Декомпозиція робочої пам'яті при рекурентній великій депресії: порушення кодування та обмежене обслуговування, несприйнятливість до кодування

Анотація:

Загальноприйнято вважати, що оперативна пам’ять (РП) при депресії порушується. Однак, чи ця погіршена продуктивність походить від порушеного кодування, технічного обслуговування чи обох етапів, досі неясно. Тут ми мали на меті розкласти аномальні характеристики кодування та підтримки у пацієнтів з рецидивуючим великим депресивним розладом (MDD). Тридцять пацієнтів і тридцять дев'ять здорових осіб контрольної групи виконали завдання просторової робочої пам'яті, де час кодування та час утримання могли змінюватися залежно від різних рівнів навантаження. Ефективність кодування оцінювалася шляхом порівняння точності між коротким і довгим часом кодування, а ефективність обслуговування оцінювалася шляхом порівняння точності між коротким і довгим часом збереження. Результати показують нижчу ефективність при депресії, ніж контрольна група. Однак, хоча зниження точності через тривале утримання (порівняно з коротким утриманням) було збільшено через короткий час кодування в контрольній групі, ефективність утримання в групі з депресією не постраждала від короткого часу кодування. Загальне порушення кодування разом із обмеженою підтримкою імунітету проти обмеженого часу кодування свідчить про загальне упередження для фіксованої внутрішньої обробки над зовнішньою обробкою в повторюваних MDD. Парадигма, представлена ​​в цьому дослідженні, може бути зручним і ефективним клінічним тестом для оцінки функції кодування WM і підтримки

Китайська трава цистанхе - Лікує депресію шляхом тонізування нирок

 Ключові слова:

повторна велика депресія; оперативна пам'ять; кодування; обслуговування; навантаження

1. Введення

Депресія є одним із найпоширеніших психічних розладів, яким страждають понад 264 мільйони людей у ​​всьому світі [1]. Незважаючи на прогрес у клінічному лікуванні, ризик рецидиву все ще залишається високим, за оцінками, частота рецидивів перевищує 50% [2]. Когнітивні моделі депресії стверджують, що розвиток і рецидив депресії пов’язані з упередженою когнітивною обробкою як зовнішньої (наприклад, негативна подія), так і внутрішньої (наприклад, негативне переконання) інформації [3–5]. Важливо, що депресивні популяції не тільки демонструють когнітивне упередження щодо негативної інформації, але й демонструють загальний дефіцит широкого діапазону когнітивних функцій, таких як увага та виконавчий контроль, навіть коли емоційна інформація не стосується [6,7]. Когнітивний дефіцит може потенціювати дисфункцію регуляції емоцій при депресії [4]. Робоча пам'ять (WM) є основною когнітивною функцією, яка підтримує цілеспрямовану поведінку, забезпечуючи інтерфейс між сприйняттям, довготривалою пам'яттю та дією [3,8]. Зазвичай вважається, що WM містить кодування, тимчасове обслуговування та маніпулювання ментальним представленням. EJ Rose та ін. використовували n-back завдання з різними рівнями складності, щоб дослідити ефективність робочої пам’яті пацієнтів з депресією. Результати показують, що пацієнти з депресією мали повільніший час реакції та зниження точності, тоді як швидша відповідь на завдання з вищим рівнем складності спостерігалася лише у здорових осіб контрольної групи [9]. Використовуючи два вербальних субтести та субтест результативності за шкалою WAIS-R, Fouladi et al. [10] досліджували увагу, робочу та вербальну пам’ять у пацієнтів з депресією та виявили, що здорова група мала кращі результати. Так само Stevan Nikolin et al. провели систематичний огляд і мета-аналіз і виявили, що точність завдання n-back пацієнтів з депресією була значно знижена порівняно з контрольною групою. Тим часом вони також виявили, що клінічна ситуація може посилити дефіцит робочої пам’яті, пов’язаний з депресією [11]. Хоча попередні дослідження показали погіршення продуктивності WM при депресії [9,12], залишається незрозумілим, чи дефіцит WM походить від порушення кодування, підтримки або обох.

Щоб вирішити ці проблеми, у цьому дослідженні ми одночасно маніпулювали труднощами кодування та збереження в просторовому завданні WM і досліджували, як труднощі в цих двох фазах впливають на наступну продуктивність при повторному великому депресивному розладі (MDD). Зокрема, у цьому завданні учасників спочатку попросили запам’ятати розташування різних фігур. Після інтервалу утримання без жодних сенсорних вводів їх попросили повідомити про розташування однієї із запам’ятованих форм. Тривалість презентації стимулу та інтервал утримання можуть бути як короткими, так і довгими, що призводить до різних рівнів складності як для кодування (коротке проти довгого кодування), так і для утримання (коротке проти тривалого утримання). Щодо цих внутрішньогрупових маніпуляцій, потенційна взаємодія між групами (депресія проти здорових осіб з контролю) і труднощі кодування/утримання не просто викликані різними рівнями мотивації двох груп для виконання завдання. Ми очікували, що коротке кодування та тривале збереження погіршать продуктивність WM, що призведе до нижчої точності в цих двох умовах, ніж тривале кодування та коротке збереження відповідно. Що стосується нашого дослідницького питання, дефіцит кодування, пов’язаний з депресією, передбачає, що короткий час кодування повинен погіршити продуктивність більше в групі депресії, ніж у контрольній групі. Подібним чином, дефіцит підтримки при депресії передбачає, що тривале утримання погіршує продуктивність більше в групі депресії, ніж у контрольній групі. З огляду на те, що когнітивний дефіцит під час депресії стає очевидним, коли навантаження на пам’ять збільшується [12], у цьому дослідженні також маніпулювали навантаженням на пам’ять, змінюючи кількість елементів, які потрібно було запам’ятати.

Китайська трава цистанхе - Лікує депресію шляхом тонізування нирок

2. Матеріали та методи

2.1. Учасники

Розмір вибірки було визначено на основі пілотного дослідження (Додаткові матеріали, [13]), наявності учасників, а також критеріїв включення та виключення. Пацієнти були набрані з амбулаторних психіатричних клінік Четвертої народної лікарні Уху, Китай. Діагностику проводили ліцензовані психіатри за допомогою структурованих інтерв’ю на основі DSM-V [14]. Критеріями включення для пацієнтів були: (1) вік 18–60 років, правша, повна середня освіта (тобто щонайменше 9 років формальної освіти); (2) має принаймні двічі діагноз БДР і переживає поточний епізод; 3) щонайменше два місяці між поточним епізодом і попереднім епізодом. Пацієнтів виключали, якщо вони відповідали критеріям шизофренії, шизоафективного розладу, біполярного розладу або тривожного розладу як основного діагнозу. В експерименті брали участь 30 дорослих пацієнтів, які відповідали вищевказаним критеріям. Контрольна група була набрана з лікарні та спільноти про лікарню через оголошення. До контрольної групи було включено 39 здорових учасників, які відповідали наступним критеріям: (1) віком 18–60 років, правша, закінчена середня освіта; (2) не відповідав діагностичним критеріям для ВДР відповідно до клінічного діагнозу; (3) повідомили про відсутність в анамнезі психічних або неврологічних захворювань. Контрольну групу склали супроводжуючі хворих, немедичний персонал лікарні та ті, хто проживає поблизу лікарні. На додаток до клінічного інтерв’ю обидві групи заповнили Опис депресії Бека (BDI, [15]) перед експериментом. Демографічні та клінічні характеристики двох груп наведено в таблиці 1.

Таблиця 1. Демографічні та клінічні характеристики учасників (середнє ± SD).

Інформована згода була отримана від усіх учасників перед експериментом. У поводженні з нашими учасниками ми дотримувалися етичних стандартів APA, а також Гельсінської декларації. Це дослідження було схвалено Інституційною ревізійною радою із захисту людських досліджень Шанхайського університету Цзяо Тонг (B2020013I).

2.2. Дизайн і процедура

Експеримент проводився в лабораторії лікарні. Тест просторової робочої пам’яті та уваги на парних символах (SWAPS, [16]), розроблений нашою групою та співробітниками, був прийнятий для оцінки продуктивності просторової WM. Цей тест продемонстровано як простий і придатний для клінічного використання.

Тест SWAPS складається з візуальної площини двовимірної сітки (13◦ * 13◦ кута зору) на екрані планшета (Малюнок 1). На початку кожного випробування було представлено дві форми мішені (кожна 3,4◦ * 3,4◦ кута зору), розташовані в двох різних клітинках сітки. Учасників попросили запам'ятати розташування представлених елементів (тобто фазу кодування). У різних випробуваннях навантаженням на пам’ять маніпулювали на різних рівнях, змінюючи кількість елементів. В умові «Навантаження 1» було представлено лише два предмети однакової форми. Від навантаження 2 до навантаження 3 і навантаження 4 кількість пар однакової форми зросла з 2 3 і 4; було дві пари форм у Завантаженні 2, три пари фігур у Завантаженні 3 і чотири пари фігур у Завантаженні 4. Час кодування становив 500 мс (кодування короткого стимулу) або 2000 мс (кодування довгого стимулу). Потім була представлена ​​порожня сітка, яка служила інтервалом збереження. Тривалість інтервалу збереження може становити 500 мс (короткий інтервал) або 2000 мс (довгий інтервал). Після інтервалу збереження була представлена ​​одна із запам’ятованих форм, і учасників попросили вказати правильне розташування іншого предмета такої ж форми, торкаючись екрана вказівним пальцем правої руки. Судовий розгляд не було припинено, доки не було надано відповіді. Від учасників вимагалося якомога точніше відповідати. Навантаження 1 і Навантаження 2 були умовами наповнення, кожне з яких включало лише 4 випробування (Пілотне дослідження, де Навантаження 2 було включено як експериментальний стан, показало ту саму схему результатів, див. Додаткові матеріали). Для навантаження 3 і навантаження 4 було проведено 32 випробування для кожного з умов: короткий стимул (Encode-S), стимул довгий (Encode-L), короткий інтервал (Interval-S) і довгий інтервал (Interval -L). Випробування в різних умовах були змішані та представлені у випадковому порядку. Перед офіційним експериментом була представлена ​​ілюстрована інструкція, і учасники повинні були виконати п'ять практичних випробувань.

Рисунок 1. Стимули (a) і робочий процес прикладу випробування (b). Навантаженням пам'яті маніпулювали, змінюючи кількість пар форм. Коло та біла стрілка у правій нижній комірці показані, щоб показати правильну відповідь для поточного випробування, але не були представлені в експерименті

2.3. Статистичний аналіз

Для кожного учасника було розраховано точність (відсоток випробувань із правильною відповіддю) і час реакції (RT) у кожному експериментальному стані. Середня точність і RT зі стандартною похибкою в кожному експериментальному стані наведено в таблиці 2. A 2 (група: MDD проти контролю) * 2 (навантаження: навантаження 3 проти навантаження 4) * 2 (час кодування: короткий проти довгого ) * Було проведено 2 (інтервал утримування: короткий проти тривалого) аналіз повторних вимірювань дисперсії (ANOVA), з кожною групою як фактором між суб’єктами. Подальші окремі аналізи ANOVA та t-тести були проведені після взаємодії з групами.

Таблиця 2. Середня точність (M) і час реакції (RT) зі стандартними помилками (SE) у кожному експериментальному стані для кожної групи. Encode-S: короткий час для кодування стимулу; Encode-L: довгий час для кодування стимулу; Interval-S: короткий інтервал утримання; Interval-L: довгий інтервал зберігання

Точність і RT для кожної умови наведено в таблиці 2. Статистичний висновок головним чином зосереджувався на точності, оскільки заохочувалися лише правильні відповіді, але не швидкі відповіді. Однак, щоб показати, чи узгоджується картина RT з точністю, такий же статистичний аналіз також був проведений для RT.

Ми використали {{0}}.05 як поріг статистичної значущості. Однак для двосторонніх взаємодій, які включали групи, також було проведено подальший аналіз після зниження значення p від 0,05 до 0,1. Ми вирішили провести подальший аналіз після цих ефектів на основі нашої гіпотези про те, що на продуктивність у депресії більше вплине складність завдання (наприклад, більше навантаження, коротший час кодування, довший час утримання). У випадках висновку «без різниці» проводився аналіз фактора Байєса (BF), щоб кількісно визначити ступінь вірогідності нульової гіпотези, ніж альтернативної гіпотези [17,18]. Відповідно до умов, BF > 3 вважається помірним доказом перевіреної гіпотези [19].

3. Результати

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. Чотиристороння взаємодія не досягла значущості, F(1, 67)=3.10, p=0.083. Враховуючи тристоронню взаємодію, яка включала групи, кодування та збереження, подальший аналіз був зосереджений на тому, щоб визначити, як на збереження впливали групи та кодування, причому точність знижувалася під завантаженням 3 і завантаженням 4. Для цього окремий 2 ( група: MDD проти контролю) * 2 (час утримування: короткий проти тривалого) ANOVA проводився для короткого та довгого кодування відповідно. Зауважте, що ми не перевіряли, як на продуктивність кодування вплинули збереження та група, оскільки кодування завжди передує технічному обслуговуванню.

Китайська трава цистанхе - Лікує депресію шляхом тонізування нирок

Для короткого кодування обидва основні ефекти групи, F(1, 67)=16.80, p < 0.001, ηp 2=0.200, а основний ефект утримання, F(1, 67)=15.37, p < 0,001, ηp 2=0 .187, були значущими, тоді як взаємодія між групою та утриманням не досягла значущості, F < 1, що свідчить про те, що зниження точності через тривале утримання (порівняно з коротким утриманням) було еквівалентним між групою депресії (5,5%) і контрольною групою. (8,7%). Для тривалого кодування, хоча основний ефект збереження не був значущим, F(1, 67)=2.93, p=0.091, обидва основні ефекти групи, F(1, 67)=13.80, p < 0,001, ηp 2=0.171, і взаємодія між групою та утриманням, F(1, 67)=7.37, p=0. 008, ηp 2=0.099, були значними. Ця взаємодія відбулася тому, що лише група депресії показала значно знижену точність тривалого утримання (порівняно з коротким утриманням, 8,3%), парне t(29)=2.56, p=0.016, d Коена=0.467, 95% ДІ=(1,7%, 15,0%), тоді як контрольна група не виявила достовірної різниці (–1,9%), t < 1. Крім того, аналіз різниці точності показали, що зниження точності через тривале збереження було більшим після короткого кодування, ніж тривалого кодування в контрольній групі (парне t(38)=4.06, p <0,001, d Коена=0.650, 95% ДІ=(5,3%, 15,8%)), тоді як зниження точності через тривале утримання було еквівалентним між коротким кодуванням і довгим кодуванням у групі депресії, t < 1 (рис. 2b). Ця відсутність різниці в групі депресії була додатково підтверджена аналізом BF, який дав B01=3.937, що свідчить про те, що нульова гіпотеза, тобто «зниження точності через довгий інтервал збереження не відрізнялося між коротким кодуванням і довгим кодуванням ", є в 3,937 рази більш вірогідним, ніж альтернативна гіпотеза, тобто "зменшення точності через довгий інтервал збереження було різним між коротким кодуванням і довгим кодуванням". Крім того, хоча точність групи депресій при короткому кодуванні та тривалому утриманні була низькою, вона все ще перевищувала рівень шансу (12,5%, одна з восьми інших клітинок у сітці), t(29)=10 0,70, p <0,001 (t-критерій для однієї вибірки), d Коена=1.96, 95% ДІ=(37,7%, 55,5%). Ці результати свідчать про те, що ефективність утримування в групі депресії не була додатково порушена коротким часом кодування не може бути просто через ефект дна.

Рисунок 2. Точність (a) і середній час реакції (RTs) (c) зі стандартними помилками показані як функція часу кодування та часу утримання для кожної групи. Різниця в точності між коротким і довгим утриманням (b) і різниця в RT між тривалим і коротким утриманням (d) зі стандартними помилками, показаними як функція часу кодування для кожної групи. Encode-S: короткий час для кодування стимулу; Encode-L: довгий час для кодування стимулу; Інтервал-S: короткий інтервал утримання; Інтервал-L: довгий інтервал збереження

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). Таким чином, шаблон RTs узгоджувався з шаблоном точності в тому, що кодування WM було порушено при депресії відносно здорових контрольних груп. Хоча RTs не показали статистично значущої взаємодії між групами, кодуванням і збереженням, картина була такою ж, як і модель точності (рис. 2d), що виключало потенційний компроміс між точністю та швидкістю, що призводив до спостережуваних ефектів. Середні значення точності та часу реакції в кожному експериментальному стані для кожної групи наведено в таблиці 2.

4. Обговорення

Подібно до дефіциту WM, показаного в попередніх дослідженнях депресії [9,12], загальна точність завдання просторового WM, показаного в цьому дослідженні, була нижчою в групі депресії порівняно зі здоровими контрольними. У розширеному дослідженні ми роз’єднали компоненти кодування та обслуговування WM і продемонстрували характеристики кодування та обслуговування в повторюваному MDD. Зокрема, група з депресією більше страждала від короткого часу кодування, ніж контрольна група, демонструючи більшу зниження точності та більшу затримку відповіді при короткому кодуванні, ніж при тривалому кодуванні. Однак різниця між коротким і довгим утриманням у двох групах по-різному модулювалася часом кодування. Під час тривалого кодування група з депресією показала більшу втрату точності через тривале утримання (порівняно з коротким утриманням), ніж контрольна група. Через короткий час кодування зниження точності через тривале утримання (порівняно з коротким утриманням) було збільшено в контрольній групі, тоді як на групу з депресією це не вплинуло далі. Взяті разом, результати свідчать про те, що кодування для WM було загалом порушено при рецидивному ВДР порівняно зі здоровими контрольними групами. Навпаки, хоча підтримка в депресії підлягала тривалим інтервалам утримання, ця підтримка була несприйнятливою до обмежень кодування.

Дефіцит кодування при депресії, показаний у цьому дослідженні, узгоджується з добре задокументованим дефіцитом уваги при депресії [4]. Будучи системою з обмеженою потужністю, WM покладається на фокусну увагу, щоб інформацію, що стосується завдання, можна було визначити пріоритетом, а інформацію, яка не має відношення до завдання, можна ефективно відфільтрувати [20,21]. Попит на концентровану увагу може бути високим, коли час кодування короткий (наприклад, 500 мс), що призводить до зниження продуктивності порівняно з довгим часом кодування (наприклад, 2000 мс), особливо для групи депресії, чия фокусна увага є вразливою.

Китайська трава цистанхе тонізуюча нирки

Натисніть тут, щоб переглянути продукти Cistanche для лікування захворювань нирок

【Запитуйте більше】 Електронна пошта:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

У той час як кодування під час депресії було загалом порушено порівняно з контрольною групою, підтримка двох груп показала різні моделі після тривалого кодування та короткого кодування. Було припущено, що на широту поточного фокусу уваги критично впливає настрій [22,23]. Наприклад, було виявлено, що поле уваги звужується особами з негативними емоціями, тоді як розширюється особами з позитивними емоціями [23]. Так, у пацієнтів з депресією може бути звужена концентрація уваги через поганий настрій. У згоді з цим прогнозом де Фокерт і Купер [24] виявили, що учасники з низькими показниками депресії продемонстрували більш ефективну перцептивну обробку глобальної візуальної інформації, ніж локальна інформація, тоді як учасники з високими показниками депресії не показали цього глобального упередження, хоча вони загалом виявлені дефіцити сприйняття. Виходячи з цих висновків, у цьому дослідженні здорові особи контролю можуть мати тенденцію кодувати всі стимули в WM. Роздільна здатність окремого стимулу, однак, може бути знижена через короткий час кодування. Важливо, що низька роздільна здатність стимулу, що утримується в WM, може додатково постраждати від тривалого інтервалу утримання, що призводить до більшої кількості невдач відкликання після тривалого утримання, ніж після короткого утримання. Навпаки, вузький фокус уваги групи депресії, можливо, було дозволено кодувати лише кілька разів, що запобігло подальшому утриманню, яке страждало від короткого часу кодування.

Підтримка WM передбачає, що несприйнятливість до обмеження кодування може бути пов’язана з посиленою внутрішньою обробкою, такою як жуйки, яка є діагностикою депресії [25,26]. Joormann та ін. (2011). Важливо відзначити, що такі витрати на сортування при депресії сильно корелювали з результатами жування. Незважаючи на те, що їхні висновки були специфічними для предметів з негативними емоціями, але не для позитивних емоцій, інше дослідження показало, що вартість перемикання при депресії відбулася незалежно від емоційної валентності вмісту WM [28]. Ця відсутність гнучкості у зміні вмісту WM призвела до когнітивних витрат, які могли б запобігти помилковим спогадам. У цьому контексті обмеження стійкості до кодування припускає, що фіксована внутрішня обробка при депресії не обов’язково обмежується негативними думками.

Увага та WM тісно пов’язані один з одним [20,29]. Як процес когнітивного контролю, WM часто поділяє перекриваючі нейронні ланцюги з увагою зверху вниз [30]. Postle та ін. виявили, що SWM (просторова робоча пам’ять) і здатність до уваги підтримуються нервовими основами, що перекриваються, включаючи нижню тім’яну частку, верхню тім’яну частку та латеральну префронтальну частку [31]. Хоча якість кодування в основному залежить від уважної обробки зовнішніх подразників, вважається, що утримання закодованих елементів протягом періоду збереження є процесом внутрішньої уваги [29,32]. З цієї точки зору характеристики кодування та підтримки WM при депресії можна пояснити упередженістю внутрішньої уваги над зовнішньою увагою та негнучкістю координації між внутрішньою та зовнішньою увагою, які походять із загального обмеженого когнітивного ресурсу. Зокрема, відсутність зовнішньої уваги призвела до загального погіршення продуктивності кодування. Коли час кодування тривалий і генерується більше зовнішніх елементів уваги, можливо, доведеться використовувати внутрішню увагу, щоб компенсувати відсутність зовнішньої уваги. Потім відсутність гнучкості у спрямуванні когнітивного ресурсу назад для підтримки внутрішнього обслуговування призвела до погіршення продуктивності обслуговування. Навпаки, коли час кодування короткий, може не бути часу для спрямування уваги зсередини назовні, а фіксована внутрішня увага запобігає подальшому погіршенню обслуговування через довгі інтервали збереження.

Спільність ресурсів зовнішньої та внутрішньої обробки також відображена в останніх дослідженнях. Келлер та ін. припустили, що пацієнти з депресією зазвичай демонструють селективне порушення уваги, стійке порушення уваги та порушення розділеної уваги, які базуються на розподілі зовнішньої уваги. Збереження внутрішньої уваги зазвичай проявляється в упередженості до негативної інформації [33]. Мерфі та ін. запропонував сильнішу внутрішню обробку під час збереження, але слабшу зовнішню обробку під час кодування. Одночасному порушенню кодування можна було б протидіяти шляхом посиленого обслуговування в MDD, що призвело б до порівнянної продуктивності пригадування з контрольною групою [34]. Це дослідження має кілька обмежень. По-перше, щоб оцінити аномальні характеристики основних процесів кодування та підтримки WM при депресії, ми використовували нейтральні стимули, але не емоційні стимули в завданні. Таким чином, це не може пояснити когнітивне упередження щодо негативної інформації, яке спостерігалося в депресивній популяції [4,5]. По-друге, різні рівні кодування та підтримки можуть мати неоднакову силу для розрізнення двох груп [35]. Показані в цьому дослідженні характеристики кодування та обслуговування в повторюваному MDD мають бути додатково перевірені в завданнях із узгодженою дискримінаційною здатністю. По-третє, ми не обговорювали та не аналізували вплив наркотиків на когнітивні показники, що може виявити потенційний зв’язок між наркотиками та когнітивними показниками в майбутньому.

Переваги Cistanche tubulosa- зміцнити імунну систему

5. Висновки

Безпосередньо маніпулюючи складнощами кодування та обслуговування WM, ми виявили, що рецидивний MDD показав дефіцит кодування, який був більш сприйнятливим до обмеженого часу кодування порівняно зі здоровою контрольною групою. Важливо, що в той час як підтримка WM у здорових контрольних групах легко залежала від обмеженого часу кодування, підтримка WM у рекурентному MDD була несприйнятливою до обмежень кодування. Одночасне порушення кодування MW та обмежене обслуговування, що несприйнятливість до обмежень кодування може відображати загальне когнітивне упередження для фіксованої внутрішньої обробки над зовнішньою обробкою при депресії. Це загальне когнітивне упередження може служити інтегрованим поясненням ненормального кодування WM і процесів підтримки при депресії та пов’язане з жуйкою при депресії. Наша парадигма, представлена ​​в цьому дослідженні, може бути зручним і ефективним тестом для дослідження таких когнітивних процесів під час клінічної діагностики.

Список літератури

1. Джеймс, С.Л.; Абате, Д.; Абате, К.; Абай С.; Аббафаті, К.; Аббасі, Н.; Аббастабар, Х.; Абд-Аллах, Ф.; Абдела, Дж.; Абделалім, А. Глобальна, регіональна та національна захворюваність, поширеність і роки життя з інвалідністю для 354 хвороб і травм у 195 країнах і територіях, 1990–2017: систематичний аналіз для дослідження глобального тягаря захворювань 2017. Lancet 2018, 392 , 1789–1858. [CrossRef] [PubMed]

2. Сім, К.; Лау, В.; Сім, Дж.; Сум, М.; Бальдессаріні, Р. Профілактика рецидиву та рецидиву у дорослих із великим депресивним розладом: систематичний огляд та мета-аналіз контрольованих досліджень. Міжн. J. Neuropsychopharmacol. 2016, 19, pyv076. [CrossRef]

3. Бек, А. Т. Когнітивна терапія та емоційні розлади; Пінгвін: Нью-Йорк, Нью-Йорк, США, 1979.

4. Готліб, І.Х.; Joormann, J. Пізнання та депресія: поточний стан та майбутні напрямки. Annu. Клін. психол. 2010, 6, 285. [CrossRef] [PubMed]

5. Метьюз, А.; MacLeod, C. Когнітивна вразливість до емоційних розладів. Annu. Клін. психол. 2005, 1, 167–195. [CrossRef] [PubMed]

6. Харві, П.-О.; Фоссаті, П.; Почон, Ж.-Б.; Леві, Р.; Лебастард, Г.; Легерісі, С.; Аллієр, Ж.-Ф.; Дюбуа, Б. Когнітивний контроль і ресурси мозку при великій депресії: дослідження fMRI з використанням завдання n-back. Neuroimage 2005, 26, 860–869. [CrossRef] [PubMed]

7. Snyder, HR Великий депресивний розлад пов'язаний із широкими порушеннями нейропсихологічних показників виконавчої функції: мета-аналіз та огляд. психол. Бик. 2013, 139, 81. [CrossRef] [PubMed]

8. Бухвейц А. Моделі оперативної пам'яті: Механізми активного обслуговування та виконавчого контролю. Ilha do Desterro 2002, 43, 193–200.

9. Роуз Е.; Ebmeier, K. Патерн порушення робочої пам'яті під час великої депресії. Ж. Афект. Розлад. 2006, 90, 149–161. [CrossRef]

10. Фуладі, А.; Голі, С. Порівняння робочої пам'яті, вербальної пам'яті та утримання уваги в маніакальній фазі та депресії при біполярному розладі. J. Adv. Pharm. Навч. Рез.|квітень-червень 2018 р., 8, 83.

11. Ніколін С.; Тан, Ю.; Швааб, А.; Моффа, А.; Лу, К.; Мартін Д. Дослідження дефіциту робочої пам'яті при депресії за допомогою завдання n-back: систематичний огляд і мета-аналіз. Ж. Афект. Розлад. 2021, 284, 1–8. [CrossRef]

12. Пелосі, Л.; Слейд, Т.; Блумхардт, Л.; Шарма, В. Дисфункція робочої пам'яті при великій депресії: потенційне дослідження, пов'язане з подіями. Clin. нейрофізіол. 2000, 111, 1531–1543. [CrossRef] [PubMed]

13. Фаул, Ф.; Ердфельдер, Е.; Ланг, А.Г.; Buchner, A. G* Power 3: гнучка програма статистичного аналізу потужності для соціальних, поведінкових і біомедичних наук. поведінка. рез. Методи 2007, 39, 175–191. [CrossRef] [PubMed]

14. Видання, Ф. Діагностичне та статистичне керівництво психічних розладів. Am Psychiatr. Доцент 2013, 21, 591–643.

5. Стер, Р. Посібник для опису депресії Бека-II. Доступно в Інтернеті: https://www.scienceopen.com/document?vid=9feb932 d-1f91-4ff9-9d27-da3bda716129 (дата доступу 27 вересня 2022 р.).

16. Пісня, В.; Чжан, К.; Сонце, Дж.; Ма, Л.; Джессі, Ф.; Тенг, X.; Чжоу, Ю.; Бао, Х.; Чен, С.; Wang, S. Простий тест на просторову робочу пам'ять і увагу на парних символах показує дефіцит розвитку у хворих на шизофренію. Нейрон Пласт. 2013, 2013, 130642. [CrossRef]

17. Rouder, JN; Морі, Р.; Спекман, П.; Провінція, Дж. Фактори Байєса за замовчуванням для планів ANOVA. J. Math. психол. 2012, 56, 356–374. [CrossRef]

18. Вагенмакерс, Е.-Ж.; Марсман, М.; Джаміль, Т.; Лі, А.; Верхаген, Дж.; Любов, Дж.; Селкер, Р.; Гронау, К.; Шміра, М.; Епскамп, С. Байєсівський висновок для психології. Частина I: Теоретичні переваги та практичні наслідки. Психон. Бик. 2018, 25, 35–57. [CrossRef]

19. Вагенмакерс, Е.-Ж.; Любов, Дж.; Марсман, М.; Джаміль, Т.; Лі, А.; Верхаген, Дж.; Селкер, Р.; Гронау, К.; Дропманн, Д.; Бутін, Б. Байєсівський висновок для психології. Частина II: Приклади програм із JASP. Психон. Бик. 2018, 25, 58–76. [CrossRef]

20. Авх, Е.; Джонідес, Дж. Перекриття механізмів уваги та просторової робочої пам'яті. Тенденції Cogn. Sci. 2001, 5, 119–126. [CrossRef]

21. Газзалі, А.; Нобре, А. Модуляція зверху вниз: поєднання вибіркової уваги та робочої пам'яті. Тенденції Cogn. Sci. 2012, 16, 129–135. [CrossRef]

22. Роу, Г.; Гірш, Дж.; Андерсон, А. Позитивний вплив збільшує широту вибору уваги. Proc. Natl. акад. Sci. США 2007, 104, 383–388. [CrossRef] [PubMed]

23. Чжан, X.; Джапі, С.; Сафіулла, З.; Млинарик Н.; Ungerleider, L. Нормалізаційна структура для емоційної уваги. PLoS Biol. 2016, 14, e1002578. [CrossRef] [PubMed]

24. de Fockert, JW; Купер, А. Більш високий рівень депресії пов'язаний зі зниженим глобальним зміщенням у візуальній обробці. Cogn. Емот. 2014, 28, 541–549. [CrossRef] [PubMed]

25. Nolen-Hoeksema, S. Роль румінації в депресивних розладах і змішаних симптомах тривоги/депресії. Ж. Ненормальний. психол. 2000, 109, 504. [CrossRef]

26. Spasojevi´c, J.; Alloy, LB Румінація як загальний механізм зв'язку факторів ризику депресії з депресією. Емоція 2001, 1, 25. [CrossRef]

27. Joormann, J.; Левенс, С.; Gotlib, I. Sticky thinks: Депресія та роздуми пов’язані з труднощами маніпулювання емоційним матеріалом у робочій пам’яті. психол. Sci. 2011, 22, 979–983. [CrossRef] [PubMed]

28. Де Ліснайдер, Е.; Костер, Е.; Еверерт, Дж.; Шахт, Р.; Ван ден Абіле, Д.; De Raedt, R. Внутрішній когнітивний контроль при клінічній депресії: загальні, але без емоційних порушень. Psychiatry Res. 2012, 199, 124–130. [CrossRef] [PubMed]

29. Чун, М.М.; Голомб, Дж.; Терк-Браун, Н. Таксономія зовнішньої та внутрішньої уваги. Annu. преподобний психол. 2011, 62, 73–101. [CrossRef]

30. Келлер, А.С.; Болл, Т.; Вільямс, Л. Глибоке фенотипування порушень уваги та «біотип неуважності» при великому депресивному розладі. психол. Мед. 2020, 50, 2203–2212. [CrossRef]

31. Постл, Б.Р. Тривала активність, що охоплює відволікання, під час затримки розпізнавання місць. Neuroimage 2006, 30, 950–962. [CrossRef]

32. Кійонага, А.; Егнер, Т. Робоча пам'ять як внутрішня увага: До інтегративного обліку внутрішніх і зовнішніх процесів відбору. Психон. Бик. 2013, 20, 228–242. [CrossRef] [PubMed]

33. Келлер, А.С.; Лейкауф, Дж.; Холт-Госселін, Б.; Стейвленд, Б.; Вільямс, Л. Звертаючи увагу на увагу при депресії. переклад Психіатрія 2019, 9, 1–12. [CrossRef] [PubMed]

34. Мерфі, О.; Гой, К.; Вонг, Д.; Бейлі, Н.; Фіцджеральд, П.; Segrave, R. Особи з депресією демонструють аномальну модуляцію нейронної коливальної активності під час кодування та підтримки робочої пам’яті. Biol. психол. 2019, 148, 107766. [CrossRef] [PubMed]

35. Чепмен, Л.Ж.; Чепмен, Дж. П. Проблеми вимірювання когнітивного дефіциту. психол. Бик. 1973, 79, 380. [CrossRef]