Przeszukiwanie pamięci roboczej w warunkach ekspozycji

Zgodnie z postulatami Wolfego i współpracowników (Wolfe, Cave, Franzel, 1989) innym niż testowany w eksperymencie 2.2 wariantem zadania sprzyjającym efek-tywnej dyskryminacji bodźców jest sytuacja, w której poszukiwany bodziec jest defi niowany przez wiele cech. Wówczas jego ogólna aktywacja pozwala na łatwe odróżnienie go od dystraktorów. Hipotezę tę, niezmiernie intrygującą w kontekście modelu dwufazowego, testowano w kolejnym eksperymencie. W wypadku zastoso-wania w zadaniu Sternberga złożonych bodźców, jeśli Wolfe ma rację, uzyskiwane wyniki powinny być zbieżne z ogólnymi założeniami modelu dwufazowego. Oddol-na aktywacja pochodząca od bodźców wchodzących w skład zestawu pamięciowego powinna być wystarczająco zróżnicowana, aby ich indeksacja dokonana w pierwszej fazie okazała się przydatna w kolejnej fazie sekwencyjnego przeszukiwania. Podda-jąc próbie weryfi kacji tę hipotezę, dokonano analizy wyników zebranych w ramach realizacji projektu poświęconego związkom efektywności funkcjonowania pamię-ci roboczej z różnicami indywidualnymi w poziomie kompetencji emocjonalnych (Śmieja, Orzechowski, Asanowicz, 2011).

W użytym w badaniach zadaniu Sternberga wykorzystano złożony materiał wi-zualny, jakim są zdjęcia pochodzące z biblioteki IAPS (1999). Po bardzo starannej selekcji opartej na wskaźniku walencji (emotional valence) bodźców (na podsta-wie: Lang, Bradley, Cuthbert, 2008) wybrano po 200 fotografi i w kategorii zdjęć pozytywnych, neutralnych i negatywnych, z których program obsługujący ekspe-ryment losował określoną ich liczbę do każdej próby. Przyjęto takie rozwiązanie, aby zminimalizować efekt interferencji wynikający z powtarzających się ekspozycji tych samych zdjęć w kolejnych próbach. W badaniu zastosowano dwie wersje zada-nia Sternberga: ze zmiennym i stałym rozmiarem zbioru elementów. W założeniu taka manipulacja dotyczy udziału mechanizmu kontrolnego WM w tego rodzaju zadaniu. Przyjęto, że w wariancie zadania ze zmiennym rozmiarem zbioru udział mechanizmu kontrolnego jest większy ze względu na inicjowanie i zmianę strategii wykonania pomiędzy zbiorami o różnym rozmiarze. W warunku stałej wielkości zbioru udział kontroli poznawczej jest minimalizowany, a w każdym razie nie ma potrzeby zmiany strategii ze względu na zmienność wielkości zbioru. W modelu dwufazowym nie przewiduje się jednak, aby wpłynęło to na jakościową zmianę wykonania zadania Sternberga w wyniku manipulacji wielkością przeszukiwanego zbioru (zgodnie z rozumieniem strategii jako jakościowo różnego sposobu wyko-nania danego zadania). Oczywiście obciążenie poznawcze nie pozostaje bez wpły-wu na proces przeszukiwania (por. eksperyment 1.1), lecz nie na poziomie strate-gicznym. Zakładając, że faza indeksacji ma charakter równoległy, rozmiar zbioru

9 Badania przeprowadzono w ramach projektu badawczego „Podłoże inteligencji emocjonalnej.

Rola poznawczej kontroli emocji” przyznanego przez Ministerstwo Nauki i Szkolnictwa Wyższego (PB nr N N106 106336).

elementów nie ma wówczas znaczenia, albo – przyjmując limitowaną wydajność tego procesu – większe zbiory elementów mogą być indeksowane nieco wolnej, lecz nie inaczej niż mniejsze. W fazie sekwencyjnej rozmiar zbioru jest co prawda podstawowy dla sumarycznego czasu przeszukiwania, przebiega jednak zasadniczo tak samo, oczywiście w ramach dostępnych w danej chwili elementów. Wprawdzie zakłada się teoretyczną możliwość uruchomienia dodatkowego procesu wydobycia opartego na ocenie znajomości, sytuacja ta dotyczy jednak przeszukiwania dużych zbiorów, w których część elementów ma bardzo niską dostępność. Elementy te są już poza obszarem bezpośredniego dostępu, a więc – według Cowana – poza ob-szarem pamięci krótkotrwałej, a przeszukanie dotyczy zapisów trwałych. Tego ro-dzaju postulat będący rozwinięciem modelu dwufazowego zaproponowano w wy-niku modelowania obliczeniowego procesu dwufazowego przeszukiwania WM (Chuderski, Orzechowski, 2005; Chuderski, Stettner, Orzechowski, 2007; 2008).

Nie byłaby to jednak zmiana strategii, a dodatkowa faza zachodząca w procesie przeszukiwania.

Pośrednim dowodem strategicznego zróżnicowania w obrębie wariantu zmien-nego, który w większym stopniu angażowałby mechanizm kontrolny, byłaby wyższa korelacja poziomu inteligencji z wykonaniem zadania w tym wariancie niż w wa-riancie ze stałym rozmiarem zbioru. Idąc tym tropem, przyjęto, że jeśli omawia-na manipulacja wpłynie istotnie omawia-na siłę związku między inteligencją a poziomem wykonania zadania, to będzie to dowód jakościowego zróżnicowania w procesie przeszukiwania WM. Ponieważ z modelu dwufazowego nie wynika zróżnicowanie, które miałoby wystąpić wskutek omawianej manipulacji, jej brak byłby zarazem – niestety raczej słabym – argumentem przemawiającym za jego trafnością.

Wydaje się jednak, że bardziej bezpośrednią miarą zróżnicowania strategicznego w warunkach zmiennym i stałym byłaby różnica w poziomie wykonania obu wersji zadania w porównywalnych warunkach, to jest ośmiu elementów. Należałoby się wówczas spodziewać, że w tym warunku w serii ze zmiennym rozmiarem zbioru poprawność będzie niższa lub czas reakcji dłuższy niż w serii z rozmiarem stałym.

Różnica byłaby wskaźnikiem kosztu poznawczego wynikającego z większego ob-ciążenia systemu kontrolnego zmianami strategii w warunku zmiennej wielkości zbioru. Jeśli jednak wspomniana różnica nie wystąpi, to zgodnie z modelem dwu-fazowym będzie można przyjąć, że przeszukiwanie przebiega zasadniczo tak samo w obu wariantach zadania.

W przeprowadzonych badaniach użyto zadania Sternberga w omówionych po-wyżej dwóch wersjach. W wariancie zmiennej wielkości zbioru elementów jego roz-miar mógł przyjąć jedną z wartości: dwa, cztery, sześć albo osiem, a w wariancie stałym – osiem elementów, przy czym liczba ekspozycji w próbach zgodnych została zrównoważona ze względu na pozycję targetu w zestawie. Warunki zmiennej i stałej wielkości zbioru stanowiły odrębne serie eksperymentalne, przedzielone przerwą.

W obu wersjach manipulowano ponadto ładunkiem afektywnym materiału (po-zytywny, neutralny albo negatywny) oraz rodzajem próby (zgodna albo niezgod-na). Całkowita liczba prób w wariancie zmiennego rozmiaru zbioru wyniosła 120,

a w wariancie stałym – 96. Ponieważ zakładano, że wysoka złożoność bodźców bę-dzie wymagać kodowania wielu cech dystynktywnych, czas prezentacji kolejnych elementów zestawu w obu seriach ustalono na 800 ms. W obu seriach proporcja prób zgodnych i niezgodnych była stała i wynosiła 50 : 50. Pomiarowi podlegał za-równo czas reakcji, jak i poprawność. W każdej próbie, po prezentacji punktu fi k-sacji, kolejne elementy prezentowano w tempie 800 ms z ISI (interstimulus interval) wynoszącym 200 ms, a wyświetlenie bodźca testowego poprzedzała 100-milisekun-dowa ekspozycja maski. W baterii narzędzi psychometrycznych znalazły się rów-nież matryce progresywane Ravena w wersji zaawansowanej (Raven, Court, Raven, 1983), jako miara inteligencji płynnej. W badaniu udział wzięły 74 osoby (48 kobiet i 26 mężczyzn; wiek: 22 ± 3,3 lat).

W serii ze zmienną wielkością zbioru efekty główne manipulacji każdym z czyn-ników okazały się statystycznie istotne, choć niektóre nieco zaskakujące. Okazało się, że czas reakcji skraca się wraz ze wzrostem wielkości zbioru elementów (funkcja ma charakter wykładniczy z przyspieszeniem ujemnym, a pomiędzy RT w warunku sześciu i ośmiu elementów nie ma już istotnych różnic). Czas reakcji w warunku po-zytywnym był krótszy niż w warunku negatywnym. Istotna okazała się również in-terakcja wielkości zbioru i rodzaju próby (F(3, 219) = 14,82, p < 0,0001; zob. ryc. 24).

Czas reakcji skracał się istotnie wraz ze wzrostem wielkości zbioru, lecz wyłącznie w warunku niezgodnym. Pomiędzy dwoma największymi zbiorami elementów nie było jednak różnic w zakresie RT; co więcej, reakcje te nie różniły się od reakcji w warunku zgodnym. Statystycznie rzecz ujmując, w próbach zgodnych funkcja RT(SS) była płaska (brak istotnych różnic pomiędzy zbiorami o różnym rozmiarze).

W przypadku analizy poprawności istotne okazały się efekty główne manipulacji wielkością zbioru elementów (dwa, cztery, sześć albo osiem elementów) i rodzaju próby (zgodna albo niezgodna). Poprawność zmniejszała się liniowo wraz ze wzro-stem wielkości zbioru (wszystkie różnice między poszczególnymi wielkościami były istotne) oraz była istotnie niższa w warunku zgodnym niż w niezgodnym. Interakcja wielkości zbioru elementów i rodzaju próby również okazała się istotna (F(3, 219) = 12,76, p < 0,0001; zob. ryc. 25). Poprawność była stała w próbach niezgodnych, pod-czas gdy w zestawach zgodnych jej spadek w funkcji wielkości zbioru był niemal liniowy (wszystkie różnice między poszczególnymi wielkościami były istotne).

W wersji zadania ze stałą wielkością zbioru elementów zarówno efekt wielko-ści zbioru, jak i pozycji okazał się statystycznie istotny. Pozytywne reakcje były nieznacznie szybsze, a czas wzrastał wraz z odległością targetu od końca zestawu (F(7, 420) = 12,95, p < 0,0001; zob. ryc. 26). Również efekt główny manipulacji ty-pem reakcji i pozycją targetu w zestawie okazał się istotny, jeśli chodzi o popraw-ność reakcji. Poprawpopraw-ność w warunku niezgodnym była wyższa niż w zgodnym. Wy-stąpił również silny efekt pozycji bodźca docelowego w zbiorze (F(7, 427) = 25,34, p < 0,0001; zob. ryc. 27). Nie stwierdzono istotnych różnic w poprawności pomię-dzy ostatnimi dwoma elementami. Istotny spadek poprawności wystąpił natomiast w warunku targetu umieszczonego na trzeciej pozycji od końca (10%, co przy ogól-nie wysokiej poprawności jest bardzo istotną zmianą).

Efekty główne zadania Sternberga w wariancie ze stałym SS okazały się zgodne z oczekiwaniami, zarówno w przypadku czasu reakcji, jak i poprawności. Wystąpiły również istotne efekty pozycji w zakresie obu wskaźników zadania. Efekt pozycji w zakresie poprawności wskazuje na pojemność ogniska uwagi wynoszącą 1–2 ele-menty.

Analiza korelacyjna wyniku w teście RAPM i poziomu wykonania zadania w obu wariantach wskazuje na słabe, lecz istotne związki w obu przypadkach. Za-równo korelacje poprawności (r = 0,26, p < 0,05 w wersji zmiennej i r = 0,32, p < 0,02 w wersji stałej), jak i czasu reakcji (odpowiednio: r = −0,39, p < 0,005 i r = −0,31, p < 0,02) z poziomem inteligencji płynnej były istotne. Z kolei różnice w poprawności (F(1, 61) = 1,12, p = n.i.) i w czasie reakcji (F(1, 61) = 0,77, p = n.i.) między warun-kiem zbioru 8-elemenowego w serii ze zmiennym i stałym SS okazały się nieistotne.

Poprawność różniła się zaledwie o 1%, a czas reakcji o 20 ms.

W wariancie zmiennego SS interesujący i zaskakujący był rezultat dotyczący związku czasu reakcji z wielkością zbioru. W wypadku prób niezgodnych był on od-wrotny od zwykle uzyskiwanego. Wyjaśnienie wydaje się tkwić w rodzaju materiału, który zastosowano w badaniu. Był to zupełnie inny materiał niż zwykle

stosowa-Rodzaj próby:

zgodna niezgodna

2 4 6 8

Rozmiar zbioru elementów 750

800 850 900 950 1000 1050 1100 1150 1200

Czas reakcji (ms)

Ryc. 24. Średni czas reakcji w zależności od rozmiaru zbioru i rodzaju próby (F(3, 219) = 14,82, p < 0,0001). Pionowe słupki oznaczają 95-procentowe przedziały ufności.

Źródło: opracowanie własne.

Rodzaj próby:

zgodna niezgodna

2 4 6 8

Rozmiar zbioru elementów 0,74

0,76 0,78 0,80 0,82 0,84 0,86 0,88 0,90 0,92 0,94 0,96

Poprawność

Ryc. 25. Średnia poprawność reakcji w zależności od rozmiaru zbioru elementów i rodzaju próby (F(3, 219) = 12,763, p < 0,0001). Pionowe słupki oznaczają 95-procentowe przedziały ufności.

Źródło: opracowanie własne.

ny w tego rodzaju badaniach. Zdjęcia z biblioteki IAPS są złożone i zróżnicowane, a tym samym bardziej podobne do bodźców spotykanych w otoczeniu niż typowe bodźce stosowane w badaniach eksperymentalnych. Być może tego rodzaju bodźce, mimo że korzystają z uniwersalnych mechanizmów pamięciowych, stawiają nieco inne wymagania systemowi WM. Prawdopodobnie przeszukiwanie w fazie sekwen-cyjnej – poprzedzane, jak się zakłada w modelu dwufazowym, indeksacją złożonej aktywacji w fazie równoległej – opiera się na zakodowanych cechach dystynktyw-nych. Im większy jest rozmiar zbioru, tym mniejsza jest liczba tych cech, szczegól-nie iż duże zróżnicowaszczegól-nie materiału powoduje, że cechy różnicujące dwa pierwsze elementy mogą być irrelewantne w przypadku kolejnych. Dlatego też rośnie udział oceny znajomości, która okazuje się – ze względu na zróżnicowaną ogólną aktywa-cję generowaną przez materiał – wystarczająca do stwierdzenia nieobecności targetu w zestawie. Stąd poprawność w próbach niezgodnych jest stała i relatywnie wysoka bez względu na wielkość zbioru. Czas reakcji spada, gdyż druga faza przeszukiwa-nia opiera się w coraz większym stopniu na rezultatach równoległej fazy indeksacji, a w warunku SS = 6 i 8 – już tylko na niej. Mechanizm indeksacji oparty na ogól-nej aktywacji zawodzi natomiast w próbach zgodnych. Co prawda czas reakcji jest

niezależny od wielkości zbioru i istotnie krótszy niż w próbach niezgodnych, lecz poprawność wyraźnie liniowo spada wraz ze zwiększaniem się zestawu. Innymi sło-wy, mechanizm przeszukiwania oparty na ogólnej aktywacji sprawdza się w odrzu-caniu bodźców docelowych, które nie były obecne w zestawie (brak jakichkolwiek wspólnych cech dystynktywnych materiału pamięciowego i probe), a jest bardziej zawodny w próbach pozytywnych, tym bardziej, im większy jest zbiór elementów.

Przy czym ocena zawodności tego mechanizmu jest względna. W najtrudniejszym warunku zbioru 8-elementowego poprawność wynosi 77% dla prób zgodnych i aż 91% dla prób niezgodnych. W analogicznych warunkach zadania Sternberga, w któ-rym zastosowano heksagramy (ekspektó-ryment 1.2), uzyskano odpowiednio: 58% i za-ledwie 51%. Wydaje się, że uzyskane wyniki potwierdzają hipotezę Wolfego (Wolfe, Cave, Franzel, 1989), który zakłada, że jeśli w procesie przeszukiwania uwagowego jest dostępnych wiele cech bodźca, na podstawie których dokonuje się jego detekcja, jej efektywność będzie wysoka. Wynika to z tego, że ogólna aktywacja pochodząca od tego rodzaju bodźców pozwala na łatwiejszą dyskryminację stymulacji. Wydaje się, że podobnie działa mechanizm przeszukiwania pamięci roboczej. Zarówno po-średnie, jak i bezpośrednie wskaźniki zróżnicowania strategicznego w serii

zmien-1 2 3 4 5 6 7 8

Pozycja targetu w zestawie 700

750 800 850 900 950 1000 1050 1100 1150

Czas reakcji (ms)

Ryc. 26. Średni czas reakcji w zależności od pozycji targetu w zestawie pamięciowym (F(7, 420) = 12,95, p < 0,0001). Pionowe słupki oznaczają 95-procentowe przedziały ufności.

Źródło: opracowanie własne.

nego i stałego rozmiaru zbioru nie wskazują, aby różnice między nimi były pod tym względem istotne. Związki poziomu inteligencji z czasem reakcji i poprawnością są słabe, ale istotne, a ich siła jest podobna w przypadku obu serii. Na uniwersalność mechanizmu przeszukiwania wskazuje również porównanie czasu reakcji i popraw-ności w porównywalnych warunkach obciążenia WM, to jest kiedy wielkość zbioru wynosiła osiem elementów. Różnice te są nieistotne i – w wartościach bezwzględ-nych – bardzo niewielkie. Zgodnie z przyjętym założeniem, jeśli manipulacja sta-łością/zmiennością rozmiaru zbioru elementów nie wygeneruje różnic w poziomie wykonania, to będzie to dość silny argument na korzyść modelu dwufazowego.

W przeprowadzonym eksperymencie użyto materiału bodźcowego bardzo rzad-ko stosowanego w badaniach laboratoryjnych. Chociaż nie można uznać, że bodźce – jak w klasycznych eksperymentach – są ekwiwalentne na przykład pod względem kategorii, złożoności czy liczby cech defi niujących, zabieg ten był celowy. Pozwo-lił na badanie procesu przeszukiwania pamięci, który może zachodzić w zadaniach naturalnych. Pozwolił również na przetestowanie predykcji modelu dwufazowego w warunkach, które nie były uwzględnione w momencie jego formułowania. W zadaniu użyto nie tylko innego materiału bodźcowego, ale również istotnie zmodyfi

-1 2 3 4 5 6 7 8

Pozycja targetu w zestawie 0,6

0,7 0,8 0,9 1,0

Poprawność

Ryc. 27. Średnia poprawność reakcji w zależności od pozycji targetu w zestawie pamięciowym (F(7, 427) = 25,34, p < 0,0001). Pionowe słupki oznaczają 95-procentowe przedziały ufności.

Źródło: opracowanie własne.

kowano plan eksperymentalny (w osobnych wariantach zadania). Wyniki okazały się niezmiernie ciekawe, a nawet zaskakujące, nie wydaje się jednak, by były one sprzeczne z testowanym modelem dwufazowego przeszukiwania WM. Spośród wie-lu innych prób weryfi kacji modewie-lu dwufazowego, które przeprowadzono w grupie WM 312, na zakończenie tej części chciałbym wspomnieć o jeszcze jednej. Różni się ona zasadniczo od powyższych, dlatego zasługuje na szczególną uwagę.

Model obliczeniowy przeszukiwania pamięci roboczej

Chuderski z zespołem (Chuderski, Orzechowski, 2005; Chuderski, Stettner, Orze-chowski, 2007) zaimplementował model dwufazowego przeszukiwania WM w ar-chitekturze poznawczej ACT-R (Adaptive Control of Th ought-Rational; Anderson, Lebiere, 1998). Punktem wyjścia do stworzenia architektury ACT-R był opracowany przez Andersona (1976; Anderson, Bower, 1973) model pamięci. Miał on być na tyle ogólny, aby pozwolić na wyjaśnianie (późnej modelowanie obliczeniowe) złożonych procesów poznawczych, takich jak myślenie, posługiwanie się językiem lub podej-mowanie decyzji. Później Anderson rozwinął tę koncepcję, uwzględniając w niej nie tylko struktury pamięci, ale również inne procesy przetwarzania informacji. Wśród wielu założeń modelu (por. Nęcka, Orzechowski, Szymura, 2006) jedno okazało się szczególnie istotne dla wyboru tej właśnie architektury. Mianowicie w ACT-R zo-stał zaimplementowany aktywacyjny moduł pamięci działający zgodnie z modelem dwufazowym. Był on inspirowany innymi teoriami dwuprocesowymi czy dwufa-zowymi (na przykład modelem przewodników Wolfego). Punktem odniesienia do przeprowadzonej symulacji były wyniki empiryczne zgromadzone przez Piotrow-skiego, Stettnera i Balasa (2005). Do nich próbowano dopasować różne wersje mo-delu obliczeniowego. Dane behawioralne obejmowały warunek werbalny zadania Sternberga, w którym użyto liter jako bodźców zestawu pamięciowego. W ekspery-mencie manipulowano wielkością zbioru elementów (4, 7 albo 10), rodzajem pró-by (zgodna albo niezgodna) i tempem prezentacji bodźców (300 ms albo 700 ms).

Dane zawierały zarówno wskaźniki czasu reakcji, jak i poprawności.

Najlepiej dopasowanym modelem okazał się model dwufazowego przeszuki-wania, uzupełniony jednak jeszcze jedną, dodatkową fazą. Pierwsza faza została zaimplementowana jako proces automatycznego indeksowania śladów pamięcio-wych w zależności od ich intensywności i świeżości. Potencjalnie faza ta – czego już nie wykonano w modelu – daje możliwość zmiany indeksu śladu, w wyniku na przykład wyróżnienia bodźca albo uwzględnienia podobieństwa do bodźca doce-lowego. W fazie drugiej dokonuje się sekwencyjne przywoływanie i porównywa-nie kolejnych śladów pamięciowych z bodźcem docelowym. Poporównywa-nieważ dzieje się to w ognisku uwagi, zmiana poziomu aktywacji może wpływać na priorytet bodźca w tym procesie. W tym sensie model w drugiej fazie korzysta z informacji z fazy

pierwszej. Jeśli faza druga nie prowadzi do odnalezienia targetu, jest uruchamia-na dodatkowa faza polegająca uruchamia-na ponownym równoległym przeszukaniu obsza-ru znajdującego się poza ogniskiem uwagi rozumianym, podobnie jak u Cowana, jako około cztery najbardziej aktywne elementy. Dodatkowa faza obejmowałaby zatem elementy znajdujące się poza ogniskiem uwagi i obszarem bezpośredniego dostępu. Ich aktywność jest co prawda wyższa od progowej, ale zbyt niska, aby objąć je sekwencyjnym przeszukiwaniem opartym na dyskryminacji cech. Jedyną wskazówką, która jest wówczas dostępna, jest szczątkowa aktywacja ogólna. Pro-ces ten ma architekturę równoległą, więc może objąć jednocześnie cały podzbiór elementów poza obszarem bezpośredniego dostępu, zanim jego aktywacja zostanie wygaszona do poziomu bazowego. Jeśli target znajduje się w tym podzbiorze, wów-czas trzecia faza przeszukiwania jest ostatnią okazją do jego odnalezienia, chociaż – ze względu na mało wyrafi nowany charakter mechanizmu oceny znajomości – istnieje wysokie ryzyko błędu w tym procesie. Można też zastanowić się, czy jest to jeszcze przeszukiwanie pamięci roboczej, czy też już innego obszaru pamięci. Na przykład w modelu Cowana pamięć krótkotrwała obejmuje tylko te elementy, któ-re są w ognisku uwagi, któ-reszta jest już częścią pamięci długotrwałej. Tak czy inaczej, wydaje się, że dostęp do materiału pamięciowego poza ogniskiem uwagi angażu-je specyfi czne mechanizmy pamięciowe, odmienne od tych, które obejmują treści o wysokiej aktywacji. Wyniki dopasowania powyżej opisanego modelu okazały się bardzo dobre. Symulacja poprawności, z uwzględnieniem efektu pozycji (tylko warunek pozytywny) i warunku negatywnego, dla wszystkich zbiorów różniących się rozmiarem (4, 7 i 10 elementów) po uśrednieniu czasów prezentacji (300 ms i 700 ms) generowała dopasowanie do danych na poziomie 95,4% wyjaśnionej wa-riancji wyników empirycznych (zob. ryc. 28).

Ryc. 28. Obserwowana (OBS) i symulowana (SYM) proporcja poprawnych reakcji w warunku zgod-nym dla kolejnych pozycji i liczebności zbioru bodźców do zapamiętania.

Źródło: Chuderski, Orzechowski, 2005.

1 2 3 4 1 2 3 3 4 5 6 7 8 9 10

OBS

5 6 7 1 2

4

SYM

50 100

90 80

70

60

Model ten odtwarza również efekt rodzaju próby (różnicę między zgodną i nie-zgodną) oraz efekt wielkości zbioru (różnice w zbiorach 4, 7 i 10 elementów). Sy-mulacja czasów reakcji, dokonana z uwzględnieniem czasu ekspozycji (300 ms i 700 ms), wyjaśnia 84,7% wariancji wyników empirycznych (zob. ryc. 29).

Najciekawsze wydają się jednak wyniki symulacji interakcyjnego wpływu cza-su prezentacji i wielkości zbioru elementów na czas reakcji, czyli interakcji podsta-wowej dla sformułowania modelu dwufazowego. Okazało się, że model wyjaśnia aż 97,4% wariancji wyników empirycznych (zob. ryc. 30). Odtworzono klasyczne efekty główne, to jest większą szybkość reakcji w warunku ekspozycji wynoszącej 300 ms niż w warunku 700 ms oraz krótsze czasy reakcji w warunku zgodnym niż niezgodnym. Model bardzo dobrze odtwarza również interakcję czasu prezentacji i wielkości zbioru elementów: funkcja RT(SS) rosła liniowo w próbach niezgodnych oraz w próbach zgodnych, o ile czas ekspozycji był długi (700 ms), i była płaska w warunku zgodnym, kiedy tempo ekspozycji wynosiło 300 ms na element.

Mając świadomość ograniczeń symulacji komputerowych i modeli obliczenio-wych, nie należy traktować ich wyników jako rozstrzygających. Co jednak istotne, były one niesprzeczne z proponowanym modelem dwufazowego przeszukiwania WM. Pozwoliły także na falsyfi kację innych modeli, na przykład jednofazowego przeszukiwania, który również był zaimplementowany w ACT-R. Wyniki symulacji wskazują na bardzo dobre dopasowanie modelu do danych empirycznych, szcze-gólnie w krytycznych momentach – niemal idealnie odtwarzają interakcyjny wpływ czasu ekspozycji i wielkości zbioru elementów na czas reakcji, zarówno w warunku 700 ms, jak i 300 ms (eksperyment 2.1). Co więcej, dzięki modelowaniu postawiono hipotezę o dodatkowej fazie przeszukiwania obejmującej elementy spoza pamięci roboczej, ale eksponowane w zadaniu.

Ryc. 29. Obserwowany (OBS) i symulowany (SYM) średni czas poprawnych reakcji w warunku zgodnym dla kolejnych pozycji i liczebności zbioru bodźców do zapamiętania.

Ryc. 29. Obserwowany (OBS) i symulowany (SYM) średni czas poprawnych reakcji w warunku zgodnym dla kolejnych pozycji i liczebności zbioru bodźców do zapamiętania.