تجزیه حافظه کاری در افسردگی عمده مکرر: کدگذاری مختل و محدودیت نگهداری محدود از ایمنی به رمزگذاری

خلاصه:

به طور کلی اعتقاد بر این است که حافظه کاری (WM) در افسردگی ناکارآمد است. با این حال، اینکه آیا این عملکرد مختل از کدگذاری مختل، نگهداری یا هر دو مرحله سرچشمه می گیرد، هنوز مشخص نیست. در اینجا، هدف ما تجزیه ویژگی‌های غیرطبیعی رمزگذاری و نگهداری در بیماران مبتلا به اختلال افسردگی اساسی عودکننده (MDD) بود. سی بیمار و سی و نه کنترل سالم یک کار حافظه کاری فضایی را تکمیل کردند که در آن زمان رمزگذاری و زمان ماندگاری می‌تواند در سطوح مختلف بار متفاوت باشد. عملکرد رمزگذاری با مقایسه دقت بین زمان‌های کوتاه و طولانی رمزگذاری و عملکرد تعمیر و نگهداری با مقایسه دقت بین زمان‌های نگهداری کوتاه و طولانی ارزیابی شد. نتایج نشان دهنده عملکرد پایین تری در افسردگی نسبت به گروه کنترل است. با این حال، در حالی که دقت کاهش یافته توسط نگهداری طولانی (در مقابل نگهداری کوتاه) با یک زمان رمزگذاری کوتاه در گروه کنترل افزایش یافت، عملکرد حفظ گروه افسردگی بیشتر از زمان رمزگذاری کوتاه رنج نبرد. رمزگذاری به طور کلی مختل، همراه با حفظ ایمنی محدود در برابر زمان رمزگذاری محدود، یک سوگیری مشترک برای پردازش داخلی ثابت نسبت به پردازش خارجی در MDD مکرر را نشان می‌دهد. پارادایم ارائه شده در این مطالعه می تواند یک تست بالینی مناسب و کارآمد برای ارزیابی عملکرد رمزگذاری و نگهداری WM باشد.

گیاه چینی سیستانچ - با تقویت کلیه ها افسردگی را درمان می کند

 کلید واژه ها:

افسردگی شدید عود کننده؛ حافظه کاری؛ رمزگذاری؛ نگهداری؛ بار

1. معرفی

افسردگی یکی از شایع ترین اختلالات روانپزشکی است که بیش از 264 میلیون نفر در سراسر جهان به آن مبتلا هستند [1]. علیرغم پیشرفت در درمان بالینی، خطر عود هنوز بالاست و میزان عود تخمین زده شده بالاتر از 50٪ است [2]. مدل‌های شناختی افسردگی بیان می‌کنند که ایجاد و عود افسردگی با پردازش شناختی جانبدارانه اطلاعات بیرونی (مثلاً یک رویداد منفی) و درونی (مثلاً یک باور منفی) مرتبط است [3-5]. نکته مهم این است که جمعیت های افسرده نه تنها سوگیری شناختی را برای اطلاعات منفی نشان می دهند، بلکه نقص های کلی را در طیف وسیعی از عملکردهای شناختی، مانند توجه و کنترل اجرایی، حتی زمانی که به اطلاعات هیجانی مربوط نمی شود، نشان می دهند [6،7]. نقایص شناختی ممکن است باعث تشدید اختلال در تنظیم هیجان در افسردگی شود [4]. حافظه کاری (WM) یک عملکرد شناختی اصلی است که با ایجاد رابطی بین ادراک، حافظه بلندمدت و عمل، از رفتار هدفمند پشتیبانی می کند [3،8]. WM عموماً شامل رمزگذاری، نگهداری موقت و دستکاری بازنمایی ذهنی در نظر گرفته می‌شود. ای جی رز و همکاران از وظایف n-back با سطوح مختلف دشواری کار برای بررسی عملکرد حافظه کاری بیماران مبتلا به افسردگی استفاده کرد. نتایج نشان می‌دهد که بیماران مبتلا به افسردگی زمان‌های واکنش کندتر و دقت کمتری داشتند، در حالی که پاسخ سریع‌تر به وظایف با سطوح دشواری بالاتر تنها در افراد سالم مشاهده می‌شد [9]. فولادی و همکاران با استفاده از دو خرده آزمون کلامی و یک خرده آزمون عملکرد مقیاس WAIS-R. [10] توجه، حافظه کاری و کلامی را در بیماران افسرده بررسی کرد و دریافت که گروه سالم عملکرد بهتری داشتند. به طور مشابه، استوان نیکولین و همکاران. یک بررسی سیستماتیک و متاآنالیز انجام داد و متوجه شد که دقت تکلیف n-back بیماران افسرده در مقایسه با گروه کنترل به طور قابل توجهی کاهش یافته است. در همین حال، آنها همچنین دریافتند که وضعیت بالینی ممکن است نقص حافظه کاری مرتبط با افسردگی را تشدید کند [11]. اگرچه مطالعات قبلی عملکرد ضعیف WM را در افسردگی نشان داده‌اند [9،12]، هنوز مشخص نیست که آیا کسری‌های WM ناشی از اختلال در کدگذاری، نگهداری، یا هر دو است.

برای پرداختن به این مسائل، در این مطالعه، ما به طور همزمان مشکلات رمزگذاری و حفظ را در یک کار WM فضایی دستکاری کردیم و بررسی کردیم که چگونه دشواری در این دو مرحله بر عملکرد زیر در اختلال افسردگی اساسی عودکننده (MDD) تأثیر می‌گذارد. به طور خاص، در این کار ابتدا از شرکت کنندگان خواسته شد تا مکان اشکال مختلف را به خاطر بسپارند. پس از یک فاصله نگهداری بدون هیچ ورودی حسی، از آنها خواسته شد که مکان یکی از اشکال حفظ شده را گزارش کنند. مدت زمان ارائه محرک و فاصله حفظ می تواند هر دو کوتاه یا طولانی باشد، که منجر به سطوح مختلف دشواری برای رمزگذاری (کدگذاری کوتاه در مقابل طولانی) و حفظ (احتباس کوتاه در مقابل طولانی) می شود. با توجه به این دستکاری‌های درون گروهی، تعامل بالقوه بین گروه‌ها (افسردگی در مقابل کنترل‌های سالم) و دشواری رمزگذاری/احتمال صرفاً ناشی از سطوح مختلف انگیزه دو گروه برای تکمیل کار نیست. ما انتظار داشتیم که رمزگذاری کوتاه و حفظ طولانی عملکرد WM را مختل کند و در این دو شرایط به ترتیب نسبت به رمزگذاری طولانی و حفظ کوتاه دقت کمتری داشته باشد. در رابطه با سوال تحقیق ما، کمبودهای رمزگذاری مرتبط با افسردگی پیش‌بینی می‌کند که زمان کوتاه رمزگذاری باید عملکرد را در گروه افسردگی بیشتر از گروه کنترل مختل کند. به طور مشابه، کمبودهای نگهداری در افسردگی پیش بینی می کند که حفظ طولانی مدت عملکرد را در گروه افسردگی بیشتر از گروه کنترل مختل می کند. با توجه به اینکه نقص شناختی در افسردگی با افزایش بار حافظه آشکار می شود [12]، بار حافظه نیز در مطالعه حاضر با تغییر تعداد مواردی که باید حفظ می شد دستکاری شد.

گیاه چینی سیستانچ - با تقویت کلیه ها افسردگی را درمان می کند

2. مواد و روشها

2.1. شركت كنندگان

حجم نمونه بر اساس یک مطالعه مقدماتی (مواد تکمیلی، [13]) در دسترس بودن شرکت کنندگان و معیارهای ورود و خروج تعیین شد. بیماران از کلینیک های روانپزشکی سرپایی بیمارستان چهارم مردمی ووهو، چین انتخاب شدند. تشخیص توسط روانپزشکان دارای مجوز با استفاده از مصاحبه های ساختاریافته بر اساس DSM-V [14] انجام شد. معیارهای ورود به مطالعه برای بیماران عبارت بودند از: (1) سن 18 تا 60 سال، راست دست، تحصیلات متوسطه (یعنی حداقل 9 سال آموزش رسمی). (2) حداقل دو بار مبتلا به MDD تشخیص داده شده و یک قسمت فعلی را تجربه کرده است. و 3) حداقل دو ماه بین قسمت فعلی و قسمت قبلی. بیمارانی که معیارهای اسکیزوفرنی، اختلال اسکیزوافکتیو، اختلال دوقطبی یا اختلال اضطراب را به عنوان تشخیص اولیه داشتند، از مطالعه خارج شدند. 30 بیمار بالغ که معیارهای فوق را داشتند در این آزمایش شرکت کردند. گروه کنترل از طریق تبلیغات از بیمارستان و جامعه در مورد بیمارستان انتخاب شدند. سی و نه شرکت‌کننده سالم دارای معیارهای زیر در گروه کنترل قرار گرفتند: (1) 18 تا 60 ساله، راست‌دست، تحصیلات راهنمایی را تکمیل کردند. (2) با توجه به تشخیص بالینی معیارهای تشخیصی MDD را برآورده نکرد. (3) هیچ سابقه بیماری روانی یا بیماری عصبی را گزارش نکرد. گروه کنترل شامل افراد همراه با بیماران، پرسنل غیرپزشکی بیمارستان و افرادی بود که در نزدیکی بیمارستان زندگی می کردند. علاوه بر مصاحبه بالینی، هر دو گروه پرسشنامه افسردگی بک (BDI، [15]) را قبل از آزمایش پر کردند. مشخصات دموگرافیک و بالینی دو گروه در جدول 1 نشان داده شده است.

جدول 1. مشخصات دموگرافیک و بالینی شرکت کنندگان (میانگین ± انحراف معیار).

رضایت آگاهانه از همه شرکت کنندگان قبل از آزمایش اخذ شد. ما از استانداردهای اخلاقی APA و همچنین اعلامیه هلسینکی در برخورد با شرکت کنندگان پیروی کردیم. این مطالعه توسط هیئت بازبینی سازمانی برای حفاظت از تحقیقات انسانی دانشگاه شانگهای جیائو تونگ (B2020013I) تأیید شد.

2.2. طراحی و رویه

این آزمایش در یک اتاق آزمایشگاهی در بیمارستان انجام شد. آزمون حافظه کاری و توجه فضایی روی نمادهای زوجی (SWAPS، [16])، که توسط گروه و همکاران ما ایجاد شده است، برای ارزیابی عملکرد WM فضایی اتخاذ شد. این آزمایش ساده و مناسب برای استفاده بالینی نشان داده شده است.

تست SWAPS از یک صفحه شبکه دو بعدی بصری (زاویه بصری 13◦ * 13◦) بر روی صفحه پد (شکل 1) تشکیل شده است. در ابتدای هر آزمایش، دو شکل هدف (هر کدام 3.4◦ * 3.4◦ زاویه دید) واقع در دو سلول مختلف در شبکه ارائه شد. از شرکت کنندگان خواسته شد تا مکان موارد ارائه شده (یعنی مرحله رمزگذاری) را به خاطر بسپارند. در آزمایش‌های مختلف، بار حافظه در سطوح مختلف با تغییر مقدار آیتم‌ها دستکاری شد. در شرط Load 1، تنها دو مورد با شکل یکسان ارائه شد. از بار 2 به بار 3 و بار 4، تعداد جفت های هم شکل از 2 3 و 4 افزایش یافت. دو جفت شکل در بار 2، سه جفت شکل در بار 3، و چهار جفت شکل در بار 4 وجود داشت. زمان رمزگذاری یا 500 میلی‌ثانیه (رمزگذاری محرک کوتاه) یا 2000 میلی‌ثانیه (رمزگذاری محرک طولانی) بود. سپس، یک شبکه خالی ارائه شد که به عنوان فاصله نگهداری عمل می کند. مدت زمان بازه نگهداری می تواند 500 میلی ثانیه (فاصله کوتاه) یا 2000 میلی ثانیه (فاصله طولانی) باشد. پس از فاصله زمانی نگهداری، یکی از اشکال حفظ شده ارائه شد و از شرکت کنندگان خواسته شد تا با لمس صفحه نمایش با انگشت اشاره سمت راست، مکان صحیح مورد دیگر را با همان شکل نشان دهند. محاکمه خاتمه نمی یابد مگر اینکه پاسخ داده شود. از شرکت کنندگان خواسته شد تا حد امکان دقیق پاسخ دهند. بار 1 و بار 2 شرایط پرکننده بودند که هر کدام فقط شامل 4 کارآزمایی بود (مطالعه آزمایشی که در آن بار 2 به عنوان یک شرایط تجربی گنجانده شد، الگوی یکسانی از نتایج را نشان داد، به مواد تکمیلی مراجعه کنید). برای بار 3 و بار 4، 32 کارآزمایی برای هر یک از شرایط وجود داشت: محرک کوتاه (Encode-S)، محرک طولانی (Encode-L)، فاصله کوتاه (Interval-S)، و فاصله طولانی (Interval) -L). کارآزمایی‌ها در شرایط مختلف مخلوط و به ترتیب تصادفی ارائه شدند. قبل از آزمایش رسمی، یک دستورالعمل مصور ارائه شد و شرکت کنندگان ملزم به تکمیل پنج آزمایش عملی شدند.

شکل 1. محرک (الف) و گردش کار یک نمونه آزمایشی (ب). بار حافظه با تغییر تعداد جفت شکل دستکاری شد. دایره و فلش سفید در سلول سمت راست-پایین برای نشان دادن پاسخ صحیح برای آزمایش فعلی نشان داده شده‌اند، اما در آزمایش ارائه نشده‌اند.

2.3. تحلیل آماری

برای هر شرکت‌کننده، دقت (درصد آزمایش‌ها با پاسخ صحیح) و زمان واکنش (RTs) در هر شرایط آزمایشی محاسبه شد. میانگین دقت و RT با خطای استاندارد در هر شرایط آزمایشی در جدول 2 نشان داده شده است. A 2 (گروه: MDD در مقابل کنترل) * 2 (بار: بار 3 در مقابل بار 4) * 2 (زمان رمزگذاری: کوتاه در مقابل طولانی ) * 2 (فاصله حفظ: کوتاه در مقابل طولانی) آنالیز واریانس با اندازه گیری های مکرر (ANOVA) با هر گروه به عنوان فاکتور بین آزمودنی ها انجام شد. بعد از تعامل با گروه‌ها، آزمون‌های ANOVA و t-test جداگانه دیگری انجام شد.

جدول 2. میانگین دقت (M) و زمان واکنش (RT) با خطاهای استاندارد (SE) در هر شرایط آزمایشی برای هر گروه. Encode-S: زمان کوتاه برای رمزگذاری محرک. Encode-L: زمان طولانی برای رمزگذاری محرک. Interval-S: فاصله نگهداری کوتاه. Interval-L: فاصله نگهداری طولانی

دقت و RT در هر شرایط در جدول 2 نشان داده شده است. استنتاج آماری عمدتاً بر دقت متمرکز است زیرا فقط پاسخ‌های صحیح و نه پاسخ‌های سریع تشویق می‌شوند. با این حال، برای نشان دادن اینکه آیا الگوی RT ها با دقت سازگار است یا خیر، همان تجزیه و تحلیل آماری روی RT ها نیز انجام شد.

ما از {{0}}.05 به عنوان آستانه معناداری آماری استفاده کردیم. با این حال، برای تعاملات دو طرفه که گروه‌ها را درگیر می‌کردند، تجزیه و تحلیل‌های بیشتر نیز به دنبال کاهش p-value بین 0.05 و 0.1 انجام شد. ما تصمیم گرفتیم تجزیه و تحلیل های بیشتری را به دنبال این اثرات بر اساس این فرضیه انجام دهیم که عملکرد در افسردگی بیشتر تحت تأثیر دشواری کار قرار می گیرد (به عنوان مثال، بار بیشتر، زمان رمزگذاری کوتاه تر، زمان ماندگاری طولانی تر). در موارد استنتاج «بدون تفاوت»، تجزیه و تحلیل عامل بیز (BF) انجام شد تا میزان احتمال درستی فرضیه صفر نسبت به فرضیه جایگزین، کمی باشد [17،18]. طبق قرارداد، BF > 3 به عنوان شواهد متوسط ​​برای فرضیه آزمایش شده در نظر گرفته می شود [19].

3. نتایج

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. برهمکنش چهار طرفه به معناداری نرسید، F(1, 67)=3.10, p=0.083. با توجه به تعامل سه‌طرفه‌ای که شامل گروه‌ها، رمزگذاری و حفظ می‌شد، تجزیه و تحلیل بیشتر بر جداسازی نحوه تأثیر ماندگاری توسط گروه‌ها و رمزگذاری متمرکز بود، با کاهش دقت در زیر بار 3 و بار 4. برای این منظور، 2 ( گروه: MDD در مقابل کنترل) * 2 (زمان نگهداری: کوتاه در مقابل طولانی) ANOVA به ترتیب برای رمزگذاری کوتاه و طولانی انجام شد. توجه داشته باشید که ما بررسی نکردیم که چگونه عملکرد رمزگذاری تحت تأثیر حفظ و گروه قرار گرفته است زیرا رمزگذاری همیشه مقدم بر نگهداری است.

گیاه چینی سیستانچ - با تقویت کلیه ها افسردگی را درمان می کند

برای رمزگذاری کوتاه، هر دو اثر اصلی گروه، F(1, 67)=16.80، p < 0.001، ηp 2=0.200، و اثر اصلی حفظ، F(1, 67)=15.37, p <0.001, ηp 2=0 187/0 معنی دار بود، در حالی که تعامل بین گروه و احتباس معنی دار نبود، F < 1، نشان می دهد که دقت کاهش یافته با احتباس طولانی (در مقابل احتباس کوتاه) بین گروه افسردگی (5.5٪) و گروه کنترل معادل بود. (8.7 درصد). برای رمزگذاری طولانی، در حالی که اثر اصلی حفظ معنی‌دار نبود، F(1، 67)=2.93، p=0.091، هر دو اثر اصلی گروه، F(1، 67)=13.80، p <0.001، ηp 2=0.171، و تعامل بین گروه و حفظ، F(1، 67)=7}}.37، p=0. 008، ηp 2=0.099، قابل توجه بودند. این تعامل به این دلیل رخ داد که فقط گروه افسردگی با حفظ طولانی (در مقابل حفظ کوتاه مدت، 8.3٪)، جفت t(29)=2.56، p=0.016، p=0.016، d کوهن کاهش قابل توجهی را نشان داد.=0.467, 95%CI=(1.7%، 15.0%)، در حالی که گروه کنترل تفاوت معنی داری را نشان نداد (1.9-%)، t <1. ​​علاوه بر این، تجزیه و تحلیل تفاوت دقت نشان داد که کاهش دقت با حفظ طولانی به دنبال رمزگذاری کوتاه بیشتر از رمزگذاری طولانی در گروه کنترل بود (t(38) جفت شده=4.06، p <0.001، کوهن d=0.650، 95% CI=(5.3٪، 15.8٪)، در حالی که کاهش دقت با حفظ طولانی معادل بین رمزگذاری کوتاه و رمزگذاری طولانی در گروه افسردگی بود، t < 1 (شکل 2b). این فقدان تفاوت در گروه افسردگی با تجزیه و تحلیل BF که B{76}}.937 را به دست می‌دهد بیشتر تأیید شد، که نشان می‌دهد فرضیه صفر، یعنی «کاهش دقت‌ها با فاصله زمانی طولانی بین رمزگذاری کوتاه و رمزگذاری طولانی تفاوتی نداشت. احتمال درستی آن 3.937 برابر بیشتر از فرضیه جایگزین است. علاوه بر این، اگرچه دقت گروه افسردگی تحت کدگذاری کوتاه و حفظ طولانی پایین بود، اما همچنان بالاتر از سطح شانس بود (12.5٪، یکی از هشت سلول دیگر در شبکه)، t(29)=10 0.70، p <0.001 (تست یک نمونه)، d کوهن=1.96، 95%CI=(37.7%، 55.5%). این نتایج نشان می‌دهد که عملکرد ماندگاری در گروه افسردگی با یک زمان کوتاه رمزگذاری بیشتر مختل نشده است، نمی‌تواند صرفاً به دلیل اثر کف باشد.

شکل 2. دقت (a) و میانگین زمان واکنش (RTs) (c) با خطاهای استاندارد به عنوان تابعی از زمان رمزگذاری و زمان ماند برای هر گروه نشان داده شده است. تفاوت در دقت بین نگهداری کوتاه و طولانی (b)، و تفاوت در RT بین ماندگاری طولانی و نگهداری کوتاه (d) با خطاهای استاندارد نشان داده شده به عنوان تابعی از زمان رمزگذاری برای هر گروه. Encode-S: زمان کوتاه برای رمزگذاری محرک. Encode-L: زمان طولانی برای رمزگذاری محرک. Interval-S: فاصله نگهداری کوتاه. Interval-L: فاصله نگهداری طولانی

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). بنابراین، الگوی RTs با الگوی دقت مطابقت داشت که رمزگذاری WM در افسردگی نسبت به گروه کنترل سالم مختل شده بود. اگرچه RT ها تعامل آماری معنی داری را بین گروه ها، رمزگذاری و حفظ نشان ندادند، الگوی مشابه با الگوی دقت بود (شکل 2d)، که احتمال داد و ستد دقت-سرعت را در منجر به اثرات مشاهده شده رد می کند. میانگین دقت و زمان واکنش در هر شرایط آزمایشی برای هر گروه در جدول 2 نشان داده شده است.

4. بحث

مشابه کسری های WM نشان داده شده در مطالعات قبلی در مورد افسردگی [9،12]، دقت کلی در کار WM فضایی نشان داده شده در این مطالعه در گروه افسردگی در مقایسه با گروه کنترل سالم کمتر بود. در یک مطالعه گسترده، ما اجزای رمزگذاری و نگهداری WM را جدا کردیم و ویژگی‌های رمزگذاری و نگهداری در MDD مکرر را نشان دادیم. به طور خاص، گروه افسردگی از زمان رمزگذاری کوتاه بیشتر از گروه کنترل رنج می‌برد، و کاهش دقت بیشتر و پاسخ تاخیری بیشتری را در رمزگذاری کوتاه نسبت به زمان طولانی رمزگذاری نشان می‌دهد. با این حال، تفاوت بین ماندگاری کوتاه و طولانی در دو گروه با زمان رمزگذاری به طور متفاوتی تعدیل شد. در زمان رمزگذاری طولانی، گروه افسردگی کاهش دقت بیشتری را با ماندگاری طولانی (در مقابل ماندگاری کوتاه) نسبت به گروه کنترل نشان داد. در زمان رمزگذاری کوتاه، دقت کاهش یافته با احتباس طولانی (در مقابل ماندگاری کوتاه) در گروه کنترل افزایش یافت، در حالی که گروه افسردگی بیشتر تحت تأثیر قرار نگرفت. در مجموع، نتایج نشان می‌دهد که رمزگذاری WM به طور کلی در MDD عودکننده نسبت به گروه کنترل سالم مختل شده است. در مقابل، اگرچه نگهداری در افسردگی در معرض فواصل ماندگاری طولانی بود، این نگهداری از محدودیت‌های رمزگذاری مصون بود.

نقایص رمزگذاری در افسردگی نشان داده شده در این مطالعه با نقص توجه مستند در افسردگی همسو است [4]. به عنوان یک سیستم با ظرفیت محدود، WM به توجه کانونی متکی است به طوری که اطلاعات مربوط به کار را می توان اولویت بندی کرد و اطلاعات غیر مرتبط با کار را می توان به طور موثر فیلتر کرد [20،21]. تقاضا برای توجه کانونی زمانی که زمان رمزگذاری کوتاه است (مثلاً 500 میلی‌ثانیه) می‌تواند زیاد باشد، که منجر به کاهش عملکرد نسبت به زمان رمزگذاری طولانی (مثلاً 2000 میلی‌ثانیه) می‌شود، به‌ویژه برای گروه افسردگی که توجه کانونی آن‌ها آسیب‌پذیر است.

گیاه چینی تقویت کننده کلیه ها

برای مشاهده محصولات Cistanche for Kidney بیماری اینجا را کلیک کنید

【بیشتر بخواهید】 ایمیل:cindy.xue@wecistanche.com / Whats App: 0086 18599088692 / Wechat: 18599088692

در حالی که رمزگذاری در افسردگی به طور کلی نسبت به گروه کنترل مختل شده بود، نگهداری دو گروه الگوهای متفاوتی را به دنبال رمزگذاری طولانی و رمزگذاری کوتاه نشان داد. پیشنهاد شده است که وسعت کانون توجه فعلی به طور انتقادی تحت تأثیر خلق و خوی است [22،23]. به عنوان مثال، میدان توجه توسط چهره هایی با عواطف منفی محدود می شود در حالی که توسط چهره هایی با عواطف مثبت گسترش می یابد [23]. بنابراین، بیماران افسرده ممکن است به دلیل خلق و خوی پایین، تمرکز توجه محدودی داشته باشند. در توافق با این پیش‌بینی، دی فوکرت و کوپر [24] دریافتند که شرکت‌کنندگان با نمرات افسردگی پایین، پردازش ادراکی کارآمدتری از اطلاعات بصری جهانی نسبت به اطلاعات محلی نشان دادند، در حالی که شرکت‌کنندگان با نمرات افسردگی بالا این سوگیری جهانی را نشان نمی‌دهند، اگرچه عموماً نقایص ادراکی را نشان داد. بر اساس این یافته‌ها، در مطالعه حاضر، کنترل‌های سالم ممکن است تمایل به رمزگذاری تمام محرک‌ها در WM داشته باشند. با این حال، وضوح محرک های فردی را می توان با زمان کوتاه رمزگذاری کاهش داد. نکته مهم، وضوح پایین محرک در WM می‌تواند بیشتر از بازه نگهداری طولانی رنج ببرد، که منجر به شکست‌های بیشتر در یادآوری پس از حفظ طولانی نسبت به پس از نگهداری کوتاه می‌شود. در مقابل، تمرکز محدود توجه گروه افسردگی ممکن است فقط چند بار اجازه داشته باشد که رمزگذاری شود، که مانع از رنج بیشتر ماندگاری زیر از زمان کوتاه رمزگذاری شد.

نگهداری WM دلالت بر این دارد که مصونیت نسبت به محدودیت رمزگذاری می‌تواند به پردازش داخلی تقویت‌شده، مانند نشخوار فکری، که تشخیصی برای افسردگی است، مرتبط باشد [25،26]. جورمن و همکاران (2011) [27] دریافتند که تغییر ترتیب اقلام در WM برای شرکت کنندگان افسرده دشوارتر است که منجر به هزینه مرتب سازی بیشتر از افراد سالم می شود. نکته مهم این است که چنین هزینه های مرتب سازی در افسردگی با نمرات نشخوار همبستگی زیادی داشت. اگرچه یافته‌های آن‌ها مختص آیتم‌های دارای عواطف منفی بود، اما نه برای عواطف مثبت، مطالعه دیگری نشان داد که هزینه تغییر در افسردگی بدون توجه به ظرفیت عاطفی محتوای WM رخ می‌دهد [28]. این عدم انعطاف در تغییر محتوای WM منجر به هزینه های شناختی شد که می توانست از خاطرات نادرست جلوگیری کند. در این زمینه، محدودیت حفظ ایمنی به رمزگذاری نشان می‌دهد که پردازش درونی ثابت در افسردگی لزوماً محدود به افکار منفی نیست.

توجه و WM ارتباط نزدیکی با یکدیگر دارند [20،29]. به عنوان یک فرآیند کنترل شناختی، WM اغلب مدارهای عصبی همپوشانی را با توجه از بالا به پایین به اشتراک می گذارد [30]. پستل و همکاران دریافتند که SWM (حافظه کاری فضایی) و توانایی توجه با همپوشانی پایه های عصبی، از جمله لوب جداری تحتانی، لوب جداری فوقانی و لوب پری فرونتال جانبی پشتیبانی می شوند [31]. اگرچه کیفیت رمزگذاری عمدتاً به پردازش توجه محرک های خارجی بستگی دارد، نگه داشتن موارد رمزگذاری شده در طول دوره نگهداری به عنوان یک فرآیند توجه داخلی پیشنهاد می شود [29،32]. از این منظر، ویژگی‌های رمزگذاری و نگهداری WM در افسردگی را می‌توان با سوگیری توجه درونی نسبت به توجه بیرونی و عدم انعطاف هماهنگی بین توجه درونی و بیرونی، که از منبع شناختی مشترک و محدود سرچشمه می‌گیرد، توضیح داد. به طور خاص، عدم توجه خارجی منجر به عملکرد رمزگذاری به طور کلی مختل شد. هنگامی که زمان رمزگذاری طولانی است و عناصر توجه خارجی بیشتری تولید می شوند، ممکن است لازم باشد از توجه داخلی برای جبران کمبود توجه خارجی استفاده شود. سپس، فقدان انعطاف‌پذیری در هدایت منابع شناختی برای پشتیبانی از تعمیرات داخلی منجر به اختلال در عملکرد تعمیر و نگهداری شد. در مقابل، زمانی که زمان رمزگذاری کوتاه است، ممکن است زمانی برای هدایت توجه از داخل به خارج وجود نداشته باشد و توجه داخلی ثابت مانع از رنج بیشتر تعمیر و نگهداری از فواصل نگهداری طولانی می شود.

منابع مشترک پردازش خارجی و داخلی نیز در مطالعات اخیر منعکس شده است. کلر و همکاران پیشنهاد کرد که بیماران مبتلا به افسردگی معمولاً اختلال توجه انتخابی، اختلال توجه پایدار و اختلال توجه تقسیم شده را نشان می دهند که بر اساس توزیع توجه بیرونی است. حفظ توجه درونی معمولاً در سوگیری نسبت به اطلاعات منفی ظاهر می شود [33]. مورفی و همکاران پردازش داخلی قوی‌تر در حین حفظ و پردازش خارجی ضعیف‌تر در طول رمزگذاری را پیشنهاد می‌کند. رمزگذاری مختل همزمان را می توان با نگهداری افزایش یافته در MDD خنثی کرد که منجر به عملکرد فراخوان قابل مقایسه با گروه کنترل می شود [34]. این مطالعه دارای چند محدودیت است. در مرحله اول، برای ارزیابی ویژگی‌های غیرعادی فرآیندهای رمزگذاری و نگهداری اولیه WM در افسردگی، از محرک‌های خنثی استفاده کردیم اما از محرک‌های احساسی در کار استفاده نکردیم. بنابراین، این نمی تواند سوگیری شناختی را برای اطلاعات منفی که در جمعیت افسرده مشاهده شد، توضیح دهد [4،5]. ثانیا، سطوح مختلف رمزگذاری و نگهداری ممکن است قدرت نابرابر در تمایز بین دو گروه داشته باشند [35]. ویژگی‌های رمزگذاری و نگهداری در MDD مکرر نشان‌داده‌شده در این مطالعه باید در کارهایی با قدرت تمایز همسان تأیید شود. ثالثاً، ما تأثیر داروها بر عملکرد شناختی را مورد بحث و تجزیه و تحلیل قرار ندادیم، که می تواند رابطه بالقوه بین مواد مخدر و عملکرد شناختی را در آینده آشکار کند.

فواید سیستانچ توبولوزا-تقویت سیستم ایمنی بدن

5. نتیجه گیری ها

با دستکاری مستقیم دشواری رمزگذاری و نگهداری WM، متوجه شدیم که MDD مکرر نقص‌های کدگذاری را نشان می‌دهد که در مقایسه با کنترل‌های سالم به زمان محدود کدگذاری حساس‌تر هستند. نکته مهم، در حالی که نگهداری WM در کنترل های سالم به راحتی تحت تاثیر زمان محدود رمزگذاری قرار می گرفت، نگهداری WM در MDD مکرر از محدودیت های رمزگذاری مصون بود. رمزگذاری مگاوات مختل همزمان و نگهداری محدود که مصونیت نسبت به محدودیت‌های کدگذاری ممکن است منعکس کننده یک سوگیری شناختی رایج برای پردازش داخلی ثابت نسبت به پردازش خارجی در افسردگی باشد. این سوگیری شناختی رایج می تواند به عنوان یک توضیح یکپارچه برای فرآیندهای رمزگذاری و نگهداری غیرعادی WM در افسردگی باشد و به نشخوار فکری در افسردگی مربوط می شود. پارادایم ارائه شده در این مطالعه می تواند آزمونی مناسب و کارآمد برای بررسی چنین فرآیندهای شناختی در طول تشخیص بالینی باشد.

منابع

1. جیمز، اس ال. آبات، دی. آبات، ک. آبای، اس. عبافتی، ج. عباسی، ن. عباستبار، ح. عبدالله، ف. عبدلا، ج. عبدالعلیم، الف. بروز جهانی، منطقه‌ای و ملی، شیوع و سال‌های زندگی با معلولیت به دلیل 354 بیماری و آسیب برای 195 کشور و منطقه، 1990-2017: تحلیلی سیستماتیک برای مطالعه بار جهانی بیماری 2017. لانست 2018، 392 ، 1789-1858. [CrossRef] [PubMed]

2. سیم، ک. لاو، دبلیو. سیم، جی. مجموع، م. بالدسارینی، R. پیشگیری از عود و عود در بزرگسالان مبتلا به اختلال افسردگی اساسی: مرور سیستماتیک و متاآنالیز کارآزمایی‌های کنترل‌شده. بین المللی J. نوروسایکوفارماکول. 2016, 19, pyv076. [CrossRef]

3. بک، AT شناخت درمانی و اختلالات عاطفی. پنگوئن: نیویورک، نیویورک، ایالات متحده آمریکا، 1979.

4. Gotlib، IH; Joormann, J. Cognition و افسردگی: وضعیت فعلی و جهت گیری های آینده. آنو. کشیش کلین. روانی 2010، 6، 285. [CrossRef] [PubMed]

5. ماتیوس، ا. مک لئود، سی. آسیب پذیری شناختی در برابر اختلالات عاطفی. آنو. کشیش کلین. روانی 2005، 1، 167-195. [CrossRef] [PubMed]

6. هاروی، P.-O.; فوساتی، پ. پوچون، ج.-بی. لوی، آر. لباستارد، جی. Lehéricy، S. آلیلر، J.-F. Dubois، B. کنترل شناختی و منابع مغز در افسردگی اساسی: یک مطالعه fMRI با استفاده از وظیفه n-back. Neuroimage 2005، 26، 860–869. [CrossRef] [PubMed]

7. اسنایدر، HR اختلال افسردگی اساسی با اختلالات گسترده در معیارهای عصب روانشناختی عملکرد اجرایی همراه است: یک متاآنالیز و مرور. روانی گاو نر 2013، 139، 81. [CrossRef] [PubMed]

8. Buchweitz، A. مدل های حافظه کاری: مکانیسم های نگهداری فعال و کنترل اجرایی. Ilha do Desterro 2002, 43, 193-200.

9. رز، ای. Ebmeier, K. الگوی اختلال حافظه کاری در طول افسردگی اساسی. ج. تأثیر. بی نظمی 2006، 90، 149-161. [CrossRef]

10. فولادی، ع. گلی، س. مقایسه حافظه کاری، حافظه کلامی و حفظ توجه در مرحله شیدایی و افسردگی در اختلال دوقطبی. J. Adv. فارم. آموزش. Res.|آوریل-ژوئن 2018، 8، 83.

11. نیکولین، اس. تان، ی. شواب، ا. موفا، ع. لو، سی. مارتین، دی. بررسی کمبودهای حافظه کاری در افسردگی با استفاده از وظیفه n-back: یک مرور سیستماتیک و متاآنالیز. ج. تأثیر. بی نظمی 2021، 284، 1-8. [CrossRef]

12. پلوسی، ال. اسلید، تی. بلوماردت، ال. Sharma, V. اختلال عملکرد حافظه کاری در افسردگی اساسی: یک مطالعه بالقوه مرتبط با رویداد. کلین نوروفیزیول. 2000، 111، 1531-1543. [CrossRef] [PubMed]

13. فاول، ف. اردفلدر، ای. لانگ، AG; Buchner, A. G* Power 3: یک برنامه تحلیل قدرت آماری انعطاف پذیر برای علوم اجتماعی، رفتاری و زیست پزشکی. رفتار Res. Methods 2007, 39, 175-191. [CrossRef] [PubMed]

14. ویرایش، F. راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی. من روانپزشک هستم Assoc 2013, 21, 591-643.

5. Steer, R. Manual for the Beck Depression Inventory-II. در دسترس آنلاین: https://www.scienceopen.com/document?vid=9feb932 d-1f91-4ff9-9d27-da3bda716129 (دسترسی در 27 سپتامبر 2022).

16. آهنگ، دبلیو. ژانگ، ک. سان، ج. ما، ال. جسی، اف. تنگ، ایکس. ژو، ی. بائو، اچ. چن، اس. وانگ، اس. یک آزمون حافظه کاری فضایی و توجه ساده بر روی نمادهای زوجی، نقایص رشدی را در بیماران اسکیزوفرنی نشان می دهد. نورال پلاست. 2013، 2013، 130642. [CrossRef]

17. Rouder, JN; موری، آر. اسپکمن، پی. استان، J. فاکتورهای پیش فرض بیز برای طرح های ANOVA. جی. ریاضی. روانی 2012، 56، 356-374. [CrossRef]

18. Wagenmakers, E.-J.; مارسمن، م. جمیل، تی. لی، ا. ورهاگن، جی. عشق، جی. سلکر، آر. گروناو، کیو. اسمیرا، م. اپسکمپ، استنتاج اس بیزی برای روانشناسی. بخش اول: مزایای نظری و پیامدهای عملی. روانی. گاو نر Rev. 2018, 25, 35-57. [CrossRef]

19. Wagenmakers, E.-J.; عشق، جی. مارسمن، م. جمیل، تی. لی، ا. ورهاگن، جی. سلکر، آر. گروناو، کیو. دراپمن، دی. بوتین، بیزی استنتاج برای روانشناسی. بخش دوم: نمونه برنامه های کاربردی با JASP. روانی. گاو نر Rev. 2018, 25, 58-76. [CrossRef]

20. اوه، ای. Jonides، J. مکانیسم های همپوشانی توجه و حافظه کاری فضایی. روندهای شناختی. علمی 2001، 5، 119-126. [CrossRef]

21. Gazzaley، A. نوبر، الف. مدولاسیون از بالا به پایین: پل زدن توجه انتخابی و حافظه کاری. روندهای شناختی. علمی 2012، 16، 129-135. [CrossRef]

22. رو، جی. هیرش، جی. Anderson, A. عاطفه مثبت وسعت انتخاب توجه را افزایش می دهد. Proc. Natl. آکادمی علمی USA 2007, 104, 383-388. [CrossRef] [PubMed]

23. ژانگ، ایکس. جیپی، اس. صفی الله، ز. Mlynaryk، N. Ungerleider, L. یک چارچوب عادی سازی برای توجه عاطفی. PLoS Biol. 2016, 14, e1002578. [CrossRef] [PubMed]

24. de Fockert، JW; Cooper، A. سطوح بالاتر افسردگی با کاهش سوگیری جهانی در پردازش بصری همراه است. شناخت. احساساتی 2014، 28، 541-549. [CrossRef] [PubMed]

25. Nolen-Hoeksema، S. نقش نشخوار فکری در اختلالات افسردگی و علائم مختلط اضطراب/افسردگی. جی. غیر عادی. روانی 2000, 109, 504. [CrossRef]

26. Spasojevi´c, J.; آلیاژ، LB نشخوار به عنوان یک مکانیسم رایج مرتبط با عوامل خطر افسردگی به افسردگی. Emotion 2001, 1, 25. [CrossRef]

27. Joormann, J. لونز، اس. Gotlib، I. افکار چسبنده: افسردگی و نشخوار فکری با مشکلاتی در دستکاری مطالب عاطفی در حافظه فعال همراه است. روانی علمی 2011، 22، 979-983. [CrossRef] [PubMed]

28. De Lissnyder، E. کوستر، ای. اورارت، جی. شاخت، آر. ون دن آبیل، دی. De Raedt, R. کنترل شناختی درونی در افسردگی بالینی: اختلالات عمومی اما بدون اختلالات خاص هیجانی. Results Psychiatry Res. 2012، 199، 124-130. [CrossRef] [PubMed]

29. چون، م.م. گلومب، جی. ترک براون، ن. طبقه بندی توجه خارجی و داخلی. آنو. کشیش روانی. 2011، 62، 73-101. [CrossRef]

30. کلر، ع. توپ، تی. ویلیامز، ال. فنوتیپ سازی عمیق اختلالات توجه و "بیوتیپ بی توجهی" در اختلال افسردگی اساسی. روانی پزشکی 2020، 50، 2203–2212. [CrossRef]

31. Postle، BR فعالیت پایدار حواس پرتی در طی تشخیص تاخیری مکان ها. Neuroimage 2006، 30، 950-962. [CrossRef]

32. کییوناگا، ا. اگنر، تی. حافظه کاری به عنوان توجه داخلی: به سوی یک گزارش یکپارچه از فرآیندهای انتخاب داخلی و خارجی. روانی. گاو نر Rev. 2013, 20, 228-242. [CrossRef] [PubMed]

33. کلر، ع. لیکاف، ج. هولت-گوسلین، بی. استاولند، بی. ویلیامز، ال. توجه به توجه در افسردگی. ترجمه روانپزشکی 2019، 9، 1-12. [CrossRef] [PubMed]

34. مورفی، او. هوی، ک. وانگ، دی. بیلی، ن. فیتزجرالد، پی. Segrave, R. افراد مبتلا به افسردگی مدولاسیون غیر طبیعی فعالیت نوسانی عصبی را در طول رمزگذاری و نگهداری حافظه کاری نشان می دهند. Biol. روانی 2019, 148, 107766. [CrossRef] [PubMed]

35. چپمن، ال جی; چالش های چاپمن، جی پی در اندازه گیری نقایص شناختی. روانی گاو نر 1973، 79، 380. [CrossRef]