전문가용 사상체질진단지의 신뢰도와 타당도 검사

The Reliability and Validity Test of Sasangin Diagnostic Questionnaire for Specialist(SDQ_S)

  • ABSTRACT

    Objectives

    The purpose of this study was to develop the Sasangin Diagnostic Questionnaire for Specialist(SDQ_S) and to evaluate the reliability and validity of SDQ_S for standardization of sasang constitutional diagnosis by korean medicine Specialist in clinical practice.

    Methods

    SDQ_S was developed through discussions of three sasang constitutional medical specialist. We recruited 210 subjects aged from 20 to 70, and conducted the evaluation of SDQ_S and sasang constitutional diagnosis. For the reliability test, internal consistency was examined by calculating the cronbach’s α coefficient on 88 items excepted measurements of trunk, and independence and agreement was examined by chi-square test and McNemar test for 84 subjects which retested SDQ_S. For the validity test, discriminant functions was derived from the sample group(105 subjects), and they were applied to the test group(105 subjects). We identified the hit-ratio of SDQ_S in the test group.

    Results and Conclusions

    In the reliability test, the cronbach’s α coefficient was 0.664 and 87 items(98.9%) have dependent relationships between 1st test and 2nd test. And 39 items(44.3%) have high agreements(0.8≤McNemar), 26 items(29.5%) have common agreements(0.4≤McNemar<0.8). In the validity test, four discriminant variables(Soeum Index, Taeeum Index, Torso Ratio I, Taeyang Index) were selected, and two discriminant functions were derived. Total hit-ratio was 74.2%, and hit-ratio of Taeeumin(76.7%) was higher than that of Soeumin(75.9%) and Soyangin(69.7%). SDQ_S has good reliability and validity for sasang constitutional diagnosis.

  • KEYWORD

    Sasangin Diagnostic Questionnaire , Validity , Reliablity

  • Ⅰ. 緖論

    사상체질의학은 東武 李濟馬(1837~1900)가 창안한 한국 고유의 한의학으로, 그의 저서 『東醫壽世保元』 「四象人辨證論」에서는 체질 진단의 방법으로 身的要素인 體刑氣像‧容貌詞氣와 心的要素인 性質材幹‧恒心‧心欲, 그 외 病證(完實無病, 特異病證) 등을 언급하였고 이러한 요소를 종합적으로 관찰하여 평가해야한다고 하였다1.

    사상체질 진단의 객관화‧표준화를 위한 연구는 각각의 체질진단요소에서 다양한 방법으로 이루어졌다. 실제 계측이 가능한 외형적 요소에 관하여는 체간계측2-4, 안면계측5-8, 음성분석9-11 등 분야로 연구가 이루어졌으며, 心的要素와 病證에 관해서는 주로 자기보고식 설문조사법12-15으로 연구가 이루어졌다. 한국한의학연구원에서는 체형, 음성, 안면, 설문 등을 통합 분석한 체질 진단 툴(Sasang Constitutional Analysis Tool, SCAT)을 개발하였고 일선 한방병원에 보급되어 체질 진단의 도구로 사용되고 있다18.

    이렇듯 사상체질진단 객관화를 위한 노력으로 많은 분야에서 연구가 이루어졌음에도 불구하고, 임상현장에서 일반 한의사가 쉽게 사용할 수 있는 체질진단 도구의 개발은 미비하다. 안면계측법과 음성분석법은 장비 또는 소프트웨어의 구비 문제로 인하여 임상에서 사용하기에 현실적으로 어려움이 있다. 체간계측은 장비구비 및 측정법이 용이하나 다양한 체질진단요소를 반영하지 못한다. 환자 자기보고식 설문지는 의사에 의한 객관적인 평가가 이뤄지지 못한다는 한계점이 있다16. 이 점을 고려하여 개발된 의사용 체질진단지(Sasang Constitution Questionnaire for Doctors, SSDQ_D)17는 체형기상의 계측치를 포함하는 110항목으로 구성되나 복잡한 계측 및 삼지선다형의 질문으로 인해 임상에서 용이하게 사용하기에는 한계가 있다.

    따라서 체질진단의 요소를 종합적으로 반영하면서 일선 한의사의 사상체질 진단을 보조하고 객관화할 수 있는 도구의 개발이 필요한 실정이다.

    저자는 임상현장에서 일선 한의사 및 전문가의 사상체질 진단을 보조할 수 있는 객관화된 도구로써 전문가용 사상체질진단지(Sasangin Diagnostic Questionnaire for Specialist (SDQ_S)를 개발하였고 신뢰도와 타당도를 평가하여 유의한 결과를 얻었기에 이를 보고하는 바이다.

    Ⅱ. 硏究對象 및 方法

       1. 연구대상

    연구대상자는 경희대학교 한방병원 사상체질과 외래에서 2012년 7월부터 2013년 6월까지 모집하였다. 대상자는 만 20세 이상 70세 미만의 성인으로, 의사소통이 불가능한 자와 임산부 등 체형계측이 불가능한 자는 제외하였다. 대상자 모집수는 설문지 문항의 항목 수와는 관계없이 대상자 수가 최소 200명 이상 이어야한다는 Boomsma19의 기준에 따랐으며, 3%의 중도탈락자를 고려하여 최종대상자 수는 210명으로 선정하였다. 대상자는 연구 참여시 서면으로 동의서를 작성하였다. 본 연구는 경희대학교 한방병원 임상시험심사위원회의 승인을 받았다 (KOMCIRB-20120-08호).

       2. 연구방법

    1) SDQ_S 개발과정

    SDQ_S는 2012년 1월 경희대학교 한방병원 사상체질과 전문의 3명이 총 4회의 회의를 거쳐 개발하였다. 사상체질의 진단요소인 體形氣像, 容貌詞氣, 性質材幹, 素證, 病證 등20을 종합적으로 반영하였다. 『사상체질의학의 진단표준화를 위한 기반연구 용역보고서(2008)』21, 『사상체질과 임상편람』20에서 3명의 전문의가 체질진단에 임상적으로 의미있다고 판단한 문항을 추려냈으며, 체간측정2 및 QSCCII 연구 결과12,13에서 통계적으로 체질변별에 유의한 문항을 선정하였다. 그리고 이를 조합한 후 2번의 수정을 거쳐 SDQ_S를 개발하였다 (Figure 1).

    총 문항수는 93개로, 체간계측치를 입력하는 5문항과 의사가 환자 문진을 통하여 체크하는 88문항으로 구성된다. 체간계측법은 『사상체질과 임상편람』20에 따라 Martin식 계측기로 두면부와 사지를 제외한 체간 5부위를 측정하며 소수점 한자리까지 기록한다. 체형계측을 포함한 체형특징 21문항, 안면‧음성특징 13문항, 심리적 특징 35문항, 생리‧병리적 특징 24문항으로 구성되며, 각 특징마다 체질을 진단하는 문항이 1개씩 포함되어있다. 체질별로는 태양인 19문항, 소양인 21문항, 태음인 22문항, 소음인 22문항이다 (Table 1).

    2) SDQ_S 평가 및 체질진단

    210명의 피험자는 모두 1차 방문시 동의서를 작성한 후 SDQ_S 평가와 체질진단을 받았으며 그 중 84명은 신뢰도 평가를 위해 2주 후에 2차 방문하여 SDQ_S의 2차 평가를 받았다. SDQ_S와 체질진단은 독립적인 장소에서 독립적인 평가자들에 의해 시행되었고, 두 평가결과는 서로 은폐되었다. SDQ_S는 사상체질과 전공의 2명이 평가하였고, 피험자 1명당 한명의 전공의가 전담하였다. 연구 시작 전 전공의는 체간계측법을 포함한 SDQ_S 평가 방법에 대해 표준 교육을 받았다.

    체질진단은 2명의 사상체질과 전문의에 의해 독립적으로 수행되었다. 90%이상 일치하였으며 불일치한 경우 2명의 사상체질과 전문의가 체질증과 체질병증을 상호 논의하여 최종 체질을 확정하였다.

    3) 통계방법

    (1) 인구사회학적 특징

    SDQ_S의 체질진단 판별함수를 도출하고 판별함수의 타당성을 검증하기 위하여 피험자 210명을 분석표본(Sample Group)과 검증표본(Test Group)으로 구분하였다. 분석표본과 검증표본의 비율은 5:5로, 각 105명씩 성별, 연령 및 체질분포를 동질성(Homogeneity)있게 배분하였다. 각 표본에 따른 인구사회학적 비교는 연속형 변수인 경우 Independent t-test를, 범주형 변수인 경우 Chi-squared test를 사용하였다. 통계 분석은 PASW/SPSS statistics(Version 18, IBM Co., Armonk, NY, USA)를 사용하여 실시하였고, p<0.05인 경우 통계적으로 유의성이 있다고 판단하였다.

    (2) 신뢰도 평가

    SDQ_S의 신뢰도를 분석하기 위하여 내적일치도 검사와 검사-재검사법을 실시하였다. 내적일치도는 체형계측 5문항을 제외한 88문항을 대상으로 Cronbach’s alpha coefficient를 계산하여 문항의 동질성 정도를 평가하였다. 그리고 2주 간격으로 재검사한 84명을 대상으로 검사-재검사법을 실시하여 체형계측 5문항을 제외한 88문항의 독립성과 일치성을 검증하였다. 독립성검정은 교차분석을 통한 카이제곱검정과 p값에 의하였고, 일치성검정은 2X2에 실시하는 McNemar test로 분석하였다.

    (3) 타당도 평가

    분석표본 105명을 대상으로 SDQ_S의 체질진단 판별함수를 도출하였다. 93개의 문항은 통합하여 9개의 변수로 요약하였다. 이분형인 체질별 문항은 예=1점, 아니오=0점으로 계산하여 체질별로 각각 합쳐서 태양척도‧소양척도‧태음척도‧소음척도를 만들었다. 설문지중 체질 항목은 진단자의 종합적 판단을 반영하는 것으로 체형특징‧용모사기‧심성적 특징‧생리병리적 특징 등 특징별 체질진단 결과는 이를 모두 합하여 진단합계라는 변수를 만들었다. 그리고 체간계측치는 개개인별 체형의 대소를 고려하여 5선을 기준으로 1‧2‧3‧4선의 비율값인 4개의 변수를 생성하였고 소수점 두자리까지 기록하였다.

    요약한 9개의 변수를 대상으로 단계적 판별분석을 시행하여 체질진단에 유효한 변수와 판별함수를 도출하였고, Box’s M value를 통해 모집단의 공분산행렬 동일여부를 확인하고 판별함수의 통계적 유의성을 검증하였다.

    그리고 판별함수의 타당도를 평가하기 위해 분석표본에서 도출된 판별함수를 검증표본 105명에게 적용하였다. 사상체질과 전문의 2명이 진단한 체질진단 결과를 기준으로 판별함수 체질진단 예측값의 판별정확률(Hit ratio)를 구하였다.

    Ⅲ. 結果

       1. 인구사회학적 특징

    총 대상자 210명의 평균 연령은 33.09±14.04세이며, 남성(51.4%)와 여성(48.6%)의 비율은 유사하였다. 총 210명은 분석표본과 검증표본으로 각각 105명이며, 연령, BMI, 성별, 체질분포, 교육수준, 결혼력에서 유의한 차이가 없으며, 거주지(p=0.047)에서는 유의한 차이가 있었다 (Table 2).

       2. 신뢰도 평가

    1) 내적 일치도 검사

    전체 문항중 체형계측 5문항을 제외한 88문항에 대하여 내적 일치도를 검사한 결과 Cronbach’s α coefficient가 0.664로 나왔다.

    2) 독립성 및 일치성 검정

    체형계측 5문항을 제외한 88문항 중 87문항(98.9%)는 1차와 재검사에 종속적인 관계로 나타났고, S-12 1문항(1.1%)은 서로 독립적 관계로 나타났다. 또한 서로 종속적인 관계를 가지는 87문항 중 26개 문항(29.5%)은 0.4≤McNemar<0.8로 보통의 일치성이 있었으며, 22개 문항(25.0%)은 McNemar<0.4로 낮은 일치성이 있었고, 39개 문항(44.3%)은 0.8≤McNemar로 높은 일치성이 있었다 (Table 3).

       3. 타당도 평가

    1) 판별변수 선택

    93개의 문항에서 요약한 9개의 변수(태양척도, 소양척도, 태음척도, 소음척도, 진단합계, 1선/5선, 2선/5선, 3선/5선, 4선/5선)를 대상으로 단계적 판별분석을 실시한 결과 소음척도, 태음척도, 1선/5선, 태양척도 총 4개의 변수가 판별함수의 유효한 변수로 선택되었다. Wilks Lamda 값은 소음척도가 0.309(F=114.142)로 가장 낮았다 (Table 4). 소음척도, 태음척도, 1선/5선, 태양척도 순으로 단계적으로 진입하였고, Wilks Lamda 값이 0.309에서 0.116으로 감소하였다(Table 5).

    2) 판별함수 도출

    판별분석을 시행한 결과 소양인‧태음인‧소음인의 3그룹으로 구분하기 위해 2개의 판별함수가 도출되었다. 함수 1의 표준화 정준 판별함수 계수값은 소음척도의 절대값이 다른 변수의 절대값에 비해 높은 것으로 나타났으며(|소음척도|=0.950), 함수2에서는 태음척도의 절대값이 다른 변수의 절대값에 비해 높은 것으로 나타났다(|태음척도|=0.786) (Table 6).

    Box’s M value는 26.515 (p=0.204)로, 모집단의 공분산행렬이 동일하다는 가정을 만족하였다. 도출된 함수식 1, 2는 아래와 같다.

    함수1에 대한 체질별 중심값은 소양인의 경우 -0.054, 태음인의 경우 -1.751, 소음인의 경우 2.875이었으며, 함수2에 대한 체질별 중심값은 소양인의 경우 -1.390, 태음인의 경우 0.626, 소음인의 경우 0.583이었다 (Table 7).

    3) 판별정확률(Hit ratio)

    분석표본과 검증표본에서 각각 판별함수를 통하여 예측된 체질진단과 전문의에 의한 체질진단을 비교하였다. 분석표본의 경우 전체 판별정확률은 88.5%였으며 체질별로는 소양인 84.8%, 태음인 91.1%, 소음인 정확률 89.3%였다 (Table 8).

    검증표본의 경우 전체 판별정확률은 74.2%였으며, 소양인 정확률 69.7%, 태음인 정확률 76.7%, 소음인 정확률 75.9%로 태음인 소음인의 판별정확률이 소양인에 비해 높게 나왔다 (Table 9).

    Ⅳ. 考察 및 結論

    이번 연구에서는 체질진단에 관련 이전의 연구자료2,12,13,20,21와 사상체질과 전문의 3명의 협의를 통해 체질 진단요소(체형기상, 용모사기 등 신체적 요소, 심리적 요소, 생리‧병리적 요소)를 종합적으로 반영하면서 한의사의 체질진단을 객관화할 수 있는 SDQ_S를 개발하였고, SDQ_S의 타당도와 신뢰도를 평가한 결과 양호한 수준임을 확인하였다.

    SDQ_S는 QSCCII와 같이 환자가 스스로 평가하는 자기보고식 설문지가 아닌 전문가용 사상체질진단지이다. 기존의 자기보고식 설문지의 경우 환자 스스로 체형, 용모, 음성적 특성 등을 평가하기 때문에 의사의 객관적인 평가가 이루어지지 못한다는 한계가 있다16. 이러한 점을 극복하기위해 의사용 체질진단지(Sasang Constitution Questionnaire for Doctors, SSDQ_D)가 개발되었고17 신뢰도 타당도 및 진단 정확율을 높이기 위한 연구들이 이루어졌다22-25. SSDQ_D는 총 110항목으로, 크게 체형기상, 용모사기, 성질재간, 병증약리로 구성되며 체형기상은 체간의 둘레(8부위) 및 너비(5부위)의 실계측치를 포함한다. 그러나 복잡한 신체계측, 삼지선다형의 많은 질문항목은 임상에서 많은 시간이 소요된다는 단점이 있다. SDQ_S는 이러한 점을 고려하여 임상에서 쉽게 적용가능한 모델로 개발되었다. 체형기상, 용모사기, 심리적특징, 생리‧병리적 특징이라는 체질진단요소를 모두 포함하면서 총 93문항으로 간소화하였으며, 그 중 84문항을 ‘예’‘아니오’의 이지선다형으로 구성하고, 진단요소별로 의사의 종합적 평가(4문항)를 추가하였다. 체형기상은 너비(5부위)의 계측치를 바로 이미지화하여 유형구분을 용이하게 하였고, 의사의 망진으로 판단하는 항목도 추가하였다. 또한, 체질진단지 개발과 더불어 각 체질진단요소에 대한 매뉴얼을 만들어 각 항목별 평가의 일관성을 높이고자 하였다.

    SDQ_S의 신뢰도 분석 결과 체형계측을 제외한 88문항에 대해 Cronbach’s α coefficient가 0.664였고, 1문항을 제외한 87문항이 1차와 재검사에 종속적이며 65문항(73.8%)이 보통 이상의 일치성이 있는 것으로 나타났다. 문항의 내적일치도를 평가하는 Cronbach’s α coefficient는 일반적으로 0.526 또는 0.727이 넘을 경우에 설문지의 신뢰도가 높은 것으로 평가한다. 비록 SDQ_S는 0.7보다 낮았으나 0.7에 근사한 0.664로 보통 이상의 신뢰도가 있는 것으로 확인되었다. 또한, 전체 문항의 73.8%가 보통 이상의 일치성이 있는 것을 볼 때 SDQ_S의 문항들이 일반적으로 일치됨을 알 수 있다. 일치성이 낮은 문항 22개와 재검사에 독립적인 문항 1개는 추후 다른 연구를 통해 수정‧개선하여 재평가할 필요가 있다. 본 연구에서 모든 대상자에게 검사-재검사법을 실시하지 않은 것은 환자모집에 시간 차이 및 대상자의 균질성을 고려하여 부분 실시하였다.

    SDQ_S의 타당도를 분석한 결과 판별분석으로 도출된 함수의 체질 판별정확률이 74.2%였으며, 태음인(76.7%), 소음인(75.9%), 소양인(69.7%) 순으로 높았다. 객관적인 체형계측을 포함하는 전문가용 설문지인 SSCQ-D의 경우, 체질진단정확률이 71.33%(태양인 80.85%, 소양인 59.42%, 태음인 70.66%, 소음인 74.40%)로 보고되었고23, 환자용 사상체질진단 설문지인 QSCCII+의 경우 진단정확률은 58.4%이며 소양인(68.5%), 태음인(66.4%), 소음인(41.5%) 순으로 높은 것으로 보고되었다28. 또한, 환자용 2단계 체질진단 설문지인 TS-QSCD(The Two-Step Questionnaire for the Sasang Constitution Diagnosis)는 체질진단정확률이 74.9%(태양인 100.0%, 소양인 65.6%, 태음인 83.4%, 소음인 65.7%)인 것으로 보고되었다29. SDQ_S는 진단 정확률이 이전에 연구된 체질진단 설문지보다 체질별 차이가 적으면서 높게 나왔으며, 체질진단 도구로써 타당성이 있음이 확인되었다.

    체질 판별함수의 최종 변수는 소음척도, 태음척도, 1선/5선, 태양척도 4개로, 서술형 문항과 체간 실측치가 모두 포함되었다. 또한 3개의 체질집단(소양인, 태음인, 소음인)을 판별하는 함수 2개가 도출되었는데, 함수1에서는 표준화 정준 판별함수 계수값이 소음척도가 가잘 높았으며(|소음척도|=0.950), 함수2에서는 태음척도가 가장 높았다(|태음척도|=0.786). 즉, 함수1은 소음인을 판별하는데 뛰어나며 함수2는 태음인을 판별하는데 뛰어난 함수로 볼 수 있다.

    이 연구의 한계점은 다음과 같다. 첫째, SDQ_S의 평가자간 차이가 없어야 한다. 2명의 사상체질과 전공의가 평가를 하였기 때문에 평가자마다 기준의 차이가 있을 수 있다. 이를 고려하여 SDQ_S를 개발하면서 사용 매뉴얼 또한 개발하였으며 실제 임상 적용 시에 매뉴얼이 제공하여 평가자간 차이는 감소할 것이다. 둘째, 대규모 표본수가 아니므로 선정 가능한 판별변수가 부족하였다. 일반적으로 표준편차(S)와 신뢰구간 폭(W)을 이용하여 W/S가 0.25일 경우 90% 신뢰구간에서 표본수는 174명이고, 95% 신뢰구간에서 표본수가 246명이다. 따라서 300명정도 넘는 평가 연구가 좋으나 현실적으로 시간과 경비 등을 고려하여 200명을 대상(최소 100명 이상)으로 시행하고 있는 것이 현실이다. 또한 판별분석에서 변수 하나당 표본수가 최소 20개 이상이어야 통계적으로 유의성이 있는 것으로 보는데30, 이번 연구에서는 본 연구의 표본수로 선택 가능한 변수가 부족하였다. 향후 표본수가 충분하였다면 다수의 유효변수로 인해 체질 판별정확율이 더 높아질 것으로 생각된다. 셋째, 피험자 210명 중 태양인으로 진단된 경우가 없었기 때문에 통계적 분석을 통하여 태양인 판별함수를 도출할 수 없었다. 추후 태양인이 포함된 표본을 대상으로 한 후속 연구가 필요할 것으로 사료된다.

    결론적으로 이번 연구에서는 체질 진단요소를 종합적으로 반영하면서 한의사의 체질진단을 객관화할 수 있는 도구인 SDQ_S를 개발하였고, SDQ_S의 타당도와 신뢰도가 양호하다는 것을 확인하였다. 향후 성별, 연령별 표준 Norm을 구성하여 표준화 연구가 시행되어야 할 것이다. 아울러 동일한 연구를 시행시 평가지(도구)와 진단의 독립적 수행을 권장하는데 이것은 연구 결과에 bios를 초래하므로 주의해야 한다.

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  • [Figure 1.] Flow chart of SDQ_S development
    Flow chart of SDQ_S development
  • [Table 1.] Contents of Sasangin Diagnostic Questionnaire for Specialist(SDQ_S)
    Contents of Sasangin Diagnostic Questionnaire for Specialist(SDQ_S)
  • [Table 2.] Demo-Sociographic Characteristics of Subjects
    Demo-Sociographic Characteristics of Subjects
  • [Table 3.] Examination of Independence and Agreement for SDQ_S by Test-Retest Method
    Examination of Independence and Agreement for SDQ_S by Test-Retest Method
  • [Table 4.] Discriminant Variables Selected by Stepwise Discriminant Function Analysis
    Discriminant Variables Selected by Stepwise Discriminant Function Analysis
  • [Table 5.] Stepwise Variable Entries in Stepwise Discriminant Function Analysis
    Stepwise Variable Entries in Stepwise Discriminant Function Analysis
  • [Table 6.] Standardized Canonical Discriminant Function Coefficient of Variables
    Standardized Canonical Discriminant Function Coefficient of Variables
  • [Table 7.] Group Centroid of Sasang Constitution
    Group Centroid of Sasang Constitution
  • [Table 8.] Hit Ratio of Sasang Diagnosis Questionnaire_Specialist in Sample Group
    Hit Ratio of Sasang Diagnosis Questionnaire_Specialist in Sample Group
  • [Table 9.] Hit Ratio of Sasang Diagnosis Questionnaire_Specialist in Test Group
    Hit Ratio of Sasang Diagnosis Questionnaire_Specialist in Test Group