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 1 Tradate, 2 Pavia sede di Via Boezio, 7 Pavia sede di Via Maugeri, 4

Lumezzane, 5 Montescano, 6 Castel Goffredo3 Dipartimento 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/ofamiliare, 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 neipaesi 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 caregivernon 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 secondadelle 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’importanzadell’attività assistenziale svolta dai caregiver e gli effetti sulla qualità di vita e sul benessere psicofisico generatidall’essere costantemente a contatto con la malattiainvalidante di un proprio familiare o amico. SCOPO: Il presente studio si prefigge lo scopo di dimostrare la validità psicometrica del questionario Caregiver NeedsAssessment (CNA), costruito per indagare i bisogni relativiall’assistenza percepiti dal caregiver di un paziente con elevatadisabilità, specie nei primi momenti di assunzione del ruolo. METODO: Il CNA è stato somministrato a 226 familiaricaregiver (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 patologiegravemente invalidanti. RISULTATI: Il gruppo di soggetti arruolato è eterogeneo e di numerosità adeguata (KMO = 0.83). Le analisi fattorialiesplorativa e confermativa, condotte su una suddivisionerandom 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 labontà 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 ealtri questionari per la misura del benessere psicologico, e trail fattore “bisogni di informazione e comunicazione” e il fattore“bisogni di conoscenza circa la malattia” del Family StrainQuestionnaire. 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 qualitàpsicometriche. Per la sua brevità e semplicità riteniamo possaessere uno strumento pratico per identificare il bisogno disupporto del caregiver e personalizzare l’eventuale interventopsicologico, oltre che per effettuare una valutazione di outcome.

Parole chiave: caregiver, bisogni, assessment.

ABSTRACT. CAREGIVER NEED ASSESSMENT: A QUESTIONNAIRE FOR

CAREGIVER DEMAND. Many studies have focused on the importanceof 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 psychometricvalidity and reliability of the Caregiver Needs Assessment (CNA)questionnaire, which has been built to investigate the needs(related to assistance) perceived by caregivers of severelyimpaired 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 severelyimpairing diseases. RESULTS: The instrument was tested on a large sample (KMO =0.83) of heterogeneous caregivers. Explorative and confirmatoryfactor analysis, performed on a two subgroup random subdivisionof the sample, showed the presence of two factors with good

internal consistency: the factor “needs of emotional and socialsupport” (α = 0.765) and the factor “needs of information andcommunication” (α = 0.742). The structural equation modelingconfirms the goodness of fit of the 2-factor structure (RMSEA =0.073; SRMR = 0.1; CFI = 0.96). We observed a positivecorrelation (p < 0.01) between the factor “needs of emotional and social support” of the CNA and other questionnaires aimedat assessing psychological wellbeing, and between the factor“needs of information and communication” and the factor“needs for knowledge about the disease” of the Family StrainQuestionnaire, showing good convergent validity. We alsoobserved 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 goodpsychometric properties of the CNA questionnaire. For its brevityand ease in compilation the CNA is promising practical tool aimedat assessing caregivers’ needs in order to personalize a programmeof psychological support, to measure it’s outcome and to providecomparison 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-B90http://gimle.fsm.it ISSN 0391-9889

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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 efisico 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 soggettiadulti, e a rilevare l’impatto di diverse patologie cronichedel paziente sulla qualità di vita del caregiver.

Il presente studio si prefigge lo scopo di dimostrare lavalidità psicometrica del questionario Caregiver Needs As-sessment (CNA: 9), costruito per indagare quanto alcunibisogni siano percepiti dal caregiver di un paziente conelevata disabilità, sia esso un adulto o un bambino, specienei primi momenti di assunzione del ruolo e di avvalorarel’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, definizionedelle aree di rilievo per la valutazione dei bisogni, stesuradi un set iniziale di item, impiego di focus group fra ope-ratori e caregiver allo scopo di discutere l’elenco di itemed integrarlo con l’esperienza di caregiver con età, livellosocio-culturale e tempi di assistenza diversi, riformulazio-ne di alcuni item seguendo le indicazioni desunte da talifocus group. IL CNA così risulta quindi composto da 17item 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). Perogni 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 presenzadi 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 neuromotoriadei 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 somministratoper autocompilazione con la guida di personale esperto deiservizi 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 delloSTAI-X3 per la valutazione dell’ansia (13), e il FamilyStrain Questionnaire (FSQ: 6, 7) per una valutazione piùampia 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 cheha curato la prima compilazione.

Analisi statistichePer effettuare buona parte delle analisi statistiche è sta-

to utilizzato il software SPSS 11.0 (14). La descrizione delcampione 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 delcampione in due gruppi di simile numerosità: un gruppo disoggetti 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 metododi 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 estrattimediante questa prima analisi fattoriale, è stata condottauna statistica di affidabilità, utilizzando il coefficiente alfadi Cronbach.

Per verificare ulteriormente la bontà della soluzionefattoriale è stata condotta un’analisi fattoriale confermati-va (CFA) mediante il software LISREL 8.72 (15), al finedi verificare la presenza delle variabili latenti, emerse dal-l’analisi fattoriale esplorativa, attraverso i Modelli di equa-zioni strutturali, introdotti da Jöreskog (16). Il modellorappresenta infatti una serie di ipotesi relative al modo incui 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 possibilevalutare 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 concui il modello è in grado di riprodurre i dati osservati. Perverificare 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, loStandardized Root Mean Square Residual (SRMR) e ilRoot Mean Square Error of Approximation (RMSEA), ilGoodness 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 Modelloviene considerato migliore quanto più il valore si avvicinaad uno, con indici ottimali >0.97 e accettabili >0.95.SRMR è considerato ottimale quando il valore è < 0.05 eaccettabile 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 ilcoefficiente 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 campioneIl CNA è stato somministrato a 226 familiari caregiver

(55 maschi e 171 femmine) di 197 pazienti (100 maschi e97 femmine) ricoverati nei reparti di riabilitazione neuro-motoria degli istituti lombardi della Fondazione SalvatoreMaugeri.

I caregiver sono di età compresa tra 21 e 85 anni, ilcampione comprende infatti coniugi (46%), figli (42%) ealtri parenti stretti (12%); vi è un’equa distribuzione tra la-voratori (43.8%) e non lavoratori (56.2%) e tra i diversigradi di istruzione. Le caratteristiche socioanagrafiche deicaregiver sono specificate in Tabella I.

I pazienti assistiti hanno anch’essi età molto varia,compresa tra 23 e 89 anni, e sono affetti principalmente daictus (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. Il73.6% dei pazienti ha una lesione cerebrale e il 56,3% è inuna 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 didiversi bisogni molto sentiti quali, in ordine di frequenzadecrescente: il bisogno di essere informato/a dai medici edal personale sanitario su quanto si sta facendo e si farà perla cura del proprio familiare (item 1: 66.8% di risposte“molto”), il bisogno di collaborare ed essere coinvolto indecisioni e scelte che riguardano il proprio familiare (item10: 66.4% di risposte “molto”), il bisogno di conoscerequali problemi potrebbero eventualmente presentarsi nelcorso della malattia (item 5: 62.8% di risposte “molto”), ilbisogno 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 poteravere informazioni sui servizi socio-sanitari presenti sulterritorio (item 15: 50.4% di risposte “molto”). Vi sono poialcuni 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 “pernulla” o “poco”), il bisogno di confrontarsi con i familiaridi 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 CNAPrima 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 diestrazione per componenti principali. La misura di ade-guatezza campionaria KMO (Keiser Meyer Olkin) pari a0,83 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 e1.394); 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 saturazioneordinati 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

1 2

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 eventualicambiamenti 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 unapersona 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 propriofamiliare (item 6), di ricevere rassicurazioni (item 11) e diricevere supporto spirituale (item 17).

Il fattore 2, che prenderà il nome di bisogni di infor-mazione e comunicazione, risulta costituito, in ordine disaturazione decrescente, dai bisogni di poter facilmentecontattare 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 propriofamiliare comporta (item 2), di essere infor-mato dai medici e dal personale sanitario suquanto si sta facendo e si farà per la cura delproprio 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 familiareammalato (item 3), di collaborare ed esserecoinvolto nelle decisioni e scelte che riguar-dano il proprio familiare (item 10) e dal biso-gno di riservatezza nella comunicazione conl’équipe curante (item 14).

I fattori così composti mostrano di averebuona coerenza interna, in quanto si ottieneun’alfa di Cronbach pari a 0.765 per il fatto-re “bisogni di supporto emotivo e sociale”, epari 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 bontàdella 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 indicidi bontà del modello rispetto ai dati del cam-pione, in accordo con quanto indicato daSchermelleh-Engel e coll. (17).

In Figura 2 sono riportati i coefficientistrutturali completamente standardizzati delmodello a due fattori del questionario CNA egli errori relativi a ciascun item per i soggettidel campione. Relativamente al campione disoggetti considerato, i valori dei coefficientistrutturali completamente standardizzati oscil-lano da un valore minimo di 0.25 a un massi-mo di 0.91. In definitiva, le analisi effettuateconfermano 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 ChiQuadrato (χ2), 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

χ2 410.13

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, effettuatosul campione con i 17 item del CNA. Gli item del CNA sono indicati neiriquadri secondo il numero progressivo che hanno nel questionario (9).Tutti i coefficienti strutturali rappresentati nel modello sono statisticamentesignificativi per p<0.05

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Analisi della validità convergentePer 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 sonoriportati i valori del coefficiente r di Pearson per la verifi-ca della correlazione tra i punteggi ottenuti ai due fattoridel CNA, così come emersi dall’analisi fattoriale, e i pun-teggi ottenuti agli altri questionari considerati.

Si osserva una correlazione significativa (p < 0.01) trai bisogni emotivi (CNA fattore 1) e il punteggio di ansiaallo 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 dimorte relativi all’assistito (FSQ Fattore 5). I bisogni diinformazione e comunicazione correlano significativa-mente (p < 0.01), come ipotizzabile, unicamente con il bi-sogno di conoscenze circa la malattia (FSQ Fattore 3). Siosserva infine una correlazione positiva (p < 0.01) tra idue fattori del CNA.

Analisi dell’affidabilitàPer la verifica dell’affidabilità, il CNA è stato sommi-

nistrato nuovamente ad un gruppo di 11 caregiver entro le48 ore successive alla prima compilazione. Il coefficienter di Pearson tra i punteggi ottenuti alla prima e alla secon-da somministrazione è pari a 0.942 per il fattore 1 “bisognidi 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 glistessi costrutti.

Conclusioni

Dalle analisi condotte risulta che lo strumento CNApossiede buone capacità psicometriche in quanto: è statoutilizzato un campione di caregiver di numerosità adegua-ta ed eterogeneo per diverse caratteristiche, oltre che per lapatologia dell’assistito; la struttura interna del questionarioè stata analizzata mediante analisi fattoriale esplorativa econfermativa utilizzando un’estrazione randomizzata; ifattori 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 dadue 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-fattorialepotrebbe risultare di maggiore utilità nella pratica clinica,mentre per scopi di ricerca in questa fase ancora speri-mentale del questionario è opportuno considerare anche ilpunteggio totale.

I fattori così estratti risultano coerentemente in relazio-ne con le altre valutazioni psicometriche considerate;quando sono presenti elevati “bisogni di supporto emotivoe sociale” si osservano elevati punteggi di ansia, depres-sione, sovraccarico emotivo, difficoltà nel coinvolgimentosociale, 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 fattorespecifico 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 laquantità 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 talibisogni, sia da parte del caregiver che dell’équipe di curache determinerà poi la risposta psicologica del caregiverall’evento.

Diventa quindi importante, quando occorre valutarequale supporto offrire al caregiver, considerare non solo lareazione psicologica, che potrebbe anche emergere in unafase successiva all’assessment, ma anche la quantità e laqualità 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 diinformazione 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. Determinantsof 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, DimsdaleJE, Mills PJ, Ancoli-Israel S, Grant I. Effects of placement and be-reavement on psychological well-being and cardiovascular risk inAlzheimer’s caregivers: a longitudinal analysis. J Psychosom Res2007; 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 strainquestionnaire: a tool for the general screening of caregiving-relatedproblems. 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 MedLav 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 lamia 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, BalestroniGL, Bruletti G, Giorgi I, Bertolotti G. A revised short version of theDepression Questionnaire (QD/R). Inviato per stampa 2008.

12) Moroni L, Bettinardi O, Vidotto G, Balestroni G, Bruletti G, GiorgiI, Bertolotti G, Scheda Ansia e Depressione forma ridotta: norme perl’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. Laversione ridotta dello STAI X-1. Bollettino di Psicologia Applicata1991; 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 fitof structural equation models: tests of significance and descriptivegoodness-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 CovarianceStructure 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 J1997; 314: 572.

Richiesta estratti: Cinzia Sguazzin Servizio di Psicologia Fondazione Salvatore Maugeri IRCCS, Pavia: csguazzin@fsm.it