The method of calculation is shown wherebt a formula has been derived that approximately the ratio of the rate of accumulation of advantageous mutant genes in a population that undergoes recombination to the rate in an otherwise non-recombining one. A table is given showing the ratios thus found for different frequencies of advantageous mutations and different degrees of their advantage. It is shown that this calculation does not apply for mutant genes that act advantageously only when in some special combinations with one or more other mutant genes, and that as far as these cases of special synergism are concerned recombining lines have no evolutionary advantage over non-recombining ones. Other limitations of the formula are pointed out and assessed. It is explained that most factors that retard the rate of recombination—for expample, linkage, rarity of outbreeding, intercalation of sexual reproduction between more frequent cycles of sexual propagation, and partial isolation between subpopulations—must usually cause little long-term retardation of the speed of advance that is fostered by recombination. Moreover, even where long-term evolutions has virtually ceased, recombination of mutant genes still confers upon a population the means of adopting short-term genetic “dodges”, that adjust it to ecological and “physical” changes in its circumstances, much more rapidly than would be possible for a comparable asexual population. Under conditions where only stability of type is needed, a non-recombining does not actually degenerate as a result of an excess of mutation over selection, after the usual equilibrium between these pressures is reached. However, a irreversible ratchet mechanism exists in the non-recombining species (unlike the recombining ones) that prevents selection, even if intensified, from reducing the mutational loads below the lightest that were in existence when the intensified selection started, whereas, contrariwise, “drift”, and what might be called “selective noise” must allow occasional slips of the lightest loads in the direction of increased weight.

6 Here and later we are making the simplifying assumption that a pre-existing mutant allele has the same effect on viability as the new mutant.This is justified as a first approximation by the observation that compounds of mutants are often near the average of the mutant homozygotes.'his formula is given for only two alleles, but the extension to a larger number is obvious and the linearity in F remains.In applying this to a real population, we assume F = 0 for all individuals not known to come from a consanguineous marriage.

Three experiments investigated visual search for singleton feature targets. The critical dimension on which the target differed from the nontargets was either known in advance or unknown—that is, the critical difference varied eitherwithin a dimension oracross dimensions. Previous work (Treisman, 1988) had shown that, while the search reaction time (RT) functions were flat in both conditions, there was an intercept cost for the cross-dimension condition. Experiment 1 examined whether this cost would disappear when responses could be based on the detection ofany (target—nontarget) difference in the display (by requiring a “heterogeneity/homogeneity” decision). The cost remained. This argues that pop-out requires (or involves) knowledge of the particular dimension in which an odd-one-out target differs from the nontargets; furthermore, that knowledge is acquired through the elimination of dimensions not containing a target. In Experiment 2, the subjects had to eliminate (or ignore) one potential source of difference in order to give a positive response (displays could contain a “noncritical” difference requiring a negative response). The result was a comparatively large cost in the within-dimension (positive) condition. This can be taken to indicate that popout as such does not make available information as to the particular feature value in which the target differs from the nontargets. Experiment 3 examined whether search priorities can be biased in accordance with advance knowledge of the likely source of difference. The subjects were found to have a high degree of top-down control over what particular dimension to assign priority of checking to. The implication of the results for models of visual search and selection are discussed.

Abstract Despite relatively accurate time judgment, subjective time is susceptible to various contexts, such as sample spacing and frequency. Several electroencephalographic (EEG) components have been linked to timing, including the contingent negative variation (CNV), offset P2, and late positive component of timing (LPCt). However, the specific role of these components in the contextual modulation of perceived time remains unclear. In this study, we conducted two temporal bisection experiments, where participants had to judge if a test duration was close to a short or long standard. Unbeknownst to participants, the sample spacing (Experiment 1) and frequency (Experiment 2) were altered to create short and long contexts while keeping the test range and standards the same in different sessions. The results showed that the bisection threshold shifted toward the ensemble mean and that CNV and LPCt were sensitive to context modulation. Compared to the long context, the CNV climbing rate increased in the short context, and the amplitude and latency of the LPCt were reduced. These findings suggest the CNV represents an expectancy wave for upcoming decision-making, while LPCt reflects the decision-making process, both influenced by the temporal context.

Abstract Intertrial priming effects in visual search and action control suggest the involvement of binding and retrieval processes. However, the role of distractor-response binding (DRB) in visual search has been largely overlooked, and the specific processing stage within the functional architecture of attentional guidance where the DRB occurs remains unclear. To address these gaps, we implemented two search tasks, where participants responded based on a separate feature from the one defining the target. We kept the target dimension consistent across trials while varying the color and shape of the distractor. Moreover, we either repeated or randomized the target position in different sessions. Our results revealed a pronounced response priming, a difference between trials where the response changed vs. repeated: they were stronger when distractor features or the target position were repeated than they varied. Furthermore, the distractor feature priming, a difference between the distractor features repetition and switch, was contingent on the target position, suggesting that DRB likely operates at late stages of target identification and response selection. These insights affirm the presence of DRB during visual search and support the framework of binding and retrieval in action control as a basis for observed intertrial priming effects related to distractor features. Public significance statement This study investigated inter-trial effects within visual search tasks and uncovered significant evidence for the role of distractor-response binding. This phenomenon involves linking a response in a given trial to the perceptual features (e.g. color and shape) of non-target items. Crucially, the study revealed that this distractor-response binding effect depends on whether the target location is repeated nearly repeated, suggesting that the retrieval of a previous response occurs at the later stages of target identification or response selection, even though non-target features likely are identified at an earlier stage.

Abstract Although time perception is based on the internal representation of time, whether the subjective timeline is scaled linearly or logarithmically remains an open issue. Evidence from previous research is mixed: while the classical internal-clock model assumes a linear scale with scalar variability, there is evidence that logarithmic timing provides a better fit to behavioral data. A major challenge for investigating the nature of the internal scale is that the retrieval process required for time judgments may involve a remapping of the subjective time back to the objective scale, complicating any direct interpretation of behavioral findings. Here, we used a novel approach, requiring rapid intuitive ‘ensemble’ averaging of a whole set of time intervals, to probe the subjective timeline. Specifically, observers’ task was to average a series of successively presented, auditory or visual, intervals in the time range 300-1300 ms. Importantly, the intervals were taken from three sets of durations, which were distributed such that the arithmetic mean (from the linear scale) and the geometric mean (from the logarithmic scale) were clearly distinguishable. Consistently across the three sets and the two presentation modalities, our results revealed subjective averaging to be close to the geometric mean, indicative of a logarithmic timeline underlying time perception.

In mammals, the hippocampus, entorhinal, perirhinal, and parahippocampal cortices (i.e., core regions of the human medial temporal lobes, MTL) are locally interlaced with the adjacent amygdala nuclei at the structural and functional levels. At the global brain level, the human MTL has been described as part of the default mode network whereas amygdala nuclei as parts of the salience network, with both networks forming collectively a large-scale brain system supporting allostatic-interoceptive functions. We hypothesized (i) that intrinsic functional connectivity of slow activity fluctuations would reveal human MTL subsystems locally extending to the amygdala; and (ii) that these extended local subsystems would be globally embedded in large-scale brain systems supporting allostatic-interoceptive functions. From the resting-state fMRI data of three independent samples of cognitively healthy adults (one main and two replication samples: Ns = 101, 61, and 29, respectively), we analyzed the functional connectivity of fluctuating ongoing BOLD-activity within and outside the amygdala-MTL in a data-driven way using masked independent component and dual-regression analyses. We found that at the local level MTL subsystems extend to the amygdala and are functionally organized along the longitudinal amygdala-MTL axis. These subsystems were characterized by a consistent involvement of amygdala, hippocampus, and entorhinal cortex, but a variable participation of perirhinal and parahippocampal regions. At the global level, amygdala-MTL subsystems selectively connected to salience, thalamic-brainstem, and default mode networks−the major cortical and subcortical parts of the allostatic-interoceptive system. These results provide evidence for integrated amygdala-MTL subsystems in humans, which are embedded within a larger allostatic-interoceptive system.

In our multisensory world, we often rely more on auditory information than on visual input for temporal processing. One typical demonstration of this is that the rate of auditory flutter assimilates the rate of concurrent visual flicker. To date, however, this auditory dominance effect has largely been studied using regular auditory rhythms. It thus remains unclear whether irregular rhythms would have a similar impact on visual temporal processing; what information is extracted from the auditory sequence that comes to influence visual timing; and how the auditory and visual temporal rates are integrated together in quantitative terms. We investigated these questions by assessing, and modeling, the influence of a task-irrelevant auditory sequence on the type of "Ternus apparent motion": group motion versus element motion. The type of motion seen critically depends on the time interval between the two Ternus display frames. We found that an irrelevant auditory sequence preceding the Ternus display modulates the visual interval, making observers perceive either more group motion or more element motion. This biasing effect manifests whether the auditory sequence is regular or irregular, and it is based on a summary statistic extracted from the sequential intervals: their geometric mean. However, the audiovisual interaction depends on the discrepancy between the mean auditory and visual intervals: if it becomes too large, no interaction occurs - which can be quantitatively described by a partial Bayesian integration model. Overall, our findings reveal a crossmodal perceptual averaging principle that may underlie complex audiovisual interactions in many everyday dynamic situations.