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Abstract

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.
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
http://gimle.fsm.it B85
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)
G Ital Med Lav Erg 2008; 30:3, Suppl B, Psicol
http://gimle.fsm.it
B90
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.
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Richiesta estratti: Cinzia Sguazzin Servizio di Psicologia Fondazione Salvatore Maugeri IRCCS, Pavia: csguazzin@fsm.it
... Many studies [6] have found that caregivers are subjects at risk for stress factors, defined burden, which favours the onset of mental and physical symptoms such as sleep disturbances, weakness/fatigue, gastrointestinal problems, headaches and disorders of blood pressure. Anxiety and depression are very common in caregivers, and represent, together with emotional distress caused by loneliness and reduced social activities, an important part of the caregiving burden [7,8]. ...
... The PG-12 can be administered with interview or self-compiled. & Caregiver Needs Assessment (CNA) [7] is composed of 17 items that refer to emotional, physical and functional, cognitive/behavioural, relational, social/organizational, and spiritual needs. ...
Article
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The aim of this study is to evaluate mood disorders and needs in caregivers of disorders of consciousness (DOC) patients during the admission to Neurorehabilitation Unit. A total of 80 caregivers was enrolled and divided in two groups (caregivers of vegetative state–VS patients and caregivers of minimally conscious state–MCS patients). Paired sample t tests were carried out to test differences between baseline observation (T0) and after 6 months (T1). Caregivers of VS patients showed an improvement between T0 and T1 especially, in vitality, mean health, Beck Depression Inventory (BDI-II), Spielberger State-Trait Anxiety Inventory-Y (STAI-Y), Prolonged Grief Disorder (PG 12) and Caregiver Needs Assessment (CNA). On the other hand, caregivers of MCS patients showed a significant improvement in: BDI II, STAI Y and CNA. These data confirmed that the presence of psychological problems, the quality of life and the psychological wellbeing of caregivers of DOC patients improved over the time.
... • Caregiver Needs Assessment (CNA) (Moroni et al., 2008): to assess caregiver perceived needs related to assistance; it consists of 17 items referring to emotional needs, functional needs, cognitive-behavioral aspects, relational aspects, social needs, and spiritual ones. Each item is scored on a 4-point Likert scale from 0 (no need) to 3 (much need), giving a maximum total score of 51; two component summaries can be calculated: information/communication needs and need for emotional and social support. ...
Article
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Objective The aim of this study was to test the feasibility of telepsychology support for patients with severe cardiorespiratory disease and their caregivers. A secondary objective was to explore pre-post relationships between patients' and caregivers' clinical measures. Methods A telehealth program incorporating telepsychology support, i.e., an “on-demand” phone service with a psychologist, was provided to consecutive cardiorespiratory patients at discharge from inpatient rehabilitation and to their caregivers. At the start and end of the 1-year program, participants were interviewed “face-to-face,” and their anxiety/depression level, patients' quality of life (MRF-28, SF-36, and MQOL), and caregivers' ( n = 18) family strain (FSQ) and needs (CNA) were assessed: we analyzed the correlations and evaluated customer satisfaction. Results Of 80 eligible individuals, 40 took part in this study: 22 patients (FVC = 39 ± 14%; EF = 39 ± 13%) and 18 caregivers. Eleven (28%, 6 patients and 5 caregivers) requested tele-psychological support, resulting in 51 consultations focused on anxiety, difficulty in patient management, worry about the patient's emotional state, and need for emotional support; 3 participants underwent a tailored psychotherapy program. All participants expressed high satisfaction with the service. At enrolment, anxiety was less evident in patients (73% men) than in caregivers, while depressive symptoms were more evident (6.5 ± 3.1), and correlated with MRF-28 and MQOL. Caregivers' (94% women) FSQ showed a “strongly recommended” need for support; at enrolment, high levels of anxiety/depression were correlated with high FSQ (for both, p < 0.05); depressive symptoms correlated negatively with age ( p = 0.025) and positively with emotional needs ( p = 0.025); anxiety was positively correlated with education level ( p = 0.048). At follow-up, patients' perception of support ( n = 13/22) tended to increase ( p = 0.089), while caregivers' strain ( n = 10/18) tended to decline (to within the “range of attention”). At enrolment, caregivers' anxiety/depression and strain correlated with patients' quality of life (for both; p < 0.05). At follow-up, caregivers' strain correlated with patients' quality of life ( p = 0.028) and cognitive performance ( p = 0.048). Conclusion Telepsychology support associated with a telehealth service is feasible and satisfying for both participants and psychological management. A suitable support program can benefit both patients and caregivers, particularly those at higher risk of depressive symptoms (younger caregivers) and anxiety (all caregivers).
... Informal caregivers' needs were measured by Moroni et al.'s Caregiver Need Assessment scale (76), aimed at assessing caregivers' needs related to assisting persons with a severe disability, particularly in the first stages of their condition. It is a twodimensional standardized 17-item scale, capturing two need domains: ICGs' need for emotional and social support (nine items, e.g. ...
Article
Objective This study examines the perceived needs, experience, and satisfaction of informal caregivers (ICGs) in in-hospital settings, related to their involvement in the design and delivery of services together with hospital staff, namely co-production. Design To obtain a picture of current ICG–staff relationship, a multicenter observational study was carried out. Participants were 75 ICGs recruited in five dedicated in-patient neurorehabilitation wards. Participants answered a self-report questionnaire tapping perceived information/communication needs, emotional/social needs, and their satisfaction; family-centered practices implemented by the staff (namely involving practices and cooperative communication); and ICGs’ satisfaction with the service. Results Need satisfaction related positively to staff practices aimed at involving IGCs in treatment and training, but not in decision-making. Involving practices concerning treatment also related positively to ICGs’ information/communication needs. In addition, the more the staff involved ICGs in decision-making and promoted cooperative communication regarding treatment, the more ICGs felt that their collaboration in the healthcare process was valuable. Finally, all involvement practices and cooperative communication were positively related to ICGs’ overall satisfaction with the service. Conclusion The results of the study help to identify gaps in meeting ICGs’ needs and to promote strategies to implement family participation toward co-production in in-hospital settings.
... The Health Literacy Scale assesses caregivers' skills and capacities in understanding and analysing information related to health decisions [23]; measured on a 5-point Likert scale. The Caregiver Need Assessment Scale explores the needs of family members caring for fragile and vulnerable people [24] in terms of six factors: emotional needs, physical-functional needs, cognitive-behavioural needs, relational needs, socialorganizational needs, and spiritual needs (along with a final overall value; measured on a 5-point Likert scale. ...
Article
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Background Family caregivers are key actors in the ageing society. They are mediators between practitioners and patients and usually provide also essential daily services for the elders. However, till now, few services have been deployed to help caregivers in their care tasks as in improving their mental health which can experience sever burden due to caregiving duties. The purpose of the study is to implement a community-based participatory research project to co-design an innovative organizational model of social services for family caregivers of elderly health consumers living in remote rural areas in Italy. Methods This is a community-based participatory research project in the remote area of Vallecamonica involving four main phases. These included a quantitative analysis of caregiver needs, a scoping review on existing services for caregivers, co-design workshops with local stakeholders and caregivers to create a novel service the piloting and a first implementation of the service and the assessment of project transferability to other contexts. Results As the hours dedicated to elder care increases, both objective and developmental caregiver’s burden significantly increases. Conversely, higher levels of engagement were associated with lower physical and emotional burden, and caregiver engagement was positively correlated with their perceived self-efficacy in managing disruptive patient behaviours. Based on these preliminary results, four co-design workshops with caregivers were conducted and led to the definition of the SOS caregivers service, built on four pillars structured upon the previous need analysis: a citizens’ management board, training courses, peer-to-peer meetings, and project and service information. We found that co-design is an effective means of creating new services for family caregivers, whose experiential knowledge proved to be a key resource for the project team in delivering and managing services. Less positively, the transferability analysis indicated that local municipalities remain reluctant to acknowledge caregivers’ pivotal role. Conclusions A dedicated support service for caregivers can ameliorate caregiving conditions and engagement levels. The service has resulted a successful co-productive initiative for a psycho-social intervention for family caregivers. For the future, we suggest that family caregiver should be considered an active partner in the process of designing novel psycho-social services and not just as recipients to enhance a better aging-in-place process.
... The Caregiver Need Assessment Scale explores the needs of family members caring for fragile and vulnerable people (22) in terms of six factors: emotional needs, physical-functional needs, cognitive-behavioural needs, relational needs, social-organizational needs, and spiritual needs (along with a nal overall value; measured on a 5-point Likert scale. ...
Preprint
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Background Family caregivers are key actors in the ageing society. They play a pivotal role in enabling the possibility of elders to age in place, so to live at home for as long as possible. They also are mediators between practitioners and patients and usually provide also essential daily services for the elders. However, till now, few services have been deployed to help caregivers in their care tasks as in improving their mental health which can experience sever burden due to caregiving duties. The purpose of the study is to implement a community-based participatory research project to co-design an innovative organizational model of social services for family caregivers of elderly citizens living in the remote rural area in Italy. Methods The project included a quantitative analysis of caregivers needs, a scoping review on existing services for caregivers, co-design workshops with local stakeholders and caregivers to create a new service the piloting and a first implementation of the service and the assessment of project transferability to other contexts. Results Family caregivers play a key role in the Western care system, but at expenses of experiencing negative psycho-social consequences. The actual support is largely insufficient to the meet the needs of service users. Caregivers expressed need to be better trained, informed and supported especially between peers. The service has been successful to co-produce a psycho-social intervention that has ameliorated already existing services, creating new support service for caregivers and increasing trust among users and providers. Conclusions A dedicated training or support service for caregivers can ameliorate caregiving conditions. The service SOS Caregivers has resulted a successful co-productive service for a psyho-social intervention on family caregivers. For the future, we suggest that they should be an active partner in the process of creating new psycho-social services and not just as recipients in order to enhance a better age in place process.
... Providing informal caregiving can lead to detrimental effects on emotional well-being and several physical and psychological diseases: caregiver-burden (Moroni et al., 2008;Adelman et al., 2014;Schilling, 2015) is a renowned condition related to longlasting and/or a high intensity of care that can lead a person to economic loss or social isolation and to higher risks of anxiety and depression, death, and illness than non-caregivers (Schulz and Scott, 1999;Honda et al., 2014). Recently, scholars have reported that informal caregiving can in fact lead to positive impacts on well-being, entailing benefits derived from reciprocity and responsibility, such as satisfaction and meaningfulness (Mortensen et al., 2017;Dich et al., 2019). ...
Article
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Background The double role of caregiver-employee (CE) defines those workers who simultaneously serve as an informal, unpaid care provider for sick, disabled, or elderly relatives, and it is a situation that is on the increase in most western countries. Providing informal caregiving can lead to detrimental effects on emotional well-being and several physical and psychological diseases (e.g., caregiver-burden). CEs can suffer double discomfort (at work and at home), but, first of all, they can be exposed to a high level of home-to-work conflict (HWI). In this study, we analyzed the CE phenomenon in a typical Italian public company, where the mean age of workers is particularly high.Methods An online questionnaire related to the perception of HWI, well-being, and discomfort at work (depression, emotional exhaustion, job engagement) in relation to the family load (none, parents with <12 children to care for, caregiver to other adults, or children and older adults to care for/old/children to care for employees) was answered by 1704 administrative workers.ResultsMore than 20% of our sample was included in the elder caregiver condition or in the double role or “sandwiched” condition with older adults and children to care for. The family load changed significantly between the different age groups: for workers aged between 55 and 64 years, the percentage was nearly 27%. CEs had higher levels of HWI and of personal and job discomfort and lower levels of engagement, when compared with non-CEs. Having “only” older adults to care for (the typical CE condition) was associated with having the most negative results.Conclusion This study confirms and underlines the increasing number of CEs in western organizations and their higher levels of HWI, work disengagement, emotional exhaustion, and depression. As the general population and workforce experience increased “graying,” and many more workers become CEs out of necessity, stable caregiver-friendly workplace policies (CFWPs) should be developed.
... ⛰ Caring for people with dementia pose pressure to caregivers up to the point that they might develop burnout (Calvarese & Lovati, 2014;Alzheimer Research UK, 2015) ⛰ 23% of caregivers develop depression and anxiety (Oliver, et. al, 2017) ⛰ In Italy 56,2% of caregivers is not employed (Moroni, 2008), althought 38% of them are still employable (Istat, 2010) €301 billion in Europe €20.472 each person with dementia (WHO, 2015) €37,6 billion in Italy (Alzheimer Italia, 2015) ( WHO, 2012WHO, , 2015 US $ 818 billion World Wide in 2015 + 35,43% dal 2010 ...
... The caregiver is a helpful figure whose numbers are growing in Western countries. The caregiver is becoming more common mainly due to the increase in the elderly population, the lengthening of life expectancy, and because of the decrease in mortality due to the improvement in the preventive diagnostics and to the quality of care provided (11). Besides their helpful role, the caregiver must face the gradual deterioration of their relationship and communication with the patient with dementia. ...
Article
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Background: The 38/2010 law has widened the supply of palliative care for patients with chronic and degenerative illness. Dementia is a chronic and debilitating illness and it requires specific, complex and constant assistance, involving the health professionals' community and family, and should also benefit from palliative care. But what do the caregivers of these patients think about it? Aim: To explore the point of view of caregivers accompanying dementia patients regarding palliative care and the accompaniment of the medical team. Method: A qualitative method with phenomenological approach: 29 semi-structured interviews have been submitted to caregivers of patients suffering from dementia. The interviews were submitted to analysis of thematic content. Result: In the majority of cases the caregiver is a member of the family and holds this position because of the affective relationship he/she shares with the patient. They too live the illness of the relative as if it were theirs. The caregiver doesn't know about palliative care or has only heard of it, but is resistant to the application of this care, especially when its correct meaning and use are explained. At the same time, the health professionals'' role is important when it comes to taking decisions: caregivers rely completely on the team's competence and on their judgement. Conclusion: A correct sharing of knowledge is fundamental. The healthcare professionals must be trained in palliative care in order to correctly inform caregivers and to avoid false beliefs about or resistance to the application of these useful pathways.
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Fokus des Mandats: das Förderprogramm «Entlastungsangebote für betreuende Angehörige 2017-2020» ergab, dass Angehörige erst spät ihre Rolle als Betreuende eines Familienmitglieds antizipieren. Ziel dieses Mandats war es, geeignete Instrumente zu recherchieren, die sich als Selbstassessment-Instrumente für betreuende Angehörige eignen und anschlussfähig an die Er- kenntnisse des Förderprogramms sind, um bedarfsgerechte Entlastungsangebote identifizieren und vermitteln zu können. Methodisches Vorgehen: Im Frühjahr 2020 wurde eine systematische Literatursuche in der Da- tenbank Pubmed, in der Suchmaschine Google Scholar sowie allgemein in Google (Sprachen: Dt., Fr. und It.) sowie in diversen App Stores durchgeführt. Wissenschaftliche Beiträge als auch graue Literatur (z. B. Internetseiten, Zeitungsartikel) wurden analysiert. Kernergebnisse: Zehn Instrumente konnten identifiziert werden, die als stark in Bezug auf das Mandat bewertet wurden. Die Instrumente enthalten die Aspekte Betreuungsaufgaben, -intensität und -aufwand, -belastungen sowie positive Auswirkungen der Betreuung und einen Summenscore. Die Analyse ergab, dass kein Instrument geeignet ist, um die im Förderprogramm identifizierten Arten von Betreuungsaufgaben zu erfassen. Die Instrumente eignen sich dennoch, um das Aus- mass der wahrgenommenen Belastung zu analysieren. Die Forderung, ein entsprechendes digita- les Instrument zu entwickeln, werden durch die Ergebnisse gestärkt.
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Executive Functions are goal-directed neurocognitive processes that allow the management of cognition and behavior. Executive Functions are essential to allow people to set goals, self-monitor, inhibit inappropriate responses, and generally engage in well-planned, flexible, future-oriented behavior. Metacognitive processes, in close alliance with executive functions, are viewed as integral components of awareness and emotional regulation. The influence of metacognition on planning, monitoring and mental flexibility has not been investigated. The aim of this pilot study was to examine the relationship between metacognition and executive functions in Amyotrophic Lateral Sclerosis patient's caregivers. Twenty-two caregivers were evaluated using the following instruments: Metacognition Questionnaire-30 and Wisconsin Card Sorting Test. Data analysis was performed using SPSS for Windows applying correlational analysis (Spearman’s Rho). We founded that total score of metacognition is positive correlated with number of perseverative errors made in Wisconsin (0.75 p
Article
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For structural equation models, a huge variety of fit indices has been developed. These indices, however, can point to conflicting conclusions about the extent to which a model actually matches the observed data. The present article provides some guide-lines that should help applied researchers to evaluate the adequacy of a given struc-tural equation model. First, as goodness-of-fit measures depend on the method used for parameter estimation, maximum likelihood (ML) and weighted least squares (WLS) methods are introduced in the context of structural equation modeling. Then, the most common goodness-of-fit indices are discussed and some recommendations for practitioners given. Finally, we generated an artificial data set according to a "true" model and analyzed two misspecified and two correctly specified models as examples of poor model fit, adequate fit, and good fit. In structural equation modeling (SEM), a model is said to fit the observed data to the extent that the model-implied covariance matrix is equivalent to the empirical co-variance matrix. Once a model has been specified and the empirical covariance matrix is given, a method has to be selected for parameter estimation. Different estimation meth-ods have different distributional assumptions and have different discrepancy functions to be minimized. When the estimation procedure has converged to a reasonable
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RIASSUNTO. Un ampio numero di pazienti ricoverati nei reparti di riabilitazione neuro-motoria sono supportati da caregiver. L'identificazione del carico psico-fisico conseguente all'assistenza o di specifici bisogni del caregiver può aiutare ad indirizzare l'intervento di supporto psicologico rivolto al caregiver stesso. È noto che ansietà e depressione possono essere presenti nel caregiver ed insieme a percezione di stress, di solitudine e di riduzione della attività sociali costituiscono un importante carico psicofisico del caregiver. Obiettivo del presente lavoro è presentare un progetto di supporto psicologico offerto ai caregiver di pazienti ricoverati in riabilitazione neuromotoria, principalmente affetti da ictus. È stata effettuata una valutazione psicometrica ad un gruppo di 50 caregiver, coniugi o figli, all'inizio e al termine del periodo riabilitativo. Sono stati utilizzati la Revised Anxiety and Depression Scale (RADS) per la valutazione dell'ansia e della depressione, il questionario Caregiver Need Assessment (CNA) per la valutazione dei bisogni relativi al proprio assistito e il Family Strain Questionnaire (FSQ) per una valutazione più ampia delle problematiche connesse all'assistenza. Il medico di reparto ha compilato la Functional Independence Measure (FIM) per la valutazione della disabilità del paziente. Si è osservata una riduzione significativa tra inizio e fine del periodo riabilitativo nei bisogni relativi all'assistenza del proprio familiare (p
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The Depression Questionnaire (QD) is an instrument designed to measure depression in an inpatient-rehabilitation setting. This study proposes a reduced version of the original 24-item QD, to make it better suited to the characteristics of patients in this setting. The study population consisted of 801 individuals admitted to cardiac rehabilitation (564 males and 237 females) who had validly completed the original version of the QD. Data were analyzed first through confirmatory factor analysis and then using logistic models. Factor analysis of QD-24 items form, confirmed the plausibility of the monofactorial solution, both for males and females. Factor analysis combined with clinical observation suggested the possibility of reducing the QD to 17 items. Two further items were eliminated through use of simple logistic models. We thus obtained a shortened 15-item version of the QD (QD-R) that maintains a good index of separation (0.80), that is, good capacity to discriminate between individuals with different levels of depression, and a good item-trait interaction (chi(2)153=165.37, P>0.05). A second confirmatory factor analysis applied to the 15-item monofactorial model confirmed the validity of this shortened version of the instrument. The QD-R scores significantly correlated with metres walked during the 6 minute walking test (r=-0.316; P<0.01). Combined use of confirmatory factor analysis and simple logistic models together with observations drawn from clinical experience constitutes a valid method for shortening a questionnaire while at the same time maintaining, if not improving, its psychometric properties. The QD-R, seems adequate to how much is required in rehabilitation to point out the outcome, in case of variation of depression, easily to fill in by the debilitated individual or elderly, mainly because some item excessively influenced by the pathology or the hospital context were removed.
Article
A general method for estimating the unknown coefficients in a set of linear structural equations is described. In its most general form the method allows for both errors in equations (residuals, disturbances) and errors in variables (errors of measurement, observational errors) and yields estimates of the residual variance-covariance matrix and the measurement error variances as well as estimates of the unknown coefficients in the structural equations, provided all these parameters are identified. Two special cases of this general method are discussed separately. One is when there are errors in equations but no errors in variables. The other is when there are errors in variables but no errors in equations. The methods are applied and illustrated using artificial, economic and psychological data.
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Article Many quantities of interest in medicine, such as anxiety or degree of handicap, are impossible to measure explicitly. Instead, we ask a series of questions and combine the answers into a single numerical value. Often this is done by simply adding a score from each answer. For example, the mini-HAQ is a measure of impairment developed for patients with cervical myelopathy.1 This has 10 items (table 1)) recording the degree of difficulty experienced in carrying out daily activities. Each item is scored from 1 (no difficulty) to 4 (can't do). The scores on the 10 items are summed to give the mini-HAQ score. View this table:View PopupView InlineTable 1 Mini-HAQ scale in 249 severely impaired subjects When items are used to form a scale they need to have internal consistency. The items should all measure the same thing, so they should be correlated with one another. A useful coefficient for assessing internal consistency is Cronbach's alpha.2 The formula is: [This figure is not available.] where k is the number of items, si2 is the variance of the ith item and sT2 is the variance of the total score formed by summing all the items. If the items are not simply added to make the score, but first multiplied by weighting coefficients, we multiply the item by its coefficient before calculating the variance si2. Clearly, we must have at least two items-that is k >1, or will be undefined. The coefficient works because the variance of the sum of a group of independent variables is the sum of their variances. If the variables are positively correlated, the variance of the sum will be increased. If the items making up the score are all identical and so perfectly correlated, all the si2 will be equal and sT2 = k2 si2, so that si2/sT2 = 1/k and = 1. On the other hand, if the items are all independent, then sT2 = si2 and = 0. Thus will be 1 if the items are all the same and 0 if none is related to another. For the mini-HAQ example, the standard deviations of each item and the total score are shown in the table. We have si2 = 11.16, sT2 = 77.44, and k = 10. Putting these into the equation, we have [This figure is not available.] which indicates a high degree of consistency. For scales which are used as research tools to compare groups, may be less than in the clinical situation, when the value of the scale for an individual is of interest. For comparing groups, values of 0.7 to 0.8 are regarded as satisfactory. For the clinical application, much higher values of are needed. The minimum is 0.90, and =0.95, as here, is desirable. In a recent example, McKinley et al devised a questionnaire to measure patient satisfaction with calls made by general practitioners out of hours.3 This included eight separate scores, which they interpreted as measuring constructs such as satisfaction with communication and management, satisfaction with doctor's attitude, etc. They quoted for each score, ranging from 0.61 to 0.88. They conclude that the questionnaire has satisfactory internal validity, as five of the eight scores had >0.7. In this issue Bosma et al report similar values, from 0.67 to 0.84, for assessments of three characteristics of the work environment.4 Cronbach's alpha has a direct interpretation. The items in our test are only some of the many possible items which could be used to make the total score. If we were to choose two random samples of k of these possible items, we would have two different scores each made up of k items. The expected correlation between these scores is . References1.↵Casey ATH, Crockard HA, Bland JM, Stevens J, Moskovich R, Ransford AO.Development of a functional scoring system for rheumatoid arthritis patients with cervical myelopathy Ann Rheum Dis (in press).2.↵Cronbach LJ.Coefficient alpha and the internal structure of tests.Psychometrika1951; 16:297–333.3.↵McKinley RK, Manku Scott T, Hastings AM, French DP, Baker R.Reliability and validity of a new measure of patient satisfaction with out of hours primary medical care in the United Kingdom: development of a patient questionnaire.BMJ1997; 314:193–8.OpenUrlFREE Full Text4.↵Bosma H, Marmot MG, Hemingway H, Nicholson AC, Brunner E, Stansfield SA.Low job control and risk of coronary heart disease in Whitehall II (prospective cohort) study.BMJ1997; 314:558–65.
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This article examines the adequacy of the “rules of thumb” conventional cutoff criteria and several new alternatives for various fit indexes used to evaluate model fit in practice. Using a 2‐index presentation strategy, which includes using the maximum likelihood (ML)‐based standardized root mean squared residual (SRMR) and supplementing it with either Tucker‐Lewis Index (TLI), Bollen's (1989) Fit Index (BL89), Relative Noncentrality Index (RNI), Comparative Fit Index (CFI), Gamma Hat, McDonald's Centrality Index (Mc), or root mean squared error of approximation (RMSEA), various combinations of cutoff values from selected ranges of cutoff criteria for the ML‐based SRMR and a given supplemental fit index were used to calculate rejection rates for various types of true‐population and misspecified models; that is, models with misspecified factor covariance(s) and models with misspecified factor loading(s). The results suggest that, for the ML method, a cutoff value close to .95 for TLI, BL89, CFI, RNI, and Gamma Hat; a cutoff value close to .90 for Mc; a cutoff value close to .08 for SRMR; and a cutoff value close to .06 for RMSEA are needed before we can conclude that there is a relatively good fit between the hypothesized model and the observed data. Furthermore, the 2‐index presentation strategy is required to reject reasonable proportions of various types of true‐population and misspecified models. Finally, using the proposed cutoff criteria, the ML‐based TLI, Mc, and RMSEA tend to overreject true‐population models at small sample size and thus are less preferable when sample size is small.
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Our study concerns a questionnaire for the evaluation of caregiving-related problems: the Family Strain Questionnaire. The questionnaire, which is composed by a structured interview and 47 dychotomous items, was administered to 409 caregivers of patients with different kinds of chronic diseases. Factorial analysis shows a structure of 5 factors named: emotional strain, social involvement, knowledge of the disease, family relationships and thoughts about death. The FSQ is sensible in discriminating different groups of caregivers. This paper presents the psychometric properties as well as the clinical advantages evidenced by the FSQ.