서 론
1. 연구의 필요성
욕창은 많은 의료기관이나 요양시설에서 극복되어야 할 주요 건 강문제로 지속적인 관리가 이루어지고 있다. 하지만 최근 연구에서 국내 노인요양병원의 욕창발생률은 평균 11.2%에 달하고[1] 중환자 실과 같은 중증도와 위급도가 높은 환경에서의 욕창발생률은 17.0%에 이르는 것으로 보고된다[2]. 노인인구와 급·만성질환자의 장기입원 등이 증가함에 따라 욕창발생은 지속적으로 환자안전의 핵심 쟁점이 되면서 욕창예방도 꾸준한 관심을 받고 있다. 효과적 인 욕창예방 간호수행을 위해서 간호사들이 욕창에 대한 정확한 지식을 갖추는 것이 매우 중요하지만 욕창예방과 관련한 간호사들 의 지식수준은 51.4%에서 76.2% 정도로[3-6] 높은 편이 아니어서 지 속적인 교육과 지식향상 노력이 필요하다. 일반적으로 욕창예방을 위해서는 관련지식이 많을수록 간호수준이나 욕창예방행위에 대 한 수행 빈도가 높아질 것이라는 가정하에 연구들이 이루어져왔다 [3,7-9]. 하지만, 욕창관련지식과 욕창간호수행도 사이의 상관관계에 대한 연구결과를 보면 양의 상관성을 보고하거나[7], 상관성을 보이 지 않거나[8], 음의 상관성을 보이는 연구[9] 등으로 다양하여 결과 가 일관되지 않았다. 이는 욕창예방지식 측정을 위해 어떤 도구를 활용하였는가에 따라 달라질 수 있으므로 도구 선택 시 주의가 요 구됨을 보여주는 결과이다.
우리나라에서 욕창예방과 발생에 대한 지식측정을 위해 흔히 사 용되는 도구들을 살펴보면 Pieper와 Mott [10]에 의해 개발된 4개 영 역(위험요인, 예방, 분류, 상처) 47개 문항의 도구와 Beitzet 등[11]이 개발한 3개 영역(위험요인, 사정, 치유방법) 32문항으로 구성된 이분 형 척도 도구가 있다. 이들 두 도구는 모두 간호사들을 대상으로 하 여 개발되었으며, Beitzet 등의 도구[11]는 개발 후 다양하게 변용, 축 약, 발췌되어 사용되고 있으나 원 도구의 국내 적용의 타당성을 정 확하게 입증한 연구는 찾기 힘들고, 도구의 신뢰도 역시 연구마다 .40에서 .72까지 다양하게 나타나 국내에서 안정적으로 적용하기에 는 어려움이 예상되었다. Gunningberg 등[12]이 개발한 도구는 위험 사정, 피부관찰, 예방과 치료의 네 가지 영역에 대한 개방형과 폐쇄 형 문항으로 구성되어 있고, 안면타당도로만 규명되었다. Pancorbo-Hildalgo 등[13]이 개발한 욕창예방과 치료에 대한 지식과 실무 (pressure ulcers prevention and treatment: knowledge and practice questionnaire) 측정도구는 스페인 연구자들이 일차의료기관이나 상급병원, 노인장기요양시설에서 근무 중인 간호사들을 대상으로 개발한 것으로 지식 문항(37개)과 예방 및 치료에 관한 수행 문항 (37개)으로 구성되었다. 탐색적 요인분석을 통해 구성타당도를 입 증하였고, .92의 내적일관성이 규명되었다. 이를 우리나라에서도 일 연구자가 국내 타당도와 신뢰도를 검증한 바 있다[14]. 마지막으로 제한적으로 이루어져 온 타당도 및 신뢰도 평가와 선다형 질문이 없는 기존 연구들의 제한점을 토대로 Beeckman 등은 간호사와 간 호대학생을 대상으로 6개 범주 26개 문항으로 구성된 도구를 개발 한 후 고전검사이론에 입각하여 난이도와 변별도를 검증하였고, 내 적일관성과 안정성 측면의 신뢰도를 규명하였다[6]. 현재까지 우리 나라에는 번안되어 활용된 경우가 없으며, 지식도구를 직접 개발 하는 데 있어 참고문헌 정도로만 활용되어 왔다[5].
Beeckman 등[6]의 욕창예방지식도구는 기존 도구와는 달리 선다 형 문항으로 구성되어 간호사에게 보다 정확하고 견고한 지식을 갖 게 하는데 도움을 줄 수 있다. 선다형 문항은 학습자로 하여금 수동 적 방식의 사고구조를 갖게 하고 추측에 의해 정답을 맞출 수 있는 단점을 갖고 있지만, 높은 인지적 수준을 평가할 수 있을 뿐만 아니 라 성취도 수준의 높고 낮음을 효과적으로 판별할 수 있게 한다 [16]. 학습 중간에 평가하는 경우, 문제풀이에서 유발되는 인출 자체 가 기억과 유의미 학습을 강화하고 아는 것과 모르는 것에 대한 판 단을 촉진해서 자기조절학습 역량을 강화하므로[17] 학습 효과 향 상을 가져올 수 있다[18]. 다만 선다형 문항은 선택지가 독립적이면 서도 유사해야 하고, 제시되는 모든 오답이 지식이 없는 다수에 의 해서 선택될 수 있을 정도로 매력적이어야 한다. 또 부정문보다는 긍정문을 사용하는 것이 바람직하다[19]. 선다형으로 개발된 도구 를 실무에 적용한다면 욕창에 대한 정확한 지식 전달과 습득을 보 다 효과적으로 할 수 있을 것이다.
특히 문항특성은 검사이론을 적용하여 분석할 수 있는데 고전 검사이론을 적용하면 문항의 난이도와 변별도가 피험자의 특성에 따라 다르게 추정되지만, 문항반응이론을 적용하면 피험자의 특성 에 영향을 받지 않고 문항특성을 추정할 수 있고, 능력수준에 따른 문항정보함수를 산출할 수 있다[20]. 또한, 고전검사이론에 의하면 개인의 고유한 능력이 있음에도 불구하고 쉬운 검사도구를 사용하 면 피검자의 능력은 과대평가되고 어려운 도구를 사용하면 능력이 과소평가될 수 있지만 문항반응이론은 검사도구의 특성이 피검자 의 능력추정에 영향을 주지 않는다는 장점이 있다[20]. 하지만, 문항 반응이론의 복잡한 계산과 수학적 난해성으로 인해 실제적으로 잘 활용되어 오지 않아 교육학적 측면에서 고전검사이론이 우리에 게 더 익숙한 것이 사실이다. 최근 문항반응이론으로 전환되는 움 직임이 일어나고 있으므로, 간호실무에서 이 두 이론에 대한 결과 를 함께 분석한다면 대상자 특성에서 유발되는 편이부분을 파악할 수 있고, 문항자체가 가지는 특성을 파악하여 실무현장에의 적용 할 수 있을 것으로 사료된다. 이에 본 연구에서는 Beeckman 등[6]이 개발한 욕창예방지식도구의 한국어판 타당도와 신뢰도를 검증하 여 국내 적용에 대한 적합성 여부를 평가하기 위해 수행되었다.
연구 방법
1. 연구 설계
본 연구는 욕창예방지식도구를 한글화하여 고전검사이론과 문 항반응이론에 근거한 문항분석(선택지의 질, 난이도, 변별도)을 수 행하고, 타당도와 신뢰도를 검증하기 위한 방법론적 연구이다.
2. 연구 대상 및 자료 수집
내용타당도를 검증하기 위한 전문가 집단은 Lynn [21]의 근거에 따라 의사와 간호사를 포함한 4인으로 구성하였고 각 문항에 대해 매우 관련있다 4점, 관련있다 3점, 다소 관련있다 2점, 전혀 관련없다 1점의 Likert 4점 척도를 이용하여 타당성을 평가하였다. 도구의 타 당도와 신뢰도 검증을 비롯하여 선택지의 질, 검사이론(고전검사 이론과 문항반응이론)에 근거한 문항분석을 수행하기 위해서 2개 의 대학병원에서 3개월 이상 근무 중인 간호사를 대상으로 하였다. 본 연구도구의 난이도가 낮은 것이 아니어서 상급종합병원 간호사 들을 표적 모집단으로 잡는 것이 보다 적절할 것이라는 판단하에 4 개의 대학병원에 설문수행 가능성을 타진하였으나, 본 도구가 지식 을 측정하는 도구이니만큼 설문조사 허락을 받는 것이 쉽지 않아 2 개의 대학병원에서 근무 중인 간호사만을 대상으로 할 수 있었다. 본 연구에 적용한 구성타당도 검증방법인 상관분석을 위한 최소표 본을 구하기 위해 양측검정일 경우 α =.05일 때 80%의 검정력, 효과 크기(δ) 2.8로 설정하였다[22]. 이에 추정된 모집단 상관계수가 .26으 로 나타나 약 117명의 표본을 필요로 하였으나, 문항반응이론 분석 에서 2-모수 로지스틱 모형을 이용하기 위해서는 250명 이상의 대 상자를 권하였기 때문에[23] 이에 조금 미치지 못하는 240부를 활 용하였다. Test-retest를 검증하기 위해서 본 조사가 시행된 6주 후 연 구에 참여했던 10명의 대상에게 동일한 자료로 조사를 시행하여, 총 자료수집기간은 2017년 3월부터 6월까지 4개월간이었다.
3. 연구 도구
본 연구에서 사용된 모든 도구는 개발자로부터 허가를 받은 후 에 사용하였다.
1) 욕창예방지식 (pressure ulcer prevention knowledge)
본 도구는 Beeckman 등[6]이 608명의 간호사와 간호대학생을 대 상으로 개발한 도구로 6개 범주 내 26문항으로 구성된 선다형 지식 측정도구이다. 세부 문항으로 소인과 발생(주제 1) 6문항, 단계와 관 찰(주제 2) 5문항, 위험사정(주제 3) 2문항, 영양(주제 4) 1문항, 압력 과 전단력 양의 감소를 위한 예방적 중재(주제 5) 7문항, 압력과 전단 력의 지속기간을 줄이기 위한 예방법(주제 6) 5문항으로 구성되어 있다. 틀린 경우 0점, 맞는 경우 1점을 부여하여 최고 26점까지 얻을 수 있으나 수용할 만한 수준은 16점 이상임을 권고하고 있다. 이 도 구는 구성개념 규명, 도구개발, 타당도 및 신뢰도 평가의 세 단계를 거쳐 개발되었다. 첫째, 도구의 구성개념 규명단계에서는 욕창예방 과 관련되어 가장 빈도 높게 표현되는 주제어들을 다섯 가지(소인 및 발생, 단계와 관찰, 위험사정, 압력과 전단력 정도의 감소, 압력과 전단력 지속기간의 감소) 도출한 후 델파이 기법을 적용하여 안면 타당도 및 구성타당도를 검증하였다. 둘째, 도구개발 단계에서는 초 기에 도출된 33개의 문항을 대상으로 보기 3개와 ‘잘 모르겠다’의 선 택지를 두어 응답하게 한 후 전문가들의 안면타당도와 내용타당도 평가 결과를 토대로 총 4문항을 삭제하였다. 마지막 타당도와 신뢰 도 평가과정에서 선다형 문항의 타당도를 검증한 후 타당도와 신뢰 도를 검증하였다. 고전검사이론에 근거한 문항의 난이도는 .27에서 .87 사이었고, 변별도는 .29에서 .65였다. 각 영역별로 내적일관성인 Cronbach’s alpha를 살펴본 결과 .40에서 .87 사이로 나타났고, 검사- 재검사 신뢰도를 활용한 안정성 검사에서도 .88을 나타내었다. 이 도구를 중국어로 번역한 연구에서는 난이도가 .46-.93이었고, 변별 도가 .28-.55이었으며 내적일관성은 .79였다. 터키어로 번역한 연구 에서는 난이도가 .21-.88이었고, 변별도는 .20-.78이었으며 내적일관 성은 .80으로 두 언어로 번역한 연구 모두에서 개발 당시와 유사한 타당도와 신뢰도를 보이는 것으로 나타났다.
2) 구성타당도 검증을 위한 도구
(1) 욕창예방실무지식 (pressure ulcer prevention practical knowledge)
본 연구의 수렴타당도를 검증하기 위해서 사용된 욕창예방실무 지식 도구는 Kim [5]이 개발한 도구로 총 18개 문항으로 구성된다. 욕창발생위험요인 8문항과 예방적 간호실무 10문항으로 구성되어 있으나, 본 연구에서 규명하는 도구 역시 하위영역으로 나누지 않 고 타당성을 규명하였기 때문에 이 도구도 하위영역을 분리하지 않 고 전체문항을 합산한 값을 분석에 활용하였다. 각 문항은 ‘예’, ‘아 니오’, ‘모른다’ 로 측정하며 맞으면 1점, 틀리거나 모르면 0점으로 처 리하였다. 고전검사이론에 근거한 문항분석의 난이도는 76%이었 고, 변별도는 문항별로 최소 .02에서 .40으로 평균 .22로 나타났다. 이 도구는 그 외 타당도나 신뢰도를 검증하지 않았다고 보고되었 다. 본 연구에서의 신뢰도 Kuder Richardson-20 (KR-20)은 .64로 나타 났다.
(2) 욕창예방실무지식의 확신정도(certainty level of pressure ulcer prevention practical knowledge)
본 도구와의 판별타당도를 검증하기 위해 수렴타당도에 활용된 욕창예방실무지식 도구의 각 문항에 대해서 정답이라고 확신하는 정도를 확신정도라고 명명하였다. 본 연구에서 지식에 대한 확신정 도문항을 활용한 이유는 약물관리에 대한 지식의 정답여부와 확 신과는 관련성이 없는 변수이지만 확신정도는 차후 지식의 정답 여 부와 관련하여 투약실무 이행에 중요한 예측요인으로 보았기 때문 이다[24]. 각 문항에 대한 확신정도를 ‘매우 불확실하다’ 1점, ‘불확실 하다’ 2점, ‘확실하다’ 3점, ‘매우 확실하다’ 4점으로 측정하였다. 본 연 구에서 신뢰도 Cronbach’s alpha는 .79로 나타났다.
4. 자료 분석
자료 분석은 SPSS WIN 23.0 와 KoreaPlus 23 프로그램을 활용하 여 분석하였다. 지식문항의 정답점수는 이분형(정답, 오답)으로 변 환하여 분석하였고, ‘모르겠다’라고 응답한 경우는 오답처리하여 분석하였다.
1) 문항분석
고전검사이론과 문항반응이론을 이용하여 각 문항에 대한 난이 도와 변별도를 계산하였다. 고전검사이론을 이용한 문항분석 방법 중에서 난이도는 응답자 중 정답을 맞춘 비율로 계산하였으며, 변 별도는 양분점 상관계수를 활용하였다. 문항반응이론을 적용할 때 에는 2-모수 로지스틱 모형(2-parameter logistic model)으로 난이도 와 변별도를 구하였다.
(1) 선택지의 질
선택지의 질은 ‘모르겠다’를 포함한 4개의 선택지 중 응답자가 고 른 비율을 계산하였으며 0은 ‘전혀 매력적이지 않은 선택지’이고 1 은 ‘매우 매력적인 선택지’로 판단하였다.
(2) 문항난이도
문항난이도를 평가하기 위해 전체의 응답자 중 정답을 맞춘 대상 자들의 백분율을 구하였다. 고전검사이론에서의 문항 난이도는 Lim 등[25]의 연구를 근거로 정답률이 80% 이상인 경우 쉬운 문항, 20% 미만인 문항은 어려운 것으로 분류하였다. 문항반응이론에서 의 난이도는 정답을 맞출 확률이 .5에 해당하는 능력수준을 말하 며 β 혹은 b로 표기하여 일반적으로 -2.00에서 +2.00 사이에 존재하 는 것으로 본다[20]. 본 연구에서는 언어적 표현에 의한 문항난이도 의 범위를 적용하여 -.50 미만이면 ‘쉽다’, -.50~+.50 ‘보통이다’, +.50 이 상이면 ‘어렵다’고 해석하였다.
(3) 문항변별도
고전검사이론에 근거하여 응답자들을 두 개의 극단집단으로 나 누어 모든 문항에 대해서 상위 27%의 정답률에서 하위 27%의 정답 률을 뺀 값을 구하였다. 변별도의 범위는 -1에서 1 사이로, .20 미만 문항은 변별력이 ‘거의 없음’, .21-.40은 ‘있음’, .40 이상은 ‘아주 높음’ 으로 간주하였다. 문항반응이론에서의 변별도는 문항특성곡선상 의 문항난이도를 나타내는 점에서의 기울기를 말하며 0에서 +2.0까 지의 범위에 있다[20]. 본 연구에서는 Lim 등[25]의 연구를 근거로 언 어적 표현에 의한 문항변별도 범위를 적용하여 .34 이하이면 변별력 이 ‘거의 없다’, .35-1.69이면 ‘어느 정도 있다’, 1.70 이상 ‘매우 높다’로 해석하였다.
2) 타당도 검증
도구의 내용타당도 분석을 위해 전문가 집단의 contents validity index (CVI)를 산출하였다. 각 문항마다 문항 내용타당도지수(item- CVI, I-CVI)를 구하였고, I-CVI의 평균을 계산하여 scale-CVI (SCVI) average를 구하였다. 구성타당도 검증을 위해서는 다속성-다 방법 행렬법(multitrait-multimethod matrix method)을 활용하였다. 이 방법을 적용하기 위해서 연구자는 두 가지 이상의 방법으로 주 요개념을 측정하고, 같은 측정방법으로 다른 구성개념을 측정해야 하나[22] 욕창예방지식을 관찰이나 면담 등의 다른 측정방법으로 주요개념을 측정할 수 없어서 도구를 달리하여 측정하는 방법으로 수렴타당도를 검증하였다. 수렴타당도 검증을 위해 선행연구에서 사용되어 온 욕창예방지식 사정도구와의 상관성을, 판별타당도 검 증을 위해서는 욕창예방지식의 확신정도와의 상관성을 Pearson’s correlation coefficients를 이용하여 분석하였다.
5. 윤리적 고려
연구의 윤리성 확보를 위해 연구자가 속한 기관의 연구윤리위원 회 승인(Institutional Review Board)을 받은 후 자료 수집과 분석을 실시하였다(No. 1041386-20170220-HR-004-03). 설문지 작성 시 대상 자의 윤리적 측면을 보호하기 위해 연구 목적과 방법을 설명하고 연구 참여 동의서를 첨부하였다. 연구에 활용된 개인정보 뿐만 아 니라 수집된 자료는 연구 목적으로만 활용될 것을 알리고 연구 참 여를 원치 않을 시에는 언제든 철회가 가능하다는 내용을 포함시 켰다. 배부된 설문지는 의논하지 않고 단독으로 응답하게 한 후 일 정한 장소에 두도록 한 후 연구보조원으로 하여금 수거하도록 하 여 자유로운 참여와 응답의 신뢰성을 확보하고자 하였다.
연구 결과
1. 일반적 특성
본 연구대상자들의 대부분은 여성이었고(99.6%), 26세 이상 30세 미만의 대상자가 43.3%, 25세 이하인 경우가 38.8%로 평균 27.49±3.53세였다. 교육정도는 86.3%에 해당하는 간호사가 간호학사였고, 다음으로 전문학사(8.3%), 석사학위 소지자 이상(5.4%)이었다. 대부 분이 미혼(82.5%)으로, 총 임상경력은 1년에서 3년 미만(30.0%)과 5 년 이상 10년 미만(29.2%)의 경력을 가진 것으로 나타났고, 평균 4.20 ± 3.32년이었다. 근무부서는 외과계가 40.0%, 내과계가 30.8% 순이었 고, 중환자실인 경우도 20.8% 포함되어 있었다. 대상자의 96.3%가 일 반간호사였다(Table 1).
Table 1.
Characteristics of the Participants (N=240)
2. 타당도 검증
1) 도구의 내용타당도 검증
도구의 한글화를 위해 연구자 1인이 26개 문항의 영문도구를 한 글로 1차 번역하였고, 이를 영어나 한국어로 된 간호학 용어 이해에 어려움이 없는 전문번역가에게 한글에서 영어로 역번역을 의뢰하 였다. 이후 연구자들 간에 3차례 회의를 통해 원 도구와 역번역된 도 구의 단어 간 의미 차이를 파악하여 이를 일치시키고자 하였다. 이 과정에서 국내에서 ‘응전력’과 ‘전단력’으로 혼용되는 표현은 전단력 으로 통일시키고, kissing ulcer는 ‘접촉궤양’으로 표현하였으나 생소 하다는 의견에 따라 국문과 영문으로 함께 표기하도록 하였다. 또 한, visco-elastic foam mattress는 한 단어로 표현하기는 어색하여 ‘점 성과 탄력이 있는 폼 매트리스’로 표현하고 영어로 함께 표기하도록 하였다. 작성된 문항의 내용타당도를 확인하기 위해 박사과정 수료 자이며 경력 10년 이상의 중환자실 수간호사 1인과 재활의학과 병 동 수간호사 1인, 경력 10년 이상의 석사학위 소지자인 상처전문간 호사 1인, 간호학교수 1인의 총 4인으로 구성된 전문가집단에게 내 용타당도를 검토 받았고, 이 과정에서 재활의학과 전문의 1인의 조 언을 함께 구하였다. 내용타당도 검증 과정에서 전문가들과의 논의 중 도출된 문제점은 연구자들 간에 두 차례 논의를 통해 문항을 추 가 수정하였다. 예를 들어, 주제 1의 문항 내 선택지가 영양결핍, 산 소 부족, 습기와 관련된 내용을 포함한 경우 이들 개념은 모두 욕창 유발 위험요인으로 문헌에 소개되고 있기 때문에 대상자의 혼돈을 줄이기 위해 ‘가장 옳은 것은’으로 바꾸는 것을 권고받아 이를 반영 하였다. 선택지 중 전단력에 대한 설명은 이해가 어렵다는 의견에 따라 간호학 교재에서 사용되는 국내 욕창과 관련된 내용을 연구 도구에 부연 설명하여 효과적인 의미전달이 되도록 수정하였다.
위와 같은 결과 문항을 토대로, 선택지에서 혼돈을 줄 수 있어 모 두가 답으로 보이는 주제 1영역의 1번 문항과 주제 3영역의 1번 문항 을 삭제하였고, 선택지의 차원이 너무 달라 일관성이 없었던 주제 5 영역의 7번 문항을 삭제하였다. 또, 매트리스별 자세변경 시간의 차 이를 묻는 주제 6영역의 3번 문항은 현재 욕창에 대한 교육자료에 포함되어 있지 않은 이유로 삭제하였다. 다만, 각각의 매트리스나 쿠 션에 대해서 국내에서는 잘 사용되지 않거나 본 적이 없어 국내 실 정에 맞지 않는다는 전문가의 조언은 있었으나 의료기관마다 구비 된 상황이 다를 것으로 보고 이 문항은 그대로 표현하여 도구의 원 형을 보존하기 위한 노력을 하였다. 이후에 내용타당도 검증 결과 .80 이상의 타당도를 확보한 문항 18개만을 연구에 포함시켰으나, 원 도구를 훼손하지 않는 범위 내에서 문항분석을 수행하기 위해 연구진들이 다시 회의를 거쳐서 4개의 문항을 추가로 포함시켰다. 그 결과, I-CVI 의 범위는 .75에서 1.00으로 나타났고, S-CVI average 는 .90으로 나타났다(Table 2).
Table 2.
Quality of the Response Alternatives, Comparison of Difficulty Indices and Discrimination of Multiple-choice Questions According to Classical Test Theory and Item Response Theory
| Item number of original scale | I-CVI | Quality of response alternatives (Frequency) | Difficulty index | Discrimination index | |||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
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| a | b | c | d‡ | CTT | IRT | CTT | IRT | ||||||||
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| Etiology and development | 2 | Item1 | .92 | .71† | .08 | .12 | .09 | .71 | M | -1.64 | L | .37 | M | .58 | M |
| 3 | Item2 | 1.00 | .04 | .43 | .52† | .01 | .52 | M | -.08 | M | .55 | H | 1.47 | M | |
| 4 | Item3 | .83 | .02 | .48 | .48† | .02 | .48 | M | .12 | M | .37 | M | .60 | M | |
| 5 | Item4 | .92 | .81† | .06 | .02 | .11 | .81 | L | -1.98 | L | .34 | M | .84 | M | |
| 6 | Item5 | 1.00 | .06 | .04 | .81† | .09 | .82 | L | -1.52 | L | .18 | L | .64 | M | |
| Classification and observation | 1 | Item6 | .83 | .68† | .21 | .07 | .04 | .68 | M | -1.06 | L | .43 | H | .78 | M |
| 2 | Item7 | 1.00 | .07 | .24 | .59† | .10 | .59 | M | -1.16 | L | .31 | M | .12 | L | |
| 3 | Item8 | .83 | .28† | .13 | .49 | .10 | .28 | M | 1.61 | H | .24 | M | .37 | M | |
| 4 | Item9 | 1.00 | .29† | .04 | .66 | .01 | .29 | M | 1.94 | H | .24 | M | .23 | L | |
| 5 | Item10 | .92 | .05 | .83 | .11† | .01 | .10 | H | 1.72 | H | .19 | L | .12 | L | |
| Risk | 2 | Item11 | .83 | .16 | .07 | .73† | .04 | .73 | M | 1.05 | H | .19 | L | .20 | L |
| Nutrition | 1 | Item12 | .83 | .16 | .01 | .83† | .00 | .83 | L | -1.39 | L | .10 | L | .30 | L |
| Reduction of the amount of pressure/shear | 1 | Item13 | .83 | .31 | .11 | .47† | .11 | .47 | M | .88 | H | .33 | M | .15 | L |
| 2 | Item14 | 1.00 | .13 | .58† | .19 | .10 | .58 | M | -.69 | L | .57 | H | .49 | M | |
| 3 | Item15 | 1.00 | .42† | .03 | .45 | .10 | .42 | M | .91 | H | .36 | M | .38 | M | |
| 4 | Item16 | .83 | .34† | .36 | .18 | .12 | .33 | M | 1.42 | H | .11 | L | .29 | L | |
| 5 | Item17 | .83 | .03 | .79 | .11† | .07 | .11 | H | -1.06 | L | .01 | L | .30 | L | |
| 6 | Item18 | .83 | .13 | .07 | .54† | .26 | .54 | M | -.72 | L | .22 | M | .24 | L | |
| Reduction of the duration of pressure/shear | 1 | Item19 | .92 | .05 | .65 | .30† | .00 | .30 | M | 1.30 | H | .19 | L | .01 | L |
| 2 | Item20 | 1.00 | .03 | .10 | .86† | .01 | .86 | L | -1.77 | L | .23 | M | .51 | M | |
| 4 | Item21 | .83 | .02 | .32 | .64† | .02 | .65 | M | -1.67 | L | .37 | M | .15 | L | |
| 5 | Item22 | .83 | .47 | .44† | .02 | .07 | .44 | M | -1.99 | L | .04 | L | .00 | L | |
| S-CVI | .90 | ||||||||||||||
| Internal consistency (KR-20)/stability | .62/.82 | ||||||||||||||
2) 문항분석
선택지의 질을 평가한 결과 .02에서 .83까지 다양하게 나타났다 (Table 2). 22개의 문항 중 8개(36.4%)에 달하는 문항이 정답보다는 오 답률이 높아 매력적인 선택지를 가진 문항인 것으로 나타났다. 고 전검사이론에 근거한 문항의 난이도를 분석한 결과, 난이도가 낮은 문항이 4개, 중간 정도가 16개, 높은 문항이 2개인 것으로 나타났다. 문항반응이론에 근거했을 때 난이도가 낮은 문항이 12개, 중간 정 도가 2개, 높은 문항이 8개로 고전검사이론 결과에서 보다 비교적 난이도가 높게 분포된 것으로 나타났다. 고전검사이론에 의한 변별 도 분석에서는 낮은 문항이 8개, 중간 정도가 11개, 높은 문항이 3개 였던 반면 문항반응이론에 근거한 변별도는 낮은 문항이 12개, 중 간 문항이 10개로 나타났다.
3) 구성타당도와 신뢰도
본 연구에서 검증하고자 하는 도구는 시범적 요인분석 결과 내 몇 개의 하위영역으로 뚜렷이 구분되지 않는 특성을 보여 전체 합 산점수를 이용하여 다른 도구와의 수렴 및 판별타당도를 파악하였 다. 수렴타당도 검증에서 본 도구는 욕창예방실무지식과 유의한 양 의 상관성이 있었으며(r=.20, p =.002), 판별타당도 검증에서 욕창예 방실무지식의 확신 정도와는 상관성이 없는 것으로 나타났다(r= - .09, p =.189) (Table 3). 각 주제별로 삭제된 문항이 존재하고, 주제별 로 1개의 문항이 포함된 영역이 있어 주제별로 신뢰도 값을 구하지 않고 전체 신뢰도를 구한 결과 KR-20이 .62로 나타났다. Test-retest는 .82로 도출되었다(Table 2).
Table 3.
Convergence and Discrimination Validity
|
1. Pressure ulcer prevention knowledge (Beeckman et al. 2010) |
2. Pressure ulcer prevention practical knowledge (Kim, 2016) |
3. Certainty level of pressure ulcer prevention practical knowledge | |
|---|---|---|---|
|
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|
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| r (p) | r (p) | r (p) | |
|
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| 1 | 1.00 | ||
| 2 | .20 (.002) | 1.00 | |
| 3 | -.09 (.189) | -.06 (.380) | 1.00 |
논 의
본 연구의 목적은 현재 활용되고 있는 다양한 욕창예방관련 지 식측정 도구 중 선다형문항인 Beeckman [6]의 도구를 한글화하고, 이 도구를 활용하여 간호사나 간호대학생들의 정확한 욕창예방지 식에 대한 평가를 수행할 수 있도록 문항의 타당성을 보다 면밀하 게 검증하기 위함이다. 본 연구에서는 고전검사이론과 문항반응이 론에 근거하여 문항분석을 수행하여 그 특성을 파악하였고, 다속 성-다방법 행렬법을 활용하여 구성타당도를 검증한 결과 비교적 낮은 정도의 수렴성과 판별성이 도출되었다.
우선, 도구의 내용타당도를 평가하는 과정에서 드러난 도구의 특성은 개발연구에서도 밝혔던 바와 같이 대부분의 문항 선택지들 이 최신의 이론적 근거를 토대로 하고 있다는 점이었다. 주로 압력 과 전단력의 양과 기간을 줄이기 위해 다양한 매트리스를 사용하 는 것과 관련된 문항이었다. 이는 국제 욕창예방 가이드라인에 근 거하고 전문가들이 델파이 기법을 이용한 문항개발에 참여하였기 때문[6]인 것으로 보인다. 하지만, 문항 범주가 명확히 구분되지 않 고, 문항 내 선택지 내용이 같은 맥락이 아닌 경우도 있었다. 예를 들 어, 욕창발생위험이 있는 환자에게 ‘visco-elastic foam mattress’ 적용 에 대해 묻는 문항은 압력과 전단력의 양을 줄이기 위한 예방법(주 제 4)인지 기간을 줄이기 위한 예방법(주제 5)인지 명확히 구분되지 않았다. 또, 소인과 발생(주제 1)을 묻는 문항 중 ‘비누의 사용이 피 부를 건조시켜 욕창의 위험이 증가된다’와 ‘소변, 대변 또는 상처배 액의 습기가 욕창을 유발한다’와 같이 소인과 관련된 선택지뿐 아 니라 ‘전단력은 몸이 미끄러져 피부가 바닥과 붙여있을 때 발생하 는 힘이다’와 같이 발생에 대한 지식을 한꺼번에 묻고 있어 한 문항 을 해결하는 동안 사고의 맥락을 변경시켜야 하는 특성이 존재하였 다. 그 결과, 본 연구의 I-CVI는 .75에서 1.00으로 .80 이상이면 수용 가능한 수준으로 간주되는 기준에 의하면 .75이었던 네 개의 문항 은 기준을 충족하지 못한 것으로 볼 수 있으나 본 도구를 가급적 훼 손하지 않기 위해 이들 네 문항을 연구자 간에 논의 후 다시 포함시 켰다. 그럼에도 불구하고 문항들의 평균 S-CVI는 .90으로 나타나 전 반적인 내용타당도의 수준은 중국어로 번역한 연구(.91) [26]와 터키 어로 번역한 연구(.94) [27]와 유사하게 높은 것으로 판단되었다.
선택지의 질을 평가하기 위해 오답 보기를 고른 대상자의 비율을 계산하였을 때, 전체 문항에서 각 선택지를 고른 비율(선택지의 질) 은 2%에서부터 83%까지로 도구개발연구[6]에서 3%에서 58%이었던 것에 비하면 범위가 매우 넓고 대상자에게 아주 매력적인 오답이 존재하였던 것으로 평가되었다. 도구 개발 시 매력적인 오답을 선택 한 대상자가 정답을 선택한 대상자보다 많았던 문항은 26개 중 4개 였으나 본 연구에서는 22개 중 8문항에 달했을 뿐만 아니라, 10번 문 항의 경우 매력적인 보기를 선택한 대상자가 정답선택자보다 많게 는 72%가 많았다. 이는 두 가지 정도로 원인을 찾을 수 있겠는데, 우 선 이와 같은 문항의 내용이 우리나라에서는 자세하게 교육되어지 지 않은 내용이었을 가능성, 그리고 아직 생소한 욕창관련 제품을 적용한 상황에 대해서 깊게 고려해보지 않았거나 응용 기준이 달 랐을 가능성 때문으로 볼 수 있었다. 예를 들어, ‘visco-elastic foam mattress’를 사용하는 대상자의 자세 변경이 2시간마다인지 4시간 마다 인지를 묻는 질문에서 많은 간호사가 ‘2시간마다’로 응답하였 으나 정답이 ‘4시간마다’였던 것이 그 대표적인 예로 볼 수 있다. 폼 매트리스를 사용하는 경우 욕창발생 저위험군과 중위험군에서는 1시간 정도 체위변경 시간을 연장하는 것을 고려해볼 수 있다는 연 구[28]가 수행된 바 있으나 아직 우리나라에서는 욕창간호 시 체위 변경 시간 간격을 2시간으로 정하고 있고, 시간 간격 변경을 환자안 전문제와 관련하여 매우 예민하게 여기고 있다. 따라서 이 문항의 경우 오답률이 높았고, 2시간마다의 체위변경이 매력적인 오답으로 나타났다. 향후 이러한 새롭게 응용된 상황 지식을 보다 신속하게 공유하여 실무에 반영될 필요가 있을 것으로 보인다.
본 연구에서 전체문항의 정답률은 52.5%로 개발 당시 연구 64.2%, 중국어로 번역한 연구 73.9%, 터키어로 번역한 연구 58%에 비 해서 낮은 수준이었다. 이 결과는 각기 다른 도구를 사용한 다른 연 구에서 55.9-76.2%를 보였던 결과[5,8]와 비교해서도 낮은 수준이었 다. 고전검사이론에 의한 난이도의 범위는 .10-.86으로 도구개발연 구에서 .27-.87이었던 것[6]과 다른 언어로 검증하였던 연구에서 각 각 .46-.93[26] .21-.88이었던 것[27]에 비해 차이가 있었다. 다만, 본 연 구 결과에서 주목할 만한 점은 고전검사이론에 의하면 난이도가 높았던 문항은 2개였으나 문항반응이론에 의한 분석에서 난이도 가 높았던 문항은 8개로 두 이론의 특성 차이를 극명히 보여준 것이 라 할 수 있다. 본 연구대상자들은 대학병원에서 근무하는 간호사 이므로 욕창환자를 보다 자주 접하고 정보 교류도 빠르기 때문에 정답자의 비율이 높아 고전검사이론에서는 난이도가 높지 않은 것 으로 나타났으나, 문항반응이론에 의한 문항특성 추정은 대상자 집단의 특성에 영향을 받지 않아[19] 난이도는 이보다 높았던 것으 로 볼 수 있다. 예를 들어, 15번 문항인 자세에 따라 영향을 받는 부 위에 대한 문항은 고전검사이론에서는 중 정도의 난이도인 것으로 나타났으나 문항반응이론에서 난이도가 높은 것으로 나타났다, 실 제 이 문항은 욕창발생이나 욕창위험에 대한 일정수준 이상의 지 식을 가지고 있어야 풀 수 있는 문항으로 이는 본 연구대상자의 특 성에 영향을 받지 않았다.
고전검사이론에서의 변별도는 .04-.57로 도구개발 시 .29-.65였고, 터키어로 번역한 연구에서 .20-.78로 나타난 것과는 차이가 있었다. 이는 본 연구에서는 매력적인 오답선택지의 비중이 높고 오답률이 높은 것과 무관하지 않은 것으로 볼 수 있었다. 하지만, 문항반응이 론에 근거한 분석에서 변별도가 낮은 문항이 고전검사이론에서 보 다 많았고 변별도가 높은 문항이 없는 것으로 나타났다. 이는 문항 반응이론에서는 문항의 답을 맞출 확률이 0.5에 해당될 때 문항특 성곡선의 기울기를 말하지만, 고전검사이론에서는 문항점수와 총 점과의 상관계수로 정의하기 때문에 두 정의가 상이하므로 발생하 는 결과[20]로 볼 수 있겠다. 본 결과에 따르면 이 도구는 변별도가 낮은 문항이 많아 사용 시에 이를 염두에 두어야 하며, 선다형문항 의 장점을 고려하여 본 도구를 사용하고자 할 때에는 변별도가 중 이상인 문항을 발췌하여 사용하는 것을 고려해볼 수 있다.
도구의 구성타당도는 유사 개념 측정도구와의 수렴타당도와 다 른 개념 측정도구와의 판별타당도로 평가하였다. 욕창예방실무지 식을 묻는 도구[5]로 측정한 값과 본 도구의 측정값 간에는 유의한 상관성이 존재하여 수렴성을 확인하였으나 상관값이 .30을 넘지 않 아 설명하는 부분이 10%에도 미치지 못하는 제한점이 있었다. 이는 Kim의 연구[5]에서 본 도구를 참고하여 욕창실무와 관련한 문항을 개발하였고, 본 도구가 일반적인 욕창관련 위험요인사정, 관찰, 예 방과 치료 등에 대해서 포함하고 있었기 때문에 약간의 관련성은 있었다. 하지만 본 도구가 선다형문항이어서 오답률이 높고 다양한 진술문을 포함하고 있었기 때문에 상관성이 높지 않았던 것으로 파악된다. 판별타당도를 검증하기 위해 욕창예방실무지식에 대한 확신정도를 선택한 이유는 정확한 간호수행을 위해서는 기저변수 인 지식이 중요하고[24], 정답에 대한 높은 확신정도는 향후 중재 발 휘에 영향을 미치지만[29], 지식과 확신정도 간에는 상관성이 존재 하지 않는다는 연구[24]에 근거하였다. 즉, 욕창예방간호를 수행하 는 데 있어서 지식에 대한 확신정도는 지식과 유사하게 중요한 변수 이지만 정확한 지식을 갖고 있다고 하더라도 확신정도는 다를 수 있 기 때문에 별개의 개념인 것으로 볼 수 있었다. 이에 두 변수 간에는 유의한 상관성이 존재하지 않아 판별성이 검증되었다.
신뢰도는 이 도구의 개발 당시(.77) [6]와 다른 여러 나라의 결과 (.79-.80) [26,27]와는 달리 .62라는 낮은 값이 산출되었다. 이는 두 가 지 이유 때문인 것으로 파악되는데 첫째, 표본이 동질적이어서 각 구성원이 보유한 속성의 양 차이가 구분되지 않아 신뢰도가 낮았 을 가능성[30]과 둘째, 대상자들이 문제를 해결하면서 추측으로 응 답했기 때문에 낮았을 가능성이 있다. 추측으로 선택하였을 경우 에는 향후 측정 시 오답률을 높일 수 있으므로[16] 문항 응답 시에 추측을 자제할 것을 강조할 필요가 있을 것으로 보인다. 반면, 내적 일관성은 사회과학에서 활용할 수 있을 정도의 최소한의 신뢰성 정도를 나타냈고[22] 안정성 차원에서도 일정수준의 신뢰도가 입증 되었다. 본 연구에서는 간호사의 업무부하 등을 이유로 안정성을 측정하기 위해서는 첫 번째 측정 이후 2주에서 4주의 간격을 두고 재측정을 시행해야 하는 기준[22]을 만족시키지 못하였다. 6주의 시 간간격을 두고 연구 대상자 중 일부만을 대상으로 안정성을 측정 하여 해당도구를 검증하고자 최선을 다하였으나 결과적으로 다른 연구들[6,26,27]보다 낮은 안정성이 도출된 것으로 보인다.
이와 같이 본 연구는 한국어판 도구개발뿐 아니라 다른 연구에서 적용하지 않은 문항반응이론을 적용하여 문화와 언어가 다른 대상 자 집단의 특성을 배제하고 문항자체를 보다 정확하게 파악하였다 는 점에서 그 의의가 있다 하겠다. 본 연구는 이 도구와 관련된 다른 연구들과는 차이가 나는 결과가 도출되었으나 이는 연구대상자의 특성에 따른 차이일 수 있으므로 문항반응이론에 근거한 결과의 해 석에 비중을 둘 필요가 있다. 본 도구는 기존의 이분형 문항을 탈피 하여 간호사뿐만 아니라 간호대학생을 대상으로 인지적 논리성을 기르고 정확한 지식을 습득하도록 하여, 실무에 적용할 수 있는 역 량을 향상시키기 위해 도움이 될 수 있는 도구라고 볼 수 있다.
다만, 본 연구는 연구대상자의 범위가 2개의 대학병원에 한정되 었다는 점과 도구의 안정성 분석을 위해 본 조사의 5% 이하의 인원 으로 권고되는 2주가 아닌 6주의 시간이 경과한 뒤 재검사를 실시 하였다는 점이 제한점으로 남는다. 향후 반복적인 연구를 통해 지 속적인 도구 검증을 할 필요가 있겠다.
결 론
본 연구는 선다형으로 개발된 욕창예방지식도구의 한국어판을 개발하여 타당도와 신뢰도를 분석하고, 고전검사이론과 문항반응 이론에 근거한 문항분석을 통해 도구의 내용적 타당성을 평가하여 향후 간호사와 간호대학생을 위한 평가도구로 활용하기 위해 수행 한 연구이다. 본 연구결과, 문항반응이론에 근거했을 때 아주 우수 한 정도의 난이도나 변별도, 구성타당도와 신뢰도를 보이는 것은 아 니었으나 지식을 선별하고 검사를 통한 학습효과를 기대하기 위해 서는 이분형문항보다는 선다형문항인 본 도구를 사용할 것을 고려 해볼만 하다. 다만 우리나라에 적용하기에는 비교적 매력적인 오답 을 많이 가지고 있으며, 변별도가 낮은 문항이 많아 간호사나 간호 대학생들의 변별을 위해서는 활용 시 주의를 기울일 필요가 있다.
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