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문제 정의
- 사각회전법(oblimin with Kaiser normalization)을 통해 요인을 분석하였는데 표 7과 같다. 요인-항목간 0.30이상의 부하량(loading)을 보이는 것을 의미 있다고 보고 요인을 해석하였다. 6개의 요인이 설명하는 변량은 전체의 51.
제안 방법
- 440명의 연구 대상 중에서 무작위로 선정된 45명에 대하여 검사-재검사 신뢰도(test-retest reliability)를 알아보기 4주 후 K-POMS를 재시행 하였다.
- K-POMS의 구성 타당도를 측정하기 위한 요인 분석은 주성분분석(principal component analysis)법을 이용하였다. Eigenvalues가 1 이상인 요인은 13개가 추출되었는데, 스크리 검정(scree test)을 통해 6개의 요인을 선택하였다. 사각회전법(oblimin with Kaiser normalization)을 통해 요인을 분석하였는데 표 7과 같다.
- K-POMS에 대한 척도 점수를 표준화된 절차(1)에 따라 채점을 하였고, 6개의 하위 척도 점수와 총기분장애점수(Total Mood Disturbance Score：TMDs)를 구하였다. 자료 분석은 SPSS 10.
- K-POMS의 각 항목은 POMS와 마찬가지로 0점(전혀 그렇게 느끼지 않는다), 1점(약간 그렇게 느낀다), 2점(중간 정도로 그렇게 느낀다), 3점(꽤 그렇게 느낀다), 4점(매우 그렇게 느낀다)의 5단계로 표시하도록 하였고, 검사 당일을 포함한 지난 1주일간의 기분 상태를 표시하도록 하였다.
- SCL-90-R의 9개 하위 척도와 K-POMS의 6개 하위 척도간의 상관 관계를 구하였다(표 5). 표 5에서 보는 바와 마찬가지로 T 요인은 SCL-90-R의 불안척도(ANX)와 0.
- 이에 저자들은 한국판 기분상태척도(K-POMS)의 표준화를 체계적인 방법으로 시도하였다. 각 항목을 최대한 한국인의 정서에 맞으면서 의미가 정확하게 전달되도록 우리말 표현으로 옮겼으며 정상인인 고교생과 대학생을 대상으로 신뢰도와 타당도 검증을 시도하였다. 더 나아가 외국의 예와 비교하여 차이점을 살펴보고 가능하다면 한국인 고유의 정서적 특징을 가늠해보고자 하였다.
- 공존 타당도(concurrent validity)를 평가하기 위하여 이미 신뢰도와 타당도가 입증된 한국판 SCL-90-R을 함께 시행하였다. 내용 타당도(content validity)를 검증하고자 10명의 정신과 전문의에게 K-POMS의 각 항목이 기분 상태를 평가하기에 적절한지를 0점(매우 부적절하다), 1점(약간 부적절하다), 2점(보통이다), 3점(꽤 적절하다), 4점(매우 적절하다)으로 평가하도록 하였다. 구성 타당도(construct validity)의 평가는 요인 분석을 하였다.
- 구성 타당도를 평가하고자 주성분 분석법(principal component analysis)과 사각회전법(oblimin with Kaiser normalization)을 실시하였다. 내적 일관성을 제시하고자 각 하위 척도의 신뢰도 계수를 구하고, 각 하위 척도간 Pearson 상관 계수를 구하였다. 변별 타당도를 검증하기 위하여 우울증 집단과의 평균 비교는 연령의 영향을 보정한 공분산분석을 실시하였다.
- 변별 타당도(discriminant validity)를 점검하기 위하여 벡 우울척도(Beck Depression Inventory：BDI) 점수가 15점 이상인 환자군 88명을 대상으로 K-POMS를 실시하였다. 임상적 면담을 통해 정신병적인 증상을 동반하거나 정신분열병의 주진단을 받은 환자를 제외하고 위 배제 기준1), 2)에 해당하는 사람은 분석에서 제외하였다.
- 이 것을 영어와 한국어에 능통한 사람(bilingual) 2인에게 각각 번역토록 하고 그 결과들을 취합하여 K-POMS의 각 문항을 결정하였다. 영어의 원 뜻과 하위 척도의 감정 영역을 가장 잘 반영하는 우리말 표현을 찾되 본래의 뜻을 왜곡하지 않는 범위에서 이해하기 쉽도록 풀어 기술하였으며, 일반인 5~6인에게 문항의 표현과 난이도를 점검하도록 하여 어렵거나 어색하다고 대답한 문항의 일부 표현을 수정하였다. 최종적인 우리말 문항의 결정은 영어에 능통하고 우리말 제대로 쓰기에 관심이 많으며 임상적인 경험이 풍부한 신경정신과 교수 3인과 각각 1~4회의 토의를 거쳐 결정하였으며, 일부 문항의 우리말 표현은 국어 학자에게 자문을 구하였다.
- 각 문항의 영문은 대개 형용사 한 단어나 간단한 관용구로 되어 있다. 이 것을 영어와 한국어에 능통한 사람(bilingual) 2인에게 각각 번역토록 하고 그 결과들을 취합하여 K-POMS의 각 문항을 결정하였다. 영어의 원 뜻과 하위 척도의 감정 영역을 가장 잘 반영하는 우리말 표현을 찾되 본래의 뜻을 왜곡하지 않는 범위에서 이해하기 쉽도록 풀어 기술하였으며, 일반인 5~6인에게 문항의 표현과 난이도를 점검하도록 하여 어렵거나 어색하다고 대답한 문항의 일부 표현을 수정하였다.
- 국내에서도 POMS를 이용한 연구들이 보고되었지만(11-15) 우선 항목의 내용이 사전적인 번역의 성격이 강해 실제적이지 못하거나, 일부는 번역된 척도의 타당도 검증이 이루어지지 않은 채 연구에 적용되었다. 이에 저자들은 한국판 기분상태척도(K-POMS)의 표준화를 체계적인 방법으로 시도하였다. 각 항목을 최대한 한국인의 정서에 맞으면서 의미가 정확하게 전달되도록 우리말 표현으로 옮겼으며 정상인인 고교생과 대학생을 대상으로 신뢰도와 타당도 검증을 시도하였다.
- 그 후 여섯 번의 요인분석 연구를 통하여 항목이 가감되었다. 점수를 평가하는 방법도 처음에는 “전혀 아니다”를 0점, “약간 그렇다”를 1점, “꽤 그렇다”를 2점, “극도로 그렇다”를 3점으로 채점하는 4단계로 시작하였지만 네 번째 요인분석 연구에서부터 “보통이다”를 첨가하여 5단계 평가 체계를 도입하였다. 다섯 번째 연구에서 혼란 요인(Confusion factor)이 하위 척도로 규명되었고, 네 번째 연구에서 나타났던 친근 요인(Friendliness factor)은 후속 연구에서 입증되지 않아 현재는 기각되고 채점에서 제외되었다(1).
- 기분상태척도(POMS：Profile of Mood States)는 일시적이고 변하기 쉬운 정동 상태를 빠르고 간편하게 규명하고자 하는 임상적인 필요성에서 개발되었다. 총 65문항의 자기 보고형 척도로서 0점에서 4점까지 다섯 단계로 기분 상태를 평가하며 7년 정도의 공교육을 받은 사람이면 누구나 쉽게 이해하고 검사를 수행할 수 있도록 제작되었다(1).
- 임상적 면담을 통해 정신병적인 증상을 동반하거나 정신분열병의 주진단을 받은 환자를 제외하고 위 배제 기준1), 2)에 해당하는 사람은 분석에서 제외하였다. 최종적으로 우울증 진단을 받은 남자 33명(평균 연령 35.1±13.2세), 여자 43명(평균 연령 33.2±11.3세)에게서 얻은 K-POMS 점수를 정상인 군과 비교하였다.
- 영어의 원 뜻과 하위 척도의 감정 영역을 가장 잘 반영하는 우리말 표현을 찾되 본래의 뜻을 왜곡하지 않는 범위에서 이해하기 쉽도록 풀어 기술하였으며, 일반인 5~6인에게 문항의 표현과 난이도를 점검하도록 하여 어렵거나 어색하다고 대답한 문항의 일부 표현을 수정하였다. 최종적인 우리말 문항의 결정은 영어에 능통하고 우리말 제대로 쓰기에 관심이 많으며 임상적인 경험이 풍부한 신경정신과 교수 3인과 각각 1~4회의 토의를 거쳐 결정하였으며, 일부 문항의 우리말 표현은 국어 학자에게 자문을 구하였다.
대상 데이터
- 440명 중에서 분석 대상에 포함시킨 사람은 모두 405명으로 남학생이 161명, 여학생이 244명이었다. 평균 연령은 남학생이 18.
- 전문가 집단인 정신과 의사 10인에게 각 문항의 기분상태 측정의 적절성을 질문한 결과 모두 7명이 응답하였다. 0점(매우 부적절), 1점(약간 부적절), 2점(보통), 3점(꽤 적절), 4점(매우 적절)의 5등급으로 평가하도록 하였을 때 평균 2.
데이터처리
- 공존 타당도를 검증하고자 K-POMS와 SCL-90-R의 상관관계는 Pearson 상관계수로 구하였다. 구성 타당도를 평가하고자 주성분 분석법(principal component analysis)과 사각회전법(oblimin with Kaiser normalization)을 실시하였다.
- 내용 타당도(content validity)를 검증하고자 10명의 정신과 전문의에게 K-POMS의 각 항목이 기분 상태를 평가하기에 적절한지를 0점(매우 부적절하다), 1점(약간 부적절하다), 2점(보통이다), 3점(꽤 적절하다), 4점(매우 적절하다)으로 평가하도록 하였다. 구성 타당도(construct validity)의 평가는 요인 분석을 하였다.
- 내적 일관성을 제시하고자 각 하위 척도의 신뢰도 계수를 구하고, 각 하위 척도간 Pearson 상관 계수를 구하였다. 변별 타당도를 검증하기 위하여 우울증 집단과의 평균 비교는 연령의 영향을 보정한 공분산분석을 실시하였다.
- 인구학적 특성에 따른 TMDs 및 각 하위 척도 점수의 유의한 차이를 알아보기 위해서 성별에 대해서는 T 검정을, 그 외의 변인에 대해서는 일원변량분석을 실시하였다. 신뢰도를 검증하기 위하여 전체 척도의 신뢰도 계수를 구하고, 검사-재검사 신뢰도를 측정하기 위하여 배제 기준에 근거해 배제된 2명을 제외한 43명에 대하여 대응표본 T 검정을 하였다.
- 인구학적 특성에 따른 TMDs 및 각 하위 척도 점수의 유의한 차이를 알아보기 위해서 성별에 대해서는 T 검정을, 그 외의 변인에 대해서는 일원변량분석을 실시하였다. 신뢰도를 검증하기 위하여 전체 척도의 신뢰도 계수를 구하고, 검사-재검사 신뢰도를 측정하기 위하여 배제 기준에 근거해 배제된 2명을 제외한 43명에 대하여 대응표본 T 검정을 하였다.
이론/모형
- K-POMS의 구성 타당도를 측정하기 위한 요인 분석은 주성분분석(principal component analysis)법을 이용하였다. Eigenvalues가 1 이상인 요인은 13개가 추출되었는데, 스크리 검정(scree test)을 통해 6개의 요인을 선택하였다.
- K-POMS의 신뢰도를 검증하기 위해 신뢰도 계수(Cron bach’s α)와 검사-재검사 방법을 적용하였다. 정서의 특성이 일정하게 유지되기보다는 내적, 외적 자극 상황에 쉽게 영향을 받는 것이고 POMS의 제작 의도가 일시적이고 변하기 쉬운 기분 상태를 반영하려는 것이기 때문에 신뢰도 검증 시에 검사-재검사의 방법보다 내적 일치도가 높은 것이 더욱 중요하겠다.
- 공존 타당도(concurrent validity)를 평가하기 위하여 이미 신뢰도와 타당도가 입증된 한국판 SCL-90-R을 함께 시행하였다. 내용 타당도(content validity)를 검증하고자 10명의 정신과 전문의에게 K-POMS의 각 항목이 기분 상태를 평가하기에 적절한지를 0점(매우 부적절하다), 1점(약간 부적절하다), 2점(보통이다), 3점(꽤 적절하다), 4점(매우 적절하다)으로 평가하도록 하였다.
- 공존 타당도를 검증하고자 K-POMS와 SCL-90-R의 상관관계는 Pearson 상관계수로 구하였다. 구성 타당도를 평가하고자 주성분 분석법(principal component analysis)과 사각회전법(oblimin with Kaiser normalization)을 실시하였다. 내적 일관성을 제시하고자 각 하위 척도의 신뢰도 계수를 구하고, 각 하위 척도간 Pearson 상관 계수를 구하였다.
- Eigenvalues가 1 이상인 요인은 13개가 추출되었는데, 스크리 검정(scree test)을 통해 6개의 요인을 선택하였다. 사각회전법(oblimin with Kaiser normalization)을 통해 요인을 분석하였는데 표 7과 같다. 요인-항목간 0.
성능/효과
- 전문가 집단인 정신과 의사 10인에게 각 문항의 기분상태 측정의 적절성을 질문한 결과 모두 7명이 응답하였다. 0점(매우 부적절), 1점(약간 부적절), 2점(보통), 3점(꽤 적절), 4점(매우 적절)의 5등급으로 평가하도록 하였을 때 평균 2.66으로 전반적으로 각 문항이 보통 이상으로 적절하다고 평가되었다. 문항별로는 보통(2점) 미만으로 부적절하다고 평가된 항목이“1.
- 2) K-POMS의 결과에서 한 하위 요인에 두 항목이상 답하지 않거나 전체 항목에서 10%이상의 항목(6.5문항)이 비어있는 경우(1).
- 4주 간격으로 2번 실시한 하위 척도 점수에 대한 대응표본 t 검정 결과 D 척도, A 척도, C 척도, TMD 점수에서 유의한 차이를 보였고, T 척도, V 척도, 피곤-무력 척도(F)는 유의한 차이가 없었다. 검사-재검사간의 각 하위 척도 및 TMDs의 상관 관계는 0.
- 001) 연령 보정 후에도 유의하였다. K-POMS의 하위 척도도 우울군과 정상 대상군의 평균 점수는 유의한 차이를 보였다(표 6). 남녀를 나누어 연령을 보정한 후 K-POMS의 평균 점수를 비교해 보았을 때도, 남자는 F 척도를 제외한 모든 하위척도와 TMDs에서 우울군의 점수가 유의하게 높았고(V 척도는 유의하게 낮았고) 여자는 T, A 척도를 제외한 모든 하위척도와 TMDs에서 유의한 차이를 보였다.
- V 요인은 SCL-90-R의 전 하위척도와 음의 상관을 보였고 그 중 편집증 척도(PAR), 정신증 척도(PSY)와는 유의미한 상관이 없었다. TMD 점수는 SCL-90-R의 전 하위척도와 0.36에서 0.79의 유의한 상관 관계(p<0.01)를 보였으며 전체심도지수(GSI：Global Severity Index)와도 0.75의 높은 상관관계(p<0.01)를 나타냈다(표 5).
- 특히 T 척도와 D 척도간, 혼란-당황 척도(C)와 T 척도간, C 척도와 D 척도간, A 척도와 T 척도간의 상대적으로 높은 상관 관계는 이 연구에서도 유사하게 나타났다. TMDs는 V 요인의 -0.49를 제외한 각각의 하위척도와 0.78에서 0.89의 높은 양의 상관관계를 보였다(표 3).
- 따라서 연구자들은 정상인과 노인(6,7), 청소년(8,9)에 대한 타당도를 확인하거나 보완하려고 노력해 왔다. 그 결과 POMS의 타당성과 신뢰성은 개선되었다. 형태에 있어서도 원래의 척도 외에 양극형(bipolar form)(10)과 단축형(short form)(1)이 보고되었다.
- K-POMS의 하위 척도도 우울군과 정상 대상군의 평균 점수는 유의한 차이를 보였다(표 6). 남녀를 나누어 연령을 보정한 후 K-POMS의 평균 점수를 비교해 보았을 때도, 남자는 F 척도를 제외한 모든 하위척도와 TMDs에서 우울군의 점수가 유의하게 높았고(V 척도는 유의하게 낮았고) 여자는 T, A 척도를 제외한 모든 하위척도와 TMDs에서 유의한 차이를 보였다.
- K-POMS의 신뢰도와 타당도는 모든 항목에서 신뢰할수 있고 타당한 결과를 보였다. 먼저 인구학적인 특성에 따른 K-POMS의 차이를 찾아 볼 수 있었던 부분은 성별과 하위척도 한가지에서만 유의한 차이를 보인 연령이었다. 학력에 따른 차이는 유의하지 않아 이후 모든 분석에서는 고교생과 대학생을 구분하지 않았다.
- 이와 함께 D, C, TMDs도 검사 전후에 평균 점수가 유의하게 차이를 보여 변화가 심한 요인으로 생각된다. 반대로 T, V, F 요인은 평균 점수의 차이도 유의하지 않고, 상관도 유의하여 마치 성격처럼 변하지 않는 특징을 보였다.
- 성별에 대한 차이는 남자에서는 활기-활동 요인(V)의 점수가 유의하게 높았고, 여자에서는 긴장-불안 요인(T), 피곤-무력 요인(F), 혼란-당황 요인(C)이 남자에서 보다 유의하게 높았다(표 1). POMS의 규준 자료가 되었던 대상들에서 성별에 대한 차이를 보면, 외래 환자를 대상으로한 연구에서는 T, D(우울-낙담), F, C 요인이 여자에서 더 높게 나왔고, V 요인은 남자에서 높게 나와서 이 연구와 비슷한 양상이다.
- 신뢰도 계수를 통한 내적 일치도 검증은 C(혼란-당황) 요인 같은 일부 하위 척도에서 0.67로 0.70보다 약간 낮은 신뢰도 계수를 보였지만 다른 하위 요인들은 모두 0.78이상이고 전체 항목의 신뢰도 계수가 0.93으로 매우 높아 신뢰도가 높다고 해석된다. Lee 등(18)이 POMS를 한국어로 번역하여 재미 교포 47명을 대상으로 실시한 연구에서 전체 척도에 대한 Cronbach’s α가 0.
- 연령에 대해서는 K-POMS의 TMDs 및 하위 척도 점수에서 전반적으로 유의한 차이를 보이지 않았으나 긴장불안 척도(T)에서만 유의한 차이를 보였다(p<0.01). 집안의 사회경제수준에 따른 점수 평균의 의미 있는 차이는 발견되지 않았다.
- 정서의 특성이 일정하게 유지되기보다는 내적, 외적 자극 상황에 쉽게 영향을 받는 것이고 POMS의 제작 의도가 일시적이고 변하기 쉬운 기분 상태를 반영하려는 것이기 때문에 신뢰도 검증 시에 검사-재검사의 방법보다 내적 일치도가 높은 것이 더욱 중요하겠다. 예상대로 검사-재검사의 결과는 각각의 하위 척도간 상관 계수가 A 요인의 0.27에서 D 요인의 0.63까지 걸쳐 나타났고 TMDs(총기분장애 점수)도 0.60으로 성격적 특성을 반영하는 0.80~0.90의 상관 계수에는 못 미쳤다. POMS 실시요강에 제시된 바로는 같은 대상은 아니지만 20일정도 지나 재검사를 했을 때 상관계수가 0.
- 001). 우울-낙담(D), 분노-적개심(A)을 제외한 모든 하위척도 점수에 의미 있는 차이를 보였으나(표 1), 학력, 종교에 따른 차이는 발견되지 않았다.
- SCL-90-R의 9개 하위 척도와 K-POMS의 6개 하위 척도간의 상관 관계를 구하였다(표 5). 표 5에서 보는 바와 마찬가지로 T 요인은 SCL-90-R의 불안척도(ANX)와 0.66의 높은 상관관계(p<0.01)를 보였고, D 요인은 SCL90-R의 우울 척도(DEP)와 0.81의 상관(p<0.01)을 보였다. A 요인은 SCL-90-R의 적대감 척도(HOS)와 0.
후속연구
- 이와는 대조적으로 우울 환자군에 대한 임상적 변별 타당도는 매우 높았다. 대상자군을 우울 환자군과 비교하였을 때 유의한 차이를 보여 K-POMS를 우울증의 선별에도 활용할 수 있는 가능성을 시사한다. 표로 결과를 제시하지 않았지만 남녀별로 따로 비교하였을 때도 TMDs와 D, V, C의 하위 척도의 점수 차이가 우울 환자군과 대상자 군에서 연령 보정 후에도 유의하였다.
- 표집상의 오류를 최소화하기 위해서는 좀 더 다양한 지역의 고교생, 대학생에 대한 자료가 보충되어야 할 것이다. 앞으로 다양한 연령, 지역, 직업에 대한 표집과 우울 이외의 불안장애나 신체형 장애 환자군에 대한 규준 자료를 갖추어 정신측정학적인 측면(psychometric aspect)을 보강한다면 K-POMS는 기분 상태를 측정하는 도구로서 효용이 증가할 것이다.
- Nyenhuis 등(6)은 정상 성인을 대상으로 한 연구에서 교육은 무관하나 연령에 따라 하위 척도들과 유의한 상관관계가 있다고 보고하였다. 연령에 대한 차이는 좀 더 다양한 연령층에 대한 자료가 있어야 하겠지만 임상적으로도 매우 중요하고 표준화 작업에도 반영되어야 하므로 추후 신중하게 검증해야 할 것이다.
- 이 연구의 제한점은 대상이 대부분 학생 군으로 직업과 연령이 다양하지 못하다는 것이다. 정상 일반인을 대상으로 한 연구가 아니기 때문에 한국인의 보편적인 정서를 반영한다고 주장하기 어렵다.
- 반면에 대상이 균질성이 있다는 매우 큰 장점을 지니고 있어서 정상적인 고등학생, 대학생에 대한 특징을 잘 보이고 있다고 생각한다. 표집상의 오류를 최소화하기 위해서는 좀 더 다양한 지역의 고교생, 대학생에 대한 자료가 보충되어야 할 것이다. 앞으로 다양한 연령, 지역, 직업에 대한 표집과 우울 이외의 불안장애나 신체형 장애 환자군에 대한 규준 자료를 갖추어 정신측정학적인 측면(psychometric aspect)을 보강한다면 K-POMS는 기분 상태를 측정하는 도구로서 효용이 증가할 것이다.
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