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문제 정의
- 그렇다면 DSM-Ⅳ 기준의 도구와 K-PGSI 중 어느 것을 먼저 단축형으로 개발해야 하는가를 결정해야 하는데, 본 연구자들은 국가에서 활용하는 도구를 먼저 단축형으로 개발하는 것이 타당하다고 판단했다. 따라서 본 연구에서는 K-PGSI의 단축형 조사도구를 개발하고, 도박 중독자 선별을 위한 기준점(cutoff score)을 탐색해 보았다.
- 참고로 K-PGSI의 원척도에 해당하는 문항 총점이 1을 넘을 경우 저위험 집단에 해당하기 때문에, 문항이 절반 이하로 줄어드는 단축형으로는 저위험 집단 선별을 위한 기준점을 설정할 수 없다. 따라서 본 척도는 중독 집단으로 분류되는 중위험 이상 집단을 선별하기 위한 도구로 개발하는 데 초점을 맞추었다.
제안 방법
- 논의에 앞서 연구 결과를 요약하면 다음과 같다. 먼저 501명의 도박 이용자들을 대상으로 K-PGSI(Korean Problem Gambling Severity Index)의 단축형 척도를 개발했다. 문항을 선별하기 위해 원척도의 요인부하량과 문항-총점 간 상관, 응답자들의 반응빈도, 전문가의 경험적 판단 등을 단계적으로 참고하여 요인타당도와 신뢰도가 양호한 네 문항의 단축형 척도를 개발했다.
- 본 연구를 위해 2개의 표본 자료를 수집했다. 먼저 도박 이용자들(표본1)을 대상으로 단축형 척도를 개발하고 예비 기준점을 설정하기 위한 자료를 수집했다. 단축형 척도를 개발하기 위해서는 도박 문제를 가진 사람들이 상당수 포함된 표본이 필요하기 때문에 도박 경험이 있는 사람들만을 대상으로 자료를 수집했다.
- 단축형 척도의 문항을 선별하고 기준 점수 설정을 위한 1차 분석은 표본1을 활용하여 실시했고, 개발된 단축형 척도를 교차타당화 하고 기준 점수를 확정하기 위한 최종 분석은 표본2를 활용하였다. 참고로 K-PGSI의 원척도에 해당하는 문항 총점이 1을 넘을 경우 저위험 집단에 해당하기 때문에, 문항이 절반 이하로 줄어드는 단축형으로는 저위험 집단 선별을 위한 기준점을 설정할 수 없다.
- 경험적 기준에 과도하게 의존할 경우, 특정 표본이 가진 독특한 특성이 과도하게 반영될 수 있기 때문이다. 우선 원척도의 요인구조를 참고하여 요인부하량이 높은 문항들을 선별하고 그 문항들에 대한 반응빈도 등을 종합적으로 살펴보았다. 다음으로 선별된 문항들이 도박 중독의 구성개념을 반영하는 이론적 기준에도 부합하는지를 판단하여, 필요하다면 경험적 기준과 일치하지 않더라도 대안적 문항을 선택하고, 그렇게 구성된 단축형 척도로 타당성을 평가하였다.
- 우선 원척도의 요인구조를 참고하여 요인부하량이 높은 문항들을 선별하고 그 문항들에 대한 반응빈도 등을 종합적으로 살펴보았다. 다음으로 선별된 문항들이 도박 중독의 구성개념을 반영하는 이론적 기준에도 부합하는지를 판단하여, 필요하다면 경험적 기준과 일치하지 않더라도 대안적 문항을 선택하고, 그렇게 구성된 단축형 척도로 타당성을 평가하였다.
- 민감도가 낮은 이유를 살펴본 결과 해당 문항들의 응답 비율이 너무 낮기 때문인 것으로 판단되어, 그 비율이 상대적으로 높은 1번과 2번, 3번 중에서 일부를 선택하고, 6∼9번 문항의 상당수를 제외시키는 대신 도박 문제에 대한 종합적인 질문에 해당하는 5번 문항을 포함시켜 다시 정리했다.
- 단축형 척도의 문항을 선별하기 위해 원척도의 요인부하량과 문항-총점 간 상관, 응답자들의 반응빈도(평균), 전문가의 경험적 판단 등을 단계적으로 참고했다( 참조).
- 먼저 요인부하량과 문항-총점 상관이 가장 높은 세 문항(6번, 7번, 8번) 혹은 네 문항(6번, 7번, 8번, 9번)을 활용하여 기준점을 찾아보려 했다. 분석 결과에 따르면, 세 문항 혹은 네 문항 모두 안정적인 1요인 구조와 우수한 신뢰도(세 문항 .
- 일반인 조사에 적용할 기준점을 찾기 위해 민감도와 특이도, ROC곡선(Receiver Operating Characteristic Curve) 분석5)을 활용하여 예비 기준점을 탐색해 보았다. 먼저 도박 중독자 집단, 즉 중위험 이상 집단을 선별하기 위한 기준점을 분석한 결과, 민감도와 특이도 면에서 ‘1점’과 ‘2점’ 모두 각기 강점을 갖는 것으로 나타난 반면, 3점 이상은 민감도가 너무 낮아 부적절했다.
- 일반인 대상의 기준점을 탐색하기 전에, 단축형 척도의 교차타당화를 위해 표본2를 활용하여 요인구조와 신뢰도를 확인했다. ‘주축 요인 분해법’을 이용하여 요인을 추출한 결과, ‘아이겐값(Eigen values) 1이상’인 요인이 1개(1요인 2.
- 먼저 중위험 이상 집단을 분류하기 위한 기준점을 탐색해 보았다. 표본1을 활용하여 찾아낸 1점과 2점을 활용하여 민감도 및 특이도, ROC곡선 분석 등을 실시한 결과 ‘1점’이 가장 적절한 것으로 확인되었는데, 민감도와 특이도 모두 1.
- 먼저 501명의 도박 이용자들을 대상으로 K-PGSI(Korean Problem Gambling Severity Index)의 단축형 척도를 개발했다. 문항을 선별하기 위해 원척도의 요인부하량과 문항-총점 간 상관, 응답자들의 반응빈도, 전문가의 경험적 판단 등을 단계적으로 참고하여 요인타당도와 신뢰도가 양호한 네 문항의 단축형 척도를 개발했다. 다음으로 일반인 1,584명을 대상으로 단축형 척도를 교차타당화 하고 도박 중독자 선별을 위한 기준점을 개발했는데, 단축형 척도의 기준점(4점)으로 문제성 집단을 선별할 때 나타난 민감도와 특이도는 각각 1.
대상 데이터
- 본 연구를 위해 2개의 표본 자료를 수집했다. 먼저 도박 이용자들(표본1)을 대상으로 단축형 척도를 개발하고 예비 기준점을 설정하기 위한 자료를 수집했다.
- 먼저 도박 이용자들(표본1)을 대상으로 단축형 척도를 개발하고 예비 기준점을 설정하기 위한 자료를 수집했다. 단축형 척도를 개발하기 위해서는 도박 문제를 가진 사람들이 상당수 포함된 표본이 필요하기 때문에 도박 경험이 있는 사람들만을 대상으로 자료를 수집했다. 표본1에 해당하는 사람들은 대도시(서울, 부산, 대구, 광주, 대전) 지역의 복권 판매점에서 각종 복권을 구입한 501명으로, 조사에 자발적으로 동의한 사람들만을 대상으로 면접 방식의 조사를 실시했다.
- 단축형 척도를 개발하기 위해서는 도박 문제를 가진 사람들이 상당수 포함된 표본이 필요하기 때문에 도박 경험이 있는 사람들만을 대상으로 자료를 수집했다. 표본1에 해당하는 사람들은 대도시(서울, 부산, 대구, 광주, 대전) 지역의 복권 판매점에서 각종 복권을 구입한 501명으로, 조사에 자발적으로 동의한 사람들만을 대상으로 면접 방식의 조사를 실시했다. 조사대상의 48.
- 다음으로 일반인들(표본2)을 대상으로 단축형 척도를 교차타당화 하고 최종 기준점을 설정하기 위해 자료를 수집했는데, 대도시(서울, 부산, 대구, 광주, 대전)에 거주하는 20세 이상 성인 1,584명을 대상으로 전화조사를 실시했다. 조사대상의 2.
이론/모형
- DSM-Ⅳ 기준을 참고하고 도박으로 인한 피해를 중심으로 일반인의 도박 중독 유병률을 측정하기 위해 Ferris & Wynne(2001)가 개발한 CPGI의 한국판(사행산업통합감독위원회 2010b)을 사용했다.
성능/효과
- Lie/Bet 척도의 경우 ‘익명의 도박중독자 모임’ 참석자와 베트남 참전 군인들을 대상으로 선별 효능성을 검증한 결과 민감도(sensitivity: 원척도로 분류한 ‘문제 집단’을 단축형 척도를 활용하여 ‘문제 집단’으로 재분류하는 비율) 0.99와 특이도(specificity: 원척도로 분류한 ‘정상 집단’을 단축형 척도를 활용하여 ‘정상 집단’으로 재분류하는 비율) 0.91을 보였고, 일반인 43,093명을 대상으로 검증한 BBGS는 민감도 0.96과 특이도 0.99를 보여 효능성이 우수한 것으로 나타났다.
- 본 연구에서 PGSI의 신뢰도(Cronhach's alpha값으로 측정, 이하 동일)는 표본1에서 0.91, 표본2에서 0.92로 우수했다.
- 종합하면, 국내에는 타당성이 검증된 단축형 도박 중독 척도가 없는 상황이다. 그렇다면 DSM-Ⅳ 기준의 도구와 K-PGSI 중 어느 것을 먼저 단축형으로 개발해야 하는가를 결정해야 하는데, 본 연구자들은 국가에서 활용하는 도구를 먼저 단축형으로 개발하는 것이 타당하다고 판단했다.
- 종합하면, 국내에는 타당성이 검증된 단축형 도박 중독 척도가 없는 상황이다. 그렇다면 DSM-Ⅳ 기준의 도구와 K-PGSI 중 어느 것을 먼저 단축형으로 개발해야 하는가를 결정해야 하는데, 본 연구자들은 국가에서 활용하는 도구를 먼저 단축형으로 개발하는 것이 타당하다고 판단했다. 따라서 본 연구에서는 K-PGSI의 단축형 조사도구를 개발하고, 도박 중독자 선별을 위한 기준점(cutoff score)을 탐색해 보았다.
- 조사대상의 2.9%가 도박 관련 문제가 있다고 응답(K-PGSI 1점 이상)했는데, 그 중에서 ‘중위험 이상(K-PGSI 3점 이상)’ 집단은 1.3%(21명), ‘문제성(K-PGSI 8점 이상)’ 집단은 0.3%(5명)를 차지하는 것으로 나타났다.
- 본 연구자들은 원척도의 절반 이하에 해당하며 요인구조나 신뢰도 등을 검토할 수 있는 3∼4개가 가장 적절한 문항 수라고 판단했다.
- 네 문항 총점으로 원척도의 총점을 예측한 결과, 전체 변량의 92.2%를 유의하게 설명했고(F1,499 = 5893.243, p <.001) 표준화된 회귀계수 값은 0.960로 나타났다.
- 이렇게 선택한 네 문항으로 요인구조와 신뢰도를 살펴보았는데, ‘주축 요인 분해법(Principle Axis Factoring)’을 이용하여 요인을 추출한 결과, ‘아이겐값(Eigen values) 1 이상’인 요인이 1개(1요인 2.579, 2요인 .608) 추출되었고 스크리(Scree plot) 분석 결과4) 등을 고려했을 때 1요인 해법이 가장 적절한 것으로 나타났다.
- 먼저 요인부하량과 문항-총점 상관이 가장 높은 세 문항(6번, 7번, 8번) 혹은 네 문항(6번, 7번, 8번, 9번)을 활용하여 기준점을 찾아보려 했다. 분석 결과에 따르면, 세 문항 혹은 네 문항 모두 안정적인 1요인 구조와 우수한 신뢰도(세 문항 .87, 네 문항 .90)를 보였으나, 각각의 문항 총점에서 어떤 점수를 기준으로 설정해도 민감도가 0.70 이하로 나타났다. 민감도가 낮은 이유를 살펴본 결과 해당 문항들의 응답 비율이 너무 낮기 때문인 것으로 판단되어, 그 비율이 상대적으로 높은 1번과 2번, 3번 중에서 일부를 선택하고, 6∼9번 문항의 상당수를 제외시키는 대신 도박 문제에 대한 종합적인 질문에 해당하는 5번 문항을 포함시켜 다시 정리했다.
- 먼저 도박 중독자 집단, 즉 중위험 이상 집단을 선별하기 위한 기준점을 분석한 결과, 민감도와 특이도 면에서 ‘1점’과 ‘2점’ 모두 각기 강점을 갖는 것으로 나타난 반면, 3점 이상은 민감도가 너무 낮아 부적절했다.
- 다음으로 문제성 이상 집단을 선별하기 위한 기준점을 분석한 결과 ‘3점’과 ‘4점’ 모두 예비 기준점으로 적절한 것으로 나타났으며, 5점을 넘을 경우 민감도가 낮아 부적절했다.
- 신뢰도는 0.88로 우수한 수준이었으며, 네 문항 총점으로 원척도의 총점을 예측한 결과 전체 변량의 94.3%를 유의하게 설명했고(F1,1582 = 26388.644, p <.001) 표준화된 회귀계수 값은 0.971로 나타났다.
- 표본1을 활용하여 찾아낸 3점과 4점을 활용하여 분석을 실시한 결과 ‘3점’과 ‘4점’ 모두 적절한 수준의 민감도와 특이도를 보였으며, 성별을 구분하여 분석했을 때도 동일한 결과가 나타났다.
- 얻어진 결과를 교차타당화 하기 위해 성별에 따른 차이를 살펴본 결과, 남성과 여성 모두 동일하게 ‘1점’이 가장 적절한 기준점으로 나타났다.
- 표본1을 활용하여 찾아낸 1점과 2점을 활용하여 민감도 및 특이도, ROC곡선 분석 등을 실시한 결과 ‘1점’이 가장 적절한 것으로 확인되었는데, 민감도와 특이도 모두 1.00 혹은 그에 가까운 것으로 나타났다.
- 문항을 선별하기 위해 원척도의 요인부하량과 문항-총점 간 상관, 응답자들의 반응빈도, 전문가의 경험적 판단 등을 단계적으로 참고하여 요인타당도와 신뢰도가 양호한 네 문항의 단축형 척도를 개발했다. 다음으로 일반인 1,584명을 대상으로 단축형 척도를 교차타당화 하고 도박 중독자 선별을 위한 기준점을 개발했는데, 단축형 척도의 기준점(4점)으로 문제성 집단을 선별할 때 나타난 민감도와 특이도는 각각 1.00과 0.99로 모두 우수했다. 이러한 결과는 4개 측정문항으로도 충분히 원문항과 비슷한 수준의 분류가 가능하다는 것을 보여 주며, 비록 해당 문항의 내용은 상당히 다르지만, 해외에서 개발된 단축판 척도(Lie/Bet, BBGS)와 비교했을 때도 양호한 수준의 민감도와 특이도로 볼 수 있다.
- 99로 모두 우수했다. 이러한 결과는 4개 측정문항으로도 충분히 원문항과 비슷한 수준의 분류가 가능하다는 것을 보여 주며, 비록 해당 문항의 내용은 상당히 다르지만, 해외에서 개발된 단축판 척도(Lie/Bet, BBGS)와 비교했을 때도 양호한 수준의 민감도와 특이도로 볼 수 있다.
후속연구
- 물론 본 연구에서 민감도와 특이도를 계산하기 위한 기준점수로 원점수가 사용됐다는 제한점을 인식할 필요가 있다. 이와 같은 상황에서는 단축형 척도의 점수가 원척도 점수와 겹치기 때문에 민감도와 특이도가 과대평가될 가능성이 높다.
- 이와 같은 상황에서는 단축형 척도의 점수가 원척도 점수와 겹치기 때문에 민감도와 특이도가 과대평가될 가능성이 높다. 따라서 추후 연구에서는 관찰 평가나 전문가의 진단 평가 결과를 기준으로, 자기-보고된 단축형 척도의 민감도와 특이도를 교차타당화 하는 연구가 필요하다.
- 이러한 제한점에도 불구하고 본 연구에서 개발된 단축형 척도는 보다 타당한 조사결과를 얻는 데 도움이 될 것으로 보인다. 앞서 지적했듯이 원척도는 9개의 문항으로 구성되었는데 이처럼 측정 척도 문항이 많을 경우 신뢰도는 높아질 수 있다.
- 설문에 대한 응답자의 참여도와 몰입도는 점점 낮아지고 있으며 이것은 멀티미디어 상황에서 더욱 급속하게 나타나고 있다. 본 연구에서 개발한 간편 척도는 멀티미디어 상황에서 보다 유용하게 사용될 수 있을 것이다.
- 지금까지의 측정문항들은 대부분 과거 실험실 또는 교실에서 몰입도나 협조도가 높은 응답자를 전제로 개발된 것이어서 이러한 척도를 앞으로의 서베이 상황에서 그대로 적용할 경우에는 많은 문제점이 야기될 것이다. 이러한 면에서 본 연구는 도박측정 척도를 축소하는 것이 가능하다는 점을 보여 줌으로써 새로운 매체의 활용에 도움이 될 것이다.
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