Dementia and Neurocognitive Disorders 2012; 11: ORIGINAL ARTICLE 검사 - 재검사간격이 K-MMSE 점수변화의유의성지표에미치는영향 송민지 김지향 * 유경 김지현 이주일 강연욱 *, 한림대학교춘천성심병원신경

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민수 형
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1 Dementia and Neurocognitive Disorders 2012; 11: ORIGINAL ARTICLE 검사 - 재검사간격이 K-MMSE 점수변화의유의성지표에미치는영향 송민지 김지향 * 유경 김지현 이주일 강연욱 *, 한림대학교춘천성심병원신경과한림대학교성심병원신경과 * 한림대학교고령사회연구소 한림대학교심리학과 Received: November 14, 2012 Revision received: December 18, 2012 Accepted: December 24, 2012 Address for correspondence Yeonwook Kang, Ph.D. Department of Psychology, Hallym University, 39 Hallymdaehak-gil, Chuncheon , Korea Tel: Fax: ykang@hallym.ac.kr * 본연구는한국학술진흥재단의지원 (KRF J01902) 에의하여이루어진것임. The Influence of Test-Retest Interval on the Significant Change Indices for the K-MMSE Minji Song, M.A., Jihyang Kim, M.A.*, Kyung Ryu, Ph.D., Jihyun Kim, Ph.D., Juil Rie, Ph.D., Yeonwook Kang, Ph.D.*, Department of Neurology, Hallym University Chuncheon Sacred Heart Hospital, Chuncheon; Department of Neurology*, Hallym University Sacred Heart Hospital, Anyang; Hallym University Institute of Aging, Chuncheon; Department of Psychology, Hallym University, Chuncheon, Korea Background: The Mini-Mental State Examination (MMSE) has been commonly used to measure cognitive change over time. The aim of present study was to investigate the normative rates of change for the MMSE across test-retest intervals. Methods: We administered the Korean MMSE (K-MMSE) to 1055 community-dwelling middle aged and older adults three times over 6 years. Based on the Christensen s health screening criteria (1991), 234 middle-aged healthy adults (104 men, 130 women; mean age ± 6.20 years; age range years; mean education 7.63± 4.06 years) and 505 healthy elderly (200 men, 305 women; mean age 71.00± 4.62 years; age range years; mean education 5.61±5.12 years) were selected for the statistical analysis. Reliable change indices were computed using two different statistical methods, the Reliable Change Index adjusted for practice effects (RCIPE; Chelune et al., 1993) and the Standardized Regression-Based Change Index (SRBCI; McSweeny et al., 1993). Results: For the middle-aged healthy adult group, the 90% confidence intervals of the RCIPE and SRBCI were the same such as ±4 in 2-year, ±5 in 4-year, and ±6 in 6-year test-retest intervals. For the healthy elderly group, the 90% confidence intervals of the RCIPE were -5 and +4 in 2-year interval and -7 and +5 in 4- & 6-year intervals. The 90% confidence intervals of the SRB change index were ± 4 in 2-year interval and ± 6 in 4- & 6-year intervals. Conclusions: The result provides the normative data of the reliable change scores for the K-MMSE for the middle-aged and older adults. It shows that the reliable change indices were varied across different age groups as well as test-retest intervals. Key Words: MMSE, Test-retest interval, Reliable change index, Standardized regression based change index 서론노인인구의증가에따른노인병환자의증가는최근사회적문제로대두되고있다. 노인병중에서도가장심각한질병중하나가치매이다. 그러나치매는조기에발견하여적절한치료적개입을하면증상을개선시키거나치매의진행을늦추는것이부분적으로가능하고, 이를통해서환자와보호자의고통과부담을경감시키고치매로인한사회적비용을절감할수있다. 따라서, 많은나라에서치매를조기에발견하기위한국가적차원의사업을시행하고있는데국내에서도 2006년에치매조기검진사업이시작되어보건복지부주관하에전국각지의보건소및의료기관에서치매진단검사를실시하고있다. 치매의조기검진사업에는인지선별검사 (cognitive screening test) 로서전세계에서널리사용되고있는 Mini-Mental State Examination (MMSE) 이사용되고있다 [1]. MMSE는다양한인지기능들을짧은시간에측정할수있고치매여부를탐지하는검사로서의신뢰도와타당도가입증된검사이다 [2]. 국내에서도한국판 MMSE (Korean version of MMSE; K-MMSE) 가개발되어표준화되었고치매선별도구로서의료기관에서널리사용되어왔다 [3]. 지역사회를중심으로치매예방및조기발견사업이활발히진행됨에따라서시간간격을두고 MMSE를반복실시한후검사-재검사시 MMSE 점수의변화를치매의조기탐지와치매의진전이나치료효과를평가하는지표로사용하는경우가증가하고있다 [4]. 그러나, MMSE 점수의변화를이런목적으로사용하기위해서는먼저고려하여야할중요한문제가있다. 그것은능력검사가반복적으로시행되었을때나중에얻은점수를첫시행에서얻은점수 146

2 검사 - 재검사간격이 K-MMSE 점수변화의유의성지표에미치는영향 147 와동일하게해석하여도되는지에관한문제이다 [5]. 같은검사가반복적으로실시되었을때그결과에영향을미칠수있는변인들은 검사자체와관련된변인 과 검사상황과관련된변인 으로나누어생각해볼수있다. 전자에해당되는변인들로는검사자체의신뢰도, 측정오차, 연습효과, 천정효과, 바닥효과등이있고후자에해당되는변인들로는 1차검사와재검사의간격, 평균으로의회귀현상등이있다 [6]. 또한나이와교육수준등환자개인의인구학적변인, 환자의임상적인상태, 과거의검사경험등도재검사시의점수변화에영향을미칠수있다고알려져있다 [7, 8]. 따라서이러한변인들로부터의영향을최소화하기위해서여러가지방법론적인보완과통계적인기법이제안되어왔다. 방법론적인측면에서가장자주언급되는방법은동형검사를사용하는것이다. 그러나, MMSE처럼동형검사가개발되지않았거나개발된동형검사의타당도가충분히입증되지않은경우가많고, 동형검사를사용하여도연습효과를제거할수없다는선행연구가보고된바있다 [9]. 또다른방법은반복적인검사시 정상적인변화 를나타내는통제집단의자료와연구대상집단 ( 실험집단 ) 의자료를비교하는것인데, 정상적인변화가어느정도의변화인지그기준이명확하게제시되어있지않은검사들이많고실험집단과통제집단간의개인차를통제하는것이어렵기때문에이방법또한한계가있다 [10]. MMSE의경우, 정상집단의점수변화에대한연구가외국에서는소수수행되었으나 [4, 11, 12], 국내에서는아직까지이에대한자료를제공할만한연구가수행되지않았다. 마지막으로, 또다른방법은검사-재검사간격을통제하는방법이다. 그러나검사-재검사간격이짧을수록연습효과가나타날가능성이높아지고그간격이길수록연습효과로부터자유로울것이라는사실은많은연구자들이인정하고있지만, 연습효과를배제할수있는최적의검사-재검사간격이어느정도인지에대해서는합의된연구결과가아직보고되지않고있다. 이같은방법론적인보완에의해서도해결되지못한문제들을보완하기위해서다양한통계적인방법들이개발되었다 [6]. 검사- 재검사점수를통계적으로비교하기위해서는환자집단의 1차검사와 2차검사의점수차이를정상집단에서의점수차이와비교하는방법과표준편차를이용하여정상분포상에서점수의차이가유의한지알아보는방법이전통적으로사용되어왔으나이방법들은반복적인평가에영향을미치는앞에서기술된다양한변인들을통제하지못한다는비판을받았다. 특히, 검사-재검사두시점에서집단의평균점수의변화를가지고 MMSE 점수의안정성을판단하는방법은각개인들의점수변화를잘반영하지못한다는강한비판을받았다 [11]. 이같은전통적인통계치들의단점들을보완하여검사-재검사점수변화의유의성을평가하기위해서새로개발된통계적인방법들중에서는 변화유의지표 (Reliable Change Index Table 1. Reliable change scores and their formulas Reliable change score RCIPE SRBCI with adjustment for Practice Effects, RCI PE) [14] 와 표준화회귀에기 반한변화지표 (Standard Regression-Based Change Index, SRBCI) [15] 가경험적인연구들을통해서신뢰할만한방법으로추천되었다 [13] (Table 1). RCI PE 는검사 - 재검사결과를바탕으로실제로는인지 기능의변화가없음에도나타날수있는검사 - 재검사점수변화의 분포를예측하고, 이변화가일어날수있는확률을계산하여변화 의유의성을판단할수있도록한다. 연습효과로수행이향상된부 분을보정할수있고, 실제관찰된재검사점수와예측된값의차이 가유의미한수준인지를판단한다. 반면, SRBCI 는인구통계학적 변수들을통제하고다중회귀방정식을구하여개인의재검사점수 를예측한다. 따라서 SRBCI 를사용하면점수변화에대한인구통계 학적변수의조절효과와평균으로의회귀현상을동시에고려할수 있게된다. 본연구는재검사점수에영향을미치는다양한변인들을통제 할수있는이같은통계방법을사용하여, MMSE 를반복적으로실 시하였을때어느정도의점수변화를정상적인변산을벗어난유 의미한인지기능의변화로간주할것인지그에대한국내기준을발 견하기위하여수행되었다. 정상적인노화과정에의한인지기능감 퇴와치매와같은병리적인인지기능저하를변별하기위해서는일 정기간동안정상인들에게서정상적으로발생하는인지기능변화 의크기를먼저알아야한다. 따라서본연구는지역사회에서살고 있는건강한장노년들에게 K-MMSE 를반복실시한후기저검사와 비교하여 K-MMSE 재검사시의점수변화가유의미한변화인지를 판단할수있는지표가되는예측구간인 변화유의구간 을 RCI PE 와 SRBCI 에대해서산출할것이다. 또한이두지표가어떤차이가있 는지를밝히고, 더나아가서이예측구간이기저검사후재검사까 지의시간간격에따라서어떻게달라지는지를확인하고자하였다. 대상및도구 연구대상및방법 Formula T2-(T1+D) / SED T 2-T2 / SEE RCIPE, Reliable Change Index adjusted for Practice Effect; SRBCI, Standardized Regression-Based Change Index; T1, score at Time 1; T2, score at Time 2; D, mean of difference of score at Time 2 and score at Time 1; SED, Standard Error of the Difference; T 2, predicted score at Time 2 based on the regression model; SEE, Stan dard Error of the Estimate of the regression model. Hallym Aging Study [16] 의일환으로다단계층화표집을통해서

3 148 송민지 김지향 유경외 3 인 지역사회에서선발된 45세이상 80세미만의장노년들에게 2003년 1-2 월에 K-MMSE [3] 를실시하였고, 2년후인 2005년 1-2 월에 2차검사를실시하였으며, 그로부터 4년후인 2009년 1-2 월에 3차검사를실시하였다. 3회의검사에모두참여한피검자는총 1,055 명이었다. 이들중매검사시마다시행된 Christensen 등 [17] 의건강선별설문에서 3회모두건강기준을충족한피검자들이 739명 (70.0%) 이었고, 이들을신경학적이거나정신과적인문제를지니지않은인지적 / 정서적으로건강한사람으로판정하였다. 정상적인노화과정에서나타나는재검사시점수변화의유의성지표를산출하고자하는것이본연구의목적이므로결과분석에는전체피검자 1,055 명중건강한피검자 739명의 K-MMSE 자료만을포함시켰다. 이들은평균연령이 66.24세 (SD 8.71세, Range 45-79세 ), 평균교육년수가 6.25년 (SD 4.90년, Range 0-21 년 ) 이었고, 남자가 304명, 여자가 435명이었다. 피검자의연령이 40대에서 70대까지중장년층에서부터노년층까지를광범위하게포함하고있으므로전체피검자를 65세를기준으로하여 45-64세에속하는중장년집단과 65-79세에속하는노인집단으로나누어서분석하였다. 중장년집단에속하는피검자는 234명 ( 남자 104명, 여자 130명 ) 이었고, 평균연령이 세 (SD 6.20세, Range 45-64세 ), 평균교육년수가 7.63 년 (SD 4.06년, Range 0-18 년 ) 이었으며, 노인집단에속하는피검자는 505명 ( 남자 200명, 여자 305명 ) 이었고, 평균연령이 세 (SD 4.62년, Range 세 ), 평균교육년수가 5.61 년 (SD 5.12 년, Range 0-21 년 ) 이었다. 자료분석 2003년도에실시한기저검사 (1차검사 ) 와 2005년에실시한 2차검사, 그리고 2009년에실시한 3차검사점수간의차이를분석하기위 하여전통적인방법인반복측정일원변량분석 (repeated measures analysis of variance) 을실시하였다. 다음으로개인별점수변화를살펴보기위해서검사-재검사점수가차이가없거나 1점에서부터 5점이상차이가나는피검자들의수 ( 백분율 ) 를각차이점수별로산출하였다. 마지막으로 RCI PE 와 SRBCI, 두지표각각의 90% 예측구간에해당하는점수범위를산출하고그결과를비교하였다. RCI PE 는표준점수 (z score) 와같이해석될수있으며, RCI PE 의 90% 예측구간은 [1.645 ( 검사- 재검사차이값의표준편차 )] 로계산하였다. 피검자의재검사점수가예측구간에포함되지않는다면, 개인의점수가재검사에서유의하게변화하였다고해석할수있다. SRBCI도 RCI PE 와마찬가지로표준점수처럼해석할수있으나, SRBCI에서는회귀방정식에의해서예측된재검사점수와표준오차값을사용하여계산한다. 이값을얻기위해서단계적회귀분석 (stepwise regression analysis) 을실시하였고, 이때재검사결과에강한영향을미치는것으로알려진기저검사점수를기본적인예측변수로포함시켰으며, 인구통계학적변인인성별, 연령, 교육년수를후보예측변수로포함시켰다. SRBCI 의 90% 예측구간은 [1.645 ( 회귀모델에의해서추정된표준오차 )] 로계산하였다. 결과 K-MMSE 를 2년과 4년간격을두고총 3회에걸쳐서시행한결과, 전체집단, 중장년집단및노인집단모두에서 K-MMSE 의평균점수는 6년에걸쳐서점차저하된양상을나타내었고그점수차이는통계적으로유의한수준에속하였으나 ( 중장년집단 : F(2, 466) =3.69, p <.05; 노인집단 : F(2, 1008) =31.52, p<.001) 중장년집단보다는노인 Table 2. Difference of scores between the baseline test and retests Participants Test Mean (SD) Range F <65 years old (n=234) Baseline test (2003) (2.44) * 1st retest (2005) (2.72) nd retest (2009) (3.16) years old (n = 505) Baseline test (2003) (4.38) st retest (2005) (4.27) nd retest (2009) (5.13) 2-30 Participants Contrast Comparison Mean Difference Score a (SD) Range Percent of Baseline Score b (SD) Range F < 65 years old (n = 234) Baseline test vs. 1st retest (2.10) (7.68) st retest vs. 2nd retest (2.89) (12.01) Baseline test vs. 2nd retest (2.69) (10.32) * 65 years old (n=505) Baseline test vs. 1st retest (2.50) (11.22) st retest vs. 2nd retest (3.47) (16.02) Baseline test vs. 2nd retest (3.51) (15.82) a Mean difference score was calculated by subtracting the baseline (earlier) score from the retest (later) score; b Percentages of baseline scores was calculated by dividing the retest (later) score by the baseline (earlier) score. *p< 0.05, p< 0.01, p<

4 검사 - 재검사간격이 K-MMSE 점수변화의유의성지표에미치는영향 149 집단에서더현저한점수저하가관찰되었다 (Table 2). 검사-재검사평균점수의차이 (mean difference score) 와재검사점수를기저검사점수와비교한백분율 (percent of baseline score) 에대해서대비검정 (contrast comparison) 을실시한결과, 중장년집단에서는 2차검사의점수는기저검사 (1차검사 ) 의점수보다 (F(1, 233) =7.54, p< 0.01), 3차검사의점수는기저검사 (1차검사 ) 의점수보다 (F(1, 233) = 5.56, p< 0.05) 유의하게저하되었음이확인되었으나, 3차검사의점수와 2차검사의점수차이는유의하지않았다 (F(1, 233) =.04, p= 0.84). 반면노인집단에서는 3차검사의점수가기저검사 (1차검사 ) 와 (F[1, 233]= 46.12, p < 0.001), 2차검사의점수보다 (F(1, 233) =31.35, p< 0.001) 유의하게 저하되었음이확인되었으나, 기저검사 (1차검사 ) 의점수와 2차검사의점수차이는그경향성만관찰되었을뿐유의한수준에이르지못하였다 (F(1, 233) =3.05, p= 0.08). 그러나절대값으로볼때평균점수차이는중장년집단에서는각각 0.38, 0.04, 0.41, 노인집단에서는각각 0.19, 0.87, 1.06으로매우작은차이였고, 백분율로볼때에도중장년집단에서는각각 1.18%, 0.32%, 1.29%. 노인집단에서는각각 0.08%, 3.23%, 3.87% 의매우작은차이를드러내었다. 피검자들개개인이실제로재검사시어떠한점수의변화를나타냈는지구체적으로살펴보기위해서변화된각점수대별로피검자들의빈도를분석하였다 (Table 3, Fig. 1). 그결과, 재검사시에점수의 Table 3. Number (%) of participants on each difference of score Participants < 65 years old (n = 234) 65 years old (n = 505) Test comparison Difference of score Baseline test vs. 1st retest 8 (3.4) 4 (1.7) 17 (7.3) 35 (15.0) 37 (15.8) 54 (23.1) 41 (17.5) 23 (9.8) 11 (4.7) 4 (1.7) 0 (0.0) 1st retest vs. 2nd retest 13 (5.6) 7 (3.0) 16 (6.8) 21 (9.0) 35 (15.0) 45 (19.2) 42 (17.9) 18 (7.7) 17 (7.3) 10 (4.3) 10 (4.3) Baseline test vs. 2nd retest 16 (6.8) 5 (2.1) 14 (6.0) 22 (9.4) 35 (15.0) 62 (26.5) 34 (14.5) 20 (8.5) 20 (8.5) 4 (1.7) 2 (0.9) Baseline test vs. 1st retest 25 (5.0) 16 (3.2) 50 (9.9) 47 (9.3) 76 (15.0) 94 (18.6) 76 (15.0) 58 (11.5) 31 (6.1) 19 (3.8) 13 (2.6) 1st retest vs. 2nd retest 62 (12.3) 27 (5.3) 44 (8.7) 57 (11.3) 66 (13.1) 76 (15.0) 60 (11.9) 40 (7.9) 38 (7.5) 17 (3.4) 18 (3.6) Baseline test vs. 2nd retest 71 (14.1) 25 (5.0) 39 (7.7) 69 (13.7) 63 (12.5) 72 (14.3) 66 (13.1) 49 (9.7) 16 (3.2) 14 (2.8) 21 (4.2) 100 <65 years old years old Fig. 1. Number of participants on each difference of score. Baseline test vs. 1st retest 1st retest vs. 2nd retest Baseline test vs. 2nd retest

5 150 송민지 김지향 유경외 3 인 변화가전혀없거나 ± 1점의작은변화를보인피검자들은중장년집단에서는 39-56%, 노인집단에서는 40-49% 에불과하다는것을알수있었다. 기저검사에비해서재검사시에 ± 3점이상의변화를보인피검자들은중장년집단에서는 19-29%, 노인집단에서는 31-41% 로노인집단이재검사시에더많은점수변화를나타내는경향이있었다. 재검사시 K-MMSE 점수가 5점이상저하된피검자들은중장년집단에서는 3-7%, 노인집단에서는 5-14% 였고, 5점이상상승한피검자들도중장년집단에서는 0-4%, 노인집단에서는 3-4% 에해당하였다. 기저검사와재검사점수의 RCI PE 와 SRBCI 변화유의구간을검사-재검사간격별로각각산출하였다 (Table 4). 그결과중장년집단과노인집단에서 RCI PE 와 SRBCI는유사한변화양상을나타내었다. 즉, 두집단은각각검사-재검사간격이 2년인경우보다 4년인경우에 RCI PE 와 SRBCI 변화유의구간이증가하였으나검사-재검사간격이 4년인경우와 6년인경우는두통계지표의변화유의구간에있어차이가없는것으로밝혀졌다. K-MMSE 점수에직접반영될수있도록 RCI PE 와 SRBCI 변화유의구간을정수로만들면 (Table 5), 중장년집단에서는검사-재검사간격이 2년일때에는재검사점수가 4점이상상승하거나저하되었을경우, 검사-재검사간격이 4년과 6년일때에는재검사점수가 5점이상상승하거나저하되었을경우를유의한변화로간주할수있다는 같은결과를두통계지표에서얻었다. 그러나노인집단에서는 RCI PE 와 SRBCI 변화유의구간에있어서약간의차이가발견되었는데검사-재검사간격이 2년일경우 RCI PE 로는재검사점수가 5점이상저하되었거나 4점이상상승한경우를, SRBCI로는재검사점수가 4점이상상승하거나저하된경우를유의미한변화인간주하여야한다는결과를얻었고, 검사-재검사간격이 4년이나 6년인경우에는재검사점수가 RCI PE 로는 7점이상저하되었거나 5점이상상승한경우를 SRBCI로는 6점이상저하되었거나상승한경우를유의미한변화로간주하여야한다는결과를얻었다. 이결과를토대로본연구에참여한지역사회노인들중 RCI PE 와 SRBCI 각기준점수에해당하는피검자들의분포를확인하였다. 그결과, 중장년집단에서는 RCI PE 나 SRBCI 기준이동일한것으로확인되었으므로동일한기준을적용하였을때 K-MMSE 점수가유의하게저하된피검자들은검사-재검사간격에따라 4-7명 (2-3%) 이었고 K-MMSE 점수가오히려유의하게증가한피검자들은 2-4명 (1-2%) 에불과하였다. 그러나노인집단에서는 RCI PE 기준점수를적용하였을때에는 5-12 명 (1-2%) 이재검사시에 K-MMSE 점수가유의하게저하되었고, 8-19 명 (2-4%) 은점수가상승한것으로밝혀졌으나, SRBCI의기준점수를적용하였을때에는 명 (3%) 이재검사시점수가저하되었고, 4-19 명 (1-4%) 이점수가상승한것으로밝혀졌다. Table 4. Prediction intervals of reliable change scores across test-retest intervals Participants Test-retest interval (years) RCIPE (90% prediction interval) RC- RC+ SRBCI (90% prediction interval) <65 years old (n=234) 2 ± ± ± ± ± ± years old (n=505) 2 ± ± ± ± ± ± 5.36 Table 5. Significant change scores across test-retest intervals and number (%) of participants who showed significantscore change in the K-MMSE Participants Significant change index Test-retest interval (years) Decreased Increased Score n (%) Score n (%) <65 years old (n=234) RCIPE (1.7) 4 4 (1.7) (3.0) 5 4 (1.7) (3.0) 5 2 (0.9) SRBCI (1.7) 4 4 (1.7) (3.0) 5 4 (1.7) (3.0) 5 2 (0.9) 65 years old (n=505) RCIPE (2.0) 4 19 (3.8) (1.0) 5 9 (1.8) (2.4) 5 8 (1.6) SRBCI (3.2) 4 19 (3.8) (3.2) 6 4 (0.8) (3.0) 6 9 (1.8)

6 검사 - 재검사간격이 K-MMSE 점수변화의유의성지표에미치는영향 151 고찰본연구는지역사회에서치매의조기발견을위하여중장년층과노년층을대상으로 K-MMSE가반복시행되었을때, 어느정도의점수변화를유의한변화로인정할수있는지그기준을제시하고자수행되었다. 흔히검사를반복하면연습효과로인해서점수가상승할것이라고기대할수있고실제로 3개월간격으로 MMSE를실시하였을때연습효과로인해서재검사점수가상승하였다는연구결과가보고된바있다 [11]. 그러나본연구에서는 2, 4, 그리고 6년간격으로검사를반복할때마다 K-MMSE 점수가계속저하되었고 45-64세의중장년집단보다 65세이상인노인들로구성된노인집단에서그경향성이더욱두드러지게관찰되었다. 이러한결과는중장년층보다 65세이상의노인집단에서더빠르게진행되고있는정상적인노화과정에의해서전반적인인지기능도중장년집단보다노인집단에서더빠르게저하된다는사실을반영하는것으로보인다. 또한다른한편으로는 2년, 4년또는 6년이라는비교적긴검사-재검사간격이연습효과의영향을충분히둔화시켰을가능성도배제할수없다. 단, 본연구에서 2009년에실시된 3차검사결과를 2003년에실시된 1차검사 ( 기저검사 ) 결과와비교하면서검사-재검사기간이 6년인것으로간주하였으나 2005년에 2차검사가실시된바있으므로중도에재검사가한번도실시된적이없는경우와같은결과로간주할수있을지는의문이다. 본연구에서는 2, 4, 6년후 K-MMSE 재검사점수가이전검사의점수보다유의미하게저하되었음을검사-재검사점수가차이가있는지를결정하는전통적인방법인집단평균점수의비교를통해서확인하였다. 통계적으로는유의한차이가있음이확인되었지만평균점수들간의실제점수차이는 1점이하였고기저점수와의백분율비교에서도 % 의차이만이발견되었다. 그러나, 피검자들개개인의점수변화를살펴본결과, 기저검사에비해서재검사시에 ± 3점이상의변화를보인피검자들이중장년집단에서는 19-29%, 노인집단에서는 31-41% 에이르는것으로밝혀졌다. 이러한결과는, 기저검사에서얻어진점수와재검사시에얻어진점수의차이를비교할때, 평균점수는실제피검자들의점수변화를충분히반영하지못한다는사실을시사한다. 그러므로같은검사가반복적으로실시되었을때재검사결과에영향을미치는 검사자체와관련된변인 과 검사상황과관련된변인 및인구학적변인들을비롯한기타변인들을통제하고피검자들각각의점수변화를반영한통계적기법이필요하다. 따라서본연구에서는개별피검자들의점수변화를반영하는대표적인통계지표인 RCI PE 와 SRBCI를산출하고두지표를비교하였다. 그결과, 중장년집단과노인집단에서모두검사-재검사간격 이 2년인경우보다 4년인경우에 RCI PE 와 SRBCI 변화유의구간이증가하였으나검사-재검사간격이 4년인경우와 6년인경우는두통계지표의변화유의구간에있어차이가없는것으로밝혀졌다. 두지표의변화유의구간을 K-MMSE 점수에적용할수있도록정수로만들어서비교한결과중장년집단의경우에는각각의검사간격에서두통계지표값이동일한것으로확인되었으나, 노인집단의경우에는두통계지표에서다음과같은약간의차이가발견되었다. 즉, 재검사점수가저하된경우에는검사간격에관계없이 SRBCI의변화유의구간이 RCI PE 보다조금더넓은것으로밝혀졌는데이는 SRBCI를사용하면 RCI PE 를사용할때보다더많은피검자들이재검사에서 K-MMSE 점수가유의하게저하되었다고판정된다는것을의미한다. 반면재검사점수가증가하였을때에는저하되었을때와는반대로 RCI PE 의변화유의구간이 SRBCI보다조금더넓은것으로밝혀졌고이는 SRBCI를사용하면 RCI PE 를사용할때보다더적은수의피검자들이재검사에서 K-MMSE 점수가유의하게증가되었다고판정된다는것을의미한다. 그러므로지역사회에살고있는노인들을대상으로 K-MMSE를반복실시하고그점수변화를통해서치매를조기에탐지할목적이라면 SRBCI가 RCI PE 보다민감도가더높다고할수있을것이다. 따라서 45세이상 65세미만의중장년층의경우에는검사-재검사간격이 2년일경우에는 4점이상, 4년과 6년인경우는 5점이상 K- MMSE 점수가상승하거나저하된경우를유의미한변화로간주하여야한다는기준을적용할수있다. 그러나 65세이상의노인층의경우에는 SRBCI를사용하는가 RCI PE 를사용하는가에따라서약간의차이가발견되었는데앞에서기술한바와같이 K-MMSE 가지역사회에서인지기능저하를나타내는치매위험군을조기에발견할목적으로반복실시된것이라면두통계지표중에서민감도가더높은 SBRCI 를사용하여검사간격이 2년일경우에는 4점이상, 4년과 6년일경우에는 6점이상 K-MMSE 점수가저하된경우를유의미한변화로간주하는것이더타당할것으로사료된다. 여기에서한가지주목할만한결과는검사간격이 2년인경우에는중장년집단과노인집단의두통계지표가거의차이가없지만검사간격이 4 년이나 6년일경우에는중장년집단보다노인집단의변화유의구간이더좁다는것이다. 이결과는노인들의경우에는중장년층에비해서같은기간동안 K-MMSE 점수가더많이감소하여야만유의한변화로간주할수있다는것을의미하는데이는정상적인노화에따른인지기능저하가중장년층보다노인층에서가속화되는것에기인한결과로사료되며, 나이범주에따라서다른변화유의구간이적용되어야한다는사실을시사한다. 본연구의결과를외국에서정상노인들을대상으로수행된연구결과들과비교해보면, SRBCI와유사한회귀에기반한변화지표를산출한 Hensel 등의연구에서는 75세이상의건강한노인들 119

7 152 송민지 김지향 유경외 3 인 명에게각각 1.5년의간격을두고 MMSE를 6회반복실시한결과 1.5 년간격에서는 2-4점이상을유의한변화로간주하여야한다고보고하였고 [12], Tombaugh 는 5년간격으로실시된다면 3-4점이상을유의한변화로간주하여야한다고보고하였다 [11]. 반면에 Schmand 등은 1년간격으로실시된재검사에서 MMSE 점수가 5점이상저하된경우에치매를의심할수있다고주장하였는데유독 Schmand 등의연구에서점수기준이높은이유는피검자들중에 1년내에치매로진행된사람들을포함하고있었기때문으로밝혀졌다 [4]. 한편 Clark 등 [18] 은알츠하이머병환자들을대상으로 MMSE를반복시행한결과, 검사-재검사간격이 1년일때, 평균약 2.8점저하되었다고보고하였으나환자들간에점수변화의개인차가매우크고연습효과나측정오류등을고려하지않았으므로 2.8점을신뢰로운변화점수로보기어렵다고자인하였다. 본연구는 2년, 4년, 그리고 6년의비교적긴시간간격을두고지역사회에거주하고있는대단위의건강한중장년층과노년층에게 K-MMSE 검사를반복실시하여, K-MMSE 점수변화의유의성을판단할수있는기준을제공하였고, 중장년층과노년층에게서로다른기준이적용되어야한다는새로운사실을발견하였다는데의의를지닌다. 그러나본연구에서밝혀진기준이실제로치매의조기탐지에유용하게사용될수있는임상적가치가있을지는장기적인종단연구를통해서추후에경험적으로확인되어야할것이다. 또한본연구에서밝혀진기준은정상적인노화에의한 K-MMSE 점수변화와병리적이거나비정상적인 ( 또는비정상이의심되는 ) K- MMSE 점수변화를구분할목적으로사용될수있는기준이지경도인지장애환자나알츠하이머형치매환자와같은임상집단의인지기능변화를판단하는데적용될수있는기준이아니다. 따라서임상집단을대상으로병의진행이나치료효과에대한정보를얻기위해서인지기능변화여부를판단하는데사용될수있는기준은해당임상집단을대상으로한후속연구를통하여새로밝혀져야할것이다. 끝으로, 본연구에참여한피검자들은지역사회에서별다른어려움없이생활하고있는사람들에게건강선별설문을실시하고그결과를바탕으로선정되었으므로이들가운데에는일상생활에지장을주지않을정도의경한인지저하, 즉경도인지장애에해당하는사람들이일부포함되어있을가능성을배제할수없다. 후속연구에서는좀더자세한신경심리평가를통해서보다정선된피검자들을대상으로한연구가수행되기를기대한다. 참고문헌 1. Folstein MF, Folstein SE, McHugh PR. Mini-Mental State : a practical method for grading the cognitive state of patients for the clinician. J Psychiat Resear 1975; 12: Bondi MW, Salmon DP, Kaszniak AW. The neuropsychology of dementia. In Grant I, Adams KM (Eds), Neuropsychological assessment of neuropsychiatric disorders. New York: Oxford University Press, Kang Y. A normative study of the Korean-Mini Mental State Examination (K-MMSE) in the elderly. Korean J Psychol 2006; 25: Schmand B, Lindeboom J, Launer L, Dinkgreve, Hooijer C, Jonker C. What is a significant score change on the Mini-Mental State examination? Int J Geriatr Psychiatry 1995; 10: Heilbronner RL, Sweet JJ, Attix DK, Krull KR, Henry GK, Hart RP. Official position of the American Academy of Clinical Neuropsychology on serial neuropsychological assessments: the utility and challenges of repeat test administrations in clinical and forensic contexts. Clin Neuropsychol 2010; 24: Duff K. Evidence-based indicators of neuropsychological change in the individual patient: relevant concepts and methods. Arch Clin Neuropsychol 2012; 27: Dirks J. The effect of a commercial game on children s block design scores in the WISC-R IQ test. Intelligence 1892; 6: Rapport LJ, Brines DB, Axelrod BN, Theisen ME. Full scale IQ as a mediator of practice effects: the rich get richer. Clin Neuropsychol 1997; 11: Beglinger LJ, Gaydos B, Tangphao-Daniels O, Duff K, Kareken DA, Crawford J, et al. Practice effects and the use of alternate forms in serial neuropsychological testing. Arch Clin Neuropsychol 2005; 20: Heaton RK, Temkin N, Dikmen S, Abitable N, Taylor MJ, Marcotte TD, et al. Detecting change: a comparison of three neuropsychological methods, using normal and clinical samples. Arch Clin Neuropsychol 2001; 16: Tombaugh TN. Test-retest reliable coefficients and 5-year change scores for the MMSE and 3MS. Arch Clin Neuropsychol 2005; 20: Hensel A, Angermeyer MC, Riedel-Heller SG. Measuring cognitive change in older adults: reliable change in dices for the MMSE. J Neurol Neurosurg Psychiatry 2007; 78: Frerichs RJ, Tuokko HA. A comparison of methods for measuring cognitive change in older adults. Arch Clin Neuropsychol 2005; 20: Chelune GJ, Naugle RI, Luders H, Sedlak J, Awad IA. Individual change after epilepsy surgery: practice effects and base-rate information. Neuropsychology 1993; 7: McSweeny AJ, Naugle RI, Chelune GJ, Luders H. T scores for change: an illustration of a regression approach to depicting change in clinical neuropsychology. Clin Neuropsychol 1993; 7:

8 검사 - 재검사간격이 K-MMSE 점수변화의유의성지표에미치는영향 Hallym Institue of Aging. Quality of life in the Korean elderly. Chuncheon: Hallym University Press, Christensen KJ, Multhaup KS, Nordstrom S, Voss K. A cognitive battery for dementia: development and measurement characteristics. J Consult Clin Psychol 1991; 3: Clark CM, Sheppard L, Fillenbaum GG, Galasko D, Morris JC, Koss E, et al. Variability in Annual Mini-Mental State Examination score in patients with probable Alzheimer Disease. Arch Neurol 1999; 56:

서론 34 2

서론 34 2 34 2 Journal of the Korean Society of Health Information and Health Statistics Volume 34, Number 2, 2009, pp. 165 176 165 진은희 A Study on Health related Action Rates of Dietary Guidelines and Pattern of