Premessa

Il costrutto del narcisismo, per quanto ancora controverso, ha notevoli implicazioni non solo per la psicologia clinica (Kernberg, 1992; Kohut, 1971), ma anche per la psicologia sociale e delle differenze individuali (Baumeister, 1999). L’assenza di strumenti di misurazione del narcisismo applicabili da studiosi di differente formazione teorica e operanti in differenti contesti è stato uno dei fattori che ha rallentato la ricerca su questo aspetto della personalità.
Il Narcissistic Personality Inventory (NPI; Raskin e Hall, 1979; Raskin e Terry, 1988) è uno strumento autosomministrato, costruito per valutare il narcisismo in un’ottica dimensionale anche nelle popolazioni non cliniche. Anche se la scala non misura il Disturbo Narcisistico di Personalità, la concettualizzazione del narcisismo che ne è alla base si fonda sui criteri comportamentali per la personalità narcisistica inclusi nel DSM-III (American Psychiatric Association, 1980). Questo ne fa uno strumento potenzialmente interessante, dato che utilizza criteri applicabili anche in ambito clinico valutati secondo modalità dimensionali che lo rendono potenzialmente idoneo per una utilizzazione anche nell’ambito sociale e delle differenze individuali. Inoltre si basa su una definizione del narcisismo dichiaratamente ateoretica (American Psychiatric Association, 1980) – o forse sarebbe meglio dire trans-teoretica – che rappresenta un “lingua comune” sia della clinica, sia della ricerca. Questo fa dell’NPI uno strumento che può essere utilizzato da parte di ricercatori di diverso orientamento teorico, consentendo la comparazione dei risultati e lo scambio delle informazioni scientifiche.
Il costrutto soggiacente all’NPI considera il narcisismo come uno stile personologico caratterizzato da grandiosità, fantasie di successo, bellezza o potere illimitati, sensazione di avere diritto a tutto (sense of entitlement), elevata sensibilità alla critica e manipolazione nelle relazioni interpersonali (queste caratteristiche sono state mantenute quasi invariate anche nelle due successive edizioni del DSM).
Lo sviluppo delle teorie del narcisismo e la disponibilità di misure agili quale l’NPI hanno favorito la crescita della ricerca sul narcisismo, con un incremento degli articoli indicizzati in PsychInfo da 405 nel decennio 1969-1978, a 1791 nel decennio 1989-1998 (Soyer, Rovenpor, Kopelman, Mullins & Watson, 2001). Un recente studio ha evidenziato come esistano 146 studi indicizzati in PsychInfo nel periodo 1979-2003 che abbiano utilizzato NPI come misura di narcisismo (Del Rosario & White, 2005). In base a questi dati, si può affermare che NPI sia uno strumento ampiamente utilizzato e accettato come misura dimensionale del narcisismo in ambito non clinico. Ad oggi le evidenze della validità di NPI come misura clinica del narcisismo sono limitate ad un solo lavoro (Prifitera & Ryan, 1984).

Sviluppo e descrizione della scala

NPI è stato sviluppato a partire da un pool originario di 223 item. Ciascun item è costituito da una coppia di affermazioni antitetiche, relative ad atteggiamenti personali del soggetto; la persona cui viene somministrato il test riceve l’indicazione di scegliere l’affermazione con cui concorda maggiormente. A partire da questa prima versione a 223 item, attraverso una serie di analisi, si è giunti alla versione a 54 item di NPI (Raskin & Hall, 1979, 1981). Emmons (1984, 1987) effettuò un’analisi fattoriale della versione a 54 item, suggerendo che NPI può non essere una misura unidimensionale del narcisismo e suggerendo l’esistenza di quattro componenti che egli chiamò Leadership/Autorità, Superiorità/Arroganza, Auto-assorbimento/Auto-ammirazione, Manipolazione/Sentirsi in Diritto; ciascuna sotto-scala era composta da 9 a 12 item non inclusi in altre sotto-scale. Emmons (1984, 1987) riportò valori di consistenza interna (α di Cronbach) simili in entrambi gli studi; nel primo studio, Emmons (1984) calcolò dei valori di αdi Cronbach pari a .86, .79, .69, .69 e .74 per il totale di NPI e per ciascuna delle quattro sotto-scale, rispettivamente; i rispettivi valori di α di Cronbach riportati nel secondo studio (Emmons, 1987) furono .87, .69, .70, .81 e .68. Ulteriori conferme dell’affidabilità e della validità della versione a 54 item di NPI vennero fornite da una serie di altri studi (Prifitera & Ryan, 1984; Raskin & Hall, 1979, 1981; Watson, Grisham, Trotter & Biderman, 1984; Watson, Hood & Morris, 1984).
Con lo studio di Raskin e Terry (1988), l’NPI ha raggiunto la sua forma attuale a 40 item. In base ai risultati di un’analisi delle componenti principali, Raskin e Hall (1981) ridussero NPI a 40 item, ma suggerirono di calcolare oltre al totale di NPI, anche i punteggi di sette sotto-scale corrispondenti alle sette componenti principali identificate nello studio e denominate Autorità, Esibizionismo, Superiorità, Sentirsi in Diritto, Manipolazione, Auto-sufficienza e Vanità. Ciascuna sotto-scala è composta da 3 a 8 item che non sono inclusi in altre sotto-scale. Tuttavia, a fronte di una notevole dimensione campionaria (N = 1018), i coefficienti di consistenza interna (lambda 3 di Guttman, un analogo del coefficiente α di Cronbach) mostrarono valori accettabili solo per il totale di NPI (.83) e per la sotto-scala Autorità (.73). Risultati analoghi sono stati riportati di recente da Del Rosario e White (2005) in un campione di 175 studenti universitari statunitensi in maggioranza di sesso femminile. Sorprendentemente, ad oggi nessuno studio ulteriore di affidabilità e validità della versione a 40 item di NPI è stato pubblicato.
Nel complesso, NPI appare come uno strumento ampiamente utilizzato in letteratura che fornisce un punteggio totale altamente affidabile, sia come consistenza interna (Raskin & Terry, 1988), sia come consistenza temporale (Del Rosario & White, 2005), fornito di prove di validità di costrutto, almeno nella pregressa versione a 54 item. La struttura fattoriale della scala appare invece meno certa; se da un lato viene suggerita una struttura multifattoriale di NPI, dall’altro il numero di fattori non appare consistentemente replicato in studi indipendenti. Inoltre, l’utilità clinica della scala, soprattutto nella versione a 40 item, necessita di ulteriori prove.
A parte la lingua, la versione italiana di NPI non differisce in alcun modo dalla versione originale. La traduzione italiana della scala è stata curata da psicologi clinici (A.F. e S.B.) che hanno familiarità con la lingua inglese; al fine di minimizzare il rischio di distorsioni linguistiche, la traduzione italiana è stata controllata iterativamente da un traduttore professionista di madre lingua inglese attraverso il metodo delle backversion.
Il disegno generale dello studio delle proprietà psicometriche della versione italiana di NPI si è ispirato al principio di replicabilità, che rappresenta una pietra angolare della ricerca scientifica. Al fine di fornire stime delle proprietà psicometriche di NPI che risultino replicabili in campioni indipendenti e dalle caratteristiche differenti, e di potere generalizzare i risultati dello studio ad un’ampia gamma di condizioni, lo studio italiano ha coinvolto i seguenti campioni: 1. un campione di soggetti adolescenti non clinici; 2. due campioni indipendenti tra loro e rispetto al campione adolescenziale di soggetti adulti non clinici; 3. un campione indipendente da tutti quelli precedentemente indicati di soggetti adulti clinici.
Data la scarsità di studi relativi alle proprietà psicometriche della versione a 40 item di NPI, nello studio relativo alla versione italiana della scala si è provveduto a testare sia l’affidabilità di consistenza interna, sia l’affidabilità di test-retest, anche se è stato possibile prendere in esame quest’ultima solo in due sotto-campioni. Nel presente studio una particolare attenzione è stata posta alla verifica della dimensionalità – ossia, al numero di componenti principali – della matrice di correlazione dei 40 item che compongono NPI. Nonostante i suoi vantaggi, l’utilizzo dell’analisi fattoriale confermativa nello studio della struttura delle misure di personalità è stata fortemente criticata di recente (McCrae, Zonderman, Costa, Bond & Paunonen, 1996) e sono stati proposti dei metodi alternativi (McCrae, Zonderman, Costa, Bond & Paunonen, 1996). Queste considerazioni hanno suggerito l’utilizzo di un metodo alternativo (McCrae, Zonderman, Costa, Bond & Paunonen, 1996) per analizzare la replicabilità della struttura fattoriale degli item dell’NPI, anche alla luce dell’assenza di una struttura fattoriale replicata in maniera consistente in studi indipendenti.
Infine, come ulteriore prova della validità di costrutto della versione italiana di NPI ed evidenza della sua utilità clinica, è stata verificata la capacità della scala di distinguere soggetti adulti clinici con diagnosi DSM-IV (American Psychiatric Association, 1994) di Disturbo Narcisistico di Personalità (con qualsiasi altra eventuale co-diagnosi di Disturbo di Personalità) effettuata in cieco ai punteggi NPI con un’intervista semistrutturata affidabile per la diagnosi dei Disturbi di Personalità inclusi nel DSM-IV, da:
a) soggetti adulti clinici con altre diagnosi Disturbi di Personalità, senza diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità;
b) adulti clinici senza diagnosi di Disturbo di Personalità,  ma con altre diagnosi di asse I;
c) due campioni indipendenti di soggetti adulti non clinici.

Metodo

Soggetti

Gruppo 1. Il Gruppo 1 è risultato composto da 662 studenti di scuola media superiore. 164 soggetti (24.8%) erano di sesso femminile e 498 (75.2%) di sesso maschile; l’età media è risultata di 16.13 anni, DS = 1.56 anni. Tutti i soggetti hanno aderito volontariamente allo studio dopo avere firmato un consenso scritto nel quale la ricerca veniva presentata in modo dettagliato. Per i soggetti minorenni è stato chiesto il consenso scritto a partecipare allo studio anche ai genitori o a chi esercitava la tutela legale del minore. Inoltre, è stata richiesta l’approvazione dello studio da parte degli istituti scolastici coinvolti, dato che la somministrazione dei questionari ha avuto luogo a scuola in sessioni di gruppo supervisionate da psicologi non coinvolti nel disegno della ricerca o nell’analisi dei dati.

Gruppo 2. E’ risultato composto da 385 soggetti adulti non clinici che hanno aderito volontariamente allo studio dopo avere firmato un consenso informato scritto nel quale veniva descritta dettagliatamente la ricerca. Allo studio sono stati ammessi tutti i soggetti con scolarità pari o superiore alla licenza elementare e che avessero dichiarato di non avere ricevuto – o di stare ricevendo - cure psicologiche o psichiatriche. 222 soggetti (57.7%) erano di sesso femminile e 163 (42.3%) di sesso maschile; l’età media è risultata di 32.59 anni, DS = 9.26 anni. 307 soggetti (79.7%) erano lavoratori attivi nella comunità, mentre 78 (20.3%) erano studenti universitari. Trai lavoratori le professioni più frequenti sono risultate impiegato (n = 119, 38,8%), casalinga (n = 20, 6,5%), insegnante (n = 17, 5,6%), e operaio (n = 15, 4,9%). Lavoratori e studenti non hanno presentato differenze significative nel rapporto maschi/femmine, χ2 = 0.14 (1, N = 385),  p >.70, φ = -.03. Ovviamente, gli studenti universitari (M = 23.27 anni, SD = 2.51) sono risultati significativamente più giovani dei lavoratori attivi (M = 34.96 anni, SD = 8.85), t per varianze separate (379)= 20.19, p <.001.

Gruppo 3. Ha incluso 318 soggetti adulti non clinici che hanno aderito volontariamente allo studio dopo avere firmato un consenso informato scritto nel quale veniva descritta dettagliatamente la ricerca. Allo studio sono stati ammessi tutti i soggetti con scolarità pari o superiore alla licenza elementare e che avessero dichiarato di non avere ricevuto – o di stare ricevendo - cure psicologiche o psichiatriche. 105 soggetti (33.0%) erano di sesso maschile e 213 (67.0%) di sesso femminile; l’età media è risultata di 31.37 anni, DS = 14.14 anni. 141 soggetti del Gruppo 3 hanno aderito volontariamente allo studio di retest, accettando di ricompilare NPI a distanza di 90 giorni; di questi 101 (71.6%) erano di sesso femminile e 40 (28.4%) di sesso maschile. L’età media dei soggetti inclusi nel campione di retest è risultata paria a 30.62 anni, DS = 15.53. Il sotto-gruppo di retest non ha presentato alcuna differenza significativa rispetto al Gruppo 3 relativamente al rapporto maschi/femmine, χ2 = 2.11 (1, N = 318),  p >.10, φ = -.09, e all’età, t (316) = 0.85, p >.30, d = 0.10.

Gruppo 4. Il Gruppo 4 è risultato composto da 366 pazienti psichiatrici ambulatoriali consecutivamente ammessi al Servizio di Psicologia Clinica e Psicoterapia di San Raffaele Turro, Milano. Tutti i soggetti hanno fornito il loro consenso informato a partecipare allo studio dopo avere ricevuto una descrizione dettagliata della ricerca. Al fine di essere inclusi nel campione i soggetti non dovevano presentare alcuno dei seguenti criteri di esclusione: a) QI <75; b) diagnosi di Schizofrenia, Disturbo Schizofreniforme, Disturbo Delirante, Demenza o Disturbo Mentale Organico in base ai criteri diagnostici elencati nel DSM-IV; c) livello scolastico inferiore alla licenza elementare. 128 soggetti (35%) erano di sesso maschile e 238 (65%) femminile; l’età media è risultata di 35.06 anni, DS = 10.11 anni. 167 soggetti (45.6%) hanno ricevuto almeno una diagnosi di Asse I; a causa di diagnosi multiple di asse I, il tasso cumulativo di diagnosi di Asse I ha ecceduto il tasso dei soggetti con almeno una diagnosi di Asse I. I Disturbi d’Ansia (n = 73, 19.9%), da Abuso/Dipendenza da Sostanze (n=35 9.6%), Alimentari (n = 33, 9%), e dell’Umore (n = 21, 5.7%) sono risultati i Disturbi di Asse I più frequentemente diagnosticati nel Gruppo 4. Infine,13 soggetti (3.6%) hanno ricevuto altre diagnosi di Asse I (Disturbi del Sonno, Disturbi Somatoformi, ecc.). Oltre a NPI, a tutti i soggetti clinici è stata somministrata la Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders, Version 2.0 (SCID-II 2.0, First, Spitzer, Gibbon, Williams & Benjamin, 1994). SCID-II 2.0 è un’intervista semistrutturata di 140 item organizzati per diagnosi che fornisce sia una valutazione categoriale, sia una valutazione dimensionale (ossia, il numero di criteri rilevati) dei Disturbi di Personalità elencati nel DSM-IV. La traduzione italiana di SCID-II 2.0 è stata curata da uno degli autori (A.F.) e l’accuratezza della versione italiana è stata verificata da un traduttore professionista di madre lingua inglese attraverso il metodo della backtranslation. Nel presente studio, SCID-II 2.0 è stata somministrata alla remissione dei sintomi acuti di Asse I. Le interviste SCID-II 2.0 sono state effettuate in cieco rispetto ai punteggi NPI, così come i questionari NPI sono stati corretti in cieco rispetto alle diagnosi SCID-II 2.0. L’affidabilità inter-rater delle diagnosi DSM-IV e delle valutazioni dimensionali dei Disturbi di Personalità generate attraverso la somministrazione della versione italiana di SCID-II 2.0 è stata dimostrata (Maffei, Fossati, Agostoni, Barraco, Bagnato,  Donati, e coll., 1997). Nel presente studio, l’inter-rater reliability delle valutazioni dimensionali SCID-II 2.0 di Disturbo di Personalità PD è stata valutata nei primi 50 pazienti consecutivamente ammessi attraverso un disegno di pairwise interview. I coefficienti di correlazione intraclasse sono risultati compresi tra .59 (Disturbo Schizotpico di Personalità) e .97 (Disturbo Dipendente di Personalità).
In base a SCID-II 2.0, 242 soggetti (66.1%) hanno ricevuto almeno una diagnosi DSM-IV di Disturbo di Personalità; il numero medio di diagnosi di Disturbo di Personalità è risultato 1.32 (DS = 0.62). Tra i soggetti che hanno ricevuto almeno una diagnosi di Disturbo di Personalità, il 25.2% hanno ricevuto due o più diagnosi di Disturbo di Personalità. Il Disturbo Narcisistico di Personalità (NPD, n = 50, 13.7%), il Disturbo Misto di Personalità (n=42, 11%), il Disturbo Ossessivo-Compulsivo di Personalità (n = 35, 9.6%), il Disturbo Borderline di Personalità (n = 35, 9,6%); il Disturbo di Evitamento di Personalità (n =31 8.5%) e il Disturbo Istrionico di Personalità (n = 31, 8,5%). In linea con quanto sottolineato dalla letteratura scientifica, in questo campione si sono osservate diverse correlazioni significative tra le valutazioni dimensionali dei Disturbi di Personalità. Tra le più significative, vanno ricordate quelle tra il Disturbo di Evitamento di Personalità e i Disturbi di Personalità Dipendente (r = .25, p <.001) e Ossessivo-Compulsivo (r = .20, p <.001), quelle del Disturbo Schizotipico di Personalità coi Disturbi di Personalità Schizoide (r = .40, p <.001) e Paranoide (r = .46 (p <.001), e infine quelle tra il Disturbo Narcisistico di Personalità e i Disturbi di Personalità Istrionico (r = .28, p <.001) e Passivo-Aggressivo (r = .51, p <.001).

In base agli esiti dell’intervista SCID-II 2.0 è stato possibile ripartire il campione clinico in tre sotto-gruppi: 1. soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità, con qualsiasi altra codiagnosi di Disturbo di Personalità (n = 50); 2. Soggetti con altre diagnosi DSM-IV di Disturbo di Personalità, ma senza diagnosi di Disturbo Narcissistico di Personalità (n = 192); 3. Soggetti senza alcuna diagnosi DSM-IV di Disturbo di Personalità, ma con altre diagnosi DSM-IV di asse I (n = 124). Nel presente studio, il Disturbo Passivo-Aggressivo (Negativistico) di Personalità è risultato la principale co-diagnosi presentata dai soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità, χ2 con correzione di Yates (1) = 19.58, p <.001, φ = .23, tasso di co-occorrenza = 0.24.
Il sotto-gruppo di retest è risultato composto da 30 pazienti ambulatoriali che hanno aderito volontariamente alla parte longitudinale dello studio, accettando di ricompilare NPI a 3 mesi di distanza dalla prima somministrazione. 22 soggetti (73.3%) erano di sesso femminile 8 (26.7%) di sesso maschile; l’età media è risultata di 33.13 anni, DS = 8.38 anni. Tutti i soggetti avevano una diagnosi di Disturbo d’Ansia. 17 soggetti (56.7%) hanno ricevuto almeno una diagnosi di Disturbo di Personalità in base agli esiti dell’intervista SCID-II 2.0; i Disturbi di Personalità di Evitamento (n = 6, 20.0%), Dipendente (n = 5, 16.7%), Ossessivo-Compulsivo (n = 2, 6.7%) e Narcisistico(n = 2, 6.7%) sono risultati i Disturbi di Personalità DSM-IV più frequentemente diagnosticati nel sotto-campione di retest. Il sotto-campione di retest non ha presentato differenze significative rispetto al gruppo clinico relativamente a sesso, χ2 = 1.26 (1, N = 396),  p >.20, φ = .06, età, t (397) = -1.01, p >.30, d = 0.19, e presenza di una qualsiasi diagnosi di Asse II, χ2 = 0.72 (1, N = 396),  p >.30, φ = .04.

Analisi dei dati

Il coefficiente α di Cronbach è stato utilizzato come misura di consistenza interna di NPI; l’affidabilità di retest è stata valutata calcolando il coefficiente di correlazione di Pearson tra le misure ottenute nei due tempi. Nel caso di differenze sistematiche tra soggetti di sesso maschile e soggetti di sesso femminile relativamente ai punteggi NPI, le analisi di consistenza interna sono state replicate nei sotto-gruppi definiti dal sesso.
Data l’importanza di utilizzare la convergenza di più indici nell’analisi della dimensionalità delle matrici di correlazione (McCrae, Zonderman, Costa, Bond & Paunonen,1996), una prima analisi delle dimensioni latenti soggiacenti alle correlazioni tetracoriche tra gli item di NPI è stata effettuata in ciascun gruppo utilizzando i seguenti criteri: a) autovalore maggiore di 1; b) scree test; c) statistica minimum average partial basata sul calcolo della correlazione media residua parziale ottenuta dopo l’estrazione della n-sima componente principale (MAP; Zwick & Velicer, 1984); l’estrazione delle componenti termina quando MAP raggiunge il suo valore minimo; d) analisi parallela, basata sul confronto della curva dei dati reali con la curva media di 50 campioni indipendenti di dati causali ottenuti per permutazioni random dei dati reali. Oltre all’eventuale convergenza dei criteri sopra indicati, la decisione sul numero di componenti realmente necessari per spiegare le correlazioni tra gli item di NPI si è basata sul principio della replicabilità (Everett, 1983), che rappresenta una pietra angolare della scoperta scientifica, essendo la scienza è interessata solo a fenomeni replicabili. In base a questo principio, per ciascun numero di componenti estratte – nel caso di soluzione a 2 o più fattori, sia dopo rotazione varimax, sia dopo rotazione promax - sono stati calcolati i punteggi fattoriali utilizzando i pesi basati sul campione in esame e su un campione differente; i due insiemi di punteggi fattoriali sono quindi stati correlati. In base al criterio della replicabilità, devono essere estratti solo i matching factors, ossia quei fattori con coefficienti di correlazione tra punteggi fattoriali >.90 (Everett, 1983; McCrae, Zonderman, Costa, Bond & Paunonen,1996). L’estrazione dei fattori termina quando compaiono coefficienti di correlazione tra punteggi fattoriali inferiori a .90. Nel presente studio, per ciascun numero di componenti, la soluzione è stata inizialmente ottenuta nel campione più ampio, ossia nel gruppo dei soggetti adolescenti non clinici. Quindi, la replicabilità della soluzione è stata testata nel Gruppo 2 (soggetti adulti non clinici, N = 385). A loro volta, le replicabilità di queste due prime strutture fattoriali sono state testate nel Gruppo 3 (soggetti adulti non clinici, N = 318). Infine, è stata valutata la replicabilità delle strutture fattoriali ottenute in tutti i gruppi di soggetti non clinici nel campione di soggetti adulti clinici (Gruppo 4, N = 366).
Un’analisi della covarianza a due vie seguita da contrasti pianificati è stata effettuata per valutare la capacità di NPI di differenziare significativamente i soggetti con Disturbo Narcisistico di Personalità da ciascun gruppo di controllo, controllando per l’effetto dell’età e del sesso. Le varianze sono state decomposte gerarchicamente valutando gli effetti prima della covariata (età dei soggetti), quindi del sesso dei partecipanti, infine della ripartizione diagnostica; da ultimo è stato testato l’effetto dell’interazione. Il livello di significatività nominale dei singoli contrasti è stato corretto attraverso la procedura di Bonferroni. La differenza di medie standardizzata (d) è stata utilizzata come misura di effect size. Inoltre, l’efficienza diagnostica dell’NPI è stata testata effettuando le analisi Receiver Operating Characteristic (ROC) per i confronti tra i soggetti con diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità e ciascuno dei quattro gruppi di controllo.

Risultati

Affidabilità

Le statistiche descrittive e i coefficienti di consistenza interna del totale di NPI nei diversi campioni – cumulativi e divisi per sesso – presi in esame nel presente studio sono elencati in Tabella 1. I valori di α di Cronbach risultano sostanzialmente in linea coi valori riportati dalla letteratura internazionale (vedi, Raskin & Terry, 1988; Del Rosario & White, 2005) e suggeriscono una soddisfacente affidabilità del totale di NPI in soggetti non clinici adulti, in soggetti non clinici adolescenti e anche in soggetti clinici adulti. In tutti i gruppi, gli indici di consistenza interna hanno mostrato valori accettabili sia nei soggetti di sesso femminile, sia in quelli di sesso maschile.
In linea con precedenti osservazioni (Del Rosario & White, 2005), in tutti i campioni non clinici si sono punteggi totali medi di NPI significativamente maggiori nei soggetti di sesso maschile rispetto ai soggetti di sesso femminile; solo nel campione clinico questa differenza non è stata osservata. Il motivo di questa mancata replica nei soggetti adulti clinici della differenza maschi/femmine nel punteggio NPI totale risiede nel fatto che l’effetto del sesso in questo campione risulta confuso negli effetti contrastanti sul totale di NPI di Disturbi di Personalità che hanno una distribuzione significativamente differente tra soggetti di sesso maschile e soggetti di sesso femminile. Per esempio, nel campione clinico i soggetti di sesso femminile hanno presentato un numero medio di tratti dei Disturbi di Personalità Dipendente, rpunto-biseriale = .23, p <.001, e Istrionico, rpunto-biseriale = .15, p <.005, significativamente maggiori rispetto ai soggetti di sesso maschile; a loro volta il Disturbo Dipendente di Personalità ha presentato un’associazione col totale di NPI significativa, ma opposta, r = -.17, p <.005, rispetto a quella mostrata dal Disturbo Istrionico di Personalità, r = .35, p <.005.
Con la sola eccezione del Gruppo 2, r = -.35 p <.001, le correlazioni tra totale NPI ed età dei soggetti sono risultate non significative – Gruppo 1: r = -.04, p >.30; Gruppo 3: r = -.10, p >.06 – oppure, se significative, assolutamente trascurabili, Gruppo 4: r = -.14, p <.05. Sia nei soggetti adulti, clinici e non clinici, sia nei soggetti adolescenti non si osservano relazioni sostanziali replicabili tra età dei soggetti e punteggi totali dell’NPI; il dato osservato nel Gruppo 2 sembra, quindi, dipendere da un’idiosincrasia campionaria non replicabile. Il momento critico per la distribuzione dei punteggi NPI sembra essere rappresentato dal passaggio dall’adolescenza alla giovane età adulta, nel quale sembra determinarsi una brusca diminuzione dei punteggi NPI, come indicato dal fatto che sia entrambi i gruppi di soggetti adulti non clinici - Gruppo 2: t (1045) = -11.57, p <.001, d = -0.74; Gruppo 3 = t (978) = -4.90, p <.001, d = -0.35 - sia i soggetti adulti clinici - t (1026) = -9.30, p <.001, d = -0.74 – hanno presentato punteggi totali medi di NPI significativamente inferiori a quelli dei soggetti adolescenti non clinici.
Nel sotto-gruppo non clinico che ha aderito alla parte longitudinale dello studio (n = 141), l’affidabilità a tre mesi dei punteggi NPI è risultata soddisfacente, r = .87, p <.001. Valori soddisfacenti, anche se lievemente inferiori, sono stati osservati nel piccolo sotto-gruppo clinico che ha aderito allo studio di retest a tre mesi, r = .72, p <.001.

Analisi delle dimensioni e struttura fattoriale

Il numero di componenti principali della matrice delle correlazioni tetracoriche dei 40 item dell’NPI è risultato pari a 12 nel Gruppo 1 e nel Gruppo 3, pari a 13 nel Gruppo 4 e pari a 15 nel Gruppo 2.
Gli scree plot ottenuti e le curve medie degli autovalori casuali (n = 50) calcolati in ogni singolo gruppo sono presentate nelle Figure 1-4. Complessivamente gli scree plot risultano di difficile lettura data l’assenza di un chiara flessione della curva in tutti i gruppi presi in esame, con la sola eccezione del campione dei soggetti non clinici adolescenti. L’analisi parallela sembra suggerire una soluzione a 3 fattori nei campioni non clinici, mentre nel Gruppo 4, che è composto da pazienti psichiatrici ambulatoriali adulti, sembra indicare una soluzione a 5 fattori. E’ interessante osservare come queste risultati, oltre ad indicare una non replicabilità del numero di fattori tra soggetti clinici e soggetti non clinici, suggeriscono un numero di dimensioni latenti che non replica né la struttura a 4 fattori suggerita da Raskin e Terry (1988), né la struttura a 7 fattori identificata da Raskin e Hall (1981). Inoltre, in tutti i campioni si evidenzia una marcata differenza nella quota di varianza spiegata tra il primo autovalore e gli autovalori successivi.
I valori delle statistiche MAP per le prime otto componenti principali sono elencati in Tabella 2. Solo nel caso del Gruppo 3 si è osservata una convergenza col numero di fattori suggerito dall’analisi parallela; nei rimanenti gruppi di soggetti presi in esame dal presente studio i risultati delle statistiche MAP hanno suggerito di estrarre per le successive analisi solo le prime 2 componenti principali. In ogni caso, si tratta di valori che non indicano una replicabilità delle strutture multifattoriali precedentemente riportate in letteratura per l’NPI (Raskin & Terry, 1988; Raskin & Hall, 1981).
I coefficienti di comparabilità – ossia, i coefficienti di correlazione tra i punteggi fattoriali – delle strutture fattoriali tra i diversi gruppi di soggetti che hanno partecipato al presente studio sono elencati in Tabella 3. I risultati ottenuti sia per la rotazione ortogonale variamax, sia per quella obliqua promax sono risultati sostanzialmente sovrapponibili. Come si può osservare, tutte le soluzioni unidimensionali sono risultate stabilmente replicabili in campioni caratterizzati da differenze in diversi aspetti, quali età, sesso, condizione clinica. L’estrazione di una seconda componente ha implicato un’assenza di matching factors in base la criterio di Everett (1983). Pertanto, si è deciso di aderire ad una soluzione unifattoriale per gli item della versione italiana di NPI.
I valori della statistica di Kaiser-Meyer-Olkin sono risultati pari a .86, .80, .84 e .80, nel Gruppo 1, Gruppo 2, Gruppo 3 e Gruppo 4, rispettivamente; in base a questi valori, la matrice di correlazione tetracorica degli item dell’NPI è risultata appropriata per un’analisi fattoriale in tutti i gruppi di soggetti presi in considerazione nel presente studio. Le percentuali di varianza spiegata dalla prima componente principale sono risultate pari a 17.3%, 16.0%, 20.6% e 16.3% nei Gruppi 1, 2, 3 e 4, rispettivamente. Le saturazioni fattoriali e le comunalità degli item dell’NPI sono elencate in Tabella 4. Convenzionalmente, si sono considerate indicative di un’insufficiente correlazione dell’item con la componente principale, operazionalizzante il costrutto generale del narcisismo misurato da NPI, le saturazioni inferiori a .30. Il numero di item con correlazione <.30 con la componente principale sono è risultato pari a 9 (22.5%) nel Gruppo 1, 16 (40%) nel Gruppo 2, 5 (12.5%) nel Gruppo 3 e 11 (27.5%) nel Gruppo 4; questo dato sembra indicare una considerevole fluttuazione campionaria nelle stime di validità dei singoli item. A partire da questa evidenza, sono stati considerati “sospetti” gli item che hanno mostrato saturazioni fattoriali <.30 in due campioni, e “mal funzionanti” gli item che hanno mostrato saturazioni fattoriali <.30 in tre o più campioni. In base a questo criterio, sono risultati “sospetti” gli item 11 (“Sono determinato”), 18 (“Voglio valere qualcosa agli occhi del mondo”), 21 (“So sempre quello che faccio), 23 (“Tutti amano ascoltare i miei racconti”), 25 (“Non sarò mai contento finché non avrò ottenuto tutto quello che mi merito”) e 31 (“Posso vivere la mia vita in qualsiasi modo io desideri”); “mal funzionanti” sono risultati gli item 14 (“Insisto per ottenere il rispetto che mi è dovuto”), 16 (“Per me le persone sono dei libri aperti”), 17 (“Mi piace assumermi la responsabilità di prendere delle decisioni”), 22 (“Raramente dipendo da qualcuno per terminare le cose”), 24 (“Pretendo moltissimo dagli altri”) e 34 (“Sarò una persona illustre”).

Efficacia diagnostica del punteggio totale dell’NPI

In base agli esiti delle analisi fattoriali, si è deciso di utilizzare solo il totale dell’NPI come misura generale del narcisismo. Le correlazioni tra valutazioni dimensionali (ossia, numero di tratti) dei Disturbi di Personalità elencati nel DSM-IV ottenute attraverso somministrazione dell’intervista semistrutturata SCID-II 2.0 e il punteggio totale dell’NPI sono presentate in Tabella 5. In linea con le nostre ipotesi, il totale di NPI ha presentato una correlazione relativamente ampia, positiva e significativa col Disturbo Narcisistico di Personalità; questa è risultata anche la correlazione maggiore tra le valutazioni dimensionali SCID-II 2.0 e NPI. Considerando le correlazioni positive di NPI, solo quelle col Disturbo Istrionico di Personalità e col Disturbo Passivo-Aggressivo di Personalità sono risultate significative. E’ interessante notare come sia il Disturbo Passivo-Aggressivo di Personalità, r = .51, p <.001, sia il Disturbo Istrionico di Personalità, r = .28, p <.001, siano risultati significativamente correlati col Disturbo Narcisistico di Personalità; inoltre, i due Disturbi di Personalità sono risultati significativamente inter-correlati, r = .23, p <.001. Questa inter-dipendenza delle diagnosi dimensionali può spiegare le correlazioni osservate tra NPI e Disturbi di Personalità diversi dal Disturbo Narcisistico di Personalità, ma comunque a questo correlati. Come atteso in base all’ipotesi che NPI sia provvista non solo di validità convergente con la diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità, ma anche di validità discriminante, il totale di NPI ha presentato correlazioni significative negative con i Disturbi di Personalità Evitante, Dipendente e Depressivo, ossia con Disturbi di Personalità caratterizzati da insicurezza e/o da una visione svilita di sé (American Psychiatric Association, 1994).
Le medie corrette in base al modello ANCOVA osservate nei soggetti clinici con Disturbo Narcisistico di Personalità, nei soggetti clinici con altre diagnosi di Disturbo di Personalità, me senza diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità, nei soggetti clinici senza diagnosi di Disturbo di Personalità, ma con diagnosi di asse I, e nei due campioni di soggetti non clinici sono elencate in tabella 6. Anche se si è osservato un effetto significativo dell’età, F (1, 1035) = 32.23, p <.001, η2 = .03, e del sesso, F (1, 1035) = 7.47, p <.01, η2 = .01, l’effetto della ripartizione diagnostica è risultato quello maggiormente rilevante in termini di proporzione di varianza spiegata, F (1, 1035) = 15.81, p <.001, η2 = .06. I base ai contrasti pianificati, dopo avere corretto la significatività nominale per la procedura di Bonferroni ponendola a p <.0125, la media NPI dei soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità è risultata significativamente superiore a quella dei soggetti adulti clinici con altri Disturbi di Personalità, t = 5.48, p <.001, d = 0.90, ai soggetti adulti clinici senza alcuna diagnosi di Disturbo di Personalità, t = 4.89, p <.001, d = 0.84, ai soggetti adulti non clinici del Gruppo 2, t = 6.03, p <.001, d = 0.93, e ai soggetti adulti non clinici del Gruppo 3, t = 3.13, p <.005, d = 0.50.
E’ stato osservato un effetto di interazione significativo tra sesso e ripartizione diagnostica, F (4, 1035) = 3.21, p <.05, η2 = .01; tuttavia, la quota di varianza spiegata è risultata trascurabile. Il diagramma dei profili è presentato in Figura 5. Come si può osservare, i soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità, sia di sesso maschile, sia di sesso femminile, hanno presentato punteggi superiori ai soggetti di entrambi i sessi appartenenti ai quattro gruppi di controllo presi in esame in questo studio. L’effetto di interazione col sesso sembra ascrivibile principalmente al gruppo con altre diagnosi DSM-IV di Disturbo di Personalità, ma senza co-diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità e, in misura minore, al gruppo dei soggetti adulti clinici senza diagnosi DSM-IV di Disturbo di Personalità. Le rette dei rimanenti tre gruppi sono infatti risultate parallele.
Le analisi ROC hanno evidenziato la validità discriminante del totale dell’NPI. L’area sottostante la curva ROC – che rappresenta la proporzione di soggetti correttamente classificati in base ai punteggi NPI – per il confronto tra soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità e soggetti con altre diagnosi DSM-IV di Disturbo di Personalità è risultata pari a .75, intervallo di confidenza al 95% = .67 - .82. Risultati analoghi sono stati osservati per il confronto con i soggetti clinici senza diagnosi di Disturbo di Personalità, area sottostante la curva = .78, intervallo di confidenza al 95% = .71 - .96, e con i soggetti non clinici del Gruppo 2, area sottostante la curva = .76, intervallo di confidenza al 95% = .69 - .83. L’efficacia diagnostica dell’NPI è risultata lievemente inferiore solo nelle analisi ROC relative al contrasto tra soggetti clinici con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità e soggetti non clinici del Gruppo 3, area sottostante la curva = .66, intervallo di confidenza al 95% = .58 - .63.

Discussione

Complessivamente, i risultati del presente studio sembrano suggerire che NPI sia una misura provvista di affidabilità di consistenza interna in campioni differenti per età, sesso e condizione clinica. Le stime di consistenza interna del totale di NPI sono risultate replicate in modo consistente sia tra i quattro campioni indipendenti presi in esame nel presente studio, sia tra soggetti di sesso maschile e di sesso femminile entro ciascun gruppo. I valori di α di Cronbach osservati in questo studio sono risultati sovrapponibili ai valori di consistenza interna riportati da Del Rosario e White (2005) - .80/.82 - e da Rasin e Terry (1988) - .83 – per il totale di NPI. L’affidabilità di retest è parimenti risultata adeguata sia in soggetti adulti non clinici, sia in soggetti adulti clinici, anche se quest’ultimo campione è risultato di dimensioni troppo piccole per potere trarre conclusioni definitive. Questi dati sono risultati sostanzialmente in accordo col valore di affidabilità di retest pari a .81 recentemente riportato da Del Rosario e White (2005) per il totale della versione a 40 item dell’NPI.
I risultati delle analisi fattoriali della versione italiana di NPI fanno sorgere dubbi circa la struttura multifattoriale di NPI. Già Raskin e Terry (1988) e Del Rosario e White (2005) hanno sollevato dubbi relativi all’utilità delle sotto-scale dell’NPI, con la sola eccezione di Autorità, a causa dei bassi valori di consistenza interna che sono stati osservati per esse. I risultati del presente studio sembrano confermare questi dubbi, dato che non è stato possibile identificare alcuna soluzione multi-fattoriale replicabile nei diversi gruppi di soggetti presi in esame. Inoltre, anche considerando le soluzioni fattoriali suggerito dall’analisi parallela e dall’indice MAP senza porsi il problema della loro replicabilità, nessuna di queste è coincisa col numero di fattori suggerito da Raskin e Terry (1988). Nel complesso, le analisi della dimensionalità delle matrici di correlazione tra gli item della versione italiana dell’NPI suggeriscono che la scala è sostanzialmente unidimensionale – ossia, le correlazioni tra gli item sono spiegate da una sola variabile latente, rappresentata nell’ipotesi di ricerca dal narcisismo; le evidenze di fattori addizionali sembrano rappresentare sostanzialmente l’effetto di fonti di variazione spuria, legate a caratteristiche campionarie idiosincrasiche, a differenze nelle caratteristiche distribuzionali degli item, quali media, deviazione standard e asimmetria, e anche ai diversi criteri utilizzati per determinare il numero di fattori da estrarre. Ovviamente, questo studio non ha l’ambizione di stabilire quali siano le specifiche caratteristiche campionarie responsabili di soluzioni multifattoriali spurie degli item dell’NPI; quello che pone chiaramente in luce è che quando si aggiunge solo una seconda componente principale, questa soluzione condensa sostanzialmente covarianze “spurie”, nel senso di non replicabili tra i differenti campioni presi in esame. Mentre risulta chiaramente replicabile in tutti i campioni un singolo fattore generale di narcisismo.
A partire da queste osservazioni, nel presente studio ci si è attenuti ad una soluzione unifattoriale, escludendo la presenza di possibili sottoscale. Complessivamente, la stragrande maggioranza (70%) degli item di NPI ha mostrato correlazioni soddisfacenti (ossia, pari o superiori a .30) col fattore generale di narcisismo nella maggioranza dei gruppi di soggetti clinici presi in esame nel presente studio. In base ai risultati delle analisi fattoriali degli item della traduzione italiana dell’NPI, solo 6 (15.0%) item sono risultati chiaramente poco efficienti, dato che hanno presentato saturazioni fattoriali consistentemente basse. Per altri 6 item (15.0%), che hanno presentato risultati contrastanti, con saturazioni fattoriali insoddisfacenti in due campioni e buone in altri due campioni, paiono necessari ulteriori approfondimenti prima di accettarli come indicatori del costrutto del narcisismo provvisti di una qualche validità. Le basse comunalità osservate in questo studio suggeriscono una forte quota di “rumore di fondo” per gli item della versione italiana dell’NPI nella misurazione del narcisismo.
Nel presente studio, la validità di costrutto di NPI è risultata fortemente supportata sia dalle correlazioni convergenti positive e significative del punteggio totale della scala con le valutazioni dimensionali del Disturbo Narcisistico di Personalità e dei Disturbi di Personalità che sono risultati ad esso correlati, effettuate in cieco rispetto ai punteggi NPI utilizzando un’intervista semistrutturata; sia dalle correlazioni discriminanti negative e significative coi Disturbi di Personalità Evitante, Dipendente e Depressivo. A ulteriore conferma della validità del totale di NPI come misura generale del narcisismo, il totale della scala è risultato discriminare significativamente i soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità da tutti i gruppi di controllo, con stime degli effect size (ossia, differenze standardizzate di medie) definibili come “ampie” per tutti i contrasti, tranne che per quello relativo ai soggetti non clinici adulti del Gruppo 3 che è risultato di ampiezza moderata. Analogo esito hanno dato le analisi ROC. Il totale NPI non è risultato una misura in grado di discriminare in maniera significativa i soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità da tutti i controlli, con percentuali di classificazione corretta comprese tra 66% e 78%, e in media pari al 74%. Questi dati suggeriscono che la versione italiana dell’NPI può essere d’ausilio anche in ambito clinico nella diagnosi del narcisismo patologico.
Ovviamente, i risultati di questo studio devono essere considerati alla luce di diversi limiti. I singoli campioni non sono stati selezionati in maniera casuale e sono di ampiezza moderata; questo limita la rappresentatività campionaria e la generalizzabilità dei dati. I dati di retest non sono generalizzabili ai soggetti  in età adolescenziale; inoltre, per i soggetti clinici si basano su un numero di osservazioni troppo piccolo per potere trarre delle considerazioni conclusive. La validità di costrutto si è fondata sulle associazioni tra il punteggio totale di NPI e le valutazioni di Disturbo Narcisistico di Personalità ottenute con un’intervista indipendente somministrata a soggetti adulti clinici. Anche se il totale di NPI ha discriminato in maniera significativa ed efficiente i soggetti con diagnosi DSM-IV di Disturbo Narcisistico di Personalità anche dai controlli adulti non clinici, la validità di costrutto della versione italiana di NPI rispetto ad altre misure di narcisismo in soggetti non clinici deve essere ancora dimostrata.
In sintesi, anche alla luce di questi limiti, il presente studio ha mostrato che la versione italiana dell’NPI è una scala unidimensionale che rappresenta una misura affidabile e valida del costrutto del narcisismo, potenzialmente utile anche in ambito clinico.

Tabella 1.
Statistiche descrittive e coefficienti di consistenza interna del punteggio totale del Narcissistic Personality Inventory.

Figura 1.
Scree plot e curve medie degli autovalori di dati random ottenute nel Gruppo 1 (adolescenti non clinici, N = 662)

Figura 2.
Scree plot e curve medie degli autovalori di dati random ottenute nel Gruppo 2 (adulti non clinici, N = 385)

Figura 3.
Scree plot e curve medie degli autovalori di dati random ottenute nel Gruppo 3 (adulti non clinici, N = 318)

Figura 4.
Scree plot e curve medie degli autovalori di dati random ottenute nel Gruppo 3 (adulti clinici, N = 366)

Tabella 2.
Risultati delle statistiche Minimum Average Partial (MAP).

Tabella 3.
Coefficienti di comparabilità.

Tabella 4.
Saturazioni fattoriali e comunalità degli item del Narcissistic Personality Inventory.

Tabella 5.
Correlazioni tra punteggio totale del Narcissistic Personality Inventory e valutazioni dimensionali dei Disturbi di Personalità elencati nel DSM-IV ottenute nel campione clinico (Gruppo 4, N = 366).

Tabella 6.
Medie e deviazioni standard dei totali del Narcissistic Personality Inventory corrette per l’effetto del sesso e dell’età nei soggetti adulti clinici con diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità (n = 50), con diagnosi di altri Disturbi di Personalità, senza diagnosi di Disturbo Narcisistico di Personalità (n = 192), e senza alcun Disturbo di Personalità (n = 124), nei soggetti adulti non clinici inclusi nel Gruppo 2 (n = 385) e nei soggetti adulti non clinici inclusi nel Gruppo 3 (n = 318).

Figura 5.
Interazione tra sesso e ripartizione diagnostica: diagramma dei profili delle medie del Narcissistic Personality Inventory.

Bibliografia

American Psychiatric Association. (1980). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (3rd ed.). Washington, DC.

American Psychiatric Association. (1994). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (4th ed.). Washington, DC.

Baumeister, R. F. (1999). The self in social psychology. Philadelphia PA: Psychology press.

Del Rosario, P.M., & White, R.M. (2005). The Narcissistic Personality Inventory: test-retest stability and internal consistency. Personality and Individual Differences, 39, 1075-1081.

Emmons, R.A. (1984). Factor analysis and construct validity of the Narcissistic Personality Inventory. Journal of Personality Assessment, 48, 291-300.

Emmons, R.A. (1987). Narcissism: theory and measurement. Journal of Personality and Social Psychology, 52, 11-17.

Everett, J. E. (1983). Factor comparability as a means of determining the number of
factors and their rotation. Multivariate Behavioral Research, 18, 197–21.

First, M.B., Spitzer, R.L., Gibbon, M., Williams J.B.W., & Benjamin, L. (1994). Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders (SCID-II), Version 2.0. New York: Biometrics Research Department, New York State Psychiatric Institute.

Kernberg, O.F. (1992). Aggression in personality disorders and perversions. New Haven: Yale University Press.

Kohut, H. (1971). The analysis of the self. London: Hogarth Press.

Maffei, C., Fossati, A., Agostoni, I., Barraco, A., Bagnato, M., Donati, D., e coll. (1997). Interrater reliability and internal consistency of the Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders (SCID-II),V ersion 2.0. Journal of Personality Disorders, 11, 279-284.

McCrae, R. R., Zonderman, A. B., Costa, P. T., Jr., Bond, M. H., & Paunonen, S.(1996). Evaluating replicability of factors in the Revised NEO Personality Inventory: Confirmatory factor analysis versus Procrustes rotation. Journal of Personality and Social Psychology, 70, 552–566.

Prifitera, A., & Rayan, J. (1984). Validity of the Narcissistic Personality Inventory in a psychiatric sample. Journal of Clinical Psychology, 40, 140-142.

Raskin, R.N., & Hall, C.S. (1979). A narcissistic personality inventory. Psychological Reports, 45, 590.

Raskin, R.N., & Hall, C.S. (1981). The Narcissistic Personality Inventory: alternate form reliability and further evidence of construct validity. Journal of Personality Assessment, 45, 159-162.

Raskin, R.N., & Terry, H. (1988). A principal-component analysis of the narcissistic personality inventory and further evidence of its construct validity. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 890-902.

Soyer, R.B., Rovenpor, J.L., Kopelman, R.E., Mullins, L.S., & Watson, P.J. (2001). Further assessment of the construct validity of four measures of narcissism: replication and extension. Journal of Psychology, 135, 245-259.

Watson, P.J., Grisham, S.O., Trotter, M.V., & Biderman, M.D. (1984). Narcissism and empathy: validity evidence for the Narcissistic Personality Inventory. Journal of Personality Assessment, 48, 301-305.

Watson, P.J., Hood, R.W., & Morris, R.J. (1984). Religious orientation, humanistic values, and narcissism. Review of Religious Research, 25, 257-264.

Watson., P.J., Taylor, D., & Morris, R.J. (1987). Narcissism, sex roles, and self functioning. Sex Roles, 16, 335-350.

Note

* Facoltà di Psicologia, Università Vita-Salute San Raffaele, Milano.
La corrispondenza relativa a questo articolo dovrebbe essere inviata a: Andrea Fossati, Servizio di Psicologia Clinica e Psicoterapia, San Raffaele Turro Via Stamina D’Ancona, 20- 20127 Milano. Torna su