Verminderde specificiteit en toegenomen overgeneraliteit van autobiografisch geheugen blijven bestaan ​​naarmate cognitieve kwetsbaarheden bij geremitteerde ernstige depressies bestaan: een meta-analyse deel 2

2.3|Gegevensextractie en -verwerking

Twee getrainde onderzoeksassistenten (co-auteurs/en/) zochten afzonderlijk.

Discipline en geheugen zijn onlosmakelijk met elkaar verbonden. Een goed opgeleid persoon heeft over het algemeen een beter geheugen, kan sneller nieuwe dingen leren en informatie gemakkelijker verwerken.

Het trainen van het lichaam kan ons helpen ons geheugen te verbeteren. Onderzoek toont aan dat fysieke training de dichtheid van neuronale verbindingen in de hersenen en de bloedstroom in de hersenen kan vergroten, waardoor de gezondheid van de hersenen en het leervermogen worden bevorderd. Bovendien hebben goed opgeleide mensen over het algemeen een betere geestelijke gezondheid en meer positieve emoties, naast hun lichamelijke gezondheid, die allemaal bijdragen aan een beter geheugen.

Naast fysieke training kunnen we het geheugen ook verbeteren door onze hersenen te trainen. Enkele methoden zijn onder meer: ​​het oefenen van geheugenspelletjes, het doen van rekenproblemen, lezen en schrijven, enz. Deze activiteiten kunnen ons helpen onze hersenen te oefenen en onze aandacht, concentratie en denkvaardigheden te verbeteren.

Ten slotte is slaap een belangrijke factor bij het verbeteren van het geheugen. Slaap helpt ons te consolideren wat we hebben geleerd en de rommel in onze hersenen op te ruimen. Door goede slaapgewoonten aan te houden, kunnen we onze hersenen helderder en energieker maken.

Samenvattend kan een goede training de verbetering van het geheugen bevorderen, en de betrokken activiteiten zijn positief en gunstig voor de lichamelijke en geestelijke gezondheid. Door onze hersenen te oefenen en goede slaapgewoonten aan te houden, kunnen we ons geheugen verbeteren en effectiever nieuwe dingen leren. Het is duidelijk dat we het geheugen moeten verbeteren, en Cistanche deserticola kan het geheugen aanzienlijk verbeteren, omdat Cistanche deserticola ook de balans van neurotransmitters kan reguleren, zoals het verhogen van de niveaus van acetylcholine en groeifactoren. Deze stoffen zijn erg belangrijk voor het geheugen en het leren. Bovendien kan Vlees ook de bloedstroom verbeteren en de zuurstoftoevoer bevorderen, wat ervoor kan zorgen dat de hersenen voldoende voedingsstoffen en energie ontvangen, waardoor de vitaliteit en het uithoudingsvermogen van de hersenen worden verbeterd.

Klik op Know om het kortetermijngeheugen te verbeteren

Eén onderzoeksassistent haalde vervolgens eerst alle gegevens eruit, en de tweede onderzoeksassistent extraheerde alle gegevens opnieuw en controleerde op discrepanties. De eerste auteur (/) controleerde vervolgens de gegevens en eventuele resterende verschillen werden door middel van discussie opgelost.

We hebben het aantal deelnemers in elke groep binnen een bepaald onderzoek geëxtraheerd, hun gemiddelde leeftijd, het aandeel vrouwen en het diagnostische hulpmiddel dat werd gebruikt om de ernst van depressieve symptomen te beoordelen, het aantal eerdere episoden van depressie, het aantal gebruikte signalen, de signalen valentie en duur voor signaalrespons. Waar in een onderzoek expliciet melding werd gemaakt van het opleidingsniveau en de etniciteit van deelnemers, werd dit ook geëxtraheerd.

De gemiddelde en standaarddeviatiescores voor zowel de klinische als de controlegroep voor de maatstaf voor de ernst van depressiesymptomen die in elk onderzoek werden gebruikt, werden geëxtraheerd.

Hoewel onderzoeken werden geselecteerd op basis van het feit dat geen van de groepen deelnemers die werden vergeleken een klinische depressie had, kunnen er niettemin verschillen in depressieve symptomen zijn geweest die de groepsverschillen in specifieke of algemene herinneringen zouden kunnen verklaren.

Daarom werd voor elk onderzoek een gestandaardiseerd gemiddeld verschil voor de ernstscores tussen de groepen berekend, en deze variabele werd via meta-regressie beoordeeld als een potentiële moderator.

We hebben het gemiddelde en de standaarddeviatie geëxtraheerd voor het aantal of de proportie van specifieke en algemene herinneringen die zijn opgehaald via signalen op de AMT. Waar deze informatie beschikbaar was voor verschillende cue-valenties, werd deze ook geëxtraheerd zodat deze afzonderlijk konden worden geanalyseerd.

We hebben ook de tijdsduur bepaald die deelnemers kregen om elke herinnering op te roepen na de presentatie van de cue, of de antwoorden al dan niet mondeling konden worden gegeven en het aantal cues dat aan de deelnemers werd gegeven.

2.4|Analytische strategie

Meta-analyses met willekeurige effecten met schatters met maximale waarschijnlijkheid werden uitgevoerd met behulp van het metapakket (Balduzzi et al., 2019) in Rstatistical software 4.0.3 (R Core Team (2020), 2020) voor specifieke en algemene herinneringen afzonderlijk , waarbij Hedges' g als effectgrootte wordt gebruikt.

Bosplots werden gebruikt om het totale 95%-betrouwbaarheidsinterval en het voorspellingsinterval van de effectgrootte grafisch weer te geven, evenals de individuele studiepuntschattingen en 95%-betrouwbaarheidsintervallen. Tussen de onderzoeken werd heterogeniteit van de effectgrootte gerapporteerd in termen van Q, τ2 en I2. De Q-statistiek geeft aan dat factoren buiten de steekproeffout verantwoordelijk zijn voor de variatie in de schatting van de effectgrootte (Lipsey & Wilson, 2001).

De τ2-statistiek geeft de absolute waarde van de werkelijke variantie aan. De kracht van de Q-statistiek om statistisch significante verschillen te detecteren is gebaseerd op het aantal onderzoeken dat in de meta-analyse is gebruikt.

De I2-index is daarentegen niet afhankelijk van statistische significantie, maar is in plaats daarvan een percentage van de totale variatie in een reeks effectgroottes, die eerder het gevolg is van heterogeniteit tussen onderzoeken dan van toeval (Higgins & Thompson, 2002). Deze analyses werden uitgevoerd voor de totale effectgroottes voor alle cue-typen en voor elke cue-valentie afzonderlijk.

Met betrekking tot mogelijke moderatoren van elke waargenomen heterogeniteit hebben we getest op verschillen in de ernst van depressieve symptomen tussen de groepen door gebruik te maken van de effectgrootte geschat op basis van gemiddelden en SD’s, leeftijd, het aandeel vrouwen (om de invloed van geslacht te beoordelen), het aantal signalen dat werd gebruikt in de groep. de AMT, de tijdsduur voor opvraging op de AMT, het jaar van publicatie en de steekproefomvang.

Gegeven het feit dat extreme scores een algeheel effect onnodig zouden kunnen beïnvloeden, identificeerden we uitbijters als elk onderzoek waarvan de betrouwbaarheidsintervallen niet overlapten met het betrouwbaarheidsinterval van de gepoolde effectgrootte. Er zijn gevoeligheidsanalyses uitgevoerd door deze onderzoeken te verwijderen en de analyses vervolgens opnieuw uit te voeren om veranderingen in het algehele effect te beoordelen.

2,5|Risico van partijdigheid

Om de bias te beoordelen, hebben we verschillende methoden gebruikt. Op studieniveau werden de bronnen van vooringenomenheid beoordeeld door te controleren of (1) het onderzoek randomisatie tussen en binnen de onderzoekstaken betrof (bijvoorbeeld woorden die in een vaste of willekeurige volgorde werden gepresenteerd), (2) de groepstoewijzing van de deelnemers voor hen verborgen was, ( 3) deelnemers en personeel waren blind voor de aard van het onderzoek, (4) de codeurs voor de autobiografische geheugentaak waren tijdens het coderen blind voor de groepsaanduiding van de deelnemers en de aard van het onderzoek, (5) er was bewijs voor onvolledige uitkomstrapportage of in tegendeel, zoals bij preregistratie, (5) werden bepaalde deelnemers wel in het onderzoek opgenomen, maar om onduidelijke redenen uit de analyses weggelaten, en (6) werden scores voor bepaalde maatregelen wel in het onderzoek opgenomen, maar selectief weggelaten uit het eindrapport.

Als deze potentiële bronnen van vertekening werden waargenomen, werd een hoog risico op vertekening opgemerkt. Als het onderzoek niet voldoende informatie bevatte om duidelijk te beoordelen of dit een potentiële bron van vooringenomenheid was, werd er enige bezorgdheid geuit.

Als in het onderzoek expliciet melding werd gemaakt van de stappen die zijn genomen om de genoemde vooroordelen te beheersen, werd een laag risico op vooringenomenheid vastgesteld. Om de publicatiebias in de steekproef van onderzoeken te beoordelen, hebben we trechterdiagrammen gegenereerd, waarop schattingen van de effectgrootte op de x-as zijn uitgezet en het omgekeerde van hun standaardfout op de y-as. Percelen lijken op een trechter, met minder nauwkeurige schattingen aan de basis van de trechter en schattingen met de kleinste standaardfouten bovenaan.

Als er geen publicatiebias is, zal de trechterplot hypothetisch symmetrisch zijn. Ontbrekende onderzoeken die door publicatiebias worden onderdrukt, kunnen echter merkbare asymmetrie in een trechterplot veroorzaken. De test van Egger (Egger et al., 1997) werd gebruikt als een statistische test voor trechterplot-asymmetrie, waarbij een significante p-waarde indicatief was voor trechterplot-asymmetrie en dus publicatiebias.

De trim-and-fill-procedure werd uitgevoerd, waarbij 'ontbrekende onderzoeken' worden geschat totdat er sprake is van trechterplotsymmetrie en een aangepaste effectgrootte ontstaat. Met name levert deze procedure mogelijk geen betrouwbare resultaten op in omstandigheden waarin er sprake is van opmerkelijke heterogeniteit tussen de onderzoeken.

Er werd ook een p-curveanalyse gebruikt om het potentieel van p-hacking te beoordelen, dat wil zeggen de selectieve presentatie of analyse van gegevens die gemotiveerd waren om een ​​p-waarde onder analfa van 0,05 te bereiken (Simonsohn et al., 2014).

De aanname is dat wanneer de verdeling van p-waarden onder .05 linksscheef is, dit wijst op een abias richting resultaten die slechts marginaal statistisch significant zijn in vergelijking met resultaten die duidelijk onder een alfa van .05 liggen.

Dit kan worden geïnterpreteerd als een indicatie dat p-hacking het algehele meta-analytische effect heeft beïnvloed. In deze analyse wordt een schatting van de statistische power gegeven, waarbij een hogere power de waarschijnlijkheid vergroot dat een kleinere p-waarde en een 'echt effect' worden waargenomen.

3|RESULTATEN

3.1|Studiekeuze en studiekenmerken

De zoektocht resulteerde in 17 in aanmerking komende onderzoeken (zie figuur 1). In Tabel 1 zijn steekproeven gegeven van de zeventien artikelen die in de meta-analyse zijn opgenomen. Vijftien effectgroottes zijn berekend voor onderzoeken die over specificiteit zijn gerapporteerd als index van AMT-reacties, waarbij negen effectgroottes zijn berekend voor algemene herinneringen. Zeven onderzoeken rapporteerden zowel specificiteit als algemene herinneringen als index van AMT-reacties (Crane et al., 2007; Gupta & Kar, 2012; Haddad et al., 2014; Jermanet al., 2013; Mackinger et al., 2000; Matsumoto et al. al., 2022).

Alle negen onderzoeken die als reactie op de AMT overalgemene herinneringen rapporteerden, presenteerden het aantal of de proportie van categorische herinneringen als een index van het overalgemene geheugen, terwijl slechts twee onderzoeken de resterende mogelijke overalgemene reacties rapporteerden (dat wil zeggen uitgebreide herinneringen of semantische associaties [woorden die thematisch gerelateerd zouden kunnen zijn, maar die geen een herinnering op zich, bijvoorbeeld ik hou van bloemen]).

Gegeven dit gegeven, evenals eerder bewijs dat verschillen tussen mensen met en zonder depressie verklaard kunnen worden door algemene herinneringen van het categorische en niet-uitgebreide type (Mark et al., 1992), werden categorische herinneringen gebruikt als de index van het over-algemeen geheugen. in alle analyses.

De steekproefomvang varieerde van negen tot 275 deelnemers (bereik 9-164 voor kwijtgeraakte depressie; bereik 10-275 controles). De onderzoeken in deze review zijn gepubliceerd tussen 2000 en 2016, met uitzondering van één voordruk die in 2021 is gepubliceerd. De gemiddelde leeftijd van de deelnemers was 20,9 jaar (bereik 11–86 jaar), waarbij casus- en controlemonsters in alle onderzoeken ongeveer gelijke leeftijdsgemiddelden hadden.

Het gemiddelde percentage vrouwen in de onderzoeken was 78,18% (groep van kwijtgescholden depressies=82,7%, controlegroep=73,7%). In alle onderzoeken werd gebruik gemaakt van interviews om depressiediagnoses vast te stellen of een voorgeschiedenis van depressie uit te sluiten, en op twee na maakten ze allemaal gebruik van gestructureerde, gestandaardiseerde diagnostische interviewinstrumenten.

Er werden verschillende metingen van de ernst van depressie gebruikt in de steekproeven; de meest gebruikte was echter de BeckDepression Inventory-II (BDI-II; n=8; 44,4%; Beck et al., 1996).

Tien onderzoeken leverden informatie op over het aantal eerdere episoden in de groep met kwijtgeraakte depressies; gemiddelden en standaarddeviaties konden echter alleen worden geëxtraheerd of berekend vanaf negen. Barnhofer et al. (2007) leverden mediaan- en bereikwaarden die werden omgezet naar gemiddelden en standaarddeviaties met behulp van de Box-Cox-methode (McGrathet al., 2020).

Haddad et al. (2014) leverden het gemiddelde en het bereik, waarvan de laatste werd gebruikt om de standaarddeviatie te schatten (Hozoet al., 2005). Voor Haringsma et al. (2010) werden het gemiddelde en de standaarddeviatie geschat met behulp van gegevens die erop wezen dat 26 deelnemers slechts één eerdere episode hadden meegemaakt en dat de resterende 37 deelnemers, van wie werd gerapporteerd dat ze twee of meer eerdere episodes hadden, conservatief werden gecodeerd als twee episoden.

Voor Spinhoven et al. (2006) konden het gemiddelde en de standaardafwijking worden geschat op basis van de verstrekte gegevens, hoewel deelnemers van wie werd gerapporteerd dat ze zes of meer eerdere episoden hadden, conservatief werden gecodeerd als zes episoden.

Zoals vereist werd in alle onderzoeken de geheugenspecificiteit of overgeneraliteit gemeten met behulp van de AMT (Williams & Broadbent, 1986). Bovendien werd in alle onderzoeken mondeling om reacties gevraagd, met uitzondering van één onderzoek dat van dit format afweek en een schriftelijke reactie vereiste (Wesselet al., 2001). Het aantal signalen dat werd gegeven om specifieke herinneringen op te roepen in de AMT varieerde tussen de onderzoeken (bereik=10-40).

Positieve en negatieve valenties waren de meest gemelde valenties. Te weinig onderzoeken rapporteerden neutrale valentie om deze reacties op deze signalen afzonderlijk te beoordelen. De helft van de onderzoeken kende een responstijd van 30-s toe voor AMT-signalen, terwijl de rest verschillende responstijden gebruikte (bereik=20–120 s).

3.2|Risico op bias in onderzoeken

Uit alle onderzoeken bleek dat er op zijn minst enige bezorgdheid bestond over het risico op vertekening (zie de Ondersteunende Informatie voor de volledige codering van onderzoeken). Zoals aangegeven in Tabel 2 werden de onderzoeken binnen elke categorie van mogelijke bronnen van vooringenomenheid overwegend gecodeerd als er sprake was van enige zorg. In de meeste onderzoeken was er geen duidelijke zorg dat de gegevens onvolledig werden gerapporteerd.

Er waren geen onderzoeken gepreregistreerd, waardoor het risico van selectieve rapportage niet kon worden uitgesloten. Deze bevindingen suggereren dat onderzoeken die op dit gebied worden uitgevoerd waarschijnlijk één, zo niet meerdere, mogelijke bronnen van bias hebben en dienovereenkomstig moeten worden geïnterpreteerd en in de context van indicatoren van publicatiebias.

3.3|Resultaten van syntheses: Specifiek geheugenherstel

Er was een klein tot matig negatief gepoold effect voor vergelijkingen van specifieke herinneringen tussen mensen met een verdwenen depressie en mensen die nooit depressief waren geweest (k {{0}};g=0.314 , 95% BI [0.543; 0,085], z=2,69, p=.007), wat erop wijst dat mensen in remissie zich minder specifieke herinneringen herinneren. Wat betreft heterogeniteit was er bewijs van onverklaarde variantie tussen de effectgroottes van het onderzoek (Q[14]=43.41, p < .001; I2=67.7%,τ2=.12) , wat een basis aangeeft voor het testen van moderators die deze variantie zouden kunnen verklaren.

Zie Figuur 2 voor een bosdiagram van effectgroottes, inclusief een voorspellingsinterval. Het voorspellingsinterval gaf aan dat de effectgrootte in sommige populaties in toekomstige onderzoeken zo laag zou kunnen zijn als 1,12 en in andere zelfs +0.54. Bovendien zijn er ook enkele populaties waarbij de effectgrootte nul zou kunnen zijn. Uitbijteranalyse gaf aan dat er sprake was van één uitschietereffectgrootte (Gupta & Kar, 2012; SMD=1,69).

Door deze uitschieter weg te laten en de analyse opnieuw uit te voeren, werden de resultaten niet substantieel gewijzigd en vertoonden ze nog steeds een significant, klein tot middelgroot effect (k=14; g=0.262, 95 % CI[ 0.477; 0.046], z=2,38, p=.017). Er was ook nog steeds bewijs voor variantie tussen de onderzoekseffecten (Q[14]=35.42, p < .001;I2=63.4%, τ2=.09).

For more information:1950477648nn@gmail.com