서 론
1. 연구의 필요성
무감동이란 동기의 결여, 흥미나 열정의 부족, 자발적인 활동의 부족, 환경적 자극으로부터 반응 감소 등을 특징으로 하며[1,2] 특히 치매 환자에서 두드러지게 나타나는 신경정신학적 증상이다[2,3]. Zhao 등[4]의 체계적 문헌고찰 결과에 따르면 치매 환자에서 무감동의 증상 발현율은 19~88%로 연구마다 격차를 보이지만, 평균적으로 치매 환자의 49.0%에서 무감동이 나타나므로 우울(42.0%), 공격성(40.0%), 불안(39.0%)과 같은 다른 신경정신학적 증상과 비교하면 발생 빈도가 높다고 할 수 있다.
우리나라 추정 치매 환자 수는 75만 명으로 전체인구의 약 10％를 차지하며 인구의 고령화와 함께 환자의 수는 점차 증가하고 있다[5]. 치매 환자들에게 무감동 증상은 실무자들이 제공하는 간호 서비스에 대한 반응이 저하되는 것으로 나타나 환자 케어의 질을 유지하는데 문제를 일으킬 뿐 아니라 제공되는 직접적인 간호 서비스 시간이 감소하여 환자의 사망률에도 영향을 준다[6,7]. 또한, 무감동 증상의 발현이 치매 발생의 위험 증가와도 관련성이 높은 것으로 확인되어 무감동의 정도를 적극적으로 사정하여 적절한 케어를 제공할 필요가 있다[8]. 이를 위해서는 적정한 도구를 사용한 증상 평가가 선행되어야 한다. 그러나 치매 환자들은 분명한 의사 표현이 어려우므로 환자를 직접 간호하는 실무자의 판단이 중요한 증상 평가의 지표로 작용한다[9]. 따라서 실무자들의 관찰과 평가에 의한 신뢰할 수 있는 무감동 측정도구가 필요하다. 무감동 증상에 대한 평가를 통해 환자의 저하된 반응을 단순히 환자 개인의 성격이나 치매의 진행 과정으로 간주하여 중재를 제공하지 않고 간과하는 상황을 예방할 수 있다. 그뿐만 아니라 지속적인 무감동 증상으로 인해 감소할 수 있는 환자의 사회활동과 삶의 질을 유지, 증진 시킬 수 있는 간호중재를 제공해줄 수 있다[10].
실무자들의 관찰과 평가를 통해 무감동을 측정할 수 있는 도구 중 Apathy Evaluation Scale (AES-18)은 가장 널리 쓰이고 있는 도구로[11,12] 치매, 뇌졸중, 우울증 환자 등을 대상으로 개발되었으며 누가 측정하는가에 따라서 자가 측정, 주 돌봄 제공자 측정, 임상 실무자 측정 등 세 가지 버전이 있으나 내용에는 차이가 없고 항목의 대상이 누구인지만 다르다[13]. 국내에서는 이영민 등[12]에 의해 한국어판으로 번역되어 건강인과 조현병 환자에게 자가 보고식 방법으로 무감동의 정도를 측정하여 결과를 비교함으로써 타당도와 신뢰도를 검증한 바 있다.
그러나 AES-18은 인지가 저하되고 의사소통에 문제가 있는 치매 환자를 대상으로 무감동 증상을 평가하기에는 어려움이 있다는 보고가 있어[9] Lueken 등[9]은 실무자가 치매 환자의 무감동 정도를 측정하기 위한 10문항의 단축형(short form) 무감동 측정도구(Apathy Evaluation Scale, AES-10)를 개발하였으며 장기요양시설의 거주 노인을 대상으로 타당도와 신뢰도를 입증하였다. AES-10은 문항 수가 적고 내용이 간결하여 증상 평가가 쉽고, 장기요양 시설뿐 아니라 다양한 임상 환경에서의 치매 환자를 대상으로 실무자의 관찰과 평가로 무감동을 측정할 수 있는 도구이다. 그러나 아직 국내에서는 치매 환자를 대상으로 무감동을 측정하기 위한 도구개발은 이루어지지 않은 상태이다. 치매 환자에서 무감동 증상을 파악하고 적절한 케어를 제공하기 위해서는 실무자가 쉽게 사용할 수 있는 측정도구가 요구된다.
이에 본 연구에서는 한국의 치매 환자를 대상으로 단축형 무감동 측정도구의 타당도와 신뢰도를 평가하고자 한다.
연구방법
1. 연구설계
본 연구는 ‘한국어판 치매 노인의 증상측정도구개발’ 프로젝트의 일환으로 수행된 연구이며, Lueken 등[9]이 개발한 AES-10을 한국어로 번역한 후 국내 요양병원의 치매 환자에게 적용하여 도구의 타당도와 신뢰도를 검증하기 위해 시행되었다.
2. 연구대상
AES-10의 타당도와 신뢰도를 검증하기 위해서 부산광역시에 소재한 요양병원 2곳에 입원한 치매 환자를 대상자로 편의 표집으로 조사하였으며 본 연구의 목적을 이해하고 자발적으로 연구참여에 동의한 사람을 대상으로 하였다. 대상자 선정기준은 치매로 진단받은 후 장기요양 시설에서 4주 이상 입원 중인 사람을 대상으로 하여 MMSE-K 23점 이하로 제한하였으며 ADL 점수에는 제한을 두지 않았다. 대상자 수는 문항 수의 5배 이상이 필요하며 최소한 100명 이상이어야 한다는 기준[14]과 설문지의 회수율, 자료의 완전성을 고려하여 200명의 연구대상자를 모집하였으며 이들 200명을 대상으로 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 시행하였다. 본 연구에서는 회수된 설문지 중 응답이 불완전한 자료 2부를 제외하고 198부를 자료분석에 이용하였다.
3. 연구도구
1) 무감동 측정도구(Apathy Evaluation Scale, AES-10)
AES-10은 2007년 Leuken 등[9]이 AES-18에서 장기요양시설 치매 환자에게 적합한 10문항을 추출하여 타당도와 신뢰도를 검증한 도구이다. AES-10은 실무자의 관찰과 평가를 토대로 채점이 되며 각 문항은 ‘매우 그렇다.’ 1점에서 ‘전혀 그렇지 않다’ 4점으로 점수를 줄 수 있으며 점수의 범위는 10~40점이다. 정상적인 사람의 경우 문항에 대한 답변으로 ‘매우 그렇다(very characteristic)’가 나타난다. 점수가 높을수록 무감동의 정도가 심한 것으로 해석하여 30점 이상일 경우 무감동이 있다고 판단한다[15]. 문항 5의 경우는 ‘그/그녀는 어떤 일에도 거의 노력을 기울이지 않는다.’로 부정형 문항이므로 역 코딩한다. 개발 당시 AES-10의 Cronbach’s ⍺는 .92였으며 두 집단의 대상자 간 교차 타당도(cross-validation) 확인을 통해 신뢰도와 타당도가 검증되었다[9]. 본 연구에서는 연구를 진행하기에 앞서 AES-10의 원 도구 저자인 Lueken으로부터 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 타당도와 신뢰도 검증을 위해 도구를 사용해도 좋다는 승인을 받았다.
2) 치매 노인 우울 도구(Cornell Scale for Depression in Dementia, CSDD)
한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 수렴 타당도를 검정하기 위해 치매 노인 우울 도구(Cornell Scale for Depression in Dementia, CSDD)를 활용하였다. CSDD는 1988년 Alexopoulos가 개발하였고 2015년 이영신 등[16]이 번안하여 장기요양시설에서의 타당도와 신뢰도를 검증하였다. CSDD는 장기요양 시설의 치매 환자를 대상으로 정서 관련 징후, 행동 장애, 신체적 징후, 주기적 기능, 사고장애의 5가지 범주에서 대상자 증상에 해당하는 것을 실무자의 관찰과 평가로 측정하는 도구이다. 각 문항은 3점 척도로 0점(없음, 부재), 1점(보통 또는 간헐적), 2점(중증)으로 측정되며 총점은 0점에서 38점 사이이다. 점수가 높을수록 우울 정도가 높은데 18점 이상은 심각한 우울, 10점 이상은 중증도 우울이며 8점 이상의 점수는 우울함이 있는 것으로 평가한다. 이영신 등[16]의 연구에서는 Cronbach’s ⍺는 .78로 나타났으며 동시 타당도와 탐색적 요인분석을 통한 구성 타당도를 확인하여 신뢰도와 타당도가 검증되었다. 본 연구는 연구 진행 전에 원 도구의 저자인 Alexopoulos와 한국어판 저자로부터 도구사용 허락을 서신을 통해 받은 후 시작하였다.
3) 한국어판 삶의 질-알츠하이머병 척도(Korean Version of Quality of Life-Alzheimer's Disease, K QoL-AD)
한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 판별 타당도를 검정하기 위해 한국어판 삶의 질-알츠하이머병 척도(Korean Version of Quality of Life-Alzheimer’s Disease, K QoL-AD)를 사용하였다. K QoL-AD는 Logsdon 등에 의해 2000년에 개발되었고 신희영[17]에 의해 2006년 번안되었다. 이 도구는 검사자가 대상자 또는 주 보호자에게 신체 건강, 원기/기운, 기분, 생활환경, 기억력, 가족관계, 결혼생활, 친구 관계, 전체적인 자기 자신, 일상적인 집안일을 처리하는 능력, 재미 삼아 무슨 일을 할 수 있는 능력, 금전 상태, 전체적인 생활에 대한 13문항에 대해 질문하고 응답에 따라 채점할 수 있게 되어 있다. 각 문항의 점수는 최저 1점(나쁘다)에서 최대 4점(매우 좋다)으로 평가하며 총점은 13점에서 52점으로 측정될 수 있다. 본 연구에서는 의사소통이 원활한 대상자는 검사자인 간호사가 대상자와의 질의응답을 통해 채점하였고 의사소통이 어려운 대상자는 주 보호자와의 인터뷰를 통해 점수를 산출하였다. 점수가 낮을수록 삶의 질이 저하되어 있음을 의미한다. 신희영[17]에서는 Cronbach’s ⍺가 .86이었고 요인분석을 통한 구성 타당도를 확인하여 신뢰도와 타당도가 검증되었다. 본 연구는 원 도구의 저자인 Logsdon과 한국어판 저자로부터 도구 사용 허락을 서신을 통해 받은 후 시작하였다.
4) 한국형 간이정신 상태 검사(Korean version-Mini Mental State Examination, MMSE-K)
치매 선별을 위해 사용되는 MMSE-K는 Folstein등이 1975년 개발한 MMSE를 박종한과 권용철[18]이 한국어판으로 표준화하였다. 검사자의 질문에 대해 대상자의 반응이 맞으면 1점, 틀리면 0점에 표시한다. 시간 지남력(5점), 장소 지남력(5점), 기억등록(3점)과 기억회상(3점), 주의집중과 계산능력(5점), 언어기능(7점), 시공간 구성능력(2점)으로 구성되어 있으며 무학인 경우, 시간에 대한 지남력(1점)과 주의집중 및 계산(2점), 언어기능(1점)에 가산점을 준다. 총점은 최저 0점에서 최고 30점으로 측정될 수 있다. 점수가 낮을수록 인지기능의 장애가 심하며 0~17점은 분명한 인지 기능장애, 18~23점은 경도의 인지장애, 24점 이상이면 정상으로 판단한다[18]. 본 연구의 참여 병원들은 대상자 입소일을 기준으로 연 2회 MMSE-K를 평가하여, 본 연구에서는 연구대상자의 최근 측정 결과를 사용하였다.
5) 일상생활 수행(Activities of Daily Living, ADL)
Katz등이 개발한 도구를 원장원 등[19]이 번안한 한국형 일상생활 수행은 옷 입기, 세수하기, 목욕하기, 식사하기, 이동하기, 화장실 사용하기, 대소변 조절하기의 총 7개 문항으로 구성되어 있다. 완전 자립의 경우 1점, 약간 도움 2점, 전적인 도움 3점으로 채점이 되어있으며 총점은 최저 7점에서 최고 21점까지 측정된다. 점수가 높을수록 일상생활 수행 시 의존성이 높다는 것을 의미한다. 도구개발 당시의 Cronbach’s ⍺는 .94였다[19]. 본 연구의 참여 병원들은 대상자 입소일을 기준으로 월 1회 ADL을 평가하여 본 연구에서는 2019년 9월1일부터 11월 15일까지 측정한 결과를 사용하였다.
4. 자료수집과 윤리적 고려
본 연구는 고려대학교의 기관생명윤리심의위원회 승인(1040548-KU-IRB-18-22-A-2 (E-A-1)(R-A-1))을 받은 후 2019년 9월 1일부터 11월 15일까지 부산광역시 요양병원 두 곳에서 자료를 수집하였다. 자료를 수집하기에 앞서 연구자는 요양병원의 기관장에게 공문 및 전화로 연구의 목적, 절차에 대한 설명을 한 뒤 대상자 모집에 대한 승인을 받았다. 연구참여의 자율성을 보장하기 위하여 연구대상자 모집 시, 적합하다고 판단되는 대상자에게 구두로 본 연구의 목적과 절차를 설명하였고 연구참여 의사를 밝힌 대상자에 대해 서면 동의서를 받은 다음 동의서 사본을 연구참여자에게 제공하고 연구를 진행하였다. 본 연구에서는 치매를 진단받은 연구대상자 200명 중 의사소통이 어려운 193명에게는 법정 대리인으로부터 연구참여에 대한 동의를 받았다. 연구대상자(법정 대리인)에게는 참여를 거부하거나 중도에 철회할 권리가 있으며 이로 인한 어떠한 불이익도 없다는 것을 설명하였다. 본 연구를 위해 수집된 대상자 정보는 연구 이외의 다른 목적으로 이용되지 않으며 연구참여자의 개인정보는 연구 종료 후에도 비밀상태로 유지되었다. 도구의 평가자는 요양병원에 근무 중인 간호사 9명으로 도구의 측정 방법에 따라 연구대상자인 치매 환자를 4주 이상 직접 관찰, 간호해 온 담당 간호사로 한정하여 무감동 증상을 평가하도록 하여 자료를 수집하였다. 치매 환자 무감동 증상 평가를 시행할 간호사들에게는 연구원이 직접 병원을 방문하여 도구의 목적과 내용, 측정 방법에 대한 교육을 60분간 시행하였고 질의 응답시간을 통해 이해 수준을 확인한 후 자료수집에 참여하도록 하였다. 또한, 도구의 측정자인 간호사 간 측정점수의 오류를 줄이기 위해 검사자간 일치도(inter-rater reliability)를 확인하였다.
5. 연구진행 절차
1) 도구 번역단계
본 연구에서는 세계보건기구(World Health Organization, WHO)에서 제시한 도구의 번역 및 적용방법(Process of translation and adaptation of instruments)을 기반으로 하여 타 문화권의 측정도구의 번역과정을 거쳤다[20]．
첫 번째로 순 번역단계(forward translation)에서는 간호학박사 과정생 1인이 원래 용어의 정의를 고려하여 가장 관련성 있으면서 간결하게 번역을 시행하였다.
다음으로 역 번역 단계(expert panel back-translation)에서는 영어와 한국어에 능통하면서 영어로 된 원본을 보지 않아서 설문지에 대한 지식이 없는 번역가에 의해 역 번역되었다. 이후 영어와 한국어에 능통한 전문가패널(bilingual expert panel)인 간호학 전공 교수 3인에 의해 어의 동등성 평가와 순 번역된 문장과 역 번역된 문장의 단어나 표현, 번역의 일관성을 검토받았다. 수정된 문항으로는 1번 문항‘그/그녀는 무언가에 흥미가 있다’를 ‘그/그녀는 사물에 관심이 있다’로 수정하였고 5번 문항‘그/그녀는 매사에 노력을 거의 하지 않는다’를‘그/그녀는 어떤 일에도 거의 노력을 기울이지 않는다’로 수정하였다. 이 과정에서 문화적으로 민감하거나 문제가 되는 문구에 관한 내용은 확인되지 않았다.
예비조사(pre-testing and cognitive interviewing) 단계에서는 장기요양 시설 근무 간호사 2인과 간호학 박사 1인에게 질문지의 내용을 자신의 말로 반복할 수 있는지, 일관성이 있는지, 이해하지 못하는 용어나 애매한 표현 여부에 대한 논의를 거쳤다. 논의 결과, 모든 대상자가 도구의 내용이 적절하고 이해할 수 있다고 답변하여 번역본을 완성하였다.
최종 버전(final version)을 구축하는 단계에서는 이전 단계들의 결과를 종합하여 수정 ․ 보완 절차를 거쳐 전문가집단인 간호학 전공 교수 3인에게 내용 타당도 검증을 받았다. 5점 Likert 척도를 이용하여 1점(매우 그렇지 않다)부터 5점(매우 그렇다)으로 문항을 평가하여 총 3인이 4점과 5점을 준 항목의 비율로 내용 타당도 지수를 산출하였다[21]. 검증 결과 10개 문항이 모두 .80 이상으로 나타나 전체 문항을 선정하였으며 이를 도구의 최종 버전에 반영하여 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 문항으로 구성하였다(Appendix 1).
2) 도구 검증 단계
도구 번역단계를 통해 번역되고 구성된 도구의 타당도와 신뢰도를 검증하였다. 구성 타당도 검증을 위해서는 문항 분석과 요인분석(factor analysis)의 단계를 수행하였으며 선행도구와의 수렴 타당도(convergent validity)와 판별 타당도(discriminant validity) 분석을 위해서 비교 도구로 CSDD와 K QoL-AD를 사용하였다. 신뢰도 검증을 위해서는 문항 간 내적일관성을 알아보는 Cronbach’s ⍺값을 산출하였으며 검사자간 신뢰도(inter-rater reliability)와 검사-재검사 신뢰도(test-retest reliability)를 확인하였다.
6. 자료분석
수집된 자료는 SPSS/WIN 25.0, AMOS 26.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균과 표준편차를 제시하였다.
1) 타당도 검증
(2) 구성 타당도 분석
구성 타당도를 검증하기 위해 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)과 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 수행하였다. 탐색적 요인분석을 시행하기에 앞서 요인분석의 적합성을 알아보기 위해 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 값과 바틀렛(Barttlett)의 구형성 검정을 확인하였다. KMO 값은 1에 가까울수록 모형에 잘 수렴되지만 .50 이상이면 요인분석이 가능하며 바틀렛(Barttlett)의 구형성 검정값은 p<.05일 경우 요인분석에 적합하다고 한 기준에 따라 판단하였다[24].
탐색적 요인분석은 자료의 내재적 속성을 고려하여 변수 간 공통요인을 추출하여 자료를 축소하는 최대우도법(Maximum likelihood)을 사용하여 고유값이 1.0 이상인 요인을 추출하였다[23]. 확인적 요인분석에서는 특정지수만으로 모형의 적합도를 평가할 수 없으므로 다양한 적합도 지수를 함께 고려하였다. 절대 적합지수(Absolute Fit Index)인 근사오차 제곱평균의 제곱근(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA)과 상대 적합지수(Relative Fit Index)인 비교 적합지수(Comparative Fit Index, CFI), 비표준 적합지수(Tucker-Lewis Index, TLI), 증분 적합지수(Incremental Fit Index, IFI)를 평가하였다. 항목들이 구성개념을 일관성 있게 설명하는지를 확인하기 위해 평균 분산추출 값(Averaged Variance Extracted, AVE)과 구성개념 신뢰도(Construct Reliability, CR)를 확인하였다.
2) 신뢰도 검증
신뢰도 검증은 도구의 문항 간 일치도를 보기 위해 Cronbach's ⍺값을 확인하였으며 검사자간 신뢰도(inter-rater reliability)는 한 명의 대상자에 대해 2명의 도구 평가자가 무감동 정도를 측정하여 결과 간의 상관관계를 확인하였다. 검사-재검사 신뢰도(test-retest reliability)는 같은 도구 평가자가 2주 뒤 동일한 대상자를 재평가하여 Pearson 상관분석을 통해 결과를 비교하였다. 신뢰도 검증을 위한 대상자의 수는 문항 수의 4배에 해당하는 40명을 대상으로 분석하였다. 신뢰도 검증을 위해 연구대상자 중 추출된 대상자 40명은 도구의 평가자인 간호사가 편의 표집하여 무감동 정도를 확인하였다.
연구결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
본 연구대상자는 총 198명이었으며 성별은 여자 142명(71.7%), 남자 56명(28.3%)이었다. 평균 연령은 83.11±8.16세로 확인되었다. 치매 외에 대상자가 진단받은 질병의 수의 평균은 1.56개(0~5개)였다. 치매 이외 진단명이 1~2개인 대상자는 154명(77.8%), 3개 이상인 대상자는 29명(14.6%)이었으며 치매이외 질환이 없는 경우가 15명(7.6%)인 것으로 나타났다. 가장 빈도 높은 진단명은 고혈압(99명), 당뇨(33명), 뇌경색(19명)순이었다. MMSE-K 점수의 평균은 9.36점±4.16점이었으며 최저 0점부터 최고 23점까지 분포되어 있었다. ADL 점수의 평균은 17.08±2.63점이었으며 점수의 범위는 6점부터 20점이었다. AES-10의 총점의 평균은 31.91점이며 최저 19점부터 최고 40점까지 분포되었다(Table 1).
2. 타당도 검증
2) 구성 타당도 검증: 요인분석
요인분석의 적합성을 확인한 결과 KMO값은 .94였고 바틀렛(Barttlett)의 구형성 검정 값은 1850.92 (p<.001)로 나타나 본 연구도구가 탐색적 요인분석에 적합한 자료임을 확인하였다[24].
최대우도법을 이용하여 공통요인을 추출한 결과, 본 연구도구는 단일요인(uni-dimension)구조로 나타났으며 각 문항에 대한 요인적재량은 최소 .61 최대 .91로 모든 문항이 요인적재량의 하한선인 .40 이상으로 확인되었다[24]. 고유값(Eugen value)은 6.79였으며 설명력은 68.0%였다. 단일요인으로 추출된 본 연구도구를 ‘한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구(Korean version of Apathy Evaluation Scale Short Form, K AES-10)’로 명명하였다(Table 2).
단일요인구조의 모델 적합도를 확인한 결과, χ2=154.53(df=35), p<.001, CFI=.94 TLI=.92, IFI=.94로 적합 기준을 충족하였다[24].그러나 RMSEA는 기준인 .10보다 높은 .13으로 나타나 수정지수(Modification indices, MI)에서 공분산을 확인하여 수치가 높은 오차항끼리 묶는 방법으로 모형의 적합도를 높였다[21](Figure 1). 수정된 모델은 χ2=59.95 (df=28), p<.001, CFI=.9８ TLI=.9７, IFI=.9８, RMSEA=.08로 나타나 모형의 적합성이 확인되었으며(Table 3) 표준화 적재치가 모든 문항에서 .50 이상이면서 통계적으로 유의하여(p< .001)삭제된 문항은 없었다(Table 4).
모형을 구성하는 측정항목들의 수렴 타당도(convergent validity)를 평가하였다. 수렴 타당도 검증 결과 기각비(Critical Ratio)의 범위는 9.73~22.80이었으며 평균 분산추출(Average Variance Extracted, AVE)은 .67로 확인되어 기각비의 기준치인 1.96 이상, 평균 분산추출의 기준치인 .50 이상을 충족하였다[24](Table 4). 따라서 본 도구의 측정항목들이 도구의 구성개념을 일관되게 측정하는 것으로 확인되었으며 구성개념 신뢰도(Construct Reliability, CR)도 .95으로 나타나 기준치인 .70보다 높아 수렴 타당도를 만족하였다[24].
3. 신뢰도 검증
한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 Cronbach’s ⍺값은 .95였다(Table 2). 검사자 간 일치도의 상관분석결과는 .66 (p<.001)이었으며 검사-재검사 일치도의 상관분석 결과는 .81 (p<.001)로 확인되었다.
논 의
치매 환자에게서 무감동은 흔히 발생하는 증상이지만 적극적인 치료를 받지 못한 채 대상자의 건강과 삶의 질에 영향을 주어 왔다[10]. 치매 환자에게 무감동 증상에 대한 적절한 케어를 제공하기 위해 본 연구는 도구의 타당도와 신뢰도를 검증하여 도구사용에 대한 근거를 제공하였다.
198명을 대상으로 한 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 총점 평균은 31.91점으로 절단 점인 29점보다 높았으며[15] 총점 범위는 19점부터 40점까지로 나타났다. 16점 이하가 무감동을 배제할 수 있는 하한선인 점을 고려하면 본 연구 대상자들이 모두 무감동이 있다고 확인되었다[15]. 이러한 연구결과는 네덜란드의 요양 시설에서 무작위로 추출된 대상자에게 시행한 무감동 총점인 31.10점과는 유사하나 원 도구인 AES-10 총점의 평균 14.70점과 비교했을 때는 높은 수치이다[9,15]. 원 도구와의 총점 평균 점수의 차이는 대상자의 치매 중증도의 영향에 의한 것으로 생각된다. 본 도구는 연구대상자 전체가 치매 진단을 받은 사람이었으나 원 도구인 AES-10은 전체 대상자 중 경도 인지장애가 8.0%를 차지하며 비치매 군이 7.0%로 전체 대상자 중 치매로 진단받은 환자는 85.0%였다. 치매의 정도를 확인해 볼 수 있는 MMSE-K 점수에도 차이가 있었는데 원 도구에서는 MMSE 평균이 11.9±10.5점이었지만, 본 연구에서는 평균 9.36±4.16점이었다. 본 연구에서는 치매의 심각도 정도와 무감동의 정도의 관련성을 고려하여 추가로 MMSE-K 점수와 무감동 측정점수 간 상관성을 확인하였다. 그 결과 상관관계가 -.57 (p<.001)로 둘 간에 음의 상관관계가 있음을 확인되었다. 이는 인지 저하의 정도와 무감동의 심각도가 유의한 관계가 있음을 시사한다[25].
구성 타당도 검증을 위해 탐색적 요인분석을 시행한 결과 본 도구의 요인은 단일요인구조인 것으로 확인되었으며 스크리도표에서도 두 번째 요인의 고유값부터 １ 이하로 나타나 하나의 요인구조를 이루고 있음이 지지되었다. 단일요인구조에서는 모든 요인의 적재 값이 .40 이상으로 양호하였으며 설명력은 68.0％로 확인되어 구성 타당도가 입증되었다. 비록 AES-10의 원저자가 요인분석을 시행하지 않아 본 연구와의 직접적인 요인구조에 대한 비교는 어려우나, 무감동이 하나의 요인척도라고 주장한 Marin 등[13]의 연구결과와 일관성을 갖는다. 한국의 치매 환자는 고령화되어 치매의 중증도가 심하며, 치매가 진행됨에 따라 무감동 증상도 심각해진다[8]. 이러한 이유로 측정도구의 모든 항목에서 무감동 정도가 높게 채점되면서 항목 간 상관관계가 크게 나타나 요인이 구분되지 않는 단일요인구조가 도출된 것으로 판단된다. 통계상 다음 절차인 요인회전(factor rotation)은 추출된 몇 개의 요인들을 명확하게 해석할 수 있도록 변수 간 군집을 의미 있게 분리하기 위해 시행되는데 본 연구에서는 단일요인구조로 나타나 요인회전이 불필요하였다[23].
우울 도구인 CSDD 점수와 무감동 측정점수는 통계적으로 유의하지는 않지만, 양의 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 5가지 영역으로 구분된 CSDD의 일부 영역과 무감동이 관련성이 없어 나타난 결과로 판단되어, CSDD의 정서, 행동, 신체, 일주기, 관념 영역을 구분하여 본 연구도구와의 상관관계를 추가 분석하였다. 그 결과, 정서 영역과 행동영역은 무감동과 통계적으로 유의한 양의 상관관계를 나타내었고 관념 영역은 무감동과 통계적으로 유의한 음의 상관관계를 나타내었다. 관념 영역은 4가지로 ‘자살하려는 희망을 품고 있음 또는 자살을 시도함, 자존감 부족, 염세주의, 빈곤이나 질병 또는 상실에 대한 망상’을 포함하고 있다[16]. 본 연구대상자들은 이러한 관념 영역에 대해 부재(absent)에 채점이 된 경우가 많아서 평균 점수가 낮게 나타나 무감동 점수와 음의 상관관계를 보였다. 이러한 결과는 본 연구대상자들의 대부분이 의사소통이 어려운 치매 환자이므로 관념 영역에 대한 표현이 부재했기 때문에 나타난 결과로 생각된다. 또한, CSDD의 신체 영역과 일주기 영역은 무감동과의 상관관계에서 통계적으로 유의미하지 않았는데 이는 우울의 신체 영역은 무감동과 연관성을 보이지 않다는 선행연구결과와 일치하는 결과이다[12]. 그러나 박정원 등[26]의 연구결과에 따르면 무감동은 우울증과는 상관없이 나타날 수 있으므로 우울의 한 증상으로써 무감동을 이해하거나, 무감동과 우울을 혼동하지 말고 구분하여 관리해야 한다. 치매 환자의 우울증 치료는 약물치료를 동반한 자아존중감을 향상할 수 있는 간호중재에 초점을 두어야 하지만[27], 치매 환자의 무감동 증상을 관리하기 위해서는 조기 진단을 통해 증상의 악화를 막기 위한 자극제공과 반응을 표현할 수 있는 중재 프로그램과 같은 기회를 제공하여 기능의 유지를 격려해야 한다[28].
판별 타당도 검증을 위해 삶의 질 도구인 K QoL-AD와 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구 간의 상관관계 분석결과는 통계적으로 유의한 음의 상관성을 보이는 것으로 나타났다. 치매 환자는 시간이 흐를수록 감소되는 신체의 기능으로 인해 자존감 저하와 우울함이 심해지면서 삶의 질이 저하되고[29] 무감동은 치매 초기부터 나타나기 시작하며 질병이 진행될수록 심해진다[30]. 이러한 결과는 무감동 정도의 심각성과 삶의 질의 감소는 치매의 악화과정에 나타난다는 공통점이 있다는 점을 시사하며 무감동 정도와 치매 환자의 삶의 질과의 관련성을 확인하는 결과로써 의미가 있다.
본 연구에서 무감동 측정도구의 전체 Cronbach’s ⍺값은 .95로 확인되어 국내 치매 환자의 무감동 정도를 측정하는데 내적 일관성의 신뢰도를 가진 도구임이 검증되었다. 또한, 본 연구에서는 검사자 간 일치도와 검사-재검사 일치도의 상관분석 결과를 제시하여 도구의 신뢰도를 공고히 하였다. 케어의 질 향상을 위해서는 임상적으로 표출된 환자의 증상뿐만 아니라 무감동처럼 반응이 감소한 증상을 조기에 파악하는 것이 중요하다. 이를 통하여 환자 삶의 질을 관리하기 위한 중재 프로그램과 직접 간호 서비스, 환자의 기능 유지와 증진에 초점을 둔 적절한 간호를 제공할 수 있기 때문이다.
본 연구를 통해 타당도와 신뢰도가 검증된 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구는 치매 환자의 무감동 증상을 평가하는 도구로 활용될 수 있다. 그러나 본 연구에서는 편의 표집을 통한 대상자 모집에 따른 측정 오차의 가능성이 있다는 제한점이 존재한다. 또 준거 타당도를 검증하지 못한 제한점이 있는데 이는 치매 환자에 대해 널리 타당성을 인정받은 무감동 도구가 부재하기 때문이었다.
이러한 연구의 한계점에도 불구하고 본 도구는 구성 타당도와 선행도구와의 수렴 타당도 및 판별 타당도 검증뿐 아니라 문항 내적 일관성, 검사자 간 신뢰도와 검사-재검사 신뢰도를 수행하는 등 다각적 측면에서 타당도와 신뢰도를 확보했다는 것에 의미가 있다. 또한, 본 연구의 도구는 축약형 도구이기에 측정이 간편하여 치매 환자가 있는 병원이나 장기요양시설 등 임상 실무에서의 적용이 쉬울 것으로 기대한다.
결 론
본 연구는 Lueken 등[9]이 개발한 치매 환자용 단축형 무감동 측정도구(AES-10)를 우리나라 실정에 맞게 번안하고 국내 치매 환자에게 적용하여 타당도와 신뢰도를 검증하기 위해 시행되었다. 문항 분석, 타당도 및 신뢰도 평가 결과, 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구는 단일요인구조로 나타났으며 타당도와 신뢰도가 적합하다고 확인되었다. AES-10은 30점 이상이면 무감동 증상이 있고 점수가 높을수 록 무감동 정도가 심하다고 판단하지만 본 연구에서는 무감동을 판단할 수 있는 절단 점수를 산정하기 위한 ROC (Receiver Operating Characteristic) curve 계산이나 특이도와 민감도 검사를 시행하지 않아 추후 연구를 통해 한국어판 단축형 치매 환자의 무감동 측정도구의 절단 점을 찾아야 할 것을 제언한다.
실무적 측면에서 본 연구는 점차 증가하고 있는 국내 치매환자들에게 무감동 정도를 평가하여 증상에 따른 적절한 간호서비스를 제공하도록 도움을 줄 것이다. 연구적 측면에서 본 연구결과는 무감동 증상을 관리할 수 있는 중재 프로그램 개발을 위한 기초자료의 역할을 할 수 있을 것으로 기대한다. 또한, 본 도구는 10문항의 간결한 측정도구로 실무자의 관찰과 평가로 무감동 정도를 측정할 수 있다는 장점이 있어 치매 환자들이 있는 다양한 임상 환경에서 활용될 수 있을 것으로 생각한다.
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