Furman-2021-Meningkatkan Nada Dopamin Frontal E.pdf Bagian 2

Yang penting, uji coba yang mengutamakan konteks (CF) dan uji coba yang terakhir konteks (CL), terlepas dari apakah uji coba tersebut bersifat selektif atau global, tidak dibedakan berdasarkan faktor-faktor lain, seperti konflik selama pemilihan respons.

Masa seleksi reaksi mengacu pada waktu berpikir dan pengambilan keputusan yang kita perlukan ketika menghadapi pilihan yang berbeda. Memori adalah kemampuan otak kita untuk menyimpan dan mengambil informasi dari pengalaman dan pembelajaran masa lalu. Keduanya mungkin tampak tidak memiliki banyak hubungan, namun keduanya berkaitan erat.

Pertama, pendek atau lamanya periode pemilihan respons sering kali bergantung pada kemahiran kita dalam suatu tugas dan jumlah latar belakang pengetahuan yang kita miliki. Ketika kita lebih familiar dengan suatu tugas tertentu, kita akan menemukan bahwa periode pemilihan respon saat melakukan tugas tersebut lebih singkat. Ini karena otak kita sudah menyimpan informasi relevan dalam memori jangka panjang dan dapat mengambil serta menerapkan informasi tersebut dengan cepat. Sebaliknya, ketika kita menghadapi sesuatu yang baru dan asing, kita membutuhkan waktu berpikir yang lebih lama untuk mengambil keputusan karena kita perlu berulang kali mempertimbangkan dan membandingkan dalam ingatan jangka pendek. Hal ini juga mempengaruhi ingatan kita, karena kita perlu menyimpan informasi baru dalam memori jangka pendek dan kemudian mengubahnya menjadi memori jangka panjang, yang dapat memakan waktu lebih lama dan lebih banyak energi.

Kedua, ketika kita bekerja keras untuk meningkatkan daya ingat kita, secara tidak langsung juga mempengaruhi periode pemilihan respon kita. Misalnya, ketika kita secara aktif meningkatkan latar belakang pengetahuan dan kemampuan memori kita dengan membaca buku, mengikuti kursus, dan melakukan pelatihan memori, kita akan menemukan bahwa ketika dihadapkan dengan tugas-tugas baru, periode pemilihan respons lebih pendek karena kita dapat lebih cepat mengambil informasi yang relevan dari ingatan jangka panjang. Ini juga memperkuat kepercayaan diri kita dan meningkatkan kemampuan kita mengendalikan keadaan kognitif dan emosional.

Singkatnya, ada hubungan erat antara periode pemilihan respons dan memori. Meskipun kita mungkin membutuhkan waktu lebih lama untuk mengambil keputusan ketika menghadapi hal-hal baru, dengan berupaya meningkatkan daya ingat, kita dapat meningkatkan efisiensi dan akurasi kognitif, sehingga memudahkan kita dalam membuat pilihan yang tepat. Oleh karena itu, kami mendorong semua orang untuk aktif belajar, tetap ingin tahu, dan mengeksplorasi lebih jauh, yang akan membantu meningkatkan periode pemilihan respons dan memori kami, menjadikan kami versi diri kami yang lebih baik. Terlihat bahwa kita perlu meningkatkan daya ingat, dan Cistanche deserticola dapat meningkatkan daya ingat secara signifikan, karena Cistanche deserticola memiliki efek antioksidan, anti inflamasi, dan anti penuaan, yang dapat membantu mengurangi reaksi oksidasi dan inflamasi di otak, sehingga melindungi otak. kesehatan sistem saraf. Selain itu, Cistanche deserticola juga dapat mendorong pertumbuhan dan perbaikan sel saraf, sehingga meningkatkan konektivitas dan fungsi jaringan saraf. Efek ini dapat membantu meningkatkan daya ingat, belajar, dan kecepatan berpikir, serta mencegah perkembangan disfungsi kognitif dan penyakit neurodegeneratif.

Klik Tahu untuk meningkatkan memori jangka pendek

Misalnya syarat CF-G dan CL-G keduanya memuat jawaban benar yang memuat simbol dan huruf yang ditunjukkan pada saat persidangan. Selain itu, seperti disebutkan sebelumnya, beberapa uji coba global memuat item yang sama dalam respons target dan foil untuk memastikan bahwa subjek tidak bisa hanya fokus pada satu item, bukan keduanya. Analisis Perilaku.

Sesuai dengan penelitian sebelumnya (Chatham & Badre, 2013; Chatham et al.,2014), kami fokus terutama pada waktu respons (RT), bukan akurasi. Akurasi, sebagai ukuran hasil biner (benar/salah), relatif tidak sensitif terhadap perubahan efisiensi tugas. Meskipun kegagalan pemeliharaan dan gerbang dapat tercermin dalam perubahan akurasi, inefisiensi tidak akan tercermin; sebaliknya, tanggapan akan diperlambat.

Untuk mengatasi hipotesis bahwa tolcapone sebaiknya mengurangi jumlah uji coba yang tidak efisien, bahkan jika proporsi uji coba yang benar tetap tidak berubah, kami menggunakan ukuran yang sensitif terhadap distribusi respons di seluruh uji coba, dan khususnya terhadap jumlah respons yang tidak efisien (RT panjang). . Tentu saja, meskipun RT mencerminkan kombinasi berbagai faktor, termasuk pemrosesan visual awal dan persiapan motorik, tuntutan pemrosesan visual awal disesuaikan dengan seluruh tugas, dan penelitian kami sebelumnya telah mengonfirmasi bahwa tolcapone tidak mempercepat respons motorik secara signifikan (Furman dkk., 2020; Kayser dkk. ., 2012; Kayser dkk., 2015).

Dengan demikian, pemrosesan visual awal dan tuntutan persiapan motorik tidak boleh membedakan kondisi tugas berdasarkan tindakan terkait RT. Semua data perilaku telah diproses sebelumnya sebelum dianalisis. Karena fokus utama adalah pada waktu reaksi, data yang berdampak pada pengukuran RT yang stabil telah dihapus. Seperti disebutkan sebelumnya, 3 dari 11 subjek yang dikecualikan dieliminasi karena gagal memberikan respons dengan akurasi yang lebih besar dari yang diharapkan di semua uji coba.

Untuk masing-masing dari 49 subjek yang dipertahankan, 10 percobaan pertama pada setiap sesi dikeluarkan dari semua analisis; selain itu, semua percobaan yang salah dan setiap percobaan dengan RT yang lebih besar dari 5 standar deviasi di luar rata-rata RT untuk subjek tersebut dikeluarkan dari analisis RT (Chatham & Badre, 2013; Chatham et al., 2014). Ambang batas outlier ini dipilih untuk menyeimbangkan dua hal: keinginan untuk menghindari penyensoran RT yang tidak efisien, namun juga tujuan untuk menghindari RT yang sangat panjang yang dikacaukan oleh faktor-faktor yang tidak berhubungan dengan tugas (misalnya karena kegagalan untuk menatap layar komputer).

Di seluruh subjek, hanya 1 percobaan yang dihapus karena berada di luar kisaran RT yang diinginkan. Model efek campuran linier digunakan untuk mengatasi perubahan rata-rata RT yang berhubungan dengan tolcapone. Model ini juga dibangun untuk menguji efek terkait tolcapone pada distribusi RT (lihat di bawah) untuk setiap kondisi tugas (Chatham et al., 2014), karena mengukur rata-rata RT tidak mengatasi potensi perubahan yang lebih halus dalam distribusi RT di seluruh manipulasi eksperimental. . Secara konseptual, perubahan efisiensi pemeliharaan atau gating mungkin tidak tercermin dalam uji coba dimana proses ini sudah dioptimalkan.

Uji coba dengan RT yang sangat cepat, misalnya, mungkin mencerminkan proses pemeliharaan dan gating yang kuat sehingga manipulasi apa pun mungkin hanya mempunyai sedikit efek menguntungkan yang dapat diamati. Sebaliknya, uji coba dengan RT yang sangat lambat mungkin mencerminkan proses pemeliharaan dan gerbang yang tidak efisien yang mungkin membaik dengan obat tersebut. Demikian pula, iftolcapone memperburuk efisiensi gating atau pemeliharaan, efek ini mungkin paling terlihat pada akhir distribusi RT.

Untuk mengukur dampak tersebut, kami mengambil pendekatan yang sebelumnya digunakan dalam tugas ini (Chatham dkk., 2014) dengan membagi data RT untuk setiap peserta dan kondisi menjadi 10 desil, diurutkan berdasarkan RT dari yang tercepat hingga yang paling lambat, dan menggunakan nilai rata-rata RT per desil sebagai variabel dependen dalam analisis kami. Pendekatan ini memungkinkan kami untuk mengevaluasi perubahan terkait obat pada kemiringan seluruh desil ("kemiringan RT"), serta perubahan rata-rata RT.

Dalam model, faktor-faktor termasuk obat (tolcapone atau plasebo; kode pengobatan), kondisi tugas (CF-S, CF-G, CL-S, atau CL-G; kode jumlah), dan desil (1-10; ordinal) , serta semua interaksi. Untuk memperhitungkan potensi efek nonlinier tolcapone pada distribusi RT, serangkaian istilah interaksi yang sebanding dimasukkan untuk desil2 ("desil kuadrat"). Akhirnya, interaksi dengan urutan sesi obat (obat pertama atau obat terakhir; jumlah kode) dimasukkan sebagai tindakan kontrol. Awalnya, struktur efek acak maksimal dibangun untuk meminimalkan kesalahan Tipe I (Barr, Levy, Scheepers, & Tily, 2013).

Efek acak mencakup intersep subjek, serta kemiringan obat, kondisi tugas, dan desil/desil2 serta interaksinya, dan korelasi antara kemiringan acak dan intersep subjek. Model ini gagal melakukan konvergen; dengan demikian, mengikuti protokol yang diuraikan dalam (Bates, Kliegl, Vasishth, & Baayen, 2015), kami menghilangkan korelasi antara kemiringan acak dan perpotongan. Uji-F dihitung untuk efek tetap menggunakan metode Satterthwaite untuk memperkirakan derajat kebebasan. Analisis dilakukan dengan menggunakan perpustakaan "lme4" (Bates et al., 2015) dan "afex" (Singmann et al., 2018) di R (R Core Team, 2017).

Estimasi rata-rata dan tren marjinal, serta uji z lanjutan, dilakukan dengan menggunakan paket "rata-rata" (Lenth, 2018). Untuk kelengkapan, akurasi uji coba juga dianalisis.

Model efek campuran umum binomial mencakup faktor tetap obat, kondisi tugas, dan interaksinya. Setelah menghilangkan istilah untuk memungkinkan konvergensi dan menghindari kecocokan tunggal, struktur efek acak akhir mencakup penyadapan acak untuk subjek dan kemiringan acak obat dalam subjek. Uji rasio kemungkinan digunakan untuk menentukan signifikansi ketentuan efek tetap.

Parameter MRI. Pemindaian MRI dilakukan pada Pemindai MR Siemens MAGNETOM Trio 3T di Pusat Pencitraan Otak Henry H. Wheeler, Jr. di Universitas California, Berkeley.

Gambar anatomi terdiri dari 160 irisan yang diperoleh menggunakan protokol MP-RAGE berbobot T1-(TR= 2300 ms, TE=2.98 ms, FOV=256 mm, ukuran matriks=256 x 256, ukuran voxel=1 mm3). Gambar fungsional keadaan istirahat diperoleh saat subjek berbaring diam dengan mata terbuka, dan terdiri dari 35 irisan yang diperoleh dengan protokol pencitraan ekoplanar gradien (TR=1900 ms, TE =24 ms, FOV=225 mm, ukuran matriks=96 x 96, ukuran voxel=3.0 mm x 3,0 mm x 3,5 mm).pemrosesan awal fMRI. Pra-pemrosesan fMRI dilakukan dengan menggunakan paket perangkat lunak AFNI (http://afni.nimh.nih.gov) dan FSL (http://www.fmrib.ox.ac.uk/fsl/). Gambar fungsional keadaan istirahat dikonversi ke format 4D NIfTI dan dikoreksi untuk offset waktu irisan.
Koreksi gerakan dilakukan dengan menggunakan program AFNI 3dvolreg, dengan volume referensi diatur ke gambar rata-rata. Pendaftaran bersama dengan pemindaian anatomi dilakukan menggunakan program AFNI 3dAllineate, dan gambar anatomi dinormalisasi ke volume standar (MNI_N27) menggunakan program FSL terlebih dahulu. Parameter normalisasi yang sama kemudian diterapkan pada peta statistik ruang asli untuk menghasilkan peta statistik grup.

Analisis konektivitas keadaan istirahat. Data keadaan istirahat dihaluskan oleh kernel FWHMGaussian 5 mm sebelum pemfilteran bandpass temporal antara 0.009 Hz dan 0,08 Hz untuk mengurangi pengaruh artefak jantung dan pernapasan (Fox et al., 2005). Parameter pergerakan dan rangkaian waktu materi putih dan ventrikel, tetapi bukan sinyal rata-rata global, dimasukkan sebagai regresi yang tidak menarik selama pra-pemrosesan, terlepas dari analisis konektivitas berikutnya. Wilayah minat (ROI) dalam korteks prefrontal lateral kemudian dipilih, berdasarkan (a) peningkatan aktivitas dan peran sentralnya dalam hal ini dan tugas-tugas terkait (Badre, Kayser, &D'Esposito, 2010; Chatham et al., 2014), dan (b) hipotesis bahwa pada tolcapone wilayah ini, khususnya yang lebih dekat dengan respons motorik, akan menunjukkan peningkatan konektivitas dengan area visual di korteks posterior.

Secara khusus, wilayah ini terletak di korteks premotor dorsal kiri dan kanan (PMd, dengan MNI, koordinat ±30, -12, 66) dan korteks pra-premotor kiri dan kanan (pPMd, dengan MNI, koordinat ±36, 8, 34) (Badre dkk., 2010;Chatham dkk., 2014).

Setiap ROI ditentukan oleh sekumpulan koordinat MNI yang membentuk pusat bola dengan radius 8mm. Kursus waktu yang ditentukan dengan rata-rata seluruh voxel di masing-masing wilayah ini kemudian dikorelasikan secara terpisah dengan semua voxel lain di otak, dan koefisien korelasi ditransformasikan oleh Fisher untuk memungkinkan penerapan uji statistik parametrik.

Peta otak individu yang dihasilkan dinormalisasi ke template MNI sebelum penerapan statistik kelompok. Untuk menguji hubungan antara efek obat pada kinerja perilaku dan perubahan konektivitas fungsional terkait obat, pertama-tama kami menghitung perbedaan antara peta konektivitas plasebo dan tolcapone untuk setiap peserta dan wilayah benih, dan kemudian menghitung korelasi antara peta perbedaan ini dan variabel efek acak yang sesuai dengan subjek. -efek desil obat yang bijaksana ("kemiringan RT keseluruhan") dan efek x desil x CF-G obat (dihitung sebagai efek aditif dari "desil obat" dan "desil obat x CF-G"; ××selanjutnya disebut sebagai " Kemiringan RT untuk kondisi CF-G") diperkirakan dalam model perilaku kami (lihat Analisis Perilaku).

Signifikansi berdasarkan peta (p <0.001, dikoreksi untuk beberapa perbandingan) ditentukan dengan menerapkan koreksi ukuran cluster (20 voxel) yang berasal dari program AFNI 3dFWHMx dan 3dClustSim pada data yang awalnya di-threshold pada nilai p <0,0001, tidak dikoreksi.

Hasil: 49 subjek menyelesaikan tugas memori kerja hierarkis yang mengharuskan mereka menggunakan isyarat konteks, yang ditandai dengan angka, untuk mengingat simbol dan/atau huruf selama uji coba (Gambar 1A-E). Konsisten dengan pekerjaan sebelumnya (Chatham et al., 2014), empat kondisi tugas dievaluasi: konteks pertama, selektif (CF-S); konteks pertama, global (CF-G); konteks terakhir, selektif (CL-S); dan konteks terakhir, global (CL-G).

Khususnya, masing-masing kondisi ini menempatkan tuntutan strategis yang berbeda pada input gating, output gating, dan pemeliharaan (Metode, dan Gambar 1F). Untuk kondisi ini, kami mengevaluasi rata-rata RT dan perubahan distribusi RT di sepuluh desil terurut untuk setiap kondisi tugas (Chatham dkk., 2014). Nilai "kemiringan RT" ini lebih mencerminkan distribusi waktu reaksi untuk setiap kondisi ;khususnya, berbeda dari rata-rata RT atau akurasi, hal ini mengatasi kemungkinan bahwa peningkatan nada dopamin kortikal mungkin tidak meningkatkan pemeliharaan di semua uji coba, namun sebaliknya mungkin meningkatkan pemeliharaan yang tidak efisien, atau mengganggu pemeliharaan yang efisien, di seluruh subtipe uji coba (lihat Metode).

Meskipun akurasi bervariasi berdasarkan kondisi tugas (2(3)=174.23, hal<0.0001), there was no significant effect of drug (  2 (1)=0.03, p=0.87), nor interaction of drug and condition (  2 (3)=1.83, p=0.61), on task accuracy (see Table 1). Our analysis of RT revealed a significant main effect of task condition on RT (F[3,114.79]=420.87, p < 0.0001), consistent with previous work using this paradigm (Chatham et al., 2014). Interactions of condition x decile (F[3,80.1]=26.19, p < 0.0001) and of condition x decile 2 (F[3,57.87]=17.07, p < 0.0001), and the hypothesized 3-way interactions of condition x decile x drug (F[3,59.65]=3.50, p = 0.02), and of condition x decile 2 x drug (F[3,83.22]=3.05, p = 0.03) were also identified (see Table 1). 

Sebagai catatan, interaksi {{0}}cara ini tetap ada meskipun terdapat 4-interaksi kondisi x desil x obat x urutan sesi(F[3,59.65]=2.96, p{ {7}}.04; istilah pembanding "kondisi x desil2 x obat x urutan sesi" tidak signifikan, F[3,83.22]=1.59, p=0.2 ). Tidak terdapat efek sederhana obat terhadap RT(F[1,49.68]=0.03, p=0.86), dan interaksi obat x desil (F[1, 47.36]=0.34, p=0.56), obat desil2 (F[1,63.41]=1.36, p=0.25), dan obat x kondisi (F[3,76.84]=0.76, p=0.52) semuanya tidak signifikan. Seperti yang diharapkan, efek sederhana dari desil (F[1,58.43]=1078.76, p < 0.0001) dan desil2 (F[1,44.22]=485.78, p < 0.0001) adalah signifikan, namun dampak ini merupakan konsekuensi langsung dari desain analisis dan tidak dieksplorasi lebih lanjut.

Perkiraan rata-rata marjinal untuk kondisi, dan tren spesifik kondisi di seluruh desil dan desil2, untuk sesi plasebo dan tolcapone disajikan pada Tabel 1. Tes z tindak lanjut menentukan bahwa 3-cara interaksi yang diinginkan (obat x kondisi x desil) didorong, setidaknya sebagian, oleh efek tolcapone (vs. plasebo) yang signifikan pada kemiringan RT untuk uji coba CF-G (perkiraan tren=-6.2, SE= 2.7, z { {11}}.3, hal=0.02).

Efek pada kemiringan RT ini juga terlihat jelas pada kondisi CF-G pada data mentah (Gambar 2B) dan konsisten dengan hipotesis kami bahwa efek tolcapone akan terlihat jelas ketika permintaan pemeliharaan tinggi dan permintaan gerbang (output) rendah (Gambar 1F ).

Selain itu, karena respons perilaku yang dioptimalkan harus memiliki RT yang lebih pendek, pengurangan kemiringan RT ini konsisten dengan hipotesis bahwa tolcapone akan meningkatkan efisiensi proses pemeliharaan sehingga proporsi uji coba dengan RT yang lebih panjang akan berkurang.

For more information:1950477648nn@gmail.com