PSIHOMETRIČNE LASTNOSTI 
SLOVENSKEGA PREVODA LESTVICE 
KATASTROFIZIRANJA BOLEČINE (PCS)
PSYCHOMETRIC CHARACTERISTICS OF THE 
SLOVENIAN TRANSLATION OF THE PAIN 
CATASTROPHIZING SCALE (PCS)
Zala Brečko, mag. psih., Nika Bolle, univ. dipl. psih., spec. klin. psih., Kaja Pavlin, univ. dipl. psih., 
spec. klin. psih., Katja Zupančič, univ. dipl. psih., specializantka klin. psih.
Univerzitetni rehabilitacijski inštitut Republike Slovenije - Soča, Ljubljana
Poslano: 12. 9. 2023
Sprejeto: 30. 9. 2023
Avtorica za dopisovanje/ Corresponding author (ZB): zala.brecko@ir-rs.si
POVZETEK
Izhodišča: 
Katastrofiziranje bolečine je med pomembnejšimi psiho-
loškimi konstrukti, ki opredeljujejo doživljanje bolečine, 
dekatastrofizacija pa predstavlja enega prvih terapevtskih 
ciljev, ki pacientom omogoča učinkovitejše spoprijemanje 
z njihovo boleznijo. Vprašalnik Pain Catastrophizing Scale 
(PCS) nam daje vpogled v pacientovo subjektivno doživljanje 
bolečine in je kot takšen uporaben v klinični praksi kot mera 
pacientovega terapevtskega napredka v odnosu do bolečine. 
V raziskavi smo ocenili psihometrične lastnosti slovenske 
različice vprašalnika PCS.
Metode:
Vprašalnik smo po standardni metodi prevedli v slovenščino 
in ga uporabili pri 1.756 pacientih, ki so bili med februarjem 
2019 in aprilom 2022 pregledani v Ambulanti za rehabilitacijo 
oseb s kronično nerakavo bolečino na Univerzitetnem rehabi-
litacijskem inštitutu Republike Slovenije - Soča. Ocenili smo 
zanesljivost in diskriminativnost postavk ter podlestvic. Za 
določanje ustreznosti prileganja modelov smo pri potrditve-
ni faktorski analizi uporabili test χ² kot mero statističnega 
prileganja in pet indeksov kot mere praktičnega prileganja 
modelu: CFI, TLI, GFI, RMSEA z 90 % intervalom zaupanja 
(IZ) in SRMR.
Rezultati: 
Cronbachov koeficient α je za vseh 13 postavk znašal 0,93, 
od tega za prvi faktor 0,82, za drugi 0,78 in za tretji 0,89. 
Indeks diskriminativnosti je bil pri vseh postavkah, razen pri 
osmi (0,42), večji od 0,60. Ustrezno prilagajanje modelu so 
ABSTRACT
Background:
Pain catastrophizing is one of the key psychological constructs 
that define pain perception, with decatastrophization being one 
of the primary therapeutic goals enabling more effective coping 
with the disease for patients. The Pain Catastrophizing Scale 
(PCS) provides insights into a patient's subjective experience of 
pain and is useful in clinical practice as a measure of a patient's 
therapeutic progress regarding pain. In this study, we assessed 
the psychometric characteristics of the Slovenian version of 
the PCS scale.
Methods: 
The questionnaire was translated into Slovenian using the 
standard method and administered to 1756 patients who were 
evaluated at the Outpatient service for chronic non-malignant 
pain, University Rehabilitation Institute, Republic of Slovenia, 
between February 2019 and April 2022. We estimated the 
reliability and discriminative statistics of items and subscales. 
To assess the goodness of fit of confirmatory factor analysis 
models, we used the χ² test as a measure of statistical fit and 
five indices as practical fit measures: CFI, TLI, GFI, RMSEA 
with a 90% confidence interval (CI), and SRMR.
Results: 
Cronbach's alpha coefficient for all 13 items was 0.93, with 
values of 0.82 for the first factor, 0.78 for the second, and 0.89 
for the third. The discriminative index was greater than 0.60 for 
all items, except for the eighth (0.42). Adequate model fit was 
confirmed by CFI (0.98), TLI (0.97), GFI (0.99), and RMSEA 
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
51
UVOD
Kako posameznik misli in čuti glede svoje bolečine, pomembno 
vpliva na to, kaj glede bolečine stori in kako bolečina vpliva nanj 
(1). Katastrofiziranje bolečine predstavlja enega pomembnejših 
psiholoških dejavnikov doživljanja bolečine. Pomeni pretirano 
negativen miselni sklop med doživljanjem ali pričakovanjem 
bolečine (2). Zanj je značilna posameznikova težnja po tem, da 
bolečino vidi kot ogrožajočo in je zato zaradi nje zaskrbljen, se 
čuti glede nje nemočen ter o njej miselno premleva (3). Izsledki 
več raziskav (4 - 6) so pokazali, da tendenca h katastrofiziranju 
med doživljanjem bolečine prispeva k intenziviranju boleči-
ne in emocionalnega distresa. V zadnjih dveh desetletjih se je 
katastrofiziranje v literaturi povzpelo na raven enega najbolj 
pomembnih psiholoških konstruktov, ki opisujejo doživljanje 
bolečine (2). Wertli idr. (7) so ugotovili, da je katastrofiziranje 
pozitivno povezano s samooceno intenzitete bolečine in posledične 
zmanjšane zmožnosti funkcioniranja ter da lahko pri pacientih z 
bolečino v križu podaljša okrevanje. Nižja stopnja katastrofiziranja 
je bila povezana z boljšimi izidi zdravljenja (8). Več raziskav je 
pokazalo, da je katastrofiziranje bolečine po kirurškem posegu 
napovedni dejavnik razvoja v kronično bolečino (1). Če je ka-
tastrofično doživljanje le blago izraženo, je verjetnost, da bo 
bolečina po kirurškem posegu vztrajala tudi po tem, ko se tkivo 
zaceli, manjša (9).
Pomembnost zmanjšanja katastrofiziranja so nakazovali tudi 
avtorji, ki so proučevali uspešnost intervencij, namenjenih učenju 
spoprijemanja s kronično bolečino (10). Ugotovili so, da je zmanj-
šanje katastrofizacije pomemben dejavnik, ki določa učinkovitost 
intervencij, pri čemer je odnos vzajemen, saj tovrstne intervencije 
prispevajo k zmanjševanju katastrofizacije (10 - 12). Ti rezultati 
nakazujejo, da je razumevanje povezanosti katastrofizacije z 
doživljanjem bolečine izjemno pomembno. Znotraj konteksta 
obravnave pacientov s kronično bolečino je tako dekatastrofizacija 
bolečine eden prvih terapevtskih ciljev. Dekatastrofizacija pacien-
tom omogoči učinkovitejše spoprijemanje s kroničnobolečinskimi 
sindromi. Iz tega razloga je vpogled v pacientovo subjektivno 
doživljanje bolečine zelo pomemben pri delu s temi pacienti. 
Tudi na Univerzitetnem rehabilitacijskem inštitutu Republike 
Slovenije Soča (URI Soča) v ambulanti za rehabilitacijo oseb s 
kronično nerakavo bolečino pri prvem pregledu klinični psiholog 
ocenjuje stopnjo posameznikovega katastrofiziranja bolečine. 
Le-to ugotavljamo s pomočjo klinično-psihološkega intervjuja 
in vprašalnika za oceno stopnje katastrofizacije (angl. Pain Ca-
tastrophizing Scale, PCS) (9), ki so ga razvili na Univerzitetnem 
raziskovalnem centru za bolečino in invalidnost v Kanadi (6). 
Vprašalnik so zidelali, da bi ugotavljali dejavnike, preko katerih 
katastrofiziranje vpliva na doživeto izkušnjo bolečine. 
Trenutno je PCS eden najpogosteje uporabljenih vprašalnikov 
za merjenje katastrofizacije bolečine. Meri tri dimenzije kata-
strofizacije bolečine: 
• ruminacija oziroma miselno premlevanje o bolečini (»Ne 
morem se znebiti misli na bolečino.«), 
• magnifikacija oziroma povečan občutek ogroženosti / 
zaskrbljenosti zaradi bolečine (»Sprašujem se, ali se mi lahko 
kaj resnega zgodi.«) in 
• občutki nemoči ob bolečini (»Strašno je, občutek imam, da 
me povsem preplavi.«). 
Vprašalnik je sestavljen iz 13 postavk in je časovno ekonomičen. 
Posameznika s kronično bolečino sprašuje o načinu razmišljanja, 
ko ga boli. Na vsako postavko odgovarja na lestvici od nič (»sploh 
ne drži«) do štiri (»povsem drži«). Končni rezultat je seštevek 
dosežkov vseh postavk. Najvišji možni rezultat je 52, pri čemer 
višji rezultat pomeni višjo izraženost katastrofiziranja (9). 
Struktura vprašalnika
Sullivan in sodelavci (9) so vprašalnik testirali na 429 osebah (302 
žensk; povprečna starost 20 let). Analiza podatkov pokazala, da 
vprašalnik odslikava tri dimenzije, pri čemer je ruminacija, kot 
potrdili indeksi CFI (0,98), TLI (0,97) GFI (0,99) in RMSEA 
(0,062; 90 % IZ). Neustrezno prilagajanje modelu sta pokazali 
statistično značilna vrednost χ2 in vrednost SRMR (0,12). 
Zaključki:
Merske značilnosti slovenske različice vprašalnika so ustrezne 
in so primerljive z značilnostmi izvirnika: vprašalnik je visoko 
notranje zanesljiv, ima ustrezno diskriminativnost postavk in 
predvideno trifaktorsko strukturo.
Ključne besede: 
kronična bolečina; katastrofiziranje bolečine; priredba; za-
nesljivost; diskriminativnost 
(0.062; 90% CI). Inadequate model fit was indicated by the 
statistically significant χ² value and the SRMR value (0.12).
Conclusions: 
The measurement characteristics of the Slovenian version 
of the questionnaire are appropriate and comparable to the 
characteristics of the original: the questionnaire is highly 
internally reliable, has adequate item discriminative power, 
and exhibits the anticipated three-factor structure.
Key words: 
chronic pain; pain catastrophizing adaptation; reliability; 
dicriminativeness
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
52
prva glavna komponenta, pojasnila 41 % variance in je vsebo-
vala štiri postavke (postavke 8 - 12); magnifikacija je, kot druga 
komponenta, pojasnila 10 % variance, vsebovala je tri postavke 
(postavke 6, 7 in 13); komponenta občutki nemoči pa je pojasnila 
8 % variance in je vsebovala pet postavk (postavke 1 - 5). Analiza 
glavnih komponent je na nemškem vzorcu (13) potrdila tridimen-
zionalnost vprašalnika, pri čemer je dvanajsto postavko umestila 
v dimenzijo ruminacije in ne v dimenzijo občutkov nemoči. 
Tridimenzionalnost je potrdilo tudi vrednotenje vprašalnika na 
korejskem vzorcu (14). Nasprotno s temi ugotovitvemi Osman 
in sodelavci v prvotni raziskavi niso potrdili treh dimenzij (15). 
Analiza je potrdila katastrofiziranje le kot dvodimenzionalen 
konstrukt, vendar so kot eno od omejitev študije navedli manjši 
vzorec (N = 288). V raziskavo so vključili študente psihologije; 
prvi faktor je pojasnil 55,2 % variance in je vseboval sedem 
postavk, drugi pa je pojasnil 7,7 % variance in je vseboval preostale 
postavke, pri čemer sta v prvem faktorju združeni postavki, ki 
v originalni verziji tvorita komponenti magnifikacija in občutki 
nemoči. Kasneje so raziskavo ponovili na populaciji zdravih 
odraslih oseb (N = 215) in pri ambulantnih pacientih z bolečino 
(N = 60) ter ugotovili trifaktorsko strukturo vprašalnika (16). 
Zanesljivost
Zanesljivost vprašalnika je bila ocenjena s Cronbachovim koefici-
entom α, ki je v raziskavi Sullivana in sodelavcev (9) znašal 0,87, 
kar kaže na visoko notranjo zanesljivost instrumenta. Koeficient α 
za ruminacijo je znašal 0,87, za magnifikacijo 0,60 in za občutke 
nemoči 0,79. Tudi Osman in sodelavci (15) so potrdili visoko 
zanesljivost vprašalnika. Skupni α je znašal 0,93; ob ohranitvi 
treh faktorjev je α za ruminacijo znašal 0,91; α za magnifikacijo 
0,75; in α za občutke nemoči 0,87. PCS se je izkazal za visoko 
zanesljivega tudi na nemškem vzorcu udeležencev (13). Skupni 
α je znašal 0,92; α za ruminacijo 0,88; α za magnifikacijo 0,67; 
in α za občutke nemoči 0,89. Skupni α na korejskem vzorcu (14) 
je znašal 0,93; α za ruminacijo 0,86; α za magnifikacijo 0,71; in 
α za občutke nemoči 0,90. Tudi metaanaliza šestnajstih priredb 
vprašalnika (17) je pri vseh potrdila visoko notranjo zanesljivost.
Veljavnost
V drugi zaporedni študiji so Sullivan in sodelavci (9) preverjali 
in potrdili konstruktno veljavnost vprašalnika. Ugotovili so, da 
so študentje psihologije (n = 15), označeni kot »katastrofizatorji«, 
v eksperimentalnih okoliščinah podali več z bolečino povezanih 
trditev, v primerjavi s študenti, ki niso katastrofizirali (n = 15). 
Nemška različica vprašalnika je potrdila dobro konstruktno 
veljavnost; korelacije med dosežki PCS in ostalimi sorodnimi 
konstrukti s področja doživljanja bolečine (izogibanje aktivnostim, 
ki bi po mnenju pacienta lahko povečale bolečino, invalidnost, 
depresivnost, somatizacija) so znašale med 0,31 in 0,61 (13). 
Dobra konstruktna veljavnost je bila potrjena v korejski raziskavi 
(14). Korelacije med dosežki PCS in intenziteto bolečine, depre-
sijo, na bolečino vezano anksioznost, fizičnim in psihologičnim 
funkcioniranjem, so znašale med 0,37 in 0,82. Metaanaliza (17) 
je pokazala variabilnost korelacij med PCS in ostalimi, z bolečino 
povezanimi konstrukti, kar kaže na to, da lahko skupne rezultate, 
pridobljene na PCS, med posameznimi verzijami vprašalnikov 
med sabo primerjamo, ne pa tudi njihovih povezav s preostalimi 
konstrukti. 
Sociodemografski korelati
Sullivan in sodelavci (9) so opazili povezanost spola s končnim 
rezultatom, in sicer so ženske (M = 19,5; SD = 8,5) v povprečju 
dosegale višje rezultate kot moški (M = 16,4; SD = 7,3; t(425) = 
3,66; p < 0,001). Statistično značilne  razlike so našli pri dimenziji 
ruminacija (ženske: M = 2,2, SD = 0,9; moški: M = 1,8, SD =0,8); 
t(425) = 3,5, p < 0,001) in dimenziji občutki nemoči (ženske: M= 
1,2, SD = 0,6; moški: M = 1,0, SD = 0,6; t(436) = 3,8, p < 0,001), 
ne pa tudi na dimenziji magnifikacija (ženske: M = 1,1, SD = 0,7; 
moški: M=1,0, SD = 0,6; t(436) = 1,1, p > 0,001). Značilne razlike 
med spoloma so opazili tudi Osman in sodelavci (15). Ženske 
so v povprečju dosegale višje rezultate pri dimenziji ruminacija 
(F(286) = 3,91, p < 0,05) in dimenziji občutki nemoči (F(286) = 
5,99, p < 0,01), medtem ko pri dimenziji magnifikacija statistično 
značilnih razlik med spoloma ni bilo. Rezultati so bili skladni 
z izsledki raziskav, ki so pokazali, da so ženske bolj nagnjene 
k ruminiranju in doživljanjem občutkov nemoči pri soočanju s 
stresnimi situacijami (18, 19, 20), ter z raziskavami, ki so trdile, 
da so ženske bolj nagnjene h katastrofiziranju kot moški (21). 
Podobnih vprašalnikov, prevedenih v slovenščino, trenutno nima-
mo, zato smo se odločili za priredbo in prenos v naš jezikovni in 
kulturni prostor, kar bo v veliko pomoč pri nadaljnjih raziskavah 
in klinični praksi. 
METODE
Udeleženci
V raziskavo je bilo vključenih 1.756 pacientov, ki so bili med 
februarjem 2019 in aprilom 2022 pregledani v ambulanti za 
rehabilitacijo oseb s kronično nerakavo bolečino na URI Soča. 
Udeleženih je bilo 1.511 (86 %) žensk in 237 (13,5 %) moških. 
Za osem pacientov (0,5 %) podatek o spolu ni bil zabeležen. 
Povprečna starost udeležencev je bila 51 let (SO 10 let), razpon 
starosti se je gibal med 16 in 86 let; 14 % udeležencev je imelo 
zaključeno osnovno šolo, 48 % poklicno oz. srednjo šolo, 21 % 
višjo šolo, 2 % udeležencev pa je dokončalo magisterij oz. dok-
torat. Za 16 % udeležencev podatek o dokončani izobrazbi ni bil 
zabeležen. 
Ocenjevalni instrumenti
Vprašalnik PCS je prosto dostopen samoocenjevalni vprašalnik 
in je eden najpogosteje uporabljenih vprašalnikov za merjenje 
katastrofizacije bolečine (9). Sestavljen je iz 13 postavk. Udele-
ženec vsako postavko ovrednoti z ocenami od nič (sploh ne drži) 
do štiri (povsem drži), in sicer udeleženci ocenijo, v kolikšni meri 
posamezna postavka zanje drži glede na izkušnjo z bolečino. 
Postavke merijo tri dimenzije: ruminiranje o bolečini (postavke 
8 – 11), magnifikacija bolečine (postavke 6, 7 in 13) in občutki 
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
53
nemoči (postavke 1 – 5, 12). Rezultat dobimo tako, da seštejemo 
odgovore na vse postavke, pri čemer višji rezultat pomeni več 
katastrofičnega razmišljanja. 
Postopek
Za priredbo vprašalnika smo pridobili dovoljenje avtorja vprašalni-
ka. Postopek prevajanja vprašalnika je bil opravljen na standarden 
način, s strokovnim prevodom v slovenščino in nato nazaj v 
angleščino. Podatke smo zbirali v okviru ambulantnih pregledov 
na URI Soča, kjer so pacienti v dveh urah in pol opravili pregled 
pri zdravniku, specialistu fizikalne in rehabilitacijske medicine, 
pri kliničnem psihologu, fizioterapevtu in posvet pri socialnem 
delavcu. Pacienti so v času klinično-psihološkega pregleda skladno 
z navodili izpolnili sklop vprašalnikov tipa papir-svinčnik. Eden 
od teh vprašalnikov je bil tudi vprašalnik PCS. 
Opisne statistike smo izračunali s pomočjo programa IBM SPSS 
Statistics. Izračunali smo zanesljivost in diskriminativnost po-
stavk ter lestvic. Za oceno povezanosti s spolom in starostjo 
smo uporabili neparametrične metode (Spearmanov koeficient 
korelacije in Mann-Whitneyev test). Konfirmatorno faktorsko 
analizo smo izvedli s pomočjo programa LISREL. Vse statistične 
teste smo izvedli s stopnjo značilnosti α = 5 %. Zaradi odstopanj 
porazdelitve od normalne in ordinalne merske ravni spremenljivk 
smo za ocenjevanje parametrov uporabili robustni pristop (WLS). 
Za določanje ustreznosti prileganja modelov smo uporabili test 
χ² kot mero statističnega prileganja in pet indeksov kot mere 
praktičnega prileganja modelu: CFI, TLI, GFI, RMSEA z 90 % 
intervalom zaupanja (IZ) in SRMR. Za določanje ustreznosti 
prileganja modelov smo uporabili naslednja merila: CFI > 0,95, 
TLI > 0,95, GFI > 0,5, RMSEA < 0,08, SRMR < 0,01, p (χ ²) > 
0,05, χ ²/df 3. 
REZULTATI
Normalnost porazdelitve smo testirali s testom Kolmogorova in 
Smirnova. Vse vrednosti so bile statistično značilne (p < 0,001), 
kar pomeni, da vse porazdelitve odstopajo od normalne. Koefici-
enti asimetričnosti kažejo na odstopanje porazdelitve od normalne 
na račun asimetrije pri večini postavk, z izjemo 2., 6. in 11. 
postavke. Porazdelitev postavk je večinoma desno asimetrična, z 
izjemo postavke 8, ki je asimetrična v levo. Na račun sploščenosti 
odstopajo vse postavke. Porazdelitev postavk je v večini primerov 
sploščena, z izjemo postavke 8, ki je izrazito koničasta. Indeksi 
diskriminativnosti pri vsaki postavki nakazujejo, da vse zelo 
dobro diskriminirajo med tistimi z visokim in nizkim skupnim 
rezultatom. Najnižji je indeks diskriminativnosti pri postavki 8 
(»Ko me boli, si močno želim, da bi bolečina minila.«), vendar 
tudi ta dosega zelo dobro diskriminativnost (Tabela 1). 
Ocena zanesljivosti
Za preverjanje notranje zanesljivosti vprašalnika smo uporabili 
Cronbachov koeficient α, ki za vseh 13 postavk znaša 0,93, kar 
kaže na odlično notranjo skladnost vprašalnika. Cronbachov 
koeficient α predpostavlja homogenost vprašalnika, zato smo 
preverili tudi notranjo skladnost vsakega faktorja posebej. Za 
celotni vzorec udeležencev je bila vrednost α za prvi faktor 0,82, za 
Tabela 1. Opisna statistika in indeks diskriminativnosti (N = 1756).
Table 1. Descriptive statistics and discriminative index (N = 1756).
Postavka /  
Item Min Max M SD Skw SESkw Kurt SEKurt KS a
1 0 4 1,85 1,29 0,16 0,058 -1,06 0,117 0,18 0,69
2 0 4 2,05 1,32 -0,06 0,058 -1,13 0,117 0,16 0,71
3 0 4 1,72 1,33 0,24 0,058 -1,12 0,117 0,18 0,77
4 0 4 1,61 1,28 0,27 0,058 -1,03 0,117 0,17 0,78
5 0 4 1,76 1,3 0,22 0,058 -1,06 0,117 0,18 0,75
6 0 4 2,1 1,33 -0,08 0,058 -1,16 0,117 0,17 0,74
7 0 4 1,06 1,16 0,85 0,058 -0,26 0,117 0,25 0,62
8 0 4 3,54 0,85 -2,02 0,058 3,6 0,117 0,41 0,42
9 0 4 1,85 1,25 0,11 0,058 -1 0,117 0,17 0,75
10 0 4 1,37 1,22 0,5 0,058 -0,77 0,117 0,20 0,74
11 0 4 2,14 1,41 -0,04 0,058 -1,3 0,117 0,17 0,69
12 0 4 1,47 1,25 0,43 0,058 -0,83 0,117 0,18 0,60
13 0 4 1,35 1,31 0,62 0,058 -0,82 0,117 0,22 0,63
Legenda/ Legend: Min = najmanjše številko točk, doseženih na spremenljivki / the lowest variable score, Max = največje število točk, doseženih na spremenljivki 
/ the highest variable score, M = povprečje / average, SD = standardni odklon / standard deviation, Skw = asimetričnost / skewness, SESkw = standardna napaka 
asimetričnosti / standard error of skewness Kurt = sploščenost / kurtosis, SEKurt = standardna napaka sploščenosti / standard error of kurtosis, KS = statistika 
Kolmogorova in Smirnova / Kolmogorov-Smirnov test statistic, a = indeks diskriminativnosti / discriminative index
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
54
drugi 0,78 in za tretji 0,89. Te vrednosti pomenijo visoko notranjo 
zanesljivost vseh treh faktorjev. 
V Tabeli 2 so povzeti rezultati, ki prikazujejo, da je starost sicer 
statistično značilno povezana s celotno lestvico PCS in z dimen-
zijama Rum in Nemoč, stopnje korelacije pa so neznatne.
Statistično značilnih razlik med moškimi in ženskami v našem 
vzorcu nismo našli (Tabela 3).
Ustrezno prileganje modelu potrditvene faktorske analize potrjuje-
jo indeksi CFI, TLI, GFI in RMSEA. CFI in TLI naj bi presegala 
vrednost 0,95 (Tabela 4). V našem primeru oba indeksa presegata 
to vrednost, kar pomeni dobro prileganje modelu. Indeks GFI naj 
bi presegal vrednost 0,5, kar prav tako pomeni dobro prileganje 
modelu. Dobro prileganje modelu potrjuje tudi vrednost RMSEA, 
ki mora dosegati manjšo vrednost kot 0,08. Neustrezno prileganje 
modelu kažeta statistično značilna vrednost χ2 in vrednost indeksa 
SRMR, ki bi naj bila manjša od 0,01.
RAZPRAVA
Prispevek predstavlja merske značilnosti slovenske priredbe 
vprašalnika PCS. Rezultati analize z visokim številom udele-
žencev (N = 1756), starimi od 16 do 86 let, so pokazali, da so 
merske značilnosti slovenske različice primerljive z značilnostmi 
izvirnika: ugotovili smo visoko notranjo skladnost treh lestvic, 
ustrezno diskriminativnost postavk ter podprli predvideno tri-fak-
torsko strukturo. Skladni so tudi rezultati korelacije rezultatov 
na vprašalniku s starostjo, ki je statistično značilna, vendar so 
korelacije neznatne. Korelacije so negativne, kar pomeni, da 
stopnja katastrofizacije s starostjo upada. Ob tem je potrebno 
opozoriti, da starost predstavlja le 7 % variance, kar kaže na 
majhno velikost učinka. Statistično značilnih razlik med moškimi 
in ženskami v naši raziskavi nismo potrdili, kar je v nasprotju z 
ugotovitvami preostalih raziskav. Razlog za to lahko pripišemo 
neenakomerni porazdelitvi spolov, saj so v našem primeru večino 
udeležencev raziskave predstavljale ženske. 
Dilema obstaja glede uporabe izraza »katastrofiziranje«. Poraja se 
vprašanje, ali ta izraz stigmatizira paciente z bolečino in kot takšen 
predstavlja oviro za kakovostno oskrbo pacientov. Zaradi tega se 
sprašujemo, ali bi bilo izraz smiselno spremeniti. Prizadevanje 
za preimenovanje izraza vodi temeljno razumevanje, da ga del 
bolnikov (in zdravstvenega osebja) zaradi njegove negativne 
konotacije kot takšnega tudi dojema. Sam izraz bi naj minimaliziral 
pacientovo bolečino oz. zanikal izkušnjo življenja s kronično 
bolečino (22). Izraz sicer izhaja iz izvirne konceptualizacije 
katastrofiziranja v kontekstu depresivnih in anksioznih motenj, 
ki sta ga izpostavila Albert Ellis in Aaron Beck. V središču njune 
opredelitve katastrofiziranja je bil koncept iracionalne negativne 
napovedi prihodnjih dogodkov. Podobno je z bolečino povezano 
katastrofiziranje v splošnem pojmovano kot skupek pretiranih 
negativnih kognitivnih in čustvenih shem med dejansko ali pri-
čakovano bolečo stimulacijo (3). 
Tabela 3. Razlike glede na spol.
Table 3. Gender differences.
ženske / women moški / men 
Me Q3-Q1 Me Q3-Q1 Mann Whitney U p
PCS 24 19 23 18 176203,50 0,69
Rum 9 6 9 6 178465,50 0,94
Mag 4 5 4 5 175209,00 0,59
Nemoč 10 10 10 8,5 170582,50 0,24
Legenda/ Legend: Me = mediana / median, Q3-Q1 = interkvartilni razmik / inter-quartile range, Rum = ruminiranje / rumination, Mag = magnifikacija / magnification, 
Nemoč = občutki nemoči / helplessness
Tabela 4. Povzetek potrditvene faktorske analize.
Table 4. Summary of confirmatory factor analysis.
Model χ ² df FI TLI GFI RMSEA [90 % IZ] SRMR
Enofaktorski / one-factor 665,7 65 0,97 0,96 0,072 [0,067 - 0,077] 0,17
Erifaktorski / three-factor 482,09* 62 0,98 0,97 0,99 0,062 [0,060 - 0,070] 0,12
Legenda/ Legend: IZ = interval zaupanja / confidence interval; *p < 0,05
Tabela 2. Povezanost dosežkov s starostjo.
Table 2. Association of the scores with age.
  
Starost /  
Age
PCS Rum Mag
PCS -,073** 1
Rum -,064** ,880** 1
Mag -,02 ,862** ,685** 1
Nemoč  -,087** ,948** ,735** ,743**
Legenda/ Legend: Rum = ruminiranje / rumination, Mag = magnifikacija / 
magnification, Nemoč = občutki nemoči / helplessness; ** p < 0,01
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
55
Na Medicinski fakulteti Stanford je potekala študija (23), v kateri 
so preverjali, kako pogosto se izraz v kliničnem okolju uporablja 
in kakšne občutke povzroča pri osebah s kronično bolečino. 
V raziskavi so želeli poiskati ustreznejši izraz, ki bi bolnikom 
zagotavljal občutek, da se jih pri obravnavi bolečine jemlje resno 
in se jih ne pojmuje kot osebe, ki glede svoje bolečine zgolj 
katastrofizirajo. V raziskavi je sodelovalo 2.911 oseb s kronično 
bolečino oz. njihovih sorodnikov. Skoraj polovica oseb (44,5 %) 
je bila s tem izrazom že predhodno seznanjena in so se ob njem 
počutili obsojani, krivi ter so imeli občutek, da se jih ne jemlje 
resno. Približno tretjina vseh udeležencev (32 %) je poročala o 
negativni interpretaciji izraza. Povezovali so ga s pretiravanjem, 
zaničevanjem, dramatiziranjem, krivdo, histerijo, pretvarjanjem in 
minimiziranjem. Eden od udeležencev je navajal, da »menijo, da 
delam iz muhe slona, kot da ne boli tako zelo in da le pretiravam«. 
Udeleženci raziskave so predlagali nekatere nove izraze, npr. 
z bolečino povezana tesnobnost in z bolečino povezan distres, 
vendar so izpostavili potrebo po spreminjanju odnosa in ne izraza. 
Zgolj sprememba izraza namreč ne naslavlja potrebe po širši 
spremembi uporabe stigmatizirajočega jezika v komunikaciji 
med pacientom in zdravstvenim osebjem ter s strani medijev in 
javnosti. Navajali so nujo po vzpostavitvi oskrbe, osredinjene na 
bolnika, ki je empatična in v kateri se pacientom verjame, ko ti 
poročajo o bolečini (23). 
Waugh in sodelavci (24) so v svoji raziskavi ugotovili, da velik 
del pacientov s kronično bolečino (38 %) že v osnovi občuti po-
notranjeno stigmo glede svoje bolezni, kar je pomembno vplivalo 
na njihov občutek kontrole nad bolečino in je obenem pomembno 
napovedovalo pacientovo tendenco h katastrofiziranju. Če te 
posameznike dodatno označimo kot osebe, ki glede svoje bolečine 
katastrofizirajo, to nedvoumno še povečuje njihovo stisko. 
Izrazoslovje konec koncev lahko ostaja zgolj črka na papirju. 
Cilj kakovostne obravnave pacientov z bolečino je dosledno 
upoštevanje biopsihosocialnega modela, ki kronično bolečino 
povezuje z vsemi vidiki posameznikovega življenja. Paciente 
s kronično bolečino je potrebno podpreti pri spoprijemanju z 
njihovimi težavami in jim pomagati, da lahko živijo kakovostno 
življenje v telesu, v katerem so. Namesto lepljenja negativnih 
oznak bi bilo bolj smiselno reči: »Vaša bolečina je resnična in z 
njo povezani občutki so normalna reakcija na to, kar doživljate. 
Naredimo individualiziran načrt obravnave, da se z njo ustrezno 
spoprimete.« (22).
Skladno z raziskavami se tudi znotraj ambulante za rehabilita-
cijo oseb s kronično nerakavo bolečino na URI Soča izogibamo 
uporabi tega izraza, ki je slabšalen in obsojajoč ter še dodatno 
negativno opredeli paciente, ki morajo svojo bolečino že tako ali 
tako dokazovati. 
ZAKLJUČEK
Rezultati raziskave so potrfili, da je PCS tudi po prevodu v sloven-
ski jezik in priredbi veljaven ocenjevalni instrument. Z dobrimi 
merskimi značilnostmi nam ponuja vpogled v dinamiko psihičnega 
dogajanja osebe, ki se spoprijema s kronično bolečino in je kot 
takšen zelo uporaben v klinični praksi: psihologom lahko pomaga 
razumeti pacientovo doživljanje kronične bolečine, in sicer v 
smislu, koliko o njej miselno premleva, je zaradi tega zaskrbljen 
oziroma se čuti ogroženega in ali se ob bolečini čuti nemočnega.
ZAHVALA
Zahvaljujemo se asist. dr. Martini Bürger Lazar, univ. dipl. psih., 
spec. klin. psih., za sodelovanje pri zbiranju podatkov in priredbi 
vprašalnika. 
Literatura:      
1. Wadell, G. The back pain revolution. Edinburgh: Churchill 
Livingstone; 2004.
2. Sullivan MJ, Thorn B, Haythornthwaite JA, Keefe F, 
Martin M, Bradley LA, et al. Theoretical perspectives on 
the relation between catastrophizing and pain. Clin J Pain. 
2001;17(1):52-64. 
3. Quartana PJ, Campbell CM, Edwards RR. Pain catastrophizing: 
a critical review. Expert Rev Neurother. 2009;9(5):745-58. 
4. Keefe FJ, Brown GK, Wallsto, KA, Caldwell DS. Coping with 
rheumatoid arthritis pain: catastrophizing as a maladaptive 
strategy. Pain. 1989;37(1):51–6. 
5. Sullivan MJ, D‘Eon JL. Relation between catastrophizing 
and depression in chronic pain patients. J Abnorm Psychol. 
1990;99(3):260-3. 
6. Sullivan MJL, Bishop SR, Pivik J. The Pain Catastrophi-
zing Scale: development and validation. Psychol Assess. 
1995;7(4):524–32. 
7. Wertli MM, Eugster R, Held U, Steurer J, Kofmehl R, We-
iser S. Catastrophizing-a prognostic factor for outcome in 
patients with low back pain: a systematic review. Spine J. 
2014;14(11):2639-57. 
8. Wertli MM, Burgstaller JM, Weiser S, Steurer J, Kofmehl R, 
Held U. Influence of catastrophizing on treatment outcome in 
patients with nonspecific low back pain: a systematic review. 
Spine (Phila Pa 1976). 2014;39(3):263-73. 
9. Sullivan M. The Pain Catastrophizing Scale: user manual. 
Montreal: McGill University; 2009. Dostopno na: https://
aci.health.nsw.gov.au/__data/assets/pdf_file/0004/257422/
McGill-Pain-catastrophizing-scale-manual.pdf (citirano 14. 
12. 2023).
10. Spinhoven P, Ter Kuile M, Kole-Snijders AM, Hutten 
Mansfeld M, Den Ouden DJ, Vlaeyen JW. Catastrophizing 
and internal pain control as mediators of outcome in the 
multidisciplinary treatment of chronic low back pain. Eur J 
Pain. 2004;8(3):211-9. 
11. Jensen MP, Turner JA, Romano JM. Changes in beliefs, 
catastrophizing, and coping are associated with improvement 
in multidisciplinary pain treatment. J Consult Clin Psychol. 
2001;69(4):655-62. 
12. Smeets RJ, Vlaeyen JW, Kester AD, Knottnerus JA. Reduction 
of pain catastrophizing mediates the outcome of both physical 
and cognitive-behavioral treatment in chronic low back pain. 
J Pain. 2006;7(4):261-71. 
13. Meyer K, Sprott H, Mannion AF. Cross-cultural adaptation, 
reliability, and validity of the German version of the Pain 
Catastrophizing Scale. J Psychosom Res. 2008;64(5):469-78. 
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
56
14. Cho S, Kim HY, Lee JH. Validation of the Korean version 
of the Pain Catastrophizing Scale in patients with chronic 
non-cancer pain. Qual Life Res. 2013;22(7):1767-72. 
15. Osman A, Barrios FX, Kopper BA, Hauptmann W, Jones J, 
O‘Neill E. Factor structure, reliability, and validity of the Pain 
Catastrophizing Scale. J Behav Med. 1997;20(6):589-605. 
16. Osman A, Barrios FX, Gutierrez PM, Kopper BA, Merrifield 
T, Grittmann L. The Pain Catastrophizing Scale: further 
psychometric evaluation with adult samples. J Behav Med. 
2000;23(4):351-65. 
17. Ikemoto T, Hayashi K, Shiro Y, Arai YC, Marcuzzi A, Costa 
D, et al. A systematic review of cross-cultural validation of the 
pain catastrophizing scale. Eur J Pain. 2020;24(7):1228-41. 
18. Conway M, DiFazio R, Bonneville E. Sex, roles, and response 
styles for negative affect: Selectivity in a free recall task. Sex 
Roles. 1991;25:687-700.
19. Endler NS, Parker JDA. Assessment of multidimensional 
coping: task, emotional, and avoidance strategies. Psychol 
Assess. 1994;6:50-60.
20. Nolen-Hoeksema S. Sex differences in unipolar depression: 
evidence and theory. Psychol Bull. 1987;101(2):259-82. 
21. Jensen I, Nygren A, Gamberale F, Goldie I, Westerholm P. 
Coping with long-term musculoskeletal pain and its consequ-
ences: is gender a factor? Pain. 1994;57(2):167-72. 
22. Herman G. “Catastrophizing”: a form of pain shaming. Pain 
Foundation; 2020. Dostopno na: https://uspainfoundation.
org/blog/catastrophizing-a-form-of-pain-shaming/ (citirano 
31. 3. 2023).
23. Webster F, Connoy L, Longo R, Ahuja D, Amtmann D, Ander-
son A, et al. Patient responses to the term pain catastrophizing: 
thematic analysis of cross-sectional international data. J Pain. 
2023;24(2):356-67. 
24. Waugh OC, Byrne DG, Nicholas MK. Internalized stigma in 
people living with chronic pain. J Pain. 2014;15(5):550.e1-10. 
Brečko, Bolle, Pavlin, Zupančič / Rehabilitacija - letnik XXIII, št. 1 (2024)
57