Sumažėjęs specifiškumas ir padidėjęs autobiografinės atminties bendrumas išlieka, nes kognityviniai pažeidžiamumai sergant persiduodančia didžiąja depresija: metaanalizė, 2 dalis

2.3|Duomenų ištraukimas ir tvarkymas

Du apmokyti tyrimų padėjėjai (bendraautoriai/ir/) ieškojo atskirai.

Drausmė ir atmintis yra neatsiejami dalykai. Gerai treniruotas žmogus paprastai turi geresnę atmintį, gali greičiau išmokti naujų dalykų ir lengviau apdoroja informaciją.

Kūno treniruotės gali padėti mums pagerinti atmintį. Tyrimai rodo, kad fizinis lavinimas gali padidinti neuronų jungčių tankį smegenyse ir smegenų kraujotaką, taip skatinant smegenų sveikatą ir mokymosi gebėjimus. Be to, gerai apmokyti žmonės paprastai turi geresnę psichinę sveikatą ir daugiau teigiamų emocijų kartu su fizine sveikata, o tai prisideda prie atminties gerinimo.

Be fizinio lavinimo, mes taip pat galime pagerinti atmintį mankštindami smegenis. Kai kurie metodai apima: atminties žaidimų praktikavimą, matematinių užduočių atlikimą, skaitymą ir rašymą ir kt. Ši veikla gali padėti mums mankštinti smegenis ir pagerinti mūsų dėmesį, koncentraciją ir mąstymo įgūdžius.

Galiausiai, miegas yra svarbus veiksnys gerinant atmintį. Miegas padeda mums įtvirtinti tai, ko išmokome, ir pašalinti netvarką smegenyse. Išlaikydami gerus miego įpročius, galime padaryti savo smegenis aiškesnes ir energingesnes.

Apibendrinant galima pasakyti, kad geros treniruotės gali pagerinti atmintį, o vykdoma veikla yra teigiama ir naudinga fizinei bei psichinei sveikatai. Mankštindami smegenis ir išlaikydami gerus miego įpročius, galime pagerinti atmintį ir efektyviau išmokti naujų dalykų. Matyti, kad turime pagerinti atmintį, o Cistanche deserticola gali žymiai pagerinti atmintį, nes Cistanche deserticola taip pat gali reguliuoti neuromediatorių pusiausvyrą, pavyzdžiui, padidinti acetilcholino ir augimo faktorių kiekį. Šios medžiagos labai svarbios atminčiai ir mokymuisi. Be to, mėsa taip pat gali pagerinti kraujotaką ir skatinti deguonies tiekimą, o tai gali užtikrinti, kad smegenys gautų pakankamai maistinių medžiagų ir energijos, taip pagerinant smegenų gyvybingumą ir ištvermę.

Spustelėkite Žinoti, kad pagerintumėte trumpalaikę atmintį

Vienas tyrimo padėjėjas iš pradžių ištraukė visus duomenis, o antrasis tyrimo padėjėjas vėl ištraukė visus duomenis, patikrindamas, ar nėra neatitikimų. Tada pirmasis autorius (/) patikrino duomenis ir visi likę skirtumai buvo išspręsti diskutuojant.

Mes išskyrėme kiekvienos grupės dalyvių skaičių tam tikrame tyrime, jų vidutinį amžių, moterų proporciją ir diagnostikos priemonę, naudojamą didžiosios depresijos įvertinimui, depresijos simptomų sunkumo matą, ankstesnių depresijos epizodų skaičių, naudotų užuominų skaičių, signalą. signalo atsako valentingumas ir trukmė. Kai tyrime buvo aiškiai nurodytas dalyvių išsilavinimo lygis ir etninė priklausomybė, tai taip pat buvo ištraukta.

Kiekviename tyrime buvo išskirti tiek klinikinės, tiek kontrolinės grupės vidutiniai ir standartinio nuokrypio balai, skirti įvertinti depresijos simptomų sunkumą.

Nors tyrimai buvo atrinkti remiantis tuo, kad nė viena iš lyginamų dalyvių grupių neturėjo klinikinės depresijos, vis dėlto galėjo būti skirtumų tarp depresijos simptomų, kurie galėjo lemti grupių skirtumus nespecifiniuose ar bendruose prisiminimuose.

Todėl kiekviename tyrime buvo apskaičiuotas standartizuotas vidutinis sunkumo balų skirtumas tarp grupių ir šis kintamasis buvo įvertintas kaip galimas moderatorius taikant metaregresiją.

Išskyrėme specifinių ir bendrųjų prisiminimų skaičiaus arba proporcijos vidurkį ir standartinį nuokrypį, gautą pagal AMT užuominas. Jei ši informacija buvo prieinama apie skirtingus signalų valentumus, ji taip pat buvo išgauta, kad būtų galima jas analizuoti atskirai.

Taip pat ištraukėme laiką, per kurį dalyviai turėjo prisiminti kiekvieną prisiminimą po užuominos pateikimo, ar atsakymai gali būti pateikti žodžiu, ar kitaip, ir dalyviams pateiktų užuominų skaičių.

2.4|Analitinė strategija

Atsitiktinių efektų metaanalizės su didžiausios tikimybės įverčiais buvo atliekamos naudojant meta paketą (Balduzzi ir kt., 2019) Rstatistical programinėje įrangoje 4.0.3 (R Core Team (2020), 2020) atskirai specifinėms ir bendroms atmintims. , naudojant Hedges' g kaip efekto dydį.

Miško sklypai buvo naudojami grafiškai pavaizduoti bendro poveikio dydžio 95% pasikliautinąjį intervalą ir prognozavimo intervalą, taip pat atskirų tyrimo taškų įverčius ir 95% pasikliautinuosius intervalus. Tarp tyrimų buvo pranešta apie poveikio dydžio nevienalytiškumą Q, τ2 ir I2. Q statistika rodo, kad veiksniai, nepriklausantys imties klaidoms, lemia poveikio dydžio įvertinimo pokyčius (Lipsey ir Wilson, 2001).

τ2 statistika rodo absoliučią tikrosios dispersijos reikšmę. Q statistikos galia aptikti statistiškai reikšmingus skirtumus yra pagrįsta metaanalizėje naudotų tyrimų skaičiumi.

Priešingai, I2 indeksas nesiremia statistiniu reikšmingumu, o yra procentas nuo bendro poveikio dydžio rinkinio kitimo, kuris atsiranda dėl tyrimų nevienalytiškumo, o ne dėl atsitiktinumo (Higgins ir Thompson, 2002). Šios analizės buvo atliekamos atsižvelgiant į bendrą efekto dydį, skirtą skirtingų tipų signalams ir kiekvienam signalui atskirai.

Kalbant apie galimus bet kokio pastebėto heterogeniškumo moderatorius, mes išbandėme depresijos simptomų sunkumo skirtumus tarp grupių, naudodami poveikio dydį, apskaičiuotą pagal vidurkius ir SD, amžių, moterų dalį (norint įvertinti lyties įtaką), naudotų ženklų skaičių. AMT, laikas, nurodytas AMT paieškai, paskelbimo metai ir imties dydis.

Atsižvelgdami į tai, kad ekstremalūs balai gali nederamai paveikti bendrą poveikį, mes nustatėme iškrypimus kaip bet kurį tyrimą, kurio pasikliautinieji intervalai nesutapo su bendro poveikio dydžio pasikliautinuoju intervalu. Jautrumo analizė buvo atlikta pašalinus šiuos tyrimus ir vėl atliekant analizę, kad būtų galima įvertinti bendro poveikio pokyčius.

2,5|Šališkumo rizika

Norėdami įvertinti šališkumą, naudojome kelis skirtingus metodus. Tyrimo lygmeniu šališkumo šaltiniai buvo vertinami tikrinant, ar (1) tyrimas apėmė atsitiktinių atskyrimą tarp tyrimo užduočių ir jų viduje (pvz., žodžiai pateikti fiksuota arba atsitiktine tvarka), (2) nuo jų buvo slepiamas dalyvių grupių paskirstymas, ( 3) dalyviai ir personalas buvo akli tyrimo pobūdžiui, (4) autobiografinės atminties užduoties koduotojai nebuvo aklūs dalyvių grupės paskyrimui ir tyrimo pobūdžiui kodavimo metu, (5) buvo įrodymų, kad rezultatai buvo pateikti nepilnai arba priešingai, kaip ir išankstinės registracijos atveju, (5) tam tikri dalyviai buvo įtraukti į tyrimą, bet nebuvo įtraukti į analizę dėl neaiškių priežasčių, ir (6) konkrečių priemonių balai buvo įtraukti į tyrimą, bet pasirinktinai neįtraukti į galutinę ataskaitą.

Jei buvo pastebėti šie galimi šališkumo šaltiniai, buvo pastebėta didelė šališkumo rizika. Jei tyrime nebuvo pakankamai informacijos, kad būtų galima aiškiai įvertinti, ar tai buvo galimas šališkumo šaltinis, buvo pastebėtas tam tikras susirūpinimas.

Jei tyrime buvo aiškiai nurodyti veiksmai, kurių buvo imtasi siekiant valdyti paminėtą šališkumą, tada buvo pastebėta maža šališkumo rizika. Norėdami įvertinti publikavimo paklaidą tyrimų imtyje, sukūrėme piltuvėlių diagramas, kuriose x ašyje buvo nubraižyti poveikio dydžio įverčiai, o y ašyje - atvirkštinė jų standartinė paklaida. Grafikai primena piltuvą, kurio apačioje yra ne tokie tikslūs įverčiai, o viršuje – mažiausiomis standartinėmis paklaidomis.

Jei nėra paskelbimo šališkumo, piltuvo diagrama hipotetiškai bus simetriška. Tačiau trūkstamų tyrimų, kuriuos slopina publikavimo šališkumas, gali atsirasti pastebima asimetrija piltuvo diagramoje. Eggerio testas (Egger ir kt., 1997) buvo naudojamas kaip statistinis piltuvėlio diagramos asimetrijos testas su reikšminga p-reikšme, rodančia piltuvo diagramos asimetriją, taigi ir publikacijos paklaidą.

Buvo atlikta apkarpymo ir užpildymo procedūra, kurios metu įvertinami „trūkstantys tyrimai“, kol atsiranda piltuvo sklypo simetrija ir sukuriamas pakoreguotas efekto dydis. Pažymėtina, kad ši procedūra gali neduoti patikimų rezultatų tokiomis aplinkybėmis, kai tarp tyrimų yra pastebimas nevienalytiškumas.

P kreivės analizė taip pat buvo naudojama siekiant įvertinti p įsilaužimo potencialą, ty pasirinktinai pateikti arba analizuoti duomenis, skatinančius pasiekti p reikšmę, mažesnę nei analfa 0,05 (Simonsohn ir kt., 2014).

Daroma prielaida, kad kai mažesnių nei 0,05 p reikšmių pasiskirstymas yra iškreiptas į kairę, tai rodo, kad rezultatai yra tik nežymiai statistiškai reikšmingi, palyginti su tais, kurie aiškiai yra žemiau 0,05 alfa.

Tai gali būti aiškinama kaip nurodanti, kad p-hacking pakenkė bendram metaanalitiniam efektui. Šioje analizėje pateikiamas statistinės galios įvertinimas, o didesnė galia padidina tikimybę, kad bus pastebėta mažesnė p vertė ir „tikrasis efektas“.

3|REZULTATAI

3.1|Studijų pasirinkimas ir studijų charakteristikos

Atlikus paiešką buvo atlikta 17 tinkamų tyrimų (žr. 1 pav.). Į metaanalizę įtrauktų 17 straipsnių pavyzdinės charakteristikos pateiktos 1 lentelėje. Buvo apskaičiuota penkiolika efektų dydžių tyrimams, apie kuriuos pranešta apie specifiškumą kaip AMT atsakų indeksą, o devyni efektų dydžiai buvo apskaičiuoti pernelyg bendriems atminimams. Septyniuose tyrimuose buvo nurodytas ir specifiškumas, ir bendri prisiminimai kaip AMT atsakų indeksas (Crane ir kt., 2007; Gupta ir Kar, 2012; Haddad ir kt., 2014; Jermannet al., 2013; Mackinger ir kt., 2000; Matsumoto ir kt. al., 2022).

Visuose devyniuose tyrimuose, kuriuose buvo pranešta apie pernelyg bendrus prisiminimus atsakant į AMT, buvo pateiktas kategoriškų prisiminimų skaičius arba proporcija kaip bendros atminties indeksas, o tik du tyrimai pranešė apie galimus pernelyg bendrus atsakymus (ty išplėstinius prisiminimus arba semantinius ryšius [žodžiai, kurie gali būti temiškai susiję, bet neatspindintys prisiminimas per se, pvz., man patinka gėlės]).

Atsižvelgiant į tai, taip pat į ankstesnius įrodymus, kad skirtumus tarp žmonių, sergančių depresija ir be jos, gali paaiškinti kategorinio tipo ir be teksto tipo bendrieji prisiminimai (Mark ir kt., 1992), kategoriški prisiminimai buvo naudojami kaip pernelyg bendros atminties indeksas. visose analizėse.

Imties dydžiai svyravo nuo devynių iki 275 dalyvių (nuo 9 iki 164, kai depresija praeina, nuo 10 iki 275 kontrolinių grupių). Šioje apžvalgoje pateikti tyrimai buvo paskelbti 2000–2016 m., išskyrus vieną išankstinį spaudinį, paskelbtą 2021 m. Dalyvių amžiaus vidurkis buvo 20,9 metų (diapazonas 11–86 m.), o atvejo ir kontrolinių imčių visuose tyrimuose amžiaus vidurkis buvo maždaug vienodas.

Vidutinė moterų dalis tyrimuose buvo 78,18% (remituojančios depresijos grupė=82,7%, kontrolinė=73,7%). Visuose tyrimuose buvo naudojami interviu, siekiant įvertinti depresijos diagnozes arba atmesti depresijos istoriją, o visuose, išskyrus du, buvo naudojamos struktūrizuotos, standartizuotos diagnostinės apklausos priemonės.

Mėginiuose buvo naudojami keli skirtingi depresijos sunkumo matai; tačiau dažniausiai naudojamas buvo BeckDepression Inventory-II (BDI-II; n=8; 44,4 %; Beck ir kt., 1996).

Tenstudijos suteikė informacijos apie praeityje sirgusių depresijos epizodų skaičių; tačiau vidurkius ir standartinius nuokrypius buvo galima išskirti arba apskaičiuoti tik iš devynių. Barnhofer ir kt. (2007) pateikė medianos ir diapazono reikšmes, kurios buvo konvertuotos į vidurkius ir standartinius nuokrypius naudojant Box-Cox metodą (McGrathet al., 2020).

Haddad ir kt. (2014) pateikė vidurkį ir diapazoną, iš kurių pastarasis buvo naudojamas standartiniam nuokrypiui įvertinti (Hozoet al., 2005). Haringsmai ir kt. (2010), vidutinis ir standartinis nuokrypis buvo įvertinti naudojant pateiktus duomenis, rodančius, kad 26 dalyviai patyrė tik vieną ankstesnį epizodą, o likę 37 dalyviai, kurie, kaip buvo pranešta, turėjo du ar daugiau ankstesnių epizodų, buvo konservatyviai koduojami kaip turintys du epizodus.

ForSpinhoven ir kt. (2006), vidutinis ir standartinis nuokrypis galėjo būti įvertintas iš pateiktų duomenų, nors dalyviai, kurie, kaip buvo pranešta, turėjo šešis ar daugiau ankstesnių epizodų, buvo konservatyviai koduojami kaip išgyvenantys šešis epizodus.

Jei reikia, visuose tyrimuose buvo matuojamas atminties specifiškumas arba perdėtas bendrumas naudojant AMT (Williams & Broadbent, 1986). Be to, visuose tyrimuose buvo prašoma atsakyti žodžiu, išskyrus vieną tyrimą, kuriame buvo nukrypta nuo šio formato ir reikėjo atsakyti raštu (Wesselet al., 2001). Užuominų, pateiktų siekiant išgauti konkrečius AMT prisiminimus, skaičius skirtinguose tyrimuose (diapazonas=10–40).

Teigiamas ir neigiamas valentingumas buvo dažniausiai pranešta. Per mažai tyrimų pranešė apie neutralų valentingumą, kad būtų galima atskirai įvertinti šiuos atsakymus į šiuos signalus. Pusė tyrimų skyrė 30-s AMT užuominų atsako laiką, o likusieji naudojo skirtingą reakcijos laiką (diapazonas=20–120 s).

3.2|Šališkumo rizika studijose

Nustatyta, kad visi tyrimai kelia bent tam tikrą susirūpinimą dėl šališkumo rizikos (išsamų tyrimų kodavimą žr. pagalbinėje informacijoje). Kaip nurodyta 2 lentelėje, kiekvienoje galimo šališkumo šaltinio kategorijoje tyrimai daugiausia buvo užkoduoti, nes buvo tam tikras susirūpinimas. Daugumoje tyrimų nebuvo aiškaus susirūpinimo, kad duomenys buvo pateikti nepilnai.

Jokie tyrimai nebuvo iš anksto užregistruoti, todėl negalima atmesti selektyvaus pranešimo rizikos. Šios išvados rodo, kad šioje srityje atlikti tyrimai gali turėti vieną, jei ne kelis, galimus šališkumo šaltinius, todėl juos reikėtų interpretuoti atitinkamai ir atsižvelgiant į publikavimo šališkumo rodiklius.

3.3|Sintezės rezultatai: Specifinės atminties atkūrimas

Palyginti konkrečius prisiminimus tarp žmonių, sergančių praeinančia depresija, ir žmonių, kurie niekada nesirgo depresija, buvo nedidelis arba vidutinis neigiamas bendras poveikis (k {0}};g=0).314 , 95 % PI [ 0,543; 0,085], z=2,69, p=0,007), o tai rodo, kad remisijos metu žmonės prisiminė mažiau konkrečių prisiminimų. Kalbant apie nevienalytiškumą, buvo įrodymų apie nepaaiškinamą tyrimo efekto dydžių dispersiją (Q[14]=43.41, p < .001; I2=67.7%, τ2=.12) , nurodant moderatorių testo pagrindą, kuris gali paaiškinti šią nuokrypį.

Žr. 2 paveikslą, kuriame pateiktas poveikio dydžių miško sklypas, įskaitant prognozės intervalą. Numatymo intervalas parodė, kad būsimuose tyrimuose kai kuriose populiacijose poveikis gali siekti 1,12, o kitose – iki +0,54. Be to, yra ir kai kurių populiacijų, kuriose poveikio dydis gali būti lygus nuliui. Išskirtinių rodiklių analizė parodė, kad buvo vienas išskirtinio poveikio dydis (Gupta ir Kar, 2012; SMD=1,69).

Praleidus šį nuokrypį ir atliekant analizę iš naujo, rezultatai iš esmės nepasikeitė ir vis tiek rodė reikšmingą, mažą ar vidutinio dydžio poveikį (k=14; g=0.262, 95). % CI[ 0.477; 0.046], z=2,38, p=0,017). Taip pat vis dar buvo įrodymų, kad tyrimo efektai skiriasi (Q[14]=35,42, p < 0,001; I2=63,4%, τ2=0,09).

For more information:1950477648nn@gmail.com