Dekomponiranje radne memorije u ponavljajućoj velikoj depresiji: oštećeno kodiranje i ograničeno održavanje imuniteta na kodiranje

sažetak:

Općenito se vjeruje da je radna memorija (WM) disfunkcionalna u depresiji. Međutim, još uvijek nije jasno da li je ovo oštećenje performansi uzrokovano oštećenim kodiranjem, održavanjem ili obje faze. Ovdje smo imali za cilj da razložimo abnormalne karakteristike kodiranja i održavanja kod pacijenata s rekurentnim velikim depresivnim poremećajem (MDD). Trideset pacijenata i trideset devet zdravih kontrola završili su zadatak prostorne radne memorije gdje su vrijeme kodiranja i vrijeme zadržavanja mogli varirati pod različitim nivoima opterećenja. Performanse kodiranja procijenjene su poređenjem tačnosti između kratkog i dugog vremena kodiranja, a performanse održavanja procijenjene su poređenjem tačnosti između kratkog i dugog vremena zadržavanja. Rezultati pokazuju niže performanse u depresiji od kontrola. Međutim, dok je smanjena preciznost dugim zadržavanjem (u odnosu na kratko zadržavanje) povećana kratkim vremenom kodiranja u kontrolnoj grupi, performanse zadržavanja grupe s depresijom nisu dodatno patile od kratkog vremena kodiranja. Općenito narušeno kodiranje, zajedno sa ograničenim održavanjem imuniteta protiv ograničenog vremena kodiranja, sugerira uobičajenu predrasudu za fiksnu internu obradu u odnosu na eksternu obradu u ponavljajućem MDD-u. Paradigma data u ovoj studiji može biti zgodan i efikasan klinički test za procjenu WM kodiranja i funkcije održavanja

Kineska biljka cistanche - Liječenje depresije toniziranjem bubrega

 Ključne riječi:

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

1. Uvod

Depresija je jedan od najčešćih psihijatrijskih poremećaja, koji pogađa više od 264 miliona ljudi širom svijeta [1]. Uprkos napretku u kliničkom liječenju, rizik od relapsa je i dalje visok, sa procijenjenom stopom recidiva većom od 50% [2]. Kognitivni modeli depresije su postavili da su razvoj i ponavljanje depresije povezani sa pristrasnom kognitivnom obradom i eksternih (npr. negativan događaj) i unutrašnjih (npr. negativno uverenje) informacija [3–5]. Važno je da depresivne populacije ne samo da pokazuju kognitivnu pristrasnost za negativne informacije, već pokazuju i opšte deficite u širokom spektru 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]. Radna memorija (WM) je osnovna kognitivna funkcija koja podržava ponašanje usmjereno ka cilju pružajući interfejs između percepcije, dugotrajne memorije i akcije [3,8]. Općenito se smatra da WM uključuje kodiranje, vremensko održavanje i manipulaciju mentalnom predstavom. EJ Rose i dr. koristili su n-back zadatke s različitim nivoima težine zadataka kako bi istražili performanse radne memorije pacijenata s depresijom. Rezultati pokazuju da su pacijenti s depresijom imali sporije vrijeme reakcije i smanjenu preciznost, dok se brži odgovor na zadatke s višim razinama težine javljao samo kod zdravih kontrola [9]. Koristeći dva verbalna subtesta i subtest performansi WAIS-R skale, Fouladi et al. [10] su ispitali pažnju, radnu i verbalnu memoriju kod depresivnih pacijenata i otkrili da je zdrava grupa imala bolje performanse. Slično, Stevan Nikolin i dr. izvršili sistematski pregled i meta-analizu i otkrili da je tačnost zadatka n-leđa depresivnih pacijenata značajno smanjena u poređenju sa kontrolnom grupom. U međuvremenu, također su otkrili da klinička situacija može pogoršati deficite radne memorije povezane s depresijom [11]. Iako su prethodne studije pokazale smanjenu performansu WM u depresiji [9,12], ostaje nejasno da li deficiti WM potiču od poremećenog kodiranja, održavanja ili oboje.

Da bismo se pozabavili ovim problemima, u ovoj studiji, istovremeno smo manipulirali poteškoćama kodiranja i zadržavanja u prostornom WM zadatku i istražili kako teškoća u ove dvije faze utječe na sljedeće performanse u rekurentnom velikom depresivnom poremećaju (MDD). Konkretno, u ovom zadatku od sudionika je najprije zatraženo da zapamte lokacije različitih oblika. Nakon intervala zadržavanja bez ikakvog senzornog unosa, od njih je zatraženo da prijave lokaciju jednog od zapamćenih oblika. Trajanje prezentacije stimulusa i interval zadržavanja mogu biti kratki ili dugi, što rezultira različitim nivoima težine kodiranja (kratko naspram dugog kodiranja) i zadržavanja (kratko naspram dugog zadržavanja). Što se tiče ovih unutargrupnih manipulacija, potencijalna interakcija između grupa (depresija naspram zdravih kontrola) i poteškoća kodiranja/zadržavanja nije jednostavno uzrokovana različitim nivoima motivacije dvije grupe da završe zadatak. Očekivali smo da će kratko kodiranje i dugo zadržavanje umanjiti performanse WM-a, što će rezultirati nižom preciznošću u ova dva uslova od dugog kodiranja i kratkog zadržavanja, respektivno. U odnosu na naše istraživačko pitanje, deficiti kodiranja povezani s depresijom predviđaju da bi kratko vrijeme kodiranja trebalo više umanjiti performanse u grupi s depresijom nego u kontrolnoj grupi. Slično, deficiti održavanja u depresiji predviđaju da dugo zadržavanje više umanjuje performanse u grupi s depresijom nego u kontrolnoj grupi. S obzirom da kognitivni deficiti u depresiji postaju evidentni kako se opterećenje pamćenja povećava [12], opterećenjem memorije se također manipuliralo u ovoj studiji variranjem broja stavki koje je trebalo zapamtiti.

Kineska biljka cistanche - Liječenje depresije toniziranjem bubrega

2. Materijali i metode

2.1. Učesnici

Veličina uzorka određena je na osnovu pilot studije (Dopunski materijali, [13]), dostupnosti učesnika i kriterijuma za uključivanje i isključenje. Pacijenti su regrutovani iz ambulantnih psihijatrijskih klinika Četvrte narodne bolnice u Wuhuu, Kina. Dijagnozu su obavili licencirani psihijatri koristeći strukturirane intervjue zasnovane na DSM-V [14]. Kriterijumi za uključivanje pacijenata bili su: (1) starost od 18 do 60 godina, dešnjak, završena srednja škola (tj. najmanje 9 godina formalnog obrazovanja); (2) najmanje dva puta dijagnosticiran MDD i ima trenutnu epizodu; i 3) najmanje dva mjeseca između trenutne epizode i prethodne epizode. Pacijenti su isključeni ako su ispunjavali kriterije šizofrenije, šizoafektivnog poremećaja, bipolarnog poremećaja ili anksioznog poremećaja kao primarne dijagnoze. U eksperimentu je učestvovalo 30 odraslih pacijenata koji su ispunjavali gore navedene kriterije. Kontrolna grupa je regrutovana iz bolnice i zajednice o bolnici putem oglasa. U kontrolnu grupu uključeno je 39 zdravih učesnika koji su ispunjavali sledeće kriterijume: (1) starosti 18–60 godina, dešnjak, završena srednja škola; (2) nije ispunio dijagnostičke kriterijume za MDD prema kliničkoj dijagnozi; (3) nisu prijavili istoriju mentalnih ili neuroloških bolesti. Kontrolnu grupu činili su ljudi u pratnji pacijenata, nemedicinsko osoblje u bolnici i oni koji žive u blizini bolnice. Pored kliničkog intervjua, obje grupe su prije eksperimenta ispunile Beck Depression Inventory (BDI, [15]). Demografske i kliničke karakteristike ove dvije grupe prikazane su u tabeli 1.

Tabela 1. Demografske i kliničke karakteristike učesnika (srednja vrijednost ± SD).

Informirani pristanak je dobiven od svih učesnika prije eksperimenta. Poštovali smo etičke standarde APA, kao i Helsinšku deklaraciju u tretmanu naših učesnika. Ovu studiju je odobrio Institucionalni odbor za reviziju za zaštitu ljudskih istraživanja Univerziteta Šangaj Jiao Tong (B2020013I).

2.2. Dizajn i procedura

Eksperiment je sproveden u laboratorijskoj sobi u bolnici. Test prostorne radne memorije i pažnje na uparenim simbolima (SWAPS, [16]), koji je razvila naša grupa i saradnici, usvojen je za procjenu performansi prostornog WM-a. Ovaj test se pokazao kao jednostavan i prikladan za kliničku upotrebu.

SWAPS test se sastoji od vizuelne dvodimenzionalne ravni mreže (13◦ * 13◦ vizuelnog ugla) na ekranu podloge (slika 1). Na početku svakog ispitivanja predstavljena su dva ciljana oblika (svaki 3,4◦ * 3,4◦ vizuelnog ugla) smeštena u dve različite ćelije u mreži. Od učesnika je zatraženo da zapamte lokaciju predstavljenih stavki (tj. faza kodiranja). U različitim pokusima, opterećenjem memorije se manipuliralo na različitim nivoima variranjem količine stavki. U stanju opterećenja 1 prikazana su samo dva predmeta istog oblika. Od opterećenja 2 do opterećenja 3 i opterećenja 4, broj parova istog oblika se povećao sa 2 3 i 4; postojala su dva para oblika u Load 2, tri para oblika u Load 3, i četiri para oblika u Load 4. Vrijeme za kodiranje je bilo ili 500ms (kratko kodiranje stimulusa) ili 2000ms (kodiranje dugog stimulusa). Zatim je prikazana prazna mreža koja je služila kao interval zadržavanja. Trajanje intervala zadržavanja može biti 500ms (kratki interval) ili 2000ms (dugi interval). Nakon intervala zadržavanja, jedan od zapamćenih oblika je predstavljen i od učesnika je zatraženo da naznače tačnu lokaciju drugog predmeta istog oblika dodirom ekrana desnim kažiprstom. Suđenje nije prekinuto ako nije dat odgovor. Od učesnika se tražilo da odgovore što preciznije. Opterećenje 1 i Opterećenje 2 bili su uvjeti punjenja, od kojih je svaki uključivao samo 4 ispitivanja (Pilot studija u kojoj je opterećenje 2 uključeno kao eksperimentalni uvjet pokazala je isti obrazac rezultata, vidi dodatne materijale). Za opterećenje 3 i opterećenje 4, bilo je 32 pokušaja za svaki od uslova: kratak stimulus (Encode-S), dug stimulans (Encode-L), kratak interval (Interval-S) i interval dug (Interval -L). Ispitivanja pod različitim uslovima su pomešana i predstavljena nasumičnim redosledom. Prije formalnog eksperimenta, predstavljeno je ilustrovano uputstvo, a od učesnika se tražilo da završe pet praktičnih proba.

Slika 1. Podražaji (a) i tok rada primjera ispitivanja (b). Opterećenjem memorije se manipuliralo mijenjanjem broja parova oblika. Krug i bijela strelica u desnoj donjoj ćeliji su ilustrirani da pokažu ispravan odgovor za trenutno ispitivanje, ali nisu predstavljeni u eksperimentu

2.3. Statistička analiza

Za svakog učesnika izračunata je tačnost (procenat pokušaja sa tačnim odgovorom) i vremena reakcije (RT) u svakom eksperimentalnom stanju. Srednja tačnost i RT sa standardnom greškom u svakom eksperimentalnom stanju prikazani su u tabeli 2. A 2 (grupa: MDD vs. kontrola) * 2 (opterećenje: opterećenje 3 naspram opterećenja 4) * 2 (vrijeme kodiranja: kratko naspram dugo ) * 2 (interval zadržavanja: kratak naspram dugog) izvršena je analiza varijanse ponovljenih mjera (ANOVA), sa svakom grupom kao faktorom između ispitanika. Daljnji odvojeni ANOVA i t-testovi su sprovedeni nakon interakcije sa grupama.

Tabela 2. Srednje točnosti (M) i vremena reakcije (RT) sa standardnim greškama (SE) u svakom eksperimentalnom stanju za svaku grupu. Encode-S: kratko vrijeme za kodiranje stimulusa; Encode-L: dugo vremena za kodiranje stimulusa; Interval-S: kratak interval zadržavanja; Interval-L: dug interval zadržavanja

Preciznost i RT u svakom stanju prikazani su u Tabeli 2. Statističko zaključivanje se uglavnom fokusiralo na tačnost jer su se ohrabrivali samo tačni odgovori, ali ne i brzi odgovori. Međutim, da bi se pokazalo da li je obrazac RT bio u skladu sa tačnošću, ista statistička analiza je takođe sprovedena na RT.

Koristili smo {{0}}.05 kao prag statističke značajnosti. 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 da sprovedemo dalje analize prateći ove efekte na osnovu naše hipoteze da će na performanse u depresiji više uticati teškoća zadatka (npr. veće opterećenje, kraće vreme kodiranja, duže vreme zadržavanja). U slučajevima donošenja zaključka „bez razlike“, izvršena je analiza Bayesovog faktora (BF) kako bi se kvantifikovala mjera u kojoj je vjerojatnije da će nulta hipoteza biti istinita od alternativne hipoteze [17,18]. Po konvenciji, BF > 3 se uzima 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 dostigla značaj, F(1, 67)=3.10, p=0.083. S obzirom na trosmjernu interakciju koja je uključivala grupe, kodiranje i zadržavanje, dalja analiza se fokusirala na razdvojivanje načina na koji su grupe i kodiranje utjecale na zadržavanje, pri čemu je preciznost opala pod opterećenjem 3 i opterećenjem 4. U tu svrhu, odvojeno 2 ( grupa: MDD naspram kontrole) * 2 (vrijeme zadržavanja: kratko naspram dugo) ANOVA je provedena za kratko i dugo kodiranje, respektivno. Imajte na umu da nismo ispitali kako na performanse kodiranja utječu zadržavanje i grupa jer kodiranje uvijek prethodi održavanju.

Kineska biljka cistanche - Liječenje depresije toniziranjem bubrega

Za kratko kodiranje, oba glavna efekta grupe, F(1, 67)=16.80, p < 0.001, ηp 2=0.200, i glavni efekat zadržavanja, F(1, 67)=15.37, p < 0.001, ηp 2=0 .187, bili su značajni, dok interakcija između grupe i retencije nije dostigla značaj, F < 1, što sugerira da je smanjena preciznost dugim zadržavanjem (u odnosu na kratko zadržavanje) ekvivalentna između grupe s depresijom (5,5%) i kontrolne grupe (8,7%). Za dugo kodiranje, dok glavni efekat zadržavanja nije bio značajan, F(1, 67)=2.93, p=0.091, oba glavna efekta 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. Ova interakcija se dogodila jer je samo grupa za depresiju pokazala značajno smanjenu preciznost 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 grupa nije pokazala značajnu razliku (–1,9%), t < 1. Štaviše, analiza razlike u tačnosti pokazalo je da je smanjena tačnost dugim zadržavanjem veća nakon kratkog kodiranja nego dugog kodiranja u kontrolnoj grupi (upareni t(38)=4.06, p < 0.001, Cohenov d=0.650, 95% CI=(5,3%, 15,8%)), dok je smanjena tačnost dugim zadržavanjem bila ekvivalentna između kratkog kodiranja i dugog kodiranja u grupi sa depresijom, t < 1 (Slika 2b). Ovaj nedostatak razlike u grupi s depresijom dodatno je potvrđen BF analizom koja je dala B01=3.937, sugerirajući da nulta hipoteza, tj., "smanjena tačnost dugim intervalom zadržavanja nije razlikovala između kratkog kodiranja i dugog kodiranja ", je 3,937 puta vjerojatnije da je istinito od alternativne hipoteze, tj. "smanjena tačnost zbog dugog intervala zadržavanja bila je različita između kratkog kodiranja i dugog kodiranja". Pored toga, iako je tačnost grupe depresije pod kratkim kodiranjem i dugim zadržavanjem bila niska, ona je i dalje bila iznad nivoa šanse (12,5%, jedna od ostalih osam ćelija u mreži), t(29)=10 .70, p < 0.001 (t-test jednog uzorka), Cohenov d=1.96, 95%CI=(37.7%, 55.5%). Ovi rezultati sugeriraju da učinak zadržavanja u grupi s depresijom nije dodatno narušen kratkim vremenom kodiranja ne može biti jednostavno zbog efekta poda.

Slika 2. Tačnosti (a) i srednje vrijeme reakcije (RTs) (c) sa standardnim greškama prikazane su kao funkcija vremena kodiranja i vremena zadržavanja za svaku grupu. Razlika u preciznosti između kratkog i dugog zadržavanja (b) i razlika u RT između dugog zadržavanja i kratkog zadržavanja (d) sa standardnim greškama prikazanim kao funkcija vremena kodiranja za svaku grupu. Encode-S: kratko vrijeme za kodiranje stimulusa; Encode-L: dugo vremena za kodiranje stimulusa; Interval-S: kratak interval zadržavanja; Interval-L: dug 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, obrazac RT je bio u skladu sa uzorkom tačnosti u tome što je WM kodiranje bilo poremećeno u depresiji u odnosu na zdrave kontrole. Iako RT nisu pokazali statistički značajnu interakciju između grupa, kodiranja i zadržavanja, obrazac je bio isti kao obrazac tačnosti (Slika 2d), isključujući potencijalni kompromis između tačnosti i brzine koji bi doveo do uočenih efekata. Srednja tačnost i vrijeme reakcije u svakom eksperimentalnom stanju za svaku grupu prikazani su u tabeli 2.

4. Diskusija

Slično deficitima WM prikazanim u prethodnim studijama o depresiji [9,12], ukupna preciznost u prostornom WM zadatku prikazanom u ovoj studiji bila je niža u grupi sa depresijom u poređenju sa zdravim kontrolama. U proširenoj studiji, razdvojili smo komponente kodiranja i održavanja WM-a i demonstrirali karakteristike kodiranja i održavanja u ponavljajućem MDD-u. Konkretno, grupa s depresijom je više patila od kratkog vremena kodiranja nego kontrolna grupa, pokazujući veću smanjenu preciznost i više odgođeni odgovor u kratkom kodiranju nego kod dugog vremena kodiranja. Međutim, razlika između kratkog i dugog zadržavanja u dvije grupe je različito modulirana vremenom kodiranja. U dugom vremenu kodiranja, grupa s depresijom pokazala je veću smanjenu preciznost dugim zadržavanjem (u odnosu na kratko zadržavanje) nego kontrolna grupa. U kratkom vremenu kodiranja, smanjena tačnost dugim zadržavanjem (u odnosu na kratko zadržavanje) je povećana u kontrolnoj grupi, dok grupa s depresijom nije bila dodatno pogođena. Uzeti zajedno, rezultati sugeriraju da je kodiranje za WM generalno poremećeno kod ponavljajućih MDD u odnosu na zdrave kontrole. Nasuprot tome, iako je održavanje u depresiji bilo podložno dugim intervalima zadržavanja, ovo održavanje je bilo imuno na ograničenja kodiranja.

Deficiti kodiranja kod depresije prikazani u ovoj studiji su u skladu sa dobro dokumentovanim deficitom pažnje kod depresije [4]. Kao sistem sa ograničenim kapacitetom, WM se oslanja na fokusnu pažnju tako da informacije relevantne za zadatak mogu biti prioritetizirane, a informacije koje nisu relevantne za zadatak mogu biti efikasno filtrirane [20,21]. Potreba za fokusnom pažnjom može biti velika kada je vrijeme kodiranja kratko (npr. 500 ms), što rezultira smanjenim performansama u odnosu na dugo vrijeme kodiranja (npr. 2000 ms), posebno za depresivnu grupu čija je fokusna pažnja ranjiva.

Kineska biljka cistanche-tonificira bubrege

Kliknite ovdje za pregled proizvoda Cistanche za bolesti bubrega

【Zatražite više】 Email:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Dok je kodiranje u depresiji bilo generalno narušeno u odnosu na kontrolne, održavanje ove dvije grupe pokazalo je različite obrasce nakon dugog kodiranja i kratkog kodiranja. Sugerirano je da je na širinu trenutnog fokusa pažnje kritično utjecalo raspoloženje [22,23]. Na primjer, otkriveno je da je polje pažnje suženo licima s negativnim emocijama, dok je prošireno licima s pozitivnim emocijama [23]. Stoga, depresivni pacijenti mogu imati sužen fokus pažnje zbog lošeg raspoloženja. U skladu s ovim predviđanjem, de Fockert i Cooper [24] su otkrili da su sudionici s niskim rezultatima depresije pokazali efikasniju percepcijsku obradu globalnih vizualnih informacija od lokalnih informacija, dok učesnici s visokim rezultatom depresije nisu pokazali ovu globalnu pristrasnost, iako su općenito ispoljili su perceptivne deficite. Na osnovu ovih nalaza, u ovoj studiji, zdrave kontrole mogu imati tendenciju da kodiraju sve stimuluse u WM. Međutim, rezolucija pojedinačnog stimulusa mogla bi biti smanjena kratkim vremenom kodiranja. Važno je da niska rezolucija stimulusa koji se drži u WM-u može dalje patiti od dugog intervala zadržavanja, što rezultira više neuspjeha prisjećanja nakon dugog zadržavanja nego nakon kratkog zadržavanja. Nasuprot tome, uski fokus pažnje grupe depresije možda je bio dopušten samo nekoliko puta, što je spriječilo daljnje zadržavanje koje trpi zbog kratkog vremena kodiranja.

Održavanje WM-a implicira da imunitet na ograničenje kodiranja može biti povezan sa poboljšanom unutrašnjom obradom, kao što je ruminacija, koja je dijagnostička za depresiju [25,26]. Joormann et al. (2011) [27] otkrili su da je depresivnim sudionicima bilo teže promijeniti redoslijed stavki u WM, što je dovelo do većih troškova sortiranja nego kod zdravih kontrola. Važno je da su takvi troškovi sortiranja u depresiji bili u velikoj korelaciji sa rezultatima ruminacije. Iako su njihovi nalazi bili specifični za stavke s negativnim emocijama, ali ne i za pozitivne emocije, druga studija je pokazala da se cijena promjene kod depresije dogodila bez obzira na emocionalnu valentnost WM sadržaja [28]. Ovaj nedostatak fleksibilnosti u promjeni WM sadržaja doveo je do kognitivnih troškova, koji bi mogli spriječiti lažna sjećanja. U ovom kontekstu, ograničenje održavanja imuniteta na kodiranje sugerira da fiksna unutrašnja obrada kod depresije nije nužno ograničena na negativne misli.

Pažnja i WM su usko povezani jedno s drugim [20,29]. Kao proces kognitivne kontrole, WM često dijeli neuronske krugove koji se preklapaju s pažnjom odozgo prema dolje [30]. Postle et al. otkrili da su SWM (prostorna radna memorija) i sposobnost pažnje podržani preklapanjem nervnih baza, uključujući inferiorni parijetalni režanj, gornji parijetalni režanj i lateralni prefrontalni režanj [31]. Iako kvalitet kodiranja uglavnom zavisi od obrade pažnje eksternih stimulansa, držanje kodiranih stavki tokom perioda zadržavanja se sugeriše kao proces unutrašnje pažnje [29,32]. Iz ove perspektive, karakteristike WM kodiranja i održavanja u depresiji mogu se objasniti pristrasnošću unutrašnje pažnje u odnosu na vanjsku pažnju i nefleksibilnošću koordinacije između unutrašnje i vanjske pažnje, koje potiču iz zajedničkog, ograničenog kognitivnog resursa. Konkretno, nedostatak vanjske pažnje doveo je do generalno narušenih performansi kodiranja. Kada je vrijeme kodiranja dugo i kada se generiše više vanjskih elemenata pažnje, možda će se morati iskoristiti unutrašnja pažnja da se nadoknadi nedostatak vanjske pažnje. Zatim, nedostatak fleksibilnosti u usmjeravanju kognitivnih resursa nazad na podršku internom održavanju doveo je do smanjenih performansi održavanja. Nasuprot tome, kada je vrijeme kodiranja kratko, možda neće biti vremena za usmjeravanje pažnje iznutra prema van, a fiksirana unutrašnja pažnja sprječava da održavanje dalje trpi zbog dugih intervala zadržavanja.

Zajednički resursi eksterne i interne obrade takođe se odražavaju u nedavnim studijama. Keller et al. sugerirali su da pacijenti s depresijom obično pokazuju selektivno oštećenje pažnje, trajno oštećenje pažnje i oštećenje podijeljene pažnje, koje se zasnivaju na distribuciji vanjske pažnje. Održavanje interne pažnje obično se manifestuje u pristrasnosti prema negativnim informacijama [33]. Murphy et al. sugerira jaču internu obradu tokom zadržavanja, ali slabiju eksternu obradu tokom kodiranja. Istodobno oštećeno kodiranje moglo bi se suprotstaviti poboljšanim održavanjem u MDD-u, što rezultira uporedivim performansama opoziva s kontrolnom grupom [34]. Ova studija ima nekoliko ograničenja. Prvo, da bismo procijenili abnormalne karakteristike osnovnih procesa kodiranja i održavanja WM u depresiji, koristili smo neutralne podražaje, ali ne i emocionalne podražaje u zadatku. Stoga, ovo ne može objasniti kognitivnu pristrasnost za negativne informacije koja je uočena u depresivnoj populaciji [4,5]. Drugo, različiti nivoi kodiranja i održavanja mogu imati nejednaku moć u razlikovanju između te dvije grupe [35]. Karakteristike kodiranja i održavanja u rekurentnom MDD-u prikazane u ovoj studiji treba dalje provjeriti u zadacima s usklađenom razlikovnom moći. Treće, nismo raspravljali i analizirali uticaj droga na kognitivne performanse, što može otkriti potencijalnu vezu između droge i kognitivnog učinka u budućnosti.

Prednosti cistanche tubulosa- jača imunološki sistem

5. Zaključci

Direktnim manipulisanjem poteškoćama kodiranja i održavanja WM-a, otkrili smo da je rekurentni MDD pokazao deficite kodiranja koji su bili podložniji ograničenom vremenu kodiranja u poređenju sa zdravim kontrolama. Važno je da, dok je na održavanje WM-a u zdravim kontrolama lako utjecalo ograničeno vrijeme kodiranja, održavanje WM-a u ponavljajućem MDD-u bilo je imuno na ograničenja kodiranja. Istovremeno narušeno MW kodiranje i ograničeno održavanje da imunitet na ograničenja kodiranja može odražavati uobičajenu kognitivnu pristrasnost za fiksnu internu obradu u odnosu na eksternu obradu u depresiji. Ova uobičajena kognitivna pristrasnost može poslužiti kao integrirano objašnjenje za abnormalno WM kodiranje i procese održavanja u depresiji i povezana je sa ruminacijom u depresiji. Naša paradigma data u ovoj studiji može biti zgodan i efikasan test za istraživanje takvih kognitivnih procesa tokom 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 života sa invaliditetom za 354 bolesti i povrede za 195 zemalja i teritorija, 1990–2017: Sistematska analiza za Globalnu studiju o teretu bolesti 2017. Lancet 2018, 392 , 1789–1858. [CrossRef] [PubMed]

2. Sim, K.; Lau, W.; Sim, J.; Sum, M.; Baldessarini, R. Prevencija relapsa i recidiva kod odraslih sa velikim depresivnim poremećajem: Sistematski pregled i meta-analize kontrolisanih studija. Int. J. Neuropsychopharmacol. 2016, 19, pyv076. [CrossRef]

3. Beck, AT Kognitivna terapija i emocionalni poremećaji; Pingvin: Njujork, Njujork, SAD, 1979.

4. Gotlib, IH; Joormann, J. Spoznaja i depresija: Trenutni status i budući pravci. Annu. Rev. Clin. Psihol. 2010, 6, 285. [CrossRef] [PubMed]

5. Mathews, A.; MacLeod, C. Kognitivna ranjivost na emocionalne poremećaje. Annu. Rev. Clin. Psihol. 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 moždani resursi 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. Psihol. 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 oslabljene radne memorije tokom teške depresije. J. Affect. Disord. 2006, 90, 149–161. [CrossRef]

10. Fouladi, A.; Goli, S. Poređenje radne memorije, verbalne memorije i zadržavanja pažnje u maničnoj fazi i depresije kod bipolarnog poremećaja. J. Adv. Pharm. Educ. Rez.|april-jun 2018, 8, 83.

11. Nikolin, S.; Tan, Y.; Schwaab, A.; Moffa, A.; Loo, C.; Martin, D. Istraživanje deficita radne memorije kod depresije korištenjem zadatka n-back: Sistematski pregled i meta-analiza. J. Affect. Disord. 2021, 284, 1–8. [CrossRef]

12. Pelosi, L.; Slade, T.; Blumhardt, L.; Sharma, V. Disfunkcija radne memorije u velikoj depresiji: potencijalna studija vezana za događaje. Clin. Neurophysiol. 2000, 111, 1531–1543. [CrossRef] [PubMed]

13. Faul, F.; Erdfelder, E.; Lang, AG; Buchner, A. G* Power 3: Fleksibilni program statističke analize moći za društvene, bihevioralne i biomedicinske nauke. Behav. Res. Metode 2007, 39, 175–191. [CrossRef] [PubMed]

14. Izdanje, F. Dijagnostički i statistički priručnik mentalnih poremećaja. Am Psychiatr. vanr. 2013, 21, 591–643.

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

16. Song, W.; Zhang, K.; Sun, J.; Ma, L.; Jesse, F.; Teng, X.; Zhou, Y.; Bao, H.; Chen, S.; Wang, S. Jednostavan test prostorne radne memorije i pažnje na uparenim simbolima pokazuje razvojne deficite kod pacijenata sa šizofrenijom. Neural Plast. 2013, 2013, 130642. [CrossRef]

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

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

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

20. Awh, E.; Jonides, J. Preklapanje mehanizama pažnje i prostorne radne memorije. Trends Cogn. Sci. 2001, 5, 119–126. [CrossRef]

21. Gazzaley, A.; Nobre, A. Modulacija odozgo prema dolje: Premošćivanje selektivne pažnje i radne memorije. Trends Cogn. Sci. 2012, 16, 129–135. [CrossRef]

22. Rowe, G.; Hirsh, J.; Anderson, A. Pozitivan afekt povećava širinu selekcije pažnje. Proc. Natl. Akad. Sci. USA 2007, 104, 383–388. [CrossRef] [PubMed]

23. Zhang, X.; Japee, S.; Safiullah, Z.; Mlynaryk, N.; Ungerleider, L. Okvir za normalizaciju emocionalne pažnje. PLoS Biol. 2016, 14, e1002578. [CrossRef] [PubMed]

24. de Fockert, JW; Cooper, A. Viši nivoi depresije povezani su sa smanjenom globalnom pristrasnošću u vizuelnoj obradi. Cogn. Emot. 2014, 28, 541–549. [CrossRef] [PubMed]

25. Nolen-Hoeksema, S. Uloga ruminacije u depresivnim poremećajima i mješovitim simptomima anksioznosti/depresivnosti. J. Abnorm. Psihol. 2000, 109, 504. [CrossRef]

26. Spasojević, J.; Alloy, LB Ruminacija kao uobičajeni mehanizam koji povezuje depresivne faktore rizika sa depresijom. Emotion 2001, 1, 25. [CrossRef]

27. Joormann, J.; Levens, S.; Gotlib, I. Ljepljive misli: Depresija i ruminacija povezani su s poteškoćama u manipulaciji emocionalnim materijalom u radnoj memoriji. Psihol. Sci. 2011, 22, 979–983. [CrossRef] [PubMed]

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

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

30. Keller, AS; Ball, T.; Williams, L. Duboka fenotipizacija poremećaja pažnje i 'biotip nepažnje' kod velikog depresivnog poremećaja. Psihol. Med. 2020, 50, 2203–2212. [CrossRef]

31. Postle, BR Trajna aktivnost koja obuhvata ometanje tokom odgođenog prepoznavanja lokacija. Neuroimage 2006, 30, 950–962. [CrossRef]

32. Kiyonaga, A.; Egner, T. Radno pamćenje kao unutrašnja pažnja: prema integrativnom prikazu procesa interne i eksterne selekcije. Psychon. Bik. Rev. 2013, 20, 228–242. [CrossRef] [PubMed]

33. Keller, AS; Leikauf, J.; Holt-Gosselin, B.; Staveland, B.; Williams, L. Obraćanje pažnje na pažnju kod depresije. Transl. Psihijatrija 2019, 9, 1–12. [CrossRef] [PubMed]

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

35. Chapman, LJ; Chapman, JP Problemi u mjerenju kognitivnih deficita. Psihol. Bik. 1973, 79, 380. [CrossRef]