Minni sérhæfni og aukin ofalmenning sjálfsævisögulegs minnis er viðvarandi þar sem vitsmunalegir veikleikar í endurteknu alvarlegu þunglyndi: Meta-greining Part 2

2.3|Gagnaútdráttur og meðhöndlun

Tveir þjálfaðir rannsóknaraðstoðarmenn (meðhöfundar/og/) leituðu sérstaklega.

Agi og minni eru óaðskiljanleg. Vel þjálfaður einstaklingur hefur almennt betra minni, getur lært nýja hluti hraðar og vinnur úr upplýsingum auðveldara.

Þjálfun líkamans getur hjálpað okkur að bæta minni okkar. Rannsóknir sýna að líkamsþjálfun getur aukið þéttleika taugafrumnatenginga í heila og blóðflæði í heila og þar með stuðlað að heilsu heilans og námsgetu. Auk þess hefur vel þjálfað fólk almennt betri andlega heilsu og jákvæðari tilfinningar ásamt líkamlegri heilsu, sem allt stuðlar að bættu minni.

Auk líkamsþjálfunar getum við einnig bætt minni með því að æfa heilann. Sumar aðferðir eru ma: að æfa minnisleiki, gera stærðfræðivandamál, lesa og skrifa o.s.frv. Þessar aðgerðir geta hjálpað okkur að æfa heilann og auka athygli, einbeitingu og hugsunarhæfileika.

Að lokum er svefn mikilvægur þáttur í að bæta minni. Svefn hjálpar okkur að treysta það sem við höfum lært og hreinsa burt ringulreið í heilanum. Með því að viðhalda góðum svefnvenjum getum við gert heilann skýrari og orkumeiri.

Til samanburðar má geta þess að góð þjálfun getur stuðlað að bættu minni og starfsemin sem um ræðir er jákvæð og gagnleg fyrir líkamlega og andlega heilsu. Með því að æfa heilann og viðhalda góðum svefnvenjum getum við bætt minni okkar og lært nýja hluti á skilvirkari hátt. Það má sjá að við þurfum að bæta minnið og Cistanche deserticola getur bætt minnið verulega því Cistanche deserticola getur líka stjórnað jafnvægi taugaboðefna eins og aukið magn asetýlkólíns og vaxtarþætti. Þessi efni eru mjög mikilvæg fyrir minni og nám. Að auki getur Kjöt einnig bætt blóðflæði og stuðlað að súrefnisgjöf, sem getur tryggt að heilinn fái nægileg næringarefni og orku og þar með bætt heilaþrótt og úthald.

Smelltu á Vita til að bæta skammtímaminni

Einn rannsóknaraðstoðarmaður dró síðan öll gögnin út í upphafi, og annar aðstoðarmaður rannsóknarinnar dró út öll gögnin aftur til að athuga hvort misræmi væri. Fyrsti höfundurinn (/) athugaði síðan gögnin og öll ójöfnuð sem eftir voru voru leyst með umræðum.

Við tókum út fjölda þátttakenda í hverjum hópi í tiltekinni rannsókn, meðalaldur þeirra, hlutfall kvenna og greiningartæki sem notað var til að meta fyrir alvarlegt þunglyndi, mælikvarða á alvarleika þunglyndiseinkenna, fjölda fyrri þunglyndislota, fjölda vísbendinga sem notuð voru, vísbending. gildi og lengd vísbendingasvars. Þar sem rannsókn skýrði skýrt frá menntunarstigi og þjóðerni þátttakenda var þetta einnig dregið út.

Dregið var út meðaltal og staðalfrávik fyrir bæði klíníska hópa og samanburðarhópa fyrir mælikvarða á alvarleika þunglyndiseinkenna sem notuð voru í hverri rannsókn.

Þrátt fyrir að rannsóknir hafi verið valdar á grundvelli þess að hvorugur þátttakendahópanna sem verið var að bera saman væri með klínískt þunglyndi, en engu að síður gæti verið munur á þunglyndiseinkennum sem gæti skýrt frá hópmun ósértækum eða almennum minningum.

Því var reiknaður staðlaður meðalmunur á alvarleikastigum milli hópa fyrir hverja rannsókn og þessi breyta var metin sem hugsanleg meta-aðhvarf.

Við tókum út meðaltal og staðalfrávik fyrir fjölda eða hlutfall sértækra og almennra minninga sem sóttar voru yfir vísbendingar á AMT. Þar sem þessar upplýsingar voru tiltækar fyrir mismunandi vísbendingagildi, var þetta einnig dregið út svo hægt væri að greina þær sérstaklega.

Við tókum einnig út tímalengdina sem þátttakendur fengu til að muna hverja minningu eftir vísbendingakynningu, hvort hægt væri að svara munnlega eða á annan hátt og fjölda vísbendinga sem þátttakendur fengu.

2.4|Greiningarstefna

Metagreiningar á slembiáhrifum með hámarkslíkindamati voru gerðar með því að nota metapakkann (Balduzzi o.fl., 2019) í Rtölfræðihugbúnaði 4.0.3 (R Core Team (2020), 2020) fyrir sérstakar og almennar minningar sérstaklega. , með því að nota Hedges' g sem áhrifastærð.

Skógarreitir voru notaðir til að sýna á myndrænan hátt heildaráhrifastærð 95% öryggisbil og spábil, auk einstakra rannsóknarpunktamats og 95% öryggisbils. Á milli rannsókna var greint frá misleitni áhrifastærðar með tilliti til Q, τ2 og I2. Q tölfræðin gefur til kynna að þættir utan samplingerror skýri frá breytileika áhrifastærðarmats (Lipsey & Wilson, 2001).

τ2 tölfræðin gefur til kynna algildi hins sanna dreifni. Kraftur Q tölfræðinnar til að greina tölfræðilega marktækan mun byggist á fjölda rannsókna sem notaðar eru í meta-greiningunni.

Aftur á móti byggir I2 vísitalan ekki á tölfræðilega marktekt og er þess í stað hlutfall af heildarbreytileika í mengi áhrifastærða sem stafar af misleitni milli rannsókna frekar en tilviljun (Higgins & Thompson, 2002). Þessar greiningar voru gerðar með tilliti til heildaráhrifa á milli vísbendingategunda og fyrir hverja vísbendingargildi fyrir sig.

Varðandi hugsanlega stjórnendur hvers kyns misleitni sem sést, prófuðum við mismun á alvarleika þunglyndiseinkenna milli hópanna með því að nota áhrifastærðina sem metin er út frá meðaltölum og SD, aldri, hlutfalli kvenna (til að meta áhrif kyns), fjölda vísbendinga sem notuð eru í AMT, tímalengd sem gefinn er fyrir endurheimt á AMT, útgáfuár og úrtaksstærð.

Í ljósi þess að öfgaskor gætu haft óeðlilega áhrif á heildaráhrif, greindum við útlínur sem allar rannsóknir þar sem öryggisbil hennar skarast ekki við öryggisbil heildaráhrifa stærðarinnar. Næmnigreiningar voru gerðar með því að fjarlægja þessar rannsóknir og gera þær síðan aftur til að meta breytingar á heildaráhrifum

2,5|Hætta á hlutdrægni

Til að meta hlutdrægni notuðum við nokkrar mismunandi aðferðir. Á rannsóknarstigi voru uppsprettur hlutdrægni metnar með því að endurskoða hvort (1) rannsóknin fól í sér slembival á milli og innan rannsóknarverkefna (td voru orð sett fram í fastri eða tilviljunarkenndri röð), (2) hópúthlutun þátttakenda væri hulin þeim, ( 3) þátttakendur og starfsfólk voru blindir á eðli rannsóknarinnar, (4) kóðararnir fyrir sjálfsævisögulega minnisverkefnið voru blindir á tilnefningu þátttakenda og eðli rannsóknarinnar meðan á erfðaskrá stóð, (5) vísbendingar voru um ófullnægjandi niðurstöðuskýrslu eða þvert á móti eins og með forskráningu, (5) tilteknir þátttakendur voru teknir með í rannsókninni, en var sleppt úr greiningum af óljósum ástæðum, og (6) stig fyrir sérstakar mælingar voru teknar með í rannsókninni, en var valið sleppt úr lokaskýrslunni.

Ef þessar hugsanlegu uppsprettur hlutdrægni komu fram, þá var mikil hætta á hlutdrægni tekið fram. Ef rannsóknin innihélt ekki nægar upplýsingar til að meta skýrt hvort þetta væri hugsanleg uppspretta hlutdrægni, var tekið fram nokkur áhyggjuefni.

Ef rannsóknin benti beinlínis á skrefin sem tekin voru til að stjórna hlutdrægni sem nefnd var, þá var minnst á hættu á hlutdrægni. Til að meta birtingarskekkju í úrtaki rannsókna, bjuggum við til trektarlóðir, þar sem mat á áhrifastærð var teiknað á x-ás og andhverfa staðalskekkju þeirra á y-ás. Söguþráður líkjast trekt, með minna nákvæmu mati í botni trektarinnar og mat með minnstu staðlaða villunum efst.

Ef það er engin birtingarhlutdrægni verður trektarþráðurinn, í tilgátu, samhverfur. Hins vegar geta vantar rannsóknir, bældar af birtingarhlutdrægni, valdið áberandi ósamhverfu í trektsögu. Eggers próf (Egger o.fl., 1997) var notað sem tölfræðilegt próf fyrir ósamhverfu trektar, með marktækt p-gildi sem gefur til kynna ósamhverfu trektar og þar af leiðandi birtingarskekkju.

Klippt-og-fyllingarferlið var framkvæmt, sem metur „rannsóknir sem vantar“ þar til það er samhverfa trektar og framleiðir aðlagaða áhrifastærð. Sérstaklega getur þessi aðferð ekki skilað áreiðanlegum niðurstöðum við aðstæður þar sem það er áberandi misleitni milli rannsókna.

P-kúrfugreining var einnig notuð til að meta möguleika á p-hakka, það er sértækri framsetningu eða greiningu á gögnum sem voru hvattir til að ná p-gildi undir analfa upp á 0,05 (Simonsohn o.fl., 2014).

Gengið er út frá því að þar sem dreifing p-gilda undir .05 er vinstri skekkt, bendir það til skekkju í garð niðurstaðna sem eru aðeins lítillega tölfræðilega marktækar miðað við þær sem eru greinilega undir alfa .05.

Þetta er hægt að túlka sem vísbendingu um að p-hacking hafi skaðað heildarmyndgreiningaráhrifin. Í þessari greiningu er mat á tölfræðilegu afli gefið, þar sem hærra afl eykur líkurnar á að sjá minna p-gildi og „sönn áhrif“.

3|NIÐURSTÖÐUR

3.1|Námsval og námseinkenni

Leitin leiddi til 17 hæfra rannsókna (sjá mynd 1). Dæmi um eiginleika 17 greinanna sem teknar voru með í safngreiningunni er að finna í töflu 1. Fimmtán áhrifastærðir voru reiknaðar fyrir rannsóknir sem greint var frá á sérhæfni sem vísitölu fyrir AMT svörun, þar sem níu áhrifastærðir voru reiknaðar fyrir ofalmennar minningar. Sjö rannsóknir greindu frá bæði sérhæfni og almennum minningum sem vísitölu fyrir AMT svör (Crane o.fl., 2007; Gupta & Kar, 2012; Haddad o.fl., 2014; Jermannet al., 2013; Mackinger o.fl., 2000; Matsumoto o.fl. al., 2022).

Allar níu rannsóknirnar sem greindu frá ofalmennum minningum sem svar við AMT sýndu fjölda eða hlutfall flokkaminni sem vísitölu ofalmennt minni, á meðan aðeins tvær rannsóknir greindu frá mögulegum ofalmennum svörum (þ.e. útvíkkuð minni eða merkingartengsl [orð sem gætu tengst þematískum, en tákna ekki) minning í sjálfu sér, td mér líkar við blóm]).

Í ljósi þessa, ásamt fyrri vísbendingum um að munur á fólki með og án þunglyndis gæti stafað af almennum minningum af flokkagerð og án textagerðar (Mark o.fl., 1992), voru flokkaminni notuð sem mælikvarði á of almennt minni í öllum greiningum.

Úrtaksstærðir voru á bilinu níu til 275 þátttakendur (á bilinu 9–164 fyrir þunglyndi sem hefur hætt; á bilinu 10–275 viðmiðunarhópar). Rannsóknirnar í þessari yfirliti voru birtar á milli 2000 og 2016, að undanskildum einni forprentun sem birt var árið 2021. Meðalaldur þátttakenda var 20,9 ár (á bilinu 11–86 ár), með tilviks- og viðmiðunarsýni í öllum rannsóknum með um það bil jafnan aldur.

Meðalhlutfall kvenna í rannsóknunum var 78,18% (þunglyndi sem stöðvaðist=82,7%, viðmiðunarhópur=73,7%). Allar rannsóknir notuðu viðtöl til að meta þunglyndisgreiningu eða útiloka sögu um þunglyndi, og allar nema tvær notuðu skipulögð, stöðluð greiningarviðtalstæki.

Það voru nokkrir mismunandi mælikvarðar á alvarleika þunglyndis notaðir í sýnum; Hins vegar var oftast notað BeckDepression Inventory-II (BDI-II; n=8; 44,4%; Beck o.fl., 1996).

Tíu rannsóknir veittu upplýsingar um fjölda fyrri þátta í þunglyndishópnum sem hafði hætt; þó var aðeins hægt að draga út eða reikna meðaltal og staðalfrávik út frá níu. Barnhofer o.fl.(2007) gáfu miðgildi og sviðsgildi sem voru umreiknuð í meðaltal og staðalfrávik með Box–Cox aðferð (McGrathet al., 2020).

Haddad o.fl. (2014) gaf upp meðaltal og bil, en það síðara var notað til að áætla staðalfrávik (Hozo et al., 2005). Fyrir Haringsma o.fl. (2010), meðaltal og staðalfrávik voru metin með því að nota töflugögn sem gáfu til kynna að 26 þátttakendur hefðu aðeins upplifað einn fyrri þátt og hinir 37 þátttakendur, sem voru tilkynntir með tvo eða fleiri fyrri þætti, voru varlega kóðaðir með tvo þætti.

ForSpinhoven o.fl. (2006) var hægt að áætla meðaltal og staðalfrávik út frá gögnunum sem veitt voru, þó þátttakendur sem tilkynnt var um að hefðu sex eða fleiri fyrri þætti hafi verið íhaldssöm kóðaðir sem upplifðu sex þætti.

Eftir þörfum mældu allar rannsóknir minnissérhæfni eða ofalmennleika með því að nota AMT (Williams & Broadbent, 1986). Ennfremur báðu allar rannsóknir um svör munnlega, fyrir utan eina rannsókn sem vék frá þessu sniði og krafðist skriflegs svars (Wesselet al., 2001). Fjöldi vísbendinga sem veittar voru til að kalla fram sérstakar minningar í AMT var mismunandi eftir rannsóknunum (bil=10–40).

Jákvæð og neikvæð gildi voru algengustu gildin sem tilkynnt var um. Of fáar rannsóknir greindu frá hlutlausu gildi til að meta þessi svör við þessum vísbendingum sérstaklega. Helmingur rannsóknanna úthlutaði 30-s svartíma fyrir AMT vísbendingar, en hinar notuðu mismunandi svörunartíma (bil=20–120 s).

3.2|Hætta á hlutdrægni í námi

Allar rannsóknir reyndust hafa að minnsta kosti nokkrar áhyggjur af hættunni á hlutdrægni (sjá Stuðningsupplýsingarnar fyrir heildarkóðun rannsókna). Eins og gefið er til kynna í töflu 2, innan hvers flokks hugsanlegrar uppsprettu hlutdrægni, voru rannsóknir aðallega kóðaðar þar sem það var áhyggjuefni. Í flestum rannsóknum voru engar skýrar áhyggjur af því að gögn væru ófullnægjandi tilkynnt.

Engar rannsóknir voru forskráðar og því var ekki hægt að útiloka hættuna á sértækum tilkynningum. Þessar niðurstöður benda til þess að rannsóknir sem gerðar eru á þessu sviði hafi líklega eina, ef ekki fleiri, mögulega uppsprettu hlutdrægni og ætti að túlka þær í samræmi við það og í samhengi við vísbendingar um birtingarhlutdrægni.

3.3|Niðurstöður nýmyndunar: Sértæk minnisöflun

Lítil til í meðallagi neikvæð samþjöppuð áhrif voru til að bera saman sérstakar minningar á milli fólks með hætt þunglyndi og fólks sem hafði aldrei verið þunglynt (k {{0}};g=0.314 , 95% CI [ 0.543; 0.085], z=2.69, p=.007), sem bendir til þess að fólk í sjúkdómshléi hafi munað færri sérstakar minningar. Varðandi misleitni voru vísbendingar um óútskýrt breytileika milli stærða rannsóknaáhrifa (Q[14]=43.41, p <.001; I2=67.7%,τ2=.12) , sem gefur til kynna grundvöll fyrir prófun stjórnenda sem gæti útskýrt þetta frávik.

Sjá mynd 2 fyrir skógarreit með áhrifastærðum, þ.mt spábil. Spábilið gaf til kynna að áhrifastærðin gæti verið allt að 1,12 í sumum þýðum í framtíðarrannsóknum og allt að +0.54 í öðrum. Þar að auki eru líka sumir íbúar þar sem áhrifastærðin gæti verið núll. Fráviksgreining gaf til kynna að það væri ein fjarlæg áhrif (Gupta & Kar, 2012; SMD=1,69).

Þegar þessari útlínu var sleppt og greiningin var endurtekin var niðurstöðunum ekki breytt að verulegu leyti og sýndu samt marktæk, lítil til meðalstór áhrif (k=14; g=0.262, 95 % CI[ 0.477; 0.046], z=2.38, p=.017). Það voru líka enn vísbendingar um frávik milli rannsóknaáhrifa (Q[14]=35.42, p < .001;I2=63.4%, τ2=.09).

For more information:1950477648nn@gmail.com