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L. Moroni1, C. Sguazzin2, L. Filipponi3, G. Bruletti4, S. Callegari5, E. Galante6, I. Giorgi7, G. Majani5, G. Bertolotti1
Caregiver Need Assessment: uno strumento di analisi
dei bisogni del caregiver
Servizi di Psicologia Fondazione Salvatore Maugeri IRCCS, Istituti Scientifici di 1Tradate, 2Pavia sede di Via Boezio, 7Pavia sede di Via Maugeri, 4
Lumezzane, 5Montescano, 6Castel Goffredo
3Dipartimento di Psicologia Generale, Università di Padova
Introduzione
È noto che il caregiver, cioè colui che presta assisten-
za ad un proprio caro in virtù di un legame affettivo e/o
familiare, può risentire negativamente dell’impatto pro-
vocato dalla malattia invalidante del familiare sulla pro-
pria qualità della vita e sul benessere psicologico (1, 2,
3). Il caregiver è una figura assistenziale in crescita nei
paesi industrializzati a causa dell’allungamento della vi-
ta, dell’incremento della popolazione anziana e della ri-
duzione di mortalità grazie al miglioramento della dia-
gnostica preventiva, delle cure e l’aumento delle patolo-
gie croniche invalidanti. Nell’identificare il caregiver
non si tiene conto se coabiti con la persona malata, o del-
l’intensità, del tipo, della durata dell’assistenza, in quan-
to questi elementi possono variare nel tempo a seconda
delle necessità dell’assistito.
L’attività dei caregiver è oggetto di attenzione dagli an-
ni ‘60 (4). Inizialmente orientata al riconoscimento dei bi-
sogni di caregiver di soggetti con problemi cognitivi do-
vuti a malattia mentale, psichiatrica e a difficoltà di svi-
luppo (5), si è estesa all’osservazione dei bisogni delle fa-
miglie con soggetti affetti da esiti di patologie neurologi-
RIASSUNTO. Numerosi studi hanno indagato l’importanza
dell’attività assistenziale svolta dai caregiver e gli effetti
sulla qualità di vita e sul benessere psicofisico generati
dall’essere costantemente a contatto con la malattia
invalidante di un proprio familiare o amico.
SCOPO: Il presente studio si prefigge lo scopo di dimostrare
la validità psicometrica del questionario Caregiver Needs
Assessment (CNA), costruito per indagare i bisogni relativi
all’assistenza percepiti dal caregiver di un paziente con elevata
disabilità, specie nei primi momenti di assunzione del ruolo.
METODO: Il CNA è stato somministrato a 226 familiari
caregiver (24.3% maschi) di 197 pazienti (50.8% maschi)
ricoverati in reparti di riabilitazione neuromotoria per esiti
di ictus, trauma cranico, SLA, Parkinson o altre patologie
gravemente invalidanti.
RISULTATI: Il gruppo di soggetti arruolato è eterogeneo
e di numerosità adeguata (KMO = 0.83). Le analisi fattoriali
esplorativa e confermativa, condotte su una suddivisione
random del campione in due sottogruppi, evidenziano
la presenza di due fattori dotati di buona coerenza interna:
il fattore “bisogni di supporto emotivo e sociale” (α= 0.765)
e il fattore “bisogni di informazione e comunicazione”
(α= 0.742). I modelli di equazioni strutturali confermano la
bontà della soluzione bi-fattoriale (RMSEA = 0.073; SRMR =
0.1; CFI = 0.96). Si osserva una correlazione positiva (p < 0.01)
tra il fattore “bisogni di supporto emotivo e sociale” del CNA e
altri questionari per la misura del benessere psicologico, e tra
il fattore “bisogni di informazione e comunicazione” e il fattore
“bisogni di conoscenza circa la malattia” del Family Strain
Questionnaire. Si osserva infine una buona correlazione test-
retest di entrambi i fattori del CNA (r =0.942 e r= 0.965).
CONCLUSIONI: Il CNA risulta dotato di buone qualità
psicometriche. Per la sua brevità e semplicità riteniamo possa
essere uno strumento pratico per identificare il bisogno di
supporto del caregiver e personalizzare l’eventuale intervento
psicologico, oltre che per effettuare una valutazione di outcome.
Parole chiave: caregiver, bisogni, assessment.
ABSTRACT. CAREGIVER NEED ASSESSMENT: AQUESTIONNAIRE FOR
CAREGIVER DEMAND. Many studies have focused on the importance
of the informal care provided by caregivers and on its impact
in terms of worsening quality of life and increased burden.
The aim of the present study is to analyze the psychometric
validity and reliability of the Caregiver Needs Assessment (CNA)
questionnaire, which has been built to investigate the needs
(related to assistance) perceived by caregivers of severely
impaired patients, particularly in the first stages of their illness.
METHODS: The CNA was administered to 226 family caregivers
(24.3% males) of 197 patients (50.8% males) hospitalized
for neuromotor rehabilitation after a stroke, head injury,
Lateral Amyotrophic Sclerosis, Parkinson or other severely
impairing diseases.
RESULTS: The instrument was tested on a large sample (KMO =
0.83) of heterogeneous caregivers. Explorative and confirmatory
factor analysis, performed on a two subgroup random subdivision
of the sample, showed the presence of two factors with good
internal consistency: the factor “needs of emotional and social
support” (
α
= 0.765) and the factor “needs of information and
communication” (
α
= 0.742). The structural equation modeling
confirms the goodness of fit of the 2-factor structure (RMSEA =
0.073; SRMR = 0.1; CFI = 0.96). We observed a positive
correlation (p < 0.01) between the factor “needs of emotional
and social support” of the CNA and other questionnaires aimed
at assessing psychological wellbeing, and between the factor
“needs of information and communication” and the factor
“needs for knowledge about the disease” of the Family Strain
Questionnaire, showing good convergent validity. We also
observed high Pearson correlation coefficients (0.942 and 0.965)
between test-retest measurements of both factors in the CNA.
CONCLUSION: The statistical analysis confirms the good
psychometric properties of the CNA questionnaire. For its brevity
and ease in compilation the CNA is promising practical tool aimed
at assessing caregivers’ needs in order to personalize a programme
of psychological support, to measure it’s outcome and to provide
comparison of the different needs in different diseases.
Key words: caregiver, needs, assessment.
Giornale Italiano di Medicina del Lavoro ed Ergonomia Supplemento B, Psicologia
©PI-ME, Pavia 2008 2008; Vol. 30, N. 3: B84-B90
http://gimle.fsm.it ISSN 0391-9889
G Ital Med Lav Erg 2008; 30:3, Suppl B, Psicol
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che acute (stroke, TC) e con patologie croniche progressi-
ve (Alzheimer, Parkinson, SLA, SM) e negli anni ‘80 an-
che all’ambito gerontologico ed oncologico.
In Italia per la valutazione del sovraccarico emotivo e
fisico esperito dal caregiver, il “burden”, sono stati co-
struiti il Family Strain Questionare (FSQ) (6, 7) e il Disea-
se Impact On Caregiver (DIOC) (8), finalizzati rispettiva-
mente ad esaminare le problematiche caregiving-correlate,
indipendentemente dalla patologia ma relative a soggetti
adulti, e a rilevare l’impatto di diverse patologie croniche
del paziente sulla qualità di vita del caregiver.
Il presente studio si prefigge lo scopo di dimostrare la
validità psicometrica del questionario Caregiver Needs As-
sessment (CNA: 9), costruito per indagare quanto alcuni
bisogni siano percepiti dal caregiver di un paziente con
elevata disabilità, sia esso un adulto o un bambino, specie
nei primi momenti di assunzione del ruolo e di avvalorare
l’esperienza pilota fornita da Moroni et al (10) in cui risul-
ta che il questionario mostra sensibilità al cambiamento.
Materiali e metodi
Il questionario CNA è stato costruito in diverse fasi,
così riassumibili (9): esame della letteratura, definizione
delle aree di rilievo per la valutazione dei bisogni, stesura
di un set iniziale di item, impiego di focus group fra ope-
ratori e caregiver allo scopo di discutere l’elenco di item
ed integrarlo con l’esperienza di caregiver con età, livello
socio-culturale e tempi di assistenza diversi, riformulazio-
ne di alcuni item seguendo le indicazioni desunte da tali
focus group. IL CNA così risulta quindi composto da 17
item che fanno riferimento a bisogni emozionali (item 11,
16), fisico-funzionali (item 2, 4), cognitivo/comportamen-
tali (item 1, 3, 5, 10), relazionali (item 8, 9, 12, 13, 14), so-
ciali/organizzativi (item 6, 7, 15), spirituali (item 17). Per
ogni item è prevista una scala Likert con codifica da 0 a 3:
per nulla, poco, abbastanza, molto. Il punteggio totale va-
ria da 0 a 51, dove il punteggio più alto indica la presenza
di una maggiore intensità di bisogni espressi.
Nel presente lavoro si è proceduto alla somministra-
zione del questionario ad un gruppo di caregiver di sog-
getti ricoverati nei reparti di riabilitazione neuromotoria
dei centri della Fondazione Maugeri di Tradate, Pavia (se-
de di via Boezio e sede di via Maugeri), Lumezzane, Mon-
tescano e Castel Goffredo. Il CNA è stato somministrato
per autocompilazione con la guida di personale esperto dei
servizi di Psicologia.
Per la verifica della validità convergente del questiona-
rio in esame, sono stati somministrati ad un gruppo di ca-
regiver anche la Scheda AD-R, che si compone di una ver-
sione ridotta del Questionario Depressione (11, 12) e dello
STAI-X3 per la valutazione dell’ansia (13), e il Family
Strain Questionnaire (FSQ: 6, 7) per una valutazione più
ampia delle problematiche caregiving-correlate. I due que-
stionari sono stati anch’essi autosomministrati con super-
visione dello stesso psicologo che ha introdotto il caregi-
ver alla compilazione del CNA. Infine la verifica della va-
riabilità test-retest è stata effettuata somministrando nuo-
vamente il CNA ad una distanza temporale inferiore alle
48 ore, sempre con supervisione dello stesso psicologo che
ha curato la prima compilazione.
Analisi statistiche
Per effettuare buona parte delle analisi statistiche è sta-
to utilizzato il software SPSS 11.0 (14). La descrizione del
campione e dei punteggi ottenuti ai diversi item del que-
stionario CNA è stata effettuata mediante frequenze, per-
centuali, medie e deviazioni standard. Per l’analisi fatto-
riale è stata condotta una suddivisione randomizzata del
campione in due gruppi di simile numerosità: un gruppo di
soggetti è stato utilizzato per l’analisi fattoriale esplorati-
va, il secondo gruppo per l’analisi fattoriale confermativa.
Nell’analisi fattoriale esplorativa è stata utilizzata la matri-
ce delle correlazioni come matrice di partenza, il metodo
di estrazione per componenti principali e il metodo di ro-
tazione degli assi Varimax, con normalizzazione di Kaiser.
È stata quindi calcolata la misura di Keiser Meyer Olkin
(KMO) per valutare l’adeguatezza campionaria.
Per verificare la coerenza tra gli item e i fattori estratti
mediante questa prima analisi fattoriale, è stata condotta
una statistica di affidabilità, utilizzando il coefficiente alfa
di Cronbach.
Per verificare ulteriormente la bontà della soluzione
fattoriale è stata condotta un’analisi fattoriale confermati-
va (CFA) mediante il software LISREL 8.72 (15), al fine
di verificare la presenza delle variabili latenti, emerse dal-
l’analisi fattoriale esplorativa, attraverso i Modelli di equa-
zioni strutturali, introdotti da Jöreskog (16). Il modello
rappresenta infatti una serie di ipotesi relative al modo in
cui le variabili oggetto di indagine sono generate e rela-
zionate.
È stata calcolata la matrice covarianza asintotica al fi-
ne di ottenere stime dei parametri più robuste (15). Le sti-
me dei parametri del modello di misura sono state ottenu-
te tramite il metodo della massima verosomiglianza e cal-
colate nella forma della soluzione completamente standar-
dizzata. Tramite questa metodologia statistica è possibile
valutare la “bontà di adattamento” (goodness of fit-stati-
stics index) delle stime dei parametri tra il modello ipotiz-
zato e i dati osservati del campione, cioè l’accuratezza con
cui il modello è in grado di riprodurre i dati osservati. Per
verificare questa caratteristica sono state utilizzate diffe-
renti misure, come indicate da Schermelleh-Engel, Moo-
sbrugger e Müller (17), tra cui: la statistica Chi-quadro
(χ2) comparata con il valore numero di gradi di libertà, lo
Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) e il
Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), il
Goodness of Fit Index (GFI), il Non Normed Fit Index
(NNFI) e il Comparative Fit Index (CFI). Gli indici GFI,
CFI, NNFI sono indici che variano tra 0 e 1. Il Modello
viene considerato migliore quanto più il valore si avvicina
ad uno, con indici ottimali >0.97 e accettabili >0.95.
SRMR è considerato ottimale quando il valore è < 0.05 e
accettabile quando è <0.10; RMSEA mostra un adatta-
mento ottimale quando riporta un valore <0.05 e accetta-
bile <0.08 (17, 18).
Per la verifica della validità convergente, i punteggi ot-
tenuti ai questionari AD-R e al Family Strain Questionna-
rie sono stati confrontanti con i punteggi ottenuti al CNA,
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secondo la suddivisione fattoriale emersa, utilizzando il
coefficiente r di Pearson. La stessa statistica è stata utiliz-
zata per confrontare i punteggi ottenuti al CNA dal cam-
pione utilizzato per il test-restest.
Risultati
Descrizione del campione
Il CNA è stato somministrato a 226 familiari caregiver
(55 maschi e 171 femmine) di 197 pazienti (100 maschi e
97 femmine) ricoverati nei reparti di riabilitazione neuro-
motoria degli istituti lombardi della Fondazione Salvatore
Maugeri.
I caregiver sono di età compresa tra 21 e 85 anni, il
campione comprende infatti coniugi (46%), figli (42%) e
altri parenti stretti (12%); vi è un’equa distribuzione tra la-
voratori (43.8%) e non lavoratori (56.2%) e tra i diversi
gradi di istruzione. Le caratteristiche socioanagrafiche dei
caregiver sono specificate in Tabella I.
I pazienti assistiti hanno anch’essi età molto varia,
compresa tra 23 e 89 anni, e sono affetti principalmente da
ictus (59.4%) o da altre patologie (40.6%) fortemente di-
sabilitanti quali SLA, sclerosi multipla, morbo di Parkin-
son, trauma cranico, rottura di aneurisma cerebrale. Il
73.6% dei pazienti ha una lesione cerebrale e il 56,3% è in
una fase patologica post-acuta. Le caratteristiche dei pa-
zienti sono specificate in Tabella II.
Le risposte ottenute al questionario CNA in questo cam-
pione eterogeneo di caregiver evidenziano la presenza di
diversi bisogni molto sentiti quali, in ordine di frequenza
decrescente: il bisogno di essere informato/a dai medici e
dal personale sanitario su quanto si sta facendo e si farà per
la cura del proprio familiare (item 1: 66.8% di risposte
“molto”), il bisogno di collaborare ed essere coinvolto in
decisioni e scelte che riguardano il proprio familiare (item
10: 66.4% di risposte “molto”), il bisogno di conoscere
quali problemi potrebbero eventualmente presentarsi nel
corso della malattia (item 5: 62.8% di risposte “molto”), il
bisogno di comunicare in modo soddisfacente con gli ope-
Tabella I. Frequenze, medie e deviazioni standard delle caratteristiche dei caregiver
Tabella II. Frequenze, medie e deviazioni standard delle caratteristiche dei pazienti
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ratori dell’équipe curante (item 12: 57.5% di risposte “mol-
to”), il bisogno di essere messo in grado di affrontare i com-
piti assistenziali che la malattia del proprio familiare com-
porta (item 2: 54.4% di risposte “molto”), il bisogno di po-
ter facilmente contattare il personale dell’équipe di cura
(item 7: 50.9% di risposte “molto”) e il bisogno di poter
avere informazioni sui servizi socio-sanitari presenti sul
territorio (item 15: 50.4% di risposte “molto”). Vi sono poi
alcuni bisogni che sono poco sentiti dal campione, in quan-
to ottengono più del 50% di risposte “per nulla” o “poco”,
quali in ordine di frequenza decrescente: il bisogno di rice-
vere un supporto spirituale (item 17: 62.4% di risposte “per
nulla” o “poco”), il bisogno di confrontarsi con i familiari
di altri pazienti con la stessa malattia del proprio assistito
(item 13: 54.9% di risposte “per nulla” o “poco”) e il biso-
gno di riservatezza nella comunicazione con l’équipe cu-
rante (item 14: 50.9% di risposte “per nulla” o “poco”).
Analisi fattoriale degli item del CNA
Prima di procedere all’analisi fattoriale degli item che
compongono il questionario CNA il campione è stato divi-
so, mediante una procedura randomizzata, in due sotto-
gruppi, rispettivamente di 114 e 112 soggetti. Il sottogrup-
po costituito da 114 soggetti è stato utilizzato per condur-
re un’analisi fattoriale esplorativa, mediante metodo di
estrazione per componenti principali. La misura di ade-
guatezza campionaria KMO (Keiser Meyer Olkin) pari a
0,83 indica che la soluzione fattoriale è coerente con i da-
ti a nostra disposizione. L’analisi fattoriale esplorativa co-
sì condotta fa emergere due componenti, che hanno un au-
tovalore più significativo (rispettivamente pari a 8.016 e
1.394); la percentuale di varianza spiegata da questi primi
due fattori è poco più del 50%. Questo risultato viene an-
che confermato graficamente dallo scree test (Figura 1).
In Tabella III sono riportati i coefficienti di saturazione
ordinati tra gli item e i fattori, come emergono dalla matri-
ce dei componenti ruotata, utilizzando il metodo di rota-
zione degli assi Varimax con normalizzazione di Kaiser.
Figura 1. Grafico decrescente degli autovalori emersi dall’analisi fattoriale esplorativa effettuata sui 17 item del CNA
Tabella III. Coefficienti di saturazione tra gli item e i fattori.
Gli item del CNA sono indicati in tabella secondo il numero
progressivo che hanno nel questionario (9)
Componente
12
CNA16 .716
CNA8 .662
CNA13 .635
CNA9 .579
CNA15 .576
CNA4 .550
CNA6 .532
CNA11 .482
CNA17 .358
CNA7 .861
CNA12 .767
CNA2 .711
CNA1 .654
CNA5 .496
CNA3 .475
CNA10 .435
CNA14 .257
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Il fattore 1, che prenderà il nome di bisogni di suppor-
to emotivo e sociale, risulta costituito, in ordine di satura-
zione decrescente, dai bisogni di avere supporto psicologi-
co (item 16), di essere preparato ad affrontare eventuali
cambiamenti nella propria famiglia (item 8), di confron-
tarsi con i familiari di altri pazienti con la stessa malattia
(item 13), di essere capito e sostenuto dalle persone vicine
(item 9), di poter avere informazioni sui servizi socio-sa-
nitari presenti sul territorio (item 15), di avere accanto una
persona che aiuti nell’assistenza al proprio familiare am-
malato (item 4), di sapere a chi rivolgersi in caso di diffi-
coltà economiche determinate dalla malattia del proprio
familiare (item 6), di ricevere rassicurazioni (item 11) e di
ricevere supporto spirituale (item 17).
Il fattore 2, che prenderà il nome di bisogni di infor-
mazione e comunicazione, risulta costituito, in ordine di
saturazione decrescente, dai bisogni di poter facilmente
contattare il personale dell’équipe di cura (item 7), di co-
municare in modo soddisfacente con gli operatori dell’é-
quipe curante (item 12), di essere messo in grado di af-
frontare i compiti assistenziali che la malattia del proprio
familiare comporta (item 2), di essere infor-
mato dai medici e dal personale sanitario su
quanto si sta facendo e si farà per la cura del
proprio familiare ammalato (item 1), di cono-
scere quali problemi potrebbero eventualmen-
te presentarsi nel corso della malattia (item 5),
di imparare ad affrontare bene eventuali com-
portamenti problematici del proprio familiare
ammalato (item 3), di collaborare ed essere
coinvolto nelle decisioni e scelte che riguar-
dano il proprio familiare (item 10) e dal biso-
gno di riservatezza nella comunicazione con
l’équipe curante (item 14).
I fattori così composti mostrano di avere
buona coerenza interna, in quanto si ottiene
un’alfa di Cronbach pari a 0.765 per il fatto-
re “bisogni di supporto emotivo e sociale”, e
pari a 0.742 per il fattore “bisogni di infor-
mazione e comunicazione”; tali valori indica-
no una scala adeguata per un utilizzo clinico
(19). Per verificare ulteriormente la bontà
della soluzione bi-fattoriale è stata quindi ef-
fettuata un’analisi fattoriale confermativa uti-
lizzando le risposte al questionario CNA for-
nite dai 112 soggetti del secondo campione.
In Tabella IV sono riportati i principali indici
di bontà del modello rispetto ai dati del cam-
pione, in accordo con quanto indicato da
Schermelleh-Engel e coll. (17).
In Figura 2 sono riportati i coefficienti
strutturali completamente standardizzati del
modello a due fattori del questionario CNA e
gli errori relativi a ciascun item per i soggetti
del campione. Relativamente al campione di
soggetti considerato, i valori dei coefficienti
strutturali completamente standardizzati oscil-
lano da un valore minimo di 0.25 a un massi-
mo di 0.91. In definitiva, le analisi effettuate
confermano la bontà del modello bi-fattoriale.
Tabella IV. Indici di bontà di adattamento del modello bi-
fattoriale dei 17 item del CNA rispetto ai dati del
campione. Sono indicati in tabella il valore del Chi
Quadrato (
χ
2), il Root Mean Square Error of Approximation
(RMSEA), lo Standardized Root Mean Square Residual
(SRMR) e il Comparative Fit Index (CFI)
Soggetti
(n = 112)
Gdl (Gradi di libertà) 118
χ2410.13
p value < 0.05
χ2/ Gdl 3.47
RMSEA 0.073
p value for test of close fit 1.00
SRMR 0.1
CFI 0.96
Figura 2. Path Diagram con coefficienti strutturali standardizzati, effettuato
sul campione con i 17 item del CNA. Gli item del CNA sono indicati nei
riquadri secondo il numero progressivo che hanno nel questionario (9).
Tutti i coefficienti strutturali rappresentati nel modello sono statisticamente
significativi per p<0.05
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Analisi della validità convergente
Per l’analisi della validità convergente, il questionario
CNA è stato somministrato insieme alla Scheda AD-R
(STAI-X3 e QD-R) e al Family Strain Questionnaire (FSQ)
a 82 caregiver, 21 maschi e 61 femmine. In Tabella V sono
riportati i valori del coefficiente r di Pearson per la verifi-
ca della correlazione tra i punteggi ottenuti ai due fattori
del CNA, così come emersi dall’analisi fattoriale, e i pun-
teggi ottenuti agli altri questionari considerati.
Si osserva una correlazione significativa (p < 0.01) tra
i bisogni emotivi (CNA fattore 1) e il punteggio di ansia
allo STAI-X3, il punteggio di depressione al QD-R, il so-
vraccarico emotivo (FSQ fattore 1), le difficoltà nel coin-
volgimento sociale (FSQ Fattore 2), il bisogno di cono-
scenze circa la malattia (FSQ Fattore 3) e i pensieri di
morte relativi all’assistito (FSQ Fattore 5). I bisogni di
informazione e comunicazione correlano significativa-
mente (p < 0.01), come ipotizzabile, unicamente con il bi-
sogno di conoscenze circa la malattia (FSQ Fattore 3). Si
osserva infine una correlazione positiva (p < 0.01) tra i
due fattori del CNA.
Analisi dell’affidabilità
Per la verifica dell’affidabilità, il CNA è stato sommi-
nistrato nuovamente ad un gruppo di 11 caregiver entro le
48 ore successive alla prima compilazione. Il coefficiente
r di Pearson tra i punteggi ottenuti alla prima e alla secon-
da somministrazione è pari a 0.942 per il fattore 1 “bisogni
di supporto emotivo e sociale” e 0.965 per il fattore 2 “bi-
sogni di informazione e comunicazione”. Tali valori indi-
cano la presenza di una forte correlazione, quindi la capa-
cità dello strumento di continuare a misurare nel tempo gli
stessi costrutti.
Conclusioni
Dalle analisi condotte risulta che lo strumento CNA
possiede buone capacità psicometriche in quanto: è stato
utilizzato un campione di caregiver di numerosità adegua-
ta ed eterogeneo per diverse caratteristiche, oltre che per la
patologia dell’assistito; la struttura interna del questionario
è stata analizzata mediante analisi fattoriale esplorativa e
confermativa utilizzando un’estrazione randomizzata; i
fattori emersi sono risultati dotati di coerenza interna ade-
guata per un utilizzo clinico (19), stabili nel tempo e cor-
relati adeguatamente ad altre misure psicometriche.
In particolare il questionario CNA risulta costituito da
due fattori: il primo racchiude i bisogni di supporto emoti-
vo e sociale, il secondo i bisogni di informazione e comu-
nicazione. La considerazione del punteggio bi-fattoriale
potrebbe risultare di maggiore utilità nella pratica clinica,
mentre per scopi di ricerca in questa fase ancora speri-
mentale del questionario è opportuno considerare anche il
punteggio totale.
I fattori così estratti risultano coerentemente in relazio-
ne con le altre valutazioni psicometriche considerate;
quando sono presenti elevati “bisogni di supporto emotivo
e sociale” si osservano elevati punteggi di ansia, depres-
sione, sovraccarico emotivo, difficoltà nel coinvolgimento
sociale, pensieri di morte. I bisogni di informazione e co-
municazione risultano invece correlati con i bisogni di co-
noscenze circa la malattia così come valutati dal fattore
specifico contenuto nel Family Strain Questionnaire. Que-
sti risultati mostrano inoltre come il questionario CNA for-
nisca informazioni diverse rispetto ai questionari che valu-
tano il burden del caregiver, in quanto va ad indagare la
quantità di bisogni percepiti relativi l’assistenza del pro-
Tabella V. Coefficienti di correlazione r di Pearson tra i punteggi ottenuti ai fattori del CNA, così come emersi
dalle analisi statistiche effettuate, e i punteggi ottenuti alla Scheda AD-R e al Family Strain Questionnaire (FSQ)
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prio familiare malato. Sarà la capacità di far fronte a tali
bisogni, sia da parte del caregiver che dell’équipe di cura
che determinerà poi la risposta psicologica del caregiver
all’evento.
Diventa quindi importante, quando occorre valutare
quale supporto offrire al caregiver, considerare non solo la
reazione psicologica, che potrebbe anche emergere in una
fase successiva all’assessment, ma anche la quantità e la
qualità dei bisogni percepiti, a cui può rispondere lo psico-
logo, nel caso in cui siano bisogni di ordine emotivo o re-
lazionale, oppure l’intera équipe se si tratta di bisogni di
informazione e comunicazione. Così costituito, lo stru-
mento CNA diventa anche un’importante fonte di infor-
mazione per favorire un lavoro multidisciplinare. Premes-
se le qualità metriche e cliniche qui dimostrate, il CNA po-
trà assumere importanza anche come indicatore di esito
(outcome) dell’iter riabilitativo per misurare l’eventuale ri-
duzione dei bisogni relativi all’assistenza percepiti dal fa-
miliare.
Bibliografia
1) McCullagh E, Bringstocke G, Donaldson N, Karla L. Determinants
of caregiving burden and quality of life in caregivers of stroke pa-
tients. Stroke 2005; 36: 2181-6.
2) Davey C, Wiles R, Ashburn A, Murphy C. Falling in Parkinson’s di-
sease: the impact on informal caregivers. Disabil Rehabil 2004;
26(23): 1360-6.
3) Mausbach BT, Aschbacher K, Patterson TL, von Känel R, Dimsdale
JE, Mills PJ, Ancoli-Israel S, Grant I. Effects of placement and be-
reavement on psychological well-being and cardiovascular risk in
Alzheimer’s caregivers: a longitudinal analysis. J Psychosom Res
2007; 62(4): 439-45.
4) Grad J, Saintbury P. Mental Illness and the Family. Lancet 1963; 1:
544-47.
5) Fromm-Reichman F. Notes on the development of treatment of schi-
zophrenics by psychoanalytic psychotherapy. Psychiatry 1948; 2:
263-273.
6) Rossi Ferrario S, Baiardi P, Zotti AM. Update on the family strain
questionnaire: a tool for the general screening of caregiving-related
problems. Qual Life Res. 2004; 13: 1425-34.
7) Rossi Ferrario S, Baiardi P, Zotti AM. Assessment of problems asso-
ciated with caregiving: the family strain questionnaire. G Ital Med
Lav Ergon. 2001; 23: 25-9.
8) Tiozzo M, Giardini A, Majani, Pierobon A, Callegari S, Baiardini I, Ca-
nonica W, La Grutta S. Presentazione del Disease Impact On Caregiver
(DIOC): un nuovo questionario per la rilevazione del disagio del care-
giver. Psicoterapia Cognitiva e Comportamentale 2002; 8: 233-246.
9) Sguazzin C, Baiardi P, Bertolotti G, Bruletti G, Callegari S, Galante E,
Giorgi I, Majani G. Caregiver and care: dalla valutazione dei bisogni al-
l’alleanza nel percorso di cura. G Ital Med Lav Ergon. 2007; 29: 118-22.
10) Moroni L, Colangelo M, Gallì M, Bertolotti G, “Vorrei regalargli la
mia vita”: risultati di un progetto di supporto psicologico ai caregi-
ver di pazienti in riabilitazione neuromotoria G Ital Med Lav Ergon.
2007; 29(3 Suppl B): B5-17.
11)Vidotto G, Burro R, Filipponi L, Moroni L, Bettinardi O, Balestroni
GL, Bruletti G, Giorgi I, Bertolotti G. Arevised short version of the
Depression Questionnaire (QD/R). Inviato per stampa 2008.
12) Moroni L, Bettinardi O, Vidotto G, Balestroni G, Bruletti G, Giorgi
I, Bertolotti G, Scheda Ansia e Depressione forma ridotta: norme per
l’utilizzo in ambito riabilitativo. Monaldi Arch Chest Dis 2006;
66(4): 255-263.
13) Vidotto G, Bertolotti G. Una valutazione base dell’ansia di stato. La
versione ridotta dello STAI X-1. Bollettino di Psicologia Applicata
1991; 198: 33-40.
14) SPSS, Statistical Package for the Social Sciences 11.5. Chicago, IL,
USA, 2004.
15) Jöreskog KG, Sörbom D. LISREL 8: User’s Reference Guide. Chi-
cago: Scientific Software International, 1996.
16) Jöreskog KG. A general method for estimating a linear structural equa-
tion system. In: Goldberger A, Duncan O., eds. Structural Equation Mo-
dels in the Social Sciences. New York: Seminar Press, 1973: 85-112.
17) Schermelleh-Engel K, Moosbrugger H, Müller H. Evaluating the fit
of structural equation models: tests of significance and descriptive
goodness-of-fit measures. Methods of Psychological Research Onli-
ne 2003; 8: 23-74.
18) Hu L, Bentler PM. Cut off Criteria for Fit Indexes in Covariance
Structure Analysis: Conventional Criteria Versus New Alternatives.
Structural Equation Modeling 1999; 6: 1-55.
19) Bland JM, Altman DG. Statistic notes. Cronbach’s alpha. Brit Med J
1997; 314: 572.
Richiesta estratti: Cinzia Sguazzin Servizio di Psicologia Fondazione Salvatore Maugeri IRCCS, Pavia: csguazzin@fsm.it
