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Bhujangasana – per dolore alla colonna lombare

 

Qui viene attivato l’erettore spinae + muscolo trunci – e le aperture nervose della colonna lombare sono compresse – motivo per cui i pazienti con dolore radiante durante l’esercizio devono astenersi dal farlo immediatamente. Inoltre, una frattura delle piccole articolazioni vertebrali scorrevoli (art. Zygapophysialis) può derivare dal carico di picco in L4 / L5, specialmente con l’osteoporosi. Questo esercizio ha anche aiutato con alcuni ernia dolorosa nei pazienti – in cui l’Hhalasana ha causato il dolore più intenso.
Alcune ernie del disco provocate in avanti (ventrale) non si notano.

Halasana per il mal di schiena nella regione lombare

Questo paziente aveva un forte mal di schiena negli ultimi segmenti vertebrali di L4-L5 e questo esercizio ha provocato un immediato sollievo dai sintomi.

Esercizio Halasana:

 

Qui le parti anteriori dei dischi intervertebrali sono compresse e quindi il nucleo del disco intervertebrale Nucl. il polposo è espresso all’indietro, allo stesso tempo la neuroforamina (punti di uscita nervosa) della colonna vertebrale aperta.
Se il paziente avesse sofferto durante questo esercizio, ciò indicherebbe che l’emergente Nucl. il polposo (nucleo del disco intervertebrale) preme sul ramo nervoso sottostante. Anche i muscoli estensori della colonna lombare sono allungati. Cautela con pazienti non allenati / sottoposti a stress cardiaco. L’esercizio è stato alleviato dal dolore: all’inizio è stato eseguito nella colonna lombare. Se ci fosse stato un vero dolore, l’esercizio si sarebbe interrotto immediatamente.
Medici e terapisti lavorano con i pazienti per creare una posizione di partenza indolore.

Veri virus e batteriofagi 3D dalla scienza – Database – o sono vescicole esterne?

Al momento non è stata fornita alcuna prova dell’esistenza di virus, poiché il genoma (RNA) manca in tutti gli oggetti 3D e un virus è definito in medicina dal suo genoma. Questi oggetti 3D sono stati scaricati ed elaborati da database scientifici (dove tutte le università negli Stati Uniti / Europa / Cina caricano i propri set di dati). Sfortunatamente finora non è stato trovato alcun genoma = RNA, quindi sono solo vescicole extracellulari? Inviaci una registrazione di un virus del morbillo / influenza, in modo che possiamo ammirarlo in 3D.

Molto probabilmente non ci sarà alcun filtro / maschera in grado di filtrare atomi / virus / vescicole esterne (contenitori con ioni).

Dott. Hans Joachim Müller aveva uno dei primi istituti vicino a Darmstadt per la patologia e le sezioni veloci e disse che ogni persona ha noduli di tubercolina nei polmoni e quindi ha vissuto la tubercolosi, sia come raffreddore che come influenza. Il nostro epitelio ciliato nei polmoni è triplicato negli ultimi 60 anni, con l’aumento dell’inquinamento. Quindi non ci sarà mai una pandemia di tubercolosi. Ad eccezione delle persone, comportarsi in modo tale che non avvenga / impedisca la contaminazione da agenti patogeni e contribuisca così ad un indebolimento del sistema immunitario.

Dott. Lanka – che già negli anni ’90 diceva che non esistono virus – e nel 2016 prima dell’OLG di Stoccarda con esperti dell’RKI ha dimostrato che non esiste il virus del morbillo. C’è stata una vaccinazione obbligatoria contro il morbillo in medicina dalla primavera del 2020.

Endoribunuclease-Corona-VirusIcosahedral-VirusChikungunyaAdeno-Virus
Aquareo-VirusDengue-ViruschakrasanaRota-Virus
Icosahedral-VirusCypo_VirusHerpes-SimplexDengue-Virus
Dengue-VirusPolio-VirusHepatitis-B-VirusPicoma-Virus
Cypo-VirusCocksackie-VirusPolio-VirusNoro-Virus
Cypo-VirusCocksackie-VirusAnthraxPolio-Virus
Polio-VirusChikungunyaPapilloma-VirusPapilloma-Virus
salabhasanaCoxsackie-VirusJapanese-Encephalitis-VirusBactiophage
chikungunyaEncephalitis-VirusParvo-VirusSARS-Virus
Zika-VirusBacteriophage T7Dengue-VirusHepatitis-B-Virus
HI-VirusHepatitis-B-Virus

DNS - Analizzatore (elettroforesi)



  • Tasso di errore del 20-30%



    Excel come schede tecniche con genoma

  • solo nel risultato del cambiamento del genoma = successo riconoscibile -
    ad es. Crescita muscolare



  • Pericolo di false dichiarazioni con nuovi oggetti in
    spazio atomico



  • Nessun sistema di controllo ufficiale disponibile


Set di dati 3D Microscopia elettronica / microscopia



  • Tasso di errore?%?



  • descrizione errata dell'oggetto 3D



  • rivalutazione dell'oggetto 3D scansionato



  • nuove funzioni riconoscibili (soprattutto se gli oggetti potrebbero muoversi - ma sono attualmente impostati in criostasi)



  • Revisione della scienza attuale (conferma
    processi chimico-fisici?)



  • interazione di oggetti diversi tra loro
    Livello cellulare fino al livello subatomico




  • Conferma / confuta vari virus / oggetti

    questo è come dovrebbe apparire un virus - è un RNA dentro!


  • Guarda dentro un virus di questi oggetti mostrati qui su Federazione.de sono vuoti? (solo con una membrana e glicocalix) - senza una struttura GENOME o RNS.

    Rota-Virus
  • Animazione del virus Ebola – nessun genoma riconoscibile – con una nuova ipotesi!

    Questa è solo una sezione di un virus Ebola. Non puoi vedere RNA al centro, solo ioni. Ogni virus è definito dalla sua struttura del genoma dell’RNA! Le proteine dell’Ebola presumibilmente si avvitano attraverso il tessuto ricco di ioni e causano un collasso lì – poiché questo presumibilmente implementa l’iperdiffusione / superidrofilia da parte degli ioni Na + (si attacca al centro del virus Ebola). Ovunque lo scambio di massa è elevato. Pertanto, provoca sanguinamento interno come nel fegato (rete venosa di miracoli (densa concentrazione di sangue)). Pertanto, provoca sanguinamento interno come nel fegato (rete venosa di miracoli (aumento della concentrazione di sangue)). Aggiungendo che gli ioni Na + sono idrofili e H20 (acqua) sta seguendo. Quindi potrebbe essere che la matrice dell’anello proteico di Ebola sia un disco H (idrogeno). Poiché i virus agiscono quasi a livello atomico, hanno bisogno di una nuova comprensione …

    Volete saperne di più?

    La struttura cristallina di SARS nsp10 senza ioni di zinco come diffrazione di raggi X aggiuntiva risoluzione 2,7Å

    Si dice che sia un virus della SARS (sindrome respiratoria acuta specifica). Sfortunatamente, manca anche il genoma al centro, poiché ogni “virus” deve averne uno. GUARDA qui nella tavolozza dei virus – dopo gli oggetti 3D, se i virus (i set di dati sono stati chiamati in questo modo dagli scienziati) contengono un genoma.

    Volete saperne di più?

    Please observe an yellow line in the middle of the cubes (you can not really see it…)

    Bilanciamento funzionale delle gambe X / O – senza chirurgia / senza solette

    Quanto segue aveva aiutato il paziente:

    X gambe – problema di base: sovraccarico del menisco esterno e legamento laterale interno – pronunciata lordosi della colonna lombare (valle)

    Rimedio: allungare il bacino in avanti = impostare le lame pelviche = ridurre la lordosi = colonna lombare piatta

    O gambe – problema di base: sovraccarico della mensa interna e del legamento laterale esterno

    Rimedio: spingere i glutei all’indietro = inclinare le lame pelviche in avanti = formare la lordosi = la colonna lombare si forma come una valle arcuata

    Bevande zuccherate, caffè, tè e rischio di depressione tra gli anziani negli Stati Uniti

    Bevande zuccherate, caffè, tè e rischio di depressione tra gli anziani negli Stati Uniti

    dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0094715

    astratto

    Bevande zuccherate, caffè e tè sono le bevande analcoliche più consumate e possono avere importanti conseguenze sulla salute. Abbiamo valutato prospetticamente il consumo di vari tipi di bevande, che sono stati esaminati nel 1995-1996 nel contesto della diagnosi di depressione auto-segnalata dopo il 2000, tra 263.923 partecipanti allo studio sulla dieta e sulla salute NIH-AARP. Odds ratio (OR) e intervalli di confidenza al 95% (CI) sono stati derivati ​​da regressioni logistiche multivariate. L’OR (IC al 95%), che ha confrontato ≥4 lattine / tazze al giorno a nessuna, era 1,30 (IC al 95%: 1,17–1,44) per le bevande analcoliche, 1,38 (1,15– 1,65) per bevande alla frutta e 0,91 (0,84-0,98) per bevande analcoliche (tutte P per tendenza <0,0001). Non sono state osservate associazioni per tè freddo e tè caldo. Nelle analisi stratificate dei bevitori che provenivano principalmente dalla dieta e dalle bevande regolari, gli OR erano 1,31 (1,16-1,47) per la dieta contro 1,22 (1,03-1,45) per le normali bevande analcoliche, 1,51 (1,18-1,92) per la dieta contro 1,08 (0,79-1,46). per le normali bevande alla frutta e 1,25 (1,10–1,41) per l’alimentazione contro 0,94 (0,83–1,08) per il tè freddo regolarmente zuccherato. Rispetto ai non bevitori, bere caffè o tè senza dolcificanti era associato a un minor rischio di depressione, mentre i dolcificanti artificiali, ma non lo zucchero o il miele, erano associati a rischi più elevati. Il consumo frequente di bevande zuccherate, in particolare le bevande dietetiche, può aumentare il rischio di depressione negli anziani, mentre il consumo di caffè può ridurre il rischio.

    numeri

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t001

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t002

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t003

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t004

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t005

    Citazione: Guo X, Park Y, Freedman ND, Sinha R, Hollenbeck AR, Blair A, et al. (2014) Bevande zuccherate, caffè e tè e rischio di depressione tra gli anziani negli Stati Uniti. PLoS ONE 9 (4): e94715. Data: 10.1371 / journal.pone.0094715

    Editore: Yutaka Matsuoka, Centro nazionale di neurologia e psichiatria, Giappone

    Ricevuto: 24 gennaio 2014; Accettato il 17 marzo 2014; Rilasciato il: 17 aprile 2014

    Questo è un articolo liberamente accessibile che è libero da tutti i diritti d’autore e può essere liberamente riprodotto, distribuito, trasmesso, modificato, impostato o altrimenti utilizzato da chiunque per scopi leciti. L’opera è fornita sotto la dedica di dominio pubblico di Creative Commons CC0.

    Finanziamento: il lavoro identificato in questo manoscritto è stato finanziato dal finanziamento della ricerca del National Institute of Environmental Health Sciences e del National Cancer Institute. I donatori non hanno avuto alcun ruolo nella progettazione dello studio, nella raccolta e nell’analisi dei dati, nella decisione di pubblicare o nella preparazione del manoscritto.

    Conflitti di interesse: gli autori hanno i seguenti interessi. Dr. Guo lavora come statistico per Westat Inc. Westat è una società di contratto che esegue analisi dei dati per NIEHS. Ciò non modifica la conformità alle linee guida PLOS ONE per la condivisione di dati e materiali.
    introduzione

    Le bevande zuccherate come le bibite analcoliche sono le bevande analcoliche più consumate al mondo, insieme a caffè e tè, e hanno conseguenze significative per la salute pubblica [1]. Le bevande regolarmente zuccherate sono ricche di zuccheri e possono aver contribuito all’epidemia di obesità e diabete nei paesi occidentali [2] [3] [4] [5]. È anche possibile la recente tendenza ad aumentare il consumo di bevande dietetiche. Queste bevande possono contenere dolcificanti artificiali come aspartame e saccarina; Sebbene vi siano controversie, sono stati sospettati potenziali effetti collaterali di queste sostanze [6] [7]. D’altra parte, bere caffè e tè è stato associato a un minor rischio di diabete [8]. Inoltre, la caffeina e i suoi principali metaboliti sono stimolanti cerebrali ben documentati e vi sono prove crescenti di potenziali benefici della caffeina per la salute del cervello [9], incluso un minor rischio di malattia di Parkinson [10] [11] [12] e demenza [13].

    Tuttavia, i possibili effetti di queste bevande sulla depressione sono in gran parte sconosciuti. In diversi studi trasversali, il consumo frequente di bevande zuccherate è stato associato a una maggiore prevalenza di depressione, pensieri e azioni suicidari e altri stress psicologici [14] [15] [16]. Tuttavia, questa relazione potrebbe essere bidirezionale e l’analisi trasversale non può escludere la causalità inversa. Alcuni studi prospettici suggeriscono che bere caffè riduce il rischio di suicidio [17] [18] [19] e depressione [20] [21]. Abbiamo esaminato le relazioni tra bevanda zuccherata, caffè o tè e depressione tra 263.923 partecipanti al futuro studio sulla dieta e sulla salute NIH-AARP.

    Materiali e metodi Studio della popolazione e identificazione dei casi

    Lo studio NIH-AARP su nutrizione e salute (//dietandhealth.cancer.gov/), una potenziale coorte, è stato lanciato nel 1995-1996 dal National Cancer Institute per valutare l’eziologia del cancro e di altre malattie croniche [22]. La coorte è composta da 566.398 membri AARP (precedentemente noti come l’American Association of Retired People) (età 50-71) da sei stati degli Stati Uniti e due aree metropolitane che hanno completato un sondaggio completo su dieta e stile di vita. Nel periodo 2004-2006, è stato inviato un questionario ai membri della coorte originale per aggiornare le informazioni sullo stile di vita e determinare l’incidenza di gravi malattie croniche, inclusa la depressione. Un totale di 318.257 partecipanti (187.496 uomini e 130.761 donne) hanno inviato il questionario ed erano idonei per le analisi attuali. Nel questionario per il sondaggio, ai partecipanti è stato chiesto se fossero mai stati classificati come depressi da un medico e se questo fosse l’anno della prima diagnosi nelle seguenti categorie: “prima del 1985”, “1985-1994”, “1995-1999” O “2000 ad oggi”. Un totale di 41.074 partecipanti hanno riportato la diagnosi di depressione nel questionario di follow-up, 21.370 prima del 1995 (indagine di base), 8.219 tra il 1995 e il 1999 e 11.485 dal 2000. Le attuali analisi sono state limitate alla depressione con una prima diagnosi dal 2000 al fine di ridurre i possibili effetti di una causalità inversa , i cambiamenti nella dieta dovuti alla depressione potrebbero potenzialmente influenzare i nostri risultati. Dei 277.186 partecipanti che non hanno riportato diagnosi di depressione, abbiamo escluso 20.893 partecipanti con informazioni mancanti o incoerenti sulla diagnosi di depressione. Abbiamo anche escluso 3.678 partecipanti senza diagnosi di depressione e 174 casi dovuti a dati mancanti o incoerenti sulle esposizioni di interesse. Dopo queste esclusioni, le analisi primarie includevano un totale di 11.311 depressioni e 252.612 partecipanti senza depressione. I partecipanti hanno accettato lo studio restituendo il questionario del sondaggio. Il protocollo di studio è stato approvato dal Institution Review Board del National Institute of Environmental Health Sciences e dal Special Studies Institutional Review Board del National Cancer Institute.


    Valutazione dell’esposizione

     

    3347/5000

    Lo studio di base della coorte includeva un questionario sulla frequenza degli alimenti che valutava la frequenza e la dimensione delle porzioni di 124 alimenti nell’ultimo anno, tra cui “bibite analcoliche, bibite gassate, bibite (dietetiche o regolari)” (denominate bevande analcoliche), ” Hi-C, limonata, Kool-Aid “(chiamati bevande alla frutta),” caffè “,” tè caldo “e” tè freddo “. Dieci frequenze di consumo erano consentite per ogni bevanda, da “mai” a “≥6 volte al giorno” per bevande analcoliche e da “nessuna” a “6 + tazze al giorno” per caffè e tè. C’erano tre porzioni per il godimento di bevande analcoliche (<10 once o <1 lattina, 10-12 once o 1 lattina,> 12 once o> 1 lattina) e bevande alla frutta (<1 tazza, 1–1,5 tazze e>) fornito 1,5 tazze). Abbiamo convertito il consumo di bevande analcoliche e di frutta in base alla frequenza e alla dimensione delle porzioni in lattine al giorno. Per bevande analcoliche, bevande alla frutta e tè freddo zuccherato, abbiamo anche chiesto se i partecipanti avessero bevuto “senza zucchero (dieta)” o “calorie normali” per più della metà del tempo. I bevitori sono stati anche classificati principalmente come dietetici o bevitori regolari in base alle loro risposte a queste domande. Domande simili sul contenuto di caffeina (caffeina o decaffeinato) sono state poste su bevande analcoliche, caffè, tè caldo e tè freddo. I bevitori sono stati nuovamente classificati di conseguenza. Infine, ai partecipanti è stato chiesto quale dolcificante aggiungessero regolarmente al caffè o al tè. Le risposte possibili erano “Non bere caffè o tè”, “Non aggiungere dolcificanti a caffè o tè”, “Zucchero o miele”, “Stesso o aspartame”, “Saccarina o Sweet-n-Low” e “Altri dolcificanti”.

    Il consumo di caffè era stato precedentemente validato in questa coorte tra i partecipanti del 1953 che hanno anche completato i richiami dietetici di 24 ore in due giorni consecutivi [23]. I coefficienti di correlazione di Spearman tra questi due metodi erano 0,80 per il caffè-0,64 per il caffè con caffeina e 0,48 per il caffè decaffeinato. Inoltre, bere caffè in questa coorte ha ridotto la mortalità generale [24] e il rischio di morbo di Parkinson [12] e di alcuni tumori [25] [26].

    Oltre alle abitudini alimentari, il questionario di base ha raccolto informazioni su caratteristiche demografiche, stile di vita, stato di salute auto-valutato e diagnosi di gravi malattie croniche. Per il fumo, ai partecipanti è stato chiesto se hanno fumato più di 100 sigarette durante la loro vita. A tutti i fumatori è stato chiesto lo stato attuale del fumo e il numero tipico di sigarette al giorno. Agli ex fumatori è stato chiesto dell’anno di assunzione. Il consumo di birra, vino e alcolici è stato valutato come parte della frequenza di base del questionario alimentare. In relazione all’attività fisica, il questionario ha chiesto se il soggetto aveva partecipato ad attività della durata di almeno 20 minuti al lavoro o a casa nei 12 mesi precedenti, o se respirava, aumentava la frequenza cardiaca o causava sudorazione. L’indice di massa corporea (BMI) è stato calcolato come il peso in chilogrammi diviso per l’altezza in metri quadrati.

     

    analisi statistica

    Nelle analisi, la frequenza di consumo è stata classificata come (lattine o tazze / giorno): nessuna (riferimento), <1, 1, 2–3 e ≥ 4. Per ridurre la probabilità che i sintomi della depressione precoce abbiano influenzato le abitudini di consumo, da allora 2000 incluse solo diagnosi di incidenti, d. H. Le diagnosi fatte almeno quattro anni dopo l’inizio dello studio. Rapporti di probabilità multivariati (OR) e intervalli di confidenza al 95% (CI) sono stati derivati ​​da modelli di regressione logistica, con età al basale (gruppi di 5 anni), genere, razza (bianchi non ispanici contro altri) e livello di istruzione (<8 anni , 8-11 anni, 12 anni o scuola superiore, scuola superiore o college, college e post-laurea), stato civile (sposato o sposato, vedovo, divorziato, separato o mai sposato), stato di fumo (mai fumatore; fumatore passato con Anni dall’ultimo fumo: ≥35, 30–34, 20–29, 10–19, 1–9; fumatori attuali con numero di sigarette al giorno: 1–10, 11–20,> 20), consumo di birra, grappa e Vino (bevande / giorno: nessuno, <1, 1–1.9, 2–2.9, ≥3), attività fisica (volte / settimana: mai / raramente, <1, 1–2, 3–4 e ≥5) e BMI (kg / m2: <25, 25-29.9, ≥30) e consumo di energia (quintintili). Un ulteriore aggiustamento dello stato di salute autovalutato (eccellente, molto buono, buono, moderato o cattivo) e la presenza di diabete, malattie cardiache e cancro all’inizio dello studio non hanno modificato significativamente i risultati. Poiché queste condizioni possono trovarsi tra consumo di alcol e depressione, abbiamo presentato queste analisi come materiali supplementari (Tabelle S1 – S4). È stata esaminata la significatività statistica per una tendenza monotona includendo il centro di ciascuna categoria di esposizione come variabile continua nel modello di regressione.

    Oltre all’analisi complessiva, abbiamo eseguito analisi stratificate in base al sottotipo specifico di ogni bevanda che il partecipante aveva bevuto per più della metà del tempo: regolare vs. Dieta o caffeina vs. decaffeinato. Queste analisi sono state pianificate. Infine, abbiamo fatto un’analisi post hoc per esaminare alcuni tipi di dolcificanti che venivano regolarmente aggiunti al caffè o al tè per il rischio di depressione. Tutte le analisi statistiche sono state eseguite utilizzando la versione 9.3 (SAS) di SAS (Statistical Analysis Systems) (SAS Institute, Cary, NC, USA) con α bilaterale di 0,05.
    risultati

    La tabella 1 mostra le proprietà della popolazione. Come previsto, la depressione era più comune tra le donne, i fumatori, i partecipanti di bassa istruzione e i divorziati. La depressione era anche associata a un indice di massa corporea più elevato, una minore attività fisica, una salute generale più scarsa e una storia di diabete, CVD o cancro.

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t001

     

    Tabella 1. Proprietà della popolazione dello studio dieta e salute NIH-AARP, 1995–2006.

    //dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0094715.t001

    Nel complesso, un maggiore consumo di bevande analcoliche o di frutta all’inizio dello studio è stato associato monotono a un rischio maggiore di depressione (Tabella 2). L’OR multivariato tra le categorie di bevande estreme (≥ 4 dosi / die vs. nessuna) era 1,30 (1,17–1,44) per bevande analcoliche e 1,38 (1,15–1,65) per bevande alla frutta (entrambe P per Tendenza <0,0001). L’aumento del rischio per le bevande analcoliche era statisticamente significativo per tutte le categorie di> 1 lattina al giorno. Al contrario, il consumo di caffè era debolmente associato a un minor rischio di depressione (OR per ≥ 4 tazze / giorno contro nessuno = 0,91 (0,84-0,98), P per tendenza <0,0001). Nel complesso, bere tè caldo o tè freddo non era associato al rischio di depressione. Risultati simili sono stati trovati in entrambi i sessi, ad eccezione delle bevande alla frutta, dove la medicazione era riservata agli uomini.

    Tabella 2. Rapporti di probabilità e intervalli di confidenza al 95% per la depressione in base al consumo di bevande di base nel NIH-AARP Diet and Health Study, 1995–2006.

    //dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0094715.t002

    Per le bevande alla frutta e il tè freddo zuccherato, ulteriori analisi hanno indicato che il condimento era limitato alle persone che bevevano principalmente bevande dietetiche (Tabella 3). Gli OR che hanno confrontato le dosi ≥4 / tazze al giorno a nessuno erano 1,51 (1,18-1,92) per la dieta rispetto a 1,08 (0,79-1,46) per le normali bevande alla frutta e 1 , 25 (1,10-1,41) per la dieta rispetto a 0,94 (0,83-1,08). per tè freddo regolarmente zuccherato. Questa differenza era meno pronunciata per le bevande analcoliche, dove gli OR corrispondenti erano 1,31 (1,16-1,47) per l’alimentazione e 1,22 (1,03-1,45) per le bevande analcoliche normali.

    Tabella 3. Rapporti di probabilità e intervalli di confidenza della depressione del 95% dopo il consumo basale di bevande normali o dietetiche nello studio sulla dieta e sulla salute NIH-AARP, 1995–2006.

    //dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0094715.t003

    Nelle analisi del contenuto di caffeina, i bevitori frequenti di entrambi i tipi di caffè (principalmente decaffeinati o decaffeinati) avevano un rischio di depressione leggermente inferiore rispetto ai non bevitori (Tabella 4). Al contrario, il consumo di bevande analcoliche contenenti caffeina e decaffeinato era associato a un rischio maggiore di depressione. È interessante notare che bere tè freddo o tè caldo era monotono associato ad un aumentato rischio di depressione tra i bevitori che bevevano tè per lo più decaffeinati. Al contrario, abbiamo trovato un’associazione zero con il tè caldo e una debole associazione inversa con tè freddo tra i partecipanti che hanno bevuto principalmente tè contenenti caffeina.

    journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=medium&id=info:doi/10.1371/journal.pone.0094715.t004

    Tabella 4. Rapporti di probabilità e intervalli di confidenza della depressione del 95% in base al consumo di base di bevande contenenti caffeina o decaffeinato nell’ambito dello studio sulla dieta e salute NIH-AARP, 1995-2006.

    //dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0094715.t004

    Risultati simili sono stati osservati quando abbiamo esaminato quali tipi di dolcificanti venivano regolarmente aggiunti al caffè o al tè (Tabella 5). Rispetto a coloro che non bevevano caffè o tè, i bevitori che non aggiungevano dolcificanti erano meno a rischio di depressione, mentre quelli che aggiungevano regolarmente dolcificanti artificiali erano a rischio più elevato. L’aggiunta di zucchero o miele non era correlata al rischio di depressione.

     

    Tabella 5. Rapporti di probabilità e intervalli di confidenza del 95% per la depressione da parte dei tipi di edulcoranti aggiunti al caffè o al tè nello studio di dieta e salute NIH-AARP (1995–2006).

    //dx.doi.org/10.1371/journal.pone.0094715.t005

    In tutte le analisi, l’associazione è stata solo leggermente indebolita da un ulteriore adeguamento allo stato di salute auto-riferito e alla presenza di diabete, malattie cardiache e cancro (Tabelle S1 – S4).

    discussione

    Questo ampio studio ha incluso un totale di 11.311 casi di depressione, che sono stati determinati utilizzando le segnalazioni personali. Sebbene non abbiamo fornito conferma diagnostica, la depressione in questa popolazione era associata a genere, istruzione inferiore, fumo, stile di vita sedentario, obesità, gravi malattie croniche e cattive condizioni di salute. Questi dati supportano indirettamente la validità dell’identificazione del caso in questa coorte.

    I principali punti di forza di questo studio includono l’ampiezza del campione, l’acquisizione di dati prospettici e analisi dettagliate. Rispetto alla raccolta di dati retrospettivi, la valutazione prospettica dell’esposizione tende ad avere meno probabilità di ricordare errori e cause inverse. Inoltre, abbiamo incluso solo diagnosi di depressione verificatesi almeno quattro anni dopo la stima dell’esposizione, il che riduce ulteriormente il potenziale impatto della causalità inversa sulle nostre analisi.

    Poche analisi trasversali hanno pubblicato dati su bevande analcoliche e depressione. Uno studio condotto in Australia ha riportato che gli adulti che consumavano più di un litro di bibita al giorno avevano una prevalenza più alta del 60% di depressione, pensieri suicidi o problemi di salute mentale [14]. Uno studio in Cina e uno in Norvegia hanno riportato un’associazione a forma di J tra adolescenti con una prevalenza leggermente più alta di pensieri suicidari [15] o problemi di salute mentale [16] con bevande analcoliche mai o raramente bevute, ma a un rischio molto più elevato di forti bevitori.

    Per quanto ne sappiamo, questo è il primo studio prospettico per trovare una modesta relazione positiva tra bere bevande dolcificate frequentemente e depressione. In generale, ulteriori analisi suggeriscono che l’osservazione può essere più rilevante per le bevande dietetiche. A differenza delle bevande zuccherate con zucchero, le bevande dietetiche usano spesso dolcificanti artificiali come aspartame e saccarina per il gusto dolce e sono prive di calorie. La nostra ulteriore analisi ha dimostrato che l’aggiunta di questi dolcificanti artificiali al caffè o al tè, ma senza zucchero o miele, ha comportato un rischio maggiore di depressione. Sono stati suggeriti vari effetti di edulcoranti artificiali, inclusi effetti neurologici [6] [7]. Ad esempio, l’aspartame può modulare i neurotrasmettitori cerebrali come la dopamina e la serotonina, sebbene i dati fossero controversi e incoerenti [27].

    Sono possibili anche spiegazioni alternative. Una possibilità è che le persone depresse bramano le bevande dolci e si può ipotizzare che ciò possa accadere anche anni prima che si verifichi una diagnosi di depressione. Non possiamo escludere questa possibilità di causalità inversa, sebbene le analisi includessero solo casi diagnosticati dopo il 2000. Tuttavia, questa spiegazione non può spiegare risultati diversi in termini di nutrizione rispetto alle bevande zuccherate convenzionali o all’aggiunta di dolcificanti artificiali rispetto all’aggiunta di zucchero o miele al tè o al caffè. Il consumo di bevande zuccherate è legato a una varietà di fattori socio-economici e di stile di vita e può contribuire all’obesità, al diabete e alla cattiva salute, che a loro volta possono contribuire allo sviluppo della depressione. Sebbene non possiamo escludere la possibilità di una confusione, abbiamo adeguato questi fattori nelle analisi.

    Diversi studi hanno esaminato il caffè o il tè correlati alla depressione con risultati incoerenti. La maggior parte era in sezione trasversale, il che ha ulteriormente complicato l’interpretazione dei dati [28] [29] [30] [31] [32] [33] [34] [35]. Sono stati pubblicati tre studi prospettici. In uno studio con uomini finlandesi (49 casi), i bevitori di caffè pesanti avevano un rischio di depressione circa il 70% inferiore rispetto ai non bevitori [21]. Nello studio sulla salute degli infermieri (2607 casi): le donne che bevevano> 4 tazze di caffè al giorno avevano un rischio di depressione inferiore del 20% rispetto alle donne che non bevevano mai o raramente caffè [20]. Le associazioni sono state osservate per caffè con caffeina ma non con decaffeinato, anche se un minor numero di partecipanti ha bevuto caffè con decaffeinato. Nello studio [20] non sono stati utilizzati tè contenenti caffeina, bevande analcoliche o caffeina da fonti diverse dal caffè. Nel terzo studio (363 casi), bere tè tra le donne sopravvissute al carcinoma mammario in Cina è stato segnalato per essere associato a una minore depressione [36].

     

    Rispetto agli studi precedenti, il nostro studio è molto più ampio e comprende sia uomini che donne. Nelle analisi, bere caffè era associato a un rischio leggermente più basso di depressione. Un’associazione debole simile è stata osservata anche con il consumo di tè freddo con caffeina, mentre l’associazione con tè freddo decaffeinato era nella direzione opposta. Il caffè contiene grandi quantità di caffeina, un noto stimolante del cervello. La caffeina e i suoi principali metaboliti agiscono sui recettori dell’adenosina nel cervello [37] e aumentano la plasticità dei neuroni dell’ippocampo CA2 [38], che a loro volta possono aiutare a ridurre il rischio di depressione tra i bevitori di caffè. Oltre alla caffeina, caffè e tè contengono molti antiossidanti e sostanze fitochimiche che possono essere responsabili delle nostre osservazioni.

    Oltre al risultato auto-segnalato, ci sono alcune altre limitazioni. Abbiamo solo chiesto informazioni sul consumo di bevande nell’anno precedente la tendenza di base e pertanto non abbiamo registrato alcuna storia di consumo o cambiamenti nelle abitudini di consumo nel tempo. Gli errori di misurazione erano quindi inevitabili. Ciò può essere particolarmente vero per la valutazione della dieta rispetto alle bevande normali o delle bevande contenenti caffeina rispetto a quelle decaffeinate, poiché abbiamo classificato i partecipanti in base al rispettivo sottotipo dopo il quale hanno bevuto più della metà delle volte. Pertanto, i risultati per la sostanza secondaria delle bevande devono essere interpretati nel contesto. Tuttavia, a causa del potenziale design, questi errori di misurazione sono probabilmente casuali e indebolirebbero quindi le associazioni reali. La presente analisi è stata condotta tra i partecipanti al sondaggio di follow-up della coorte. Pertanto era possibile una distorsione di selezione, la cui direzione non poteva essere facilmente prevista. Infine, lo studio ha incluso anche membri AARP di regioni selezionate degli Stati Uniti, motivo per cui la generalizzabilità di questi risultati, in particolare per i gruppi di popolazione più giovani, deve essere ulteriormente esaminata.

    In sintesi, si può affermare che in questo ampio studio condotto sugli adulti più anziani degli Stati Uniti, il consumo frequente di bevande zuccherate era associato a un rischio leggermente maggiore di depressione e al consumo di caffè con un rischio leggermente inferiore. Poiché queste bevande vengono consumate frequentemente, sono necessarie conferma e ulteriori accertamenti.

    Informazioni aggiuntive:

     

    Quota di quota e intervalli di confidenza della depressione del 95% in base al consumo di bevande di base, adattati allo stato di salute, diabete, malattie cardiache e cancro.

     

    Quota di quota e intervalli di confidenza della depressione del 95% in base al consumo di base di bevande normali o addolcite con la dieta, ulteriormente adattati allo stato di salute, diabete, malattie cardiache e cancro.

     

     

    Quota di quota e intervalli di confidenza del 95% per la depressione, a seconda dei tipi di dolcificanti che vengono aggiunti al caffè o al tè, adattati anche a salute, diabete, malattie cardiache e cancro.

     

    Contributi dell’autore

    Ideazione e progettazione degli esperimenti: HC YP NDF RS. Esecuzione degli esperimenti: XG HC YP NDF RS ARH AB. Analizzati i dati: XG HC YP NDF. Reagenti / materiali / strumenti di analisi forniti: YP NDF RS ARH AB. Ha scritto il documento: XG HC YP NDF.

     

    Rilascio di dopamina indotto da delta-9-tetraidrocannabinolo in funzione del rischio di psicosi: studio di tomografia a emissione di positroni di 18F-Fallypride

    L’uso di cannabis è associato alla psicosi, specialmente nelle persone che mostrano o sono più inclini a malattie psicotiche. Le basi biologiche di queste associazioni differenziali rimangono per lo più sconosciute. Abbiamo usato la tomografia ad emissione di positroni e il fallipride 18F per testare l’ipotesi che il rischio di psicosi sia espresso dall’induzione differenziale del rilascio di dopamina da Δ9-THC (delta-9-tetraidrocannabinolo, il principale ingrediente psicoattivo nella cannabis). In una singola sessione di scansione PET dinamica, il rilascio di dopamina striatale secondo Δ 9-THC è stato misurato in 9 consumatori di cannabis sani (malattia psicotica a rischio medio), 8 pazienti con disturbo psicotico e 7 parenti di primo grado non correlati (malattia psicotica intermedia). . I dati PET sono stati analizzati utilizzando l’estensione lineare del modello dell’intervallo di riferimento semplificato (LSRRM), che tiene conto delle variazioni dipendenti dal tempo nel case shift 18F. Sono state calcolate mappe statistiche basate su Voxel che rappresentano cambiamenti specifici di legame D2 / 3 per localizzare aree con aumento del ligando dopo somministrazione di Δ9-THC che riflette il rilascio di dopamina. Mentre Δ9-THC non è stato associato al rilascio di dopamina nel gruppo di controllo, è stato rilevato un significativo spostamento del ligando indotto da Δ9-THC nelle sottoregioni striatali che suggeriscono il rilascio di dopamina in entrambi i pazienti e relativamente. Questo è più pronunciato nel nucleo caudato. Rilascio endogeno di dopamina nelle persone a rischio di psicosi.

    Rilascio di dopamina indotto da delta-9-tetraidrocannabinolo in funzione del rischio di psicosi: studio di tomografia a emissione di positroni di fallypride 18F

    Citazione: Kuepper R, Ceccarini J, Lataster J, van Os J, van Kroonenburgh M, van Gerven JMA, et al. (2013) Rilascio di dopamina indotto da Delta-9-tetraidrocannabinolo in funzione del rischio di psicosi: studio di tomografia a emissione di positroni 18F-Fallypride. PLoS ONE 8 (7):
    e70378. //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378
    Editore: Antonio Verdejo García, Università di Granada, Spagna

    introduzione

    L’uso della cannabis è stato a lungo associato ad un aumentato rischio di sviluppare sintomi psicotici in persone sane e scarsi risultati in pazienti con disturbi psicotici [1], [2].
    Inoltre, i pazienti con disturbi psicotici e le persone a rischio di psicosi sembrano essere più sensibili alla cannabis [3], [4], [5], [6], [7], [8]. Tuttavia, si sa poco delle basi biologiche di questa associazione [9].

    L’uso di cannabis pesante a lungo termine, specialmente quando iniziato nella prima adolescenza, è associato a cambiamenti strutturali nel cervello come alterata integrità strutturale del corpo calloso [10], cambiamenti nella sostanza bianca e grigia [11] e diminuzione del volume dell’ippocampo e dell’amigdala [ 12]. Tuttavia, è stato affermato che l’uso della cannabis provoca irregolarmente un aumento del rischio di psicosi attraverso meccanismi che risultano essere cambiamenti strutturali significativi nel cervello. In alternativa, neurochimico
    Le interazioni tra cannabis e neurotrasmettitori come la dopamina (DA) possono essere un legame biologico tra cannabis e psicosi [9].

    Il delta-9-tetraidrocannabinolo (Δ9-THC, il principale componente psicoattivo della cannabis) è stato attivato nel cervello umano dal recettore dei cannabinoidi di tipo 1 (CB1R), uno dei recettori proteici accoppiati con G più frequentemente espressi nel cervello [13].
    L’attivazione dei CB1R pre-sinapticamente impedisce il rilascio di neurotrasmettitori, tra cui acido γ-aminobutirrico (GABA), glutammato e DA [14]. Si ritiene che la DA abbia un ruolo nella fisiopatologia della schizofrenia [15] e studi su animali suggeriscono che Δ9-THC influenza la neurotrasmissione DA in diverse regioni del cervello, tra cui la corteccia prefrontale (PFC) e le regioni mesolimbiche [16 ] [17]. Tuttavia, prove dirette dell’interazione tra Δ9-THC
    e DA nel cervello umano è ancora un’area vuota (poco studiata). Le intuizioni iniziali provenivano da un singolo caso di studio che utilizzava la tomografia computerizzata a emissione di fotoni singoli (SPECT) e 123I-IBZM. In questo studio, è stata osservata una riduzione del 20% nel rapporto di legame del recettore D2 striatale in un paziente privo di droghe con schizofrenia immediatamente dopo l’uso di cannabis, indicando un aumento del rilascio di DA sinaptico [18]. Tre studi successivi hanno utilizzato l’imaging cerebrale neurochimico per dimostrare gli effetti di & Dgr; Per indagare su 9-THC per rilascio di DA in volontari umani sani. Bossong e colleghi [19] hanno ingerito sette consumatori di cannabis maschi sani ed hanno esaminato gli effetti di Δ9-THC sul rilascio di DA usando la tomografia ad emissione di positroni (PET) e il raclopride 11C. Gli autori hanno osservato piccole diminuzioni (circa del 3,5%) ma significative nel legame del recettore D2 in due regioni dello striato, lo striato ventrale e il putam dorsale precordiale dopo inalazione di Δ9-THC [19]. Lo studio sulla PET condotto da Stokes e colleghi [20] non ha riscontrato cambiamenti significativi nel legame con i recettori D2 dopo somministrazione orale di Δ9-THC in 13 volontari maschi sani. Allo stesso modo, Barkus e colleghi [21] non hanno osservato alcun rilascio di DA dopo Δ9-THC per via endovenosa, che è stato esaminato con SPET e 123I-IBZM.

    Ancora più importante, i pazienti con disturbi psicotici hanno dimostrato di essere più sensibili agli effetti comportamentali e cognitivi della cannabis [3] e le differenze individuali nella sensibilità alla cannabis sono in parte dovute al rischio genetico di disturbo psicotico, i fratelli mostrano una sensibilità maggiore rispetto a il controllo funziona in un recente ampio studio prospettico [6].
    I meccanismi biologici alla base della sensibilità differenziale alla cannabis, associata a un rischio genetico di psicosi, rimangono poco chiari
    Gli studi di imaging esistenti si sono concentrati su controlli sani con un’esposizione minima alla cannabis. Pertanto, in questo studio, il rilascio DA indotto da Δ9-THC con PET e l’elevata affinità D2 / 3 radioligando 18F-fallyprid sono stati misurati in un gruppo di consumatori sani di cannabis e per la prima volta due gruppi con comprovata sensibilità aumentata a Δ9-THC:
    Pazienti con disturbo psicotico e primo grado di parentela indipendente, indipendente. Abbiamo ipotizzato che la sensibilità alla cannabis aumentasse il rischio di psicosi, sarebbe evidente da una maggiore induzione del rilascio di DA endogeno da parte di Δ9-THC.
    Materiali e metodiLo studio è stato condotto in conformità con la Dichiarazione dell’Associazione medica mondiale di Helsinki e dal
    Conferma del Comitato etico dell’ospedale universitario di Maastricht. Durante lo screening per i criteri di inclusione ed esclusione, tutti i partecipanti hanno ricevuto tutte le informazioni sui diversi aspetti dello studio (comprese le informazioni sul contenuto e le procedure dello studio, nonché i possibili rischi e risultati), sia verbalmente che per iscritto. I soggetti hanno avuto il tempo di considerare circa una settimana. Una dichiarazione scritta di consenso è stata ottenuta da tutti i partecipanti. Per garantire la capacità di consenso, i pazienti devono
    non essere in una fase acuta della loro malattia in base alla valutazione di uno psichiatra certificato. Sono stati inclusi solo i partecipanti che sono stati in grado di concordare. Potenziali partecipanti che hanno rifiutato di partecipare
    o altrimenti non ha partecipato in altro modo.

    Potenziali partecipanti che hanno rifiutato di partecipare
    o altrimenti non ha partecipato in alcun modo non partecipando allo studio.

    I partecipanti

    Un totale di 30 volontari (10 pazienti con disturbo psicotico, 10 parenti di primo grado non correlati di pazienti con disturbo psicotico e 10 controlli sani) erano disposti a partecipare allo studio.
    I partecipanti sono stati reclutati da volantini nei caffè locali (caffè)
    dove la cannabis è legalmente venduta e consumata), annunci sui giornali
    e attraverso strutture ambulatoriali di salute mentale nel sud del Limburgo, nei Paesi Bassi. I criteri di inclusione erano 1) di età compresa tra 18 e 60 anni, 2) sufficiente padronanza della lingua olandese, 3) nessuna menomazione intellettuale (cioè QI> 80), come nella versione olandese della Wechsler Adult Intelligence Scale [22], 4) negli ultimi 12 Cannabis affumicata almeno una volta per mesi; 5) solo pazienti: una diagnosi di disturbi psicotici secondo il Manuale Diagnostico e Statistico dei Disturbi Mentali (DSM-IV) [23], e 6) solo: avere un parente di primo grado con una diagnosi
    di disturbo psicotico. I criteri di esclusione erano i) trauma cranico con perdita di coscienza o disturbo neurologico, ii) malattia endocrina o cardiovascolare, iii) una storia familiare positiva di disturbo psicotico (solo controlli), iv) uso corrente di droghe psicotrope, v) uso corrente di droghe illegali eccetto cannabis, vi) consumo attuale di
    Alcol di oltre 5 unità standard al giorno, vii) presenza di elementi metallici nel corpo, viii) gravidanza o allattamento e ix) una storia medica di claustrofobia.

    Oltre ai criteri di inclusione ed esclusione sopra descritti
    ai partecipanti è stato chiesto di evitare la cannabis con almeno 5 giorni di anticipo per la sessione di test [24] e la caffeina e la nicotina 4 ore prima della sessione di test. L’analisi delle urine è stata effettuata per controllare l’astinenza da farmaci (urina multipanel
    Test 6DS1 per anfetamine, metanfetamine, cocaina, oppiacei,
    Benzodiazepine e Cannabis, SureScreen Diagnostics Ltd.). È stato effettuato un test di gravidanza per escludere la gravidanza tra le donne partecipanti. Inoltre, l’astinenza è stata assicurata utilizzando un alcol tester. All’arrivo, i partecipanti hanno ricevuto un pasto standardizzato e una bevanda decaffeinata. Alla fine della procedura di esperimento, sono stati misurati la pressione sanguigna e la frequenza cardiaca. Tutti i partecipanti sono rimasti sotto osservazione psicologica fino a quando gli effetti acuti del Delta 9-THC sono scomparsi e i partecipanti sono stati in grado di tornare a casa sani e salvi.
    Linee guida per misure clinicheLe diagnosi nel gruppo di pazienti sono state confermate sulla base della checklist per i criteri operativi e del programma informatico OPCRIT associato [25]. La presenza e la gravità dei sintomi psicotici nelle ultime due settimane è stata valutata in tutti i partecipanti con la sindrome positiva e negativa
    Scala (PANSS) [26].
    Negli ultimi 12 mesi il consumo di cannabis e altre droghe è stato strutturato con le sezioni pertinenti dell’OMS – Composite International Diagnostic Interview [27] e l’intervista clinica strutturata per i disturbi del DSM [28].

    Preparazione e somministrazione di Δ9-THC

    La produzione e la somministrazione di Δ9-THC sono state effettuate secondo Zuurman e colleghi [29]. Δ9-THC è stato purificato dalla Cannabis sativa da Farmalyse BV, Zaandam, Paesi Bassi, in accordo con le linee guida GMP ed è stato sciolto in 200 µl di alcool 100% vol. Il solvente è stato usato come placebo. I farmaci sono stati somministrati utilizzando un evaporatore (Volcano®, Storz-Bickel GmbH, Tuttlingen, Germania), una tecnologia per la consegna sicura ed efficace di Δ9-THC evitando i rischi respiratori da fumo [30]. Circa 5 minuti prima della somministrazione, Δ9-THC o placebo sono stati evaporati e conservati in un sacchetto di polietilene opaco con un boccaglio a valvola che ha impedito la perdita di Δ9-THC tra le inalazioni. Come praticato all’inizio della sessione di test, ai soggetti è stato chiesto di inalare il volume della bustina in 3-5
    successive inalazioni, trattenere il respiro per 10 secondi ogni volta senza parlare durante il processo di inalazione. I partecipanti hanno ricevuto 8 mg di Δ9-THC e placebo in un metodo in cieco: i partecipanti hanno inizialmente ricevuto la soluzione vaporizzata come placebo, seguita dal farmaco attivo, ma per evitare la distorsione attesa, l’ordine di esecuzione è stato randomizzato .

    Analisi del sangue

    Sono stati prelevati campioni di sangue venoso al basale e 5, 10, 15 e 75 minuti dopo la somministrazione di Δ9-THC per determinare le concentrazioni plasmatiche di Δ9-THC e dei suoi due principali metaboliti 11-OH-THC e 11-nor-9-carbossi-THC da determinare come indicato da Zuurman e colleghi [29].
    Per prevenire l’esposizione dei partecipanti, sono stati prelevati campioni falsi in una linea di confronto e 5, 10, 15 e 75 minuti dopo la somministrazione di placebo.

    Codice di condotta

    Per la validazione sperimentale, un totale di 13 Visual Analog Scales (VAS) [31] sono stati ripetutamente utilizzati nello scanner per valutare le variazioni soggettive della percezione di Δ9-THC. Questi includevano misurazioni del sentimento “alto” (1 scala), percezione esterna (5 scale) e percezione interna (7 scale).

    Preparazione del radiotracciante

    Il benzamide 18F-fallyprid sostituito fluorurato è un radiotracciante antagonista ad alta affinità che visualizza e apprezza i recettori D2 / 3 sia striatali che extrastriali [32] [33]. Il precursore per la sintesi di traccianti è stato ottenuto da ABX (Radeberg, Germania) e l’etichettatura è stata effettuata in loco utilizzando un modulo di sintesi R&D Raytest Synchrom (Raytest, Straubenhardt, Germania). Il prodotto finale è stato purificato dopo purificazione con cromatografia liquida ad alte prestazioni in fase inversa (HLPC) utilizzando un Waters XTerra ™ RP18 5µ. m 7,8 mm × 150 mm colonna e acetato di sodio 0,05 M pH 5,5 / etanolo 70:30 V / V come fase mobile ottenuta ad una portata di 1,5 ml / min. Il typylid 18F è stato eluito dopo 18 minuti. Il picco raccolto (2 ml) è stato diluito con 8 ml di NaCl allo 0,9% e sterilizzato filtrato attraverso un filtro Millipore Cathivex-GS 0,22 μm. Il prodotto finale del radioligando è stato somministrato come soluzione sterile di tampone acetato di sodio 7 mM pH 5,5, 0,72% e etanolo al 6%. La radioattività specifica al momento dell’iniezione era superiore a 37 GBq / μmol (1000 Ci / mmol). La purezza radiochimica era> 95%.

    Acquisizione ed elaborazione di dati PET

    I partecipanti sono stati sottoposti a una singola sessione di scansione dinamica del PET dopo somministrazione endovenosa di 18F-Fallypride. L’emissione di PET è stata eseguita in conformità con il protocollo di imaging PET per fallipers 18F descritto e precedentemente utilizzato da Christian e colleghi [34] e utilizzato con successo in studi precedenti [35], [36]. Questo design è stato scelto in combinazione con 18F-Falliprid perché richiede una sola sintesi radiochimica e somministrazione, evitando effetti di sessione e minimizzando la quantità di esposizione alle radiazioni e l’esposizione complessiva per i partecipanti. Quest’ultimo è stato di particolare importanza in quanto i pazienti con disturbi psicotici e l’uso di cannabis comorbida rappresentano una popolazione di studio vulnerabile e piuttosto difficile. Si ritiene che la riduzione del numero di sessioni aumenti la fattibilità dello studio in questa particolare popolazione.

    I soggetti sono stati posizionati sul letto dello scanner con il poggiatesta mediante un cuscino a vuoto e il corpo è stato legato al letto per evitare movimenti durante la scansione PET. Le posizioni del monitor e della casella di risposta sono state regolate per garantire un comfort ottimale. I soggetti hanno ricevuto una media di 185 MBq di fallipride 18F in una lenta iniezione endovenosa in bolo di 10 secondi attraverso un catetere nella vena antecubitale sinistra. La dose media iniettata è stata di 187,4 ± 8,7 MBq per i controlli, 190,5 ± 7,0 MBq per i parenti e 189,4 ± 5,0 MBq per i pazienti. Dopo l’iniezione del tracciante, sono state avviate scansioni di emissioni dinamiche in modalità tridimensionale (3D) utilizzando uno scanner PET / CT (Philips, Eindhoven, Paesi Bassi). I dati di emissione sono stati registrati in frame di 60 secondi durante i primi 6 minuti e in frame di 120 secondi dopo. Il protocollo di emissione PET si basava su un protocollo di imaging PET fallyprid 18F precedentemente pubblicato un giorno [34], [36] modificato secondo studi di simulazione che mostrano possibili miglioramenti nella progettazione dell’esperimento che possono aumentare la sensibilità di rilevamento del rilascio di DA nello striato [37 ] (vedi figura 1).

    doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.g001

    Illustrazione 1 Il protocollo di emissione PET corrisponde al protocollo di imaging PET precedentemente descritto da Christian e colleghi e precedentemente usato per 18F fallypride [34], modificato in base a studi di simulazione che mostrano possibili miglioramenti nell’impostazione sperimentale che possono aumentare la sensibilità del rilevamento del rilascio di DA nello striato [37 ].

    Modellazione cinetica

    [0131] [34], [35], [36] erano la stima di parametri cinetici che rappresentano il rilascio DA indotto da Δ9-THC, [38], un’estensione del riferimento combinato, modello di area eseguita (SRRM) [39] , [40]. L’LSRRM prende occasionalmente in considerazione i disturbi del legame specifici del ligando causati da effetti farmacologici o non farmacologici indotti da una sessione di falypride 18F, una condizione di base e un paradigma di attivazione. L’LSRRM presuppone che uno stato fisiologico stazionario in un parametro di dissociazione (k2a = k2 / [1 + BPND]) del modello dell’intervallo di riferimento combinato (SRRM), in cui k2 l’efflusso di plasma tissutale nella regione del tessuto sia costante e BPND non lo sia spostamento del potenziale di legame. & ggr; rappresenta l’ampiezza dello spostamento del ligando e la funzione h (t) descrive un rapido cambiamento dopo l’inizio dell’attivazione e della dissipazione nel tempo, dove τ controlla la velocità con cui diminuiscono gli effetti di attivazione; t mostra il tempo di misurazione ed è il tempo di attivazione. Il profilo del radioligando DA nei siti dei recettori D2 / 3 è ampiamente riflesso da una variazione temporanea in k2a (tramite la modifica in BPND), che è spiegata da un parametro dipendente dal tempo k2a + γ · h (t). Negli studi di attivazione, la concentrazione dei livelli dei recettori cambia e si ritiene che il BPND abbia un rilascio di neurotrasmettitore più elevato. Un aumento di K2A riflette un BPND ridotto per i recettori D2 / 3 più ampi, che ha portato a un valore positivo di γ. Il cervelletto, che rappresenta i recettori D2 / 3, è stato usato come regione di riferimento [39].

    analisi statistica

    Per ogni soggetto sono state create due maschere binarie basate sulla risonanza magnetica normalizzata corrispondente, utilizzando un insieme di volumi di interessi (VOI) generati internamente basati sull’atlante di Talairach [41]. Una maschera binaria conteneva tutte le regioni cerebrali di interesse (cioè nucleo caudato, putamen, pallido e nucleo accumbens), e una seconda maschera era disegnata solo sul cervelletto. Le regioni di interesse sono state selezionate e basate sulle regioni striatali basate su Kuepper et al. [9], suggerendo che lo striato è l’interesse principale per la convergenza degli effetti Δ9-THC sui fenotipi psicotici, e Bossong et al. [19], prime indicazioni di rilascio di DA indotto da Δ9-THC nello striato. Sono state calcolate mappe parametriche dei parametri di legame del recettore (R [= K1 / K1r (intervallo di riferimento)], k2, k2a, BPND e γ) per ciascun soggetto. Per ogni gruppo, mappe t-statistiche di & ggr; -Parametri calcolati dai soggetti per identificare quelle aree con maggiore spostamento del ligando durante & Dgr; Localizza l’amministrazione 9-THC, che si ritiene sia proporzionale all’aumento della versione DA. Queste t-map statistiche sono state generate come t = γ / sd (γ), per cui l’immagine di deviazione standard parametrica di γ (sd [γ]) è stata creata sulla base della matrice di covarianza stimata in conformità con il lavoro precedente [34], [35]. La soglia di t è stata quindi basata sui gradi di libertà (df, df = n-p + 1, con n = numero di tempi PET e p = stime dei parametri) [34] con df = 110 per questo lavoro. Una soglia di t> 2.4 è stata utilizzata per rappresentare p <0,01 per un test t a una coda. La presenza rilevante del rilascio DA indotto dall’attivazione è stata quindi rappresentata dalla percentuale di voxel significativi che hanno superato la soglia di t all’interno di ogni VOI. Inoltre, è stata eseguita un’analisi VOI stimando i parametri di legame del recettore R, K2, K2a, BPND e γ utilizzando le curve di attività del tempo LSRRM e PET (TAC) sui VOI. Le differenze di gruppo nell’estensione spaziale della versione DA indotta da Δ9-THC sono state quindi testate usando modelli di regressione all’interno di STATA. L’indagine sui residui dai modelli di regressione ha mostrato una significativa eteroscedasticità delle variazioni di errore tra i tre gruppi. Per tenerne conto, abbiamo utilizzato un modello di regressione con il quale le variazioni di errore differiscono tra i gruppi.

    Nel raggruppamento gerarchico dei dati comportamentali (VAS), ciascuno dei quali ha contribuito a più di un’osservazione, i dati VAS sono stati analizzati utilizzando l’analisi di regressione statistica multi-livello in stata utilizzando la routine XTREG, con gli effetti della condizione (placebo contro Δ9-THC) su l’esperienza soggettiva è stata esaminata. L’associazione tra punteggi VAS e spostamento del ligando indotto da Δ9-THC è stata analizzata usando modelli di regressione lineare con punteggi VAS come variabile dipendente e spostamento del ligando indotto da Δ9-THC come variabile indipendente. È stata inoltre calcolata l’interazione con il gruppo. Le differenze di gruppo nello spostamento del ligando sono state analizzate usando modelli di regressione lineare con lo spostamento del ligando indotto da Δ9-THC come variabile dipendente e il gruppo come variabile indipendente. Sebbene non vi fossero differenze suggestive tra i tre gruppi, queste analisi sono state adeguate a priori in base all’età, al sesso, al consumo di nicotina, al consumo di alcol, all’uso di altri farmaci e altri farmaci e alla frequenza dell’uso di cannabis.

    Partecipanti ai risultati

    Due pazienti e un parente sono stati esclusi per violazioni del protocollo relative all’uso di antipsicotici e altri farmaci. Inoltre, due individui (un parente e un soggetto di controllo) sono stati esclusi a causa di un movimento eccessivo durante la scansione, che ha provocato artefatti di movimento non correggibili nei dati PET. Il campione finale risultante consisteva in 8 pazienti liberi da droghe (2 liberi da droghe, 4 liberi da droghe per più di 3 anni, 2 liberi da droghe per un minimo di 10 giorni), 8 parenti di primo grado non correlati e 9 controlli sani. Dei pazienti, cinque individui soddisfacevano i criteri per i disturbi psicotici dell’umore e tre persone soddisfacevano i criteri per i disturbi psicotici dell’umore. Non c’erano differenze suggestive tra i tre gruppi in termini di età media, rapporto maschio / femmina, funzionamento intellettuale medio del QI e frequenza del consumo di cannabis. Inoltre, i gruppi non differivano per quanto riguarda l’attuale consumo di nicotina e alcol. Inoltre, non vi era alcuna differenza nella dose iniettata di 18F-Falliprid (p> 0,05). I pazienti avevano valori più alti per la sindrome positiva PANSS (vedere la Tabella 1 per le caratteristiche demografiche e cliniche).

     

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.t001

    Tabella 1. Caratteristiche dei partecipanti.

    Test anti droga

    L’analisi delle urine è stata positiva per Δ9-THC in 18 partecipanti (6 pazienti, 6 parenti e 6 persone di controllo). Poiché la maggior parte del campione consuma quotidianamente cannabis, si può prevedere che l’analisi delle urine mostrerà livelli rilevabili di Δ9-THC; Tutti i partecipanti hanno indicato la conformità al protocollo e hanno dato conferma verbale dell’astensione dalla cannabis 5 giorni prima del test. Tutti i partecipanti sono risultati negativi all’alcol o ad uno qualsiasi degli altri farmaci. //Doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.g002

    Analisi del campione di sangue

    La concentrazione di Δ9-THC nel plasma ha raggiunto un massimo di 37,3 ± 19,3 ng / ml 5 minuti dopo l’inalazione e quindi è diminuita. I due principali metaboliti 11-OH-THC e THC-COOH hanno raggiunto una concentrazione massima di 1,6 ± 1,5 ng / ml e 25,2 ± 22,4 ng / ml, rispettivamente, 5 e 15 minuti dopo l’inalazione. Le concentrazioni plasmatiche erano non associato al gruppo. Allo stesso modo, non vi era alcuna differenza nella concentrazione basale di Δ9-THC, 11-OH-THC e THC-COOH nel plasma tra i tre gruppi.

    Bilance analogiche visive (VAS)

    Sono stati calcolati i 13 punteggi della composizione VAS con la “percezione esterna” (5 scale) e la “percezione interna” (7 scale). La scala del “sentirsi” in alto è stata analizzata separatamente. Come previsto, Δ9-THC ha indotto aumenti significativi del “feeling elevato” (β = 11,74, IC 95%: 6,90-16,59, p <0,001), “percezione esterna” (β = 2,16, 95 % CI: 0,84-3,47, p = 0,001) e “percezione interna” (β = 1,19, IC 95%: 0,01-2,38, p = 0,049). Non ci sono prove di un’interazione tra la malattia (placebo contro? Δ9-THC) e il gruppo (controlli, parenti e pazienti, tutti p> 0,05), suggerendo che gli effetti di? Il 9-THC sull’esperienza soggettiva in tutti i gruppi era comparabile.

    Rilascio di DA in vivo in risposta alla somministrazione di Δ9-THC

    A causa di anomalie metodologiche sotto forma di valori non fisiologici, un soggetto (un parente) è stato escluso dalle analisi. Δ9-THC ha indotto un significativo spostamento della fallyprid 18F, indicativo del rilascio di DA, nell’intero striato sia nei pazienti che nei parenti, ma non nei controlli (vedere Figure 2, 3 e 4 e Tabella 2).
    In media, y era positivo per tutte le sottoregioni di striato (che indicano il rilascio di DA) nel gruppo di pazienti e per il nucleo caudato nel relativo (vedere la Tabella 3 per
    Stime dei parametri cinetici). Differenze significative tra i tre gruppi per quanto riguarda la quantità di spostamento del ligando sono state trovate nel nucleo caudato destro e sinistro, nel putamen sinistro e nel pallido destro. Tuttavia, solo la differenza nel nucleo caudato sinistro è rimasta la correzione di Bonferroni (le statistiche di gruppo si trovano nella Tabella 2). Post hoc
    Confronti a coppie hanno mostrato che la quantità di spostamento del ligando era significativamente maggiore per pazienti e parenti rispetto ai controlli nel nucleo caudato sinistro (bpatients = 0.18, p = 0.002, brelatives = 0.18, p = 0.021). Nessuna differenza è stata osservata tra pazienti e parenti in questa sottoregione. Le differenze di gruppo nello spostamento dei ligandi erano indipendenti dall’età, dal sesso, dall’uso di alcol, dall’uso di nicotina, dall’uso di altri farmaci e altri farmaci e dalla frequenza dell’uso di cannabis.

     

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.g002

    Figura 2. T-map parametrica statistica media di γ nelle sezioni sagittale (sinistra) e coronale (destra) sovrapposta su un modello MRI con spostamento follypride 18F indotto da Δ9-THC a livello di striato (x = 0, y = 11, z = -4) per controlli (riga superiore, n = 9), parenti (riga centrale, n = 8) e pazienti (riga inferiore, n = 7, un soggetto è stato diagnosticato in base a valori fisiologici anomali (non)).

    L’immagine viene confrontata con una soglia per scopi di visualizzazione (massimo ricevuto per controlli, parenti e pazienti, rispettivamente: 1,15, 2,6 e 2,7).

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.g003

    Figura 3. T-map parametrica statistica media di γ, che mostra solo i voxel striatali che mostrano un significativo rilascio di dopamina e che sopravvivono alla soglia t> 2.4 (p <0,01) nei controlli (riga superiore, n = 9), parenti ( fila centrale, n = 8) e pazienti (fila inferiore, n = 7).

    Le T-card sono mostrate in sezioni trasversali a livello di t> 2.4, che sono sovrapposte su un modello MRI.

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.g004

    Figura 4. Percentuale di voxel con significativo rilascio di dopamina indotta da Δ9-THC nel nucleo caudato, putamen (riga superiore), globus pallidus e nucleus accumbens (riga inferiore) per controlli (n = 9), parenti (n = 8) e pazienti ( n = 7, un paziente è stato escluso da questa analisi a causa di valori anormali (non) fisiologici).

    Le linee orizzontali mostrano la media per ciascun gruppo.

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.t002

    Tabella 2: Espansione spaziale del rilascio stimato di dopamina da parte del THC nelle sottoregioni di striato.

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0070378.t003

    Tabella 3. Stime dei parametri medi per regione di interesse (media sinistra / destra) e gruppo.

    Non sono state trovate associazioni tra i cambiamenti indotti da Δ9-THC nel VAS e il rilascio di DA indotto da Δ9-THC (tutti p> 0,05).

    discussione

    Il presente studio ha mostrato la nuova scoperta del rilascio differenziale di DA striatale dopo inalazione di Δ9-THC in persone con diverso rischio di psicosi. I pazienti con disturbi psicotici e parenti non affetti hanno rilasciato significativamente più DA in risposta al THC rispetto ai controlli, che, in conformità con la maggior parte dei lavori precedenti, non hanno rilasciato quantità significative di DA.
    Rilascio di dopamina indotto da Δ9-THC: il meccanismo alla base della psicosi indotta dalla cannabis?

    Numerosi studi sugli animali suggeriscono che i cannabinoidi esogeni, come & Dgr; 9-THC, che stimola lo scoppio dei neuroni DA del mesencefalo e di conseguenza il rilascio di DA striatale mediante l’attivazione di CB1R, ad es. [16], [17]. Nell’uomo, tuttavia, ci sono poche prove che il DA possa mediare gli effetti acuti di Δ9-THC e che non sia chiaro se il DA media una parte degli effetti psicotogeni della cannabis. I risultati di precedenti studi di imaging che hanno esaminato il rilascio acuto di dopamina indotta da Δ9-THC in uomini sani sono contraddittori. Mentre Bossong e colleghi [19] segnalano un piccolo ma significativo aumento della DA striatale, i recenti lavori di Stokes e colleghi [20] e Barkus e colleghi [21] non hanno osservato un tale effetto. Sorprendentemente, Δ9-THC induceva costantemente cambiamenti nella percezione soggettiva e valutazioni sul BPRS (Short Psychychiatral Assessment Scale) [42] o sul PANSS (Positive and Negative Syndrome Scale) [26]. In nessuno degli studi precedenti sono stati osservati i cambiamenti comportamentali e psicotomimetici osservati dopo la somministrazione di Δ9-THC associati alla risposta DA. La mancanza di un’associazione tra i cambiamenti soggettivi nella percezione, misurata da VAS, e il livello di rilascio di DA nel presente studio è quindi coerente con i risultati precedenti. Contrariamente a quanto precedentemente mostrato [3], [4], [6], i pazienti e i parenti nel presente studio non hanno mostrato alcuna evidenza di una maggiore sensibilità agli effetti della cannabis, poiché non c’erano differenze nei cambiamenti soggettivi nella percezione con Δ9-THC è stato trovato tra i gruppi. Tuttavia, una maggiore sensibilità a livello di DA era evidente, sia nei pazienti che nei parenti non affetti, ma non nei controlli sani, la somministrazione di Δ9-THC era associata a un successivo rilascio di DA striatale. Sorprendentemente, il rilascio di DA è stato più pronunciato nel nucleo caudato sia nei pazienti che nei parenti, e si ritiene che l’iperattività dopaminergica in questa particolare regione svolga un ruolo importante nella fisiopatologia dei sintomi psicotici [43].

    I risultati attuali si adattano a esperimenti su animali che mostrano l’interazione tra endocannabinoide e sistema dopaminergico, in particolare per quanto riguarda la regolazione della trasmissione mesolimbica di DA. Tuttavia, è stato anche dimostrato che parte della trasduzione del segnale mediata dal sistema endocannabinoide si verifica effettivamente a valle della neurotrasmissione DA in termini di attivazione del recettore D2 e ​​DA può regolare la funzione endocannabinoide al contrario [44]. Coerentemente con ciò, livelli elevati di anandamide endocannabinoide nel liquido cerebrospinale (CSF) sono stati trovati in pazienti naïps antipsicotici con psicosi acuta, che si ritiene siano caratterizzati da iperattività dopaminergica nelle regioni cerebrali striatali. Lo stesso aumento è stato osservato nei pazienti trattati con antipsicotici atipici ma non nei pazienti trattati con antipsicotici tipici [45]. Inoltre, livelli elevati di anandamide possono essere presenti nei pazienti nella fase prodromica di un disturbo psicotico [46]. Inoltre, un recente studio sulla PET ha mostrato un aumento del legame con CB1R nei pazienti con schizofrenia [47].

    Nel loro insieme, queste osservazioni suggeriscono un ruolo importante per il sistema endocannabinoide nella fisiopatologia della schizofrenia e possono anche spiegare la nostra scoperta che cannabinoidi esogeni come & Dgr; Il 9-THC colpisce la neurotrasmissione DA, in particolare negli individui a rischio di disregolazione DA, come pazienti con disturbo psicotico, parenti di grado. Pertanto, sebbene la DA non sia direttamente correlata all’espressione dei sintomi psicomimetici, la DA può essere coinvolta nell’aumentato rischio di sviluppare disturbi psicotici associati all’uso della cannabis nelle persone predisposte alla psicosi.

    restrizioni

    Alcune restrizioni devono essere confermate. L’uso dell’LSRRM presenta numerosi vantaggi pratici, come il requisito di una singola sintesi radiochimica e la somministrazione e la prevenzione degli effetti di sessione. Poiché il modello genera anche calcoli parametrici basati sul voxel dei parametri cinetici dipendenti dal tempo, consente di confrontare direttamente il rilascio di DA tra popolazioni di soggetti all’interno di una regione specifica se vi è interesse. Tuttavia, l’implementazione pratica del modello implica che i possibili cambiamenti nel flusso sanguigno cerebrale regionale (rCBF) non siano pienamente presi in considerazione. La somministrazione di Δ9-THC ha dimostrato di essere associata ad un aumento bilaterale di rCBF che è tipicamente nell’intervallo del 5-15% [48] [49], sebbene uno studio PET sull’acqua a 15O non abbia mostrato un cambiamento significativo di rCBF nel nucleo accumbens o in altre regioni cerebrali legate alla ricompensa, ancora nei gangli della base o nell’ippocampo [50]. Gli studi di simulazione hanno indicato che variazioni del 25% di rCBF potrebbero influenzare il risultato [34], [38], [51]. Pertanto, è improbabile che questi cambiamenti correlati a rCBF, anche considerando potenziali confusioni di rCBF da parte di Δ9-THC, aggiungano importanti perturbazioni nello spostamento del ligando dopo l’inalazione di Δ9-THC, creando così un potenziale confondente o distorsione per Rappresenta la misura del risultato. Come dimostrato da Christian e colleghi [34], l’uso di un protocollo di iniezione singola in combinazione con la cinetica in vivo di 18F-fallylpride può ridurre al minimo la possibile confusione di rCBF associata alla somministrazione di farmaci. Sebbene i pazienti affetti da schizofrenia differiscano dai controlli sani sia nei cambiamenti di base che nell’induzione di attività nel rCBF, non ci sono prove che il THC abbia un effetto differenziale sull’RCBF nei controlli sani e nei parenti di primo grado non correlati. Analogamente, il modello non consente di trarre conclusioni sulla capacità di rilascio di DA iniziale nei tre gruppi. Tuttavia, poiché il modello stima il rilascio di DA associato alla condizione attiva rispetto alla condizione di controllo, le potenziali differenze nella DA di base tra i gruppi sono considerate indirettamente.

    In secondo luogo, l’estensione spaziale della stima & Dgr; Rilascio DA indotto da 9-THC ottenuto usando una soglia di t> 2.4 per ottenere p <0,01 (test unilaterale) secondo Christian et al. [34], ma senza correzione per il numero esatto di voxel contenuti nella maschera. Come previsto, l’esecuzione delle analisi con una soglia corretta di t> 4,4 (corrispondente a p <0,000012) porta a un’espansione spaziale significativamente più piccola del rilascio di DA stimato (0,1% per i controlli nel nucleo caudato, 1 , 6% per i parenti) e 5,4% per i pazienti). Tuttavia, il quadro generale dei risultati rimane invariato (cioè nessun rilascio di DA nei controlli, ma sia nei parenti che nei pazienti).

    In terzo luogo, a causa della limitazione di un protocollo di un giorno, l’ordine di somministrazione dei farmaci era semplicemente cieco e non accidentale. Tuttavia, poiché agli individui è stato detto che l’ordine di somministrazione sarebbe stato casuale, la parzialità sembrerebbe improbabile e non spiegherebbe alcun effetto differenziale nei tre gruppi. Inoltre, la conformità con il protocollo di studio (ad esempio l’astinenza dalla cannabis durante i 5 giorni prima della scansione, l’astinenza dalla nicotina 4 ore prima del test) poteva essere confermata solo da un’intervista e l’analisi delle urine era positiva per 18 partecipanti (75%) . Tuttavia, ciò non sorprende poiché il nostro campione includeva consumatori abituali di cannabis, la maggior parte dei quali veniva utilizzata quotidianamente. Poiché le concentrazioni plasmatiche al basale di Δ9-THC e dei suoi principali metaboliti non differivano tra i gruppi, è improbabile che i risultati siano dovuti a differenze nel Δ9-THC residuo. Poiché la quantità media di sigarette al giorno è la stessa in tutti i gruppi quando si utilizza la nicotina, è improbabile che ciò abbia differenziato la misurazione del risultato PET tra i gruppi. È quindi improbabile che i risultati siano stati influenzati dal consumo di nicotina. In quinto luogo, si potrebbe ipotizzare che le differenze nell’uso di cannabis tra gli individui potrebbero influenzare gli effetti acuti di Δ9-THC. Mentre c’era effettivamente variabilità nel consumo di cannabis all’interno dei gruppi, non vi era alcuna differenza nel consumo di cannabis tra i gruppi. Inoltre, la frequenza dell’uso di cannabis nel nostro campione attuale non era associata al rilascio di DA indotto da Δ9-THC. Un altro problema che potrebbe limitare l’interpretazione dei nostri attuali risultati riguarda l’uso precedente di neurolettici nel gruppo di pazienti. Solo due pazienti erano ingenui e aumentavano la sensibilità a & Dgr; 9-THC può essere associato all’uso precedente di neurolettici. Tuttavia, il nostro studio attuale mostra una maggiore sensibilità a Δ9-THC non solo nel gruppo di pazienti, ma anche in parenti non affetti di pazienti con disturbi psicotici, in cui è possibile escludere l’influenza di fattori correlati alla malattia come i neurolettici. Pertanto, sembra improbabile che gli effetti osservati nel gruppo di pazienti possano essere spiegati dall’esposizione a farmaci neurolettici. Poiché non abbiamo ancora campioni di sangue per quantificare il tracciante e non abbiamo dati sugli effetti di Δ9-THC sul metabolismo di Fallipride in soggetti sani rispetto ai pazienti con disturbi psicotici, non possiamo escludere l’ipotesi che raggruppa attraverso Δ9-THC potrebbe aver contribuito ai risultati attuali. Infine, l’attuale constatazione di una differenza di gruppo nello spostamento del ligando in alcune parti dello striato deve essere interpretata alla luce di una prestazione relativamente bassa (0,6). La replica in un gruppo più ampio è quindi indispensabile.

    ringraziamento

    Ringraziamo Ron Mengelers, Wolfgang Viechtbauer, Marjan Drukker e Linda Klumpers per il supporto tecnico e statistico e Rufa Diederen, Mayke Janssens, Emiel Beijer, Christel Demollin e Christian Urbach per il loro supporto nella raccolta dei dati.
    Contributi dell’autore

    Progettato e progettato gli esperimenti: RK JC MvK KVL CH JvG JvO. Effettuato gli esperimenti: RK CH MM. Analizzati i dati: RK JC JL. Reagenti / materiali / strumenti di analisi che contribuiscono: KvL JvL MvK JvO. Ha scritto il documento: RK CJ JL CH JvO.

     

     

     

     

     

     

     

     

     

     

    Die Emissionsdaten wurden in vier Segmenten gesammelt (die gesamte Abtastdauer ohne Pausen betrug 220 Minuten). Angesichts der Verwendung eines “Aktivierungs” -Parameters in dem für die Analyse verwendeten kinetischen Modell [38], das das Vorhandensein eines signifikanten Anstiegs der durch den Stimulus induzierten 18F-Fallyprid-Verdrängung repräsentiert, und die Hypothese einer Δ9-THC -Verabreichung mit erhöht assoziiert ist DA-Aktivität, der aktive (Δ9-THC) Zustand wurde immer nach der Kontroll- (Placebo-) Bedingung präsentiert. Die ersten drei PET-Segmente mit einer Gesamtabtastdauer von 170 Minuten (getrennt durch zwei kurze Pausen von 15 Minuten) stellten somit eine Tracerkinetik während der Kontrollbedingung dar (das Placebo wurde zwischen dem ersten und dem zweiten PET-Segment verabreicht). Der Kontrollbedingung folgte eine weitere Pause von 20 Minuten, bei der Δ9-THC verabreicht wurde (d. H. 220 Minuten nach der Injektion) und PET-Emissionsdaten wurden für weitere 50 Minuten gesammelt. Der Zeitpunkt der Verabreichung Δ9-THC wurde so gewählt, dass die Radioligand-Bindung im Steady-State-Zustand war und somit für striatale Hirnregionen gemäß einer Simulationsstudie optimiert wurde [37]. Wie aus Ceccarini et al. [37] würde die Stimulusverabreichung bei 200-220 Minuten zu positiven Gammawerten um 0,000-0,002 für mittlere Dopaminpeakhöhen (dh etwa 200-245 nM) führen, unter der Annahme, dass die tatsächliche Wirkung der Δ9-THC-Verabreichung auf die Dopaminfreisetzung ist ist in diesem Bereich. Um die Dämpfung zu korrigieren, wurde zu Beginn jedes PET-Segments ein CT-Scan mit geringer Dosis (80 kV Röhrenpotential, 11 mAs) ohne Kontrastmittel durchgeführt. Abbildung 1 zeigt das PET-Emissionsprotokoll.

    Die Bilder wurden mithilfe einer 3D-OSEM-Rekonstruktion (geordnete-Teilmenge-Erwartungsmaximierung) iterativ rekonstruiert, einschließlich modellbasierter Streuung sowie Schwächungskorrektur basierend auf einer gemessenen CT-Abschwächungskartierung mit einer endgültigen räumlichen Auflösung von 4 mm. Um strukturelle Hirnanomalien auszuschließen und eine anatomische Registrierung durchzuführen, erhielten alle Probanden zusätzlich ein volumetrisches T1-gewichtetes und standardmäßiges transversales T2-Gehirn-Magnetresonanzbild (MRI; 1,5 Tesla Vision Scanner, Siemens, Deutschland). Die Parameter für die T1-3D-Magnetisierungsvorbereitungs-Schnell-Akquisitions-Gradienten-Echo-Sequenz waren: TR = 0 ms, TE = 4 ms, Kippwinkel = 12 °, Inversionszeit = 300 ms, Matrix 256 × 256, 160 sagittale zusammenhängende Scheiben von 1 mm. Für jedes Subjekt wurden die rekonstruierten PET-Daten des Gehirns in DICOM (Digital Imaging and Communications in Medicine) übertragen und mit PMOD software v 2.95 (PMOD Inc., Zürich, Schweiz) in Analyze konvertiert. Um die Auswirkungen der Kopfbewegung während des Scans zu minimieren, wurden alle 18F-Rahmen für jeden PET-Scan neu ausgerichtet, mit der MRT des Patienten korreliert und dann räumlich auf ein spezifisches T1-gewichtetes Modell im stereotaktischen Raum des MNI (Montreal Neurological Institute) unter Verwendung von SPM8 normalisiert (Statistische Parametrische Kartierung, Wellcome Abteilung für Kognitive Neurologie, London, UK). Um das Signal-Rausch-Verhältnis zu erhöhen, wurden die normalisierten Bilder dann mit einem 3D-Gaußfilter (4 mm volle Breite bei halbem Maximum) geglättet, bevor das kinetische Modell angewendet wurde.

    Kinetische Modellierung

    Übereinstimmend mit früheren Arbeiten [34], [35], [36] wurde die Schätzung kinetischer Parameter, die die Δ9-THC-induzierte DA-Freisetzung darstellen, durch Anwendung des linearisierten vereinfachten Referenzbereichsmodells (LSRRM) [38], einer Erweiterung der vereinfachten Referenz, durchgeführt Regionsmodell (SRRM) [39], [40]. Der LSRRM berücksichtigt zeitliche Störungen in der ligandenspezifischen Bindung, die durch pharmakologische oder nicht-pharmakologische Effekte während einer 18F-Fallypridesitzung induziert werden, einschließlich einer Grundlinienbedingung und eines Aktivierungsparadigmas. Der LSRRM nimmt an, dass ein stationärer physiologischer Zustand während des gesamten Experiments gestört ist, indem ein Term γ · exp [-τ (tT)] in den Dissoziationsparameter (k2a = k2 / [1 + BPND]) des vereinfachten Referenzbereichsmodells ( SRRM), wobei k2 der Gewebe-Plasma-Efflux in der Gewebe-Region konstant ist und BPND das nicht verschiebbare Bindungspotential ist. & ggr; stellt die Amplitude der Ligandenverschiebung dar und die Funktion h (t) beschreibt eine schnelle Änderung nach Aktivierungsbeginn und -dissipation über die Zeit, wobei & tgr; die Geschwindigkeit steuert, mit der Aktivierungseffekte absterben; t bezeichnet die Messzeit und T ist die Aktivierungsinitiierungszeit. Die DA-Radioligandenkonkurrenz an den D2 / 3-Rezeptorstellen wird durch eine zeitliche Änderung von k2a (über die Änderung in BPND) widergespiegelt, die durch einen zeitabhängigen Parameter k2a + γ · h (t) erklärt wird. Es wird angenommen, dass Änderungen der BPND in Aktivierungsstudien Änderungen der Konzentration verfügbarer Rezeptorstellen widerspiegeln, und es wird angenommen, dass eine Abnahme der BPND eine erhöhte Neurotransmitterfreisetzung widerspiegelt. Ein erhöhter k2a spiegelt daher eine verringerte BPND für D2 / 3-Rezeptoren wider, was zu einem positiven Wert von γ führt. Als Referenzregion wurde das Kleinhirn verwendet, das eine Fläche mit vernachlässigbarer Dichte an D2 / 3-Rezeptoren darstellt [39].

     

     

    Proviamo la stessa empatia per le persone amate e odiate?

    astratto

    L’empatia ci consente di comprendere e rispondere ai sentimenti e alle sensazioni degli altri; Siamo in grado di valutare la situazione di un’altra persona in modo più accurato se siamo consapevoli dei loro sentimenti. L’empatia per il dolore è un buon modello di lavoro per i processi comportamentali e nervosi che generalmente svolgono un ruolo nell’empatia. Sebbene sia stata esaminata l’influenza dei processi di prospettiva (in particolare “sé” rispetto a “altro”) sulla valutazione del dolore, l’influenza del grado di familiarità con la persona che rappresenta la prospettiva “altro” non è stata affrontata finora. In questo studio, abbiamo chiesto ai partecipanti di prendere quattro diverse prospettive: “sé” (SELF), “altri – confidenti più amati” (OMLF), “altri – confidenti più odiati” (OMHF) e “altri estranei” (OS). I risultati hanno mostrato che valutazioni del dolore più elevate sono state attribuite alla prospettiva dell’altro più amato-familiare (OMLF) rispetto alla prospettiva di sé (SELF), straniero (OS) e altro-più odiante-familiare (OMHF). Inoltre, i partecipanti hanno valutato il dolore per la prospettiva familiare più amata e l’auto-prospettiva più velocemente rispetto alle altre due prospettive. Questi risultati per un compito prospettico quindi definiscono chiaramente il ruolo della familiarità nell’empatia per il dolore.

     

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=large&id=10.1371/journal.pone.0125871.g001

    Fig. 1. Rappresentazione schematica del paradigma: è stata presentata la descrizione del compito per ciascuno dei quattro blocchi (sé (SELF), Anders-Liebster-familiar (OMLF), Ander-Most-familiar (OMHF) e OF di altri stranieri) e una croce di fissazione è stata visualizzata nella sezione istruzioni per 500 ms.


    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=large&id=10.1371/journal.pone.0125871.g002

    Fig.2 (A) Media dei punteggi del dolore ± DS in funzione dello stimolo (doloroso contro non doloroso) e della prospettiva (Sé, OMLF, OMHF e OS). Differenze significative sono date come: * p <0,05 ** p <0,001 (B) media ± DS RT in funzione dello stimolo e della prospettiva.

     

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=large&id=10.1371/journal.pone.0125871.t001

    Tabella 1. Classificazioni del dolore (media ± DS) in funzione degli stimoli (doloroso contro non doloroso) e della prospettiva (trust altrui negativi, altri ignoti, stessi, trust altrui positivi).

     

    //journals.plos.org/plosone/article/figure/image?size=large&id=10.1371/journal.pone.0125871.t002

    Tabella 2. Tempo di risposta (media ± DS) in funzione di stimoli e prospettiva.

    Citazione:
    Giulia Bucchioni, Thierry Lelard, Said Ahmaidi, Olivier Godefroy,
    Pierre Krystkowiak, Harold Mouras Proviamo la stessa empatia per i coetanei amati e odiati? PLoS ONE 10 (5): e0125871. Fonte: //doi.org/10.1371/journal.pone.0125871

    Redattore accademico: Cosimo Urgesi, Università di Udine, ITALIA

    introduzione

    L’empatia è un costrutto multidimensionale con una componente sia emotiva che cognitiva [1]: l’empatia emotiva è la risposta affettiva dell’osservatore all’osservazione, inferenza o immaginazione di un’altra persona come risultato della condivisione emotiva [2], mentre l’empatia cognitiva è la capacità di prendere la prospettiva di un’altra persona [3], [4], [5]. L’empatia ci consente quindi di comprendere i sentimenti di un’altra persona attraverso la simulazione emotiva (una tendenza automatica a imitare le espressioni di un’altra persona) [4], [6], [7] e l’elaborazione cognitiva (la capacità di usare un processo prospettico) . [4], [8], [9], [10]. Questi processi di costruzione e frammentazione dell’odio sono attivati ​​in momenti diversi e in situazioni diverse durante la reazione empatica e in base alla situazione scatenante [4], [9]. Inoltre, le reti cerebellari sono coinvolte nella distinzione tra una situazione in cui è coinvolto il soggetto stesso o un’altra persona [11]. In effetti, la capacità di inferire lo stato mentale di qualcun altro richiede la capacità di inibire il pregiudizio egocentrico con il quale attribuiamo le nostre intenzioni, credenze o emozioni agli altri [12], [13], [14] e il giro frontopolare è un’area del cervello che sembra svolgere un ruolo importante in questa inibizione [15]. I dati pubblicati suggeriscono che l’adozione della prospettiva di un’altra persona e la differenziazione della capacità di agire comprendono l’attivazione bilaterale della connessione temporoparietale (TPJ) [16] e l’attivazione del giro frontopolare per vari compiti (sia esso motorio [17] concettualmente [15] o emotivamente [8], [18]).

    Gli studi sulla percezione del dolore hanno dimostrato che la rete neurale utilizzata per percepire il dolore (insula posteriore (PI), corteccia somatosensoriale primaria (S1) e gran parte della corteccia cingolata mediale e anteriore) si presenta in modi molto diversi. Insula (AI), corteccia cingolata anteriore (ACC), corteccia cingolata mediale (MCC) e talamo) [7], [19], [20], [21]. Recentemente, uno studio sul potenziale correlato all’evento (ERP) [22] ha osservato che la componente tardiva e controllata per la valutazione del dolore di qualcun altro (indicato in letteratura come “l’altra prospettiva”) era meno intensa rispetto alla valutazione del dolore ( indicato come “l’auto-prospettiva”). Tuttavia, questo non era il caso del primo componente automatico di ERP.

    Il modello operativo di empatia per il dolore di solito include la valutazione più rapida possibile della sensazione di dolore in una situazione visivamente rappresentata [7], [20], [23], [24]. Precedenti studi hanno dimostrato l’influenza della connessione tra l’osservatore e il personaggio raffigurato, che ha ricevuto una stimolazione dolorosa nella valutazione del dolore. Ad esempio, Pillai Riddell e Craig [25] hanno mostrato differenze nei punteggi del dolore tra genitori, infermieri e pediatri che hanno osservato la risposta dei bambini a un’iniezione di routine: i genitori hanno valutato livelli di dolore più alti rispetto a infermieri e pediatri. Jackson et al. [20] ha registrato un tempo di risposta (RT) significativamente più breve per l’auto-prospettiva che per l’altra prospettiva. Sono state esaminate le valutazioni del dolore nei diversi gruppi di razza, ma né Xu et al. [26] ancora Azevedo et al. [27] hanno riscontrato differenze significative tra i gruppi in relazione al fattore di razza. Tuttavia, è noto che a livello implicito, la risposta emotiva e la risposta sensomotoria al dolore sono maggiori per i membri del gruppo che per quelli esterni al gruppo [28]. Le differenze specifiche di genere nella sensazione di dolore rimangono un problema controverso. Ad esempio, Yang et al. [29] hanno riportato una soppressione della Mu più forte nelle donne rispetto agli uomini quando hanno osservato immagini dolorose e non dolorose, ma nessuna differenza nella valutazione del dolore di stimoli dolorosi e non dolorosi. In un altro studio, Han et al. [30] non ha riscontrato differenze di empatia per le valutazioni del dolore per genere. Tuttavia, studi recenti che utilizzano stimoli del dolore reali hanno riportato una maggiore sensibilità ai volti dolorosi [31] o una valutazione del dolore più elevata osservando il dolore di un’altra persona nelle donne rispetto agli uomini [32].

    In uno studio recente [33], abbiamo dimostrato che i partecipanti sentivano che gli stimoli del dolore erano più dolorosi quando prendevano la prospettiva di un membro del gruppo invece di una prospettiva di sé. Chenget al. [34] ha chiesto ai partecipanti di prendere tre diverse prospettive: il partecipante (sé), il suo partner (amante) o un’altra persona sconosciuta (straniero). Hanno registrato punteggi più alti di dolore per se stessi e le intuizioni dei propri cari rispetto alla prospettiva straniera, senza differenze significative tra le prospettive di sé e dei propri cari. Tuttavia, nessuno di questi studi comportamentali ha tenuto conto delle differenze individuali a tutti i livelli di familiarità.

    Nel presente studio, ci siamo concentrati sull’aspetto comportamentale della valutazione del dolore ed esaminato l’intensità del dolore percepita in risposta a una serie di immagini precedentemente validate [7] in funzione di una prospettiva di sé e di tre diverse altre prospettive. Abbiamo cercato di determinare se la valutazione del dolore variava per ciascuna immagine in funzione del livello di familiarità percepito dal partecipante. La nostra ipotesi iniziale era che le prospettive di sé e degli altri cari (Other-Most-Loved-Familiar = OMLF) sarebbero state associate a RT più veloci e valutazioni del dolore più elevate rispetto ad altre prospettive (Other-Stranger, OS) e altri confidente più odiato (Altro-Più-Odiato-Familiare = OMHF). Abbiamo anche analizzato il ruolo del genere nell’intensità percepita del dolore in queste quattro prospettive.

     

    metodi
    I partecipanti

    Sessantasei soggetti sani destrorsi (32 uomini e 34 donne; età media ± DS: 23,3 ± 5,04) hanno partecipato allo studio dopo aver dato il loro consenso scritto. I criteri di esclusione erano una storia di compromissione visiva o motoria e trattamenti precedenti o in corso per disturbi psichiatrici o neurologici. I partecipanti erano studenti e hanno ricevuto buoni regalo in cambio della loro partecipazione volontaria. L’esperimento è stato condotto in conformità con gli standard etici della Dichiarazione di Helsinki ed è stato approvato dal comitato di revisione locale (Comité de Protection des Personnes Nord-Ouest II, Amiens, Francia).

    Materiale di stimolo

    Trentasei immagini (raffiguranti la mano o il piede in situazioni dolorose o non dolorose) sono state selezionate da database precedentemente validati [7]. Nel valutare il dolore nell’immagine, ai partecipanti è stato chiesto di adottare l’auto-prospettiva o una delle tre diverse altre prospettive (OMLF, OMHF e OS). Ogni condizione (self, OMLF, OMHF e OS) era rappresentata in un blocco separato. Per ogni partecipante, le immagini sono state presentate quattro volte in ordine casuale, una per ciascun blocco. Le quattro condizioni erano anche bilanciate rispetto alla quantità di immagini. Gli stimoli sono stati presentati utilizzando il software E-Prime (versione 2.0, Psychology Software Tools, Inc., Pittsburgh, PA). Il paradigma sperimentale è mostrato nella Figura 1.

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    Fig. 1. Rappresentazione schematica del paradigma: sono state presentate la descrizione del compito per ciascuno dei quattro blocchi (sé (SELF), Anders-Liebster-familiar (OMLF), Ander-most-familiar (OMHF) e OF-straniero) e una croce di fissazione è stata visualizzata nella sezione istruzioni per 500 ms.

    È stata presentata un’immagine di uno stimolo doloroso o non doloroso fino a quando il partecipante ha valutato il livello immaginato di dolore da 0 a 9 usando una tastiera. Dopo un intervallo di interstimolo di 1000 ms, sullo schermo è stato visualizzato un nuovo stimolo.

    Procedura

    Prima di iniziare l’esperimento, ciascun partecipante ha completato una serie di questionari standardizzati, tra cui la versione francese del Beck Depression Inventory (BDI) [35], la versione francese dello State-Trait Anxiety Inventory, le sottoscale T (tratto) ed E (stato) [36] e la versione francese della scala empatica di base di 20 elementi (BES) [37,38], con 9 e 11 elementi che valutano l’empatia cognitiva e l’empatia affettiva. Il BDI II e lo STAI sono stati usati per escludere partecipanti con disturbi psichiatrici come depressione moderata o grave e aumento dell’ansia. Un valore superiore a 19 sul BDI era un criterio di esclusione (punteggio limite di 20 per una diagnosi di depressione lieve). Per le sottoscale T ed E del questionario STAI, sono stati esclusi i soggetti con valori superiori a due deviazioni standard al di sopra della mediana della popolazione francese. Tenendo conto di questi criteri, due partecipanti sono stati esclusi da questo campione. Il BES è stato utilizzato per verificare il livello di empatia dei partecipanti e per correlarsi con le risposte del partecipante. Abbiamo deciso di amministrare il BES perché offre una migliore valutazione dell’empatia cognitiva rispetto all’indice di reattività interpersonale [37], [39]. Le variabili comportamentali (valutazione del dolore e tempo di risposta, ovvero intervallo di tempo tra la presentazione dell’immagine e valutazione del dolore; RT) sono state registrate utilizzando il software E-Prime (versione 2.0, Psychology Software Tools, Inc.). Il compito di valutazione del dolore è stato organizzato come segue: all’inizio di ogni blocco (con un blocco per ogni condizione di familiarità), i partecipanti sono stati istruiti a immaginare il dolore che loro (se stessi) o qualcun altro (OMLF, OMHF e OS) avrebbero provato in ogni situazione . In particolare, all’inizio di ogni blocco sono state fornite le seguenti istruzioni: “Gentile partecipante, vedrai una serie di immagini visualizzate sullo schermo del computer. Vogliamo che tu valuti l’intensità del dolore che stai vivendo (nel blocco SELF). / la persona fidata di fiducia (nel blocco OMLF) / la persona fidata più odiata (nel blocco OMHF) / qualcuno che non conosci (nel blocco OS) scoprirà nella situazione mostrata; ti preghiamo di fornire la tua valutazione usando la mano destra per selezionare un numero compreso tra 0 (nessun dolore) e 9 (peggiore dolore possibile) sulla tastiera “. Abbiamo coperto lo scopo del nostro studio non usando la parola empatia nelle istruzioni, sebbene non abbiamo verificato se i partecipanti conoscessero lo scopo dello studio. L’ordine di presentazione dei quattro blocchi (Self, OMLF, OMHF e OS) è stato bilanciato. Ogni blocco è iniziato con la presentazione di una croce di fissazione per 500 ms. Lo stimolo è stato quindi presentato fino alla risposta del partecipante. Un intervallo di interstimolo di 1000 ms è stato aggiunto dopo la risposta. Il compito del partecipante era di rispondere il prima possibile dopo la presentazione. Il partecipante ha inserito la valutazione su una tastiera con la mano destra. Le valutazioni del dolore sono state registrate su una scala di Likert a 10 punti tra 0 (nessun dolore) e 9 (peggior dolore immaginabile). Le persone “Most Loved” (OMLF) e “Most Hated” (OMHF) erano anche divise in quattro categorie: (i) genitori e altri parenti, (ii) amici e conoscenti, (iii) partner e (iv) ) Insegnanti e capi.

    analisi statistica

    Tutti i dati sono stati analizzati utilizzando il pacchetto statistico per le scienze sociali (versione 21.0, SPSS Inc., Chicago, IL, USA). Gli studi con valori di 2,5 DS al di sopra o al di sotto di ogni singola media per ciascuna condizione nel compito di valutazione del dolore sono stati esclusi come valori anomali (1%). Sono state condotte due analisi separate della varianza (analisi della varianza) per l’analisi della varianza (ANOVA) per le valutazioni del dolore e RT, con il genere come fattore tra i soggetti. Un altro ANOVA con misurazioni ripetute è stato quindi condotto su dati di valutazione del dolore con prospettiva (sé, OMLF, OMHF, OS) e valore dello stimolo (doloroso, non doloroso) come fattori del soggetto e genere come fattore del soggetto intermedio. Poiché i valori RT non erano normalmente distribuiti, venivano trasformati logaritmicamente prima dell’ANOVA. T-test di campioni accoppiati con correzione di Bonferroni sono stati usati per confrontare le valutazioni del dolore per gli stimoli dolorosi. I coefficienti di correlazione di Pearson sono stati calcolati anche per la relazione tra i punteggi del dolore dei partecipanti per le immagini dolorose e la loro empatia con il BES. Il limite per la significatività statistica era p <0,05 per tutte le analisi statistiche.

    risultati

    I risultati comportamentali sono riportati nelle tabelle 1 (valutazioni del dolore) e 2 (tempi di reazione) (vedere anche 2 (A) e (B)). Per la prospettiva OMLF, il 41% delle persone nominate erano genitori o parenti, il 59% erano soci e nessuno era amico, insegnante o capo. Per la prospettiva OMHF, l’1,7% delle persone nominate erano genitori o parenti, l’88,1% erano amici o conoscenti, il 10,2% erano insegnanti o capi e nessuno era un partner.


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    Fig.: 2.

    (A) Media ± punteggi del dolore in SD in funzione dello stimolo (doloroso contro non doloroso) e della prospettiva (Sé, OMLF, OMHF e OS). Differenze significative sono date come: * p <0,05 ** p <0,001 (B) media ± DS RT in funzione dello stimolo e della prospettiva.

    Valutazioni del dolore

    ANOVA per quanto riguarda la condizione prospettica (Selbst, OMLF, OMHF, OS) ha mostrato un effetto principale significativo [F (3,65) = 19,51; p <0,0001]. L’effetto principale del punteggio dello stimolo (doloroso o non doloroso) era anche statisticamente significativo [F (1,65) = 897,19; p <0,0001]. C’è stata una significativa interazione tra la prospettiva e la condizione di stimolo [F (3,65) = 20,65; p <0,0001]. Le interazioni tra prospettiva e genere [F (3.65) = 4.50; p <0,005], valenza e prospettiva [F (3,65) = 4,23; p <0,05] e valenza e genere [F (3,65) = 4,11; p <0,05] erano anche statisticamente significativi.

    I confronti a coppie post hoc sono stati completati con i test t ed è stata applicata la correzione Bonferroni. I punteggi medi del dolore erano più alti nella prospettiva OMLF che nella prospettiva OMHF (t65 = 6.06; p <0.0001), prospettiva OS (t65 = 6.36; p <0.0001) e auto-prospettiva (t65 = 4.12; p <0.0001) ( vedi Fig. 2 pannello A). I punteggi medi del dolore (Tabella 1) erano significativamente più elevati per l’autosospettiva rispetto alle prospettive OS (t65 = 3.03, p <0,005) e OMHF (t65 = 3.89; p <0.0001). Sebbene i punteggi del dolore fossero più alti per la prospettiva del sistema operativo che per la prospettiva OMHF, la differenza non era statisticamente significativa. Come variabile tra i soggetti, il genere ha avuto un effetto significativo [F (1,65) = 4,20; p <0,05]. Le partecipanti femminili hanno valutato gli stimoli dolorosi come più dolorosi negli stati OMLF (t65 = 3,38; p <0,005) e Sé (t65 = 2,98; p <0,005) come partecipanti maschi. È stato anche utilizzato un test t per confrontare le altre prospettive nel loro insieme (ovvero i dati OMLF, OMHF e OS in pool) con le auto-prospettive. Le immagini dolorose sono state classificate come significativamente più dolorose per un’auto-prospettiva che per un’altra prospettiva (t65 = 2,29; p <0,05).

    Tempi di risposta

    Le deviazioni medie e standard di RT nelle quattro condizioni (Sé, OMLF, OMHF, OS) in situazioni dolorose e non dolorose sono riportate nella Tabella 2. L’ANOVA dei dati RT trasformati logaritmicamente ha mostrato un effetto principale significativo dello stato prospettico [F (3,65) = 4,76; p <0,005] e valore dello stimolo [F (1,65) = 298,89; p <0,0001]. È stata mostrata un’interazione significativa tra prospettiva e valore dello stimolo [F (3,65) = 64,95; p <0,0001]. Nessun effetto di genere sulla RT è stato osservato nei test t con correzione di Bonferroni. La RT media per gli stimoli dolorosi era più breve nello stato OMLF che nello stato del sistema operativo (t65 = -3,43; p <0,001) e nello stato OMHF (t65 = -5,37; p <0,0001), ma era più lungo rispetto all’autosufficienza (t65 = 4.04; p <0.0001) (vedere la figura 2, tabella B). I RT erano significativamente più lunghi per la prospettiva OMHF che per l’auto-prospettiva (t65 = 7.80; p <0.0001). Non sono state osservate differenze significative nella RT tra donne e uomini.

    correlazioni

    Nessuna delle correlazioni tra valutazioni del dolore e punteggi BES (totali, cognitivi o emotivi) era statisticamente significativa (ad es. R = 0,212 per la correlazione tra il punteggio BES complessivo medio e la valutazione del dolore per situazioni dolorose con auto-prospettiva) r = 0,234 per la correlazione tra il punteggio BES totale medio e la valutazione del dolore per situazioni dolorose con la prospettiva OMLF. Le RT registrate con la prospettiva OMHF per stimoli dolorosi erano correlate positivamente con il punteggio BES complessivo (r = 0,25; p = 0,05). Le RT registrate per gli stimoli dolorosi con la prospettiva OMLF erano positivamente correlate con il subscore cognitivo della BES (r = 0,29; p = 0,05). Il subscore cognitivo BES ha anche correlato positivamente con la differenza di RT tra stimoli dolorosi e non dolorosi con una prospettiva OMLF (r = 0,28; p = 0,05).

     

     

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    Tabella 1. Classificazioni del dolore (valori medi ± DS) in funzione degli stimoli (doloroso contro non doloroso) e della prospettiva (familiare altro negativo, altro sconosciuto, sé, altro positivo).

     

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0125871.t002Tabella 2. Tempo di risposta (media ± DS) in funzione di stimoli e prospettiva.

    Tabella 1. Classificazioni del dolore (media ± DS) in funzione degli stimoli (doloroso contro non doloroso) e della prospettiva (altri fidati, altri sconosciuti, sé, altri positivi).

    discussione

    L’empatia ci consente di comprendere e condividere i sentimenti di un’altra persona. Pertanto l’empatia svolge un ruolo essenziale nelle interazioni sociali tra le persone [40]. Percepire un’altra persona in una situazione dolorosa include gran parte della rete neurale che viene attivata durante l’esperienza del dolore in prima persona (per una meta-analisi, vedi Lamm et al., 2011 [21]).

    In questo studio, ai partecipanti è stato chiesto di valutare l’entità del dolore dalla propria prospettiva o quella di altre persone. I nostri risultati sono coerenti con i dati pubblicati in letteratura: i partecipanti hanno valutato le immagini dolorose come più dolorose quando prendono una prospettiva di sé rispetto a quando prendono una prospettiva diversa [20]. Inoltre, il nostro design sperimentale ha differenziato tre livelli di familiarità nell’altra prospettiva: le prospettive OMLF, OMHF e OS. Le situazioni sono state valutate più dolorosamente quando i partecipanti hanno adottato una prospettiva OMLF (di solito quella della madre o del partner). Questa differenziazione fornisce una valutazione più fine del grado di dolorosità attribuito a qualsiasi contesto: una situazione dolorosa viene percepita come più dolorosa quando viene vissuta da una persona amata, quindi da noi stessi, quindi da uno sconosciuto, e infine da qualcuno che noi odiamo (di solito un ex partner o amico, o un insegnante o capo attuale). Questi risultati concordano con i dati pubblicati nella letteratura [7], [20], [22] che gli stimoli dolorosi sono classificati come più dolorosi con un’auto-prospettiva che con un’altra prospettiva. Tuttavia, nessuno degli studi precedenti si è concentrato sulla familiarità con “l’altro”. I nostri risultati sono rimasti gli stessi quando i dati sono stati raccolti per le altre prospettive; la valutazione media del dolore era significativamente più bassa rispetto a un’auto-prospettiva (secondo la letteratura).

    Se assumiamo che la prospettiva OMLF sia simile a una prospettiva “all’interno del gruppo”, i risultati disponibili concordano con il nostro precedente rapporto [33] di punteggi del dolore significativamente più elevati per una prospettiva all’interno del gruppo rispetto a se stessi e fuori sulle prospettive di gruppo. In accordo con alcuni studi precedenti [20], [22], ma non altri [33], abbiamo scoperto che l’adozione di un’auto-prospettiva era associata a RT di valutazione del dolore più brevi rispetto ad altre prospettive (OMLF, OS o OMHF). La mancanza di questo risultato nello studio di Montalan et al. (2012) [33] probabilmente a causa della loro dimensione ridotta del campione. Inoltre, abbiamo scoperto che la prospettiva OMLF era associata al secondo RT più corto di mezzo, suggerendo che la prospettiva in-group [33] potrebbe essere diventata più complicata poiché non vi era alcuna differenza tra in-group e out- gruppi. Prospettive del gruppo. Le valutazioni del dolore erano più elevate per l’auto-prospettiva che per le altre prospettive, perché l’auto-prospettiva è più strettamente correlata alla vera esperienza del dolore del partecipante (come riportato in [20]). Questa constatazione è stata confermata dalle RT medie più brevi: l’esperienza diretta del dolore consentirebbe di valutare più rapidamente situazioni dolorose o non dolorose. Valutare il dolore da una prospettiva diversa richiede più tempo.

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    I punteggi del dolore per la prospettiva OMLF erano persino più alti rispetto alla prospettiva di sé. Questa scoperta conferma l’ipotesi che il livello di empatia dipenda dalla vicinanza affettiva. È anche in linea con il lavoro precedente che mostra che i partecipanti generano reazioni empatiche più intense quando guardano una persona familiare (come un genitore, un figlio [25] o una persona cara [34]) rispetto a quando guardano uno sconosciuto. Secondo Aron et al. [41], [42], più stretta è la relazione tra due individui, più sono integrati in un’auto-prospettiva. In effetti, il livello di familiarità tra due persone può influenzare il livello di empatia provato per un’altra persona [43]. Inoltre, fattori come l’altruismo (cioè aiutare gli altri senza pensare al proprio beneficio diretto) possono anche influenzare l’empatia dei partecipanti allo studio. Batson [44] ha proposto l’ipotesi empatia-altruismo, in cui l’empatia aiuta a migliorare il benessere di un’altra persona [44], [45], [46]. Come suggerito in precedenza [33], queste sovrapposizioni tra rappresentazioni mentali di sé e altri potrebbero spiegare i punteggi medi più alti del dolore per la prospettiva OMLF. Inoltre, la nostra osservazione di punteggi medi del dolore significativamente più bassi per le prospettive OS e OMHF si adatta a questa ipotesi. La mancanza di una differenza di significatività tra la prospettiva del sistema operativo e quella dell’OMHF potrebbe essere dovuta al comportamento insolito dei partecipanti quando adottano queste due prospettive e alla differenza talvolta percepita tra i due. È anche degno di nota il fatto che i RT medi più lunghi per le valutazioni del dolore sono stati registrati per la prospettiva OMHF. La presenza di inibizione durante le valutazioni del dolore per questa prospettiva può essere legittimamente assunta.

    Sebbene studi precedenti avessero usato una metodologia simile [29], [30] non mostravano differenze significative tra i sessi nelle valutazioni del dolore in un’empatia per compiti di dolore, gli studi di stimolazione del dolore [31], [32] hanno mostrato differenze specifiche di genere nella valutazione il dolore di un’altra persona. L’influenza del genere sulla sensazione di dolore non è attualmente chiara. Abbiamo analizzato se la variabile di genere potesse modulare l’empatia per le valutazioni del dolore usando il sé / altre prospettive. In particolare, i risultati suggeriscono che le donne, in base agli studi sulla stimolazione del dolore, sono più sensibili degli uomini quando valutano il loro dolore e il dolore dei loro parenti [31], [32]. Ci sono diversi esempi in letteratura che supportano la capacità di empatia superiore delle donne [47], ma spesso si basano su questionari self-report [48], come nel presente studio. Per questi motivi, questi risultati devono essere interpretati attentamente e riprodotti da ulteriori studi.Le RT registrate durante lo stato OMHF erano positivamente correlate al punteggio BES complessivo: i partecipanti che trascorrevano più tempo a valutare gli stati dolorosi dal punto di vista OMHF avevano probabilmente maggiore empatia rispetto agli altri partecipanti. Inoltre, sia lo stato doloroso che il delta tra stati dolorosi e non dolorosi sono correlati positivamente con la prospettiva OMLF con la sottoscala cognitiva BES, che valuta la comprensione intellettuale dello stato mentale di un’altra persona [38]. L’empatia cognitiva si basa su importanti funzioni cognitive come funzioni esecutive e linguaggio [40]. È importante comprendere più chiaramente i sentimenti della persona amata, soprattutto quando si presume che la persona immaginata si trovi in ​​una situazione pericolosa (cioè quando il soggetto deve determinare la quantità di dolore che la persona amata immaginata sperimenterebbe) ). La prospettiva richiede molta energia per mantenere l’interazione tra le strutture limbiche e cognitive a un livello elevato e una maggiore quantità di informazioni deve essere elaborata dopo un certo tempo [49]. Questo processo diventa quindi meno selettivo e più lento poiché diventa doloroso immaginare la persona amata nel dolore, motivo per cui i soggetti con maggiore empatia probabilmente passeranno più tempo su questo compito.

    Zeki und Romaya [50] zeigten, dass die neuronalen Korrelate des Hasses den prämotorischen Kortex betreffen, eine Region, die an der motorischen Planung beteiligt ist. Die Autoren stellten die Hypothese auf, dass das Sehen einer verhassten Person das prämotorische System aktiviert, um Annäherungs- / Vermeidungsverhalten anzuwenden. Es gibt auch Hinweise darauf, dass es bei der Beobachtung des Schmerzes einer anderen Person zu einem Einfrieren kommt, das spezifisch für den Muskel ist, der stellvertretend an der schmerzhaften Stimulation beteiligt ist [51]. Wir können auch die Hypothese aufstellen, dass die motorische Reaktion RT stärker einfriert, wenn das Subjekt eine höhere Empathie gegenüber seinen verhassten Kollegen hat. Kognitive Hypothesen müssen ebenfalls berücksichtigt werden. Es kann angenommen werden, dass diese Aufgabe mehr kognitive Ressourcen in Bezug auf die OMLF-Bedingung benötigt. Probanden könnten sich gehemmt fühlen, höhere Schmerzbewertungen im OMHF-Zustand als im OMLF-Zustand zu schreiben, was die längeren Reaktionszeiten erklären würde [52].

    Zusammenfassend bestätigen diese Befunde die Hypothese, dass Empathie von affektiver Nähe abhängt [25,34]. Darüber hinaus vervollständigte und klärte diese Studie die Verhaltensergebnisse früherer Studien [20], [22], [34], indem sie die “Andere” Perspektive in drei verschiedene Vertrautheitsebenen aufteilte und die Unterschiede in der Schmerzwahrnehmung in Bezug auf diese Perspektiven analysierte. Diese Studie zeigte, dass die Vorstellung der geliebten Person in einer schmerzhaften Situation mit höheren Schmerzeinschätzungen und niedrigeren Reaktionszeiten einhergeht. Im Gegenteil, die Vorstellung der am meisten gehassten Person in einer schmerzhaften Situation ist mit niedrigeren Schmerzbewertungen und höheren Reaktionszeiten verbunden. Insgesamt legen diese Ergebnisse nahe, dass die Art der Beziehung zwischen dem Teilnehmer und der beobachteten Person im Schmerz die Art und Weise beeinflussen kann, in der zwischenmenschliche Faktoren die Schmerzwahrnehmung beeinflussen.

    //doi.org/10.1371/journal.pone.0125871.s001

    ringraziamento

    Gli autori ringraziano Jean Decety per aver utilizzato il suo database di stimoli.
    Contributi dell’autore

    Concepito e progettato gli esperimenti: GB TL HM. Effettuato gli esperimenti: GB TL. Analizza i dati: GB TL HM. Reagenti / materiali / strumenti di analisi che contribuiscono: TL SA. Ha scritto il documento: GB TL HM PK OG.