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문제 정의
- 비록 선행연구로 경계정충 진단을 위한 변증도구가 개발되었으나, 신뢰도 및 타당도 검증이 이루어지지 않았기에 실제로 활용하는데 한계가 있다. 이에 본 연구에서는 경계정충 변증도구의 신뢰도와 타당도를 알아보고자, 대전대 대전한방병원과 대전대 둔산한방병원에서 145명의 피험자들을 대상으로 경계정충 변증도구를 이용한 변증 진단을 실시하고 신뢰도와 상관성을 분석하였고, 다소의 지견을 얻었기에 이를 보고하는 바이다.
- 이에 본 연구에서는 145명의 피험자를 대상으로 기존에 개발된 경계정충 변증도구를 활용하여 변증 유형, 증상항목의 신뢰도와 상관성을 분석하였다.
- 본 연구는 의 신뢰도를 평가하고 개선하기 위해 문항분석을 실시한 임상연구이다.
제안 방법
- 피험자는 인터넷(병원 홈페이지, 대전대학교 홈페이지 팝업창), 생활정보지, 지역신문, 포스터를 이용하여 모집하였다. 직접 임상연구센터에 내원하거나 전화를 통하여 내원 일시를 예약한 다음 시험에 참가하도록 하였다.
- 임상시험에 참여를 신청한 지원자에게 임상시험의 목적, 방법, 무작위배정 확률, 발생 가능한 위험이나 불편, 비밀보장, 보상, 중도 포기의 권리 등의 설명을 하고 자유의사에 의해 피험자 동의서에 서면 동의를 하게 한 후 시험에 참여하도록 하였다.
- 동의서에 서명한 지원자를 대상으로 인구학적 조사, 병력 조사, 문진 및 DSM-IV 제1축 장애의 구조화된 임상적 면담, 흉부단순촬영검사, 심전도검사, 임상병리검사 등을 통하여 피험자 선정 및 제외기준에 따라 피험자로 적합한지 평가하였다.
- 연구한의사 A는 방문1의 모든 피험자와 방문2의 피험자 중 홀수번호 해당자에 대하여 변증진단을 실시하였고 연구한의사 B는 방문2의 피험자 중 짝수번호 해당자에 대하여 변증진단을 실시하였다.
- 제안한 변증도구의 신뢰성평가는 검사-재검사(test-retest)법을 사용하여 1, 2차 변증 판정의 일치도는 코헨의 카파(Cohen’s kappa)23) 값으로 평가하였다. 증상발현의 빈도에 불균형이 심한 경우 카파 값으로 신뢰도를 평가하는 데에는 제한점이 있어 각 증상의 1, 2차 조사에서 동일하게 응답한 비율(일치율: concordance rate)을 동시에 제시하였다. 각 변증에서 1, 2차 변증 점수의 신뢰도는 검사-재검사법(Test-retest method)으로 일변량변량효과모형을 적용한 급내상관계수(ICC: Intraclass correlation coefficient)를 사용하여 분석하였다.
- 검사-재검사 방법을 사용하여 각 변증의 증상항목의 일치도를 카파계수로 평가하였다. 또한 증상발현의 빈도에 불균형이 심한 경우 카파 값으로 신뢰도를 평가하는 데에는 제한점이 있어 각 증상의 1, 2차 조사에서 동일하게 응답한 비율(일치율: concordance rate)를 함께 평가하였다.
- 검사-재검사 방법을 사용하여 각 변증의 증상항목의 일치도를 카파계수로 평가하였다. 또한 증상발현의 빈도에 불균형이 심한 경우 카파 값으로 신뢰도를 평가하는 데에는 제한점이 있어 각 증상의 1, 2차 조사에서 동일하게 응답한 비율(일치율: concordance rate)를 함께 평가하였다.
- 1, 2차 변증에서 각 증상의 발현유무 발현율을 평가하였다.
- 변증별로 각 증상에 대한 전문가 가중치와 증상의 발현율 간의 상관성을 평가하였다.
- 전체 신뢰도가 낮기에, 보다 세부적인 분석을 위하여 각 변증별로 신뢰도를 측정하였다. 변증별 점수의 일치도를 급내상관계수(Intraaclass correlation coefficien, ICC)로, 각 변증별 내적 일치도를 Cronbach’s alpha로 분석하였다(Table 2).
- 다음으로는 각 문항(증상)별 검사-재검사 일치도를 평가하였다(Table 3). 그 결과 kappa계수가 0.
- 변증도구 개선을 위한 문항 추가분석으로는 각 항목(증상)의 발현율, 가중치와 발현율의 상관성을 분석하였다(Table 4).
- 4. 각 증상 항목의 신뢰도, 발현율, 가중치와 발현율의 상관성을 분석한 결과를 토대로 경계정충 변증도구를 수정, 제시하였다.
- 2명의 연구한의사(A, B)를 대상으로 기존에 개발된 사용에 대한 사전교육을 실시하였다.
- DSM-IV 제1축 장애의 구조화된 임상적 면담(Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorder, SCID-I)을 통해 범불안장애 진단기준에 부합되어 범불안장애로 진단된 피험자 145명을 대상으로 를 사용하여 변증진단을 실시하였다.
대상 데이터
- 본 연구는 2009년 11월 1일부터 2010년 12월 31일까지 대전대학교 대전한방병원에서, 2010년 7월 1일부터 2010년 12월 31일까지 대전대학교 둔산한방병원에서 임상시험 모집에 참여한 피험자 145명을 대상으로 하였다.
- 피험자는 인터넷(병원 홈페이지, 대전대학교 홈페이지 팝업창), 생활정보지, 지역신문, 포스터를 이용하여 모집하였다. 직접 임상연구센터에 내원하거나 전화를 통하여 내원 일시를 예약한 다음 시험에 참가하도록 하였다.
- 선정 기준은 20세 이상 65세 이하의 남녀로 DSM-IV 제 1축 장애의 구조화된 임상적 면담(Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorder, SCID-I)을 통해 범불안장애 진단기준에 부합한 경우이다.
- DSM-IV 제1축 장애의 구조화된 임상적 면담(Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis I Disorder, SCID-I)을 통해 범불안장애 진단기준에 부합되어 범불안장애로 진단된 피험자 145명을 대상으로 <경계정충 변증도구 가안>를 사용하여 변증진단을 실시하였다. 피험자는 일주일내에 연구센터에 2차례 방문하여 2회의 변증진단을 받았다.
데이터처리
- 제안한 변증도구의 신뢰성평가는 검사-재검사(test-retest)법을 사용하여 1, 2차 변증 판정의 일치도는 코헨의 카파(Cohen’s kappa)23) 값으로 평가하였다.
- 1차 자료로부터 각 변증에서 문항의 내적신뢰도를 Cronbach’s alpha로 평가하였고, 변증도구의 각 문항증상 가중치와 증상 발현율의 상관성은 피어슨 상관계수로 분석하였다.
- 증상발현의 빈도에 불균형이 심한 경우 카파 값으로 신뢰도를 평가하는 데에는 제한점이 있어 각 증상의 1, 2차 조사에서 동일하게 응답한 비율(일치율: concordance rate)을 동시에 제시하였다. 각 변증에서 1, 2차 변증 점수의 신뢰도는 검사-재검사법(Test-retest method)으로 일변량변량효과모형을 적용한 급내상관계수(ICC: Intraclass correlation coefficient)를 사용하여 분석하였다. 1차 자료로부터 각 변증에서 문항의 내적신뢰도를 Cronbach’s alpha로 평가하였고, 변증도구의 각 문항증상 가중치와 증상 발현율의 상관성은 피어슨 상관계수로 분석하였다.
- 1차 자료로부터 각 변증에서 문항의 내적신뢰도를 Cronbach’s alpha로 평가하였고, 변증도구의 각 문항증상 가중치와 증상 발현율의 상관성은 피어슨 상관계수로 분석하였다. 모든 통계분석은 SPSS (IBMⓇ SPSSⓇ Statistics Ver.21)를 사용하였으며, 통계적 유의성은 유의수준 5%로 판단하였다.
- 변증도구의 각 변증에서 문항들의 내적 신뢰도는 크롬바흐의 알파(Cronbach’s alpha) 계수로 평가하였다(Table 2).
- 변증별 점수의 일치도를 급내상관계수(Intraaclass correlation coefficien, ICC)로, 각 변증별 내적 일치도를 Cronbach’s alpha로 분석하였다(Table 2).
- . 경계정충 변증도구의 신뢰도를 평가하기 위해 변증유형과 증상항목의 검사-재검사 일치도 평가를 실시하였다.
성능/효과
- 각 변증에서 변증도구의 일치도를 평가하기 위한 급내상관계수 분석에서는 심혈어조군은 0.368로 ‘약한 수준의 일치도(fair agreement)’를, 나머지 변증군은 0.524-0.659로 ‘보통 수준의 일치도(moderate agreement)’24)를 나타났다(Table 2).
- 총 피험자 145명을 대상으로 평가한 2회의 검사-재검사 변증판정 결과에서 두 시기의 변증 판별 일치율은 52.4%(100×6/145)이었고 Cohen’s kappa 계수로 분석한 변증 도구의 일치도는 0.392이었다(Table 1).
- 변증점수의 일치도를 분석한 결과에서는 심혈어조(0.368)를 제외한 변증에서 0.5 이상의 결과를 보였다. Portney LG24) 등에 따르면, 0.
- 4는 약한 수준의 일치도(fair agreement)로 판단 할 수 있다. 즉, 변증항목 중 심혈어조를 제외한 나머지 변증에서는 변증점수의 일치도가 보통 수준의 일치도(moderate agreement)를 나타냈다. 하지만 내적 일관성을 측정하는 Cronbach’s alpha 분석 결과, 그 계수가 모든 변증에서 0.
- 다음으로는 각 문항(증상)별 검사-재검사 일치도를 평가하였다(Table 3). 그 결과 kappa계수가 0.4 미만으로 moderate에 미치지 못하는 문항들은 두훈(頭暈), 흉민(胸悶), 심계(心悸), 좌와불안(坐臥不安), 선경이노(善驚易怒), 심번흉민(心煩胸悶), 신피핍력(神疲乏力), 불안감(不安感), 불안(不安), 면색불화(面色不華), 순담(脣淡), 심흉비민(心胸痞悶), 소변청장(小便淸長), 소변황적(小便黃赤), 흉민불서(胸悶不舒), 양협창통(兩脇脹痛), 단기천식(短氣喘息), 순갑청자(脣甲靑紫)가 있었고, 모든 변증의 설진(舌診)과 맥진(脈診)이 포함되었다. 설진과 맥진이 일치도가 낮은 이유는 많은 진단 가능성에 비해 문항 구성이 제한적이고, 또한 표준적인 평가지침을 공유하는 것이 어렵다는 점 등으로 사료된다.
- 가중치와 각 증상의 발현율의 상관성을 분석한 결과는 대체적으로 낮거나 혹은 음의 상관관계를 보였다. 따라서 변증도구 수정안을 제작할 때 항목의 삭제나 가중치의 조정이 필요하다고 할 수 있다.
- 2. 변증점수를 급내상관계수로 분석한 결과 심혈어조는 약한 수준의 일치도(fair agreement)를, 나머지 변증에서는 보통 수준의 일치도(moderate agreement)를 보였으나, Cronbach’s alpha분석 결과 계수 0.6 이하로 허용할만한 수준에 미치지 못하는(unacceptable) 결과를 보였다.
- 첫째, 각 문항의 검사-재검사 일치도에서, 보통(moderate)수준에 못 미치는 신뢰도를 보이는 문항들(카파계수값 0.4 미만23))을 삭제한다.
- 셋째, 앞서 제시한 두 가지 기준에 해당되는 문항이라 하더라도, 부여된 가중치가 10 이상인 경우에는 상대적으로 높은 값의 가중치이기에 항목을 삭제하지 않는다. 그러나 연구자회의 등을 통하여 질문의 형태, 평가 기준 등에 대한 논의가 뒤따라야 할 것이다.
- 이상의 세가지 기준을 토대로 하되, 심혈어조(心血瘀阻) 변증의 설자암 유어반어점(舌紫暗 有瘀斑瘀點) 항목은 비록 12.04로 높은 가중치를 보이나 전체적으로 설진 및 맥진의 일치도가 낮은점과 도구의 통일성을 고려하여 삭제하도록 한다.
- 1. 전체 피험자 대상으로 한 변증도구의 검사-재검사 일치도는 kappa계수 0.3919로 약한(fair) 수준이었다.
- 3. 증상항목 신뢰도를 개별적으로 분석한 결과 두훈, 흉민, 심계, 좌와불안, 선경이노, 심번흉민, 신피핍력, 불안감, 불안, 면색불화, 순담, 심흉비민, 소변청장, 소변황적, 흉민불서, 양협창통, 단기천식, 순갑청자 문항에서 kappa계수가 0.4 미만이었다.
후속연구
- 다만, 가중치는 변증도구 개발과정에서, 전문가로 이루어진 자문위원회가 각 증상의 중요도를 평가하고, 이를 토대로 도출된 수치로21), 가중치가 높은 증상은 변증진단에 있어서 임상적으로 중요한 지표라고 추정할 수 있다. 따라서 변증도구를 개선하기 위한 연구에서는 기존의 문항 분석에서 발현율, 일치도 등의 결과값이 적절하지 않더라도, 임상에서 중요한 의의를 가지고 있는 증상항목에 대하여 충분한 논의와 숙고가 필요할 것으로 사료된다.
- 이후 연구에서는 경계정충 변증도구 수정안에 대한 후속 논의가 필요할 것으로 사료되며, 최종안 도출을 위한 타당도, 신뢰도 평가가 필요할 것이다.
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