Het werkgeheugen ontbinden bij terugkerende ernstige depressies: verminderde codering en beperkt onderhoud Beperking van het immuunsysteem tegen codering

Samenvatting:

Algemeen wordt aangenomen dat het werkgeheugen (WM) disfunctioneel is bij depressie. Het is echter nog steeds onduidelijk of deze verminderde prestaties het gevolg zijn van een verminderde codering, onderhoud of beide fasen. Hier probeerden we de abnormale kenmerken van codering en onderhoud te ontleden bij patiënten met recidiverende depressieve stoornis (MDD). Dertig patiënten en negenendertig gezonde controles voltooiden een ruimtelijke werkgeheugentaak waarbij de coderingstijd en de retentietijd konden variëren onder verschillende belastingsniveaus. De coderingsprestaties werden beoordeeld door de nauwkeurigheid tussen korte en lange coderingstijden te vergelijken, en de onderhoudsprestaties werden beoordeeld door de nauwkeurigheid tussen korte en lange retentietijden te vergelijken. De resultaten laten een lagere prestatie zien bij depressie dan de controlegroep. Hoewel de verminderde nauwkeurigheid door lange retentie (vs. korte retentie) werd vergroot door een korte coderingstijd in de controlegroep, had de retentieprestatie van de depressiegroep niet verder te lijden onder de korte coderingstijd. De doorgaans verstoorde codering, samen met het beperkte behoud van immuniteit tegen de beperkte coderingstijd, suggereert een algemene voorkeur voor vaste interne verwerking ten opzichte van externe verwerking bij terugkerende MDD. Het paradigma dat in deze studie wordt aangereikt, kan een handige en efficiënte klinische test zijn voor het beoordelen van de WM-codering en onderhoudsfunctie

Chinees kruid cistanche – Depressie behandelen door de nieren te versterken

 Trefwoorden:

terugkerende ernstige depressie; werkgeheugen; codering; onderhoud; laden

1. Inleiding

Depressie is een van de meest voorkomende psychiatrische stoornissen en treft wereldwijd meer dan 264 miljoen mensen [1]. Ondanks de vooruitgang in de klinische behandeling is het risico op terugval nog steeds hoog, met een geschat herhalingspercentage van meer dan 50% [2]. Cognitieve modellen van depressie stelden dat de ontwikkeling en het opnieuw optreden van depressie geassocieerd zijn met vertekende cognitieve verwerking van zowel externe (bijvoorbeeld een negatieve gebeurtenis) als interne (bijvoorbeeld een negatieve overtuiging) informatie [3-5]. Belangrijk is dat depressieve populaties niet alleen cognitieve vooroordelen vertonen voor negatieve informatie, maar ook algemene tekorten vertonen in een breed scala aan cognitieve functies, zoals aandacht en uitvoerende controle, zelfs als er geen sprake is van emotionele informatie [6,7]. De cognitieve tekorten kunnen de disfunctie van emotieregulatie bij depressie versterken [4]. Werkgeheugen (WM) is een cognitieve kernfunctie die doelgericht gedrag ondersteunt door een interface te bieden tussen perceptie, langetermijngeheugen en actie [3,8]. Over het algemeen wordt aangenomen dat WM de codering, het temporele onderhoud en de manipulatie van mentale representatie omvat. EJ Rose et al. gebruikte n-back-taken met verschillende taakmoeilijkheidsniveaus om de werkgeheugenprestaties van patiënten met depressie te onderzoeken. De resultaten laten zien dat patiënten met een depressie langzamere reactietijden en verminderde nauwkeurigheid hadden, terwijl een snellere reactie op taken met hogere moeilijkheidsgraden alleen optrad bij gezonde controles [9]. Met behulp van twee verbale subtests en een prestatiesubtest van de WAIS-R-schaal, hebben Fouladi et al. [10] onderzocht de aandacht, het werk en het verbale geheugen bij depressieve patiënten en ontdekte dat de gezonde groep beter presteerde. Op dezelfde manier hebben Stevan Nikolin et al. voerde een systematische review en meta-analyse uit en ontdekte dat de nauwkeurigheid van de n-back-taak van depressieve patiënten aanzienlijk was verminderd in vergelijking met de controlegroep. Ondertussen ontdekten ze ook dat de klinische situatie depressiegerelateerde tekorten aan werkgeheugen zou kunnen verergeren [11]. Hoewel eerdere studies verminderde WM-prestaties bij depressie hebben aangetoond [9,12], blijft het onduidelijk of de WM-tekorten voortkomen uit verminderde codering, onderhoud of beide.

Om deze problemen aan te pakken, hebben we in dit onderzoek tegelijkertijd de coderings- en retentieproblemen in een ruimtelijke WM-taak gemanipuleerd en onderzocht hoe de moeilijkheid in deze twee fasen de volgende prestaties bij recidiverende depressieve stoornissen (MDD) beïnvloedt. Concreet werd bij deze taak de deelnemers eerst gevraagd de locaties van verschillende vormen te onthouden. Na een retentie-interval zonder enige sensorische input werd hen gevraagd de locatie van een van de onthouden vormen te melden. De duur van de stimuluspresentatie en het retentie-interval kunnen zowel kort als lang zijn, wat resulteert in verschillende moeilijkheidsgraden voor zowel codering (korte versus lange codering) als retentie (korte versus lange retentie). Wat deze manipulaties binnen de groep betreft, wordt de potentiële interactie tussen groepen (depressie versus gezonde controles) en de moeilijkheid bij het coderen/retentie niet eenvoudigweg veroorzaakt door de verschillende motivatieniveaus van de twee groepen om de taak te voltooien. We verwachtten dat korte codering en lange retentie de WM-prestaties zouden schaden, wat zou resulteren in lagere nauwkeurigheid in deze twee omstandigheden dan respectievelijk lange codering en korte retentie. Met betrekking tot onze onderzoeksvraag voorspellen depressiegerelateerde coderingstekorten dat een korte coderingstijd de prestaties in de depressiegroep meer zou moeten belemmeren dan in de controlegroep. Op dezelfde manier voorspellen onderhoudstekorten bij depressie dat langdurige retentie de prestaties meer schaadt in de depressiegroep dan in de controlegroep. Gegeven dat de cognitieve tekorten bij depressie duidelijk worden naarmate de geheugenbelasting toeneemt [12], werd de geheugenbelasting in dit onderzoek ook gemanipuleerd door het aantal items dat moest worden onthouden te variëren.

Chinees kruid cistanche – Depressie behandelen door de nieren te versterken

2. materialen en methoden

2.1. Deelnemers

De steekproefomvang werd bepaald op basis van een pilotstudie (aanvullende materialen, [13]), de beschikbaarheid van deelnemers en de inclusie- en exclusiecriteria. Patiënten werden gerekruteerd uit de psychiatrische poliklinieken van het Vierde Volksziekenhuis van Wuhu, China. De diagnose werd gesteld door erkende psychiaters met behulp van gestructureerde interviews op basis van DSM-V [14]. Inclusiecriteria voor patiënten waren: (1) in de leeftijd van 18-60 jaar, rechtshandig, voltooid middelbaar onderwijs (dwz ten minste 9 jaar formeel onderwijs); (2) ten minste tweemaal de diagnose MDD hebben gesteld en een huidige episode hebben doorgemaakt; en 3) minimaal twee maanden tussen de huidige aflevering en de vorige aflevering. Patiënten werden uitgesloten als ze voldeden aan de criteria van schizofrenie, schizoaffectieve stoornis, bipolaire stoornis of angststoornis als primaire diagnose. Dertig volwassen patiënten die aan de bovenstaande criteria voldeden, namen deel aan het experiment. De controlegroep werd via advertenties gerekruteerd uit het ziekenhuis en de gemeenschap over het ziekenhuis. Negenendertig gezonde deelnemers die aan de volgende criteria voldeden, werden opgenomen in de controlegroep: (1) in de leeftijd van 18-60 jaar oud, rechtshandig, voltooide middelbare schoolopleiding; (2) voldeed niet aan de diagnostische criteria voor MDD volgens de klinische diagnose; (3) rapporteerden geen voorgeschiedenis van psychische aandoeningen of neurologische aandoeningen. De controlegroep bestond uit de begeleidende mensen met patiënten, niet-medisch personeel in het ziekenhuis en degenen die in de buurt van het ziekenhuis wonen. Naast het klinische interview vulden beide groepen voorafgaand aan het experiment de Beck Depression Inventory (BDI, [15]) in. De demografische en klinische kenmerken van de twee groepen worden weergegeven in Tabel 1.

Tabel 1. Demografische en klinische kenmerken van deelnemers (gemiddelde ± SD).

Voorafgaand aan het experiment werd van alle deelnemers geïnformeerde toestemming verkregen. Bij de behandeling van onze deelnemers hebben we de ethische normen van de APA en de Verklaring van Helsinki nageleefd. Deze studie werd goedgekeurd door de Institutional Review Board for Human Research Protections van de Shanghai Jiao Tong University (B2020013I).

2.2. Ontwerp en procedure

Het experiment werd uitgevoerd in een laboratoriumkamer in het ziekenhuis. De Spatial Working Memory and Attention Test on Paired Symbols (SWAPS, [16]), ontwikkeld door onze groep en medewerkers, werd aangenomen om de prestaties van ruimtelijke WM te evalueren. Het is aangetoond dat deze test eenvoudig en geschikt is voor klinisch gebruik.

De SWAPS-test bestaat uit een visueel tweedimensionaal rastervlak (13◦ * 13◦ visuele hoek) op een padscherm (Figuur 1). Aan het begin van elke proef werden twee doelvormen (elk 3,4◦ * 3,4◦ visuele hoek) gepresenteerd, gelegen in twee verschillende cellen in het raster. Deelnemers werd gevraagd de locatie van de gepresenteerde items te onthouden (dwz de coderingsfase). In verschillende onderzoeken werd de geheugenbelasting op verschillende niveaus gemanipuleerd door de hoeveelheid items te variëren. In de Lading 1-conditie werden slechts twee items met dezelfde vorm gepresenteerd. Van belasting 2 naar belasting 3 en belasting 4 nam het aantal paren met dezelfde vorm toe van 2 3 en 4; er waren twee paar vormen in Load 2, drie paar vormen in Load 3 en vier paar vormen in Load 4. De tijd voor het coderen was ofwel 500 ms (korte stimuluscodering) of 2000 ms (lange stimuluscodering). Vervolgens werd een leeg raster gepresenteerd dat als retentie-interval diende. De duur van het retentie-interval kan 500 ms (kort interval) of 2000 ms (lang interval) zijn. Na het retentie-interval werd een van de uit het hoofd geleerde vormen gepresenteerd en werd de deelnemers gevraagd om de juiste locatie van het andere item met dezelfde vorm aan te geven door het scherm met de rechter wijsvinger aan te raken. Het proces werd niet beëindigd tenzij er een reactie werd gegeven. Deelnemers moesten zo nauwkeurig mogelijk reageren. Belasting 1 en Belasting 2 waren vulomstandigheden, die elk slechts 4 proeven omvatten (de pilotstudie waarbij Belasting 2 als experimentele toestand was opgenomen, vertoonde hetzelfde patroon van resultaten, zie aanvullende materialen). Voor Load 3 en Load 4 waren er 32 onderzoeken voor elk van de condities: stimuli-kort (Encode-S), stimuli-lang (Encode-L), interval-kort (Interval-S) en interval-lang (Interval-S). -L). Proeven onder verschillende omstandigheden werden gemengd en in willekeurige volgorde gepresenteerd. Voorafgaand aan het formele experiment werd een geïllustreerde instructie gepresenteerd en moesten de deelnemers vijf oefenproeven voltooien.

Figuur 1. Stimuli (a) en de workflow van een voorbeeldproef (b). De geheugenbelasting werd gemanipuleerd door het aantal vormparen te variëren. De cirkel en de witte pijl in de cel rechtsonder worden geïllustreerd om het juiste antwoord voor de huidige proef weer te geven, maar werden niet gepresenteerd in het experiment

2.3. Statistische analyse

Voor elke deelnemer werden de nauwkeurigheid (percentage proeven met correcte respons) en reactietijden (RT's) in elke experimentele conditie berekend. De gemiddelde nauwkeurigheid en RT's met standaardfout in elke experimentele conditie worden weergegeven in Tabel 2. A 2 (groep: MDD versus controle) * 2 (belasting: belasting 3 versus belasting 4) * 2 (coderingstijd: kort versus lang ) * 2 (retentie-interval: kort versus lang) variantieanalyse met herhaalde metingen (ANOVA) werd uitgevoerd, waarbij elke groep de factor tussen de proefpersonen was. Verdere afzonderlijke ANOVA's en t-tests werden uitgevoerd na een interactie met de groepen.

Tabel 2. Gemiddelde nauwkeurigheid (M) en reactietijden (RT) met standaardfouten (SE) in elke experimentele conditie voor elke groep. Encode-S: korte tijd voor stimuluscodering; Encode-L: lange tijd voor stimuluscodering; Interval-S: kort retentie-interval; Interval-L: lang retentie-interval

De nauwkeurigheid en RT in elke conditie worden weergegeven in Tabel 2. Statistische gevolgtrekkingen waren vooral gericht op nauwkeurigheid, omdat alleen correcte reacties, maar geen snelle reacties, werden aangemoedigd. Om echter aan te tonen of het patroon van RT's consistent was met de nauwkeurigheid, werd dezelfde statistische analyse ook uitgevoerd op RT's.

We gebruikten {0}}.05 als drempel voor statistische significantie. Voor tweerichtingsinteracties waarbij groepen betrokken waren, werden echter ook verdere analyses uitgevoerd na een p-waardedaling tussen 0,05 en 0,1. We kozen ervoor om verdere analyses uit te voeren op basis van deze effecten, gebaseerd op onze hypothese dat de prestaties bij depressie meer zouden worden beïnvloed door de moeilijkheidsgraad van de taak (bijv. hogere belasting, kortere coderingstijd, langere retentietijd). In gevallen waarin een conclusie werd getrokken dat er geen verschil was, werd een Bayes-factoranalyse (BF) uitgevoerd om te kwantificeren in hoeverre de nulhypothese waarschijnlijker waar was dan de alternatieve hypothese [17,18]. Volgens afspraak wordt een BF > 3 beschouwd als matig bewijs voor de geteste hypothese [19].

3. Resultaten

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. De vierweginteractie bereikte geen significantie, F(1, 67)=3.10, p=0.083. Gegeven de driewegsinteractie waarbij de groepen, codering en retentie betrokken waren, richtte verdere analyse zich op het uit elkaar halen van de manier waarop retentie werd beïnvloed door groepen en codering, waarbij de nauwkeurigheid afnam onder Load 3 en Load 4. Voor dit doel werd een afzonderlijke 2 ( groep: MDD vs. controle) * 2 (retentietijd: kort vs. lang) ANOVA werd uitgevoerd voor respectievelijk korte en lange codering. Houd er rekening mee dat we niet hebben onderzocht hoe de coderingsprestaties werden beïnvloed door retentie en groepering, omdat codering altijd aan onderhoud voorafgaat.

Chinees kruid cistanche – Depressie behandelen door de nieren te versterken

Voor korte codering is zowel het hoofdeffect van groep, F(1, 67)=16.80, p < 0.001, ηp 2=0.200, en het belangrijkste effect van retentie, F(1, 67)=15.37, p < 0,001, ηp 2=0 .187 waren significant, terwijl de interactie tussen groep en retentie geen significantie bereikte, F < 1, wat suggereert dat de verminderde nauwkeurigheid door lange retentie (vs. korte retentie) gelijkwaardig was tussen de depressiegroep (5,5%) en de controlegroep (8,7%). Voor lange codering, terwijl het hoofdeffect van retentie niet significant was, F(1, 67)=2.93, p=0.091, beide het hoofdeffect van groep, F(1, 67)=13.80, p < 0,001, ηp 2=0.171, en de interactie tussen groep en retentie, F(1, 67)=7.37, p=0. 008, ηp 2=0.099, waren significant. Deze interactie vond plaats omdat alleen de depressiegroep een significant verminderde nauwkeurigheid vertoonde bij lange retentie (vs. korte retentie, 8,3%), gepaarde t(29)=2.56, p=0.016, Cohen's d=0.467, 95%CI=(1,7%, 15,0%), terwijl de controlegroep geen significant verschil liet zien (–1,9%), t < 1. Bovendien bleek uit de analyse van het nauwkeurigheidsverschil toonde aan dat de verminderde nauwkeurigheid door lange retentie groter was na korte codering dan lange codering in de controlegroep (gepaarde t(38)=4.06, p < 0,001, Cohen's d=0.650, 95% BI=(5,3%, 15,8%)), terwijl een verminderde nauwkeurigheid door lange retentie equivalent was tussen korte en lange codering in de depressiegroep, t < 1 (Figuur 2b). Dit gebrek aan verschil in de depressiegroep werd verder bevestigd door een BF-analyse die B01=3.937 opleverde, wat suggereert dat de nulhypothese, dat wil zeggen: "de verminderde nauwkeurigheid door een lang retentie-interval niet verschilde tussen korte codering en lange codering ", is 3,937 maal waarschijnlijker dat het waar is dan de alternatieve hypothese, dat wil zeggen: "de verminderde nauwkeurigheid door een lang retentie-interval was verschillend tussen korte en lange codering". Hoewel de nauwkeurigheid van de depressiegroep onder korte codering en lange retentie laag was, lag deze bovendien nog steeds boven het toevalsniveau (12,5%, één van de andere acht cellen in het raster), t(29)=10 .70, p < 0,001 (t-test met één steekproef), Cohen's d=1.96, 95%CI=(37,7%, 55,5%). Deze resultaten suggereren dat de retentieprestaties in de depressiegroep niet verder werden aangetast door een korte coderingstijd. Dit kan niet eenvoudigweg te wijten zijn aan een vloereffect.

Figuur 2. Nauwkeurigheden (a) en gemiddelde reactietijden (RT's) (c) met standaardfouten worden voor elke groep weergegeven als een functie van de coderingstijd en retentietijd. Het verschil in nauwkeurigheid tussen korte en lange retentie (b), en het verschil in RT tussen lange retentie en korte retentie (d) waarbij standaardfouten worden weergegeven als een functie van de coderingstijd voor elke groep. Encode−S: korte tijd voor stimuluscodering; Encode−L: lange tijd voor stimuluscodering; Interval−S: kort retentie-interval; Interval−L: lang retentie-interval

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). Het patroon van RT's was dus consistent met het patroon van nauwkeurigheid, in die zin dat de WM-codering bij depressie verstoord was in vergelijking met de gezonde controles. Hoewel de RT's geen statistisch significante interactie vertoonden tussen groepen, codering en retentie, was het patroon hetzelfde als het patroon van nauwkeurigheid (Figuur 2d), waardoor de mogelijke wisselwerking tussen nauwkeurigheid en snelheid die tot de waargenomen effecten zou leiden, werd uitgesloten. De gemiddelde nauwkeurigheid en reactietijden in elke experimentele omstandigheid voor elke groep worden weergegeven in Tabel 2.

4. Discussie

Vergelijkbaar met de WM-tekorten die zijn aangetoond in eerdere onderzoeken naar depressie [9,12], was de algehele nauwkeurigheid van de ruimtelijke WM-taak die in dit onderzoek werd getoond lager in de depressiegroep vergeleken met de gezonde controles. In een uitgebreide studie hebben we de componenten van de codering en het onderhoud van WM ontward en de coderings- en onderhoudskenmerken bij recidiverende MDD gedemonstreerd. In het bijzonder had de depressiegroep meer last van de korte coderingstijd dan de controlegroep, waarbij een grotere verminderde nauwkeurigheid en een meer vertraagde respons bij de korte codering vertoonden dan bij de lange coderingstijd. Het verschil tussen korte en lange retentie in de twee groepen werd echter verschillend gemoduleerd door de coderingstijd. In de lange coderingstijd vertoonde de depressiegroep een grotere verminderde nauwkeurigheid door lange retentie (vs. korte retentie) dan de controlegroep. In de korte coderingstijd was de verminderde nauwkeurigheid door lange retentie (vs. korte retentie) toegenomen in de controlegroep, terwijl de depressiegroep niet verder werd beïnvloed. Alles bij elkaar suggereren de resultaten dat de codering voor WM over het algemeen verstoord was bij recidiverende MDD in vergelijking met de gezonde controles. Hoewel het onderhoud bij depressie onderhevig was aan lange retentie-intervallen, was dit onderhoud daarentegen immuun voor de coderingsbeperkingen.

De coderende tekorten bij depressie die in dit onderzoek worden getoond, komen overeen met de goed gedocumenteerde aandachtstekorten bij depressie [4]. Als systeem met beperkte capaciteit vertrouwt WM op centrale aandacht, zodat taakrelevante informatie kan worden geprioriteerd en taak-irrelevante informatie effectief kan worden uitgefilterd [20,21]. De vraag naar focusaandacht kan hoog zijn wanneer de coderingstijd kort is (bijvoorbeeld 500 ms), wat resulteert in verminderde prestaties in vergelijking met een lange coderingstijd (bijvoorbeeld 2000 ms), vooral voor de depressiegroep wiens focusaandacht kwetsbaar is.

Chinees kruid cistanche-versterkt de nieren

Klik hier om de producten van Cistanche voor nierziekten te bekijken

【Vraag om meer】 E-mail:cindy.xue@wecistanche.com / Whats-app: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

Hoewel de codering bij depressie over het algemeen verstoord was in vergelijking met de controles, vertoonde het behoud van de twee groepen verschillende patronen na lange en korte codering. Er is gesuggereerd dat de breedte van de huidige aandachtsfocus kritisch werd beïnvloed door de stemming [22,23]. Het aandachtsveld bleek bijvoorbeeld te worden verkleind door gezichten met negatieve emoties, terwijl het werd verbreed door gezichten met positieve emoties [23]. Depressieve patiënten kunnen dus een beperkte aandachtsfocus hebben als gevolg van een slecht humeur. In overeenstemming met deze voorspelling ontdekten De Fockert en Cooper [24] dat deelnemers met lage depressiescores een efficiëntere perceptuele verwerking van globale visuele informatie vertoonden dan lokale informatie, terwijl deelnemers met hoge depressiescores deze globale vooringenomenheid niet vertoonden, hoewel ze over het algemeen vertoonde perceptuele tekorten. Op basis van deze bevindingen kunnen gezonde controles in de huidige studie de neiging hebben om alle stimuli in WM te coderen. De resolutie van de individuele stimulus zou echter kunnen worden verlaagd door de korte coderingstijd. Belangrijk is dat de lage resolutie van de stimulus die in WM wordt vastgehouden verder kan lijden onder het lange retentie-interval, wat resulteert in meer herinneringsfouten na lange retentie dan na korte retentie. Daarentegen mocht de beperkte aandachtsfocus van de depressiegroep misschien maar een paar keer worden gecodeerd, waardoor werd voorkomen dat de volgende retentie verder te lijden had onder de korte coderingstijd.

Het onderhoud van het WM impliceert dat immuniteit tegen de coderingsbeperking gerelateerd zou kunnen zijn aan verbeterde interne verwerking, zoals herkauwen, wat diagnostisch is voor depressie [25,26]. Joormann et al. (2011) [27] ontdekten dat het voor depressieve deelnemers moeilijker was om de volgorde van items in WM te veranderen, wat leidde tot hogere sorteerkosten dan bij gezonde controles. Belangrijk is dat dergelijke sorteerkosten bij depressie sterk gecorreleerd waren met herkauwscores. Hoewel hun bevindingen specifiek waren voor de items met negatieve emoties, maar niet voor de positieve emotie, toonde een ander onderzoek aan dat de overstapkosten bij depressie optraden ongeacht de emotionele waarde van de WM-inhoud [28]. Dit gebrek aan flexibiliteit bij het wijzigen van de WM-inhoud leidde tot cognitieve kosten, die valse herinneringen konden voorkomen. In deze context suggereert de immuun-voor-coderingsbeperking dat de vaste interne verwerking bij depressie niet noodzakelijkerwijs beperkt is tot negatieve gedachten.

Aandacht en WM zijn nauw verwant aan elkaar [20,29]. Als cognitief controleproces deelt WM vaak overlappende neurale circuits met aandacht van bovenaf [30]. Postle et al. ontdekte dat SWM (ruimtelijk werkgeheugen) en aandachtsvermogen worden ondersteund door overlappende zenuwbases, waaronder de inferieure pariëtale kwab, superieure pariëtale kwab en laterale prefrontale kwab [31]. Hoewel de coderingskwaliteit voornamelijk afhankelijk is van de aandachtsverwerking van de externe stimuli, wordt gesuggereerd dat het vasthouden van de gecodeerde items tijdens de retentieperiode een intern aandachtsproces is [29,32]. Vanuit dit perspectief kunnen de kenmerken van WM-codering en -behoud bij depressie worden verklaard door de vertekening van interne aandacht boven externe aandacht en de inflexibiliteit van de coördinatie tussen interne en externe aandacht, die voortkomen uit de gemeenschappelijke, beperkte cognitieve hulpbron. Concreet leidde het gebrek aan externe aandacht tot over het algemeen verminderde coderingsprestaties. Wanneer de coderingstijd lang is en er meer externe aandachtselementen worden gegenereerd, moet mogelijk interne aandacht worden gebruikt om het gebrek aan externe aandacht te compenseren. Vervolgens leidde het gebrek aan flexibiliteit bij het terugsturen van de cognitieve hulpbronnen ter ondersteuning van intern onderhoud tot verminderde onderhoudsprestaties. Wanneer de coderingstijd daarentegen kort is, is er mogelijk geen tijd om de aandacht van binnen naar buiten te richten, en de vaste interne aandacht voorkomt dat het onderhoud verder te lijden heeft onder de lange retentie-intervallen.

De gemeenschappelijke hulpbronnen van externe en interne verwerking komen ook tot uiting in recente onderzoeken. Keller et al. suggereerde dat patiënten met een depressie doorgaans selectieve aandachtsstoornissen, aanhoudende aandachtsstoornissen en verdeelde aandachtsstoornissen vertonen, die gebaseerd zijn op de verdeling van externe aandacht. Het vasthouden van interne aandacht komt meestal tot uiting in de voorkeur voor negatieve informatie [33]. Murphy et al. suggereerde sterkere interne verwerking tijdens retentie, maar zwakkere externe verwerking tijdens codering. De gelijktijdige verminderde codering zou kunnen worden tegengegaan door het verbeterde onderhoud van MDD, resulterend in een vergelijkbare terugroepprestatie als de controlegroep [34]. Deze studie heeft een aantal beperkingen. Ten eerste hebben we, om de abnormale kenmerken van de fundamentele coderings- en onderhoudsprocessen van WM bij depressie te evalueren, bij de taak neutrale stimuli gebruikt, maar geen emotionele stimuli. Daarom kan dit de cognitieve bias voor negatieve informatie die werd waargenomen bij de depressieve populatie niet verklaren [4,5]. Ten tweede kunnen de verschillende niveaus van codering en onderhoud een ongelijke macht hebben bij het maken van onderscheid tussen de twee groepen [35]. De coderings- en onderhoudskenmerken bij terugkerende MDD die in dit onderzoek worden getoond, moeten verder worden geverifieerd in taken met een passend onderscheidend vermogen. Ten derde hebben we de invloed van medicijnen op cognitieve prestaties niet besproken en geanalyseerd, wat de potentiële relatie tussen medicijnen en cognitieve prestaties in de toekomst kan onthullen.

Voordelen van cistanche tubulosa-versterk het immuunsysteem

5. Conclusies

Door de moeilijkheid van WM-codering en -onderhoud direct te manipuleren, ontdekten we dat terugkerende MDD coderingstekorten vertoonde die gevoeliger waren voor beperkte coderingstijd in vergelijking met gezonde controles. Belangrijk is dat, terwijl WM-onderhoud bij gezonde controles gemakkelijk werd beïnvloed door de beperkte coderingstijd, WM-onderhoud bij terugkerende MDD immuun was voor de beperkingen van codering. De gelijktijdig verstoorde MW-codering en het beperkte behoud van immuniteit tegen coderingsbeperkingen kunnen een weerspiegeling zijn van een algemene cognitieve bias voor vaste interne verwerking ten opzichte van externe verwerking bij depressie. Deze algemene cognitieve bias kan dienen als een geïntegreerde verklaring voor de abnormale WM-coderings- en onderhoudsprocessen bij depressie en houdt verband met herkauwen bij depressie. Ons paradigma dat in deze studie wordt gepresenteerd, kan een handige en efficiënte test zijn om dergelijke cognitieve processen tijdens de klinische diagnose te onderzoeken.

Referenties

1. James, SL; Abate, D.; Abate, K.; Abay, S.; Abbafati, C.; Abbasi, N.; Abbastabar, H.; Abd-Allah, F.; Abdela, J.; Abdelalim, A. Mondiale, regionale en nationale incidentie, prevalentie en jaren met handicap voor 354 ziekten en verwondingen voor 195 landen en gebieden, 1990–2017: een systematische analyse voor de Global Burden of Disease Study 2017. Lancet 2018, 392 , 1789–1858. [Kruisref] [PubMed]

2. Sim, K.; Lau, W.; Sim, J.; Som, M.; Baldessarini, R. Preventie van terugval en recidief bij volwassenen met depressieve stoornis: systematische review en meta-analyses van gecontroleerde onderzoeken. Int. J. Neuropsychopharmacol. 19, 2016, pyv076. [Kruisref]

3. Beck, AT Cognitieve therapie en emotionele stoornissen; Penguin: New York, NY, VS, 1979.

4. Gotlib, IH; Joormann, J. Cognitie en depressie: huidige status en toekomstige richtingen. Jaar. Ds. Clin. Psychol. 2010, 6, 285. [Kruisref] [PubMed]

5. Mathews, A.; MacLeod, C. Cognitieve kwetsbaarheid voor emotionele stoornissen. Jaar. Ds. Clin. Psychol. 2005, 1, 167–195. [Kruisref] [PubMed]

6. Harvey, P.-O.; Fossati, P.; Pochon, J.-B.; Levy, R.; LeBastard, G.; Lehéricy, S.; Allilaire, J.-F.; Dubois, B. Cognitieve controle en hersenbronnen bij ernstige depressie: een fMRI-onderzoek met behulp van de n-back-taak. Neuroimage 2005, 26, 860–869. [Kruisref] [PubMed]

7. Snyder, HR Een depressieve stoornis gaat gepaard met brede beperkingen op neuropsychologische maatstaven van de uitvoerende functie: een meta-analyse en beoordeling. Psychol. Stier. 2013, 139, 81. [Kruisref] [PubMed]

8. Buchweitz, A. Modellen van werkgeheugen: mechanismen van actief onderhoud en uitvoerende controle. Ilha do Desterro 2002, 43, 193–200.

9. Roos, E.; Ebmeier, K. Patroon van verminderd werkgeheugen tijdens ernstige depressie. J. Beïnvloeden. Wanorde. 2006, 90, 149–161. [Kruisref]

10. Fouladi, A.; Goli, S. Vergelijking van werkgeheugen, verbaal geheugen en aandacht vasthouden in de manische fase en depressie bij bipolaire stoornis. J.Adv. Farm. Opleiden. Res.|april-juni 2018, 8, 83.

11. Nikolin, S.; Tan, Y.; Schwaab, A.; Moffa, A.; Loo, C.; Martin, D. Een onderzoek naar tekorten aan werkgeheugen bij depressie met behulp van de n-back-taak: een systematische review en meta-analyse. J. Beïnvloeden. Wanorde. 2021, 284, 1–8. [Kruisref]

12. Pelosi, L.; Slade, T.; Blumhardt, L.; Sharma, V. Werkgeheugendisfunctie bij ernstige depressie: een gebeurtenisgerelateerd potentieel onderzoek. Klin. Neurofysiol. 2000, 111, 1531-1543. [Kruisref] [PubMed]

13. Fout, F.; Erdfelder, E.; Lang, AG; Buchner, A. G* Power 3: Een flexibel statistisch machtsanalyseprogramma voor de sociale, gedrags- en biomedische wetenschappen. Gedrag Res. Methoden 2007, 39, 175–191. [Kruisref] [PubMed]

14. Editie, F. Diagnostische en statistische handleiding voor psychische stoornissen. Ben Psychiatr. Assoc 2013, 21, 591–643.

5. Steer, R. Handleiding voor de Beck Depression Inventory-II. Online beschikbaar: https://www.scienceopen.com/document?vid=9feb932 d-1f91-4ff9-9d27-da3bda716129 (toegankelijk op 27 september 2022).

16. Lied, W.; Zhang, K.; Zon, J.; Ma, L.; Jesse, F.; Teng, X.; Zhou, Y.; Bao, H.; Chen, S.; Wang, S. Een eenvoudige ruimtelijke werkgeheugen- en aandachtstest op gepaarde symbolen toont ontwikkelingsachterstanden bij schizofreniepatiënten. Neuraal Plast. 2013, 2013, 130642. [Kruisref]

17. Rouder, JN; Morey, R.; Speckman, P.; Provincie, J. Standaard Bayes-factoren voor ANOVA-ontwerpen. J. Wiskunde. Psychol. 2012, 56, 356–374. [Kruisref]

18. Wagenmakers, E.-J.; Marsman, M.; Jamil, T.; Ly, A.; Verhagen, J.; Liefs, J.; Selker, R.; Gronau, Q.; Šmíra, M.; Epskamp, ​​S. Bayesiaanse gevolgtrekking voor psychologie. Deel I: Theoretische voordelen en praktische gevolgen. Psychon. Stier. Herz. 2018, 25, 35–57. [Kruisref]

19. Wagenmakers, E.-J.; Liefs, J.; Marsman, M.; Jamil, T.; Ly, A.; Verhagen, J.; Selker, R.; Gronau, Q.; Dropmann, D.; Boutin, B. Bayesiaanse gevolgtrekking voor psychologie. Deel II: Voorbeeldtoepassingen met JASP. Psychon. Stier. Herz. 2018, 25, 58–76. [Kruisref]

20. Awh, E.; Jonides, J. Overlappende mechanismen van aandacht en ruimtelijk werkgeheugen. Trends Cogn. Wetenschap 2001, 5, 119–126. [Kruisref]

21. Gazaley, A.; Nobre, A. Top-down modulatie: het overbruggen van selectieve aandacht en werkgeheugen. Trends Cogn. Wetenschap 2012, 16, 129–135. [Kruisref]

22. Rowe, G.; Hirsh, J.; Anderson, A. Positief affect vergroot de breedte van aandachtsselectie. Proc. Nat. Acad. Wetenschap VS 2007, 104, 383-388. [Kruisref] [PubMed]

23. Zhang, X.; Japee, S.; Safiullah, Z.; Mlynaryk, N.; Ungerleider, L. Een normalisatieraamwerk voor emotionele aandacht. PLoS Biol. 14, 2016, e1002578. [Kruisref] [PubMed]

24. de Fockert, JW; Cooper, A. Hogere niveaus van depressie worden geassocieerd met verminderde mondiale vooringenomenheid in visuele verwerking. Kogn. Emot. 2014, 28, 541–549. [Kruisref] [PubMed]

25. Nolen-Hoeksema, S. De rol van herkauwen bij depressieve stoornissen en gemengde angst-/depressieve symptomen. J. Abnormaal. Psychol. 2000, 109, 504. [Kruisref]

26. Spasojevi´c, J.; Alloy, LB Herkauwen als een gebruikelijk mechanisme dat depressieve risicofactoren in verband brengt met depressie. Emotie 2001, 1, 25. [Kruisref]

27. Joormann, J.; Levens, S.; Gotlib, I. Kleverige gedachten: Depressie en herkauwen worden in verband gebracht met moeilijkheden bij het manipuleren van emotioneel materiaal in het werkgeheugen. Psychol. Wetenschap 22, 979-983. [Kruisref] [PubMed]

28. De Lissnyder, E.; Koster, E.; Everaert, J.; Schacht, R.; Van den Abeele, D.; De Raedt, R. Interne cognitieve controle bij klinische depressie: algemene maar geen emotiespecifieke stoornissen. Psychiatrie Res. 2012, 199, 124–130. [Kruisref] [PubMed]

29. Chun, MM; Golomb, J.; Turk-Browne, N. Een taxonomie van externe en interne aandacht. Jaar. Ds. Psychol. 2011, 62, 73–101. [Kruisref]

30. Keller, AS; Bal, T.; Williams, L. Diepe fenotypering van aandachtsstoornissen en het 'onoplettendheidsbiotype' bij depressieve stoornissen. Psychol. Med. 2020, 50, 2203–2212. [Kruisref]

31. Postle, BR Afleidingsoverspannende aanhoudende activiteit tijdens vertraagde herkenning van locaties. Neuroimage 2006, 30, 950–962. [Kruisref]

32. Kiyonaga, A.; Egner, T. Werkgeheugen als interne aandacht: naar een integratief verslag van interne en externe selectieprocessen. Psychon. Stier. Herz. 2013, 20, 228–242. [Kruisref] [PubMed]

33. Keller, AS; Leikauf, J.; Holt-Gosselin, B.; Staveland, B.; Williams, L. Aandacht besteden aan aandacht bij depressie. Vert. Psychiatrie 2019, 9, 1–12. [Kruisref] [PubMed]

34. Murphy, O.; Hoy, K.; Wong, D.; Bailey, N.; Fitzgerald, P.; Segrave, R. Personen met een depressie vertonen abnormale modulatie van neurale oscillerende activiteit tijdens codering en onderhoud van het werkgeheugen. Biol. Psychol. 2019, 148, 107766. [Kruisref] [PubMed]

35. Chapman, LJ; Chapman, JP Problemen bij het meten van cognitieve tekorten. Psychol. Stier. 1973, 79, 380. [Kruisref]