[논문]불면증 변증도구 신뢰도와 타당도 평가 및 심리검사와의 상관성에 대한 초기연구

정진형; 이지윤; 김주연; 김시연; 강위창; 임정화; 김보경; 정인철

doi:10.7231/jon.2020.31.1.001

불면증 변증도구 신뢰도와 타당도 평가 및 심리검사와의 상관성에 대한 초기연구
A Pilot Study of Evaluating the Reliability and Validity of Pattern Identification Tool for Insomnia and Analyzing Correlation with Psychological Tests 원문보기

동의신경정신과학회지 = Journal of oriental neuropsychiatry, v.31 no.1, 2020년, pp.1 - 12

정진형 (대전대학교 한의과대학 한방신경정신과) , 이지윤 (대전대학교 한의과대학 한방신경정신과) , 김주연 (대전대학교 한의과대학 한방신경정신과) , 김시연 (대전대학교 둔산한방병원 임상연구센터) , 강위창 (대전대학교 리버럴아츠칼리지 통계학과) , 임정화 (부산대학교 한의학전문대학원 한방신경정신과) , 김보경 (부산대학교 한의학전문대학원 한방신경정신과) , 정인철 (대전대학교 둔산한방병원 임상연구센터)

Abstract ▼ AI-Helper

Objectives: The purpose of this study was to evaluate the reliability and validity of the instrument on pattern identification for insomnia (PIT-Insomnia) and verify the correlation between PIT-Insomnia and psychological tests. Methods: Two evaluators examined the pattern identification of the participants who met insomnia disorder diagnostic criteria of the Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorder, Fifth Edition (DSM-5) and took the Insomnia Severity Index (ISI) score over 15 once manually and twice using the PIT-Insomnia to measure the inter-rater and test-retest reliability. We also conducted the following surveys: the Pittsburgh Sleep Quality Index (PSQI), the Korean version of Beck's depression inventory (K-BDI), the Korean version of the State-Trait Anxiety Inventory (STAI-K), the Korean Symptom checklist-95 (KSCL-95), and the EuroQol-5 dimension (EQ-5D), to measure concurrent validity and correlation between the PTI-Insomnia and psychological tests. Results: 1. The test-retest reliability analysis of the pattern identification results showed moderate agreement, and test-retest reliability analysis of each pattern identification score showed agreements from poor to moderate. 2. The inter-rater reliability analysis of the pattern identification results via manual showed slight agreement, when analysis was performed with calibration, the inter-rater reliability analysis of the pattern identification results via manual showed fair agreement. 3. The concordance analysis between results via manual and the PIT-Insomnia showed poor agreement, when the analysis was performed with calibration, concordance analysis showed fair agreement. 4. The concordance analysis between the PIT-Insomnia and the PSQI showed positive linear correlation. 5. The concordance analysis between the PIT-Insomnia and the PSQI, K-BDI, STAI-K, KSCL-95, and EQ-5D showed that non-interaction between the heart and kidney have positive linear correlation with the K-BDI, anxiety item of KSCL-95, dual deficiency of the heart-spleen have positive linear correlation with somatization item of KSCL-95, paranoia item of KSCL-95, heart deficiency with timidity have positive linear correlation with stress vulnerability item of KSCL-95, parania item of KSCL-95, phlegm-fire harassing the heart have positive linear correlation with K-BDI, paranoia item of KSCL-95, depressed liver qi transforming into fire have positive linear correlation with the anxiety item of KSCL-95, parania item of KSCL-95, all pattern identification have negative linear correlation with EQ-5D. Conclusions: The PIT-Insomnia has moderate agreement of reliability and reflects the severity of insomnia since it has some concurrent validity with the PSQI. There are some correlations between the PTI-Insomnia with specific psychological tests, so we could suggest it can be used appropriately in the clinical situation.

주제어

표/그림 (10)

그림 Fig. 1. Flow chart of the study.
표 Table 1. Description of the Result of Instrument on Pattern Identifications and Psychological tests
표 Table 2. Reliability Analysis of Classification of the Pattern Identification Tool-Insomnia through the Kappa Analysis and Percentage of Agreement
표 Table 3. Reliability Analysis of Classification of the Pattern Identification Tool-Insomnia Score through Intraclass Correlation
표 Table 4. Concordance Analysis of Classification of the Pattern Identification via Assessors through the Kappa Analysis and Percentage of Agreement
표 Table 5. Concordance Analysis of Classification of the Pattern Identification Tool-Insomnia through the Kappa Analysis and Percentage of Agreement
표 Table 6. Validity Analysis between Classification Score of the Pattern Identification and PSQI Score through the Pearson Correlation Coefficient Analysis
표 Table 7. Pearson Correlation Coefficient Analysis between Pattern Identification Tool-Insomnia and Psychological Tests
표 Table 7. Continued 1
표 Table 7. Continued 2

AI 본문요약
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문제 정의

본 연구팀은 2016년 불면의 변증도구의 개발을 위해 문헌 고찰 및 전문가 합의를 통해 자기보고식의 의 초안을 개발하였고21), 이 도구의 신뢰도, 타당도를 검증하고 불면 관련 심리검사들과의 상관성을 확인하기 위하여 본 연구가 진행되었다.
불면증 증상에 해당하는 7개 문항을 통하여 불면증의 진단 및 정도를 선별하기 위해 고안되었다. 설문지 작성에 4∼ 5분 정도 소요되며 각 항목의 답변에 해당하는 점수를 합하여 전체 점수를 구한다.
이에 본 연구팀은 불면증 변증도구의 신뢰도, 타당도를 평가하기 위한 초기연구로서, 불면 환자 38명을 대상으로 와 불면 관련 심리검사를 평가하는 임상 연구를 수행하여 약간의 지견을 얻었기에 보고하는 바이다.

제안 방법

방문 1에 1년 이상의 임상경력이 있는 한의사 A가 진찰을 통해 등록된 대상자들에게 전통적인 방법으로 변증을 시행하였다. 다음으로 설문을 진행하고, 이어 활력 징후 측정, PSQI, K-BDI, STAI-K, KSCL-95 및 EQ-5D의 순으로 검사를 실시하였다. 다시 1년 이상의 임상 경력이 있는 한의사 B가 동일한 방식으로 전통적인 변증을 시행하였다.
방문 1에 1년 이상의 임상경력이 있는 한의사 A가 진찰을 통해 등록된 대상자들에게 전통적인 방법으로 변증을 시행하였다. 다음으로 설문을 진행하고, 이어 활력 징후 측정, PSQI, K-BDI, STAI-K, KSCL-95 및 EQ-5D의 순으로 검사를 실시하였다.
변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(N=24)를 보정하여 검사 간 일치도를 분석하였다. 카파계수는 0.
38) 일치 수준이었다(Table 5).변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(N=27)를 보정하여 단순 카파 분석을 시행하였다. 한의사 A의 변증 진단과의 카파계수는 -0.
변증도구의 타당도를 확인하기 위해서 카파계수를 사용 하여 두 한의사 변증 진단과 변증도구의 일치도를 분석하였다. 두 한의사 변증 진단의 일치도의 경우, 대상자 38명을 대상으로 시행한 분석에서는 각각 나쁨(한의사 A), 보통(한 의사 B)의 일치 수준을 보였고, 변증 분류 중 최우세 변증점 수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(27명)를 보정한 분석에서 역시 각각 나쁨(한의사 A), 보통(한의사 B)의 일치 수준을 보였다.
불면의 심각도를 평가하는 PSQI 점수와 변증 점수의 상관관계를 분석(N=38)하였다.
선정 방문일에 선정제외기준을 확인하여 등록할 수 있는 경우는 같은 날 방문 1의 평가항목인 변증도구 평가, 심리검사 등을 시행하였고, 당일 선정제외기준을 확인할 수 없는 경우는 1주일 이내에 선정여부 및 첫 번째 방문 일정을 대상자에게 공지하였다.
연구 담당자 및 책임자는 ‘대상자 동의서’에 동의한 대상자에 대하여, 인구학적 조사, 병력 조사, 질환 기초 정보, 검사실 검사 결과, 활력 징후 확인, ISI 검사 점수 확인 등의 스크리닝을 통해 선정, 제외 기준을 확인함으로써 대상자 적합여부를 평가하였다.
의 신뢰도를 평가하기 위하여 먼저 ‘변증 분류’와 ‘변증 점수’를 분석하였다.
<불면증 변증도구>의 신뢰도와 타당도 평가 및 관련 심리 검사와의 상관성을 평가하기 위해 DSM-5 불면장애 진단기 준에 부합하면서 ISI 검사 15점 이상인 38명의 대상자에게 변증도구 설문과 불면증 관련 심리검사를 실시하여 분석한 바, 다음과 같은 결과를 얻었다.
카파계수를 사용하여 두 한의사의 전통적 변증 진단 간 일치도를 분석하였다. 대상자 38명을 대상으로 시행한 분석 에서는 약간의 일치를 보였으며, <불면증 변증도구>의 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우 로만 분석 대상 수(27명)를 보정한 분석에서는 보통의 일치 수준을 보였다.
피어슨 상관계수를 사 용하여 의 5가지 변증유형과 K-BDI, STAI-K, KSCL-95, EQ-5D와의 상관성을 분석해보았다.

대상 데이터

IRB에 승인을 받은 내용을 홍보문으로 작성하였고, 원내외 배너, 전단지 비치, 임상시험센터 인터넷 홈페이지 전화, 이메일을 통한 온라인 공고 등의 방법으로 대상자를 모집하였다.
만 19세 이상 65세 미만의 남녀로, DSM-5 불면장애 진단기준을 만족하고 ISI 점수가 15점 이상이며, 본 임상연구의 목적 및 방법에 대한 설명을 들은 후 대상자 동의서에 서명한 자로 하였다.
본 연구는 D 대학교 D 한방병원 임상시험센터에서 DSM-5 불면 장애 진단기준을 만족하면서 수면 척도(Insomnia Severity Index, ISI) 점수가 15점 이상인 38명을 대상으로 하였다.
선정된 대상자 38명 중 34명이 연구를 완료하였다. 그 중 모든 변증 점수가 100점으로 변증 분류를 할 수 없었던 두 사례를 제외한 32명을 대상으로 방문 1, 2의 검사 간 변증 분류 일치도를 분석하기 위해 단순 카파분석(Simple kappa analysis)을 시행한 결과, 카파계수는 0.

데이터처리

의 타당도와, 변증도구 항목별 점수와 심리검사들 간의 상관성은 피어슨 상관계수에 근거하여 평가하였다. 급내상관계수 분석은 SPSS (IBM^Ⓡ SPSS^Ⓡ Statistics, Ver. 25)를 사용하였으며 나머지 분석은 SAS (SAS Ver. 9.4, SAS^Ⓡ institute) 를 사용하였다.
방문 1, 2의 검사간 각 변증 점수의 차이를 급내상관계수²⁹⁾를 사용하여 분석하였다. 심신불교의 단일 측도 추정값은 0.
방문 1에 실시한 의 각 변증 점수와 K-BDI, STAI-K, KSCL-95, EQ-5D 점수의 상관성을 피어슨 상관계수를 이용하여 평가하여 상관성의 순위대로 정리하였다(Table 7).
방문 1의 변증 점수와 PSQI 점수를 피어슨 상관계수(pearson coefficient)를 이용하여 분석하였다. 상관계수는 각각 심신불교 0.
변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수를 보정하여(N=24) 급내상관계수를 분석하였다. 심신불교의 단일 측도 추정값은 0.
우선 변증도구를 사용하여 산출된 각 변증별 점수에서 가장 높은 점수로 도출된 변증 분류의 검사-재검사 신뢰도를 평가하였다. 방문 2까지 연구를 완료한 대상자 32명을 대상으로 한 분석에서는 보통의 일치 수준을 보였으며, 변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(24명)를 보정한 분석에서도 보통의 일치 수준을 보였다.
진단의 검사-재검사 신뢰도와, 한의사의 전통적 변증 진단의 평가자 간 일치도는 코헨의 단순 카파계수(Cohen’s simple kappa coefficient)로 평가하였고, 각 변증유형별 점수의 검사-재검사 신뢰도는 단일 평가자의 절대 일치도를 2원 혼합모형(a single rater, absolute-agreement, 2-way mixed-effects model)에서 계산한 급내상관계수(Intraclass correlation coefficient)를 이용하여 분석하였다.
첫 번째 방문 시에 시행한 한의사 A와 B의 변증 진단과 변증도구 변증 분류 간의 일치도를 단순 카파분석을 사용하여 평가하였다.

이론/모형

진단의 검사-재검사 신뢰도와, 한의사의 전통적 변증 진단의 평가자 간 일치도는 코헨의 단순 카파계수(Cohen’s simple kappa coefficient)로 평가하였고, 각 변증유형별 점수의 검사-재검사 신뢰도는 단일 평가자의 절대 일치도를 2원 혼합모형(a single rater, absolute-agreement, 2-way mixed-effects model)에서 계산한 급내상관계수(Intraclass correlation coefficient)를 이용하여 분석하였다. 의 타당도와, 변증도구 항목별 점수와 심리검사들 간의 상관성은 피어슨 상관계수에 근거하여 평가하였다. 급내상관계수 분석은 SPSS (IBM^Ⓡ SPSS^Ⓡ Statistics, Ver.
방문 2까지 연구를 완료한 대상자 32명을 대상으로 한 분석에서는 보통의 일치 수준을 보였으며, 변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(24명)를 보정한 분석에서도 보통의 일치 수준을 보였다. 최우세값과 차우세 값의 차이를 고려한 분석은 이전 우울증 변증도구의 신뢰도, 타당도 연구를 할 때 도구의 신뢰도를 세분하여 확인하기 위해 사용했던 방법으로 이번 연구에도 적용하여 분석했다³²⁾.

성능/효과

1. 카파계수를 사용하여 분석한 변증 분류의 검사-재검 사 신뢰도에서는 ‘보통’의 상관성이 있었으며, 급내상관계수 를 이용한 변증 점수의 검사-재검사 신뢰도에서는 변증별 ‘나쁜’ 수준에서 ‘보통 수준’의 신뢰성을 보였다.
2. 카파계수를 사용하여 분석한 한의사 전통적 변증과 도 구의 변증 분류 간의 일치도는 ‘나쁜’ 혹은 ‘보통’의 일치 수준을 보였다.
3. 피어슨 상관계수를 사용하여 와 PSQI의 상관성을 분석하였을 때 모든 변증유형에서 ‘뚜렷한 양’의 선형관계를 보였다.
4. 피어슨 상관계수를 사용하여 와 K-BDI, STAI-K, KSCL-95, EQ-5D와의 상관성을 분석하 였을 때, 심신불교의 경우 K-BDI, KSCL-95의 불안척도와 뚜렷한 양의 선형관계를, EQ-5D와는 뚜렷한 음의 선형관 계를, 심비양허의 경우 KSCL-95 척도의 신체화척도, 편집 증척도와 뚜렷한 선형관계를, EQ-5D와는 뚜렷한 음의 선 형관계를, 심담허겁의 경우 KSCL-95 척도의 스트레스 취약 성 척도, 편집증척도와 뚜렷한 선형관계를, EQ-5D와는 뚜렷한 음의 선형관계를, 담화요심의 경우 K-BDI, KSCL-95 척도의 편집증척도, 신체화척도와 뚜렷한 양의 선형관계를, 간울화화의 경우 KSCL-95 척도의 불안척도, 편집증척도와 뚜렷한 양의 선형관계를, EQ-5D와는 뚜렷한 음의 선형관계를 보였다.
<불면증 변증도구>가 불면의 심각도를 적절히 반영할 수 있는지를 평가하기 위해, 의 변증 점수와 PSQI 점수와의 상관성을 피어슨 상관계수를 통해 분석하였는데 모든 변증 유형에서 뚜렷한 양의 선형관계를 나타냈고 특히 심신불교가 가장 강한 상관성을 보였다. 이 결과는 <불면증 변증도구>가 한의학적인 유형을 구별하는 도구로 고안되었지만, 각 변증 점수 그 자체가 불면장애의 심각도를 일정 부분 반영하고 있고, 그 중에서도 심신불교 유형이 불면 증의 심각도를 가장 잘 반영한다는 것을 보여준다.
간울화화 변증과 심리검사와의 상관성을 비교하였을 때, EQ-5D (-0.62), KSCL_ANX (0.53), KSCL_SOM (0.52) 순으로 상관성이 높았다.
그 중 모든 변증 점수가 100점으로 변증 분류를 할 수 없었던 두 사례를 제외한 32명을 대상으로 방문 1, 2의 검사 간 변증 분류 일치도를 분석하기 위해 단순 카파분석(Simple kappa analysis)을 시행한 결과, 카파계수는 0.23 (SE: 0.10, 95% CI: 0.04∼0.41)으로 ‘보통(fair)’ 28) (percentage of agreement: 12/32=0.38) 수준이었다.
담화요심 변증과 심리검사와의 상관성을 비교하였을 때, KSCL_PAR (0.71), K-BDI (0.67), KSCL_SOM (0.62) 순으로 상관성이 높았다.
대상자 38명을 대상으로 시행한 분석 에서는 약간의 일치를 보였으며, 의 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우 로만 분석 대상 수(27명)를 보정한 분석에서는 보통의 일치 수준을 보였다.
변증도구의 타당도를 확인하기 위해서 카파계수를 사용 하여 두 한의사 변증 진단과 변증도구의 일치도를 분석하였다. 두 한의사 변증 진단의 일치도의 경우, 대상자 38명을 대상으로 시행한 분석에서는 각각 나쁨(한의사 A), 보통(한 의사 B)의 일치 수준을 보였고, 변증 분류 중 최우세 변증점 수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(27명)를 보정한 분석에서 역시 각각 나쁨(한의사 A), 보통(한의사 B)의 일치 수준을 보였다. 전체적으로 직관적 변증과 변증도구의 변증 결과의 일치도가 높지 않았다는 것을 알 수 있는데, 이는 한의사의 임상적 숙련도에 따라 전통적 변증결과가 달라졌거나, 두 가지 이상의 변증의 특성을 함께 나타내는 대상자가 많았기 때문일 수가 있다.
향후 본 연구에서 나타난 대상자의 변증유형 비율을 고려하여 대상자수를 산출하여 확증적 연구를 실시할 계획 이다. 둘째, 변증점수를 도출할 때 사용되는 임상지표 가중 치의 적절성이 임상적으로 충분히 평가가 충분히 되지 못했다. 변증도구를 개선하기 위하여 최 등이 진행한 연구³³)에서 볼 수 있듯이 각 문항에 있어 가중치와 증상의 발현율과 상 관관계를 통해 변증도구 항목의 가중치를 재평가하고, 개선 하기 위한 후속 연구가 필요하다.
전체적으로 직관적 변증과 변증도구의 변증 결과의 일치도가 높지 않았다는 것을 알 수 있는데, 이는 한의사의 임상적 숙련도에 따라 전통적 변증결과가 달라졌거나, 두 가지 이상의 변증의 특성을 함께 나타내는 대상자가 많았기 때문일 수가 있다. 따라서 변증유형을 한가지로 확정하는 진단방법 보다 각 변증유형 의 우세 여부를 확인하는 형태로 도구를 활용하는 것이 더 타당할 것으로 보인다.
방문 1의 변증 점수와 PSQI 점수는 모두 ‘뚜렷한 양의 선형관계’ 수준의 상관성이 있었고, 가장 큰 상관성을 나타낸 변증유형은 심신 불교였다(Table 6).
우선 변증도구를 사용하여 산출된 각 변증별 점수에서 가장 높은 점수로 도출된 변증 분류의 검사-재검사 신뢰도를 평가하였다. 방문 2까지 연구를 완료한 대상자 32명을 대상으로 한 분석에서는 보통의 일치 수준을 보였으며, 변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(24명)를 보정한 분석에서도 보통의 일치 수준을 보였다. 최우세값과 차우세 값의 차이를 고려한 분석은 이전 우울증 변증도구의 신뢰도, 타당도 연구를 할 때 도구의 신뢰도를 세분하여 확인하기 위해 사용했던 방법으로 이번 연구에도 적용하여 분석했다³²⁾.
변증도구에서 산출된 각 변증별의 변증 점수를 급내상관 계수를 사용하여 도구의 검사-재검사 신뢰도를 평가하였을 때는 심신불교의 경우 나쁜 수준, 심비양허의 경우 보통 수 준, 심담허겁의 경우 나쁜 수준, 담화요심의 경우 보통 수준, 간울화화의 경우 보통 수준의 일치도를 확인하였다. 변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이 상인 경우로만 분석 대상 수(24명)를 보정한 분석에서는 심신불교의 경우 나쁜 수준, 심비양허의 경우 보통 수준, 심담 허겁의 경우 보통 수준, 담화요심의 경우 보통 수준, 간울화 화의 경우 보통 수준의 일치도를 확인하였다.
변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이상인 경우로만 분석 대상 수(N=27)를 보정하여 일치도를 분석하였을 때, 카파계수는 0.24 (SE: 0.12, 95% CI: 0.01∼0.47)로 ‘보통(fair)’ (percentage of agreement: 11/27=0.41) 일치 수준이었다(Table 4).
변증도구에서 산출된 각 변증별의 변증 점수를 급내상관 계수를 사용하여 도구의 검사-재검사 신뢰도를 평가하였을 때는 심신불교의 경우 나쁜 수준, 심비양허의 경우 보통 수 준, 심담허겁의 경우 나쁜 수준, 담화요심의 경우 보통 수준, 간울화화의 경우 보통 수준의 일치도를 확인하였다. 변증 분류 중 최우세 변증점수와 차우세 변증점수의 차이가 3점 이 상인 경우로만 분석 대상 수(24명)를 보정한 분석에서는 심신불교의 경우 나쁜 수준, 심비양허의 경우 보통 수준, 심담 허겁의 경우 보통 수준, 담화요심의 경우 보통 수준, 간울화 화의 경우 보통 수준의 일치도를 확인하였다.
변증도구의 변증 분류와 한의사 A의 변증 진단과의 카파 계수는 -0.02 (SE: 0.08, 95% CI: -0.18∼0.14)으로 ‘나쁨 (poor)’ (percentage of agreement: 8/37=0.19) 일치 수준, 한의사 B의 변증 진단과의 카파계수는 0.22 (SE: 0.0891, 95% CI: 0.05∼0.40)으로 ‘보통(fair)’ (percentage of agreement: 14/37=0.38) 일치 수준이었다(Table 5).
본 검사는 95문항으로 구성되어 15분∼20분의 짧은 시간 안에 검사 실시 및 결과처리까지 완료할 수 있다.
방문 1의 변증 점수와 PSQI 점수를 피어슨 상관계수(pearson coefficient)를 이용하여 분석하였다. 상관계수는 각각 심신불교 0.50, 심비양허 0.31, 심담허겁 0.46, 담화요심 0.49, 간울화화 0.46였다. 방문 1의 변증 점수와 PSQI 점수는 모두 ‘뚜렷한 양의 선형관계’ 수준의 상관성이 있었고, 가장 큰 상관성을 나타낸 변증유형은 심신 불교였다(Table 6).
변증도구를 개선하기 위하여 최 등이 진행한 연구³³)에서 볼 수 있듯이 각 문항에 있어 가중치와 증상의 발현율과 상 관관계를 통해 변증도구 항목의 가중치를 재평가하고, 개선 하기 위한 후속 연구가 필요하다. 셋째, 각 임상지표를 설명 하는 한글 표현이 다소 모호한 것도 검사의 일관성을 충분하 게 확보하지 못하는 한 요인일 수 있다. 따라서 사용자 관점 에서 임상지표에 대한 한글표현을 수정하여 후속 연구를 진행할 필요가 있다.
심담허겁 변증과 심리검사와의 상관성을 비교하였을 때, EQ-5D (-0.71), KSCL_PAR (0.71), KSCL_STV (0.64) 순으로 상관성이 높았다.
심비양허 변증과 심리검사와의 상관성을 비교하였을 때, KSCL_SOM (0.69), EQ-5D (-0.69), KSCL_PAR (0.66) 순으로 상관성이 높았다.
심신불교 변증과 심리검사와의 상관성을 비교하였을 때, KSCL_ANX (0.61), EQ-5D (-0.61), K-BDI (0.59) 순으로 상관성이 높았다.
심신불교의 단일 측도 추정값은 0.45 (95% CI: 0.15~0.68)로 ‘나쁨(poor)’, 심비양허의 단일 측도 추정값은 0.52 (95% CI: 0.23∼0.72)로 ‘보통(moderate)’, 심담허겁의 단일 측도 추정값은 0.49 (95% CI: 0.19∼0.71)로 ‘나쁨(poor)’, 담화요심의 단일 측도 추정값 은 0.53 (95% CI: 0.23∼0.73)으로 ‘보통(moderate)’, 간울 화화의 단일 측도 추정값은 0.52 (95% CI: 0.22∼0.73)로 ‘보통(moderate)’ 수준이었다(Table 3).
이 결과는 가 한의학적인 유형을 구별하는 도구로 고안되었지만, 각 변증 점수 그 자체가 불면장애의 심각도를 일정 부분 반영하고 있고, 그 중에서도 심신불교 유형이 불면 증의 심각도를 가장 잘 반영한다는 것을 보여준다.
임상 한의사가 전통적 방법으로 실시한 변증의 일치도를 확인해 보고자, 방문 1에 시행한 한의사 A와 B의 변증 진단 평가에 대하여 단순 카파분석을 시행하였다(N=38), 카파계수는 0.16 (SE: 0.1, 95% CI: -0.03∼0.35)으로 ‘약간(slight)’ (percentage of agreement: 13/38=0.34) 일치 수준이었다.
한의사 A의 변증 진단과의 카파계수는 -0.07 (SE: 0.96, 95% CI: -0.26∼0.12)으로 ‘나쁨(poor)’ (percentage of agreement: 5/27=0.19) 일치 수준, 한의사 B의 변증 진단과의 카파계수는 0.21 (SE: 0.10, 95% CI: 0.01∼0.40)로 ‘보통(fair)’ (percentage of agreement: 10/27=0.37) 일치 수준이었다(Table 5).

후속연구

셋째, 각 임상지표를 설명 하는 한글 표현이 다소 모호한 것도 검사의 일관성을 충분하 게 확보하지 못하는 한 요인일 수 있다. 따라서 사용자 관점 에서 임상지표에 대한 한글표현을 수정하여 후속 연구를 진행할 필요가 있다. 넷째, <불면증 변증도구>는 자가 보고식으로 제작이 되어 대상자의 답변에 대한 일관성을 충분하게 통제할 수 없었다.
둘째, 변증점수를 도출할 때 사용되는 임상지표 가중 치의 적절성이 임상적으로 충분히 평가가 충분히 되지 못했다. 변증도구를 개선하기 위하여 최 등이 진행한 연구³³)에서 볼 수 있듯이 각 문항에 있어 가중치와 증상의 발현율과 상 관관계를 통해 변증도구 항목의 가중치를 재평가하고, 개선 하기 위한 후속 연구가 필요하다. 셋째, 각 임상지표를 설명 하는 한글 표현이 다소 모호한 것도 검사의 일관성을 충분하 게 확보하지 못하는 한 요인일 수 있다.
본 연구는 <불면증 변증도구>의 신뢰도, 타당도를 확보하기 위한 표준화 연구를 실시하기 전에 실시한 파일럿 연구로서, <불면증 변증도구>의 변증유형, 임상지표 등에 대한 수 정 근거와 유형별 상관성이 강한 심리검사의 정보를 확인했 다는 데에 의의가 있다. 본 연구의 결과와 한계점을 근거로 하여 도구의 수정안을 제작하고 확정적인 표준화 연구를 실시해야 할 것이다.
첫째, 32명을 대상 으로 총 5가지의 변증 분류에 대한 검사-재검사 신뢰도를 파악하는 과정에서 대상자의 분포가 적어 정확한 분석이 어 려웠다. 향후 본 연구에서 나타난 대상자의 변증유형 비율을 고려하여 대상자수를 산출하여 확증적 연구를 실시할 계획 이다. 둘째, 변증점수를 도출할 때 사용되는 임상지표 가중 치의 적절성이 임상적으로 충분히 평가가 충분히 되지 못했다.

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	불면 장애는 언제 진단되는가?	불면은 독립적으로 발생하기도 하지만, 내과적인 질환이나 주요우울장애와 같은 정신 질환 및 통증질환의 경우에서도 동반된다. 이러한 불면이 일주일에 3회 이상, 적어도 3개월 이상 지속되어 사회적, 직업적, 또는 다른 중요한 기능 영역에서 임상적으로 현저한 고통이나 손상을 동반하는 경우에는 불면 장애(Insomnia disorder)로 진단할 수 있다3).
	한의학에서는 불면 장애을 무엇으로 변증하여 치료하는가?	일시적인 수면의 불편과는 달리 불면 장애는 적어도 한 주에 3회 이상 시간 동안 3개월 이상 증상이 지속되는 경우에 진단할 수 있다3). 한의학에서는 이를 不眠의 범주로 보고 있으며, 사결불수(思結不睡), 영혈부족(營血不足), 음허내열(陰虛內熱), 심담허겁(心膽虛怯), 담연울결(痰涎鬱結), 위중불화(胃中不和)와 같이 변증하여 치료하고 있다7).
	불면은 어떤 경우를 의미하는가?	불면(Insomnia)은 수면의 양과 질의 불만족감이 수면 개시 및 유지의 어려움과 동반되는 경우를 의미하며, 전세계 성인의 33% 정도가 경험한다1,2). 불면은 독립적으로 발생하기도 하지만, 내과적인 질환이나 주요우울장애와 같은 정신 질환 및 통증질환의 경우에서도 동반된다.

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용어 설명: PCR은 세균 특이성이 있는 primer를 이용하여 적은 수의 세균이 있을지라도 쉽게 검출할 수 있는 유용한 방법이며, 이를 이용하여 구강 내 치면세균막이나 타액에서 직접 세균을 검출할 수 있게 되었다[8].

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