청능사(audiologist)는 난청인이 보청기를 착용했을 때, 효과적이고도 충분한 청능재활 서비스를 제공하기 위해 보청기적합이 재활 목표에 근접하는지를 확인하는 보청기적합 확인(hearing aid verification) 또는 착용 효과를 주관적으로 확인하는 착용 효과 측정(hearing aid validation 또는 outcome measures)을 시행해야 한다. 보청기적합 확인과 착용 효과 측정은 큰 의미에서 보청기의 착용 효과를 나타낸다고 볼 수 있으며, 2-cc 커플러 측정, 실이 측정, 방음실에서 보청기 착용 전후의 청력역치레벨, 어음인지도, 방향 분별력을 비롯하여 설문(questionnaire)을 이용하여 수행할 수 있다. Saunders & Cienkowski(1996)는 청능사는 보청기 착용 효과에 대한 검증, 보청기의 가격 대비 효과 및 적절한 청능재활 서비스를 제공하기 위한 설문 평가는 청능재활 서비스의 필수 구성 요소라고 보고하였다.

보청기 사용자는 여러 청취 환경에서 다양한 사람들의 말소리와 환경음에 노출되며, 이때 청취하고자 하는 소리도 상황에 따라 달라질 수 있다. 그렇기 때문에 통제된 환경에서 실시하는 행동청능평가는 사용자가 느끼는 보청기 착용 효과를 평가하는 데 제한적일 수 있으나, 자가평가 설문지는 보청기 착용 효과에 대해 낮은 신뢰도를 보여주는 행동청능평가를 대체할 수 있는 방법이 될 수 있다고 하였다(Cox & Gilmore, 1990; Mulrow et al., 1990).

Han et al.(2015)의 연구에서는 설문의 목적을 1) 난청에 대한 수용적 태도 여부, 2) 보청기 착용에 따른 수행력 변화 등 효과 측정, 3) 보청기 착용의 만족도 평가, 4) 난청으로 인한 장애지수평가 등으로 구분하여 정리하였다. 이 중에서 한국어로 번역 또는 개발하여 사용하고 있는 설문을 위주로 살펴보면 첫째, 난청에 대한 수용적 태도 여부를 평가하기 위한 설문으로 보청기의 착용과 상담에 대한 효용성을 분석하기 위해 24개 문항으로 구성한 attitudes toward loss of hearing questionnaire (Saunders & Cienkowski, 1996)가 있으며 Kim et al.(2011)이 설문을 번역하였으나, 번역 문항에 대한 검증 과정이 없었다. 둘째, 보청기 착용에 따른 수행력 변화 등 효과 측정을 위한 설문으로는 4개의 청취 환경 범주에서 총 24개의 문항으로 구성한 abbreviated profile of hearing aid benefit (APHAB) (Cox & Alexander, 1995)이 있으며, Kim et al.(2016)은 APHAB의 범주에서 방향성(localization)을 추가하여 총 20개의 문항으로 구성한 한국어 버전 Korean version of profile of hearing aid benefit (K-PHAB)으로 개발하였다. 셋째, 보청기 착용의 만족도를 평가하기 위한 설문은 7개의 문항으로 구성한 international outcome inventory-hearing aid (IOI-HA) (Cox & Alexander, 2002)가 있으며, Chu et al.(2012)은 이를 한국어로 번역하고 검증하여 Korean version of IOI-HA를 개발하였다. 16개의 문항으로 구성한 Dillon et al.(1997)의 client oriented scale of improvement (COSI)가 있으며, Kim et al. (2018)이 Korean version of COSI로 개발하였다. 16개의 상황으로 구성한 Cox & Alexander(1999)의 satisfaction with amplification in daily life (SADL)를 Kim et al.(2018)이 한국어로 번역하고 검증한 Korean version of SADL이 있다. 그리고 24개의 문항으로 구성한 Ventry & Weinstein(1982)의 hearing handicap inventory for the elderly (HHIE)는 Ku & Kim(2000)이 한국어로 번역하여 검증하였다.

위에서 나열한 설문의 문항 수는 적게는 7개, 많게는 24개로 구성하였다, 그러나 Saunders & Cienkowski(1996)는 자가설문평가는 보청기 사용자의 관점을 반영하고 제한된 환경에서 실행되는 행동청능평가를 보완하기 때문에 유용하지만, 행동청능평가와 비교할 때 설문평가 방법과 작성 시간이 길어 소모적이고 번거로운 특성이 있어 임상적으로 활용도가 낮은 경향이 있다고 하였다. 또한 Davis(2003)와 Kochkin(2010)은 보청기 사용자의 대부분이 55세 이상이라고 하였는데 이는 국내에서도 크게 다르지 않다. 노화가 진행되면 중추청각 기능과 인지기능이 저하되고, 활동이 줄어들며 우울증이 나타나(Poon, 1985) 스스로 설문지 문항을 이해하고 평가하는 데 소요되는 시간은 더욱 늘어날 수 있다고 하였다.

이에 본 연구에서는 보청기적합 현장에서의 활용도를 높일 수 있도록 10개의 문항으로 구성한 한국어판 축약보청기이득 평가 설문(Korean version of profile of hearing aid benefitquick version, K-PHAB-Q)을 개발하고자 하였다. 개발 내용을 구체적으로 살펴보면 설문 시간을 10분 내외로 줄일 수 있으면서, K-PHAB의 임상적 효용성을 유지할 수 있도록 ease of communication (EC), background noise (BN), reverberation (RV), aversiveness of sounds (AV), localization (LC)의 5개 범주당 2개의 설문으로 축약하였다. 아울러 K-PHAB-Q의 검사-재검사 신뢰도를 통한 범주별 95% 예측 구간(prediction interval)을 구하여 보청기 착용으로 인한 핸디캡의 유의미한 기준을 제시하고자 하였다.

본 연구는 보청기적합 현장에서 보다 나은 청능재활 서비스를 제공할 수 있도록 착용 전후에 심리음향적인 이득 또는 핸디캡의 변화를 평가하기 위한 설문 K-PHAB의 평가 시간을 줄일 수 있으면서도, 임상적 효용성은 유지할 수 있는 축약 설문 K-PHAB-Q 설문지를 개발하고자 하였다. 이를 위해 105명의 보청기 사용자를 대상으로 K-PHAB 설문 응답을 분석하였다. 수집한 설문을 분석하여 EC, BN, RV, AV, LC 각각의 범주에서 공통성이 높은 문항을 2개씩 선정하여 총 10개 문항으로 축약하였다.

K-PHAB-Q 설문은 K-PHAB 설문을 축약하여 개발한 뒤 크론바흐 알파 계수를 통해 내적 일관성을 확인하였다. George & Mallery(2013)는 일반적으로 크론바흐 알파 계수가 0.7보다 크면 내적 일관성이 높은 것으로 판단한다고 하였는데, 10개 문항으로 구성된 K-PHAB-Q의 전체 크론바흐 알파 계수는 0.854로 바람직한 수준의 내적 일관성을 보였다. 각 범주별로는 0.738~0.806으로 수용 가능한 수준에서 바람직한 수준의 내적 일관성을 보였다. 본 연구에서 축약의 대상으로 선정한 20개 문항의 K-PHAB 개발 연구에서 Kim et al.(2016)은 전체 크론바흐 알파 계수가 0.877, 범주별로는 0.754~0.813으로 나타났다고 보고하였으며, Cox & Alexander(1995)의 24개의 문항으로 구성된 APHAB 개발 연구에서 보청기 사용자를 대상으로한 범주별 크론바흐 알파 계수는 0.84~0.85 수준으로 보고하였다. 또한 Ku & Kim(2000)은 25개 문항의 Korean HHIE (K-HHIE)와 이를 축약하여 10개 문항으로 구성된 K-HHIE-screening version (K-HHIE-S)의 비교 연구에서 K-HHIE의 크론바흐 알파 계수는 0.93~0.94였지만, K-HHIE-S에서는 0.83~0.87로 내적 일관성이 하락한 것에 대해서 설문의 문항 수가 줄어들었기 때문이라고 보고하였다. K-PHAB-Q의 내적 일관성이 APHAB보다 조금 낮게 나타난 이유는 문항의 수가 줄어들었기 때문이라고 판단되며, K-PHAB와는 매우 유사한 수준으로 나타나 문항의 수가 절반으로 줄었음에도 높은 내적 일관성을 나타냈다.

K-PHAB-Q의 검사-재검사 간의 신뢰도 검증을 위해 실시한 범주별 피어슨 상관계수는 EC 0.889, BN 0.843, RV 0.900, AV 0.894, LC 0.971로 모든 범주에서 높은 상관성(r ＞ 0.8)이 나타났다. K-PHAB 개발 연구 범주별 상관계수는 EC 0.87, BN 0.86, RV 0.82, BN 0.96, AV 0.91로 보고하였고, APHAB 개발 연구에서 범주별 상관계수는 EC 0.76, RV 0.81, BN 0.67, AV 0.70으로 보고하였다. K-PHAB와 K-PHAB-Q는 APHAB보다 높은 상관관계를 보였는데, 이는 Schum(1993)의 hearing aid performance inventory 축약 연구에서 보고한 범주별 상관계수 0.73~0.85보다 높게 나타나 K-PHAB-Q와 K-PHAB 모두 검사-재검사 간의 높은 신뢰도를 보였음을 알 수 있었다.

또한 검사-재검사를 통해 분석한 범주별 95% 예측 구간은 K-PHAB-Q가 EC ± 16.823, BN ± 17.734, RV ± 12.123, AV ± 14.404, LC ± 8.193, K-PHAB은 EC ± 13.78, BN ± 9.78, RV ± 10.24, AV ± 13.50, LC ± 12.00으로 보고하였다. 이는 K-PHAB-Q는 K-PHAB보다 문항 수가 적고 난청인이 어려워하는 문항을 제거하였기 때문에 차이가 발생된 것으로 판단된다. 또한 APHAB 개발 연구에서는 범주별 95% 신뢰 구간은 EC ± 26, RV ± 22, BN ± 27, AV ± 36이라고 보고하였다. 이는 K-PHAB와 K-PHAB-Q의 예측 구간보다 큰 차이를 나타내는데 그 이유는 두 가지를 예상해 볼 수 있다. 먼저, APHAB 개발 연구에서 활용한 검사-재검사 데이터는 Cox & Rivera (1992)에 의해 연구된 66개 문항의 PHAB 검사-재검사 데이터 중 APHAB으로 선정된 25개 문항에 대한 결과를 간추려 분석하고, 실제 APHAB 설문으로 검사-재검사 연구를 하지 않았다는 점, 두 번째로, PHAB 연구에서는 검사-재검사를 총 3회 실시하였는데, 1차와 2차 검사의 평균 간격은 12주였으며, 2차와 3차 검사의 평균 간격은 23주로 2~3주가 소요된 K-PHAB와 15.65일이 소요된 K-PHAB-Q의 검사-재검사 간격과 차이가 있었기 때문이라고 생각한다.

축약 설문은 K-PHAB이 측정하고자 하는 것을 정확하고 충실하게 측정할 수 있어야 하며, 본래의 K-PHAB와 일관성이 있어야 한다. 따라서 K-PHAB와 K-PHAB-Q의 상관관계에 대한 연구가 필요하다. 또한 거동이 불편하여 적극적으로 사회 활동을 하지 못하는 고령의 대상자들은 특정 범주에서 묘사하는 다양한 청취 상황에 대해 쉽게 떠올리지 못하거나 이해하는데 어려움을 호소하여 문항에 대해 추가적인 설명을 요구하였는데 이는 설문 작성 시간을 지연시키는 요인이 되므로, 거동이 불편한 고령의 난청인을 대상으로 쉽게 청취 환경을 떠올릴 수 있는 문항을 고려하여 개발한다면 보다 효율적으로 설문평가를 수행할 수 있을 것이다. 그리고 본 연구는 K-PHAB 설문지와 마찬가지로 문항의 청취 상황을 충분히 이해할 수 있는 성인을 대상으로만 사용할 수 있다는 한계가 있다. 문항을 이해하기 어려운 아동이나 사회적 활동이 제한적인 고령의 경우 문항을 이해하는 데 어려움이 있을 수 있으므로 연령과 사회적 활동성을 고려한 추가적인 문항의 개발이 필요하다.

본 연구에서 축약한 K-PHAB-Q는 각 범주당 2개 문항으로 고령의 보청기 사용자들도 K-PHAB에 비해 짧은 시간 안에 심리음향적인 이득 그리고 핸디캡을 평가할 수 있다. 아울러 검사-재검사 신뢰도를 통하여 개인별 유의미한 변화의 기준인 95% 예측 구간을 확인하였다. 따라서 보청기의 조절 및 청능재활의 진행에 따라 범주별 점수의 변화를 95% 예측 구간과 비교함으로써 의미 있는 변화를 확인하여 범주별 청능재활 계획을 보다 구체적으로 수립할 수 있어 난청인에게 보다 향상된 청능재활 서비스를 제공할 수 있을 것이다.