Zmanjšana specifičnost in povečana pretirana splošnost avtobiografskega spomina vztrajata kot kognitivne ranljivosti pri remitirani hudi depresiji: metaanaliza 2. del

2,3|Pridobivanje in obdelava podatkov

Dva usposobljena raziskovalca (soavtorja/in/) sta iskala ločeno.

Disciplina in spomin sta neločljiva. Dobro trenirana oseba ima na splošno boljši spomin, se hitreje uči novih stvari in lažje obdeluje informacije.

Treniranje telesa nam lahko pomaga izboljšati spomin. Raziskave kažejo, da lahko telesna vadba poveča gostoto nevronskih povezav v možganih in cerebralni pretok krvi ter tako spodbuja zdravje možganov in učne sposobnosti. Poleg tega imajo dobro usposobljeni ljudje na splošno boljše duševno zdravje in več pozitivnih čustev skupaj s fizičnim zdravjem, kar vse prispeva k izboljšanemu spominu.

Poleg telesne vadbe lahko spomin izboljšamo tudi z vadbo možganov. Nekatere metode vključujejo: vadbo spominskih iger, reševanje matematičnih nalog, branje in pisanje itd. Te dejavnosti nam lahko pomagajo razgibati naše možgane in izboljšajo našo pozornost, koncentracijo in miselne sposobnosti.

Končno je spanje pomemben dejavnik pri izboljšanju spomina. Spanje nam pomaga utrditi naučeno in odpraviti nered v naših možganih. Z ohranjanjem dobrih spalnih navad lahko naredimo svoje možgane jasnejše in bolj energične.

Če povzamemo, dober trening lahko spodbuja izboljšanje spomina, vključene dejavnosti pa so pozitivne in koristne za telesno in duševno zdravje. Z vadbo možganov in ohranjanjem dobrih spalnih navad lahko izboljšamo spomin in se učinkoviteje učimo novih stvari. Vidi se, da moramo izboljšati spomin, in Cistanche deserticola lahko bistveno izboljša spomin, saj lahko Cistanche deserticola uravnava tudi ravnovesje nevrotransmiterjev, kot je povečanje ravni acetilholina in rastnih faktorjev. Te snovi so zelo pomembne za spomin in učenje. Poleg tega lahko meso izboljša pretok krvi in ​​spodbuja dostavo kisika, kar lahko zagotovi, da možgani prejmejo dovolj hranilnih snovi in ​​energije, s čimer se izboljša vitalnost in vzdržljivost možganov.

Kliknite Know za izboljšanje kratkoročnega spomina

En raziskovalec je nato najprej izvlekel vse podatke, drugi raziskovalec pa je ponovno izvlekel vse podatke in preveril, ali obstajajo neskladja. Prvi avtor (/) je nato preveril podatke in vsa preostala neskladja so bila razrešena z razpravo.

Izluščili smo število udeležencev v vsaki skupini znotraj dane študije, njihovo povprečno starost, delež žensk in diagnostično orodje, uporabljeno za ocenjevanje hude depresije, merilo resnosti depresivnih simptomov, število prejšnjih epizod depresije, število uporabljenih znakov, znak valenca in trajanje odziva na iztočnico. Kjer je študija izrecno poročala o stopnjah izobrazbe in etnični pripadnosti udeležencev, je bilo tudi to izločeno.

Za merjenje resnosti simptomov depresije, uporabljeno v vsaki študiji, so bili izločeni povprečni rezultati in rezultati standardnega odklona za klinično in kontrolno skupino.

Čeprav so bile študije izbrane na podlagi tega, da nobena od primerjanih skupin udeležencev ni imela klinične depresije, so morda kljub temu obstajale razlike v depresivnih simptomih, ki bi lahko pojasnile skupinske razlike v specifičnih ali splošnih spominih.

Zato je bila izračunana standardizirana povprečna razlika za ocene resnosti med skupinami za vsako študijo in ta spremenljivka je bila z meta-regresijo ocenjena kot potencialni moderator.

Izluščili smo povprečje in standardno deviacijo za število ali delež specifičnih in splošnih spominov, pridobljenih prek znakov na AMT. Kjer so bile te informacije na voljo za različne valence iztočnic, so bile tudi te ekstrahirane, da bi jih bilo mogoče analizirati ločeno.

Izluščili smo tudi čas, v katerem so udeleženci morali priklicati vsak spomin po predstavitvi iztočnice, ali so lahko odgovori podani verbalno ali kako drugače, in število iztočnic, danih udeležencem.

2,4|Analitična strategija

Metaanalize naključnih učinkov z ocenjevalci največje verjetnosti so bile izvedene z uporabo meta paketa (Balduzzi et al., 2019) v programski opremi Rstatistical 4.0.3 (R Core Team (2020), 2020) ločeno za posebne in nadsplošne spomine , z uporabo Hedgesovega g kot velikosti učinka.

Gozdne ploskve so bile uporabljene za grafični prikaz skupne velikosti učinka 95-odstotnega intervala zaupanja in intervala napovedi ter posameznih ocen študijskih točk in 95-odstotnega intervala zaupanja. Med študijami so poročali o heterogenosti velikosti učinka glede na Q, τ2 in I2. Statistika Q kaže, da dejavniki zunaj napake vzorčenja prispevajo k variaciji ocene velikosti učinka (Lipsey & Wilson, 2001).

Statistika τ2 kaže absolutno vrednost prave variance. Moč statistike Q za odkrivanje statistično pomembnih razlik temelji na številu študij, uporabljenih v metaanalizi.

Nasprotno pa se indeks I2 ne zanaša na statistično pomembnost in je namesto tega odstotek celotne variacije v nizu velikosti učinka, ki je posledica heterogenosti med študijami in ne naključja (Higgins & Thompson, 2002). Te analize so bile izvedene za skupne velikosti učinkov po vrstah iztočnic in za vsako valenco iztočnic posebej.

Kar zadeva morebitne moderatorje katere koli opažene heterogenosti, smo testirali razlike v resnosti depresivnih simptomov med skupinama z uporabo velikosti učinka, ocenjene iz povprečja in SD, starosti, deleža žensk (za oceno vpliva spola), števila znakov, uporabljenih v AMT, trajanje časa, danega za iskanje na AMT, leto objave in velikost vzorca.

Glede na to, da bi ekstremni rezultati lahko neupravičeno vplivali na splošni učinek, smo izstopajoče vrednosti opredelili kot vsako študijo, pri kateri se njeni intervali zaupanja niso prekrivali z intervalom zaupanja skupne velikosti učinka. Analize občutljivosti so bile izvedene z odstranitvijo teh študij in nato ponovnim izvajanjem analiz, da bi ocenili spremembe splošnega učinka

2,5|Tveganje pristranskosti

Za oceno pristranskosti smo uporabili več različnih metod. Na ravni študije so bili viri pristranskosti ocenjeni z revidiranjem, ali (1) je študija vključevala randomizacijo med nalogami študije in znotraj njih (npr. opozorilne besede, predstavljene v določenem ali naključnem vrstnem redu), (2) je bila razporeditev udeležencev po skupinah prikrita pred njimi, ( 3) udeleženci in osebje so bili slepi za naravo študije, (4) koderji za nalogo avtobiografskega spomina so bili slepi za določitev skupine udeležencev in naravo študije med kodiranjem, (5) obstajali so dokazi za nepopolno poročanje o rezultatih oz. v nasprotnem primeru, na primer pri predregistraciji, (5) so bili določeni udeleženci vključeni v študijo, vendar so bili izpuščeni iz analiz zaradi nejasnih razlogov, in (6) rezultati za določene ukrepe so bili vključeni v študijo, vendar so bili selektivno izpuščeni iz končnega poročila.

Če so bili opaženi ti potencialni viri pristranskosti, je bilo ugotovljeno veliko tveganje za pristranskost. Če študija ni vključevala dovolj informacij, da bi jasno ocenili, ali je to potencialni vir pristranskosti, je bilo ugotovljeno nekaj zaskrbljenosti.

Če je študija izrecno navedla korake, sprejete za obvladovanje omenjene pristranskosti, je bilo ugotovljeno majhno tveganje pristranskosti. Da bi ocenili pristranskost objave v vzorcu študij, smo izdelali lijakaste ploskve, na katerih so bile na os x narisane ocene velikosti učinka, na os y pa obratna vrednost njihove standardne napake. Grafi so podobni lijaku, z manj natančnimi ocenami na dnu lijaka in ocenami z najmanjšimi standardnimi napakami na vrhu.

Če ni pristranskosti objave, bo lijakasti prikaz hipotetično simetričen. Vendar pa lahko manjkajoče študije, zatrte zaradi pristranskosti objave, povzročijo opazno asimetrijo v lijakasti grafu. Eggerjev test (Egger et al., 1997) je bil uporabljen kot statistični test za asimetrijo lijakastega izrisa, s pomembno p-vrednostjo, ki kaže na asimetrijo lijakastega izrisa in s tem pristranskost objave.

Izveden je bil postopek obrezovanja in polnjenja, ki ocenjuje 'manjkajoče študije', dokler ni lijakaste simetrije in ustvari prilagojeno velikost učinka. Predvsem ta postopek morda ne bo dal zanesljivih rezultatov v okoliščinah, kjer obstaja opazna heterogenost med študijami.

Analiza p-krivulje je bila uporabljena tudi za oceno potenciala p-hekanja, to je selektivne predstavitve ali analize podatkov, motiviranih za doseganje p-vrednosti pod analfa 0,05 (Simonsohn et al., 2014).

Predpostavka je, da kadar je porazdelitev p-vrednosti pod 0,05 nagnjena levo, to kaže na odstopanje od rezultatov, ki so le malo statistično pomembni glede na tiste, ki so očitno pod alfa 0,05.

To si lahko razlagamo kot znak, da je p-hekanje vplivalo na celoten metaanalitični učinek. V tej analizi je podana ocena statistične moči, pri čemer višja moč poveča verjetnost opazovanja manjše p-vrednosti in 'pravega učinka'.

3|REZULTATI

3.1|Izbor študija in značilnosti študija

Rezultat iskanja je bilo 17 primernih študij (glejte sliko 1). Vzorčne značilnosti 17 člankov, vključenih v metaanalizo, so podane v tabeli 1. Petnajst velikosti učinkov je bilo izračunanih za študije, ki so poročale o specifičnosti kot indeksu odzivov AMT, pri čemer je bilo devet velikosti učinkov izračunanih za preveč splošne spomine. Sedem študij je poročalo o specifičnih in splošnih spominih kot indeksu odzivov AMT (Crane et al., 2007; Gupta & Kar, 2012; Haddad et al., 2014; Jermannet et al., 2013; Mackinger et al., 2000; Matsumoto et al. sod., 2022).

Vseh devet študij, ki so poročale o nadsplošnih spominih kot odgovor na AMT, je predstavilo število ali delež kategoričnih spominov kot indeks nadsplošnega spomina, medtem ko sta samo dve študiji poročali o preostalih možnih nadsplošnih odzivih (tj. razširjeni spomini ali semantični asociati [besede, ki bi lahko bile tematsko povezane, vendar ne predstavljajo spomin kot tak, npr. rad imam rože]).

Glede na to in prejšnje dokaze, da je razlike med ljudmi z in brez depresije mogoče pojasniti s splošnimi spomini kategoričnega tipa in breztekstnega tipa (Mark et al., 1992), so bili kategorični spomini uporabljeni kot indeks preveč splošnega spomina v vseh analizah.

Velikosti vzorcev so bile od devet do 275 udeležencev (razpon 9–164 za remitirano depresijo; razpon 10–275 kontrol). Študije v tem pregledu so bile objavljene med letoma 2000 in 2016, razen enega prednatisa, objavljenega leta 2021. Povprečna starost udeležencev je bila 20,9 leta (razpon 11–86 let), pri čemer so imeli primeri in kontrolni vzorci v vseh študijah približno enake povprečja starosti.

Povprečni delež žensk v študijah je bil 78,18 % (skupina z remitirano depresijo=82.7%, kontrolna=73.7%). Vse študije so uporabile intervjuje za oceno diagnoze depresije ali izključitev anamneze depresije, vse razen dveh pa so uporabile strukturirana, standardizirana orodja za diagnostične intervjuje.

V vzorcih je bilo uporabljenih več različnih meril resnosti depresije; vendar je bil najpogosteje uporabljen BeckDepression Inventory-II (BDI-II; n=8; 44,4 %; Beck et al., 1996).

Tenstudies so zagotovili informacije o številu preteklih epizod v skupini z remitirano depresijo; vendar je bilo mogoče srednje vrednosti in standardne odklone izločiti ali izračunati le iz devetih. Barnhofer in drugi (2007) so podali vrednosti mediane in razpona, ki so bile pretvorjene v srednje vrednosti in standardne odklone z uporabo metode Box–Cox (McGrathet sod., 2020).

Haddad et al. (2014) je zagotovil povprečje in razpon, od katerih je bil slednji uporabljen za oceno standardnega odklona (Hozoet al., 2005). Za Haringsma et al. (2010) sta bila povprečje in standardni odklon ocenjena z uporabo tabelarnih podatkov, ki kažejo, da je 26 udeležencev doživelo samo eno prejšnjo epizodo, preostalih 37 udeležencev, za katere so poročali, da so imeli dve ali več prejšnjih epizod, pa je bilo konzervativno kodiranih, da imajo dve epizodi.

ForSpinhoven et al. (2006) je bilo mogoče povprečje in standardni odklon oceniti na podlagi predloženih podatkov, čeprav so bili udeleženci, za katere so poročali, da so imeli šest ali več predhodnih epizod, konzervativno kodirani, da so imeli šest epizod.

Po potrebi so vse študije merile spominsko specifičnost ali pretirano splošnost z uporabo AMT (Williams & Broadbent, 1986). Poleg tega so vse študije zahtevale odgovore ustno, razen ene študije, ki je odstopala od te oblike in je zahtevala pisni odgovor (Wesselet sod., 2001). Število namigov, danih za izvabljanje specifičnih spominov v AMT, se je med študijami razlikovalo (razpon=10–40).

Pozitivne in negativne valence so bile najpogosteje poročane valence. Premalo študij je poročalo o nevtralni valenci, da bi te odzive na te znake ocenili ločeno. Polovica študij je dodelila odzivni čas 30-s za znake AMT, medtem ko so ostale uporabile različne odzivne čase (razpon=20–120 s).

3.2|Tveganje pristranskosti v študijah

Ugotovljeno je bilo, da so vse študije vsaj nekoliko zaskrbljene glede tveganja pristranskosti (za celotno kodiranje študij glejte podporne informacije). Kot je navedeno v tabeli 2, so bile znotraj vsake kategorije možnega vira pristranskosti študije večinoma označene kot nekaj zaskrbljujočih. V večini študij ni bilo očitnega pomisleka, da so bili podatki sporočeni nepopolni.

Nobena študija ni bila vnaprej registrirana, zato tveganja selektivnega poročanja ni bilo mogoče izključiti. Te ugotovitve kažejo, da imajo študije, izvedene na tem področju, verjetno enega, če ne več, možnih virov pristranskosti in jih je treba ustrezno razlagati v kontekstu indikatorjev pristranskosti objave.

3.3|Rezultati sintez: Specifično iskanje spomina

Obstaja majhen do zmeren negativni skupni učinek za primerjave specifičnih spominov med ljudmi z remitirano depresijo in ljudmi, ki nikoli niso bili depresivni (k {{0}};g=0).314 , 95 % IZ [0,543; 0,085], z=2,69, p=,007), kar kaže, da so ljudje v remisiji priklicali manj specifičnih spominov. Kar zadeva heterogenost, je bilo dokazano nepojasnjeno odstopanje med velikostmi učinkov študije (Q[14]=43.41, p <.001; I2=67.7%,τ2 =.12) , kar kaže na osnovo za preizkus moderatorjev, ki bi lahko razložil to odstopanje.

Glejte sliko 2 za gozdni prikaz velikosti učinka, vključno z intervalom predvidevanja. Interval napovedi je pokazal, da bi lahko bila velikost učinka v nekaterih populacijah v prihodnjih študijah tako nizka kot 1,12, v drugih pa celo +0,54. Poleg tega obstajajo tudi nekatere populacije, pri katerih je lahko velikost učinka enaka nič. Analiza izstopajočih vrednosti je pokazala, da obstaja ena izstopajoča velikost učinka (Gupta & Kar, 2012; SMD=1,69).

Ob izpustitvi tega odstopanja in ponovni izvedbi analize rezultati niso bili bistveno spremenjeni in so še vedno pokazali pomemben, majhen do zmeren učinek (k=14; g=0).262, 95 % IZ[ 0.477; 0.046], z=2,38, p=.017). Prav tako so še vedno obstajali dokazi za varianco med učinki študije (Q[14]=35.42, p < .001; I2=63.4%, τ2=.09).

For more information:1950477648nn@gmail.com