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설아 황보
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1 online ML Comm ORIGINAL ARTICLE J Korean Neuropsychiatr Assoc 2009;48:21-28 ISSN 한국판해밀턴우울증평가척도 (K-HDRS) 의확인적요인분석 성균관대학교의과대학삼성서울병원정신과학교실 박혜원 이은호 김도관 유범희 이동수 김지혜 The Factor Structure of the Korean Hamilton Depression Rating Scale(K-HDRS):A Confirmatory Factor Analysis Hye-Won Park, MA, Eun-Ho Lee, MA, Doh-Kwan Kim, MD, Bum-Hee Yu, MD, Dong-Su Lee, MD and Ji-Hae Kim, PhD Department of Psychiatry, Samsung Medical Center, Sungkyunkwan University School of Medicine, Seoul, Korea ObjectivesZZThe present study was conducted to examine the factor structure of a Korean version of the Hamilton Depression Rating Scale (K-HDRS), and we did so by performing a confirmatory factor analysis (CFA). Received August 12, 2008 Revised November 10, 2008 Accepted December 10, 2008 Address for correspondence Ji-Hae Kim, PhD Department of Psychiatry, Samsung Medical Center, Sungkyunkwan University School of Medicine, 50 Irwon-dong, Gangnam-gu, Seoul , Korea Tel Fax jihae0931.kim@samsung.com MethodsZZThe data from the 17-item K-HDRS data was obtained from 319 South Koreans who met the DSM-IV Criteria of Major Depressive Disorder. We examined the fit of ten competing models. The CFAs were evaluated in their original first-order structures and in their hierarchically related counterparts. ResultsZZThe alternative models obtained unsatisfactory fit indices, although the five-factor intercorrelated model (model 5a) demonstrated a relatively good fit to the data. The model 5a also performed better than its hierarchically related counterpart (model 5b). The Modification Indices (MIs) were used to provide a more satisfactory account of the data. The MIs suggested correlations between the unique variances of items (item 1 & 3, item 10 & 15), and these parameters were added to the model 5a. After introducing minor modifications, the final model (5m) yielded an improved model fit. ConclusionZZThis study suggests that the symptoms of depression, as assessed by the K-HDRS, cluster into five factors:anhedonia/retardation, guilt/agitation, bodily symptoms, insomnia and appetite. This study provides evidence for the cross-cultural generalizability of the HDRS, although some refinement of the scale is still required. J Korean Neuropsychiatr Assoc 2009;48:21-28 KEY WORDSZZConfirmatory factor analysis Hamilton Depression Rating Scale Depression. 서론 해밀턴우울증평가척도 (Hamilton Depression Rating Scale, 이하 HDRS) 1) 는우울장애의심각도평가와항우울제의치료효과연구등에널리사용되며우울증에대한관찰자평가척도의표준으로여겨지고있다. 2) 이와관련하여, 다수의연구에서 HDRS의심리측정적속성들을밝히고자하는시도가진행되어왔으며, 선행연구결과들을요약하면, HDRS는비교적신뢰도가높고타당한척도로알려져있다. 3,4) HDRS 의요인구조를밝히기위한연구들도다수나와있으나, 아직까지연구자간에일치하는구조모형을얻지못하고있다. HDRS 의기저에있는요인들을찾아내기위 해탐색적요인분석을실시한선행연구들을살펴보면, 요인의수는두개에서일곱개까지로다양할뿐만아니라각요인의구성항목도차이가많다. 5-9) 이러한논란속에서도 HDRS 를사용한다수의연구들이나임상장면에서는 HDRS 의총점을주로사용하였고, 이점수를기준으로집단간의차이를검증하거나치료효과를측정해왔다. 이러한접근은 HDRS 의요인구조가단일차원이라는점을암묵적으로가정하고있는것이나, HDRS 가단일상위요인을포함한위계적구조로이루어져있는지여부에대해서는추가적인검증이필요하다. 연구자들은요인분석결과가서로다르게도출되는것에대해몇가지원인을제시하고있다 ) 첫째, 서로다른형식의 HDRS 가연구에사용되었다는점, 둘째, 각연구마 Copyright c 2009 Offical Journal of Korean Neuropsychiatric Association 21

2 J Korean Neuropsychiatr Assoc 2009;48:21-28 다분석대상집단의진단, 나이, 동반질환, 문화적배경등의특징이달랐다는점, 셋째, 연구마다요인추출의기준이나회전의종류, 유의미한요인부하량에대한기준등이다르다는점등이다. 기존의연구들은주로탐색적요인분석 (exploratory factor analysis, 이하 EFA) 이나주성분분석 (principal component analysis, 이하 PCA) 을사용했는데, EFA 의경우에는다른통계적모델과상호비교및검증이어렵다는제한점이지적되어왔다. 10) 또한 EFA는요인회전방식으로요인들간의상관관계를설정하지않는직각회전을주로선택하는데, 이러한독립성가정은심리적구성개념을측정하는도구에적합하지않은것으로여겨진다. 13,14) PCA 의경우는단순히문항을줄이기위한방법 (data reduction) 일뿐, 문항들간의상관구조를밝히고요인을추출해내는데에는적합하지않은것으로알려져있다. 15) 최근에는위와같은방법론적문제점을보완하기위하여확인적요인분석 (confirmatory factor analysis, 이하 CFA) 을적용하여 HDRS의요인구조를밝히려는연구들이보고되고있다. 10,16) CFA는여러개의측정변인을이용하여추출된공통변량을잠재변인으로사용하므로측정오차가통제되는이점이있을뿐아니라, 각모형에대한적합도지수를제공하기때문에대안적인경쟁모형들에대한통계적인비교평가가가능한장점이있다. 17) Cole과동료들 10) 은 397명의지역사회노인을대상으로하여 CFA 를실시하였고, HDRS 의요인구조가 우울 이라는 2차요인 (second-order factor) 과 주요우울증상, 불면, 불안, 신체증상 의 4개의 1차요인 (first-order factor) 으로구성되는위계적구조임을주장하였다. Furukawa 등 16) 은일본, 유럽과북미에서주요우울장애로진단된 5,185 명의성인집단에서 무감동 / 지체, 죄책감 / 초조, 신체증상, 불면, 식욕 의일차요인들로이루어진 5요인모형이세문화권모두에서가장적합하다는결과를도출하였다. 한편국내에서는한국판해밀턴우울평가척도 ( 이하 K- HDRS) 의요인구조를밝히기위한연구들이 EFA 수준에서소수진행되어왔다. 18,19) Yi 등 18) 은 103명의주요우울장애환자를대상으로 EFA를실시하였고, 불안 / 신체화, 주요우울증상, 불면, 기타증상 으로구성된 4요인구조를보고하였다. 이들은우울증의핵심요인이첫번째로도출되었던다수의서구의선행연구들과달리불안 / 신체화요인이첫번째로분류된점에주목하며, 이를우리나라와같은동양문화권의특징적인우울표현양상으로해석하였다. 한편, Lee 등 19) 은 145명의우울증환자를대상으로요인수를 2~4개로지정하고각각의요인구조를살펴보았는데, 이들의연구에서는 Yi 등 18) 의연구와달리 2요인, 3 요인, 4요인구조모두에서우울증의핵심증상이첫번째요인으로추출되었다. 종합하면, 국내에서일관된 K-HDRS 의요인구조는아직까지밝혀지지않았으며, 서구와비교해서요인구조상어떠한차이가있는지에대해서도일치된결론을도출하지못하고있다. 우울증은개인혹은집단의문화적영향에따라주관적으로지각하는정도나표현의형태가다르다고알려져있어 20) 우울증의측정도구중하나인 HDRS의요인구조를확인하는데있어서문화적요인은간과할수없는부분이다. 최근한국과미국의주요우울증환자의우울증상을비교한역학연구 21) 에따르면, 한국환자들이미국환자들에비해 의욕저하 나 집중력감소 와같은증상을더호소하는반면, 우울감, 자살사고 와같은증상은덜보고하는경향이있다고주장하였다. 이와같은결과는앞서 Yi 등 18) 의연구와마찬가지로 K-HDRS 의요인구조에서도문화적차이가반영될가능성을시사하고있다. 반면, 우울증상에대한자기보고식검사로널리알려진한국판 Beck 우울척도 (Beck Depression Inventory, 이하 BDI) 에대해 CFA를실시한결과 22) 에서는서양에서개발된요인모형을국내임상표본에도일반화할수있다는결론을도출하였다. 그렇다면임상가평정도구인 K-HDRS 로우울증상을측정할경우에도과연문화보편적인접근이가능할지에대한의문이제기된다. 따라서본연구에서는국내임상표본에 K-HDRS 의여러대안적모형들을적용하여가장적절한요인구조를확인하고, 이를통해우울증평가및치료효과검증에있어보다적합한접근방법을제시하고자한다. 구체적으로는첫째, 문화에따른우울증상의표현양상의차이가존재하는지를살펴봄으로써서구의연구결과를국내집단에일반화할수있는지여부를확인할것이며, 둘째, K-HDRS 의모든항목과연관되는 2차요인의설정이가능한지를검증함으로써 K-HDRS 의총점이우울증의전반적심각도를반영할수있는가하는문제에대한근거를제시하고자한다. 분석에포함되는여러대안모형들은 Cole 등 10) 이제시한기준을참고하여 1) 표본의수가문항수의 10배이상이고, 2) 각요인이단일문항으로구성되지않는 HDRS 선행연구들로선택하였고, 다수의문항을제외한채요인구조를도출한경우 8) 도분석에서제외하였다. 총 5개의 EFA 연구와 2개의 CFA 연구가채택되었고, 각모형에대해서 1차요인으로구성된상관모형과그에상응하는위계적구조모형들을비교하였다. 한편선행 EFA에서한문항에대해두개이상의요인이중복부하 (double loading) 되는경우에는그중요인계수가높은쪽경로만을분석에포 22

3 K-HDRS 의확인적요인분석 HW Park, et al. Table 1. Summary of the alternative HDRS models Author # First order factors, analytic technique Factor composition Unused items Onega and Abraham, 1997 Pancheri et al., factors, EFA Depressed affect Vegetative symptoms Anxiety Agitation/Insight 4 factors, EFA Somatic anxiety/somatization Psychic anxiety Pure depression Anorexia Cole et al., factors (hierarchical) CFA Core depression Insomnia Anxiety Visceral Gibbons et al., 5 factors, EFA Core depression 1993 Middle and late insomnia Weight loss and insight Slowing Anorexia and initial insomnia Furukawa et al., 5 factors, CFA Anhedonia/Retardation 2005 Guilt/Agitation Bodily symptoms Insomnia Appetite Brown et al., factors, EFA Anxiety Weight loss Core depression Hypochondriasis/Insight Sleep and libido Anhedonia/Energy Yi et al., factors, EFA Anxiety/Somatization Core depression Insomnia Other symptoms Lee et al., , 3, 4 factors EFA 2 factor structure:primary factor, secondary factor 3 factor structure:primary factor, somatic anxiety 4 factor structure:primary factor, insomnia, weight, somatic anxiety 3, , 8 함하여모형을설정하였다. 10개의대안모형들에대한정보는표 1에요약되어있다. 방법 대상본연구는 2006년 2월부터 2008년 7월까지삼성서울병원정신과외래및병동에내원한환자 319명을대상으로하였다. 정신과전문의가 DSM-IV 23) 에근거하여주요우울장애로진단하고석사수준의임상심리학자가 Structured Clinical Interview for DSM-IV( 이하 SCID) 24) 로확진한환자들만연구에포함되었고, HDRS 점수 8점이상인경우로한정하였다. 한편, 정신증적장애, 양극성장애, 물질관련장애, 기질성정신장애와같은 I축정신질환을갖고있는환자들은제외하였다. 대상군의연령은 18세부터 87 세까지였으며 ( 평균연령 48.99세, 표준편차 16.67), 여자 가 215명으로전체의 67% 를차지하였다. 우울증의기왕력은 138명 (44%) 이가지고있었고, 평가당시입원중인환자는 41명 (13%) 이었다. 128명 (40%) 은주요우울증이외에다음과같은 I축공존정신질환을가지고있었다 : 범불안장애 (30%); 기분부전장애 (23%); 광장공포증이있는공황장애 (12%); 기타 (35%). 환자들은한글을읽고쓸수있는정도의인지수준을가지고있었으며, 연구참여에동의서를작성한사람으로국한하였다. 한편, K-HDRS 의총점및각항목별점수에서성별에따른차이는나타나지않았다. 측정도구해밀턴우울증평가척도 (Hamilton Depression Rating Scale) 우울증상평가를위해 Hamilton 1) 이개발한 17문항으로되어있으며, 국내에서는 Yi 등 18) 에의하여최근에표준화 23

4 J Korean Neuropsychiatr Assoc 2009;48:21-28 되었다. 9개의항목은 5점척도 (0~4 점 ) 로, 8개항목은 3 점척도 (0~2점 ) 로채점되며, 총점의범위는 0~52점으로점수가높을수록우울증이심각하다는것을의미한다. 본논문에서 HDRS 총점평균은 17.29점 (SD=4.93) 이었으며, cronbach s alpha 값은.69였다. 연구절차 K-HDRS 는표준화된면접지침 2) 에근거하여평정하였고, 평가자간신뢰도를검증하기위해평가집단중일부 (n=48) 에대하여 2명의평가자가평정에참여하였다. 한명의평가자가면담을진행하는동안다른한명의평가자가이를관찰한후서로정보의교환없이독립적으로 K- HDRS 를평정하도록하였다. K-HDRS 의평가자간신뢰도 (intraclass correlation coefficient, 이하 ICC) 는.750~.975 로 11문항이.90 이상의신뢰도를나타냈으며, 총점의신뢰도는.977 이었다. 자료분석 K-HDRS 의요인구조를검증하기위해 AMOS 7.0 으로확인적요인분석을실시하였다. 자료입력및기술적통계분석은 SPSS 15.0으로하였고결측치는없었다. 자료분석에앞서정규성을검토하였는데, Kolmogorov-Smirnov test 를통해각변인의정상성을검증한결과, 17개의문항모두가정규성가정을기각하는것으로나타났고, 이를보 완하기위해 maximum likelihood estimation( 이하 MLE) 과 bootstrapping 방법을적용하였다. 각요인모형들을평가하기위하여 AMOS에서제공되는다양한적합도지수중널리사용되고있는 χ 2 검증이외에표본의크기에민감하지않고모형의간명성을선호하는지수로알려져있는 nonnormed fit index( 이하 NNFI or TLI) 와 root mean square error of approximation( 이하 RMSEA), 그리고모형의간명성을고려하지는않지만표본의영향에민감하지않는 comparative fit index( 이하 CFI) 를사용하였다. TLI와 CFI는대략.90 이상이면모형의적합도가좋은것으로간주되며, RMSEA 값이.05 이하이면적합도가좋은모형,.08 이하이면적절한모형,.10 이상이면나쁜모형으로해석된다. 25) 또한모델비교를위해 Akaike Information Criterion( 이하 AIC), Bayes Information Criterion( 이하 BIC) 를사용하였는데, AIC, BIC 값이작을수록더자료에적합한모형으로간주된다. 26) 결과 각문항의평균, 표준편차등의기술통계값이표 2에제시되어있으며, 모형들의적합도를비교하기위하여확인적요인분석을적용한결과는표 3에요약되어있다. 먼저일차요인들끼리의상관을가정한상관모형들 (1a-10a) 의적합도를비교해보았다. 앞서제시한여러개의적합도기준 Table 2. Descriptive statistics for K-HDRS items Item Frequency of table Descriptive statistics M SD Skewness Kurtosis 01. Depressed mood Feeling of guilt Suicide Insomnia, initial Insomnia, middle Insomnia, delayed Work & interests Retardation Agitation Anxiety psychic Anxiety somatic Somatic (gastro) Somatic (general) Genital symptoms Hypochondriasis Loss of weight Insight K-HDRS total score (17 items)

5 K-HDRS 의확인적요인분석 HW Park, et al. Table 3. Goodness-of-fit indices for the HDRS latent models Model name First-order models Goodness-of-fit indices χ 2 df TLI CFI RMSEA AIC BIC 01a Onega a Pancheri a Cole a Gibbons a Furukawa a Brown a Yi a Lee (factor 2) a Lee (factor 3) a Lee (factor 4) Hierarchical models 01b Onega b Pancheri b Cole b Gibbons b Furukawa b Brown b Yi b Lee (factor 2) b Lee (factor 3) b Lee (factor 4) Modified model 5m Furukawa TLI:Tucker-Lewis Index, CFI:Comparative fit index, RMSEA:Root mean square error of approximation, AIC:Akaike Information Criterion, ECVI:Expected Cross-Validation Index 을모두충족시키는모형은없었으나, 그중에서는 Furukawa 16) 의모형 (5a) 이상대적으로자료에가장잘부합하였다. 또한각일차요인모형들에대해상위요인을설정한위계적모형들 (1b-10b) 을검증한결과중에는 Furukawa 16) 의모형 (5b) 이상대적으로가장나은적합도를보였다. * 모형 5a와 5b를비교해보았을때에는 AIC, BIC 등적합도지수에서 5a가 5b보다나은것으로나타났다. 한편, 추가적으로모형 5a의적합도개선을위해수정지수 (modification index, 이하 MI) 를검토하였다. 수정지수란각변수들간에추정되지않은고정모수를자유롭게추정했을때감소되는 χ 2 의변화정도를의미하며, 일반적 * 모형 1b(anxiety=-.100;agitation/insight=-.086) 와모형 4b (core depression=-.001;weight loss and insight=-.023;anorexia and initial insomnia=-.007), 모형 9b( 신체불안 =-.205) 에서는추정오차값이한계값이상의음오차분산 (negative error variance) 으로나타나는헤이우드케이스 (heywood case) 가발생하였다. 이와같은위반추정치가나타나는경우문제변수를극히작은값으로제한할수있다는주장 27) 에따라본연구에서는음오차분산값을제한한후분석을다시실시하였다. 한편, 모형 4a, 10a, 6b, 8b, 10b 는미지수추정이불가해결과에포함되지못했다. 으로수정지수가 3.84 이상의값을가질경우해당고정모수를추정해야한다고알려져있다. 본연구에서는문항 10과 15의오차공변량 (MI=19.62), 문항 1과 3의오차공변량 (MI=12.37) 이기준에해당하였다. 이문항오차들은각기다른요인에속하면서도서로상관이높았는데, 그내용을살펴보면문항 10( 정신적불안 ) 과 15( 건강염려 ) 는공통적으로불안과염려를측정하는문항이었고, 문항 1 ( 우울감 ) 과 3( 자살사고 ) 는우울의핵심증상을반영한다는공통점이있었다. 문항 10과 15, 문항 1과 3의오차공변량을추가한수정모형 (5m) 의적합도를살펴본결과, 표 3과같이전반적인적합도가개선되었고, 이수정모형을최종적으로선택하였다. 그림 1에는모형 5m의표준화계수가제시되어있다. 이중죄책감 / 초조요인에서문항 17로의회귀계수를제외한모든상관계수가유의하였다 (p<.001). 1차요인들간의상관계수는그범위가.10~.61 였고, 요인 1( 무감동 / 지체 ) 과요인 2( 죄책감 / 초조 ), 요인 1과요인 3( 신체증상 ) 간의상관계수가유의하였다 (p<.001). 25

6 J Korean Neuropsychiatr Assoc 2009;48: Anhedonia/ Retardation 고 Somatic Insomnia Appetite 찰 본연구는 HDRS 의요인구조에대한이전연구결과들에기초하여 10가지대안모형들을설정한후국내임상표본으로대상으로확인적요인분석을사용하여각모형들을평가하였다. 그결과, 10개의대안모형중적합도기준을모두충족시키는모형은없었고, RMSEA 값만이양호한수준으로나타났다. 상대적으로는 Furukawa 등 16) 의 5 요인상관모형을수정한모형 5a가본연구의자료를기술하는데적합하였고, 추가적으로모형 5a의적합도를개선시키고자 MI를사용해원모형을일부수정하였다. 문항 10과 15, 문항 1과 3의오차상관을추정하여최종적으로선택된수정모형 (5m) 은원래의 5요인모형과비교할때오차상관경로를추가하였을뿐요인구조는동일한모형이다. 이모형에따르면 K-HDRS 는 무감동 / 지체, 죄책감 / 초조, 신체증상, 불면, 식욕 이라는 5개의일차요 Guilt/ Agitation Fig. 1. Standardized path coefficients for the modified model 5m. Dashed lines indicate path that were incorporated into the model 5m e1 e7 e8 e14 e2 e3 e9 e10 e17 e11 e13 e15 e4 e5 e6 e12 e 인으로구성된다. 수정모형의표준화된요인계수추정치들을살펴보면, 그림 1에제시된바와같이문항 17을제외한모든추정치들이유의미하였다. 아울러 Furukawa 등 16) 이북미, 유럽, 일본의환자집단을대상으로실시한선행연구와비교해보면, 북미및일본표본과마찬가지로본연구에서도문항 1( 우울감 ) 의요인 1에대한계수추정치가문항 7( 의욕저하 ) 의요인부하량보다높게나타나, 요인 1을측정하는데있어문항 1이가장핵심적인항목임을지지하였다. 이는국내환자들이서구에비해우울감과같은주관적정서를호소하는비중이적고의욕저하와같은증상으로우울감을표출한다고주장한연구들과는다른결과였다. 우울감은한국인의우울증상을측정하는데있어서도중요한변인이었으며, 오히려국내표본과서구표본의차이는요인들간의상관패턴에서발견되었다. Furukawa 등의연구에서는북미표본의요인간상관계수가 에서 0.11 수준으로극히미미하였으며, 유럽과일본표본역시요인간상관이.30 미만으로낮았다. 반면국내집단은요인 1 ( 무감동 / 지체 ) 과요인 2( 죄책감 / 초조 ), 요인 1과요인 3( 신체증상 ) 의상관이각각.50,.48로유의하게나타났다. 이는국내임상집단이우울증상을표현하는데있어우울감, 의욕저하와같은우울의핵심증상뿐아니라불안및신체증상을동반하는경향이있음을시사하는것으로생각된다. 이러한결과가집단간의문화적차이를반영하는것인지에대해서는추가적인연구가필요할것으로생각되며, 집단간요인구조의동일성을보다엄격하게검증하기위해추후에는국내와해외집단간의모든요인계수추정치들의불변성 (invariance) 을검증해보아야할것이다. 한편, 본연구에서일차요인으로구성된상관모형과이차요인의존재를가정한위계적모형의적합도를비교한결과, 위계적모형보다는상관모형이 K-HDRS 의잠재요인구조로보다적합한것으로나타났다. 이는임상장면에서각개인의증상을평가함에있어보다세분화된접근이필요함을시사하는것으로, HDRS 의하위요인별접근에대한필요성을주장해왔던연구결과들 28) 과도일맥상통하는것이다. 즉, 지금까지거의대부분의연구들이나임상장면에서는 K-HDRS 의총점만을구하여사용하였는데, 앞으로는 K-HDRS 의하부척도를이용한새로운채점방식이제안되고검증되는과정이필요할것으로생각된다. 끝으로본연구의의의와제한점및추후연구를통해보완해야할점을살펴보면다음과같다. 본연구에서는이제까지국내 EFA 연구들 18,19) 이서구모형과국내모형들간의직접적인비교없이문화적차이에대해논했던것과 26

7 K-HDRS 의확인적요인분석 HW Park, et al. 는달리다양한국내외대안모형들을비교함으로써 K- HDRS 에가장부합하는요인구조를처음으로입증했다는데그의의가있다. 한편본연구는약물치료로인한효과를통제하지못하였다는제한점이있다. 3차진료기관이라는연구기관의특성상, 이미 K-HDRS 시행당시대부분의환자들이항우울제를복용하고있었고, 치료과거력도상당히다양하였다. 따라서약물치료가요인구조에영향을미쳤을가능성을배제할수없다. 기존의연구자들 29) 이약물치료와관련하여어떤우울증상또는증상군이치료에잘반응하여변화하는지를지속적으로탐색해왔던점을고려할때, 추후연구에서는약물의효과를통제한후순수우울증상에대한분석이필요할것으로생각된다. 또한어떤모형도이상적인적합도기준에는도달하지못했다는한계가있다. 이렇듯낮은적합도와관련해서는두가지가능성을고려해볼수있겠다. 먼저모형자체가중요한경로를적절하게고려하지못했을가능성이있다. 이에모형수정에있어근거가되는수정지수를검토해서두개의경로를추정하여적합도가향상되는결과를얻었으나, 전체적인적합도지수는여전히미흡한수준이었다. 적합도가낮은것과관련해서가능한또다른가설은 HD- RS 척도자체의문제이다. 실제로본연구에서문항 17(insight) 과같은문항의경우, 이문항이속한 죄책감 / 초조 요인뿐아니라 K-HDRS 총점과도유의미한상관을보이지않았다. 다른연구 30) 에서도일부문항과총점간상관이낮은점을지적하면서우울증상을충분히반영하지못한문항이포함되었을가능성을주장하였다. 이러한점을고려한다면후속연구에서는 K-HDRS 의문항중우울증에민감한것으로알려진일부핵심문항만을선별하여보다효과적이고정확한우울증상측정을도모해야할것으로생각된다. 마지막으로본연구에서는우울증환자집단의나이나성별, 공병진단, 증상심각도등과같은세부특성이요인구조에미치는영향은충분히탐색하지못하였다. 추후연구에서는본연구결과를토대로하위집단에서의요인구조를자세하게살펴볼필요가있겠다. 결론 본연구는국내주요우울증환자집단을대상으로 K- HDRS 에확인적요인분석을적용한최초의연구로서의의를갖는다. 10개의대안모형들을비교해본결과, 모든적합도기준을충족시키는모형은없었고, Furukawa 등 16) 의모형 (5a) 적합도가상대적으로는가장양호하였다. 또한모형 5a는동일모형에 2차요인을설정한모형 (5b) 보다더욱자료에부합하였다. 모형 5a의적합도향상을위해오차공변량을추정하여모형을일부수정하였으며, 최종적으로선택된모형 (5m) 은 무감동 / 지체, 죄책감 / 초조, 신체증상, 불면, 식욕 의 5요인으로구성된다. 비록경미한모형수정이있었지만, 북미, 유럽, 일본의환자집단전체를대상으로도출한요인구조에본연구표본이부합하고있다는점은 K-HDRS 로측정하는우울증상의표현에있어횡문화적보편성을시사한다. 또한앞으로임상및연구장면에서 K-HDRS 의총점보다는하부척도를이용한새로운채점방식이제안되고검증하는과정이필요할것으로생각된다. 후속연구에서는우울증환자를다양한하위집단으로구분하여요인구조를확인하고, 보다엄격한집단비교를위해국내외집단에대한다중집단분석등이이루어져야할것이다. 중심단어 : 확인적요인분석 해밀턴우울증평가척도 우울증. REFERENCES 1) Hamilton M. A rating scale for depression. J Neurol Neurosurg Psychiatry 1960;23: ) Williams JB. A structured interview guide for the Hamilton Depression Rating Scale. Arch Gen Psychiatry 1988;45: ) Akdemir A, Turkcapar MH, Orsel SD, Demirergi N, Dag I, Ozbay MH. Reliability and validity of the Turkish version of the Hamilton Depression Rating Scale. Compr Psychiatry 2001;42: ) Potts MK, Daniels M, Burnam MA, Wells KB. A structured interview version of the Hamilton Depression Rating Scale: evidence of reliability and versatility of administration. J Psychiatr Res 1990;24: ) Brown C, Schulberg HC, Madonia MJ. Assessing depression in primary care practice with the Beck Depression Inventory and the Hamilton Rating Scale for Depression. Psychol Assessment 1995;7: ) Gibbons RD, Clark DC, Kupfer DJ. Exactly what does the Hamilton Depression Rating Scale measure? J Psychiatr Res 1993;27: ) Hamilton M. Development of a rating scale for primary depressive illness. Br J Soc Clin Psychol 1967;6: ) Marcos T, Salamero M. Factor study of the Hamilton Rating Scale for Depression and the Bech Melancholia Scale. Acta Psychiatr Scand 1990;82: ) O Brien KP, Glaudin V. Factorial structure and factor reliability of the Hamilton Rating Scale for Depression. Acta Psychiatr Scand 1988;78: ) Cole JC, Motivala SJ, Dang J, Lucko A, Lang N, Levin MJ, et al. Structural validation of the Hamilton Depression Rating Scale. J Psychopathol Behav 2004;26: ) Gullion CM, Rush AJ. Toward a generalizable model of symptoms in major depressive disorder. Biol Psychiatry 1998;44: ) Grundy CT, Lunnen KM, Lambert MJ, Ashton JE, Tovey DR. The Hamilton Rating Scale for Depression: one scale or many? Clin Psychol Sci Pract 1994;1: ) Church AT, Burke PJ. Exploratory and confirmatory tests of the big 27

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,,,.,,,, (, 2013).,.,, (,, 2011). (, 2007;, 2008), (, 2005;,, 2007).,, (,, 2010;, 2010), (2012),,,.. (, 2011:,, 2012). (2007) 26%., (,,, 2011;, 2006;

,,.. 400,,,,,,.,,, -, -, -., 3.. :, Tel : 010-9540-0640, E-mail : sunney05@hanmail.net ,,,.,,,, (, 2013).,.,, (,, 2011). (, 2007;, 2008), (, 2005;,, 2007).,, (,, 2010;, 2010), (2012),,,.. (, 2011:,, 2012).