Reduceret specificitet og øget overgeneralitet af selvbiografisk hukommelse fortsætter som kognitive sårbarheder i remitteret svær depression: en metaanalyse del 2

2.3|Dataudtræk og håndtering

To uddannede forskningsassistenter (medforfattere/og/) søgte hver for sig.

Disciplin og hukommelse er uadskillelige. En veltrænet person har generelt en bedre hukommelse, kan lære nye ting hurtigere og behandler information lettere.

Træning af kroppen kan hjælpe os med at forbedre vores hukommelse. Forskning viser, at fysisk træning kan øge tætheden af ​​neuronale forbindelser i hjernen og cerebral blodgennemstrømning og derved fremme hjernens sundhed og indlæringsevner. Derudover har veltrænede mennesker generelt bedre mental sundhed og flere positive følelser sammen med fysisk sundhed, som alle bidrager til en forbedret hukommelse.

Udover fysisk træning kan vi også forbedre hukommelsen ved at træne vores hjerner. Nogle metoder omfatter: at øve huskespil, lave matematiske problemer, læse og skrive osv. Disse aktiviteter kan hjælpe os med at træne vores hjerne og forbedre vores opmærksomhed, koncentration og tankeevner.

Endelig er søvn en vigtig faktor for at forbedre hukommelsen. Søvn hjælper os med at konsolidere det, vi har lært, og fjerne rod i vores hjerner. Ved at opretholde gode søvnvaner kan vi gøre vores hjerner klarere og mere energiske.

Sammenfattende kan god træning fremme forbedringen af ​​hukommelsen, og de involverede aktiviteter er positive og gavnlige for det fysiske og mentale helbred. Ved at træne vores hjerner og vedligeholde gode søvnvaner kan vi forbedre vores hukommelse og lære nye ting mere effektivt. Det kan ses, at vi skal forbedre hukommelsen, og Cistanche deserticola kan forbedre hukommelsen markant, fordi Cistanche deserticola også kan regulere balancen af ​​neurotransmittere, såsom at øge niveauet af acetylcholin og vækstfaktorer. Disse stoffer er meget vigtige for hukommelse og indlæring. Derudover kan Kød også forbedre blodgennemstrømningen og fremme ilttilførsel, hvilket kan sikre, at hjernen får tilstrækkelige næringsstoffer og energi, og derved forbedre hjernens vitalitet og udholdenhed.

Klik på Kend for at forbedre korttidshukommelsen

En forskningsassistent udtrak derefter alle dataene i første omgang, og den anden forskningsassistent udtrak alle data igen for at kontrollere for uoverensstemmelser. Den første forfatter (/) kontrollerede derefter dataene, og eventuelle resterende uligheder blev løst gennem diskussion.

Vi udtog antallet af deltagere i hver gruppe inden for en given undersøgelse, deres gennemsnitsalder, andelen af ​​kvinder og det diagnostiske værktøj, der blev brugt til at vurdere for svær depression, et mål for sværhedsgraden af ​​depressive symptomer, antallet af tidligere episoder af depression, antallet af brugte signaler, cue valens og varighed for cue-respons. Hvor en undersøgelse eksplicit rapporterede deltagernes uddannelsesniveau og etnicitet, blev dette også udtrukket.

Gennemsnits- og standardafvigelsesscorerne for både de kliniske grupper og kontrolgrupperne for måling af sværhedsgraden af ​​depressionssymptomer, der blev brugt i hver undersøgelse, blev ekstraheret.

Selvom undersøgelser blev udvalgt på grundlag af, at ingen af ​​grupperne af deltagere, der blev sammenlignet, havde klinisk depression, kan der ikke desto mindre have været forskelle i depressive symptomer, der kan forklare gruppeforskelle i specifikke eller generelle erindringer.

Derfor blev en standardiseret gennemsnitsforskel for sværhedsgradsscore mellem grupper for hver undersøgelse beregnet, og denne variabel blev vurderet som en potentiel moderatorgennem-metaregression.

Vi udtog middelværdien og standardafvigelsen for antallet eller andelen af ​​specifikke og generelle minder, der blev hentet på tværs af signaler på AMT. Hvor denne information var tilgængelig for forskellige cue-valenser, blev denne også ekstraheret, så disse kunne analyseres separat.

Vi udtog også varigheden af ​​den tid, deltagerne fik til at huske hver hukommelse efter cue-præsentation, om svar kunne gives verbalt eller på anden måde, og antallet af cues givet til deltagerne.

2.4|Analytisk strategi

Metaanalyser med tilfældige effekter med estimatorer af maksimal sandsynlighed blev udført ved hjælp af metapakken (Balduzzi et al., 2019) i Rstatistical software 4.0.3 (R Core Team (2020), 2020) for specifikke og overgenerelle minder separat. , ved at bruge Hedges' g som effektstørrelsen.

Skovplotter blev brugt til grafisk at afbilde den overordnede effektstørrelse 95 % konfidensinterval og forudsigelsesinterval, såvel som de individuelle undersøgelsespunkter og 95 % konfidensintervaller. Mellem undersøgelser blev effektstørrelsesheterogenitet rapporteret i form af Q, τ2 og I2. Q-statistikken indikerer, at faktorer uden for samplingerror er årsag til variationen i effektstørrelsesestimaterne (Lipsey & Wilson, 2001).

τ2-statistikken angiver den absolutte værdi af den sande varians. Q-statistikkens magt til at opdage statistisk signifikante forskelle er baseret på antallet af undersøgelser, der er brugt i metaanalysen.

I modsætning hertil er I2-indekset ikke afhængig af statistisk signifikans og er i stedet en procentdel af den samlede variation i et sæt effektstørrelser, der skyldes heterogenitet mellem undersøgelser snarere end tilfældigheder (Higgins & Thompson, 2002). Disse analyser blev udført for overordnede effektstørrelser på tværs af cue-typer og for hver cue-valens separat.

Med hensyn til potentielle moderatorer af enhver observeret heterogenitet testede vi for forskelle i depressive symptomers sværhedsgrad mellem grupperne ved at bruge effektstørrelsen estimeret ud fra middelværdier og SD'er, alder, andelen af ​​kvinder (for at vurdere kønspåvirkningen), antallet af signaler brugt i AMT, varigheden af ​​den tid, der er givet til hentning på AMT, udgivelsesåret og stikprøvestørrelsen.

I betragtning af at ekstreme scorer kan påvirke en samlet effekt unødigt, identificerede vi outliers som enhver undersøgelse, hvor dens konfidensintervaller ikke overlappede med konfidensintervallet for den samlede effektstørrelse. Følsomhedsanalyser blev udført ved at fjerne disse undersøgelser og derefter udføre analyserne igen for at vurdere ændringer i den samlede effekt

2,5|Risiko for bias

For at vurdere for bias brugte vi flere forskellige metoder. På undersøgelsesniveau blev kilder til bias vurderet ved at auditere, om (1) undersøgelsen indebar randomisering mellem og inden for undersøgelsesopgaverne (f.eks. werecue-ord præsenteret i en fast eller tilfældig rækkefølge), (2) deltagernes gruppetildeling var skjult for dem, ( 3) deltagere og personale var blinde for arten af ​​undersøgelsen, (4) koderne til den selvbiografiske hukommelsesopgave var blinde over for deltagernes gruppebetegnelse og arten af ​​undersøgelsen under kodningen, (5) der var evidens for ufuldstændig resultatrapportering eller derimod, såsom med præregistrering, (5) bestemte deltagere blev inkluderet i undersøgelsen, men blev udeladt fra analyser af uklare årsager, og (6) scores for særlige mål blev inkluderet i undersøgelsen, men blev selektivt udeladt fra den endelige rapport.

Hvis disse potentielle kilder til bias blev observeret, så blev en høj risiko for bias noteret. Hvis undersøgelsen ikke indeholdt nok information til klart at vurdere, om dette var en potentiel kilde til bias, blev der bemærket en vis bekymring.

Hvis undersøgelsen eksplicit noterede de trin, der blev taget for at håndtere den nævnte bias, blev der noteret en lav risiko for bias. For at vurdere publikationsbias i stikprøven af ​​undersøgelser genererede vi tragtplot, hvorpå effektstørrelsesestimater blev plottet på x-aksen og det omvendte af deres standardfejl på y-aksen. Plot ligner en tragt med mindre præcise estimater i bunden af ​​tragten og estimater med de mindste standardfejl øverst.

Hvis der ikke er nogen publikationsbias, vil tragtplotten hypotetisk være symmetrisk. Imidlertid kan manglende undersøgelser undertrykt af publikationsbias forårsage mærkbar asymmetri i et tragtplot. Eggers test (Egger et al., 1997) blev brugt som en statistisk test for tragtplot-asymmetri, med en signifikant p-værdi, der indikerer tragtplot-asymmetri, og derfor publikationsbias.

Trim-and-fill proceduren blev udført, som estimerer "manglende undersøgelser", indtil der er tragtplotsymmetri og producerer en justeret effektstørrelse. Navnlig giver denne procedure muligvis ikke pålidelige resultater under omstændigheder, hvor der er bemærkelsesværdig heterogenitet mellem undersøgelserne.

En p-kurveanalyse blev også brugt til at vurdere potentialet for p-hacking, det vil sige selektiv præsentation eller analyse af data motiveret til at opnå en p-værdi under analfa på 0,05 (Simonsohn et al., 2014).

Antagelsen er, at hvor fordelingen af ​​p-værdier under 0,05 er venstreskæv, indikerer dette skævhed mod resultater, der kun er marginalt statistisk signifikante i forhold til dem, der er klart under en alfa på 0,05.

Dette kan tolkes som et tegn på, at p-hacking har påvirket den overordnede metaanalytiske effekt. I denne analyse er der givet et estimat af statistisk styrke, hvor højere effekt øger sandsynligheden for at observere en mindre p-værdi og en 'sand effekt'.

3|RESULTATER

3.1|Studievalg og studiekarakteristika

Søgningen resulterede i 17 kvalificerede undersøgelser (se figur 1). Prøvekarakteristika for de 17 artikler inkluderet i meta-analysen er angivet i tabel 1. Femten effektstørrelser blev beregnet for undersøgelser rapporteret om specificitet som et indeks for AMT-responser, hvor ni effektstørrelser blev beregnet for overgenerelle hukommelser. Syv undersøgelser rapporterede både specificitet og over generelle minder som et indeks for AMT-responser (Crane et al., 2007; Gupta & Kar, 2012; Haddad et al., 2014; Jermannet al., 2013; Mackinger et al., 2000; Matsumoto et al. al., 2022).

Alle ni undersøgelser, der rapporterede overgenerelle hukommelser som reaktion på AMT, præsenterede antallet eller andelen af ​​kategoriske hukommelser som et indeks for overgenerel hukommelse, mens kun to undersøgelser rapporterede tilbageværende mulige overgenerelle reaktioner (dvs. udvidede hukommelser eller semantiske associerede ord [ord, der kan være tematisk relaterede, men ikke repræsenterer et minde i sig selv, fx jeg kan lide blomster]).

Givet dette, såvel som tidligere beviser på, at forskelle mellem mennesker med og uden depression kan forklares af generelle erindringer af kategorisk type og ikke-tekstende type (Mark et al., 1992), blev kategoriske erindringer brugt som indekset for overgenerel hukommelse i alle analyser.

Prøvestørrelserne varierede fra ni til 275 deltagere (interval 9-164 for remitteret depression; interval 10-275 kontroller). Undersøgelserne i denne gennemgang blev publiceret mellem 2000 og 2016, bortset fra et fortryk offentliggjort i 2021. Deltagernes gennemsnitsalder var 20,9 år (interval 11-86 år), hvor case- og kontrolprøver på tværs af alle undersøgelser havde omtrent samme aldersgennemsnit.

Den gennemsnitlige andel af kvinder i undersøgelserne var 78,18 % (remitteret depressionsgruppe=82,7 %, kontrol=73,7 %). Alle undersøgelser brugte interviews til at vurdere for depressionsdiagnoser eller udelukke en historie med depression, og alle på nær to brugte strukturerede, standardiserede diagnostiske interviewværktøjer.

Der blev brugt flere forskellige mål for sværhedsgraden af ​​depression på tværs af prøver; den hyppigst anvendte var imidlertid BeckDepression Inventory-II (BDI-II; n=8; 44,4%; Beck et al., 1996).

Ti undersøgelser gav information om antallet af tidligere episoder i gruppen med remitteret depression; dog kunne middelværdier og standardafvigelser kun udtrækkes eller beregnes ud fra ni. Barnhofer et al.(2007) leverede median- og intervalværdier, der blev konverteret til middelværdier og standardafvigelser ved hjælp af Box-Cox-metoden (McGrathet al., 2020).

Haddad et al. (2014) angav middelværdien og området, hvoraf sidstnævnte blev brugt til at estimere standardafvigelsen (Hozo et al., 2005). For Haringsma et al. (2010) blev middelværdien og standardafvigelsen estimeret ved hjælp af tabeldata, der indikerer, at 26 deltagere kun havde oplevet én tidligere episode, og de resterende 37 deltagere, som blev rapporteret at have to eller flere tidligere episoder, blev konservativt kodet som havende to episoder.

For Spinhoven et al. (2006) kunne middelværdien og standardafvigelsen estimeres ud fra de leverede data, selvom deltagere, der blev rapporteret at have seks eller flere tidligere episoder, konservativt blev kodet som at opleve seks episoder.

Efter behov målte alle undersøgelser hukommelsesspecificitet eller overgeneralitet ved hjælp af AMT (Williams & Broadbent, 1986). Desuden bad alle undersøgelser om svar mundtligt, bortset fra en undersøgelse, der afveg fra dette format og krævede et skriftligt svar (Wesselet al., 2001). Antallet af signaler tilvejebragt for at fremkalde specifikke minder i AMT varierede på tværs af undersøgelserne (interval=10-40).

Positive og negative valenser var de hyppigst rapporterede valenser. For få undersøgelser rapporterede neutral valens til at vurdere disse responser på disse signaler separat. Halvdelen af ​​undersøgelserne tildelte en 30-s responstid til AMT-signaler, mens resten brugte forskellige responstider (interval=20-120 s).

3.2|Risiko for bias i undersøgelser

Alle undersøgelser viste sig at have i det mindste en vis bekymring med hensyn til risikoen for bias (se den understøttende information for den fulde kodning af undersøgelser). Som angivet i tabel 2 blev undersøgelser inden for hver kategori af mulige kilder til bias overvejende kodet, da der var en vis bekymring. I de fleste undersøgelser var der ingen klar bekymring for, at data blev rapporteret ufuldstændigt.

Ingen undersøgelser var præregistreret, så risikoen for selektiv rapportering kunne ikke udelukkes. Disse resultater tyder på, at undersøgelser udført på dette område sandsynligvis vil have én, hvis ikke flere, mulige biaskilder og bør fortolkes i overensstemmelse hermed og i sammenhæng med indikatorer for publikationsbias.

3.3|Resultater af synteser: Specifik hukommelseshentning

Der var en lille til moderat negativ samlet effekt til sammenligninger af specifikke minder mellem mennesker med remitteret depression og personer, der aldrig havde været deprimerede (k {{0}};g=0.314 , 95 % CI [ 0.543; 0.085], z=2.69, p=.007), hvilket tyder på, at personer i remission genkaldte færre specifikke minder. Med hensyn til heterogenitet var der tegn på uforklarlig varians mellem undersøgelsens effektstørrelser (Q[14]=43.41, p < .001; I2=67.7%,τ2=.12) , hvilket indikerer et grundlag for test af moderatorer, der kan forklare denne varians.

Se figur 2 for et skovplot af effektstørrelser, inklusive forudsigelsesinterval. Forudsigelsesintervallet indikerede, at effektstørrelsen kunne være så lav som 1,12 i nogle populationer i fremtidige undersøgelser og så høj som +0.54 i andre. Desuden er der også nogle populationer, hvor effektstørrelsen kunne være nul. Outlier-analyse indikerede, at der var én ydereffektstørrelse (Gupta & Kar, 2012; SMD=1,69).

Efter at have udeladt denne outlier og gentaget analysen, blev resultaterne ikke væsentligt ændret og viste stadig en signifikant, lille til moderat størrelse (k=14; g=0.262, 95 % CI[ 0.477; 0.046], z=2.38, p=.017). Der var også stadig evidens for varians mellem undersøgelseseffekterne (Q[14]=35.42, p < .001;I2=63.4%, τ2=.09).

For more information:1950477648nn@gmail.com