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문제 정의
- 따라서 본 연구는 과제 지향적 동기, 변화 지향적 동기, 의무적 동기, 외부적 동기, 무동기 등 5개 동기 유형을 도구에 포함시킨 한혜숙과 임난영(2002)의 장애인의 재활동기 측정도구를 타당화시키기 위해 이루어졌다.
- 본 연구는 한혜숙과 임난영(2002)이 개발한 장애인의 재활동기 측정도구의 신뢰성을 인정받고, 타당화시키기 위해 신뢰도, 타당도를 검정하고자 시도되었다.
- 본 연구의 목적은 한혜숙과 임난영(2002)이 개발한 장애인의 재활동기 측정도구의 신뢰도와 타당도를 검정하기 위함이다.
- 하위요인간 상관관계는 5요인간의 상관관계에서 계수와 방향성을 확인함으로써 Deci와 Ryan(1985)이 가정한 자기-결정 연속선의 순서대로 상관관계 구조가 형성되어 있는가를 확인하였다. 즉, 상관관계 구조를 통해 각 요인들이 개념적인 유사성에 의해 배열되어 유사성이 높은 것이라고 생각되는 요인들이 서로 반대되는 개념을 가진 요인들보다 상관관계가 더 높게 나타날 것이라는 예측을 검정하기 위함이다. 장애인의 재활동기 측정도구하위요인들간의 Pearson상관관계는 <표 3>과 같다.
제안 방법
- 강인성 점수와 학습된 무기력 점수를 장애인의 재활동기 점수와 비교하여 동시적 준거타당도를 측정하였고, 그 결과는 과 같다.
- 타당도는 구성타당도, 동시적 준거타당도 차원에서 측정되었다. 구성타당도는 확인적 요인분석과 재활동기 하위요인간의 상관계수를 구하였고, 동시적 준거타당도는 재활동기와 이론적으로 관련개념을 같은 시점에 측정하여 두 도구의 점수에 대한 상관관계를 검사함으로서 사정되었다.
- 또한, 5개의 동기 유형이 자기-결정 개념의 연속선상에 배열될 수 있는가를 검토하기 위해 동기 유형간 상관관계를 확인하였다. Deci와 Ryan(1985)에 따르면, 자기 결정 개념의 연속선에서 인접한 하위요인들은 정적 상관관계가 있으며, 연속선의 반대편에 위치한 하위요인들은 부적 상관관계가 있다고 하였다.
- 이상의 추정치들을 토대로 장애인의 재활동기 측정도구에 대한 요인모형의 경로를 에 제시하였다.
- 하위요인간 상관관계는 5요인간의 상관관계에서 계수와 방향성을 확인함으로써 Deci와 Ryan(1985)이 가정한 자기-결정 연속선의 순서대로 상관관계 구조가 형성되어 있는가를 확인하였다. 즉, 상관관계 구조를 통해 각 요인들이 개념적인 유사성에 의해 배열되어 유사성이 높은 것이라고 생각되는 요인들이 서로 반대되는 개념을 가진 요인들보다 상관관계가 더 높게 나타날 것이라는 예측을 검정하기 위함이다.
- 한혜숙과 임난영(2002)이 개발한 장애인의 재활동기 측정도구의 5개 요인구조를 가설로 하여 확인적 요인분석으로 검정하였다. LISREL 모델추정을 위한 계산방법은 LISREL 8.
대상 데이터
- kr) 중에서 신체의 일부를 잃었거나 지체 기능장애가 있는 장애인이 포함되었다. 450명의 대상으로부터 설문지를 조사하였으나 자료의 정확성에 문제가 있다고 판단되는 9명의 자료를 제외한 441명의 자료를 분석에 이용하였다.
- 이는 중도 장애를 입은 지 2년 정도가 지나야 운동과 감각신경이 안정되고(Waters 등, 1993) 손상 초기에 보였던 극도의 정서적 반응이 시간이 흐름에 따라 장애를 수용하고 안정된 마음을 갖게 되기 때문이다. D보훈병원 입원환자와 G장애인 체육관 이용자중 87명을 대상자로 선정하여 조사하고, 2주 후 퇴원 등의 사유로 자료수집이 불가능한 17명을 제외한 60명을 대상으로 재검사를 실시하였다.
- 개발된 도구의 신뢰도, 타당도를 검정하기 위해 2001년 8월 6일부터 9월 1일까지 18세 이후에 장애인이 된 18세 이상 80세 미만의 지체장애인과 뇌병변 장애인을 대상으로 유의표집하였다. 분석대상은 441명이었다.
- 검사-재검사법을 위한 연구 대상은 내적 타당도에 위협을 줄 수 있는 요인을 최소화시키기 위해서 장애 후 5년 이상 된 사람으로 하였다. 이는 중도 장애를 입은 지 2년 정도가 지나야 운동과 감각신경이 안정되고(Waters 등, 1993) 손상 초기에 보였던 극도의 정서적 반응이 시간이 흐름에 따라 장애를 수용하고 안정된 마음을 갖게 되기 때문이다.
- 확인적 요인분석을 위해 적합한 대상자의 수는 Baldwin(1989)에 따르면 안정적인 연구 결과를 산출하기 위해서는 최소 200명의 대상자들이 필요하고, Bentler(1992)는 측정변수의 수와 표본수의 비율이 1:5가 적당하다고 하였으나, 큰 표본 집단을 이용하는 것이 좋은 연구 결과를 가져올 가능성이 있기 때문에 가능하면 많은 표본을 추출하려고 노력하였다. 본 연구의 대상자 수는 441명이었다.
- 본 연구의 대상자는 18세 이후 질병이나 사고로 중도 장애인이 되어 재활의학과가 있는 양·한방병원의 외래나 입원을 통해 재활 치료를 받거나, 장애인 체육시설이나 복지관의 운동 시설을 이용하는 18세 이상 80세 미만의 지체장애와 뇌병변장애인으로 하였다. 지체장애인은 법정지체장애인(www.
- 개발된 도구의 신뢰도, 타당도를 검정하기 위해 2001년 8월 6일부터 9월 1일까지 18세 이후에 장애인이 된 18세 이상 80세 미만의 지체장애인과 뇌병변 장애인을 대상으로 유의표집하였다. 분석대상은 441명이었다. 자료분석은 신뢰도 검정을 위해 SPSS-PC 9.
- 연구대상자는 441명으로 재활의학과가 있는 양방종합 병원에서 137명(31.0%), 재활전문병원에서 129명(29.3%), 장애인 체육관에서 87명(19.7%), 복지관에서 51명(11.5%), 재활과가 있는 한방종합병원에서 37명(8.4%)을 표집하였다.
- 자료수집은 2001년 8월 6일부터 9월 1일까지 서울, 대전, 경기, 충북, 충남 지역의 재활의학과가 있는 양 · 한방병원, 장애인 체육시설, 복지관에서 연구자와 자료수집방법에 대해 교육을 받은 2명의 조사원이 설문지를 이용하여 실시하였다.
- 본 연구의 대상자는 18세 이후 질병이나 사고로 중도 장애인이 되어 재활의학과가 있는 양·한방병원의 외래나 입원을 통해 재활 치료를 받거나, 장애인 체육시설이나 복지관의 운동 시설을 이용하는 18세 이상 80세 미만의 지체장애와 뇌병변장애인으로 하였다. 지체장애인은 법정지체장애인(www.moleg.go.kr) 중에서 신체의 일부를 잃었거나 지체 기능장애가 있는 장애인이 포함되었다. 450명의 대상으로부터 설문지를 조사하였으나 자료의 정확성에 문제가 있다고 판단되는 9명의 자료를 제외한 441명의 자료를 분석에 이용하였다.
데이터처리
- 1) 대상자의 특성 및 연구변수에 대한 서술적 통계분석을 하였다.
- 2) 재활동기 측정도구의 신뢰도를 검정하기 위해 Cronbach's α계수와 검사-재검사 점수간의 Pearson 적율상관계수를 산출하였다.
- 3) 재활동기 측정도구의 타당도 검정을 위해 하위 요인간 상관관계, 재활동기 점수와 강인성 점수간의 관계, 재활동기 점수와 학습된 무기력 점수간의 관계는 Pearson 적율상관계수를 산출하였다.
- LISREL 8.12a for Windows Program을 이용하여 개발된 재활동기 측정도구의 구성타당도와 요인모형의 부합도 검정을 하였다.
- 타당도는 측정도구가 측정하려는 개념의 속성을 측정하고 있는지를 검토하는 것으로, 확인적 요인분석 (confirmatory factor analysis), 하위요인간의 상관관계, 동시적 준거타당도 방법으로 탐색하였다. 먼저 장애인의 재활동기 측정도구가 5개 동기 유형으로 분류되는 것이 타당하고 적합한가를 확인하기 위해 LISREL 8.12a for Windows Program을 이용하여 확인적 요인 분석을 가중최소자승법의 계산방법으로 분석하였다. 확인적 요인분석은 기존의 이론이나 경험적인 연구결과 내용을 가설의 형식으로 모형화한 후 실제 자료에 의하여 가설의 지지여부를 모형의 부합도 관점에서 분석하기 때문에, 부합도 검정도 가능하면서 특정 개념의 측정에 대한 척도의 타당성 평가에 특히 유용한 분석방법이라고 할 수 있다(조선배, 1996).
- 본 도구의 신뢰도는 안정성을 측정하기 위해 검사-재검사법을 시도하였고 내적 일관성을 보기 위해 Cronbach's alpha 계수를 구하였다.
- 신뢰도 검정은 안정성을 보는 검사-재검사법과 내적 일관성을 보는 Cronbach's Alpha 계수로 측정되었다. 검사-재검사간의 시차는 2주 간격으로 이루어졌으며 두 검사치 간의 상관계수는 r= .
- 분석대상은 441명이었다. 자료분석은 신뢰도 검정을 위해 SPSS-PC 9.0을 이용하여 Cronbach's α계수와 Pearson 적율상관계수를 산출하였고, 타당도를 검정하기 위해 Pearson 적율상관계수와 LISREL 8.12a for Windows Program을 이용하여 확인적 요인분석을 시도하였다.
이론/모형
- 한혜숙과 임난영(2002)이 개발한 장애인의 재활동기 측정도구의 5개 요인구조를 가설로 하여 확인적 요인분석으로 검정하였다. LISREL 모델추정을 위한 계산방법은 LISREL 8.12a for Windows Program을 이용하여 공분산행렬을 자료로 입력하고 가중최소자승법의 계산방법을 이용하였다.
- 본 연구에 이용된 변수의 평균, 표준편차, 최고 값과 최저 값의 점수범위, 왜도, 첨도는 <표 1>과 같다. 대상자의 재활동기 총 점수는 Whitehead(1993)의 역치 기준을 받아 들여 (과제 지향적 동기×3)＋(변화 지향적 동기×2)＋(의무적 동기)(외부적 동기×2)(무동기×3)으로 계산하였다. 그 결과 총 동기 점수의 평균은 68.
- 재활동기 개념과 상반되는 개념인 학습된 무기력을 측정하기 위해 Quinless와 McDermott (1988)가 개발한 Learned Helplessness Scale(LHS)을 김은만(1999) 이 번안한 도구를 사용하였다. 이 도구는 20문항 4점 척도로 점수의 범위는 20~80점이며 점수가 높을수록 학습된 무기력 정도가 높은 것을 나타낸다.
- 재활동기 개념과 유사개념을 측정하는 도구는 Pollock(1986, 1989)의 강인성도구(HRHS)로 이 중 21문항을 선택해서 번안하고 5점 척도로 구성하여 사용하였고, 점수의 범위는 21～105점이다. Pollock(1986) 이 개발한 도구는 40문항, 6점 Likert scale로 구성되어 있고 낮은 점수가 강인성이 있는 것을 나타낸다.
- 확인적 요인분석은 공분산행렬 자료를 가중최소자승법으로 계산하였다. 요인모형과 실증적 자료를 검정한 결과 카이자승치 291.
성능/효과
- 신뢰도 검정은 안정성을 보는 검사-재검사법과 내적 일관성을 보는 Cronbach's Alpha 계수로 측정되었다. 검사-재검사간의 시차는 2주 간격으로 이루어졌으며 두 검사치 간의 상관계수는 r= .928(p< .0001)로서 아주 높은 상관성을 보였으며, 동기 유형별로도 .944～.818의 상관계수를 나타내어, 도구를 반복 사용했을 때 같은 결과를 산출할 수 있는 정도가 매우 높은 안정적인 도구로 나타났다. 재활동기 전체 문항에 대한 Cronbach α계수는 .
- 대상자의 재활동기 총 점수는 Whitehead(1993)의 역치 기준을 받아 들여 (과제 지향적 동기×3)＋(변화 지향적 동기×2)＋(의무적 동기)(외부적 동기×2)(무동기×3)으로 계산하였다. 그 결과 총 동기 점수의 평균은 68.98로 중간 점수보다 약간 높은 동기를 나타내었다. 재활동기 요인별 점수는 과제지향적 동기가 24.
- 그 분석 결과 전반적 합치도는 카이자승치 291.50 (자유도 314, p= .81), GFI .95, AGFI .93, NNFI 1.01, NFI .90, RMSR .042로 요인모형의 타당도가 지지되었다. 각 문항의 요인계수에 대한 t값도 27 문항 모두 통계적 유의수준 .
- Pollock(1986) 이 개발한 도구는 40문항, 6점 Likert scale로 구성되어 있고 낮은 점수가 강인성이 있는 것을 나타낸다. 그러나 본 연구에서는 결과의 명확성을 위해 7개 부정문항을 제외한 나머지 문항을 역으로 환산하여 점수가 높을수록 강인성 정도가 높은 것을 나타내도록 하였다. 도구의 신뢰도는 Pollock(1986)이 개발할 당시 성인 당뇨병 환자를 대상으로 조사한 내적 일관성은 .
- 기초부합지수(GFI : .95), 조정부합치(AGFI : .93), 비표준부합치(NNFI : 1.01), 표준부합지수(NFI : .90) 등은 1에 가까운 크기를 보였으며, 원소간 평균차이(RMSR : .042)는 0에 가까운 값을 보여 자료가 가설적 모형에 부합됨을 나타내었다.
- 동시적 준거타당도에서 재활동기 점수는 유사개념인 강인성 점수와는 r= .451 (p= .000), 반대개념인 학습된 무기력 점수와는 r=-.132(p= .005)로 나타나 구성타당도가 지지되었다.
- 또한 연속선에서 개념상 더 멀리 떨어질수록 Pearson 상관계수의 더 큰 차이를 보여주었다. 따라서 재활동기에 대한 하위요인들 사이의 상관관계는 순서대로의 단일패턴을 형성하며 자기결정 연속선의 개념이 존재하는 것으로 확인되었다.
- 01을 모두 초과하고 있는 것으로 나타났다. 따라서, 과제 지향적 동기요인과 8개 측정변수, 변화 지향적 동기요인과 7개 측정변수, 의무적 동기요인과 4개 측정변수, 외부적 동기요인과 4개 측정변수, 무동기 요인과 4개 측정 사이에 설정된 관계가 유의적으로 입증되어 측정도구의 문항들이 적절히 구성되었음을 나타내었다. 이상의 추정치들을 토대로 장애인의 재활동기 측정도구에 대한 요인모형의 경로를 <그림 1>에 제시하였다.
- 01)와는 부적 상관관계를 나타내었다. 또한 연속선에서 개념상 더 멀리 떨어질수록 Pearson 상관계수의 더 큰 차이를 보여주었다. 따라서 재활동기에 대한 하위요인들 사이의 상관관계는 순서대로의 단일패턴을 형성하며 자기결정 연속선의 개념이 존재하는 것으로 확인되었다.
- Deci와 Ryan(1985)에 따르면, 자기 결정 개념의 연속선에서 인접한 하위요인들은 정적 상관관계가 있으며, 연속선의 반대편에 위치한 하위요인들은 부적 상관관계가 있다고 하였다. 본 연구 결과에서도 과제 지향적 동기는 인접해 있는 변화 지향적 동기와 정적 상관관계를 나타내었고(r= .620, p< .01), 연속선의 반대편에 위치한 무동기(r=-.389, p< .01), 외부적 동기(r=-.128, p< .01)와는 부적 상관관계를 나타내었다. 또한 연속선에서 개념상 더 멀리 떨어질수록 Pearson 상관계수의 더 큰 차이를 보여주었다.
- 신뢰도 검정에 있어서 검사-재검사법으로 검정한 결과, 재활동기 총 문항에 대해 상관계수 r= .928(p< .001)이었고, 내적 일관성 검정에서는 Cronbach's α 계수는 .86으로 나타났다.
- 확인적 요인분석은 공분산행렬 자료를 가중최소자승법으로 계산하였다. 요인모형과 실증적 자료를 검정한 결과 카이자승치 291.50(자유도 314, p= .81), GFI .95, AGFI .93, NNFI 1.01, NFI .90, RMSR .042로 요인모형의 타당도가 지지되었다.
- 이상의 논의에서 살펴본 바와 같이 본 연구는 Deci와 Ryan(1985)의 자기-결정이론과 동기 개념을 재활간호 분야에 적용할 수 있다는 유용성을 확인하였고, 더 나아가 건강행위변화를 위한 중재 모델 개발시 자기결정 개념이 포함되어야 하는 이론적 근거를 제공하였다고 생각 한다. 또한 재활동기 측정도구를 이용하여 장애 발생시 재활동기의 자기 결정 정도를 파악해 낼 수 있으므로 각 대상자의 재활동기 수준에 맞는 간호중재를 제공할 수 있을 것으로 기대하며, 간호중재 전략을 모색하는 연구에도 활용될 수 있을 것이다.
- 장애인의 재활동기 점수와 강인성, 학습된 무기력 점수 사이의 Pearson 적율상관관계에서 재활동기 점수와 강인성 점수는 정적 상관관계(r= .451, p< .01)를, 재활동기 점수와 학습된 무기력 점수간에는 부적 상관관계(r=-.132, p< .01)를 나타내었다.
- 동시준거타당도는 재활동기 점수와 이론적으로 관련개념을 측정하는 척도 점수 사이의 상관관계를 검사함으로서 사정되었다. 재활동기와 강인성간에는 정적 상관관계 (r= .451, p< .01)를, 재활동기와 학습된 무기력간에는 부적 상관관계(r=-.132, p< .01)를 나타내어 본 도구의 타당성이 지지받는 결과를 보였다. 즉, 자기 결정력이 높은 대상자는 학습된 무기력을 덜 경험하고, 강인성과 관련이 있었다.
- 자기 결정이라는 것은 결과에 대해 자기가 통제를 하며, 선택을 경험한다는 것으로, Deci와 Ryan(1985)은 자기 결정 정도에 따라 내재적 동기, 외재적 동기(통합된 조절, 동일시된 조절, 내사된 조절, 외부적 조절), 무동기 등의 3가지로 나누고, 이것이 우리의 행동을 조정한다고 가정하였다. 즉, 내재적 동기와 통합된 조절 동기가 가장 긍정적인 결과를 가져올 것이라 예측할 수 있고, 그 뒤로 내사된 조절 동기, 외부적 조절 동기, 무동기 순으로 점점 부정적인 결과와 관련이 있을 것임을 예상할 수 있다. 그러나 Deci와 Ryan(1987)은 동기는 역동적인 개념이기 때문에 치료 단계의 어느 시점에서 한 가지 동기 유형을 가진 대상자가 상황적 영향에 따라 다른 동기 유형으로 변화할 수 있다고 하였다.
- 첫 번째 검사의 재활동기 점수와 재검사의 재활동기 점수의 관계를 Pearson 적율 상관관계로 산출한 결과 r= .928로 본 도구는 안정성이 높은 것으로 나타났다. 이를 동기 유형별로 분류하여 검사-재검사간의 상관관계를 분석한 결과에서도 과제 지향적 동기 .
- 측정된 변수의 왜도 값은 .023~-.480, 첨도 값은-.161~1.079 범위의 분포를 보여 모두 ±2내에 속해있어 정규분포의 가정이 충족되었다는 지표로 받아들여진다.
후속연구
- 1. 장애인이 재활에 참여하려는 이유가 내면화됨으로서 과제 지향적 동기를 가질 수 있도록 재활동기 속성과 자기 결정 정도를 고려한 간호중재 전략을 모색하는 연구가 필요하다.
- 2. 재활 동기와 동기의 결과 개념인 행위, 인지, 정서 간의 관계에 대한 연구가 필요하다.
- 이상의 논의에서 살펴본 바와 같이 본 연구는 Deci와 Ryan(1985)의 자기-결정이론과 동기 개념을 재활간호 분야에 적용할 수 있다는 유용성을 확인하였고, 더 나아가 건강행위변화를 위한 중재 모델 개발시 자기결정 개념이 포함되어야 하는 이론적 근거를 제공하였다고 생각 한다. 또한 재활동기 측정도구를 이용하여 장애 발생시 재활동기의 자기 결정 정도를 파악해 낼 수 있으므로 각 대상자의 재활동기 수준에 맞는 간호중재를 제공할 수 있을 것으로 기대하며, 간호중재 전략을 모색하는 연구에도 활용될 수 있을 것이다.
- 이상의 결과에서 볼 때 한혜숙과 임난영(2002)이 개발한 장애인의 재활동기 측정도구는 신뢰도와 타당도가 높은 것으로 나타났으며, 본 측정도구를 재활간호의 사정단계에서 효과적으로 이용할 수 있을 것으로 기대된다.
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