서울․경기지역에 거주하는 상담 경험이 없는 부부를 대상으로 자료를 수집하였다. 총 101쌍의 부부자료가 수집되었으나, 설문지에 부부문제로 상담 경험이 있다고 응답한 자료는 결과에서 제외하였고, 95쌍 190명의 부부자료가 최종분석에 사용되었다. 더불어, ROC 커브 분석을 위해 부부상담센터를 방문한 69쌍 138명의 내담자 자료를 분석에 포함하였다.

최종 분석에 포함된 수검자의 주요 인구 통계학적 변인에 대한 빈도는 표 1에 제시하였다. 평균 연령은 남편 45.95세(SD=12.99)와 부인 44.46세(SD=14.33)였으며, 평균 결혼 기간은 186.58(SD=109.72)개월이었다. 교육 정도(X²= 5.05, ns)와 경제수준(X²=4.70, ns)에서 성별에 따른 통계적으로 유의한 차이는 보이지 않았으나 부인들이 경제수준을 남편에 비해 낮게 평가하는 경향이 있는 것으로 여겨진다.

상담 경험이 있는 부부의 인구 통계학적 변인에 대한 빈도는 표 2에 제시하였다. 평균 연령은 남편 37.19세(SD=7.26)와 부인 35.17세(SD=6.60)였으며, 평균 결혼 기간은 89.77 (SD=95.72)개월이었다. 교육 정도(X²= 4.27, ns)와 경제수준(X²=4.58, ns)에서 성별에 따라 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다.

부부적응척도(DAS)

Spanier(1976)가 제작한 DAS를 이민식과 김중술(1996)이 우리말로 번안한 것으로 전문가와의 토론을 거쳐 우리말 표현에 가깝게 문장을 다듬어 완성한 것을 사용하였다. 이 척도는 문항에 결혼생활에서 겪는 불일치로 인한 곤란, 결혼만족도, 부부간의 응집도 등을 측정하는 내용들을 포함하고 있으며, 가중치가 다른 32개의 문항으로 구성되어 있어 문항에 따라 0에서 1 혹은 0에서 6까지 점수를 부여하도록 하고 있다. DAS에서 산출되는 점수는 전체 문항의 점수를 합산한 결혼적응도 점수와 요인분석을 통해 추출된 일치도(Dyadic Consensus), 응집도(Dyadic Cohesion), 만족도(Dyadic Satisfaction), 애정표현(Affectional Expression) 4개의 하위척도 점수들로서 구성된다. 본 연구에서는 전체 문항의 점수를 합산한 결혼적응도와 전체 32 문항에서 일부 문항을 뽑아서 각각 6 문항, 7문항, 10문항으로 구성된 단축형 척도를 사용하였다.

한국판 결혼만족도 검사(K-MSI)

Synder(1979)에 의해 개발된 결혼만족도 검사는 진위형으로 응답하는 총 280 문항으로 구성되어 있으며 1개의 타당도 척도와 1개의 전반적인 불만족 척도, 9개의 결혼생활 특수영역에서의 만족을 재는 척도로 구성되어 있으며, 한국판 결혼만족도 검사는 이것을 우리 실정에 맞게 문항을 추가하여 최종 160문항을 선택하여 만든 검사이다(권정혜와 채규만, 1999). 각 척도의 명칭은 비일관적 반응 척도, 관습적 반응 척도, 전반적 불만족 척도, 정서적 의사소통 문제 척도, 공격행동척도, 공유시간 갈등 척도, 경제적 갈등 척도, 성적 불만족 척도, 관습적 성역할 태도 척도, 원가족 문제 척도, 배우자 가족과의 갈등 척도, 자녀 불만족 척도, 자녀 양육 갈등 척도이며, 본 연구에서는 하위 척도 중 전반적 불만적 척도(GDS)를 사용하였다.

캔사스 결혼만족도 검사(KMSS)

Schumm, Nichols, Schectman와 Grigsby(1983)가 개발한 결혼만족도 검사로 3문항으로 구성되어 있으며 국내에서는 김득성(1989)이 타당도 연구를 실시하였다. 정현숙(1997)은 부모-자녀 관계를 중시하는 우리나라의 문화를 고려하여 “당신은 아버지(어머니)로서 남편(아내)에 대해 얼마나 만족하십니까?”를 묻는 문항을 추가하여 총 4문항으로 구성하였으며, 본 연구에서는 정현숙(1997)이 제안한 척도를 사용하였다. 응답은 ‘대단히 불만족’에서 ‘대단히 만족’에 이르는 7점 척도로 이뤄진다. 내적일치도 계수는 .95로 나타났다.

2009년 12월부터 1월까지 눈덩이 표집 및 임의 표집을 통하여 자료를 수집하였다. 단축형 척도들의 신뢰도를 알아보기 위하여 내적일치도를 살펴보았으며, 수렴 타당도를 알아보기 위하여 결혼만족도를 측정하는 다른 척도와의 상관을 살펴보았다. 또한 부부문제로 상담을 받은 부부와 상담경험이 없는 일반 부부를 가장 잘 분별할 수 있는 척도를 살펴보기 위하여 최적 절단점을 추정하고 변별력을 평가하기 위하여 ROC커브를 살펴보았다. ROC커브란 절단 값을 어디에 두느냐에 따라 민감도와 ‘1-특이도’로 그려지는 곡선을 의미한다. 민감도(sensitivity)란 특정 문제를 가지고 있는 개인들을 선별도구를 통해서도 그 문제를 가지고 있는 개인들로 정확하게 선별하는 정도이고, 특이도(specificity)란 특정 문제를 가지고 있지 않은 개인들을 선별도구를 통해서도 그 문제를 가지고 있지 않은 개인들로 선별하는 정도를 말한다. ROC커브 아래의 면적(Area Under Curve; AUC)은 변별 효용성을 나타내는 것으로 면적이 넓을수록 더 효용성이 높음을 의미한다. 양성예측도(PPV)는 변별 결과가 문제가 있다고 판정된 사례 중에 실제로 문제를 가지고 있는 사람을 변별하는 정도를 말하며, 음성예측도(NPV)는 변별 결과가 문제가 없다고 판정된 사례 중에 실제로 문제를 가지고 있지 않은 사람을 변별하는 정도를 말한다(박주원, 2009). 마지막으로 가장 유용할 것으로 추정되는 단축형의 타당화를 위하여 차이검증 및 요인분석을 실시하였다.

DAS 전체 문항과 단축형의 신뢰도를 살펴보기 위하여 내적일치도를 산출하였다. 결과는 표 3에 제시하였다.

여성인 경우에 DAS-7문항과 DAS-6문항에서 상대적으로 내적일치도가 낮게 나타나고 있었으며, 성별에 따른 차이 역시 DAS-32문항이나 DAS-10문항에 비해 큰 것으로 나타났다.

단축형 부부적응척도의 수렴타당도를 확인하기 위하여 결혼만족도를 측정하는 다른 검사들과의 상관을 살펴보았다.

표 4에 제시된 결과를 살펴보면, 여성의 경우 DAS 단축형들이 KMSS와는 .58에서 .77 사이에 상관을 보이는 것으로 나타났으며, K-MSI의 전반적 불만족 척도와는 -.57에서 -.78 사이에 상관을 보이는 것으로 나타났다.

남성의 경우에는 DAS 단축형들이 KMSS와는 .71에서 .78 사이에 상관을 보이는 것으로 나타났으며, K-MSI의 전반적 불만족 척도와는 -.68에서 -.72 사이에 상관을 보이는 것으로 나타났다. 집단 전체에서는 DAS 단축형들이 KMSS와는 .64에서 .78 사이에 상관을 보이는 것으로 나타났으며, K-MSI의 전반적 불만족 척도와는 -.61에서 -.75 사이에 상관을 보이는 것으로 나타났다.

DAS 단축형이 부부만족도가 떨어지는 집단과 그렇지 않은 집단을 잘 변별할 수 있는지를 알아보기 위하여 ROC 커브 분석의 AUC 면적, 예민도, 특이도, 위음성률, 위양성률 등을 살펴보았다.

표 5에 제시된 결과를 보면, 남성의 경우 DAS-10문항에서 절단점이 33점 이상일 때, sensitivity(.80)와 specificity(.81)가 가장 높게 나타났다. 여성의 경우 DAS-10문항에서 절단점이 30점 이상일 때, sensitivity(.90)와 specificity(.90)가 가장 높게 나타났다. 전체의 경우 DAS-10문항에서 절단점이 32점 이상일 때, sensitivity (.83)와 specificity(.85)가 가장 높게 나타났다.

상담 경험이 없는 경우와 상담 경험이 있는 경우 DAS-10 문항 및 DAS-32 문항의 점수에 차이를 보이는지 알아보기 위하여 상담경험 유무에 따른 평균차이를 성별에 따라 살펴보았다.

표 6에 제시된 결과를 보면, DAS-10문항 및 DAS-32 문항 모두에서 평균에 차이가 있는 것으로 나타났으며, 상담 경험이 없는 경우에 점수가 더 높은 것으로 나타났다. 여성의 경우 DAS-10문항에서 평균 차이가 DAS-32문항에 비해 더 큰 것으로 나타났으며(t=16.16, p<.001), 남성의 경우에도 DAS-10문항에서 평균 차이가 더 큰 것으로 나타났다(t=10.37, p<.001).

DAS-10문항의 요인구조를 탐색하기 위하여 요인분석을 실시하였다. KMO(Kaiser-Meyer- Olkin) 적합성 지수는 .89로 문항 간 상관이 좋은 것으로 판단되며, Barlett 검증 결과는 X² (45, N=328) = 1816.97, p<.001로 요인분석을 하기에 적합한 것으로 판단되었다. 적절한 요인 수를 탐색하기 위하여 주축분해법 방식으로 요인을 추출하였으며, 그 결과 고유치(eigen value)가 1.0 이상인 요인이 2개 도출되었으나 그림 1의 Scree 도표를 이용하여 고유치의 감소 정도를 고려했을 때에는 1개 요인이 적절할 것으로 판단되었다. 요인수 1이 적절한지를 판단하기 위하여 요인수를 1로 지정하고 최대우도법 방식으로 요인을 추출하고 X²와 RMSEA를 산출하였다. 그 결과 X² (35, N=328) = 325.41, p<.001로 산출되었고, RMSEA= .16으로 나타나 요인수 1이 타당하지 않은 것으로 나타났다.

임상 장면에서 부부관계의 적응정도를 보다 효율적으로 측정할 수 있는 방법을 모색하고자 부부적응척도(DAS) 단축형의 신뢰도와 타당도 및 ROC 분석 등을 통한 척도 이용의 적절성 및 효율성을 살펴보았다.

전반적으로 모든 유형의 단축형이 내적일치도나 다른 검사와의 상관에서 양호한 결과를 보이고 있는 것으로 나타났다. 또한 ROC 분석 등을 통한 변별능력도 전반적으로 양호한 것으로 나타났다. 성별에 따라서 조금씩 통계치에 차이가 있기는 하지만 남녀 각각에서 DAS-10문항이 DAS-32문항보다 더 나은 통계치를 보이는 것으로 나타나고 있었다. 각 척도의 내적일치도에서는 DAS-32문항이 남, 녀, 전체 각각 .93, .91, .92로 DAS-10문항 보다 양호한 것으로 나타났으나, 수렴타당도에서는 DAS-10문항과 KMSS 및 K-MSI(GDS)의 상관이 각각 .77과 -.78로 나타나 DAS-32문항 보다 양호한 것으로 나타났다. 또한 ROC curve 분석에서 여성의 경우 DAS-32문항의 sensitivity와 specificity는 각각 .84와 .84였던 반면에 DAS-10문항의 sensitivity와 specificity는 각각 .90과 .90으로 더 높은 변별력을 보이는 것으로 나타났다. 남성의 경우에도 DAS-32문항의 sensitivity와 specificity는 각각 .77과 .77였던 반면에 DAS-10문항의 sensitivity와 specificity는 각각 .80과 .81로 더 높은 변별력을 보이는 것으로 나타났다. 남녀 전체에 대한 분석에서도 동일한 결과가 산출되었으며, 평균차이 검증에서도 여성의 경우 DAS-32문항에서 t값이 11.90이었던 반면에 DAS-10문항에서는 t값이 16.16으로 더 크게 나타났으며, 남성의 경우에는 DAS-32문항에서 t값이 9.14였던 반면에 DAS-10문항에서는 t값이 10.37로 나타났다. 따라서 전체적인 결과를 고려할 때, DAS의 전체 문항을 대신하여 DAS-10문항이 가장 유용하게 사용될 수 있을 것으로 여겨진다.

Hunsley 등(1995)은 DAS-10문항과 DAS-7문항이 단 1문항에서만 중복되며, 여러 가지 통계치를 고려할 때 두 단축형 모두 전체 문항을 대체할 수 있다고 제안하였다. DAS-10문항의 경우 DAS의 하위 척도 중 만족도(Dyadic Satisfaction)의 문항과 일치하고 있는데, Kurdek (1992)은 DAS의 각 하위 요인이 측정하는 내용이 다르기 때문에 연구 목적에 따라 개별적으로 사용할 것을 제안하였다. 더불어, DAS-10문항 척도에 해당하는 만족도(Satisfaction) 하위 척도가 부부관계의 전반적인 만족과 관여정도를 잘 나타내 준다고 보고하고 있어 임상 장면에서 전반적인 부부만족도를 탐색하기 위해서는 DAS-10문항이 적절하다고 할 수 있다. 비록 DAS-10문항의 요인구조를 알아보기 위한 탐색적 요인분석 결과 요인수 1이 통계적으로 적절하지 않은 것으로 나타났지만(X²=325.41, p<.001, RMSEA= .16), 본 연구의 일차적인 목적이 여러 가지 단축형을 비교하여 보다 효용성이 좋은 단축형을 탐색하는데 있기 때문에 다른 분석결과들이 나름대로 의의가 있다고 할 수 있다. 참고로, 이민식과 김중술(1996)의 DAS 표준화 예비 연구에서 추출된 요인구조가 Spanier(1976)의 요인구조와는 차이가 있었으며, 해외의 다른 연구에서도 Spanier가 확인한 4개 요인이 일관되게 나타나지는 않는 것으로 보고되고 있어(South, Krueger, Iacono, 2009), 추후 후속 연구를 통해 DAS-10문항의 요인구조를 철저하게 탐색할 필요가 있을 것으로 여겨진다.

이외에 본 연구에서 제안하고 있는 부부적응척도의 단축형이 활용될 때에는 다음과 같은 제한점들이 고려되어야 할 것으로 생각된다.

본 연구에서는 ROC 커브 분석을 위해 부부상담센터의 방문 경험 유무를 가지고 집단을 분류하였다. 일반적으로 부부관계에 어려움이 있을 때 상담소를 방문할 가능성이 높지만 보다 원만한 부부관계를 위하여 상담소를 방문할 수도 있기 때문에 상담소 방문 경험의 유무가 부부 관계의 파경을 의미하는 명확한 행동적인 준거가 될 수 없다는 제한점이 있다. 다만, 언급한 것처럼 부부가 스스로 문제를 해결하기 어려울 때 상담소를 방문하는 경우가 훨씬 많기 때문에 집단 분류 기준으로 상담소의 방문 유무를 이용하는 것이 크게 무리가 없다고 판단된다.

또한 편의표집에 의해 표본이 구성되어 인구통계학적변인에 대한 통제가 충분히 이루어지지 못하였다. 이로 인하여 표본의 대표성이 제한되며 연구 결과가 일반화되기 위해서는 추후 다양한 표본에서 연구 결과의 재확인이 필요할 것으로 생각된다.

이러한 몇몇 제한점에도 불구하고 선행연구와 거의 유사한 결과가 산출되고 있고 부부간 적응에 어려움을 경험하고 있는 부부와 그렇지 않은 부부를 잘 변별해 줄 수 있다는 점에서 부부적응척도의 단축형이 한국에서도 충분히 유용하게 활용될 수 있음을 시사하는 것으로 여겨진다.