Nedbrytende arbeidsminne ved tilbakevendende alvorlig depresjon: svekket koding og begrenset vedlikehold immun-mot-kodingsbegrensning

Abstrakt:

Det antas generelt at arbeidsminnet (WM) er dysfunksjonelt ved depresjon. Hvorvidt denne svekkede ytelsen stammer fra svekket koding, vedlikehold eller begge stadier er fortsatt uklart. Her hadde vi som mål å dekomponere de unormale egenskapene til koding og vedlikehold hos pasienter med tilbakevendende alvorlig depressiv lidelse (MDD). Tretti pasienter og trettini friske kontroller fullførte en romlig arbeidsminneoppgave der kodingstiden og retensjonstiden kunne variere under ulike belastningsnivåer. Kodingsytelsen ble vurdert ved å sammenligne nøyaktighetene mellom korte og lange kodetider, og vedlikeholdsytelsen ble vurdert ved å sammenligne nøyaktighetene mellom korte og lange retensjonstider. Resultatene viser en lavere ytelse ved depresjon enn kontrollene. Men mens den reduserte nøyaktigheten ved lang retensjon (vs. kort retensjon) ble økt med en kort kodetid i kontrollgruppen, led ikke retensjonsytelsen til depresjonsgruppen ytterligere av den korte kodetiden. Den generelt svekkede kodingen, sammen med begrenset vedlikehold av immunitet mot den begrensede kodingstiden, antyder en vanlig skjevhet for fast intern prosessering fremfor ekstern prosessering ved tilbakevendende MDD. Paradigmet gitt i denne studien kan være en praktisk og effektiv klinisk test for å vurdere WM-kodings- og vedlikeholdsfunksjonen

Kinesisk urt cistanche-Behandling av depresjon ved å tonifisere nyrene

 Nøkkelord:

tilbakevendende alvorlig depresjon; Arbeidsminne; koding; vedlikehold; laste

1. Introduksjon

Depresjon er en av de mest utbredte psykiatriske lidelsene, og påvirker mer enn 264 millioner mennesker over hele verden [1]. Til tross for fremgang i klinisk behandling er risikoen for tilbakefall fortsatt høy, med en estimert tilbakefallsrate på høyere enn 50 % [2]. Kognitive modeller for depresjon hevdet at utvikling og tilbakefall av depresjon er assosiert med forutinntatt kognitiv prosessering av både ekstern (f.eks. en negativ hendelse) og intern (f.eks. en negativ tro) informasjon [3–5]. Det er viktig at depressive populasjoner ikke bare viser kognitiv skjevhet for negativ informasjon, men viser også generelle mangler i et bredt spekter av kognitive funksjoner, som oppmerksomhet og utøvende kontroll, selv når ingen emosjonell informasjon er bekymret [6,7]. De kognitive underskuddene kan virke for å potensere dysfunksjonen av følelsesregulering ved depresjon [4]. Arbeidsminne (WM) er en kognitiv kjernefunksjon som støtter målrettet atferd ved å gi et grensesnitt mellom persepsjon, langtidshukommelse og handling [3,8]. WM anses generelt for å omfatte koding, tidsmessig vedlikehold og manipulering av mental representasjon. EJ Rose et al. brukte n-ryggoppgaver med ulike vanskelighetsgrader for å utforske arbeidsminneytelsen til pasienter med depresjon. Resultatene viser at pasienter med depresjon hadde langsommere reaksjonstider og redusert nøyaktighet, mens en raskere respons på oppgaver med høyere vanskelighetsgrad kun forekom hos friske kontroller [9]. Ved å bruke to verbale deltester og en ytelsesdeltest av WAIS-R-skalaen, har Fouladi et al. [10] undersøkte oppmerksomhet, arbeids- og verbalhukommelse hos depressive pasienter., og fant at den friske gruppen hadde bedre ytelse. Tilsvarende har Stevan Nikolin et al. gjennomførte en systematisk oversikt og metaanalyse og fant at nøyaktigheten av n-ryggoppgaven til deprimerte pasienter var betydelig redusert sammenlignet med kontrollgruppen. I mellomtiden fant de også at den kliniske situasjonen kan forverre depresjonsrelaterte arbeidsminneunderskudd [11]. Selv om tidligere studier har vist en svekket WM-ytelse ved depresjon [9,12], er det fortsatt uklart om WM-mangelene stammer fra svekket koding, vedlikehold eller begge deler.

For å løse disse problemene, i denne studien, manipulerte vi samtidig kodings- og retensjonsvanskene i en romlig WM-oppgave og undersøkte hvordan vanskeligheten i disse to fasene påvirker følgende ytelse ved tilbakevendende alvorlig depressiv lidelse (MDD). Spesifikt, i denne oppgaven ble deltakerne først bedt om å huske plasseringen av forskjellige former. Etter et retensjonsintervall uten noen sensorisk input, ble de bedt om å rapportere plasseringen til en av de lagrede formene. Varigheten av stimuluspresentasjonen og retensjonsintervallet kan både være kort eller langt, noe som resulterer i varierende vanskelighetsgrader for både koding (kort vs. lang koding) og retensjon (kort vs. lang retensjon). Når det gjelder disse manipulasjonene innenfor gruppe, er den potensielle interaksjonen mellom grupper (depresjon vs. friske kontroller) og kodings-/retensjonsvansker ikke bare forårsaket av de forskjellige motivasjonsnivåene til de to gruppene for å fullføre oppgaven. Vi forventet at kort koding og lang retensjon ville svekke WM-ytelsen, noe som resulterer i lavere nøyaktighet i disse to forholdene enn henholdsvis lang koding og kort retensjon. I forhold til forskningsspørsmålet vårt forutsier depresjonsrelaterte kodingsunderskudd at kort kodingstid bør svekke ytelsen mer i depresjonsgruppen enn i kontrollgruppen. På samme måte forutsier vedlikeholdsunderskudd ved depresjon at lang retensjon svekker ytelsen mer i depresjonsgruppen enn i kontrollgruppen. Gitt at de kognitive underskuddene ved depresjon blir tydelige når minnebelastningen øker [12], ble minnebelastningen også manipulert i denne studien ved å variere antall elementer som måtte huskes.

Kinesisk urt cistanche-Behandling av depresjon ved å tonifisere nyrene

2. Materialer og metoder

2.1. Deltakere

Utvalgsstørrelsen ble bestemt basert på en pilotstudie (Supplementary Materials, [13]), tilgjengeligheten av deltakere, og inkluderings- og eksklusjonskriteriene. Pasienter ble rekruttert fra polikliniske psykiatriske klinikker ved det fjerde folkesykehuset i Wuhu, Kina. Diagnosen ble utført av autoriserte psykiatere ved bruk av strukturerte intervjuer basert på DSM-V [14]. Inklusjonskriterier for pasienter var: (1) i alderen 18–60 år, høyrehendt, fullført ungdomsskoleutdanning (dvs. minst 9 års formell utdanning); (2) diagnostisert minst to ganger med MDD og opplever en aktuell episode; og 3) minst to måneder mellom gjeldende episode og forrige episode. Pasienter ble ekskludert hvis de oppfylte kriteriene schizofreni, schizoaffektiv lidelse, bipolar lidelse eller angstlidelse som primærdiagnose. Tretti voksne pasienter som oppfylte kriteriene ovenfor, deltok i eksperimentet. Kontrollgruppen ble rekruttert fra sykehuset og samfunnet om sykehuset gjennom annonser. Tretti-ni friske deltakere oppfylte følgende kriterier ble inkludert i kontrollgruppen: (1) i alderen 18–60 år, høyrehendt, fullført ungdomsskoleutdanning; (2) oppfylte ikke de diagnostiske kriteriene for MDD i henhold til den kliniske diagnosen; (3) rapporterte ingen historie med psykisk sykdom eller nevrologisk sykdom. Kontrollgruppen bestod av de medfølgende personer med pasienter, ikke-medisinsk personale på sykehuset, og de som bor i nærheten av sykehuset. I tillegg til det kliniske intervjuet, fylte begge gruppene ut Beck Depression Inventory (BDI, [15]) før eksperimentet. De demografiske og kliniske egenskapene til de to gruppene er vist i tabell 1.

Tabell 1. Demografiske og kliniske karakteristika for deltakerne (gjennomsnitt ± SD).

Informert samtykke ble innhentet fra alle deltakerne før eksperimentet. Vi overholdt APAs etiske standarder samt Helsinki-erklæringen i behandlingen av våre deltakere. Denne studien ble godkjent av Institutional Review Board for Human Research Protections ved Shanghai Jiao Tong University (B2020013I).

2.2. Design og fremgangsmåte

Eksperimentet ble utført i et laboratorierom på sykehuset. Spatial Working Memory and Attention Test on Paired Symbols (SWAPS, [16]), utviklet av vår gruppe og samarbeidspartnere, ble tatt i bruk for å evaluere ytelsen til romlig WM. Denne testen har vist seg å være enkel og passende for klinisk bruk.

SWAPS-testen er sammensatt av et visuelt todimensjonalt rutenettplan (13◦ * 13◦ av visuell vinkel) på en puteskjerm (Figur 1). I begynnelsen av hvert forsøk ble to målformer (hver 3,4◦ * 3,4◦ synsvinkel) plassert i to forskjellige celler i rutenettet presentert. Deltakerne ble bedt om å huske plasseringen av de presenterte elementene (dvs. kodingsfasen). I forskjellige forsøk ble minnebelastningen manipulert på forskjellige nivåer ved å variere mengden av gjenstandene. I tilstanden Last 1 ble bare to gjenstander med samme form presentert. Fra belastning 2 til belastning 3 og belastning 4 økte antallet par med samme form fra 2 3 og 4; det var to par figurer i Load 2, tre par figurer i Load 3 og fire par figurer i Load 4. Tiden for koding var enten 500ms (kort stimuluskoding) eller 2000ms (lang stimuluskoding). Deretter ble et tomt rutenett presentert som tjente som retensjonsintervall. Varigheten av retensjonsintervallet kan være enten 500ms (kort intervall) eller 2000ms (langt intervall). Etter retensjonsintervallet ble en av de lagrede formene presentert og deltakerne ble bedt om å angi riktig plassering av det andre elementet med samme form ved å berøre skjermen med høyre pekefinger. Rettssaken ble ikke avsluttet med mindre det ble gitt svar. Deltakerne ble pålagt å svare så nøyaktig som mulig. Last 1 og Last 2 var fyllstoffforhold, som hver inkluderte kun 4 forsøk (Pilotstudien der Last 2 ble inkludert som en eksperimentell tilstand viste det samme mønsteret av resultater, se Supplerende materialer). For belastning 3 og belastning 4 var det 32 ​​forsøk for hver av tilstandene: stimuli-kort (Encode-S), stimuli-lang (Encode-L), intervall-kort (Interval-S) og intervall-lang (Interval) -L). Forsøk under forskjellige forhold ble blandet og presentert i tilfeldig rekkefølge. Før det formelle eksperimentet ble det presentert en illustrert instruksjon, og deltakerne ble pålagt å gjennomføre fem praksisforsøk.

Figur 1. Stimuli (a) og arbeidsflyten til en eksempelprøve (b). Minnebelastningen ble manipulert ved å variere antall formpar. Sirkelen og den hvite pilen i cellen nederst til høyre er illustrert for å vise den riktige responsen for den nåværende prøven, men ble ikke presentert i eksperimentet

2.3. Statistisk analyse

For hver deltaker ble nøyaktigheten (prosentandel av forsøk med korrekt respons) og reaksjonstider (RTs) i hver eksperimentelle tilstand beregnet. Gjennomsnittlig nøyaktighet og RT-er med standardfeil i hver eksperimentelle tilstand er vist i tabell 2. A 2 (gruppe: MDD vs. kontroll) * 2 (belastning: belastning 3 vs. belastning 4) * 2 (kodingstid: kort vs. lang ) * 2 (retensjonsintervall: kort vs. lang) variansanalyse av gjentatte mål (ANOVA) ble utført, med hver gruppe som faktoren mellom individene. Ytterligere separate ANOVAer og t-tester ble utført etter en interaksjon med gruppene.

Tabell 2. Gjennomsnittlig nøyaktighet (M) og reaksjonstider (RT) med standardfeil (SE) i hver eksperimentelle tilstand for hver gruppe. Encode-S: kort tid for stimuluskoding; Encode-L: lang tid for stimuluskoding; Intervall-S: kort retensjonsintervall; Intervall-L: langt retensjonsintervall

Nøyaktigheten og RT i hver tilstand er vist i tabell 2. Statistisk slutning fokuserte hovedsakelig på nøyaktighet fordi bare korrekte svar, men ikke raske svar, ble oppmuntret. Men for å vise om mønsteret av RT-er var i samsvar med nøyaktighet, ble den samme statistiske analysen også utført på RT-er.

Vi brukte {{0}}.05 som terskelen for statistisk signifikans. For toveisinteraksjoner som involverte grupper ble det imidlertid også utført ytterligere analyser etter en p-verdinedgang på mellom 0,05 og 0,1. Vi valgte å kjøre ytterligere analyser etter disse effektene basert på vår hypotese om at ytelsen ved depresjon ville bli mer påvirket av oppgavevansker (f.eks. høyere belastning, kortere kodingstid, lengre retensjonstid). I tilfeller med å gjøre en "ingen forskjell" slutning, ble en Bayes faktor (BF) analyse utført for å kvantifisere i hvilken grad nullhypotesen var mer sannsynlig å være sann enn den alternative hypotesen [17,18]. Per konvensjon tas en BF > 3 som moderat bevis for den testede hypotesen [19].

3. Resultater

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. Fireveisinteraksjonen nådde ikke signifikans, F(1, 67)=3.10, p=0.083. Gitt treveisinteraksjonen som involverte gruppene, koding og oppbevaring, fokuserte videre analyse på å skille ut hvordan oppbevaring ble påvirket av grupper og koding, med nøyaktigheten avtagende under Load 3 og Load 4. For dette formålet, en separat 2 ( gruppe: MDD vs. kontroll) * 2 (retensjonstid: kort vs. lang) ANOVA ble utført for henholdsvis kort og lang koding. Merk at vi ikke undersøkte hvordan kodingsytelsen ble påvirket av oppbevaring og gruppe, fordi koding alltid går foran vedlikehold.

Kinesisk urt cistanche-Behandling av depresjon ved å tonifisere nyrene

For kort koding, både hovedeffekten av gruppe, F(1, 67)=16.80, p < 0.001, ηp 2=0.200, og hovedeffekten av retensjon, F(1, 67)=15.37, p < 0.001, ηp 2=0 .187, var signifikante, mens interaksjonen mellom gruppe og retensjon ikke nådde signifikans, F < 1, noe som tyder på at den reduserte nøyaktigheten ved lang retensjon (vs. kort retensjon) var ekvivalent mellom depresjonsgruppen (5,5 %) og kontrollgruppen (8,7 %). For lang koding, mens hovedeffekten av retensjon ikke var signifikant, F(1, 67)=2.93, p=0.091, begge hovedeffekten av gruppen, F(1, 67)=13.80, p < 0.001, ηp 2=0.171, og interaksjonen mellom gruppe og oppbevaring, F(1, 67)=7.37, p=0. 008, ηp 2=0.099, var signifikante. Denne interaksjonen skjedde fordi bare depresjonsgruppen viste en signifikant redusert nøyaktighet ved lang retensjon (mot kort retensjon, 8,3%), paret t(29)=2.56, p=0.016, Cohens d=0.467, 95 %CI=(1,7 %, 15,0 %), mens kontrollgruppen ikke viste noen signifikant forskjell (–1,9 %), t < 1. Dessuten, analysen av nøyaktighetsforskjellen viste at den reduserte nøyaktigheten ved lang retensjon var større etter kort koding enn lang koding i kontrollgruppen (paret t(38)=4.06, p < 0.001, Cohen's d=0.650, 95 % CI=(5,3 %, 15,8 %), mens en redusert nøyaktighet ved lang retensjon var ekvivalent mellom kort koding og lang koding i depresjonsgruppen, t < 1 (figur 2b). Denne mangelen på forskjell i depresjonsgruppen ble ytterligere bekreftet av en BF-analyse som ga B01=3.937, noe som tyder på at nullhypotesen, dvs. "den reduserte nøyaktigheten ved lange retensjonsintervaller ikke var forskjellig mellom kort koding og lang koding ", er 3,937 ganger mer sannsynlig å være sann enn den alternative hypotesen, dvs. "den reduserte nøyaktigheten ved lange retensjonsintervaller var forskjellig mellom kort koding og lang koding". I tillegg, selv om nøyaktigheten til depresjonsgruppen under kort koding og lang retensjon var lav, var den fortsatt over sjansenivået (12,5 %, en av de andre åtte cellene i rutenettet), t(29)=10 .70, p < 0,001 (ett-utvalgs t-test), Cohens d=1.96, 95 %CI=(37.7 %, 55.5 %). Disse resultatene tyder på at retensjonsytelsen i depresjonsgruppen ikke ble ytterligere svekket av en kort kodetid, ikke bare kan skyldes en gulveffekt.

Figur 2. Nøyaktigheter (a) og gjennomsnittlige reaksjonstider (RTs) (c) med standardfeil er vist som en funksjon av kodingstid og retensjonstid for hver gruppe. Forskjellen i nøyaktighet mellom kort og lang retensjon (b), og forskjellen i RT mellom lang retensjon og kort retensjon (d) med standardfeil vist som funksjon av kodetiden for hver gruppe. Encode−S: kort tid for stimuluskoding; Encode−L: lang tid for stimuluskoding; Intervall−S: kort retensjonsintervall; Intervall−L: langt retensjonsintervall

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). Dermed var mønsteret til RT-er i samsvar med mønsteret av nøyaktighet ved at WM-kodingen ble svekket i depresjon i forhold til de friske kontrollene. Selv om RT-ene ikke viste en statistisk signifikant interaksjon mellom grupper, koding og oppbevaring, var mønsteret det samme som mønsteret for nøyaktighet (figur 2d), og utelukker den potensielle avveiningen mellom nøyaktighet og hastighet som fører til de observerte effektene. Gjennomsnittlig nøyaktighet og reaksjonstid i hver eksperimentelle tilstand for hver gruppe er vist i tabell 2.

4. Diskusjon

I likhet med WM-mangelene vist i tidligere studier på depresjon [9,12], var den totale nøyaktigheten i den romlige WM-oppgaven vist i denne studien lavere i depresjonsgruppen sammenlignet med de friske kontrollene. I en utvidet studie løsnet vi komponentene i kodingen og vedlikeholdet av WM og demonstrerte kodings- og vedlikeholdsegenskapene ved tilbakevendende MDD. Spesifikt led depresjonsgruppen mer av den korte kodingstiden enn kontrollgruppen, og viste en større redusert nøyaktighet og mer forsinket respons i den korte kodingen enn den lange kodingstiden. Imidlertid ble forskjellen mellom kort og lang retensjon i de to gruppene modulert forskjellig av kodingstiden. I den lange kodetiden viste depresjonsgruppen en større redusert nøyaktighet ved lang retensjon (vs. kort retensjon) enn kontrollgruppen. I den korte kodetiden ble den reduserte nøyaktigheten ved lang retensjon (vs. kort retensjon) økt i kontrollgruppen, mens depresjonsgruppen ikke ble ytterligere påvirket. Samlet antyder resultatene at kodingen for WM generelt var svekket ved tilbakevendende MDD i forhold til de friske kontrollene. Derimot, selv om vedlikeholdet i depresjon var gjenstand for lange retensjonsintervaller, var dette vedlikeholdet immun mot kodingsbegrensningene.

Kodingssviktene ved depresjon vist i denne studien stemmer overens med de veldokumenterte oppmerksomhetssviktene ved depresjon [4]. Som et system med begrenset kapasitet er WM avhengig av fokusert oppmerksomhet slik at oppgaverelevant informasjon kan prioriteres og oppgaveirrelevant informasjon effektivt kan filtreres ut [20,21]. Etterspørselen etter fokal oppmerksomhet kan være høy når kodingstiden er kort (f.eks. 500 ms), noe som resulterer i redusert ytelse i forhold til lang kodetid (f.eks. 2000 ms), spesielt for depresjonsgruppen hvis fokus er sårbar.

Kinesisk urt cistanche-tonifying nyre

Klikk her for å se produkter fra Cistanche for nyresykdom

【Be om mer】 E-post:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Mens kodingen i depresjon generelt var svekket i forhold til kontrollene, viste vedlikeholdet av de to gruppene forskjellige mønstre etter lang koding og kort koding. Det har blitt antydet at bredden av det nåværende oppmerksomhetsfokuset ble kritisk påvirket av humør [22,23]. For eksempel ble oppmerksomhetsfeltet funnet å være innsnevret av ansikter med negative følelser, mens det ble utvidet av ansikter med positive følelser [23]. Dermed kan deprimerte pasienter ha et innsnevret oppmerksomhetsfokus på grunn av dårlig humør. I samsvar med denne spådommen fant de Fockert og Cooper [24] at deltakere med lave depresjonsskårer viste en mer effektiv perseptuell behandling av global visuell informasjon enn lokal informasjon, mens deltakere med høye depresjonsskårer ikke viste denne globale skjevheten, selv om de generelt sett viste perseptuelle mangler. Basert på disse funnene, i denne studien, kan sunne kontroller ha en tendens til å kode alle stimuli inn i WM. Oppløsningen til den individuelle stimulansen kan imidlertid reduseres med den korte kodetiden. Viktigere er at den lave oppløsningen av stimulus holdt i WM kan lide ytterligere av det lange retensjonsintervallet, noe som resulterer i flere tilbakekallingsfeil etter lang retensjon enn etter kort retensjon. Derimot kan det smale oppmerksomhetsfokuset til depresjonsgruppen bare ha fått lov til å bli kodet noen få ganger, noe som forhindret at den følgende oppbevaringen led ytterligere av den korte kodetiden.

WM-vedlikeholdet innebærer at immunitet mot kodingsbegrensningen kan være relatert til forbedret intern prosessering, for eksempel drøvtygging, som er diagnostisk for depresjon [25,26]. Joormann et al. (2011) [27] fant at det var vanskeligere for depressive deltakere å endre rekkefølgen på varer i WM, noe som førte til en større sorteringskostnad enn i friske kontroller. Viktigere er at slike sorteringskostnader i depresjon var sterkt korrelert med drøvtyggingsscore. Selv om funnene deres var spesifikke for elementene med negative følelser, men ikke for den positive følelsen, viste en annen studie at byttekostnaden ved depresjon skjedde uavhengig av den emosjonelle valensen til WM-innholdet [28]. Denne mangelen på fleksibilitet ved å endre WM-innholdet førte til kognitive kostnader, som kunne forhindre falske minner. I denne sammenhengen antyder vedlikeholdsimmun-mot-kodingsbegrensningen at fast intern prosessering ved depresjon ikke nødvendigvis er begrenset til negative tanker.

Attention og WM er nært beslektet med hverandre [20,29]. Som en kognitiv kontrollprosess deler WM ofte overlappende nevrale kretsløp med oppmerksomhet ovenfra og ned [30]. Postle et al. fant at SWM (spatialt arbeidsminne) og oppmerksomhetsevne støttes av overlappende nervebaser, inkludert den nedre parietallappen, den øvre parietallappen og den laterale prefrontallappen [31]. Selv om kodingskvaliteten hovedsakelig er avhengig av oppmerksomhetsbehandlingen av de ytre stimuli, antydes det å holde de kodede elementene i oppbevaringsperioden å være en intern oppmerksomhetsprosess [29,32]. Fra dette perspektivet kan WM-kodings- og vedlikeholdskarakteristikkene i depresjon forklares av skjevheten til intern oppmerksomhet over ekstern oppmerksomhet og ufleksibiliteten ved koordinering mellom intern og ekstern oppmerksomhet, som stammer fra den felles, begrensede kognitive ressursen. Nærmere bestemt førte mangelen på ekstern oppmerksomhet til en generelt svekket kodeytelse. Når kodingstiden er lang og flere eksterne oppmerksomhetselementer genereres, må intern oppmerksomhet kanskje brukes for å kompensere for mangelen på ekstern oppmerksomhet. Deretter førte mangelen på fleksibilitet til å lede den kognitive ressursen tilbake for å støtte internt vedlikehold til svekket vedlikeholdsytelse. Derimot, når kodingstiden er kort, kan det hende at det ikke er tid til å rette oppmerksomheten fra innsiden til utsiden, og den faste interne oppmerksomheten forhindrer at vedlikeholdet lider ytterligere av de lange retensjonsintervallene.

De felles ressursene til ekstern og intern behandling gjenspeiles også i nyere studier. Keller et al. antydet at pasienter med depresjon vanligvis viser selektiv oppmerksomhetssvikt, vedvarende oppmerksomhetssvikt og delt oppmerksomhetssvikt, som er basert på fordeling av ekstern oppmerksomhet. Opprettholdelse av intern oppmerksomhet manifesteres vanligvis i skjevheten mot negativ informasjon [33]. Murphy et al. foreslo sterkere intern prosessering under oppbevaring, men svakere ekstern prosessering under koding. Den samtidige svekkede kodingen kan motvirkes av det forbedrede vedlikeholdet i MDD, noe som resulterer i en sammenlignbar tilbakekallingsytelse med kontrollgruppen [34]. Denne studien har noen få begrensninger. For det første, for å evaluere de unormale egenskapene til grunnleggende kodings- og vedlikeholdsprosesser til WM i depresjon, brukte vi nøytrale stimuli, men ikke emosjonelle stimuli i oppgaven. Derfor kan ikke dette forklare den kognitive skjevheten for negativ informasjon som ble observert i den depressive befolkningen [4,5]. For det andre kan de forskjellige nivåene av koding og vedlikehold ha ulik kraft til å skille mellom de to gruppene [35]. Kodings- og vedlikeholdsegenskapene i tilbakevendende MDD vist i denne studien bør verifiseres ytterligere i oppgaver med matchet diskriminerende kraft. For det tredje diskuterte og analyserte vi ikke rusmidlers påvirkning på kognitiv ytelse, noe som kan avsløre den potensielle sammenhengen mellom rusmidler og kognitiv ytelse i fremtiden.

Fordeler med cistanche tubulosa-styrke immunsystemet

5. Konklusjoner

Ved direkte å manipulere vanskeligheten med WM-koding og vedlikehold fant vi at tilbakevendende MDD viste kodingsmangler som var mer utsatt for begrenset kodingstid sammenlignet med friske kontroller. Viktigere, mens WM-vedlikehold i friske kontroller lett ble påvirket av begrenset kodingstid, var WM-vedlikehold i tilbakevendende MDD immun mot begrensningene ved koding. Den samtidig svekkede MW-kodingen og begrensede vedlikeholdet av at immunitet mot kodingsbegrensninger kan reflektere en vanlig kognitiv skjevhet for fast intern prosessering fremfor ekstern prosessering ved depresjon. Denne vanlige kognitive skjevheten kan tjene som en integrert forklaring på de unormale WM-kodings- og vedlikeholdsprosessene ved depresjon og er relatert til drøvtygging ved depresjon. Vårt paradigme gitt i denne studien kan være en praktisk og effektiv test for å undersøke slike kognitive prosesser under klinisk diagnose.

Referanser

1. James, SL; Abate, D.; Abate, K.; Abay, S.; Abbafati, C.; Abbasi, N.; Abbastabar, H.; Abd-Allah, F.; Abdela, J.; Abdelalim, A. Global, regional og nasjonal forekomst, prevalens og år levde med funksjonshemming for 354 sykdommer og skader for 195 land og territorier, 1990–2017: En systematisk analyse for Global Burden of Disease Study 2017. Lancet 2018, 392 , 1789–1858. [CrossRef] [PubMed]

2. Sim, K.; Lau, W.; Sim, J.; Sum, M.; Baldessarini, R. Forebygging av tilbakefall og tilbakefall hos voksne med alvorlig depressiv lidelse: Systematisk oversikt og metaanalyser av kontrollerte studier. Int. J. Neuropsychopharmacol. 2016, 19, pyv076. [CrossRef]

3. Beck, AT Kognitiv terapi og emosjonelle lidelser; Penguin: New York, NY, USA, 1979.

4. Gotlib, IH; Joormann, J. Kognisjon og depresjon: Nåværende status og fremtidige retninger. Annu. Rev. Clin. Psychol. 2010, 6, 285. [CrossRef] [PubMed]

5. Mathews, A.; MacLeod, C. Kognitiv sårbarhet for emosjonelle lidelser. 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. Kognitiv kontroll og hjerneressurser ved alvorlig depresjon: En fMRI-studie som bruker n-back-oppgaven. Neuroimage 2005, 26, 860–869. [CrossRef] [PubMed]

7. Snyder, HR Major depressiv lidelse er assosiert med brede svekkelser på nevropsykologiske mål for eksekutiv funksjon: En metaanalyse og gjennomgang. Psychol. Okse. 2013, 139, 81. [CrossRef] [PubMed]

8. Buchweitz, A. Modeller av arbeidsminne: Mekanismer for aktivt vedlikehold og utøvende kontroll. Ilha do Desterro 2002, 43, 193–200.

9. Rose, E.; Ebmeier, K. Mønster av nedsatt arbeidsminne under alvorlig depresjon. J. Affekt. Uorden. 2006, 90, 149–161. [CrossRef]

10. Fouladi, A.; Goli, S. Sammenligning av arbeidsminne, verbal hukommelse og å holde oppmerksomheten i den maniske fasen og depresjon ved bipolar lidelse. J. Adv. Pharm. Educ. Res.|apr-juni 2018, 8., 83.

11. Nikolin, S.; Tan, Y.; Schwaab, A.; Moffa, A.; Loo, C.; Martin, D. En undersøkelse av arbeidsminnesvikt ved depresjon ved bruk av n-ryggoppgaven: En systematisk oversikt og metaanalyse. J. Affekt. Uorden. 2021, 284, 1–8. [CrossRef]

12. Pelosi, L.; Slade, T.; Blumhardt, L.; Sharma, V. Arbeidsminne dysfunksjon i alvorlig depresjon: En hendelsesrelatert potensiell studie. Clin. Neurophysiol. 2000, 111, 1531–1543. [CrossRef] [PubMed]

13. Faul, F.; Erdfelder, E.; Lang, AG; Buchner, A. G* Power 3: Et fleksibelt statistisk kraftanalyseprogram for sosiale, atferdsmessige og biomedisinske vitenskaper. Oppførsel. Res. Metoder 2007, 39, 175–191. [CrossRef] [PubMed]

14. Edition, F. Diagnostisk og statistisk manual for psykiske lidelser. Er psykiatrisk. Assoc 2013, 21, 591–643.

5. Steer, R. Manual for Beck Depression Inventory-II. Tilgjengelig på nettet: https://www.scienceopen.com/document?vid=9feb932 d-1f91-4ff9-9d27-da3bda716129 (åpent på 27. september 2022).

16. Song, W.; Zhang, K.; Sun, J.; Ma, L.; Jesse, F.; Teng, X.; Zhou, Y.; Bao, H.; Chen, S.; Wang, S. En enkel romlig arbeidsminne og oppmerksomhetstest på sammenkoblede symboler viser utviklingssvikt hos schizofrenipasienter. Nevral Plast. 2013, 2013, 130642. [CrossRef]

17. Rouder, JN; Morey, R.; Speckman, P.; Province, J. Standard Bayes-faktorer for ANOVA-design. J. Math. Psychol. 2012, 56, 356–374. [CrossRef]

18. Wagenmakers, E.-J.; Marsman, M.; Jamil, T.; Ly, A.; Verhagen, J.; Kjærlighet, J.; Selker, R.; Gronau, Q.; Šmíra, M.; Epskamp, ​​S. Bayesiansk slutning for psykologi. Del I: Teoretiske fordeler og praktiske konsekvenser. Psykon. Okse. Rev. 2018, 25, 35–57. [CrossRef]

19. Wagenmakers, E.-J.; Kjærlighet, J.; Marsman, M.; Jamil, T.; Ly, A.; Verhagen, J.; Selker, R.; Gronau, Q.; Dropmann, D.; Boutin, B. Bayesiansk slutning for psykologi. Del II: Eksempelapplikasjoner med JASP. Psykon. Okse. Rev. 2018, 25, 58–76. [CrossRef]

20. Awh, E.; Jonides, J. Overlappende mekanismer for oppmerksomhet og romlig arbeidsminne. Trender Cogn. Sci. 2001, 5, 119–126. [CrossRef]

21. Gazzaley, A.; Nobre, A. Top-down modulering: Bygge bro mellom selektiv oppmerksomhet og arbeidsminne. Trender Cogn. Sci. 2012, 16, 129–135. [CrossRef]

22. Rowe, G.; Hirsh, J.; Anderson, A. Positiv påvirkning øker bredden i oppmerksomhetsseleksjon. Proc. Natl. Acad. Sci. USA 2007, 104, 383–388. [CrossRef] [PubMed]

23. Zhang, X.; Japee, S.; Safiullah, Z.; Mlynaryk, N.; Ungerleider, L. En normaliseringsramme for emosjonell oppmerksomhet. PLoS Biol. 2016, 14, e1002578. [CrossRef] [PubMed]

24. de Fockert, JW; Cooper, A. Høyere nivåer av depresjon er assosiert med redusert global skjevhet i visuell prosessering. Cogn. Emot. 2014, 28, 541–549. [CrossRef] [PubMed]

25. Nolen-Hoeksema, S. Rollen til drøvtygging ved depressive lidelser og blandede angst/depressive symptomer. J. Abnorm. Psychol. 2000, 109, 504. [CrossRef]

26. Spasojevic, J.; Legering, LB Drøvtygging som en vanlig mekanisme knyttet til depressive risikofaktorer til depresjon. Emotion 2001, 1, 25. [CrossRef]

27. Joormann, J.; Levens, S.; Gotlib, I. Klistrete tanker: Depresjon og drøvtygging er assosiert med vanskeligheter med å manipulere emosjonelt materiale i arbeidsminnet. 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. Intern kognitiv kontroll ved klinisk depresjon: Generelle men ingen følelsesspesifikke svekkelser. Psykiatri Res. 2012, 199, 124–130. [CrossRef] [PubMed]

29. Chun, MM; Golomb, J.; Turk-Browne, N. En taksonomi av ekstern og intern oppmerksomhet. Annu. Rev. Psychol. 2011, 62, 73–101. [CrossRef]

30. Keller, AS; Ball, T.; Williams, L. Dyp fenotyping av oppmerksomhetssvikt og 'uoppmerksomhetsbiotypen' ved alvorlig depressiv lidelse. Psychol. Med. 2020, 50, 2203–2212. [CrossRef]

31. Postle, BR Distraksjonsspennende vedvarende aktivitet under forsinket gjenkjenning av lokasjoner. Neuroimage 2006, 30, 950–962. [CrossRef]

32. Kiyonaga, A.; Egner, T. Arbeidsminne som intern oppmerksomhet: Mot en integrerende redegjørelse for interne og eksterne seleksjonsprosesser. Psykon. Okse. Rev. 2013, 20, 228–242. [CrossRef] [PubMed]

33. Keller, AS; Leikauf, J.; Holt-Gosselin, B.; Staveland, B.; Williams, L. Ta hensyn til oppmerksomhet ved depresjon. Overs. Psykiatri 2019, 9, 1–12. [CrossRef] [PubMed]

34. Murphy, O.; Hoy, K.; Wong, D.; Bailey, N.; Fitzgerald, P.; Segrave, R. Personer med depresjon viser unormal modulering av nevrale oscillerende aktivitet under koding og vedlikehold av arbeidsminne. Biol. Psychol. 2019, 148, 107766. [CrossRef] [PubMed]

35. Chapman, LJ; Chapman, JP Problemer i måling av kognitive underskudd. Psychol. Okse. 1973, 79, 380. [CrossRef]