1. 연구의 필요성

노인의 신체활동은 기본적인 생활을 영위해 나가고 가치 있는 삶을 살아가는 데 필수적인 요소이며 근력, 유연성, 심폐지구력, 균형유지 향상에 도움을 주고 순환기능 개선, 근골격계교정, 낙상 위험 등을 감소시킨다[1]. 또한, 체력 증진과 일상생활능력 개선뿐 아니라 불면증, 만성질환, 허약 그리고 인지기능 악화의 위험을 줄이며[2] 신체적, 정신적, 사회적 건강을 유지하고 증진하며 삶의 질에도 영향을 미친다[1, 2, 3]. 하지만 노화가 진행됨에 따라 여러 가지 신체기능 감퇴와 정신적, 사회적 요인으로 인해 신체 활동량이 부족하게 된다[4]. 다양한 만성질환으로 인한 운동 범위 감소, 통증, 체력감소로 인한 피로감, 인지장애 등은 신체 활동량 감소를 더욱 촉진한다[5]. 특히, 장기요양시설 입소 노인의 경우, 질환으로 인한 신체기능 제한과 장기요양시설의 환경적 제약으로 신체 활동량은 더욱 감소하며 이는 신체기능 저하를 빠르게 진행하고 잔존능력을 퇴화시키며[6], 노인의 자존감과 독립성까지 상실시킨다[5]. 따라서 노인의 신체기능에 맞는 적절한 신체활동을 교육하고 격려함으로써 신체활동 실천을 증진해야 한다. 신체활동 실천을 위해서는 먼저, 개인의 신체능력을 정확히 사정하는 것이 중요하다. 신체능력의 정확한 평가 이후에 적절한 신체활동 계획을 수립할 수 있다.

신체능력(physical capability)이란 일상생활 활동을 수행할 수 있는 개인의 능력으로[7], 행동지시를 따를 수 있는 수용적 의사소통능력과 운동기능을 포함한다[8]. 즉, 신체의 움직임은 개인의 의식이나 태도 또는 행동을 변화시킬 수 있는 언어적, 비언어적인 의사소통 능력과 이를 행동으로 옮길 수 있는 운동기능이 수반된다. 현재, 국내에서 사용되고 있는 노인의 신체능력 측정도구는 크게 간접적인 측정방법과 직접적인 측정방법으로 분류할 수 있다. 간접적 측정방법의 도구는 노인의 일상생활활동 수행정도를 평가하는 Barthel Index [9]나 Modified Barthel Index [10], Katz Index of Independence in Activities of Daily Living (ADL) [11], Functional Independent Measure (FIM) [12], 로켄시키 활동능력지표(Tokyo Metropolitan Institute of Gerontology, TMIG index of Competence) [13], Latwon의 도구적 일상생활활동 측정도구(Instrumental Activities of Daily Living, IADL) [14] 등을 번역하여 사용하고 있으며 한국형 일상생활측정도구(K-ADL)와 한국형 도구적 일상생활 측정도구(K-IADL) [15]를 사용하고 있다. 그러나 이 도구들은 신체능력 평가를 위해 일상생활 활동(식사하기, 목욕하기, 옷 입기 등)이나 신체기능의 독립성(대소변 조절, 화장실 사용, 이동능력 등)을 일정 기간 돌봄 제공자가 일상생활 활동을 관찰하거나 자가 보고식 설문으로 평가하기 때문에 평가자의 주관적 판단이 개입되어 평가자 편향(rater bias)이 일어날 수 있고 ‘화장실 사용’과 ‘계단 오르기’ 등과 같은 측정 문항은 대상자의 주거환경에 영향을 받을 수 있다는 단점[10, 16]이 있다.

직접적인 측정방법 도구로는 근육의 강도를 측정하는 근력측정기(muscle tester), 악력계, 몸의 유연성을 측정하는 관절 각도계(goniometer) 등이 있으며[11] 하지 근력을 평가하는 앉았다 일어서기 검사(chair stand test), 균형감각을 평가하는 균형 척도(balance scale)과 Tinetti의 동작 사정 도구Performance-Oriented Assessment of Mobility Problems) [11, 17], 선택적 기능 운동평가척도(Selective Functional Movement Assessment, SFMA) [18] 등이 있다. 그러나 이 도구들은 신체의 특정 부위만을 측정하며 신체기능 감퇴가 심한 노인은 측정 불가능하거나 측정 과정에서 낙상 등의 신체적 손상 위험이 있는 단점이 있다. 또한, ‘선택적 기능 운동평가척도’는 정상기능의 운동패턴과 근골격계 질환자의 기능장애를 평가하는 도구로, 재활치료사가 장애 원인을 파악하고 운동패턴을 평가하기 위한 목적에 맞춰져 있다[18]. 간호학적 관점에서의 신체능력측정은 신체별 운동기능만이 아닌, 개인의 종합적인 신체능력을 평가하여 스스로 일상생활 활동이나 자가간호를 수행하도록 돌봄을 제공하는 데 있다[19].

종종 실무현장에서는 노인의 신체능력을 평가 절하하거나 낙상의 우려, 정해진 식사시간이나 업무 지연 등 시간이 지체된다는 이유로, 스스로 할 수 있는 일상생활 활동까지 도와줌으로써 자가간호 기회를 박탈하기도 한다[19]. 이는 과도하게 돌봄 제공자에게 의지하게 하여 노인의 의존성을 높이고 자율성을 방해한다[20]. 임상 실무자나 돌봄 제공자는 노인의 신체활동 중요성과 자가간호 수행의 인식 재고가 필요하며 노인의 신체활동 실천에 적극적인 개입이 필요하다. 객관적이고 정확한 신체능력 측정은 개인 능력에 맞춘 실천 가능한 신체활동 목표를 세울 수 있게 한다[8]. 예를 들어 상체는 움직임이 가능하나 하체 기능이 제한된 노인이 의자에 앉아서 자신의 발을 만질 수 있다면, 스스로 양말이나 신발을 신을 수 있도록 지도하고 격려할 수 있다. 스스로 양말과 신발을 신음으로써 노인은 자존감과 독립성 그리고 신체기능이 유지, 증진될 수 있다. Resnick 등[8, 19]은 기존 측정도구의 제한점을 개선하여 허약한 노인이나 인지기능 장애가 있는 치매 노인에게도 적용 가능한 기본신체능력 척도(Basic Physical Capability Scale, BPCS)를 개발하였다.

BPCS는 간호사나 돌봄 제공자가 노인의 신체능력을 비교적 쉽고 간단하게 평가할 수 있는 직접적인 측정방법의 도구이다. 노인에게 신체영역별로 직접 움직이도록 지시하여, 점수기준에 따라 수행 여부를 평가하기 때문에 평가자 편향을 줄일 수 있고 대상자가 침상이나 의자에 앉은 상태에서 신체움직임을 수행하므로 주변 환경의 영향을 줄일 수 있다. 평가시간은 5~10분 정도이며 평가항목은 객관적인 신체기능 측정[7]과 수용적 의사소통능력을 확인하는 문항으로 구성되었다[8, 19]. 구체적인 측정항목은 관절의 운동성을 고려하여 임상적 신체평가(clinical physical assessment)에서 기술된 신체의 주요 ‘상지관절’과 ‘하지관절’의 운동 범위를 포함하였으며[21] 근육운동과 균형부분은 Tinetti의 보행과 균형척도 중 의자에서 일어나기 능력[17]을 포함하였다. 수용적 의사소통을 확인하기 위한 인지능력은 관절의 움직임과 정보처리능력을 평가하고자 Mini-Mental State Examination (MMSE)의 하부항목 중 일부 항목을 포함[19, 22]하였다.

본 연구는 노인의 전반적인 기본신체능력을 객관적으로 평가함으로써 적절한 신체활동 계획을 세울 수 있도록[8] 한국어판 기본신체능력척도(Korean version of the Basic Physical Capability Scale, BPCS-K)를 번안하였으며, 문항반응이론 (item response theory) 중 Rasch 모형분석을 통한 문항분석을 하였고 타당도와 신뢰도를 검증하였다.

문항반응이론은 관찰된 피험자들의 반응으로부터 실제 능력을 추정해 내는 방법으로 각 문항을 분석단위로 하며, 문항별로 고유한 속성을 지니고 있어 집단의 특성이나 크기에 의해 문항특성이 달리 추정되지 않는 장점[23]이 있다. 따라서 BPCS-K는 문항당 각기 다른 신체능력을 평가하므로 문항별 적합도와 난이도를 통한 구성 타당도 검증이 적합하며 이를 통해 여러 실무환경에서의 적용 가능성과 BPCS-K 문항별 활용 가능성을 확인할 필요가 있다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 노인의 기본신체능력척도(BPCS)를 한국어판으로 번안하고, 번안된 도구의 타당도와 신뢰도를 검증하는 것이다.

1. 연구설계

본 연구는 Resnick 등[8, 19]이 개발한 기본신체능력척도(BPCS)를 한국어판으로 번안하여 타당도와 신뢰도를 검증하기 위한 방법론적 연구이다.

2. 연구대상

본 연구대상자는 65세 이상 노인으로 의사소통이 가능하고 법정 대리인으로부터 연구참여를 동의받은 총 285명의 노인이다. 본 연구에서는 Resnick 등의 연구[5]를 바탕으로 인지기능이 정상인 집단과 인지기능 저하인 집단의 적용 가능 여부를 확인하기 위해, 급성기병원에서 147명, 장기요양시설에서 138명을 자료수집 하였다. 급성기병원 입원 노인의 경우, 진단명과 상관없이 병동에 입원한 지 3일 이상인 자, 한글판 Mini-Mental State Examination (MMSE-K) [24] 점수가 20점 이상인 자로 MMSE-K의 ‘확정적 치매’ 기준점수인 19점 이하는 제외하였다. 또한, 치매 및 인지기능 장애를 진단받은 자, 중환자실에 입원 중인 자, 임종 말기 환자는 제외하였다. 장기요양시설 입소노인의 경우, 치매 및 인지기능 장애를 진단받은 자로 시설에 입소한 지 1개월 이상인 자, MMSE-K 점수가 19점 이하인 자를 선정하였다.

본 연구의 표본 수는 준거 타당도를 위해, 회귀분석에 필요한 최소 표본 크기를 G*Power 3.1.9.2 프로그램을 이용하여 산출하였다. 인지기능 장애 여부에 따라 집단을 비교, 확인하기 위해 급성기병원 입원 노인 표본과 장기요양시설 입소 노인 표본을 각각 표출하였으며 Resnick 등의 연구[19]의 결과에 제시된 R²=.17 (급성기병원 표본)과 R²=.15 (장기요양시설 표본)을 적용한 효과 크기 .20과 .18, 검정력 .95, 유의수준 .05, 관련 변수 4개(인지, 성별, 나이, 신체기능)를 적용하여 산출하였다. 그 결과, 급성기병원 입원 노인의 최소 표본 수는 96명이었으며 장기요양시설 입소 노인의 최소 표본 수는 111명이었다. 이에 타당도 분석에 필요한 최소 표본 크기가 충족됨을 확인하였다. 검사-재검사 신뢰도 검증을 위한 표본 크기는 BPCS-K 문항 수 대비 2배인 32명을 표본 수로 정하였으며 탈락률 10%를 고려하여 총 35명에게 자료수집하였다. 이는 검사-재검사 신뢰도 분석에 필요한 표본 크기가 30명 이상에서 50명 미만이면 양호한 수준이라는 Terwee 등의 연구를 근거[25]로 기준이 충족됨을 확인하였다.

3. 연구도구

4. 연구절차

본 연구는 도구 개발자 Resnick 박사에게 도구사용의 승인을 받고 도구 번안을 진행하였다. 도구 번안의 타당성을 확보하기 위해 번역, 역 번역, 동등성 비교 과정을 거쳐[23, 27] 최종 문항을 완성하였다. 원 도구의 일차번역은 요양병원과 요양시설 입소 노인의 신체 사정 경험이 있는 노인 간호학 전공 석 · 박사 과정생 2인이 각각 번역하였으며 여러 차례 논의과정을 거친 후, 한 개의 번역본으로 완성하였다. 완성된 번역본은 다년간 치매노인 간호 실무와 연구 경험이 풍부한 한국계 미국인 간호학 교수 1인이 검토하였다. 최종 일차 번역본은 영미권에서 간호학을 전공하고 영어와 한국어가 능통한 이중언어자 1인이 원 도구의 정보 없이 영문으로 역 번역하였다.

동등성 비교는 크게 내용 동등성, 어의 동등성, 기술적 동등성을 확인하며 내용 동등성은 문항별 내용이 문화적 특성에도 일치하는지를 평가하는 것이다[27]. 본 연구에서 도구 구성은 신체(관절) 움직임과 행동지시 수행 여부를 평가하므로, 문화적 특성을 고려해야 할 문항은 없는 것으로 확인하였다. 어의동등성 비교는 원 도구와 번역 도구의 각 문항이 같은 의미를 지니고 있는지를 평가하는 것으로[27] 본 연구에서는 대졸의 영미권 원어민 1인이 원 도구와 역 번역한 영문 문항의 의미를 비교, 확인하였다. 문항들의 비교결과는 3점 척도(3=‘Exactly the same meaning in both versions’, 2=‘Almost the same meaning in both versions’, 1=‘Different meaning in each version’)로 평가를 받았다. 그 결과, 전체적인 문항에서 의미상 차이가 없었으나 3, 5, 6, 7번 문항에 차이가 있는 것으로 평가하였다. 구체적으로 살펴본 결과, 3번, 5번 문항은 인칭대명사(예: 너의 손→그들의 손)의 차이었고, 6번, 7번 문항은 지시내용의 이해를 돕기 위해 단어를 추가한 경우였다. 연구자, 일차번역자, 역 번역자 간의 상의를 거쳐, 의미상 차이가 없다고 결론지어 번역본 그대로 사용하기로 최종결정하였다. 기술적 동등성은 도구의 측정방법 차이로 인해 측정결과에 영향을 미치는지를 나타내는 것으로[27], 원 도구에서 면대면 방식으로 행동지시에 따른 신체움직임을 관찰 평가하므로 본 연구에서도 동일한 방법으로 평가하였다.

최종 한국어판 도구의 사용용어 이해 여부와 기본신체능력 측정시간 등 도구의 적절성과 문제점을 확인하기 위해, 파주시 소재 장기요양시설 입소 노인 6명을 대상으로 예비조사를 하였다. 그 결과, 원 도구 설문지는 6번과 7번 문항의 점수 기재 공간이 한 개만 있어 점수 기록에 불편함이 있었다. BPCS-K 설문지는 점수 기록과 점수 합산의 편의를 위해 6번과 7번 문항을 두 개의 점수 기재 공간으로 분리하여 설문지를 재구성하였다. 설문지 측정시간은 평균 10분 정도 소요되었다.

5. 자료수집

자료수집은 2019년 1월 16일부터 5월 10일까지 진행되었으며, 연구자가 서울시와 부천시 소재 170병상과 60병상 규모의 장기요양시설 2곳과 서울시와 대구시 소재 중 · 소규모 급성기 병원 2곳을 사전 방문하여 시설장 및 간호부서장에게 연구목적을 설명하고 동의를 받은 후 진행하였다.

구체적인 자료수집방법은 본 연구자 1인과 연구보조원 1인이 구조화된 설문지를 사용하여 일대일 면담방식으로 진행하였다. 일부 문항(기본신체능력 측정)은 지시에 따라 신체적 움직임을 수행하는지 평가하였다. 측정의 일치도 확보는 2명의 측정자가 한 대상자를 동시에 측정하여 평가자 간 일치도를 확인하였다. 측정자 간 평가기준이 일치되지 않은 문항은 재교육을 통해서 일치시켰다. 예를 들어 ‘세 단계 언어적 지시를 따를 수 있는 능력’ 영역은 1회의 언어지시로 11번, 12번, 13번 문항의 연속된 동작을 수행할 수 있는지 평가하는 항목이다. 따라서 주의산만으로 언어지시를 제대로 듣지 못한 경우라도 지시를 반복하지 않도록 하였으며 대신, 언어지시 전 반드시 1회만 말한다는 점을 강조하여 집중시킨 후에 진행하도록 하였다. 측정자 2명이 총 10명 대상자의 기본신체능력을 각각 측정하여 측정자 간 일치도(Kappa 계수)를 확인하였다. 급성기병원은 내과, 신경외과, 일반외과 병동에 입원 중인 환자 중 연구 참여에 동의한 노인에게 직접 질문하여 자료 수집하였으며 장기요양 시설은 입소 노인 중 치매 및 인지기능 장애를 진단받은 노인으로 연구 참여가 가능한 대상자를 간호사에게 추천받았다. 노인의 기본적인 정보와 일상생활 수행능력 평가는 간호사와 담당요양보호사를 통해 확인하였으며 신체능력 측정은 노인대상자에게 구두로 연구 참여 동의를 재확인 후, 침상이나 의자에 앉아있는 상태에서 실시하였다.

검사-재검사는 적절한 측정 간격을 2주에서 4주 정도로 권장하고 있어[28], 상대적으로 입소 기간이 긴 요양시설 입소 노인을 대상으로 하였다. 1차 검사 실시 후, 재검사 목적과 내용, 재검사 날짜를 설명하고 재검사를 동의한 대상자 설문지에 고유인식 번호를 기입하였으며 2주 후에 동일한 측정자가 재검사를 실시하였다. 자료수집 후, 참여한 모든 대상자에게 소정의 답례품을 제공하였다. 본 연구에서는 총 300부를 배부하여 290부(96.7%)를 자료수집하였으며 자료수집 도중 대상자의 연구참여 철회와 프로그램 참여, 검사상의 이유로 응답을 완료하지 못한 자료 6부를 제외한 284부를 최종분석에 사용하였다.

6. 윤리적 고려

연구의 자료수집은 한양대학교 기관생명윤리위원회의 승인(HYI-18-202-1)을 받은 후 진행하였으며 대상자 또는 대상자의 법정 대리인에게 윤리적 측면을 고려하여, 본 연구의 목적과 내용을 설명하고 연구참여 동의를 받은 후 자료수집하였다. 연구참여 대상자에게는 익명성이 보장되고 수집된 자료는 연구에만 사용할 것임을 강조하였으며 본인이 원하지 않으면 언제라도 동의 철회가 가능하고 철회 시에는 어떠한 불이익이 없음을 알렸다. 자료수집이 완료된 후에도 본인이 원하지 않으면 언제든지 자료를 폐기할 수 있음을 고지하였다.

7. 자료분석

본 연구의 자료분석은 SPSS/WIN 25.0 프로그램을 이용하여 기술통계, 위계적 다중회귀분석, 급내상관계수(ICC), Kappa계수를 분석하였다. 또한, R 프로그램의 eRm 패키지를 활용하여 Rasch 모형분석을 하였다.

구성 타당도를 검증하기 위한 문항 분석은 문항반응이론(Item Response Theory, IRT) 중 Rasch 모형분석을 통해 검증하였으며 문항별 난이도와 적합도 지수를 산출하였다. 적합도(fit)는 Mean Square fit statistics (MnSq) 값으로, 이는 관찰된 점수와 모형에 의해 예측되는 점수 차를 말하며 1.0에 가까울수록 적합한 문항을 의미한다. 수용 가능한 적합도는 0.5~2.0으로[29], 적합도 지수(infit, outfit)가 2.0보다 크면 요인과 일치도가 떨어진 혼동을 주는 부적합한 문항을 의미하며 0.5보다 적으면 거의 변화 없이 반복되는 부적합한 문항을 의미한다. 적합도 중에서 외적합도(outfit)는 자료의 극단 값(unexpected response)을 포함하기 때문에 나쁜 문항에 민감하지만, 적합도 수치가 매우 커지는 단점이 있다. 내적합도(infit)는 자료의 극단 값을 제외하기 때문에 외적합도보다 적합성에 대한 정교한 통계치를 제시한다. 따라서 내적합도 지수가 도구의 타당도에 더 큰 영향을 미치므로[29] 상대적으로 안정적인 신뢰구간 값을 보여주는 내적합도를 중심으로 문항의 적합성 여부를 판단하였다[30]. 문항별 난이도는 Difficulty parameter를 산출하였으며 수치가 높을수록 어려운 문항, 낮을수록 쉬운 문항으로 의미한다. 모형에 대한 자료의 적합도는 분리지수(Separation Index, SI)와 신뢰도지수(Reliability Index, RI)를 통해 검증하였다. SI가 2.0 이상이면 단계별(문항별)로 다른 중요도를 갖는 것을 의미하며[31] RI가 0.80 이상이면 다른 연구대상에게 적용해도 동일 결과를 얻을 수 있는 일관성이 있다는 의미이다[31]. 또한, 두 지수가 기준을 모두 충족하면 문항들이 단일능력을 측정한다는 의미인 일차원성(unidimensionality)이 확보되어[32] 구성 타당도가 성립되었다고 판단하였다. 그리고 각 문항의 나이, 성별을 기준으로 집단별 차이가 있는지 알아보기 위해 Differential Item Function (DIF) 분석을 하였다.

준거 타당도 검증은 대상자의 인지 상태, 성별, 나이를 통제한 상태에서 일상생활 활동능력(Barthel Index)과의 영향 관계를 확인하기 위해 Hierarchical multiple regression analysis를 실시하였다. 분석 전, 독립변수 간 다중공선성, 오차항의 정규성, 잔차의 등분산성 가정이 모두 만족함을 확인하였다. 전체 표본, 급성기병원 표본, 장기요양시설 표본은 각각 공차한계가 .38~.90, .49~.96과 .81~.94로 기준값 0.1 이상이었고 분산팽창요인은 1.11~2.60, 1.04~2.05, 1.06~1.23으로 기준값 10 미만이었으며 Durbin-Watson 수치는 2.00, 1.81, 2.12로 2에 가까워 오차항 간 자기 상관이 없는 것으로 판단하였다. 또한, 집단 타당도(known-groups validity) 검증은 BPCS-K가 상반된 태도나 특성을 가진 집단에 따라 측정점수가 달리 나타내어 구별되는지를 확인하기 위해[23] 전체 표본 대상으로 차이 검증을 하였다. 나이(80세 이상 기준), 성별, 인지기능, 보행, 계단오르기 여부를 기준으로 집단을 구분하였으며 집단의 특성에 따라 ‘고 연령군, 여성, 인지기능 저하, 완전 의존적인 보행집단, 계단 오르기를 할 수 없는 집단의 BPCS-K 점수가 더 낮을것이라’는 가정하에 BPCS-K 평균점수를 비교하였다. 정규분포를 이루는 나이, 성별, 인지기능 기준 집단은 independent t-test를, 정규분포를 따르지 않은 보행과 계단 오르기 기준 집단은 Kruskal-Wallis H test로 분석하였다. 도구의 내적 일관성 신뢰도는 KR-20 값으로 산출하였다. 도구의 안정성 검증을 위해 검사-재검사(test-retest reliability)는 급내 상관계수(Intraclass Correlation Coefficient, ICC)로 산출하였다. 2명의 측정자 간 신뢰도는 Kappa 계수로 확인하였다.

1. 집단별 대상자의 일반적 특성

급성기병원 입원 대상자의 나이는 평균 73.47±6.58세로, 80세 미만이 115명(78.2%)으로 더 많았으며 성별은 여성이 92명(62.6%)으로 더 많았다. 인지기능 점수는 평균 25.42±3.37점이었고 일상생활 활동능력 점수는 최소 0점에서 최대 100점으로 평균 85.34±25.52점이었다. 대상자 중 독립적으로 보행할 수 있는 노인이 119명(81.0%)으로 가장 많았으며 계단 오르기를 할 수 있는 노인이 86명(58.5%)으로 가장 많았다. 대상자의 병원 입원일수는 평균 8.95±5.77일이었으며 만성질환은 고혈압이 114명(31.4%)으로 가장 많았고 당뇨가 71명(19.6%), 관상동맥질환(심근경색/협심증)이 60명(16.5%), 관절질환이 31명(8.5) 순이었다(다중응답).

장기요양시설 입소 대상자의 나이는 평균 84.73±6.45세로, 80세 이상이 109명(79.0%)으로 더 많았으며 성별은 여성이 116명(84.1%)으로 더 많았다. 인지기능 점수는 평균 11.65±5.35점이었으며 일상생활 활동능력 점수는 최소 0점에서 최대 90점으로 평균 38.04±31.14점이었다. 보행할 때 완전히 도움 필요한 노인이 84명(60.9%)으로 가장 많았고 계단 오르기에 도움 필요한 노인이 131명(94.9%)으로 가장 많았다. 장기요양시설 입소 기간은 평균 22.91±23.89달이었다. 만성질환은 뇌혈관 질환이 136명(45.5%)으로 가장 많았으며 고혈압이 80명(26.8%), 당뇨가 34명(11.4%), 관절질환이 20명(6.7%) 순이었다(다중응답) (Table 1).

Table 1
General Characteristics of Participants (N=285)

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2. BPCS-K의 타당도 분석

1) 구성 타당도를 위한 문항 분석

구성 타당도를 위한 문항 분석은 적합도, 난이도, 모형의 적합도 검증, Differential Item Function (DIF)을 분석하였다. BPCS-K의 적합도(infit, outfit)와 문항별 난이도는 Table 2와 같다. 전체 표본을 대상으로 한 문항의 내적합지수(infit)는 0.64~1.59로 모든 문항이 수용 가능한 적합도 기준(0.5~2.0)을 충족하였으며 외적합지수(outfit)는 0.40~2.63으로, 2, 4, 5, 7, 8번 문항을 제외하고 적합도 기준(0.5~2.0)을 충족하였다. 급 성기병원 대상자의 내적합지수(infit)는 0.53~1.76으로 모든 문항이 적합하였으며 외적합지수(outfit)는 0.37~1.96으로 4, 5, 6, 7번 문항을 제외하고 적합하였다. 장기요양시설 대상자의 내적합지수(infit)는 0.58~1.53으로 모든 문항이 적합하였으며 외적합지수(outfit)는 0.34~3.14로 1, 4, 5, 7, 8번 문항을 제외하고 적합하였다. 극단 값을 제외하여 정교한 통계치를 제공하는 내적합지수(infit)가 모든 문항에서 적합도 기준 0.5~2.0을 충족하므로 부적절한 문항이 없는 것으로 판단하였다.

Table 2
Rasch Model Testing Fit Statistics (N=285)

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문항별 난이도 확인을 위해 분석한 Difficulty parameter는 전체 표본에서 −3.63~2.88, 급성기병원 대상자는 −3.10~2.08, 장기요양시설 대상자는 −3.65~3.59로 Figure 1과 같은 항목별 난이도 분포를 보였으며 구체적인 문항별 난이도를 살펴보면, 전체 표본에서는 11번 문항이 가장 낮았고 그다음으로 1번, 14번, 12번 문항 순이었으며, 9번 문항이 가장 높았다. 급성기병원 대상자에서는 11번 문항이 난이도가 가장 낮았으며 14번, 12번, 1번 문항 순이었고, 9번 문항이 가장 높았다. 장기요양시설 대상자도 11번 문항의 난이도가 가장 낮았고 1번, 2번, 14번 순이었으며, 9번 문항의 난이도가 가장 높았다.

Figure 1
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문항별 평균점수는 전체 표본에서 0.45±0.50점(9번 문항)에서 0.96±0.19점(11번 문항)의 범위를 나타냈으며 급성기병원 대상자는 0.72±0.45점(9번 문항)에서 1.00±0.00점(11번 문항), 장기요양시설 대상자는 0.16±0.37점(9번 문항)에서 0.92±0.27점(11번 문항)의 범위를 나타냈다.

모형의 적합도 검증을 위한 분리 · 신뢰도지수 결과는 다음과 같다. 전체 표본의 분리지수는 6.61, 신뢰도지수는 0.90이었다. 급성기병원 대상자의 분리지수는 3.55, 신뢰도지수는 0.80이었으며, 장기요양시설 대상자의 분리지수는 6.48 신뢰도지수는 0.90이었다. 모든 표본에서 분리 · 신뢰도지수가 2.0 이상과 0.80 이상으로 기준을 충족하여, 문항의 일차원성(unidimensionality)이 확보되었다.

BPCS-K의 각 문항이 안정적인지 확인하기 위해 성별, 나이(기준; 80세 이상)를 DIF 분석한 결과, 급성기병원 대상자의 성별 차이를 보인 문항은 없었으며 나이는 16번 문항을 제외하고 차이가 없었다. 장기요양시설 대상자는 성별과 나이 모두 차이를 보인 문항이 없었다.

2) 준거 타당도

준거 타당도 중 동시 타당도를 검증하기 위해 일상생활 활동능력(Barthel Index)과의 영향 관계를 확인하였다. 급성기병 원 대상자와 장기요양시설 대상자에서 인지기능, 성별, 나이를 통제한 상태에서 일상생활 활동능력 측정점수와 기본신체능력 측정점수는 유의미한 관계가 있었다. 일반 급성병원 대상자의 일상생활능력은 기본신체능력과 유의미한 관계가 있었으며(β=.85, p<.001) 전체 설명력은 82%였다. 장기요양시설 대상자의 일상생활능력은 기본신체능력과 유의미한 관계가 있었으며(β=.64, p<.001) 전체 설명력은 63%였다(Table 3).

Table 3
Factors Associated with Physical Activity (N=285)

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3) 집단 타당도

집단 타당도(known-groups validity)를 확인하기 위해 나이(80세 기준), 성별, 인지기능 저하 여부, 보행, 계단 오르기 가능 여부를 기준으로 집단 간 차이를 확인하였다. 그 결과, BPCS-K 평균점수는 80세 이상(t=7.42, p<.001), 여성(t=3.93, p<.001), 인지기능 저하 집단(t=−10.46, p<.001)에서 통계적으로 유의하게 낮게 나타났으며 보행(χ²=186.39, p<.001)과 계단오르기(χ²=168.10, p<.001) 수행 기준으로 분류된 집단에서도 통계적으로 유의한 차이를 보였다(Table 4).

Table 4
Differences in BPCS-K Score by Known-groups (N=285)

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3. BPCS-K의 신뢰도 분석