움 자체가 세그먼트 경험을 이벤트로 작용합니다. 기억에 미치는 영향의 경계.
감사의 말
이 연구는 영국 의학 연구 위원회(SUAG/046 G101400), ABY에 수여된 Marie Curie 개인 펠로우십(705108), ABY에 수여된 Blavatnik 박사후 연구원 및 Dorothy Hodgkin Royal Society Fellowship(DHF\R1\191141)의 지원을 받았습니다. ) ABY에게 수여됨 통계 자문 및 무기 모델 병렬화를 위한 코드 공유에 대해 Alex Quent, 코드 공유를 용이하게 하기 위해 재현 가능한 환경을 조성한 Johan Carlin, 통계 자문에 대해 Richard Morey에게 감사드립니다.
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참조
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