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문제 정의
- 본 연구는 Duong 등[7, 14]이 개발한 HLS-SF12를 한국어로 번역하고, 국내 성인에게 적용하여 타당도와 신뢰도를 검증하기 위한 방법론적 연구이다.
- 본 연구는 건강정보이해능력을 평가하기 위해 한국어판 단축형 건강정보이해능력 측정도구(HLS-SF-K12)의 신뢰도와 타당도를 평가하였다. HLS-SF-K12는 측정 개념을 다양한 측면으로 포함한 포괄적인 도구이다.
- 종합적인 이해능력을 우선 확인하는 것이 필요하다. 본 연구에서는 포괄적이나 간편한 한국어판 단축형 건강정보이해능력 측정도구(HLS-SF-K12)를 마련하고 신뢰도와 타당도를 확인하였다.
- 본 연구의 목적은 Duong 등[7, 14]이 개발한 건강정보이해능력 측정도구를 한국어로 번역하고, 국내 성인을 대상으로 신뢰도와 타당도를 검증하는 것이다.
- 이에 본 연구는 Duong 등[7, 14]이 개발한 HLS-SF12를 한국어로 번안하여 한국어판 단축형 건강정보이해능력 측정도구 (the Korean version of Short-Form Health Literacy Scale, HLS-SF-K12)의 신뢰도와 타당도를 검증하고자 수행하였다.
제안 방법
- HLS-SF-K12의 문항이 도구의 구성개념을 일관되게 측정하는가를 확인하는 문항의 수렴타당도 검증을 위해 3가지 조건을 확인하였다. 먼저 모든 문항의 표준화 요인부하량(β)은 .
- 신뢰도를 검증하였다. 검사-재검사 신뢰도는 1차 자료수집 시점에서 추후 병원 재방문이 있는 동일한 연구대상자에게 2차 만남을 설명하고 재검사에 동의한 30명의 성인을 대상으로 하였으며, 첫 번째 자료수집 후 2~4주 사이에[22] E 대학교병원에서 다시 만나 재검사를 시행하였다.
- 구성타당도는 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis, CFA)과 집단타당도(known groups validity), 문항의 수렴-판별타당도를 통해 검증하였다. HLS-SF12는 원 도구개발 당시 구성타당도 검증을 통해 도출된 하위개념이 존재하므로 이와 같은 경우 다른 언어로 번역하여 검증할 때 탐색적 요인분석보다는 확인적 요인분석을 시행하는 것이 적당하다고 보고되었다[19].
- 내용타당도가 검증된 HLS-SF-K12에 대한 문항의 이해도, 응답의 용이성을 점검하기 위해 D시에 위치한 E 대학교병원에 방문한 15명의 성인 환자 및 보호자에게 연구에 대한 설명을 하고, 동의를 얻어 예비조사를 진행하였다. 대상자의 평균연령은 44.
- 일차 번역은 간호학 전공자로서 영어권 국가에서 5년 이상 근무한 경험이 있고, 한국어와 영어 이 중 언어 사용자에게 의뢰하였다. 다음으로 연구자들이 모여 번역된 도구의 명확성, 표현과 어휘의 적절성에 대하여 검토 후 수정 ․ 보완하였다. 한국어로 번역된 문항을 원 도구를 본적이 없는 미국에서 간호사로 근무한 경험자이고, 영어와 한국어에 능통한 간호학과 교수에게 역 번역을 의뢰하였다.
- 도구의 문항들이 건강정보이해능력을 측정하는데 적합한가에 대하여 ‘매우 그렇다’(4점)부터 ‘매우 그렇지 않다’(1점) 까지 4점 척도로 평가하도록 하였으며, 결과를 내용타당도 지수 (Content Validity Index, CVI)로 산출하였다. HLS-SF-K12의 내용 타당도를 검증한 결과 12문항 모두 문항 내용타당도 지수 (Item-CVI)가 1.
- ) 결과값을 통해 검증하였다. 문항의 판별타당도 또한 3가지 방법으로 검증하였다. 첫 번째는 ‘AVE값이 상관계수의 제곱보다 모두 크면 판별타당도가 확보된 것으로 평가할 수 있다.
- 연구의 목적과 내용, 연구 윤리와 자료수집방법 등 연구 과정에 관한 정보를 구두로 설명하였고 연구의 결과는 연구목적으로만 사용되며 연구에 불참하더라도 어떠한 불이익도 없음을 알렸다. 설문지와는 별도로 작성된 연구 안내문과 서면동의서를 배부하였고 연구참여에 자발적으로 동의한 대상자로부터 서면동의서에 서명을 받은 후 연구를 진행하였다.
- 는 기준[20]을 근거로 하였고, 두 번째는 ‘상관계수 값에서 표준오차 x2 값을 더하거나 뺀 값의 범위가 1을 포함하지 않아야 한다’ 는 표준오차추정구간을 통해 평가하는 방법[20]으로 검증하였다. 세번째는 상관관계에 대한 HTMT (Heterotrait-monotrait) 비율 분석방법을 사용하였다. HTMT 비율 분석방법은 ‘속성 내의 상관관계 평균에 대한 속성 간의 상관관계 평균의 비율’ 을 계산하는 방법이며, 이전에 사용되어왔던 판별타당도 검증 방법의 낮은 민감성 문제를 보완하여 최근 발표된 새로운 방법 [21]이다.
- 50 이상으로 나타나 문항이 해당 요인에 타당한 것으로 확인되었다. 이에 따라 3개 요인, 12문항으로 구성된 HLS-SF-K12의 모델 적합성을 확인하였다. 연구결과 절대 적합도 지수인 x2=109.
- HLS-SF12는 원 도구개발 당시 구성타당도 검증을 통해 도출된 하위개념이 존재하므로 이와 같은 경우 다른 언어로 번역하여 검증할 때 탐색적 요인분석보다는 확인적 요인분석을 시행하는 것이 적당하다고 보고되었다[19]. 이에 따라 본 연구에서는 원 도구의 각 하위 범주와 구성 문항에 대한 구조방정식을 제시하는 확인적 요인분석을 시행하였다. 문항의 수렴타당도 검증은 첫째 요인부하량을 확인하였고, 둘째는 평균분산추출(Average Variance Extracted, AVE), 셋째로 개념신뢰도(Construct Reliability, C.
- HTMT 비율 분석방법은 ‘속성 내의 상관관계 평균에 대한 속성 간의 상관관계 평균의 비율’ 을 계산하는 방법이며, 이전에 사용되어왔던 판별타당도 검증 방법의 낮은 민감성 문제를 보완하여 최근 발표된 새로운 방법 [21]이다. 집단 타당도 검증은 건강정보이해능력의 차이가 예상되는 두 집단 이상을 선정하여 도구를 적용한 후 차이를 확인하기 위하여 선행연구결과를 근거로 연령[8, 9]과 교육수준 [8, 9]에 따른 건강정보이해능력의 차이를 비교분석 하였다.
- 5%로 나타나 교육수준이 높을수록 천장효과 비율이 높은 것으로 나타났다. 천장효과가 기준치 이상일 경우 문항의 삭제를 고려하여야 하나 해당 문항들은 건강정보이해능력의 측정에 타당한 주요 문항임을 고려하여 문항을 제거하지 않고 신뢰도와 타당도 검증을 진행하였다.
- 하위요인간의 상관성이 낮으면 요인별로 독립성을 갖고 있음을 검증하는 문항-판별타당도는 3가지 조건을 충족하는지 확인하였다. 첫 번째로 ‘AVE값이 상관계수의 제곱보다 모두 크면 판별 타당도가 확보된 것으로 평가’하는 기준을 만족하는지 검증한 결과 잠재변수 간 상관계수 제곱값의 범위는 .
대상 데이터
- 표본크기 산정은 구성 타당도검증 시 확인적 요인분석에 필요한 최소 150명 이상을 제안[16] 하는 점을 근거로 하였고 탈락률을 고려하여 210부를 배포하여 수거하였으며 수집된 자료 210부 중 기준에 부합되지 않는 자료 1부와 자료 누락이 많은 5부를 제외하여 204명의 자료가 분석에 사용되었다. 검사-재검사 신뢰도는 30명 이상~50명 미만이면 안정성 신뢰도 분석에 필요한 표본크기가 양호한 수준임을 근거하여[17] 편의 표출한 30명을 대상으로 수집된 자료를 사용하였다.
- 번역된 도구의 내용타당도는 간호학 교수 2인, 간호사 근무경력 10년 이상인 간호사 3인, 총 5인의 전문가에 의해 검증하였다. 도구의 문항들이 건강정보이해능력을 측정하는데 적합한가에 대하여 ‘매우 그렇다’(4점)부터 ‘매우 그렇지 않다’(1점) 까지 4점 척도로 평가하도록 하였으며, 결과를 내용타당도 지수 (Content Validity Index, CVI)로 산출하였다.
- 본 연구는 D시 소재 E대학교병원과 S시 소재 E 종합병원을 방문한 자 중 의사소통이 가능한 만 20세 이상에서 65세 미만의 환자, 보호자 그리고 기타 사유로 병원을 방문한 성인 총 204 명의 대상자를 편의 표본추출 하였으며, 자료수집기간은 2019 년 7월부터 2019년 8월까지이다. 표본크기 산정은 구성 타당도검증 시 확인적 요인분석에 필요한 최소 150명 이상을 제안[16] 하는 점을 근거로 하였고 탈락률을 고려하여 210부를 배포하여 수거하였으며 수집된 자료 210부 중 기준에 부합되지 않는 자료 1부와 자료 누락이 많은 5부를 제외하여 204명의 자료가 분석에 사용되었다.
- 본 연구에 참여한 대상자 총 204명 중 여성은 145명(71.1%), 남성은 59명(28.9%)으로 여성의 비율이 더 높았다. 연령은 60~64세가 51명(25.
- 7월부터 2019년 8월까지이다. 표본크기 산정은 구성 타당도검증 시 확인적 요인분석에 필요한 최소 150명 이상을 제안[16] 하는 점을 근거로 하였고 탈락률을 고려하여 210부를 배포하여 수거하였으며 수집된 자료 210부 중 기준에 부합되지 않는 자료 1부와 자료 누락이 많은 5부를 제외하여 204명의 자료가 분석에 사용되었다. 검사-재검사 신뢰도는 30명 이상~50명 미만이면 안정성 신뢰도 분석에 필요한 표본크기가 양호한 수준임을 근거하여[17] 편의 표출한 30명을 대상으로 수집된 자료를 사용하였다.
데이터처리
- HLS-SF-K12의 구성타당도는 확인적 요인분석을 통해 검증하였다. 확인적 요인분석결과 각 요인에 해당되는 문항의 표준화 계수는 모두 .
- HLS-SF-K12의 타당도 검증은 구성타당도를 통해 검증하였다. 구성타당도는 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis, CFA)과 집단타당도(known groups validity), 문항의 수렴-판별타당도를 통해 검증하였다.
- 0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 기술통계로 분석하였고, 구성타당도는 확인적 요인분석(CFA)과 최대우도법을 이용하였다. 모형의 적합도를 평가하는 방법으로 x2 검증방법과 적합도지수를 이용하는 방법이 있다.
- 문항분석을 위해 각 문항과 각 요인의 평균과 표준편차를 측정하였고, 왜도와 첨도를 확인하여 정규성 여부를 평가하였다. 그 결과 문항의 평균점수는 2.
- 이에 따라 본 연구에서는 원 도구의 각 하위 범주와 구성 문항에 대한 구조방정식을 제시하는 확인적 요인분석을 시행하였다. 문항의 수렴타당도 검증은 첫째 요인부하량을 확인하였고, 둘째는 평균분산추출(Average Variance Extracted, AVE), 셋째로 개념신뢰도(Construct Reliability, C.R.) 결과값을 통해 검증하였다. 문항의 판별타당도 또한 3가지 방법으로 검증하였다.
- 본 연구에서는 절대적합도 지수로 Goodness of Fit Index (GFI), Root Mean Square Residual (RMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) 을, 증분적합도 지수로 Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Incremental Fit Index (IFI)를 확인하였다. 문항의 수렴타당도 검증은 표준화요인부하량, 개념신뢰도 (C.R.), 평균분산추출(AVE) 결과값을 통해 검증하였다. 문항의 판별타당도는 상관계수와 AVE 값을 이용하여 확인하였다.
- ), 평균분산추출(AVE) 결과값을 통해 검증하였다. 문항의 판별타당도는 상관계수와 AVE 값을 이용하여 확인하였다. 집단타당도는 연령별, 교육수준별 건강정보이해능력 차이를 일원 배치 분산분석을 통해 검증하였다.
- 신뢰도 검증은 내적일관성과 도구의 안정성 확보를 위한 검사-재검사 신뢰도를 검증하였다. 검사-재검사 신뢰도는 1차 자료수집 시점에서 추후 병원 재방문이 있는 동일한 연구대상자에게 2차 만남을 설명하고 재검사에 동의한 30명의 성인을 대상으로 하였으며, 첫 번째 자료수집 후 2~4주 사이에[22] E 대학교병원에서 다시 만나 재검사를 시행하였다.
- 집단타당도는 연령별, 교육수준별 건강정보이해능력 차이를 일원 배치 분산분석을 통해 검증하였다. 신뢰도는 내적 일관성을 확인할 수 있는 Cronbach’s ⍺값을 산출하였으며 검사-재검사 신뢰도는 급내상관계수(intraclass correlation coefficient) [23]를 이용하여 분석하였다.
- 문항의 판별타당도는 상관계수와 AVE 값을 이용하여 확인하였다. 집단타당도는 연령별, 교육수준별 건강정보이해능력 차이를 일원 배치 분산분석을 통해 검증하였다. 신뢰도는 내적 일관성을 확인할 수 있는 Cronbach’s ⍺값을 산출하였으며 검사-재검사 신뢰도는 급내상관계수(intraclass correlation coefficient) [23]를 이용하여 분석하였다.
이론/모형
- 도구 번안을 진행하였다. HLS-SF12 측정도구의 번역은 이중 번역 방법인 번역-역 번역 절차[18]를 적용하여 시행하였다. 일차 번역은 간호학 전공자로서 영어권 국가에서 5년 이상 근무한 경험이 있고, 한국어와 영어 이 중 언어 사용자에게 의뢰하였다.
- 절대적합도 지수는 수집된 자료와 연구모델이 부합되는 정도를 절대적으로 평가하는 지수이며, 증분적합도 지수는 구조 방정식 모델과 변수 간 상관을 설정하지 않은 모델을 비교하여 얼마나 정확하게 측정되었는지를 나타내는 지수로 특정지수만으로 모형의 적합성을 판단하기 어려워 여러 적합도 지수를 함께 고려해야 한다[20]. 본 연구에서는 절대적합도 지수로 Goodness of Fit Index (GFI), Root Mean Square Residual (RMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) 을, 증분적합도 지수로 Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Incremental Fit Index (IFI)를 확인하였다. 문항의 수렴타당도 검증은 표준화요인부하량, 개념신뢰도 (C.
성능/효과
- 도구의 문항들이 건강정보이해능력을 측정하는데 적합한가에 대하여 ‘매우 그렇다’(4점)부터 ‘매우 그렇지 않다’(1점) 까지 4점 척도로 평가하도록 하였으며, 결과를 내용타당도 지수 (Content Validity Index, CVI)로 산출하였다. HLS-SF-K12의 내용 타당도를 검증한 결과 12문항 모두 문항 내용타당도 지수 (Item-CVI)가 1.0이었으며, 척도 내용타당도(Scale-CVI) 또한 1.0으로 확인되었다.
- HLS-SF-K12는 측정 개념을 다양한 측면으로 포함한 포괄적인 도구이다. 각 요인에 포함된 문항의 내적 일관성과 검사-재검사 신뢰도가 충족되어 신뢰도가 수립되었으며 구성타당도, 문항 수렴판별 타당도 등이 만족되어 타당도가 수립되었다. 본 연구과정을 통해 HLS-SF-K12는 성인을 대상으로 건강정보이해능력을 간편하게 평가할 수 있는 도구로 활용될 수 있다고 본다.
- 001). 교육수준별 건강정보이해능력을 비교한 결과는 중학교 졸업 이하에서 평균 29.85±6.04점, 고등학교 졸업 33.62±6.16점, 대학 졸업 이상은 37.18±6.72점으로, 교육수준이 높은 군이 낮은 군보다 HLS-SF-K12의 평균점수가 통계적으로 유의하게 높아 (F=18.08, p<.001) 가설이 검증되었다(Table 4).
- 이 과정에서 번역자와 역 번역자 간에는 상호독립성을 유지하였다. 다음으로 간호학 전공 교수 2 인과 역 번역자가 함께 원 도구와 비교하며, 번역된 도구의 문항 의미 차이가 없는지, 표현의 모호함이나 문화적 차이로 왜곡 등의 문제가 없는지 확인하였으며, 원 도구에 사용된 단어 중 ‘ambulance’는 구급차보다는 119구급차로 번역하여 사용하는 것이 타당할 것으로 합의하였다. 이에 최종 한국어 번역본을 완성하였다.
- 60으로 상관계수의 제곱값이 각 요인의 AVE값보다 커서 조건을 만족하지 못하였다. 두 번째로 '상관계수 값에서 표준오차에 2를 곱한 값을 더하거나 뺀 값의 범위가 1을 포함하지 않아야 한다'는 기준을 확인한 결과 모든 요인 관계의 값이 범위 안에 1을 포함하지 않아 기준을 충족하였다. 마지막으로 상관관계에 대한 비율 분석방법으로 검증한 결과 HTMT 값은 .
- 첫째, 종속변수의 결과가 너무 상한선에 머물러 있어 독립변수의 효과를 측정하기 어렵다는 것을 의미하며[26], 이는 건강정보이해능력의 차이를 변별하기 어려운 문제를 발생시킨다고 할 수 있다. 둘째, 여러 선행연구에 따르면 교육수준이 높을수록 건강정보이해능력이 유의하게 높은 것으로 나타났는데[6, 8, 9], 본 연구에서 4개의 문항에서 천장효과를 보인 것은 대상자의 48.5%가 대학 졸업 이상, 34.8%가 고등학교 졸업 학력이었던 점과 관련이 있을 것으로 보았으며, 자료분석 결과 교육수준이 높을수록 천장효과 비율이 높은 것으로 나타났다. 또한, 연구대상자가 대학병원 및 종합병원에 방문한 환자 및 보호자, 기타 방문자이므로 이들이 보다 많은 의료정보 및 건강정보에 노출되었을 가능성을 배제할 수 없다.
- 50 이상으로 나타나 각 문항이 해당 요인을 측정하는데 타당하다고 볼 수 있다. 또한 이러한 결과는 HLS-SF-K12가 초기 도구인 47문항의 HLS-EU-Q47에서 12문항으로 축약된 도구임에도 원도구인 HLS-EU-Q47의 이론적 기틀과 포괄적인 구조를 유지하고 있음을 나타낸다. 한편, HLS-EU-Q47의 파생본인 16문항으로 축약된 HLS-EU-Q16[28] 은 4점 척도이나 ‘어려움’과 ‘매우 어려움’은 0점으로, ‘쉬움’과 ‘매우 쉬움’은 1점으로 처리하여 0~16점의 총점 범위를 갖게 되는 채점 방식의 문제가 있었다.
- 두 번째로 '상관계수 값에서 표준오차에 2를 곱한 값을 더하거나 뺀 값의 범위가 1을 포함하지 않아야 한다'는 기준을 확인한 결과 모든 요인 관계의 값이 범위 안에 1을 포함하지 않아 기준을 충족하였다. 마지막으로 상관관계에 대한 비율 분석방법으로 검증한 결과 HTMT 값은 .75~.89로 나타나 HTMT 값이 .90 이하 시 판별 타당도가 검증된다는 기준[24]을 충족하였다(Table 3).
- 번역-역 번역 과정에서 어려운 단어와 의미가 모호한 문항은 없었으며, 내용타당도 검증 결과 12문항 모두 문항 내용 타당도 지수 기준치 .78 이상이었고 척도 내용타당도 또한 기준치 .90 이상을 충족하여[27] 도구의 문항들이 건강정보이해능력을 측정하는데 적합함을 확인하였다. 이 도구는 문항 수가 적을 뿐만 아니라 ‘질병치료에 대한 정보를 얼마나 쉽게 찾을 수 있는지’, ‘치료선택에 대한 장점과 단점을 얼마나 쉽게 판단할 수 있는지’, ‘가족과 친구의 조언을 듣고 얼마나 쉽게 결정하는지’, ‘미디어의 정보를 얼마나 쉽게 이해하는지’와 같은 일상생활에서 필요한 건강정보이해능력을 사정하고 있으며, 문항의 내용이 이해하기 쉽고 명료하다는 장점이 있다.
- 신뢰도 검증 결과를 보면 전체 12문항의 내적일관성은 Cron-bach’s ⍺값이 .89로 신뢰도가 높게 나타났으며, HLS-SF12 개발 당시 전체 문항의 Cronbach’s ⍺값이 .87과 비슷한 수준을 보였다[7]. 이는 HLS-SF-K12의 문항이 전반적으로 이질적인 내용을 포함하지 않아 연구대상자의 응답을 일관성 있게 얻을 수 있는 도구라고 할 수 있다.
- 안정성 신뢰도 검증 결과 급내상관계수(ICC)는 .92(95% CI=.82~.96)였으며, 요인별 급내상관계수(ICC)는 건강관리 .85(95% CI=.69~.93), 질병예방 .80(95% CI=.58~.91), 건강증진 .88(95% CI=.75~.94)로 나타나 도구의 안정성 신뢰도가 검증되었다(Table 5).
- 이에 따라 3개 요인, 12문항으로 구성된 HLS-SF-K12의 모델 적합성을 확인하였다. 연구결과 절대 적합도 지수인 x2=109.19(p<.001), DF=51, Normed x2 (CMIN/DF)=2.14였고, RMR와 RMSEA를 확인한 결과 RMR 은 .04, RMSEA는 .08로 나타났다. Normed x2는 3 미만, RMR 과 RMSEA는 .
- 대학 졸업 이상으로 분류하였다. 연령별 건강정보이해능력의 분석결과 39세 이하의 평균점수는 37.64±7.02점, 40~59 세 34.98±6.21점, 60세 이상 30.86±6.43점으로 나타났으며 연령이 낮은 군이 높은 군 보다 HLS-SF-K12의 건강정보이해능력 평균점수가 통계적으로 유의하게 높았다(F=14.99, p<.001). 교육수준별 건강정보이해능력을 비교한 결과는 중학교 졸업 이하에서 평균 29.
- 0%)이었다. 예비조사 결과 문항은 모두 이해하기 쉽고, 응답하는데 어려움이 없는 것으로 나타나 도구의 수정 없이 최종 번역본을 완성하였다.
- 08 이하 시 적합하다는[20] 기준에서 볼 때 적합한 것으로 판단하였다. 증분적합도 지수로는 CFI, TLI, IFI 로 평가하였으며 모든 항목에서 .90 이상으로 나타났다. CFI, TLI, IFIe 모두 .
- 바닥효과는 30% 이상인 문항이 없었다. 천장효과를 만족하지 못한 4개 문항에 대해 교육수준별 천장효과 비율을 살펴보면 중학교 졸업 이하 14.7~38.2%, 고등학교 졸업 28.2~35.2%, 대학 졸업 이상 36.4~54.5%로 나타나 교육수준이 높을수록 천장효과 비율이 높은 것으로 나타났다. 천장효과가 기준치 이상일 경우 문항의 삭제를 고려하여야 하나 해당 문항들은 건강정보이해능력의 측정에 타당한 주요 문항임을 고려하여 문항을 제거하지 않고 신뢰도와 타당도 검증을 진행하였다.
- 문항의 판별타당도 또한 3가지 방법으로 검증하였다. 첫 번째는 ‘AVE값이 상관계수의 제곱보다 모두 크면 판별타당도가 확보된 것으로 평가할 수 있다. 는 기준[20]을 근거로 하였고, 두 번째는 ‘상관계수 값에서 표준오차 x2 값을 더하거나 뺀 값의 범위가 1을 포함하지 않아야 한다’ 는 표준오차추정구간을 통해 평가하는 방법[20]으로 검증하였다.
- 첫 번째로 ‘AVE값이 상관계수의 제곱보다 모두 크면 판별 타당도가 확보된 것으로 평가’하는 기준을 만족하는지 검증한 결과 잠재변수 간 상관계수 제곱값의 범위는 .52~.73이며 AVE 값의 범위는 .56~.60으로 상관계수의 제곱값이 각 요인의 AVE값보다 커서 조건을 만족하지 못하였다. 두 번째로 '상관계수 값에서 표준오차에 2를 곱한 값을 더하거나 뺀 값의 범위가 1을 포함하지 않아야 한다'는 기준을 확인한 결과 모든 요인 관계의 값이 범위 안에 1을 포함하지 않아 기준을 충족하였다.
- 결과에 대한 해석은 여러 가지를 고려할 수 있다. 첫째, 종속변수의 결과가 너무 상한선에 머물러 있어 독립변수의 효과를 측정하기 어렵다는 것을 의미하며[26], 이는 건강정보이해능력의 차이를 변별하기 어려운 문제를 발생시킨다고 할 수 있다. 둘째, 여러 선행연구에 따르면 교육수준이 높을수록 건강정보이해능력이 유의하게 높은 것으로 나타났는데[6, 8, 9], 본 연구에서 4개의 문항에서 천장효과를 보인 것은 대상자의 48.
- 타당도 검증을 위한 확인적 요인분석에서 원 도구의 하부요인, 즉 건강관리, 질병예방, 건강증진 3개 요인으로 고정하여 확인적 요인분석을 시행한 결과 원 도구와 동일한 요인구조로 만족되었고 매우 적합한 구성타당도를 보였다. 또한 각 요인에 해당되는 문항의 표준화 계수는 모두 .
- 확인적 요인분석결과 각 요인에 해당되는 문항의 표준화 계수는 모두 .50 이상으로 나타나 문항이 해당 요인에 타당한 것으로 확인되었다. 이에 따라 3개 요인, 12문항으로 구성된 HLS-SF-K12의 모델 적합성을 확인하였다.
후속연구
- 우선 실무적 측면에서 대규모 지역사회에서 활용하여 우리나라 성인의 건강정보이해능력 정도가 어느 정도인지 파악하고, 어떤 건강정보를 어렵다고 생각하며, 활용에 어려움을 갖고 있는지 파악할 수 있으며, 그에 따른 건강정보이해능력 향상을 위한 방안을 모색하는데 활용될 수 있다. 교육적 측면에서 건강정보이해능력을 평가하여 대상자별 맞춤형 건강교육을 제공하는데 활용될 수 있을 것이며, 건강정보이해능력 향상을 위한 중재 및 교육훈련 프로그램의 효과를 평가하는데 활용될 수 있을 것이다. 또한 건강정보이해능력과 관련된 다양한 변수들 간의 관련성을 확인하는 후속 연구로 이어질 수 있을 것이며, 건강정보이해능력과 관련된 지속적인 학술적 논의의 확산 및 건강정보이해능력을 향상시키기 위한 자료로 활용될 수 있다.
- 따라서 HLS-SF-K12의 활용도를 증대하기 위해서는 지역사회의 다양한 대상자에게 적용하여 추가적인 평가가 필요하다. 그러나 본 연구에서 신뢰도와 타당도가 체계적으로 검증되어 활용 가능하다고 본다. 우선 실무적 측면에서 대규모 지역사회에서 활용하여 우리나라 성인의 건강정보이해능력 정도가 어느 정도인지 파악하고, 어떤 건강정보를 어렵다고 생각하며, 활용에 어려움을 갖고 있는지 파악할 수 있으며, 그에 따른 건강정보이해능력 향상을 위한 방안을 모색하는데 활용될 수 있다.
- 첫째, 도구의 선택 시 다수의 쉬운 문항이 있음을 인식하고 본 도구가 변별력을 나타낼 수 있는 대상자에게 적용할 것을 제언한다. 둘째, 예측타당도 검증을 통하여 건강정보이해능력이 높고 낮음을 판단할 수 있도록 절단 점(cutoff point)을 제시할 수 있는 연구를 제언한다. 셋째, 건강정보이해능력과 관련된 간호 연구나 중재 프로그램에서 효과를 검증하기 위한 측정도구로 본 도구가 활용될 수 있기를 기대한다.
- 또한, 연구대상자가 대학병원 및 종합병원에 방문한 환자 및 보호자, 기타 방문자이므로 이들이 보다 많은 의료정보 및 건강정보에 노출되었을 가능성을 배제할 수 없다. 따라서 연구자들은 추후 본 도구의 사용에 앞서 천장효과를 보인 4개의 문항의 변별력을 고려하여 대상자에 따른 사용 여부를 결정할 것을 권고하며, 지역사회에서 다양한 대상자를 통해 재검증할 것을 제언한다.
- 교육적 측면에서 건강정보이해능력을 평가하여 대상자별 맞춤형 건강교육을 제공하는데 활용될 수 있을 것이며, 건강정보이해능력 향상을 위한 중재 및 교육훈련 프로그램의 효과를 평가하는데 활용될 수 있을 것이다. 또한 건강정보이해능력과 관련된 다양한 변수들 간의 관련성을 확인하는 후속 연구로 이어질 수 있을 것이며, 건강정보이해능력과 관련된 지속적인 학술적 논의의 확산 및 건강정보이해능력을 향상시키기 위한 자료로 활용될 수 있다.
- HLS-SF12는 이러한 HLS-EU-Q47의 이론적 기틀과 구성을 유지하면서도 문항 수가 적어 측정이 간편하다. 또한, 개발 당시 대만의 외래 환자를 대상으로 검증되었으나 이후 아시아 6개국(대만, 인도네시아, 카자흐스탄, 말레이시아, 미얀마, 베트남)의 15세 이상 일반인을 대상으로 신뢰도와 타당성이 추가 검증된 도구이며[14], 약 설명서 이해능력뿐만 아니라 119구급차를 부를 수 있는 능력, 서로 다른 치료 선택에 대한 장단점 판단능력, 정보 찾기 능력, 스포츠 동호회 혹은 운동 강습 참여 능력 등 실제 일상생활에서 필요로 하는 건강정보이해능력을 측정하고 있어 지역사회에서 일반인을 대상으로 활용하기에 적합할 것으로 생각된다.
- 각 요인에 포함된 문항의 내적 일관성과 검사-재검사 신뢰도가 충족되어 신뢰도가 수립되었으며 구성타당도, 문항 수렴판별 타당도 등이 만족되어 타당도가 수립되었다. 본 연구과정을 통해 HLS-SF-K12는 성인을 대상으로 건강정보이해능력을 간편하게 평가할 수 있는 도구로 활용될 수 있다고 본다. 본 연구의 결과와 논의를 바탕으로 다음과 같이 제언하고자 한다.
- 둘째, 예측타당도 검증을 통하여 건강정보이해능력이 높고 낮음을 판단할 수 있도록 절단 점(cutoff point)을 제시할 수 있는 연구를 제언한다. 셋째, 건강정보이해능력과 관련된 간호 연구나 중재 프로그램에서 효과를 검증하기 위한 측정도구로 본 도구가 활용될 수 있기를 기대한다.
- 그러나 본 연구에서 신뢰도와 타당도가 체계적으로 검증되어 활용 가능하다고 본다. 우선 실무적 측면에서 대규모 지역사회에서 활용하여 우리나라 성인의 건강정보이해능력 정도가 어느 정도인지 파악하고, 어떤 건강정보를 어렵다고 생각하며, 활용에 어려움을 갖고 있는지 파악할 수 있으며, 그에 따른 건강정보이해능력 향상을 위한 방안을 모색하는데 활용될 수 있다. 교육적 측면에서 건강정보이해능력을 평가하여 대상자별 맞춤형 건강교육을 제공하는데 활용될 수 있을 것이며, 건강정보이해능력 향상을 위한 중재 및 교육훈련 프로그램의 효과를 평가하는데 활용될 수 있을 것이다.
- 본 연구의 결과와 논의를 바탕으로 다음과 같이 제언하고자 한다. 첫째, 도구의 선택 시 다수의 쉬운 문항이 있음을 인식하고 본 도구가 변별력을 나타낼 수 있는 대상자에게 적용할 것을 제언한다. 둘째, 예측타당도 검증을 통하여 건강정보이해능력이 높고 낮음을 판단할 수 있도록 절단 점(cutoff point)을 제시할 수 있는 연구를 제언한다.
- 한편, 본 연구의 제한점은 연구대상자를 특정 지역의 대학병원과 종합병원에서 편의표집 하였다는 점이다. 병원에 방문한 대상자들의 경우, 보다 많은 의료정보에 노출되었을 가능성을 배제할 수 없으며, 이는 문항의 천장효과 비율에 영향을 미쳤을 것으로 본다.
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