eISSN: 1689-3530
ISSN: 0867-4361
Alcoholism and Drug Addiction/Alkoholizm i Narkomania
Current issue Archive Online first About the journal Editorial board Abstracting and indexing Subscription Contact Instructions for authors Publication charge Ethical standards and procedures
Editorial System
Submit your Manuscript
vol. 35
Original paper

Research into alcohol-dependent persons in treatment during the COVID-19 pandemic. Part two – the role of the pandemic and its consequences

Jan Chodkiewicz
Kamila Morawska
Katarzyna Łukowska

Institute of Psychology, University of Łódź, Poland
National Centre for Prevention of Dependence, Warsaw, Poland
Alcohol Drug Addict 2022; 35 (4): 249-270
Online publish date: 2023/05/12
Article file
- AiN_Chodkiewicz.pdf  [0.52 MB]
Get citation
PlumX metrics:


There have been numerous population studies on the impact of the COVID-19 pandemic on health and social and mental performance in the period between 2020 and 2022. The effort required to adapt to the unknown and uncertain pandemic situation, as well as having to cope with the unpleasant emotions and everyday obstacles, made the pandemic period a time of great stress. An infectious disease that spreads quickly and “invisibly” has always aroused fear [1]. This can give rise to socially undesirable stigmatisation and discrimination of the infected, those suspected of being infected or those in contact with them as well as feelings of high anxiety, loss, helplessness and grievance. All this presented a considerable challenge for the mental health care system and those working to prevent mental disorders.
A considerable body of research and meta-analyses has demonstrated the pandemic’s impact on mental health, indicating a much higher prevalence of perceived psychological stress (50-80% of respondents), anxiety disorders (25-50%), depressive disorders (25-45%), post-traumatic stress (20-50%) and suicidal thoughts (15-25%) compared to the pre-pandemic period. It is also worth emphasising that all the above occur irrespective of the wave of the pandemic. Their findings also indicate that most at-risk of developing mental disorders are women, young people, persons who experienced mental disorders prior to the pandemic or who were dependent to psychoactive substances, as well as those quarantined, isolated, convalescent or infected and families of those who died due to COVID-19 [incl. 2-7].
Despite these reports, research on mental performance during the pandemic has not generally addressed alcohol-dependent persons. The few studies conducted during the pandemic indicate that, similarly to the general population, those at high risk of alcohol-use disorders demonstrated both an increase and a decrease in alcohol consumption [e.g. 8, 9]. Other studies from the beginning of the pandemic on dependent persons found factors like isolation, anxiety, depression and loneliness to be linked to alcohol relapses during this period [10]. A phone-based UK study on patients diagnosed with alcohol-use disorders prior to the pandemic found that 24% reported higher consumption during the lockdown period and 19% lower consumption; in addition, 17% reported a relapse during lockdown [9]. A similar result was obtained in China, where 19% of alcohol dependent persons relapsed in the first period of the pandemic [11]. Another study found an increase in alcohol consumption among patients receiving treatment for alcohol dependence during the pandemic period, as indicated by urine testing [12]. However, this relationship was not confirmed in an extensive longitudinal study (n = 9966 dependent men) analysing a number of different biological markers [13].
Clearly, few studies of this kind have been performed and none has analysed the importance of the specific pandemic-related factors in dependent persons receiving treatment at this time.
Therefore the aim of the present study was to determine the relationship between experiences during the pandemic and mental performance of patients being treated for alcohol dependence. It was decided to focus on personal experiences as well as the treatment process experiences. Among the personal experiences selected were subjectively experienced pandemic-related difficulties, being infected with SARS-CoV-2 coronavirus, illness of a loved one from COVID-19, the death of a loved one as a result of COVID-19 and interruption of one’s career. These were the variables distinguished in studies carried out on different groups during the pandemic [2-7, 14]. Among the experiences covering therapy during pandemic we included availability of treatment, therapist change, form of therapy change (from “face-to-face” to online) and participation in AA meetings. To assess the studied persons’ mental performance, we decided to choose variables also included in the population-based studies mentioned above like the level of anxiety, depression, post-traumatic stress, suicidal tendencies and satisfaction with life. Due to the specifics of the study group, the level of alcohol craving and therapeutic alliance were also examined. Craving for alcohol is an important factor related to the functioning of dependent people, regardless of the conditions and forms of therapy [15]. It was possible that therapeutic alliance assessment could change with the form of therapy (from “face-to-face” to online) and/or significant pandemic limitations. It was decided to compare women and men in therapy because research conducted earlier indicates a heavier burden for women during the pandemic [2-7].


Procedure and study group
The present study included 454 people completing therapy in various treatment centres in Poland between July and August 2021. The centres in which the study was conducted were randomly selected from among all those operating in Poland in proportion to their number. Among the respondents, 236 (almost 52%) had completed inpatient, 69 (15.2%) day-care and 138 (over 30%) outpatient therapy. In addition, 11 did not indicate which mode of therapy they had completed. The participants were surveyed in the last week of their stay at the facility. The group included a total of 351 men (77.31%) and 103 women (22.69%). The patients’ mean age was 45.42 years (SD = 11.18). No significant differences were noted between men and women in terms of mean ages. Over 68% of the respondents had completed secondary or basic vocational education, 48% were married or in an informal relationship, over 70% reported having children and almost 52% were in permanent employment.
The tools applied in the study
The Scale of Pandemic-Related Difficulties [14] developed by team of experts from Institute of Psychology, University of Warsaw consists of 11 statements about the possible difficulties experienced during a pandemic. The answers are given on a scale from 1 (not a problem at all) to 4 (definitely a problem for me). Factor analysis revealed the presence of four subscales: 1) difficulties in the home and relationships, including a sense of being overloaded with daily duties, a sense of loneliness and problematic relationships at home (4 items, α = 0.76), 2) no social contacts (2 items, α = 0.82), 3) external constraints on obligations imposed to contain the spread of the virus (3 items, α = 0.66) and 4) anxiety about the spread of the virus (2 items, α = 0.68). The article presents results from the study in which this method was used. The appendix to this article indicates the tools’ good psychometric properties [14]. In the present study, Cronbach’s α for the tool ranged from 0.63 (external limitations) to 0.82 (no social contacts).
The Patient Health Questionnaire (PHQ-9) [16] is used as a screening tool to assess the risk of depressive disorders in the last two weeks. The respondents answered on a scale from 0 (not at all) to 3 (almost every day). A score of 5 points indicates mild depression, 10 points – moderate, 15 points – moderately severe and 20 points for severe depression. The Polish tool was adapted by Kokoszka et al. [17] and Tomaszewski et al. [18]. Cronbach’s α ranges from 0.70 to 0.91 depending on the adaptation with the present study value being 0.81.
The Generalized Anxiety Disorder-7 (GAD-7) [19] is a seven-item screening tool used to assess the risk of generalised anxiety disorder. Respondents assess the frequency at which they experienced anxiety symptoms during the previous two weeks, giving answers on a scale from 0 (not bothered at all) to 3 (almost every day). The study applied the Polish version of the questionnaire (author of adaptation Bald), provided by Pfizer Inc. [20]. In the original version, the reliability of the questionnaire was very high (α = 0.92). Five points indicates mild, 10 points moderate and 15 points severe anxiety. Getting at least 10 points indicates a high probability of the occurrence of Generalized Anxiety Disorder. In the present study, Cronbach’s α was 0.90.
The Penn Alcohol Craving Scale (PACS) [21] consisting of five test items. Three questions relate to the frequency, intensity and duration of alcohol cravings while one measures the ability to resist craving when drinking is possible. The other estimates the overall intensity of craving over the past week. The answers are given on a scale from 0 to 6. The method has good psychometric properties, with a Cronbach’s α of 0.91. A score above 10 points indicates high-intensity cravings and can be treated as a predictor of a possible relapse. The Polish adaptation of the method by Chodkiewicz et al. was used [22]. In the present study, Cronbach’s α was 0.89.
The Suicidal Behavior Questionnaire – Revised (SBQ-R) by Osman et al. [23]. The tool consists of four test items, with a final score ranging from 3 to 18 points. The authors propose a cut-off point of 8 for people from clinical trials and 7 from non-clinical trials. The original version of the SBQ-R is characterised by good psychometric properties with Cronbach’s α ranging from 0.76 to 0.87. In the Polish adaptation of the tool (authors of adaptation: Chodkiewicz and Gruszczyńska), the cut-off point was 9 and Cronbach’s α was 0.83 [24]. In the present study, Cronbach’s α was 0.79.
The International Trauma Questionnaire (ITQ) [25] is a 12-item tool used to assess the basic symptoms of post-traumatic stress disorder (PTSD) and complex post-traumatic stress (CPTSD). The method consists of two factors, including symptoms of post-traumatic stress disorder (PTSD: intrusion, avoidance and arousal) and symptoms of self dysregulation (DSO: affect dysregulation, negative self-image and relationship disorders). The total score for complex post-traumatic stress disorder (CPTSD) is the sum of the PTSD and DSO sections. The psychometric properties of the tool have been confirmed in many studies [26]. The reliability of PTSD factors (α = 0.74-0.89) and DSO (α = 0.81-0.90) is satisfactory. The questionnaire, including the Polish language version (authors: Cechowski et al.), is available at www.traumameasuresglobal.com/itq [26]. In the present study, Cronbach’s α values were 0.86 for the PTSD Scale, 0.89 for the DSO, and 0.88 for the CPTSD.
The Satisfaction with Life Scale (SWLS) by Diener et al. [27]. The scale, adapted by Juczyń- ski [28], examines the general sense of satisfaction with life and consists of five items assessed on a seven-point scale. The respondent indicates the degree to which each statement relates to his or her life so far from strongly agree (7 points) to strongly disagree (1 point). The final score ranges from 5 to 35 points. The results of the scale were converted to Polish sten norms [28]. In the present study, the tool was found to have a Cronbach’s α of 0.80.
The Working Alliance Inventory revised short version (WAI-SR) by Hatcher and Gillaspy [29], in the Polish adaptation by Cierpiałkowska [30]. The method consists of 12 items, arranged in three subscales corresponding to the three aspects of the relationship with the therapist i.e., goals (e.g., The therapist and I collaborated in setting the goals of the therapy), methods (e.g., I feel that what I do in therapy will help me achieve the changes I want) and bond (e.g., I am convinced that the therapist likes me). The questionnaire is based on a 5-point scale in which the patient answers ranging from rarely to always. The test can yield a general result as the sum of subscales. A higher score indicates a stronger therapeutic relationship between patient and therapist. In the original version, the inventory demonstrated satisfactory Cronbach’s α values for overall score 0.91 and for the subscales from 0.85 to 0.90. In the present study, Cronbach’s α was 0.90 for the overall score, with the subscale values being 0.81 (goals), 0.77 (method) and 0.75 (bond).


In line with the purpose of this study, the analyses started with an examination of response distribution on questions concerning personal experiences during the pandemic and treatment experiences (Tables I and II).
In the case of personal experiences, the majority of respondents (over 50%) had not personally experienced COVID-19. Over 40% reported it had not occurred in their immediate vicinity and a similar percentage reported not having an answer due to a lack of knowledge. The vast majority i.e., over 85%, had not experienced the death of a loved one as a result of COVID-19. The majority of the respondents were not afraid their relatives would get sick or the economic situation would worsen as a result of the pandemic though 1/3 had misgivings of this kind.
According to data from Table II, the majority of respondents indicated that the availability of treatment did not change during the pandemic period. In total, 321 (70.7%) report that all or almost all (up to 90%) therapy was performed “face-to-face”, 50 (11%) participated in both remote and “face-to-face” therapy while only 36 (7.92%) indicted that all, or almost all, of the therapy (up to 90%) took place online or by phone. About 10% did not answer the question. In addition, slightly more than 1/3 report the availability of therapy was to various degrees limited during this period. Over 80% declared maintaining abstinence since starting therapy. Over 60% of respondents did not attend AA meetings during the pandemic.
Personal experiences in the pandemic and patients’ mental health
The first area of our research concerned the association between personal experiences during the pandemic and mental health. Table III presents the statistically significant differences between respondents who reported prior COVID-19 infection, did not report COVID-19 infection and those who were not able to answer this question clearly (ANOVA, Tukey’s post hoc test for unequal counts).
The fact of contracting COVID-19 appears to have a significant influence on respondents’ mental performance (Table III). Those who had been infected demonstrated significantly higher levels of depression, anxiety, self-dysregulation (emotional lability, negative self-image and distance to people) and a greater level of difficulty related to pandemic restrictions outside the home (possibly caused by infection). In turn, those who reported not knowing whether they had caught the coronavirus or another disease tended to demonstrate a higher level of suicidal tendency. It is also worth emphasising that the latter were significantly younger than those belonging to the other groups. In all differentiating scales, the most favourable results were obtained by those who had not experienced COVID-19 infection.
Regarding the death of a loved one as a result of the coronavirus, 60 respondents (over 13%) reported that a death had occurred. A significantly higher level of suicidal tendencies was observed in this “loss” group than in others (M = 5.94, SD = 3.08 vs. M = 6.67, SD = 3.38; t = –2.71, p < 0.01, d = 0.23 weak effect). This group also achieved higher results (weak effects) in the two Pandemic-Related Difficulties subscales no social contacts (M = 2.40, SD = 0.97 vs. M = 2.12, SD = 0.91; t = 2.16, p < 0.04, d = 0.30) and anxiety about the spread of the pandemic (M = 2.50, SD = 0.78 vs. M = 2.22, SD = 0.80; t = 2.43, p < 0.02, d = 0.35). The respondents were also asked about the fear of a loved one contracting COVID-19 and concern about the economic losses. No statistically significant differences were found between the resulting subgroups.
The next question referred to career interruption (loss of job, change of job) as a result of the pandemic: 60 respondents indicated that their professional career had been interrupted (Group 2) while the others (Group 1) reported no such interruption. A comparison of the groups (statistically significant differences) is presented in Table IV.
It can be seen that those whose professional situation was interrupted during the pandemic demonstrate a greater intensity of post-traumatic stress and complex post-traumatic stress (weak effects), suicidal tendencies (moderate effect) and experienced difficulties resulting from the pandemic (weak and moderate effect). These people also experience significantly lower life satisfaction (moderate effect).
An important stage of the analysis was to compare the difficulties experienced during the pandemic by men and women based on the Scale of Pandemic-Related Difficulties (Table V and Student’s t-test).
The women in therapy reported significantly greater difficulties and problems during the pandemic than the men. This is especially true for difficulties at home and in close relationships (e.g., being overburdened with duties and domestic conflicts) and the degree of fear associated with the possible spread of the pandemic (moderate effects).
Interestingly, no significant correlations were observed between respondent’s age and the results on the Scale of Pandemic-Related Difficulties. The only significant relationship was observed between age and external limitations among men, with younger men reporting greater problems (r = –0.22, p < 0.05) than older though this relationship was weak. No significant differences were identified between the sexes regarding the assessment of the therapeutic relationship and its components.
Finally, the correlation coefficients between the Scale of Pandemic-Related Difficulties and other tools were also calculated (Pearson’s r). Statistically significant relationships are presented in Table VI.
A significant positive correlation, albeit a weak one, is evident between the perceived difficulties associated with the pandemic and the levels of depression, anxiety, post-traumatic stress, alcohol craving and suicidal tendencies. These difficulties are also negatively associated with life satisfaction. It can also be noticed that the strongest (above 0.30) relationships occur between the presence of psychopathological symptoms and reported domestic and close relationship difficulties like “getting on each other’s nerves”, arguing, lack of privacy and an increased number of daily duties. Surprisingly however, no statistically significant relationships were noted between the Scale of Pandemic-Related Difficulties results and the assessment of the therapeutic alliance (overall score and subscales).
Therapy during the pandemic
We started the calculation of this problem area by analysing the answers on whether therapy availability during the pandemic did change or not. The respondents who reported no change in therapy availability during the pandemic (Group 1; n = 287) were compared with those who reported that the level had decreased (Group 2; n = 147). No differences in depression, anxiety, post-traumatic stress, alcohol craving, suicidal tendencies, assessment of the therapeutic relationship or life satisfaction were observed between the groups. However, on the Scale of Pandemic-Related Difficulties, Group 2 reported a greater intensity of such difficulties on all scales (weak effects) (Table VII). Interestingly, no such differences were observed between those who changed their therapist during treatment (n = 91) and those who did not (n = 359); similarly, no difference was found when comparing those who attended AA meetings during the pandemic with those who did not.
The groups demonstrating different levels of participation were also compared i.e., patients for whom therapy was conducted 90-100% “face-to-face”, those whose therapy was 50% remote and 50% “face-to-face” and those whose therapy was 90-100% remote. Interestingly, no significant differences were identified between the groups with regard to any of the variables, including the assessment of the therapeutic relationship. In contrast, the only significant difference concerning external limitations was observed between those finishing inpatient therapy (Group 1), day-care (Group 2) and outpatient therapy (Group 3). Persons from Group 1 reported that, in comparison with those from other groups, external limitation was for them less bothersome (F = 4.01, p < 0.02, Tukey’s post hoc test for unequal counts 1 < 2, 3).
Of the total number of respondents, 60 (over 13%) reported they had experienced episodes (or an episode) of breaking abstinence (“a lapse”) since the start of the current treatment. The participants maintaining abstinence from the beginning of therapy (Group 1) with those experiencing “a lapse” (Group 2) are compared in Table VIII. Only statistically significant results are presented.
People who experienced “a lapse” during therapy were characterised by higher levels of depression and anxiety, post-traumatic stress, alcohol craving and suicidal tendencies. They also tended to encountered more pandemic-related difficulties at home and with close relationships and experienced greater anxiety about the spread of the disease. The strongest (moderate) effects concerned the level of depression, craving, difficulties at home and of relationships during the pandemic. Interestingly, the “lapses” were found to occur more frequently among those who reported a reduction in the availability of therapy compared to those who did not (χ2 = 5.33, df = 1, p = 0.02). The incidence of “lapses” was not dependent on sex (χ2 = 3.17, df = 1, p = 0.07), participation in AA meetings (χ2 = 0.07, df = 1, p = 0.93) nor the history of coronavirus infection (χ2 = 0.61, df = 2, p = 0.72). No statistically significant differences in assessment of the therapeutic alliance were observed between respondents who experienced “lapses” and those who did not.


The aim of the present study was to describe the relationship between personal and treatment experiences during the pandemic on the one hand with the mental performance of people receiving treatment for alcohol dependence at that time on the other. Our findings reveal a number of interesting relationships. In the case of personal experiences, a significantly inferior mental performance (depression, anxiety, self-dysregulation, suicidal tendencies) of patients who have experienced COVID-19 compared to those who did not was detected. This result is confirmed by the comprehensive meta-analysis of studies relevant to mental performance of people who had experienced COVID-19 infection. The abovementioned meta-analysis indicated a high level of post-traumatic stress, depressive disorders, anxiety disorders and exhaustion post-infection (even for a long-time) [31]. Also, the studies mentioned in the introduction indicate that those most at-risk of developing mental disorders are e.g., recovered cases and those whose families had died of COVID-19 [2-7]. In our study respondents who lost a loved one as a result of the coronavirus demonstrated a higher level of suicidal tendencies. The conclusion of this publication is that dependent individuals who either had experienced COVID-19 infection or had lost a loved one as a result of the infection need special attention. We suggest that questions concerning this problem area should be added to the interview with the patient commencing treatment.
Attention during therapy should also be devoted to those who had lost their jobs e.g., as a result of the pandemic. Our present findings indicate that these people displayed a significantly higher level of post-traumatic stress, lower life satisfaction and a higher level of suicidal tendencies. Indeed, economic crises and job loss have previously been associated with a higher incidence of suicidal tendency among those with drug dependence outside the pandemic [e.g. 13, 32]. Our findings also indicate that at the end of therapy, dependent women tended to report many more difficulties related to the pandemic than the men and were more afraid of its spread. Also, the studies cited above [2-7] and meta-analysis of studies from different countries and continents [33] confirmed that women bore the heavier burden of pandemic consequences.
A lot of statistically significant (albeit weak) relationships between pandemic-related difficulties and psychopathological symptoms was also noted. The strongest links were detected between psychopathological symptoms and difficulties experienced at home and in close relationships (e.g., getting on each other’s nerves, arguing, lack of privacy and an increased number of daily duties). It is worth emphasising that the important role of these difficulties was also confirmed in Polish research on generalised anxiety disorder and depressive symptoms predictors among people of different ages during pandemic [14].
To sum up, it can be concluded that the presented results regarding dependent persons completing therapy during the pandemic do not differ significantly from results of studies carried out on other groups.
It seems surprising that relatively few statistically significant differences in the case of therapy process were noted. A comparison of those who reported that the availability of therapy during pandemic had decreased with those who reported no change in this area did not show any difference in clinical scales. Only in terms of subjectively experienced pandemic-related difficulties did we notice any significant differences. This result can be explained by the various forms of therapy in which the respondents participated. For example, most patients attended inpatient therapy, in which the pandemic did not force changes to availability as those occurred mainly in outpatient therapy. People who attended inpatient therapy was not exposed to restrictions related to the pandemic to the same extent as those at home at the time.
Surprisingly, no significant differences were reported between the group that participated in the therapy “face-to-face” or remotely (i.e. by phone or online), nor did they demonstrate any significant differences regarding the assessment of the therapeutic alliance. This phenomenon requires further research but a preliminary, cautious conclusion that online therapy can bring about effects similar to “face to face” therapy can be drawn. This is also consistent with the suggestions that telemedicine can be regarding the effective in helping dependent people during a pandemic [13, 34]. Also surprisingly, no differences were confirmed between patients who participated in AA meetings during the pandemic and those who did not; similarly there were none between those who did and did not change their therapist during therapy. One should be aware that in both the groups with or without therapist change, there were significant disparities in number of participants (n = 91 vs. n = 359). As for AA-meeting participation, there was no analysis from previous studies and we assume that examination of the abovementioned associations can be considered as exploratory. However, it is disturbing that over 60% of respondents did not attend AA meetings during the pandemic. It is difficult to say how this will reflect on the fate of patients and it would be worth examining this in future research.
During the treatment period, 13% of respondents experiencing a relapse, and this was more common among those who reported reduced availability of therapy during the pandemic. Previous studies note relapse rates between 17% and 19% among dependent patients during the lockdown [9, 11]; however, it is worth noting that the cited data concerned people who had alcohol-use disorders but were not in therapy at the time of the study, and only a tentative comparison can be made between these groups. However, Yazdi et al. confirm a relationship between anxiety, depression and relapses in drinking during this period [11]. In our study, those who experienced relapses were characterised by higher levels of anxiety, depression, post-traumatic stress, alcohol craving, suicidal tendencies and pandemic difficulties. Unfortunately, due to the correlational nature of this study, it is not possible to determine the cause-and-effect relationships between the above-mentioned symptoms and relapses. It is worth noting this relationship in therapy. However, no association was found between “lapses” and either the personal experience of COVID-19 or restrictions on participation in AA meetings during the pandemic.
Overall, our findings suggest that the pandemic situation had a relatively small impact on the course of therapy and the mental performance of dependent persons. The relationships between pandemic-related restrictions and the level of anxiety, depression, suicidal tendencies and satisfaction with life are weak and a percentage of “lapses” is lower than in case of dependent people who are not currently attending therapy. It can be concluded that during the pandemic, therapy played a protective role, minimising its negative impact on patients. One of the proofs of this is that those from the group in which the availability of therapy decreased reported greater severity of difficulties in all subscales of the Scale of Pandemic-Related Difficulties. A similar conclusion on the protective role of therapy was drawn by Spanish researchers who did not detect an increase in alcohol consumption during the lockdown in alcohol-dependent men undergoing medical and psychological care at the time [13].
The presented study opens up a discussion of the relationship between the pandemic and dependence treatment in terms of aspects not yet analysed, leaving us with questions that require further analysis. The most important concern long-term outcomes of COVID-19 infection and treatment at the time of the pandemic for mental performance of dependent patients after its completion.
We are aware of the limitation of the presented publication is the correlational nature of this study and considerable disparity in the size of some of the compared groups.


Remaining in therapy during the pandemic may have played a protective role for patients with alcohol dependence.


Trwająca od dwóch lat (2020–2022) pandemia koronawirusa SARS-CoV-2 doczekała się licznych badań dotyczących jej wpływu na funkcjonowanie zdrowotne, społeczne i psychiczne populacji. Sytuacja związana z wystąpieniem pandemii była bowiem wysoce stresująca. Wymagała wysiłku przystosowania się do nieznanych i niepewnych okoliczności oraz konieczności radzenia sobie z wieloma przykrymi emocjami i codziennymi uciążliwościami. Choroba zakaźna, która rozprzestrzenia się szybko i „niewidocznie”, zawsze w historii ludzkości budziła i budzi lęk [1]. Towarzyszą temu niekorzystne zjawiska społeczne, takie jak stygmatyzacja i dyskryminacja chorych, podejrzanych o chorobę czy mających kontakt z chorymi oraz poczucie straty, bezradności i krzywdy. Wystąpienie tych zjawisk stanowi ogromne wyzwanie dla systemu ochrony zdrowia psychicznego oraz profilaktyki zaburzeń psychicznych.
O wpływie pandemii na zdrowie psychiczne świadczą liczne badania i metaanalizy prowadzone w wielu krajach na wszystkich kontynentach. Wskazują one zgodnie na znacznie wyższe niż wcześniej rozpowszechnienie odczuwanego stresu psychologicznego (50–80% badanych), zaburzeń lękowych (25–50%), zaburzeń depresyjnych (25–45%), stresu pourazowego (20–50%) i myśli samobójczych (15–25%). Na podkreślenie zasługuje fakt, że te zjawiska występują niezależnie od tego, w której z kolejnych fal zachorowań prowadzono badania. W tych badaniach wykazano również, że wśród grup najbardziej zagrożonych wystąpieniem zaburzeń psychicznych znajdują się m.in. kobiety, osoby młode, osoby, u których zaburzenia psychiczne występowały przed pandemią, osoby uzależnione od substancji psychoaktywnych, osoby poddane kwarantannie, izolacji, ozdrowieńcy i zakażeni oraz rodziny osób zmarłych na COVID-19 [m.in. 2–7].
Pomimo tych doniesień w badaniach dotyczących funkcjonowania psychicznego w okresie pandemii niewiele miejsca poświęca się osobom uzależnionym od alkoholu. Nieliczne przeprowadzone w okresie pandemii badania wskazują, że spośród osób wysokiego ryzyka zaburzeń używania alkoholu (podobnie jak u nieuzależnionych) wystąpił zarówno wzrost, jak i spadek jego spożycia [m.in. 8, 9]. Inne badania przeprowadzone na początku pandemii u osób uzależnionych wykazały związek takich czynników jej towarzyszących, jak izolacja, lęk i depresja oraz osamotnienie z nawrotami picia [10]. W Wielkiej Brytanii badano telefoniczne grupę pacjentów, u których przed pandemią zdiagnozowano zaburzenia związane z używaniem alkoholu. W tej grupie część osób (24%) zgłosiła większe spożycie w okresie blokady, a część (19%) mniejsze, natomiast nawrót picia w trakcie lockdownu wystąpił u 17% [9]. Zbliżony rezultat uzyskano w Chinach, gdzie nawrót w pierwszym okresie pandemii wystąpił u 19% uzależnionych [11]. Na wzrost spożycia alkoholu przez pacjentów uzależnionych w okresie pandemii COVID-19 wskazywały wyniki badań laboratoryjnych (analiza próbek moczu) [12], jednak kolejne obszerne podłużne badanie (n = 9966 uzależnionych mężczyzn), analizujące szereg różnych markerów biologicznych, nie potwierdziło tej zależności [13].
Jak widać, badań tego typu jest niewiele, ponadto żadne z nich nie analizowało znaczenia specyficznych czynników związanych z pandemią u leczących się w tym czasie osób uzależnionych.
Celem badań była odpowiedź na pytanie o związki doświadczeń okresu pandemii z funkcjonowaniem psychicznym osób leczących się z powodu uzależnienia od alkoholu. Postanowiono skoncentrować się na doświadczeniach zarówno osobistych, jak i dotyczących procesu leczenia. Wśród doświadczeń osobistych wyróżniono: subiektywnie odczuwane trudności pandemii, osobiste zachorowanie na COVID-19, zachorowanie na COVID-19 osoby bliskiej, śmierć osoby bliskiej w następstwie zakażenia i przerwanie kariery zawodowej spowodowane pandemią. Te zmienne były wyróżnione w badaniach różnych grup w okresie pandemii [2–7, 14]. Odnosząc się natomiast do doświadczeń dotyczących leczenia, we wspomnianym okresie uwzględniono: dostępność leczenia, zmiany terapeuty prowadzącego, zmiany formy terapii (ze stacjonarnej na zdalną), uczestnictwo w mitingach AA. Funkcjonowanie psychiczne osób badanych określano z kolei przez wyznaczniki, które były uwzględniane w przytaczanych powyżej badaniach populacyjnych, to jest poziom lęku, depresji, stresu pourazowego, tendencji samobójczych oraz odczuwanej satysfakcji z życia. Ze względu na specyfikę badanej grupy uwzględniono również poziom głodu alkoholowego oraz ocenę relacji terapeutycznej. Głód alkoholowy jest ważnym czynnikiem związanym z funkcjonowaniem osób uzależnionych niezależnie od warunków i form terapii [15]. Z kolei ocena relacji terapeutycznej mogła zmieniać się, gdy zmieniała się forma leczenia (ze stacjonarnej na zdalną) i/lub gdy wystąpiły spowodowane pandemią istotne jego ograniczenia. Postanowiono również porównać leczące się kobiety i mężczyzn, gdyż szereg przytaczanych wcześniej badań wskazuje na większe obciążenia w okresie pandemii kobiet w porównaniu z mężczyznami [2–7].


Procedura i osoby badane
W badaniu wzięły udział 454 osoby kończące w lipcu–sierpniu 2021 roku terapię w różnych ośrodkach leczniczych w Polsce. Ośrodki, w których prowadzono badanie, zostały wylosowane spośród wszystkich działających w Polsce, proporcjonalnie do ich liczby. Struktura ośrodków, z których kwalifikowali się badani, była następująca: 236 osób (prawie 52%) kończyło terapię stacjonarną, 69 (15,2%) na oddziale dziennym, a 138 (ponad 30%) – terapię ambulatoryjną; 11 osób nie zaznaczyło, jaką terapię kończą. Osoby uzależnione były badane w ostatnim tygodniu pobytu w placówce. Zbadano łącznie 351 mężczyzn (77,31%) oraz 103 kobiety (22,69%). Średni wiek pacjentów to 45,42 roku (SD = 11,18). Nie odnotowano istotnych różnic między średnią wieku mężczyzn i kobiet. Wśród badanych osób większość (ponad 68%) ma wykształcenie średnie lub zasadnicze zawodowe, 48% jest w związku małżeńskim lub nieformalnym, ponad 70% ma dzieci, a prawie 52% stałą pracę.
Narzędzia zastosowane w badaniach
Skala Trudności Pandemii [14], stworzona przez zespół z Instytutu Psychologii Uniwersytetu Warszawskiego, składa się z 11 twierdzeń dotyczących możliwych trudności doświadczanych podczas pandemii. Odpowiedzi udziela się na skali od 1 (to w ogóle nie jest problem) do 4 (to zdecydowanie problem dla mnie). Na podstawie analizy czynnikowej wyodrębniono cztery podskale: 1) trudności w domu i relacjach, obejmującą poczucie przeciążenia codziennymi obowiązkami, poczucie osamotnienia, problemy w relacjach domowych (4 pozycje, α = 0,76); 2) brak kontaktów społecznych (2 pozycje, α = 0,82); 3) ograniczenia zewnętrzne odnoszące się do obowiązków nałożonych w celu powstrzymania rozprzestrzeniania się wirusa (3 pozycje, α = 0,66) oraz 4) niepokój co do rozprzestrzeniania się wirusa (2 pozycje, α = 0,68). W artykule prezentującym wyniki badań z użyciem tej metody zamieszczono załącznik dotyczący jej w pełni satysfakcjonujących właściwości psychometrycznych [14]. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła od 0,63 (ograniczenia zewnętrzne) do 0,82 (brak kontaktów społecznych). b>Kwestionariusz Zdrowia Pacjenta (PHQ-9) [16] to narzędzie przesiewowe do oceny ryzyka wystąpienia zaburzeń depresyjnych w ciągu ostatnich dwóch tygodni. Badani udzielają odpowiedzi w skali od 0 (wcale) do 3 (prawie codziennie). Wyniki w zakresie 5, 10, 15 i 20 punktów odpowiadają: łagodnej, umiarkowanej, umiarkowanie ciężkiej i ciężkiej depresji. Adaptacji polskiej narzędzia dokonali Kokoszka i wsp. [17] oraz Tomaszewski i wsp. [18]. W zależności od adaptacji α Cronbacha wynosiła 0,70–0,91. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła 0,81.
Kwestionariusz Lęku Uogólnionego-7 (GAD-7) [19] to 7-itemowe narzędzie przesiewowe służące do oceny ryzyka zespołu lęku uogólnionego. Osoba badana ocenia, z jaką częstotliwością występowały u niej objawy lękowe w czasie ostatnich dwóch tygodni, udzielając odpowiedzi na skali od 0 (wcale nie dokuczały) do 3 (niemal codziennie). W badaniu użyta została polskojęzyczna wersja kwestionariusza (autor adaptacji Bald), udostępniona przez firmę Pfizer Inc. [20]. W oryginalnej wersji kwestionariusz osiągnął rzetelność na bardzo wysokim poziomie (α = 0,92). Wynik 5, 10, 15 punktów wskazuje na występowanie odpowiednio: lęku łagodnego, umiarkowanego oraz ciężkiego. Uzyskanie co najmniej 10 punktów wskazuje na duże prawdopodobieństwo występowania zespołu lęku uogólnionego. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła 0,90.
Skala Głodu Alkoholu Penn (PACS) [21] składa się z pięciu pozycji testowych. Trzy pytania dotyczą częstotliwości, intensywności i czasu trwania głodu, jedno mierzy zdolność do opierania się pokusie w sytuacji, kiedy wypicie jest możliwe, a kolejne szacuje stopień ogólnego nasilenia głodu alkoholowego w ciągu ostatniego tygodnia. Odpowiedzi udziela się na skali od 0 do 6. Metoda ma dobre właściwości psychometryczne – wskaźnik α Cronbacha wynosi 0,91. Wynik powyżej 10 punktów wskazuje na wysokie natężenie głodu i może być traktowany jako predyktor możliwego nawrotu. Zastosowano polską adaptację metody autorstwa Chodkiewicza i wsp. [22]. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła 0,89.
Zrewidowany Kwestionariusz Zachowań Samobójczych (SBQ-R) Osmana i wsp. [23] składa się z czterech pozycji testowych. Badany może uzyskać wynik w granicach 3–18 punktów. Autorzy zaproponowali punkt odcięcia wynoszący 8 punktów dla osób z prób klinicznych oraz 7 dla prób nieklinicznych. SBQ-R w wersji oryginalnej charakteryzuje się dobrymi właściwościami psychometrycznymi – α Cronbacha wynosiła od 0,76 do 0,87. W polskiej adaptacji narzędzia (autorzy adaptacji: Chodkiewicz i Gruszczyńska) punkt odcięcia wynosił 9, a α Cronbacha 0,83 [24]. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła 0,79.
Międzynarodowy Kwestionariusz Traumy (ITQ) [25] jest 12-itemowym narzędziem oceniającym podstawowe objawy stresu pourazowego (PTSD) i złożonego stresu pourazowego (CPTSD). Składa się z dwóch czynników obejmujących objawy stresu pourazowego (PTSD: intruzje, unikanie i wzbudzenie) oraz dysregulacji „ja” (DSO: dysregulacja afektu, negatywny obraz siebie i zaburzenia w relacjach). Wynik złożonego stresu pourazowego (CPTSD) stanowi sumę wyników PTSD i DSO. Właściwości psychometryczne narzędzia zostały potwierdzone w wielu badaniach [26]. Rzetelność czynników PTSD (α = 0,74–0,89) oraz DSO (α = 0,81–0,90) jest zadowalająca. Kwestionariusz znajduje się na stronie www.traumameasuresglobal.com/itq, tam również dostępna jest polska wersja językowa narzędzia (autorstwa Cechowskiego i wsp.) [26]. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła dla skali PTSD 0,86, dla DSO 0,89, a dla CPTSD 0,88.
Skala Satysfakcji z Życia (SWLS) Dienera i wsp. [27], zaadaptowana przez Juczyńskiego [28], bada ogólne poczucie zadowolenia z życia i składa się z pięciu itemów ocenianych w skali siedmiostopniowej. Badany jest proszony o ustosunkowanie się do każdego ze stwierdzeń przez określenie, w jakim stopniu każde z nich odnosi się do jego dotychczasowego życia, od zdecydowanie zgadzam się (7 punktów) do zdecydowanie nie zgadzam się (1 punkt). Uzyskany wynik mieści się w przedziale 5–35 punktów. Stworzono również polskie normy stenowe dla wyników skali [28]. W prezentowanym badaniu α Cronbacha wyniosła 0,80.
Inwentarz Roboczego Przymierza Terapeutycznego (WAI-SR) Hatchera i Gillaspy’ego [29], w polskiej adaptacji Cierpiałkowskiej [30], składa się z 12 itemów, które wchodzą w skład trzech podskal odpowiadających trzem aspektom przymierza, tj. podskali cele (np. Terapeuta i ja współpracowaliśmy w ustaleniu celów terapii), metoda (np. Czuję, że to, co robię w terapii, pomoże mi osiągnąć zmiany, których pragnę) i więź (np. Mam przekonanie, że terapeuta mnie lubi). Kwestionariusz ma charakter 5-stopniowej skali, na której pacjent odpowiada od rzadko do zawsze. Na podstawie badania można uzyskać również wynik ogólny (suma podskal). Im wyższe wyniki, tym większa siła przymierza terapeutycznego między pacjentem a terapeutą. W wersji oryginalnej inwentarz ma zadowalające wskaźniki rzetelności – α Cronbacha dla ogólnego wyniku wynosi 0,91, natomiast dla podskal od 0,85 do 0,90. W niniejszym badaniu α Cronbacha dla wyniku ogólnego wynosiła 0,90, a dla podskal: 0,81 (cele), 0,77 (metoda) i 0,75 (więź).


Analizy rozpoczęto od obliczeń rozkładów odpowiedzi na pytania dotyczące osobistych doświadczeń pacjentów w okresie pandemii oraz doświadczeń dotyczących leczenia. Wyniki przedstawiono w tabelach I i II.
W zakresie osobistych doświadczeń związanych z pandemią większość (ponad 50%) badanych nie ma za sobą doświadczenia zachorowania na COVID-19. Ponad 40% podaje, że zachorowanie w najbliższym otoczeniu nie miało miejsca, ale zbliżona liczba osób nie była w stanie odpowiedzieć na to pytanie (nie wiedziała). Ponad 85% badanych nie doświadczyło śmierci bliskiej osoby w następstwie zachorowania, większość nie obawiała się zachorowania ich bliskich ani pogorszenia sytuacji ekonomicznej w następstwie pandemii, 1/3 badanych wysuwała jednak takie obawy.
Jak wskazują dane przedstawione w tabeli II, zdaniem większości badanych dostępność terapii w okresie pandemii nie zmieniła się. Ponad 70% osób (321) podało, że cała lub prawie cała (do 90%) terapia odbywała się „twarzą w twarz”, 11% osób (50) uczestniczyło w terapii zarówno zdalnie, jak i „twarzą w twarz”, a tylko mniej niż 8% osób (36) odbywało całą lub prawie całą (do 90%) terapię online lub telefonicznie (pozostali – około 10% – nie udzielili odpowiedzi na to pytanie). Z drugiej strony, nieco ponad 1/3 badanych przyznaje, że dostępność terapii była w tym okresie w różnym stopniu ograniczona. Ponad 80% osób deklaruje utrzymywanie abstynencji od czasu rozpoczęcia terapii. Ponad 60% badanych nie uczęszczało na mitingi AA w okresie pandemii.
Osobiste doświadczenia w okresie pandemii a zdrowie psychiczne pacjentów
Pierwszy analizowany obszar problemowy dotyczył osobistych doświadczeń pacjentów w okresie pandemii oraz związku tych doświadczeń ze zdrowiem psychicznym. W tabeli III przedstawiono istotne statystycznie różnice między osobami, które chorowały na COVID-19, tymi, które nie chorowały, oraz tymi, które nie wiedzą, czy chorowały (ANOVA, test post hoc Tuckeya dla nierównych liczebności).
Jak pokazano w tabeli III, fakt zachorowania na koronawirusa wykazuje znaczące powiązania z funkcjonowaniem psychicznym badanych. Osoby z doświadczeniem zachorowania charakteryzowały się istotnie wyższym poziomem depresji, lęku, dysregulacji „ja” (chwiejność emocjonalna, negatywny obraz siebie, dystans do ludzi) oraz odczuwania trudności związanych z pandemią a dotyczących restrykcji poza domem. Z kolei u tych, którzy nie wiedzą, czy chorowali na koronawirusa czy na inną chorobę, wystąpił wyższy niż u pozostałych poziom tendencji suicydalnych. Warte podkreślenia jest też to, że te ostatnie osoby były istotnie młodsze niż należące do pozostałych grup. We wszystkich skalach najlepsze rezultaty uzyskiwały te osoby, które nie przechodziły infekcji COVID-19.
Kolejne porównanie dotyczyło odpowiedzi na pytanie o śmierć kogoś bliskiego w następstwie zakażenia koronawirusem. Na to pytanie 60 osób (ponad 13%) odpowiedziało twierdząco. Porównanie grup testem t-Studenta wykazało istotnie wyższy w grupie „straty” niż u pozostałych poziom tendencji samobójczych (M = 5,94, SD = 3,08 vs M = 6,67, SD = 3,38; t = –2,71, p < 0,01, d = 0,23, efekt słaby). Wyższe wyniki (efekty słabe) grupa ta osiągnęła również w dwóch podskalach Trudności Pandemii: brak kontaktów społecznych (M = 2,40, SD = 0,97 vs M = 2,12, SD = 0,91; t = 2,16, p < 0,04, d = 0,30) oraz niepokój o rozprzestrzenienie się pandemii (M = 2,50, SD = 0,78 vs M = 2,22, SD = 0,80; t = 2,43, p < 0,02, d = 0,35).
Analizy kolejnych dwóch pytań (obawa o zachorowanie kogoś z bliskich oraz obawa o straty ekonomiczne) nie wykazały istotnych statystycznie różnic między grupami. Następne pytanie dotyczyło przerwania kariery zawodowej (utrata pracy, zmiana pracy) w następstwie pandemii – na tak postawione pytanie twierdząco odpowiedziało 60 osób (grupa 2); pozostali (grupa 1) nie odnotowali takiego wydarzenia. Porównanie grup (różnice istotne statystycznie) przedstawiono w tabeli IV.
Jak widąć osoby, których sytuacja zawodowa uległa przerwaniu w okresie pandemii, charakteryzują się większym nasileniem stresu pourazowego i złożonego stresu pourazowego (efekty słabe), tendencji suicydalnych (efekt umiarkowany) oraz odczuwanych trudności wynikających z pandemii (efekt słaby i umiarkowany). Osoby te odczuwają także znacznie niższe zadowolenie z życia (efekt umiarkowany).
W ramach analiz na podstawie Skali Trudności Pandemii porównano trudności odczuwane w tym okresie przez kobiety i mężczyzn (tabela V – test t-Studenta).
Przedstawiona analiza pokazuje, że biorące udział w terapii uzależnione kobiety, w porównaniu z mężczyznami, potwierdzają występowanie znacząco większych trudności i problemów w okresie pandemii. Dotyczy to szczególnie trudności w domu i bliskich relacjach (przeciążenie obowiązkami, konflikty domowe) oraz siły lęku przed możliwością rozprzestrzeniania się pandemii (efekty umiarkowane).
Nie odnotowano natomiast istotnych korelacji między wiekiem badanych a wynikami w Skali Trudności Pandemii. Jedyny istotny statystycznie, choć słaby, związek występował między wiekiem badanych mężczyzn (nie kobiet) a ograniczeniami zewnętrznymi, które stanowiły większy problem dla mężczyzn młodszych niż starszych (r = –0,22, p < 0,05). Nie stwierdzono istotnych różnic między kobietami i mężczyznami w ocenie więzi terapeutycznej i jej komponentów.
Na końcu tego etapu analiz obliczono współczynniki korelacji (r Pearsona) Skali Trudności Pandemii z pozostałymi narzędziami. W tabeli VI przedstawiono wspomniane istotne zależności statystyczne.
Analizując wyniki zamieszczone w tabeli VI, można zauważyć występowanie istotnych statystycznie, dodatnich, choć słabych, związków odczuwanych trudności wynikających z pandemii z poziomem depresji, lęku, stresu pourazowego, głodu alkoholu oraz tendencji suicydalnych. Trudności te wykazują również ujemne związki z zadowoleniem z życia. Można też zauważyć, że najsilniejsze (większość powyżej 0,30) relacje zachodzą między objawami psychopatologicznymi a raportowanymi trudnościami w domu i w kontaktach rodzinnych w okresie pandemii (np. poczucie, że „działamy sobie na nerwy”, kłócenie się, brak możliwości pobycia w samotności, zwiększona liczba codziennych obowiązków). Tym, co wydaje się zaskakujące, jest natomiast brak istotnych statystycznie związków wyników Skali Trudności Pandemii z oceną przymierza terapeutycznego (wynik ogólny i podskale).
Terapia w okresie pandemii
Obliczenia dotyczące tego obszaru problemowego rozpoczęto od analizy odpowiedzi na pytania o dostępność terapii w okresie pandemii. Porównanie osób, zdaniem których dostępność terapii w tym czasie nie uległa zmianie (grupa 1, n = 287), z tymi, którzy uważali, że dostępność terapii zmniejszyła się (grupa 2, n = 147), nie wykazało różnic w obrębie analizowanych zmiennych klinicznych (porównywalny poziom depresji, lęku, stresu pourazowego, głodu alkoholu, tendencji samobójczych, oceny relacji terapeutycznej, zadowolenia z życia), poza Skalą Trudności Pandemii, gdzie osoby z grupy 2 zgłaszały większe natężenie tych trudności we wszystkich podskalach (efekty słabe) (tabela VII). Porównanie osób, u których w trakcie leczenia zmienił się terapeuta (n = 91), z tymi, u których się nie zmienił (n = 359), nie wykazało żadnych różnic. Analogiczny wynik (brak różnic) uzyskano, porównując osoby uczestniczące w trakcie pandemii w mitingach AA z nieuczestniczącymi.
Porównano również grupy wyodrębnione ze względu na udział w terapii, tj. grupę „twarzą w twarz”, w której terapia była prowadzona w ten sposób w 90–100%, grupę, w której około połowa pacjentów uczestniczyła zdalnie, a połowa stacjonarnie, oraz osoby uczestniczące w terapii wyłącznie (lub prawie wyłącznie) zdalnie. Co ciekawe, porównanie to nie wykazało różnic istotnych statystycznie w odniesieniu do żadnej ze zmiennych, także oceny przymierza terapeutycznego. Z kolei porównanie osób kończących terapię stacjonarną (grupa 1), oddziału dziennego (grupa 2) oraz terapię ambulatoryjną (grupa 3) wykazało, że jedyna statystycznie istotna różnica dotyczyła ograniczeń zewnętrznych, najmniej dokuczliwych dla osób z grupy terapii stacjonarnej w porównaniu z osobami z pozostałych dwóch grup (F = 4,01, p < 0,02, test post hoc Tukeya dla nierównych liczebności 1 < 2, 3).
Spośród ogółu badanych 60 osób (ponad 13%) podało, że od rozpoczęcia obecnego leczenia wystąpiły u nich epizody (lub epizod) przerwania abstynencji („wpadka”). Wyniki istotne statystycznie porównania grupy osób utrzymujących abstynencję od początku terapii (grupa 1) z doświadczającymi „wpadki” (grupa 2) przedstawiono w tabeli VIII.
Osoby, które doświadczyły „wpadki” w trakcie terapii, charakteryzowały się wyższym nasileniem depresji i lęku, stresu pourazowego, głodu alkoholu oraz tendencji samobójczych. Miały większe w czasie pandemii trudności w domu i bliskich relacjach oraz odczuwały bardziej nasilony niepokój dotyczący rozprzestrzeniania się pandemii. Najsilniejsze efekty (umiarkowane) odnosiły się do poziomu depresji, głodu oraz trudności w domu i relacjach. Na uwagę zasługuje natomiast wynik wskazujący, że „wpadki” miały miejsce częściej w grupie osób, które raportowały zmniejszenie dostępności terapii, w porównaniu z tymi, którzy tego nie zgłaszali (χ2 = 5,33, df = 1, p = 0,02). Występowanie „wpadek” nie było natomiast zależne od płci (χ2 = 3,17, df = 1, p = 0,07), uczestnictwa w trakcie leczenia w mitingach AA (χ2 = 0,07, df = 1, p = 0,93) oraz przebytego zakażenia koronawirusem (χ2 = 0,61, df = 2, p = 0,72). Porównanie osób doświadczających i niedoświadczających „wpadek” nie wykazało również statystycznie istotnych różnic w ocenie przymierza terapeutycznego.


Celem prezentowanych badań było określenie związków między doświadczeniami osobistymi oraz związanymi z terapią a funkcjonowaniem psychicznym osób uzależnionych od alkoholu, leczących się w okresie pandemii. Badania te wykazały szereg interesujących zależności. W odniesieniu do doświadczeń osobistych wykazano istotnie gorszy poziom zdrowia psychicznego (depresja, lęk, dysregulacja „ja” wchodząca w skład skali badającej stres pourazowy, tendencje samobójcze) pacjentów, którzy przebyli zakażenie COVID-19, w porównaniu z tymi, którzy tego zakażenia nie przebyli. Ten wynik koresponduje z rezultatami obszernej metaanalizy badań dotyczących funkcjonowania psychicznego osób, które przebyły zakażenie – wykazano u nich w okresie pochorobowym (także w długim odcinku czasowym) wysoki poziom stresu pourazowego, depresji, zaburzeń lękowych i zmęczenia [31]. W badaniach przytaczanych we wstępie do niniejszego artykułu twierdzono, że wśród grup zagrożonych wystąpieniem zaburzeń psychicznych znajdują się m.in. ozdrowieńcy i rodziny osób zmarłych na COVID-19 [2–7]. W naszym badaniu osoby, którym w następstwie zakażenia koronawirusem zmarł ktoś bliski, wykazywały wyższy poziom tendencji samobójczych. W związku z tym postulujemy, aby zwracać szczególną uwagę na osoby uzależnione, które przebyły chorobę koronawirusową, oraz na te, którym w następstwie tej choroby zmarł ktoś bliski. Wydaje się, że pytania o ten obszar problemowy winny być włączone do wywiadu z pacjentem rozpoczynającym leczenie.
Na uwagę w trakcie terapii zasługują również osoby, które w ostatnim okresie utraciły pracę (np. w następstwie pandemii). W prezentowanym badaniu takie osoby przejawiały istotnie wyższy poziom stresu pourazowego, mniejsze zadowolenie z życia oraz wyższy poziom tendencji samobójczych. Związek tendencji samobójczych u osób uzależnionych z kryzysem gospodarczym i utratą pracy został wykazany niezależnie od pandemii [m.in. 13, 32]. Stwierdzono również, że kończące terapię w okresie pandemii uzależnione kobiety odczuwają, w porównaniu z mężczyznami, znacznie więcej trudności z nią związanych i bardziej boją się jej rozprzestrzenienia. Większe obciążenie kobiet następstwami pandemii potwierdzono zarówno w przytaczanych już badaniach [2–7], jak i w metaanalizie badań pochodzących z różnych krajów i kontynentów [33].
W badanej grupie zaobserwowano występowanie szeregu istotnych statystycznie (choć słabych) zależności między odczuwanymi trudnościami okresu pandemii a objawami psychopatologicznymi. Najsilniejsze związki występowały między wspominanymi objawami a trudnościami w domu i relacjach (np. poczucie, że „działamy sobie na nerwy”, kłócenie się, brak możliwości pobycia w samotności, zwiększona liczba codziennych obowiązków). Warto zauważyć, że w polskich badaniach dotyczących predyktorów lęku uogólnionego i objawów depresyjnych u osób w różnym wieku w okresie pandemii również stwierdzono najbardziej istotną rolę tych właśnie trudności [14].
Podsumowując analizowany obszar, można stwierdzić, że uzyskane wyniki dotyczące osób uzależnionych, kończących leczenie w okresie pandemii nie odbiegają od wyników uzyskanych w badaniach innych grup w tym zakresie.
Pewnym zaskoczeniem jest fakt, że w odniesieniu do przebiegu terapii otrzymano stosunkowo niewiele istotnych statystycznie zależności. Porównanie osób, które raportowały zmniejszenie dostępności terapii w okresie pandemii, z tymi, które tego nie odnotowały, nie wykazało różnic w skalach klinicznych, a jedynie w obrębie odczuwanych trudności w okresie pandemii. Otrzymany wynik można tłumaczyć tym, że wśród badanych były osoby korzystające z różnych form terapii, także stacjonarnej, w której w okresie pandemii zmiany dostępności nie wystąpiły (ograniczenia dotyczyły głównie terapii ambulatoryjnej). Jednocześnie osoby korzystające z terapii stacjonarnej, przebywając w warunkach szpitalnych, nie były narażone na ograniczenia życiowe spowodowane pandemią w takim stopniu, w jakim dotyczyło to osób przebywających w domach. Zaskoczeniem są także wyniki porównania osób, które w różnym stopniu uczestniczyły w terapii w sposób stacjonarny i zdalny (telefonicznie lub internetowo) – grupy te nie różniły się w obrębie analizowanych zmiennych, także dotyczących oceny jakości przymierza terapeutycznego. Zjawisko to wymaga dalszych badań, warto jednak zeń wyciągnąć wstępny, ostrożny wniosek, że propagowana w obecnych czasach coraz częściej terapia online może przynosić efekty zbliżone do stacjonarnej. Jest to zgodne z sugestiami dotyczącymi skutecznego wykorzystywania telemedycyny w pomocy osobom uzależnionym w okresie pandemii [13, 34]. Jednocześnie, co również wydaje się zaskakujące, nie potwierdzono różnic między pacjentami, którzy uczestniczyli w okresie pandemii w mitingach AA, a tymi, którzy nie mieli takiej możliwości, oraz różnic między osobami, którym w trakcie terapii zmienił się terapeuta prowadzący, z tymi, u których takie doświadczenie nie występowało. W kontekście zmiany terapeuty należy być świadomym znaczącej dysproporcji w liczebnościach porównywanych grup (n = 91 vs n = 359). Co do uczestniczenia w spotkaniach AA, w dotychczas prowadzonych badaniach obejmujących funkcjonowanie osób uzależnionych nie analizowano tej zmiennej, w związku z czym w prezentowanych analizach badanie ww. związków miało charakter eksploracyjny. Jednakże niepokojące jest zaobserwowane zjawisko znacznego ograniczenia korzystania z mitingów AA w trakcie pandemii – ponad 60% badanych nie uczestniczyło w tych spotkaniach. Trudno stwierdzić, jak odbije się to na dalszych losach pacjentów. Warto sprawdzić to w przyszłych badaniach. W okresie leczenia u 13% badanych wystąpił nawrót, częściej u osób, które raportowały zmniejszenie dostępności terapii w trakcie pandemii, w porównaniu z tymi, które tego nie zgłaszały. Badania pacjentów uzależnionych w okresie lock- downu wykazały, że nawrót wystąpił u nich, zależnie od badań, w 17–19% [9, 11]. Warto jednak zauważyć, że przytaczane dane dotyczyły osób, które przejawiały wprawdzie zaburzenia używania alkoholu, ale w chwili badania nie korzystały z terapii. Tak więc porównanie tych grup nie jest w pełni możliwe. Potwierdzono natomiast wykazany przez Yazdi i wsp. [11] związek lęku i depresji z nawrotami picia w tym okresie. W naszych badaniach osoby, które doświadczyły nawrotu, charakteryzowały się wyższym poziomem lęku, depresji, stresu pourazowego, głodu alkoholu, tendencji samobójczych oraz trudności doświadczanych w okresie pandemii. Oczywiście korelacyjny charakter badań wyklucza określenie związku przyczynowo-skutkowego między ww. objawami a nawrotami, warto jednak na ten związek zwrócić uwagę w terapii. Nie wykazano natomiast związku „wpadek” z osobistym zachorowaniem na COVID-19 oraz ograniczeniami udziału w mitingach AA w czasie pandemii.
Ogólnie prezentowane badania wskazują na stosunkowo niewielki wpływ sytuacji pandemii na przebieg terapii i funkcjonowanie psychiczne osób uzależnionych. Związki ograniczeń wynikających z pandemii z poziomem m.in. lęku, depresji, tendencji samobójczych i zadowolenia z życia są słabe, a procent „wpadek” niższy niż w przypadku osób uzależnionych niebędących aktualnie w terapii. Można więc na ich podstawie wysnuć wniosek, że terapia w okresie pandemii mogła pełnić w stosunku do pacjentów rolę ochronną, minimalizując negatywny wpływ pandemii. Dowodem na to jest też fakt, że osoby z grupy, w której dostępność terapii zmniejszyła się, zgłaszały większe nasilenie trudności we wszystkich podskalach Skali Trudności Pandemii. Do podobnego wniosku co do ochronnej roli terapii doszli badacze hiszpańscy, którzy u uzależnionych od alkoholu mężczyzn, poddanych w okresie pandemii opiece lekarskiej i psychologicznej, nie wykryli wzrostu spożycia alkoholu w tym czasie [13].
Niniejsze badanie otwiera dyskusję dotyczącą związku pandemii z terapią uzależnień w zakresie aspektów dotychczas nieanalizowanych, pozostawia nas z pytaniami wymagającymi dalszych analiz. Najważniejsze z nich dotyczą odległych skutków zachorowania na koronawirusa oraz przebycia terapii w okresie pandemii dla psychicznego funkcjonowania uzależnionych pacjentów po jej zakończeniu.
Ograniczeniem badań jest ich korelacyjny charakter oraz duża dysproporcja liczby osób w niektórych porównywanych grupach.


Pozostawanie w terapii w okresie pandemii może pełnić ochronną rolę u pacjentów uzależnionych od alkoholu.
1. Ahorsu DK, Lin CY, Imani V, Saffari M, Griffiths MD, Pakpour AH. The Fear of COVID-19 Scale: Development and Initial Validation. Int J Ment Health Addict 2020; 27: 1-9. DOI: 10.1007/s11469-020-00270-8.
2. Chodkiewicz J, Miniszewska J, Krajewska E, Bilinski P. Mental Health during the Second Wave of the COVID-19 Pandemic – Polish Studies. Int J Environ Res Public Health 2021; 18: 3423. DOI: 10.3390/ijerph18073423.
3. MacDonald JJ, Baxter-King R, Vavreck L, Naeim A, Wenger N, Sepucha K, et al. Depressive Symptoms and Anxiety During the COVID-19 Pandemic: Large, Longitudinal, Cross-sectional Survey. JMIR Ment Health 2022; 9(2): e33585. DOI: 10.2196/33585 PMID: 35142619.
4. Nochaiwong S, Ruengorn C, Thavorn K, Hutton B, Awiphan R, Phosuya C, et al. Global prevalence of mental health issues among the general population during the coronavirus disease – 2019 pandemic: a systematic review and meta-analysis. Sci Rep 2021; 11(1): 10173. DOI: 10.1038/s41598-021-89700-8.
5. Luo M, Guo L, Yu M, Jiang W, Wang H. The psychological and mental impact of coronavirus disease 2019 (COVID-19) on medical staff and general public – A systematic review and meta-analysis. Psychiatry Res 2020; 291: 113190. DOI: 10.1016/j.psychres.2020.113190.
6. Salari N, Hosseinian-Far A, Jalali R, Vaisi-Raygani A, Rasoulpoor S, Mohammadi M, et al. Prevalence of stress, anxiety, depression among the general population during the COVID-19 pandemic: a systematic review and meta-analysis. Global Health 2020; 16(1): 57. DOI: 10.1186/s12992-020-00589-w.
7. Rahman MA, Islam SMS, Tungpunkom P, Sultana F, Sheik MA, Biswajit B, et al. COVID-19: Factors associated with psychological distress, fear, and coping strategies among community members across 17 countries. Global Health 2021; 17: 117. DOI: https://doi.org/10.1186/s12992-021-00768-3.
8. Pabst A, Bollen Z, Creupelandt C, Fontesse S, Maurage P. Alcohol consumption changes following COVID-19 lockdown among French-speaking Belgian individuals at risk for alcohol use disorder. Prog Neuropsychopharmacol Biol Psychiatry 2021; 110: 110282. DOI: 10.1016/j.pnpbp.2021.110282.
9. Kim JU, Majid A, Judge R, Crook P, Nathwani R, Selvapatt N, et al. Effect of COVID-19 lockdown on alcohol consumption in patients with pre-existing alcohol use disorder. Lancet Gastroenterol Hepatol 2020; 5(10): 886-7. DOI: 10.1016/S2468-1253(20)30251-X.
10. Yazdi K, Fuchs-Leitner I, Rosenleitner J, Gerstgrasser NW. Impact of the COVID-19 Pandemic on Patients With Alcohol Use Disorder and Associated Risk Factors for Relapse. Front Psychiatry 2020; 11: 620612. DOI: 10.3389/fpsyt.2020.620612.
11. Sun Y, Li Y, Bao Y, Meng S, Sun Y, Schumann G, et al. Brief report: Increased addictive internet and substance use behaviour during the COVID-19 pandemic in China. Am J Addict 2020; 29: 268-70.
12. Barrio P, Baldaquí N, Andreu M, Kilian C, Rehm J, Gual A, et al. Abstinence Among Alcohol Use Disorder Patients During the COVID-19 Pandemic: Insights From Spain. Alcohol Clin Exp Res 2021; 45(4): 802-7. DOI: 10.1111/acer.14555.
13. Lear-Claveras A, González-Álvarez B, Couso-Viana S, Clavería A, Oliván-Blázquez B. Analysis of Clinical Parameters, Drug Consumption and Use of Health Resources in a Southern European Population with Alcohol Abuse Disorder during COVID-19 Pandemic. Int J Environ Res Public Health 2022; 19(3): 1358. DOI: 10.3390/ijerph19031358.
14. Gambin M, Sękowski M, Woźniak-Prus M, Wnuk A, Oleksy T, Cudo A, et al. Generalized anxiety and depressive symptoms in various age groups during the COVID-19 lockdown in Poland. Specific predictors and differences in symptoms severity. Compr Psychiatry 2021; 105: 152222. DOI: 10.1016/j.comppsych.2020.152222.
15. Cierpiałkowska L, Chodkiewicz J. Uzależnienie od alkoholu. Oblicza problemu. Warszawa: PWN; 2020.
16. Kroenke K, Spitzer RL, Williams JB. The PHQ-9: validity of a brief depression severity measure. J Gen Intern Med 2001; 16: 606-13.
17. Kokoszka A, Jastrzębski A, Obrębski M. Ocena psychometrycznych właściwości polskiej wersji Kwestionariusza Zdrowia Pacjenta-9 dla osób dorosłych. Psychiatria 2016; 13(4): 187-93.
18. Tomaszewski K, Zarychta M, Bieńkowska A, Chmurowicz E, Nowak W, Skalska A. Walidacja polskiej wersji językowej Patient Health Questionnaire-9 w populacji hospitalizowanych osób starszych. Psychiatria Pol 2011; 45(2): 223-33.
19. Spitzer RL, Kroenke K, Williams JB, Löwe B. A brief measure for assessing generalized anxiety disorder: the GAD-7. Arch Intern Med 2006; 166(10): 1092-7. DOI: 10.1001/archinte.166.10.1092.
20. Pfizer Inc. Patient Health Questionnaire (PHQ) Screeners. (Accessed: 22.04.2022).
21. Flannery BA, Volpicelli JR, Pettinati HM. Psychometric properties of the Penn Alcohol Craving Scale. Alcohol Clin Exper Res 1999; 23(8): 1289-95.
22. Chodkiewicz J, Ziółkowski M, Czarnecki D, Gąsior K, Juczyński A, Biedrzycka A, et al. Walidacja polskiej wersji Skali Głodu Alkoholu Penn (Penn Alcohol Craving Scale, PACS). Psychiatria Pol 2018; 52(2): 399-410. DOI: 10.12740/PP/OnlineFirst/40548.
23. Osman A, Bagge CL, Gutierrez PM, Konick LC, Kopper BA, Barrios FX. The Suicidal Behaviors Questionnaire-Revised (SBQ-R): Validation with clinical and nonclinical samples. Assessment 2001; 8(4): 443-54. DOI: 10.1177/107319110100800409.
24. Chodkiewicz J, Gruszczyńska E. The Polish adaptation of the Suicide Behaviors Questionnaire-Revised by A. Osman et al. Psychiatria Pol 2018; 54(1): 101-11. DOI: 10.12740/PP/OnlineFirst/93492.
25. Cloitre M, Shevlin M, Brewin CR, Bisson JI, Roberts NP, Maercker A, et al. The International Trauma Questionnaire: Development of a self-report measure of ICD-11 PTSD and Complex PTSD. Acta Psychiatr Scandinavica 2018; 138(6): 536-46. DOI: 10.1111/acps.12956.
26. The International Trauma Consortium. International Trauma Questionnaire. https://www.traumameasuresglobal.com/itq (Accessed: 22.04.2022).
27. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The Satisfaction with Life Scale. J Pers Assess 1985; 49(1): 71-5.
28. Juczyński Z. Narzędzia pomiaru w promocji psychologii zdrowia. Warszawa: Pracownia Testów Psychologicznych; 2001.
29. Hatcher RL, Gillaspy JA. Development and validation of a revised short version of the Working Alliance Inventory. Psychotherapy Res 2006; 16(1): 12-25. DOI: https://doi.org/10.1080/10503300500352500.
30. Cierpiałkowska L. Narzędzia do badania sojuszu terapeutycznego. Zastosowanie Inwentarza Roboczego Przymierza Terapeutycznego (Working Alliance Inventory – Short Revised, WAI-SR). Warszawa–Poznań: Seminarium Badań nad Skutecznością Psychoterapii (materiały niepublikowane); 2016.
31. Rogers JP, Chesney E, Oliver D, Pollak TA, McGuire P, Fusar-Poli P, et al. Psychiatric and neuropsychiatric presentations associated with severe coronavirus infections: a systematic review and meta-analysis with comparison to the COVID-19 pandemic. Lancet Psychiatry 2020; 7: 611-27. DOI: https://doi.org/10.1016/S2215-0366(20)30203-0.
32. Eliason M. Alcohol-related morbidity and mortality following involuntary job loss: Evidence from Swedish register data. J Stud Alcohol Drugs 2014; 75: 35-46.
33. Santomauro DF, Herrera AM, Shadid J, Zheng P, Ashbaugh Ch, Pigott DM, et al. Global prevalence and burden of depressive and anxiety disorders in 204 countries and territories in 2020 due to the COVID-19 pandemic. Lancet 2021; 398: 1700-12. DOI: https://doi.org/10.1016/S0140-6736(21)02143-7.
34. Roncero C, Vicente-Hernández B, Casado-Espada NM, Aguilar L, Gamonal-Limcaoco S, Garzón MA, et al. The Impact of COVID-19 Pandemic on the Castile and Leon Addiction Treatment Network: A Real-Word Experience. Front Psychiatry 2020; 11: 575755.
This is an Open Access journal distributed under the terms of the Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivs (CC BY-NC-ND) (https://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4.0/legalcode), allowing third parties to download and share its works but not commercially purposes or to create derivative works.
Quick links
© 2023 Termedia Sp. z o.o.
Developed by Bentus.