만성질환자의 자가간호 불이행 위험의 구성요인 및 세부속성을 도출하기 위하여 선행연구와 기존 도구를 고찰하였다. 데이터베이스 선정은 National Evidence-based healthcare Collaborating Agency (NECA) 체계적 문헌고찰 매뉴얼의 Core, Standard, Ideal model (COSI)에 따라 국내외 데이터베이스 PubMed, Cumulative Index of Nursing and Allied Health Literature (CINAHL), Research Information Sharing Service (RISS), Korean studies Information Service System (KISS), Data Base periodical information academic (DBpia), Google scholar의 Database를 기반으로 하였으며, 언어는 한국어와 영어로 제한하였다. 문헌은 2008년 1월부터 2019년 12월까지 국내외 문헌으로 선정하였다. 국내 데이터베이스 주제어는 ‘만성질환’, ‘자가간호’, ‘영향요인’, ‘이행’, ‘불이행’이었으며, 국외 데이터 베이스 주제어는 Medical Subject Headings (MeSH)를 통한 선정 검색 단어를 활용하여 ‘chronic illness’, ‘self-care’, ‘compliance’, ‘non-compliance’, ‘barriers’, ‘adherence’, ‘non-adherence’를 조합 후 검색하였다. 국내외 데이터베이스를 통해 총 1,828건의 문헌이 검색되었고, 중복문헌 557건을 제외하였다. 총 1,271건의 문헌을 대상으로 제목을 검토하였고, 자가간호 이행 및 불이행과 관련이 없는 문헌, 만성질환자 대상이 아닌 국내외 문헌 1,184건을 제외한 87건 문헌의 초록을 중심으로 검토하였으며, 관련성이 명확하지 않은 경우 원문을 검토하여 73건을 제외한 최종 14건의 문헌을 검토하였다. 문헌고찰 결과, 만성질환자의 자가간호 불이행 위험은 동기, 습관 및 생활패턴, 지식, 경험 및 기술, 증상, 사회적 지지, 의료 접근성, 자신감, 문화적 신념과 가치, 기능 및 인지적 능력의 총 10개의 구성요인과 34개의 세부속성이 확인되었다.

문헌고찰 단계에서 분석된 개념에 현장에서의 개념을 확장하고 구체화하기 위하여 심층면담을 시행하였다. 심층면담은 만성질환을 하나 이상 진단받고 3개월 이상 추후 관리 중인 만성질환자 5인을 대상으로 진행하였다. 참여자에게 연구의 목적을 설명하고 녹음에 대한 동의를 얻은 후 진행하였으며 각 개인별로 약 40분간 이루어졌다. 주요 질문은 ‘만성질환 관리를 위한 자가간호 이행을 증진시키는 요인은 무엇입니까?’, ‘만성질환 관리를 위한 자가간호를 이행하지 못하게 하는 요인은 무엇입니까?’ 등의 만성질환 자가간호 영향요인과 불이행 위험이 무엇인지 도출하기 위한 구체적인 질문으로 진행하였다. 면담참여자의 평균연령은 61.00세였고, 참여자 모두 동거가족이 있었으며, 최종학력은 고졸 이상이었고, 직업이 있는 경우 3명, 없는 경우 2명이었다. 주관적 건강상태는 나쁨으로 응답한 대상자가 2명, 보통으로 응답한 대상자는 3명이었고, 진단받은 만성질환은 동반질환을 포함하여 고혈압, 당뇨병, 고지혈증, 뇌졸중, 만성신장질환, 크론병이었다. 유병기간은 평균 7.60년 이었다.

심층면담을 통해 만성질환자의 자가간호 불이행 경험 및 상황, 예비문항 구성을 위한 현장 용어를 확인할 수 있었다. 심층면담 결과, 구성요인은 이론적 단계의 구성요인에 포함되었으며, 이론 단계에서 도출되지 않았던 9개의 새로운 세부속성이 도출되었다.

본 연구에서는 만성질환자의 자가간호 중범위이론에서 제시한 자가간호 영향요인을 기반으로 문헌고찰과 심층면담에서 얻은 결과를 종합적으로 분석하고 통합과정을 거치면서 자가간호 불이행 위험에 대한 구성요인과 세부속성을 구체화하였다. 만성질환 중범위이론에서 제시한 만성질환자의 자가간호 영향요인인 경험과 기술, 동기, 문화적 신념과 가치, 자신감, 습관, 기능 및 인지적 능력, 사회적 지지와 의료 접근성, 증상의 정의에 따라 개념적 기틀을 구성하였으며, 문헌고찰과 심층면담을 통해 새롭게 확인한 생활패턴을 습관 영역에 포함하였다. 지식은 자가간호 이행에 영향을 미치는 주요 영향요인으로 언급되고 있어[5] 경험 및 기술에서 지식을 분리하여 총 10개의 구성요인을 도출하였다. 문헌고찰에서 도출된 33개의 세부속성과 심층면담에서 도출된 20개의 세부속성을 분석하였으며, 통합과정을 거쳐 최종 41개의 세부속성이 도출되었다.

자가간호 불이행 위험의 개념적 기틀에 따라 문헌고찰과 심층면담을 통해 도출된 총 10개 구성 요인과 41개의 세부속성을 바탕으로 문항을 구성하여 총 52개의 예비문항이 도출되었다. 도구 형식은 사회과학 분야에서 사용되는 5점 Likert 척도[19]로 선정하였으며, ‘매우 그렇다’ 5점, ‘대체로 그렇다’ 4점, ‘보통이다’ 3점, ‘대체로 그렇지 않다’ 2점, ‘전혀 그렇지 않다’ 1점으로 구성하였으며 문항의 점수를 합한 후 점수가 높을수록 자가간호 불이행 위험 정도가 높음을 의미하도록 하였다.

예비 문항에 대한 내용타당도 검증을 위하여 내용타당도 검증은 3~10명의 평가 집단이 적절하므로[20] 총 10명의 전문가 집단을 구성하여 2차에 걸쳐 조사하였다. 1차 내용타당도의 전문가 구성은 간호학 교수 1인, 도구 개발 연구 경험이 있는 간호학 석사학위 이상의 간호사 3인, 만성질환 관련 임상경력이 10년 이상이면서 석사학위 이상의 임상간호사 3인으로 총 7인을 구성하였다. 2차 내용타당도의 전문가 구성은 간호학 교수 2인, 예방의학 교수 1인으로 구성하였다. 내용타당도 검증은 문항 수준 내용타당도(Item-level Content Validity Index, I-CVI)가 .80 이상이면 내용타당도가 높다는 기준[20]에 따라 문항을 선정하였으며, 수정이 필요한 문항에 대해서는 개방형 설문지를 이용하여 의견을 수렴하였다.

1차 내용타당도 검증 결과 I-CVI 지수의 범위는 .43~1.00 사이었으며, .80 미만인 10문항을 삭제 하였고, 전문가 의견에서 중복문항으로 판단된 2개 문항을 통합하여 42문항을 도출하였다. 42문항에 대한 2차 내용타당도 검증 결과 I-CVI는 .33~1.00으로 .80 미만인 1문항, 타 문항과 의미가 유사한 문항 2문항, 해당 요인과 관련성이 부족한 2문항 등 총 11문항을 삭제하였다. 2차 내용타당도 과정을 거치면서 ‘상황’ 구성 요인에 1문항만이 남게 되어 전문가의 의견을 종합하여 해당 문항은 ‘습관’ 구성 요인으로 통합하여 타당도 검증을 마무리 하였다. 최종 예비 도구는 개념적 기틀의 9개의 구성 요인을 바탕으로 총 31문항이 도출되었다.

본 조사를 시작하기 전에 개발된 도구의 이해도, 반응, 설문 응답 소요시간 등을 확인하기 위해 예비도구에 대한 예비조사를 실시하였다. DeVellis [19]가 예비조사를 위한 대상자로 20~40명을 제안한 근거에 따라 D시에 위치한 대학병원 외래에 내원하는 만성질환자 20명을 대상으로 실시하였다. 예비조사 결과, 이해하기 어렵거나 모호한 문장은 없는 것으로 나타나 문항의 수정 없이 도구를 그대로 사용하였다.

만성질환의 범위는 국가 또는 조사기관마다 차이가 있고, 국내에서도 명확하게 규정되어 있지 않으므로 본 연구에서는 만성질환의 범위를 파악하기 위해 세계보건기구의 비감염성질환으로 정의된 6개 질환, 한국의료패널에서 정의된 8개 질환, 국민건강영양조사에서 정의된 31개 질환을 비교한 뒤 최종적으로 고혈압, 당뇨병, 고지혈증, 관절병증, 만성신장질환, 만성호흡기질환, 허혈성심장질환, 뇌혈관질환, 기타(암, 비만, 간경변증 등)로 구분하여 대상자를 포함하였다.

도구 검증을 위한 대상자는 D시에 소재한 대학병원, 종합병원, 병원의 외래를 통원하는 자로서 만성질환을 1개 이상 진단받고 3개월 이상 추후 관리 중인 만성질환자이다. 탐색적 및 확인적 요인분석의 대상자 수는 150명에서 200명 이상의 표본이 바람직하다는 기준[22]과 탈락률 및 불충분한 응답을 고려하여 총 350명을 모집하였다. 회수된 설문지 총 350부 중 응답이 불충 분한 설문지 14부를 제외한 최종 336부를 Excel을 이용하여 무작위 표본 추출방법으로 탐색적 요인분석 186부, 확인적 요인분석 150부로 할당하였다.

자료수집은 2020년 4~7월까지이며, 자료수집기관은 D시에 소재한 총 3곳의 의료기관으로 300병상 이상의 대학병원, 종합병원과 30병상 이상의 병원급 의료기관 1곳의 간호부서장과 순환기내과, 내분비내과, 신장내과, 호흡기내과, 가정의학과, 일반외과, 정형외과장에게 연구목적과 연구대상자 모집 방법에 대해 설명하고 동의를 받은 후 진행하였다. 본 연구자와 연구목적과 설문지의 구조 등에 대해 교육을 받은 임상간호사 2인이 구조화된 설문지를 사용하여 일대일 면담방식으로 자료를 수집하였다. 연구대상자에게 연구의 목적과 절차, 연구의 자발적 참여 및 중단, 익명성 유지 및 비밀보장에 대해 설명하였다. 대상자가 연구참여에 자발적으로 동의한 경우 서면으로 연구참여 동의서를 받고 자료수집을 진행하였다. 설문에 참여한 대상자에게는 소정의 답례품을 제공하였다.

만성질환자의 자가간호 불이행 위험 사정도구의 수렴타당도 검증을 위해 한국어판 자기관리 측정도구[21]를 사용하였다. PIH-K는 Jeon 등[21]이 the Partners In Health scale (PIH)를 한국어로 번안하였으며, 총 12문항, 4개 하부요인으로 ‘대처’ 4문항, ‘치료적 파트너십’ 4문항, ‘증상인지 및 관리’ 2문항, ‘지식’ 2문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 0점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 8점 ‘매우 그렇다’의 9점 Likert척도로 측정하며, 점수의 범위는 최저 0점에서 최고 96점으로 점수가 높을수록 자기관리를 잘하는 것을 의미한다. PIH-K는 전체 문항의 신뢰도 Cronbach’s α는 .86이었고 요인별 Cronbach’s α는 대처 .83, 치료적 파트너십 .77, 증상인지 및 관리 .61, 지식 .68이었다. 본 연구에서 전체 문항의 신뢰도 Cronbach’s α는 .90이었고 요인별 Cronbach’s α는 대처 .89, 치료적 파트너십 .83, 증상인지 및 관리 .69, 지식 .82였다. 도구 사용을 위하여 이메일을 통해 Flinders University로부터 PIH 사용 승인을 받았으며, PIH-K는 도구 개발자에게 사용 승인을 받은 후 사용하였다.

도구 평가 단계 중 문항 분석에서 31문항의 문항별 평균 점수 범위는 1.57±0.75~3.28±0.89이며, 왜도는 -0.30~1.47이었고, 첨도는 -0.93~3.36으로 정규성을 만족하였다. 천장효과는 모든 문항에서 30% 미만으로 나타났으나 바닥효과는 총 7개 문항이 30% 이상으로 나타났다. 바닥효과 30% 이상으로 나타난 7개 문항 중 4개 문항은 삭제하였고 불이행 위험 사정에 중요한 문항으로 판단된 3문항은 유지하였다.

문항-총점 상관계수를 측정한 결과 1개 문항의 상관계수 값이 .30 미만으로 낮아 삭제하였다. 이 문항들을 제외한 나머지 문항의 문항-총점 상관계수는 .30~.59였으며, 문항분석 결과, 26개 문항이 도출되었다.

요인 수를 결정하는 기준은 대부분의 도구개발 논문에서 통용되는 기준[32]인 고유값 1.0 이상, 요인부하량 .30 이상으로 하였으며, 두 가지 요인에 중복 부하된 문항은 삭제하였다. 탐색적 요인분석은 총 3차까지 시행하였다. 문항분석을 통해 선정된 26개 문항에 대해 1차 탐색적 요인분석을 시행하였으며, KMO 값은 .80이었고, Bartlett 구형성 검정 결과 χ²은 1990.31 (p<.001)로 요인은 7개, 누적 설명력 52.6%였다. 1차 탐색적 요인분석에서 요인부하량이 .30 미만으로 나타난 1문항, 중복 부하(cross loadings) 문항으로 요인 간 요인부하량이 .20보다 작은 차이를 보인 6문항, 총 7문항을 삭제한 후 19문항에 대해 2차 탐색적 요인분석을 시행하였다. 2차 탐색적 요인분석 결과, 19문항의 KMO 값은 .77, Bartlett 구형성 검정결과 χ²은 1,252.82 (p<.001)로 요인은 6개, 누적 설명력 53.9%였다. 2차 탐색적 요인분석에서 하위 속성을 설명하기 힘들다고 판단된 1문항을 삭제한 후 18문항에 대해 3차 탐색적 요인분석을 시행하였다. 3차 탐색적 요인분석 결과, 18문항의 KMO 값은 .77, Bartlet 구형성 검정결과 χ²은 1320.88 (p<.001)로 요인은 6개, 누적 설명력 55.6%였다. 요인부하량은 모두 .30 이상이었고 중복 부하 문항은 없었으며 최종 6개 요인, 18개 문항이 도출되었다(Table 2).

Table 2 Exploratory Factor Analysis (Final Stage) (N=186) Click for larger image

탐색적 요인분석으로 도출된 6개 요인에 대해 문항의 내용을 함축할 수 있는 개념으로 요인을 명명하였다. 제1 요인은 지식과 기술(knowledge and skill), 제2요인은 신체적 기능상태(physical function status), 제3요인은 의료 접근성(access to health care), 제4요인은‘사회적 지지(social support), 제5요인은 동기(motivation), 제6요인은 자신감(confidence)으로 명명하였다.

확인적 요인분석 단계에서는 χ²=235.13 (p<.001)로 p값이 .05보다 작은 것으로 나타났으나 CMIN/df는 1.96, RMSEA는 .08, SRMR은 .07, GFI는 .86, CFI는 .87, TLI는 .83, AGFI는 .80, PGFI는 .60으로 적합도 기준을 충족하였다(Table 3).

Table 3 Findings of Confirmatory Factor Analysis and Item Convergent-Discriminant Validity (N=150) Click for larger image

CFA를 시행한 문항을 대상으로 문항의 수렴-판별 타당도를 검증하였다. 문항의 수렴타당도에서 표준화 요인부하량이 .54~.91로 기준치 .50 이상이었고, 통계적 유의성(Critical Ratio, C.R.)은 모든 문항에서 1.96 이상, p<.05임이 확인되었다. AVE 값은 .50~.64로 분포하여 모든 요인에서 AVE 값이 .50 이상임을 확인하였고, 개념신뢰도(Construct Reliability, CR)는 .74~.83으로 기준인 .70 이상을 충족하여 문항의 수렴타당도가 확보되었다. 문항의 판별타당도는 첫 번째, 각 요인의 AVE 값은 .50~.64로 요인 간 상관계수(Φ) 제곱의 값인 .004~.375보다 큰것을 확인하여 문항의 판별타당도가 확보되었다. 두 번째, 모든 요인의 상관계수에서 표준오차의 2배 값을 ±한 값이 .02~.69로 절대값 1을 포함하지 않아 문항의 판별타당도가 확보되었다(Table 3).