Décomposition de la mémoire de travail dans la dépression majeure récurrente : encodage altéré et maintenance limitée, contrainte d'immunité à l'encodage

Abstrait:

On pense généralement que la mémoire de travail (MW) est dysfonctionnelle dans la dépression. Cependant, on ne sait toujours pas si cette dégradation des performances provient d’un codage altéré, de la maintenance ou des deux étapes. Ici, nous avons cherché à décomposer les caractéristiques anormales de codage et de maintenance chez les patients atteints de trouble dépressif majeur (TDM) récurrent. Trente patients et trente-neuf témoins sains ont réalisé une tâche de mémoire de travail spatiale où le temps d'encodage et le temps de rétention pouvaient varier selon différents niveaux de charge. Les performances d'encodage ont été évaluées en comparant les précisions entre les temps d'encodage courts et longs, et les performances de maintenance ont été évaluées en comparant les précisions entre les temps de rétention courts et longs. Les résultats montrent une performance en dépression inférieure à celle des témoins. Cependant, alors que la diminution de la précision due à une rétention longue (par rapport à une rétention courte) était augmentée par un temps de codage court dans le groupe témoin, les performances de rétention du groupe souffrant de dépression n'ont pas davantage souffert du temps de codage court. Le codage généralement altéré, associé au maintien limité de l'immunité contre le temps de codage contraint, suggère un biais commun en faveur d'un traitement interne fixe par rapport au traitement externe dans les MDD récurrents. Le paradigme fourni dans cette étude peut constituer un test clinique pratique et efficace pour évaluer la fonction de codage et de maintenance de la MW.

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 Mots clés:

dépression majeure récurrente; mémoire de travail; codage; entretien; charger

1. Introduction

La dépression est l'un des troubles psychiatriques les plus répandus, touchant plus de 264 millions de personnes dans le monde [1]. Malgré les progrès du traitement clinique, le risque de rechute reste élevé, avec un taux de récidive estimé supérieur à 50 % [2]. Les modèles cognitifs de la dépression postulent que le développement et la récidive de la dépression sont associés à un traitement cognitif biaisé des informations externes (par exemple, un événement négatif) et internes (par exemple, une croyance négative) [3-5]. Il est important de noter que les populations dépressives présentent non seulement un biais cognitif pour les informations négatives, mais également des déficits généraux dans un large éventail de fonctions cognitives, telles que l'attention et le contrôle exécutif, même lorsqu'aucune information émotionnelle n'est concernée [6,7]. Les déficits cognitifs peuvent potentialiser le dysfonctionnement de la régulation des émotions dans la dépression [4]. La mémoire de travail (MW) est une fonction cognitive essentielle qui soutient le comportement orienté vers un objectif en fournissant une interface entre la perception, la mémoire à long terme et l'action [3,8]. La MW est généralement considérée comme comprenant l'encodage, la maintenance temporelle et la manipulation de la représentation mentale. EJ Rose et coll. utilisé des tâches n-back avec différents niveaux de difficulté pour explorer les performances de la mémoire de travail des patients souffrant de dépression. Les résultats montrent que les patients souffrant de dépression avaient des temps de réaction plus lents et une précision moindre, tandis qu'une réponse plus rapide aux tâches présentant des niveaux de difficulté plus élevés n'a été observée que chez les témoins sains [9]. En utilisant deux sous-tests verbaux et un sous-test de performance de l'échelle WAIS-R, Fouladi et al. [10] ont examiné l'attention, le travail et la mémoire verbale chez des patients dépressifs et ont constaté que le groupe sain avait de meilleures performances. De même, Stevan Nikolin et al. a mené une revue systématique et une méta-analyse et a constaté que la précision de la tâche n-back des patients déprimés était considérablement réduite par rapport au groupe témoin. Parallèlement, ils ont également constaté que la situation clinique pouvait aggraver les déficits de mémoire de travail liés à la dépression [11]. Bien que des études antérieures aient montré une altération des performances de la MW dans la dépression [9,12], il reste difficile de savoir si les déficits de la MW proviennent d'un codage altéré, d'une maintenance ou des deux.

Pour résoudre ces problèmes, dans cette étude, nous avons manipulé simultanément les difficultés d'encodage et de rétention dans une tâche de MW spatiale et étudié comment la difficulté de ces deux phases affecte les performances suivantes dans le trouble dépressif majeur (TDM) récurrent. Plus précisément, dans cette tâche, les participants devaient d’abord mémoriser les emplacements de différentes formes. Après un intervalle de rétention sans aucune entrée sensorielle, il leur a été demandé de signaler l'emplacement de l'une des formes mémorisées. La durée de la présentation du stimulus et l'intervalle de rétention peuvent être courts ou longs, ce qui entraîne différents niveaux de difficulté pour l'encodage (codage court ou long) et la rétention (rétention courte ou longue). Concernant ces manipulations au sein du groupe, l'interaction potentielle entre les groupes (dépression vs contrôles sains) et la difficulté d'encodage/rétention ne sont pas simplement causées par les différents niveaux de motivation des deux groupes pour accomplir la tâche. Nous nous attendions à ce qu'un codage court et une rétention longue nuiraient aux performances de WM, ce qui entraînerait des précisions inférieures dans ces deux conditions par rapport au codage long et à la rétention courte, respectivement. En ce qui concerne notre question de recherche, les déficits d'encodage liés à la dépression prédisent qu'un temps d'encodage court devrait altérer davantage les performances dans le groupe dépressif que dans le groupe témoin. De même, les déficits d'entretien dans la dépression prédisent qu'une longue rétention altère davantage les performances dans le groupe déprimé que dans le groupe témoin. Étant donné que les déficits cognitifs de la dépression deviennent évidents à mesure que la charge de mémoire augmente [12], la charge de mémoire a également été manipulée dans la présente étude en faisant varier le nombre d'éléments à mémoriser.

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2. Matériels et méthodes

2.1. Participants

La taille de l'échantillon a été déterminée sur la base d'une étude pilote (Matériaux supplémentaires, [13]), de la disponibilité des participants et des critères d'inclusion et d'exclusion. Les patients ont été recrutés dans les cliniques psychiatriques externes du quatrième hôpital populaire de Wuhu, en Chine. Le diagnostic a été réalisé par des psychiatres agréés à l'aide d'entretiens structurés basés sur le DSM-V [14]. Les critères d'inclusion des patients étaient les suivants : (1) âgés de 18 à 60 ans, droitiers, ayant terminé leurs études secondaires (c'est-à-dire au moins 9 années d'éducation formelle) ; (2) diagnostiqué au moins deux fois avec un TDM et connaissant un épisode en cours ; et 3) au moins deux mois entre l'épisode en cours et l'épisode précédent. Les patients ont été exclus s'ils répondaient aux critères de schizophrénie, de trouble schizo-affectif, de trouble bipolaire ou de trouble anxieux comme diagnostic principal. Trente patients adultes répondant aux critères ci-dessus ont participé à l’expérience. Le groupe témoin a été recruté dans l'hôpital et dans la communauté au sujet de l'hôpital au moyen de publicités. Trente-neuf participants en bonne santé répondaient aux critères suivants et ont été inclus dans le groupe témoin : (1) âgés de 18 à 60 ans, droitiers, ayant terminé leurs études secondaires ; (2) ne répondait pas aux critères diagnostiques du TDM selon le diagnostic clinique ; (3) n’ont signalé aucun antécédent de maladie mentale ou de maladie neurologique. Le groupe témoin était composé des personnes accompagnant les patients, du personnel non médical de l'hôpital et de ceux qui habitent à proximité de l'hôpital. En plus de l’entretien clinique, les deux groupes ont rempli le Beck Depression Inventory (BDI, [15]) avant l’expérience. Les caractéristiques démographiques et cliniques des deux groupes sont présentées dans le tableau 1.

Tableau 1. Caractéristiques démographiques et cliniques des participants (moyenne ± écart-type).

Le consentement éclairé a été obtenu de tous les participants avant l'expérience. Nous avons respecté les normes éthiques de l'APA ainsi que la Déclaration d'Helsinki dans le traitement de nos participants. Cette étude a été approuvée par le Comité d'examen institutionnel pour la protection de la recherche humaine de l'Université Jiao Tong de Shanghai (B2020013I).

2.2. Conception et procédure

L'expérience a été menée dans une salle de laboratoire de l'hôpital. Le test de mémoire de travail spatiale et d'attention sur les symboles appariés (SWAPS, [16]), développé par notre groupe et nos collaborateurs, a été adopté pour évaluer les performances de la WM spatiale. Ce test s’est avéré simple et approprié pour une utilisation clinique.

Le test SWAPS est composé d'un plan de grille visuel bidimensionnel (13◦ * 13◦ d'angle visuel) sur un écran pad (Figure 1). Au début de chaque essai, deux formes de cibles (chacune 3,4◦ * 3,4◦ d'angle visuel) situées dans deux cellules différentes de la grille ont été présentées. Il a été demandé aux participants de mémoriser l'emplacement des éléments présentés (c'est-à-dire la phase d'encodage). Dans différents essais, la charge mémoire a été manipulée à différents niveaux en faisant varier la quantité d'éléments. Dans la condition Charge 1, seuls deux éléments de même forme ont été présentés. De la charge 2 à la charge 3 et à la charge 4, le nombre de paires de même forme est passé de 2 3 à 4 ; il y avait deux paires de formes dans la charge 2, trois paires de formes dans la charge 3 et quatre paires de formes dans la charge 4. Le temps d'encodage était soit de 500 ms (codage de stimulus court) ou de 2 000 ms (codage de stimulus long). Ensuite, une grille vide a été présentée, servant d’intervalle de rétention. La durée de l'intervalle de rétention peut être de 500 ms (intervalle court) ou de 2 000 ms (intervalle long). Après l'intervalle de rétention, l'une des formes mémorisées a été présentée et les participants ont été invités à indiquer l'emplacement correct de l'autre élément de la même forme en touchant l'écran avec l'index droit. Le procès n’a pris fin que si une réponse a été donnée. Les participants devaient répondre le plus précisément possible. La charge 1 et la charge 2 étaient des conditions de remplissage, chacune comprenant seulement 4 essais (l'étude pilote dans laquelle la charge 2 était incluse comme condition expérimentale a montré le même schéma de résultats, voir Matériel supplémentaire). Pour la charge 3 et la charge 4, il y a eu 32 essais pour chacune des conditions : stimuli courts (Encode-S), stimuli longs (Encode-L), intervalle court (Interval-S) et intervalle long (Intervalle). -L). Les essais dans différentes conditions ont été mélangés et présentés dans un ordre aléatoire. Avant l'expérience formelle, une instruction illustrée a été présentée et les participants devaient effectuer cinq essais pratiques.

Figure 1. Stimuli (a) et flux de travail d’un exemple d’essai (b). La charge mémoire a été manipulée en faisant varier le nombre de paires de formes. Le cercle et la flèche blanche dans la cellule inférieure droite sont illustrés pour montrer la réponse correcte pour l'essai en cours, mais n'ont pas été présentés dans l'expérience.

2.3. Analyses statistiques

Pour chaque participant, la précision (pourcentage d'essais avec réponse correcte) et les temps de réaction (RT) dans chaque condition expérimentale ont été calculés. La précision moyenne et les RT avec erreur standard dans chaque condition expérimentale sont présentés dans le tableau 2. A 2 (groupe : MDD vs contrôle) * 2 (charge : charge 3 vs charge 4) * 2 (temps d'encodage : court vs long ) * 2 (intervalle de rétention : court ou long) une analyse de variance à mesures répétées (ANOVA) a été réalisée, chaque groupe étant le facteur inter-sujets. D'autres ANOVA et tests t distincts ont été réalisés à la suite d'une interaction avec les groupes.

Tableau 2. Précisions moyennes (M) et temps de réaction (RT) avec erreurs standard (SE) dans chaque condition expérimentale pour chaque groupe. Encode-S : temps court pour l’encodage du stimulus ; Encode-L : temps long pour l'encodage du stimulus ; Intervalle-S : intervalle de rétention court ; Intervalle-L : intervalle de rétention long

La précision et la RT dans chaque condition sont présentées dans le tableau 2. L'inférence statistique s'est principalement concentrée sur la précision car seules les réponses correctes, mais pas les réponses rapides, étaient encouragées. Cependant, pour montrer si le modèle de RT était cohérent avec l’exactitude, la même analyse statistique a également été réalisée sur les RT.

Nous avons utilisé {{0}}.05 comme seuil de signification statistique. Cependant, pour les interactions bidirectionnelles impliquant des groupes, des analyses plus approfondies ont également été menées suite à une diminution de la valeur p comprise entre 0,05 et 0,1. Nous avons choisi d'effectuer des analyses plus approfondies suite à ces effets, sur la base de notre hypothèse selon laquelle les performances dans la dépression seraient davantage affectées par la difficulté de la tâche (par exemple, charge plus élevée, temps d'encodage plus court, temps de rétention plus long). En cas d'inférence « sans différence », une analyse du facteur Bayes (BF) a été réalisée pour quantifier dans quelle mesure l'hypothèse nulle était plus susceptible d'être vraie que l'hypothèse alternative [17,18]. Par convention, un BF > 3 est considéré comme une preuve modérée de l'hypothèse testée [19].

3. Résultats

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. L'interaction à quatre n'a pas atteint la signification, F(1, 67)=3.10, p=0.083. Compte tenu de l'interaction à trois voies qui impliquait les groupes, l'encodage et la rétention, une analyse plus approfondie s'est concentrée sur la façon dont la rétention était affectée par les groupes et l'encodage, la précision diminuant sous Charge 3 et Charge 4. À cette fin, un 2 ( groupe : MDD vs contrôle) * 2 (temps de rétention : court vs long) Une ANOVA a été réalisée pour le codage court et long, respectivement. Notez que nous n’avons pas examiné comment les performances d’encodage étaient affectées par la rétention et le groupe, car l’encodage précède toujours la maintenance.

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Pour un encodage court, l'effet principal du groupe, F(1, 67)=16.80, p < 0.001, ηp 2=0.200, et le principal effet de rétention, F(1, 67)=15.37, p < 0,001, ηp 2=0 0,187, étaient significatifs, alors que l'interaction entre le groupe et la rétention n'a pas atteint une signification significative, F < 1, ce qui suggère que la diminution de la précision due à la rétention longue (par rapport à la rétention courte) était équivalente entre le groupe dépression (5,5 %) et le groupe témoin. (8,7%). Pour le codage long, alors que l'effet principal de la rétention n'était pas significatif, F(1, 67)=2.93, p=0.091, l'effet principal du groupe, F(1, 67)=13.80, p < 0,001, ηp 2=0.171, et l'interaction entre le groupe et la rétention, F(1, 67)=7.37, p=0. 008, ηp 2=0.099, étaient significatifs. Cette interaction s'est produite parce que seul le groupe dépression a montré une précision significativement diminuée en cas de rétention longue (vs. rétention courte, 8,3 %), t(29)=2.56, p=0.016, d de Cohen.=0,467, IC 95 %=(1,7 %, 15,0 %), alors que le groupe témoin n'a montré aucune différence significative (–1,9 %), t < 1. De plus, l'analyse de la différence de précision ont montré que la diminution de la précision due à la rétention longue était plus importante après un codage court qu'après un codage long dans le groupe témoin (t(38) apparié=4,06, p < 0,001, d de Cohen=0,650, 95 % IC=(5,3 %, 15,8 %)), alors qu'une diminution de la précision due à une rétention longue était équivalente entre un codage court et un codage long dans le groupe dépression, t < 1 (Figure 2b). Cette absence de différence dans le groupe de dépression a été confirmée par une analyse BF donnant B01=3,937, suggérant que l'hypothèse nulle, c'est-à-dire « la diminution de la précision en raison d'un intervalle de rétention long ne différait pas entre le codage court et le codage long. ", est 3,937 fois plus susceptible d'être vraie que l'hypothèse alternative, c'est-à-dire que "la diminution de la précision en cas d'intervalle de rétention long était différente entre le codage court et le codage long". De plus, bien que la précision du groupe dépression sous codage court et rétention longue soit faible, elle était toujours supérieure au niveau de chance (12,5 %, une des huit autres cellules de la grille), t(29)=10 0,70, p < 0,001 (test t sur un échantillon), d de Cohen=1,96, IC à 95 %=(37,7 %, 55,5 %). Ces résultats suggèrent que les performances de rétention dans le groupe dépression n'ont pas été davantage altérées par un temps de codage court et ne peuvent pas être simplement dues à un effet de sol.

Figure 2. Les précisions (a) et les temps de réaction moyens (RT) (c) avec les erreurs standard sont présentés en fonction du temps de codage et du temps de rétention pour chaque groupe. La différence de précision entre la rétention courte et longue (b) et la différence de RT entre la rétention longue et la rétention courte (d) avec les erreurs types indiquées en fonction du temps de codage pour chaque groupe. Encode−S : temps court pour l'encodage du stimulus ; Encode−L : temps long pour l'encodage du stimulus ; Intervalle−S : intervalle de rétention court ; Intervalle−L : intervalle de rétention long

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). Ainsi, le modèle de RT était cohérent avec le modèle de précision dans la mesure où le codage de la MW était altéré dans la dépression par rapport aux témoins sains. Bien que les RT n'aient pas montré d'interaction statistiquement significative entre les groupes, le codage et la rétention, le modèle était le même que celui de l'exactitude (Figure 2d), excluant le compromis potentiel entre l'exactitude et la vitesse conduisant aux effets observés. Les précisions moyennes et les temps de réaction dans chaque condition expérimentale pour chaque groupe sont présentés dans le tableau 2.

4. Discussion

Semblable aux déficits de MW montrés dans des études précédentes sur la dépression [9,12], la précision globale de la tâche spatiale de MW présentée dans cette étude était plus faible dans le groupe déprimé que dans les témoins sains. Dans une étude approfondie, nous avons démêlé les composants du codage et de la maintenance de la MW et démontré les caractéristiques de codage et de maintenance du MDD récurrent. Plus précisément, le groupe souffrant de dépression a davantage souffert du temps de codage court que le groupe témoin, montrant une précision plus réduite et une réponse plus retardée dans le temps de codage court que dans le temps de codage long. Cependant, la différence entre la rétention courte et longue dans les deux groupes était modulée différemment par le temps d'encodage. Au cours du temps de codage long, le groupe souffrant de dépression a montré une diminution de précision plus importante en raison de la rétention longue (par rapport à la rétention courte) que le groupe témoin. Dans le temps de codage court, la diminution de la précision due à la rétention longue (par rapport à la rétention courte) a été augmentée dans le groupe témoin, alors que le groupe souffrant de dépression n'a pas été davantage affecté. Pris ensemble, les résultats suggèrent que le codage de la MW était généralement altéré dans les TDM récurrents par rapport aux témoins sains. En revanche, bien que le maintien en dépression soit soumis à de longs intervalles de rétention, ce maintien était immunisé contre les contraintes d'encodage.

Les déficits de codage dans la dépression montrés dans cette étude s'alignent sur les déficits attentionnels bien documentés dans la dépression [4]. En tant que système à capacité limitée, la WM repose sur une attention focale de sorte que les informations pertinentes pour la tâche puissent être priorisées et que les informations non pertinentes pour la tâche puissent être filtrées efficacement [20,21]. La demande d'attention focale peut être élevée lorsque le temps d'encodage est court (par exemple, 500 ms), ce qui entraîne une diminution des performances par rapport à un temps d'encodage long (par exemple, 2 000 ms), en particulier pour le groupe de dépression dont l'attention focale est vulnérable.

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Alors que le codage dans la dépression était généralement altéré par rapport aux témoins, le maintien des deux groupes présentait des modèles différents après un codage long et un codage court. Il a été suggéré que l’ampleur de la concentration attentionnelle actuelle était fortement affectée par l’humeur [22,23]. Par exemple, le champ attentionnel s’est avéré rétréci par les visages avec une émotion négative alors qu’il était élargi par les visages avec une émotion positive [23]. Ainsi, les patients déprimés peuvent avoir une concentration attentionnelle réduite en raison d’une mauvaise humeur. En accord avec cette prédiction, de Fockert et Cooper [24] ont constaté que les participants ayant de faibles scores de dépression présentaient un traitement perceptuel plus efficace des informations visuelles globales que les informations locales, alors que les participants ayant des scores de dépression élevés ne montraient pas ce biais global, même s'ils en général. présentaient des déficits de perception. Sur la base de ces résultats, dans la présente étude, les contrôles sains pourraient avoir tendance à coder tous les stimuli dans la MW. La résolution du stimulus individuel pourrait cependant être réduite en raison du temps de codage court. Il est important de noter que la faible résolution du stimulus contenu dans WM pourrait souffrir davantage du long intervalle de rétention, ce qui entraînerait davantage d'échecs de rappel après une rétention longue qu'après une rétention courte. En revanche, il se peut que la focalisation attentionnelle étroite du groupe de dépression n'ait pu être codée que quelques fois, ce qui a évité que la rétention suivante ne souffre davantage du temps de codage court.

Le maintien de la WM implique que l'immunité à la contrainte de codage pourrait être liée à un traitement interne amélioré, tel que la rumination, qui est un diagnostic de dépression (25, 26). Joormann et coll. (2011) [27] ont constaté qu'il était plus difficile pour les participants dépressifs de modifier l'ordre des éléments dans la MW, ce qui entraînait un coût de tri plus élevé que chez les témoins sains. Il est important de noter que ces coûts de tri dans la dépression étaient fortement corrélés aux scores de rumination. Bien que leurs résultats soient spécifiques aux items avec émotion négative mais pas à l'émotion positive, une autre étude a montré que le coût de changement dans la dépression se produisait quelle que soit la valence émotionnelle du contenu de la MW [28]. Ce manque de flexibilité dans la modification du contenu de la MW a entraîné des coûts cognitifs, qui pourraient empêcher de faux souvenirs. Dans ce contexte, la contrainte de maintien de l’immunité au codage suggère que le traitement interne fixe dans la dépression ne se limite pas nécessairement aux pensées négatives.

L'attention et la MW sont étroitement liées l'une à l'autre [20,29]. En tant que processus de contrôle cognitif, la MW partage souvent des circuits neuronaux qui se chevauchent avec une attention descendante [30]. Postle et coll. ont découvert que la SWM (mémoire de travail spatiale) et la capacité d'attention sont soutenues par des bases nerveuses qui se chevauchent, notamment le lobe pariétal inférieur, le lobe pariétal supérieur et le lobe préfrontal latéral (31). Bien que la qualité de l'encodage dépende principalement du traitement attentionnel des stimuli externes, il est suggéré que le maintien des éléments codés pendant la période de rétention est un processus d'attention interne [29,32]. De ce point de vue, les caractéristiques de codage et de maintien de la MW dans la dépression peuvent s'expliquer par le biais de l'attention interne par rapport à l'attention externe et par le manque de flexibilité de la coordination entre l'attention interne et externe, qui proviennent d'une ressource cognitive commune limitée. Plus précisément, le manque d’attention externe a conduit à une performance d’encodage généralement altérée. Lorsque le temps d'encodage est long et que davantage d'éléments d'attention externes sont générés, l'attention interne peut devoir être utilisée pour compenser le manque d'attention externe. Ensuite, le manque de flexibilité dans la réorientation des ressources cognitives vers la maintenance interne a conduit à une altération des performances de maintenance. En revanche, lorsque le temps de codage est court, il se peut que l'on n'ait pas le temps de diriger l'attention de l'intérieur vers l'extérieur, et l'attention interne fixe évite que la maintenance ne souffre davantage des longs intervalles de rétention.

Les ressources communes de traitement externe et interne se reflètent également dans des études récentes. Keller et coll. suggèrent que les patients souffrant de dépression présentent généralement des troubles de l'attention sélective, des troubles de l'attention soutenue et des troubles de l'attention divisée, qui sont basés sur la répartition de l'attention externe. Le maintien de l’attention interne se manifeste généralement par un biais en faveur des informations négatives [33]. Murphy et coll. suggéré un traitement interne plus fort pendant la rétention mais un traitement externe plus faible pendant l'encodage. L'encodage altéré simultané pourrait être contrecarré par le maintien amélioré du MDD, ce qui entraînerait des performances de rappel comparables à celles du groupe témoin (34). Cette étude présente quelques limites. Premièrement, pour évaluer les caractéristiques anormales des processus de base de codage et de maintenance de la MW dans la dépression, nous avons utilisé des stimuli neutres mais pas des stimuli émotionnels dans la tâche. Par conséquent, cela ne peut pas expliquer le biais cognitif pour les informations négatives observé dans la population dépressive [4,5]. Deuxièmement, les différents niveaux de codage et de maintenance pourraient avoir un pouvoir inégal pour distinguer les deux groupes [35]. Les caractéristiques de codage et de maintenance dans les MDD récurrents présentées dans cette étude devraient être vérifiées davantage dans des tâches avec un pouvoir discriminant adapté. Troisièmement, nous n’avons pas discuté ni analysé l’influence des drogues sur les performances cognitives, ce qui pourrait révéler la relation potentielle entre les drogues et les performances cognitives à l’avenir.

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5. Conclusions

En manipulant directement la difficulté du codage et de la maintenance de la MW, nous avons constaté que les TDM récurrents présentaient des déficits de codage plus sensibles à un temps de codage limité que les témoins sains. Il est important de noter que, alors que le maintien de la MW chez les témoins sains était facilement affecté par un temps de codage limité, le maintien de la MW dans les MDD récurrents était immunisé contre les contraintes de codage. Le codage MW altéré simultanément et le maintien limité de l'immunité aux contraintes de codage peuvent refléter un biais cognitif commun en faveur du traitement interne fixe par rapport au traitement externe dans la dépression. Ce biais cognitif courant peut servir d’explication intégrée aux processus anormaux de codage et de maintenance de la MW dans la dépression et est lié à la rumination dans la dépression. Notre paradigme fourni dans cette étude peut constituer un test pratique et efficace pour étudier de tels processus cognitifs lors du diagnostic clinique.

Les références

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