Version 1.0 · PDF
Versione 1.0, settembre 2026
Nazim Venutti, MSc Psych, psicologo clinico · Zensitively GmbH, Amburgo, Germania
Dati aggiornati al 16 settembre 2026. La struttura segue i requisiti che il Diagnostik- und Testkuratorium (Curatorio per la diagnostica e i test della Federazione delle associazioni tedesche di psicologia) pone a una documentazione tecnica nel suo Testbeurteilungssystem (sistema di valutazione dei test, TBS-DTK 2018). Questa documentazione è versionata; le modifiche allo strumento o ai suoi indici psicometrici appaiono come nuova versione con un registro delle modifiche (Sezione 10). Lo strumento è somministrato in lingua tedesca e le sue norme sono in lingua tedesca. La versione di riferimento è la documentazione in inglese: è la forma citabile e archiviata, porta il DOI ed è la versione collegata da ogni versione linguistica della documentazione sul sito dell’editore.
In sintesi
| Caratteristica | Dato |
|---|---|
| Ambito di impiego | Autodescrizione e orientamento per persone adulte: come una persona percepisce, si concentra e reagisce, e che cosa questo le costa nella vita quotidiana. Nessuna diagnosi, nessun valore soglia. |
| Contenuto | 60 affermazioni, scala di risposta a cinque punti, sette scale; un punteggio totale (Punteggio di Neurodivergenza) |
| Attendibilità | Alpha di Cronbach da .74 a .91, omega di McDonald da .74 a .91 (n = 9.270) |
| Stabilità | Test-retest r da .67 a .79 su un intervallo da 14 a 90 giorni (n = 1.795), corretto da .72 a .85 |
| Validità | Convergente: cinque scale raggiungono dal 90 al 95 per cento dell’autocorrelazione degli strumenti consolidati HSPS, Monotropism Questionnaire, CAARS, TAS-20 e CAT-Q (n = 445) |
| Norme | 9.270 prime compilazioni in lingua tedesca, dal 16 luglio al 16 settembre 2026; ranghi percentili per le sette scale e per il punteggio totale |
| Durata di compilazione | Mediana 6,3 minuti |
| Lingue | Tedesco (norme); spagnolo, francese, portoghese, turco, italiano, inglese (struttura fattoriale) |
| Autore / editore | Nazim Venutti, MSc Psych, psicologo clinico / Zensitively GmbH, Amburgo |
| Versione / data | 1.0 / settembre 2026 |
| Download | PDF, versione 1.0 (versione di riferimento in inglese) |
| Citazione | Venutti, N. (2026). Zensitively Neurodivergence Inventory (ZNI): Technical documentation, version 1.0. Zensitively GmbH, Hamburg. DOI a seguire dopo la registrazione. |
L’Inventario di Neurodivergenza Zensitively (ZNI; in tedesco: Zensitively Neurodivergenz-Inventar) è uno strumento psicometrico di autovalutazione con 60 affermazioni valutate su una scala a cinque punti. Descrive come una persona, per sua stessa indicazione, percepisce, si concentra e reagisce, e che cosa questo le costa attualmente nella vita quotidiana. Non è destinato a individuare, monitorare o prevedere malattie, né a preparare o sostenere una diagnosi (destinazione d’uso, Sezione 1.1). Sette scale ne costituiscono il nucleo di misurazione: Alta sensibilità, Monotropismo, Stile di apprendimento cinetico-cognitivo, Alessitimia, Sopraffazione emotiva (associata alla disforia sensibile al rifiuto, RSD), Mascheramento e Autocritica.
Le cifre provengono da un campione normativo di 9.270 prime compilazioni in lingua tedesca tra il 16 luglio e il 16 settembre 2026, tratte da un insieme complessivo di 155.609 compilazioni complete. Le coerenze interne delle sette scale vanno da un alpha di Cronbach di .74 a .91 (omega di McDonald da .74 a .91). La stabilità su un intervallo da due settimane a tre mesi è pari a r da .67 a .79 come osservata e da .72 a .85 dopo la correzione per gli identificativi utente condivisi. Validità convergente: cinque delle sette scale raggiungono dal 90 al 95 per cento della correlazione che il rispettivo strumento consolidato (HSPS, Monotropism Questionnaire, CAARS, TAS-20, CAT-Q) mostra con sé stesso sullo stesso intervallo; Sopraffazione emotiva raggiunge l’83 per cento rispetto a una lista di screening clinico; Autocritica non dispone di uno strumento di validazione proprio. Struttura fattoriale: un forte fattore generale con sette scale specifiche; l’adattamento dei modelli resta al di sotto delle convenzioni più rigorose (Sezione 7.1).
Non esaminati e non rivendicati: validità di criterio rispetto a diagnosi cliniche, sensibilità, specificità, valori soglia. La chiave di attribuzione degli item e il calcolo del punteggio totale non vengono pubblicati.
Lo ZNI serve all’autodescrizione e all’orientamento. Non è destinato a individuare, prevenire, monitorare, predire o prognosticare malattie, a preparare o sostenere una diagnosi, a svolgere uno screening o a fondare decisioni terapeutiche.
| Scala | Contenuto | Concetto associato | Item |
|---|---|---|---|
| Alta sensibilità | Vita interiore ricca, percezione fine, sensibilità agli stimoli e agli stati d’animo | Alta sensibilità (sensibilità di elaborazione sensoriale) come descritta da Aron | 9 |
| Monotropismo | Concentrazione profonda e prolungata su pochi interessi; difficoltà a spostare il focus su richiesta | Monotropismo (Murray, Lesser & Lawson) | 10 |
| Stile di apprendimento cinetico-cognitivo | Impegno che dipende dall’interesse e dalla stimolazione; difficoltà di avvio; bisogno di movimento | Schemi attentivi come descritti nell’ADHD | 8 |
| Alessitimia | Difficoltà a percepire, ordinare e nominare i propri sentimenti | Alessitimia (Toronto Alexithymia Scale) | 10 |
| Sopraffazione emotiva | Reazioni emotive intense e sentite nel corpo, e vergogna per esse | Disforia sensibile al rifiuto (RSD) | 6 |
| Mascheramento | Nascondere le proprie reazioni e caratteristiche nelle situazioni sociali, ritiro per paura del rifiuto | Camouflaging e masking | 13 |
| Autocritica | Autocritica eccessiva | Indicatore a due item; nessuno strumento consolidato assegnato | 2 |
Due item non rientrano in nessuna delle sette scale. Le denominazioni delle scale sono nomi di costrutti. La colonna «Concetto associato» indica il concetto della letteratura al quale la scala è più vicina per contenuto. Non significa che la scala segnali la presenza di una diagnosi.
Lo ZNI è stato sviluppato dall’editore sulla base di costrutti e strumenti consolidati: l’alta sensibilità come descritta da Aron (Highly Sensitive Person Scale, Aron & Aron 1997), il monotropismo (Monotropism Questionnaire, Garau et al. 2023), gli schemi attentivi nell’ADHD in età adulta (Conners’ Adult ADHD Rating Scales, Conners, Erhardt & Sparrow 1999; adattamento tedesco Christiansen et al. 2014), l’alessitimia (Toronto Alexithymia Scale, Bagby, Parker & Taylor 1994), il camouflaging (Camouflaging Autistic Traits Questionnaire, Hull et al. 2019) e la disforia sensibile al rifiuto (la lista di autoverifica pubblicata da William Dodson su ADDitude, che è un ausilio di screening clinico e non uno strumento validato sul piano psicometrico). Questi strumenti fungono da misure di validazione nella Sezione 7.2. Le 60 affermazioni sono formulazione propria dell’editore. Le sette scale sono state derivate dalla struttura fattoriale dell’insieme complessivo dei dati (Sezione 7.1).
Il documento dei risultati mostra un punteggio totale, il Punteggio di Neurodivergenza (da 0 a 100), e ulteriori rappresentazioni calcolate dalle stesse 60 risposte. Nello ZNI la neurodivergenza non è intesa come il grado in cui una persona è diversa, ma come il grado in cui l’esperienza di una persona è discriminata dalla neuronormatività. Il punteggio quantifica questo grado a partire dall’autodescrizione: ciò che una persona, per sua stessa indicazione, paga per il proprio modo di fare esperienza. Il suo calcolo non viene pubblicato; la sua stabilità e la sua distribuzione nel campione normativo sono riportate (Tabelle 3 e 7). Le ulteriori rappresentazioni sono visualizzazioni derivate dalle risposte, non scale di misurazione autonome; in questa documentazione non sono riportate singolarmente.
Lo ZNI si compila online. Le 60 affermazioni vengono presentate una alla volta in un ordine fisso e valutate su una scala a cinque punti da «non corrisponde per nulla» a «corrisponde pienamente». Nel campione normativo la compilazione richiede una mediana di 6,3 minuti (quartili 5,2 e 8,0 minuti). Non vi è limite di tempo né possibilità di omissione; ogni affermazione deve ricevere una risposta. Le istruzioni sono standardizzate.
Ogni risposta è convertita in un valore di 0, 25, 50, 75 o 100; tre affermazioni sono a polarità invertita. I punteggi di scala sono medie non ponderate dei rispettivi item sulla scala da 0 a 100. L’attribuzione dei punteggi è interamente automatizzata. I valori normativi impiegati sono calcolati dal campione normativo di questa documentazione (Sezione 3.2) e depositati come insieme fisso di costanti con la data dei dati di questa versione; non vengono ricalcolati di continuo, e ogni modifica dell’insieme di costanti richiede una nuova versione di questa documentazione (identificativo dell’insieme di costanti nel registro delle versioni, Sezione 10).
Tutti i punteggi sono letti come descrizioni, non come giudizi. Non esistono valori soglia al di sopra dei quali un punteggio risulterebbe «elevato», né indicazioni di probabilità relative a diagnosi. I valori di confronto si riferiscono al campione normativo (Sezione 3.2), composto da persone che hanno cercato lo ZNI di propria iniziativa.
Errore di misura: un punteggio di scala va letto insieme all’errore standard di misura della scala (Tabella 2). Per una scala con un errore standard di 7 punti, il punteggio vero si colloca entro ± 7 punti con una probabilità del 68 per cento ed entro ± 14 punti con una probabilità del 95 per cento. Differenze tra due punteggi di scala della stessa persona inferiori alla differenza critica (1,96 × √(SEM₁² + SEM₂²); circa 19 punti per due scale con un SEM di 7 punti ciascuna, circa 30 punti a 11 punti) non sono interpretabili; fa fede l’errore standard derivato dall’alpha (Tabella 2). Quale delle sette scale sia la più alta in una persona (standardizzata rispetto al campione normativo) resta la stessa, alla ripetizione dopo un intervallo da due settimane a tre mesi, soltanto nel 47 per cento dei casi (attesa casuale 15 per cento); caratterizzare una persona in base alla sua scala più alta non è quindi solido.
Stato e tratto: per le sette scale ci si attende stabilità nell’arco di settimane e mesi; i loro valori test-retest (Tabella 3) quantificano quanto cambiamento sia tipico entro un intervallo da due settimane a tre mesi. Un cambiamento è interpretabile soltanto quando supera la differenza critica.
Al 16 settembre 2026 erano disponibili 155.609 compilazioni complete, di cui 129.800 in lingua tedesca. La partecipazione è volontaria e autoiniziata; la maggior parte delle persone arriva allo ZNI attraverso ricerche sul web su temi della neurodivergenza. I campioni sono quindi campioni autoselezionati e non rappresentativi della popolazione. Tutte le cifre vanno lette con questa riserva.
| Passaggio | n |
|---|---|
| Compilazioni in lingua tedesca inviate dal 16 luglio al 16 settembre 2026 | 9.712 |
| di cui prima compilazione sotto il rispettivo identificativo utente | 9.283 |
| di cui con una durata di compilazione di almeno 120 secondi | 9.273 |
| di cui senza uno schema di risposta le cui risposte grezze (da 1 a 5) presentino una deviazione standard inferiore a 0,5 | 9.270 |
Tutti i valori di attendibilità e di norma di questa documentazione si riferiscono a queste 9.270 persone (di seguito: campione normativo). Variando le regole di selezione (nessun filtro temporale, 180 secondi, finestre temporali precedenti; analisi del 15 settembre 2026), le attendibilità cambiano al massimo di .02 e le medie di pochi punti; non esiste alcuna selezione che migliori le cifre in modo apprezzabile.
Descrizione del campione normativo: lo ZNI non raccoglie dati demografici; età, genere, istruzione e paese di residenza delle persone partecipanti non sono noti. Sono note la lingua (tedesco; Germania, Austria e Svizzera non sono distinguibili), la durata di compilazione (Sezione 2.1) e l’uso prevalente di smartphone. L’assenza di dati demografici è un limite di queste norme (Sezione 9).
Due compilazioni sotto lo stesso identificativo utente in lingua tedesca: 1.795 coppie con un intervallo da 14 a 90 giorni e 2.692 coppie con un intervallo da 91 a 365 giorni. Una parte di queste coppie non proviene dalla stessa persona, perché un identificativo utente viene occasionalmente ceduto a familiari; questa quota è stata stimata (Sezione 6.2) e i valori di stabilità sono riportati sia come osservati sia come corretti.
445 persone che hanno compilato gli strumenti consolidati (Sezione 1.3) e lo ZNI, con un intervallo mediano di 160 giorni tra le due rilevazioni.
Tabella 1. Versioni linguistiche: ampiezza campionaria e coerenza interna delle sette scale (alpha, intervallo tra le scale).
| Lingua | n | Alpha delle sette scale |
|---|---|---|
| Spagnolo | 2.978 | da .77 a .89 |
| Francese | 2.979 | da .71 a .88 |
| Portoghese | 2.985 | da .73 a .90 |
| Turco | 2.024 | da .74 a .89 |
| Italiano | 692 | da .72 a .90 |
| Inglese | 2.965 | da .64 a .90 |
La somministrazione, l’attribuzione dei punteggi e le regole di presentazione dei risultati sono interamente standardizzate e automatizzate. Non esiste alcun margine di discrezionalità nel calcolo dei punteggi. I testi interpretativi sono blocchi fissi, selezionati a partire dai punteggi secondo regole fisse. L’obiettività di somministrazione, di attribuzione dei punteggi e di interpretazione è quindi data nella misura in cui uno strumento di autovalutazione può garantirla.
Tabella 2. Coerenza interna delle sette scale, campione normativo (n = 9.270). Alpha di Cronbach (Cronbach 1951) con intervallo di confidenza al 95 % (Feldt, Woodruff & Salih 1987); omega di McDonald (1999) da un modello monofattoriale; discriminatività come correlazione item-totale corretta; errore standard di misura (SEM) dall’alpha e dalla correlazione test-retest della Tabella 3 (da 14 a 90 giorni).
| Scala | k | Alpha | 95 % | Omega | r item-totale min / media | Item inferiori a .30 | SEM (alpha) | SEM (test-retest) |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilità | 9 | .805 | da .799 a .811 | .82 | .27 / .51 | 1 | 7,3 | 8,6 |
| Monotropismo | 10 | .846 | da .842 a .851 | .85 | .18 / .55 | 1 | 7,7 | 10,2 |
| Stile di apprendimento cinetico-cognitivo | 8 | .813 | da .807 a .819 | .82 | .41 / .53 | 0 | 8,5 | 10,2 |
| Alessitimia | 10 | .902 | da .899 a .905 | .91 | .44 / .66 | 0 | 7,7 | 11,7 |
| Sopraffazione emotiva | 6 | .738 | da .729 a .746 | .75 | .29 / .48 | 1 | 11,3 | 11,6 |
| Mascheramento | 13 | .911 | da .908 a .913 | .91 | .55 / .63 | 0 | 6,6 | 10,1 |
| Autocritica | 2 | .821 | da .813 a .828 | non applicabile | .70 | 0 | 9,2 | 12,5 |
Tre item si collocano al di sotto della convenzione di .30 per la discriminatività: uno ciascuno in Alta sensibilità (correlazione item-totale .27; alpha senza questo item .821 invece di .805), Monotropismo (.18; .861 invece di .846) e Sopraffazione emotiva (.29; .751 invece di .738). La loro esclusione innalzerebbe la coerenza interna da .01 a .02. Vengono mantenuti perché ciascuno copre un aspetto di contenuto che nessun altro item della scala porta, e perché senza di essi le scale non potrebbero più essere verificate nella stessa composizione quanto a validità convergente rispetto agli strumenti consolidati (Sezione 7.2). Autocritica è composta da due item quasi identici ed è trattata come indicatore, non come scala.
Per il punteggio totale non viene riportata alcuna coerenza interna, perché il suo calcolo non viene pubblicato. La sua precisione è determinata dalla correlazione test-retest (Tabella 3); l’errore standard di misura derivato dalla correlazione test-retest è di 7,0 punti.
Tabella 3. Correlazioni test-retest con intervalli di confidenza al 95 % (Fisher) per coppie sotto lo stesso identificativo utente in lingua tedesca. Valori corretti: correlazione osservata divisa per la quota stimata di ripetizioni autentiche (.931; intervallo da .91 a .94, Sezione 6.2). L’approssimazione assume che le coppie provenienti da identificativi utente condivisi siano non correlate a livello di scala e che i due sottogruppi abbiano varianze uguali.
| Indice | da 14 a 90 giorni (n = 1.795) | corretto | da 91 a 365 giorni (n = 2.692) | corretto |
|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilità | .73 (da .71 a .75) | .78 | .72 (da .70 a .74) | .77 |
| Monotropismo | .73 (da .71 a .76) | .78 | .68 (da .66 a .70) | .73 |
| Stile di apprendimento cinetico-cognitivo | .73 (da .71 a .75) | .78 | .72 (da .70 a .73) | .77 |
| Alessitimia | .77 (da .75 a .79) | .83 | .72 (da .71 a .74) | .77 |
| Sopraffazione emotiva | .72 (da .70 a .74) | .77 | .71 (da .69 a .73) | .76 |
| Mascheramento | .79 (da .77 a .81) | .85 | .74 (da .73 a .76) | .79 |
| Autocritica | .67 (da .64 a .69) | .72 | .60 (da .58 a .62) | .64 |
| Punteggio di Neurodivergenza | .75 (da .72 a .77) | .81 | .73 (da .71 a .74) | .78 |
Il punteggio totale si colloca allo stesso livello delle scale; l’indicatore a due item Autocritica si colloca al di sotto.
Le ripetizioni sotto lo stesso identificativo utente non provengono in ogni caso dalla stessa persona. Per stimarne la quota, le 60 risposte dei due momenti di rilevazione sono state confrontate come vettori (tutte le coppie in lingua tedesca con un intervallo di almeno 14 giorni, n = 4.915; 2 coppie con vettore di risposta costante sono state escluse). All’interno delle coppie i vettori correlano a una mediana di .60 (5° percentile .25); persone estranee accoppiate a caso correlano a una mediana di .17 (95° percentile .45). Soltanto il 3,3 per cento delle coppie si colloca al di sotto della mediana delle coppie di estranei. La quota di coppie provenienti da identificativi utente condivisi è stimata a partire dalla coda inferiore: la proporzione di coppie la cui correlazione di profilo si colloca al di sotto di un quantile della distribuzione delle coppie di estranei, divisa per quel quantile. Ai quantili 10, 25, 50 e 75 delle coppie di estranei, le quote risultanti di ripetizioni autentiche sono .94, .94, .94 e .91, ossia circa una coppia su quindici è un’altra persona. I valori corretti della Tabella 3 impiegano la media di queste quattro stime, .931; con la stima più piccola sarebbero fino a .02 più alti, con la più grande .01 più bassi. Le coppie non sono state selezionate in base alla somiglianza; una selezione di questo tipo gonfierebbe artificialmente la stabilità e non viene effettuata.
Gli autovalori della matrice di correlazione dei 60 item nel campione normativo sono 15,1; 3,7; 3,4; 2,3; 2,2; 1,9; 1,4 e 1,3. Il primo fattore lega il 25 per cento della varianza degli item. Un’analisi parallela sulle componenti principali (Horn 1965; confronto con la media di dieci insiemi di dati casuali) indica otto fattori. In una soluzione promax a otto fattori dei 58 item di scala (autovalori e analisi parallela: tutti i 60 item), sette fattori corrispondono alle sette scale; i tredici item della scala Mascheramento, inclusi i tre item di ritiro, saturano su un unico fattore comune; tre item non raggiungono su alcun fattore una saturazione di .30, e l’ottavo fattore non lega alcun item con una saturazione pari o superiore a .30. La struttura è dunque un forte fattore generale con fattori specifici al di sotto.
Tabella 4. Adattamento dei modelli confermativi, campione normativo, massima verosimiglianza su correlazioni di Pearson.
| Modello | Item | Chi² | df | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Sette fattori correlati (le scale di questa documentazione) | 58 | 43.919 | 1.574 | .822 | .813 | .054 | .059 |
| Modello bifattoriale: fattore generale e sette fattori specifici, ortogonali | 58 | 37.566 | 1.537 | .848 | .837 | .050 | .053 |
Entrambi i modelli contengono i 58 item delle sette scale; il modello bifattoriale non è annidato nel modello a sette fattori. I modelli bifattoriali raggiungono per ragioni strutturali valori di adattamento migliori. Il fattore specifico Autocritica ha soltanto due indicatori; il modello bifattoriale è stato stimato senza un ulteriore vincolo di uguaglianza su queste due saturazioni ed è solo debolmente identificato per questo fattore (una stima con saturazioni uguagliate non è giunta a convergenza); le sue cifre vanno lette con questo limite. RMSEA e SRMR si collocano rispettivamente al di sotto di .06 e di .08 per entrambi i modelli; CFI e TLI si collocano al di sotto della convenzione di .90 (Hu & Bentler 1999). La ragione è il fattore generale: gli item correlano attraverso i confini delle scale, il che penalizza un modello con sole saturazioni semplici. In questa versione i modelli sono stati stimati soltanto su correlazioni di Pearson (Sezione 9).
Dal modello bifattoriale: omega gerarchico del fattore generale .82; varianza comune spiegata (ECV) dal fattore generale .47. Omega specifico delle scale (quota della varianza del punteggio di scala attribuibile al fattore specifico): Alta sensibilità .35, Monotropismo .49, Stile di apprendimento cinetico-cognitivo .40, Alessitimia .47, Sopraffazione emotiva .23, Mascheramento .49, Autocritica .60. I punteggi di scala portano dunque informazione propria oltre il fattore generale, in misura minore per Sopraffazione emotiva. Un modello di equazioni strutturali esplorativo (ESEM) sarà aggiunto in una versione successiva. Le sette scale intercorrelano da .25 a .54 (Tabella 5).
Tabella 5. Intercorrelazioni delle sette scale, campione normativo.
| AS | MO | CC | AL | SE | MA | AU | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilità (AS) | 1 | .41 | .40 | .32 | .50 | .42 | .34 |
| Monotropismo (MO) | 1 | .51 | .46 | .42 | .39 | .25 | |
| Stile di apprendimento cinetico-cognitivo (CC) | 1 | .47 | .49 | .42 | .25 | ||
| Alessitimia (AL) | 1 | .42 | .54 | .27 | |||
| Sopraffazione emotiva (SE) | 1 | .47 | .36 | ||||
| Mascheramento (MA) | 1 | .42 | |||||
| Autocritica (AU) | 1 |
Il campione di validazione (Sezione 3.4) ha compilato gli strumenti consolidati (Sezione 1.3) al primo momento di rilevazione e le scale dello ZNI al secondo. La correlazione tra i due è attenuata dall’intervallo temporale. La grandezza di riferimento è quindi la correlazione di ciascuno strumento con sé stesso sulla stessa distribuzione di intervalli (n = 2.713, ponderata sugli intervalli delle coppie di validazione). La quota nella penultima colonna è il rapporto tra la correlazione di validazione e questa correlazione test-retest; non è una correzione per attenuazione nel senso di Spearman, ma indica quanta parte dell’accordo raggiungibile in assoluto su questo intervallo la scala dello ZNI raggiunge. Numeratore e denominatore sono attenuati allo stesso modo dagli identificativi utente condivisi, il che si annulla in larga misura nel rapporto.
Tabella 6. Validità convergente delle scale dello ZNI rispetto agli strumenti consolidati, n = 445, intervallo mediano 160 giorni, intervalli di confidenza al 95 % (Fisher); quote calcolate da correlazioni non arrotondate.
| Scala ZNI | Strumento consolidato | r | 95 % | Test-retest dello strumento | Quota | Correlazione più alta con un altro strumento |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilità | HSPS | .70 | da .65 a .74 | .73 | 95 % | .39 |
| Monotropismo | Monotropism Questionnaire | .67 | da .62 a .72 | .75 | 90 % | .41 |
| Stile di apprendimento cinetico-cognitivo | CAARS | .69 | da .64 a .74 | .72 | 95 % | .30 |
| Alessitimia | TAS-20 | .71 | da .66 a .75 | .76 | 94 % | .41 |
| Sopraffazione emotiva | Lista RSD di Dodson (screening clinico) | .60 | da .54 a .66 | .73 | 83 % | .41 |
| Mascheramento | CAT-Q | .69 | da .64 a .74 | .72 | 95 % | .57 (lista di Dodson) |
| Autocritica | nessuno strumento di validazione proprio | .40 |
Cinque scale raggiungono dal 90 al 95 per cento di questa grandezza di riferimento; la loro correlazione più alta con un altro strumento si colloca tra .30 e .41, per Mascheramento a .57 con la lista di Dodson, perché entrambe rilevano il ritiro per paura del rifiuto. La riga Sopraffazione emotiva è la convergenza con una lista di screening clinico e non con uno strumento validato; è riportata come informazione di supporto. Autocritica non dispone di uno strumento di validazione proprio; la tabella ne indica soltanto la correlazione più alta con uno degli strumenti. Il disegno è sfasato nel tempo; una rilevazione simultanea è pianificata (Sezione 9).
Per lo spagnolo, il francese, il portoghese, il turco, l’italiano e l’inglese le scale sono state analizzate nello stesso modo (Tabella 1). Sono state confrontate soluzioni promax a sette fattori dopo rotazione target sulla soluzione tedesca; coefficienti di congruenza di Tucker pari o superiori a .95 valgono come uguaglianza, valori da .85 a .94 come somiglianza (Lorenzo-Seva & ten Berge 2006). Le congruenze medie sono .96 (portoghese), .93 (francese), .92 (turco), .90 (spagnolo), .83 (italiano, n = 692) e .82 (inglese); la congruenza più bassa di un singolo fattore è .78 (spagnolo), .80 (francese), .93 (portoghese), .83 (turco), .28 (italiano) e .53 (inglese). In spagnolo, francese, portoghese, turco e italiano le deviazioni riguardano la separazione tra Mascheramento e Autocritica, che non si riproduce in modo stabile nei campioni più piccoli. L’invarianza di misura a livello di saturazioni e di soglie non è stata verificata; i valori normativi sono riportati soltanto per la versione tedesca.
La validità di criterio rispetto a diagnosi cliniche non è stata indagata. Lo ZNI non rivendica alcuna sensibilità o specificità per alcuna diagnosi e non contiene valori soglia. Le denominazioni «associato a» della Sezione 1.2 descrivono una vicinanza concettuale, non una previsione.
Il gruppo di riferimento è il campione normativo (Sezione 3.2): 9.270 persone di lingua tedesca che hanno compilato lo ZNI per la prima volta tra luglio e settembre 2026, dopo averlo cercato per proprio conto. Non è un campione di popolazione e la sua composizione demografica non è nota. Tutti i ranghi percentili indicano dove si colloca una persona rispetto a persone che cercano un test di questo tipo di propria iniziativa. Per l’impiego nello strumento i valori normativi sono calcolati da questo gruppo e poi congelati; una nuova taratura normativa appare come nuova versione.
Tabella 7. Distribuzione delle sette scale e del punteggio totale, campione normativo: media, deviazione standard e punteggi di scala ai percentili.
| Indice | M | DS | P5 | P10 | P25 | P50 | P75 | P90 | P95 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilità | 75,6 | 16,6 | 44 | 53 | 67 | 78 | 89 | 94 | 100 |
| Monotropismo | 63,0 | 19,7 | 28 | 35 | 50 | 65 | 78 | 88 | 92 |
| Stile di apprendimento cinetico-cognitivo | 62,2 | 19,6 | 28 | 34 | 50 | 62 | 78 | 88 | 91 |
| Alessitimia | 52,1 | 24,5 | 10 | 18 | 35 | 52 | 70 | 85 | 90 |
| Sopraffazione emotiva | 61,5 | 22,0 | 21 | 29 | 46 | 62 | 79 | 92 | 96 |
| Mascheramento | 60,3 | 22,0 | 19 | 29 | 46 | 63 | 77 | 87 | 92 |
| Autocritica | 84,7 | 21,7 | 38 | 50 | 75 | 100 | 100 | 100 | 100 |
| Punteggio di Neurodivergenza | 75,7 | 13,9 | 50 | 57 | 67 | 77 | 86 | 92 | 95 |
Autocritica mostra un effetto soffitto: metà del gruppo di riferimento raggiunge il punteggio massimo, e i ranghi percentili nella fascia superiore sono di conseguenza grossolani.
Estensioni pianificate: uno studio test-retest con consenso esplicito alla ripetizione; una rilevazione simultanea delle scale dello ZNI insieme agli strumenti consolidati; un modello ESEM e stime su correlazioni policoriche per i modelli a sette fattori; una verifica dell’invarianza di misura tra le lingue; la rilevazione di età e genere per le analisi di equità.
Le risposte delle persone partecipanti sono trattate in modo riservato, non vengono cedute e per questa documentazione sono state analizzate esclusivamente in forma aggregata. Zensitively mette a disposizione ulteriori cifre aggregate a professioniste e professionisti del settore su richiesta. I testi degli item, la chiave di attribuzione dei punteggi e il calcolo del punteggio totale non vengono pubblicati.
Registro delle versioni: versione 1.0, settembre 2026, prima pubblicazione; insieme di costanti ZNI-1.0-2026-09-16, calcolato dal campione normativo della Sezione 3.2.
Contatto: hallo@zensitively.com
Aron, E. N., & Aron, A. (1997). Sensory-processing sensitivity and its relation to introversion and emotionality. Journal of Personality and Social Psychology, 73(2), 345–368.
Bagby, R. M., Parker, J. D. A., & Taylor, G. J. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale: I. Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 23–32.
Christiansen, H., Hirsch, O., Abdel-Hamid, M., & Kis, B. (2014). CAARS. Conners Skalen zu Aufmerksamkeit und Verhalten für Erwachsene. Deutschsprachige Adaptation [adattamento in lingua tedesca]. Hogrefe.
Conners, C. K., Erhardt, D., & Sparrow, E. (1999). Conners' Adult ADHD Rating Scales (CAARS). Technical manual. Multi-Health Systems.
Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334.
Diagnostik- und Testkuratorium (2018). Testbeurteilungssystem des Diagnostik- und Testkuratoriums der Föderation Deutscher Psychologenvereinigungen (TBS-DTK), revidierte Fassung vom 15. Dezember 2017 [sistema di valutazione dei test del Curatorio per la diagnostica e i test della Federazione delle associazioni tedesche di psicologia]. Psychologische Rundschau, 69(2), 109–116.
Dodson, W. (n.d.). Rejection Sensitive Dysphoria self-test. ADDitude Magazine. https://www.additudemag.com/rejection-sensitive-dysphoria-adhd-symptom-test/
Feldt, L. S., Woodruff, D. J., & Salih, F. A. (1987). Statistical inference for coefficient alpha. Applied Psychological Measurement, 11(1), 93–103.
Garau, V., Murray, A. L., Woods, R., Chown, N., Hallett, S., Murray, F., Wood, R., & Fletcher-Watson, S. (2023). The Monotropism Questionnaire. OSF Preprints. https://doi.org/10.31219/osf.io/ft73y
Horn, J. L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30(2), 179–185.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis. Structural Equation Modeling, 6(1), 1–55.
Hull, L., Mandy, W., Lai, M.-C., Baron-Cohen, S., Allison, C., Smith, P., & Petrides, K. V. (2019). Development and validation of the Camouflaging Autistic Traits Questionnaire (CAT-Q). Journal of Autism and Developmental Disorders, 49(3), 819–833.
Lorenzo-Seva, U., & ten Berge, J. M. F. (2006). Tucker's congruence coefficient as a meaningful index of factor similarity. Methodology, 2(2), 57–64.
McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Lawrence Erlbaum.
Murray, D., Lesser, M., & Lawson, W. (2005). Attention, monotropism and the diagnostic criteria for autism. Autism, 9(2), 139–156.