Ⅰ. 서론
1. 연구의 배경 및 필요성
뇌졸중 환자들의 손 기능 결핍은 특이성 장애로(Gwenaël 등, 2024), 식사하기, 옷 입기, 개인위생, 신변처리, 팔 뻗어 물건 잡기, 조작하기, 글씨쓰기 등 일상생활 동작에 필요한 손가락과 손목관절의 움직임은 일상생활 수행 시 약 50 % 이상을 차지한다(Houwink 등, 2017). 따라서 뇌졸중 환자들의 기능 회복을 촉진하기 위한 손 기능 회복은 재활치료 영역에서 중요한 치료적 목표라 할 수 있으며(Bertrand, 2015; Lucareli 등, 2019), 뇌졸중 환자의 손 기능을 검사하기 위한 신뢰도 높은 평가 도구의 선택 또한 치료 계획, 임상의사결정, 연구설계와 더불어 매우 중요한 과정이다.
일반적으로 신뢰도란 동일한 검사를 반복 측정할 때 무작위 측정 오차(random measurement error) 없이 측정값이 일관성 있게 유지되어야 하는 정도를 말하며 이를 재현성(reproducibility)이라고도 표현한다(Andreea 등, 2023). 검사-재검사 신뢰도와 측정 오차 간의 관련성은 검사 도구의 재현성 수준을 효과적으로 표현하는 방법으로 검사의 신뢰도를 포괄적으로 반영한다(Andreea 등, 2023). 따라서 검사-재검사의 재현성은 급간내 상관계수(intraclass correlation coefficient; ICC)에 의해 결정되며(Chan 등, 2017; Ekstrand 등, 2016), 급간내 상관계수(ICC)는 검사간 신뢰도를 비교하는데 사용되는 상대적 신뢰도(relative reliability)의 한 형태로 단위 없이 숫자로만 표현된다. 또한 높은 급간내 상관계수(ICC)는 반복 측정 시 측정 오차에 대한 정보가 거의 없고 불일치의 크기를 알 수 없기 때문에 재현성의 포괄적인 특성을 반영하기가 어렵다(Ekstrand 등, 2016). 이와 더불어 검사에 관한 무작위 측정 오류는 절대적 신뢰도(absolute relativity) 지수인 측정값의 표준 오차(standard error measurement; SEM)와 최저 실제 차이(small real difference; SRD = minimal detectable change; MDC)에 의해 정량화될 수 있다(Aguiar 등, 2016; Chan 등, 2017; Schuck & Zwingmann, 2003).
표준 오차(SEM)는 측정 시 우연 변동(chance variation)에 의해 발생되는 측정 오차의 크기를 의미하며, 최저 실제 차이(SRD)는 표준 오차에 의해 추정되는 수치로 개별환자들의 측정 값이 95 % 신뢰수준에서 얼마나 일관성 있게 유지되고 있는지에 대한 기준값을 반영하는 것으로 알려져 있다(Aguiar 등, 2016; Schuck & Zwingmann, 2003). 특히 최저 실제 차이는 환자들이 현재 기능 보다 추후 얼마만큼 개선(또는 악화) 될 수 있을 지에 대한 예후를 결정하는 역치값으로 임상의사결정에 필요한 근거 자료로의 활용이 가능하다(Wong, 2016). 따라서 신뢰할 수 있는 평가 도구는 급간내 상관계수 값이 높고 표준 오차값과 최저 실제 차이 값은 낮아야 하는데(Aguiar 등, 2016; Schuck & Zwingmann, 2003), 이러한 신뢰도가 높은 평가 도구는 임상에서 유병 기간에 따른 환자들의 기능적인 추이 변화를 관찰하기 위해 사용된다(Wong, 2016).
뇌졸중 환자들에게 가장 일반적으로 사용하는 손 기능 검사에는 근력 검사인 파악력(grip strength), 가쪽 핀치력(lateral pinch), 손의 기민성 검사인 box and block test(BBT), nine hole peg test(NHPT) 등이 있으며(Carr 등, 2018; Ekstrand 등, 2016; Hammer & Lindmark, 2003; Stock 등, 2019), 이러한 검사 도구들은 이미 검사-재검사 신뢰도와 절대적 신뢰도가 조사되었다.
선행연구에서 뇌졸중 환자들의 손 기능은 근 긴장도에 의해 많은 영향을 받는다고 보고되었으나 근 긴장도가 손 기능 검사의 신뢰도에 어떠한 영향을 미치는지에 관해서는 거의 확인된 바 없다. 더구나 뇌졸중 환자들의 근 긴장도와 불완전탈구, 어깨 통증의 유무는 손의 사용을 어렵게 만들어 평가 결과에 대한 신뢰도에 영향을 줄 수 있다(Alexandra 등, 2023; Wu 등, 2020). 또한 뇌졸중 환자들은 일반적으로 팔의 근 긴장도 유무와 상관없이 어깨관절 벌림과 바깥돌림이 감소되어 근 긴장도를 정확하게 평가하기 어렵다(Moffett 등, 2021).
2. 연구의 목적
본 연구의 목적은 뇌졸중 환자들의 어깨 통증 유무와 불완전탈구를 배제한 편의 표본 추출법을 이용하여 팔꿉관절 굽힘 강직 유무에 따른 손의 파악력, 외측 핀치력, 기민성 검사인 BBT, NHPT의 검사-재검사 신뢰도의 재현성과 최저 실제 차이를 검증하고자 하였다.
Ⅱ. 연구방법
1. 연구 대상자
본 연구는 뇌졸중으로 인해 OO병원에서 입원 치료를 받고 있는 뇌졸중 환자 중 본 연구에 동의한 66명을 대상으로 2024년 2월부터 2024년 3월까지 연구를 진행하였다. 연구 대상자의 선정 기준은 인지 기능이 한국판 간이 정신 상태 검사(mini mental state examination-Korean version; MMSE-K)에서 ≥24점인 자, 어깨 통증 유무 감별을 위해 HBN(hand behind neck) 검사에서 NRS(numeric rating scale)가 <5점 인자, 피실험자들이 앉은 상태에서 도수 견인 없이 집게손가락을 이용하여 환자의 마비측 팔의 위팔뼈머리와 봉우리밑 공간 사이를 촉진한 결과 그 공간 사이의 간격이 손가락 넓이의 <1/2인 어깨관절 부분탈구를 동반하지 않은 자(Moffett 등, 2021; Ng 등, 2023), 근긴장도 척도(moidfied Ashworth scale; MAS)에서 G0~G2에 해당하는 자를 대상으로 하였다.
2. 연구 절차 및 방법
뇌졸중 환자들의 어깨 통증 유무와 불완전탈구가 연구 결과에 체계적 오차를 줄 수 있는 변수로 작용할 수 있기 때문에 이를 배제한 편의 표본 추출법을 이용하였다. 또한 어깨관절 도수 접촉 시 통증과 관련된 혼란효과(confounding effect)를 최소화하기 위해 마비측 팔꿉관절 굽힘근의 근긴장도를 평가하고자 modified Ashworth scale(MAS)를 사용하였다. 근긴장도가 일반적으로 나타난다는 가정하에 팔꿉관절 굽힘근을 선택하였고(Moffett 등, 2021), G= 0(강직 무), G= 1∼2(강직 유)로 구분하였다. 선행연구에서는 일반적으로 포괄적(측정 오차 수준, 재현성) 신뢰도 지수를 얻기 위하여 표본수의 크기가 최소 50명 이상이 필요하다고 하였다(Hopkins, 2000). 본 연구에서는 G Power 3.1.9.7 프로그램을 활용하여 두 군간(강직 유, 무)의 차이 검증에 필요한 유의수준 .05, 효과 크기 0.3, Cohen의 법칙에 따라 파워 검정력 0.80을 기준으로 하여 최소 표본수를 설정하였다.
본 연구에서 이용한 파악력, 외측 핀치력, BBT, NHPT 등은 현재 임상에서 널리 사용되고 있으며, 임상 경험이 풍부한 작업치료사(무작위 배정)에 의해 첫 1일 평가 후 7∼10일 간격으로 재평가되었다. 학습과 기억 효과를 줄이는 것이 검사-재검사 신뢰도를 증가시킬 수 있기 때문에 7일∼10일 간격으로 재평가하였고, 최소 1세션당 5명의 환자만 평가하였으며 다음 검사 전까지 그 환자들과의 접촉은 없도록 하였다(Kahn 등, 2019).
피실험자들의 일반적인 특성(연령, 발병기간, 진단명, 마비측 부위, MMSE-K)은 입원 기록지와 환자 또는 보호자와의 면담을 통해 수집하였고, 브룬스트룸 회복 단계 팔과 손 (Brunnstrum stage–arm & hand), 손 움직임 척도(hand movement scale; HMS), 바델 지수는 입원 후 첫 평가부터 작업치료사에 의해 평가되었다. 전체 76명 중 최종 자료 수집 과정에서 중도 탈락(5명), 퇴원(3명), 결측값(2명)을 제외한 총 66명의 데이터를 수집하여 분석하였다.
3. 측정 방법
1) 통증
핸드 비하인드 넥(hand behind neck; HBN) 검사는 손바닥을 목 뒤에 위치시킴으로써(어깨관절 바깥돌림과 벌림) 통증의 정도를 감별하는 검사방법으로 측정자간 신뢰도(ICC= 0.98)가 높은 것으로 보고되었다(Yorke 등, 2015). 치료사는 환자의 마비측 팔을 수동적으로 검사할 때 환자가 주관적으로 느끼는 어깨관절 통증의 강도를 수치평가척도(NRS)를 이용하여 구두로 표현하도록 하였다(Martins 등, 2015). 수치평가척도의 통증 정도는 0점에서 10점으로 표시된 양끝 눈금 밑에 표시하도록 되어 있으며, 0점은 통증이 없음을 나타내고 10점은 상상할 수 없을 정도의 심한 통증을 의미한다. 선행연구에서 노인과 뇌졸중 환자의 통증 강도를 평가하는데 타당도와 민감도가 높다고 보고되었다(Pratt 등, 2021). HBN 검사를 이용하여 팔의 기능적인 움직임 수행시 어깨관절 통증은 수치평가척도≥5점 인 경우 통증이 나타날 확률의 역치 값으로 통증이 있음을 의미한다(Rajaratam 등, 2007). HBN 검사에서 수치평가척도≥5점 인 경우 안정시 통증 유무를 감별하는데 수용자 작업특성곡선(receiver operation characteristic curve; ROC Curve)은 0.85, 민감도(Sensitivity)는 96.7, 특이도(Specificity)는 72.4, 측정자간 신뢰도(Intraclass coefficient, ICC3,1)는 0.97(confidence interval, CI; 0.93∼0.99)로 보고되었다(Platz 등, 2005).
2) 파악력
전자식 악력계(electronic hand dynamometer, KS-301, Lavisen, KOREA)는 손으로 물건을 쥐는 근력을 측정하는 도구이다. 본 연구에서는 평가전에 1회 연습하게 한 후 마비측의 악력을 3회 측정한 평균값을 사용하였다. 뇌졸중 환자들의 파악력 검사의 검사-재검사 신뢰도 ICC= 0.80∼0.89로 보고되었다(Stock 등, 2019). 가쪽 핀치력은 정밀 그립의 한 형태로 집게 손가락과 엄지 손가락의 노뼈면 사이에 핀치미터를 놓고 최대한 강하게 집는 힘을 기록하였으며, 뇌졸중 환자들의 마비측 외측 핀치력의 측정자간 신뢰도 ICC= 0.96으로 보고되었다(Aguiar 등, 2016).
3) 기민성
본 연구에서는 손의 기민성을 평가하기 위해 나인홀 페그보드 검사(nine hole pegboard test; NHPT)와 박스 앤 블록 검사(box and block test; BBT)를 사용하였다(Ekstrand 등, 2016). NHPT는 치료사의 평가를 위한 시작 소리와 함께 9개의 금속 막대를 각 구멍에 끼우고 빼는 것으로 눈과 손의 협응뿐만 아니라 손가락과 손의 기민성을 측정하는 도구로써 평가가 쉽고 빠르며 이미 표준화가 진행된 평가도구이다. 뇌졸중 환자들의 NHPT의 검사-재검사 신뢰도 ICC는 0.99이었다(Ekstrand 등, 2016).
BBT는 길이가 2.54 ㎝인 정육면체 나무 블럭과 중앙에 칸막이가 달린, 크기가 53.7×8.5×27.4 ㎤로 된 직사각형 상자로 구성되어 있다. 검사는 마비측 손으로 블록을 집어 반대쪽으로 옮기도록 지시한 후 진행하였다(Mathiowetz 등, 1985). 뇌졸중 환자들을 대상으로 한 BBT의 측정자간, 검사-재검사 신뢰도 ICC는 각각 0.993, 0.963으로 보고 되었다(Platz 등, 2005).
4. 분석 방법
본 연구는 SPSS version 23.0을 이용하여 분석하였다. 모든 자료는 Shapiro-wilk 방법을 통해 정규성을 검정하였고, 대상자의 일반적인 특성은 빈도분석과 기술통계로 기술하였다. 파악력, 핀치력, NHPT, BBT의 상대적 신뢰도(relative reliability)인 검사-재검사 신뢰도는 급간 내 상관계수(intra class coefficient; ICC)를 이용하였다. 검사-재검사 간의 체계적 오차(systematic error)가 있는지를 추정하기 위해 t-검정을 이용하여 두 점수 간의 평균 차이를 분석하였다. 측정 오차는 절대적 신뢰도(측정 오차 신뢰도)인 표준 오차(standard error measuremen; SEM)로 계산하여 정량화하였고, 95 % 신뢰구간에서 실제로 변화될 수 있는 점수를 결정하기 위하여 최저 실제 차이(smallest real difference; SRD)를 사용하였다. 표준 오차(SEM)는 검사-재검사 평균값의 20 % 미만, 최저 실제 차이(SRD)는 측정한 값 최고 점수의 20 % 미만인 경우 측정 오차가 작아 수용할 만 하다로 간주하였다(Wong, 2016). 최저 실제 차이 %(SRD/means of measurements taken)×100 %)는 독립된 평가 단위로 검사-재검사 재현성을 비교하기 위해 사용되며, 최저 실제 차이 %는 평균 점수의 30 % 미만인 경우 측정 오차가 작아 수용할 만하다고 할 수 있다(Kahn 등, 2019; Schuck & Zwingmann, 2003). 모든 통계학적 유의수준은 α= .05로 하였다.
Ⅲ. 결과
1. 연구 대상자의 일반적인 특성
본 연구에 참여한 연구 대상자 66명 중 남자는 34명(51.5 %), 여자는 32명(48.5 %), 나이는 평균 58.03세이었다. 유병 기간은 10.29개월, 진단명은 뇌경색 38명(57.6 %), 뇌출혈 28명(42.4 %), 왼쪽 편마비는 29명(43.9 %), 오른쪽 편마비는 37명(56.1 %), 팔꿉관절 굽힘 강직에서 강직 무(G= 0)는 35명(53 %), 강직 유(G= 1∼2)는 31명(47 %)이었다. MMSE-K는 27.15점, 브룬스트룸 회복 단계 팔과 손은 각각 5점, 5.14점, HMS는 5.3점, MBI는 74.50점이었다 (Table 1).
Table 1. Characteristics of the participants (n= 66)
SD; standard deviation MMSE-K; mini mental state examination-Korean version, HMS; hand movement scale, MBI; modified Barthel inex
2. 강직 유무에 따른 환자들의 마비측 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT의 검사-재검사 신뢰도
강직 유무에 따라 두 군으로 분류하여 마비쪽 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT 급간내 상관계수 값(ICC)을 비교한 결과 강직이 없는 군이 강직이 있는 군에 비해 급간내 상관계수 값(0.89∼0.98)이 높은 것으로 확인되었다. 강직이 있는 군이 없는 군에 비해 급간내 상관계수 값은 NHPT(ICC= 0.71), 가쪽 핀치력(ICC=0.78), 파악력(ICC= 0.86), BBT(ICC= 0.94) 순으로 확인되었으며, 두 군 모두 검사-재검사 간의 평균값에 유의한 차이가 없었기 때문에 체계적 오차는 나타나지 않았다(p= 0.143∼0.910)(Table 2).
Table 2. Test-retest reliability of the four measures in the affected side hand of patients with and without spasticity
SD; standard deviation, CI; confidence interval, ICC; intra class coefficient, NHPT; nine hole peg test, BBT; box and block test, S; Spasticity (G= 1∼2), NS; non-spasticity (G= 0)
3. 마비측 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT의 절대적 신뢰도
마비쪽 팔에 강직이 있는 군의 파악력의 표준 오차(SEM)는 4.39(검사-재검사 평균값 20.5), 가쪽 파악력 1.81(6.5), NHPT 19.97(61.87), BBT 3.52(24.67)로 모든 검사-재검사 평균값의 20% 이상으로 측정 오차 수준 이상이었다. 그러나 강직이 없는 군의 파악력의 표준 오차는 3.28(검사-재검사 평균값 38.75), 가쪽 파악력 0.79(10.03), BBT 2.83(38.65), NHPT 9.96(50.65)으로 평균값의 20 % 미만으로 측정 오차는 신뢰할 만한 수치이었다.
마비쪽 팔에 강직이 있는 군의 파악력의 최저 실제 차이(SRD)는 12.13(최고 점수 52), 가쪽 파악력 5.07(21), NHPT 55.18(234.12), BBT 9.82(68)로 모든 최저 실제 차이 값은 최고 점수의 20 % 이상으로 측정 오차 수준을 초과하였다. 그러나 강직이 없는 군의 파악력의 최저 실제 차이 값은 9.06(최고 점수 78), 가쪽 파악력 2.18(21), NHBT 27.52(160.43), BBT 7.82(62)로 모든 최저 실제 차이 값은 최고 점수의 20 % 미만으로 측정 오차는 신뢰할 만한 수치이었다. 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT는 강직이 있는 군이 그렇지 않은 군에 비해 표준 오차와 최저 실제 차이는 측정오차 수용 범위 이상으로 확인되었다. 또한 강직이 있는 군의 최저 실제 차이 %는 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT 평균 점수의 30 % 이상으로 측정 오차 수용 범위 이상으로 나타났으나(39.41 %∼89.18 %), 강직이 없는 군의 최저 실제 차이 %는 NHPT(54.33 %)를 제외하고 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT는 20.23 %∼23.38 %(평균 30 % 미만)로 측정 오차 수용 범위는 신뢰할 만하였다 (Table 3).
Table 3 Absolute reliability of the grip strength, lateral pinch, NHPT, BBT in the affected hand of patients
SEM; standard error of measurement= standard deviation of all the test-retests score ×√1-ICC, SRD; small real difference= 1.96×SEM×√2, SRD %= (SRD/ mean of measurements taken) × 100 %, NHPT; nine hole peg test, BBT; box and block test, S; spasticity (G= 1∼2), NS; non-spasticity (G= 0)
Ⅳ. 고찰
뇌졸중 환자들의 마비쪽 팔의 강직은 일상생활활동에 필요한 손의 사용을 어렵게 만들고 이러한 문제는 손 기능 평가 시 체계적 오류를 발생시켜 신뢰도에 영향을 미친다(Moffett 등, 2021). 본 연구는 뇌졸중 환자들의 팔꿉 관절 굽힘근의 강직 유무에 따른 파악력과 가쪽 핀치력, 손의 기민성 검사인 BBT와 NHPT의 검사-재검사 신뢰도의 재현성을 검증하고자 하였다. 마비쪽 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT의 급간내 상관계수 값을 비교한 결과 강직이 없는 군이 강직이 있는 군에 비해 급간내 상관계수 값(0.89∼0.98)이 높았으며, 강직이 있는 군이 없는 군에 비해 급간내 상관계수 값은 NHPT(ICC= 0.71), 외측 핀치력(ICC= 0.78), 파악력(ICC= 0.86), BBT(ICC= 0.94) 순으로 나타났다.
강직이 없는 뇌졸중 환자의 손 파악력, 외측 핀치력, NHPT, BBT의 표준 오차(평균 점수의 20 % 미만), 최저 실제 차이(최고 점수의 20 % 미만), 최저 실제 차이 %(30 % 미만)는 신뢰할 만한 것으로 확인되었다. 그러나 강직이 있는 군은 모든 평가에서 측정 오차 수준 이상으로 나타났는데, 이는 뇌졸중 환자들의 팔의 근 긴장도가 손 기능에 부정적인 영향을 주었기 때문에 (Alexandra 등, 2023; Wu 등, 2020), 신뢰도 지수(ICC)는 다소 낮게 나타난 것에 비해 측정 오차 수준은 높게 나타난 것으로 판단된다.
특히 팔꿉관절 굽힘근에 강직이 있는 뇌졸중 환자들의 NHPT는 파악력, 가쪽 핀치력, BBT 보다 측정 오차 수준이 높았다. 이와 관련하여 NHPT는 9개의 금속 막대를 각각의 구멍에 끼우고 빼는 것으로 눈과 손의 협응뿐만 아니라 손가락과 손의 기민성을 측정하는 도구로 다른 검사에 비해 더 섬세한 손가락의 움직임을 요구하는 과제들로 구성되어 있으며(Ekstrand 등, 2016), 이를 수행하기 위해서는 더 많은 운동 조절 기능이 요구되기 때문에 팔꿉관절 굽힘근의 강직에 영향을 받는 것이 당연한 결과라 할 수 있다. 이러한 결과는 뇌졸중 환자들이 옷입기, 식사하기, 쥐기, 잡기, 쓰기, 조작하기 등의 동작을 수행할 때 손가락과 손목을 사용할수록 팔꿉관절 굽힘근의 동적 강직이 가중되어 폄 동작을 제어할 수 없고 손과 손목 협응의 많은 제약을 초래하기 때문이다(Moffett 등, 2021).
치료사의 관점에서 볼 때 최저 실제 차이(SRD)는 95 % 신뢰수준에서 개개 환자들의 수행 점수 변화가 현재 점수보다 추후 얼마만큼 좋아질 수 있을지에 대한 예후를 결정할 수 있는 역치값으로 임상 의사 결정에 유용한 지표이다(Wong, 2016). 본 연구에 참여한 대상자 중 강직이 있는 환자들의 경우 손의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT는 측정 오차 수준을 초과하여 최저 실제 차이 값을 해석하는데 제한이 따르는 반면 강직이 없는 피실험자들의 경우 현재 측정된 값보다 추후의 파악력은 9.06 ㎏, 가쪽 파악력은 2.18 ㎏ 이상으로 근력이 개선될 수 있고, NHPT의 수행 시간은 27.52초 이상 빨라질 수 있으며, BBT 또한 1분당 7.82개의 블록을 옮길 수 있다. 따라서 팔꿉관절 굽힘 강직을 보이는 뇌졸중 환자들의 경우 그렇지 않은 환자들에 비해 마비쪽 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT의 급간내 상관계수 값은 낮고, 표준 오차, 최저 실제 차이, 최저 실제 차이 %의 측정 오차 수준이 높은 것으로 나타났다. 이는 마비쪽 팔의 근 긴장도가 측정 오차를 높이고 검사 결과에 부정적인 영향을 미쳤음을 의미한다.
따라서 팔꿉관절 굽힘 강직이 마비쪽 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT의 신뢰도에 영향을 주는 변수로 작용하기 때문에 치료사는 환자 평가 시 이를 충분히 고려하여야 한다. 또한, 이러한 평가 도구를 이용하여 뇌졸중 환자의 손 기능 변화에 따른 치료 결과(임상적인 개선, 실제 변화가 있는지) 해석 시에도 더 많은 주의가 필요하며, 손의 기능을 개선하기 위해서는 반드시 팔꿉관절 굽힘 강직을 최소화할 수 있는 치료가 병행되어야 한다. 팔꿉관절 굽힘 강직이 없는 환자들의 경우 마비쪽 팔의 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT의 검사-재검사 신뢰도의 재현성은 검증되었으나 강직이 있는 환자들의 경우 높은 측정 오차를 보임으로써 유용성에 제한이 따르기 때문에 본 연구에서 제시한 최저 실제 차이가 뇌졸중 환자들의 손 기능 변화에 따른 기준점으로 활용이 가능할 것으로 생각된다.
본 연구를 진행함에 있어 몇몇 제한점이 있었는데 첫째, 표본수의 크기와 연구 대상자 선별 기준이 뇌졸중 환자의 어깨 통증 유무와 아탈구를 배제한 편의 표본 추출법을 사용하였다. 둘째, 잠재적 회복 효과를 최소화하기 위하여 만성 뇌졸중 환자가 주를 이루어 연구 결과를 일반화하는데 한계가 있다. 셋째, 손과 손목의 고유수용성 감각과 관절 가동 범위가 연구 결과에 미치는 영향을 고려하지 못하였다. 넷째, 파악력, 가쪽 핀치력, NHPT, BBT 수행 시 근력과 수행 시간에 초점이 맞추어져 있어 움직임의 질을 고려하지 못하였다. 따라서 추후 연구에서는 이를 보완한 교차 검증 연구가 필요할 것이다.
Ⅴ. 결론
뇌졸중 환자들의 팔꿉관절 굽힘 강직은 파악력, 외측 핀치력, NHPT, BBT 신뢰도에 영향을 주는 변수였고, 팔꿉관절의 굽힘근 강직이 없는 환자들의 경우 검사-재검사 신뢰도의 높은 재현성이 검증되었다. 본 연구에서 제시한 파악력의 SRD 9.06 ㎏, 외측파악력 2.18 ㎏, NHPT 27.52 초, BBT 7.82 개로 손의 기능 변화에 대한 기준점으로 사용이 가능할 것이다.
References
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