La reducció de l'especificitat i l'augment de la sobregeneralitat de la memòria autobiogràfica persisteixen a mesura que les vulnerabilitats cognitives en la depressió major remesa: una metaanàlisi, part 2

2.3|Extracció i tractament de dades

Dos assistents de recerca entrenats (coautors/i/) van cercar per separat.

La disciplina i la memòria són inseparables. Una persona ben entrenada generalment té una millor memòria, pot aprendre coses noves més ràpidament i processa la informació amb més facilitat.

Entrenar el cos ens pot ajudar a millorar la nostra memòria. La investigació mostra que l'entrenament físic pot augmentar la densitat de les connexions neuronals al cervell i al flux sanguini cerebral, promovent així la salut del cervell i les capacitats d'aprenentatge. A més, les persones ben formades generalment tenen una millor salut mental i emocions més positives juntament amb salut física, que contribueixen a millorar la memòria.

A més de l'entrenament físic, també podem millorar la memòria exercint el nostre cervell. Alguns mètodes inclouen: practicar jocs de memòria, fer problemes de matemàtiques, llegir i escriure, etc. Aquestes activitats ens poden ajudar a exercitar el nostre cervell i millorar la nostra atenció, concentració i habilitats de pensament.

Finalment, el son és un factor important per millorar la memòria. Dormir ens ajuda a consolidar el que hem après i a eliminar el desordre del nostre cervell. Si mantenim bons hàbits de son, podem fer que el nostre cervell sigui més clar i més enèrgic.

En resum, un bon entrenament pot afavorir la millora de la memòria, i les activitats que s'hi impliquen són positives i beneficioses per a la salut física i mental. Exercint el nostre cervell i mantenint bons hàbits de son, podem millorar la nostra memòria i aprendre coses noves de manera més eficaç. Es pot veure que hem de millorar la memòria, i Cistanche deserticola pot millorar significativament la memòria, perquè Cistanche deserticola també pot regular l'equilibri dels neurotransmissors, com l'augment dels nivells d'acetilcolina i factors de creixement. Aquestes substàncies són molt importants per a la memòria i l'aprenentatge. A més, la carn també pot millorar el flux sanguini i promoure el lliurament d'oxigen, cosa que pot garantir que el cervell rebi suficients nutrients i energia, millorant així la vitalitat i la resistència del cervell.

Feu clic a Saber per millorar la memòria a curt termini

Aleshores, un assistent d'investigació va extreure totes les dades inicialment i el segon assistent d'investigació va extreure totes les dades de nou comprovant les discrepàncies. A continuació, el primer autor (/) va comprovar les dades i les disparitats restants es van resoldre mitjançant la discussió.

Hem extret el nombre de participants de cada grup dins d'un estudi determinat, la seva edat mitjana, la proporció de dones i l'eina de diagnòstic utilitzada per avaluar la depressió major, una mesura de la gravetat dels símptomes depressius, el nombre d'episodis anteriors de depressió, el nombre de pistes utilitzades, la indicació. valència i durada de la resposta a la senyal. Quan un estudi informava explícitament dels nivells d'educació i l'ètnia dels participants, també es va extreure això.

Es van extreure les puntuacions mitjanes i la desviació estàndard tant per als grups clínics com de control per a la mesura de la gravetat dels símptomes de la depressió utilitzada a cada estudi.

Tot i que es van seleccionar estudis sobre la base que cap dels grups de participants comparats tenia depressió clínica, no obstant això, hi pot haver diferències en els símptomes depressius que podrien explicar diferències de grup en records generals o inespecífics.

Per tant, es va calcular una diferència mitjana estandarditzada per a les puntuacions de gravetat entre grups per a cada estudi, i aquesta variable es va avaluar com a moderador potencial mitjançant la metaregressió.

Hem extret la mitjana i la desviació estàndard del nombre o proporció de memòries específiques i generals recuperades a través de les indicacions de l'AMT. Quan aquesta informació estava disponible per a diferents valències de senyal, també es va extreure perquè es poguessin analitzar per separat.

També vam extreure la durada del temps que es va donar als participants per recordar cada record després de la presentació de les indicacions, si les respostes es podrien donar verbalment o d'una altra manera i el nombre de pistes donades als participants.

2.4|Estratègia analítica

Les metaanàlisis d'efectes aleatoris amb estimadors de màxima probabilitat es van realitzar mitjançant el paquet meta (Balduzzi et al., 2019) al programari Rstatistical 4.0.3 (R Core Team (2020), 2020) per a memòries específiques i generals per separat. , utilitzant la g de Hedges com a mida de l'efecte.

Es van utilitzar gràfics forestals per representar gràficament l'interval de confiança del 95% i l'interval de predicció de la mida global de l'efecte, així com les estimacions dels punts d'estudi individuals i els intervals de confiança del 95%. L'heterogeneïtat de la mida de l'efecte entre els estudis es va informar en termes de Q, τ2 i I2. L'estadística Q indica que factors fora de l'error de mostreig expliquen la variació de l'estimació de la mida de l'efecte (Lipsey i Wilson, 2001).

L'estadístic τ2 indica el valor absolut de la variància veritable. El poder de l'estadística Q per detectar diferències estadísticament significatives es basa en el nombre d'estudis utilitzats en la metaanàlisi.

En canvi, l'índex I2 no es basa en la significació estadística i, en canvi, és un percentatge de la variació total en un conjunt de mides d'efecte que es deu a l'heterogeneïtat entre estudis més que a l'atzar (Higgins i Thompson, 2002). Aquestes anàlisis es van dur a terme per a les mides d'efecte generals entre els tipus de senyal i per a cada valença de senyal per separat.

Pel que fa als moderadors potencials de qualsevol heterogeneïtat observada, vam provar les diferències en la gravetat dels símptomes depressius entre els grups utilitzant la mida de l'efecte estimada a partir de mitjanes i DE, l'edat, la proporció de dones (per avaluar la influència del gènere), el nombre de pistes utilitzades en l'AMT, la durada del temps donat per a la recuperació a l'AMT, l'any de publicació i la mida de la mostra.

Atès que les puntuacions extremes podrien influir indegudament en un efecte global, vam identificar els valors atípics com qualsevol estudi per al qual els seus intervals de confiança no es solapaven amb l'interval de confiança de la mida de l'efecte agrupat. Les anàlisis de sensibilitat es van realitzar eliminant aquests estudis i tornant a realitzar les anàlisis per avaluar els canvis en l'efecte general.

2,5|Risc de biaix

Per avaluar el biaix, hem utilitzat diversos mètodes diferents. A nivell d'estudi, es van avaluar les fonts de biaix mitjançant l'auditoria de si (1) l'estudi implicava l'aleatorització entre i dins de les tasques de l'estudi (p. ex. paraules es van presentar en un ordre fix o aleatori), (2) se'ls ocultava l'assignació del grup dels participants, ( 3) els participants i el personal estaven cecs a la naturalesa de l'estudi, (4) els codificadors de la tasca de memòria autobiogràfica estaven cecs a la designació del grup dels participants i a la naturalesa de l'estudi durant la codificació, (5) hi havia proves d'un informe de resultats incomplet o per contra, com amb el preregistre, (5) es van incloure participants concrets a l'estudi, però es van ometre de les anàlisis per raons poc clares, i (6) les puntuacions de mesures concretes es van incloure a l'estudi, però es van ometre de manera selectiva de l'informe final.

Si es van observar aquestes possibles fonts de biaix, es va observar un alt risc de biaix. Si l'estudi no incloïa prou informació per avaluar clarament si es tractava d'una font potencial de biaix, es va observar alguna preocupació.

Si l'estudi va assenyalar explícitament els passos realitzats per gestionar el biaix esmentat, es va observar un baix risc de biaix. Per avaluar el biaix de publicació a la mostra d'estudis, vam generar gràfics en embut, en els quals es van representar les estimacions de la mida de l'efecte a l'eix x i la inversa del seu error estàndard a l'eix y. Els diagrames s'assemblen a un embut, amb estimacions menys precises a la base de l'embut i estimacions amb els errors estàndard més petits a la part superior.

Si no hi ha biaix de publicació, la trama de l'embut serà, hipotèticament, simètrica. Tanmateix, la falta d'estudis suprimits per biaixos de publicació pot causar una asimetria notable en una trama d'embut. La prova d'Egger (Egger et al., 1997) es va utilitzar com a prova estadística per a l'asimetria del diagrama d'embut, amb un valor p significatiu indicatiu de l'asimetria del diagrama d'embut i, per tant, el biaix de publicació.

Es va dur a terme el procediment de retallar i omplir, que estima els "estudis que falten" fins que hi hagi una simetria gràfica d'embut i produeix una mida de l'efecte ajustada. En particular, és possible que aquest procediment no produeixi resultats fiables en circumstàncies en què hi ha una heterogeneïtat notable entre estudis.

També es va utilitzar una anàlisi de la corba p per avaluar el potencial de la pirateria p, és a dir, una presentació selectiva o anàlisi de dades motivades per assolir un valor p per sota d'analfa de 0,05 (Simonsohn et al., 2014).

La hipòtesi és que quan la distribució dels valors p per sota de 0,05 està esbiaixada a l'esquerra, això indica un esbiaix cap a resultats que només són estadísticament significatius en relació amb els que estan clarament per sota d'un alfa de 0,05.

Això es pot interpretar com a indicació que la pirateria p ha esbiaixat l'efecte metaanalític global. En aquesta anàlisi, es proporciona una estimació de la potència estadística, amb una potència més alta que augmenta la probabilitat d'observar un valor p més petit i un "efecte veritable".

3|RESULTATS

3.1|Selecció de l'estudi i característiques de l'estudi

La cerca va donar lloc a 17 estudis elegibles (vegeu la figura 1). Les característiques de la mostra dels 17 articles inclosos a la metaanàlisi es proporcionen a la taula 1. Es van calcular quinze mides d'efecte per als estudis reportats sobre l'especificitat com a índex de respostes AMT, amb nou mides d'efecte calculades per a memòries generals. Set estudis van reportar tant l'especificitat com els records generals com a índex de respostes d'AMT (Crane et al., 2007; Gupta i Kar, 2012; Haddad et al., 2014; Jermannet al., 2013; Mackinger et al., 2000; Matsumoto et al., 2000; al., 2022).

Els nou estudis que van informar de memòries sobregenerals en resposta a l'AMT van presentar el nombre o la proporció de memòries categòriques com un índex de memòria sobregeneral, mentre que només dos estudis van informar que hi havia possibles respostes sobregenerals (és a dir, records estesos o associats semàntics [paraules que podrien estar relacionades temàticament, però no representatives). un record en si mateix, per exemple, m'agraden les flors]).

Tenint en compte això, a més de l'evidència anterior que les diferències entre persones amb i sense depressió es poden explicar per les memòries generals de tipus categòric i de tipus estesos (Mark et al., 1992), les memòries categòriques es van utilitzar com a índex de memòria sobregeneral. en totes les anàlisis.

Les mides de la mostra van oscil·lar entre nou i 275 participants (rang de 9 a 164 per a la depressió remesa; rang de 10 a 275 controls). Els estudis d'aquesta revisió es van publicar entre el 2000 i el 2016, tret d'una preimpressió publicada el 2021. L'edat mitjana dels participants era de 20,9 anys (rang 11–86 anys), amb mostres de casos i controls de tots els estudis amb mitjanes d'edat aproximadament iguals.

La proporció mitjana de dones als estudis va ser del 78,18% (grup de depressió remitent=82,7%, control=73,7%). Tots els estudis van utilitzar entrevistes per avaluar els diagnòstics de depressió o descartar un historial de depressió, i tots menys dos van utilitzar eines d'entrevistes de diagnòstic estructurades i estandarditzades.

Hi va haver diverses mesures diferents de la gravetat de la depressió utilitzades a les mostres; tanmateix, el més utilitzat va ser el BeckDepression Inventory-II (BDI-II; n=8; 44,4%; Beck et al., 1996).

Deu estudis van proporcionar informació sobre el nombre d'episodis passats en el grup de depressió remesa; tanmateix, les mitjanes i les desviacions estàndard només es podien extreure o calcular de nou. Barnhofer et al. (2007) van proporcionar valors de mitjana i rang que es van convertir en mitjanes i desviacions estàndard mitjançant el mètode Box-Cox (McGrathet al., 2020).

Haddad et al. (2014) van proporcionar la mitjana i el rang, l'últim dels quals es va utilitzar per estimar la desviació estàndard (Hozoet al., 2005). Per a Haringsma et al. (2010), la mitjana i la desviació estàndard es van estimar mitjançant dades de taules que indicaven que 26 participants només havien experimentat un episodi anterior i els 37 participants restants, que es va informar que tenien dos o més episodis anteriors, es van codificar de manera conservadora com a dos episodis.

Per Spinhoven et al. (2006), la mitjana i la desviació estàndard es van poder estimar a partir de les dades proporcionades, tot i que els participants que es va informar que tenien sis o més episodis anteriors es van codificar de manera conservadora com a experimentant sis episodis.

Segons calia, tots els estudis van mesurar l'especificitat de la memòria o la sobregeneralitat mitjançant l'AMT (Williams i Broadbent, 1986). A més, tots els estudis van demanar respostes verbalment, a part d'un estudi que es va desviar d'aquest format i va requerir una resposta escrita (Wesselet al., 2001). El nombre de pistes proporcionades per obtenir memòries específiques a l'AMT va variar entre els estudis (rang=10-40).

Les valències positives i negatives van ser les valències més comunament informades. Massa pocs estudis van informar de valència neutra per avaluar aquestes respostes a aquestes indicis per separat. La meitat dels estudis van assignar un temps de resposta de 30-s per a les indicacions d'AMT, mentre que la resta van utilitzar temps de resposta diferents (rang=20–120 s).

3.2|Risc de biaix en els estudis

Es va trobar que tots els estudis tenien almenys una certa preocupació pel que fa al risc de biaix (vegeu la informació de suport per a la codificació completa dels estudis). Tal com s'indica a la taula 2, dins de cada categoria de possible font de biaix, els estudis es van codificar principalment perquè hi havia alguna preocupació. A la majoria dels estudis, no hi havia cap preocupació clara perquè les dades s'informaven de manera incompleta.

No es va registrar prèviament cap estudi, per la qual cosa no es va poder descartar el risc de notificació selectiva. Aquestes troballes suggereixen que és probable que els estudis realitzats en aquesta àrea tinguin una, si no diverses, possibles fonts de biaix i s'han d'interpretar en conseqüència i en el context dels indicadors de biaix de publicació.

3.3|Resultats de síntesis: Recuperació de memòria específica

Hi va haver un efecte agrupat negatiu petit a moderat per a les comparacions de records específics entre persones amb depressió remesa i persones que mai havien estat deprimides (k {{0}};g=0.314 , IC del 95% [0,543; 0,085], z=2,69, p=,007), cosa que suggereix que les persones en remissió recordaven menys records específics. Pel que fa a l'heterogeneïtat, hi va haver evidències de variància inexplicada entre les mides de l'efecte de l'estudi (Q[14]=43,41, p < 0,001; I2=67,7%, τ2=.12) , que indica una base per a la prova de moderadors que podria explicar aquesta variació.

Vegeu la figura 2 per obtenir un diagrama forestal de mides d'efecte, inclòs l'interval de predicció. L'interval de predicció va indicar que la mida de l'efecte podria ser tan baixa com 1,12 en algunes poblacions en estudis futurs i tan alta com +0,54 en altres. A més, també hi ha algunes poblacions on la mida de l'efecte podria ser zero. L'anàlisi atípica va indicar que hi havia una mida de l'efecte atípic (Gupta i Kar, 2012; SMD=1,69).

En ometre aquest valor atípic i tornar a executar l'anàlisi, els resultats no es van modificar substancialment i encara mostraven un efecte significatiu, de mida petita a moderada (k=14; g=0,262, 95). % CI[ 0,477; 0,046], z=2,38, p=,017). També hi havia evidència de la variació entre els efectes de l'estudi (Q[14]=35,42, p < 0,001; I2=63,4%, τ2=0,09).

For more information:1950477648nn@gmail.com