PL ISSN 0033-2674 www.psychiatriapolska.pl DOI: 10.12740/PP/
32214
Badania zrealizowane w ramach programów: PL0088 „Psychologiczne przyczyny i następstwa wypadków drogowych” finansowanego przez Mechanizm Finansowy Islandii, Liechtensteina i Norwegii poprzez Mechanizmy Finansowe EOG oraz Ministerstwo Nauki i Szkolnictwa Wyższego oraz „Czynniki warunkujące skuteczność psychoterapii poznawczo-behawioralnej zaburzeń potraumatycznych” Ministerstwa Nauki i Szkolnictwa Wyższego N N106360937
Diagnoza pourazowego zaburzenia stresowego (PTSD) za pomocą ustrukturalizowanego wywiadu
klinicznego SCID-I
Diagnosis of Posttraumatic Stress Disorder (PTSD) by the Structured Clinical Interview SCID-I
Bogdan Zawadzki1, Agnieszka Popiel2, Maria Cyniak-Cieciura1, Barbara Jakubowska1, Ewa Pragłowska3
1 Wydział Psychologii, Katedra Psychologii Różnic Indywidualnych UW Kierownik: prof. dr hab. W. Oniszczenko
2 Wydział Psychologii, Katedra Neurorehabilitacji Szkoły Wyższej Psychologii Społecznej w Warszawie
Kierownik: prof. dr hab. E. Szeląg
3 Interdyscyplinarne Centrum Genetyki Zachowania UW Kierownik: prof. dr hab. B. Zawadzki
Summary
Objectives: Valid and reliable diagnosis of posttraumatic stress disorder is important for clinical practice, scientific research and forensic settings. The aim of the study was to assess the psychometric properties of the Polish version of SCID-I F Module for the diagnosis of PTSD.
Methods: Five hundred twenty six motor vehicle accident survivors participated in the study. Clinical diagnosis was based on SCID-I-PTSD interview. Participants filled out a set of self-report inventories concerning PTSD symptoms (PDS), depression (BDI-II), anxiety (STAI) and posttraumatic cognitions (PTCI).
Results: The interview assessment showed high reliability and both convergent and discriminative validity. SCID-I-PTSD interview proved to be more specific than PDS inventory. Interview items show good psychometric properties (except an item C3) and no
differential item functioning for sex. Latent structure analysis of PTSD symptoms were non- conclusive.
Conclusions: A part of Module F of the SCID-I, a structured clinical interview for the as- sessment of posttraumatic stress disorder is a valid and reliable psychometric tool useful for the diagnosis of PTSD.
Słowa klucze: diagnoza, PTSD, SCID-I Keywords: diagnosis, PTSD, SCID-I
Wstęp
Pourazowe zaburzenie stresowe (PTSD) dotyka około 7% populacji osób dorosłych, które doświadczyły traumatycznych wydarzeń [1]. Objawy PTSD ulegają samoistnej remisji w ciągu pierwszych dwóch lat od traumy u około połowy osób. Później szansa na ustąpienie zaburzenia maleje, a utrzymujące się objawy obniżają jakość życia jed- nostki, generując koszty społeczne wynikające z niezdolności do pracy, długotrwałego leczenia, odszkodowań [2]. Nieoceniona jest więc rola trafnej diagnozy umożliwiającej wdrożenie odpowiedniego leczenia i rzetelne postępowanie w sytuacjach orzeczniczych.
Ustrukturalizowany Wywiad Kliniczny do Badania Zaburzeń z Osi I DSM-IV-TR [3] stanowi uznane narzędzie do diagnozy zaburzeń psychicznych [1, 4]. Pełna wersja SCID-I obejmuje podręcznik, karty rozmowy wstępnej oraz 10 modułów tematycz- nych do diagnozy zaburzeń: nastroju (A i D), psychotycznych (B i C), związanych z zażywaniem substancji (E), lękowych (F), somatoformicznych (G), odżywiania się (H), adaptacyjnych (I), a także dodatkowych zaburzeń zbiorczo ujętych w module J.
W praktyce rzadko stosuje się cały wywiad – zachęca się użytkownika do skompono- wania własnej wersji z dostępnych modułów w zależności od potrzeb [5–8]. Wywiad obejmuje wystandaryzowane pytania ułożone w sposób zapobiegający pominięciu któregokolwiek kryterium diagnostycznego badanego zaburzenia. Od wiedzy diag- nosty zależy jednak kwalifikacja odpowiedzi pacjenta jako spełniającej kryterium, niespełniającej lub wątpliwej.
Część Modułu F (zaburzenia lękowe) służy do diagnozy PTSD [3]. Obejmuje ona pytania dotyczące przeżytych doświadczeń traumatycznych w ciągu całego życia (ze wskazaniem tego, którego skutki psychologiczne są wciąż odczuwane), emocji podczas traumy (kryterium A z DSM-IV), ponownego przeżywania traumy w postaci nawracających wspomnień, dręczących snów, dysocjacyjnych przebłysków czy reakcji na bodźce przypominające uraz (kryterium B w DSM-IV-TR i ICD-10), unikania (roz- mów, wspomnień, miejsc), amnezji dysocjacyjnej, zawężenia zainteresowań i relacji, odrętwienia emocjonalnego (kryterium C w DSM-IV-TR i ICD-10) oraz utrzymywania się wzmożonego wzbudzenia (kryterium D w DSM-IV-TR i ICD-10) [1, 3, 9]. Ocenia się także obecne nasilenie zaburzenia (łagodne, umiarkowane, ciężkie) lub stopień remisji objawów, jeśli kryteria rozpoznawania PTSD nie są spełnione. Przeprowadze- nie diagnozy pourazowego zaburzenia stresowego za pomocą SCID-I-PTSD zajmuje zazwyczaj około 20–30 minut.
Wywiad SCID-I-PTSD jest często wykorzystywany do weryfikacji trafności innych metod diagnostycznych, kwestionariuszy lub standaryzowanych wywiadów
[10–13]. Pomimo zmian wprowadzonych w kryteriach PTSD w klasyfikacji DSM-5 [1] w stosunku do DSM-IV-TR, polska wersja SCID-I zachowuje swoją aktualność ze względu na zbieżność kryteriów DSM-IV-TR z ICD-10 (ukazanie się ICD-11 pla- nowane jest na rok 2017).
Celem tego artykułu jest opisanie psychometrycznych wskaźników polskiej wersji części Modułu F w SCID-I do diagnozy PTSD (SCID-I-PTSD) – jego struktury czyn- nikowej, rzetelności i trafności pomiaru, parametrów poszczególnych pytań oraz skal, a także porównania zgodności rozpoznań zaburzenia stresowego pourazowego na pod- stawie wywiadu SCID-I-PTSD z diagnozami według kwestionariusza samoopisowego.
Materiał
Badaną grupę stanowili uczestnicy wypadków drogowych, którzy zgłosili się na terapię w ramach programów TRAKT-I i TRAKT-II, po upływie 1–48 miesięcy od wypadku (M = 17,7; SD = 11,5). Liczbę 614 diagnoz osób zredukowano dla ce- lów analizy do 526 osób, dla których dysponowano kompletem wszystkich danych umożliwiających pełną analizę trafności. Grupa ta obejmowała 377 kobiet (71,7%) i 149 mężczyzn w wieku 18–82 lat (M = 37,1; SD = 12,7) o dominującym wyższym i średnim wykształceniu n = 459 (87,3%).
Metoda
Badania, zaakceptowane przez Komisję ds. Etyki Badań Psychologicznych, prowadzono w Interdyscyplinarnym Centrum Genetyki Zachowania Uniwersytetu Warszawskiego w latach 2008–2012. Obok diagnozy za pomocą SCID-I-PTSD [3]
zastosowano, w celu walidacji, kwestionariusze: PDS (PTSD) [11, 14, 15], BDI-II (de- presja) [16], STAI (lęk-stan) [17] i PTCI (negatywne przekonania potraumatyczne) [18].
Diagnoza PTSD była stawiana przez lekarzy psychiatrów, przeszkolonych w sto- sowaniu wywiadu. Zgodność diagnoz oceniana przez dwóch niezależnych diagnostów na podstawie nagrania dla próby wylosowanych 30% diagnoz wynosiła 85% (κ = 0,70;
p < 0,05) i jest akceptowalna [19].
Wyniki
Eksploracyjna i konfirmacyjna analiza czynnikowa
Analizę danych rozpoczęto od badania struktury czynnikowej pozycji wywiadu.
Ze względu na dwukategorialny sposób kodowania: 1 = objaw, 0 = brak objawu (za- stosowany także w tej pracy w kwestionariuszu PDS), obok analizy eksploracyjnej wykorzystano także analizę konfirmacyjną – metodę DWLS dla macierzy korelacji oraz asymptotycznych kowariancji pozycji wywiadu. Analiza eksploracyjna wyka- zała zasadność wyodrębniania jednego czynnika (test osypiska) o wartości własnej 6,63 (39% wyjaśnionej wariancji) – podobne dane uzyskano też dla inwentarza PDS (7,98, 47%). Analiza konfirmacyjna nie doprowadziła do uzyskania rozstrzygających
rezultatów – wszystkie analizowane modele wykazywały akceptowalne dopasowanie (RMSEA ≤ 0,08; Chi2/df ≤ 3,0; CFI ≥ 0,95; GFI, AGFI ≥ 0,90 [20]). W sensie trafności przyrostowej model trzyczynnikowy nie wykazywał lepszego dopasowania niż model jednowymiarowy. Najlepsze wskaźniki uzyskano jednak dla modeli 4- i 5-czynniko- wych, podobnie jak w przypadku analizy dla inwentarza PDS (dla modelu Elhai’a i wsp.
[21] oraz modelu Simmsa i wsp. [22]). Opisy tych modeli przedstawiono w uwagach pod tabelą 1.
Tabela 1. Wyniki analizy konfirmacyjnej pozycji wywiadu SCID-I
Model df Satorra-Ben-
tler Chi2 p RMSEA GFI AGFI CFI Chi2/df Jednoczynnikowy 119 352,97 0,01 0,061 0,990 0,987 0,989 2,97 Trzyczynnikowy (DSM-IV) 116 350,28 0,01 0,062 0,990 0,987 0,989 3,02 Czteroczynnikowy:
(King i wsp., 1998) 113 274,72 0,01 0,052 0,992 0,989 0,992 2,43 Czteroczynnikowy
(Simms i wsp., 2002) 113 263,25 0,01 0,050 0,993 0,990 0,993 2,33 Pięcioczynnikowy
(Elhai i wsp., 2011) 109 253,81 0,01 0,050 0,993 0,990 0,993 2,33 Uwaga. df – liczba stopni swobody, Satorra-Bentler Chi2 – tzw. odporna (na odstępstwo od normalności rozkładu) statystyka dopasowania modelu; p – poziom istotności statystyki Chi2;
RMSEA – pierwiastek średniego kwadratu błędu aproksymacji, GFI – indeks dobroci dopasowania, AGFI – skorygowany indeks dobroci dopasowania, CFI – wskaźnik względnego dopasowania, Chi2/df – wskaźnik dopasowania uwzględniający złożoność modelu. Model DSM-IV: objawy ponownego przeżywania (B1–B5), unikania/odrętwienia (C1–C7) oraz nadmiernego pobudzenia (D1–D5); model Kinga i wsp. [26]: objawy kategorii C podzielone na objawy unikania (C1–C2) oraz odrętwienia (C3–C7), objawy kategorii B i D jak w modelu DSM-IV; model Simmsa i wsp.
[22]: objawy unikania (C1–C2), dysforii (C3–D3) oraz nadmiernego pobudzenia (D4–D5), objawy kategorii B jak w modelu DSM-IV; model Elhai i wsp. [21]: objawy kategorii C podzielone na objawy unikania (C1–C2) i odrętwienia (C3–C7), objawy kategorii D podzielone na objawy pobudzenia dysforycznego (D1–D3) i pobudzenia lękowego (D4–D5), objawy kategorii B jak w modelu DSM-IV.
Dobre wskaźniki dopasowania uzyskano dla modelu zakładającego nasycenie wszystkich pozycji czynnikiem ogólnym oraz trzema czynnikami specyficznymi (df = 96; Chi2 = 131,1; RMSEA = 0,026; GFI, AGFI oraz CFI > 0,99; Chi2/df = 1,37).
Model ten prowadził do uzyskania przeestymowanych ładunków, toteż nie był dalej analizowany. Uzyskane dane nie falsyfikują zatem założenia o jednowymiarowości badanego konstruktu, choć wskazują na jego bardziej złożoną strukturę wewnętrzną niż postulowana trzyczynnikowa w DSM-IV-TR.
Własności pozycji wywiadu SCID-I
Dane dotyczące charakterystyk statystycznych i psychometrycznych pozycji wywiadu SCID-I-PTSD przedstawia tabela 2. W ramach analizy klasycznej uzyskane dane wskazały na wysokie moce dyskryminacyjne pozycji (wyższe dla skali ogólnej
niż dla kategorii, zob. wcześniejsze wnioski), poza pozycją C3 („Niemożność przy- pomnienia sobie ważnych aspektów urazu”). Podobnie – dla oceny tego objawu przez PDS uzyskano najniższą moc dyskryminacyjną: 0,39, podczas gdy dla pozostałych wynosiła ona od 0,57 do 0,73. Nie wykazywała ona jednak deficytu trafności w sto- sunku do odpowiednich pozycji PDS – ogółem wskaźnik zgodnych rozpoznań wahał się w granicach od 53% do 76% (C3 = 60%).
Tabela 2. Wskaźniki statystyczne i wskaźniki trafności pozycji wywiadu SCID-I Pozycje
SCID: PTSD M (SD) MD b (SD) a (SD) Wartość
informacyjna
Odsetek zgodnych
diagnoz
Kappa Cohena B1 0,52 (0,50) 0,65 (0,58) -0,03 (0,08) 2,30 (0,24) 2,30 0,72 0,42*
B2 0,27 (0,44) 0,49 (0,50) 0,82 (0,10) 1,98 (0,25) 1,98 0,70 0,42*
B3 0,22 (0,42) 0,47 (0,47) 0,94 (0,10) 2,38 (0,33) 2,38 0,53 0,20*
B4 0,62 (0,49) 0,74 (0,64) -0,29 (0,08) 3,63 (0,42) 3,63 0,74 0,40*
B5 0,56 (0,50) 0,69 (0,65) -0,13 (0,08) 2,73 (0,29) 2,73 0,76 0,50*
C1 0,50 (0,50) 0,60 (0,52) 0,04 (0,09) 1,99 (0,21) 1,99 0,75 0,50*
C2 0,53 (0,50) 0,62 (0,52) -0,05 (0,09) 2,14 (0,22) 2,14 0,76 0,51*
C3 0,41 (0,49) 0,17 (0,17) 0,98 (0,35) 0,38 (0,10) 0,36 0,60 0,23*
C4 0,50 (0,50) 0,62 (0,58) 0,04 (0,09) 2,10 (0,22) 2,10 0,69 0,38*
C5 0,42 (0,49) 0,61 (0,57) 0,28 (0,09) 2,22 (0,24) 2,22 0,65 0,34*
C6 0,30 (0,46) 0,52 (0,48) 0,68 (0,10) 2,16 (0,27) 2,16 0,63 0,31*
C7 0,41 (0,49) 0,54 (0,50) 0,34 (0,09) 1,66 (0,18) 1,66 0,63 0,32*
D1 0,49 (0,50) 0,49 (0,41) 0,05 (0,10) 1,33 (0,15) 1,32 0,69 0,38*
D2 0,55 (0,50) 0,55 (0,49) -0,16 (0,09) 1,62 (0,17) 1,62 0,68 0,33*
D3 0,58 (0,49) 0,53 (0,47) -0,30 (0,10) 1,42 (0,16) 1,42 0,72 0,38*
D4 0,55 (0,50) 0,54 (0,44) -0,15 (0,09) 1,66 (0,17) 1,66 0,68 0,33*
D5 0,57 (0,50) 0,53 (0,44) -0,24 (0,10) 1,52 (0,16) 1,52 0,71 0,39*
M – średnia arytmetyczna; SD – odchylenie standardowe pozycji; MD – moc dyskryminacyjna w skali (i kategorii objawów); odsetek zgodnych diagnoz oraz Kappa Cohena – wskaźniki uzyskane w odniesieniu do odpowiednich pozycji PDS; współczynniki istotne na p < 0,05 oznaczono gwiazdką;
a – parametr różnicowania; b – parametr trudności; wartość informacyjna (dla zakresu cechy od -10z do +10z) wyliczona dla modelu logistycznego dwuparametrycznego
Dla skali ogólnej wyznaczono też parametry pozycji wywiadu SCID-I-PTSD poprzez zastosowanie dwuparametrycznego modelu IRT [23, 24] uwzględniającego ich trudność i moc dyskryminacyjną. Zadowalające wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej i współczynniki mocy dyskryminacyjnej pozycji uzasadniają przyjęcie założenia o jednowymiarowości badanego konstruktu. Wynik Likelihood Ratio Test (LRT) dla porównania modeli jednoparametrycznego i dwuparametrycznego okazał się istotny statystycznie LRT(16) = 233,1; p < 0,01, natomiast dla porównania modelu
dwuparametrycznego i trójparametrycznego (dodatkowy parametr zgadywania) wynik był nieistotny LRT(17) = 0,41; z tego względu analizy przeprowadzono dla modelu dwuparametrycznego. Wyniki, które przedstawia tabela 2, potwierdzają także naj- niższą moc dyskryminacyjną pozycji C3 oraz korzystne własności psychometryczne pozostałych pozycji wywiadu SCID-I-PTSD.
Zbadano zróżnicowane funkcjonowanie pozycji przy podziale ze względu na płeć. Wykorzystano do tego metodę iteratywnej hybrydowej porządkowej regresji logistycznej i symulacje Monte Carlo zaimplementowane w pakiecie lordif w środowisku statystycznym R [25]. Wyniki przeprowadzonej analizy nie wskazały pozycji o zróżnicowanym funkcjonowaniu dla kobiet i mężczyzn.
Zgodność diagnoz
Analiza trafności została rozpoczęta od oszacowania zgodności rozpoznań PTSD za pomocą wywiadu SCID-I-PTSD oraz inwentarza PDS. Uzyskane wyniki przed- stawia tabela 3.
Tabela 3. Liczba i odsetek zgodnych diagnoz PTSD dla wywiadu SCID-I i inwentarza PDS PDS/SCID SCID-I: brak PTSD SCID-I: diagnoza PTSD Ogółem (odsetek)
PDS: brak PTSD 113 (0,21) 18 (0,04) 131 (0,25)
PDS: diagnoza PTSD 94 (0,18) 301 (0,57) 395 (0,75)
Ogółem 207 (0,39) 319 (0,61) 526
Uwaga. Chi2 = 160,82, df =1, p < 0,01. Odsetek zgodnych diagnoz = 0,79; swoistość = 0,86, wrażliwość = 0,76, negatywna wartość predykcyjna = 0,86, pozytywna wartość predykcyjna = 0,55 (obliczono dla PDS jako miary odniesienia)
Przy wysokiej zgodności diagnoz wynoszącej 79%, która wskazuje na trafność diagnozy PTSD za pomocą wywiadu SCID-I, największą rozbieżność zarejestro- wano dla osób, u których na podstawie wywiadu nie stwierdzono PTSD, a diagnoza została potwierdzona na podstawie wyników inwentarza. Jak się wydaje, jest to konsekwencją większej częstości rozpoznań PTSD na podstawie kwestionariusza (75%) niż wywiadu (61%). Wyniki takie były już rejestrowane i wskazują, że wy- wiad jest metodą bardziej konserwatywną oraz – jak sądzimy – bardziej specyficzną diagnostycznie niż kwestionariusz (mniej uzależnioną od całego spektrum objawów psychopatologicznych).
Własności skal wywiadu SCID-I-PTSD
Tabela 4 przedstawia charakterystykę statystyczną i psychometryczną skal wy- wiadu: ogólnej oraz dla poszczególnych kategorii objawów PTSD. Dane dla kategorii przedstawiono ze względu na ich kluczowe znaczenie dla diagnozy PTSD [4].
Tabela 4. Wskaźniki statystyczne oraz trafności skal wywiadu SCID-I Objawy
SCID:
PTSD M SD Alfa
Cronbacha Odsetek rozpoznań PTSD
Odsetek zgodnych
diagnoz Kappa Cohena
B 2,19 1,73 0,79 0,72 0,83 0,49*
C 3,06 2,20 0,76 0,62 0,78 0,49*
D 2,72 1,67 0,69 0,75 0,84 0,50*
Ogólna 7,98 5,09 0,90 (0,87) 0,61 0,79 0,52*
Objawy SCID:
PTSD PDS: PTSD BDI-II:
depresja STAI: lęk stan
PTCI:
przekonania o sobie
PTCI:
przekonania o świecie
PTCI:
samoobwinianie
B B: 0,65*
(C:0,57*, D:0,53*) 0,55* 0,53* 0,54* 0,40* 0,17*
C C: 0,65*
(B:0,59*, D:0,53*) 0,64* 0,55* 0,62* 0,46* 0,24*
D D: 0,62*
(B:0,61*, C:0,60*) 0,57* 0,52* 0,55* 0,51* 0,12*
Ogólna 0,72* 0,65* 0,59* 0,63* 0,50* 0,20*
Uwaga. M – średnia arytmetyczna; SD – odchylenie standardowe skali; Alfa Cronbacha – współczynnik rzetelności dla 17 pozycji (oraz trzech kategorii); odsetek zgodnych diagnoz oraz Kappa Cohena – wskaźniki uzyskane w porównaniu z inwentarzem PDS. PDS, BDI-II, STAI oraz PTCI – współczynniki korelacji z wynikami inwentarzy PDS, BDI-II, STAI-stan oraz PTCI:
przekonania o sobie, o świecie i samoobwinianie. Częstość rozpoznań PTSD za pomocą PDS:
B = 0,87, C = 0,79 i D = 0,87 oraz skala Ogólna = 0,75; liczba objawów w PDS: B = 3,48 (1,78), C = 4,71 (2,33) i 3,80 (1,58) oraz skala Ogólna = 11,99 (5,18). Współczynniki korelacji istotne na p < 0,05 oznaczono gwiazdką. Korelacje objawów z płcią: -0,18* (d Cohena = 0,39), odsetek rozpoznań: kobiety = 0,874, mężczyźni = 0,724. Współczynniki rzetelności dla skal PTCI: 0,94 (21 pozycji), 0,85 (7) i 0,84 (5), BDI-II (21) 0,94, STAI (20) 0,91, PDS 0,93 (0,82) oraz dla kategorii:
0,85, 0,84 i 0,80.
Uzyskane wyniki wskazują na wysoką rzetelność pomiaru skal SCID-I-PTSD (spójność wewnętrzną) oraz trafność diagnoz w stosunku do inwentarza PDS. Stwier- dzono także wysokie (i wyższe z wynikami PDS) korelacje niż z narzędziami mie- rzącymi poziom lęku, depresji i przekonań potraumatycznych, co wskazuje nie tylko na trafność zbieżną, ale także różnicową pomiaru. Korelacje z tymi zmiennymi były przy tym niższe niż odpowiednie korelacje zarejestrowane dla inwentarza PDS. Dla porównania 0,72 z BDI-II (różnica istotna w stosunku do SCID-I: t = 3,17, p < 0,01), 0,66 ze STAI (t = 2,90, p < 0,01) oraz 0,65, 0,50 i 0,26 ze skalami PTCI (istotna róż- nica jedynie dla skali samoobwiniania: t = 1,90, p < 0,03; wszystkie współczynniki korelacji uzyskane dla inwentarza PDS istotne na p < 0,01). Powiązanie objawów PTSD, badanych za pomocą obu metod, z innymi objawami psychopatologicznymi analizowano za pomocą regresji liniowej, której wyniki przedstawia tabela 5 (analiza została ograniczona do lęku i depresji oraz krzyżowo wprowadzanych wyników danej metody diagnozowania objawów PTSD).
Tabela 5. Wyniki analizy regresji: korelacje semicząstkowe dla objawów PTSD badanych SCID-I i PDS
Zmienne niezależne/zmienna zależna SCID-I: PTSD PDS: PTSD
PDS lub SCID 0,34* 0,30*
BDI-II 0,13* 0,19*
STAI 0,06* 0,13*
Uwaga. SCID: R = 0,75, R2 = 0,56, F = 222,14, PDS: R = 0,80, R2 = 0,65, F = 315,50, df = 3/522, p < 0,01. Oznaczenia istotnych współczynników: * p < 0,05.
Uzyskane wyniki wskazują na najsilniejsze powiązanie obu metod diagnostycz- nych (największe korelacje semicząstkowe), ale jednocześnie na silniejsze powiązanie objawów PTSD rejestrowanych przez kwestionariusz niż przez wywiad z objawami lęku i depresji. Wyniki te ponownie wskazują na silniejszy związek relacji z własnych objawów niż diagnozy objawów przez klinicystę z innymi objawami psychopatolo- gicznymi, a więc większej ogólności i jednocześnie mniejszej specyficzności diagno- stycznej kwestionariusza.
Omówienie wyników
Rezultaty badania wskazują na wysoką jakość diagnozy dokonywanej za pomocą SCID-I-PTSD. Chociaż wyniki przeprowadzonych analiz nie pozwalają na jednoznacz- ne określenie struktury objawów zaburzenia (wartości RMSEA wielkości 0,05–0,06 oraz GFI, CFI i AGFI wielkości 0,98–0,99 dla wszystkich testowanych modeli), to sugerują jednak istnienie jednowymiarowego czynnika wyższego rzędu oraz złożonej wewnętrznej struktury objawów, nieodpowiadającej wprost podziałowi symptomów na kryteria B, C i D w DSM-IV-TR czy ICD-10. Jest to wniosek spójny z dotychcza- sowymi ustaleniami innych badaczy w tym obszarze [21, 22, 26-28].
Pozycje wywiadu wykazują bardzo dobre własności psychometryczne. Jedynie pozycja C3, dotycząca niemożności odtworzenia pewnych aspektów traumatycznego wydarzenia, okazała się najsłabszą tak w wywiadzie, jak i w kwestionariuszu PDS, podobnie jak we wcześniejszych badaniach prowadzonych na innych populacjach i za pomocą innych metod [11, 12, 29]. Słabość funkcjonowania pozycji C3 może być spowodowana trudnością w określeniu stopnia, w jakim niepamięć wydarzenia jest skutkiem utraty przytomności, a specyfika grupy zakłada ryzyko somatycznego, a nie dysocjacyjnego podłoża niepamięci przynajmniej u części osób badanych (u 25%
badanej grupy podczas wypadku wystąpił uraz głowy z utratą przytomności).
Brak stronniczości pozycji wywiadu w odniesieniu do płci osób badanych dowo- dzi, iż różnice w poziomie objawów PTSD (konsekwentnie wyższego u kobiet [30]) są prawdopodobnie uwarunkowane czynnikami biologicznymi (np. reaktywność emocjonalna [31]) lub społecznymi.
Wywiad umożliwia rzetelny pomiar. Wskaźniki alfa Cronbacha (0,90 dla całości i 0,69–0,79 dla poszczególnych kryteriów/skal), wysoka zgodność diagnoz między wywiadem a kwestionariuszem PDS czy pomiędzy diagnostami są zbliżone do wy-
ników uzyskanych w badaniach Foa i wsp. [11, 12]. Trafność zbieżną i różnicową narzędzia potwierdzają umiarkowane korelacje wywiadu i jego poszczególnych skal z kwestionariuszami służącymi do pomiaru depresji, lęku i przekonań na temat siebie i świata (rzędu 0,40–0,65), zaś zdecydowanie niższe z przekonaniami dotyczącymi samoobwiniania (około 0,20).
Ważnym wynikiem jest przeszacowywanie poziomu objawów PTSD przez PDS, potwierdzone w porównaniu zgodności diagnoz pomiędzy wywiadem SCID-I-PTSD a kwestionariuszem PDS [12]. Narzędzia samoopisowe, zazwyczaj bardziej wrażliwe i mniej specyficzne w porównaniu z wywiadami, dobrze sprawdzają się w roli metod przesiewowych. Pozwalając na zaoszczędzenie czasu diagnostów i osób badanych, minimalizują ryzyko pominięcia osób z kliniczną postacią zaburzenia. Profesjonalna diagnoza w kroku drugim powinna jednakże obejmować przeprowadzenie standaryzowanego wywiadu, którego przewagą nad narzędziem samoopisowym jest wyższa specyficzność – możliwość rozróżnienia poszczególnych objawów przez doświadczonego diagnostę. Walor, a zarazem ograniczenie badania stanowi homogenna grupa badana – cenne byłoby zreplikowanie badania w grupach, które doświadczyły innych rodzajów traumy.
Wnioski
Polska wersja wywiadu SCID-I-PTSD stanowi rzetelne i trafne narzędzie diagno- styczne, bardziej specyficzne od samoopisowych kwestionariuszy, co pozwala zmniej- szyć ryzyko postawienia diagnoz fałszywie pozytywnych. Wykorzystanie wywiadu po wstępnym przesiewie badanych za pomocą narzędzia samoopisowego prowadzi do poprawy ekonomiczności procesu diagnostycznego bez obniżenia jego trafności.
Piśmiennictwo
1. Diagnostic and statistical manual of mental disorders.Fifth edition. Washington, DC: American Psychiatric Association; 2013.
2. National Institute of Clinical Excellence: Posttraumatic Stress Disorder. The Management of PTSD in Adults and Children in Primary and Secondary Care. London: National Collabo- rating Centre for Mental Health; 2005.
3. First MB, Gibbon M, Spitzer RL, Williams JBW. Ustrukturalizowany wywiad kliniczny do badania zaburzeń z osi I DSM-IV-TR. Podręcznik SCID I. Warszawa: Pracownia Testów Psy- chologicznych PTP; 2014.
4. Diagnostic and statistical manual of mental disorders. Fourth edition. Text revision. Washington, DC: American Psychiatric Association; 2000.
5. Orłowska-Pawliszyn A, Landowski J. Współwystępowanie zaburzeń osobowości i ich wpływ na obraz kliniczny zaburzenia napadowego lęku. Psychiatria 2008; 5(1): 1–6.
6. Nemec D, Szczepankiewicz A, Leszczyńska-Rodziewicz A, Pawlak J, Rajewska-Rager A, Dmitrzak-Węglarz M. i wsp. Brak związku polimorfizmu (rs6190) genu receptora glikokorty- koidowego z chorobą afektywną jedno- i dwubiegunową. Psychiatr. Pol. 2013; 47(4): 647–655.
7. Kapelski P, Hauser J, Skibińska M, Szczepankiewicz A, Dmitrzak-Węglarz M, Gorzkowska K. i wsp. Asocjacyjne badania rodzinne polimorfizmów genów DRD1, DRD2, DRD3, DRD4, DAT, COMT w schizofrenii. Psychiatr. Pol. 2010; 44(3): 405–413.
8. Siwek M, Dudek D, Rybakowski J, Łojko D, Pawłowski T, Kiejna A. Kwestionariusz Zaburzeń Nastroju – charakterystyka i zastosowanie. Psychiatr. Pol. 2009; 43(3): 287–299.
9. Światowa Organizacja Zdrowia. Klasyfikacja zaburzeń psychicznych i zaburzeń zachowania w ICD-10. Badawcze kryteria diagnostyczne. Kraków: Uniwersyteckie Wydawnictwo Medyczne
„Vesalius”, Instytut Psychiatrii i Neurologii; 1998.
10. Foa EB, Tolin DF. Comparison of the PTSD Symptom Scale – Interview version and the Clinical Assessment of PTSD Scale. J. Trauma. Stress 2000; 13: 181–191.
11. Foa EB, Cashman L, Jaycox L, Perry K. The validation of a self-report measure of posttrau- matic stress disorder: the Posttraumatic Diagnostic Scale. Psychol. Assess. 1997; 9: 445–451.
12. Powers MB, Gillihan SJ, Rosenfield D, Jerud AB, Foa EB. Reliability and validity of the PDS and PSS-I among participants with PTSD and alcohol dependence. J. Anxiety Disord. 2012;
26: 617–623.
13. Hyer L, Summer MN, Boyd S, Litakre M, Boudewyns P. Assessment of older combat veterans with the clinician administered PTSD scale. J. Trauma. Stress 1996; 9: 587–593.
14. Dragan M, Lis-Turlejska M, Popiel A, Szumiał S, Dragan W. The validation of the Polish ver- sion of the Posttraumatic Diagnostic Scale and its factor structure. Eur. J. Psychotraumatol.
2012; 3: 18479.
15. Dąbkowska M. Zaburzenie stresowe pourazowe u kobiet jako wynik przemocy ze strony partnera.
Alkohol. Narkom. 2009; 22(1): 11–20.
16. Zawadzki B, Popiel A, Pragłowska E. Charakterystyka psychometryczna polskiej adaptacji Kwestionariusza Depresji BDI-II Aarona T. Becka. Psychol. Etol. Gen. 2009; 19: 71–95.
17. Wrześniewski K, Sosnowski T, Matusik D. Inwentarz Stanu i Cechy Lęku – Polska adaptacja STAI. Podręcznik. Warszawa: Pracownia Testów Psychologicznych PTP; 2002.
18. Dragan M, Gulcz M, Wójtowicz S. Adaptacja Posttraumatic Cognitions Inventory (PTCI):
raport ze wstępnego badania walidacyjnego Inwentarza Pourazowych Treści Poznawczych.
Przegl. Psychol. 2005; 48: 417–430.
19. Lobbestael J, Leurgans M, Arntz A. Inter-rater reliability of the Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorders (SCID I) and Axis II Disorders (SCID II). Clin. Psychol. Psychother.
2010; 18: 75–79.
20. Schermelleh-Engel K, Moosbrugger H, Müller H. Evaluating the fit of structural equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods Psychol. Res.
Online 2003; 8(2): 23–74.
21. Elhai JD, Biehn TL, Armour C, Klopper JJ, Frueh BC, Palmieri PA. Evidence for a unique PTSD construct represented by PTSD’s D1-D3 symptoms. J. Anxiety Disord. 2011; 25: 340–345.
22. Simms LJ, Watson D, Doebbelling BN. Confirmatory factor analyses of posttraumatic stress symptoms in deployed and nondeployed veterans of the Gulf War. J. Abnorm. Psychol. 2002;
4: 637–647.
23. Embretson SE, Reise SP. Item response theory for psychologists. Psychology Press. Lawrence Erlbaum Associates; Mahwah, New Jersey: 2000.
24. Rizopoulos D. ltm: An R package for latent variable modeling and item response theory analyses.
J. Stat. Softw. 2006; 17: 1–25.
25. Choi SW, Gibbons LE, Crane PK. lordif: An R package for detecting differential item functio- ning using iterative hybrid ordinal logistic regression/item response theory and Monte Carlo Simulations. J. Stat. Softw. 2000; 39: 1–30.
26. King DW, Leskin GA, King LA, Weathers FW. Confirmatory factor analysis of the Clinician- Administered PTSD Scale: Evidence for the dimensionality of Posttraumatic Stress Disorder.
Psychol. Assess. 1998; 10: 90–96.
27. Anthony JL, Lonigan CJ, Hecht SA. Dimensionality of posttraumatic stress disorder symptoms in children exposed to disaster: results from confirmatory factor analyses. J. Abnorm. Psychol.
1999; 108: 326–336.
28. Asmundson GJG, Frombach I, McQuaid J, Pedrelli P, Lenox R, Stein MB. Dimensionality of posttraumatic stress symptoms: a confirmatory factor analysis of DSM-IV symptom clusters and other symptom models. Behav. Res. Ther. 2000; 38: 203–214.
29. Foa EB, Riggs DS, Dancu CV, Rothbaum BO. Reliability and validity of a brief instrument for assessing post-traumatic stress disorder. J. Trauma. Stress 1993; 6: 459–473.
30. Tolin DF, Foa EB. Sex differences in trauma and posttraumatic stress disorder: a quantitive review of 25 years of research. Psychol. Bull. 2006; 132: 959–992.
31. Zawadzki B, Strelau J. Płeć a nasilenie objawów PTSD – reanaliza danych z badań powodzian.
W: Strelau J, Zawadzki B, Kaczmarek M. red. Konsekwencje psychiczne traumy: uwarunkowania i terapia. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe SCHOLAR; 2009. s. 207–231.
Adres: Agnieszka Popiel
Szkoła Wyższa Psychologii Społecznej w Warszawie 00-183 Warszawa, ul. Chodakowska 19/31
Otrzymano: 15.08.2014 Zrecenzowano: 29.09.2014 Otrzymano po poprawie: 1.10.2014 Przyjęto do druku: 20.11.2014
