Stile repressore e benessere: Discussione finale

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Discussione finale

Le analisi effettuate mostrano risultati interessanti; in accordo con la mia ipotesi, chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto ai test sul benessere e sulla qualità di vita (WEMWBS, WHO-5, PANAS, PGWBI e PWBS).

La divisione ulteriore effettuata in base alla classificazione di Weinberger ha permesso di ottenere maggiori informazioni circa l’influenza di ognuna delle possibili combinazioni tra ansia e desiderabilità sociale.

Nell’analisi fatta con lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala del benessere psicologico della WEMWBS fra i quattro gruppi di Weinberger (AltaSD-AltaANSIA; AltaSD-BassaANSIA; BassaSD-BassaANSIA; BassaSD-AltaANSIA), il sottogruppo dei repressori (AltaSD-BassaANSIA) mostra al test il punteggio più alto rispetto ai restanti tre gruppi.

Un po’ diversi sono i risultati ottenuti dall’analisi effettuata attraverso il WHO-5, che ha lo scopo di valutare la qualità di vita; in questo caso il sottogruppo che ottiene il più alto punteggio alla scala è quello della “BassaSD-BassaANSIA”, ma le differenze significative sono date solo dalla componente dell’ansia e cioè i gruppi con bassa ansia riportano un punteggio al benessere più elevato.

Le differenze di risultato, rispetto a quello ottenuto alla WEMWBS, potrebbero essere dovute alla diversa dimensione misurata dal WHO-5 ovvero la qualità di vita, che sebbene sia un concetto correlato al benessere non è comunque uguale.

É interessante quindi notare che, tra le 2 componenti che costituiscono lo stile repressore, quella che influenza maggiormente la variabile dipendente è l’ansia, poiché, i gruppi che presentano AltaANSIA riportano differenze significative rispetto ai due gruppi con BassaANSIA, indipendentemente dalla bassa o alta Desiderabilità Sociale, mentre non risultano differenze significative tra i gruppi “AltaSD-BassaANSIA” e “BassaSD-BassaANSIA”. In generale si può affermare che i soggetti che riportano alti livelli di ansia, indipendentemente dal grado di desiderabilità sociale, riferiscono un peggior livello di benessere psicologico, mentre gli altri sottogruppi, che possiedono una BassaANSIA, ottengono i punteggi più elevati.

L’esame delle differenze tra gruppi suddivisi in base alla variabile “sesso” offre risultati non omogenei; in effetti anche in base alla letteratura di riferimento non avevamo particolari aspettative (Andrew & Withney, 1976; Campbell et al., 1976).

In generale, sembra comunque che il campione femminile mostri meno benessere rispetto a quello maschile; alla WEMWBS, al PGWBI e al WHO-5 i maschi ottengono punteggi più alti, rispetto alle femmine, in modo non significativo nelle prime due e significativo nell’altra scala; al PANAS-N, atto a valutare l’affetto negativo, l’effetto del sesso appare significativo, nel senso che i soggetti maschi ottengono un punteggio più basso, che quindi indica un maggior benessere, mentre al PANAS-P, che valuta l’affetto positivo, le femmine mostrano punteggi più alti, anche se non significativamente.

Alla PWBS, all’interno delle sottoscale “crescita personale”, “autoaccettazione” e “scopo nella vita”, i maschi ottengono un punteggio più elevato, anche se non significativo, forse perché è socialmente qualificante per gli uomini mostrare di avere ambizioni e di sapere ciò che vogliono ottenere dalla vita; queste certezze offrono loro un certo grado si sicurezza che è alla base della completa accettazione di se stessi. Tali risultati sono in accordo con quelli di Ruini, Ottolini, Rafanelli, Ryff e Fava (2003).

L’effetto dell’età, considerata come covariata, non risulta avere effetti particolarmente significativi, se non alla sottoscala della crescita personale della PWBS: in effetti sembrerebbe logica tale relazione dato che quest’ultima coinvolge sentimenti di crescita, nuove esperienze e il raggiungimento di una più alta conoscenza di se stessi.

L’effetto dall’altra covariata presa in considerazione, ovverola scolarizzazione, sembra essere significativo nella sottoscala della crescita ambientale, della padronanza ambientale e dello scopo nella vita. È’ infatti probabile che il fatto di aver conseguito il diploma o la laurea permetta di poter accedere a professioni che prevedono l’assunzione di maggiori responsabilità, in previsione di mete più alte da raggiungere e consenta anche di avere l’impressione di sentirsi più abili e capaci nel controllare e dominare l’ambiente; tali risultati sono in accordo con quelli ottenuti da Ruini, Ottolini, Rafanelli, Ryff e Fava (2003).

Infine, il fatto di essere sano o malato non ha riportato alcun effetto significativo, al contrario di ciò che avevamo ipotizzato; questo potrebbe essere spiegato dal fatto che i pazienti che formavano il campione, reclutati nelle sale d’aspetto dell’Ospedale, potevano trovarsi in quel particolare contesto semplicemente per un controllo, senza per questo motivo avere una patologia e sentirsi quindi malati.

Un’altra spiegazione potrebbe essere data dal campione molto specifico, ovvero reclutato in un’unica sala d’attesa, e poco numeroso.

© Stile repressore e benessere – Margherita Monti

Confronti nei punteggi del benessere psicologico PWBS

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Confronti nei punteggi del benessere psicologico (PWBS)

 

1) La prima analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla sottoscala dell’AUTONOMIA della PWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 128 soggetti, di cui 76 femmine (59,4%) e 52 maschi (40,6%).

La prima assunzione non è rispettata: la media dei residui della variabili dipendente è = a 0, il valore dell’asimmetria è compreso tra –1 e +1 (Skewness= – 0,670), ma il valore della Kurtosi non è compreso tra –1 e +1 (Kurtosi= 1,040).

Non ho potuto quindi procedere con l’analisi.

2) La seconda analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla sottoscala dell’AUTOACCETTAZIONE della PWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 128 soggetti, di cui 76 femmine (59,4%) e 52 maschi (40,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,411; Kurtosi= 0,388); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,057).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = -0,068 tra età e AUTOACCETTAZIONE; r = 0,150 tra scolarizzazione e AUTOACCETTAZIONE, p > 0,05); questo significa che non c’è relazione tra autoaccettazione, misurata con la PWBS, e l’età e la scolarizzazione. La variabilità nei punteggi dell’autoaccettazione è, quindi, indipendente dalle due covariate.

Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA senza le covariate.

Riporto di seguito la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 19.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla sottoscala dell’autoaccettazione, rispetto ai non repressori. Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi più alti rispetto alle femmine. Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 20.

Dalla tabella risulta che l’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti risulta non significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti delle variabili indipendenti sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE è significativo: F(1,124) = 7,945; p < 0,05; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla sottoscala dell’autoaccettazione del PWBS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,124) = 0,858; p = 0,356; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla sottoscala dell’autoaccettazione.

In conclusione lo stile ha un’influenza sui punteggi alla scala; nello specifico, chi adotta uno stile repressore ottiene un punteggio maggiore alla sottoscala dell’autoaccettazione del PWBS.

3) La terza analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla sottoscala della CRESCITA PERSONALE della PWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 128 soggetti, di cui 76 femmine (59,4%) e 52 maschi (40,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,285; Kurtosi= 0,251); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,148).

La prima assunzione di ANCOVA risulta rispettata (r = 0,001 tra età e CRESCITA PERSONALE; r = 0,001 tra scolarizzazione e CRESCITA PERSONALE, p < 0,0001); questo significa che c’è una relazione tra crescita personale, misurata con la PWBS, e l’età e la scolarizzazione.

La seconda assunzione di ANCOVA risulta rispettata, ovvero non c’è interazione tra le variabili indipendenti e le covariate (p > 0,05).

Ho potuto quindi procedere con ANCOVA utilizzando le covariate.

Riporto di seguito la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 21.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla sottoscala della crescita personale, rispetto ai non repressori. Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi più alti rispetto alle femmine. Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 22.

Dalla tabella risulta che l’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti non è significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti delle variabili indipendenti sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE non è significativo: F(1,123) = 2,526; p = 0,115; lo stile repressore  non influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla sottoscala della crescita personale del PWBS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,123) = 0,315; p = 0,576; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla sottoscala della crescita personale.

L’effetto delle covariate ETÁ e SCOLARIZZAZIONE risulta significativo (p < 0,05).

In conclusione lo stile e il sesso non influenzano i punteggi alla scala, mentre le covariate età e scolarizzazione hanno un effetto significativo.

4) La quarta analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla sottoscala della PADRONANZA AMBIENTALE della PWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 128 soggetti, di cui 76 femmine (59,4%) e 52 maschi (40,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,341; Kurtosi= -0,092); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,184).

La prima assunzione di ANCOVA risulta rispettata (r = 0,032 tra età e PADRONANZA AMBIENTALE; r = 0,002 tra scolarizzazione e PADRONANZA AMBIENTALE, p < 0,05); questo significa che c’è una relazione tra padronanza ambientale, misurata con la PWBS, e l’età e la scolarizzazione.

La seconda assunzione di ANCOVA risulta rispettata, ovvero non c’è interazione tra le variabili indipendenti e le covariate (p > 0,05).

Ho potuto quindi procedere con ANCOVA utilizzando le covariate.

Riporto di seguito la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 23.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla sottoscala della padronanza ambientale, rispetto ai non repressori. Inoltre le femmine riportano punteggi più alti rispetto ai maschi. Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 24.

Dalla tabella risulta che l’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti risulta non significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti delle variabili indipendenti sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE è significativo: F(1,123) = 12,336; p = 0,001; lo stile repressore  influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla sottoscala della padronanza ambientale del PWBS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,123) = 0,341; p = 0,560; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla sottoscala della padronanza ambientale.

L’effetto delle covariate ETÁ non risulta significativo (p > 0,05), mentre l’effetto della SCOLARIZZAZIONE risulta significativo (p < 0,05).

In conclusione lo stile e la covariata “scolarizzazione” influenzano significativamente i punteggi alla sottoscala della padronanza ambientale del PWBS.

Riporto qui sotto la tabella delle medie marginali attese, ovvero le stime delle Medie corrette in base all’effetto della covariata.

Tabella 25.

Le Medie marginali attese indicano punteggi inferiori nella V.D. del gruppo dei non repressori rispetto al gruppo dei repressori, indipendentemente dall’influenza della covariata.

5) La quinta analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla sottoscala delle RELAZIONI POSITIVE della PWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 128 soggetti, di cui 76 femmine (59,4%) e 52 maschi (40,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,410; Kurtosi= -0,502); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,650).

La prima assunzione di ANCOVA risulta rispettata (r = 0,016 tra età e RELAZIONI POSITIVE; r = 0,011 tra scolarizzazione e RELAZIONI POSTIVE, p < 0,05); questo significa che c’è una relazione tra relazioni positive , misurata con la PWBS, e l’età e la scolarizzazione.

La seconda assunzione di ANCOVA risulta rispettata, ovvero non c’è interazione tra le variabili indipendenti e le covariate (p > 0,05).

Ho potuto quindi procedere con ANCOVA utilizzando le covariate.

Riporto di seguito la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 26.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla sottoscala della padronanza ambientale, rispetto ai non repressori. Inoltre le femmine riportano punteggi più alti rispetto ai maschi. Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 27

Dalla tabella risulta che l’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti risulta non significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti delle variabili indipendenti sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE è significativo: F(1,123) = 6,887; p = 0,010; lo stile repressore  influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla sottoscala delle relazioni positive del PWBS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,123) = 0,448; p = 0,505; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla sottoscala delle relazioni positive .

L’effetto delle covariate ETÁ e SCOLARIZZAZIONE non risulta significativo (p > 0,05), In conclusione lo stile influenza significativamente i punteggi alla sottoscala delle relazioni positive  del PWBS, nello specifico chi adotta uno stile repressore.

6) La sesta analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla sottoscala dello SCOPO DI VITA della PWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 128 soggetti, di cui 76 femmine (59,4%) e 52 maschi (40,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sonoentrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,425; Kurtosi= -0,194); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione non risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi non è omogenea (test di Levene, p < 0,05).

Ho verificato la seconda assunzione solo con lo stile, ma il test di Levene non risultava rispettato (test di Levene, p < 0,05); ho verificato allora l’assunzione solo col sesso e risulta rispettata (test di Levene, p = 0,448).

Ho proceduto poi verificando la seconda assunzione di ANOVA con i due sottogruppi repressori e non repressori: per i primi non risulta rispettata ( p < 0,05), mentre per i non repressori risulta rispettata (test di Levene, p = 0,886).

Le mie analisi hanno quindi solo coinvolto il gruppo dei non repressori.

La prima assunzione di ANCOVA risulta rispettata (r = 0,022 tra età e SCOPO DI VITA; r < 0,0001 tra scolarizzazione e SCOPO DI VITA, p < 0,05); questo significa che c’è una relazione tra scopo di vita, misurata con la PWBS, e l’età e la scolarizzazione.

La seconda assunzione di ANCOVA risulta rispettata, ovvero non c’è interazione tra le variabili indipendenti e le covariate (p > 0,05).

Ho potuto quindi procedere con ANCOVA utilizzando le covariate.

Riporto di seguito la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 28.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che i maschi hanno un punteggio più alto alla sottoscala.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 29.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,102) = 0,068; p = 0,794; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla sottoscala dello scopo di vita.

L’effetto delle covariate ETÁ non risulta significativo (p > 0,05).

L’effetto della covariata SCOLARIZZAZIONE risulta significativo (p = 0,10).

In conclusione solo la covariata “scolarizzazione” influenza significativamente i punteggi alla sottoscala dello scopo di vita  del PWBS.

© Stile repressore e benessere – Margherita Monti

 

 

Confronti nei punteggi del benessere psicologico PGWBI

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Confronti nei punteggi del benessere psicologico (PGWBI)

 

1) L’analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala del benessere psicologico del PGWBI fra repressori e non repressori, sani o malati, e maschi e femmine, utilizzando come covariate l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione è formato da 129 soggetti di cui 77 femmine (59,7%) e 52 maschi (40,3%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabile dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,542; Kurtosi= – 0,16; questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,473).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = -0,108 tra età e PGWBI; r = 0,151 tra scolarizzazione e PGWBI, p > 0,05); questo significa che non c’è relazione tra qualità di vita, misurata con il PGWBI, e l’età e la scolarizzazione. La variabilità nei punteggi della qualità di vita è, quindi, indipendente dalle due covariate.

Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA senza le covariate.

Riporto ora la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 17.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla scala del benessere psicologico, rispetto ai non repressori. Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi più alti rispetto alle femmine. Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 18.

Dalla tabella risulta che l’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti risulta non significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti delle variabili indipendenti sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE è significativo: F(1,125) = 6,72; p = 0,01; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere del PGWBI.

L’effetto del SESSO non è significativo, anche se molto vicino alla significatività: F(1,125) = 3,87; p = 0,051;  di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere psicologico.

In conclusione lo stile ha un’influenza sui punteggi alla scala; nello specifico, chi adotta uno stile repressore ottiene un punteggio maggiore alla scala del benessere psicologico.

© Stile repressore e benessere – Margherita Monti

 

 

Confronti nei punteggi del benessere soggettivo PANAS

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Confronti nei punteggi del benessere soggettivo (PANAS)

 

1) La prima analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala dell’affetto positivo (PA), del PANAS, fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato, e maschi e femmine, utilizzando come covariate l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 215 soggetti, di cui 132 femmine (61,4%) e 83 maschi (38,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,3; Kurtosi= – 0,02); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,255).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = -0,08 tra età e PANAS-P; r = 0,102 tra scolarizzazione e PANAS-P, p > 0,05); questo significa che non c’è relazione tra affetto positivo, misurato con la PANAS, e l’età e la scolarizzazione.

La variabilità nei punteggi del benessere psicologico è, quindi, indipendente dalle due covariate.

Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA, senza le covariate.

Riporto ora la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 13.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla scala dell’affetto positivo, rispetto ai non repressori.

Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi maggiori rispetto alle femmine.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 14.

L’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti non risulta significativo (p > 0,05).

Dalla tabella risulta che l’effetto dello STILE è significativo: F(2,210) = 6,102; p 0,003; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala dell’affetto positivo del PANAS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,210) = 3,23; p = 0,074; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla scala.

In conclusione lo stile influenza significativamente i punteggi alla scala dell’affetto positivo; nello specifico chi possiede uno stile repressore ottiene un punteggio più alto.

2) La seconda analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala dell’affetto negativo (NA), del PANAS, fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato, e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il sottocampione a cui si fa riferimento in questa analisi è composto da 215 soggetti, di cui 132 femmine (61,4%) e 83 maschi (38,6%).

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness=  0,502; Kurtosi= – 0,006); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,132).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r =  0,069 tra età e PANAS-N; r = -0,008 tra scolarità e PANAS-N, p > 0,05); questo significa che non c’è relazione tra affetto negativo, misurato con la PANAS, e l’età e la scolarizzazione. La variabilità nei punteggi del benessere psicologico è, quindi, indipendente dalle due covariate.

Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA, senza le covariate.

Riporto ora la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 15.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più basso alla scala dell’affetto negativo rispetto ai non repressori.

Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi più bassi rispetto alle femmine.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 16.

L’effetto dell’interazione tra le variabili indipendenti non risulta significativo (p > 0,05).

Dalla tabella risulta che l’effetto dello STILE è significativo: F(2,210) = 6,555; p = 0,002; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala dell’affetto negativo, rispetto ai non repressori.

L’effetto del SESSO risulta significativo: F(1,210) = 6,163; p = 0,014; di conseguenza la variabile sesso influenza in maniera significativa i punteggi alla scala.

In conclusione, lo stile e l’età influenzano significativamente i punteggi alla scala dell’affetto negativo del PANAS; nello specifico chi adotta uno stile repressore ottiene un punteggio più basso, così come i soggetti di sesso maschile.

© Stile repressore e benessere – Margherita Monti

 

 

Confronti nei punteggi della qualità di vita WHO-5

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Confronti nei punteggi della qualità di vita (WHO-5)

 

1) La prima analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala della qualità di vita del WHO-5 fra repressori e non repressori, sani o malati, e maschi e femmine, utilizzando come covariate l’età e gli anni d’istruzione.

Il campione è composto da 265 soggetti di cui 156 (58,9 %) sono femmine e 109 (41,1 %) maschi.

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabile dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,33; Kurtosi= 0,44); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,617).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = -0,066 tra età e WHO-5; r = 0,048 tra scolarizzazione e WHO-5, p > 0,05); questo significa che non c’è relazione tra qualità di vita, misurata con il WHO-5, e l’età e la scolarizzazione. La variabilità nei punteggi della qualità di vita è, quindi, indipendente dalle due covariate.

Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA senza le covariate.

Riporto ora la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 7.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla scala sulla qualità di vita, rispetto ai non repressori. Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi maggiori rispetto alle femmine e i sani rispetto ai malati.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 8.

Dalla tabella risulta che l’effetto delle interazioni tra le variabili indipendenti non risulta significativo (p > 0,05).

L’effetto dello STILE è significativo: F(2,254) = 4,640; p = 0,01; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala della qualità di vita del WHO-5.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,254) = 2,649; p = 0,105; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla scala.

L’effetto del GRUPPO (sani o malati) non risulta significativo: F(1,254) = 0,445; p = 0,505; la condizione sano o malato non influenza, quindi,  in maniera significativa i punteggi alla scala della qualità di vita.

In conclusione lo stile influenza significativamente i punteggi alla scala del benessere psicologico; nello specifico chi possiede uno stile repressore ottiene un punteggio più alto.

2) La seconda analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala della qualità di vita del WHO-5 fra i quattro gruppi divisi in base alla tipologia di stile di riposta di Weinberger (AltaSD-AltaANSIA; AltaSD-BassaANSIA; BassaSD-BassaANSIA; BassaSD-AltaANSIA), sani e malati, maschi e femmine, utilizzando come covariate l’età e il sesso.

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,33; Kurtosi= 0,44); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconde assunzione è rispettata per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p= 3,87).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = -0,066 tra età e WHO-5; r = 0,048 tra scolarizzazione e WHO-5, p > 0,05). Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA senza le covariate.

Riporto ora la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 9.

In questa tabella risulta che chi ha, oltre che una bassa ANSIA, anche una bassa SD, ha un punteggio migliore al WHO-5, anche rispetto al gruppo dei repressori (altaSDbassaA).

Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi maggiori rispetto alle femmine e i sani rispetto ai malati.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 10.

L’effetto delle interazioni tra le variabili indipendenti non risulta significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti principali sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE risulta significativo: F(4,247) = 8,589; p < 0,0001; lo stile di coping influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala del WHO-5.

Dalla tabella emerge che l’effetto del SESSO risulta significativo: F(1,247) = 4,423; p = 0,036. Il sesso influenza in modo significativo i punteggi alla scala della qualità di vita.

L’effetto del GRUPPO non risulta significativo: F(1,247) = 2,509; p = 0,114. La condizione sano o malato non influenza significativamente i punteggi alla scala.

In questo caso risultano avere un’influenza significativa, nei punteggi al WHO-5, lo stile di risposta, nello specifico chi possiede una bassa ANSIA e una bassa SD, e il sesso, nello specifico i soggetti maschi ottengono punteggi più alti rispetto alle femmine.

Per verificare fra quali gruppi esistono differenze significative occorre osservare i risultati della tabella dei confronti multipli o Post hoc:

Tabella 11.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDaltaA” e quelli di “altaSDbassaA” è = -3,41 e risulta significativa per p = 0,001.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDaltaA” e quelli di “bassaSDaltaA” non risulta significativa (p > 0,05).

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDaltaA” e quelli di “bassaSDbassaA” è = -3,85 e risulta significativa per p < 0,0001.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDbassaA” e quelli di “bassaSDaltaA” è = 5,07 e risulta significativa per p < 0,0001.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDbassaA” e quelli di “bassaSDbassaA” non risulta significativa (p > 0,05).

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “bassaSDaltaA” e quelli di “bassaSDbassaA” è = -5,51 e risulta significativa per p< 0,0001.

Come evidenziato nell’analisi sul punteggio della WEMWBS, tra le 2 componenti che costituiscono lo stile repressore, quella che influenza maggiormente la v.d. è l’ansia, poiché, i gruppi che presentano altaA riportano differenze significative rispetto ai due gruppi con bassaA, indipendentemente dalla bassa o alta SD, mentre non risultano differenze significative tra i gruppi “altaSDbassaA” e “bassaSDbassaA”.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive si nota che i gruppi aventi un altaA riportano medie significativamente più basse al punteggio al WHO-5 (altaSDaltaA= 12,60; bassaSDaltaA= 10,93) rispetto ai gruppi con bassaA (altaSDbassaA= 16; bassaSDbassaA= 16,44). Si nota che le persone con stile bassaSDbassaA riportano un punteggio alla qualità di vita più alto rispetto agli altri 3 gruppi, ma le differenze significative sono date solo dalla componente dell’ansia e cioè i gruppi con bassa ansia riportano un punteggio più elevato.

Tabella 12.

La tabella raggruppa i sottogruppi in insiemi fra loro omogenei rispetto alle differenze dei punteggi medi nella VD, inserendo nello stesso insieme i gruppi che hanno medie non significativamente diverse fra loro.

Il primo insieme è formato dai gruppi “bassaSDaltaA” “altaSDaltaA” che hanno medie fra loro non significativamente diverse per p > 0,05.

Il secondo insieme è formato daigruppi “bassaSDbassaA”, “altaSDbassaA” e “altaSDaltaA” che hanno medie fra loro non significativamente diverse per p > 0,05.

Il gruppo altaSDaltaA viene compreso in entrambi gli insiemi perché ha punteggi intermedi, non diversi dal primo insieme ne dal secondo.

© Stile repressore e benessere – Margherita Monti

 

 

 

 

Confronti nei punteggi del benessere psicologico (WEMWBS)

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Confronti nei punteggi del benessere psicologico (WEMWBS)

 

1) La prima analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala del benessere psicologico della WEMWBS fra repressori e non repressori, condizione di sano o malato e maschi e femmine, utilizzando come covariata l’età e gli anni d’istruzione.

Il campione è composto da 265 soggetti di cui 156 (58,9 %) sono femmine e 109 (41,1 %) maschi.

La primaassunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,55; Kurtosi= 0,76); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,139).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = 0,088 tra età e WEMWBS; r = -0,041 tra scolarizzazione e WEMWBS, p > 0,05); questo significa che non c’è relazione tra benessere psicologico, misurato con la WEMWBS, e l’età e la scolarizzazione. La variabilità nei punteggi del benessere psicologico è, quindi, indipendente dalle due covariate.

Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA senza le covariate.

Riporto di seguito la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F:

Tabella 1.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla scala del benessere, rispetto ai non repressori.

Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi più alti rispetto alle femmine e i malati rispetto ai sani.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 2.

Dalla tabella risulta che l’effetto delle interazioni tra le variabili indipendenti risulta non significativo (p > 0,05), pertanto gli effetti delle variabili indipendenti sono indipendenti fra loro.

L’effetto dello STILE è significativo: F(2,253) = 11,941; p < 0,0001; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere della WEMWBS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,253) = 3,549; p = 0,61; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere psicologico.

L’effetto del GRUPPO (sani o malati) non risulta significativo: F(1,253) = 0,003; p = 0,954; la condizione sano o malato non influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere psicologico.

In conclusione lo stile ha un’influenza sui punteggi alla scala; nello specifico, chi adotta uno stile repressore ottiene un punteggio maggiore alla scala del benessere psicologico.

2) La seconda analisi ha lo scopo di valutare le differenze nei punteggi alla scala del benessere psicologico della WEMWBS fra i quattro gruppi divisi in base alla tipologia di stile di riposta di Weinberger (AltaSD-AltaANSIA; AltaSD-BassaANSIA; BassaSD-BassaANSIA; BassaSD-AltaANSIA), sani e malati, maschi e femmine, utilizzando come covariate l’età e gli anni d’istruzione.

Il campione è composto da 265 soggetti di cui 156 (58,9 %) sono femmine e 109 (41,1 %) maschi.

La prima assunzione è rispettata, per cui la media dei residui della variabili dipendente è = a 0 e i valori dell’asimmetria e della curtosi sono entrambi compresi tra –1 e +1 (Skewness= – 0,55; Kurtosi= 0,76); questo indica che la distribuzione è simile ad una curva normale.

La seconda assunzione risulta rispettata, per cui la varianza dei gruppi è omogenea (test di Levene, p = 0,495).

La prima assunzione di ANCOVA non risulta rispettata (r = 0,153 tra età e WEMWBS; r = 0,512 tra scolarizzazione e WEMWBS, p > 0,05).  Ho proceduto quindi utilizzando ANOVA senza le covariate.

Riporto ora la tabella delle statistiche descrittive e del test Omnibus F.

Tabella 3.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive, emerge che chi adotta uno stile repressore riporta un punteggio più alto alla scala del benessere, rispetto agli altri tre sottogruppi.

Inoltre i soggetti maschi riportano punteggi maggiori rispetto alle femmine e i malati rispetto ai sani.

Per valutare se queste differenze sono significative, ho osservato i risultati del test Omnibus F:

Tabella 4.

Dalla tabella risulta che l’effetto delle interazioni tra le variabili indipendenti risulta non significativo (p > 0,05).

L’effetto dello STILE è significativo: F(4,246) = 15,5; p < 0,0001; lo stile repressore influenza, quindi, in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere della WEMWBS.

L’effetto del SESSO non è significativo: F(1,246) = 3,206; p = 0,75; di conseguenza la variabile sesso non influenza in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere psicologico.

L’effetto del GRUPPO (sani o malati) non risulta significativo: F(1,246) = 0,688; p = 0,408; la condizione sano o malato non influenza, quindi,  in maniera significativa i punteggi alla scala del benessere psicologico.

In conclusione lo stile influenza significativamente i punteggi alla scala del benessere psicologico; in generale si nota come chi possiede una bassa ansia ha punteggi più alti alla scala; nello specifico chi possiede anche un’alta desiderabilità (stile repressore), ottiene il punteggio più alto rispetto agli altri tre gruppi.

Per verificare fra quali gruppi esistono differenze significative occorre osservare i risultati della tabella dei confronti multipli o Post hoc:

Tabella 5.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDaltaA” e quelli di “altaSDbassaA” è = -6,33 e risulta significativa per p < 0,0001.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDaltaA” e quelli di “bassaSDaltaA” non risulta significativa (p > 0,05).

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDaltaA” e quelli di “bassaSDbassaA” è = -4,51 e risulta significativa per p = 0,003.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDbassaA” e quelli di “bassaSDaltaA” è = 8,43 e risulta significativa per p < 0,0001.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “altaSDbassaA” e quelli di “bassaSDbassaA” non risulta significativa.

La differenza tra i punteggi medi dello stile di risposta “bassaSDaltaA” e quelli di “bassaSDbassaA” è = -6,61 e risulta significativa per p< 0,0001.

Tra le 2 componenti che costituiscono lo stile repressore, quella che influenza maggiormente la v.d. è l’ansia, poiché, i gruppi che presentano altaA riportano differenze significative rispetto ai due gruppi con bassaA, indipendentemente dalla bassa o alta SD, mentre non risultano differenze significative tra i gruppi “altaSDbassaA” e “bassaSDbassaA”.

Osservando la tabella delle statistiche descrittive si nota che i gruppi aventi un altaA riportano medie significativamente più basse al punteggio della WEMWBS (altaSDaltaA= 39,82; bassaSDaltaA= 37,72) rispetto ai gruppi con bassaA (altaSDbassaA= 46,15; bassaSDbassaA= 44,32). Si nota, inoltre, che le persone con stile repressore riportano un punteggio al benessere più alto rispetto agli altri 3 gruppi, ma le differenze significative sono date solo dalla componente dell’ansia e cioè i gruppi con bassa ansia riportano un punteggio al benessere più elevato.

Tabella 6.

La tabella riportata raggruppa i sottogruppi in insiemi fra loro omogenei rispetto alle differenze dei punteggi medi nella VD, inserendo nello stesso insieme i gruppi che hanno medie non significativamente diverse fra loro.

Il primo insieme è formato dai gruppi “bassaSDaltaA” e “altaSDaltaA” che hanno medie fra loro non significativamente diverse per p > 0,05.

Il terzo insieme è formato dai gruppi “bassaSDbassaA” e “altaSDbassaA” che hanno medie fra loro non significativamente diverse per p > 0,05.

I soggetti che hanno riportato alti livelli di ansia, indipendentemente dal grado di desiderabilità sociale, riportano un peggior livello di benessere psicologico, come era logico aspettarsi. Invece i soggetti con stile repressore riportano un grado di benessere psicologico e di ansia analogo a quello delle persone non ansiose e non represse (con bassa desiderabilità sociale), proprio perché lo stile repressore inibisce la rappresentazione del disagio emotivo.

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Procedure, Analisi dei dati e Risultati

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Procedure

Questa ricerca si basa su uno studio predittivo. I soggetti che formano il campione totale sono stati reclutati con modalità diverse: alcuni presso l’Unità Operativa di Pneumotisiologia in un’Ausl di Bologna in qualità di pazienti, alcuni reclutati, al termine delle lezioni, in varie facoltà universitarie presso Bologna  e Cesena e altri ancora in diversi luoghi pubblici. I soggetti hanno accettato di compilare i questionari, dopo essere stati informati della finalità della ricerca e dell’anonimato assicurato loro.

In relazione all’Unità Operativa di Pneumotisiologia, è stato presentato un progetto di ricerca, approvato poi dal comitato etico, che ha permesso l’accesso alle sue strutture.

I soggetti si sono dimostrati molto disponibili, e per questo motivo la somministrazione è potuta procedere senza impedimenti.

Analisi dei dati

Il tipo di test utilizzato in questa ricerca per testare le ipotesi è, dove è stato possibile,  ANCOVA univariata, utile per affrontare il problema della variabilità non desiderata dovuta a variabili di disturbo (covariate) e per verificare se la variabile indipendente  che divide il campione in gruppi ha un effetto sulla variabile dipendente aldilà dell’influenza di un’altra variabile indipendente associata alla prima.

Laddove non è stato possibile utilizzare ANCOVA poiché la prima assunzione non risultava rispettata, ho proceduto utilizzando ANOVA univariata, per confronto tra gruppi. Per entrambe leanalisi ho utilizzato il Modello Lineare Generalizzato.

Il programma software usato è Statistical Package for Social Science (SPSS).

Risultati

L’obiettivo della ricerca è quello di valutare l’influenza e l’impatto delle variabili stile repressore e non repressore, sesso, condizione sano-malato, utilizzando l’età e gli anni d’istruzione come covariate, ovvero come variabili di disturbo, sulla percezione del benessere psicologico e della qualità di vita nei soggetti reclutati.

Ho utilizzato, dunque, come variabili indipendenti lo stile di coping, usando i quattro stili della divisione di Weinberger oppure usando semplicemente stile repressore e stile non repressore in base all’ampiezza del campione, il sesso e la condizione di sano o malato, a seconda se il soggetto presenta o meno patologie di natura fisica. Ho inoltre usato l’età e gli anni di istruzione come covariate.

L’ulteriore divisione dello stile di coping ci permette di avere quattro gruppi anziché due e quindi di ottenere maggiori informazioni circa l’influenza di ognuna delle possibili combinazioni tra ansia e desiderabilità sociale.

Le variabili dipendenti che ho impiegato sono invece i punteggi medi ai diversi test somministrati ai soggetti con lo scopo di valutare il benessere psicologico e la qualità di vita, così come sono percepiti dagli stessi.

Per ogni analisi effettuata ho verificato le due principali assunzioni di ANOVA univariata, e, per poter utilizzare le due covariate, ho esaminato le assunzioni di ANCOVA univariata.

Le assunzioni di ANOVA sono:

Gli errori della variabile dipendente (VD) devono avere distribuzione normale e media = 0.

La varianza degli errori della VD deve essere uguale in ogni gruppo (omoschedasticità).

Nel caso in cui la seconda assunzione di ANOVA non risulti rispettata, ho proceduto ad analisi separate per sottogruppi.

Le assunzioni di ANCOVA sono:

La variabile dipendente e la covariata devono essere fra loro correlate.

Non c’è interazione tra la variabile indipendente e la covariata.

Nel caso in cui la prima assunzione di ANCOVA non risulti rispettata, ho proceduto utilizzando ANOVA univariata, eliminando dalle analisi successive le covariate che non risultano correlate con la variabile dipendente.

Il livello di significatività che ho accettato per le mie analisi è p < 0,05.

Riporterò di seguito solo i test le cui analisi risultano significative; per gli altri ho dovuto accettare l’ipotesi nulla che non vi siano differenze significative nei punteggi medi ai diversi test, fra gruppi, rispetto allo stile di risposta, al sesso e alla condizione sano-malato.

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Strumenti per misurare la qualità di vita SF-12

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Strumenti per misurare la qualità di vita: Short Form-12 (SF-12)

Il questionario sulla salute SF-12 (Ware, Kosinski, & Keller, 1996) è stato sviluppato originariamente negli Stati Uniti per fornire una forma alternativa breve al questionario sf-36 (Ware, Snow, Kosinski, & Gandek, 1993).

L’SF-12 è composto da 12 item (ricavati dai 36 del questionario originale SF-36) che producono due misure relative a due diversi aspetti della salute: salute fisica e salute mentale.

L’SF-12 è formato da 4 scale (funzionamento fisico, ruolo e salute fisica, ruolo e stato emotivo, salute mentale) misurate da 2 item ciascuna e da 4 scale misurate ognuna da un item (dolore fisico, vitalità, attività sociali e salute in generale).

Al soggetto viene chiesto di rispondere su come si sente e su come riesce a svolgere le attività consuete, valutando la giornata in cui compila il questionario e le 4 settimane precedenti.

Esempi di item sono “La sua salute la limita attualmente nello svolgimento di attività di moderato impegno fisico, come spostare un tavolo, usare l’aspirapolvere, giocare a bocce, fare un giro in bicicletta?”, “Nelle ultime 4 settimane, a causa del suo stato emotivo, ha reso meno di quanto avrebbe voluto?”, “Nelle ultime 4 settimane, per quanto tempo si è sentito calmo e sereno?”.

La sua compilazione non richiede più di 10 minuti, il che lo rende uno strumento molto utile, soprattutto con pazienti geriatrici.

La versione originale del questionario, validata e comparata con l’SF-36 negli Sati Uniti sia sulla popolazione generale che su un gruppo di adulti con condizioni croniche di malattia, ha dimostrato che gli item dell’indice di salute fisica dell’SF-12 sono i migliori predittori dell’indice di salute fisica dell’SF-36 e gli item dell’indice di salute mentale dell’SF-12 sono i migliori predittori dell’indice di salute mentale dell’SF-36.

La correlazione test-retest a distanza di due settimane risulta di .89 per l’indice di salute fisica e di .76 per l’indice di salute mentale.

Questo questionario è stato tradotto e adattato culturalmente in varie lingue e paesi europei, tra cui l’Italia, all’interno del progetto IQOLA.

In nove di questi paesi sono stati raccolti dati sulla popolazione generale ed è emerso un accordo tra lo standard americano e quelli dei singoli paesi nel ricavare gli indici sintetici.

Inoltre le differenze tra gli indici calcolati con l’SF-36 e quelli calcolati con i diversi SF-12 sono molto piccole (tra 0 e 1.5 punti in ciascun paese).

La versione italiana è stata poi valutata anche all’interno del progetto MiOS, dal quale è emersa una associazione positiva tra i punteggi dell’indice di salute fisica e quelli dell’indice di salute mentale ed i rispettivi item. Inoltre è stato riscontrato un alto grado di accettabilità da parte dei soggetti (con una percentuale di rispondenti compresa tra 63% e 100%).

Un altro dato emerso da questo progetto è l’impatto del fattore età che si presenta nella percezione della salute fisica e sembra essere minore nella percezione della salute mentale.

Questo studio suggerisce che la versione italiana dell’SF-12 ha una buona validità, ma anche che serve un maggior approfondimento per quanto riguarda l’impatto delle varie modalità di somministrazione.

L’SF-12 è stato utilizzato, oltre che in setting clinici, anche in altri ambiti come, ad esempio, ricerche sull’influenza delle condizioni psicosociali lavorative sulla qualità di vita (Kudielka et al., 2005), in ricerche sull’utilità dell’SF-12 nel predire i dispendii medici (Fleishman, Cohen, Manning, & Kosinski, 2006).

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Strumenti per misurare la qualità di vita GHQ-12

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Strumenti per misurare la qualità di vita

General Health Questionnaire-12 items (GHQ-12)

Il benessere mentale è un determinante importante della salute e delle sue conseguenze sociali.

Il GHQ è stato elaborato allo scopo di individuare due principali categorie di problemi: l’incapacità di eseguire le proprie funzioni normali sane e la comparsa di nuovi fenomeni di natura stressante (Goldberg, 1979).

L’attenzione è focalizzata sul cambiamento nel normale funzionamento psichico del soggetto; il questionario infatti, non vuole indagare la presenza di disturbi psichici gravi come la schizofrenia o la depressione psicotica, ma valuta disturbi di personalità o patterns di adattamento associati al distress.

Nello specifico il GHQ consente di indagare la presenza di quattro elementi di distress: depressione, ansia, deterioramento sociale e ipocondria (indicata con sintomi somatici).

Goldberg ritiene che il suo approccio ai disturbi psichici si avvicini al livello minore nella scala dei disturbi psichici, descritta da Foulds e Bedford (1975) e chiamato “dystimic states”.

L’autore ritiene che un individuo che incorre in uno di questi stati potrebbe dire di essere “disturbato”, emotivamente agitato e alterato rispetto al suo normale stato. La scala indaga quindi la presenza di disturbi psichiatrici di tipo non psicotico.

Valuta la presenza e la frequenza di una serie di sintomi non cronici di cui il soggetto ha sofferto nelle ultime settimane. Il questionario comprende item costituiti da affermazioni positive e che quindi descrivono stati psicologici connotati positivamente o attività quotidiane (ad esempio: “capacità a concentrarsi”o “sentirsi utili”), e da affermazioni negative che descrivono sintomi di disagio psicologico (per esempio: “perdita del sonno” o “incapacità a superare le difficoltà”).

Al soggetto è richiesto di confrontare la propria situazione attuale rispetto al suo stato psicologico abituale, scegliendo tra quattro modalità di risposta: “come al solito”, “più del solito”, “meno del solito”, “molto meno del solito”. In questo modo è possibile situare gli individui lungo un continuum i cui estremi sono costituiti da una condizione di benessere psicologico, visto come assenza di sintomi psichici e da una condizione di disordine psichico con diversi gradi di gravità.

Per quanto riguarda le caratteristiche psicometriche, l’attendibilità mostra il coefficiente di split-half reliability di .95 (Goldberg, 1978), mentre il coefficiente di test-retest reliability è di .76 (Goldberg & Williams, 1988).

Studi in Inghilterra, Australia e Spagna riportano coefficienti di correlazione tra il GHQ e la Clinical Interview Schedule compresi tra .76 e .81. Ricerche in Inghilterra e India hanno rilevato coeffcienti di correlazione tra il GHQ e il Present State Examination compresi tra .71 e .88 (Goldberg, 1978). La sensibilità del GHQ è del 95.7% e corrisponde alla proporzione di “casi” correttamente identificati dal questionario, mentre la specificità è del 87,8% e corrisponde alla proporzione di persone “normali” correttamente segnalate dal questionario (Goldberg, 1988).

Il questionario originale possiede 60 item, ma attualmente esistono anche diverse forme ridotte dello stesso: il GHQ-30, il GHQ-28, il GHQ-20 e il GHQ-12.

Per assegnare il punteggio alla scala, di solito, si utilizzano due metodi di scoring: il metodo “GHQ” ed il metodo “Likert”. Il primo procede dicotomizzando i punteggi e attribuendo il valore 0 nel caso di assenza del sintomo ed il valore 1 nel caso della presenza del sintomo: le risposte agli item sono codificate 0-0-1-1. Questo metodo di scoring permette solo di avere informazioni sul numero totale dei sintomi percepiti dal soggetto. Il metodo “Likert” prevede l’assegnazione di un punteggio 0-1-2-3 per le quattro modalità di risposta e permette di ottenere, all’interno del punteggio totale, alcune informazioni circa intensità e frequenza dei sintomi.

Goodchild e Duncan-Jones (1985) hanno proposto un nuovo metodo di scoring: il “CGHQ”. Gli autori hanno ipotizzato che la risposta “come al solito”, solitamente considerata come indicatore di salute, possa rilevare invece stati di cronicità nel caso di item negativi; di conseguenza hanno considerato gli item positivi come descrizione di stati momentanei e quelli negativi come descrizione di sintomi di lunga durata, ipotizzando l’esistenza di due sottoscale dovute alla natura diversa degli item e alle modalità di risposta adottata.

Secondo questo metodo le risposte agli item negativi sono codificate 0-1-1-1, mentre le risposta agli item positivi sono codificate 0-0-1-1. Gli autori di questa modalità di assegnazione ritengono che tale sistema vada a migliorare la capacità di screening del GHQ.

La versione più corta del GHQ a 12 item, è stata oggetto di diversi studi. E’ stata comparata con il GHQ-28 attraverso uno studio sui disordini psicologici in contesti medici, messo a punto dall’Organizzazione Mondiale della Sanità e che ha coinvolto 15 città differenti, dimostrando buone caratteristiche psicometriche (Goldberg et al.,1997).

In un’altra ricerca avente lo scopo di validare il GHQ-12 in un campione di donne indiane abitanti in UK, si è dimostrato che, comparandolo con la Rivised Clinical Interview Schedule, le sue soglie hanno una sensibilità del 96,7% e una specificità del 90% (Jacobs, Bhugra & Mann, 1997).

In un altro studio (Montazeri et al, 2003) l’obiettivo era tradurre il GHQ-12 nella lingua persiana e testarne validità e attendibilità.

Il campione era formato da 748 giovani dai 18 ai 25 anni a cui è stato somministrato anche un questionario con domande demografiche e una scala per la misura della qualità di vita (il EORTC QLQ-C30).

La consistenza interna è stata valutata col coefficiente di Cronbach mentre la validità è stata valutata usando la validità convergente. Le analisi hanno mostrato un risultato soddisfacente (alpha di Cronbach= 0.87). La validità convergente ha indicato una correlazione negativa fra il GHQ-12 e la misura della qualità di vita, come previsto (r= -0.56), indicando che coloro che sono più sofferenti mostrano minor livelli di qualità di vita.

Una ricerca con giovani adolescenti riporta che il GHQ-12 è una misura valida per questo tipo di popolazione; la batteria di test utilizzata comprende oltre al GHQ, misure della depressione, dell’ansia, dell’autostima, dello stress, dell’auto-efficacia, della desiderabilità sociale e dell’affettività negativa, dimostrando come una bassa autostima o sintomi depressivi possono minacciare la salute psicologica (Tait , French, & Hulse, 2003).

 

 

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Strumenti per misurare la qualità di vita WHO-5

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Strumenti per misurare la qualità di vita: Who-Five Well-Being Index (WHO-5)

Il WHO-5 è una misura unidimensionale del benessere psicologico; deriva da una scala più ampia sviluppata per un progetto dell’Organizzazione Mondiale della Sanità sulla qualità della vita in pazienti sofferenti di diabete (WHO, 1990).

La prima versione del Well-Being Index  è formata da 28 item, ma in seguito ad analisi psicometriche è stato ridotto a 22 item (Brandley, 1994).

Nello studio sul diabete è stato dimostrato essere uno strumento affidabile per misurare il benessere psicologico relativo alla salute e questo anche in popolazioni aventi altri disturbi cronici (WHO, 1995).

Nel corso di successive analisi, i 22 item sono stati ridotti a 10 a causa dell’omogeneità che avevano dimostrato tra i vari paesi europei coinvolti nello studio (Bech, 1996).

Poiché il benessere positivo deve includere quindi solo item formulati positivamente, i 10 item sono stati ulteriormente ridotti a 5 voci che fanno riferimento all’umore positivo (buon umore, rilassamento), alla vitalità (sentirsi attivi, svegli e riposati) e agli interessi generali (essere interessati a nuove cose) (Beck, 1998, 2001).

Il soggetto deve rispondere a ciascun item scegliendo fra sei opzioni, lungo una scala Likert che va da 0 (“mai”) a 5 (“sempre”). Alcuni esempi di item sono: “Mi sono sentito sveglio e di buon’umore”, “Mi sono sentito calmo e rilassato” o “ La mia vita di tutti i giorni è piena di cose che mi interessano”.

Il punteggio grezzo è ottenuto sommando le cifre nelle varie caselle e può variare da 0 a 25; in questo modo ad un più alto punteggio corrisponde una migliore valutazione del proprio benessere.

Se il soggetto ha totalizzato un punteggio inferiore a 13 o ha risposto con 0 ad uno dei cinque item, è raccomandabile somministrare un test specifico per la depressione.

Al fine di monitorare eventuali modifiche nella valutazione del benessere nel paziente, si utilizza la percentuale che si ottiene moltiplicando il punteggio per 4; una differenza del 10% indica un cambiamento significativo.

La validità interna è stata valutata utilizzando l’analisi non parametrica di Mokken e mostrando il coefficiente di omogeneità di Loevinger di .50.

Il WHO-5 è stato validato nella popolazione anziana che spesso presenta sintomi depressivi (Baldwin, Chiu & Katona, 2002), mostrando di avere una buona omogeneità e consistenza interna, equivalente alla versione più lunga della scala e dimostrando di essere uno strumento valido per il rilevamento della depressione (Monsignore, Barkow, Jessen & Heun, 2001).

In uno studio sui programmi di training per i medici di base, allo scopo di saper  riconoscere la depressione, Bakke (2004) ha trovato il WHO-5 una misura valida, da utilizzare anche per monitorare i risultati delle terapie antidepressive.

Il WHO-5 è stato comparato con il Sickness Impact Profile (SIP) di Folker e Jensen (2001), trovando lo strumento molto più facile da completare e più valido per pazienti con disturbi dell’umore o schizofrenici.

In un altro studio il WHO-5 è stato validato in pazienti adolescenti, col diabete di tipo 1;  l’analisi fattoriale conferma la struttura unidimensionale del test, l’alpha di Cronbach risulta essere di 0.82.

La validità concorrente è stata valutata e dimostrata calcolando i coefficienti di correlazione di Spearman e Pearson, tra i vari questionari utilizzati .IL WHO-5 si delinea quindi come uno strumento valido nel riconoscere problemi emotivi in giovani che soffrono di diabete (Wit, Pouwer, Gemke, Delemarre-van De Wall & Snoek, 2007).

© Stile repressore e benessere – Margherita Monti