Смањена специфичност и повећана прекомерна генералност аутобиографског памћења и даље постоје као когнитивне рањивости у ремитираној великој депресији: Мета-анализа, 2. део

2.3|Екстракција и руковање подацима

Два обучена истраживача асистента (коаутори/и/) тражили су одвојено.

Дисциплина и памћење су неодвојиви. Добро обучена особа генерално има боље памћење, може брже да учи нове ствари и лакше обрађује информације.

Тренинг тела нам може помоћи да побољшамо наше памћење. Истраживања показују да физички тренинг може повећати густину неуронских веза у мозгу и церебрални проток крви, чиме се промовише здравље мозга и способности учења. Поред тога, добро обучени људи генерално имају боље ментално здравље и више позитивних емоција заједно са физичким здрављем, што све доприноси побољшању памћења.

Поред физичког тренинга, памћење можемо побољшати и вежбањем мозга. Неке методе укључују: вежбање игара памћења, решавање математичких задатака, читање и писање итд. Ове активности нам могу помоћи да вежбамо мозак и побољшамо пажњу, концентрацију и вештине размишљања.

Коначно, сан је важан фактор у побољшању памћења. Спавање нам помаже да консолидујемо оно што смо научили и очистимо неред у мозгу. Одржавајући добре навике спавања, можемо учинити наш мозак јаснијим и енергичнијим.

Укратко, добар тренинг може унапредити побољшање памћења, а укључене активности су позитивне и корисне за физичко и ментално здравље. Вежбајући свој мозак и одржавајући добре навике спавања, можемо побољшати своје памћење и ефикасније научити нове ствари. Види се да морамо побољшати памћење, а цистанцхе десертицола може значајно побољшати памћење, јер и цистанцхе десертицола може да регулише равнотежу неуротрансмитера, као што је повећање нивоа ацетилхолина и фактора раста. Ове супстанце су веома важне за памћење и учење. Поред тога, месо такође може побољшати проток крви и подстаћи испоруку кисеоника, што може осигурати да мозак добије довољно хранљивих материја и енергије, чиме се побољшава виталност и издржљивост мозга.

Кликните на Знај да бисте побољшали краткорочно памћење

Један истраживач-асистент је тада извукао све податке на почетку, а други истраживач-асистент је извукао све податке поново проверавајући да ли постоје одступања. Први аутор (/) је затим проверио податке, а сви преостали диспаритети су решени дискусијом.

Издвојили смо број учесника у свакој групи у оквиру дате студије, њихову средњу старост, удео жена и дијагностички алат који се користи за процену велике депресије, меру тежине симптома депресије, број претходних епизода депресије, број коришћених знакова, знак валентност и трајање за сигнални одговор. Тамо где је студија експлицитно пријавила нивое образовања и етничку припадност учесника, ово је такође извучено.

Извучени су средња вредност и резултати стандардне девијације за клиничку и контролну групу за меру озбиљности симптома депресије која се користи у свакој студији.

Иако су студије одабране на основу тога да ниједна од група учесника који су упоређени није имала клиничку депресију, ипак су можда постојале разлике у симптомима депресије које би могле објаснити групне разлике у специфичним или општим сећањима.

Због тога је израчуната стандардизована средња разлика за оцене озбиљности између група за сваку студију, а ова варијабла је процењена као потенцијални модератор кроз мета-регресију.

Издвојили смо средњу вредност и стандардну девијацију за број или пропорцију специфичних и општих меморија преузетих преко знакова на АМТ-у. Тамо где су ове информације биле доступне за различите валенције знакова, и оне су извучене како би се могле засебно анализирати.

Такође смо издвојили временско трајање које је учесницима дато да се присете сваког сећања након презентације знака, да ли се одговори могу дати вербално или на други начин и број знакова датих учесницима.

2.4|Аналитичка стратегија

Мета-анализе случајних ефеката са проценама максималне вероватноће су спроведене коришћењем мета пакета (Балдуззи ет ал., 2019) у Рстатистиц софтверу 4.0.3 (Р Цоре Теам (2020), 2020) за посебне и опште меморије одвојено , користећи Хедгес'г као величину ефекта.

Шумске парцеле су коришћене за графички приказ укупне величине ефекта 95% интервала поверења и интервала предвиђања, као и појединачних процена тачака студије и 95% интервала поверења. Између студија, хетерогеност величине ефекта је пријављена у смислу К, τ2 и И2. К статистика указује да фактори изван грешке узорковања утичу на варијацију процене величине ефекта (Липсеи & Вилсон, 2001).

Статистика τ2 указује на апсолутну вредност праве варијансе. Моћ К статистике да открије статистички значајне разлике заснива се на броју студија коришћених у мета-анализи.

Насупрот томе, И2 индекс се не ослања на статистичку значајност и уместо тога представља проценат укупне варијације у скупу величина ефеката која је последица хетерогености између студија, а не случајности (Хиггинс & Тхомпсон, 2002). Ове анализе су спроведене за свеукупне величине ефекта за различите типове знакова и за сваку валенце знака посебно.

Што се тиче потенцијалних модератора било које уочене хетерогености, тестирали смо разлике у тежини депресивних симптома између група користећи величину ефекта процењену на основу средњих вредности и СД-а, старости, пропорције жена (за процену утицаја пола), броја знакова који се користе у АМТ, трајање времена дато за преузимање АМТ-а, година објављивања и величина узорка.

С обзиром на то да екстремни резултати могу неоправдано утицати на укупан ефекат, идентификовали смо одлике као било коју студију за коју се њени интервали поверења нису преклапали са интервалом поверења величине обједињеног ефекта. Анализе осетљивости су спроведене тако што су ове студије уклоњене, а затим поново спроведене анализе да би се процениле промене у укупном ефекту

2.5|Ризик од пристрасности

Да бисмо проценили пристрасност, користили смо неколико различитих метода. На нивоу студије, извори пристрасности су процењени ревизијом да ли је (1) студија укључивала рандомизацију између и унутар студијских задатака (нпр. речи које су биле представљене у фиксном или случајном редоследу), (2) да ли је расподела група учесника била скривена од њих, ( 3) учесници и особље су били слепи за природу студије, (4) кодери за задатак аутобиографског памћења били су слепи за ознаку групе учесника и природу студије током кодирања, (5) постојали су докази за непотпуно извештавање о резултатима или напротив, као што је са претходном регистрацијом, (5) одређени учесници су укључени у студију, али су изостављени из анализа из нејасних разлога, и (6) резултати за одређене мере су укључени у студију, али су селективно изостављени из коначног извештаја.

Ако су ови потенцијални извори пристрасности уочени, онда је уочен висок ризик од пристрасности. Ако студија није укључила довољно информација да би се јасно проценило да ли је ово потенцијални извор пристрасности, примећена је одређена забринутост.

Ако је студија експлицитно навела кораке предузете за управљање поменутом пристрасношћу, онда је забележен низак ризик од пристрасности. Да бисмо проценили пристрасност објављивања у узорку студија, генерисали смо дијаграме левка, на којима су процене величине ефекта уцртане на к-осу и обрнуто од њихове стандардне грешке на и-оси. Графикони подсећају на левак, са мање прецизним проценама у основи тока и проценама са најмањим стандардним грешкама на врху.

Ако нема пристрасности објављивања, дијаграм тока ће, хипотетички, бити симетричан. Међутим, недостајуће студије потиснуте пристрасношћу објављивања могу узроковати приметну асиметрију у дијаграму тока. Еггеров тест (Еггер ет ал., 1997) је коришћен као статистички тест за асиметрију дијаграма левка, са значајном п-вредношћу која указује на асиметрију дијаграма левка, а самим тим и пристрасност објављивања.

Спроведена је процедура трим-анд-филл, која процењује 'недостајуће студије' све док не постоји симетрија дијаграма левка и произведе прилагођену величину ефекта. Посебно, ова процедура можда неће дати поуздане резултате у околностима у којима постоји приметна хетерогеност између студија.

Анализа п-криве је такође коришћена за процену потенцијала п-хаковања, односно селективне презентације или анализе података мотивисаних да се постигне п-вредност испод аналфе од 0,05 (Симонсон ет ал., 2014).

Претпоставка је да тамо где је дистрибуција п-вредности испод .05 искривљена улево, то указује на одступање према резултатима који су само маргинално статистички значајни у односу на оне који су јасно испод алфа од .05.

Ово се може протумачити као назнака да је п-хаковање утицало на укупан метааналитички ефекат. У овој анализи је дата процена статистичке моћи, при чему већа снага повећава вероватноћу посматрања мање п-вредности и „правог ефекта“.

3|РЕЗУЛТАТИ

3.1|Избор студија и карактеристике студија

Претрага је резултирала са 17 прихватљивих студија (види слику 1). Карактеристике узорака 17 чланака укључених у мета-анализу дате су у табели 1. Петнаест величина ефеката је израчунато за студије које су пријављене о специфичности као индекс АМТ одговора, при чему је девет величина ефеката израчунато за преопшта сећања. Седам студија је известило о специфичности и преко општих сећања као индексу АМТ одговора (Цране ет ал., 2007; Гупта & Кар, 2012; Хаддад ет ал., 2014; Јерманнет ал., 2013; Мацкингер ет ал., 2000; Матсумото ет ал. ал., 2022).

Свих девет студија које су известиле о преопштим сећањима као одговору на АМТ представило је број или пропорцију категоричких сећања као индекс преопштег памћења, док су само две студије објавиле да постоје могући преопшти одговори (тј. проширена сећања или семантички сарадници [речи које могу бити тематски повезане, али не представљају успомена пер се, нпр. волим цвеће]).

Имајући у виду ово, као и претходне доказе да се разлике између људи са и без депресије могу објаснити општим сећањима категоричког и нетекстуалног типа (Марк ет ал., 1992), категоричка сећања су коришћена као индекс преопштег памћења у свим анализама.

Величине узорака кретале су се од девет до 275 учесника (распон 9–164 за ремитирану депресију; опсег 10–275 контрола). Студије у овом прегледу објављене су између 2000. и 2016. године, осим једног препринта објављеног 2021. Просечна старост учесника била је 20,9 година (опсег 11–86 година), са узорцима случајева и контролним узорцима у свим студијама који имају приближно једнаке старосне вредности.

Просечан удео жена у студијама био је 78,18% (група ремитиране депресије=82,7%, контрола=73,7%). Све студије су користиле интервјуе за процену дијагнозе депресије или искључивање историје депресије, а све осим две су користиле структуриране, стандардизоване алате за дијагностичке интервјуе.

У узорцима је коришћено неколико различитих мера озбиљности депресије; међутим, најчешће коришћен је био БецкДепрессион Инвентори-ИИ (БДИ-ИИ; н=8; 44,4%; Бецк ет ал., 1996).

Тенстудиес су пружиле информације о броју прошлих епизода у групи са ремитираном депресијом; међутим, средње вредности и стандардне девијације могу се издвојити или израчунати само из девет. Барнхофер ет ал. (2007) дали су вредности медијане и опсега које су конвертоване у средње вредности и стандардне девијације коришћењем Бок–Цок методе (МцГратхет ал., 2020).

Хаддад и др. (2014) дали су средњу вредност и опсег, од којих је последњи коришћен за процену стандардне девијације (Хозоет ал., 2005). За Харингсма ет ал. (2010), средња вредност и стандардна девијација су процењени коришћењем табеларних података који показују да је 26 учесника доживело само једну претходну епизоду, а преосталих 37 учесника, за које је пријављено да имају две или више претходних епизода, конзервативно је кодирано да имају две епизоде.

ФорСпинховен ет ал. (2006), средња вредност и стандардна девијација могу се проценити на основу датих података, иако су учесници за које је пријављено да имају шест или више претходних епизода конзервативно кодирани као да су доживели шест епизода.

Према потреби, све студије су мериле специфичност меморије или претерану генералност користећи АМТ (Виллиамс & Броадбент, 1986). Штавише, све студије су тражиле одговоре усмено, осим једне студије која је одступила од овог формата и захтевала писмени одговор (Весселет ал., 2001). Број сигнала који су дати у циљу изазивања специфичних сећања у АМТ-у варирао је у различитим студијама (опсег=10–40).

Позитивне и негативне валенце су биле најчешће пријављене валенце. Премало студија је пријавило неутралну валенце да би се ови одговори на ове знакове процењивали одвојено. Половина студија је доделила време одговора 30- за АМТ знакове, док су остале користиле различита времена одговора (опсег=20–120 с).

3.2|Ризик од пристрасности у студијама

Утврђено је да све студије имају барем неку забринутост у вези са ризиком од пристрасности (погледајте пратеће информације за потпуно кодирање студија). Као што је назначено у Табели 2, у оквиру сваке категорије могућег извора пристрасности, студије су претежно шифроване јер су постојале одређене забринутости. У већини студија није било јасне забринутости да су подаци пријављени непотпуни.

Ниједна студија није била унапред регистрована, тако да се ризик од селективног извештавања није могао искључити. Ови налази сугеришу да студије спроведене у овој области вероватно имају један, ако не и неколико, могућих извора пристрасности и да их треба тумачити у складу са тим иу контексту индикатора пристрасности у публикацији.

3.3|Резултати синтезе: Специфична меморија

Постојао је мали до умерен негативан комбиновани ефекат за поређење специфичних сећања између људи са ремитираном депресијом и људи који никада нису били депресивни (к {{0}}; г=0.314 , 95% ЦИ [0.543; 0.085], з=2.69, п=.007), што сугерише да су се људи у ремисији сећали мање специфичних успомена. Што се тиче хетерогености, постојали су докази о необјашњивој варијанси између величина ефеката студије (К[14]=43.41, п < .001; И2=67.7%, τ2=.12) , што указује на основу за тест модератора који би могао објаснити ову варијацију.

Погледајте слику 2 за шумски дијаграм величина ефеката, укључујући интервал предвиђања. Интервал предвиђања је показао да би ефекат ефекта могао да буде чак 1,12 у неким популацијама у будућим студијама и до +0.54 у другим. Штавише, постоје и неке популације у којима величина ефекта може бити нула. Анализа оутлиер-а је показала да постоји једна величина спољног ефекта (Гупта & Кар, 2012; СМД=1,69).

Када се изостави овај изузетак и поново покрене анализа, резултати се нису суштински променили и и даље су показали значајан ефекат мале до умерене величине (к=14; г=0.262, 95 % ЦИ[ 0.477; 0.046], з=2.38, п=.017). Такође је још увек било доказа за варијацију између ефеката студије (К[14]=35.42, п < .001; И2=63.4%, τ2=.09).

For more information:1950477648nn@gmail.com