인간은 양이에 전달된 소리의 시간 차이(interaural time difference) 혹은 강도 차이(interaural level difference) 등을 통해 수평면에서 소리의 방향을 감지하며, 주파수 단서를 통해 소리의 수직면 위치변별(vertical localization) 및 정면-후면 변별(front-back confusion)을 할 수 있다(Blauert, 1996; Middlebrooks & Green, 1991). 소음이 없는 상황에서 18개월 유아는 수평면에서 약 5° 미만의 최소가청각도(minimum audible angle, MAA)를 보이며, 5세 이상의 아동 및 성인의 MAA는 약 1° 가량인 것으로 보고되었다(Litovsky, 1997). 이와 같이 인간은 유아기부터 양이에 제시된 정보를 통해 소리의 위치 변화를 민감하게 탐지할 수 있으며, 이러한 공간청취능력(spatial hearing)은 인간의 일상생활 속 안전뿐 아니라 복잡한 듣기 환경 속 의사소통 능력에 영향을 미칠 수 있다(Akeroyd & Whitmer, 2011). 특히 다양한 방향에서 말소리가 존재하는 다화자 대화 환경에서 청자는 소리의 위치변별과 관련한 음향적 단서를 통해 여러 화자의 말소리 중 목표 화자의 말에 보다 주의집중하고, 필요시 목표 화자에 관한 시각적 단서를 활용할 수 있다(Sheffield et al., 2023).

양측 혹은 편측 귀에 청각장애가 있는 경우 난청의 정도와 형태 등이 위치변별능력에 영향을 줄 수 있으며(Häusler et al, 1983; Noble et al., 1994), 양이 간 청력의 비대칭 정도가 심할수록 양이공간단서(binaural spatial cues)를 적절히 활용할 수 없어 저하된 공간청취능력을 보이게 된다(Kumpik & King, 2019; Noble & Gatehouse, 2006). 다수의 선행 연구에서 보청기 혹은 인공와우 등의 청각기기(hearing device) 착용을 통해 난청인의 공간청취능력이 개선되었음을 확인하였으나(Buss et al., 2018; Noble & Gatehouse, 2006; Thompson et al., 2022), 청각기기의 기능 설정에 따라 기기 착용 후 공간청취능력이 오히려 저하될 수 있다(Ausili & Snapp, 2023; Carette et al., 2014; Denk et al., 2019; van den Bogaert et al., 2006, van den Bogaert et al., 2011). Köbler et al.(2010)은 양이 보청기 착용자를 대상으로 다양한 검사를 시행한 결과, 양이 난청인 모두가 양이에 청각기기 착용이 필요하지 않을 수 있으므로 청각기기 선택 전 소음하 어음인지검사 외에 공간청취설문검사 및 이분청취검사(dichotic test)를 실시하여 양이 청각재활이 필요한 대상자인지 확인할 것을 권장하였다.

난청인의 공간청취능력을 객관적으로 측정하기 위해서는 여러 개의 교정(calibration)된 음장 스피커를 통해 수평면 혹은 수직면에서의 소리 위치변별 능력을 측정하거나 목표 음원과 소음의 위치가 분리된 듣기 환경에서 소음하 검사를 시행하게 된다. 그러나 국내 다수의 임상 클리닉에서 공간청취검사를 위한 음향 환경 구축이 미비하여 이를 시행하기 제한적인 실정이다. 이러한 경우 객관적 검사 대신 주관적 설문을 통해 난청인의 공간청취능력을 확인하는 것이 필요하며(Lee, 2022) 신뢰도와 타당도가 검증된 도구를 이용한 측정이 필수적이다.

공간청취능력 평가를 목적으로 사용 가능한 국외 설문 도구로 Spatial Hearing Questionnaire (SHQ; Tyler et al., 2009)와 Speech, Spatial and Qualities of Hearing Scale (SSQ; Gatehouse & Noble, 2004)이 있다. SHQ는 양이청취(binaural hearing)와 관련된 듣기 상황에서 난청인이 겪는 다양한 어려움을 측정하기 위해 영어 버전으로 개발된 설문 도구로(Tyler et al., 2009), 대상자는 총 24개의 문항을 읽고 각 청취 상황에서 겪는 어려움의 정도를 0~100 이내 숫자로 응답한다. SHQ 결과는 전체 문항의 응답을 통해 총점을 산출하거나 8개의 청취 상황별(남성, 여성, 아동 말소리 청취, 음악 청취, 위치변별, 조용한 상황, 목표음과 소음의 위치가 같거나 분리되어 제시된 소음 상황) 응답을 분류하여 항목별 결과를 산출할 수 있다. Tyler et al.(2009)은 142명의 인공와우 사용자를 대상으로 영어 버전 SHQ 설문을 시행한 결과 SHQ가 우수한 내적 일관성 신뢰도와 구성타당도를 보이며, 편측 혹은 양측 귀 인공와우 사용 여부에 상관없이 인공와우 이식 전보다 이식 후 공간청취의 어려움이 유의미하게 감소하였음을 확인하였다. 영어 SHQ 문항 개발 이후 네덜란드어, 페르시아어, 프랑스어, 중국어, 한국어, 터키어, 러시아어 등 여러 언어로 SHQ 문항이 개발되었다(Çildir et al., 2021; Delphi et al., 2015; Kong et al., 2017; Moulin & Richard, 2016; Ou et al., 2016; Potvin et al., 2011; Tyler et al., 2009; Vladimirova et al., 2023). 연구자들은 각 언어로 개발된 SHQ 설문 도구가 우수한 신뢰도와 타당도를 가지며, 어려움 없이 설문 문항을 이해하여 자기기입식 응답을 할 수 있고, 10분 이내의 소요 시간으로 임상적 유용성이 있다고 보고하였다.

SSQ는 일상생활에서 자주 접하는 듣기 상황에서의 청취 능력을 측정하기 위해 개발된 설문 도구로(Gatehouse & Noble, 2004) 기본 청력검사에서 측정하기 어려운 공간적, 질적 청취 요소를 포함하였다. 언어, 공간, 음질 청취의 세 가지 항목별로 점수를 산출하거나 총 49개 문항 응답을 기준으로 총점을 산출할 수 있다. 영어 SSQ 문항 개발 이후 네덜란드어, 독일어, 프랑스어, 포르투갈어, 페르시아어, 한국어, 말레이어, 스페인어 등 다양한 언어로 SSQ 문항이 개발되었다(Gatehouse & Noble, 2004; Gonsalez & Almeida, 2015; Kim et al., 2017; Lotfi et al., 2016; Moulin et al., 2015; Quar et al., 2019).

Kong et al.(2017)은 체계적인 연구 절차를 통해 한국어 버전 SHQ (Korean version of the SHQ, K-SHQ) 문항을 개발하고 17명의 건청인과 31명의 난청인을 대상으로 설문 도구를 검증하였다. 분석 결과 K-SHQ의 내적 일관성과 구성타당도가 적절하며, 전반적으로 건청인에 비해 난청인이 말소리를 인지하거나 소리의 위치변별 시 어려움이 더 큼을 확인하였다. 그러나 Kong et al.(2017) 연구에서 K-SHQ 검증 시 난청인을 대상으로 한 검사-재검사 신뢰도, SSQ와 같은 다른 공간청취설문 응답과의 비교를 통한 공인타당도 검증 등을 포함하지 않아 추가 검증이 필요한 상황이다. 인공와우 사용자의 경우 인공와우 사용으로 인하여 순음청력역치는 상당히 개선되지만 여전히 소음 속 대화 혹은 여러 소리의 위치를 분별해야 하는 듣기 상황에서 어려움을 겪는다(Zheng et al., 2022). 이는 편측 혹은 양측 인공와우 착용 후에도 양이청취 개선에 한계가 있을 수 있음을 의미한다. 따라서 본 연구에서는 인공와우 사용자를 대상으로 양이청취와 관련된 어려움을 주관적으로 측정할 수 있는 K-SHQ의 내적 일관성 신뢰도, 검사-재검사 신뢰도를 확인하고, K-SSQ 설문 응답과의 비교를 통해 K-SHQ의 공인타당도, 구성타당도를 검증하여 국내 인공와우 사용자를 대상으로 K-SHQ 도구의 임상적 유용성을 확인하고자 하였다.

인간은 양 귀에 전달된 소리 정보를 통해 소리의 위치를 변별하거나 다화자 대화 상황 시 다른 방향에서 제시된 소음은 무시하고 정면에 위치한 목표 화자에 보다 집중할 수 있다(Akeroyd & Whitmer, 2011; Blauert, 1996; Middlebrooks & Green, 1991). 건청인에 비해 난청인은 저하된 공간청취능력을 보이며, 난청의 정도, 형태, 비대칭 정도에 따라 크게 영향을 받을 수 있으므로(Kumpik & King, 2019; Noble et al., 1994; Noble & Gatehouse, 2006) 난청인의 재활을 계획할 때 순음청력검사, 어음청력검사와 같은 기본적인 청력검사 외에 난청인의 공간청취능력을 객관적 혹은 주관적으로 측정하는 것이 중요하다(Gatehouse & Noble, 2004; Köbler et al., 2010; Lee, 2022; Perreau et al., 2014a; Perreau et al., 2014b; Tyler et al., 2009). Kong et al.(2017)은 체계적인 언어타당도 검증을 통해 K-SHQ 문항을 제작하고 내적일관성 및 타당도를 일부 검증하였다. 본 연구에서는 인공와우 사용자를 대상으로 K-SHQ의 내적 일관성 신뢰도, 검사-재검사 신뢰도를 확인하고 K-SSQ 설문 응답과의 비교를 통해 K-SHQ의 공인타당도, 구성타당도를 검증하여, 국내에서 K-SHQ의 임상적 유용성을 확대하고자 하였다.

본 연구에 참여한 52명 인공와우 사용자의 평균 K-SHQ 총점은 55.32 (SD, 21.33)였고, 8개 K-SHQ 하위 항목 중 “speech in quiet” 항목의 점수가 가장 높았으며 “localization” 항목의 점수가 가장 낮았다. 본 연구 결과와 더불어 페르시아어, 중국어, 프랑스어, 터키어, 러시아어 등 다양한 언어의 SHQ 선행 연구(Ou et al., 2016; Potvin et al., 2011; Tyler et al., 2009) 결과에서도 “speech in quiet” 항목, 즉 조용한 상황에서의 어음인지 상황에서 가장 어려움이 적으며, “localization” 혹은 “speech in noise-separate” 항목에서 주관적 어려움이 가장 컸다. 그러나 선행 연구에서 모집한 대상자 특성이 서로 달라 그룹 간 결과에 차이점이 발견되기도 하였다. 예를 들면, 인공와우 사용자를 대상으로 영어 SHQ 항목별 점수를 비교한 결과(Tyler et al., 2009), 편측 인공와우 사용자(n = 100, 평균 51.3)보다 양측 인공와우 사용자(n = 42, 평균 62.7)가 SHQ 총점뿐 아니라 대부분의 항목에서 점수가 유의하게 커, 양측 인공와우 사용자가 여러 양이청취 상황에서 어려움이 더 적음을 보고하였다. Perreau et al.(2014a)은 편측 인공와우 사용자(n = 99), 양측 인공와우 사용자(n = 49), 바이모달 사용자(n = 32) 등을 비교한 결과, 인공와우 사용 형태에 따라 SHQ 결과가 유의하게 달랐고, Tyler et al.(2009)과 유사하게 편측 인공와우 사용자 혹은 바이모달 사용자보다 양측 인공와우 사용자가 더 높은 SHQ 점수를 보였다. 그러나 K-SHQ 문항을 개발하고 난청인을 대상으로 타당도를 보고한 Kong et al.(2017)의 경우, 양측 난청인(n = 19)이 편측 난청인(n = 12)보다 항목별 점수와 총점 모두 오히려 낮아 Tyler et al.(2009), Perreau et al.(2014a)과 상반되는 결과를 보였다고 볼 수 있다. 대상자의 비대칭 난청(asymmetric hearing) 정도 외에 나이, 난청 정도, 양이청취 경험 등 다양한 요소에 의해 상반된 결과를 보일 수 있으므로 이에 대한 추가 검증이 더 이루어져야겠다.

본 연구에서는 K-SHQ의 신뢰도 검증을 위해 내적 일관성과 검사-재검사 신뢰도를 평가하여 검사 도구를 통해 측정하려는 것을 일관성 있게 안정적으로 측정 가능한지 확인하였다. K-SHQ 전체 24개 문항의 Cronbach’s α 계수가 0.98, 8개의 하위 항목별 점수 또한 0.88~0.98 범위의 Cronbach’s α 값을 보였다. 한국어 외에 다른 언어로 개발된 SHQ를 사용한 연구에서도 0.98~0.99의 Cronbach’s α 계수를 보였다(Delphi et al., 2015; Moulin & Richard, 2016; Tyler et al., 2009; Vladimirova et al., 2023). 따라서 서로 다른 언어로 번역되었음에도 SHQ는 도구로서 우수한 내적 일관성 신뢰도를 보임을 확인하였다. 내적 일관성 외에 검사-재검사 신뢰도 확인을 위해 본 연구에서는 2주의 간격을 두고 K-SHQ 검사를 2회 시행하였다. 분석 결과 검사-재검사 응답 간 유의한 차이가 없고 급내상관계수가 0.96이었다. 따라서 K-SHQ가 개인 간 차이가 비교적 큰 인공와우 사용자에게도 우수한 내적 일관성과 안정성을 가져 신뢰도가 우수한 설문 도구임을 확인하였다.

공인타당도는 연구하고자 하는 개념을 측정하기 위해 새롭게 개발된 도구와 준거 측정값 사이의 상관 관계를 보는 것이다. 본 연구에서는 K-SHQ의 공인타당도 검증을 위해 Kim et al.(2017)의 K-SSQ “spatial” 응답과 본 도구인 K-SHQ 응답 간 상관분석을 실시하였다. 분석 결과 K-SSQ의 “spatial” 응답은 K-SHQ의 8개 항목 중 “localization” 항목과 더 높은 정도의 상관성을 보였고(r = 0.73) 공인타당도 평가 결과에서 상관계수가 0.45 이상이어야 한다는 조건을 만족하여(DeVon et al., 2007), K-SHQ가 위치변별 측정면에서 적절한 공인타당도를 가진다고 볼 수 있겠다. Moulin & Richard(2016)는 프랑스어 SHQ 문항의 타당도 검증을 위해 프랑스어 SSQ 설문 결과와의 상관성을 확인하였다. 건청인과 난청인 모두를 대상으로 설문을 시행한 결과 두 대상군 모두 SHQ, SSQ 응답 간 유의한 상관성을 보였고, 특히 SHQ 중 “localization” 응답과 비교적 더 높은 상관성을 보인 점이 본 연구 결과와 유사하였다. Moulin & Richard(2016)는 SSQ에 비해 SHQ가 문항 수가 적어 소요 시간이 더 적게 걸리고, 문항 내 듣기 상황에 대한 설명이 비교적 명확하여 대상자가 이해하기 더 쉬우며, 대상자의 교육 수준이 결과에 영향을 덜 미친다고 밝혔다. 본 연구에서 K-SSQ “spatial” 항목 내 문항 간 내적 일관성을 살펴보았을 때 17개 문항 전체를 기준으로 구한 Cronbach's α 값은 0.95였으나, 14번 문항(“귀하는 소리를 들을 때 명확히 외부에서 들린다기보다 귀하의 머릿속에서 맴도는 것처럼 들립니까?”)의 경우 Cronbach's α가 0.25로 이 문항을 제거하는 것이 K-SSQ의 내적 일관성 신뢰도 면에서 더 유리할 수 있겠다. 실제로 대상자들은 위의 K-SSQ 14번 문항에서 설명하는 상황이 이해가 어렵다고 호소한 경우가 있었으므로, 해당 듣기 상황에서 실제로 어려움을 겪었을 수도 있으나 14번 문항에 대한 이해 부족으로 낮은 점수를 기입하였을 수도 있음에 주의해야 한다.

마지막으로 K-SHQ의 구성타당도 검증을 위해 요인 분석을 실시하였다. 분석 결과 두 개의 요인이 추출되었는데, 제1요인은 문항 1~12에 해당하는 “speech understanding”이었고, 제2요인은 문항 13~24에 해당하는 “localization”이었으며, 이 두 개 요인들의 총 누적변량이 78.26%로 누적 설명률이 60% 이상이어야 하는 기준을 충족하였다. K-SHQ 문항을 제작하고 난청인 31명을 대상으로 요인 분석을 실시한 Kong et al.(2017)에서도 본 연구와 유사한 요인 분석 결과를 보였다. “speech understanding”이 제1요인으로 전체 변량의 70.60%를 설명하였고, “localization”이 제2요인으로 전체 변량의 9.97%를 설명한다고 보고하였다. 본 연구와 Kong et al.(2017)에서는 공통적으로 동일한 2개 요인이 주 요인으로 추출되었으나, Tyler et al.(2010)의 영어 SHQ의 요인 분석 결과 “localization, speech in noise and music in quiet, and speech in quiet”의 3개의 요인이 추출되었다. 그 외 Perreau et al.(2014b), Potvin et al.(2011) 역시 3개 혹은 4개의 요인 추출을 보고하였다. 이는 탐색적 분석의 요인 추출 과정 시 측정 변수 간 상관관계에 근거하여 결정되므로 인공와우 사용자라는 동일 모집단 내에서도 표본마다 차이를 보일 수 있을 것이라 생각한다. Moulin & Richard(2016)는 연구마다 추출된 요인 수가 3~5개로 서로 달랐으나 문항 간 공통적인 잠재요인이 존재한다는 점에서는 유사하다고 하였다.

Çildir et al.(2021) 연구에서는 건청군, 6개월 이상 보청기를 착용한 양이 감각신경성 난청군, 보청기 미착용 양이 감각신경성 난청군의 터키어 SHQ 응답을 비교하였다. 위 그룹의 순서대로 SHQ 총점은 83.56 (SD, 8.03), 70.4 (SD, 10.02), 49.38 (SD, 13.49)로 보청기 미착용 대상자가 공간청취 시 가장 어려움이 컸다. 페르시아어 SHQ 연구 결과에서(Delphi et al., 2015), 경도, 중도, 중고도, 고도 난청군 순서대로 평균 SHQ 총점이 73.48 (SD, 8.77), 66.87 (SD, 9.05), 45.37 (SD, 6.33), 20.77 (SD, 9.83)로 난청 정도에 따라 여러 청취 상황에서의 어려움이 증가하는 것을 확인할 수 있었다. Zamiri Abdollahi et al.(2019) 역시 건청보다 경도 난청군이, 경도 난청보다 중도 난청군이 페르시아어 SHQ 총점이 유의하게 낮았으며, SHQ 결과가 여러 방향에서 제시된 소음하 단어인지도와 유의한 상관성을 보였다. 따라서 객관적 검사가 아닌 SHQ와 같은 주관적 설문을 통해 난청 정도, 청각기기 착용 여부가 공간청취에 미치는 영향을 확인할 수 있다고 볼 수 있겠다.

본 연구는 여러 가지 제한점을 가지고 있다. 첫 번째는 설문 응답자 수가 52명이며 모두 인공와우 사용자였으므로 본 연구 결과를 보청기 등의 다른 종류의 청각기기 착용자에 일반화하는데 제한적일 수 있겠다. SHQ는 개발 당시 인공와우 사용자를 고려하여 만든 설문 도구이나 다양한 분석 결과 Moulin & Richard(2016)는 인공와우를 사용하지 않는 난청인에게도 사용 가능하다고 하였다. 따라서 추후 인공와우 외에 다른 청각기기를 착용하는 국내 난청인 대상자를 통한 검증이 필요하다. 두 번째 제한점은 본 연구에서는 자기기입식 온라인 설문조사를 통해 공간청취능력을 평가하였으므로 응답의 비표본 오차 발생의 가능성, 불성실 응답의 가능성 등에 주의해야 한다는 점이다. 세 번째 제한점은 본 연구에서 다양한 인공와우 사용자의 특성, 예를 들면 인공와우 편측/양측 사용 여부, 청력 비대칭 정도 등에 따른 결과를 비교하지 않았다. 본 연구에서 K-SHQ 도구가 적절한 신뢰도와 타당도를 가졌음을 확인하였으므로 후속 연구에서 다양한 대상자 특성에 따른 결과 비교가 이루어져야겠다. 마지막으로 본 연구에서는 주관적 설문 응답만을 분석하였으므로 K-SHQ 응답과 객관적 공간청취능력과의 결과를 비교하여 주관적 설문 응답과 객관적 검사 결과 간 유의한 상관성이 있음을 밝혀 도구의 타당도를 검증하는 것이 추가되어야겠다.

본 연구에서는 인공와우 사용자를 대상으로 K-SHQ 설문을 시행하여 K-SHQ가 내적 일관성 신뢰도, 검사-재검사 신뢰도, 공인타당도, 구성타당도 모두 우수함을 확인하였다. 따라서 객관적 검사를 통해 대상자의 공간청취능력을 측정하기 어려운 경우, 주관적 설문 도구인 K-SHQ를 통해 대상자의 공간청취능력을 평가하고 이에 맞는 재활을 계획하는 데 활용할 수 있겠다.