Purpose
The purpose of this study was to develop the Osteoporosis Self-Care Scale (OSCS-13) and verify its validity and reliability.
Methods The subjects were 445 patients with osteoporosis who visited the hospital. They were randomly assigned into two groups as follows: 220 patients for exploratory factor analysis and 225 patients for confirmatory factor analysis. The OSCS-13’s construct validity, convergent-discriminant validity, structure validity, group validity, consistency reliability and test-retest reliability were evaluated.
Results This study examined four factors and 13 items scored on a 5-point likert scale. The confirmatory factor analysis showed adequate model fit indices (Minimum/Degree of Freedom [CMIN/DF]=1.70, Root Mean Residual [RMR] =.03, Root Mean Square Error of Approximation [RMSEA]=.06, Comparative Fit Index [CFI]=.97, Tucker-Lewis Index [TNI]=.96, Incremental Fit Index [IFI]=.97). Convergent-discriminative validity and convergent validity were demonstrated using measures of defining issue. Internal consistency reliability and test-retest reliability were found to be acceptable, as indicated by a Cronbach’s α of .65~.92 and an intraclass correlation coefficient of .65~.80.
Conclusion The OSCS-13 is a valid and reliable instrument. Hence, it is expected that this tool can be used to measure the level of self-care for patients with osteoporosis.
,1
and Heeyoung Oh2
The purpose of this study was to develop the Osteoporosis Self-Care Scale (OSCS-13) and verify its validity and reliability.
The subjects were 445 patients with osteoporosis who visited the hospital. They were randomly assigned into two groups as follows: 220 patients for exploratory factor analysis and 225 patients for confirmatory factor analysis. The OSCS-13’s construct validity, convergent-discriminant validity, structure validity, group validity, consistency reliability and test-retest reliability were evaluated.
This study examined four factors and 13 items scored on a 5-point likert scale. The confirmatory factor analysis showed adequate model fit indices (Minimum/Degree of Freedom [CMIN/DF]=1.70, Root Mean Residual [RMR] =.03, Root Mean Square Error of Approximation [RMSEA]=.06, Comparative Fit Index [CFI]=.97, Tucker-Lewis Index [TNI]=.96, Incremental Fit Index [IFI]=.97). Convergent-discriminative validity and convergent validity were demonstrated using measures of defining issue. Internal consistency reliability and test-retest reliability were found to be acceptable, as indicated by a Cronbach’s α of .65~.92 and an intraclass correlation coefficient of .65~.80.
The OSCS-13 is a valid and reliable instrument. Hence, it is expected that this tool can be used to measure the level of self-care for patients with osteoporosis.
골다공증은 골밀도 감소, 골 미세구조의 이상을 특징으로 오랫동안 자각증상 없이 점진적으로 진행되는 만성질환으로[1] 개인의 건강과 삶의 질에 영향을 미친다[2]. 우리나라 국민건강영양조사에 따르면 50세 이상 여성인구의 골감소증 유병률은 43.4%, 골다공증 유병률은 39.1%였다. 흔히 골감소증이 골다공증보다 덜 위험한 것으로 인식되고 있으나, 실제 골감소증에서 골절이 더 많이 발생하는 것으로 보고되고 있다[3]. 골다공증 전 단계인 골감소증은 골다공증에 준하여 치료해야 하지만 건강보험급여 기준에 포함되지 않는다. 골감소증 환자는 질병에 대한 인지부족으로 적절한 치료가 이루워지지 않아 골다공증으로 진전될 뿐만 아니라 골절 위험이 높다[4]. 따라서 골감소증 및 골다공증을 조기 발견하고 적절한 관리를 통하여 위험요인을 감소시키기 위한 포괄적인 간호가 요구된다[5, 6]. 이 두 질환은 질병의 증상이나 치료, 예방적 측면이 유사하다는 점에서[6] 자가간호가 공통된다고 할 수 있다. 골다공증에 대한 자가간호는 골밀도 저하를 방지하고 관절의 파괴를 예방하며 골절을 방지하여[6] 독립적 일상생활 유지를 가능하게 한다. 그러나 다수의 환자들은 골다공증 위험요인에 대한 인식이 부족하거나[7] 칼슘 식품군 섭취, 혹은 체중부하 운동 등 골다공증 치료 및 예방관리에 대한 지식이 부족하여[3] 균형잡힌 식이나 규칙적인 운동실천이 부족하고, 지속적으로 올바른 생활습관을 유지하지 못하는 등 자가간호 실천 정도가 낮은 것으로 보고되고 있다[3]. 골다공증 치료에 긍정적 영향을 주고 증상 악화를 방지하기[8] 위해 개개인의 적극적인 자가간호 수행이 필요하다. 이에 골다공증 환자는 자가간호를 통하여 적극적인 질병 관리에 참여하게 된다[9]. Orem [10]은 자가간호를 개인의 건강과 안녕을 유지하기 위해 일상생활을 수행하는 각 개인의 적극적 활동으로 정의하고 있다. Orem의 자가간호 결핍이론으로부터 만성질환자 자가간호 중범위이론을 개발한 Riegel 등[11]은 자가간호를 자가간호 유지(self-care maintenance), 자가간호 모니터링(self-care monitoring), 자가간호 관리(self-care management)라는 자가간호 과정으로 설명하였다. 자가간호 유지는 만성질환 환자의 신체적, 정서적 안정을 유지하기 위해 사용하는 행동이며, 자가간호 모니터링은 징후와 증상의 변화를 관찰하는 과정이다. 자가간호 관리는 징후와 증상이 발생했을 때 그에 대한 조치가 필요한지 결정하기 위해 변화를 평가하는 것이다. 각각의 속성은 고유하지만 건강을 유지하고 질병관리를 용이하게 하기 위해 이 세 가지 자가간호 과정이 동시에 기능한다고 보았다[9]. Riegel 등[11]의 만성질환자 자가간호 이론에 의하면 골다공증 환자의 자가간호 측정도구는 이 세 가지 핵심개념이 포함되며, 이러한 과정이 상호 연관되어 있다고 볼 수 있다[9].
국내외 문헌에서 제시된 골다공증 관련 측정도구들을 살펴보면 도구 사용에 몇 가지 제한점이 있다. 우선, 골다공증 예방행위 측정도구(Osteoporosis Prevention)[12]는 여대생을 대상으로 개발되었고 골다공증 지식, 운동, 식이 칼슘 섭취량을 평가하였다. 이 도구는 골다공증 예방에 필요한 행위의 일부분만 측정하고 있어 자가간호를 포괄적으로 측정하기 어렵다. 한편 골다공증 인지 측정도구[13]는 중년여성을 대상으로 예방행위, 위험요인, 골다공증 양상, 골 건강증진, 골 생리 등에 대한 인지 정도를 측정하기 위해 개발된 도구로서 골다공증 환자의 자가간호 실천 정도나 행위를 측정하는 것이 아니라 골다공증에 대한 인지수준을 측정하고 있을 뿐이다. 또한 골다공증 지식 설문지(Osteoporosis Knowledge Assessment Tool)[14]는 중년여성을 대상으로 골다공증의 위험요인, 운동 및 식이를 통한 예방법을 퀴즈 형식으로 설문하는 도구로 측정개념의 범위가 제한적이다. 골다공증 자기관리 행동 설문지(Osteoporosis Self-Management Behavior Scale)[15]는 골다공증 환자에 대한 영양, 운동 및 치료 관련 행동을 평가하고 있다. 그러나 이 도구는 자신의 골밀도 검사 결과의 관찰이나 주기적인 모니터링 관리하는 영역이 포함되지 않아 만성질환인 골다공증 환자의 자가간호 수행을 다차원적으로 평가하는 데는 한계가 있다. 한편 Riegel 등[11]의 만성질환자의 자가간호 중범위이론을 바탕으로 개발된 기존의 만성질환에 대한 도구들은 각 질환의 특이적 조기 경고 및 증상 등을 파악하고 관리 조치하는 내용 등으로 구성되어 있고 골다공증에 초점을 맞추고 있지 않다. 골다공증은 골다공증에만 적용되는 특정 자가간호가 있어, 기존의 만성질환 자가간호 도구들을 골다공증 환자에게 사용하는 것은 제한적이다. 이에 Riegel 등[11]이 제시한 만성질환의 자가간호 중범위이론을 바탕으로 골다공증 환자의 자가간호 수행 측정도구를 개발하고 신뢰도와 타당도를 검증하고자 하였다. 이는 골다공증 예방과 증상 악화를 위한 간호사정 기술의 향상뿐만 아니라 중범위 간호이론을 간호연구에 활용하는 사례가 될 것으로 본다.
본 연구는 골다공증 환자의 자가간호 수행 측정도구를 개발하고, 도구의 타당도와 신뢰도를 검증하기 위함이다.
본 연구는 골다공증 환자의 자가간호 수행 정도를 평가할 수 있는 도구를 개발하고, 타당도와 신뢰도를 검증하기 위한 방법론적 연구이다.
본 연구는 Riegel 등의 만성질환 자가간호 중범위이론을[11] 바탕으로 DeVellis가 제시한 8단계의 도구개발 절차[16]를 적용하여 진행하였다. 진행 과정은 Figure 1과 같다.
Figure 1
Steps of scale development.
문헌고찰을 통한 구성요소 확인은 만성질환 자가간호 중범위이론을 바탕으로, 골다공증 환자의 자가간호에 대한 개념적 기틀을 도출하기 위하여 국내외 데이터베이스 PubMed, Cumulated Index to Nursing and Allied Health Literature (CINAHL), Koreanstudies Information Service System (KISS), KoreaMed, Research Information Sharing Service (RISS), 구글 학술검색 사이트를 이용하여 2008년 1월부터 2019년 12월까지 발표된 영어와 한국어로 된 학술지 및 학위논문을 중심으로 연구자 1인이 문헌검색을 시행하였다. 국내 데이터베이스 주제어는 “골다공증”, “골다공증 지식”, “자가간호”, “골다공증 예방행위”, “자가간호 도구”로 검색하였으며, 국외 데이터베이스 주제어는 “Osteoporosis”, “Self-care”, “Prevention”, “Knowledge”, “Instrumentation”을 조합하여 Medical Subject Headings (MeSH)를 통한 주요 단어 선정 및 검색 단어를 적용하였다. 검색된 문헌은 중복문헌 제외, 제목 검토, 초록과 원문검토를 통해 연구자 1인이 문헌고찰을 시행하였다.
이론적 단계에서 분석된 개념을 확장하고 구체화하기 위하여 심층 면담을 시행하였다. 심층 면담의 현장 단계에서는 8인의 골다공증 환자를 대상으로 연구의 목적을 설명하고 면담내용 녹음에 대한 동의를 얻은 후 조용한 장소에서 약 40~60분간 이루어졌다. 주요 질문내용은 ‘골다공증이나 골감소증을 진단받고 시작한 자가간호 실천 행동은 무엇이었습니까?’, ‘골다공증 치유를 위해 자가간호에서 무엇이 중요하다고 생각하십니까?’ 등 자가간호 수행 내용과 영향요인을 도출하기 위한 질문으로 면담을 진행하였다. 최종 분석단계에서 도출된 요인들은 Riegel 등[11]의 만성질환 자가간호 중범위이론의 주요 개념인 “자가간호 유지”, “자가간호 모니터링”, “자가간호 관리”라는 요인에 따라 개념적 기틀이 구성되었다.
골다공증 환자의 자가간호 수행에 대한 개념적 기틀을 중심으로 자가간호 활동유지(8문항), 자가간호 영양유지(19문항), 골절 예방행위(11문항), 자가간호 모니터링(7문항), 자가간호 대처 관리(6문항) 등 5개 요인 51문항을 구성하였다.
도구 형식은 사회과학 분야에서 흔히 사용되는 중간값을 갖는 5점 Likert 척도로[16] 구성하였다.
예비문항에 대한 내용타당도 검증을 위해 간호학 교수 2인, 병원의 임상교수 1인, 임상경력 10년 이상이면서 박사학위를 가진 임상간호사 4인을 전문가 집단으로 구성하였다. 내용타당도 지수(Content Validity Index, CVI)는 전문가 6명 이상일 때 .78 이상이면 내용타당도가 적절하다는 선행연구[17]에 근거하여 문항을 선정하였고, 개방형 설문지를 이용하여 수정이 필요한 문항은 의견 수렴하여 반영하였다.
본 조사를 시작하기 전에 D지역 대학병원 외래를 방문한 골다공증 환자 20명을 대상으로 예비도구에 대한 예비조사를 실시하였다. 도구의 구성, 문항의 정확성, 문항의 이해도, 설문 소요시간[18] 등을 확인하는 안면 타당도도 동시에 시행하였다.
본 연구대상자는 의사로부터 과거 혹은 현재 골다공증이나 골감소증을 진단받고 병원 외래에서 진료를 받는 대상자이다. “의사에게 현재 골다공증이나 골감소증 진단을 받았습니까?”라는 질문에 “예” 라고 응답한 대상자 중 연구에 대한 설명을 듣고 목적을 이해하고 연구참여에 서면으로 동의한 자를 대상으로 설문을 실시하였다. 표본 크기는 탐색적 요인분석의 대상자 수는 150명에서 200명 이상, 확인적 요인분석 시 최소 200명 이상의 표본 수가 적절하다는 기준[19]을 만족하고, 탈락률과 불충분한 응답을 고려하여 총 450명을 대상으로 편의표집 하였다. 회수된 설문지 중 응답이 불충분한 설문지 5부를 제외하여 총 445부를 요인분석에 사용하였다. 총 445부를 Excel의 무작위 추출 프로그램을 이용하여 탐색적 요인분석 220부와 확인적 요인분석 225부로 할당하였다. 검사 재검사 신뢰도 검증 대상자는 30명을 편의표집 하였다.
본 연구의 자료수집은 2020년 5월 1일부터 9월 30일까지 2개 도심 지역(S시, D시)에 소재한 600~1,000병상 규모의 3개 대학교병원 외래에서 진행되었다. 대상자 선정은 병원 의료진이 연구대상자 선정기준에 부합하는 대상자를 연구자에게 직접 의뢰하는 방식으로 진행하였다. 설문조사는 연구자 1인과 훈련된 연구보조원 1인이 설문에 동의한 자에게 시행하였으며, 시간은 20~30분 내외로, 설문을 읽기 어렵거나 읽어주기를 원하는 대상자의 경우 연구보조원이 설문지를 읽어주며 설문지를 작성하였다.
본 연구는 IRB로부터 승인(EMC2019-12-016-002)을 받고 연구 병원의 간호부장, 외래 간호사 및 해당과 진료부의 허락을 받은 후 연구를 진행하였다. 자료수집은 연구자 1인과 훈련된 연구보조원 1인이 연구대상자에게 연구목적을 설명하고, 연구에 자발적으로 동의한 대상자에게 서면동의를 받은 후 진행하였다. 연구참여를 원하지 않는 경우 설문을 거절하거나 언제든지 중단할 수 있음을 설명하였다. 연구대상자에게 수집된 자료가 연구목적으로만 사용되며 잠금장치가 있는 보관함에 3년간 보관 후 폐기할 것임을 설명하였다. 연구에 참여한 모든 대상자에게는 소정의 사례비를 지급하였다.
골다공증 환자의 자가간호 수행 도구의 수렴타당도 검증을 위해 만성질환자 대상의 한국어판 자기 관리 측정도구(The Korean version of the Partners In Health Scale, PIH-K) [20]를 사용하였다. 이 도구는 The Partners In Health Scale (PIH)를 Jeon 등[20]이 한국어로 번안한 도구로서 대처 4문항, 치료적 파트너십 4문항, 증상인지 및 관리 2문항, 지식 2문항의 총 12 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 9점 Likert 척도이며, 최저 0점에서 최고 108점으로 점수가 높을수록 자기관리를 잘하는 것을 의미한다. 도구 사용을 위해 원 도구 개발자와 PIH-K 도구 개발자의 사용 승인을 받은 후 사용하였다. PIH-K의 전체 신뢰도 Cronbach’s α는 .86이었고, 본 연구에서 Cronbach’s α는 .92였다.
자료분석은 SPSS/WIN 25.0 통계 프로그램과 AMOS/WIN 25.0를 이용하였다. 연구대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율로 산출하였다. 문항 분석으로 평균, 표준편차, 왜도, 첨도, 천장효과, 바닥효과를 분석하였다. 구성타당도 검증은 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)과 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 통한 교차검증(cross validation)[21] 방법으로 시행하였다. 탐색적 요인분석은 도구의 문항 수를 줄이는 방법으로 문항들이 요인과 연관되어 있다는 가정하에 요인을 추출하기 위하여 시행하였다. Kaiser-Mayer-Olkin (KMO)와 Bartlett의 구형성 검증을 통해 구성 요인을 추출하였고, 최대우도, 하위요인 간에 연관성을 가정하는 사각회전 방법인 Promax 회전을 통해 패턴행렬과 구조행렬 값을 분석하였다. 요인 추출은 고유값(eigen value) 1.0 이상, 요인들에 의해 설명된 분산의 누적 백분율 60% 이상 되는 요인을 선정하였다. 문항 추출 시 요인 부하량(Factor Loading, FL)은 유의한 기준 .40 이상, 중복 부하(cross loading) 값이 .20보다 작은 차이를 보이는 것은 삭제하는 것을 기준[22]으로 문항을 선정하였다. 확인적 요인분석은 탐색적 요인분석에서 도출된 요인을 고정하여 분석을 시행하였고 모형적합도를 평가하였다. 절대적합도 지수(absolute fit index)는 수집된 자료와 연구 모형의 부합된 정도를 절대적으로 평가하는 것으로 Minimum/Degree of Freedom (CMIN/DF)<3.00, Root Mean Residual (RMR)≤.05~.08, Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)≤.05~.80 기준[23]으로 판단하였다. 증분적합도지수(incremental fit index)는 Comparative Fit Index (CFI)≥.90, Tucker-Lewis Index (TNI), Incremental Fit Index (IFI)≥.90로 기준을[23] 평가하였다.
문항 수렴-판별 타당도(item convergent and discriminant validity)는 표준화 계수 람다(λ), 평균분산추출(Average Variance Extracted, AVE), 개념 신뢰도(Construct Reliability, C.R.), 표준오차(Standard Error, SE)를 분석하였다. 수렴타당도(convergent validity)검증은 PIH-K를 이용하여 자가간호 수행과 자기관리와의 상관관계를 확인하였다. 집단타당도(known-groups validity) 검증은 골다공증 환자의 골다공증 지식 정도에 따른 자가간호 수행의 차이가 있을 것이라는 가설을[7, 28] 검증하기 위해 ‘귀하는 골다공증에 대해 얼마나 알고 있다고 생각하십니까?’ 설문에 ‘잘 알고 있다(3점), 어느 정도 알고 있다(2점), 잘 모르고 있다(1점)’로 답한 자료에 근거하여 대상자를 세 집단으로 나누고, 집단 간의 자가간호 수행 점수의 차이를 One-way ANOVA로 검증하였고, 사후 검정은 Scheffé test로 분석하였다. 신뢰도 검증은 내적 일관성 신뢰도 계수(Cronbach’s α)가 .64~.85이면 적당하다는 기준[24]을 확인하였다. 검사-재검사 신뢰도는 본 조사 자료수집 후 2~4주 사이에 30명을 대상으로 분석하였다. 급내 상관계수(Interclass Correlation Coefficient, ICC) .60~.74이면 ‘좋음’ 기준[25]을 만족하는지 확인하였다.
개발된 도구는 신뢰도와 타당도 검증을 마친 후 최종 도구로 확정하기 위해 질적평가를 실시하였다. 연구자와 도구 개발 경험이 많은 교수 1명이 개발된 도구의 문항에 대한 모호한 표현이나 이해 정도를 평가하였으며, 평가과정을 통하여 도구의 의미가 변질되지 않는 정도에서 문항을 수정하였다. 도구 최적화를 통하여 완성된 도구는 Appendix 1과 같다.
이론 단계에 따른 문헌검색은 2008년 1월부터 2019년 12월까지 발표된 국내외 데이터베이스를 통해 시행하였으며, 수기로 검색을 병행하였다. 국내 데이터베이스에서는 KoreaMed, KISS, RISS를 통해 총 347건이 검색되었다. 국외 데이터베이스 검색 결과 PubMed, CINAHL를 통해 총 1,495건이 검색되었고 국내외 문헌 총 1,842건이 검색되었다. 중복 문헌을 제외한 1,762건의 문헌을 대상으로 1차 분석은 제목을 검토하였고, 2차 분석은 초록과 원문검토를 통하여 선정하였으며, 최종적으로 11개의 문헌을 분석하였다. 문헌고찰을 통해 19문항이 도출되었으며, 심층 인터뷰를 통해 32문항이 도출되었다. 문헌고찰에서 도출된 요인은 Reigel 등[11]이 제시한 만성질환 자가간호 중범위이론을 개념적 기틀로 하여 ‘자가간호 활동유지’, ‘자가간호 영양유지’, ‘자가간호 모니터링’, ‘자가간호 관리’의 4개 요인이었으며, 요인을 중심으로 51개의 예비문항을 구성하였다.
1차 내용타당도 결과 I-CVI지수는 .50~1.00 사이었으며, .78 이하인 10문항을 삭제하였다. 전문가 의견을 수렴하여 6개 문항이 의미 중복으로 ‘칼슘이 풍부한 음식을 먹는다’와 ‘채소류와 과일을 먹는다’ 문항을 ‘칼슘이 풍부한(예: 멸치, 건새우, 뱅어포, 미역, 우유, 치즈, 요거트, 두부, 두유, 콩, 녹색 채소 등) 식사를 한다’로 통합하여 35문항을 도출하였다. 2차 내용타당도 I-CVI는 .63~1.00로 나타나 .78 이하[17]인 2문항이 삭제되었고, 의미가 유사한 2문항이 타 문항과 통합되며 삭제되어 최종 예비도구는 31문항이 도출되었다. 예비조사 및 안면 타당도 검증은 문항 내용이나 길이, 이해하기 어렵거나 모호한 문항은 없는 것으로 나타나 수정 없이 설문지를 그대로 본 조사에 사용하였다.
본 연구대상자의 성별은 여성이 411명(92.4%)으로 남성 34명(7.6%)보다 비율이 높았다. 연령은 평균이 62.6세로, 60세 미만이 218명(49%)으로 가장 많았고, 60~69세 110명(24.7%), 70세 이상 117명(26.3%) 순이었다. 교육 수준은 중졸 이하 170명(38.2%)으로 가장 많았고, 고졸 147명(33.0%), 대졸 이상 128명(28.8%) 순이었다. 운동상태는 일주일 기준으로 운동을 불규칙적으로 하는 대상자가 227명(51.0%)으로 가장 많았고, 규칙적으로 운동하는 대상자는 183명(41.1%), 운동을 하지 않는 대상자는 35명(7.9%)이었다. 골다공증 가족력이 없는 대상자는 329명(73.9%)이었고, 있는 대상자는 116명(26.1%)이었다. 폐경유무는 ‘예’ 라고 답한 대상자는 361명(81.2%), ‘아니요’는 50명(11.2%), ‘해당 사항 없음’이 34명(7.6%)이었다.
탐색적 요인분석과 확인적 요인분석 대상자의 일반적 특성은 교육수준(χ2=67.46, p<.001)에서 유의한 차이가 있었고, 성별(χ2=0.09, p=.773), 연령(χ2=3.37, p=.066), 운동상태(χ2=0.84, p=.361), 가족력(χ2=3.25, p=.071)에서 유의한 차이가 없었다.
도구의 구성타당도 평가단계 중 문항 분석에서 문항별 평균점수 범위는 1.42±1.06~3.62±0.78, 왜도는 -2.60~0.21이었고, 첨도는 -1.04~7.17이었다. 10번 문항 ‘흡연을 제한한다’는 73.5%로 첨도에서 정규성이 위반되어 문항을 삭제하였고, 천장효과 바닥효과에서 10번 문항과 11번 문항 ‘음주를 제한한다’는 51.2%로 천장효과 기준인 30% 미만이[26] 충족되지 않아 삭제하여 총 29문항의 요인분석을 시행하였다.
탐색적 요인분석은 5차에 걸쳐 진행되었다. 1차 탐색적 요인분석 결과 29문항의 KMO값은 .80, χ2은 2,656.60 (p<.001)로, 요인은 8개, 누적 설명력은 51.5%였다. 구조행렬에서 요인과 변인의 상관계수를 나타내는 FL값은 .33~.98로 .40 미만인 5문항을 제거하고, 패턴행렬을 통해 cross loadings 문항으로 요인 간 요인 부하량이 .20보다 작은 차이를 보이는 2문항을 제거하였다. 총 7문항을 삭제하여 22문항으로 2차 탐색적 요인분석을 시행하였다. 2차 탐색적 요인분석 결과 22문항의 KMO값은 .80, χ2은 2,187.65 (p<.001)로, 요인은 5개, 누적 설명력은 51.4%였다. 구조행렬에서 FL값은 .26~.96로 .40 미만인 2문항을 제거하고, 패턴행렬을 통해 cross loadings 문항으로 요인 간 요인 부하량이 .20보다 작은 차이를 보이는 3문항을 삭제하여 17문항을 도출하였다. 17문항에 대한 3차 탐색적 요인분석 결과 KMO값은 .77, χ2은 1,707.29 (p<.001)로 요인은 5개, 누적 설명력은 57.6%였다. 구조행렬에서 FL값은 .22~.97로 .40 미만인 1문항을 제거하고, 패턴행렬을 통해 cross loadings 문항으로 요인 간 요인 부하량이 .20보다 작은 차이를 보이는 2문항을 제거하였다. 1문항(9번)은 요인 간 요인 부하량이 .20보다 작은 차이를 보여 cross loadings을 충족하지 못하였다. 그러나 칼슘이 불충분하면 우리 몸은 뼈에 저장된 칼슘을 사용하게 되고, 이에 따라 골밀도 저하가 유발된다[27]. 골다공증 환자에게 칼슘 섭취는 중요한 권고상황[5]이라 칼슘영양제 섭취 문항을 제거하지 않고 14문항을 도출하였다. 14문항의 4차 탐색적 요인분석 결과 KMO값은 .75, χ2은 1,473.70 (p<.001)로, 요인은 4개, 누적 설명력은 59.8%였다. 구조행렬에서 FL값은 .42~1.0으로 .40 미만 문항은 없었으며, 패턴행렬을 통해 cross loadings 문항으로 요인 간 요인 부하량이 .20보다 작은 차이를 보이는 1문항은 삭제하고, 1문항(9번)은 cross loadings를 충족하지 못하였지만 앞서 언급한 칼슘영양제는 골다공증 환자에게 중요한 섭취 문항[5, 27]으로 제거하지 않고 13문항을 도출하였다. 13문항에 대한 5차 탐색적 요인분석 결과 KMO값은 .73, χ2은 1,367.01 (p<.001)로, 요인 4개, 누적 설명력 61.9%였다. 구조행렬에서 FL값은 .41~1.0으로 .40 미만 문항은 없었으며, 요인 간 요인 부하량이 .20보다 작은 차이를 보이는 1문항(9번)은 cross loadings을 충족하지 못하였지만 앞서 언급한 칼슘영양제는 골다공증 환자에게 중요한 섭취 문항이므로[5, 27] 제거하지 않고 최종 4개 요인 13문항이 도출되었다(Table 1).
Table 1
Exploratory Factor Analysis (N=220)
탐색적 요인분석을 통하여 도출된 요인은 문항의 내용을 함축할 수 있는 개념으로 명명하였다. 제1요인은 자가간호-활동유지(self-care activity maintenance), 제2요인은 자가간호-영양유지(self-care nutrition maintenance), 제3요인은 자가간호-모니터링(self-care monitoring), 제4요인은 자가간호-관리(self-care management)로 명명하였다.
확인적 요인분석에서 RMR, RMSEA 수용 가능한 기준값은 .05~.08 이하로 값이 작을수록 적합한 모형을 의미한다. 요인분석 결과 RMR은 .03, RMSEA는 .06이었으며, IFI, TLI, CFI는 .97, .96, .97로 모두 .90 이상의 기준[23]에 충족하였다(Table 2). 표준화 계수 람다(λ)값은 .27~.95, AVE는 .56~.88, C.R.은 .76~.95로 측정되어 기준에[23] 충족하였다.
Table 2
Item Convergent and Discriminant Validity (N=225)
확인적 요인분석을 통한 문항의 수렴-판별타당도를 검증하였다. 문항의 수렴타당도에서 표준화된 요인 부하량이 .27~.91이며, 1문항이 기준치 .50 이하였다. 통계적 유의성(Critical Ratio, CR)은 모든 문항에서 3.70 이상임이 확인되었다. AVE값은 .56~.88 모든 요인에서 AVE값이 .50 이상을 확인하였고, 개념 신뢰도(Construct Reliability, C.R.)는 .76~.95로 기준값 .70을 만족하여 문항의 수렴타당도가 부분적으로 확보되었다[23]. 문항의 판별타당도는 요인의 상관계수(ρ)에서 표준오차의 2배 값을 ±한 값이 .27~.46로 절댓값 1을 포함하지 않아 문항의 판별타당도가 확보되었다[23](Table 2).
집단타당도는 골다공증 환자의 골다공증 지식 정도에 따른 자가간호 수행의 차이가 있을 것이라는 가설을[7, 28] 검증하였다. 골다공증 지식이 높을수록 골다공증 자가간호 측정도구(Osteoporosis Self-Care Scale-13, OSCS-13)점수가 높게 나타났으며, 골다공증에 대하여 ‘잘 알고 있다’고 응답한 군의 자가간호 수행 점수는(37.91±4.94)점으로 ‘어느 정도 알고 있다’ 로 답한 군이나(35.50±5.00) ‘잘 모른다’로 답한 군의 점수(30.53±5.49)보다 높았고 세 군 간의 평균은 차이가 있어 통계적으로 유의하였다(F=49.08, p<.001).
수렴타당도 검증을 위하여 골다공증 환자의 자가간호 수행 측정도구와 한국판 자기관리 측정도구 점수와의 상관관계를 확인하였으며 r=.42 (p<.001)로 같은 속성을 측정하는 도구의 상관관계가 .40~.80 기준[29]을 충족하여 수렴타당도가 확보되었다.
개인이 스스로 자신의 질병에 대한 적극적 관리방법 중 하나인 자가간호를 이행하는 것은 건강 유지를 위해 중요하다. 노인인구의 증가와 더불어 골다공증 유병율이 증가하는 현시점에서 본 연구를 통해 개발한 골다공증 환자의 자가간호 수행 측정도구는 건강관리자가 환자의 자가간호 정도를 확인할 수 있는 유용한 도구라 할 수 있다. 본 도구는 만성질환 자가간호 중범위이론을 개념적 기틀로 적용하였으며, 도구의 개발과정 및 신뢰도와 타당도 검증과정에서 나타난 주요 몇 가지 사항을 논의하고자 한다.
도구에 포함된 4가지 요인, 즉, 하위영역은 ‘자가간호-활동유지’, ‘자가간호-영양유지’, ‘자가간호-모니터링’, ‘자가간호-관리’이다. 각각의 요인은 고유하지만 건강을 유지하고 질병관리를 용이하게 하기 위해 통합적으로 사용될 수 있다[9]. 제1 요인 ‘자가간호-활동유지’는 5문항으로 구성되어 있다. 자가간호 유지는 환자가 신체적, 정서적 안정을 유지하기 위해 수행되는 행동으로 정의된다[9]. 이러한 행동은 스스로 결정하거나 환자와 건강관리자 간에 상호 합의된 권장 사항을 반영하는 활동이다[9]. 자가간호-활동유지는 자가간호 유지 개념에서 신체적 활동을 구별한 요인으로 ‘체중이 실리는 운동’, ‘가까운 곳 걷기’, ‘일생생활에서 신체활동 정도’, ‘비타민D 합성을 위한 활동(예: 햇빛쬐기, 비타민D 약물복용 등)’, ‘허리에 무리를 주는 행위 피하기’ 등을 사정하고 있으며 설명력은 32.1%를 보였다. 골다공증 환자는 생활 활동을 통해 스스로 자신의 건강을 돌보고 신체활동이나 적극적인 생활 습관 관리가 중요하다[8]. 또한 햇빛쬐기나 햇빛쬐기가 어려운 경우는 반드시 비타민D를 보충해야 하는데, 본 도구에서는 비타민D 합성 노력을 ‘햇빛쬐기 또는 비타민D 약물복용’ 한 문항에 포함하여 실외에서의 활동이 제한되어 햇빛쬐기가 어려운 경우 비타민D 복용을 하는지를 사정할 수 있도록 하였다. 비타민D 합성을 위한 활동문항은 기존의 도구에서는 포함되지 않은 중요한 자가간호 수행 측정 문항이다. 만성질환자의 건강상태를 개선하고 개인의 건강 조치를 포함한 건강관리를 수행함에 있어 중요한 영역이다. 제1요인의 설명력은 32.1%로 가장 높은 설명력을 보였다.
제2요인 ‘자가간호-영양유지’는 자가간호 유지 개념에서 신체에 미치는 영양식이 부분을 구분한 요인으로 3문항으로 구성되어 있으며 ‘칼슘이 풍부한 식사’, ‘단백질이 풍부한 식사’, ‘뼈를 튼튼하게 하는 칼슘영양제 복용’ 등을 사정한다. 제2요인에 의한 설명력은 17.5%를 보였다. 한국인의 칼슘 섭취에 관한 선행연구[30]에 따르면, 한국인의 72% 정도가 필요량보다 평균 미만으로 칼슘을 섭취하고 있어 칼슘 부족이 심각한 수준이다. 일차적으로 칼슘은 음식을 통한 섭취를 권고하고 있으나 음식을 통한 칼슘섭취가 부족한 상황에서 칼슘영양제의 꾸준한 복용은 골다공증 환자에게 중요한 권고 사항이다[5]. 골다공증이 흔히 ‘침묵의 질병’이라고 불리는데 골다공증은 칼슘이 부족한 경우 증상 없이 골 손실이 발생하는 질환이며[8], 뼈에서 칼슘이 빠져나가 생긴 골다공증 환자들마저 부족한 칼슘영양제 섭취를 음식이나 약물로 복용하는 것이 잘 실천되지 않아[30] 이 영역에 대한 사정이 반드시 필요하다.
제3요인 ‘자가간호-모니터링’은 골다공증 환자가 자신의 질병에 대한 징후나 증상의 변화를 관찰하는 과정이다. 자가간호-모니터링의 목표는 변화가 발생했음을 인식하는 것이며, 징후와 증상을 조기에 발견하고 그 심각성이 파악되면 상황이 악화되기 전에 조치를 취하는 것이다[9]. 제3요인 자가간호-모니터링은 2문항으로 구성되어 있으며 설명력은 12.2%였다. ‘골밀도 검사 및 골밀도 결과 관찰’, ‘혈액검사 후 결과 관찰’[5] 등을 사정한다. 정규적인 검사를 하고, 변화를 모니터링하여 자신의 결과치 향상을 위해 총체적으로 관리할 수 있는지를 사정하는 영역이다. 기존의 다른 도구에서는 ‘골밀도 검사로 골다공증 진단이 가능한지[13]’와 같이 골다공증 검사 사정에 그치고 있어 본 도구의 문항들은 기존 도구와 차별화된다고 할 수 있다.
제4요인 ‘자가간호-관리’는 징후와 증상이 발생하였을 때 그에 대한 반응으로 증상의 변화를 인식하고 자가관리 행동에 대한 의사결정을 내리고 그 행동의 결과를 평가하는 과정을 수반한다[9]. 제4요인 자가간호-관리는 3문항으로 구성되어 있으며 설명력은 9.5%였다. 일상생활에서 낙상과 같은 갑작스런 상황이 발생했을 때 스스로 대처 및 상담, 주위와의 연락, 환경 개선 등을 관리할 수 있는지를 사정하는 요인이다. 골다공증으로 인한 골절은 환자에게 신체뿐만 아니라 정서적으로 영향을 미치며 전반적인 삶의 질 저하로 사회적 상호 작용을 감소시키는 위험요인이다[8]. 제4요인은 환자 스스로 골절 발생상황에서 대처 가능 정도를 평가하는 영역으로 타 도구[12, 13, 14, 15]에서는 찾아볼 수 없는 대처에 대한 자신감을[11] 평가하는 필수적인 영역이다.
탐색적 요인분석을 통해 요인들 간의 연관성을 확인한 결과 문항들이 4개 요인에 적재되어 문항의 군집성이 확보되었고, 탐색적 요인분석에서 추출된 요인이 확인적 요인분석에서 절대 적합도 지수와 증분 적합도 지수를 충족하였다. 이는 본 도구가 요인 수와 문항별 요인으로 개념을 측정할 때 모형이 적합하다고 할 수 있다. 총 누적 설명력은 61.9%로 사회과학 분야에서 누적 분산 비율이 보통 50~60% 정도면 좋은 설명력을 나타낸다는 기준[22]에서 볼 때 골다공증 환자의 자가간호 수행 정도를 평가하는데 타당한 도구라 할 수 있다.
문항 수렴타당도에서는 ‘뼈가 튼튼해지는 영양제(칼슘, 마그네슘) 복용’ 문항의 표준화 요인 부하량이 .27로 기준에 못 미쳤으나 칼슘영양제 섭취에 관한 문항이 골다공증 예방과 치료에 필수 문항으로 판단되어[5, 8] 문항을 삭제하지 않았다. 추후 반복 연구를 통해 칼슘영양제 복용 문항에 대한 타당성 검토를 시도해 볼 수 있겠다. 나머지 문항들의 표준화 계수는 기준을 만족하여 문항 간에 서로 높은 상관관계가 있는 것을 확인하였다. 문항 판별타당도는 모든 검증기준을 만족하여 골다공증 환자의 자가간호 하위요인들이 서로 중복되는 유사성 없이 독립적으로 개념을 측정하고 있다고 할 수 있다. 한편 내적일관성 분석결과 문항들이 각각의 요인 안에서 상관관계가 높게 나타나 요인을 일관성 있게 측정하고 있다고 할 수 있다.
집단타당도는 ‘골다공증에 대해 얼마나 알고 있다고 생각하는지’에 대한 질문에 ‘잘 알고 있다’고 대답한 집단의 OSCS-13의 평균점수가 ‘잘 모르고 있다’고 대답한 집단의 평균점수 보다 높아 가설이 지지되었다. 지식이 높을수록 자가간호 수행이 높다는[7, 28] 이러한 결과는 본 도구가 기존 연구에서 밝혀진 집단 간의 차이를 측정해 낼 수 있음을 말해준다. 한편 수렴타당도 검증에서 본 도구와 만성질환 자기관리 측정도구 간의 상관관계가 유의한 상관관계를 보였다. 이는 본 도구가 개념 간의 수렴하는 상관성을 정확히 측정할 수 있음을 나타낸다 할 수 있다. 신뢰도 검증은 내적 일관성 신뢰도 검증을 통하여 수용 가능한 범위의 신뢰도를 보여 문항 간의 동질성이 확인되었다. 검사-재검사 신뢰도 분석 결과는 골다공증 환자의 자가간호 수행 정도를 일정 시간 경과에도 개념을 안정적으로 측정하고 있음을 보여준다. 이로써 본 도구는 만족할만한 타당도와 신뢰도가 검증되었다고 할 수 있다.
본 연구의 의의는 본 도구가 만성질환 자가간호 중범위이론을 이론적 기틀을 중심으로 개발된 도구라는 점에서 간호이론을 연구와 실무에 연결시켰다는데 의의가 있다. 본 연구의 검증 결과를 토대로 이 도구가 골다공증 환자의 자가간호를 사정할 뿐만 아니라, 연구나 중재 프로그램에 많이 활용되기를 기대한다. 또한 지금까지 골다공증 관련하여 자가간호 관리나 예방 연구를 수행하는 한국의 연구자들이 본 연구를 통해 한국어 도구가 개발되어 본 도구를 손쉽게 활용될 수 있으리라 기대한다. 본 연구의 제한점은 대상자 표집에 있어 특정 지역 3곳의 대학병원에 골다공증 환자를 대상으로 편의 표집하였다는 점에서 연구결과를 일반화하기 어렵고, 골다공증 환자의 자가간호 정도를 측정하고 감별하기 위한 절단점(cutoff point)을 제시하지 못하였다. 또한 연구대상자를 골다공증 환자와 골감소증 환자로 구분하지 못한 자료수집의 제한점이 있다.
본 연구에서 개발된 골다공증 환자의 자가간호 수행 측정도구는 자가간호-활동유지, 자가간호-영양유지, 자가간호-모니터링 자가간호-관리의 4개 핵심 요인이 포함된 도구로 타당도와 신뢰도가 확보되었다. 건강관리자는 본 연구에서 개발된 OSCS-13 도구를 활용하여 골다공증 환자의 자가간호 수행 정도를 측정하고, 평가함으로써 환자의 자가간호 향상을 도모할 수 있을 것이다. 추후 연구에서 연구대상자를 다양한 지역의 의료기관의 골다공증 발생 위험군에게 적용하여 자가간호 증진 프로그램을 개발하고 효과를 검증하는 도구로 활용할 것을 제언한다. 또한 골다공증 환자와 골감소증 환자를 구분하여 적용하는 반복 검증연구를 제언한다.
CONFLICTS OF INTEREST:The authors declared no conflict of interest.
AUTHORSHIP:
Study conception and design acquisition - SYJ and OH.
Data collection - SYJ.
Analysis and interpretation of the data - SYJ.
Drafting and critical revision of the manuscript - SYJ and OH.
This article is a part of the first author's doctoral dissertation from Eulji University and revised for a journal article.
E-SUBMISSION
