ISSN: 1230-2813
Advances in Psychiatry and Neurology/Postępy Psychiatrii i Neurologii
Bieżący numer Archiwum Artykuły zaakceptowane O czasopiśmie Rada naukowa Bazy indeksacyjne Prenumerata Kontakt Zasady publikacji prac
SCImago Journal & Country Rank
2/2018
vol. 27
 
Poleć ten artykuł:
Udostępnij:
więcej
 
 
Artykuł oryginalny

Znaczenie podstawowych przekonań w adaptacji potraumatycznej – polska adaptacja the core beliefs inventory

Zygfryd Juczyński
,
Nina Ogińska-Bulik

Adv Psychiatry Neurol 2018; 27 (2): 102-119
Data publikacji online: 2018/07/06
Plik artykułu:
Pobierz cytowanie
ENW
EndNote
BIB
JabRef, Mendeley
RIS
Papers, Reference Manager, RefWorks, Zotero
AMA
APA
Chicago
Harvard
MLA
Vancouver
 
 

INTRODUCTION

Extreme events which cause stress and tension, and force a person to make a serious change or readapt are called life-changing occurrences [1]. Such events include natural or man-made disasters, acts of terrorism, war, imprisonment and life-threatening diseases. The experience of such events may be traumatic and cause various symptoms of mental disorders, including those typical for posttraumatic stress disorder (PTSD).
For many years, the consequences of traumatic events were discussed mainly with the use of psychopathological model, focusing on disorders and their negative personal and social implications [2]. A major breakthrough was made by research aimed directly at searching for positive implications of traumatic experiences. Following the terminology adopted by Tedeschi and Calhoun [3], these specific psychological benefits are commonly referred to as posttraumatic growth (PTG).
A traumatic event threatens the integrity of an individual’s core beliefs about the world and the self. The importance of these beliefs is stressed by cognitive behavioural concepts of trauma. One of the best known theories is the shattered assumptions theory developed by Janoff-Bulman [4]. Cognitive schemas regarding the world and the self constitute the assumptive world which, as a result of traumatic experience, is subject to change. An individual tries to understand and explain this experience, which results in verification of their beliefs. The actions taken by the individual are aimed at cognitive adaptation to the existing situation. To this end, various cognitive operations are performed to adjust beliefs to the changed reality or maintain them unchanged. Positive adaptation, which is connected with positive post-traumatic changes, results from beliefs which are broad in content and above all flexible, and thus susceptible to change. Negative adaptation, which is connected with the occurrence and persistence of PTSD symptoms, is the result of beliefs which are rigid and narrow in content, and thus not susceptible to change.
The importance of beliefs in the process of posttraumatic adaptation is also emphasised by Foa and Rothbaum [5]. The dysfunctional beliefs (cognitive distortions), which contain the negative cognitions, such as: “the world is a dangerous place,” “human is not able to cope adequately with negative life events,” are conducive to the occurrence and persistence of PTSD symptoms. The authors stress that the rigidity of beliefs, i.e. weak (or lack of) susceptibility to change, is conducive to the persistence of these symptoms, regardless of whether the beliefs are negative or positive. The role of extremely severe negative cognitive schemas in the development of PTSD symptoms is also stressed by Ehlers and Clark [6]. The authors emphasise that a negative cognitive assessment of the experienced traumatic situation maintains the individual’s sense of threat, which in turn results in intrusions, strong psychophysiological arousal and negative emotions.
The importance of cognitive activity arising from traumatic experience is also highlighted by researchers who deal with the positive implications of trauma. This activity is an important element of the cognitive process, which is one of the most important factors affecting the consequences borne by the individual, both negative and positive [7]. The cognitive processing of trauma refers primarily to associating information about the event with the previously possessed and formed cognitive schemas [8, 9].
The cognitive processing of trauma and, in particular, associating information about the event with the previously possessed cognitive schemas as well as the change of the schemas require the person who has experienced trauma to be ready to change. This readiness to change beliefs, which is challenging for the individual, seems to be the underlying mechanism of the occurrence of positive post-traumatic changes, as shown in the posttraumatic growth model [10, 11]. This readiness can be measured by the disruptions of core beliefs. The authors of the model emphasise that these cognitive disruptions are the starting point for the cognitive processing of trauma. Its aim is to give meaning to the experienced event and, consequently, to adapt to the new reality, changed as a result of trauma. Disruptions of core beliefs, especially within a short period following the event, may also cause an increase in stress and severity of PTSD symptoms, but at a later stage they are generally conducive to the occurrence of positive post-traumatic changes. Correlations with negative and positive post-traumatic changes indicate a complex mechanism of these disruptions.
Although few studies have been carried out, they confirm that disruptions of core beliefs are related to both PTSD and PTG [11–14]. It should also be noted that in the cognitive processing of trauma, other cognitive activities are involved, including ruminations about the events and strategies for dealing with them. To study the cognitive factors which are important in the process of post-traumatic adaptation, several measurement tools have been developed, including World Assumptions Scale (WAS) by Janoff-Bulman, Polish adaptation by Załuski and Gajdosz [15], and Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI) by Foa et al., Polish adaptation by Dragan et al. [16]. These tools focus only on the type of beliefs of people who have experienced a negative life event and do not analyse their readiness to verify the core beliefs distorted by the trauma. To analyse this is the purpose of the Core Beliefs Inventory, developed by Cann et al. [11], which measures the disruptions of core (key) beliefs associated with a negative life event.

METHOD

Respondents

Validation studies of the original version of the Core Beliefs Inventory were conducted in several groups of people (N = 548), most of them students [11]. In own study, the non-probability sampling was applied, focusing on people who experienced specific traumatic events. The following respondents were involved: women – victims of domestic violence, oncology patients, persons after traffic accidents, and medical rescuers who experienced traumatic events as a result of their professional activities. The study was carried out in crisis intervention and support centres, hospital wards and emergency centres. A group of students who confirmed the experience of at least one traumatic event were also examined. The most frequently mentioned events were traffic accident and sudden (accidental) death. Table 1 shows basic information about the respondents.

Measurement tools

For all respondents, the adapted Inventory study and the study of severity of PTSD and/or PTG symptoms were carried out. Moreover, additional studies were conducted in particular groups in order to determine other correlations in disruptions of beliefs. The following is a description of the measurement tools used.
Core Beliefs Inventory – CBI, developed by Cann et al. [11], consists of 9 statements concerning disruptions of beliefs. Each statement begins identically with: “Because of the event, I seriously examined...”. This is complemented by different beliefs about one’s own meaning, own value, future, and relationships with other people, as a result of the most stressful event over the past few years.
The task of the respondent is to assess the extent to which this event has led to changes, using the rating scale as follows: 0 – not at all, 1 – to a small extent, 2 – to some extent, 3 – to a moderate extent, 4 – to a great extent, 5 – to a very great extent. The sum of all the points indicates the rate of disruptions of beliefs. The more points, the more inclined the respondent is to change their previous beliefs. With the consent of the authors, the Inventory was translated into Polish by three independent translators. The agreed version was sent to three bilingual persons for back translation into English. In the final version, the items which in the back translation deviated least from the original were included.
Impact of Event Scale-Revised – IES-R, developed by Weiss and Marmar, Polish version by Juczyński and Ogińska-Bulik [17] is used to measure the distress in response to a traumatic event. It consists of 22 statements assessed on a 5-level Likert scale and covered by 3 sub-scales, i.e. intrusion, arousal and avoidance.
PTSD Checklist for DSM-5 – PCL-5, developed by Weathers et al.1 describes 20 PTSD symptoms assigned to 4 factors, i.e. intrusion, avoidance, negative cognitive and/or emotional changes, and increased arousal and reactivity. Using the 5-level scale, the respondents assess to what extent the described problems troubled them during the last month, from 0 (not at all) to 4 (to a very great extent). The overall assessment of the severity of the symptoms is the sum of the results of all 20 items.
Posttraumatic Growth Inventory – PTGI, developed by Tedeschi and Calhoun, Polish adaptation by Ogińska-Bulik and Juczyński [18], consists of 21 statements describing the positive changes that occurred as a result of a traumatic event. The changes are assessed on a 6-level scale. The assessment concerns the following: self-perception, relating to others, appreciation of life and spiritual change.
Posttraumatic Cognitions Inventory – PTCI, developed by Foa et al., Polish adaptation by Dragan et al. [16], consists of 36 statements describing post-traumatic cognitions covered by three scales, i.e. negative cognitions about the self, negative cognitions about the world and self-blame. The respondent responds to the statements using a 7-level scale. The higher the score, the higher the level of intensity of negative cognitions.
Cognitive Processing of Trauma Scale – CPOTS, developed by Williams et al. [9], consists of 17 statements on a 7-level scale. Five sub-scales covers the positive (positive cognitive restructuring, resolution/acceptance, downward comparison) and negative (denial, regrets) processing of trauma2.
Event Related Rumination Inventory – ERRI, developed by Cann et al., Polish adaptation by Ogińska-Bulik and Juczyński [19], consists of two sub-scales, each containing 10 statements. The first scale refers to intrusive ruminations, while the second one to deliberate ruminations. The respondent makes an assessment using the 4-level Likert-type scale.

RESULTS

The analysis of study results is divided into two parts. The first part discusses the psychometric properties of the adapted tool, while the second one describes the meaning of core beliefs in the process of post-traumatic adaptation reflected in the intensity of PTSD symptoms and the level of positive changes reflected in the post-traumatic growth (PTG). The calculations were made using Statistica 13.1.

Factor structure of CBI – comparison of the Polish version with the original one

The construct of core beliefs was described by the authors of the tool in a quite superficial way [11]. The authors refer only to the concepts of Janoff-Bulman [20] and Koltko-River [21], in which cognitive schemas about the world and the self, form the assumptive world which is subject to change as a result of a traumatic experience. As they write, the statements were elaborated by people with clinical and research experience in the field of trauma, taking into account a wide range of beliefs about the world and the self which, as a result of a traumatic experience, are subject to change. The aim of these changes is to give a new meaning to the experienced event and, consequently, to adapt to the new reality, changed as a result of the trauma [11].
However, the analysis of the 9 statements of the Inventory shows that its components vary considerably, including, on the one hand, beliefs about justice, control and causality of events, and, on the other hand, beliefs about one’s relationships with other people, own abilities, and beliefs about the meaning of one’s life, spirituality and one’s own value. While the first three refer to general beliefs about the world, the remaining relate to the self. As a result, to assess the construct structural validity of this tool, it is required to check it carefully by comparing the empirical factor structure with the theoretical one.
The authors of the Inventory, based on the results of several studies (N = 548), conducted the factor analysis. The scree test applied in that case indicated a single, dominating factor. It accounted for 42–53% of total variance [11]. In the analysis of the results of own study (N = 415), the two most frequently used criteria were checked: the Cattell’s scree test mentioned above and the Kaiser criterion. The results of the first criterion, based on the graphic method, allowed the selection of 3 factors (cf. Figure I), while the second one, based on the adoption of one minimum eigenvalue to obtain a multivariate structure, required the lowering of its value to 0.90. The three-factor model, presented later in the paper, accounts for almost 75% of the variance. Despite the lack of clarity of the received criteria for isolating the factors, it seemed justified to continue further factor analyses, understood not as a method of reducing the number of items, but as a method of classification which helps recognise the meaning of the factors and interpret them in a sensible way3.
In the next step, based on the own results (N = 415), with the use of confirmatory factor analysis, one-, two- and three-factor models were compared. For each model, different goodness of fit indexes were determined, searching for the best fit model. The most commonly used model comparison criteria, such as the Akaike information criterion or the Bayesian information criterion (Schwartz criterion), prefer the model with the lowest indices, and these were recorded with reference to the 3-factor solution (AIC = 0.40; BIC = 0.50). Other goodness of fit indexes, such as GFI (0.96) and AGFI (0.90), χ2 GLS (71.23), Watkins index (χ2/f = 2.96) and RMSEA (0.06), indicate at least a good fit for the 3-factor model. In other words, the 3-factor model of the Polish adaptation of CBI is the best possible (cf. Figure II). In the first two factors, the highest loadings are included in statements 3 and 6, while in factor 3, the lowest loading refers to statement 8. The highest parameters are specified by factor 3, which is most related with factor 2. Factor 1 is least related with factors 3 and 2.
The meaning of the identified factors can be understood and interpreted by exploratory factor analysis, carried out in the next step. The analysis of the principal components with the three-factor solution was carried out, with rotation which maximises the variance (varimax raw). The results are presented in Table 2.
The one-factor model accounted for 55% of total variance, as in the original version. Two-factor model accounted for 66% of variance, with 6 items (4–9) associated with factor 1. The three-factor model, accounting for 74.9% of total variance, included three items, each with the factor loading significantly exceeding the assumed minimum value (0.40) and varying in loadings for the other two factors. The last rule is not met by statements 3 and 9. Statement 3, i.e. “Because of the event, I seriously examined my assumptions concerning why other people think and behave the way that they do,” displays high loadings, both for general beliefs and beliefs related to the self.
The three factors identified account for 74.9% of total variance, where factor 1 – 55.9%, factor 2 – 9.9%, and factor 3 – 9.1%5. Since it is difficult to name the identified factors at a more general level, the individual statements remained unchanged: factor 1 – beliefs about relationships with other people, own abilities and future (items 4–6); factor 2 – beliefs about justice, control, and causality of events (1–3); factor 3 – beliefs about the meaning of my life, spiritual beliefs and own value as a person (7–9).

Reliability of the Inventory

Reliability of the Polish version of the Core Beliefs Inventory was assessed through the determination of its internal consistency. All Inventory items correlate with a total score above 0.40, which indicates a good discriminatory power. Internal consistency, measured with Cronbach’s α, is high and amounts to 0.90 (p < 0.001) for the whole scale. In the original form, internal reliability of the whole scale ranged from 0.82 to 0.87 and was not subject to change after the least discriminatory statement had been eliminated.
Internal reliability coefficients for individual factors should be also considered high. They fall within the values between 0.57 and 0.70 (cf. Table 3). The poorest discriminatory power coefficient is revealed by statement 3, which, as was mentioned before, also has the lowest factor loading. Test-retest reliability, determined on the basis of two successive measurements carried out on 34 women – victims of domestic violence, by the same tool and at an interval of 6 weeks, amounts to: factor 1 – 0.52 (p < 0.001), factor 2 – 0.48 (p < 0.01), factor 3 – 0.77 (p < 0.001). For the original version, the reliability coefficient of the total score, determined in two successive measurements at an interval of 2 months (N = 85), was 0.69 (Cann et al., 2010). For the Polish version, which can be used for diagnostic tests, the standard error of measurement was also determined. It takes account of the influence of various uncontrolled and unforeseen factors. The standard error of measurement is 0.38.

Validity of the Inventory

The construct validity was discussed at the beginning of the results presentation. The performed analysis of results obtained in own study indicates the multidimensionality of the construct. Therefore, the 3-factor model was adopted. Its external validity was determined based on the correlations with the results obtained with the use of other measurement tools which measure associated constructs, such as the cognitive processing of trauma (assessed with CPOTS), posttraumatic cognitions (assessed with PTCI) and ruminations (assessed with ERRI). The above mentioned tools were applied in several tests. Since the obtained results are similar, in Table 4 the Pearson correlation coefficients (Pearson’s r) for the connected groups are presented.
The results shown in Table 4 prove criterion validity of the Inventory. The disruptions of beliefs associated with a negative life event correlate negatively with cognitive restructuring, and positively with regrets and denial, i.e. CPOTS indicators. The former concerns the positive, while the latter – the negative cognitive processing of trauma. The disruptions of beliefs about causality, one’s own meaning and own value strongly correlate with the intensity of negative cognitions (PTCI). The level of disruptions of beliefs is also related to ruminations, both intrusive and deliberate.

Normalisation

The Inventory is intended not only for research purposes, but also to diagnose the level of disruptions of beliefs associated with an experienced life event. Their occurrence may indicate an individual’s readiness or tendency to verify the core beliefs distorted as a result of the trauma. The diagnostics based on test results requires normalised values to be made available, either in the form of mean scores for different groups to serve as a reference for own study or in the form of normalised values based on the distribution of the results of the normalisation group.
Table 5 shows the mean scores of particular statements and CBI. The absolute values of skewness show a slightly negative skew of distribution of the inventory statements. The kurtosis values indicate platykurtic distributions, which means that there are many extreme values, both low and high.
The values of both the CBI total score and its 3 components were presented as means, as in the original version. For this purpose, it was necessary to divide the sum of scored points by 9 and by 3 with regard to the particular factors. The obtained results can be directly referred to the scale used in the study, where 0 means “not at all” and 5 means “to a very great extent.” As can be seen in Table 4, the mean scores are close to 3, which means a moderate level of disruptions of beliefs (in the original version M = 3.03; SD = 1.06, Cann et al., 2010).
Table 6 presents the mean scores of CBI by sex and age, and 5 groups with various negative life events. Age of the respondents does not lead to statistical diversification of the results, while sex plays a significant role. Women exhibit a significantly higher level of disruptions of beliefs, both in relation to the total score and in relation to three factors (p < 0.001). In the original version, the mean scores for women were also higher (M = 2.91; SD = 1.04; for men M = 2.48; SD = 0.98), though lower than in the Polish study.
The scores of particular groups vary (F = 24.84; df = 4; p < 0.001). The highest level of disruptions of beliefs is observed for women who experienced domestic violence trauma, and the insignificantly lower – for oncology patients. In these groups, the intensity of individual factors varies. In the group of oncology patients, the lowest level of disruptions concerns factor 1, i.e. beliefs about relationships with other people, own abilities and future. In statistical terms, both of these groups differ significantly (Tukey’s range test for unequal sample sizes; p < 0.001) from the other three groups, among which the group of students experiencing different life events reveals the lowest scores.
The total scores were also converted into sten scores (see Table 7), separately for both sexes. According to the adopted rules, the scores within the range of 1–4 sten scores and 7–10 sten scores are treated as low and high respectively, which corresponds to approx. 33% of the lowest scores and 33% of the highest scores on the scale.

Core beliefs as an indicator of psychological post-traumatic changes

The next step analysed to what extent disruptions of basic beliefs associated with a negative life event allow to predict the consequences, reflected in the intensity of both and PTG symptoms. The severity of PTSD symptoms was determined with the use of two tools: IES-R (for the first three groups in Table 1) and PCL-56. On the basis of the adopted assessment criteria [17, 18], 51.8% of the respondents obtained the result which indicates the probability of PTSD. For the most part, this concerns to women – victims of domestic violence (90%) and oncology patients (83.3%). The percentage of other groups ranges from 20% to 30%. However, it should be remembered that this is a diagnosis resulting from a psychometric test, and the percentages characterise the study group only. The probability of PTSD should be further analysed in the interview. Similarly, high PTGI scores, which indicate positive changes reflected in a posttraumatic growth, were obtained by 20.7% of the respondents. The highest percentage of positive changes is revealed by oncology patients (36.7%), and the lowest – by medical rescuers (10.4%).
The correlation between the general PTSD and PTG scores is rather weak, but statistically significant (r = 0.19; p < 0.001). There are relationships of the disruptions of core beliefs which are slightly stronger with PTSD (r = 0.55) than with PTG (r = 0.40), and in both cases this is a statistically significant correlation (p < 0.001). In order to check whether the identified factors, constituting the core beliefs, allow to predict the intensity of psychological consequences of an experienced life event reflected in PTSD and PTG symptoms, the regression analysis was performed.
The next two tables present the results of the multiple regression analysis (the progressive step regression), first for PTSD and its three components (Table 8), and then for PTG and its four factors (Table 9).
Out of the three predictors, factor 3, i.e. beliefs about the meaning of my life, spiritual beliefs and own value as a person, accounts for the highest percentage of variance of the PTSD total score (R2 = 0.35) and of its arousal (R2 = 0.26), characterised by increased vigilance, fear, impatience and difficulty in concentrating. Factor 2, i.e. beliefs about justice, control, and causality of events, is a predictor of intrusion which accounts for the highest percentage of variance from among the 3 PTSD components (R2 = 0.29). This score is consistent with the study data obtained by Ehlers and Clark [6], which emphasise that a negative cognitive assessment of an experienced traumatic situation is associated with intrusions reflecting the intrusive thoughts or perceptions related to trauma.
Predicting positive changes reflected in posttraumatic growth as a result of a negative life event is weaker (18% of total variance) than predicting negative changes (35%). The highest percentage of variance is accounted for by factor 3 (beliefs about meaning of my life, spiritual beliefs and own value as a person) in relation to the spiritual changes reflected in PTG, and thus a better understanding of spiritual problems and an increase in religiousness. In the remaining 3 PTG components, factor 2, i.e. beliefs about justice, control, and causality of events, is a predictor. It is worth noting that this element of beliefs is also a predictor of intrusion.

CONCLUSIONS

The occurrence of disruptions of beliefs is an important element of the cognitive processing of trauma because it can induce an individual to reconsider an experienced event, change their beliefs, and give a new meaning to the event. The aim of CBI is to determine the extent of disruptions of core beliefs about the world and the self as a result of an experienced life event. The score shows the degree of an individual’s readiness to verify the core beliefs distorted as a result of trauma. The higher score indicates a greater tendency to make changes.
Depending on the purpose of the study, either the total score, i.e. the results of all 9 statements, or the results of three factors are used to assess the scores of the Inventory. In the screening tests, the total score of disruptions of beliefs is generally sufficient. However, it is necessary to take account of the measurement error7. In a more detailed assessment, e.g. for the purpose of psychological treatment, the results of individual statements are analysed. Taking into account the three-factor structure may be useful in searching for prognostic correlations and predicting the consequences of traumatic events, both negative, e.g. reflected in posttraumatic stress disorder, and positive, reflected in posttraumatic growth.
The Polish version of the CBI adopts the face validity. As a result, each of the 9 statements begins with the same sentence, “Because of the event, I seriously examined...”. However, this repetition seems necessary in order to continuously review one’s response with regard to a negative life event. It is worth noting that psychometric properties of the Polish version are better than those of the original version.
The few studies conducted so far with the use of different language versions of the inventory, e.g. in Japanese [22] or Brazilian Portuguese [23], do not pay much attention to internal validity. This results, inter alia, from the fact that CBI is used mainly for scientific purposes, as an intervening variable. The inventory validity analysis carried out on the Polish version justifies the adoption of a 3-factor structure of the construct analysed, which becomes useful for the purposes of diagnosis and predicting psychological consequences of traumatic events.
The studies carried out so far cannot be considered sufficient. It seems justified to carry out the study which covers beliefs associated with a negative life event and treats them as intervening variables which refer to cause-effect relationships. The Polish study demonstrated the intervening role of disruptions of beliefs in the relationship between negative cognitions and PTSD symptoms in the group of parents who experienced cancer of their child [24]. The obtained empirical data do not represent a wide spectrum of critical life events.
The study carried out is cross-cutting in nature, and in the context of the proposed value of a tool used to follow changes in beliefs in the process of post-traumatic adaptation, the longitudinal study seems to be necessary.

WSTĘP

Ekstremalne zdarzenia, które wprowadzają stan obciążenia, napięcia i zmuszają człowieka do dokonania poważnej zmiany bądź nowego przystosowania, nazywamy wydarzeniami zmiany życiowej [1]. Do takich wydarzeń zalicza się katastrofy naturalne lub spowodowane przez człowieka, związane z klęskami żywiołowymi, aktami terrorystycznymi, wojną, pozbawieniem wolności, chorobą zagrażającą życiu. Doświadczenie tego typu zdarzeń może być przeżyciem traumatycznym i wiązać się z występowaniem różnych objawów zaburzeń psychicznych, w tym również typowych dla pourazowego zaburzenia stresowego – PTSD.
Przez wiele lat następstwa zdarzeń traumatycznych rozpatrywano głównie w modelu psychopatologicznym, koncentrując się na zaburzeniach i ich negatywnych konsekwencjach osobistych i społecznych [2]. Przełomu dokonały badania wprost ukierunkowane na poszukiwanie pozytywnych konsekwencji doświadczeń traumatycznych. Te specyficzne korzyści psychologiczne przyjęto określać za Tedeschim i Calhounem [3] pojęciem potraumatycznego wzrostu (posttraumatic growth – PTG).
Zdarzenie traumatyczne zagraża integralności podstawowych przekonań jednostki dotyczących świata i własnej osoby. Ich znaczenie akcentują poznawczo-behawioralne koncepcje traumy. Jedną z bardziej znanych jest teoria rozbitych założeń (shattered assumptions) Janoff-Bulman [4]. Schematy poznawcze dotyczące świata i własnej osoby tworzą założeniowy świat (assumptive world), który w wyniku traumatycznego doświadczenia podlega procesowi zmian. Osoba usiłuje zrozumieć i wyjaśnić to zdarzenie, co pociąga za sobą weryfikację posiadanych przekonań. Podejmowana przez jednostkę aktywność ma na celu dokonanie poznawczej adaptacji do zaistniałej sytuacji i w tym celu podejmuje ona różnego rodzaju operacje poznawcze służące dopasowaniu przekonań do zmienionej rzeczywistości lub też utrzymaniu ich w niezmienionej postaci. Pozytywna adaptacja, która jest związana z wystąpieniem pozytywnych zmian potraumatycznych, to efekt posiadania przekonań obszernych treściowo, a przede wszystkim elastycznych, a więc podatnych na zmiany. Z kolei adaptacji negatywnej, powiązanej z wystąpieniem i utrzymywaniem się objawów PTSD, sprzyjają przekonania wąskie treściowo, o sztywnym charakterze, a więc mało podatne na zmiany.
Na znaczenie roli przekonań w adaptacji potraumatycznej wskazują także Foa i Rothbaum [5]. Posiadane dysfunkcjonalne przekonania (zniekształcenia poznawcze), zawierające takie negatywne treści poznawcze, jak „świat jest miejscem niebezpiecznym”, „człowiek nie jest w stanie adekwatnie poradzić sobie z negatywnymi wydarzeniami życiowymi”, sprzyjają występowaniu i utrzymywaniu się objawów PTSD. Autorki podkreślają, że podtrzymywaniu tych objawów sprzyja sztywność przekonań, czyli słaba (lub brak) podatność na zmiany i to niezależnie od tego, czy posiadane przekonania mają charakter negatywny czy pozytywny. Rolę skrajnie nasilonych negatywnych schematów poznawczych w rozwoju objawów PTSD akcentują także Ehlers i Clark [6]. Autorzy podkreślają, że negatywna ocena poznawcza doświadczonej sytuacji traumatycznej podtrzymuje u jednostki poczucie zagrożenia, które z kolei wiąże się z intruzjami i silnym pobudzeniem psychofizjologicznym, a także z występowaniem negatywnych emocji.
Znaczenie aktywności poznawczej wynikającej z doświadczenia traumatycznego jest także podkreślane przez badaczy zajmujących się pozytywnymi następstwami traumy. Ta aktywność jest istotnym elementem procesu przetwarzania poznawczego, które jest jednym z najważniejszych czynników wpływających na ponoszone przez jednostkę skutki, zarówno te o charakterze negatywnym, jak i pozytywnym [7]. Proces poznawczego przetwarzania traumy odnosi się przede wszystkim do integrowania informacji o doświadczonym zdarzeniu z posiadanymi i ukształtowanymi wcześniej schematami poznawczymi [8, 9].
Poznawcze przetworzenie traumy, a przede wszystkim integracja informacji o doświadczonym zdarzeniu z posiadanymi wcześniej schematami poznawczymi oraz zmiana posiadanych schematów, wymagają od osoby, która doznała traumy, gotowości do zmiany. Ta gotowość do zmiany przekonań, stanowiąca wyzwanie dla jednostki, wydaje się mechanizmem leżącym u podłoża procesu pojawiania się pozytywnych zmian potraumatycznych, na co wskazuje model potraumatycznego wzrostu [10, 11]. Jej miernikiem mogą być ujawniane zakłócenia w podstawowych przekonaniach. Autorzy modelu podkreślają, że te poznawcze zakłócenia są punktem wyjścia dla procesu przetwarzania poznawczego traumy. Jego celem jest nadanie doświadczonemu zdarzeniu sensu i znaczenia, a w konsekwencji – dopasowanie się do nowej, zmienionej w wyniku doznanej traumy rzeczywistości. Występowanie zakłóceń w podstawowych przekonaniach, zwłaszcza w krótkim okresie od doświadczonego zdarzenia, może się także wiązać z nasileniem stresu i objawów PTSD, jednak w późniejszym okresie sprzyja raczej występowaniu pozytywnych zmian potraumatycznych. Dodatnie powiązania z negatywnymi i pozytywnymi zmianami potraumatycznymi wskazują na złożony mechanizm działania tego typu zakłóceń.
Prowadzone badania, co prawda nieliczne, potwierdziły dodatnie powiązania zakłóceń w podstawowych przekonaniach zarówno z PTSD, jak i PTG [11–14]. Należy także zwrócić uwagę, że w proces poznawczego przetwarzania traumy angażowane są również inne aktywności o charakterze poznawczym, w tym ruminowanie o doświadczonych zdarzeniach czy podejmowane strategie radzenia sobie z nimi. Do oceny czynników poznawczych mających istotne znaczenie w procesie adaptacji potraumatycznej skonstruowano kilka narzędzi pomiaru, m.in. World Assumptions Scale (WAS) Janoff-Bulman, polska adaptacja Załuski i Gajdosz [15] czy Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI) Foa i wsp., polska adaptacja Dragan i wsp. [16].
Wymienione narzędzia koncentrują się na rodzaju przekonań ludzi, którzy doświadczyli negatywnego zdarzenia życiowego, nie analizują natomiast gotowości do rewizji zniekształconych w wyniku doznanej traumy podstawowych przekonań. Taki cel ma natomiast Core Beliefs Inventory, którego autorami są Cann i wsp. [11], mierzy bowiem zakłócenia w podstawowych (kluczowych) przekonaniach związanych z negatywnym zdarzeniem życiowym.

METODA

Badane grupy

Badania walidacyjne oryginalnej wersji Core Beliefs Inventory przeprowadzono w kilku grupach osób (N = 548), z czego większość stanowili studenci [11]. W badaniach własnych zastosowano dobór celowy, ukierunkowany na osoby, które doświadczyły określonych zdarzeń traumatycznych. Uwzględniono kobiety – ofiary przemocy domowej, chorych onkologicznie, osoby po wypadkach komunikacyjnych, ratowników medycznych, którzy doświadczyli zdarzeń traumatycznych w związku z wykonywaną pracą zawodową. Badania prowadzono w ośrodkach interwencji kryzysowej i wsparcia, na oddziałach szpitalnych, w pogotowiu ratunkowym. Przebadano również grupę studentów, którzy potwierdzili doświadczenie przynajmniej jednego zdarzenia traumatycznego. Najczęściej wymienianymi zdarzeniami były wypadki komunikacyjne i nagła (przypadkowa) śmierć. W tabeli 1 podano podstawowe informacje o badanych grupach.

Narzędzia pomiaru

U wszystkich respondentów przeprowadzono badanie adaptowanym Inwentarzem oraz badania nasilenia objawów PTSD i/lub otraumatycznego wzrostu. Ponadto, w poszczególnych grupach przeprowadzono dodatkowe badania w celu ustalenia innych korelatów zakłóceń w posiadanych przekonaniach. Poniżej przedstawiono charakterystykę wykorzystanych narzędzi pomiaru.
Inwentarz Podstawowych Przekonań – IPP (Core Beliefs Inventory – CBI), którego autorami są Cann i wsp. [11], składa się z 9 stwierdzeń dotyczących zakłóceń w posiadanych przekonaniach. Każde stwierdzenie rozpoczyna się identycznie sformułowanym członem: „Z powodu tego zdarzenia poważnie zastanawiałem/am się...”. Dopełnieniem są różne przekonania dotyczące własnego znaczenia i wartości siebie jako osoby, swojej przyszłości, relacji z innymi ludźmi, w wyniku najbardziej stresującego wydarzenia, które miało miejsce w ostatnich kilku latach.
Zadaniem badanego była ocena, w jakim stopniu to zdarzenie doprowadziło do zmian, używając skali od: 0 – wcale, 1 – w bardzo małym, 2 – w małym, 3 – w umiarkowanym, 4 – w dużym i 5 – w bardzo dużym stopniu. Suma wszystkich ocen jest wskaźnikiem zakłóceń w posiadanych przekonaniach. Im wyższa, tym większa skłonność badanego do zmiany dotychczasowych przekonań. Za zgodą autorów dokonano tłumaczenia Inwentarza na język polski przez trzech niezależnych tłumaczy. Uzgodnioną wersję przekazano do ponownego tłumaczenia na język angielski trzem osobom dwujęzycznym. Do ostatecznej wersji włączono te pozycje, które w tłumaczeniu zwrotnym w najmniejszym stopniu odbiegały od oryginału.
Skala Wpływu Zdarzeń (Impact of Event Scale – Revised – IES-R), autorzy: Weiss i Marmar, polska adaptacja: Juczyński, Ogińska-Bulik [17], służy do pomiaru objawów wchodzących w skład zaburzeń po stresie traumatycznym. Składa się z 22 stwierdzeń ocenianych w pięciostopniowej skali typu Likerta, które wchodzą w skład 3 podskal, tj. intruzji, pobudzenia i unikania.
Lista Objawów w PTSD wg DSM-5 (PTSD Checklist for DSM-5 – PCL-5), Weathers i wsp.4, zawiera opis 20 objawów PTSD przypisanych do 4 czynników, tj. intruzji, unikania, negatywnych zmian w sferze poznawczej i/lub emocjonalnej oraz objawów wzmożonego pobudzenia i reaktywności. Badany ocenia, w jakim stopniu opisane problemy dokuczały mu w ciągu ostatniego miesiąca na skali pięciostopniowej: od 0 (wcale) do 4 (bardzo mocno). Ogólną ocenę intensywności objawów stanowi suma wyników każdej z 20 pozycji.
Inwentarz Potraumatycznego Rozwoju (Posttraumatic Growth Inventory – PTGI), autorzy: Tedeschi i Calhoun, polska adaptacja: Ogińska-Bulik, Juczyński [18], zawiera 21 twierdzeń opisujących pozytywne zmiany zaistniałe w wyniku doświadczonego wydarzenia traumatycznego. Stopień zmian ocenia się na skali sześciostopniowej. Ocena dotyczy zmian w percepcji siebie, w relacjach z innymi, większego doceniania życia i zmian duchowych.
Inwentarz Pourazowych Treści Poznawczych (Posttraumatic Cognitions Inventory – PTCI), autorzy: Foa i wsp., polska adaptacja: Dragan i wsp. [16], narzędzie składa się z 36 stwierdzeń opisujących pourazowe treści poznawcze wchodzące w skład 3 skal, tj. negatywnych treści poznawczych dotyczących własnej osoby, świata i obwiniania siebie. Badany ustosunkowuje się do podanych stwierdzeń w skali siedmiostopniowej. Im wyższy wynik, tym wyższy stopień nasilenia negatywnych treści poznawczych.
Skala Poznawczego Przetwarzania Traumy (Cognitive Processing of Trauma Scale – CPOTS), autorzy: Williams i wsp. [9], zawiera 17 twierdzeń w skali siedmiostopniowej. Pięć podskal sprowadza się do pozytywnego (pozytywna restrukturyzacja poznawcza, rozwiązanie/akceptacja, porównywanie w dół) oraz negatywnego (zaprzeczanie, żal) przetwarzania traumy5.
Skala Ruminacji o Negatywnym Zdarzeniu (Event Related Rumination Inventory – ERRI), autorzy: Cann i wsp., polska adaptacja: Ogińska-Bulik, Juczyński [19], zawiera 2 podskale, każda złożona z 10 stwierdzeń. Pierwsza odnosi się do ruminacji natrętnych, druga do ruminacji refleksyjnych. Badany dokonuje oceny na czterostopniowej skali typu Likerta.

WYNIKI

Przedstawienie wyników badań podzielono na dwie części. W pierwszej omówiono własności psychometryczne adaptowanego narzędzia, w drugiej zaś znaczenie podstawowych przekonań w procesie adaptacji potraumatycznej, wyrażanej w postaci nasilenia objawów stresu potraumatycznego (PTSD), jak i poziomu zmian pozytywnych, odzwierciedlanych w formie potraumatycznego wzrostu (PTG). Obliczenia przeprowadzono, posługując się pakietem Statistica 13.1.

Struktura czynnikowa IPP – porównanie wersji polskiej z oryginalną

Opis konstruktu podstawowych przekonań został potraktowany przez autorów narzędzia dość pobieżnie [11]. Autorzy odwołują się jedynie do koncepcji Janoff-Bulman [20] i Koltko-Rivera [21], w których schematy poznawcze dotyczące świata i własnej osoby tworzą założeniowy świat (assumptive world) podlegający procesowi zmian w wyniku traumatycznego doświadczenia. Jak piszą, twierdzenia zostały dobrane przez osoby posiadające doświadczenie kliniczne i badawcze w odniesieniu do traumy, uwzględniając szeroki zakres przekonań dotyczących świata i własnej osoby, które w wyniku traumatycznego przeżycia podlegają procesowi zmian. Celem tych zmian jest nadanie doświadczonemu zdarzeniu nowego sensu i znaczenia, a w konsekwencji – dopasowanie się do nowej, zmienionej w wyniku doznanej traumy rzeczywistości [11].
Analiza treści 9 stwierdzeń Inwentarza wskazuje jednak na znaczne zróżnicowanie jego elementów składowych, obejmując, z jednej strony, przekonania dotyczące sprawiedliwości, kontrolowalności i przyczynowości zdarzenia, z drugiej – przekonania na temat własnych relacji z innymi, możliwości oraz znaczenia swojego życia, duchowości i własnej wartości. O ile trzy pierwsze wiążą się z przekonaniami ogólnymi, dotyczącymi świata, o tyle pozostałe odnoszą się już do własnej osoby. W konsekwencji trafność konstrukcyjna wymaga dokładnego sprawdzenia poprzez porównanie empirycznej struktury czynnikowej z teoretyczną.
Autorzy Inwentarza, opierając się na wynikach kilku badań (N = 548), przeprowadzili analizę czynnikową. Zastosowany „test osypiska” wskazywał na pojedynczy, dominujący czynnik. Wyjaśniał on od 42% do 53% wariancji całkowitej [11]. W analizie wyników badań własnych (N = 415) sprawdzono dwa najczęściej stosowane kryteria, a mianowicie: wspomniany powyżej „test osypiska” Cattella oraz kryterium Kaisera. Wyniki tego pierwszego, oparte o technikę graficzną, dopuszczały wybór 3 czynników (por. ryc. I), z kolei drugie kryterium, oparte na przyjęciu minimalnej wartości własnej, w celu uzyskania struktury wieloczynnikowej, wymagało obniżenia jego wartości do 0,90. Trójczynnikowy model, przedstawiony w dalszej części artykułu, wyjaśnia prawie 75% wariancji. Pomimo braku jednoznaczności otrzymanych kryteriów wyodrębniania czynników, zasadne wydawało się przeprowadzenie dalszych analiz czynnikowych, nie tyle jako metody redukcji liczby pozycji, lecz jako metody klasyfikacji, umożliwiającej poznanie znaczenia czynników i ich sensowną interpretację6.
W kolejnym kroku, na bazie własnych wyników (N = 415), wykorzystując konfirmacyjną analizę czynnikową, porównano modele jedno-, dwu- i trójczynnikowe. Dla każdego ustalono różne wskaźniki dobroci dopasowania, poszukując modelu najlepiej dopasowanego. Najpowszechniej stosowane kryteria porównawcze modeli, takie jak kryterium Akaikego czy bayesowskie kryterium informacyjne Schwartza, preferują model z najniższymi wskaźnikami, a te zanotowano w odniesieniu do rozwiązania trójczynnikowego (AIC = 0,40; BIC = 0,50). Inne wskaźniki dobroci dopasowania, jak wskaźniki GFI (0,96) i AGFI (0,90), wartość χ2 GLS (71,23), indeks Watkinsa (χ2/f = 2,96) czy wartość RMSEA (0,06) wskazują na co najmniej dobre dopasowanie modelu trójczynnikowego. Innymi słowy, model trójczynnikowy polskiej adaptacji CBI jest najlepszym z możliwych (por. ryc. II). W pierwszych dwóch czynnikach najwyższe ładunki zawierają twierdzenia 3 i 6, natomiast w czynniku 3 najniższy ładunek dotyczy twierdzenia 8. Najwyższe parametry prezentuje czynnik 3, który równocześnie najbardziej wiąże się z czynnikiem 2. Najsłabiej powiązany jest czynnik 1 z 3 i 2.
Poznanie znaczenia zidentyfikowanych czynników i ich interpretację umożliwia eksploracyjna analiza czynnikowa, przeprowadzona w kolejnym kroku. Przeprowadzono analizę składowych głównych z rozwiązaniem trójczynnikowym, z rotacją maksymalizującą wariancję (varimax). Wyniki przedstawiono w tabeli 2.
Model jednoczynnikowy wyjaśniał 55% wariancji całkowitej, podobnie jak w wersji oryginalnej. Z kolei model dwuczynnikowy wyjaśniał 66% wariancji, przy czym do czynnika 1 należało 6 pozycji (4–9). Natomiast do modelu trójczynnikowego, wyjaśniającego 74,9% zmienności całkowitej, weszły po 3 pozycje, każda o wartościach ładunków czynnikowych znacznie przekraczających przyjmowaną wartość minimalną (0,40) i różniące się ładunkami w dwóch pozostałych czynnikach. Tej ostatniej reguły całkowicie nie spełniają twierdzenia 3 i 9. Twierdzenie 3 („Z powodu tego zdarzenia poważnie zastanawiałem się, dlaczego ludzie myślą i zachowują się tak, a nie inaczej”) wykazuje wysokie ładunki, zarówno w odniesieniu do przekonań ogólnych, jak i odnoszących się do siebie.
Zidentyfikowane 3 czynniki wyjaśniają 74,9% wariancji całkowitej, z tego czynnik 1 – 55,9%, 2 – 9,9%, oraz 3 – 9,1%5. Ponieważ trudno znaleźć odpowiednio ogólne sformułowania dla nazw zidentyfikowanych czynników, pozostawiono treści zawarte w poszczególnych stwierdzeniach, a mianowicie: czynnik 1: przekonania dotyczące relacji z innymi, własnych możliwości i przyszłości (twierdzenia nr 4–6); czynnik 2: przekonania dotyczące sprawiedliwości, kontrolowalności i przyczynowości zdarzeń (1–3); czynnik 3: przekonania na temat znaczenia swojego życia, duchowości i wartości jako osoby (7–9).

Rzetelność Inwentarza

Rzetelność polskiej wersji Core Beliefs Inventory oceniono poprzez oszacowanie jego zgodności wewnętrznej. Wszystkie pozycje Inwentarza korelują z wynikiem ogólnym powyżej 0,40, co wskazuje na dobrą moc dyskryminacyjną. Zgodność wewnętrzna, mierzona za pomocą współczynnika α Cronbacha, jest wysoka i wynosi dla całej skali 0,90 (p < 0,001). W wersji oryginalnej rzetelność wewnętrzna całej skali wynosiła od 0,82 do 0,87 i nie podlegała zmianom po ewentualnym wyeliminowaniu najsłabiej dyskryminującego stwierdzenia.
Współczynniki rzetelności wewnętrznej dla poszczególnych czynników także należy uznać za wysokie. Mieszczą się one w granicach od 0,57 do 0,70 (por. tab. 3). Najsłabszy wskaźnik mocy dyskryminacyjnej ujawnia stwierdzenie 3, które, jak już wspomniano, posiada również najniższy ładunek czynnikowy. Stabilność bezwzględna, ustalona poprzez dwukrotne badanie 34 kobiet – ofiar przemocy domowej, tym samym narzędziem w odstępie 6 tygodni, wynosi dla czynnika 1: 0,52 (p < 0,001), dla 2: 0,48 (p < 0,01), zaś dla 3: 0,77 (p < 0,001). Dla wersji oryginalnej współczynnik stałości ogólnego wyniku, ustalony w podwójnym badaniu w odstępie 2 miesięcy (N = 85), wyniósł 0,69 (Cann i wsp., 2010). Dla wersji polskiej, która może służyć badaniom diagnostycznym, ustalono również standardowy błąd pomiaru, uwzględniający wpływ różnych niekontrolowanych i nieprzewidzianych czynników. Standardowy błąd pomiaru wynosi 0,38.

Trafność Inwentarza

Trafność konstrukcyjną omówiono na początku prezentacji wyników. Analiza wyników badań własnych wskazuje na wielowymiarowość konstruktu. W konsekwencji przyjęto model trójczynnikowy. Jego trafność zewnętrzną ustalono poprzez korelacje z wynikami innych narzędzi, mierzących zbliżone konstrukty, jak poznawcze przetwarzanie traumy (skala CPOTS), pourazowe treści poznawcze (inwentarz PTCI) czy ruminacje (Inwentarz Ruminacji o Negatywnym Zdarzeniu). Wymienione narzędzia zostały zastosowane w kilku badaniach. Ponieważ ich wyniki są zbieżne, dlatego w tabeli 4 zaprezentowano współczynniki korelacji r-Persona dla połączonych grup.
Wyniki przedstawione w tabeli 4 dostarczają danych potwierdzających trafność kryterialną Inwentarza. Zakłócenia w przekonaniach związanych z negatywnym zdarzeniem życiowym korelują ujemnie z restrukturyzacją poznawczą, natomiast dodatnio z żalem i zaprzeczaniem, tj. wskaźnikami skali CPOTS, w pierwszym przypadku – pozytywnego, w drugim – negatywnego poznawczego przetwarzania traumy. Zakłócenia w posiadanych przekonaniach, dotyczące przyczynowości oraz znaczenia i wartości siebie jako osoby, wysoko korelują z nasileniem negatywnych treści poznawczych (PTCI). Poziom zakłóceń w posiadanych przekonaniach wiąże się także z ruminacjami zarówno o charakterze intruzywnym, jak i refleksyjnym.

Normalizacja

Inwentarz jest przeznaczony nie tylko do prowadzenia badań naukowych, lecz również do diagnozowania stopnia zakłóceń przekonań związanych z doświadczonym zdarzeniem życiowym. Ich przejawianie może być wyrazem gotowości bądź skłonności jednostki do rewizji zniekształconych w wyniku doznanej traumy podstawowych przekonań. Diagnozowanie oparte na wynikach testu wymaga udostępnienia norm, bądź to w postaci średnich wyników różnych grup, służących za punkt odniesienia dla własnych badań, bądź też w postaci norm opartych na rozkładzie wyników grupy normalizacyjnej.
W tabeli 5 zamieszczono średnie wyniki poszczególnych twierdzeń oraz wskaźników IPP. Wartości bezwzględne współczynników skośności wskazują na nieznaczną lewoskośność rozkładów twierdzeń wchodzących w skład inwentarza. Z kolei wskaźniki kurtozy posiadają rozkłady platykurtyczne, które oznaczają, że jest dużo wyników skrajnych zarówno niskich, jak i wysokich.
Wyniki zarówno ogólnego wskaźnika IPP, jak i jego 3 elementów składowych przedstawiono, podobnie jak w wersji oryginalnej, w postaci średnich. Wymaga to podzielenia sumy uzyskanych punktów przez 9 oraz przez 3, dla poszczególnych czynników. Otrzymane wyniki można bezpośrednio odnieść do skali używanej w badaniu, gdzie 0 oznacza „wcale”, zaś 5 – „w bardzo dużym stopniu”. Jak wynika z tabeli 4 średnie wyniki zbliżają się do wartości 3, a więc oznaczają umiarkowany stopień zakłóceń w posiadanych przekonaniach (w wersji oryginalnej M = 3,03; SD = 1,06; Cann i wsp., 2010).
W tabeli 6 przedstawiono średnie wyniki IPP w zależności od płci i wieku oraz 5 grup z różnego rodzaju negatywnymi zdarzeniami życiowymi. Wiek badanych nie różnicuje statystycznie wyników, natomiast płeć odgrywa znaczącą rolę. Kobiety przejawiają istotnie wyższy poziom zakłóceń w przekonaniach, zarówno w odniesieniu do wskaźnika ogólnego, jak i 3 czynników (p < 0,001). W wersji oryginalnej średnie wyniki kobiet były również wyższe (M = 2,91; SD = 1,04; mężczyźni M = 2,48; SD = 0,98), jakkolwiek niższe niż w polskich badaniach.
Wyniki badanych grup różnią się od siebie (F = 24,84; df = 4; p < 0,001). Najwyższy poziom zakłóceń przekonań ujawniają kobiety, które doświadczyły traumy związanej z przemocą domową – niewiele niższy osoby chore onkologicznie. W tych grupach różne jest nasilenie poszczególnych czynników. W grupie osób chorych onkologicznie najniższy poziom zakłóceń dotyczy czynnika 1, tj. przekonań dotyczących relacji z innymi, własnych możliwości i przyszłości. Obydwie wymienione grupy różnią się statystycznie istotnie (test Tukeya dla nierównych prób; p < 0,001) od trzech pozostałych grup, wśród których grupa studentów, doświadczająca różnych zdarzeń życiowych, ujawnia najniższe wyniki.
Wyniki ogólne przekształcono również na jednostki standaryzowane w skali stenowej (por. tab. 7), oddzielnie dla obydwu płci. Zgodnie z przyjętymi zasadami, wyniki w granicach 1–4 stena oraz 7–10 stena traktowane są jako – odpowiednio – niskie i wysokie, co odpowiada obszarowi około 33% wyników najniższych i 33% najwyższych w skali.

Podstawowe przekonania jako wyznacznik psychologicznych zmian potraumatycznych

W kolejnym kroku analizowano, w jakim stopniu zakłócenia podstawowych przekonań związanych z negatywnym zdarzeniem życiowym pozwalają na przewidywanie występujących konsekwencji, zarówno w postaci nasilenia objawów PTSD, jak i poziomu PTG. Nasilenie objawów PTDS ustalono za pomocą dwóch narzędzi, tj. IES-R (dla pierwszych trzech grup z tab. 1) oraz PCL-56. Na podstawie przyjętych kryteriów oceny [17, 18] 51,8% badanych uzyskało wynik wskazujący na prawdopodobieństwo występowania PTSD. W największym odsetku dotyczy to grupy kobiet z doświadczeniem przemocy domowej (90%) oraz osób chorych onkologicznie (83,3%). W pozostałych grupach odsetki te sięgają 20–30%. Należy jednak pamiętać, iż mowa jest o diagnozie wynikającej z badania psychometrycznego, zaś podane odsetki służą charakterystyce grupy badanej. Prawdopodobieństwo wystąpienia PTSD powinno być pogłębione w wywiadzie. Analogicznie, wyniki wysokie w PTGI, wskazujące na występowanie zmian pozytywnych w postaci potraumatycznego wzrostu, uzyskało 20,7% badanych. Największy odsetek zmian pozytywnych ujawniają chorzy onkologicznie (36,7%), najniższy – ratownicy medyczni (10,4%).
Korelacja ogólnych wskaźników PTSD i PTG jest raczej słaba, jakkolwiek statystycznie istotna (r = 0,19; p < 0,001). Nieco silniejsze związki występują między zakłóceniami podstawowych przekonań a PTSD (r = 0,55) niż PTG (r = 0,40), i w obydwu przypadkach jest to korelacja statystycznie bardzo istotna (p < 0,001). W celu sprawdzenia, czy zidentyfikowane czynniki, składające się na podstawowe przekonania, pozwalają na przewidywanie nasilenia psychologicznych konsekwencji doświadczonego zdarzenia życiowego w postaci PTSD i PTG, przeprowadzono analizę regresji.
W kolejnych dwóch tabelach przedstawiono wyniki analizy regresji wielokrotnej (metoda krokowa postępująca), najpierw dla PTSD i jego 3 składników (tab. 8), a następnie dla PTG i jego 4 czynników (tab. 9).
Spośród trzech predyktorów czynnik 3 (tj. przekonania na temat znaczenia swojego życia, duchowości i wartości jako osoby) wyjaśnia największy odsetek wariancji ogólnego wskaźnika PTSD (R2 = 0,35) oraz jego wymiaru w postaci pobudzenia (R2 = 0,26), charakteryzującego się wzmożoną czujnością, lękiem, zniecierpliwieniem i trudnościami w koncentracji uwagi. Z kolei czynnik 2 (przekonania dotyczące sprawiedliwości, kontrolowalności i przyczynowości zdarzeń) jest predyktorem intruzji, wyjaśniając największy odsetek wariancji spośród 3 składników PTSD (R2 = 0,29). Wynik koresponduje z danymi z badań Ehlers i Clark [6], którzy podkreślają, że negatywna ocena poznawcza doświadczonej sytuacji traumatycznej wiąże się z intruzjami, wyrażającymi powracające myśli lub wrażenia percepcyjne związane z traumą.
Przewidywanie zmian pozytywnych w postaci potraumatycznego wzrostu w następstwie doświadczonego negatywnego zdarzenia życiowego jest słabsze (18% całkowitej zmienności) niż zmian negatywnych (35%). Największy odsetek wariancji wyjaśnia czynnik 3 (przekonania na temat znaczenia swojego życia, duchowości i wartości jako osoby) w odniesieniu do zmian duchowych PTG, a więc lepszego rozumienia problemów duchowych i wzrost religijności. W pozostałych 3 składnikach PTG predyktorem jest czynnik 2, tj. przekonania dotyczące sprawiedliwości, kontrolowalności i przyczynowości zdarzeń. Warto zauważyć, iż ten element przekonań jest również predyktorem intruzji.

WNIOSKI

Występowanie zakłóceń w przekonaniach jest ważnym elementem poznawczego przetwarzania traumy, gdyż może skłaniać jednostkę do ponownego przeanalizowania doświadczonego zdarzenia, dokonania zmiany posiadanych przekonań oraz nadania wydarzeniu nowego znaczenia. Inwentarz IPP ma na celu ujęcie stopnia zakłóceń podstawowych przekonań dotyczących świata i siebie samego w wyniku doświadczonego zdarzenia życiowego. Wynik odzwierciedla stopień gotowości jednostki do rewizji zniekształconych w wyniku doznanej traumy podstawowych przekonań. Wyższy wynik świadczy o większej skłonności do dokonania zmian.
W zależności od celu badania w ocenie wyników Inwentarza wykorzystujemy albo ogólny wskaźnik, tj. wyniki wszystkich kolejnych 9 stwierdzeń, albo wyniki 3 czynników. W badaniu przesiewowym na ogół wystarcza ogólny wskaźnik zakłóceń w posiadanych przekonaniach. Należy przy tym pamiętać o uwzględnieniu błędu pomiaru7. W bardziej szczegółowej ocenie, potrzebnej np. na użytek terapii psychologicznej, analizujemy wyniki poszczególnych stwierdzeń. Uwzględnienie struktury trójczynnikowej może być przydatne w poszukiwaniu korelatów prognostycznych, przewidywaniu konsekwencji traumatycznych zdarzeń, i to zarówno tych negatywnych, np. w postaci zaburzeń po stresie traumatycznym, jak i pozytywnych, w postaci potraumatycznego wzrostu.
W polskiej wersji CBI zachowano równoważność fasadową. W konsekwencji każde z 9 stwierdzeń zaczyna się od tego samego zdania: „Z powodu tego zdarzenia poważnie zastanawiałem/am się…”. To powtarzanie wydaje się jednak konieczne dla ciągłego kontrolowania swojej odpowiedzi w odniesieniu do negatywnego zdarzenia życiowego. Warto zauważyć, iż własności psychometryczne wersji polskiej są lepsze od tych w wersji oryginalnej.
Nieliczne dotychczas badania z zastosowaniem różnych wersji językowych inwentarza, np. w języku japońskim [20] czy brazylijskiej odmianie języka portugalskiego [23], nie poświęcają większej uwagi trafności wewnętrznej. Wynika to m.in. z wykorzystywania CBI głównie w celach naukowych, jako zmiennej mediującej. Przeprowadzona dla wersji polskiej analiza trafności inwentarza uzasadnia przyjęcie trójczynnikowej struktury badanego konstruktu, co staje się użyteczne w diagnozie i prognozie psychologicznych konsekwencji zdarzeń traumatycznych.
Dotychczas przeprowadzonych badań nie można uznać za wystarczające. Zasadne wydają się badania ujmujące przekonania związane z negatywnym zdarzeniem życiowym, jako zmienne mediujące, odnoszące się do mechanizmów przyczynowo-skutkowych. W polskich badaniach wykazano mediacyjną rolę zakłóceń w posiadanych przekonaniach w relacji między negatywnymi treściami poznawczymi a objawami PTSD w grupie rodziców zmagających się z chorobą nowotworową dziecka [24]. Uzyskane dane empiryczne nie reprezentują szerokiego spektrum krytycznych zdarzeń życiowych. Przeprowadzone badania mają charakter przekrojowy, a w kontekście postulowanej wartości narzędzia do śledzenia zmian przekonań w procesie adaptacji potraumatycznej, konieczne byłyby badania podłużne.

Conflict of interest/Konflikt interesu

Absent./Nie występuje.

Financial support/Finansowanie

Absent./Nie występuje.

References/Piśmiennictwo

1. Sęk H. Rola wsparcia społecznego w sytuacjach stresu życiowego. O dopasowaniu wsparcia do wydarzeń stresowych. W: Sęk H, Cieślak R (red.). Wsparcie społeczne, stres i zdrowie [The role of social support in situations of life stress. About adjustment support to stressful events. In: Social support, stress and health]. Wydawnictwo Naukowe PWN: Warszawa; 2004, p. 49-67.
2. Steuden S, Janowski K. Trauma – kontrowersje wokół pojęcia, diagnoza, następstwa, implikacje praktyczne [Trauma – controversies surrounding the concept, diagnosis, aftermath, and practical implications]. Roczniki Psychologiczne 2016; 19: 567-582.
3. Tedeschi RG, Calhoun LG. The Post-Traumatic Growth Inventory: Measuring the positive legacy of trauma. J Trauma Stress 1996; 9: 455-471, doi: 10.1002/jts.2490090305.
4. Janoff-Bulman R. Shattered assumptions: towards a new psychology of trauma. The Free Press: New York; 1992.
5. Foa EB, Rothbaum BO. Treating the trauma of rape: Cognitive-behavioral therapy for PTSD. Guilford Press: New York; 1998.
6. Ehlers A, Clark DM. A cognitive model of posttraumatic stress disorder. Behav Res Ther 2000; 38: 319-345.
7. Tedeschi RG, Calhoun LG. Posttraumatic growth: Conceptual foundations and empirical evidence. Psychol Inq 2004; 15: 1-8, doi: 10.1207/s15327965pli1501_01.
8. Janoff-Bulman R. Posttraumatic growth: Three Explanatory Models. Psychol Inq 2004; 15: 30-34.
9. Williams R, Davis M, Millsap R. Development of the Cognitive Processing of Trauma Scale. Clin Psych Psychother 2002; 9: 349-360.
10. Calhoun LG, Cann A, Tedeschi RG. The posttraumatic growth model: Sociocultural considerations. In: Weiss T, Berger R (eds.). Posttraumatic growth and culturally competent practice: Lessons learned from around the globe. John Wiley & Sons: New Jersey; 2010, p. 1-14.
11. Cann A, Calhoun LG, Tedeschi RG, Kilmer R, Gil-Rivas V, Vishnevsky T, Danhauer S. The Core Beliefs Inventory: a brief measure of disruption in the assumptive world. Anxiety Stress Copin 2010; 23: 19-34.
12. Barton S, Boals A, Knowles L. Thinking about trauma: the unique contributions of event centrality and posttraumatic cognitions in predicting PTSD and posttraumatic growth. J Trauma Stress 2013; 26: 718-726.
13. Lindstrom CM, Cann A, Calhoun LG, Tedeschi RG. The relationship of core belief challenge, rumination, disclosure, and sociocultural elements to posttraumatic growth. Psych Trauma Theory, Res Pract Policy 2013; 5: 50-55.
14. Zhou X, Wu X, Fu F, An Y. Core belief challenge and rumination as predictors of PTSD and PTG among adolescent survivors of the Wenchuan earthquake. Psychol Trauma 2015: 7: 391-397, doi: 10.1037/tra0000031.
15. Załuski M, Gajdosz M. Skala Założeń Wobec Świata – polska adaptacja i analiza walidacyjna World Assumptive Scale [Polish adaptation and validation of the World Assumptions Scale]. Psychoterapia 2012; 3: 17-31.
16. Dragan M, Gulcz M, Wójtowicz S. Adaptacja Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI): raport ze wstępnego badania walidacyjnego Inwentarza Pourazowych Treści Poznawczych [The adaptation of Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI): report from an initial validation study]. Przegląd Psychologiczny 2005; 48: 417-430.
17. Juczyński Z, Ogińska-Bulik N. Pomiar zaburzeń po stresie traumatycznym – polska wersja Zrewidowanej Skali Wpływu Zdarzeń [Measurement of post-traumatic stress disorder – Polish version of Impact Event Scale- Revised]. Psychiatria 2009; 6: 15-25.
18. Ogińska-Bulik N, Juczyński Z. Rozwój potraumatyczny – charakterystyka i pomiar [Posttraumatic growth – characteristic and measurement]. Psychiatria 2010; 7: 129-142.
19. Ogińska-Bulik N, Juczyński Z. Inwentarz Ruminacji o Negatywnym Zdarzeniu – polska adaptacja the Event Related Rumination Inventory [The Polish adaptation of the Event Related Rumination Inventory]. Przegląd Psychologiczny 2015; 58: 383-400.
20. Janoff-Bulman R. Assumptive worlds and the stress of traumatic events: Applications of the schema constructs. Soc Cognition 1989; 7: 113-136.
21. Koltko-Rivera ME. The psychology of worldviews. Rev Gen Psychol 2004; 8: 3-58.
22. Taku K, Tedeschi RG, Cann A, Calhoun LG. Core beliefs, rumination, and posttraumatic growth resulting from 2011 March 11th earthquake in Japan. Presented at 122nd annual convention of the APA. Washington DC, August 8, 2014.
23. da Silva T, Donat J, Gauer G, Kristensen Ch. Posttraumatic growth measures: translation and adaptation of three self-report instruments to Brazilian Portuguese. Arch Clin Psychiat 2016; 43: 3, http://dx.doi.org/10.1590/0101-60830000000083.
24. Ogińska-Bulik N, Socha I. Symptoms of posttraumatic stress among parents struggling with their child’s cancer – the role of negative cognitive content and disruption in core beliefs [Objawy stresu pourazowego u rodziców zmagających się z chorobą nowotworową dziecka – rola negatywnych treści poznawczych i zakłóceń w kluczowych przekonaniach]. Adv Psychiatry Neurol 2017; 26: 206-220.
This is an Open Access journal, all articles are distributed under the terms of the Creative Commons Attribution-NonCommercial-ShareAlike 4.0 International (CC BY-NC-SA 4.0). License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc-sa/4.0/), allowing third parties to copy and redistribute the material in any medium or format and to remix, transform, and build upon the material, provided the original work is properly cited and states its license.
POLECAMY
© 2019 Termedia Sp. z o.o. All rights reserved.
Developed by Bentus.
PayU - płatności internetowe