한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도 개발과 타당화 연구*

Development and Validation of the Korean Version of College Life Alcohol Salience Scale

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  • ABSTRACT

    본 연구의 목적은 한국 대학생이 대학생활에서 음주를 얼마나 중요하게 생각하는지, 대학생의 음주문화에 대한 인식과 대학생활에서 음주의 역할에 대한 신념을 측정하는 ‘한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도’를 개발하고 타당화하는 것이었다. 선행연구를 검토하고 College Life Alcohol Salience Scale 등 국내외에서 사용되는 척도들을 번안하는 이론적 접근과 설문조사, 면접자료를 분석하는 경험적 방법을 사용하여 45개의 예비문항을 제작하였다. 문항분석을 통해 31개 문항을 선택하였고 235명의 대학생을 대상으로 탐색적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석 결과 3요인 12문항의 요인구조를 확인하였는데 1요인인 필수요소 5문항, 2요인인 관계요소 4문항, 3요인인 정서요소 3문항으로 구성되어 있었다. 마지막으로 국내 4년제 대학 재학생 384명을 대상으로 확인적 요인분석과 타당도 분석을 실시했다. 확인적 요인분석 결과 모형이 자료에 적합함을 확인할 수 있었고, 상관분석과 회귀분석을 통해서 준거타당도와 증분타당도를 확인하였다. 또한 두 달 간격을 두고 실시한 재검사를 통해서 안정적인 검사-재검사 신뢰도를 확인하였다. 마지막으로, 본 연구의 학문적 의의 및 시사점, 그리고 제한점에 대해 논의하였다.


    The purpose of this study was to develop and validate ‘the Korean version of college life alcohol salience scale’, that measures Korean students’ consideration of drinking, students’ cognition of drinking culture, and their belief about the role of alcohol in college life. 45 pre-items were chosen through theoretical and empirical approaches. After item analysis, 31 items were selected. Exploratory factor analysis was conducted. As a result, three factor structure having 12 items were selected. At last, a confirmatory factor analysis, and validity analysis were conducted of 384 college students. The results confirmed the goodness-of-fit of the model, and the criterion-related validity and incremental validity was all verified by making correlation and hierarchical multiple regression. The test-retest reliability of the model was also confirmed through a retest done after 2 months. Finally, the academic significance, suggestions and limitations of the study are discussed for the further research.

  • KEYWORD

    대학생활 음주 중요성 인식 척도 , 음주문화 , 대학생활에서 음주의 역할에 대한 신념 , 척도 타당화

  • 방 법

      >  참여자

    척도개발을 위해 다음 다섯 가지 표본을 사용하였다. 첫째, 한국판 대학생활 음주 중요성인식 척도 예비문항에 대한 문항이해도와 중요도를 알아보기 위해 영남지방의 4년제 대학재학생 54명에게 설문을 실시하였다. 설문에 응한 대상의 평균연령은 21.46세(SD=3.03)이었고, 성별은 남자 13명(24.1%), 여자 41명(75.9%)이었다. 이들의 학년은 2학년이 1명(1.85%), 3학년이 41명(75.93%), 4학년이 12명(22.22%)이었으며 전공은 인문사회계열이 50명(92.59%), 이공계열이 4명(7.41%)이었다.

    둘째, 탐색적 요인분석을 위해 영남지방의 4년제 대학 재학생 235명을 대상으로 예비문항 45문항에 대한 설문을 실시하였다. 235명의 평균연령은 20.75세(SD=2.48)이었고, 성별은 남자 98명(41.7%), 여자 136명(57.9%), 무응답 1명(.4%)이었다. 이들의 학년은 1학년이 1명(0.43%), 2학년이 145명(61.70%), 3학년이 57명(24.26%), 4학년이 32명(13.62%)이었으며 전공은 인문사회계열이 168명(71.49%), 이공계열이 66명(28.08%), 기타 1명(0.43%)이었다.

    셋째, 확인적 요인분석을 위해서는 서울과 영남지방의 4년제 대학 재학생 393명을 대상으로 설문조사를 실시하였고 이 중에서 결측치가 있는 9개 사례를 제외한 384명의 자료를 분석하였다. 참여자의 평균연령은 21.28세(SD=2.57)이었고, 성별은 남자 142명(37.0%), 여자 242명(63.0%)이었다. 이들의 학년은 1학년이 106명(27.60%), 2학년이 193명(50.26%), 3학년이 29명(7.55%), 4학년이 56명(14.58%)이었으며 전공은 인문사회계열이 261명(67.97%), 이공계열이 121명(31.51%), 기타 2명(0.52%)이었다.

    넷째, 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 타당도 분석을 위해 국내 4년제 대학에 재학 중인 남녀대학생 214명을 대상으로 설문하였다. 설문에 응한 대상의 평균연령은 20.43세(SD=2.35)였고, 성별은 남자 85명(39.7%), 여자 129명(60.3%)이었다. 이들의 학년은 1학년 76명(35.51%), 2학년이 95명(44.39%), 3학년이 15명(7.01%), 4학년이 28명(13.08%)이었으며 전공은 인문사회계열이 142명(66.36%), 이공계열이 72명(33.64%)이었다.

    마지막으로 이 중 41명을 대상으로 두 달간격으로 검사-재검사 신뢰도를 구하였다. 더하여 검사-재검사 신뢰도 설문에 응한 대상의 평균연령은 22.15세(SD=1.89)였고, 성별은 남자 12명(29.3%), 여자 29명(70.7%)이었다. 이들의 학년은 3학년이 22명(53.66%), 4학년이 19(46.34%)이었으며 전공은 인문사회계열이 41명(100.00%)이었다.

      >  측정도구

    한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 이해도 및 중요도

    한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 예비문항에 대한 문항이해도와 중요도를 검토하기 위해 예비척도 45문항에 대해 각 문항마다 문항이해도와 중요도를 측정하였다. 문항이해도는 ‘해당 문항에 대해 어느 정도 이해가 되는지’를 질문하였고 응답방식은 ‘전혀 이해되지 않는다’ 1점에서 ‘매우 잘 이해된다’ 5점인 5점 척도로 구성으로 점수가 높을수록 해당 문항이 이해가 잘됨을 의미한다. 문항중요도는 ‘해당 문항이 음주가 얼마나 중요한지를 어느 정도 설명하는지’를 질문하였고 응답방식은 ‘전혀 설명하지 못 한다’ 1점에서 ‘매우 잘 설명한다’ 5점인 5점 척도로 점수가 높을수록 해당 문항이 음주 중요성 인식을 잘 설명함을 의미하였다. 본 연구에서의 Cronbach's α는 문항이해도가 .98, 문항중요도가 .96이었다.

    한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도(예비척도)

    한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 예비척도는 대학생이 대학생활에서 지각하는 음주 중요성 인식을 묻는 45개 문항으로 구성되어 있으며, ‘전혀 동의하지 않는다’ 1점에서 ‘전적으로 동의한다’ 5점인 5점 척도이다. 점수의 의미는 점수가 높을수록 대학생활에서 음주 중요성 인식이 높음에 동의하는 것을 의미한다. 본 연구에서 예비척도의 Cronbach's α는 .95였다.

    한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도

    탐색적 요인분석을 통해 확정한 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도를 사용하였다. 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도는 대학생활에서 음주 중요성 인식을 묻는 필수요소 5문항, 관계요소 4문항, 정서요소 3문항의 3개 하위요인, 12문항으로 구성되어 있다. 응답방식은 ‘전혀 동의하지 않는다’ 1점에서 ‘전적으로 동의한다’ 5점인 5점 척도로 점수가 높을수록 대학생활에서 음주가 중요하다고 생각하는 것을 의미한다. 확인적 요인분석에서 Cronbach's α는 전체 .91이었고, 필수요소 .91, 관계요소 .87, 정서요소 .74이었고 타당도 분석에서 Cronbach's α는 전체 .91이었고, .91, .86, .75였다.

    음주동기

    대학생들이 술을 마시는 이유를 측정하기 위해 신행우와 한성열(1999)Cox와 Kilnger(1988)의 음주동기 척도와 Cooper(1994)의 음주동기 척도에 기초하여 개발한 음주동기 척도를 사용하였다. 이 척도는 고양, 대처, 동조, 사교의 4가지 하위요인으로 총 16문항으로 구성되어 있고 응답방식은 ‘전혀 마시지 않는다’ 1점에서 ‘거의 항상 마신다’의 5점의 5점 척도로 점수가 높을수록 음주에 대한 동기가 높은 것을 의미한다. 신행우와 한성열(1999) 연구에서 Cronbach's α는 고양동기 .83, 대처동기 .93, 동조동기 .81, 사교동기 .87이었고, 본 연구에서 Cronbach's α는 전체 .92이었고 .82, .95, .80, .93이었다.

    문제음주

    문제음주정도를 측정하기 위해 대한보건협회(2012)에서 제공한 알코올사용장애 선별검사(AUDIT-K)를 사용하였다. 이 척도는 음주정도 3문항, 알콜의존 3문항, 유해음주 4문항의 3개 하위요인, 10문항으로 구성되어 있고 응답방식은 문항에 따라 ‘전혀 없다’ 0점에서 ‘매일같이’ 4점 혹은 ‘전혀 없다’ 1점에서 ‘지난 1년내 있었다’ 4점의 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 문제음주가 심각해짐을 의미한다. AUDIT-K는 남성의 경우 0-9점이 정상음주군(여성 0-5점), 10-19점은 위험음주군(여성 6-9점)이며 20-40점은 알콜사용장애 추정군(여성 10-40점)으로 분류한다. 본 연구에서 Cronbach's α는 전체 .84, 음주정도 .84, 알콜의존 .61, 유해음주 .72였다.

    사회적 바람직성

    사회적 바람직성을 측정하기 위해 Crowne와 Marlowe(1960: 박중규, 2009에서 재인용)의 사회적 승인 동기 척도(Marlowe-Crowne Social Desirability Scale: MCSD)를 Reynolds(1982: 박중규, 2009에서 재인용)가 13문항으로 축소한 척도(MCSD-13)를 박중규(2009)가 번안 타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 사회적으로 바람직하지만 보편적이지 않은 행동들이나, 사회적으로 바람직하지는 않지만 보편적이라고 이해되는 행동들에 질문하여 자기 자신을 좋은 방향으로 보이도록 응답하는 경향성을 측정하며 응답방식은 ‘예’ 또는 ‘아니오’로 점수가 높을수록 사회적 바람직성이 높음을 의미한다. 박중규의 연구(2009)에서 Cronbach's α는 .58로 보고되었고 본 연구에서는 .51이었다.

    일반적 태도 및 신념 척도

    비합리적 신념을 측정하기 위해 Bernard(1998: 서수균, 2009에서 재인용)가 DiGiuseppe, Leaf, Exner와 Robin(1988: 서수균, 2009에서 재인용)의 태도와 신념 척도(Attitude and Belief Scale 2: ABS2)를 요인분석을 통해 보완하여 축소한 일반적 태도 및 신념 척도(General Attitude and Belief Scale: GABS)를 서수균(2009)이 한국에 맞게 번안타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 인정욕구 6문항, 자기비하 9문항, 성취욕구 6문항, 편안함 욕구 8문항, 공정성 요구 7문항 등 5개 하위요인 총 36문항으로 구성되어 있고 응답방식은 ‘전혀 동의하지 않는다’ 1점에서 ‘강하게 동의한다’ 5점의 5점 척도로 점수가 높을수록 비합리적인 신념수준이 높음을 의미한다. 서수균의 연구(2009)에서 Cronbach's α는 전체 .93, 인정욕구 .87, 자기비하 .95, 성취욕구 .89, 편안함 욕구 .84, 공정성 요구 .81이었고, 본 연구에서 Cronbach's α는 전체 .94, 인정욕구 .90, 자기비하 .67, 성취욕구 .92, 편안함 욕구 .89, 공정성 요구 .85였다.

      >  분석방법

    본 연구의 자료 분석과정은 예비문항 개발, 문항분석, 탐색적 요인분석, 확인적 요인분석, 타당도 및 신뢰도 분석의 순으로 이루어졌다. 먼저, 탐색적 요인분석을 위한 45개의 예비문항은 다음 여섯 가지 절차를 통해 개발되었다. 첫째, 음주 중요성 인식과 관련된 선행연구를 검토하여 음주 중요성 인식의 조작적 정의, 다른 변인과의 관계, 사용되고 있는 척도 등을 확인하였다. 둘째, Crawford와 Novak(2010)의 BACE 6문항과 Osberg 등(2010)의 CLASS 15문항을 번역 및 역번역하여 예비문항으로 구성하였고 정슬기(2006)의 음주에 대한 태도 6문항을 추가하였다. 셋째, 4년제 대학에서 심리학 전공강의를 수강하고 있는 대학생 48명을 대상으로 ‘당신의 대학생활에서 술이 어떤 중요한 의미를 가집니까?’라는 개방형 질문을 주고 이에 대한 자신의 생각을 10개의 문장으로 응답하게 하였다. 개방형 설문조사를 분석한 결과, 총 448개 문장을 얻을 수 있었다. 얻어진 448개 문장 중에서 부정적 의미를 포함하거나 의미를 이해할 수 없는 문장은 제외하고 동일한 의미를 가진 문장을 통합하여 40개의 예비문항을 구성하였다. 넷째, 석사과정 대학원생 8명을 대상으로 ‘대학생활에서 음주가 어떤 역할을 하는가?’라는 개방형 질문으로 면접을 실시하였다. 면접내용을 분석하여 35개의 예비문항 문항을 개발하였다. 다섯째, 번안한 BACE 6문항, CLASS 15문항, 정슬기(2006)의 6문항, 개방형 설문조사 결과 40개 문항 및 면접결과 35문항에서 의미가 중복되거나 동일한 문항을 하나의 문항으로 구성하고 이해하기 어렵거나 의미가 불분명한 문항을 삭제하여, 최종 45개의 대학생활 음주 중요성 인식 척도 예비문항을 구성하였다. 마지막으로 예비문항 45개에 대해 국문과 교수에게 문장에 대한 감수를 받아 문항을 수정하였다.

    다음으로 예비문항에 대해 문항이해도와 중요도, 평균과 표준편차, 문항간 상관, 문항-총 점간 상관 등을 검토하여 문항을 선별하였으며, 요인구조를 확인하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 스크리 도표와 평행분석을 통해 요인수를 결정하였다(이동귀, 이수란, 박현주, 2008). 평행분석은 연구대상 집단으로부터 얻어진 아이겐값을 여러 개의 임의표본과 비교하는 방법이다(O'Connor, 2000: 이동귀 등, 2008에서 재인용). 평행분석을 통해 결정한 요인수로 요인분석을 실시하였으며, 최대 우도법(maximum likelihood method)과 사각회전(Promax)방식으로 분석하여 최종문항을 선정하였다.

    마지막으로 탐색적 요인분석을 통해 개발된 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 요인구조가 타당한지 알아보기 위하여 새로운 표본을 대상으로 확인적 요인분석을 실시하였다. 모형적합도 지수는 표본크기에 대한 민감성, 모형의 간명성, 해석가능성 등을 고려하여 RMSEA, TLI, CFI, GFI를 확인하였다. 절대적 적합도 지수인 RMSEA는 .05이하 일 때 좋은 적합도, .08이하면 보통 적합도, .10이상이면 나쁜 적합도로 판정되고(Hu & Bentler, 1999)상대적 적합도 지수인 TLI, CFI, GFI는 .90 이상 혹은 .95 이상이면 좋은 적합도로 해석한다(배병렬, 2011). 또한 본 척도의 수렴타당도와 증분타당도를 검증하기 위해 변인들 간의 상관분석과 회귀분석을 실시하였으며 검사-재검사 신뢰도를 검증하기 위해 두 달간의 간격을 두고 얻은 자료 간의 상관분석을 실시하였다. 모든 통계분석은 PASW Statistic 18.0 프로그램을 사용하였다.

    결 과

      >  문항분석

    첫째, 문항이해도를 분석한 결과 문항별 평균의 최소값이 3.96, 최대값이 4.61로 모든 문항이 이해에 어려움이 없을 것으로 판단되었다. 문항중요도를 분석한 결과 문항별 평균의 최소값이 2.91, 최대값이 4.33으로 나타나 문항중요도가 보통(3.0)이하인 1개의 문항을 예비척도에서 삭제하였다. 둘째, 예비척도의 44개 문항의 평균과 표준편차를 확인한 결과, 평균의 최소값이 1.49, 최대값이 4.06이었고, 표준편차가 최소값이 .68, 최대값이 1.24이었다. 문항에 대한 평균이 너무 낮거나 너무 높거나, 표준편차가 너무 적다면 제거하거나 대폭수정하라는 탁진국(2007)의 제안에 따라 평균이 2.0 이하로 낮거나, 4.0이상으로 높거나, 표준편차가 .90 이하로 낮게 나타난 8개 문항을 삭제하였다. 셋째, 36개 문항 간 상관을 분석한 결과 .70이상이 1개 있었는데 .76으로 가장 높은 상관을 보인 ‘술은 대인관계(친구, 선후배)를 맺는데 중요한 요소이다.’와 ‘술자리는 인맥형성에 중요한 역할을 한다.’의 2문항은 유사한 문항으로 판단하였다. 삭제할 문항을 선택하기 위해 문항 삭제한 후 신뢰도와 평균을 고려하여 ‘술자리는 인맥형성에 중요한 역할을 한다.’를 삭제하였다. 또한 .60이상 .70미만을 보인 4개 상관을 살펴본 결과, 유사한 문항으로 보기 어려웠기에 더 이상의 문항을 삭제하지 않았다. 마지막으로 35개 문항의 문항-총점 간 상관을 살펴본 결과, 문항-총점 간 상관이 .40이하로 낮은 4개의 문항을 추가로 더 삭제하였다. 따라서 탐색적 요인분석을 위해 사용된 문항은 31개 문항이었다.

      >  탐색적 요인분석

    탐색적 요인분석에 앞서 자료가 요인분석에 적합한지 검토한 결과, KMO값은 .926, Bartlett의 구형성 검증 결과 χ2값은 3367.449(p<.001)로 나타나 선별된 31개 문항이 요인분석에 적합한 자료임을 알 수 있었다. 요인의 수효를 결정하기 위해서 주성분 분석, 스크리 도표, 평행분석, 해석가능성 등을 고려하였다. 먼저, 공통요인 분석에서는 Eigenvalue 값이 과소추정되는 경향이 있기 때문에 요인의 수를 파악하기 위해서 주성분 분석을 사용하는 것이 효과적이라는 탁진국(2007)의 제안에 따라 주성분분석을 한 결과, Kaiser 기준(Eigenvalue>1.0)을 충족시키는 요인은 최대 6개로 나타났다. 다음으로 스크리 도표를 살펴본 결과(그림 1), 요인의 수가 3개인 지점부터 경사가 완만해지므로 요인의 수는 3개가 적당할 것으로 판단되었다. 또한 평행분석 결과도 3요인 이후에 무선적 자료의 고유치가 실제 고유치보다 모두 크게 나타남으로써 3요인의 존재가능성을 시사하였다. 마지막으로 요인의 수효를 2-6개로 지정하여 요인분석한 결과의 해석가능성을 고려했을 때도 3요인이 가장 적절한 것으로 나타났다. 따라서 스크리 도표, 평행분석 및 해석가능성 등을 고려하여 3요인으로 결정하였다.

    요인수를 3개로 지정하여 31개 문항의 요인분석을 실시한 결과, 3개 요인의 설명된 총 변량은 42.67%였으며, 1요인 15문항, 2요인 9문항, 3요인 7문항으로 나타났다. 요인 및 문항 구성을 보다 간단하게 하기 위해 각 문항의 표준화 요인계수를 살펴보고 요인계수가 .60이하이거나 여러 요인에 교차하여 나타나 한 요인에 속한다고 보기 어려운 문항들을 삭제하였다. 제거된 문항은 총 19개 문항이며, 1요인에서 10개, 2요인에서 5개, 3요인에서 4개 문항이 삭제되었다. 남은 12개 문항을 한국판대학생활 음주 중요성 인식 척도로 확정하였으며, 이들 12개 문항은 전체 변량의 51.34%를 설명했다. 이러한 결과는 표 2에 제시하였다.

    본 척도의 세 요인은 1요인의 경우 음주를 대학생활에서 얼마나 중요한지를 나타내는가에 대한 문항으로 구성되어 있어 ‘필수요소’로 명명하였고, 2요인은 정보교류, 추억, 단합 등의 내용으로 구성되어 ‘관계요소’로 명명하였다. 3요인은 위로, 보상, 취미활동 등의 내용으로 되어 있어 ‘정서요소’로 명명하였다. 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 Cronbach's α는 전체가 .87로 좋은 내적 일치성을 보였고 각 하위요인별 Cronbach's α 역시, 1요인이 .84, 2요인이 .82, 3요인이 .67로 적정한 수준의 신뢰도를 보였다. 음주 중요성 인식 척도와의 각 하위요인의 상관은 .69에서 .88로 높게 나타난 반면, 각 요인 간 상관은 .37에서 .56으로 보통 정도의 상관을 나타내 각 하위요인이 음주 중요성 인식 전체를 잘 측정하면서도 각 요인별로 개별적인 구성개념을 측정하고 있음을 보여주었다.

      >  확인적 요인분석

    구조방정식 모형검증을 통해 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 구성요인에 대한 확인적 요인분석을 실시한 결과를 그림 2에 제시하였다. 3요인 모델의 적합도 지수를 살펴본 결과, χ2은 221.962(df=51, p<.001), GFI .912, TLI .923, CFI .940로 좋은 적합도를 보였고, RMSEA는 .094로 나쁘지 않은 적합도를 보였으므로, 수용가능한 것으로 판단하였다. 각 문항의 표준화 요인계수도 .56에서 .89를 보이고 있어 각 문항이 요인을 적절히 설명하고 있음을 알 수 있었다. 따라서 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도는 3개의 하위요인으로 구성되어있음을 확인할 수 있었다. 하위요인 간 상관계수는 필수요소와 관계요소가 .53(p<.001), 필수요소와 정서요소가 .32(p<.001), 관계요소와 정서요소가 .24(p<.001)로 모두 통계적으로 유의한 정적 상관을 보였다.

      >  타당도 분석

    한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 준거타당도 검증을 위해 음주 중요성 인식 척도와 문제음주, 음주동기 간의 상관을 구하여 표 4에 제시하였다. 대학생활에서 음주를 중요하게 생각하는 경향이 높을수록 술을 마시는 것에 대한 동기가 높으며 음주문제를 더 자주 경험할 것을 예상하게 한다. 따라서 본 연구에서는 음주 중요성 인식 척도의 준거타당성을 검증하기 위해 문제음주 척도, 음주동기 척도와의 상관관계를 분석하였다. 분석결과, 음주 중요성 인식은 음주동기(r=.72, p<.01), 문제음주(r=.42, p<.01)와 정적 상관을 보였는데 이는 음주를 중요하게 여기는 대학생들은 음주동기가 높고 음주문제가 더 높은 경향이 있음을 의미한다. 이러한 결과는 음주중요성 인식 척도가 준거가 되는 음주동기나 문제음주와 관련이 있음을 보여주고 이 척도의 준거타당도를 제공한다.

    다음으로 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 증분타당도을 검증하기 위해 표 5와 같이 음주 중요성 인식과 일반적 태도, 사회적 바람직성, 음주동기와 음주 중요성 인식의 관계를 확인하였다. 즉, 대학생활에서 음주중요성 인식이 문제음주에 미치는 영향이 자신을 좋은 방향으로 보이려고 하는 사회적 바람직성, 비합리적인 신념정도를 측정하는 일반적 태도, 그리고 술을 마시는 이유인 음주동기와는 다른 유의한 추가적인 영향력이 있다면 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도가 음주동기나 일반적인 태도와는 변별되는 추가적인 설명력이 있음을 알 수 있다. 이를 확인하기 위해 문제음주를 종속변인으로 하고, 일반적 태도, 사회적 바람직성, 음주동기와 음주 중요성 인식을 독립변인으로 하여 위계적 중다회귀 분석을 실시하였다. 1단계에서 일반적 태도, 사회적 바람직성, 음주동기를 투입하였고, 2단계에서 음주 중요성 인식을 투입하였다. 분석결과 표 4에서와 같이 1단계에서 일반적 태도, 사회적 바람직성, 음주동기는 문제음주에 대해 22%의 설명량을 나타내었고(R2=.22, p<.001), 2단계에서 음주 중요성 인식이 2% 증가된 설명량을 나타냈다(R2=.24, p<.001). 이는 한국판 대학생활 음주 중요성인식 척도가 문제음주에 대해 일반적 태도와 사회적 바람직성, 음주동기가 설명하지 못하는 고유의 변량을 가진다는 것을 의미한다.

      >  검사-재검사신뢰도 분석

    두 달의 간격을 두고 실시한 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 전체 문항의 총점간 상관은 .89(p<.01)로 나타났다(표 6). 하위요인들의 상관계수는 필수요소 .85(p<.01), 관계요소 .84(p<.01), 정서요소 .60(p<.01)으로 전체 총점 및 하위요인 모두에서 통계적으로 유의한 상관이 나타났다. 이러한 결과는 한국대학생 음주 점수가 시간의 경과에도 불구하고 측정이 안정적임을 보여준다.

    논 의

    대학생의 음주문제의 이해에서 음주문화에 대한 인식이나 개인의 음주에 대한 태도가 중요함에도 불구하고 기존 척도는 비교적 제한적 개념을 측정(Osberg et al., 2010)하거나 단일요인으로 구성되어 있어 음주 중요성 인식의 다양한 측면을 포괄하기에 부족하고 번안된 척도는 한국사회의 문화적 특수성을 담기에는 한계가 있었다. 이에 본 연구는 한국 대학생이 대학생활에서 음주를 얼마나 중요하게 생각하는지에 대해 한국 대학생의 음주문화에 대한 인식과 대학생활에서 음주의 역할에 대한 신념을 측정하는 ‘한국판 대학생활 음주중요성 인식 척도’를 개발하고 타당화하고자 하였다.

    먼저, 선행연구에 대한 문헌검토 과정을 거쳐 국내외의 선행연구에서 사용된 척도들로부터 21개 문항, 개방형 설문지 실시를 통해 40개 문항, 면접을 통해 35개 문항을 추출하였다. 이 문항에서 의미가 중복되거나 의미가 불분명한 문항을 삭제하여 최종 45개의 예비문항을 구성하였다. 다음으로 대학생 54명을 대상으로 45개의 예비문항에 대한 문항이해도와 중요도, 평균과 표준편차, 문항 간 상관, 문항-총점 간 상관 등을 분석하여 31개 문항을 선별하였다. 선별된 31개 문항을 대학생 235명에게 실시한 결과를 토대로 탐색적 요인분석을 실시하였고 그 결과 3요인 구조가 가장 적절함을 알 수 있었다. 이런 결과를 토대로 3요인, 총 12문항의 한국판 대학생활 음주중요성 인식 척도를 개발하였고 각 요인을 필수요소(5문항), 관계요인(4문항), 정서요인(3문항)으로 명명하였다. 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 요인구조가 적합한지 확인하기 위해 대학생 393명을 대상으로 구조방정식 모형검증 방식을 통해 확인적 요인분석을 실시한 결과, 3요인 12문항의 구조가 자료에 적합함을 확인할 수 있었다. 마지막으로 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 타당도와 신뢰도를 확인하였다. 음주 중요성 인식점수는 음주동기와 문제음주 수준과는 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타나 음주 중요성 인식 척도의 준거타당도를 확인할 수 있었다. 또한 문제음주에 대한 위계적 회귀분석 결과, 일반적 태도, 사회적 바람직성 및 음주동기에 음주 중요성 인식을 추가했을 때 유의한 추가적인 설명량이 존재하므로 증분타당도를 확인할 수 있었다. 더해서 두 달 간격을 두고 실시한 검사-재검사 신뢰도 분석을 통해 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도가 시간적인면에서 안정성이 있음을 알 수 있었다.

    본 연구는 다음과 같은 점에서 연구 의의를 가진다. 첫째, 한국 대학생이 대학생활에서 음주를 얼마나 중요하게 생각하는지, 한국 대학생의 음주문화에 대한 인식과 대학생활에서 음주의 역할에 대한 신념을 측정하는 척도를 개발했다는 점에서 의의를 가진다. 음주문화에 대한 개인의 인식은 음주정도와 음주문제에 유의한 영향을 미치는 변인으로 밝혀져 왔지만(정슬기, 2006; 정영철 등, 1999; Osberg et al., 2010; Osberg et al., 2011; Osberg et al., 2012) 이를 측정할 수 있는 타당한 측정도구가 부족하다는 점은 경험적 연구를 어렵게 만드는 요인 중의 하나였다. 이런 점에서 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 개발은 대학생 개인이 가진 음주에 대한 신념을 이해하고 음주 중요성에 대한 신념이 어떻게 대학생의 음주와 관련되는지에 대한 기제를 밝히는 대학생 음주와 관련된 경험적 연구에 사용될 수 있을 것이다.

    특히, 우리 문화에서 술을 마시는 것은 기분을 좋게 하거나 부정적인 기분을 견디기 위한 것과 같은 개인내적인 이유보다는 사회적비난을 피하거나 긍정적인 사회적 보상을 얻는 것과 같은 개인외적 이유인 경우가 많다(신행우, 2004). 또한 대학생들이 음주문제를 방지하기 위해 술을 적게 마실 때 사용하는 전략도 개인이 스스로 하는 방법(예, 원샷을 하지 않는다. 술을 마실 때 안주를 많이 먹는다)에 더해서 술을 함께 마시는 주변 사람들을 설득하고 양해를 구하는 전략을 사용하고 있음(예, 미리 술을 못한다고 이야기한다, 술을 많이 먹는 사람과 자리를 멀리한다)을 보고하였다(양난미, 남동엽, 2012). 이렇게 우리문화에서 음주는 개인외적인 혹은 주변의 영향을 많이 받는 것임을 고려한다면 본 척도와 같이 관계요인을 포함하여 개인의 음주에 대한 신념을 측정하는 것이 한국 대학생의 음주를 심층적으로 이해하는데 유용할 것이다. 더 나아가 대학생들의 음주에 대한 신념을 평가하고 이를 통해 대학생의 음주문화를 이해하며 이를 보다 건설적으로 변화시키는 방법을 모색하는데 활용될 수 있을 것이다.

    둘째, 타당도 분석 결과를 살펴보면, 대학생활에서 음주가 중요하다고 생각하는 정도가 높은 대학생일수록 술을 마시고자 하는 음주동기와 경험하는 음주문제의 수준이 높아지는 경향이 있음을 알 수 있었다. 이러한 결과는 음주 중요성 인식이 음주량이나 음주문제와 유의한 정적 상관이 있다는 Osberg 등(2010)의 연구와 동일한 결과이다. 즉, 대학생활에서 음주 중요성에 대한 개인의 신념이 대학생의 음주를 이해하고 대학생의 음주문제를 예방하는데 유의한 변인임을 보여주고 있다. 따라서 대학생의 음주문제를 예방하기 위하여 음주중요성 인식이 높은 집단을 선별하여 이들을 대상으로 음주의 영향에 대한 교육과 예방행동전략을 훈련시키는 것이 하나의 방법이 될 수 있을 것이다. 특히, 음주 중요성을 높이 지각하는 대학생들이 주변 친구들의 음주량을 높게 지각하는 경향이 있다는 Osberg 등(2010)Osberg 등(2011)의 연구결과를 참고한다면 대학생활에서 음주 중요성에 대한 인식과 태도를 변화시키는 것이 프로그램의 초점이 될 수 있을 것이다. 구체적으로 음주 중요성에 대한 이들의 신념과 일반 대학생들이나 주변친구들의 음주량에 대한 이들의 오지각을 인지적으로 변화시키기 위한 인지적 개입이 도움이 될 수 있을 것이다.

    셋째, 음주문제 예방에서 대학 신입생 시절은 특별히 중요하다. 대학 신입생 시기는 법적으로 음주가 처음 허용되는 시기이고 음주습관을 형성하는 시기이며 무엇보다도 매년 신입생 환영회와 관련된 사고로 대학생들이 목숨을 잃는다는 점(홍다솜, 양난미, 2013)에서 대학 신입생에 대한 음주문제 예방 교육은 매우 중요하다. 신입생을 대상으로 한 음주 예방 프로그램의 일부분으로 대학생활에서 음주 중요성에 대한 인식을 스스로 평가하게 하고 음주 중요성에 대한 잘못된 인식을 변화시킬 수 있도록 교육하는 것이 포함될 수 있을 것이다. 신입생을 대상으로 음주문화에 대한 올바른 교육을 제공하는 것은 이들의 대학생활 적응은 물론, 이들의 음주습관을 변화시킬 수 있다는 점에서 장기적으로는 음주문화를 변화시킬 수 있는 전환점이 될 수 있을 것이다.

    넷째, 타당도 분석결과, 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도는 음주문제에 대해 일반적 태도, 사회적 바람직성 및 음주동기에 더하여 차별적인 영향이 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 대학생활에서의 음주 중요성에 대한 신념은 술을 마시는 이유인 음주동기와는 개념적으로 차별적인 부분이 있음을 의미한다. 음주 중요성 인식과 음주동기는 개인의 인식이나 태도를 측정한다는 면에서는 공통점이 있고 개인이 대학생활에서 음주를 얼마나 중요하게 생각하는지는 개인이 술을 마시는 동기에 영향을 줄 수 있고 또한 음주동기 역시 음주 중요성 인식에 영향을 줄 수 있을 것이다(Osberg et al., 2010). 그러나 타당도 분석결과에 나타난 바와 같이 음주 중요성 인식과 음주동기가 서로 관련이 있음에도 불구하고 음주문제를 설명하는데 있어 음주동기와 음주 중요성 인식은 차별적임을 알 수 있었다. 따라서 앞으로 대학생의 음주연구에서 음주동기와 함께 음주 중요성 인식을 함께 고려한다면 대학생의 음주에 대해 보다 심층적으로 이해할 수 있을 것이며, 이 두 변인 사이의 관련을 이해하는 것도 필요할 것이다.

    마지막으로 본 연구의 한계와 앞으로 연구를 위한 제언을 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 한국판 대학생활 음주 중요성 인식 척도의 3개 하위요인인 필수요소, 관계요소, 정서요소가 각각 5문항, 4문항, 3문항으로 전적으로 요인의 문항수를 맞추지 못하였고 정서요인의 세 번째 문항인 ‘술은 심심할 때 즐기는 취미활동이다’는 탐색적 요인분석에서 표준화 요인계수가 .49, 확인적 요인분석에서는 .56으로 표준화 요인계수 값이 상대적으로 낮은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 탐색적 요인분석 과정에서 문항선정의 기준을 요인계수와 같은 통계적 양호도를 우선적으로 고려하고 상대적으로 구성내용을 충분히 반영하지 못한 결과일 수 있을 것이다. 따라서 앞으로의 연구에서 정서요인에 대해서는 추가적으로 살펴보는 것이 필요할 것이다. 둘째, 음주와 관련해서는 여러 연구에서 성차가 있는 것으로 밝히고 있다(양난미, 2010; 정슬기, 2008; Ham & Hope, 2003). 음주 중요성 인식 척도에서 남자 대학생과 여자 대학생 사이에 어떠한 차이가 있는지 살펴보지 못하였다. 대학생활에서 음주 중요성에 대한 신념에서 성차가 있는지, 또한 성차가 음주 중요성 인식과 음주량이나 음주문제 사이에 조절 혹은 매개효과가 있는지 앞으로 연구에서 살펴보는 것이 필요할 것이다. 셋째, 음주 중요성에 대한 신념과 같은 음주문화는 대학생뿐만 아니라 일반 성인의 음주문제를 이해하는데 중요한 변인이다(정슬기, 2006; 정영철 등, 1999). 하지만 본 척도는 대학생의 음주문화를 반영하여 제작되었기 때문에 다른 연령대에 사용하기 어려운 점이 있다. 따라서 앞으로 성인의 음주문화를 반영하는 성인용 음주 중요성 인식 척도의 개발이 필요할 것이다.

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  • [그림 1.] 스크리 도표
    스크리 도표
  • [표 1.] 평행분석 결과
    평행분석 결과
  • [표 2.] 음주 중요성 인식 척도의 탐색적 요인분석 결과 및 각 문항별 평균과 표준편차
    음주 중요성 인식 척도의 탐색적 요인분석 결과 및 각 문항별 평균과 표준편차
  • [표 3.] 음주 중요성 인식 척도의 하위요인간의 상관분석 결과와 평균, 표준편차
    음주 중요성 인식 척도의 하위요인간의 상관분석 결과와 평균, 표준편차
  • [그림 2.] 확인적 요인분석 결과
    확인적 요인분석 결과
  • [표 4] 음주 중요성 인식, 음주규준, 음주동기간 및 예방행동전략간의 상관분석 결과
    음주 중요성 인식, 음주규준, 음주동기간 및 예방행동전략간의 상관분석 결과
  • [표 5.] 문제음주에 대한 일반적 태도, 사회적 바람직성, 음주동기, 음주 중요성 인식의 위계적 중다회귀분석 결과
    문제음주에 대한 일반적 태도, 사회적 바람직성, 음주동기, 음주 중요성 인식의 위계적 중다회귀분석 결과
  • [표 6.] 검사-재검사 신뢰도 분석 결과
    검사-재검사 신뢰도 분석 결과