• 제목/요약/키워드: satisfactory factors

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관절염환자의 삶의 질에 영향을 미치는 요인탐색 (Investigation on Factors Influencing the Quality of Life of Arthritis Patients)

  • 오현자
    • 성인간호학회지
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    • 제12권3호
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    • pp.431-451
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    • 2000
  • In this paper, I will examine the variables influencing the Quality of Life of arthritis patients and present basic materials which help arthritis patients have positive thinking in life and ultimately lead a satisfactory life. The subjects for this study are 231 inpatients and outpatients with arthritis living in J and K city in Chonbug Province. For the analysis of collected data I employed the SAS program. The variables for characteristics and the quality of life were analysed by descriptive statistics, T-test and ANOVA, and the relations among variables were analysed through Pearson Correlation; the Regression method was employed to predict the factors affecting quality of life. For the validity of reliance on measuring equipment Cronbach Alpha was used. The results of the study are as follows : (1) The mean score of quality of life of arthritis patients is 3.09(5 in the maximum). The general characteristics which affect the quality of life are age(F=5.13, p=0.0006), standard of education(F=6.49, p=0.0003), marriage status(F=7.77, p=0.0005), monthly pay(F=4.37, p=0.0020), medical benefits (F=4.85, p=0.0087), and supports(F=4.39, p=0.0050). For the disease-related characteristics, there is a significant difference in the 6 items: pain control method(F=5.92, p= 0.0002), physical therapy(F=3.25, p=0.013), whethere or not patients exercise(F=4.62, p=0.0000), regularity of exercise(F=4.79, p=0.0000), frequency of exercise(F=6.29, p=0.0001), and amount of exercise(F=4.62, p=0.0043). Depending on the type of arthritis, there is also a significant difference in the degree of pain felt. The patients with infectious arthritis suffer from pain the most, followed by those with gout, rheumatism and degenerative arthritis, in that order. Although statistics don't show any convincing evidence, those with gout perceive that they are in best health condition, followed by those with rheumatism, degenerative arthritis, and infectious arthritis, in that order(F=2.23, p=0.0669). (2) The quality of life of arthritis patients is correlated positively with perceived health status(r=0.56, p=0.0001), health promoting behavior(r=0.53, p=0.0001), family support (r=0.46, p=0.0001), amount of exercise (r=0.36, p=0.0001), ADL(r=0.36, p=0.0001), HLOC(r=0.32, p=0.0001), frequency of exercise(r=0.32, p=0.0001)in that order, while correlated negatively with the degree of pain felt(r=-0.32, p=0.0001), the number of pain regions(r=-0.19, p= 0.0041), and the duration of pain(r=-0.14, p=0.0279). (3) Regression analysis reveals that the most powerful predictor of the quality of life is perceived health status, which account for 31.11%. The other predictors of the quality of life, which account for 60.22%, are health promoting behavior(16.51%), family support(3.81%), ADL(2.52%), gender(1.86%), the number of family members(1.36%), level of pain(1.24%), duration of pain (1.08%), and level of education(0.67%). The results of the study show that perceived health status and health promoting behavior are the two most important variables. However, considering that the perceived health condition is difficult to control by nursing intervention, it is suggested that the level of expectation for patients, must be decided first, and the health promoting behavior and the family support influencing the quality of life must be taken into account as targets for nursing intervention. As a way of controlling the quality of life, I think that a more comprehensive approach comprising the above important variables along with demographic and general characteristics is needed. I also suggest that we must continue to explore the variables affecting the quality of life and include those variables in nursing intervention.

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폐암환자의 치료순응도에 영향을 미치는 요인 (Factors Influencing the Therapeutic Compliance of Patients with Lung Cancer)

  • 채상철;박재용;김정석;배문섭;신무철;김건엽;김창호;손상균;감신;정태훈
    • Tuberculosis and Respiratory Diseases
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    • 제45권5호
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    • pp.953-961
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    • 1998
  • 연구배경: 폐암은 현재 우리나라에서 암사망의 가장 흔한 원인의 하나로 인식되고 있다. 많은 의료인들이 현재 폐암치료에 대해 회의적인 견해를 가지고 있음에도 불구하고 폐암치료의 점진적인 발전과 더불어 폐암환자의 생존률도 조금씩 향상되고 있음은 주지의 사실이다. 그러나 많은 수의 환자들은 여러가지 요인들에 의해 적절한 치료를 거부하거나 포기하는 실정이다. 폐암환자에 있어 치료 순응도에 영향을 미치는 요인을 평가하고 치료순응도를 향상시킬 수 있는 방안을 마련하고자 본 연구를 시행하였다. 방 법: 1989년 1월부터 1996년 12월까지 경북대학교 병원에서 원발성 폐암으로 진단된 환자 1141명 가운데 비교적 의무기록이 충실하고 활도도가 ECOG기준으로 grade 0-III인 903명을 대상으로 하였다. 나이, 성별, 흡연력, 음주력, 종교유무, 배우자유무, 직업과 학력등의 인구학적 특성 및 사회경제적 특성과 증상유무, 조직형, 병기, 수행상태 등의 병적특성에 따른 치료순응도를 후향적으로 분석하였다. 결 과: 치료순응률은 1989-1990년 57.3-61.3%에서 1995-1996년 64.2-67.5%로 연도에 따라 증가하는 경향이 있었다. 치료순응도는 연령, 교육수준, 직업과 유의한 상관관계가 있었으며, 성별, 배우자유무, 흡연력에 따른 치료순응도의 차이는 없었다. 증상을 가진 경우보다 무증상인 환자의 치료순응도가 유의하게 높았으며, 수행상태가 양호할수록 치료순응도가 유의하게 높았다. 소세포암에 비해 비소세포암에서 치료순응도가 유의하게 높았으나, 비소세포암가운데 병기 I기와 II기를 제외하였을 경우 조직형에 따른 치료순응도의 차이는 없었다. 소세포암과 비소세포암 모두에서 진행된 병기일수록 치료순응도가 유의하게 낮았다. 결 론: 폐암환자들의 치료순응도는 64%로 매우 낮았으며, 특히 교육수준과 병기가 치료순응도와 가장 밀접한 관계가 있었다. 따라서 이와같은 요인들이 있는 환자들의 경우 폐암과 치료과정에 대한 교육이 필요할 것으로 생각된다. 본 연구에서는 인적 사회경제적 특성과 병적 특성을 중심으로 치료순응도를 조사하였으나 향후 치료에 대한 환자의 인식도와 치료의 부작용과 같은 치료 특성과 환자-의사관계 풍이 순응도에 미치는 영향과 순응도가 낮은 환자들을 대상으로 교육프로그램을 실시하여 순응도의 향상을 가져올 수 있는지에 관한 전향적인 연구가 필요할 것으로 생각된다.

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자기효능감과 사회적 지원이 우울증 노인의 삶의 질에 미치는 영향에 관한 연구 (The Effects of Self-Efficacy and Social Support on the Quality of Life of the Elderly with Depression)

  • 강선경
    • 한국노년학
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    • 제29권2호
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    • pp.629-643
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    • 2009
  • 본 연구의 목적은 우울증 노인들의 인구사회학적 특성에 따라 자기효능감과 사회적 지원에 어떠한 차이가 있는 가를 살펴보고, 자기효능감과 사회적지원이 우울증 노인들의 삶의 질에 미치는 영향을 살펴보는 것이다. 즉, 우울증 노인들의 삶의 질에 영향을 미치는 변인을 연구함으로써 그들을 이해하는데 중요한 지식을 제공하고, 그들이 행복하고 만족한 삶을 사는데 어떠한 배려가 필요한지를 알아보는 것이다. 본 연구의 대상자는 편의 추출한 215명으로 서울, 경기 지역에 소재하고 있는 정신병원의 외래와 주간 병동, 정신보건 센터에서 추후 관리를 받고 있는 노인들로서 연구에 참여하기로 동의하고 의사소통이 가능한 자로 선정하였다. 본 연구는 2008년 11월 10일에서 20일까지 11일간 이루어졌으며, 본 연구의 질문지는 인구사회학적 특성을 묻는 문항, 자기효능감, 사회적 지원, 그리고 삶의 질을 묻는 문항으로 구성되었다. SPSS v15.0 통계 프로그램을 사용하여, 빈도분석, 평균비교, 교차분석, 다중회귀분석 등의 분석이 이루어졌다. 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 인구사회학적 변인 중에서 남성, 유배우자, 고학력, 비수급자, 유병기간이 짧을수록, 그리고 건강이 양호한 노인들에게서 자기효능감의 정도가 높게 나타나고 있다. 또한 고학력, 비수급자, 건강이 양호한 노인들이 사회적 지원을 더 많이 받았으며, 삶의 질은 배우자 유무, 기초생활수급여부, 유병기간, 건강에서 유의미한 차이를 보였다. 둘째, 자기효능감과 사회적 지원이 삶의 질에 미치는 영향을 알아보기 위해 실시한 회귀분석 결과에서, 자기효능감이 클수록, 사회적 지원을 받을수록, 배우자가 있는 노인일수록, 건강하다고 느낄수록, 비수급자일수록, 유병기간이 짧을수록 우울증 노인들의 삶의 질은 높은 것으로 나타났다. 이상과 같은 연구 결과를 바탕으로 사회복지적 함의와 후속연구 및 제언을 덧붙였다.

주성분(主成分) 및 정준상관분석(正準相關分析)에 의(依)한 수간성장(樹幹成長) 해석(解析)에 관(關)하여 (An Analytical Study on the Stem-Growth by the Principal Component and Canonical Correlation Analyses)

  • 이광남
    • 한국산림과학회지
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    • 제70권1호
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    • pp.7-16
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    • 1985
  • 임목(林木)의 주체성인(主體成因)인 수간(樹幹)에 대한 각종(各種) 성장인자간(成長因子間)의 정준상관(正準相關)과 그의 관계적(關係的) 배경(背景) 및 수간(樹幹)의 총합적(總合的)인 변동분석(變動分析)에 의(依)한 수간적(樹幹的) 특징(特徵)을 파악(把握)함에 있어, 그의 최적기법(最適技法)을 탐색(探索)하기 위한 시도(試圖)로서 일본(日本)잎갈나무(Larix leptolepis)에 주성분(主成分) 및 정준상관분석법(正準相關分析法)을 도입적용(導入適用)하고, 얻어진 결과(結果)를 다음과 같이 요약(要約)한다. 1) 정형수(正形數)($x_8$)를 제외(除外)한 모든 성장인자(成長因子) 즉(卽), 수고(樹高)($x_1$), 지하고(枝下高)($x_2$), 망고(望高)($x_3$), 흉고직경(胸高直徑)($x_4$), 중앙직경(中央直徑)($x_5$), 수관폭(樹冠幅)($x_6$) 및 간재적(幹材積)($x_7$) 등(等)의 각(各) 인자간(因子間)에 강약간(強弱間)의 상관(相關)이 있으며, 특(特)히 흉고직경(胸高直徑), 수고(樹高) 및 중앙직경(中央直徑) 등(等)은 간재적(幹材積)과 고도(高度)의 상관(相關)이 있다(표(表) l 참조(參照)). 2) (1) 상장성장인자(上長成長因子)인 수고(樹高), 지하고(枝下高) 및 망고(望高) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間), (2) 비대성장인자(肥大成長因子)인 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수관폭(樹冠幅) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間), (3) 상장(上長) 및 비대성장인자(肥大成長因子)를 총망라(總網羅)한 6개인자(個因子)의 합성변량(合成變量)과 간재적간(幹材積間)의 정준상관계수(正準相關係數)와 정준변량(正準變量)이 각각(各各) $${(1)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.82980^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v_1=1.08323x_1-0.04299x_2-0.07080x_3}\\{(2)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.98198^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v_1=0.86433x_4+0.11996x_5+0.02917x_6}\\{(3)\;{\gamma}_{u1,v1}=0.98700^{**},\;\{u_1=1.00000x_7\\v1=0.12948x_1+0.00291x_2+0.03076x_3+0.76707x_4+0.09107x_5+0.02576x_6}$$ 등(等)과 같이 되어, 어느 경우(境遇)에서도 고도(高度)의 정준상관(正準相關)을 가지며, (1)의 경우(境遇)에는 수고(樹高)가, (2)의 경우(境遇)에는 흉고직경(胸高直徑)이, (3)의 경우(境遇)에는 흉고직경(胸高直徑)과 수고(樹高)가 각각(各各)의 정준상관(正準相關)에 절대적인 기여(寄與)를 하는 것으로서, 각종(各種) 질적성장(質的成長)의 총합특성(總合特性)은 이들 인자(因子)의 막강한 영향력(影響力)에 의해서 형성(形成)되며, 특(特)히 (3)의 경우에서 간재적(幹材積)과의 정준상관(正準相關)에 미치는 흉고직경(胸高直徑)의 영향력(影響力)은 기타(其他)의 인자(因子)에 비(比)하여 판이(判異)하게 큰 것으로 밝혀지고 있다(표(表) 2 참조(參照)). 3) 상장성장인자(上長成長因子)인 수고(樹高), 지하고(枝下高) 및 망고(望高) 등(等)의 합성변량(合成變量)과 비대성장인자(肥大成長因子)인 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수관폭(樹冠幅) 등(等)의 합성변량간(合成變量間)의 정준상관계수(正準相關係數)와 정준변량(正準變量)이 $${\gamma}_{u1,v1}=0.78556^{**},\;\{u_1=1.20569x_1-0.04444x_2-0.21696x_3\\v_1=1.09571x_4-0.14076z_5+0.05285z_6$$와 같이 됨에 따라, 각종 상장성장인자(上長成長因子)와 비대성장인자간(肥大成長因子間)의 고도(高度)의 정준상관(正準相關)에 있어 수고(樹高)와 흉고직경(胸高直徑)만의 기여도(寄與度)가 극(極)히 현저한 것으로서, 상장성장(上長成長)의 총합특성(總合特性)은 수고(樹高)에 의해서, 비대성장(肥大成長)의 총합특성(總合特性)은 흉고직경(胸高直徑)에 의해서 각각(各各) 형성(形成)된다는 사실(事實)이 확인(確認)된 것이다. 따라서 양인자(兩因子)에 대한 간재적계측(幹材積計測)에 있어서의 필수유력인(必須有力因子)로서의 과학성(科學性)이 입증(立證)된 것이라 생각한다(표(表) 2 참조(參照)). 4) 수간(樹幹)의 8개성장인자(個成長因子) 즉(卽), 8차원(次元)의 정보(情報)(특성치(特性値))를 설정(設定)된 유효목표(有效目標) 85%에 따라 3차원(次元)으로 간략화(簡約化)된 총합특성치(總合特性値) 즉(卽), 제(第) 1 ~ 제(第) 3 주성분(主成分)은 다음과 같다. 제(第) 1 주성분(主成分)($Z_1$); $Z_1=0.40192x_1+0.23693x_2+0.37047x_3+0.41745x_4+0.41629x_5+0.33454x_60.42798x_7+0.04923x_8$ 제(第) 2 주성분(主成分)($Z_2$) ; $z_2=-0.09306x_1-0.34707x_2+0.08372x_3-0.03239x_4+0.11152x_5+0.00012x_6+0.02407x_7+0.92185x_8$ 제(第) 3 주성분(主成分)($Z_3$) ; $Z_3=0.19832x_1+0.68210x_2+0.35824x_3-0.22522x_4-0.20876x_5-0.42373x_6-0.15055x_7+0.26562x_8$ 제(第) 1 주성분(主成分)($Z_1$)은 기여율(寄與率)이 63.26%나 되는 매우 높은 정보흡수력(情報吸收力)을 가진 "크기의 인자(因子)(size factor)"로서, 그의 주성분득점(主成分得點)(principal component score)은 인자부하량(因子負荷量)이 매우 높은 간재적(幹材積), 흉고직경(胸高直徑), 중앙직경(中央直徑) 및 수고(樹高) 등(等)에 의해써 결정(決定)되며, 제(第) 2 주성분(主成分)($Z_2$)은 입체적(立體的) 형상(形狀)의 지표(指標) 즉(卽), 수간(樹幹)의 입체적(立體的) 상사성(相似性)과 완구도(完溝度)를 나타내주는 "형상(形狀)의 인자(因子)(shape factor)"로서, 그의 score는 정형수(正形數)의 절대적(絶對的)인 영향력(影響力)에 의(依)해서 형성(形成)되며, 제(第) 3 주성분(主成分)($Z_3$)은 상장성장(上長成長)과 비대성장(肥大成長)과의 역관계(逆關係)의 현상(現象) 즉(卽), 수간(樹幹)의 세장(細長)(또는 굵고 짧음)의 정도를 표시(表示)하는 성장형상(成長形狀)의 지표(指標)로서, 이는 제(第) 2의 "형상(形狀)의 인자(因子)"가 된다. 이상(以上) 3개주성분(個主成分)은 그의 누적기여율(累積寄與率)이 88.36%로서 만족스러운 정보흡수역량(情報吸收力量)을 지니고 있다(표(表) 3 참조(參照)). 5) 본(本) 연구(硏究)에 적용(適用)된 주성분(主成分) 및 정준(正準) 상관분석법(相關分析法)은 적극적(積極的)인 이용개발(利用開發)에 따라서는 삼림계측(森林計測)(임목성장(林木成長)), 지위판정분류(地位判定分類), 삼림(森林) 및 임산업(林産業)의 경영진단(經營診斷), 임산가공(林産加工)(품(品))의 생산관리(生産管理) 및 기지(其地) 총합특성치(總合特性値)의 산정(算定)을 필요(必要)로 하는 분야(分野)에 많은 기여(寄與)가 있을 것으로 사료(思料)된다.

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중년기 종교 활동과 신앙성숙도가 부부생활만족도에 미치는 영향분석연구 (A Influence Effect of Mid-life Religious Life and Faith Maturity on the Couples' Life Satisfaction)

  • 정진오;변상해;김종수
    • 한국벤처창업학회:학술대회논문집
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    • 한국벤처창업학회 2009년도 추계학술대회
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    • pp.265-288
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    • 2009
  • 본 연구는 인생의 봄은 지나고 인생의 가을을 맞이하는 중년기부부관계는 결혼 전의 영향도 있지만 결혼 후에 발생하는 갈등요인이 더 많이 있다. 이유는 부부 사이의 태도와 안정되고 적절한 수입 그리고 종교 활동과 신앙성숙이 부부생활만족과의 깊은 관계가 있다고 본다. C. G. Jung은 인생의 전반기를 자기확산기로, 후반기는 자기수렴기로 구분하였는데, 자기 확산기에는 외부적.물질적 자아에 몰두하는 반면, 자기 수렴기에는 종교적 철학적 직관적 정신세계에 몰두해야만 인생전체가 균형과 통합을 이루는 중년기로 보았다. 이는 중년기의 발달과 심리적 위기를 잘 극복하고 보내면 노년기를 행복하게 맞는다. 본 연구는 중년기의 정의와 중년기의 발달특성, 중년기에서의 종교와 종교에서의 부부관계와 중년기 부부변화가 무엇인가를 연구한 후 종교에 대한 이해를 중점으로 중년기부부 생활만족도에 대한 이론들을 문헌연구로 제시하였다. 양적연구는 중년기 종교 활동과 신앙성숙도의 변인들이 중년기 부부생활만족도에 미치는 영향을 분석하기 위해 서울 및 수도권 내에 있는 35세 부터 60세 까지의 중년기를 연구대상으로, 2009년 3월 25일 부터 4월30일 까지 400명에게 중년기 종교 활동과 신앙성숙도 그리고 부부생활만족도 등을 설문하고 통계 처리하여 결과를 분석하였다. 첫째, 종교 활동과 신앙성숙도의 관계에서 신앙성숙도의 봉사, 관계, 영성은 종교활동에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 보였다. 이 결과는 영성적, 개인적, 공식적종교 활동은 신앙성숙도에 영향이 있음을 말한다. 둘째, 종교 활동에 따른 신앙성숙도와 부부생활만족도의 관계에서 종교 활동(t=31.36, p<.001)이 신앙성숙도에 정(+)의 영향을 미치는 것과 종교활동(t=33.81, p<.001)이 부부생활만족도에 정(+)의 영향을 미치는 것, 그리고 신앙성숙도(t=28.64, p<.001)가 부부생활만족도에 정(+)의 영향을 미치는 것으로 종교 활동에 따른 신앙성숙도와 부부생활만족도에는 인과관계가 있음을 말한다. 셋째, 중년기 종교 활동과 신앙성숙도와 부부생활만족도의 관계에서 부부생활만족도에 대해서 종교 활동과 신앙성숙도 사이에 주요효과를 분석한 결과 종교 활동(F=15.95, p<.001)과 신앙성숙도(F=23.94, p<.001)는 부부생활만족도에 유의한 영향을 미치는 것으로 보였다. 이러한 연구결과는 종교 활동과 신앙성숙도와 부부생활만족도 사이에 관계성이 높은 것으로 기독교 불교 천주교의 종교 활동과 신앙성숙도가 중년기 부부생활만족도에 중요한 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

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배수구조를 기반으로 한 Clark 모형의 재해석 (Re-Analysis of Clark Model Based on Drainage Structure of Basin)

  • 박상현;김주철;정동국;정관수
    • 대한토목학회논문집
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    • 제33권6호
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    • pp.2255-2265
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    • 2013
  • 본 연구에서는 유역의 배수구조를 설명할 수 있는 폭 함수 기반의 Clark 모형을 제안하였다. 시간-면적곡선으로는 지표면과 하천에 대하여 개별적인 동수역학적 특성을 적용한 재조정된 폭 함수를 이용하였다. 선형저수지 추적의 경우 기존의 Clark 모형과 같이 차분화된 형태가 아니라 해석식을 적용하여 수행하였다. 본 연구에서 고려한 주요한 매개변수들로는 지표면평균이송속도 및 하천평균이송속도와 저류상수를 들 수 있다. 실제 매개변수의 추정 과정에는 전역최적화 기법 중의 하나인 SCE-UA 기법을 적용하였다. 또한 Clark 모형으로부터 유도된 순간단위도의 형상은 원점에 대한 1차모멘트와 면적중심에 대한 2, 3차 모멘트로 구분하여 평가하였다. 관측 수문사상의 통계모멘트들과 본 연구에서 추정된 통계모멘트들의 상관계수는 1차모멘트의 경우 0.995, 2차모멘트는 0.993, 3차모멘트는 0.983로 산정되었다. 평균과 분산에 대해서는 추정값과 관측값이 대체로 일치하는 경향을 보여주었다. 그러나 추정된 3차모멘트에 대한 결과는 다소 과대 평가되는 경향을 나타내었다. 제안된 Clark 모형은 순간단위도의 형상을 평균과 분산만을 고려하여 적용한 방법보다 수문곡선의 왜곡 및 첨두좌표의 모의와 관련된 한계점을 개선하였다. 이러한 결과로부터 본 연구에서 제시한 방법론은 배수경로의 이질성과 동적매개변수들의 영향을 적절하게 반영할 수 있음을 확인할 수 있었다. 본 연구에서 고려한 모멘트들의 변동성은 주로 저류상수의 영향이 크게 나타나고 있으며, 지표면평균이송속도보다는 하천평균이송속도가 크게 영향을 미치는 것을 확인할 수 있었다. 이로부터 저류상수와 하천평균이송속도가 Clark 모형으로부터 유도되는 순간단위도의 형상을 결정하는데 지배적인 역할을 하는 것으로 확인되었다. 따라서 두 매개변수는 모형의 적용 과정에서 중요하게 고려되어야 할 것으로 판단된다.

아동청소년 교우관계문제검사의 요인구조 (Factor Structures of the Korean Inventory of Peer Relationships)

  • 최선희;김종미;홍상황
    • 초등상담연구
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    • 제10권2호
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    • pp.185-201
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    • 2011
  • 본 연구는 아동청소년 교우관계문제검사(KIPR)에 잠재되어 있는 요인구조를 밝히고 검증하여 이 검사의 심리적 특성을 밝히고 해석적 유용성을 높이는데 목적이 있다. 이를 위해 경남지역 3개 초등학교 4~6학년 아동 616명을 대상으로 아동청소년 교우관계문제검사를 실시하였고 그 중 578명의 자료를 분석하였다. 연구결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 3요인과 4요인 모형을 설정하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과 3요인 모형이 적합한 것으로 나타났다. 3요인 모형에서 요인 1은 아동청소년 교우관계문제검사의 비주장성(C5), 사회적 억제(C4), 냉담(C3), 과순응성(C6) 원형척도의 문항들로 구성되어 있어서 "자신감 결여와 사회적 위축", 요인 2는 통제지배(C1), 자기중심성(C2) 원형척도의 문항들로 구성되어 있어서 "공격성과 타인조종", 요인 3은 자기희생(C7), 과관여(C8), 과순응성(C6) 원형척도의 문항들로 구성되어 있어서 "과잉배려"로 명명하였다. 둘째, 확인적 요인분석을 실시한 결과 3요인 모형은 4요인 모형보다 수집된 자료를 잘 반영하고 있었고(RMSEA=.054), 적합도는 만족할 수준은 아니지만 수용할 수 있는 수준이었고(CFI=.786), 모형의 간명성 또한 적합한 것으로 나타났다(PCFI=.733). 본 연구에서는 교우관계원형에서 상관계수가 높은 인접한 척도끼리는 동일한 요인으로 묶여지는 것을 확인하였고 이를 통해 8개의 원형척도를 망라하는 상위의 대표적인 요인척도를 구성하는데 필요한 근거를 제공하여, 이 검사의 해석적 유용성을 높였다는 점에서 의의가 있다고 생각된다.

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부분방실중격결손증에 대한 외과적 교정의 장기 결과 (Long-term Results of Surgical Correction for Partial Atrioventricular Septal Defects -Seventeen-year Experience -)

  • 이정렬;박천수;임홍국;김용진;노준량;배은정;노정일;윤용수
    • Journal of Chest Surgery
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    • 제36권12호
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    • pp.911-920
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    • 2003
  • 본 연구에서 지난 17년간 경험한 부분방실중격결손증의 외과적 교정술의 장기결과를 후향적으로 분석하였다. 대상 및 방법: 1986년 4월부터 2002년 12월까지 부분방실중격결손증으로 외과적 교정술을 시행 받은 93명의 환자를 대상으로 사망률, 생존율 및 그 위험인자를 분석하고, 추적관찰 기간중 재수술과 관련되는 위험인자를 분석하였다. 남자 환자가 32명 여자 환자가 61명이었으며, 수술 당시 연령의 중앙값은 68개월(3∼818개월)이었고 평균추적관찰기간은 108$\pm$59.4개월(1∼200개월)이었다. 결과: 조기사망은 4예로 수술 사망률은 4.3%였다. 사망원인은 발작성 폐동맥고혈압증 1예, 저심박출증 1예, 심부전에 의한 심폐기이탈실패 1예, 심실세동 1예였고, 사망과 관련하여 통계적으로 의미 있는 인자는 없었다. 조기사망한 환자 4명을 제외한 89명의 환자를 추적 관찰하였고, 1예에서 만기사망을 확인하였다. 3년, 5년, 10년, 15년 생존율은 각각 95.7%, 94.3%, 94.3%, 94.3%였다. 수술 직후 63명(67.7%)의 환자에서 좌측 방실판막폐쇄부전이 개선되었고, 14명(15.1%)의 환자에서는 술 전과 같았고, 12명(12.9%)에서는 악화되었다. 추적관찰 기간 중 8명(9.0%)의 환자에서 재수술을 시행하였으며, 완전 교정술 후 평균 38.6개월(3∼136개월) 후 시행되었다. 3년, 5년, 10년, 15년 무재수술 생존율은 각각 94.0%, 91.4%, 91.4%, 88.2%였다. 재수술의 원인으로는 좌측 방실판막페쇄부전이 7예, 좌심실유출로협착이 2예, 잔존심방중격결손 1예, 좌측 방실판막협착 1예, 우심부전 1예였고, 재수술과 관련하여 좌심실 유출로 협착이 통계적으로 의미있는 위험인자였다(p=0.002). 10명의 환자에서 술 후 부정맥이 발생하였는데, 3명의 환자에서 상심실성 부정맥, 7명의 환자에서는 완전 방실전도차단이 발생하였고, 이 중 6명의 환자에서 영구 인공심박조율기의 삽입이 필요하였다. 걸론: 부분방실중격결손증은 낮은 사망률로 수술을 시행할 수 있었다. 재수술의 원인은 좌측 방실판막페쇄부전이 가장 많았다. 방실판막구조물의 기형이 동반된 경우 재수술의 가능성이 높아지는 경향을 보였으나 통계적 의미는 없었다. 또한, 술후 좌심실유출로협착여부가 재수술의 위험인자였으므로 좌측 방실판막 및 좌심실 유출로의 해부학적인 구조에 대한 정확한 이해가 요구된다. 좌심실유출로협착은 발생시 대동맥하부의 조직에 대한 절제술을 시행할 수 있으나 재발 가능성이 크고, 필요시 수정 Konno수술로 만족할만한 결과를 얻을 수 있었다. 또한, 방실전도차단은 초기시행단계에서 많이 발생하였으며, 심장 전도계에 대한 정확한 해부학적 이해와 경험축적으로 극복할 수 있었다.

한국형 신경행동검사 배터리의 개발 -면접과 컴퓨터 신경행동검사의 타당성 평가- (Development of Korean Neurobehavioral Test Battery -Assessment of the Validity of Traditional and Computerized Neurobehavioral Tests-)

  • 정종학;김창윤;사공준;전만중;박홍진
    • Journal of Preventive Medicine and Public Health
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    • 제31권4호
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    • pp.692-707
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    • 1998
  • 우리나라 근로자의 특성과 산업보건 현실에 적합한 신경행동검사들을 선택하기 위하여 지금까지 국내의 일부 연구에서 사용되었던 신경행동검사들의 타당도를 비교평가하였다. 대구지역의 중소규모 사업장에서 톨루엔, 크실렌, 메틸에틸케톤, 이소프로필알콜, 메탄올에 폭로되는 유기용제 폭로군 96명과 대조군 100명을 대상으로 인구학적 변수와 직업관련 변수를 조사하고, 컴퓨터 신경행동검사 네 가지 검사항목(숫자 더하기, 부호숫자 짝짓기, 숫자 외우기, 손가락 두드리기)과 면접식 신경행동검사 일곱 가지 검사항목(Benton visual retention 검사, 숫자 외우기, 숫자부호 짝짓기, 숫자 더하기, 목적점찍기, 핀꼽기, 막대 두드리기)을 수행하였다. 11개의 신경행동검사 항목들 중 지각과 반응속도 영역에서 컴퓨터 부호숫자 짝짓기, 운동영역에서 컴퓨터 손가락 두드리기 및 미세운동영역에서 핀꼽기의 유사영역의 다른 검사에 비해 타당도가 상대적으로 높은 것으로 평가되었다. 이러한 결과는 산업장 근로자의 중추신경계장애의 선별을 위한 신경행동검사의 선택에 도움이 될 것으로 생각되나 대상자의 폭로기간이 길지 않고 폭로력과 재현성을 고려하지 못한 제한점을 가진다.

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한국형 자가평가 불안척도의 개발 (Development of the Korean Form of Zung's Self-Rating Anxiety Scale)

  • 이중훈
    • Journal of Yeungnam Medical Science
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    • 제13권2호
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    • pp.279-294
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    • 1996
  • 불안의 존재나 정도를 양적으로 측정하고 평가하기 위해서 한국형 자가평가 불안척도를 연구 개발하기 위하여 1994년 8월 부터 1996년 9월까지 영남대학교 의과대학 부속병원 정신과 및 국립 부곡 정신병원 정신과에 외래 및 입원한 불안장애 환자를 대상으로 하여 본 연구를 시행하였다. 불안장애 환자 집단은 남자 52명(53.6%), 여자 45명(46.4%)으로 총 97명(32.1%)이며, 이들 진단의 정확도를 위하여 환자의 선정 기준은 DSM-IV에 의해 불안장애 환자로 진단한 사람들을 대상으로 하였다. 비교 집단은 검사 당시 정상적인 사회 활동에 참여하고 있는 피험자로 주로 고등학교 학생과 일반 대학생 그리고 지역 사회 일반 성인 및 그 가족을 중심으로 하여 남자 104명(50.7%), 여자 101명(49.3%)인 총 205명(67.9%)이였다. 이들에게 Zung의 자가평가 불안척도를 한국형으로 번안하여 조사 방법으로 시행하였다. 본 조사에서 수집된 자료는 종합 검토하여 불충분한 자료를 제거하고 SPSS의 프로그램을 통해서 분석하였다. SAS의 문항 분석을 시행하여 각 문항간의 상관관계, 문항 내적 상관도, 검사의 신뢰도 검증 및 요인분석 그리고 불안척도를 사용하여 정상과 이상 집단을 판별 할 수 있는 판별력을 알아 보기위하여 판별분석 등을 시행하였다. 불안척도로 평가된 비교 집단의 평균 총점은 $32.36{\pm}6.35$이였다. 불안척도로 평가된 불안장애 환자 집단의 평균 총점은 $50.53{\pm}7.67$이였다. 비교 집단인 정상 집단은 전체 불안 점수의 분포는 50점 이상인 경우가 1.0%(2명)이었고, 불안장애 집단의 전체 불안 점수의 분포는 50점 이상인 경우가 25.9%(56명)이었다. 본 척도에 대한 검사-재검사의 신뢰도 검증에서 신뢰도 계수는 0.98(p < 0.001), 항목-전체간의 상관계수의 평균치는 0.60(0.16-0.76), 내적 일관성은 0.96(p < 0.001)이며, 모두 통계적으로 의미있는 신뢰도를 보여주었다. 요인분석에서 4개의 요인이 추출되었는데, 이러한 점은 불안이 여러 가지 요소로 구성되어 있을 가능성도 시사한다. 불안척도에서 비교 집단인 정상인 집단에서 항목별로 높게 평가된 상위 문항들은 발한, 초조, 우려, 불면 및 호흡곤란 등이었고, 하위 항목은 졸도감, 혼돈, 이상감각, 현기증 및 진전 등의 항목이였다. 불안장애 집단이 SAS에서 항목별로 높게 평가된 상위 문항들은 우려, 초조, 발한, 호흡곤란 및 불면 등이며, 하위 항목은 졸도감, 이상감각, 악몽, 현기증 및 진전 등으로 본 연구에서 분석한 결과에서 서로 항목별 내용이 비슷한 결과를 보였다. 본 연구에서 한국형 자가평가 불안척도를 사용하여 판별분석을 한 결과 두 집단을 정상인 집단과 불안장애 환자 집단으로 판별하는 전체 정확 판별율(93.7%)이 비교적 양호한 결과를 보였다. 앞으로 한국형 자가평가 불안척도를 사용하여 불안장애가 있는 피험자를 객관적인 자료에 의해 선발 할 수 있는 도구가 될 것이라고 사려된다.

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