서 론
뇌손상 환자의 자기인식(self awareness)능력은 환자 스스로 자신의 능력과, 뇌손상으로 인해 약화된 부분, 직면 했거나 예상되는 문제를 아는 지식을 말한다(Sansonetti et al., 2022). 뇌손상 환자의 자기인식손상 발생은 52% 정도의 유병률을 보였고, 30%정도가 손상 후 수개월에 서 수년이 지나도 자기인식손상이 보고되었다(Noe et al., 2005). Hartman 등(2002)의 연구에서는 입원한 뇌졸중 환자의 70% 이상에서 장애에 대한 인식 부족이 발견되었고 42%의 환자가 퇴원 후에도 자기인식손상이 지속되었다고 보고하였다. Toglia와 Kirk (2000)는 자 기인식손상(Impaired Self Awareness)으로 인해 나타 날 수 있는 문제점에 대해 현재의 능력을 고려하지 않고, 이전의 경험, 믿음, 그리고 지식에 기초하여 과제를 판단 하고 계획이나 평가, 목표 없이 과제로 뛰어들 수 있다고 하였다. 자기인식손상이 있는 환자는 오류를 인정하지 않 으며, 관련이 없는 정보에 지나치게 초점을 두게 된다. 자기인식손상 또는 자신의 능력과 손상에 대한 통찰력 부 족은 기능 회복에 영향을 줄 수 있는 요인이다(Fleming et al., 1996). 자신의 능력에 대한 인식이 부족한 경우 판단력이 좋지 않고 활동 중에 안전을 위한 감독이 필요 하다(Golisz & Toglia, 1998). 뇌손상 후에 자신의 제한 점에 대해 인식이 부족할 경우 현실적인 목표를 설정하 는 것이 어렵다(Fischer et al., 2004). 또한 자신의 제한 점을 인식하는 환자들과 비교하여 신변처리 및 이동성에 서 독립성을 얻는 것이 어렵고, 낮은 재활 결과를 가져온 다(Ekstam et al., 2007; Hartman et al., 2002). Ownsworth 등(2006)의 연구에서 자기인식 증진은 환 자의 직업 복귀와도 관련이 있음을 보고하였으며 Ben-Yishay 등(1987)은 뇌손상 환자가 자기인식손상으로 인 해 비현실적인 목표 설정을 하려는 것은 재활 후 직장으 로 복귀하지 못하는 주된 이유라고 하였다. 자기인식 수 준이 좋을수록 생산적 활동과 성공적인 고용과 관련되어 있다고 보고하였다(Malec et al., 2000; Sherer et al., 1998). 그러나 자기인식정도는 정서적 스트레스와 관련 이 있어 발병 후 6개월이 지난 경우에 손상에 대한 인식 정도는 좋아지더라도 정서적 스트레스는 높아질 가능성 이 있다(Fleming et al., 1996; Ownsworth & Oei, 1998). 여러 연구에서도 자신의 질병에 대해 인식이 더 높은 사람들은 우울증 증상을 경험한다는 것이 보고되었 다(Godfrey et al., 1993; Fleming & Strong, 1995; Malec et al., 1997).
자기인식의 평가는 인터뷰 형태와 설문지 형태로 이루 어진다. Dromer 등(2021)은 자기인식손상 평가의 체 계적 고찰 연구에서 심리 측정 및 개념적 특성을 가진 대표적 도구로 Self-Awareness of Deficits Interview (Fleming et al., 1996), Awareness Questionnaire (AQ) (Sherer et al., 1998)와 Patient Competency Rating Scale (PCRS) (Prigatano et al., 1986)을 제시 하였다. AQ와 PCRS는 환자 본인의 평가와 가족 혹은 임상의 평가간의 불일치 정도를 통해 환자의 자기인식 정도를 파악하는 대표적인 도구이다(Toglia & Kirk, 2000). PCRS는 자기인식의 평가도구 중 가장 많이 사용하 고 있는 도구이며(Dromer et al., 2021), 뇌손상 환자를 대상으로 진행한 실험 연구 및 중재의 효과를 평가하는데 사용되고 있다(Anson & Ponsford, 2006; Prigatano & Kime, 2003; Serino et al., 2007; Svendsen & Teasdale, 2006). 또한 국외에서는 히브리어, 스페인어, 브라질어, 노르웨이어로 번안 및 표준화되어 사용되고 있 다. PCRS는 인터뷰가 아닌 점수화가 가능한 설문지 형태 로 되어 있어 객관적인 측정이 가능하다. 현재 국내에서 는 자기인식을 평가하기 위해 이정미와 박홍석(2017)이 대학생을 대상으로 한 자기인식척도(Self-Awareness Scale: SAS)를 개발하였지만, 이는 뇌손상이 없는 건강한 참여자를 대상으로 자기인식 능력을 측정하기 위함이며, 개발된 SAS는 상담 및 심리치료에 사용이 된다. 심리학 에서의 자기인식은 개인의 생각이나 감정에 주의를 집중 하여 알아차리는 것으로 개인에 대한 통찰을 의미하지만 (Duval & Wicklund, 1973), 뇌손상환자의 자기인식 능력은 뇌손상 후 발생될 수 있는 신체적, 인지적, 정서적 손상의 문제점을 인식하는 것을 의미하므로 차이가 있다. 박희준 등(2019)은 외상성뇌손상 환자의 자기인식 수준 과 마음이론 능력을 평가하고 자기인식 수준과 마음이론 과업에 따른 차이를 비교하고자 Sherer 등(1998)이 개 발한 AQ를 연구자에 의하여 번안하여 사용하였지만, 국 내 뇌손상 환자들을 대상으로 신뢰도, 타당도를 검증한 것은 아니다. 뇌손상 환자들의 자기인식 수준을 평가하 는 것은 재활의 동기부여와 기능 회복에 영향을 줄 수 있는 요인이다. 따라서 국내에서도 뇌손상 환자의 자기 인식 수준을 파악할 수 있는 표준화된 척도가 필요한 실 정이다.
본 연구의 목적은 뇌손상 환자의 자기인식손상을 평가 하는 Patient Competency Rating Scale (PCRS)을 한국 어로 번안하여 타당도 및 신뢰도를 검증하여 국내 뇌손상 환자의 자기인식 평가에 활용할 수 있도록 하는 것이다.
연구 방법
1.연구절차
본 연구는 뇌손상 환자를 대상으로 한국어판 환자 자기 인식척도(Korean version of the Patient Competency Rating Scale: K-PCRS)의 타당도와 신뢰도를 검증하 기 위한 방법론적 연구이다. K-PCRS의 문항 구성을 위 해 PCRS를 한글로 번역하고 번역 검증을 통해 수정한 후 다시 역번역과 검증을 거쳐 문항을 구성하였다. 뇌손 상 환자와 보호자, 치료사들에게 사전 이해도 검증을 실 시하여 번역본을 수정하였으며 문항 적합성 검증을 통해 K-PCRS의 예비척도를 완성하였다. 예비 척도는 실제 적 용 대상인 뇌손상 환자들에게 적용하여 탐색적 요인분석 과 확인적 요인분석으로 구성 타당도를 검증하였으며 뇌 손상 환자와 뇌손상이 없는 건강한 참여자와의 K-PCRS 를 비교하여 변별타당도를 확인하였다. 신뢰도 검증을 위해 환자, 보호자, 치료사 문항 각각에 대한 내적 신뢰도 를 분석하였다(Figure 1). 또한 뇌손상 환자들을 대상으 로 K-PCRS와 우울증 검사인 K-BDI (Beck Depression Inventory)의 상관성을 확인하였다.
Figure 1.
Procedures of Development of K-PCRS
K-PCRS: Korean version of the Patient Competency Rating Scale.
번안과정
PCRS를 한글로 번역하기 전에 PCRS 개발자인 Prigatano 등(1986)에게 승인을 받은 후 번안하였다. 번역과정은 World Health Organization (2012)의 번 역절차를 기반으로 구성하였다.
사전 이해도 및 문항 적합성 검증
환자 3명, 보호자 3명, 치료사 5명을 대상으로 번역 및 역번역한 K-PCRS의 사전 이해도 검증을 실시하였 다. 각 문항에 대한 이해 정도를 5점 척도로 나누어 이해 하기 매우 어려움(1), 어려움(2), 보통(3), 쉬움(4), 이해 하기 매우 쉬움(5)으로 표시하도록 하였으며 어려움(2점) 이하인 항목의 경우, 구체적인 이유에 대해 인터뷰하여 의견을 수렴해 번역본을 수정하였다.
문항 적합성 검증은 5명의 전문가에게 각 문항의 적합 성에 대한 의견을 수렴하였다. 5명의 전문가는 작업치료 학 박사 2명, 20년 임상 경력의 작업치료사 2명, 임상심 리사 1명이 참여하였다.
문항에 대한 적합성 검증은 5점 척도로 1점은 ‘매우 부적합’, 2점은 ‘부적합’, 3점은 ‘보통’, 4점은 ‘적합’, 5 점은 ‘매우 적합’으로 체크하며, 수정이 필요한 항목에 대해 의견을 수렴하였으며 1차 검증 내용을 바탕으로 설 문지를 수정 보안하여 2차 검증을 시행한 후 한국어판 환자 자기인식척도(K-PCRS)척도를 완성하였다.
데이터 자료 수집
K-PCRS의 구성 타당도 및 신뢰도 연구의 자료 수집 을 위해 실험군으로 뇌손상 환자 75명, 보호자 75명, 임 상가 75명을 대상자로 선정하였고 변별 타당도 검증을 위해 대조군으로 건강한 참여자 75명, 건강한 참여자 가 족 75명으로 연구대상자를 선정하여 자료를 수집하였다. 뇌손상 환자 포함기준에는 1) 외상성뇌손상, 뇌경색, 뇌 출혈 발병 후 6개월 이상 경과한 환자 2) 글을 읽거나 듣고 응답할 수 있는 환자 3) 현재 입원중이지 않고 외래 재활치료를 받고 있는 환자로 선정하였으며 환자 제외기 준에는 1) 정신과적 문제를 동반하고 있는 경우, 2) 척수 질환 등 뇌손상 외의 동반 질환이 있는 경우 3) 글을 읽거 나 듣고 응답할 수 없는 경우이다. 환자 모집은 서울 및 대구 소재의 종합병원 및 재활병원에서 외래 재활치료를 받고 있는 환자, 보호자, 담당치료사를 대상으로 하였으 며 연구 설명문을 읽고 동의한 대상자에 한하여 진행하였 다. 대조군은 실험군과 나이, 성별을 짝짓기한 건강한 참 여자 75명, 건강한 참여자의 가족 75명을 선정하였으며 연구자의 지인과 서울 소재 종교단체를 방문한 건강한 참여자들을 대상으로 모집하였고, 연구 설명문을 읽고 동의한 대상자에 한하여 진행하였다.
본 연구는 연구윤리심의위원회 심의를 받아 진행되었 으며(IRB File No. 2021-1486) 데이터 자료 수집은 대 상자에 대한 일반적 정보 질문지, Patient Competency Rating Scale (PCRS), 한국어판 벡우울척도(K-BDI-II) 를 사용하였다.
2.측정도구
일반적 정보 질문지
환자용 설문지는 대상자의 성별, 나이, 최종 학력, 발 병 후 개월 수, 의식 소실기간, 뇌손상 원인, 뇌손상 위치 를 묻는 질문이 포함되었다. 보호자용은 환자와의 관계 를 적도록 하였고, 보호자용, 임상가용 모두 환자에 대해 서 얼마나 잘 알고 있는지를 묻는 질문이 포함되었다. 임상가용은 대상 환자를 최소 3개월 이상 담당한 작업치 료사가 작성하도록 하였다. 대조군에서는 건강한 참여자 의 경우 참가자의 성별, 나이, 최종 학력을 기재하도록 하였고, 참여자의 가족은 참여자와의 관계와 참여자에 대해서 얼마나 잘 알고 있는지를 작성하도록 하였다.
Patient Competency Rating Scale (PCRS)
Patient Competency Rating Scale (PCRS)은 George Prigatano 등이 1986년도에 외상성뇌손상 환자의 자기 인식 정도를 평가하기 위해 개발하였다. PCRS는 총 30 문항이며, 환자용, 보호자용, 임상가용으로 검사지가 구 분되어 있다. 환자, 보호자, 임상가 모두 환자의 수행 능 력에 대해 작성해야 하며, 5점 척도로 1점 ‘할 수 없다 (cannot do)’에서 5점 ‘쉽게 할 수 있다(can do with ease)’로 구성된다. PCRS의 결과는 환자, 보호자, 임상 가의 총점을 비교하거나 각 문항에서의 불일치 정도를 비교한다(Prigatano et al., 1986). 환자용 PCRS 총합 과 보호자용 PCRS 총합의 차이에서 양수는 환자가 과대 평가한 경우, 음수는 환자가 과소평가를 한 경우를 의미 한다. Sherer 등(2003)이 58명의 외상성뇌손상 환자를 대상으로 한 연구에서 환자와 임상가의 불일치 차이가 28점 미만인 경우는 약간(mild) 혹은 자기인식손상이 없 는 정도이며, 28점에서 51점은 중등도(moderate)손상, 51점을 초과한 경우는 중중의(severe)심각한 자기인식 손상이 있음을 보고하였다.
한국판 벡우울척도(Korean-Beck Depression Inventory-II: K-BDI-II)
벡우울척도(BDI: Beck Depression Inventory)는 1961년 Beck 등에 의해 최초로 소개되었고, BDI-IA로 개정 된 후 현재까지 정신과 환자의 우울 정도를 평가할 뿐만 아니라 일반인들의 우울 증상 탐지에 널리 사용되고 있다. 이후 BDI-IA는 9가지의 주요 우울증 증상 중 6가 지만 충족시킨다는 것이 지적되어 1996년 BDI-II로 개 정이 된다. BDI-II는 DSM-IV의 우울장애 진단 기준에 근거하여 우울증을 측정하는 문항 총 21개로 구성되어 있다. 문항은 슬픔, 죄의식, 자살사고, 흥미 결여와 같은 특징적인 우울증에 관한 것이다. 이들 문항 중 19개는 증상이 없는 것에서부터 점점 증가하여 심각도 수준(0~3)을 나타내며, 나머지 2문항은 행동의 변화(식욕 및 수 면)에 대해 반응하도록 구성되어 있다. BDI-II는 13세 이상의 청소년과 성인을 대상으로 실시하며, 점수는 최 대 63점이며 점수가 높을수록 우울증이 심각함을 나타낸 다. 임선영 등(2011)의 한국판 벡우울척도 신뢰도와 타 당도 연구에서 K-BDI-II의 문항-총점 상관의 범위는 0.51에서 0.74이고, 전체 문항들이 0.60 이상의 문항- 총점 상관을 보여 한국판 벡우울척도의 신뢰도가 ‘보통’ 이상이라는 것이 검증되었다.
3.분석 방법
본 연구에서는 분석 시 SPSS version 20.0을 이용하 였으며 연구 대상자의 일반적 정보를 확인하기 위해 기술 통계 분석을 사용하였다. 문항 적합성 검증을 위해 전문 가 집단의 Content Validity Ratio (CVR)를 산출하였 으며 측정도구의 신뢰도를 구하기 위해 내적 신뢰도는 Cronbach's α값을 산출하여 검증하였다. 구성 타당도 검증을 위해 SPSS version 20.0과 AMOS version 28.0을 이용하여 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석은 문항간의 상관성이 존재 하지 않는다는 가정아래 주성분 분석을 사용하였으며, 고유값 기준 1 이상을 갖는 요인의 수로 지정하였다. 요 인 간의 독립성을 유지하여 요인구조를 살펴보기 위해 직교회전방식 중 베리멕스 회전방법을 적용하였고 요인 추출 결과 각 요인 부하량은 0.4 이상인 값을 선택하였 다. 확인적 요인분석에서 모델의 적합성 기준은 측정모 형의 주요 적합도 지수인 카이제곱 값을 자유도로 나눈 NC (Normed chi-square)값이 3보다 작고, 비교적합지 수(Comparative Fit Index: CFI)와 비표준화적합지수 (Tucker-Lewis Index: TLI), 표준적합지수(Normed Fit index: NFI)값은 최소 0.7 이상, 근사평균오차제곱 근(Root Mean Square Error of Approximation: RMSEA)값이 0.1 이하이면 모델이 자료에 부합되는 것 으로 평가하였다(Brown & Cudeck, 1993; Hair et al., 1998).
K-PCRS와 K-BDI와의 관련성은 각 평가의 점수들 간의 Pearson 상관 분석과 ANOVA 분석을 실시하였으 며 사후 검정은 Scheffe를 이용하였다. 상관계수는 절대 값이 0.8이상이면 강한 상관관계, 0.8에서 0.4 사이이면 중간 정도의 상관관계로 하였다(박용규, 2001). 변별 타 당도 검증은 실험군과 대조군의 성별과 나이를 짝짓기 (matching)하였기에 Paired t-test를 적용하였으며 이 는 각 표본에 있는 개인들이 서로 다른 사람들이긴 하지 만, 어떤 방식으로든 이들이 서로 관련이 있는 경우에 해당되기 때문이다(이준영, 2010). 본 연구의 통계적 유 의 수준은 p < 0.05를 기준으로 하였다.
연구 결과
1.번역 및 역번역 검증
PCRS 번역은 연구자와 작업치료사 1명이 참여하였으 며 번역 검증에는 연구자와 현재 영어권에 거주하고 있는 작업치료사 1명이 참여하였다. 번역 검증을 통해 수정된 문 항을 바탕으로 원본을 알지 못하고 모국어가 영어이며 영 어와 한국어를 사용하는 영어권자 1명에게 역번역을 요청 하여 문항 사전 이해도 검증을 위한 항목을 완성하였다.
2.문항 사전 이해도 검증 및 문항 적합성 검증
번역된 평가 문항에 대한 사전 이해도 검증은 서울의 A 병원에서 외래로 재활치료를 받고 있는 뇌손상 환자 3명 과 보호자 3명, 치료사 5명이 참여하였다. 이해도 검증 결과 어려움(2점) 이하로 체크된 항목은 대상자들과 구체 적인 이유에 대해 인터뷰하여 의견을 수렴하였으며 검증 위원과 협의를 통해 문항을 수정하였다. 문항 사전 이해 도 검증을 통해 수정된 문항에 대해서 5명의 전문가를 대상으로 K-PCRS 문항의 적합성을 검증하였다. 1차 검 증 시 5점 척도를 사용한 30개 문항의 내용 타당도(CVR) 는 0.2로, 4점 이하의 문항이 5개였으며, 5개 문항을 포 함하여 16개의 문항의 수정이 요청되어 해당 문항을 수 정하였다. 이에 2차 검증 시 30개 문항의 내용 타당도 (CVR)는 1.0으로 4점 이하의 항목은 관찰되지 않았다.
3.대상자의 일반적 정보
연구 대상자 각각 75명에게 설문지를 배포하였으나, 환자, 보호자, 치료사가 연구동의 후에 연구 참여를 철회 하거나 설문지 회수가 누락된 경우를 제외하고 실험군에 서는 서울 및 대구의 병원에서 재활치료를 받고 있는 외 래 환자 62명, 보호자 60명, 치료사 62명이 참여하였으 며 대조군에서는 건강한 참여자 60명, 참여자 가족 60명 이 최종 참여하였다. 실험군에서 62명 환자의 일반적 정 보는 남자 44명, 여자 18명이며 평균 나이는 56.6세이 다. 교육수준은 12~15년이 24명, 16년 이상이 27명으 로 교육수준 12년 이상이 80%이상이다. 발병초기의 의 식 소실기간은 7일 미만이 41명으로 가장 많았고, 발병 후 개월 수는 평균 22개월이다. 뇌손상 원인으로는 외상 성뇌손상은 10명, 뇌졸중에서 뇌경색은 29명, 뇌출혈은 23명으로 외상성뇌손상보다 뇌졸중의 비율이 84%으로 높았다. 뇌병변의 위치는 보호자의 보고에 의해 작성되 었고, 모름으로 응답한 경우가 32명 51.6%로 가장 높았 으며 전두엽 손상 9명, 측두엽 손상 7명, 두정엽 손상 6명, 미만성 축삭 손상 6명, 후두엽 손상 2명이었다(Table 1). 실험군의 보호자는 배우자가 30명, 자녀 16명, 부모 14명으로 배우자가 50%로 가장 많았다. 대조군은 실험 군 환자 60명과 성별과 나이를 ± 5세 범위 내에서 짝지 었으며, 성별은 남자 43명, 여자 17명이며 평균 나이는 56.9세이다. 교육 수준이 12~15년이 19명, 16년 이상 이 41명이다. 대조군 참가자의 가족은 배우자 48명, 자 녀 5명, 부모 7명으로 배우자가 80%로 가장 많았다.
Table 1.
General Information of the Subject
4.타당도 검증
구성 타당도
K-PCRS의 구성 타당도를 검증하기 위해 탐색적 요인 분석과 확인적 요인분석을 실시하였다.
(1)탐색적 요인분석
자료의 내적 구조 근거를 알아보기 위해 요인분석을 진행하였다. 자료가 요인분석에 적합한지 알아보기 위하 여 표준형성 적절성(Kaiser-Myer-Olkin: KMO)을 측 정한 결과 0.925이었으며, 요인분석 모형의 적합성 여부 를 측정하기 위한 Bartlett의 구형성 검증 결과 χ2값이 4234.6 (p < 0.001)을 보여, 요인분석을 할 수 있을 만큼 충분한 변인들 간의 상관을 보여주고 있음을 확인하였다. 하위 요인의 분석 시 요인추출에서 고유치를 1.0으로 고정 시에 5개 요인이 추출이 되었으나, 5번째 요인에서는 0.4 이상의 요인 부하량이 나타나지 않았으며 요인에 포함될 수 있는 절대값이 큰 값이 5번째 요인에서는 나타나지 않았다. 이에 원척도인 PCRS를 요인 분석한 Leathem 등(1998)연구에서 4개 요인을 분석한 결과를 참고하여 하위 요인의 수를 4개로 고정하여 요인추출 분석을 진행 하였다. 그 결과, 4개의 하위요인이 6번 반복으로 회전이 수렴되었고 전체분산의 누적설명력은 60.6%이며, 각 요인 의 분산설명력은 14.2%, 16.5%, 17.1%, 12.8%로 나타 났으며 고유치는 각각 4.3, 5.0, 5.1, 3.8 이었다(Table 2). 4개 요인에서는 19번 문항을 제외하고 0.4이상의 요 인부하량이 확인되었다. Costello와 Osborne (2005) 기준에 의해 요인부하량의 차이가 0.1을 넘지 않는 교차 부하(cross loading)가 관찰된 문항은 6, 19, 24, 26 문항이었고, 이에 요인부하량이 가장 큰 요인에 항목이 배정되었으며 최종적으로는 4개 요인에 30개 문항이 모 두 포함되었다.
Table 2.
Four-Factor Solution of the Exploratory Factor Analysis
(2)확인적 요인분석
뇌손상 환자를 대상으로 자기인식 정도를 판별하는 K-PCRS의 탐색적 요인분석을 통해 4개 요인 구조의 분 석결과를 확인하였고, 4개 요인 구조의 모형 적합도를 확인해 보고자 확인적 요인분석을 실시하였고 Figure 2 와 같이 나타났다. K-PCRS 측정모형의 주요 적합도 지 수인 NC는 2.561로 기준 범주인 3보다 낮았으며, CFI와 TLI는 0.8이상, NFI는 0.7이상, RMSEA값도 0.1 이하 로 확인되어 K-PCRS의 4요인 구조모형 적합도가 받아 들일 수 있는 수준인 것으로 나타났다(Table 3).
변별 타당도
변별타당도는 실험군인 뇌손상 환자, 보호자와 대조군 인 건강한 참여자, 참여자 가족의 K-PCRS 차이를 알기 위 해 진행되었다. 실험군에서는 보호자의 설문지가 같이 회 수된 환자 60명, 보호자 60명의 자료가 분석되었고, 대조 군에서는 실험군 환자의 나이와 성별을 짝짓기(matching) 한 참여자 60명, 참여자 가족 60명의 자료가 분석되었다. 그 결과 환자의 K-PCRS총점은 평균 103.62 (± 17.92) 점, 대조군 참가자의 K-PCRS 총점은 126.22 (± 14.33) 점으로 두 그룹간에 유의한 차이가 있었다(p < 0.05). 실험군 보호자와 대조군 가족의 K-PCRS 총점도 각각 99.72 (±17.4)점, 128.50 (±14.8)점으로 유의한 차이 가 있었다(p < 0.05). 실험군에서 환자-보호자 차이는 평균 14.07 (±11.40)점, 대조군 참여자-가족 차이는 8.97 (± 7.74)점으로 실험군이 대조군보다 환자-보호자 차이가 유의하게 높음을 알 수 있었다(p < 0.05). 또한 2점 이상 차이가 있었던 항목 수와, 3점 이상 차이가 있 었던 항목의 수도 실험군이 대조군보다 유의하게 높았다 (p < 0.05) (Table 4).
Table 4.
K-PCRS of Experimental and Control Group
|
Experimental (n = 60) |
Control (n = 60) |
t | P-value | |
|---|---|---|---|---|
| Patient/Participant K-PCRS | 103.62 (± 17.92) | 126.22 (± 14.33) | -7.63 | 0.000*** |
| Relative K-PCRS | 99.72 (± 17.40) | 128.50 (± 14.80) | -9.76 | 0.000*** |
| Patient/Participant Relative discrepancy | 14.07 (± 11.40) | 8.97 (± 7.74) | 2.84 | 0.006** |
| 2 point or more discrepancy item | 4.28 (± 4.11) | 1.40 (± 2.55) | 4.62 | 0.000*** |
| 3 point or more discrepancy item | 0.87 (± 1.65) | 0.10 (± 0.30) | 3.53 | 0.001** |
5.신뢰도 검증
환자용, 보호자용, 임상가용 K-PCRS의 Cronbach α계수를 보면, 환자용 Cronbach α계수는 0.947이었 고, 보호자용 0.946, 임상가용 0.958로 높은 신뢰성을 나타내었다. K-PCRS의 문항-총점간 상관을 문항별로 살펴본 결과는 Table 5와 같다. 교정된 문항과 총점 간 상관은 환자용은 0.353~0.787이며, 평균은 0.606이었 다. 보호자용의 경우 0.327~0.817이었고, 평균은 0.606 으로 환자용과 비슷한 상관을 보여주었다. 치료사용의 경우 문항 총점 간 상관이 0.102~0.868로 걸쳐 있었고 평균은 0.651로 높은 상관성을 보여주었다.
Table 5.
Item-Total Correlations and Cronbach Alpha of K-PCRS
6.K-PCRS와 K-BDI 상관성
자기인식 정도와 우울증과의 상관성을 알아보기 위해 K-PCRS를 적용한 뇌손상 환자에게 우울증 검사인 KBDI를 실시하였다. 그 결과 K-PCRS의 환자-보호자의 불일치 점수와 K-BDI와의 상관계수는 0.2로 약한 음의 상관성을, 환자-치료사의 불일치 점수와 K-BDI와의 상 관계수는 0.4로 중간 정도의 음의 상관성을 보였다. 본 연구에서는 환자-치료사 불일치 점수 차이에서 환자가 과대평가(Over-estimate)한 경우, 과소평가(Under-estimate) 한 경우, 적정인식(Good-awareness)을 나 타낸 그룹과 K-BDI 점수를 비교하였다. 그 결과 과대평 가 그룹의 K-BDI 평균은 13.84 (± 9.06), 과소평가 그 룹의 K-BDI 평균은 23.30 (± 12.43)점, 적정인식을 나타낸 그룹에서는 15.35 (± 9.89)점으로 세 그룹간의 K-BDI 점수는 차이가 있었다(p < 0.05). Scheffe의 사 후 비교 분석 시 과대평가 그룹의 K-BDI 점수는 과소평 가 그룹의 K-BDI 점수보다 유의하게(p < 0.05) 낮음을 알 수 있었다(Table 6).
고 찰
본 연구는 뇌손상 환자의 자기인식 정도를 평가하기 위한 K-PCRS의 타당도와 신뢰도를 검증하고자 하였다. 이를 위해 PCRS 번역과 역번역, 사전이해도 검증을 통해 K-PCRS 예비척도를 완성하였으며 전문 패널을 통해 문 항 적합성을 검증 받았다. 이후에 K-PCRS의 구성타당 도 및 변별타당도를 검증하였으며 K-PCRS 문항의 내적 일치도를 통해 신뢰도를 검증하였다. 또한 K-PCRS와 K-BDI의 비교를 통해 자기인식 정도와 우울증과의 상관 성을 확인하였다.
자료의 내적 구조 근거를 알아보기 위해 요인분석을 진행하였다. 기존 문헌에서 PCRS를 요인분석 한 결과 (Barskova & Wilz, 2006; Hoofien & Sharoni, 2006; Leathem et al., 1998; Sveen et al., 2015)를 비교하 면 1요인에는 1, 2, 3, 4, 5, 14번 문항이 포함이 되었고, 이는 일상생활과 관련된 것이었다. 2요인에는 6, 7, 10, 11, 12, 13, 25, 26번 문항이 포함이 되었으며 인지 요인 과 관련되었다. 3요인에는 8, 9, 15, 16, 17, 20, 21, 22, 23, 24번 문항이 대인관계로 분류되었으며 4요인은 18, 19, 27, 28, 29, 30번 문항으로 감정에 관한 내용으 로 기존 연구와 유사한 결과를 보였다. 변별타당도는 K-PCRS를 실험군과 대조군의 비교를 통해 확인하였다. 실험군의 환자-보호자의 총점 차이는 대조군 참가자-가 족의 총점 보다 더 큰 차이를 보였으며(p < 0.05), 2점 이상, 3점 이상 불일치 항목 수 평균도 대조군보다 실험 군에서 더 높은 것으로 나타났다(p < 0.05). Bivona 등 (2019)의 연구에서는 외상성뇌손상 환자와 건강한 참여 자 그룹간의 PCRS의 총점 차이를 비교하였을 때 외상성 뇌손상 환자가 과대평가하여 보호자와의 점수차이가 높 았고, 이는 대조군보다 유의미한 점수 차이를 보였던 결 과와 일치한다.
자기인식은 정서적 스트레스와 관련이 있음이 보고되 어(Fleming & Strong, 1995; Godfrey et al., 1993; Malec et al., 1997; McGlynn & Schacter, 1989) 본 연구에서는 K-PCRS와 우울증과의 관련성을 비교하였 다. 연구 결과 환자-보호자와의 불일치 점수는 K-BDI 우 울점수와 0.2의 상관계수를 보였고, 환자-치료사 불일치 점수는 K-BDI 우울점수와 0.4의 상관성을 보였으며 이 는 모두 음의 상관관계였다. Sherer 등(2003) 연구에서 는 보호자보다 치료사의 평가가 더 객관적이고 타당함을 보고하였기에 본 연구에서는 환자-치료사의 불일치 점수 를 기준으로 K-PCRS와 우울증은 중간 정도의 상관성이 있음을 확인하였다. 따라서 본인의 기능 상태를 인식하 기 어려운 환자일수록 우울 수준이 낮으며, 반대로 기능 상태를 잘 인식하고 있는 환자의 경우에는 우울 수준이 높았다. 기존의 선행연구에서도 PCRS의 불일치 점수는 우울이나 정서적 스트레스와 음의 상관성을 보여주고 있 다(Fleming et al., 1998; Prigatano et al., 1990). 본 연구에서는 환자와 치료사의 점수 차이를 환자가 과대 평가한 그룹, 과소평가 그룹, 적정인식을 보였던 그룹으 로 분리하여 K-BDI와의 점수를 비교하였다. 그 결과 과 대평가 그룹의 K-BDI 점수는 적절한 인식을 보인 그룹 과 과소평가 그룹의 K-BDI 점수보다 낮음을 알 수 있었 다. 특히 과대평가 그룹과 과소평가 그룹간의 K-BDI 점 수는 유의미한 차이를 보였다(p < 0.05). PCRS 히브리어 버전 연구에서도(Hoofien & Sharoni, 2006) 자기인식 차이를 세 그룹으로 나누어 BDI 점수를 비교 하였는데 과대평가 그룹이 과소평가 그룹과 적절한 인식을 보인 그룹보다 감정적인 스트레스가 적음을 보고하였다.
본 연구에서 K-PCRS의 신뢰도 검증을 위한 내적 일 관성 분석 결과 환자용, 보호자용, 치료사용은 모두 수용 가능한 수준이었다. PCRS 노르웨이어 버전 연구에서도 (Sveen et al., 2015) Cronbach α계수는 0.95로 높은 수준으로 본 연구와 유사한 결과를 확인할 수 있었다.
PCRS는 1986년에 George Prigatano등에 의해 외 상성뇌손상 환자의 자기인식을 평가하기위해 개발되었 지만, PCRS는 외상성뇌손상 환자뿐만 아니라 뇌졸중 환 자를 대상으로도 신뢰도 및 타당도 연구가 진행되었다. Barskova와 Wilz (2006)는 뇌졸중 환자를 대상 PCRS 의 신뢰도 및 타당도 연구를 진행한 결과 신뢰도는 0.70 이였으며, 요인분석에서는 4개요인 일상생활, 대인관계, 인지, 감정 요인을 확인하였다. 이에 본 연구에서도 K-PCRS의 적용 대상을 외상성뇌손상 환자와 뇌졸중 환 자를 모두 포함하였다. 자기인식의 평가는 작업치료사가 시행하는 인지재활에서 중요한 부분이다(Robertson & Schmitter, 2015). 이는 자기인식이 신체적 영역보다 특히 인지적 영역에서 손상을 인식하지 못하는 경우가 많기 때문이다(Anderson & Tranel, 1989; Giacino & Cicerone, 1998; Hibbard et al., 1992). ACRM (American Congress of Rehabilitation Medicine) 의 Cognitive Rehabilitation Manual (2012)에서 자 기인식의 평가는 인지재활 시작 전에 우선적으로 적용할 것을 권고하고 있다. 또한 일상생활에 중점을 둔 치료 전에 자기인식이 먼저 평가되는 것을 추천한다(Gillen, 2008). 이는 작업치료사가 뇌손상 환자의 일상생활훈련 을 진행할 때 자기인식 정도에 따라 치료 전략 선택이 달라지기 때문이다.
본 연구에서는 K-PCRS 적용 대상을 발병 후 6개월이 경과한 외래 치료 환자를 대상으로 선정하였는데 이는 KPCRS의 일상생활 수행항목이 초기 병원에 입원해있는 환자의 경우 손상 후 기능 장애에 대한 일상생활을 경험 해 보지 않아 K-PCRS를 작성하는데 한계가 있기 때문이 다. PCRS 히브리어 버전 연구(Hoofien & Sharoni, 2006)에서도 대상자의 발병 후 시기는 평균은 4.4 (± 2.7) 년이며 PCRS 노르웨이어 버전 연구(Sveen, et al., 2015) 에서는 뇌손상 환자가 발병 후 12개월이 된 시점에 외래 로 방문하였을 때 PCRS 평가를 진행하였다. 연구의 제한 점으로는 첫째, K-PCRS는 자기보고식 설문지이므로 중 증의 뇌손상 환자들에게는 적용이 어려운 한계가 있었다. 둘째, 국내에서는 뇌손상환자를 대상으로 표준화된 자기 인식 평가도구가 개발되어 있지 않아 K-PCRS의 공인타 당도를 검증하는데 제한이 있었다. 셋째, 신뢰도 검증에 서 짧은 연구 기간과 연구 대상자 추적검사의 어려움으로 검사-재검사 신뢰도를 확인하지 못한 점이다. 향후 연구 에서는 K-PCRS의 검사-재검사 및 검사자간의 신뢰도 연구가 필요하며 또한 국내 뇌손상 환자의 예후 예측 인 자로서의 연구도 제안해 볼 수 있다.
결 론
본 연구의 목적은 뇌손상 환자의 자기인식 정도를 파 악하기 위해 PCRS를 한국어로 번안하고, 타당도와 신뢰 도를 검증하기 위함이다. 번역된 PCRS의 타당도와 신뢰 도를 검증하기 위해 발병 후 6개월 이상의 뇌손상 환자 62명, 환자 보호자 60명, 환자 작업치료사 62명을 대상 으로 K-PCRS를 진행하였다. 연구 결과 구성타당도의 확 인적 요인분석에서는 모형 적합도 지수가 NC (Normed chi-square)는 2.561, CFI = 0.847, TLI = 0.833, NFI = 0.773, RMSEA = 0.095로 나타나 K-PCRS의 4요인 구조모형 적합도가 받아들일 수 있는 수준인 것으로 나타 났다. 뇌손상 환자와 건강한 참여자들과 K-PCRS를 비 교한 결과 실험군의 환자, 보호자의 K-PCRS 총점은 대 조군 참가자, 참가자 가족과 유의한 차이가 있었다(p < 0.05). 또한 실험군의 환자-보호자 차이는 대조군 참여 자-참여자 가족 차이 보다 유의하게 높았다(p < 0.05). 이는 뇌손상 환자가 건강한 참여자 보다 자기인식정도의 차이가 있음을 알 수 있다. K-PCRS의 신뢰도 검증 결과, 30개 문항에 대한 내적 신뢰도는 Cronbach α가 환자용 0.947, 보호자용 0.946, 임상가용 0.958로 높은 상관계 수를 보였다. 이에 본 연구를 통해 K-PCRS가 뇌손상 환자의 자기인식정도를 평가할 수 있는 타당도 및 신뢰도 가 있는 도구임을 확인하였다.
앞으로 K-PCRS가 뇌손상환자의 자기인식 평가를 위 한 객관적인 도구로 활용되기를 바라며 또한 환자의 자기 인식 수준을 사전에 파악함으로써 뇌손상환자의 인지 재활 및 작업치료 시 참고 자료로 사용될 수 있기를 기대한다.