STRUMENTI

UNA MISURA DEL BENESSERE MENTALE: VALIDAZIONE ITALIANA DELLA WARWICK-EDINBURGH MENTAL WELL-BEING SCALE (WEMWBS)PAOLA GREMIGNI1 E SARAH STEWART-BROWN21

Universit di Bologna, 2 University of Warwick

Riassunto. Questo articolo descrive la validazione italiana di una scala costruita recentemente in Gran Bretagna per misurare diversi aspetti della salute mentale positiva: la Warwick-Edinburgh Mental Well-Being Scale (WEMWBS). La traduzione italiana della versione originaria della WEMWBS stata somministrata a 345 persone (46.7% maschi) tra 18 e 80 anni (et media 39.90) insieme ad altri questionari per la valutazione della validit di criterio. Un anno dopo la scala stata somministrata a 52 persone tra 19 e 78 anni (50% maschi, et media 40.94) per la valutazione dellattendibilit testretest a una settimana. Lanalisi fattoriale confermativa sostiene lipotesi della presenza di un singolo fattore (GFI = 0.92, RMSEA = 0,06 e SRMR = 0.08), ma la validazione italiana suggerisce di eliminare due item. Unalpha di Cronbach di 0.87 e un test-retest di 0.80 a una settimana indicano una buona attendibilit sia come coerenza interna, sia come stabilit nel tempo. La scala inoltre appare sufficientemente esente da fenomeni di desiderabilit sociale (r = 0.15) e mostra alte correlazioni con altre scale di salute mentale e benessere psicologico (p < 0.01). La WEMWBS italiana mostra dunque buone qualit psicometriche. Come scala breve, appare uno strumento adeguato per valutare la percezione di salute mentale a livello della popolazione generale.

1. INTRODUZIONE

LOrganizzazione Mondiale della Sanit (OMS) ritiene che la salute mentale positiva (positive mental health) debba essere il fondamento del benessere e di un efficace funzionamento per lindividuo e la comunit (World Health Organisation, 2001). LOMS definisce la salute mentale positiva come uno stato che permette agli individui di realizzare le proprie abilit, di affrontare i normali eventi stressanti della vita e di lavorare con produttivit e profitto, dando un contributo alla propria comunit. Si tratta di un costrutto complesso che comprende diversi aspetti sia oggettivi, sia soggettivi. Questi ultimisono stati affrontati secondo due diverse prospettive, quella edonistica e quella eudaimonistica (Deci e Ryan, 2008). Lapproccio edonistico si concentra sulla felicit come esperienza soggettiva di un alto livello di affettivit positiva e un basso livello di affettivit negativa e comprende anche unalta soddisfazione per la propria vita (Diener, 1984). Lapproccio eudaimonistico pone al centro dellattenzione il buon funzionamento psicologico e la realizzazione di s, intesa comeGIORNALE ITALIANO DI PSICOLOGIA / a. XXXVIII, n. 2, maggio 2011

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attualizzazione delle proprie potenzialit e perseguimento di obiettivi intrinseci, quali autonomia, crescita personale, relazioni sociali positive, avere uno scopo nella vita ecc. (Deci e Ryan, 2008; Ryff, 1989; Waterman, 1993). Nonostante i due approcci siano fondati su diverse visioni della natura umana, le dimensioni del benessere edonistico e eudaimonistico appaiono, nella ricerca, in parte sovrapponibili o associate (Ryan e Deci, 2001). Questo ha stimolato alcuni autori a cercare di sintetizzarne e unificarne gli aspetti salienti in ununica dimensione che appunto quella della salute mentale positiva (Tennant, Hiller, Fishwick, Platt, Joseph, Weich, Parkinson, Secker e Stewart-Brown, 2007). Limportanza della salute mentale positiva sottolineata dagli studi che ne mostrano le conseguenze positive (cfr. la metanalisi di Lyubomirsky, King e Diener, 2005). Ad esempio, le persone che riportano un elevato benessere soggettivo partecipano di pi alla vita della loro comunit ed hanno buone relazioni sociali e di coppia (Diener, Oishi e Lucas, 2003). Le emozioni positive sono associate a una maggiore longevit (Xu e Roberts, 2010), a una minore morbidit e a una ridotta sintomatologia somatica (Pressman e Cohen, 2005). Uno stile emozionale positivo associato a un miglior funzionamento endocrinologico e a una maggiore risposta immunitaria (Steptoe, Gibson, Hamer e Wardle, 2006). Avere uno scopo nella vita e relazioni positive con gli altri riduce il rischio cardiovascolare (Ryff, Love, Urry, Muller, Rosenkranz e Friedman, 2006). Infine, un recente studio condotto su oltre un milione di persone in Nord America indica una puntuale associazione tra benessere soggettivo percepito e alcuni tradizionali indicatori del benessere oggettivo (Oswald e Wu, 2010). Gli esiti promettenti di questo filone di ricerca hanno dato avvio allo sviluppo di programmi terapeutici centrati sulla promozione del benessere psicologico (Joseph e Linley, 2006). Anche in Italia queste esperienze hanno dato esiti positivi, sia in popolazioni cliniche, sia nella popolazione generale (Fava, 1999; Goldwurm, Baruffi e Colombo, 2004). Nonostante i risultati interessanti sulla relazione tra salute mentale positiva e salute in generale che emergono dagli studi sopra citati, il costrutto meno studiato di quanto ci potremmo aspettare. Alcuni autori indicano fra le cause la variet di metodi e di strumenti impiegati dai ricercatori (Antonelli, 2007), la mancanza di una definizione univoca del costrutto (Oishi, 2010) e la scarsa disponibilit di strumenti di misura validi e appropriati per la popolazione generale (Hu, Stewart-Brown, Twigg e Weich, 2007). Sulla variet degli strumenti presenti in letteratura si sono concentrate diverse rassegne (cfr. fra le pi recenti Pavot, 2008). Gli strumenti esistenti non soddisfano completamente le esigenze degli 486

operatori interessati alla salute mentale per varie ragioni, che sintetizziamo di seguito. Diversi questionari mostrano un effetto-tetto nei punteggi relativi agli item positivi (la maggior parte dei soggetti sceglie risposte estreme verso il massimo punteggio), che li rende inutilizzabili per confrontare gruppi di pazienti con la popolazione generale. La maggior parte degli strumenti soggetta a distorsione legata alla desiderabilit sociale (Diener, Sandvick, Pavot e Gallaghen, 1991). La quasi totalit degli strumenti contiene una combinazione di item che si riferiscono alla salute mentale positiva e item che misurano una scarsa salute mentale o aspetti del disagio psicologico ed emotivo (Compton, Smith, Cornish e Qualls, 1996; Keyes, Shmotkin e Ryff, 2002; Waterman, 1993), mentre occorre ricordare che, nel modello del benessere, salute e malattia sono viste come due dimensioni fra loro indipendenti (Manderscheid, Ryff, Freeman e McKnight-Eily, 2010). Tra gli strumenti pi usati, le Positive Affect and Negative Affect Schedule (PANAS; Watson, Clark e Tellegen, 1988) valutano solo aspetti affettivi del benessere, proponendo una distinzione tra emozioni positive e negative. La brevissima (5 item) Satisfaction With Life Scale (SWLS; Diener, Emmons, Larsen e Griffin, 1985) valuta solo laspetto cognitivo del benessere. Laltrettanto breve Short Depression-Happiness Scale (SDHS; Joseph, Linley, Harwood, Lewis e McCollam, 2004) misura il benessere inteso come continuum fra depressione e felicit. Il WHO-FiveWellbeing Index (WHO-5; Bech, 2004) misura il benessere emotivo, mentre il General Health Questionnaire (GHQ-12; Goldberg e Williams, 1988) misura un costrutto generale di benessere percepito sia a livello mentale, sia a livello fisico. Infine, le Psychological Well-Being Scales (PWBS; Ryff e Keyes, 1995) misurano vari aspetti del funzionamento psicologico positivo in senso eudaimonistico, ma la lunghezza di questo strumento (54 item) lo rende poco adatto a ricerche di screening su ampie popolazioni o di monitoraggio dellefficacia degli interventi, mentre la versione ridotta a 18 item non ha ancora dimostrato adeguate caratteristiche psicometriche. La Warwick-Edinburgh Mental Well-Being Scale (WEMWBS; Tennant et al., 2007) stata costruita per rispondere allesigenza di avere a disposizione uno strumento in grado di valutare un concetto ampio di benessere inteso come salute mentale positiva, che includa aspetti affettivi, cognitivi e di buon funzionamento psicologico, utilizzando un numero limitato di item, per favorire unagile somministrazione alla popolazione generale, e che contenga solo aspetti positivi della salute mentale, mediante una formulazione positiva di tutti gli item, senza tuttavia essere caratterizzato da un effetto-tetto o da distorsione legata alla desiderabilit sociale. 487

2. LO STRUMENTO

La WEMWBS (Tennant et al., 2007) un breve questionario, composto di 14 item predisposto per lauto-somministrazione. La scala stata costruita da un panel multidisciplinare di esperti partendo da un precedente strumento neozelandese, lAffectometer 2 (Kammann e Flett, 1983), composto di 40 item, che valutava gli aspetti del benessere sia edonico, sia eudamonico con un buon numero di item positivi. LAffectometer 2 presentava buone caratteristiche di validit e stabilit, ma anche importanti limiti, quali uneccessiva consistenza interna, che faceva pensare a una ridondanza nel numero degli item, e unalta suscettibilit alla desiderabilit sociale (Tennant, Joseph e Stewart-Brown, 2007). Per superare questi limiti stata costruita una nuova scala, la WEMWBS, che stata validata su un ampio campione della popolazione generale inglese (n = 1749) di et compresa tra 16 e 80 anni. I 14 item della WEMWBS presentano modi di sentire (ad esempio, Mi sono sentito ottimista riguardo al futuro) rispetto a ciascuno dei quali richiesto di indicare quanto se ne sia fatta esperienza nelle ultime due settimana secondo una scala di risposta a 5 punti (1 = mai, 5 = sempre). Gli item sono tutti formulati in senso positivo in direzione del benessere mentale. La scala di risposta permette di ottenere un punteggio globale a sommatoria che varia da 14 a 70, dove il punteggio pi alto rappresenta il maggior livello di salute mentale percepita. La scala presenta una distribuzione vicina a quella normale e non mostra un effetto-tetto nella popolazione generale. La validit interna stata testata con lanalisi fattoriale confermativa (CFA), utilizzando il metodo dei minimi quadrati ordinari (ULS). La logica dei metodi basati sui minimi quadrati quella di determinare il valore dei parametri in modo da minimizzare i residui derivanti dalla differenza tra la matrice di correlazioni originaria e quella riprodotta (Jones, 1966). Nello studio inglese, fra i metodi dei minimi quadrati stato scelto lULS, perch pi idoneo a essere applicato a distribuzioni non normali dei dati. Come parametri sono stati scelti lindice di bont delladattamento (GFI), lindice di bont delladattamento corretto (AGFI) e la radice quadrata della media dellerrore di approssimazione (RMSEA), oltre al Chi quadro. Gli indici mostrano risultati accettabili in relazione a una dimensionalit mono-fattoriale (GFI = 0.93, AGFI = 0.89, RMSEA = 0.06), con saturazioni degli item > 0.50 nel singolo fattore. Gli indici di attendibilit sono soddisfacenti per quanto riguarda sia la consistenza interna (a = 0.90; correlazioni item-totale r = 0.51-0.80), sia la stabilit test-retest a una settimana con il coefficiente di correlazione intra-classe (ICC = 0.83). LICC un indice di attendibilit la cui grandezza dipende dalla variabilit fra soggetti, pertanto indicato nel caso in cui i soggetti del campione 488

differiscano fra loro (Chinn e Burney, 1987; Weir, 2005), come nel caso dello studio inglese (i punteggi della WEMWBS presentano differenze di genere e di et). La WEMWBS mostra una buona validit di criterio, presentando correlazioni significative (t = 0.43-0.77) con altre scale che misurano diversi aspetti della salute mentale. Le scale scelte come criterio misurano affettivit positiva e negativa (PANAS, SDH), aspetti cognitivi del benessere (SWLS), dimensioni del funzionamento psicologico (PWBS), benessere generale (WHO-5, GHQ-12), stato di salute (EQ-5D; Brooks, Robin e de Charro, 2003) e intelligenza emotiva (EIS; Schutte, Malouff, Hall, Haggerty, Cooper, Golden e Dornheim, 1998). La WEMWBS discrimina inoltre fra gruppi della popolazione, rispetto ad alcune variabili socio-demografiche, in un modo che coerente con i risultati di altre indagini sulle popolazioni (Carstensen, 1998; Diener e Lucas, 2000; Mroczek e Kolarz, 1998). I maschi mostrano, infatti, punteggi pi alti delle femmine (p < 0.05) e i pi giovani e le persone tra 55 e 74 anni mostrano punteggi pi alti delle altre fasce di et (p < 0.01). Leffetto della desiderabilit sociale, misurato con il Balanced Inventory of Desirable Responding (BIDR; Paulhus e Reid, 1991), sottoscala dellImpression Management, appare inferiore o simile a quello di altre scale comparabili (rho = 0.18). Una forma breve a 7 item della WEMWBS stata validata in lingua inglese (Stewart-Brown, Tennant, Tennant, Platt, Parkinson e Weich, 2009) e ha dato buoni risultati anche in uno studio preliminare di confronto fra gruppi italiani e inglesi (Gremigni, Tennant e Stewart-Brown, 2009). Tuttavia, in termini di validit di contenuto, la scala breve rappresenta una visione pi ristretta del benessere mentale rispetto alla versione originale, poich copre quasi esclusivamente aspetti del benessere psicologico ed eudaimonico, a scapito degli aspetti edonici e affettivi. Per questo motivo si preferito condurre lo studio di validazione italiana usando la versione integrale formata da 14 item.

3. OBIETTIVI

Il presente contributo ha i seguenti obiettivi: predisporre una traduzione della WEMWBS, adattata allo specifico contesto socio-culturale italiano; verificare se la struttura fattoriale della scala originale possa essere confermata nellapplicazione italiana; valutare, oltre alla validit interna, lattendibilit e la validit di criterio. 489

4. METODO

4.1. Soggetti Hanno partecipato a questo studio due gruppi indipendenti di persone, reclutati a distanza di un anno luno dallaltro. Il primo gruppo costituito da 345 persone provenienti dal Nord Est dItalia, di cui 46.7% maschi e 53.3% femmine, di et compresa tra 18 e 82 anni e grado medio di istruzione intorno ai 14 anni di studio. Riguardo allet, il campione stato suddiviso in 5 fasce in base ai quartili, per ottenere sottogruppi di numerosit abbastanza omogenea: da 18 a 24, da 25 a 30, da 31 a 42, da 43 a 57 e oltre i 57 anni. Riguardo alloccupazione, le informazioni sono state raggruppate in 4 categorie; inoccupato, occupato, pensionato e studente; tra queste le pi frequenti sono occupato e studente. Il secondo gruppo, reclutato per condurre la procedura test-retest come prova di attendibilit, composto di 52 persone, tra cui 26 maschi e 26 femmine, di et compresa tra 19 e 78 anni e grado medio distruzione intorno ai 13 anni di studio. I confronti fra i due gruppi riguardo alle caratteristiche socio-demografiche non indicano differenze significative. Le caratteristiche dei due gruppi e i parametri relativi ai confronti (t-test e Chi2) sono presentati in tabella 1.

4.2. Procedura La WEMWBS stata preliminarmente tradotta con la multipleforward translation e la back translation. Questapproccio ha previsto una prima traduzione dallinglese in italiano, eseguita indipendentemente da due psicologi italiani con una buona padronanza dellinglese; una volta ottenuto un perfetto accordo sulla versione italiana, questa stata ritradotta in inglese da un madre-lingua inglese con ottime competenze linguistiche italiane e ne stata verificata la concordanza con la versione originale. La scala stata poi somministrata al primo gruppo di partecipanti (n = 345) insieme a una scheda per la raccolta di dati socio-demografici e ad altri questionari per valutarne la validit di criterio, previa spiegazione riguardo agli obiettivi della ricerca e raccolta del consenso informato sul trattamento dei dati. Il primo gruppo stato reclutato in vari luoghi, tra i quali prevalentemente universit, sale dattesa di stazioni ferroviarie e di ambulatori di medicina di base. Il secondo gruppo stato reclutato presso alcuni ambulatori di medicina di base. Possiamo definire questi due gruppi campioni di convenienza, poich non sono stati selezionati presso la popolazione generale con procedura randomizzata o in base a precisi metodi di campionamento. La WEMWBS, autosomministrata, ha ri490

TAB. 1. Caratteristiche dei partecipantidelprimo gruppo (n = 345) e del secondo (n=52) Medie (DS) N = 345 Et Anni di studio 39.90 (16.46) 13.66 (4.37) N = 52 40.94 (16.40) 12.71 (4.38) t-test 0.42 1.46 Chi2 0.20 1.54 Confronti p 0.67 0.14 p 0.65 0.82

Frequenze (%) Genere Maschi Femmine Fasce det 18-24 anni 25-30 anni 31-42 anni 43-57 anni > 57 anni Professione Inoccupato Occupato Pensionato Studente 161 (46.7) 184 (53.3) 79 60 70 71 65 (22.9) (17.4) (20.3) (20.6) (18.8) 26 (50) 26 (50) 14 9 7 12 10 (26.9) (17.3) (13.5) (23.1) (19.2)

12 (3.5) 199 (57.7) 49 (14.2) 85 (24.6)

4 (7.7) 31 (59.6) 10 (19.2) 7 (13.5)

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0.16

chiesto circa 10 minuti per la sua compilazione, mentre lintera batteria, composta di 8 questionari predisposti per lauto-somministrazione, ha richiesto circa unora. Le somministrazioni sono state condotte individualmente e in condizioni standardizzate. A distanza di un anno, stato reclutato il secondo gruppo (n = 52), indipendente dal primo, al quale stata somministrata la WEMWBS, insieme alla scheda per la raccolta di dati socio-demografici, per due volte consecutive a distanza di una settimana.

4.3. Strumenti Oltre ad una scheda iniziale per rilevare et, genere sessuale, anni di studio e condizione lavorativa, altri 7 questionari sono stati inclusi nella batteria testistica per valutare la validit di criterio della WEMWBS e la suscettibilit alla desiderabilit sociale, seguendo lesempio dello studio originale. Le PANAS (validazione italiana: Terracciano, McCrae e Costa Jr., 2003) composte di 10 item ciascuna, misurano laffettivit positiva (PANAS-P) e negativa (PANAS-N). La versione italiana mostra una buona attendibilit per entrambe le scale per la versione di stato (a = 0.72 e a = 0.80), confermata anche in questo studio (a = 0.77 e a = 0.82). 491

Le PWBS (validazione italiana: Ruini, Ottolini, Rafanelli, Ryff e Fava, 2003), composta di 84 item, valuta il funzionamento psicologicocon sei sottoscale. La coerenza interna delle sottoscale della versione originale americana (Ryff e Keyes, 1995) molto buona (a = 0.86-0.93). Poich lo studio di validazione italiano non misura la coerenza interna, nel presente studio stato calcolato lindice alpha di Cronbach e i risultati indicano valori accettabili per tutte le sottoscale (Autonomia a = 0.86, Padronanza ambientale a = 0.78, Crescita personale a = 0.75, Relazioni positive con gli altri a = 0.84, Scopo nella vita a = 0.73, Autoaccettazione a = 0.71). La SWLS (validazione italiana: Di Fabio e Busoni, 2009), composta di 5 item, valuta gli aspetti cognitivi del benessere psicologico e presenta in questo studio una buona attendibilit (a = 0.86). Lo Psychological General Well-Being Index (PGWBI; validazione italiana: Grossi, Mosconi, Groth, Niero e Apolone, 2005), composto di 22 item, misura aspetti del benessere psicologico centrati sullassenza di disagio emotivo con sei sottoscale. Il questionario italiano presenta valori accettabili di attendibilit (0.61-0.85), analoghi a quelli emersi da questo studio (Ansia a = 0.87, Depressione a = 0.74, Positivit e benessere a = 0.85, Autocontrollo a = 0.73, Salute generale a = 0.67 e Vitalit a = 0.71). Il GHQ-12 (validazione italiana: Politi, Piccinelli e Wilkinson, 1994), composto di 12 item, valuta il livello generale di felicit, lesperienza di sintomi di ansia e depressione e i disturbi del sonno nelle ultime 4 settimane. Lattendibilit accettabile sia nello studio di validazione italiana (a = 0.81), sia in questo studio (a = 0.80). Il WHO-5 (Bech, 2004), composto di 5 item, valuta lo stato generale di benessere emotivo, e presenta una buona attendibilit in questo studio (a = 0.80). Infine, la tendenza a rispondere in modo socialmente desiderabile stata controllata mediante una forma ridotta a 9 item (MCSD-9; validazione italiana: Manganelli Rattazzi, Canova e Marcorin, 2000) della Marlowe-Crowne Social Desirability Scale (Crowne e Marlowe, 1960). Lattendibilit, in questo studio, risulta accettabile (a = 0.71).

4.4. Analisi dei dati I dati sono stati preliminarmente sottoposti alla verifica della normalit della distribuzione dei punteggi sia di ciascun item della WEMWBS, sia delle scale a sommatoria degli altri strumenti, utilizzando come criteri valori di asimmetria e di curtosi compresi tra 1 e +1 come indicatori di una distribuzione che si avvicina alla normalit (Peat e Batton, 2005). Le risposte alla WEMWBS sono state anche 492

valutate riguardo alla presenza di effetti pavimento o tetto, utilizzando come criterio per definire un sostanziale e inaccettabile effetto il caso in cui 25% dei soggetti abbia scelto la risposta minima o massima in ogni item (Roberts, 1978). Infine, sono state calcolate le correlazioni item-totale corrette per valutare il contributo che ciascun item offriva allomogeneit interna della scala. Per verificare la struttura mono-fattoriale della WEMWBS stata utilizzata la CFA con metodo e indici analoghi a quelli usati nello studio di validazione inglese (Tennant et al., 2007). In particolare, stato usato il metodo di stima dei minimi quadrati generalizzati (GSL), assumendo la non dipendenza tra i residui. Il GSL appartiene alla stessa famiglia dellUSL, ma assegna maggior peso alle variabili con elevate comunalit e si usa con distribuzioni normali. Come indici di bont delladattamento sono stati usati GFI e AGFI, valutati in base a livelli desiderabili rispettivamente > 0.9 e > 0.8 (Jreskog e Srbom, 1984; Cole, 1987; Bentler, 1990); lRMSEA, considerata come indicativa di un buon adattamento per valori 0.05 e di un adattamento accettabile per valori compresi tra 0.05 e 0.08 (Browne e Cudeck, 1993); lSRMR (radice quadrata della media dei residui standardizzata), considerata accettabile per valori 0.08 (Hu e Bentler, 1998) e la statistica del Chi quadro, tenendo tuttavia conto che campioni ampi di osservazioni possono determinare una sovrastima della mancanza di adattamento del modello (per p > 0.05) (Bentler, 1990). Lattendibilit come consistenza interna stata valutata con lalpha di Cronbach e la stabilit nel tempo con il metodo del test-retest a una settimana in un gruppo indipendente di 52 partecipanti usando il coefficiente di correlazione intra-classe (ICC) come nello studio inglese, aspettandoci anche nel nostro una variabilit fra soggetti. In aggiunta, i punteggi totali ottenuti nella WEMWBS sono stati correlati con il punteggio della desiderabilit sociale. La validit di criterio della WEMWBS stata valutata tramite correlazioni con altri strumenti che misurano costrutti simili, opposti o teoricamente associati (r di Pearson per variabili distribuite normalmente e rho di Spearman per variabili con distribuzione non normale). In particolare, basandoci sul contenuto delle scale scelte come criterio e sui risultati dello studio originale, ci aspettavamo correlazioni positive abbastanza alte della WEMWBS con scale che misurano il benessere soggettivo in senso edonico (PANAS-P, SWLS), il benessere psicologico in senso eudaimonico (PWBS), la salute mentale positiva (PGWBI) e il benessere emotivo (WHO-5). Ci aspettavamo correlazioni pi modeste con scale che misurano uno stato generale di salute (GHQ-12). Infine, ci aspettavamo correlazioni significative, ma di segno negativo, con scale che misurano laffettivit negativa (PANAS-N) o il disagio emotivo (PGWBI: Ansia e Depressione). Unaltra 493

valutazione della validit di criterio stata effettuata calcolando le differenze relative alle variabili socio-demografiche, utilizzando lanalisi della varianza (ANOVA). In base alla letteratura (Carstensen, 1998; Diener e Lucas, 2000; Mroczek e Kolarz, 1998; Tennant et al., 2007) ci aspettavamo che, nella WEMWBS, i maschi avessero punteggi superiori alle femmine e che i pi giovani e i pi anziani avessero punteggi superiori alle altre fasce di et. Il livello distruzione appare in letteratura scarsamente associato con il benessere (Judge e Locke, 1993) oppure presenta una modesta correlazione positiva con alcune misure della felicit (Argyle, 1999), ma il suo legame con il reddito pu creare confusione, per questo stato generalmente poco indagato in questambito. Ci aspettavamo, pertanto, in questo studio, una scarsa associazione fra punteggi della WEMWBS e gli anni di studio. Riguardo alla condizione lavorativa, stato rilevato un maggior benessere mentale in persone occupate e negli studenti, rispetto ai pensionati e alle persone non occupate (Tennant et al., 2007), pertanto ci aspettavamo risultati analoghi in questo studio. Tutte le analisi sono state condotte con il software StatSoft STATISTICA 8.0.

5. RISULTATI

5.1. Validit interna Le distribuzioni dei punteggi degli item della WEMWBS non evidenziano valori di asimmetria e curtosi superiori a quelli indicativi di unapprossimazione alla normalit; variano, infatti, da 0.86 a 0.12 per lasimmetria e da 0.71 a 0.91 per la curtosi. Per quanto riguarda leffetto-tetto o la tendenza a fornire risposte estreme verso il polo positivo, lesame delle frequenze delle risposte agli item mostra un andamento molto simile a quello dei campioni inglesi, con indicazione che tutte le categorie di risposta sono state usate da almeno una persona per tutti gli item; tuttavia litem 12 ha una frequenza superiore al 25% di risposte estreme relative alla categoria pi alta (punteggio 5). Le frequenze delle risposte agli item sono presentate in figura 1. Le correlazioni item-totale corrette variano da 0.28 a 0.69, con una media r = 0.51. Due item si scostano dallandamento generale delle correlazioni, gli item 4 e 12, presentando entrambi correlazioni con il totale r = 0.28, a fronte di correlazioni di tutti gli altri item 0.44. Eliminando questi due item, la correlazione media item-totale aumenta (r = 0.54). Lanalisi fattoriale confermativa, condotta sui 14 item che compongono lo strumento, non evidenzia un buon adattamento del modello teorico ai dati empirici. Tuttavia, eliminando prima litem 12 e suc494

Item 14 Item 13 Item 12 Item 11 Item 10 Item 9 Item 8 Item 7 Item 6 Item 5 Item 4 Item 3 Item 2 Item 1 0 20 40 60 80 100

Percentuali di risposta Score 1 Score 2 Score 3 Score 4 Score 5

FIG. 1. Distribuzione delle risposte agli item della WEMWBS italiana (n = 345).

cessivamente anche litem 4, ladattamento del modello migliora. Nel terzo modello, il chi quadro rimane significativo, ma questo risultato pu essere, almeno in parte, influenzato dalla numerosit del campione, tuttavia un rapporto tra chi quadro e gradi di libert < 3 indica un buon adattamento del modello ai dati empirici (Kline, 1998). Gli altri indici forniscono, nel complesso, la conferma di una corrispondenza accettabile tra il modello teorico e i dati osservati. Le analisi condotte su due modelli bi-fattoriale, uno con fattori indipendenti e laltro con fattori correlati, che raggruppano nel primo fattore i 5 item pi attinenti al modello edonico (item 1, 3, 5, 13 e 14) e nel secondo i 7 pi rappresentativi del modello eudaimonico (item 2, 6, 7, 8, 9, 10, 11) non mostrano buoni indici di adattamento ai dati empirici. Pertanto riteniamo il modello mono-fattoriale a 12 item, che presenta saturazioni delle variabili osservate sullunico fattore tra 0.39 e 0.67, il migliore. In tabella 2 sono riportati gli indici di adattamento dei vari modelli e in tabella 3 le stime dei parametri del terzo modello (D).

5.2. Attendibilit e relazione con la desiderabilit sociale La versione italiana a 12 item della WEMWBS presenta un punteggio totale che varia da 14 a 58, con media = 42.06, DS = 6.59 e distribuzione non troppo difforme dalla distribuzione normale (asim495

TAB. 2. Analisi Fattoriale Confermativa della WEMWBS (n = 345) Indici di adattamento Modello A (1 fattore, 14 item) B (1 fattore, 13 item) C (1 fattore, 12 item) D (2 fattori non correlati) E (2 fattori correlati) Chi2(df) 239.67(77) 215.14(65) 157.85(54) 195.53(54) 145.77(53) Indici di bont delladattamento GFI = 0.85; AGFI = 0.79; RMSEA = 0.08; SRMR = 0.10 GFI = 0.90; AGFI = 0.86; RMSEA = 0.08; SRMR = 0.10 GFI = 0.92; AGFI = 0.89; RMSEA = 0.06; SRMR = 0.08 GFI = 0.90; AGFI = 0.86; RMSEA = 0.09; SRMR = 0.33 GFI = 0.91; AGFI = 0.88; RMSEA = 0.07; SRMR = 0.08

Nota: Metodo di stima: GLS = minimi quadrati generalizzati; GFI = indice di bont delladattamento; AGFI = indice di bont delladattamento aggiustato; RMSEA = radice quadrata della media dellerrore di approssimazione; SRMR = radice quadrata della media dei residui standardizzata.

TAB. 3. Analisi Fattoriale Confermativa della WEMWBS (n = 345) Stime dei parametri WEMWBS Item 1. Mi sono sentito ottimista riguardo al futuro 2. Mi sono sentito utile 3. Mi sono sentito rilassato 5. Mi sono sentito interessato ad altre persone 6. Ho avuto grinta da vendere 7. Ho affrontato bene i problemi 8. Ho pensato in modo chiaro 9. Mi sono sentito vicino ad altre persone 10. Mi sono sentito sicurodi me 11. Sono stato in grado di prendere decisioni 13. Mi sono interessato a cose nuove 14. Mi sono sentito di buon umore Saturazioni 0.54 0.47 0.46 0.55 0.54 0.46 0.67 0.39 0.69 0.47 0.46 0.56 SE 0.05 0.04 0.05 0.06 0.04 0.04 0.04 0.04 0.04 0.04 0.05 0.04

Nota: SE = errore standard. Item 4 e 12 sono stati eliminati da questa analisi.

metria = -0.60; curtosi = 0.84) nel primo gruppo (n = 345). Il secondo gruppo (n = 52) presenta punteggi simile al primo gruppo, che variano da 20 a 56, con media = 42.00, DS = 5.94 e distribuzione non lontana da quella normale (asimmetria = 0.57, curtosi = 0.69). Le differenze fra i due gruppi non risultano significative (F(1,395) = 0.004, p = 0.95, h2 = 0.0001). Questo dato indicativo di una buona stabilit della WEMWBS quando applicata a gruppi diversi e in tempi diversi. Lattendibilit della versione italiana a 12 item rappresentata da un valore di a = 0.86 nel primo gruppo (n = 345) e di a = 0.83 nel secondo gruppo (n = 52), valori che indicano una buona consistenza 496

TAB. 4. Correlazioni tra la WEMWBS e le scale-criterio (n = 345) WEMWBS Indice di correlazione PANAS-P PANAS-N WHO-5 GHQ-12 SWLS PGWBI Ansia PGWBI Depressione PGWBI Positivit e benessere PGWBI Autocontrollo PGWBI Salute generale PGWBI Vitalit PWBS Autonomia PWBS Autoaccettazione PWBS Relazioni positive con gli altri PWBS Controllo ambientale PWBS Scopo nella vita PWBS Crescita personale MCSD-9 0.59 0.48 0.62 0.17 0.38 0.50 0.61a 0.68 0.59 0.29 0.62 0.26 0.49 0.29 0.49 0.40 0.34 0.15 p 0.0001 0.0001 0.0001 0.005 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.002 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.0001 0.008

Nota: a = indice di correlazione rho di Spearman, in tutti gli altri casi lindice di correlazione r di Pearson.

interna (Nunnally e Bernstein, 1994). La stabilit nel tempo a una settimana, misurata nel secondo gruppo (n = 52), appare adeguata, con un coefficiente di correlazione intra-classe ICC = 0.70 (95% C.I. 0.540.79; test F con valore = 0: F(51) = 3.9, p < 0.0001). In aggiunta, i punteggi totali ottenuti nella WEMWBS dal primo gruppo di partecipanti correlano con il punteggio di desiderabilit sociale con valori sufficientemente bassi da indicare che la scala abbastanza esente da tali effetti di distorsione; essa condivide, infatti, poco pi del 2% di varianza con la scala di desiderabilit sociale (r = 0.15).

5.3. Validit di criterio Per quanto riguarda la validit di criterio concorrente, lesame preliminare della distribuzione dei punteggi degli altri questionari indica che quasi tutti hanno distribuzioni normali, per valori di asimmetria e curtosi compresi tra 1 e +1 (asimmetria = 0.87-0.50; curtosi = 0.550.97), ad eccezione della scala delle Depressione del PGWBI, che non risponde ai criteri di normalit (asimmetria = 1.78; curtosi = 4.28). La correlazione tra i punteggi della WEMWBS e della PGWBI-Depressione stata pertanto condotta con lindice rho di Spearman. Le correlazioni con le scale-criterio sono presentate in tabella 4. 497

Correlazioni alte (r = 0.26-0.62), se pure inferiori a quelle dello studio inglese, sono emerse tra la WEMWBS e scale che misurano il benessere psicologico in senso edonico (PANAS-P, SWLS) e in senso eudaimonico (PWBS), il benessere emotivo (WHO-5) e aspetti positivi del benessere mentale (PGWBI: Positivit e benessere, Autocontrollo, Vitalit, Salute generale) come ci aspettavamo. Correlazioni alte (r = 0.48-0.61) nella direzione attesa si sono riscontrate tra la WEMWBS e costrutti opposti, quali laffettivit negativa (PANASN) e le scale di Ansia e Depressione del PGWBI, mentre la correlazione appare pi modesta con lindice di salute globale del GHQ-12 (r = 0.17).

5.4. Effetti delle variabili socio-demografiche Il grado distruzione, espresso in anni di studio, non appare associato con il punteggio globale della WEMWBS (r = 0.04, p = 0.46). Riguardo alle altre variabili socio-demografiche, il modello di ANOVA che include il genere sessuale, le fasce det e la condizione lavorativa come variabili indipendenti appare significativo (F(19,325) = 3.22, p < 0.0001, h2 = 0.16). Le interazioni fra sesso e condizione lavorativa (F(2,325) = 2.57, p = 0.08, h2 = 0.02), tra fasce det e condizione lavorativa (F(3,325) = 0.23, p = 0.88, h2 = 0.002) e delle 3 variabili indipendenti fra loro (F(2,325) = 0.06, p = 0.94, h2 = 0.0001) non risultano significative. Appare invece significativa linterazione tra sesso e fasce det (F(4,325) = 4.80, p = 0.001, h2 = 0.06). Riguardo agli effetti principali, la condizione lavorativa non ha effetti significativi (F(3,325) = 1.22, p = 0.30, h2 = 0.01), mentre il sesso (F(1,325) = 7.07, p = 0.008, h2 = 0.03) e let (F(4,325) = 3.15, p = 0.01, h2 = 0.04) hanno entrambi effetti significativi, se pure fra loro non indipendenti. Leffetto del sesso indica che i maschi hanno punteggi alla WEMWBS pi elevati delle femmine (effect size: d = 0.41). Per comprendere meglio leffetto dellet, abbiamo calcolato le differenze tra le varie fasce det separatamente per i due sessi. I risultati indicano che sia tra le femmine (F(4,179) = 3.55, p = 0.008, h2 = 0.07), sia tra i maschi (F(4,156) = 4.23, p = 0.003, h2 = 0.10) vi sono differenze generali relative allet, ma con diversi andamenti. In particolare, tra le femmine la fascia det 25-30 anni ha i punteggi pi elevati, mentre fra i maschi la fascia dei pi anziani (> 57 anni) ad avere i punteggi pi elevati. I confronti post-hoc con il test di Bonferroni indicano che le femmine di 25-30 anni hanno punteggi significativamente pi alti sia delle femmine di 18-24 anni (differenza media = 5.19, p = 0.01, d = 0.84), sia di quelle di 31-42 anni (differenza media = 5.25, p = 0.02, d = 0.79). I maschi di et > 57 anni hanno punteggi signi498

TAB. 5. Confronti di genere,et e professione alla WEMWBS (n = 345) N Media DS F Femmina Maschio Fasce det 18-24 anni 25-30 anni 31-42 anni 43-57 anni > 57 anni Inoccupato Occupato Pensionato Studente Totale 184 161 79 60 70 71 65 12 199 49 85 345 40.84 43.45 40.39 43.62 41.83 41.23 43.80 38.58 42.21 43.34 41.45 42.06 6.77 6.09 6.44 5.74 6.93 6.49 6.69 6.43 6.36 7.18 6.66 6.59 7.07 ANOVA p 0.008 h2 0.03

3.15

0.01

0.04

Condizione lavorativa

1.22

0.30

0.01

TAB. 6. Confronti tra fasce det alla WEMWBS nei maschi e femmine (n = 345) N Media DS F Femmine 18-24 anni 25-30 anni 31-42 anni 43-57 anni > 57 anni 18-24 anni 25-30 anni 31-42 anni 43-57 anni > 57 anni 184 46 29 36 47 26 161 33 31 34 24 38 39.26 44.45 39.19 41.57 40.54 41.97 42.84 44.62 40.54 43.45 6.37 5.97 7.30 6.09 7.44 6.29 5.50 7.31 5.17 6.09 ANOVA p h2

Fasce det

3.55

0.008

0.07

Maschi Fasce det

4.23

0.003

0.10

ficativamente pi elevati sia dei maschi di 18-24 anni (differenza media = 4.01, p = 0.04, d = 0.69), sia di quelli di 43-57 anni (differenza media = 5.43, p = 0.005, d = 0.86). I risultati dei confronti rispetto al genere sessuale, alle fasce det e alla condizione lavorativa sono presentati in tabella 5, mentre i confronti tra fasce det nei due sessi sono presentati in tabella 6.

6. DISCUSSIONE E CONCLUSIONE

La WEMWBS uno strumento breve e di agile somministrazione, che include aspetti del benessere psicologico di tipo sia edonistico, 499

sia eudemonistico, che comprendono dimensioni affettive, cognitive, relazionali e relative al funzionamento psicologico e alla realizzazione di s. Il suo utilizzo nella realt italiana appare appropriato, poich presenta una buona validit interna ed esterna e una buona attendibilit. Lanalisi fattoriale confermativa sostiene la soluzione mono-fattoriale emersa dallo studio inglese, pur fornendo indicazione per una riduzione della scala originaria da 14 a 12 item. Gi gli autori dello studio originario avevano rilevato una certa ridondanza nel numero di item della scala e ne suggerivano una futura riduzione (Tennant et al., 2007). La WEMWBS appare moderatamente affetta da desiderabilit sociale nello studio italiano, analogamente a quello inglese, inoltre presenta buone caratteristiche di affidabilit. Infine, la validit di criterio confermata dalle relazioni con altre scale che misurano costrutti simili, associati o opposti e dalle differenze che emergono fra sottogruppi della popolazione che vanno nella direzione attesa, rispetto a quanto indicato dalla letteratura sulla salute mentale degli individui, per quanto riguarda il sesso (Cummins, 1995; Lucas e Gohm, 2000) ed in parte anche let (Carstensen, 1998; Mroczek e Kolarz, 1998; Diener e Lucas, 2000). I nostri risultati sono in parte analoghi a quelli dei campioni inglesi, dove i maschi hanno punteggi pi alti delle femmine e le persone di et tra 55 e 64 anni presentano i punteggi pi alti (Tennant et al., 2007). Differiscono, invece, per il fatto che nel campione inglese anche i giovani sotto i 24 anni presentano punteggi pi alti degli altri, mentre nel nostro studio questa fascia det ha punteggi significativamente inferiori sia alle persone di 25-30 anni, sia alle pi anziane. Poich sono ancora pochi gli studiosi che hanno tentato di spiegare la complessit delle relazioni tra benessere ed et (Antonelli, 2007), sarebbe opportuno dedicare studi specifici alla valutazione di questi aspetti. Il livello distruzione non appare associato con il benessere, come avevano gi evidenziato altri studi (Judge e Locke, 1993). Infine, la condizione lavorativa nel nostro studio non appare influire sui punteggi della WEMWBS, diversamente da quanto rilevato nello studio inglese. Questo aspetto merita un approfondimento tramite ulteriori studi che tengano in considerazione dimensioni moderatrici della relazione tra benessere e condizione lavorativa, quali il grado di individualismo-collettivismo della cultura dappartenenza e la percezione individuale della struttura del tempo (per una rassegna cfr. Antonelli, 2007). Complessivamente, i risultati della validit esterna indicano che la WEMWBS condivide una discreta proporzione di varianza con altre scale che misurano, separatamente, diversi aspetti della salute mentale ed in grado di discriminare persone di sesso diverso e di et diversa. Tra i limiti dello studio di validazione inglese della WEMWBS, gli autori sottolineavano il fatto che la validit esterna fosse stata valutata 500

prevalentemente in un campione di studenti, cosa che non permetteva la generalizzazione dei risultati alla popolazione generale (Tennant et al., 2007). Nel presente studio si cercato di affrontare questaspetto somministrando la WEMWBS, insieme ai test-criterio, a un gruppo di persone di et variabile tra 18 e 80 anni, con diversi gradi distruzione e variabilit nel tipo di condizione lavorativa. Sia la validit esterna, sia la stabilit a una settimana in un gruppo indipendente, se pure pi esiguo, appaiono confermate. Concludendo, la WEMWBS uno strumento breve, composto, nella versione italiana, di 12 item che misurano in modo affidabile un unico costrutto relativo alla salute mentale positiva, che comprende aspetti affettivi, cognitivi, relazionali e di funzionamento psicologico. La scala appare adatta per valutare il costrutto di riferimento in persone italiane di et tra 18 e 80 anni, senza presentare n un rilevante effetto tetto n una suscettibilit alla desiderabilit sociale. Resta aperta la questione, da affrontare in successivi studi, della sensibilit dello strumento al cambiamento positivo associato a eventuali miglioramenti del benessere individuale percepito. Questultimo aspetto renderebbe la WEMWBS uno strumento adatto per valutare anche i cambiamenti legati a un intervento terapeutico. Ad esempio, la Terapia del Benessere, che si concentra sullapprendimento di una modalit per rielaborare e assaporare le esperienze positive della vita quotidiana, appare associata con progressi, persistenti nellarco di 6 anni, verso la remissione in pazienti con disagio emotivo (Fava, Rafanelli, Cazzarro, Conti e Grandi, 1998). Si potrebbe pensare a un futuro utilizzo della WEMWBS per monitorare i cambiamenti nella salute mentale dei soggetti nellambito delle applicazioni della Terapia del Benessere. Per il momento riteniamo che questa nuova scala sia un buono strumento di screening, di agile somministrazione da proporre agli operatori italiani per valutare la salute mentale positiva a livello della popolazione generale.

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[Ricevuto il 19 marzo 2010] [Accettato il 14 luglio 2010]Measuring mental well-being: Italian validation of the Warwick-Edinburgh Mental Well-Being Scale (WEMWBS) Summary. This article describes the Italian validation of a scale recently developed in UK to measure different aspects of positive mental health: the Warwick-Edinburgh Mental Well-Being Scale (WEMWBS). The Italian WEMWBS was administered to 345 subjects (46.7% males) aged 18 to 80 years (mean age = 39.90). One year later the scale was completed by a 52-subjects independent group aged 19-78 years (50% males; mean age 40.94) to assess one week test-retest reliability. Confirmatory factor analysis supported a single factor hypothesis (CFI = .92, RMSEA = .06, SRMR = .08), although the Italian validation suggested that two items should be eliminated. A Cronbachs alpha of 0.87 and a one-week test-retest of 0.80 indicated a good reliability as both internal consistency and stability. The scale was sufficiently free from the effect of social desirability (r = 0.15), and showed high correlations with other mental health and well-being scales (p < 0.01). The Italian WEMWBS showed good psychometric qualities. As a short scale, it is an appropriate tool for monitoring mental well-being at a population level. Keywords: well-being, mental health, hedonic and eudaimonic well-being. La corrispondenza va inviata a Paola Gremigni, Dipartimento di Psicologia, Universit di Bologna, viale Berti Pichat 5, 40127 Bologna. E-mail: paola.gremigni2@unibo.it

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