Razgradnja radne memorije u rekurentnoj velikoj depresiji: poremećeno kodiranje i ograničeno održavanje, ograničenje imunosti na kodiranje

Sažetak:

Općenito se vjeruje da je radno pamćenje (WM) disfunkcionalno u depresiji. Međutim, još uvijek nije jasno potječe li ova smanjena izvedba iz oštećenog kodiranja, održavanja ili obje faze. Ovdje nam je cilj bio razložiti abnormalne karakteristike kodiranja i održavanja kod pacijenata s rekurentnim velikim depresivnim poremećajem (MDD). Trideset pacijenata i trideset i devet zdravih kontrola dovršilo je zadatak prostorne radne memorije gdje su vrijeme kodiranja i vrijeme zadržavanja mogli varirati pod različitim razinama opterećenja. Učinkovitost kodiranja procijenjena je usporedbom točnosti između kratkih i dugih vremena kodiranja, a izvedba održavanja procijenjena je usporedbom točnosti između kratkih i dugih vremena zadržavanja. Rezultati pokazuju niži učinak u depresiji od kontrolne skupine. Međutim, dok je smanjena točnost dugim zadržavanjem (nasuprot kratkom zadržavanju) povećana kratkim vremenom kodiranja u kontrolnoj skupini, izvedba zadržavanja skupine s depresijom nije dodatno patila od kratkog vremena kodiranja. Općenito oštećeno kodiranje, zajedno s ograničenim održavanjem otpornosti na ograničeno vrijeme kodiranja, sugerira uobičajenu pristranost za fiksnu unutarnju obradu u odnosu na vanjsku obradu u ponavljajućem MDD-u. Paradigma navedena u ovoj studiji može biti prikladan i učinkovit klinički test za procjenu WM kodiranja i funkcije održavanja

Kineska biljka cistanche - Liječenje depresije toniziranjem bubrega

 Ključne riječi:

rekurentna velika depresija; radna memorija; kodiranje; održavanje; opterećenje

1. Uvod

Depresija je jedan od najčešćih psihijatrijskih poremećaja koji pogađa više od 264 milijuna ljudi diljem svijeta [1]. Unatoč napretku u kliničkom liječenju, rizik od recidiva je još uvijek visok, s procijenjenom stopom recidiva višom od 50% [2]. Kognitivni modeli depresije pretpostavljaju da su razvoj i ponavljanje depresije povezani s pristranom kognitivnom obradom i vanjskih (npr. negativan događaj) i unutarnjih (npr. negativno uvjerenje) informacija [3-5]. Važno je da depresivna populacija ne samo da pokazuje kognitivnu pristranost za negativne informacije, već također pokazuje opće nedostatke u širokom rasponu kognitivnih funkcija, kao što su pažnja i izvršna kontrola, čak i kada se ne radi o emocionalnim informacijama [6,7]. Kognitivni deficiti mogu djelovati na potenciranje disfunkcije regulacije emocija u depresiji [4]. Radno pamćenje (WM) temeljna je kognitivna funkcija koja podržava ciljno usmjereno ponašanje osiguravajući sučelje između percepcije, dugoročnog pamćenja i djelovanja [3,8]. Općenito se smatra da WM uključuje kodiranje, vremensko održavanje i manipulaciju mentalnom reprezentacijom. EJ Rose i sur. koristio je n-back zadatke s različitim razinama težine zadatka kako bi istražio radnu memoriju pacijenata s depresijom. Rezultati pokazuju da su pacijenti s depresijom imali sporije vrijeme reakcije i smanjenu točnost, dok se brži odgovor na zadatke s višim razinama težine dogodio samo kod zdravih kontrolnih ispitanika [9]. Koristeći dva verbalna subtesta i subtest izvedbe WAIS-R ljestvice, Fouladi i sur. [10] ispitivali su pažnju, radnu i verbalnu memoriju kod pacijenata s depresijom i otkrili da je zdrava skupina imala bolje rezultate. Slično, Stevan Nikolin i sur. proveli su sustavni pregled i meta-analizu i otkrili da je točnost zadatka n-back pacijenata s depresijom značajno smanjena u usporedbi s kontrolnom skupinom. U međuvremenu su također otkrili da bi klinička situacija mogla pogoršati deficite radnog pamćenja povezane s depresijom [11]. Iako su prethodne studije pokazale oslabljen učinak WM-a u depresiji [9,12], ostaje nejasno potječu li deficiti WM-a iz poremećenog kodiranja, održavanja ili obojega.

Kako bismo riješili te probleme, u ovoj smo studiji istodobno manipulirali poteškoćama kodiranja i zadržavanja u zadatku prostornog WM-a i istražili kako poteškoće u ove dvije faze utječu na sljedeću izvedbu kod rekurentnog velikog depresivnog poremećaja (MDD). Točnije, u ovom zadatku sudionici su prvo trebali zapamtiti lokacije različitih oblika. Nakon intervala zadržavanja bez ikakvog senzorskog unosa, zamoljeni su da prijave lokaciju jednog od zapamćenih oblika. Trajanje prezentacije podražaja i interval zadržavanja mogu biti kratki ili dugi, što rezultira različitim razinama težine kodiranja (kratko naspram dugog kodiranja) i zadržavanja (kratko naspram dugog zadržavanja). Što se tiče ovih unutargrupnih manipulacija, potencijalna interakcija između grupa (depresija u odnosu na zdrave kontrole) i poteškoće kodiranja/zadržavanja nisu jednostavno uzrokovane različitim razinama motivacije dviju grupa da dovrše zadatak. Očekivali smo da će kratko kodiranje i dugo zadržavanje oslabiti izvedbu WM-a, što će rezultirati nižom preciznošću u ova dva uvjeta od dugog kodiranja i kratkog zadržavanja. U vezi s našim istraživačkim pitanjem, deficiti kodiranja povezani s depresijom predviđaju da bi kratko vrijeme kodiranja trebalo više narušiti izvedbu u skupini s depresijom nego u kontrolnoj skupini. Slično tome, deficiti održavanja kod depresije predviđaju da dugo zadržavanje više smanjuje izvedbu u skupini s depresijom nego u kontrolnoj skupini. S obzirom na to da kognitivni deficiti u depresiji postaju očiti kako se opterećenje pamćenja povećava [12], opterećenjem pamćenja također se manipuliralo u ovoj studiji mijenjanjem broja stavki koje je trebalo zapamtiti.

Kineska biljka cistanche - Liječenje depresije toniziranjem bubrega

2. Materijali i metode

2.1. Sudionici

Veličina uzorka određena je na temelju pilot studije (Dopunski materijali, [13]) dostupnosti sudionika te kriterija uključivanja i isključivanja. Pacijenti su regrutirani iz ambulantnih psihijatrijskih klinika Četvrte narodne bolnice u Wuhuu, Kina. Dijagnozu su proveli ovlašteni psihijatri koristeći strukturirane intervjue temeljene na DSM-V [14]. Kriteriji za uključivanje pacijenata bili su: (1) u dobi od 18 do 60 godina, dešnjak, završena srednja škola (tj. najmanje 9 godina formalnog obrazovanja); (2) najmanje dva puta dijagnosticiran MDD i ima trenutačnu epizodu; i 3) najmanje dva mjeseca između tekuće i prethodne epizode. Pacijenti su bili isključeni ako su ispunjavali kriterije shizofrenije, shizoafektivnog poremećaja, bipolarnog poremećaja ili anksioznog poremećaja kao primarne dijagnoze. U eksperimentu je sudjelovalo trideset odraslih pacijenata koji su zadovoljili gore navedene kriterije. Kontrolna skupina regrutirana je iz bolnice i zajednice o bolnici putem oglasa. U kontrolnu skupinu uključeno je 39 zdravih sudionika koji su ispunjavali sljedeće kriterije: (1) u dobi od 18 do 60 godina, dešnjak, završena srednja škola; (2) nije zadovoljio dijagnostičke kriterije za MDD prema kliničkoj dijagnozi; (3) nisu prijavili povijest mentalnih ili neuroloških bolesti. Kontrolnu skupinu činili su pratitelji uz pacijente, nemedicinsko osoblje u bolnici i oni koji žive u blizini bolnice. Uz klinički intervju, obje su skupine ispunile Beckov inventar depresije (BDI, [15]) prije eksperimenta. Demografske i kliničke karakteristike dviju skupina prikazane su u tablici 1.

Tablica 1. Demografske i kliničke karakteristike sudionika (srednja vrijednost ± SD).

Informirani pristanak dobiven je od svih sudionika prije eksperimenta. U tretmanu naših sudionika pridržavali smo se etičkih standarda APA-e kao i Helsinške deklaracije. Ovu studiju odobrio je Institucionalni revizijski odbor za zaštitu ljudskih istraživanja šangajskog sveučilišta Jiao Tong (B2020013I).

2.2. Dizajn i postupak

Eksperiment je proveden u laboratoriju u bolnici. Prostorno radno pamćenje i test pažnje na uparenim simbolima (SWAPS, [16]), koji su razvili naša grupa i suradnici, usvojen je za procjenu izvedbe prostornog WM-a. Ovaj test se pokazao kao jednostavan i prikladan za kliničku upotrebu.

SWAPS test sastoji se od vizualne dvodimenzionalne ravnine rešetke (13◦ * 13◦ vidnog kuta) na ekranu podloge (Slika 1). Na početku svakog pokusa predstavljena su dva ciljana oblika (svaki 3,4◦ * 3,4◦ vidnog kuta) smještena u dvije različite ćelije u mreži. Sudionici su zamoljeni da upamte mjesto prezentiranih stavki (tj. fazu kodiranja). U različitim ispitivanjima, opterećenjem memorije se manipuliralo na različitim razinama mijenjanjem količine stavki. U uvjetu opterećenja 1 prikazana su samo dva predmeta istog oblika. Od opterećenja 2 do opterećenja 3 i opterećenja 4, broj parova istog oblika povećao se od 2 3 i 4; postojala su dva para oblika u opterećenju 2, tri para oblika u opterećenju 3 i četiri para oblika u opterećenju 4. Vrijeme za kodiranje bilo je ili 500 ms (kodiranje kratkog podražaja) ili 2000 ms (kodiranje dugog podražaja). Zatim je predstavljena prazna rešetka koja je služila kao interval zadržavanja. Trajanje intervala zadržavanja može biti 500 ms (kratki interval) ili 2000 ms (dugi interval). Nakon intervala zadržavanja, predstavljen je jedan od zapamćenih oblika i sudionici su zamoljeni da pokažu točnu lokaciju druge stavke istog oblika dodirivanjem zaslona desnim kažiprstom. Suđenje nije prekinuto bez odgovora. Sudionici su morali odgovoriti što točnije. Opterećenje 1 i Opterećenje 2 bili su uvjeti punjenja, od kojih je svaki uključivao samo 4 pokusa (Pilot studija u kojoj je Opterećenje 2 bilo uključeno kao eksperimentalni uvjet pokazala je isti obrazac rezultata, pogledajte Dopunske materijale). Za Opterećenje 3 i Opterećenje 4, bila su 32 ispitivanja za svaki od uvjeta: podražaj-kratak (Encode-S), podražaj-dug (Encode-L), interval-kratak (Interval-S) i interval-dug (Interval -L). Pokusi pod različitim uvjetima bili su miješani i prikazani nasumičnim redoslijedom. Prije formalnog eksperimenta predstavljena je ilustrirana uputa, a sudionici su morali ispuniti pet praktičnih pokusa.

Slika 1. Podražaji (a) i tijek rada primjera pokusa (b). Opterećenjem memorije manipuliralo se mijenjanjem broja parova oblika. Krug i bijela strelica u desnoj donjoj ćeliji ilustrirani su kako bi pokazali točan odgovor za trenutni pokus, ali nisu prikazani u eksperimentu

2.3. Statistička analiza

Za svakog sudionika izračunata je točnost (postotak pokušaja s točnim odgovorom) i vremena reakcije (RTs) u svakom eksperimentalnom stanju. Prosječna točnost i RT sa standardnom pogreškom u svakom eksperimentalnom stanju prikazani su u tablici 2. A 2 (skupina: MDD naspram kontrole) * 2 (opterećenje: opterećenje 3 naspram opterećenja 4) * 2 (vrijeme kodiranja: kratko naspram dugog ) * 2 (interval zadržavanja: kratki naspram dugih) provedena je analiza varijance ponovljenih mjerenja (ANOVA), sa svakom skupinom kao faktorom između subjekata. Daljnji odvojeni ANOVA i t-testovi su provedeni nakon interakcije sa skupinama.

Tablica 2. Srednje točnosti (M) i vremena reakcije (RT) sa standardnim pogreškama (SE) u svakom eksperimentalnom stanju za svaku skupinu. Encode-S: kratko vrijeme za kodiranje podražaja; Encode-L: dugo vrijeme za kodiranje podražaja; Interval-S: kratki interval zadržavanja; Interval-L: dugi interval zadržavanja

Točnost i RT u svakom uvjetu prikazani su u tablici 2. Statističko zaključivanje uglavnom je bilo usmjereno na točnost jer su se poticali samo točni odgovori, ali ne i brzi odgovori. Međutim, kako bi se pokazalo je li uzorak RT-a dosljedan s točnošću, ista je statistička analiza također provedena na RT-ovima.

Koristili smo {{0}}.05 kao prag za statističku značajnost. Međutim, za dvosmjerne interakcije koje su uključivale grupe, daljnje analize su također provedene nakon smanjenja p-vrijednosti između 0,05 i 0,1. Odlučili smo provesti daljnje analize prateći ove učinke na temelju naše hipoteze da bi na izvedbu u depresiji više utjecala težina zadatka (npr. veće opterećenje, kraće vrijeme kodiranja, dulje vrijeme zadržavanja). U slučajevima donošenja zaključaka "bez razlike", provedena je analiza Bayesovog faktora (BF) kako bi se kvantificiralo u kojoj je mjeri vjerojatnije da će nulta hipoteza biti istinita nego alternativna hipoteza [17,18]. Prema konvenciji, BF > 3 uzima se kao umjereni dokaz za testiranu hipotezu [19].

3. Rezultati

The four-way ANOVA on accuracies revealed the main effect of group, F(1, 67) = 17.60, p < 0.001, indicating a lower accuracy in the depression group (58.3%) compared with the control group (73.3%), ηp 2 = 0.208 (Figure 2a). The main effect of load was significant, F(1, 67) = 329.36, p < 0.001, indicating a lower accuracy under Load 4 (54.1%) than under Load 3 (77.4%), ηp 2 = 0.831. The main effect of encoding was significant, F(1, 67) = 113.66, p < 0.001, indicating a lower accuracy following a short encoding time (58.1%) than following a long encoding time (73.4%), ηp 2 = 0.629. The main effect of retention was also significant, F(1, 67) = 12.09, p < 0.001, indicating a lower accuracy after a long retention interval (63.2%) than after a short retention interval (68.4%), ηp 2 = 0.153. The interaction between group and load was significant, F(1, 67) = 6.75, p = 0.012, ηp 2 = 0.092. This interaction was due to the larger decreased accuracy by Load 4 (vs. Load 3) in the depression group (26.7%) compared with the control group (20.0%), t(67) = 2.60, p = 0.012, Cohen's d = 0.631, 95% confidence interval (CI) = (1.6%, 11.8%). There was also a significant interaction between load and encoding, F(1, 67) = 10.64, p = 0.002, ηp 2 = 0.137. However, the other two-way interactions did not reach significance (all p > 0.083). Moreover, the three-way interaction between groups, encoding, and retention was significant, F(1, 67) = 9.32, p = 0.003, ηp 2= 0.122, whereas the other three-way interactions did not reach significance, p >0.192. Četverosmjerna interakcija nije dosegla značajnost, F(1, 67)=3.10, p=0.083. S obzirom na trosmjernu interakciju koja je uključivala grupe, kodiranje i zadržavanje, daljnja analiza bila je usredotočena na otkrivanje načina na koji su na zadržavanje utjecale grupe i kodiranje, pri čemu je točnost opadala pod opterećenjem 3 i opterećenjem 4. U tu svrhu, posebna 2 ( skupina: MDD nasuprot kontroli) * 2 (vrijeme zadržavanja: kratko nasuprot dugom) ANOVA je provedena za kratko i dugo kodiranje, redom. Imajte na umu da nismo ispitali kako na izvedbu kodiranja utječu zadržavanje i grupa jer kodiranje uvijek prethodi održavanju.

Kineska biljka cistanche - Liječenje depresije toniziranjem bubrega

Za kratko kodiranje, oba glavni učinak grupe, F(1, 67)=16.80, p < 0.001, ηp 2=0.200, i glavni učinak retencije, F(1, 67)=15.37, p < 0,001, ηp 2=0 .187, bili su značajni, dok interakcija između grupe i zadržavanja nije dosegla značajnost, F < 1, što sugerira da je smanjena točnost dugim zadržavanjem (u odnosu na kratko zadržavanje) bila jednaka između skupine s depresijom (5,5%) i kontrolne skupine (8,7%). Za dugo kodiranje, dok glavni učinak zadržavanja nije bio značajan, F(1, 67)=2.93, p=0.091, oba glavni učinak grupe, F(1, 67)=13.80, p < 0,001, ηp 2=0.171, i interakcija između grupe i zadržavanja, F(1, 67)=7.37, p=0. 008, ηp 2=0.099, bili su značajni. Do ove interakcije je došlo jer je samo skupina s depresijom pokazala značajno smanjenu točnost dugim zadržavanjem (u odnosu na kratko zadržavanje, 8,3%), upareno t(29)=2.56, p=0.016, Cohenov d=0.467, 95%CI=(1,7%, 15,0%), dok kontrolna skupina nije pokazala značajnu razliku (–1,9%), t < 1. Štoviše, analiza razlike u točnosti pokazalo je da je smanjena točnost dugim zadržavanjem bila veća nakon kratkog kodiranja nego dugog kodiranja u kontrolnoj skupini (upareno t(38)=4.06, p < 0,001, Cohenov d=0.650, 95% CI=(5,3%, 15,8%), dok je smanjena točnost dugim zadržavanjem bila ekvivalentna između kratkog kodiranja i dugog kodiranja u skupini s depresijom, t < 1 (Slika 2b). Ovaj nedostatak razlike u skupini s depresijom dodatno je potvrđen BF analizom koja je dala B01=3.937, što sugerira da se nulta hipoteza, tj. "smanjena točnost dugim intervalom zadržavanja nije razlikovala između kratkog kodiranja i dugog kodiranja ", ima 3,937 puta veću vjerojatnost da bude istinita od alternativne hipoteze, tj. "smanjena točnost dugim intervalom zadržavanja bila je različita između kratkog i dugog kodiranja". Osim toga, iako je točnost skupine depresije pod kratkim kodiranjem i dugim zadržavanjem bila niska, još uvijek je bila iznad razine slučajnosti (12,5%, jedna od ostalih osam ćelija u rešetki), t(29)=10 0,70, p < 0,001 (t-test jednog uzorka), Cohenov d=1.96, 95%CI=(37,7%, 55,5%). Ovi rezultati sugeriraju da izvedba zadržavanja u skupini s depresijom nije dodatno oslabljena kratkim vremenom kodiranja ne može biti jednostavno posljedica učinka poda.

Slika 2. Točnosti (a) i srednja vremena reakcije (RT) (c) sa standardnim pogreškama prikazani su kao funkcija vremena kodiranja i vremena zadržavanja za svaku skupinu. Razlika u točnosti između kratkog i dugog zadržavanja (b) i razlika u RT između dugog zadržavanja i kratkog zadržavanja (d) sa standardnim pogreškama prikazanim kao funkcija vremena kodiranja za svaku skupinu. Encode−S: kratko vrijeme za kodiranje podražaja; Encode-L: dugo vrijeme za kodiranje podražaja; Interval−S: kratki interval zadržavanja; Interval−L: dugi interval zadržavanja

The four-way ANOVA on RTs showed the main effect of group (Figure 2c), F(1, 67) = 6.62, p = 0.012, ηp 2 = 0.090, with slower responses in the depression group (1.98s) than responses in the control group (1.59s); the main effect of load, F(1, 67) = 22.93, p < 0.001, ηp 2 = 0.255, with slower responses under Load 4 (1.90s) than Load 3 (1.66s); the main effect of encoding, F(1, 67) = 14.06, p < 0.001, ηp 2 = 0.173, with slower responses following short encoding (1.85s) than following long encoding (1.71s); the main effect of retention, F(1, 67) = 4.20, p = 0.044, ηp 2 = 0.059, with slower responses after long retention (1.82s) than after short retention (1.74s). There was a trend of interaction between groups and encoding, F(1, 67) = 3.67, p = 0.060, ηp 2 = 0.052, which was due to a slower response by long encoding (vs. short encoding) in the depression group (218ms) than in the control group (71ms), t(67) = 1.92, p = 0.060, Cohen's d = 0.465, 95% CI = (-6ms, 301ms). The interaction between load and retention was significant, F(1, 67) = 6.15, p = 0.016, ηp 2 = 0.084, whereas the other two-way interactions did not reach significance (all p > 0.308). There was a significant three-way interaction between load, encoding, and retention: F(1, 67) = 4.72, p = 0.033, ηp 2 = 0.066. No other significant effects were observed (all p >0.091). Dakle, uzorak RT-a bio je u skladu s obrascem točnosti u tome što je WM kodiranje bilo oštećeno u depresiji u odnosu na zdrave kontrole. Iako RT nisu pokazali statistički značajnu interakciju između grupa, kodiranja i zadržavanja, uzorak je bio isti kao obrazac točnosti (Slika 2d), isključujući potencijalni kompromis između točnosti i brzine u dovođenju do promatranih učinaka. Srednje točnosti i vremena reakcije u svakom eksperimentalnom stanju za svaku skupinu prikazani su u tablici 2.

4. Rasprava

Slično WM deficitima prikazanim u prethodnim studijama o depresiji [9,12], ukupna točnost prostornog WM zadatka prikazanog u ovoj studiji bila je niža u skupini s depresijom u usporedbi sa zdravom kontrolom. U proširenoj studiji razdvojili smo komponente kodiranja i održavanja WM-a i pokazali karakteristike kodiranja i održavanja kod ponavljajućeg MDD-a. Konkretno, skupina s depresijom više je patila od kratkog vremena kodiranja nego kontrolna skupina, pokazujući veću smanjenu točnost i odgođeni odgovor u kratkom kodiranju nego u dugom vremenu kodiranja. Međutim, razlika između kratkog i dugog zadržavanja u dvije skupine različito je modulirana vremenom kodiranja. U dugom vremenu kodiranja, skupina s depresijom pokazala je veću smanjenu točnost dugim zadržavanjem (nasuprot kratkom zadržavanju) od kontrolne skupine. U kratkom vremenu kodiranja, smanjena točnost dugim zadržavanjem (nasuprot kratkom zadržavanju) povećana je u kontrolnoj skupini, dok skupina s depresijom nije dodatno pogođena. Uzeti zajedno, rezultati sugeriraju da je kodiranje za WM općenito narušeno kod ponavljajućeg MDD-a u odnosu na zdrave kontrole. Nasuprot tome, iako je održavanje u depresiji bilo podložno dugim intervalima zadržavanja, to je održavanje bilo imuno na ograničenja kodiranja.

Deficiti kodiranja kod depresije prikazani u ovoj studiji slažu se s dobro dokumentiranim deficitima pozornosti kod depresije [4]. Kao sustav s ograničenim kapacitetom, WM se oslanja na fokusnu pozornost tako da se informacije relevantne za zadatak mogu odrediti po prioritetu, a informacije nerelevantne za zadatak mogu se učinkovito filtrirati [20,21]. Zahtjev za fokusnom pažnjom može biti visok kada je vrijeme kodiranja kratko (npr. 500 ms), što rezultira smanjenom izvedbom u odnosu na dugo vrijeme kodiranja (npr. 2000 ms), posebno za skupinu s depresijom čija je fokusna pažnja ranjiva.

Kineska biljka cistanche tonizira bubrege

Kliknite ovdje za pregled proizvoda Cistanche za bubrežne bolesti

【Tražite više】 E-pošta:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Dok je kodiranje u depresiji općenito bilo oslabljeno u odnosu na kontrole, održavanje dviju skupina pokazalo je različite obrasce nakon dugog kodiranja i kratkog kodiranja. Predloženo je da je na širinu trenutnog fokusa pažnje kritično utjecalo raspoloženje [22,23]. Na primjer, utvrđeno je da je polje pozornosti suženo kod lica s negativnim emocijama, a prošireno kod lica s pozitivnim emocijama [23]. Dakle, pacijenti s depresijom mogu imati sužen fokus pažnje zbog lošeg raspoloženja. U skladu s ovim predviđanjem, de Fockert i Cooper [24] otkrili su da su sudionici s niskim rezultatima depresije pokazali učinkovitiju perceptivnu obradu globalnih vizualnih informacija od lokalnih informacija, dok sudionici s visokim rezultatima depresije nisu pokazali ovu globalnu pristranost, iako su općenito ispoljio perceptivne deficite. Na temelju ovih nalaza, u ovoj studiji, zdrave kontrole mogu kodirati sve podražaje u WM. Razlučivost pojedinačnog podražaja, međutim, može biti smanjena zbog kratkog vremena kodiranja. Važno je da bi niska rezolucija podražaja koji se drži u WM-u mogla dodatno patiti od dugog intervala zadržavanja, što bi rezultiralo većim brojem neuspjeha prisjećanja nakon dugog zadržavanja nego nakon kratkog zadržavanja. Nasuprot tome, uskom fokusu pozornosti skupine s depresijom možda je dopušteno kodiranje samo nekoliko puta, što je spriječilo daljnje zadržavanje koje je patilo od kratkog vremena kodiranja.

Održavanje WM-a implicira da bi otpornost na ograničenje kodiranja mogla biti povezana s poboljšanom internom obradom, kao što je ruminacija, koja je dijagnostička za depresiju [25,26]. Joormann i sur. (2011.) [27] otkrili su da je depresivnim sudionicima bilo teže promijeniti redoslijed stavki u WM-u, što je dovelo do većih troškova razvrstavanja nego kod zdravih kontrolnih ispitanika. Važno je da su takvi troškovi sortiranja u depresiji bili u visokoj korelaciji s rezultatima ruminacije. Iako su njihovi nalazi bili specifični za stavke s negativnim emocijama, ali ne i za pozitivne emocije, druga je studija pokazala da se cijena promjene u depresiji dogodila bez obzira na emocionalnu valenciju WM sadržaja [28]. Ovaj nedostatak fleksibilnosti u mijenjanju WM sadržaja doveo je do kognitivnih troškova, koji bi mogli spriječiti lažna sjećanja. U tom kontekstu, ograničenje otpornosti na kodiranje sugerira da fiksna unutarnja obrada u depresiji nije nužno ograničena na negativne misli.

Pažnja i WM blisko su povezani jedni s drugima [20,29]. Kao proces kognitivne kontrole, WM često dijeli neuronske sklopove koji se preklapaju s pažnjom odozgo prema dolje [30]. Postle i sur. otkrili su da su SWM (prostorno radno pamćenje) i sposobnost pažnje podržani preklapajućim živčanim bazama, uključujući donji parijetalni režanj, gornji parijetalni režanj i lateralni prefrontalni režanj [31]. Iako kvaliteta kodiranja uglavnom ovisi o obradi pažnje vanjskih podražaja, smatra se da je držanje kodiranih stavki tijekom perioda zadržavanja interni proces pažnje [29,32]. Iz ove perspektive, karakteristike WM kodiranja i održavanja u depresiji mogu se objasniti pristranošću unutarnje pažnje nad vanjskom pažnjom i nefleksibilnošću koordinacije između unutarnje i vanjske pažnje, koje potječu iz zajedničkog, ograničenog kognitivnog resursa. Točnije, nedostatak vanjske pozornosti doveo je do općenito smanjene izvedbe kodiranja. Kada je vrijeme kodiranja dugo i generira se više vanjskih elemenata pažnje, možda će se morati upotrijebiti unutarnja pažnja da se nadoknadi nedostatak vanjske pažnje. Zatim, nedostatak fleksibilnosti u usmjeravanju kognitivnih resursa natrag za podršku internog održavanja doveo je do smanjene izvedbe održavanja. Nasuprot tome, kada je vrijeme kodiranja kratko, možda neće biti vremena za usmjeravanje pažnje iznutra prema van, a fiksna unutarnja pažnja sprječava da održavanje dodatno trpi zbog dugih intervala zadržavanja.

Zajednički resursi vanjske i unutarnje obrade također se odražavaju u novijim studijama. Keller i sur. sugerirali su da pacijenti s depresijom obično pokazuju selektivno oštećenje pažnje, trajno oštećenje pažnje i oštećenje podijeljene pažnje, koji se temelje na raspodjeli vanjske pažnje. Održavanje unutarnje pozornosti obično se očituje u predrasudama prema negativnim informacijama [33]. Murphy i sur. sugerirao jaču unutarnju obradu tijekom zadržavanja, ali slabiju vanjsku obradu tijekom kodiranja. Istodobno oštećeno kodiranje moglo bi se spriječiti pojačanim održavanjem u MDD-u, što je rezultiralo usporedivom izvedbom prisjećanja s kontrolnom skupinom [34]. Ova studija ima nekoliko ograničenja. Prvo, da bismo procijenili abnormalne karakteristike osnovnih procesa kodiranja i održavanja WM-a u depresiji, koristili smo neutralne podražaje, ali ne i emocionalne podražaje u zadatku. Stoga ovo ne može objasniti kognitivnu pristranost za negativne informacije koja je uočena u depresivnoj populaciji [4,5]. Drugo, različite razine kodiranja i održavanja mogu imati nejednaku snagu u razlikovanju dviju skupina [35]. Karakteristike kodiranja i održavanja kod ponavljajućeg MDD-a prikazane u ovoj studiji trebale bi se dodatno provjeriti u zadacima s odgovarajućom diskriminirajućom moći. Treće, nismo raspravljali i analizirali utjecaj lijekova na kognitivne performanse, što može otkriti potencijalni odnos između droga i kognitivnih performansi u budućnosti.

Dobrobiti cistanche tubulosa- ojačati imunološki sustav

5. Zaključci

Izravnom manipulacijom poteškoće WM kodiranja i održavanja, otkrili smo da ponavljajući MDD pokazuje nedostatke kodiranja koji su bili osjetljiviji na ograničeno vrijeme kodiranja u usporedbi sa zdravim kontrolama. Važno je da dok je na održavanje WM-a u zdravih kontrola lako utjecalo ograničeno vrijeme kodiranja, održavanje WM-a u ponavljajućem MDD-u bilo je imuno na ograničenja kodiranja. Istodobno oštećeno MW kodiranje i ograničeno održavanje tog imuniteta na ograničenja kodiranja mogu odražavati uobičajenu kognitivnu pristranost za fiksnu unutarnju obradu u odnosu na vanjsku obradu u depresiji. Ova uobičajena kognitivna pristranost može poslužiti kao integrirano objašnjenje abnormalnog WM kodiranja i procesa održavanja u depresiji i povezana je s ruminacijom u depresiji. Naša paradigma navedena u ovoj studiji može biti prikladan i učinkovit test za istraživanje takvih kognitivnih procesa tijekom kliničke dijagnoze.

Reference

1. James, SL; Abate, D.; Abate, K.; Abay, S.; Abbafati, C.; Abbasi, N.; Abbastabar, H.; Abd-Allah, F.; Abdela, J.; Abdelalim, A. Globalna, regionalna i nacionalna incidencija, prevalencija i godine proživljene s invaliditetom za 354 bolesti i ozljede za 195 zemalja i teritorija, 1990. – 2017.: Sustavna analiza za studiju Globalnog tereta bolesti 2017. Lancet 2018, 392 , 1789–1858. [CrossRef] [PubMed]

2. Šim, K.; Lau, W.; Sim, J.; Sum, M.; Baldessarini, R. Prevencija relapsa i recidiva u odraslih s velikim depresivnim poremećajem: sustavni pregled i meta-analize kontroliranih ispitivanja. Int. J. Neuropsychopharmacol. 2016, 19, pyv076. [CrossRef]

3. Beck, AT Kognitivna terapija i emocionalni poremećaji; Pingvin: New York, NY, SAD, 1979.

4. Gotlib, IH; Joormann, J. Kognicija i depresija: Trenutno stanje i budući smjerovi. Annu. Rev. Clin. Psychol. 2010, 6, 285. [CrossRef] [PubMed]

5. Mathews, A.; MacLeod, C. Kognitivna ranjivost na emocionalne poremećaje. Annu. Rev. Clin. Psychol. 2005., 1, 167–195. [CrossRef] [PubMed]

6. Harvey, P.-O.; Fossati, P.; Pochon, J.-B.; Levy, R.; LeBastard, G.; Lehéricy, S.; Allilaire, J.-F.; Dubois, B. Kognitivna kontrola i resursi mozga u velikoj depresiji: fMRI studija koja koristi zadatak n-back. Neuroimage 2005, 26, 860–869. [CrossRef] [PubMed]

7. Snyder, HR Veliki depresivni poremećaj povezan je sa širokim oštećenjima neuropsiholoških mjera izvršne funkcije: meta-analiza i pregled. Psychol. Bik. 2013, 139, 81. [CrossRef] [PubMed]

8. Buchweitz, A. Modeli radne memorije: Mehanizmi aktivnog održavanja i izvršne kontrole. Ilha do Desterro 2002, 43, 193–200.

9. Rose, E.; Ebmeier, K. Obrazac oslabljenog radnog pamćenja tijekom velike depresije. J. Afekt. nered. 2006, 90, 149–161. [CrossRef]

10. Fouladi, A.; Goli, S. Usporedba radnog pamćenja, verbalnog pamćenja i održavanja pažnje u maničnoj fazi i depresije u bipolarnom poremećaju. J. adv. Pharm. Educ. Rez.|travanj-lipanj 2018., 8, 83.

12. Nikolin, S.; Tan, Y.; Schwaab, A.; Moffa, A.; Loo, C.; Martin, D. Istraživanje nedostataka radnog pamćenja u depresiji pomoću zadatka n-back: sustavni pregled i meta-analiza. J. Afekt. nered. 2021, 284, 1–8. [CrossRef]

12. Pelosi, L.; Slade, T.; Blumhardt, L.; Sharma, V. Disfunkcija radnog pamćenja u velikoj depresiji: potencijalna studija povezana s događajima. Clin. Neurophysiol. 2000, 111, 1531–1543. [CrossRef] [PubMed]

13. Faul, F.; Erdfelder, E.; Lang, AG; Buchner, A. G* Power 3: Fleksibilni program za statističku analizu snage za društvene, bihevioralne i biomedicinske znanosti. ponašaj se Res. Metode 2007, 39, 175–191. [CrossRef] [PubMed]

14. Izdanje, F. Dijagnostički i statistički priručnik za mentalne poremećaje. Am Psychiatr. Izv. 2013, 21, 591–643.

5. Steer, R. Priručnik za Beckov inventar depresije-II. Dostupno na mreži: https://www.scienceopen.com/document?vid=9feb932 d-1f91-4ff9-9d27-da3bda716129 (pristupljeno dana 27. rujna 2022.).

16. Pjesma, W.; Zhang, K.; Sun, J.; Ma, L.; Jesse, F.; Teng, X.; Zhou, Y.; Bao, H.; Chen, S.; Wang, S. Jednostavno prostorno radno pamćenje i test pažnje na uparenim simbolima pokazuje razvojne nedostatke u bolesnika sa shizofrenijom. Neuralna plast. 2013, 2013, 130642. [CrossRef]

17. Rouder, JN; Morey, R.; Speckman, P.; Province, J. Zadani Bayesovi faktori za ANOVA dizajne. J. Math. Psychol. 2012, 56, 356–374. [CrossRef]

18. Wagenmakers, E.-J.; Marsman, M.; Jamil, T.; Ly, A.; Verhagen, J.; Ljubav, J.; Selker, R.; Gronau, Q.; Šmíra, M.; Epskamp, ​​S. Bayesov zaključak za psihologiju. Dio I: Teorijske prednosti i praktične posljedice. Psihon. Bik. Rev. 2018, 25, 35–57. [CrossRef]

19. Wagenmakers, E.-J.; Ljubav, J.; Marsman, M.; Jamil, T.; Ly, A.; Verhagen, J.; Selker, R.; Gronau, Q.; Dropmann, D.; Boutin, B. Bayesovsko zaključivanje za psihologiju. Dio II: Primjeri aplikacija s JASP-om. Psihon. Bik. Rev. 2018, 25, 58–76. [CrossRef]

20. Ajme, E.; Jonides, J. Mehanizmi preklapanja pažnje i prostornog radnog pamćenja. Trends Cogn. Sci. 2001., 5, 119–126. [CrossRef]

21. Gazzaley, A.; Nobre, A. Top-down modulacija: premošćivanje selektivne pažnje i radne memorije. Trends Cogn. Sci. 2012, 16, 129–135. [CrossRef]

22. Rowe, G.; Hirsh, J.; Anderson, A. Pozitivni afekt povećava širinu pozornosti odabira. Proc. Natl. Akad. Sci. SAD 2007, 104, 383–388. [CrossRef] [PubMed]

23. Zhang, X.; Japee, S.; Safiullah, Z.; Mlynaryk, N.; Ungerleider, L. Normalizacijski okvir za emocionalnu pažnju. PLoS Biol. 2016, 14, e1002578. [CrossRef] [PubMed]

24. de Fockert, JW; Cooper, A. Više razine depresije povezane su sa smanjenom globalnom pristranošću u vizualnoj obradi. Cogn. Emot. 2014, 28, 541–549. [CrossRef] [PubMed]

25. Nolen-Hoeksema, S. Uloga ruminacije u depresivnim poremećajima i mješovitim simptomima anksioznosti/depresije. J. Nenormalno. Psychol. 2000, 109, 504. [Unakrsna Ref.]

27. Spasojevi´c, J.; Alloy, LB Ruminacija kao uobičajeni mehanizam povezivanja depresivnih čimbenika rizika s depresijom. Emotion 2001, 1, 25. [CrossRef]

28. Joormann, J.; Levens, S.; Gotlib, I. Ljepljive misli: Depresija i ruminacija povezani su s poteškoćama u manipuliranju emocionalnim materijalom u radnom pamćenju. Psychol. Sci. 2011, 22, 979–983. [CrossRef] [PubMed]

28. De Lissnyder, E.; Koster, E.; Everaert, J.; Schacht, R.; Van den Abeele, D.; De Raedt, R. Unutarnja kognitivna kontrola u kliničkoj depresiji: Opća, ali bez oštećenja specifičnih za emocije. Psychiatry Res. 2012., 199, 124–130. [CrossRef] [PubMed]

29. Chun, MM; Golomb, J.; Turk-Browne, N. Taksonomija vanjske i unutarnje pažnje. Annu. Rev. Psychol. 2011, 62, 73–101. [CrossRef]

30. Keller, AS; Ball, T.; Williams, L. Duboka fenotipizacija oštećenja pažnje i 'biotip nepažnje' u velikom depresivnom poremećaju. Psychol. Med. 2020, 50, 2203–2212. [CrossRef]

31. Postle, BR Trajna aktivnost koja obuhvaća distrakciju tijekom odgođenog prepoznavanja lokacija. Neuroimage 2006, 30, 950–962. [CrossRef]

33. Kiyonaga, A.; Egner, T. Radno pamćenje kao unutarnja pozornost: prema integrativnom prikazu procesa unutarnje i vanjske selekcije. Psihon. Bik. Rev. 2013, 20, 228–242. [CrossRef] [PubMed]

33. Keller, AS; Leikauf, J.; Holt-Gosselin, B.; Staveland, B.; Williams, L. Obraćanje pažnje na pozornost u depresiji. prev. Psihijatrija 2019, 9, 1–12. [CrossRef] [PubMed]

34. Murphy, O.; Hoy, K.; Wong, D.; Bailey, N.; Fitzgerald, P.; Segrave, R. Pojedinci s depresijom pokazuju abnormalnu modulaciju neuralne oscilatorne aktivnosti tijekom kodiranja i održavanja radne memorije. Biol. Psychol. 2019, 148, 107766. [CrossRef] [PubMed]

35. Chapman, LJ; Chapman, JP Problemi u mjerenju kognitivnih nedostataka. Psychol. Bik. 1973, 79, 380. [Unakrsna Ref.]