1. 연구의 필요성

만성폐쇄성폐질환(chronic obstructive pulmonary disease [COPD])은 유해입자나 숙주 인자로 인하여 지속적인 호흡기 증‍상과 기류 제한을 보이는 특징을 갖고 있지만, 일반적으로 예방 및 치료가 가능한 질환이다[1]. COPD는 전 세계적으로 사망 원‍인 3위에 이르고 있으며[2] 국내의 경우도 2019년 기준 65세 이상 COPD의 성인 유병률은 남자 38.8%, 여자 14.9%, 사망원인‍은 8위, 10위를 기록하고 있다[3]. 세계적으로 고령화와 COPD 위험인자에 대한 노출 증가가 지속되어 COPD로 인한 경제적, 사‍회적인 부담이 더욱 증가할 것으로 예상된다[1, 4].

COPD 환자는 호흡곤란, 기침, 가래 등을 포함하는 신체적 증‍상을 경험하고[1] 이와 함께 불안 및 우울과 같은 정신적 증상을 호소하는데[5], 이로 인해 COPD 환자의 삶의 질이 저하된다[6]. 또한 호흡곤란, 피로감 등의 증상으로 인해 신체적 제약이 발생하‍고 이는 다시 사회적 활동 감소 및 사회적 고립으로 이어질 수 있‍다[7]. 따라서 COPD로 인한 신체적, 정신적, 사회적 결과를 예방, 통제 및 관리하기 위해 COPD 환자들은 복잡한 치료요법과 더불‍어 환자 스스로 건강상태를 확인하고 건강행동을 실천하며, 질병‍관리에 대한 기술을 습득하는 등의 자가간호가 필요하다[1, 8, 9, 10, 11, 12].

자가간호는 건강한 상태는 물론 질병 악화상태에서 건강증진 활동과 질병관리를 통해 건강을 유지하는 과정이다[13]. 만성질‍환자인 경우 질병의 악화, 동반질환 발생, 적극적인 치료가 필요‍한 상황 발생과 같은 질병의 진행과정 동안 자가간호 행동을 조절하고 이에 적응하는 것이 필수적이다[13]. COPD 환자의 안정 시 규칙적으로 시행하는 일반적인 자가간호 행동에는 금연, 호흡재활, 신체적 활동 및 운동과 흡입기의 올바른 사용을 포함한 약‍물복용 이행 등이 있다[1, 14]. 그리고 증상 악화 시의 자가간호 행동에는 증상을 관찰하고 휴식을 취하거나 추가적 흡입약물 사‍용, 처방된 항생제 복용 등 행동수칙의 변화를 포함한다[1, 14]. 자가간호 중재는 COPD 환자의 증상을 관리하고 신체적 건강상‍태를 최적화함으로써 일상생활에 요구되는 기능의 손상을 감소시‍키고, 정서적, 사회적 안녕과 삶의 질을 향상시키는 것을 목표로 한다[8]. 자가간호 중재 내용으로는 질병관련 지식, 증상감시 및 증상조절, 전문가와의 상담, 급성 악화 시 행동수칙 등을 포함한‍다[9, 10]. COPD 자가간호 프로그램은 호흡기 관련 입원율을 줄‍이고 삶의 질을 향상시키며[10], 사망률의 감소에도 영향을 미쳤‍다[9, 11]. 그러나 COPD 환자의 자가간호 관련 프로그램의 세부‍내용과 적용방법 등의 중재 간의 이질성, 다양한 대상자 특성 및 결과 측정도구의 문제가 제기되고 있다[1].

특히 자가간호 측정도구는 만성질환자가 건강을 유지하기 위해 자가간호를 수행하는 복잡하고 역동적인 과정적 정보를 제공해 줄 수 있는 의미있는 도구이다[13, 15]. 그러나 COPD 자가간호 측정도구는 COPD 환자의 삶의 질과 같은 환자결과를 측정하는 도구에 비해 개발이 활발하지 않았고 검증도 제대로 이루어지지 못하였다. 그동안 국내연구에 사용된 COPD 자가간호 측정도구‍[16]는 2003년에 개발되어 도구 개발과정 시 이론에 기반하여 개발되지 못했고 간호사가 환자에게 교육시키는 내용을 기반으‍로 개발되어 증상관찰과 증상 악화 시 대처와 같은 COPD 자가‍간호를 측정하기 위한 개념을 모두 포함하였는지에 대한 검증이 이뤄지지 않았다[16]. 또한 The Global Initiative for Chronic Obstructive Lung Disease (GOLD) 가이드라인의 자가관리 지‍침에는 체질량지수가 낮거나 영양실조 환자에 대한 영양보충을 권고하고 있으나 기존 도구에는 음식을 골고루 먹거나, 칼로리가 높은 음식을 먹는 내용 등의 가이드라인과 관련이 없는 일반적인 식습관에 대한 문항이 포함되어 있다[1]. 그리고 최근 COPD 환‍자의 팔의 힘과 지구력을 향상시키고 상지기능 향상 및 일상생활 수행능력에 효과가 지지된 상체 운동[17, 18]이나 급성악화 발생‍률과 사망률에 영향을 주는 신체활동[19, 20]과 관련 문항을 포‍함하고 있지 않다. 이러한 점을 미루어 볼 때 최신 근거기반 실무‍를 반영하면서도 이론 기반 신뢰성과 타당성 있는 COPD 자가간‍호 측정도구의 개발이 필요하다.

이러한 상황에서 Riegel 등[13]의 만성질환 자가간호 중범위이‍론을 기반으로 Matarese 등[15]이 만성폐쇄성폐질환 자가간호도‍구(Self-Care Chronic Obstructive Pulmonary Disease Inventory, SC-COPDI)와 자가간호 자기효능감도구(Chronic Obstructive Pulmonary Disease-Self-Care Self-Efficacy Scale, SCES-COPD)를 이탈리아 환자를 대상으로 개발하고, 미국 환‍자를 대상으로 타당도와 신뢰도를 검증하였다[21]. 만성질환 자‍가간호 중범위이론에 따르면 자가간호는 건강증진과 질병관리를 통한 건강유지 과정으로 정의할 수 있으며, ‘자가간호 유지(self-care maintenance)’, ‘자가간호 관찰(self-care monitoring)’, ‘자‍가간호 관리(self-care management)’의 세 가지 핵심 개념으로 구성된다[13]. ‘자가간호 유지’는 신체적, 정서적으로 건강을 유지‍하기 위한 행동이고, ‘자가간호 관찰’은 스스로 징후와 증상의 변‍화에 대해 관찰하는 과정이며, ‘자가간호 관리’는 질환의 증상과 징후가 발생 시 취하는 행동을 말한다[13]. 이 개념은 COPD 환자‍가 자가간호를 위해 금연, 약물복용, 운동 등의 건강실천 행동을 유지하고, 신체적, 정서적 증상을 모니터링하며, 급성 악화와 같‍은 호흡기 증상이 심해질 때 행동수칙을 실천하는 자가관리의 속‍성과 일치한다[8, 9, 10, 11].

자가간호 자기효능감은 발생 가능한 장애물에도 불구하고 질‍병과 관련된 자가간호 행동을 수행하는 것에 대한 자신감을 말‍한다[13]. 자가간호 자기효능감은 자가간호를 수행하는 데 소비‍되는 에너지양, 인내력, 회복력, 스트레스와 불안, 의사결정 과정‍에 영향을 미쳐 정신적, 신체적 건강결과를 개선시킨다[22]. 자가‍간호 자기효능감이 높을수록 자가간호 수행능력이 높았고‍[13, 15, 22] 자가간호 자기효능감 평가로 자가간호 행동을 예측할 수 있으므로 자가간호와 함께 평가할 필요가 있다[15].

따라서 SC-COPDI와 SCES-COPD의 한국어판 타당성과 신‍뢰성 검증을 통해 국내 COPD 환자의 자가간호 유지, 관찰, 관리‍영역의 자가간호와 자가간호 자기효능감 정도를 파악하고, 환자‍의 결과변수와의 인과관계를 확인하는 데 공헌할 수 있다고 생‍각된다. 또한 국내외 COPD 환자를 대상으로 동일한 도구로 자가‍간호 정도를 파악할 수 있어 국내외적으로 COPD 환자의 자가간‍호 정도를 비교할 수 있다고 생각된다. 이에 본 연구는 국내 COPD 환자의 자가간호, 자가간호 자기효능감 정도를 측정할 수 있도록 SC-COPDI와 SCES-COPD를 한국어로 번안하고 신뢰‍도와 타당도를 검증하고자 한다.

2. 연구의 목적

본 연구의 목적은 COPD 환자의 자가간호와 자가간호에 대한 자기효능감을 측정하는 Matarese 등[15]의 SC-COPDI와 SCES-COPD를 한국어로 번안하고, 한국어판 SC-COPDI와 SCES-COPD의 타당도와 신뢰도를 검증하는 것이다.

1. 연구 설계

본 연구는 도구의 신뢰도와 타당도를 검증하는 방법론적 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 대상자는 COPD를 진단받고, 현재 광주광역시 소재‍의 전남대학교병원 호흡기내과 외래에서 통원치료 중인 자였다. 대상자 선정 기준은 질병의 자가간호 수행 및 실천정도를 확인할 수 있는 COPD를 진단받은 지 6개월 이상인 자, 질병의 중증도‍가 GOLD 2단계 이상인 만 40세 이상 성인 환자를 대상으로 하‍였다. 대상자의 배제 기준은 주진단이 천식이나 심장질환인 경‍우, 최근 6개월 이내에 정신과 약물을 복용 중인 자이다. 도구검‍정을 위한 연구대상자 수는 확인적 요인분석을 위한 측정모델을 포함하는 구조방정식 모형에서 최소 200명 이상의 표본 수가 필‍요한 기준[23]을 고려하였다. 목표 연구대상자 수는 탈락률 20%‍를 고려하여 240명으로 설정하였고, 본 연구에서 241명의 대상‍자가 자발적으로 참여에 동의하였으며 응답이 불충분하거나 중‍도에 설문을 중단한 경우가 없어 최종 연구에 참여한 연구대상‍자 수는 241명이었다.

3. 연구 도구

4. 연구 진행 절차

5. 자료분석 방법

본 연구에서 수집된 자료는 IBM Statistics SPSS ver. 28.0 (IBM Corp., Armonk, NY, USA)과 R 프로그램(version 4.0.2; R Foundation for Statistical Computing, Vienna, Austria)을 사‍용하여 분석하였고, 모든 통계적 분석은 유의수준 .05로 판단하‍였다. 대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를 이용하였으며 기존에 체계적인 이론을 기반으로 개발된 도구의 타당화 과정이므로[25] 탐색적 요인분석은 시행하지 않았다. 모‍형의 적합도를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 시행하였으며 확인적 요인분석을 위한 구조방정식 모형의 적합도는 표준 χ² 지‍수를 산출하였고, Turker–Lewis Index (TLI), comparative fit index (CFI), root mean square error of approximation (RMSEA), standardized root mean-square residual (SRMR) 지수‍를 확인하였다. 모형적합성은 χ² (minimum chi-squared, CMIN)의 p값이 .05 이상, CFI, TLI는 .90 이상이면 적합한 것‍으로 판정하였고[23, 26], RMSEA는 .10 이하이면 적합한 것으로 판정하였다[27]. 모형의 적합도를 개선하기 위해 수정지수‍(Modification Index)를 사용한 공분산을 추가하여 분석하였다. 도구의 집중타당도 검증은 표준화요인 부하량(standardized factor loading), 유의성(critical ratio, C.R), 개념신뢰도(construct reliability, CR), 평균분산 추출(average variance extracted, AVE), 판별타당도는 상관계수와 AVE 값을 이용하여 검증하였다. 구성타당도의 수용 기준은 CR .70, AVE .50 이상이‍나[25], Fornell와 Larcker [28] 기준에 의해 AVE가 .50보다 작‍은 경우 CR이 .60보다 크면 집중타당도를 수용하였다. 판별타당‍도는 AVE 값이 상관계수의 제곱보다 크다는 조건을 만족하는지 확인하였다[25]. 결측값은 최대우도법(maximum likelihood)을 사용하여 처리하였다. 도구 간 상관관계는 Pearson’s correlation으로 검증하였다. 최종 도구의 신뢰도의 내적일관성을 확인하기 위하여 전체 측정도구의 Cronbach’ α 계수를 분석하였다. 신뢰‍도의 수용 기준은 .07 이상이었다[29].

6. 윤리적 고려

연구의 윤리성 확보와 연구대상자의 안전보호를 위해 전남대‍학교병원의 기관생명윤리위원회(Institutional Review Board)의 승인을 받았다(no. CNUH-2020-213). 훈련된 연구보조원 2인‍이 연구설명서 및 동의서를 이용하여 연구의 목적과 방법, 연구‍참여 예상 소요시간, 예상되는 불편 및 부작용, 연구참여에 대한 보상, 개인정보 관리방안에 대해 설명한 후 대상자의 연구참여 동의를 진행하였다. 연구참여는 전적으로 자율적으로 결정하도‍록 하였고 연구에 대해 이해하고 참여에 동의한 대상자에게 서‍면으로 동의서를 받고 연구를 시행하였다. 대상자의 개인정보 보‍호를 위하여 연구대상자의 개인정보에 대한 기록은 기밀유지를 기본으로 하며 이를 코드화하여 연구자료를 통한 개인 신상 확‍인이 불가능하도록 하였다. 연구자료는 패스워드가 걸린 파일에 저장하여 잠금장치가 있는 연구실에 보관하였다. 연구에 참여한 대상자에게 자료수집 후 소정의 선물을 제공하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

대상자의 연령의 범위는 40~89세이었고 60세 이상이 전체의 80.1% (193명)이었으며 남성(73.4%)이 대부분이었다. 흡연상태‍는 금연(46.1%)이나 비흡연 상태(45.6%)였으나 여전히 20명‍(8.3%)은 흡연상태였으며 COPD 진단받은 기간은 평균 6.14년이‍었다. GOLD grade는 2단계(62.7%)가 가장 많았다(Table 1).

Table 1
Sociodemographic and Clinical Characteristics of the Study Participants (N = 241)

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2. 한국어판 SC-COPDI, SCES-COPD 구성타당도 검증

타당성 검증을 위한 조건확인에서 왜도 및 첨도가 정규분포와 유의하게 다른가를 검증하기 위해 표준화값(standardized score, z-score)을 확인하였을 때 C.R 값이 2.47~19.13 범위로 나타나 1.96 이상(p < .05)의 분석 조건을 만족하였다.

확인적 요인분석을 통해 한국판 SC-COPDI와 SCES-COPD‍의 각 도구별 문항의 표준화요인 부하량(β)을 살펴본 결과, SCMES의 ‘치료 이행행동’ 요인을 구성하는 3문항 중 10번 ‘매‍년 독감 백신을 맞는다’와 11번 ‘의료인이 처방한 약을 처방대로 복용한다’ 문항의 표준화요인 부하량 값이 .18, .25로 낮아 ‘치료 이행행동’ 요인을 삭제하였다. SCMOS에서 다른 요인에 교차 적‍재된 4번 ‘호흡곤란이 증가하거나 쌕쌕거리는 숨소리가 나는지를 지켜본다(모니터링한다)’ 문항과 다른 문항들과 공분산 관계를 형성하여 모형적합지수에 영향을 미치는 5번 ‘밤에 호흡하기 어‍려워서 잠에서 깨는지를 지켜본다(모니터링한다)’ 문항을 삭제하‍였다. SCES-COPD에서 다른 요인에 교차 적재된 5번 ‘호흡기질‍환이 악화될 때 증상을 알아챌 수 있다’ 문항을 삭제하였다. SCMOS의 4번 문항과 SCES-COPD의 5번 문항의 교차요인 적‍재값은 각각 .51, .40이었으며 교차요인 적재값이 .40 이상일 경‍우 삭제하였다[30].

문항 삭제 후 모형의 적합도는 Table 2와 같다. 모형적합도를 확인하기 위해 χ² 검증을 할 경우, 표본의 크기가 클수록(n > 200) 연구모형은 기각되기 쉬워 본 연구에서는 χ² 검증에서 표본 크기‍에 의한 영향력을 최소화하기 위한 대안으로 TLI, CFI, RMSEA 모형적합지수를 사용하였다. SCMES의 모형적합지수는 χ² = 49.27 (p = .026), TLI = .95, CFI = .96, RMSEA = .05, SCMOS의 모형적합지수 χ² = 13.56 (p = .094), TLI = .98, CFI = .99, RMSEA = .07로 적합하였다. 그러나 SCMAS의 모형적합도 지수(χ² = 83.05 [p < .001], TLI = .89, CFI = .92, RMSEA = .10)의 TLI 지수, S CES-COPD의 모형적합도 지수‍(χ² = 28.50 [p < .001], TLI = .94, CFI = .97, RMSEA = .10)에‍서 RMSEA 지수가 기준에 부합하지 않아 모델의 적합도를 높이‍기 위해 수정지수를 적용하여 측정모형을 재설계하였다. SCMAS‍의 3번 문항 ‘숨이 막히는 정도가 심해지면 병원에 가서 의료인에‍게 상담한다’와 4번 문항 ‘기침이 심해졌다고 느끼면 병원에 가서 의료인에게 상담한다’ 문항, SCES-COPD의 3번 문항 ‘쉬운 일은 아니지만, 지속적으로 본인의 증상을 확인할 수 있다’와 7번 문항 ‘증상을 완화하기 위해 한 행동들이 효과적이었는지 평가할 수 있다’의 오차항에 공분산을 설정하였다. SCMAS의 3번의 호흡곤‍란과, 4번 문항의 기침은 COPD의 주요 증상이고 증상악화 시 두 증상을 포함한 호흡기 증상이 심해지는 근거[1]로 문항간 상관성‍을 인정하였고, S CES-COPD의 3번과 7번 문항은 자가관찰‍(self-monitoring)을 통해 환자의 증상을 스스로 인지하는 과정‍으로 증상의 조기발견뿐만 아니라 발견된 증상에 대한 행동적 조‍치의 효과, 즉 증상조절 정도를 평가하는 과정이므로[31] 문항 간 상관성을 인정하였으며 수정된 모델적합지수는 모형적합도 기준‍을 충족하였다.

Table 2
Goodness of Fit on SC-COPDI and SCES-COPD

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SCMES 6번, 9번, 12번 문항의 표준화요인 부하량이 다소 낮‍으나(.33~.45) SCMES의 모형적합도 지수가 기준에 충족하였고 6번 ‘호흡을 조절하기 위해 복식 호흡을 하거나 입술 오므리기 호‍흡을 한다’와 9번 ‘일주일에 적어도 1회 이상 다른 사람과 함께하‍는 사회활동에 참여한다’, 12번 ‘밖에 나갈 때와 추울 때면 입과 코를 보호한다’는 각 요인을 설명하는 데 필수적인 내용이므로[1, 11] 분석에 포함하였다. 위 3문항을 제외한 나머지 문항의 표‍준화요인 부하량은 .50~.96으로 최소 기준을 충족하였다.

최종 확인적 요인분석 결과 SCMES의 ‘질병 예방행동’ 4문항, ‘호흡 개선행동’ 3문항, ‘신체활동증진행동’ 3문항, SCMOS의 ‘호‍흡기증상 관찰’ 3문항, ‘비호흡기증상 관찰’ 3문항, SCMAS의 ‘자‍발행동’ 3문항, ‘자문행동’ 5문항, ‘문제 해결행동’ 2문항이 최종 선정되었고, SCES-COPD의 ‘증상관리’ 3문항, ‘치료이행’ 3문항‍이 최종 선정되었다. 한국어판 SC-COPDI, SCES-COPD의 측‍정모형은 Figure 1과 같다.

Figure 1
Graphical representation of the confirmatory factor analysis for the three self-care scales and the self-care self-efficacy scale.

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3. 한국어판 SC-COPDI, SCES-COPD 집중타당도 검증

한국어판 SC-COPDI와 SCES-COPD의 집중타당도는 AVE, CR 값으로 검증하였다. SCMES의 ‘질병예방행동(.41)’, ‘호흡 개선행동(.37)’, ‘신체활동 증진행동(.43)’ 요인, SCMAS의 ‘자발행동‍(.37)’ 요인의 AVE 값이 기준보다 낮았으나, SCMOS와 SCES-COPD는 AVE 값이 .50 이상 값을 만족하였다. CR 값은 SCMES‍의 ‘호흡 개선행동(.62)’, ‘신체활동 증진행동(.67)’ 요인과 SCMAS‍의 ‘자발행동(.64)’ 요인을 제외한 나머지 요인에서 CR 값이 .70 이‍상 값을 만족하였고, SCMOS와 SCES-COPD는 CR 값이 .70 이‍상 값을 만족하였다. 그러나 AVE 값이 .50보다 작은 모든 요인에‍서 CR 값이 .60보다 커 집중타당도가 수용 가능하였다(Table 3).

Table 3
Contents Validity and Convergent Validity of the Korean Version SC-COPDI and SCES-COPD (N = 241)

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4. 한국어판 SC-COPDI, SCES-COPD 판별타당도 검증

한국어판 SC-COPDI와 SCES-COPD의 판별타당도는 ‘AVE 값 > 상관계수의 제곱’의 조건을 만족하는지 확인하였다. SCMES‍의 ‘질병 예방행동’ 요인과 ‘호흡 개선행동’ 요인의 상관계수 제곱‍값(.49)이 각 요인의 AVE 값(.41, .37)보다 커서 조건을 만족하지 못하였으나 나머지 요인에서는 문항의 판별타당도 조건을 만족‍하였다. SCMAS의 ‘자발행동’ 요인과 ‘자문행동’ 요인의 상관계‍수 제곱값(.46)이 ‘자발행동’ 요인의 AVE 값(.37)보다 커서 조건을 만족하지 못하였으나 나머지 요인에서는 문항의 판별타당도 조건을 만족하였다. SCMOS와 SCES-COPD의 요인에서는 판별‍타당도의 조건을 모두 만족하였다(Table 4).

Table 4
Discriminant Validity of the Korean Version SC-COPDI and SCES-COPD (N = 241)

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5. 신뢰도 검증

한국어판 SC-COPDI와 SCES-COPD의 신뢰도 검증은 Cronbach’s α 값으로 검증하였다. SCMES의 Cronbach’s α 값은 .72, SCMOS는 .90, SCMAS는 .81, SCES-COPD의 Cronbach’s α 값은 .85로 신뢰도 수용 기준을 만족하였다.

6. 한국어판 SC-COPDI와 SCES-COPD의 상관관계

한국어판 SC-COPDI로 측정한 자가간호 유지는 자가간호 관찰(r = .50, p < .001), 자가간호 관리 정도(r = .29, p < .001)와 서‍로 유의한 양의 상관관계를 보였으며, 자가간호 관찰도 자가간호 관리 정도(r = .31, p < .001)와 유의한 양의 상관관계를 보였다. SCES-COPD로 측정한 자가간호 자기효능감과 자가간호 유지‍(r = .41, p < .001), 자가간호 관찰(r = .29, p < .001), 자가간호 관‍리(r = .40, p < .001)가 유의한 양의 상관관계를 보였다.