Poczucie koherencji a ryzyko rozwoju depresji u chorych na ostrą białaczkę

Wstęp

Na gruncie psychologii i medycyny formułowane są obecnie teorie zmieniające paradygmaty dotyczące zdrowia i choroby. Pojęcie patogenezy uzupełnione zostaje pojęciem salutogenezy (czyli czynnego tworzenia i utrzymania zdrowia), a dychotomię i wzajemną sprzeczność zdrowia i choroby zastępuje pojęcie kontinuum zdrowie – choroba. Pojmowanie odporności organizmu w tradycyjnym ujęciu komórkowym i humoralnym uznaje się za zbyt zawężone i postuluje się wprowadzenie pojęcia uogólnionych zasobów odpornościowych, szukając równocześnie mechanizmów, które je integrują i nimi zarządzają [1, 2]. Jedną z koncepcji rozwijających się w paradygmacie salutogenetycznym (salutogenicznym) jest koncepcja poczucia koherencji (sense of coherence – SOC) zaproponowana przez Antonovsky’ego [1–3]. Model salutogenetyczny wpisuje się w holistyczne pojmowanie problematyki zdrowia i choroby. W odróżnieniu od modelu patogenetycznego (patogenicznego), w ujęciu salutogenetycznym centralnym punktem zainteresowania przestaje być choroba, a staje się nim zdrowie. W miejsce podstawowego w modelu patogenetycznym postulatu homeostazy jako naturalnego stanu organizmu, postrzegania stresorów i patogenów wyłącznie jako czynników szkodliwych i niepożądanych, a choroby jako zakłócenia stanu naturalnej (równoznacznej ze zdrowiem) równowagi, paradygmat salutogenetyczny zakłada, że naturalnym stanem organizmu jest entropia, „nieporządek”, nieustanny dynamizm przemian i brak idealnej równowagi [4, 5]. W związku z tym w „praktyce salutogenetycznej” następuje przesunięcie akcentu z choroby na zdrowie. Ważniejsze niż nazwanie czynników zagrożenia chorobą wydaje się określenie wyznaczników zdrowia, np. zapobiegających rozwojowi nieadaptacyjnych reakcji depresyjnych w ostrym lub przewlekłym stresie. W koncepcji Antonovsky’ego jednym z potencjalnych wyznaczników zdrowia jest poczucie koherencji, na które składają się trzy zasadnicze komponenty: zrozumiałość, zaradność (sterowalność) i sensowność [2, 6]. Zrozumiałość odnosi się do funkcji poznawczych osoby, jest miarą zdolności do postrzegania napływających informacji jako uporządkowanych, spójnych, dających się ogarnąć. W odniesieniu do przyszłości zrozumiałość pozwala sądzić, że będzie możliwe uporządkowanie sytuacji i opanowanie niekorzystnych wydarzeń. Poczucie zaradności (sterowalności) jest wyrazem przekonania osoby o możliwości radzenia sobie z wymaganiami życia, aktywnego i skutecznego wpływania na sytuację, korzystania z przeszłych doświadczeń odnośnie do wychodzenia z sytuacji kryzysowych. Sensowność jest miarą zdolności człowieka do nadawania znaczenia wydarzeniom, z tendencją do ich rozumienia i przeżywania raczej jako wyzwań niż zagrożeń. Antonovsky uważa, że poczucie sensowności jest wręcz bezpośrednim wyznacznikiem woli życia jednostki. Według jego teorii w kształtowaniu poczucia koherencji zasadnicze znaczenie mają zarówno procesy zależne od organizmu, jego struktury biologicznej i psychicznej (płeć, odporność fizyczna, czynności fizjologiczne i biochemiczne organizmu, możliwości intelektualne, zdolności interpersonalne, osobowość i in.), jak i sytuacja społeczna i ekonomiczna człowieka (wykształcenie, pozycja zawodowa, rodzina, status materialny, społeczny, kulturowy i in.). Istotna rola przypada doświadczeniu życiowemu, nabywanemu poprzez własną aktywność i osadzenie w określonym kontekście społeczno-kulturowym i polityczno-ekonomicznym [2, 5, 6]. Poczucie koherencji rozwija się w przebiegu życia i – zdaniem Antonovsky’ego – uzyskuje względnie stałą wartość w wieku 20–30 lat. Antonovsky twierdzi jednak, że stałość poczucia koherencji może podlegać osobniczym okresowym wahaniom w przypadku krytycznych wydarzeń życiowych, jak również zmniejszać się z wiekiem u osób, u których było pierwotnie ukształtowane na niskim poziomie [2]. Zmienność poczucia koherencji w ciągu życia (zwłaszcza w sytua­cji zaistnienia krytycznych wydarzeń życiowych) jest obecnie dyskutowana. Antonovsky zakładał, że raz ukształtowane poczucie koherencji (zwłaszcza wysokie) może się zmieniać tylko w niewielkim stopniu. Kierunek zmian określał jako odwrotnie proporcjonalny do nasilenia sytuacji stresowej, w jakiej znajduje się człowiek, tzn. zakładał, że w sytuacji silnego stresu, np. śmierci bliskiej osoby, poczucie koherencji się zmniejszy. Sytuacja ciężkiej choroby somatycznej, a zwłaszcza choroby nowotworowej, wydaje się naturalnym modelem krytycznie ciężkiego położenia egzystencjalnego, w którym obserwacja ta może mieć szczególne znaczenie. Nieliczne prospektywne prace dotyczące tej dziedziny dostarczają jak na razie sprzecznych danych [7, 8]. Pomimo różnic w wynikach badań i ich interpretacji oraz w metodologii liczni autorzy zgodnie podkreślają, że perspektywa salutogeniczna wydaje się istotnym elementem holistycznego myślenia o zdrowiu. Poczucie koherencji, bardziej niż do roli składowej osobowości, kandyduje obecnie do roli czynnika pośredniczącego, adaptacyjnego, określającego zdolność osoby do rozpoznawania zagrożenia (nadawania znaczenia sytuacji zagrażającej) i wyboru adekwatnego sposobu radzenia sobie z sytua­cją stresową [9–11]. Taki sposób rozumienia poczucia koherencji wpisuje się również dobrze w transakcyjny model stresu Lazarusa i Folkman, który nadaje kluczowe znaczenie procesowi oceny pierwotnej, czyli subiektywnej ocenie znaczenia, jakie dla osoby ma zaistniała sytuacja w rozwoju i przebiegu transakcji stresowej. Dostrzegalne są podobieństwa pomiędzy teorią Antonovsky’ego a modelem adaptacji poznawczej do choroby zaproponowanym przez S.E. Taylor w 1984 r. [12]. To właśnie w nim główną rolę odgrywają procesy poszukiwania znaczenia zaistniałego wydarzenia (nadawania mu sensu), próby odzyskania nad nim kontroli (odzyskanie poczucia „sterowalności” we własnym życiu), jak również konieczność odbudowania poczucia własnej wartości w sytuacji ciężkiej choroby, rozumianej często jako porażka czy klęska człowieka (poszukiwanie sensu życia w nowej sytuacji).

Cel badań

Celem niniejszej pracy jest opisanie zależności pomiędzy wartością poczucia koherencji a ryzykiem rozwoju depresji w grupie chorych na ostrą białaczkę w początkowym okresie leczenia hematologicznego. Dla realizacji opisanego celu przeprowadzono weryfikację dwóch hipotez badawczych:
Hipoteza 1. : W warunkach krytycznego wydarzenia życiowego, jakim jest rozpoznanie i leczenie ostrej białaczki, poczucie koherencji mierzone kwestionariuszem SOC-29 jest niższe niż w populacji zdrowej.
Hipoteza 2. : Istnieje związek między poczuciem koherencji a częstością występowania depresji w populacji pacjentów z ostrą białaczką.
Hipoteza 3. : Poczucie koherencji jest niezależnym czynnikiem rokowniczym co do rocznego przeżycia w ostrej białaczce.

Materiał i metody

Do badania zostali włączeni pacjenci hospitalizowani w Klinice Hematologii Collegium Medicum Uniwersytetu Jagiellońskiego w Krakowie, z rozpoznaniem ostrej białaczki, którzy po indukującej chemioterapii uzyskali remisję hematologiczną (CR). W grupie badanej znalazło się 36 osób, 21 mężczyzn (58,3%) oraz 15 kobiet (41,7%). Mediana wieku dla całej grupy wynosiła 39,5 roku – 41 lat dla mężczyzn i 37,3 roku dla kobiet. W związkach małżeńskich pozostawało 25 osób (69,4%) – 16 mężczyzn i 9 kobiet. Stanu wolnego było 10 osób (30,6%) – 5 kobiet i 5 mężczyzn. Jedna z badanych kobiet była wdową. Liczebność rodzin pacjentów wahała się od 2 do 5 osób. Przeważały rodziny składające się z 4 osób (model 2 + 2), których było 16 (44,5%). Następnie rodziny 5-osobowe (2 + 3), których było 9 (25%), rodziny 3-osobowe (2 + 1), których było 8 (22,2%), oraz 3 bezdzietne pary małżeńskie (8,3%). Dwadzieścia cztery osoby mieszkały w mieście (66,7%), a 12 osób na wsi (33,3%). Najliczniejszą grupę stanowili ludzie z wykształceniem średnim – 19 osób (52,8%), następnie kolejno: z wyższym – 7 osób (19,4%), podstawowym – 6 osób (16,7%) i zawodowym – 4 osoby (11,1%). W zakresie aktywności zawodowej najliczniej reprezentowane były osoby czynne zawodowo – 20 (55,5%), następnie kolejno: uczniowie – 6 (16,7%), renciści – 6 (16,7%), emeryci – 4 (11,1%). W badanej grupie z powodu ostrej białaczki szpikowej leczyło się 29 (80,5%), a z powodu ostrej białaczki limfoblastycznej 7 osób (19,5%). Przeszczepowi szpiku (BMT) w okresie obserwacji poddanych zostało 5 pacjentów. Obecność innych chorób przed zachorowaniem na białaczkę zgłaszało w tej grupie 15 pacjentów (41,7%).
Do oceny depresji wykorzystano następujące narzędzia: Inwentarz depresji Becka oraz jego krótką wersję – 13-itemowy Inwentarz depresji Becka (BDI-SF, BDI-13), Skalę depresji Hamiltona (HDRS), Skalę ogólnej oceny stanu klinicznego (CGI) i Skalę beznadziejności Becka (HS-20).
Przydział pacjentów do grupy z depresją odbywał się na podstawie dynamiki przebiegu i nasilenia objawów depresyjnych w trzech kolejnych pomiarach, przeprowadzonych w 4-tygodniowych odstępach, przez pierwsze 3 miesiące leczenia hematologicznego. Podstawowym kryterium diagnostycznym było subiektywne nasilenie dolegliwości raportowane przez chorych w Inwentarzu depresji Becka (dotyczące 7 dni po-przedzających badanie). Do badania wykorzystano skalę 21-itemową, jednak zgodnie z zaleceniami dla badania chorych somatycznie zliczano punkty odpowiadające skróconej wersji kwestionariusza (BDI-13), eliminując w ten sposób znaczną część pytań o dolegliwości somatyczne, na których obecność mogły wpłynąć czynniki zależne od nowotworu i przebiegu leczenia. Za kryterium rozpoznania depresji, zgodnie z opisanymi zaleceniami, przyjęto 8 punktów. Do przydzielenia pacjenta do grupy z depresją konieczne było utrzymywanie się jej objawów w dwóch kolejnych badaniach, przeprowadzonych w odstępie 3–4 tygodni.
Wyniki skal HDRS i CGI-S, jako skal kontrolnych, służyły podwyższeniu rzetelności i obiektywizacji wyników subiektywnych (self-report) w ostatecznej analizie statystycznej i opisie korelacji.
Do oceny poczucia koherencji wykorzystano kwestionariusz SOC-29 Antonovsky’ego. W celu okreś­lenia średnich wartości poczucia koherencji w populacji zdrowej utworzono grupę kontrolną. Przebadano 40 ochotników dobranych spośród znajomych, rodziny, pracowników administracyjnych i medycznych Szpitala Uniwersyteckiego w Krakowie, którzy stanowili grupę kontrolną. Badane osoby nigdy nie chorowały na poważną, przewlekłą chorobę somatyczną i nie leczyły się wcześniej hematologicznie lub psychiatrycznie. Liczebność grupy, udział mężczyzn i kobiet, średnia wieku, poziom wykształcenia i rodzaj aktywności zawodowej nie wykazywały istotnych statystycznie różnic w odniesieniu do grupy badanej. Badania w grupie kontrolnej wykonano przy użyciu kwes­tionariusza SOC-29 Antonovsky’ego 2 razy, z 3-miesięcznym odstępem. Analizowano różnice w wysokości wyników SOC-29 pomiędzy grupą badaną i kontrolną, różnice wielkości i zmienność w czasie poszczególnych składowych SOC w kolejnych pomiarach, a także różnice w wartościach SOC-29 pomiędzy grupami pacjentów depresyjnych i bez depresji.

Czas kolejnych obserwacji

Subiektywna ocena nastroju przez pacjenta (Inwentarz depresji Becka) i badanie psychiatryczne wykonywane były w następującym schemacie czasowym:
1) pierwsze badanie po 4 tygodniach od rozpoczęcia leczenia hematologicznego, razem z pierwszym badaniem poczucia koherencji (SOC-1);
2) drugie badanie po 4 tygodniach od pierwszego;
3) trzecie badanie po 4 tygodniach od drugiego, razem z drugim badaniem poczucia koherencji (SOC-2).
Badania przeprowadzano po zakończeniu kolejnych cykli chemioterapii, w okresie odbudowy hemato-poezy, u pacjentów w stabilnym stanie somatycznym. Dopuszczalne były indywidualne przesunięcia terminu badania o 7–14 dni, uwarunkowane zmiennym stanem somatycznym pacjentów oraz rytmem ich kolejnych hospitalizacji.

Statystyczne metody opracowania wyników

Ogólnej charakterystyki badanych grup dokonano na podstawie takich parametrów statystycznych, jak średnia arytmetyczna oraz odchylenie standardowe. Do oceny charakteru rozkładów badanej zmiennej posłużono się testami Lillieforsa i Shapiro-Wilka. W zależności od wyników testów normalności zastosowano odpowiednio: w przypadku przyjęcia hipotezy o rozkładzie normalnym – testy parametryczne; w przypadku odrzucenia hipotezy o rozkładzie normalnym – testy nieparametryczne. W związku z tym, w celu określenia, czy istnieją różnice w punktacjach skal (BDI-13, HDRS, SOC-29), wykonano dla dwóch zależnych próbek test kolejności par Wilcoxona, dla dwóch niezależnych próbek – test U Manna-Whitneya oraz test Kołmogonowa-Smirnowa. Zmienne jakościowe porównywano za pomocą testu 2 – w zależności od liczebności z poprawką Yatesa (20 < n < 40, liczebności oczekiwane > 5) oraz dokładnego testu Fishera (20 < n < 40, liczebności oczekiwane < 5). Zależności między zmiennymi oceniano za pomocą współczynnika korelacji Spearmana lub Pearsona [13–15].

Wynik pomiaru poczucia koherencji w grupie obserwacyjnej oraz korelacja pomiędzy wynikami kolejnych pomiarów poczucia koherencji

Średni wynik poczucia koherencji w całej badanej populacji, dla pomiaru przeprowadzonego w 4. tygodniu obserwacji (SOC-1), wynosił 144,9 (min.: 94, maks.: 188). Dla pomiaru przeprowadzonego w 12. tygodniu obserwacji (SOC-2) średni wynik wynosił 149,5 (min.: 101, maks.: 191). Wykazano wysokie dodatnie korelacje pomiędzy wynikami całościowego pomiaru poczucia koherencji (r: 0,53), jak również jego składowych w kolejnych badaniach (r: 0,32–0,59). Najwyższą korelację (r: 0,59) wykazano dla dwóch kolejnych pomiarów składowej „zaradność” poczucia koherencji.

Porównanie poczucia koherencji w grupie obserwacyjnej i grupie kontrolnej

Pomiar pierwszy – w 4. tygodniu leczenia hematologicznego. Nie odnotowano różnicy w pomiarze całkowitej wartości SOC po pierwszym miesiącu leczenia pomiędzy całą badaną populacją pacjentów chorych na białaczkę a grupą kontrolną (p = 0,33). Wykazano natomiast istotność statystyczną różnicy w średniej wartości składowej „zaradność” poczucia koherencji w całej badanej populacji w odniesieniu do grupy kontrolnej (p = 0,004). Dla podgrupy pacjentów określonych retrospektywnie jako „bez depresji” zarówno różnica w całkowitym SOC, jak i w jego składowej „zaradność” okazała się istotna statystycznie (p = 0,008; p = 0,0004).
Pomiar drugi – w 12. tygodniu leczenia hematologicznego. Kolejne badanie SOC, przeprowadzone po 2 miesiącach leczenia hematologicznego, wykazało istotnie statystycznie wyższe wartości pomiaru SOC dla całej badanej populacji w porównaniu z grupą kon- trolną (p = 0,03). Podobnie jak w pierwszym badaniu utrzymywała się istotna statystycznie różnica pomiędzy wartością składowej „zaradność” poczucia koherencji w grupie badanej w porównaniu z grupą kon- trolną (p = 0,0005). Dla podgrupy pacjentów depresyjnych różnice te nie były istotne statystycznie (odpowiednio: p = 0,09 i p = 0,07). Dla podgrupy pacjentów bez depresji obie te różnice były istotne statystycznie (p = 0,0008 i p = 0,0002). Pojawiły się dodatkowo istotne statystycznie różnice w odniesieniu do grupy kontrolnej w wartościach pozostałych dwóch składowych poczucia koherencji, tj. „sensowności” (p = 0,022) i „zrozumiałości” (p = 0,020).

Porównanie poczucia koherencji w grupach z depresją i bez depresji

Odnotowano wyraźną różnicę w wartości pomiaru poczucia koherencji kwestionariuszem SOC-29 pomiędzy grupami z depresją i bez depresji zarówno w 4., jak i 12. tygodniu obserwacji. Pomiar pierwszy – w 4. tygodniu leczenia hematologicznego. Całkowita wartość SOC i wartość składowej „zaradność” były istotnie wyższe w grupie bez depresji w porównaniu z grupą z depresją (p = 0,03) (ryc. 1. i 2.).
Pomiar drugi – w 12. tygodniu leczenia hematologicznego. Całkowita wartość SOC, jak i wartość dwóch składowych: „zaradność” i „sensowność”, były istotnie statystycznie wyższe w grupie bez depresji w porównaniu z grupą z depresją. Współczynnik istotności statystycznej dla różnicy w całkowitej wartości SOC wynosił p = 0,009, dla składowej „zaradność” p = 0,04 i dla składowej „sensowność” p = 0,009 (ryc. 3.–5.).

Zmienność poczucia koherencji

Nie wykazano różnicy pomiędzy wynikami kolejnych pomiarów SOC w grupie pacjentów depresyjnych (p = 0,28). W grupie pacjentów bez depresji wykazano natomiast, na poziomie istotności statystycznej, różnicę w wartości SOC przebiegającą w kierunku wyraźnego wzrostu zarówno całkowitego SOC (p = 0,04), jak i jego składowej „sensowność” (p = 0,02) w kolejnych pomiarach, oddzielonych 2 miesiącami leczenia hematologicznego. Dla składowych „zaradność” i „zrozumiałość” nie wykazano istotnej statystycznie różnicy (ryc. 6. i 7.).

Poczucie koherencji a rokowanie co do przeżycia

Nie stwierdzono zależności pomiędzy wynikami pomiarów SOC, jak również jego zmiennością a rokowaniem co do rocznego przeżycia w badanej grupie pacjentów hematologicznych (p > 0,05).

Omówienie wyników i dyskusja

Sprawdzenie hipotez badawczych miało dać odpowiedź na pytanie, czy obecność lub brak depresji w badanej populacji ma związek z SOC oraz czy w warunkach krytycznego wydarzenia życiowego, jakim jest rozpoznanie i leczenie ostrej białaczki, poczucie koherencji mierzone kwestionariuszem SOC-29 jest niższe niż w populacji kontrolnej. W prospektywnych badaniach poczucia koherencji u pacjentów onkologicznych autorzy często nie znajdują istotnych różnic w średnich wartościach SOC pacjentów w porównaniu ze zdrowymi osobami z grup kontrolnych [9, 16]. Istnieją również doniesienia opisujące niższe poczucie koherencji u pacjentów onkologicznych w porównaniu z grupą kontrolną osób zdrowych [17]. W powyższej pracy nie odnotowano różnic pomiędzy średnimi wartościami SOC liczonymi dla całej badanej populacji a grupą kontrolną, co jest zgodne z doniesieniami cytowanymi powyżej. Dostrzegalną różnicą w porównaniu z cytowanymi pracami zaobserwowaną w badaniu jest stwierdzenie wyższej niż w grupie kontrolnej średniej wartości składowej „zaradność” poczucia koherencji w całej badanej populacji. Zgodnie z charakterystyką składowej „zaradność” opisaną przez Antonovsky’ego, różnica ta mogłaby świadczyć o za­chodzącym w początkowym okresie walki z rakiem procesie poszukiwania możliwości (zasobów) radzenia sobie i aktywnego wpływania na zaistniałą sytuację życiową. Kozaka badała korelację pomiędzy wartościami składowych poczucia koherencji a jakością życia kobiet z rakiem jajnika. Wykazała, że silniejsze poczucie zaradności koreluje u badanych kobiet z brakiem zaburzeń poznawczych i emocjonalnych, wyższą oceną własnej sprawności oraz wyższą ogólną oceną jakości życia w trakcie hospitalizacji [16]. Fakt, że odnotowana w badaniu zależność była szczególnie widoczna w grupie pacjentów bez depresji, gdzie towarzyszyła wysokiemu poczuciu koherencji zarówno w pierwszym, jak i kolejnym pomiarze, może świadczyć o znaczeniu „zaradności” dla prawidłowego przebiegu procesu adaptacji do choroby.
Ciekawy może wydawać się fakt, że niektórzy pacjenci z chorobą nowotworową, w tym również z ostrą białaczką, raportują wysokie średnie wartości poczucia koherencji w trakcie leczenia. Przykłado- we wartości w różnych pracach wynoszą odpowiednio: 144 punkty przy odchyleniu standardowym równym 23 [16], 145 punktów z wartością maksymalną 199 punktów [9] lub 160 punktów z wartością maksymalną 183 punkty [7]. Wyniki te znajdują również potwierdzenie w niniejszej pracy, gdzie odnotowano średnie wartości SOC na poziomie 144,9–149,5 (maksymalnie 188 punktów w pierwszym pomiarze i 191 punktów w drugim pomiarze). Zarówno w dyskutowanym badaniu, jak i w cytowanych pracach z przyczyn metodologicznych nie były znane wartości SOC z okresu przed zachorowaniem na nowotwór. Stanowi to jedno z ograniczeń dyskutowanej pracy. Podobieństwo średnich wartości SOC w opisanych populacjach i grupach kontrolnych osób zdrowych wydaje się potwierdzać tezę Antonovsky’ego o stałości w ciągu życia raz ukształtowanego poczucia koherencji. Zastanawiają jednak szczególnie wysokie wartości SOC, rzędu 188–191 punktów, obserwowane u niektórych chorych zarówno w tej pracy, jak i przez innych autorów. Trudno zakładać, by na białaczkę bądź inne nowotwory częściej zapadali ludzie ze szczególnie wysokim podstawowym poczuciem koherencji, tym bardziej że walidacja skali SOC dokonana przez Antonovsky’ego wykazywała najniższe wskaźniki poczucia koherencji u chorych na raka [11]. Również twierdzenie o możliwości wzrostu poczucia koherencji w sytuacji zagrożenia życia jest sprzeczne z postulowanym w teorii Antonovsky’ego kierunkiem zmian SOC, jaki może wystąpić w sytuacji krytycznego stresu. Rodzi się zatem pytanie, czy uzyskane wyniki opisują rzeczywiście wartość poczucia koherencji jako cechy osobowej, czy raczej są wyrazem raportowania przez niektórych pacjentów swoiste-go, przejściowego stanu emocjonalnego, będącego wynikiem uruchomienia określonych mechanizmów poznawczych i procesów obronnych w sytuacji adaptacji do przeżywanych i antycypowanych zagrożeń. Należy również zadać sobie pytanie, w jakim zakresie opisany proces jest uniwersalny, a uzyskane dzięki zaproponowanej metodzie wyniki powtarzalne. Przegląd dostępnej literatury nie daje odpowiedzi na to pytanie, a ograniczona liczebność grupy objętej dyskutowanym badaniem nie pozwala na zbytnie uogólnianie wniosków. Postulat o stałości raz ukształtowanego poczucia koherencji jest obecnie poddawany pod dyskusję. Również klasyczne rozumienie poczucia koherencji jako enigmatycznej „globalnej orientacji o charakterze dys­pozycyjnym wobec uogólnionych zasobów odpornościowych” [2] ustępuje miejsca testowaniu konstruktu poczucia koherencji w kontrolowanych badaniach nad poznawczymi, emocjonalnymi i behawioralnymi czynnikami pośredniczącymi w wyborze stylu i strategii radzenia sobie ze stresem [19–22]. Badania zmienności poczucia koherencji w sytuacji ostrego stresu są nieliczne. Schnyder w prospektywnym badaniu oceniał zmiany poczucia koherencji u ofiar poważnych wypadków drogowych w ciągu roku po zdarzeniu. Rezultaty porównywał z analogicznymi pomiarami prowadzonymi w grupie pacjentów z przewlekłą chorobą stawów. Uzyskane wyniki wskazywały, że w następstwie ostrego stresu poczucie koherencji stopniowo obniżało się w ciągu 6 miesięcy po zdarzeniu, a następnie ulegało stabilizacji. Dane te różniły się od wyników grupy chorych na reumatoidalne zapalenie stawów, gdzie SOC wykazywało względnie stałą wartość w każdym z trzech pomiarów wykonanych w ciągu roku [23]. Persson oceniał pod kątem dynamiki poczucia koherencji grupę 16 pacjentów z ostrymi białaczkami i chłoniakami nieziarniczymi w prospektywnym badaniu prowadzonym w trzech pomiarach w okresie 2 lat po przeszczepie szpiku. Zaobserwował względną stałość wartości SOC, ale w grupie pacjentów, u których w czasie obserwacji wystąpił nawrót choroby, wartości SOC obniżały się w trakcie obserwacji w sposób istotny statystycznie w porównaniu z grupą, w której nie odnotowano nawrotu choroby [7]. Obserwacja ta może stanowić potwierdzenie wartości predykcyjnej niskiego SOC w odniesieniu do gorszego rokowania po przeszczepie szpiku w ostrych białaczkach.
W wielu badaniach prowadzonych w zróżnicowanych grupach pacjentów psychiatrycznych, jak również wśród chorych somatycznie wykazano, że niskie poczucie koherencji kojarzy się z większym nasileniem zaburzeń depresyjnych [24–27]. Mało jest jednak prac badających w sposób prospektywny dynamikę SOC w odniesieniu do nasilenia zaburzeń depresyjnych. Snekkevik i wsp. badali prospektywnie zmienność poczucia koherencji u pacjentów z urazami wielonarządowymi. Stwierdzili brak stałości SOC w ciągu roku obserwacji, z charakterystyczną krzywą spadku wartości SOC w czasie od wypisu ze szpitala (wartość najwyższa) do końca 1. roku obserwacji. Odnotowali wyraźną ujemną korelację SOC z mierzonymi równocześnie zaburzeniami depresyjnymi i lękiem, a także dodatnią korelację SOC z wartościami kwestionariusza satysfakcji życiowej [8]. Schnyder i wsp. wykazali zależność pomiędzy obniżającym się poczuciem koherencji a wzrastającym nasileniem zaburzeń depresyjnych w kolejnych pomiarach prowadzonych w sposób prospektywny w ciągu roku w grupie pacjentów, którzy przebyli poważny wypadek drogowy [28]. Według najlepszej wiedzy autora niniejszej pracy, nie zostały opublikowane wcześniejsze badania, które oceniałyby prospektywnie zmienność poczucia koherencji w jednorodnej grupie pacjentów z ostrą białaczką. Nie udało się również odnaleźć badań prospektywnych opisujących dynamikę SOC u pacjentów onkologicznych lub hematologicznych w okresie chemioterapii, z którymi można by porównać wyniki niniejszej pracy. Z tego powodu precyzyjne porównanie wyników badania z danymi innych autorów nie jest możliwe.
W omawianym badaniu odnotowano istotną różnicę w wartościach SOC w podgrupach pacjentów depresyjnych i bez depresji leczonych z powodu ostrej białaczki. Wyższa wyjściowa wartość SOC w grupie bez depresji wydaje się zgodna z przytoczonymi powyżej danymi z piśmiennictwa. Nowym głosem w dyskusji nad wynikami pomiarów SOC w warunkach ostrego stresu jest zaobserwowana specyficzna dynamika SOC, będąca kolejnym czynnikiem różnicującym grupę depresyjną od grupy bez depresji. Uzyskana stała wartość SOC w grupie depresyjnej w ciągu 2 miesięcy obserwacji i jednoczesny istotny wzrost wartości SOC w grupie bez depresji mogą wynikać ze związku wysokiego SOC ze zmiennymi określającymi poziom ogólnego funkcjonowania, opisanymi przez innych autorów. Zmiennymi tymi są: wyższa sprawność fizyczna, lepsze funkcjonowanie poznawcze, emocjonalne i społeczne, większe subiektywne poczucie zdrowia, mniejsze odczuwanie dolegliwości związanych z chorobą, mniejszy poziom lęku, wyższa subiektywna jakość życia (wyrażana również wyższymi wynikami w podskalach funkcjonowania fizycznego), mniejsze nasilenie objawów somatycznych, efektywne radzenie sobie ze stresem (coping), wyższa motywacja, a nawet większe zadowolenie z sytuacji finansowej [9, 16, 29, 30]. W grupie pacjentów poddawanych przeszczepowi szpiku, raportujących wyższe SOC, opisywano również niższe poczucie upośledzenia funkcjonowania związane z samym zabiegiem [9]. W badaniach nad funkcjonowaniem układu odpornościowego w sytuacjach narażenia na stres pojawiają się doniesienia o związku wysokiego SOC z większą aktywnością komórek NK-CD56 (natural killers), będących istotnym elementem odpowiedzi immunologicznej [10, 31, 32]. Przytoczone dane z piśmiennictwa nie dają jednak odpowiedzi na pytanie o kierunek „przyczyna–skutek” opisywanych zależności. Niestety, nie dają ich także wyniki niniejszej pracy. Jest to kolejne ograniczenie przeprowadzonego badania.
W czasie obserwacji grupy bez depresji zauważono również wzrost wartości składowej „sensowność” poczucia koherencji, czyli składowej emocjonalno- -motywacyjnej. Składowa ta określa przeświadczenie człowieka o sensowności zaangażowania się oraz zainwestowania energii w aktualne wydarzenia i wyzwania, przez niektórych autorów określana jest jako wyraz woli życia jednostki i wyznacznik poczucia jej wartości [5]. Szymczak badała różnice w sile poczucia koherencji i w wielkości jego składowych u pacjentów oczekujących na operację z powodu raka płuc. Wykazała, że wysoki poziom SOC i jego składowej „sensowność” współwystępowały z niskim nasileniem symptomów depresji. Autorka przypisywała poczuciu sensowności rolę „regulacji” symptomów depresji, tzn. ich łagodzenia u osób o wysokim poczuciu koherencji [11]. Być może wzrost wartości tej składowej w początkowym okresie leczenia odzwierciedla zachodzące w psychice pacjenta procesy, odpowiadające adaptacji poznawczej w rozumieniu S. Taylor. W myśl tej teorii, procesy odzyskiwania kontroli i przywracania poczucia własnej wartości mogą być kluczowymi elementami adaptacji do krytycznej sytuacji choroby nowotworowej [12].
Na podstawie przytoczonych danych można stwierdzić, że obecność zaburzeń depresyjnych u chorych na ostrą białaczkę może mieć związek z wartością poczucia koherencji w początkowym okresie leczenia. Kierunek tej zależności, jak również stwierdzenie, czy mierzone kwestionariuszem SOC-29 wartości poczucia koherencji stanowią opis stałej cechy, czy raczej określają aktualny stan psychiczny pacjenta, pozostają jednak nadal bez odpowiedzi.
Przypisywana poczuciu koherencji rola zmiennej pośredniczącej w procesach adaptacji do stresu implikuje badania nad związkiem SOC z rokowaniem w chorobach somatycznych. Najpełniejszych, zbiorczych danych dostarcza praca Surteesa i wsp. opu­blikowana w 2003 r. w American Journal of Epide­miology. Wyniki pochodzą z 6-letniej obserwacji prowadzonej w ramach programu EPIC (European Prospective Investigation Into Cancer) w populacji 20 579 pacjentów z chorobami somatycznymi, w tym z chorobą nowotworową. Z analizy statystycznej uzyskanych danych wynika, że z wysokim SOC dodatnio korelowała ponad 30-procentowa redukcja ryzyka zgonu w okresie obserwacji. W odniesieniu do nowotworów korelacja ta, na podobnym poziomie, potwierdzała się w grupie mężczyzn, a nie wykazywano jej w odniesieniu do zgonów wśród kobiet chorych na raka [32]. Persson badał poczucie koherencji w populacji chorych na ostre białaczki i chłoniaki złośliwe w początkowym okresie leczenia i w późniejszej obserwacji prospektywnej. Odnotował średnie wyniki SOC na poziomie 160,9 punktu (zakres 138–183), wykazując następnie dodatnią korelację wartości SOC z dłuższym okresem wolnym od nawrotu choroby [7]. Polewka i wsp. opisywali też związek niskiego SOC z większym ryzykiem podejmowania próby suicydalnej w populacji pacjentów oddziału toksykologii [33]. Zależność ta, podobnie jak opisany związek SOC z większym nasileniem objawów depresyjnych, może mieć znaczenie pośredniczące w gorszym rokowaniu w chorobie nowotworowej, poprzez zmienne zależne od nasilenia depresji, co opisano powyżej. Istnieje szereg badań oceniających siłę poczucia koherencji wśród pacjentów onkologicznych, których autorzy nie koncentrują się na obserwacji długości życia chorych  w grupach zróżnicowanych pod względem wartości SOC [9, 11, 16, 17, 34]. Nie udało się natomiast odnaleźć ani jednej pracy, która opisałaby negatywną korelację SOC i rokowania co do długości życia.
Wyniki prezentowanej pracy nie potwierdziły znaczenia oceny poczucia koherencji we wczesnym okresie leczenia i oceny jego zróżnicowanej dynamiki dla prognozowania odnośnie do rokowania w ostrej białaczce. W związku z tym, że zastosowana w niniejszej pracy metoda różniła się z założenia od propozycji innych badaczy, bezpośrednie porównania są utrudnione. Tym samym uzyskane wyniki nie powinny zostać uznane za sprzeczne z zaprezentowanymi powyżej badaniami innych autorów. Mogą raczej stanowić ich uzupełnienie. Wyniki przeprowadzonego doświadczenia efektywnie zweryfikowały postawione hipotezy badawcze, a analiza niektórych zależności przyniosła nowe pytania zamiast oczekiwanych odpowiedzi. Dyskusja nad ograniczeniami metody, jak również analiza potwierdzonych statystycznie wyników mogą być kolejnym głosem w toczącej się dyskusji o roli czynników psychicznych w kształtowaniu obrazu klinicznego chorób nowotworowych. Choć historia tej dyskusji sięga stuleci, nadal mało jest w niej jasnych konkluzji i można odnieść wrażenie, że w miarę poszerzania wiedzy pytań nie ubywa, lecz przybywa [35].

Wnioski

Przedstawione wyniki badań pozwalają na wyciąg­nięcie następujących wniosków:
1. Wysokie wartości pomiaru kwestionariuszem SOC-29 oraz wzrost składowej „sensowność” SOC w okresie 2 miesięcy leczenia wiążą się z mniejszym ryzykiem rozwoju depresji w badanej populacji, co może być odzwierciedleniem procesu prawidłowej adaptacji poznawczej do choroby nowotworowej.
2. Nie ma związku pomiędzy depresją i poczuciem koherencji mierzonymi w ciągu pierwszych 3 miesięcy chemioterapii a rokowaniem co do rocznego przeżycia w populacji chorych na ostrą białaczkę. Tym samym nie potwierdza się hipoteza o wartości SOC jako niezależnego czynnika rokowniczego w ostrej białaczce.
3. Kwestionariusz SOC-29 może się okazać przydatnym narzędziem badawczym dla określania ryzyka rozwoju depresji w populacji chorych na ostrą białaczkę.

Podziękowania

Autor dziękuje Panu prof. dr. hab. Aleksandrowi B. Skotnickiemu za umożliwienie prowadzenia badań w Katedrze i Klinice Hematologii Collegium Medicum Uniwersytetu Jagiellońskiego.

Piśmiennictwo

 1. Antonovsky A. Health, Stress and Coping: New Perspectives on Mental and Physical Well-Being. Jossey-Bass, San Francisco 1979.  
2. Antonovsky A. Rozwikłanie tajemnicy zdrowia – jak radzić sobie ze stresem i nie zachorować. Fundacja IPN Sobieskiego, Warszawa 1995.  
3. Antonovsky A., Sagy S. The development of a Sense of Coherence and its impact on responses to stress situations. J Social Psychol 1986; 126: 213-225.  
4. Demel M. O wychowaniu zdrowotnym. PZWS, Warszawa 1968.  
5. Dolińska-Zygmunt G. Orientacja salutogeniczna w problematyce zdrowotnej. Model Antonovsky’ego. Acta Universitatis Wratislaviensis 1996; 1818: 17-29.  
6. Elert M., Śpila B., Makura M. Nasilenie depresji a poczucie koherencji u kobiet. Lęk i depresja 2002; 7: 256-267.  
7. Persson L., Larsson G., Ohlsson O., Hallberg I.R. Acute leukaemia or highly malignant lymphoma patients’ quality of life over two years: a pilot study. Eur J Cancer Care 2001; 10: 36-47.  
8. Snekkevik H., Anke A.G., Stanghelle J.K., Fugl-Meyer A.R. Is sense of coherence stable after multiple trauma? Clin Rehabil 2003; 17: 443-453.  
9. Edman L., Larsen J., Hagglund H., Gardulf A. Health-related quality of life, symptom distress and sense of coherence in adult survivors of allogeneic stem-cell transplantation. Eur J Cancer Care 2001; 10: 124-130.
10. Nakamura H., Matsuzaki I., Sasahara S. i wsp. Enhancement of a sense of coherence and natural killer cell activity which occurred in subjects who improved their exercise habits through health education in the workplace. J Occup Health 2003; 45: 278-285.
11. Szymczak J. Poczucie koherencji a depresja u chorych zakwa-lifikowanych do operacji z powodu nowotworu płuca i u osób zdrowych. Psychoonkologia 2001; 8: 35-46.
12. Taylor S.E. Health Psychology. McGraw-Hill, New York 2003.
13. Sobczyk M. Statystyka. Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa 2003.
14. Stanisz A. Przystępny kurs statystyki z wykorzystaniem programu STATISTICA PL na przykładach z medycyny. Tom I. StatSoft Polska, Kraków 2001.
15. Stanisz A. Przystępny kurs statystyki z wykorzystaniem programu STATISTICA PL na przykładach z medycyny. Tom II. StatSoft Polska, Kraków 2002.
16. Kozaka J. Jakość życia a poczucie koherencji kobiet chorych na raka jajnika. Psychoonkologia 2002; 6: 13-19.
17. Basińska B. Radzenie sobie z konfrontacją stresową a kontinuum zdrowie – choroba nowotworowa. Psychoonkologia 2001; 8: 2533-2541.
18. Smith P.M., Breslin F.C., Beaton D.E. Questioning the stability of sense of coherence – the impact of socio-economic status and working conditions in the Canadian population. Social Psychiatry Psychiatr Epidemiol 2003; 38: 475-484.
19. Edwards M.J., Holden R.R. Coping, meaning in life, and suicidal manifestations: examining gender differences. J Clin Psychol 2001; 57: 1517-1534.
20. Forsberg A., Backman L., Svensson E. Liver transplant recipients’ ability to cope during the first 12 months after transplantation – a prospective study. Scand J Caring Sci 2002; 16: 345-352.
21. Gilbar O., Borovik R. How daughters of women with breast cancer cope with the threat of the illness. Behav Med 1998; 24: 115-121.
22. Wettergren L., Langius A., Bjorkholm M., Bjorvell H. Physical and psychosocial functioning in patients undergoing autologous bone marrow transplantation – a prospective study. Bone Marrow Transplant 1997; 20: 497-502.
23. Schnyder U., Buchi S., Morgeli H. i wsp. Sense of coherence – a mediator between disability and handicap? Psychother Psychosom 1999; 68: 102-110.
24. Carstens J.A., Spangenberg J.J. Major depression: a breakdown in sense of coherence? Psychol Rep 1997; 80: 1211-1220.
25. Gibson L.M., Cook M.J. Neuroticism and sense of coherence. Psychol Rep 1996; 79: 343-349.
26. Petrie K., Brook R. Sense of coherence, self-esteem, depression and hopelessness as correlates of reattempting suicide. Br J Clin Psychol 1992; 31: 293-300.
27. Struempfer D.J., Gouws J.F., Viviers M.R. Antonovsky’s Sense of Coherence Scale related to negative and positive affectivity. Eur J Pers 1998; 12: 457-480.
28. Schnyder U., Moergeli H., Trentz O., Klaghofer R., Buddeberg C. Prediction of psychiatric morbidity in severely injured accident victims at one-year follow-up. Am J Respir Crit Care Med 2001; 15: 653-656.
29. Forsberg C., Bjorvell H. Living with cancer: perceptions of well-being. Scand J Caring Sci 1996; 10: 109-115.
30. Langius A., Bjorvell H. Salutogenic model and utilization of the KASAM form (Sense of Coherence) in nursing research – a methodological report. Vard Nord Utveckl Forsk 1996; 16: 28-32.
31. Lutgendorf S.K., Vitaliano P.P., Tripp-Reimer T. i wsp. Sense of coherence moderates the relationship between life stress and natural killer cell activity in healthy older adults. Psychol Aging 1999; 14: 552-563.
32. Surtees P., Wainwright N., Luben R. i wsp. Sense of coherence and mortality in men and women in the EPIC-Norfolk United Kingdom prospective cohort study. Am J Epidemiol 2003; 15: 1202-1209.
33. Polewka A., Chrostek-Maj J., Kroch S. i wsp. The sense of coherence and risk of suicide attempt. Przegl Lek 2001; 58: 335-339.
34. Jawor M., Szproch A., Dimter A. i wsp. Sense of coherence, style of coping and adaptation after hysterectomy. Psychiatr Pol 2002; 36: 759-770.
35. Binnebesel J. Pedagogiczne możliwości kształtowania poczucia koherencji w kontekście salutogenetycznej koncepcji zdrowia A. Antonovsky’ego. Psychoonkologia 2006; 10: 64-69.