Effecten van transcraniële willekeurige ruisstimulatie op cognitieve functies bij gezonde volwassenen: bewijs uit een systematische review en meta-analyse

Samenvatting

Deze meta-analyse geeft aan dat transcraniële willekeurige ruisstimulatie een klein, niet-significant effect heeft op cognitieve functies bij gezonde volwassenen. Online stimulatie vertoonde het meest veelbelovende patroon, terwijl effecten van stimulatieplaats, duur en cognitief domein met voorzichtigheid geïnterpreteerd moeten worden.

Samenvatting

Transcraniële willekeurige ruisstimulatie (tRNS) heeft steeds meer aandacht gekregen als neuromodulatiehulpmiddel; Echter, bevindingen over de cognitieve effecten blijven inconsistent. Deze studie beoordeelde en meta-analyseerde systematisch de effecten van tRNS op cognitieve functies bij gezonde volwassenen. Tot 15 september 2025 werd een uitgebreide zoektocht uitgevoerd in de databases van de Cochrane Library, PubMed, EMBASE en Web of Science. Gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken met parallelle of crossover-ontwerpen werden opgenomen. De gegevens werden geanalyseerd met behulp van random-effects modellen. Dertien gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken met 403 deelnemers voldeden aan de inclusiecriteria. De gepoolde analyse toonde een klein positief maar niet-significant totaaleffect van tRNS op cognitieve functies (Hedges' g = 0,17, 95% BI [-0,06, 0,40], p = 0,145). Subgroepanalyses gaven aan dat online stimulatie een significant positief effect had (Hedges' g = 0,37, 95% BI [0,04, 0,70], p = 0,026), terwijl offline stimulatie dat niet deed; het verschil tussen de subgroepen was echter niet statistisch significant. Er werden geen significante verschillen waargenomen tussen cognitieve domeinen, stimulatieplaatsen of stimulatieduur. De regressietest van Egger wees niet op significante publicatiebias. Over het algemeen suggereert het huidige bewijs dat tRNS beperkte en onzekere effecten heeft op cognitieve functies bij gezonde volwassenen. Grote, goed onderbouwde studies met gestandaardiseerde protocollen en met inbegrip van neurofysiologische uitkomsten zijn nodig.

Inleiding

Transcraniële willekeurige ruisstimulatie (tRNS) is een vorm van transcraniële elektrische stimulatie (tES) die oscillerende stromen levert met willekeurig variërende frequenties en amplitudes om hersenactiviteit en gedrag te moduleren¹. Sinds de introductie in menselijk onderzoek in 2008 heeft tRNS steeds meer aandacht gekregen als een niet-invasieve neuromodulatietechniek. In vergelijking met transcraniële gelijkstroomstimulatie (tDCS) is tRNS polariteitsonafhankelijk, wordt het over het algemeen als comfortabeler ervaren en is het goed geschikt voor dubbelblinde experimentele ontwerpen. Hoewel de onderliggende mechanismen nog onvolledig begrepen zijn, zijn voorgestelde verklaringen stochastische resonantie, die de signaal-ruisverhouding van neuronale activiteit^{verhoogt 3}, en modulatie van spanningsgestuurde natriumkanalen, wat leidt tot een verhoogde corticale excitabiliteit⁴.

tRNS is onderzocht op neuropsychiatrische, sensorische, motorische en cognitieve gebieden. Eerdere studies hebben de potentiële toepassingen onderzocht bij major depressieve stoornis⁵, schizofrenie⁶, tinnitus⁷, de ziekte van Parkinson met milde cognitieve stoornis⁸ en vermoeidheid door multiple sclerose⁹. Veel van deze aandoeningen betreffen beperkingen in cognitieve verwerking of vertrouwen op cognitieve controlemechanismen, wat aangeeft dat cognitie een centraal domein van interesse is voor tRNS-gerelateerde modulatie.

Cognitieve functie ontstaat uit gecoördineerde activiteit over verspreide neurale netwerken in plaats van uit geïsoleerde hersengebieden¹⁰. Als neuromodulerende techniek is tRNS toegepast op cognitieve domeinen zoals werkgeheugen¹¹, inhibitiecontrole¹² en vaardigheidsleer¹³. Toch blijven de bevindingen inconsistent. Sommige studies melden verbeteringen in cognitieve functies, terwijl andere geen meetbare effecten tonen. Bewijs suggereert dat uitkomsten kunnen afhangen van methodologische factoren, waaronder stimulatieparameters, stimulatieplaats, taakkenmerken en het tijdstip van stimulatie ten opzichte van taakprestaties 14,15,16. Zo is stimulatie van de dorsolaterale prefrontale cortex (DLPFC) geassocieerd met zowel positieve als nuleffecten op het werkgeheugen¹⁴, terwijl cerebellaire stimulatie de visuomotorische prestaties^niet consequent heeft verbeterd. Dergelijke variabiliteit beperkt het vermogen om definitieve conclusies te trekken.

Ondanks het toenemende aantal gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken is er geen duidelijke consensus bereikt over de omvang of betrouwbaarheid van de effecten van tRNS op cognitieve functies bij gezonde volwassenen. Individuele studies worden vaak beperkt door kleine steekproefgroottes en methodologische heterogeniteit, wat de statistische kracht en vergelijkbaarheid vermindert. Een systematische en kwantitatieve synthese van het beschikbare bewijs is daarom noodzakelijk om het algehele effect te schatten en mogelijke bronnen van variabiliteit te onderzoeken.

De huidige studie voert een systematische review en meta-analyse uit van gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken om de effecten van tRNS op cognitieve functies bij gezonde volwassenen te evalueren. De doelstellingen zijn het kwantificeren van de totale effectgrootte en het onderzoeken van de invloed van stimulatiekenmerken en cognitieve domeinen op de waargenomen uitkomsten.

Protocol

Deze studie werd uitgevoerd in overeenstemming met de richtlijnen van Preferred Reporting Items for Systematic Reviews and Meta-Analyses (PRISMA)¹⁸. Het protocol werd prospectief geregistreerd in de PROSPERO-database op 18 september 2025 (Registratie-ID: CRD420251150327). Alle procedures waren ontworpen om reproduceerbaarheid en transparantie te waarborgen bij studieselectie, gegevensextractie en statistische analyse. Omdat deze studie secundaire analyse van eerder gepubliceerde gegevens bevatte, was geen ethische goedkeuring of geïnformeerde toestemming vereist. De onderzoeksinstrumenten die in dit protocol worden gebruikt, staan vermeld in de Materiaaltabel.

1. Toelatingscriteria

De geschiktheid van het onderzoek werd bepaald met behulp van het PICOS-raamwerk, inclusief deelnemers, interventies, vergelijkingspersonen, uitkomsten en studieontwerp. In aanmerking komende studies bestond uit gezonde volwassenen van 18–60 jaar die transcraniële willekeurige ruisstimulatie (tRNS) of high-definition tRNS (HD-tRNS) ontvingen, vergeleken met schijnstimulatie. Uitkomsten waren vereist om cognitieve functies te beoordelen, waaronder werkgeheugen, vaardigheidsleer en inhibitiecontrole. Alleen gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken met crossover- of parallelgroepontwerpen werden opgenomen. Studies werden uitgesloten als het om reviews, conferentieabstracts, scripties, casussen of dierstudies ging. Alleen studies die in het Engels zijn gepubliceerd, werden overwogen. Het selectieproces van de studie wordt samengevat in Figuur 1.

Figuur 1: PRISMA stroomdiagram van studieselectie. Stroomdiagram dat de identificatie, screening, geschiktheidsbeoordeling en opname van studies in de meta-analyse illustreert, inclusief het aantal records dat in elke fase is opgehaald, uitgesloten en opgenomen. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

2. Informatiebronnen en zoekstrategie

Een uitgebreide literatuurzoektocht werd uitgevoerd tot 15 september 2025, met gebruik van PubMed, EMBASE, Web of Science en de Cochrane Library. Er werden geen beperkingen of filters toegepast. Zoektermen omvatten combinaties van "transcraniële willekeurige ruisstimulatie", "tRNS," "high-definition tRNS," en cognitief gerelateerde termen zoals "werkgeheugen," "vaardigheidsleer" en "remmende controle." Zoekstrategieën werden aangepast aan de syntaxis van elke database.

3. Studieselectie

Alle opgehaalde records werden geïmporteerd in een referentiebeheersysteem en dubbele records werden verwijderd. Titels en abstracts werden onafhankelijk beoordeeld door twee beoordelaars, gevolgd door een volledige tekstbeoordeling op geschiktheid. Discrepanties werden opgelost door overleg met een derde beoordelaar. Wanneer volledige artikelen niet beschikbaar waren, werden corresponderende auteurs benaderd. Studies werden uitgesloten als er na drie pogingen geen respons werd ontvangen.

4. Data-extractie

Data-extractie werd onafhankelijk uitgevoerd door twee beoordelaars met een gestandaardiseerde aanpak. Extraherde variabelen omvatten deelnemerskenmerken, studieontwerp, stimulatieparameters en cognitieve uitkomstmaten. Uitkomstmaten omvatten nauwkeurigheid, d-prime scores en foutgebaseerde metrics. Meningsverschillen werden door overleg opgelost om consistentie en nauwkeurigheid te waarborgen.

5. Kwaliteitsbeoordeling

Het risico op bias werd beoordeeld met behulp van het Cochrane Risk of Bias Tool in overeenstemming met het Cochrane Handbook for Systematic Reviews of Interventions¹⁹. Evaluaties werden uitgevoerd op verschillende domeinen, waaronder randomisatie, verberging van toewijzing, blinding, onvolledige uitkomstgegevens, selectieve rapportage en andere biases. Elk domein werd geclassificeerd als laag, hoog of onduidelijk risico. De beoordelingen werden onafhankelijk uitgevoerd door twee beoordelaars, waarbij meningsverschillen door consensus werden opgelost.

6. Statistische analyse

Meta-analyse werd uitgevoerd met het metafor-pakket in R. Voor uitkomsten waarbij lagere waarden betere prestaties aangaven, werden waarden getransformeerd zodat positieve effectgroottes consequent een verbeterde prestatie onder actieve stimulatie weerspiegelden. Effectgroottes werden berekend als hedges' g met 95% betrouwbaarheidsintervallen. Er werd een random-effectsmodel met beperkte maximum likelihood schatting toegepast. De heterogeniteit werd beoordeeld met behulp van de Q van Cochran en de I^2-statistiek . Subgroepanalyses onderzochten de invloed van cognitief domein, stimulatieplaats, stimulatieduur en stimulatietiming. Meta-regressie werd uitgevoerd om de stimulatieduur als continue moderator te beoordelen. Publicatiebias werd geëvalueerd met behulp van funnel plots en Eggers regressietest. Gevoeligheidsanalyses werden uitgevoerd met leave-one-out-procedures. Statistische significantie werd gedefinieerd als p < 0,05.

Resultaten

Algemene analyse

De totale meta-analyse omvatte 13 gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken. Door de opname van crossover-ontwerpen weerspiegelen de tellingen van deelnemers in het bosperceel conditiespecifieke steekproefgroottes in plaats van unieke individuen.

Het random-effects model toonde een klein positief maar niet-significant totaaleffect van transcraniële willekeurige ruisstimulatie (tRNS) op cognitieve functies bij gezonde volwassenen (Hedges' g = 0,17, 95% BI [-0,06, 0,40], p = 0,145), met matige heterogeniteit (I² = 48,63%) (Figuur 2). Inspectie van de funnel plot toonde geen uitgesproken asymmetrie (Figuur 3), en de regressietest van Egger was niet significant (p = 0,940) (Figuur 4).

Figuur 2: Forest plot van het algehele effect van tRNS op cognitieve functies. Bosplot toont individuele studie-effectgroottes en gepoolde effectschatting met behulp van een random-effects model. Vierkanten vertegenwoordigen studiespecifieke effectgroottes, waarbij de grootte evenredig is met het gewicht van de studie; Horizontale lijnen geven 95% betrouwbaarheidsintervallen aan; De diamant vertegenwoordigt het algehele pool-effect. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Figuur 3: Funnel plot die publicatiebias beoordeelt. Funnel plot van effectgroottes tegen hun standaardfouten voor opgenomen studies. De verdeling van punten wordt gebruikt om visueel mogelijke publicatiebias te beoordelen. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Figuur 4: Eggers regressieplot voor publicatiebias. Regressieplot dat de relatie illustreert tussen gestandaardiseerde effectgroottes en hun precisie om trechterplotasymmetrie te evalueren met behulp van de Egger-test. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Subgroepanalyse per stimulatieplaats

Subgroepanalyse per stimulatielocatie toonde geen statistisch significante effecten in alle regio's. De gepoolde effectgroottes waren 0,11 voor dorsolaterale prefrontale cortexstimulatie (95% BI [-0,23, 0,44], p = 0,53), -0,01 voor primaire motorische cortexstimulatie (95% BI [-0,56, 0,54], p = 0,96), 0,54 voor inferieure frontale gyrusstimulatie (95% BI [-0,10, 1,19], p = 0,100) en 0,47 voor cerebellaire stimulatie (95% BI [-0,48, 1,43], p = 0,33). Er werden geen significante verschillen tussen subgroepen waargenomen (p = 0,52)(Figuur 5).

Figuur 5: Bosplot van subgroepanalyse per stimulatielocatie. Bosplot toont gecombineerde effectgroottes voor verschillende stimulatieplaatsen, waaronder dorsolaterale prefrontale cortex, primaire motorische cortex, inferieure frontale gyrus en cerebellum, met bijbehorende betrouwbaarheidsintervallen. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Subgroepanalyse op basis van stimulatieduur

Er werden geen statistisch significante effecten waargenomen gedurende de stimulatieduur. De effectgroottes waren 0,06 voor 10-minutenprotocollen (95% BI [-0,48, 0,60], p = 0,83), 0,04 voor 15-minutenprotocollen (95% BI [-0,99, 1,06], p = 0,94), 0,23 voor 20-minutenprotocollen (95% BI [-0,12, 0,57], p = 0,20), en 0,22 voor 22-minutenprotocollen (95% BI [-0,73, 1,17], p = 0,66) (Figuur 6). Meta-regressieanalyse identificeerde geen significante associatie tussen de stimulatieduur en effectgrootte (β = 0,02, p = 0,53) (Figuur 7).

Figuur 6: Bosgrafiek van subgroepanalyse op stimulatieduur. Bosplot toont gecombineerde effectgroottes over verschillende stimulatietijden, waaronder protocollen van 10 minuten, 15 minuten, 20 minuten en 22 minuten. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Figuur 7: Meta-regressie van stimulatieduur en effectgrootte. Scatterplot dat de relatie tussen stimulatieduur en effectgrootte illustreert, met een aangepaste regressielijn die de meta-regressieanalyse voorstelt. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Subgroepanalyse per cognitief domein

Subgroepanalyse op basis van cognitief domein toonde geen statistisch significante effecten. De grootste effectgrootte werd waargenomen voor het werkgeheugen (Hedges' g = 0,31, 95% BI [-0,11, 0,72], p = 0,15), gevolgd door vaardigheidsleer (Hedges' g = 0,11, 95% BI [-0,36, 0,58], p = 0,66) en remmende controle (Hedges' g = 0,09, 95% BI [-0,32, 0,50], p = 0,67) (Figuur 8).

Figuur 8: Bosplot van subgroepanalyse per cognitief domein. Forest plot toont gecombineerde effectgroottes over cognitieve domeinen, waaronder werkgeheugen, vaardigheidsleer en remmende controle. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Subgroepanalyse op basis van stimulatietiming

Subgroepanalyse op basis van stimulatietiming gaf aan dat online stimulatie een statistisch significant effect had (Hedges' g = 0,37, 95% BI [0,04, 0,70], p = 0,03), terwijl offline stimulatie dat niet deed (Hedges' g = 0,00, 95% BI [-0,30, 0,30], p = 0,98). Het verschil tussen de subgroepen was niet statistisch significant (p = 0,10) (Figuur 9).

Figuur 9: Bosgrafiek van subgroepanalyse op stimulatietijd. Bosplot die gepoolde effectgroottes tussen online en offline stimulatiecondities vergelijkt, met bijbehorende betrouwbaarheidsintervallen. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

Gevoeligheidsanalyses

Leave-one-out-analyses toonden aan dat het totale effect in de meeste gevallen niet-significant bleef na het verwijderen van individuele studies. Echter, de uitsluiting van Hasanvand et al. (2025) resulteerde in een statistisch significant gepoold effect (Hedges' g = 0,24, 95% BI [0,05, 0,43], p = 0,01).

Risico op bias

De risicobeoordeling van bias gaf een laag risico aan voor willekeurige sequentiegeneratie, selectieve rapportage en andere bias-domeinen in alle studies. De toewijzing was in alle proeven onduidelijk. Eén studie werd beoordeeld als hoog risico op blindheid van deelnemers en personeel vanwege een enkelblind ontwerp, terwijl de overige studies in dit domein als laag risico werden geclassificeerd. Verschillende studies boden onvoldoende informatie over blindering van uitkomstbeoordeling en werden gecategoriseerd als onduidelijk risico. Eén studie werd beoordeeld als hoog risico voor onvolledige uitkomstgegevens. Over het geheel genomen toonden de opgenomen studies over het algemeen acceptabele methodologische kwaliteit, hoewel er nog enkele zorgen blijven bestaan over blindering en toewijzingsverhulling (Figuur 10).

Figuur 10: Samenvatting van het risico van bias voor de opgenomen studies. Grafische samenvatting van risico-op-bias-beoordelingen in de opgenomen studies, met beoordelingen voor elk domein, waaronder randomisatie, toewijzingsverberging, blinding, onvolledige uitkomstgegevens en selectieve rapportage. Klik hier om een grotere versie van deze figuur te bekijken.

De kenmerken van de opgenomen studies, waaronder de demografie van de deelnemers, stimulatieparameters en uitkomstmaten, worden samengevat in Tabel 1.

Studie	Studieontwerp	Deelnemers (N, man)	Gemiddelde leeftijd (jaren)	Stimulatieparameters	Duur (min)	Stimulatieplaats (cm²)	Taak / Resultaat	Timing	Gerapporteerd effect
Mulquiney et al., 2011²⁰	Crossover	20 (4)	29.5 ± 5.9	1 mA, 101–640 Hz	10	DLPFC (35)	OCL / 1-back / 2-back, ACC	Online	Geen significant effect op het werkgeheugen
Brauer et al., 2018¹⁶	Crossover	23 (7)	22,91 ± 3,44	1 mA, 0,1–640 Hz	20	IFG (25)	GN, NE	Online	Geen significant effect op remmende controle
Brevet-Aeby et al., 2019¹²	Parallel	33 (16)	24.72 ± 4.32	2 mA, 100–500 Hz	20	DLPFC (35)	GN, RT	Offline	Significante verbetering in reactietijd
Albuquerque et al., 2019¹⁵	Parallel	34 (34)	23.1 ± 2.8	2 mA, 101–640 Hz	20	M1/SO (35)	GPT, EE	Online	Geen significante invloed op het leren van vaardigheden
Murphy et al., 2020²¹	Parallel	33 (11)	25.25 ± 7.73	1 mA, 101–640 Hz	22	DLPFC/SO (35)	SWM, ACC	Offline	Significante verbetering van het werkgeheugen
Sallard et al., 2021³⁷	Crossover	19 (5)	28 ± 6	1 mA, 101–640 Hz	10	IFG (16)	GN, FA	Offline	Geen significant effect op remmende controle
Yamashiro et al., 2023²²	Crossover	16 (16)	20,6 ± 0,9	1,5 mA, 101–640 Hz	15	DLPFC (25)	GN, CE	Offline	Geen significant effect op remmende controle
Ai et al., 2024¹⁴	Crossover	33 (9)	22.17 ± 1.78	1,5 mA, 0–200 Hz	20	DLPFC (NA)	VWM, ACC	Offline	Geen significant effect op het werkgeheugen
Tokikuni et al., 2024¹¹	Parallel	59 (30)	22.79 ± 2.01	2 mA, 101–640 Hz	20	DLPFC/OC (35)	2-back, DPS	Online	Significante verbetering van het werkgeheugen
Kawakami et al., 2024¹⁷	Parallel	34 (17)	21.7 ± 1.0	1 mA, 0,1–640 Hz	20	Cerebellum (35)	VTT, LR	Online	Geen significant effect op motorisch leren
Hasanvand et al., 2025⁴⁶	Parallel	32 (32)	22,91 ± 3,44	1 mA, 101–640 Hz	20	DLPFC/OC (25)	SST, SSRT	Offline	Geen significant effect op remmende controle
Scaramuzzi et al., 2025¹³	Parallel	37 (31)	26.26 ± 9.2	2 mA, 100–640 Hz	20	M1 (18.49)	DT, RE	Online	Vermindering van radiale fout
Frankel et al., 2025⁴⁷	Crossover	30 (15)	24.53 ± 2.37	1 mA, 101–640 Hz	10	M1/SO (35)	SPPM, MT	Offline	Significante verbetering in motorprestaties

Tabel 1: Kenmerken van de opgenomen studies, deelnemers en tRNS-protocollen. Deze tabel vat de kenmerken van de opgenomen gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken samen, waaronder studieontwerp, demografie van de deelnemers, stimulatieparameters (intensiteit, frequentiebereik, duur en elektrodeplaats), cognitieve taken, uitkomstmaten en stimulatietiming (online/offline). Klik hier om deze tabel te downloaden.

Afkortingen: M, man; V, vrouw; SD, standaarddeviatie; ACC, nauwkeurigheid; DPS, d-priem score; EE, eindpuntfout; MT, bewegingstijd; LR, leersnelheid; RE, radiale fout; NE, aantal fouten; RT, reactietijd; SSRT, stopsignaalreactietijd; FA, vals alarm; CE, commissiefout; OC, orbitofrontale cortex; SO, supraorbitale regio; IFG, inferieure frontale gyrus; VWM, visueel werkgeheugen; NA, niet gerapporteerd; OCL, één-kaart leertaak; SWM, Sternberg werkgeheugen; GPT, golfputting-opdracht; SPPM, sequentiële punt-tot-punt bewegingstaak; VTT, visuomotorische volgopdracht; DT, pijlwerptaak; GN, Go/No-Go taak; SST, stoplichttaak.

BESCHIKBAARHEID GEGEVENS:

Alle ruwe data die voor de huidige systematische review en meta-analyse is gebruikt, is openbaar beschikbaar via het Open Science Framework (OSF) op https://doi.org/10.17605/OSF.IO/7QD63.

Discussie

Naar de huidige kennis biedt deze studie een uitgebreide kwantitatieve synthese om de effecten van transcraniële willekeurige ruisstimulatie (tRNS) op cognitieve functies bij gezonde volwassenen kwantitatief te evalueren. Op basis van 13 gerandomiseerde gecontroleerde onderzoeken werd een klein positief maar niet-significant totaaleffect waargenomen. Hoewel online stimulatie een statistisch significant effect toonde, suggereert het ontbreken van een significant verschil tussen subgroepen dat deze bevinding met voorzichtigheid moet worden geïnterpreteerd.

De waargenomen effectgrootte (Hedges' g = 0,17) is klein en zal waarschijnlijk geen betekenisvolle cognitieve verbetering vertegenwoordigen in echte situaties onder de huidige experimentele omstandigheden. De totale omvang van de waargenomen effecten was bescheiden. Verschillende methodologische factoren kunnen dit patroon verklaren, waaronder de dominantie van enkelvoudige sessieontwerpen, relatief kleine steekproefgroottes en het gebruik van gecontroleerde laboratoriumgebaseerde cognitieve taken. Daarnaast droeg aanzienlijke heterogeniteit tussen de studies, waaronder verschillen in stimulatieparameters, doelgebieden, taakparadigma's en uitkomstmaten, waarschijnlijk bij aan de variabiliteit in de bevindingen. Deze beperkingen kunnen zowel de statistische kracht als de externe validiteit verminderen. Desalniettemin blijft tRNS een niet-invasieve en laagbelastende interventie, en kunnen de effecten duidelijker worden onder geoptimaliseerde omstandigheden zoals herhaalde trainingsparadigma's of geoptimaliseerde protocollen. Zo is aangetoond dat een tweeweekse interventie waarbij tRNS wordt gecombineerd met cognitieve training de neurale oscillerende activiteit en slaapuitkomsten bij kinderen met ADHD^verbetert.

Over cognitieve domeinen heen werden geen statistisch significante subgroepeffecten waargenomen voor werkgeheugen, vaardigheidsleer of inhibitiecontrole. Hoewel het werkgeheugen de grootste puntschatting liet zien, bereikte het effect geen statistische significantie, en verschillende opgenomen studies rapporteerden nulbevindingen 14,15,16,17,18,19,20. Het werkgeheugen is sterk afhankelijk van verspreide frontoparietale netwerken, met name de dorsolaterale prefrontale cortex (DLPFC), die betrokken is bij het onderhouden en manipuleren van informatie^43,44. Het ontbreken van consistente effecten suggereert dat dergelijke complexe, netwerkniveauprocessen moeilijk te moduleren zijn onder heterogene stimulatieomstandigheden. Evenzo kan het ontbreken van significante effecten voor inhibitiecontrole en vaardigheidsleer domeinspecifieke neurale eisen en beperkte statistische kracht binnen subgroepen weerspiegelen. Eerder onderzoek suggereerde mogelijke verbeteringen in de remmende controle na tRNS¹²; Deze effecten werden echter niet consistent gerepliceerd in de huidige analyse.

Subgroepanalyses op basis van stimulatieprotocollen toonden geen statistisch significante verschillen tussen de stimulatieplaats of de duur van de stimulatie. Hoewel numeriek grotere effecten in sommige omstandigheden werden waargenomen, waren deze patronen inconsistent. Het DLPFC wordt beschouwd als een centraal knooppunt voor hogere-orde cognitieve processen vanwege de uitgebreide connectiviteit met corticale en subcorticale regio's^30,31,32, en stimulatie van dit gebied is geassocieerd met veranderingen in neurale oscillaties en functionele connectiviteit²¹. Er werd echter geen significant voordeel van DLPFC-stimulatie waargenomen in de huidige analyse. Evenzo leverde stimulatie van M1, IFG en het cerebellum geen significante effecten op, wat mogelijk te maken heeft met verschillen in functionele specialisatie of beperkte studieaantallen binnen elke subgroep^{15'34, 35, 36, 37, 38}.

De stimulatieduur toonde geen significant verband met de effectgrootte. Eerder bewijs suggereert dat de effecten van tRNS mogelijk afhangen van het bereiken van een minimale stimulatiedrempel en een niet-lineair dosis-responspatroon^{volgen 39'40}. In de huidige analyse toonden langere duursduur, zoals 20–22 minuten, numeriek grotere effecten, maar meta-regressie ondersteunde geen significante lineaire associatie. Dit suggereert dat de duur van de stimulatie waarschijnlijk samenwerkt met andere factoren, waaronder taakeisen en individuele variabiliteit, in plaats van een onafhankelijk effect uit te oefenen.

De bevinding dat online stimulatie een significant effect toonde, terwijl offline stimulatie dat niet deed, kan inzicht geven in onderliggende mechanismen. tRNS toegepast tijdens taakuitvoering kan de neurale verwerking verbeteren via stochastische resonantie, waardoor de detectie en transmissie van taakrelevante signalen^{verbeterd 11,25}. Offline stimulatie daarentegen wordt vaker geassocieerd met tijdelijke toename van corticale excitabiliteit gemedieerd door natriumkanaalactiviteit^26,27, wat mogelijk niet consequent leidt tot gedragsverbeteringen. Gezien het ontbreken van een significant verschil tussen subgroepen blijft deze interpretatie echter voorlopig en moet als verkennend worden beschouwd.

Verschillende beperkingen moeten worden erkend. Methodologische heterogeniteit tussen studies, met name in stimulatieparameters en cognitieve taken, kan de vergelijkbaarheid beperken. Veel opgenomen studies hadden relatief kleine steekproefgroottes, wat de statistische kracht verminderde en de kans op zowel type I- als type II-fouten vergrootte. Neurofysiologisch bewijs blijft beperkt, aangezien slechts een subset van de studies metingen zoals elektro-encefalografie of functionele beeldvorming bevatte. Daarnaast werden potentiële moderatieve factoren, waaronder sekseverschillen en het cognitieve basisvermogen, niet systematisch onderzocht. Deze beperkingen kunnen de generaliseerbaarheid van de bevindingen beperken.

Toekomstig onderzoek zou gericht moeten zijn op het standaardiseren van stimulatieprotocollen en experimentele ontwerpen om de vergelijkbaarheid tussen studies te verbeteren. Grotere, adequaat gerandomiseerde onderzoeken zijn nodig om nauwkeurigere schattingen van de effectgrootte te kunnen geven. De integratie van gedrags- en neurofysiologische metingen, zoals EEG en fMRI, kan helpen de mechanismen achter de effecten van tRNS te verduidelijken. Daarnaast kan systematische evaluatie van individuele verschillen, inclusief basisprestaties en demografische factoren, het begrip van variabiliteit als reactie op stimulatie verbeteren.

Conclusie:

Deze systematische review en meta-analyse geven aan dat transcraniële willekeurige ruisstimulatie een klein positief effect kan hebben op cognitieve functies bij gezonde volwassenen; Het totale effect is echter niet statistisch significant. Hoewel online stimulatie een gunstiger patroon vertoonde, werden er geen significante verschillen waargenomen tussen cognitieve domeinen, stimulatieplaatsen of stimulatieduur. Het huidige bewijs blijft onvoldoende om een robuust cognitief-versterkend effect van tRNS te ondersteunen. Toekomstige studies moeten grotere steekproefgroottes, gestandaardiseerde protocollen, duidelijk gedefinieerde stimulatieparadigma's en gecombineerde gedrags- en neurofysiologische uitkomsten bevatten om de effectiviteit en mechanismen van tRNS beter te bepalen.

Materialen

Lijst van materialen gebruikt in dit artikel

Naam	Bedrijf	Catalogusnummer	Opmerkingen
R-software met metafor-pakket	R Foundation for Statistical Computing	N/A	Gebruikt voor het uitvoeren van de meta-analyse, inclusief effectgrootteberekening, random-effects modellen, subgroepanalyses, meta-regressie, Egger’s regressietest en leave-one-out gevoeligheidsanalyses.
Review Manager 5.4	Cochrane	N/A	Gebruikt voor de beoordeling van risico op vooringenomenheid en de voorbereiding van risico op vooringenomenheid figuren.