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ISSN : 1229-4713(Print)
ISSN : 2288-1638(Online)
Korean Journal of family welfare Vol.26 No.2 pp.273-300
DOI : https://doi.org/10.13049/kfwa.2021.26.2.3

Validation of the Acculturative Stress Scale for Multicultural Adolescents Using Item Response Theory

Kyeong Won Lee
Research Fellow, Gyeonggi Welfare Foundation, Suwon, 16207, Korea
Corresponding Author: Kyeong Won Lee, Gyeonggi Welfare Foundation(E-mail:
navy841231@ggwf.or.kr)

April 30, 2021 ; May 21, 2021 ; June 5, 2021

Abstract

Objective:

This study aimed to verify the validity of the acculturative stress scale for multicultural adolescents. Due to limitations of the existing methodologies, the item response theory was used for verifying the suitability of fit and the level of difficulty of each item and determining the appropriateness of the number of item categories.


Methods:

A total of 1,224 individuals were analyzed with the 6th wave data from the Multicultural Adolescent Panel Study (MAPS).


Results:

As a result of analysis, it was found that item difficulty and the person ability were unbalanced. A 4-point Likert scale was appropriate for the acculturative stress scale. In addition, there were the items that distinguished male multicultural adolescents from female ones, and reliability did not meet the criteria.


Conclusion:

It was found that adjustment of the overall level of difficulty was required for the items in this scale. Therefore, some of the items need to be revised.


Multicultural Adolescents , Acculturative Stress , Validation , Item Response Theory

문항반응이론을 적용한 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도 타당화

이 경원

초록

다문화 청소년 , 문화적응스트레스 , 타당화 , 문항반응이론

    Ⅰ. 서 론

    우리 사회에서 다문화 배경을 갖고 있는 인구 비율이 증가하고 있다. 2018년에 이미 다문화 가구원 은 100만 명을 넘어서 우리나라 인구 100명 중 2명은 한국사회와는 다른 문화적 배경을 갖고 있는 인 구라고 할 수 있다(통계청, 2019). 2017년 대비 약 5만 명이 증가한 수치이며, 가구로 보면 1만 6천 가 구가 증가한 것으로 나타난다. 다문화 가구의 구성을 보면, 내국인과 결혼이민자가 혼인하여 이루는 가 구가 35.9%로 가장 많은 것으로 나타난다(통계청, 2019).

    1990년대 중반부터 시작된 결혼이주여성들의 유입은 2000년대에 이르러 본격화 되었다(박동숙 외, 2019). 다문화 가정의 증가는 자연스럽게 다문화 자녀들의 증가로 이어진다. 결혼이주여성들이 내국 인 남편과 이루는 가정에서 태어난 자녀들은 해마다 증가하고 있다. 2019년에는 우리나라 전체 신생아 중 5.9%가 다문화 가정의 자녀들인 것으로 나타났다(통계청, 2020). OECD 국가 중 유일하게 합계 출 산율이 1명에 못 미치고 있는 우리나라의 미래 인구구조를 고려해 보았을 때, 다문화 자녀들이 차지하 는 비중은 더욱 커질 것으로 예측해 볼 수 있다(OECD, 2020).

    다문화 가정의 자녀들은 비단 상기에서 언급한 결혼이주여성의 자녀만을 의미하지 않는다. 일반적으 로 두 가지 이상의 문화권에 걸쳐 성장하고 생활하는 모든 자녀를 포함한다(강화, 배은경, 2018). 즉, 귀화자의 자녀, 중도입국 청소년, 외국인가정의 자녀 등이 포함된다. 하지만 실질적인 서비스 제공을 위한 규정들에서는 그 범위가 축소됨을 알 수 있다. 「다문화가족지원법」 제2조(정의)에 따르면 다문화 가족은 결혼이민자와 귀화자의 자녀로 제한하고 있다(국가법령정보센터. 2021). 다문화가족실태조사 에서는 결혼이민자와 귀화자의 자녀 외에도 국제결혼 부부가 이혼하거나 별거한 경우의 자녀도 포함하 고 있다(여성가족부, 2019). 이렇듯 법률과 학문의 영역에서 추구하는 상이한 목적으로 다문화 가정 자 녀의 범주도 다름을 알 수 있다.

    2000년대 중반부터 다문화 배경을 지닌 가구들이 본격적으로 형성되면서 다문화 가정의 자녀들이 이제 청소년기에 접어들고 있다(여성가족부, 2019). 청소년기에는 급격한 신체적 발달 뿐 아니라 새로 운 환경 속에서 여러 발달적 변화를 경험한다(한광현, 2020). 구체적으로 중학교에 입학을 하고, 사춘 기가 시작하게 되며, 청소년기에 해당되는 형식적 조작 사고의 발달이 일어난다(정익중, 2007). 청소 년기의 자녀들은 정서적으로 불안정해지고 대처경험과 자원의 부족으로 인해 많은 어려움들을 겪게 된 다(Buchanan et al., 1992).

    다문화 청소년들이 경험하는 주된 어려움 중 하나는 한국 사회에서의 적응의 문제라고 할 수 있다(한 광현, 강상경, 2019). 즉, 다문화 청소년들은 생애주기에 따른 발달과업의 달성 문제 외에도 태생적으 로 갖고 있는 문화적응의 문제로 인한 이중고를 겪고 있는 것이다(은선민 외, 2019). 특히 다문화 청소 년들은 비다문화 청소년들과 마찬가지로 한국에서 태어나고 한국어를 유창하게 사용함에도 불구하고 다문화 배경을 갖고 있다는 이유만으로 보이지 않는 장벽을 경험하게 된다(Bourhis et al., 1997;Castles, 1998). 다문화 청소년들은 필연적으로 문화적응스트레스를 경험하게 된다(Berry, 2006).

    문화적응스트레스란 개인 또는 집단이 새로운 문화에 적응하는 과정에서 경험하는 스트레스로서, 정 신건강상태의 저하, 소외감, 심리-신체적 증상, 정체성의 혼란 등과 같은 증상들을 보이게 된다(Berry et al., 1987). 문화적응스트레스가 높으면 다문화 청소년의 발달과업 달성을 저해하고 궁극적으로 사 회의 적응력을 감소시키는 것으로 알려져 있다(노충래, 홍진주, 2006;Hovey, 2000). 순수혈통주의 를 고수해 온 우리나라 사회의 특성 상 다문화 수용에 대한 인식이 낮을 것을 고려해 본다면, 우리나라 에 거주하고 있는 다문화 청소년들의 문화적응스트레스는 낮지 않을 것이라는 예측이 가능하다(차승 은, 유정균, 2019).

    본 연구에서 초점을 맞추고자 하는 문화적응스트레스는 다문화 청소년의 여러 특성에 따라 달라질 수 있다. 결혼이민자나 귀화자의 자녀의 경우 한국에서 출생하고 성장하여 한국문화에 익숙하다. 반면, 외국에서 태어나고 성장한 중도입국 청소년이나 외국인가정의 자녀들은 이와는 다른 양상의 문화적응 스트레스가 나타날 수 있다(권구택, 2018). 본 연구에서는 다문화 청소년을 결혼이민자의 자녀로 한정 하였다. 또한 다문화 자녀의 출생 중 어머니가 외국인인 경우가 10명 중 6명에 이르는바(통계청, 2020), 어머니가 외국 출생 배경을 갖고 있는 다문화 청소년에 초점을 맞추고자 한다.

    또한 문화적응스트레스는 남학생과 여학생 간의 차이가 있는 것으로 보고되고 있다. 모상현(2018) 의 연구에서는 여자 청소년과 남자 청소년의 심리 정서적인 수용 패턴이 다르며, 특히 여자 청소년은 남자 청소년에 비해 자신의 감정을 스트레스로 지각하려는 경향이 높다고 보고하고 있다. 해외의 연구 에서도 다문화 청소년의 성별과 문화적응스트레스는 서로 상관이 있으며(Tartakovsky, 2007), 여성 청소년은 남성 청소년에 비해 자신의 민족적인 유산에 대해 더 강하게 인식하고 표출함으로써 문화적 응스트레스가 차이가 나타난다고 하였다(Musso et al., 2017).

    Padilla 외(1985)는 이러한 문화적응스트레스를 이해하기 위한 선행연구로서 측정도구를 개발하였 다. 문화적응스트레스의 하위차원을 가족적(familial), 태도적(attitudinal), 사회적(social), 환경적 (environmental) 스트레스로 구성하고, FASE 척도라 명명하였다. 총 60개 문항, 5점 리커트(Likert) 척도로 구성된 FASE 척도는 이민자와 그 자녀세대를 구분하는데 효과적인 것으로 나타났다(Chavez et al., 1997). Mena 외(1987)는 이를 17개 문항으로 축약한 SAFE 척도를 개발하였다. 기존 FASE 척도의 10문항에 인지된 차별(perceived discrimination)과 주류사회의 편견(majority group stereotypes)에 관한 7개 문항을 새롭게 추가하였다.

    국내 연구에서는 노충래(2000)가 교포 청소년들을 대상으로 문화적응스트레스를 측정하기 위하여 SAFE 척도를 번안하여 활용하였다. 사전조사를 통해 문항을 수정하고 중복된 문항을 삭제하여 총 16 개 문항을 4점 리커트 척도로 응답하게 하였다. 이후 몽골 출신 어머니를 둔 자녀들의 문화적응스트레 스 측정을 위해 홍진주(2003)가 10개의 문항으로 다시 축약하였으며, 다문화청소년패널에서는 해당 문항들을 활용하여 측정하였다(한국청소년정책연구원, 2019).

    하지만 국내 연구에서는 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도의 타당도를 검증한 연구는 전무하 여, 문화적응스트레스의 요인이나 구성요소가 파악되지 못하였다. 지난 20여 년 동안 많은 연구들에서 다문화 청소년을 대상으로 문화적응스트레스 변수가 사용되어 왔지만, 정밀한 타당도 검증이 수행되지 않은 채 진행되었다. 다문화 청소년이 아닌 결혼이주여성을 대상으로 문화적응스트레스 척도를 개발한 손의성(2012)의 연구와 결혼이주여성의 문화적응스트레스 척도(ASS-MBIW: Acculturative Stress Scale for Marriage-Based Immigrant Women)의 요인분석을 통해 차별, 향수/부적응, 불안, 후 회, 분노, 자녀염려 등의 요인을 추출한 권복순(2009)의 연구가 유일하다. 해외의 연구에서는 SAFE 척도를 여러 국가와 대상들에 적용시키면서 새로운 수정판들을 개발하고 있다(Chavez et al., 1997;Joiner & Walker, 2002;Suarez-Morales et al., 2007;Aldalur et al., 2020).

    해외 연구들에서 중심이 된 SAFE 척도의 타당화 검증을 살펴보면, 주로 요인분석과 구조방정식을 중심으로 하는 고전검사이론(CTT: Classical Test Theory)에 그치고 있다. 고전검사이론은 응답자 개개인의 측정오차를 동일하게 고정하기 때문에 집단의 성격에 따라 값이 다르게 추정될 수 있는 한계 가 있으며, 총점을 중심으로 분석하기 때문에 개별 문항들의 특성을 명확히 검증할 수 없다 (Hambleton & Swaminathan, 2013). 즉, 동일한 측정도구에 대해 서로 다른 응답자들이 응답할 경 우, 검사의 신뢰도 및 타당도, 문항의 곤란도 및 문항과 측정도구 간의 상관이 모두 상이하게 도출될 수 있다. 또한 같은 응답자라 할지라도 반복 측정에 따른 이월효과(carry-over effect)로 인해 정확한 신 뢰도를 추정할 수 없다(이종성, 1986).

    문항반응이론(IRT: Item Response Theory)은 문항모수와 응답자 능력추정에 대한 불변성을 가정하 고 있어(Embretson & Reise, 2000), 기존 고전검사이론의 한계를 보완하여 응답자의 특성과 능력 및 반복 측정 등에 상관없이 문항의 모수를 추정할 수 있다(성태제, 2001). 또한 응답자의 능력수준과 문항의 난이도를 로짓(logit)값으로 변환함으로써 상대적인 비교가 가능하다(이경원, 2021). 문항의 모수 중 난 이도, 변별도, 추측도 등은 고전검사이론과 문항반응이론에서 사용하는 개념은 동일하나 수리적 접근이 다르다. 고전검사이론에서는 총점과 문항 점수 간의 상관을 통해 모수를 추정하지만, 문항반응이론은 로 짓(logit)으로 변환된 측정치를 통해 개별 문항들의 곡선을 분석하게 된다. 문항반응이론 중 하나인 라쉬 (Rasch) 모형은 측정치를 로짓값으로 변환하여 문항의 적합도와 난이도 등을 평가할 수 있으며, 응답범주 (response category)의 적절성을 검증할 수 있다(Rasch, 1960;Fox & Jones, 1998).

    문항반응이론의 장점을 고려한다면, 해외에서 개발되고 타당화된 문화적응스트레스 척도가 우리나 라 다문화 청소년들에게 적용가능한지를 검증해 볼 수 있다. 본 연구는 전국적인 표본인 다문화청소년 패널의 자료를 중심으로 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도를 타당화하였다. 특히 문항반응이론 을 통해 개별 문항들에 대한 적합도와 난이도를 분석하고, 응답범주의 적절성을 분석함으로써 정밀한 타당화 검증을 수행하였다. 또한 성별에 따라 다문화 청소년의 문화적응스트레스가 차이가 나타난 선 행연구들을 고려하여, 성별에 따른 차별문항기능 분석을 수행하였다. 향후 다문화 청소년들이 더 증가 할 것으로 예측됨에 따라 문화적응을 이해하는 선응적(proactive) 연구로서 문화적응스트레스 척도의 타당화는 시의적절하다고 할 수 있다.

    Ⅱ. 연구방법

    1. 분석자료

    본 연구는 한국청소년정책연구원에서 수행한 다문화청소년패널조사(MAPS: Multicultural Adolescents Panel Study) 자료를 활용하였다. 본 패널은 2011년부터 매년 다문화 청소년과 그들의 어머니를 대상으로 조사되었다(한국청소년정책연구원, 2019). 본 패널에서는 국제결혼가정자녀 이외 에도 중도입국청소년, 외국인자녀 등을 모두 조사하였으나, 국제결혼가정자녀가 모집단 내에서 가장 많은 비중을 차지하고 있다. 2011년 기준 초등학교 4학년에 재학 중인 다문화 청소년 4,452명을 모집 단으로 조사가 진행되었다. 제주를 포함한 전국 16개 시도에서 표본을 추출하여 전국 단위의 대표성을 확보하고 있다.

    본 연구는 다문화 청소년 대상 문화적응스트레스 항목을 포함한 가장 최신 자료인 6차년도 자료를 분석하였다. 2016년에 수행된 6차년도는 총 1,319 가구의 1,329명에 대해 조사가 수행되었으며, 중 학교 3학년에 재학 중인 다문화 청소년들로 구성되어 있다. 중학교 3학년은 자신의 경험과 주변 환경에 대한 인식이 정립되는 시기로서, 진학 및 진로 등 발달과업 상에서 문화적응스트레스를 비롯한 여러 정 서적인 반응이 표출된다(김지혜, 2019; 이진경, 2020). 따라서 중학교 3학년에 재학 중인 응답자들은 다문화 청소년의 문화적응스트레스를 측정하는데 적절하다고 할 수 있다.

    본 패널자료에서 척도 타당화 연구의 특성상 문화적응스트레스 항목에 모두 응답한 1,287명을 추출 하였다. 또한 어머니 뿐 아니라 아버지도 다문화 배경을 갖고 있는 일부 표본들을 제외하였다. 우리나 라의 다문화 가정 85.1%가 외국인 어머니와 한국인 아버지로 절대 다수를 차지하고 있으며(여성가족 부, 2019), 본 연구의 패널자료 역시 95.8%가 외국인 어머니와 한국인 아버지로 구성되어 있다(한국청 소년정책연구원, 2019). 다문화 청소년 관련 선행연구에서도 외국인 아버지를 둔 사례는 제외하여 연 구참여자의 특성이 분산되지 않도록 하였다(김윤희, 김현경, 2020). 최종적으로 본 연구에서는 1,224 명의 다문화 청소년들을 대상으로 분석하였다.

    2. 연구참여자의 인구사회학적 특성

    본 연구에 참여한 다문화 청소년은 총 1,224명이다. 남성은 601명(49.1%), 여성은 623명(50.9%) 이다. 거주지역은 서울이 114명(9.3%), 경기 및 인천권이 가장 많은 306명(25.0%), 충청 및 강원권이 250명(20.4%), 경상권이 290명(23.7%), 전라 및 제주권은 264명(21.6%)로 나타났다. 거주하고 있는 지역의 규모를 살펴보면, 대도시에 307명(25.1%), 중소도시에 549명(44.9%), 읍/면에는 368명 (30.1%)이 거주하는 것으로 나타났다.

    다문화 청소년 가정의 월평균 소득은 200만원 미만이 312명(26.0%), 200만원 이상에서 300만원 미만이 395명(32.9%), 300만원 이상은 493명(41.1%)으로, 평균 256.93만원(SD=113.924)으로 나 타났다. 다문화 배경을 갖고 있는 어머니의 출신국가를 살펴보면, 중국(한족, 기타민족)은 85명 (6.9%), 중국(조선족)은 231명(18.9%), 베트남은 34명(2.8%), 필리핀은 315명(25.7%), 일본은 449 명(36.7%), 태국은 48명(3.9%), 기타 국가는 62명(5.1%)으로 나타났다.

    다문화 청소년의 국적에 대한 인식을 살펴보면, 자신을 한국 사람이라고 인식하고 있는 청소년은 923명(75.4%)으로 나타났다. 어머니 나라 사람이라고 생각하는 청소년은 11명(0.9%)으로 나타났으 며, 한국사람이기도 하고, 어머니 나라 사람이기도 하다고 응답한 청소년은 281명(23.0%)으로 나타났 다. 또한 어느 나라 사람인지 잘 모르겠다고 응답한 청소년은 8명(0.7%)으로 나타났다.

    다문화 청소년의 한국어 유창성 정도를 살펴보면, 4점 만점에 각 유형별 모두 3.6점 이상인 것으로 나타났다. 듣기가 평균 3.73점(SD=.483)으로 가장 높게 나타났으며, 이어 말하기가 3.72점 (SD=.489), 읽기가 3.71점(SD=.514), 쓰기가 3.66점(SD=.547)으로 나타났다.

    3. 측정도구

    Padilla 외(1985)는 문화적응스트레스를 가족적 차원, 태도적 차원, 사회적 차원, 환경적 차원으로 구성된 FASE(Familial, Attitudinal, Social, Environment Stress) 척도를 개발하였다. FASE는 총 60문항, 5점 리커트 척도로 구성되어 있다. Mena 외(1987)는 이를 17개의 문항으로 수정하였다.

    국내에서는 SAFE 척도를 노충래(2000)가 한국판으로 번안하고 16개 문항으로 축약하여 사용하였 다. 이어 홍진주(2003)는 몽골 출신 이주여성들의 자녀에 대한 연구를 통해 연구대상의 연령과 문항의 난이도 등을 고려하여 10개의 문항으로 축약하였다. 노충래(2000)와 홍진주(2003)의 연구에서 신뢰 도는 .76으로 나타났다.

    본 패널에서는 총 10개의 문항으로 구성되어 있다. 1점은 ‘전혀 동의하지 않는다’, 2점은 ‘동의하지 않는다’, 3점은 ‘동의한다’, 4점은 ‘매우 동의한다’로 4점 리커트 척도로 응답하게 되어 있다. 문항 10번 은 역채점을 하여 분석하였다. 총점이 높을수록 문화적응스트레스가 높은 것으로 해석할 수 있다. 본 연구의 Cronbach’s α값은 .75로 나타났다.

    4. 분석방법

    다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도의 타당도 검증을 위해 본 연구에서는 Andrich(1978)의 평 정척도모형(RSM: Rating Scale Model)을 적용하였다. 평정척도모형은 문항반응이론 중 1모수 (1-parameter) 모형인 라쉬 모형의 한 종류이며, 다분모형(polytomous model)으로서 문항의 적합 도와 난이도를 평가할 수 있다. 본 모형은 리커트 척도와 같은 서열척도를 등간척도로 변환하여 각 범 주의 난이도를 계산할 수 있기 때문에 응답범주 수에 대한 적절성과 각 범주들이 잘 기능하고 있는지를 확인할 수 있다.

    수식으로 표현하면 i문항에서 x범주를 선택할 확률을 아래와 같이 표현할 수 있다(이익섭 외, 2007). 응답범주의 경계점(threshold) 모수인 δi와 각 문항의 위치모수인 λi를 통해 문항 범주 반응을 계산할 수 있다. 이때 평정척도모형의 특성 상 δi이 각 문항마다 일정하게 고정되기 때문에 위치모수 λi 로 각 응답범주의 특성이 결정되게 된다(Fox & Jones, 1998).

    P i x = exp [ ∑ j = 0 x ( θ − ( λ i − δ i ) ) ] ∑ x = 1 m i exp[ ∑ j = 0 x ( θ − ( λ i − δ i ) ) ]

    본 연구는 이러한 평정척도모형을 적용하여 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도를 Messick(1995)이 제시한 6가지 타당도 측면을 살펴보고자 한다. 이때 6가지 타당도는 검사내용에 기 초한 타당도(content aspect of construct validity), 실제에 기초한 타당도(substantive aspect of validity), 내적 구조에 기초한 타당도(structural aspect of validity), 일반화에 기초한 타당도 (generalizability aspect of validity), 외적준거에 기초한 타당도(external aspect of validity), 검 사결과에 기초한 타당도(consequential aspect of validity)이다(설현수, 2007).

    검사내용에 기초한 타당도는 척도 내 개별 문항들의 기술적인 특성(technical quality)들을 통해 척 도가 구인(construct)을 잘 설명하고 있는지를 살펴본다(Messick, 1989). 검사내용에 기초한 타당도 는 적합도 지수(fit index)와 점이연 측정상관계수(point-measure correlation)로 확인한다. 적합도 지수는 연구참여자의 실제 응답반응이 라쉬 모형에서 기대하는 확률 값의 차이로서, 문항과 응답자의 타당성을 검증할 수 있다.

    적합도 지수는 외적합도 지수(outfit index)와 내적합도 지수(infit index)로 구성되어 있다. 외적합 도 지수는 응답자의 능력을 넘어선 극단적인 응답에 민감하며, 내적합도 지수는 응답자 능력속성 내에 서 기대되지 않는 응답에 민감하다. 즉, 외적합도 지수는 낮은 능력수준을 갖고 있는 응답자가 높은 응 답범주를 선택하는 경우나 반대로 높은 능력수준의 응답자가 낮은 응답범주를 선택하는 경우에 기대 이상으로 높게 나타날 수 있다. 해당 한계를 보완하기 위해 응답자의 능력수준 내의 문항들에 가중치를 둔 것이 내적합도 지수이다. 따라서 일반적으로 외적합도 지수보다는 극단적인 응답반응이 전체 적합 도 지수를 높이는 문제점을 보완한 내적합도 지수를 중심으로 해석한다.

    외적합도 지수와 내적합도 지수는 모두 1을 기대값으로 한다. 1을 기준으로 1보다 높으면 해당 문항 과 측정도구의 개념 간의 관계가 약해진다고 본다. 반대로 지수가 1보다 낮으면 해당 문항이 측정도구 내 다른 문항과 중복될 가능성이 높아진다고 해석할 수 있다(홍세희, 조용래, 2006). 일반적으로 적합 도 지수는 0.6~1.4 사이에서 적합도 기준을 만족하는 것으로 보고, 1에 근접할수록 해당 문항은 척도 의 구인을 잘 반영하고 있는 것으로 해석할 수 있다(Waugh & Chapman, 2005). 적합도 지수가 0.6 보다 낮은 값은 문항 간 중복의 가능성이 있어 변별력이 없는 과적합(overfit)으로 해석할 수 있다. 1.4 보다 큰 적합도 지수를 보일 때는 부적합(misfit)으로 판단하여 해당 문항이 구인을 잘 설명하지 못하 기 때문에 문항을 수정하거나 제거하는 것을 고려해야 한다(박혜숙, 2013).

    점이연 측정상관계수는 전체 문항과 개별 문항의 상관계수이며, 0에 가까울수록 문항이 너무 어렵거 나 혹은 너무 쉬운 문항일 가능성이 높아진다. 통상적으로 상관계수가 0.3 이하의 값이 나타났을 때는 문항의 검토가 필요한 것으로 해석할 수 있다(Wolfe & Smith, 2007).

    실제에 기초한 타당도는 응답범주의 형태를 분석하는 단계이다. 측정도구의 개발자가 의도한 바를 응답자 문항 반응형태를 통해 일관성을 확인한다. 리커트 형태의 평정척도모형은 피험자의 능력추정치 가 증가할수록 응답범주의 점수가 증가하도록 설정되어 있기 때문에, 각 응답범주 간의 경계점 역시 완 만한 증가율을 보여야 한다. 각 응답범주의 적합도는 2.0 이하에서 그 기준을 만족하며, 응답범주 사이 의 경계점 증가치(Andrich threshold)는 4점 척도의 경우 1. 1 이상일 경우 적합하다고 판단할 수 있 다(Linacre, 2004).

    내적 구조에 기초한 타당도는 척도가 구인을 잘 설명하고 있는지를 판단하며, 해당 척도를 구성하고 있는 하위차원들의 상관관계를 기초로 분석한다. 평정척도모형에서는 주성분 요인분석(PCA: Principal Component Analysis)을 통한 표준화된 잔차분석(Standardized Residual Variance in Eigenvalue)으로 검증을 한다(Andrich, 2005). 즉 라쉬 모형이 가정하고 있는 일차원성 (unidimensionality)을 확인하는 타당도라고 할 수 있다. 잔차(residuals)는 결국 일차원성을 가정하 고 있는 라쉬 모형에서 설명되지 못하는 부분을 의미한다. 즉, 잔차의 상관이 높다는 것은 문항들 간에 다른 차원이 공유되어 있음을 의미하는 것이다. 일반적으로 제1성분의 분산이 50% 이상인 경우 일차 원성의 기준을 만족하는 것으로 판단할 수 있다(Linacre, 2019).

    일반화에 기초한 타당도는 검증하려는 척도가 여러 집단으로 구분해서 일반화 될 수 있는지를 판단하 는 것이다. 라쉬 모형에서는 차별문항기능(DIF: Differential Item Functioning)으로 검증할 수 있 다. 기준집단(reference group)과 비교집단(focal group)의 χ2검증 통하여 그 차이를 분석한다(설현 수, 2007). 결국 일반화에 기초한 타당도는 측정도구의 안정성을 검증하는 것으로, 신뢰도(reliability) 와 분리지수(separation)가 제공되며, 층화지수(strata)를 계산하여 검증할 수 있다. 신뢰도 지수는 0 에서 1의 값으로 나타나게 된다. 통상적으로 신뢰도 지수는 .8 이상, 분리지수는 2 이상인 경우, 신뢰도 가 높다고 판단한다(Linacre, 2019). 평정척도모형의 비선형적인 특성으로 인해 문항 신뢰도와 응답자 신뢰도의 상대적인 비교가 어려운 문제가 있다. 그래서 일반적으로 분리지수를 통해 일반화를 분석하게 된다(Smith, 2001). 층화지수는 (분리지수×4+1)/3으로 계산할 수 있다. 층화지수를 통해 해당 척도 가 몇 개의 응답집단으로 구분하여 적용할 수 있는지 통계적으로 수치를 제공한다(Fisher, 1992).

    외적준거에 기초한 타당도는 측정하고자 하는 척도와 다른 척도의 상관을 통해 분석한다. 상관분석 을 통해 수렴 타당도(convergent validity)와 변별 타당도(discriminant validity)를 검증하게 된다. 검사결과에 기초한 타당도는 측정도구에 응답한 점수에 대한 편향(bias), 공정성(fairness) 그리고 분 배적 정의(distributive justice)의 문제를 검증하게 된다(Messick, 1995).

    Messick이 분류한 분석틀은 미국교육학회(AERA), 미국심리학회(APA), 측정학회(NCME) 등에서 타당화 연구와 관련해서 표준화된 가이드라인으로 활용되고 있다(AERA et al., 1999). Wolfe와 Smith(2007)의 연구에서는 Messick의 분류틀을 라쉬 모형에 적용해서 실제로 어떻게 타당화 되는지 살펴본 바 있다. 국내 연구에서도 Messick의 분석틀에 의한 타당화 절차가 널리 적용되고 있다(설현 수, 2007; 성예진, 김혜련, 2018;양현규, 2016). 따라서 본 연구에서도 선행연구에 근거하여 Messick(1995)의 분석틀을 기준으로 평정척도모형을 적용하였다. 본 연구에서는 Winsteps software 4.4.8 프로그램을 사용하여 분석하였다.

    Ⅲ. 연구결과

    1. 요인구조 분석

    문화적응스트레스 척도에 대한 문항반응이론 적용에 앞서, 본 척도의 요인구조에 대해 명확하게 살 펴볼 필요가 있다. 상기에서 고찰한 선행연구들에 따르면 문화적응스트레스 척도는 연구자마다 문항의 수를 다르게 적용하여, 요인구조를 명확하게 제시하지 않았다(노충래, 2000;홍진주, 2003;Padilla et al., 1985;Hovey & King, 1996). 본 연구에서 문항반응이론을 통해 제안하고자 하는 문항의 삭 제나 수정의 근거는 명확한 요인구조 하에서 수행되어야 한다(유은경, 설현수, 2015). 따라서 본 연구 에서는 탐색적 요인분석(EFA: Exploratory Factor Analysis)과 확인적 요인분석(CFA: Confirmatory Factor Analysis)을 통해 요인구조를 명확하게 분석하였다.

    1) 탐색적 요인분석

    본 연구의 문화적응스트레스 척도를 타당화한 연구의 부재로 해당 척도의 요인 구조의 수를 고정하 지 않고 탐색적 요인분석을 수행하였다. 추출방법은 주성분분석을 사용하였으며, 요인회전은 문항 간 상관을 허용하는 오블리민(oblimin) 회전을 활용하였다. KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 값은 .888로 나타나 요인분석에 적절한 구조를 갖고 있음을 확인하였으며, Bartlett 구형성 검정결과, 상관행렬이 단위행렬이 아님을 확인하였다(χ2=8475.979, p<.001). 공통성(communality)은 모두 .4 이상으로 나타나 모든 문항이 해당 요인을 충분히 설명하는 것으로 해석할 수 있다.

    요인분석결과는 <Table 3>과 같다. 문화적응스트레스 척도는 2개 요인구조가 가장 적절한 것으로 나타났다. 하지만 2요인의 경우 문항 1번과 문항 10번의 2개 문항으로만 구성되어 있어, 최소 3개 이 상의 문항을 포함해야 하는 요인구성의 기준을 만족하지 못하는 것으로 나타났다(Zwick & Velicer, 1986). 따라서 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도가 단일 요인이며, 문항 1번과 문항 10번은 해 당 척도의 개념을 설명하는데 충분하지 않음을 추측해 볼 수 있다.

    또한 요인의 구조를 더 객관적으로 파악하기 위해 원 척도의 상관행렬의 고유값과 무선자료의 95% 신뢰구간의 고유값을 비교하는 Timmerman와 Lorenzo-Seva(2011)의 평행성 분석(PA: Parallel Analysis)을 수행하였다. 경험자료의 고유값이 무선자료의 고유값보다 큰 상태가 유지되는 범위에서 의 요인 수가 적절하다고 판단한다(이순묵, 1994). <Table 4>와 같이 1요인의 경우 경험자료가 5.370, 무선자료가 1.146으로 나타나 경험자료의 고유값이 더 크나, 2요인에서는 경험자료가 1.077, 무선자료가 1.103으로 나타나 무선자료의 고유값이 더 큰 것으로 나타났다. 따라서 평행성 분석결과, 본 요인의 구조는 단일요인이 적절하다고 해석할 수 있다. 상기 탐색적 요인분석에서 문항 1번과 문항 10번에 대한 삭제나 수정이 필요함을 통계적으로 제시하는 바이다.

    2) 확인적 요인분석

    탐색적 요인분석 결과 문항 1번과 10번이 적절한 요인부하량을 갖추지 못하고 있어 단일요인의 구조를 지지하고 있는 것으로 나타났다. 하지만 추정방법에 따라 요인부하량의 패턴이 달라질 수 있으며, 연구자 는 통계적인 방법에 앞서 이론적인 근거에 기초하여 타당한 요인구조를 탐색해야 한다(이순묵, 1994;강현철, 2013). 따라서 전체 10개의 문항을 모두 포함하여 구조방정식을 통해 확인적 요인분석을 수행하 였다. <Table 5>의 적합도 지수 확인결과, GFI(Goodness of Fit Index), TLI(Tucker-Lewis Index), CFI(Comparative Fit Index) 등은 .9 이상으로 나타나 그 기준을 만족하는 것으로 나타났으나, RMSEA(Root Mean Squared Error of Approximation)는 .118로 나타나 기준을 초과하는 것으로 나타났다(Browne & Cudeck, 1992). 이렇듯 RMSEA는 .1 이상의 값을 보이고, CFI는 .9 이하로 나타날 경우에는 CFI 위주로 적합도를 판단하는 것이 바람직하다(홍세희, 2000).

    2. 문항반응이론 적용

    1) 검사내용에 기초한 타당도

    문화적응스트레스 척도 10문항의 특성들을 살펴본 결과, 문항 10번의 난이도(Measure)는 –3.80으 로 가장 낮은 로짓(logit)값으로 나타났으며, 이어 문항 1번은 –2.65로 나타났다. 문항 10번은 해석이 용이하도록 역채점을 하지 않았다. 문항 10번인 ‘외국인 부모님 나라보다 한국에서 더 잘 살 수 있을 것 이다’의 질문은 응답점수가 높게 나타난다는 것이다. 응답자인 우리나라의 다문화 청소년들은 어머니 의 출신국가에서의 삶에 대한 경험이 거의 없는 상황이기 때문에 많은 응답자들이 한국에서 더 잘 살 수 있다는 긍정적인 응답을 한 것으로 풀이될 수 있다.

    ‘다른 사람이 외국인 부모님 나라의 문화를 갖고 농담할 때 스트레스를 받는다’의 문항 1번을 살펴보 면, 비다문화 청소년들이 다문화 청소년에게 농담을 하는 경우 스트레스를 받는 것은 일반적인 상황일 수 있다. 따라서 이 문항들이 문화적응스트레스의 구인을 잘 설명하는지에 대한 추가적인 고려가 필요 하다고 할 수 있다.

    적합도 지수(MnSq)를 살펴보면, 난이도가 낮게 나타났던 문항 10번과 1번의 경우 적합도 지수가 1.4를 상회하여 부적합(misfit)한 것으로 나타났다. 문항 5번에서 9번까지는 적합도 지수가 .6 미만으 로 나타나 과적합(overfit)으로 나타났다. 앞에서 언급한 대로 문항 10번과 1번은 해당 문항이 문화적 응스트레스의 개념을 잘 설명하지 못할 가능성이 존재한다. 문항 5번에서 9번은 문항들 간 중복가능성 에 대한 고려가 필요하다. 점이연 측정상관계수는 모든 문항에서 .3 이상으로 나타나 문제가 없는 것으 로 나타났다.

    과적합한 문항 중 내적합도 지수가 가장 낮게 나타난 문항 7번과 부적합한 문항 중 내적합도 지수가 가장 높게 나타난 문항 10번을 대표로 하여 문항특성곡선(ICC: Item Characteristic Curve)을 [Figure 1]로 도식화 하였다. 이론적 문항특성곡선(expected score ogive)은 붉은색 선으로, 해당 문 항의 실제 문항특성곡선은 파란색 선으로 표시되었다. 초록색 선과 검은색 선으로 표시된 95% 신뢰구 간 내에 실제 문항특성곡선이 위치해야 하나, 문항 7번과 문항 10번은 크게 벗어나는 것으로 나타났다. 문항 1번, 5번, 6번, 8번, 9번의 문항특성곡선 역시 95% 신뢰구간을 벗어나는 것으로 나타났다. 따라 서 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도의 해당 문항들은 문항의 난이도와 응답자의 능력수준의 관 계에서 적합하게 반응하지 않는 것으로 해석할 수 있다.

    [Figure 2]에서 응답자 개인 속성 점수의 분포와 각 문항의 난이도 분포를 살펴보면, 비대칭적인 분 포를 볼 수 있다. 문화적응스트레스 척도에 응답한 다문화 청소년들의 속성 점수는 낮은 값들에서 분포 해 있는 반면, 문항들의 난이도는 상대적으로 더 높은 위치에서 분포해 있는 것으로 나타났다. 문항 10 번과 1번을 제외하고 거의 대부분의 문항들이 우리나라 다문화 청소년의 능력 수준에 맞지 않고 높은 난이도를 갖는 문항들임을 알 수 있다. 따라서 응답자의 특성에 맞는 난이도의 문항들이 새롭게 개발되 어야 할 필요성이 있음을 보여준다.

    2) 실제에 기초한 타당도와 검사결과에 기초한 타당도

    실제에 기초한 타당도는 응답범주의 형태를 분석하여 검증한다. 문화적응스트레스 척도의 응답범주 는 4점 리커트 척도로 구성되어 있다. <Table 7>의 각 응답범주(category label)를 살펴보면, 4점인 ‘매우 동의한다’의 내적합도가 기준치를 상회하고 있음을 보여주고 있다. 하지만 [Figure 3]에서 나타 나듯이, 전반적으로 모든 응답범주가 특정 영역에서 각기 가장 높은 확률을 나타내고 있다. 응답자의 속성점수와 문항 난이도의 로짓값의 차이가 –4에서 –2 사이인 경우에는 1점, -2에서 0은 2점, 0에서 2 는 3점, 2에서 4는 4점을 응답할 확률이 높은 것으로 나타났다(홍세희, 조용래, 2006).

    또한 각 응답범주의 임계값(Andrich threshold) 증가치 역시 1.1 이상으로 완만하게 나타나고 있 다. 응답범주 1점에서 2점은 –1.91, 2점에서 3점은 1.68, 3점에서 4점은 2.37로 나타났다. 따라서 응 답범주 4점의 내적합도가 기준치를 다소 상회하고 있지만, 그 외의 통계적인 근거들을 통해 전반적으 로는 4점 리커트 척도의 사용은 적절하다고 판단할 수 있다.

    또한, 검사 결과에 기초한 타당도는 응답 범주별 응답자의 관측 평균 능력추정치(observed average)를 통해 검증하게 된다. 높은 범주의 값을 응답하는 응답자는 높은 평균 능력추정치를 갖고 있어야 한다. 따라서 응답범주의 값이 증가할수록 평균 능력추정치가 완만하게 증가하는 것으로 본 척 도의 응답범주와 응답자의 능력수준 간의 적절성을 판단할 수 있다.

    분석결과 응답범주가 1인 경우 관측 평균 능력치는 –4.33, 2인 경우 –1.60, 3인 경우 .16, 4인 경우 .56으로 나타났다. 응답범주의 값이 증가할수록 평균 능력추정치 역시 일관되게 증가하고 있는 것으로 나타났다. 따라서 본 척도의 4점 리커트 척도는 응답자의 능력수준에서 적절하다고 판단할 수 있다.

    3) 내적 구조에 기초한 타당도

    라쉬 모형의 기본 가정은 일차원성(uni-dimensionality)과 지역독립성(local independence)이 다. 즉, 해당 척도의 문항들이 하나의 차원만을 설명해야 하며, 문항들은 상호 독립적이어야 한다. 주성 분 분석의 결과를 살펴보면, 전체 분산(T) 중에서 측정도구에 의해 설명되는 되는 분산(M)이 63.0%로 나타났다. 따라서 제1성분의 설명력이 50%를 상회해야 하는 기준을 만족하기 때문에 본 척도가 일차 원성이다고 판단할 수 있다. 일반적으로 일차원성을 만족하면 지역독립성의 가정 또한 만족하는 것으 로 간주할 수 있다(Bond & Fox, 2007).

    응답자인 다문화 청소년들의 속성에 의해 설명되는 분산(P)은 13.5%, 문화적응스트레스의 문항들 에 의해 설명되는 분산(I)은 49.5%로 나타났다. 또한 본 모형으로 설명되지 않은 분산(U)은 총 37.0% 로 나타났다.

    4) 일반화에 기초한 타당도

    차별문항기능은 기준집단과 비교집단의 측정치의 차이검증을 통해 일반화에 대한 판단을 한다. 즉 기준집단과 비교집단을 차별적으로 기능할 수 있는 문항들이 있는지를 살펴보게 된다. 본 연구에서는 다문화 청소년 남성집단과 여성집단으로 구분하여 이들의 차이를 검증하였다.

    분석결과 문항 1번(χ2=10.28, p<.01)과 10번(χ2=6.11, p<.05)이 남성과 여성 집단 사이에서 차별 적으로 기능하는 것으로 나타났다. 문항 1번의 경우 여성의 난이도가 더 낮게 나타나, 상대적으로 여성 다문화 청소년이 더 쉽게 반응할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 즉, “다른 사람이 외국인 부모님 나라 의 문화를 갖고 농담할 때 스트레스를 받는다”의 문항은 남학생에 비해 여학생이 더 높은 긍정적인 범 주로 응답할 확률이 높은 것으로 나타났다. 반대로 문항 10번 “외국인 부모님 나라보다 한국에서 더 잘 살 수 있을 것이다”의 경우는 남성의 난이도가 더 낮게 나타났다. 즉, 남성 다문화 청소년들이 상대적으 로 더 높은 범주의 응답으로 반응할 가능성이 높은 것을 알 수 있다. 따라서 해당 문항은 남학생이 여학 생에 비해 한국에서 더 잘 살 수 있다는 문항에 대해 더 긍정적으로 반응하기에 유리한 것으로 해석할 수 있다.

    신뢰도 분석 결과, 문화적응스트레스 척도는 응답자의 신뢰도 지수가 .53, 문항의 신뢰도 지수 (Reliability)는 1.00으로 나타나, 응답자의 일관성이 낮은 것으로 판단된다. 분리지수(Separation)의 경우 응답자는 1.06, 문항은 21.49로 나타나, 문화적응스트레스 척도가 각 문항들의 차이를 효과적으 로 분리하지 못하는 것으로 해석할 수 있다. 층화지수(Strata) 분석결과, 1.74로 나타나 본 척도는 응 답자의 능력수준을 2개 이상으로 구분하지 못하는 것으로 나타났다.

    5) 외적준거에 기초한 타당도

    본 척도의 외적준거에 기초한 타당도를 검증하기 위하여 기존 선행연구들에서 문화적응스트레스와 상관이 있는 것으로 보고된 다문화 청소년의 심리적인 변인들을 구성하였다(모상현, 2018;박동진; 2019;한광현, 강상경, 2019). 긍정적인 심리적 변인으로 자아존중감과 삶의 만족도를, 부정적인 심리 적 변인으로 우울과 사회적 위축을 구성하여 다문화 청소년의 문화적응스트레스와 상관관계를 분석하 였다.

    분석결과, 다문화 청소년의 문화적응스트레스는 자아존중감(r=-.245, p<.001)과 삶의 만족도 (r=-.245, p<.001)와 부적인 상관이 있는 것으로 나타났다. 또한 우울(r=.290, p<.001)과 사회적 위 축(r=.082, p<.01)과는 정적인 상관이 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

    Ⅳ. 결론 및 논의

    본 연구는 다문화 청소년들을 대상으로 문화적응스트레스 척도의 타당도를 검증하였다. 기존 고전검 사이론의 한계를 넘어 문항반응이론을 통해 각 문항들이 가지고 있는 특성들을 분석하여 적합도와 난 이도를 고려하였다. 또한 라쉬 모형 중 평정척도모형을 활용하여 응답범주의 적절성을 검증하였다. 특 히 본 연구는 Messick(1995)의 분석틀을 활용하여 검사내용과 실제에 기초한 타당도, 내적구조와 일 반화에 기초한 타당도, 외적준거와 검사결과에 기초한 타당도를 중심으로 문화적응스트레스 척도를 검 증하였다.

    검사내용에 기초한 타당도를 분석한 결과, 문항 1번과 10번이 부적합한 것으로 나타났다. 요인분석 에서 문항 1번과 10번이 1요인으로 포함되지 않고 2요인으로 구분되는 점과 같은 맥락이라고 할 수 있 다. 특히 평행성 분석결과 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도는 단일요인이 적절함을 시사하였 다. 즉, ‘다른 사람이 외국인 부모님 나라의 문화를 갖고 농담할 때 스트레스를 받는다’의 문항 1번과 ‘외국인 부모님 나라보다 한국에서 더 잘 살 수 있을 것이다’의 문항 10번은 다문화 청소년의 문화적응 스트레스를 충분히 설명하지 못한다고 해석할 수 있다. 따라서 해당 문항들에 대한 수정이 불가피하다 고 할 수 있다.

    또한 문화적응스트레스 척도의 문항 난이도가 우리나라 다문화 청소년들의 능력점수와 불균형적인 분포를 보였다. 본 연구에 참여한 다문화 청소년들의 한국어 유창성의 점수를 살펴보면, 모든 영역에서 4점 만점에 평균 3.6점 이상으로 나타나, 한국어를 듣고 말하고 읽고 쓰는데 큰 어려움이 없는 것으로 판단된다. 그럼에도 불구하고 다문화 청소년이 문화적응스트레스를 인지하는 능력에 비해 상대적으로 대부분의 문항들이 난이도가 높은 것으로 나타났다. 문항 1번과 10번을 제외하고 8개의 문항들의 분포 가 응답자의 속성점수의 상위부분에 집중되어 있다. 즉, 문항 2번부터 문항 9번은 상대적으로 낮은 응 답범주의 값으로 응답하는 경향이 높은 것으로 해석할 수 있다. 다문화 청소년들이 문화적응스트레스 척도의 문항들에 동의하지 않는 경향이 높은 이유는 본 조사에 참여한 다문화 청소년들이 대부분 한국 에서 태어나 지금까지 생활했기 때문에 문화적응스트레스의 수준이 실제로 낮은 것으로 볼 수 있다. 한 광현과 강상경(2019)의 연구에서는 국내 다문화 청소년의 문화적응스트레스의 수준이 최솟값에 근접 해 있다고 보고하였으며, 은선민 외(2019)의 연구에서도 문화적응스트레스 유형 중 저수준으로 지속되 는 하위유지형이 77.9%로 가장 큰 비중을 차지하는 것으로 나타났다.

    특히 문항 5, 6, 7, 8, 9번은 적합도 지수가 낮게 나타나 과적합(overfit)으로 나타나 해당 문항들의 중복가능성을 의심할 수 있다. ‘나의 부모님이 외국인이라서 무시를 당한다’의 문항 6번과 ‘나의 부모님 이 외국인이라고 친구들이 따돌린다’의 문항 7번은 다문화 청소년과 밀접하게 관계하고 있는 집단이 주 로 친구들임을 고려한다면 매우 유사한 문항이라고 할 수 있다(모상현, 2018;이윤정, 2019). 또한 ‘우 리 동네 사람들은 우리 식구를 못살게 군다’의 문항 8번은 ‘한국 사람들은 우리 식구를 못살게 군다’의 문항 9번에 포함될 수 있는 문항으로 보인다.

    또한 ‘한국어를 잘 못해서 스트레스를 받는다’의 문항 4번과 ‘주변에서 한국 사람처럼 행동하라고 스 트레스를 준다’의 문항 5번은 ‘한국에 사는 것에 스트레스를 받는다’의 문항 3번에 포괄될 수 있는 문항 으로 보인다. 한국어 실력은 한국에서 받는 스트레스 중 유의미한 이유 중 하나이고(김소영, 홍세희, 2019), 집단주의에 기반한 동화주의의 사회적 인식 역시 스트레스와 관련이 깊은 요인 중 하나이다 (Berry et al., 2006).

    따라서 문항의 난이도와 적합도를 고려하였을 때, 문화적응스트레스 척도 중 문항 2번에서 9번은 전 반적으로 더 쉬운 문항으로 수정될 필요가 있는 것으로 해석할 수 있다. 적합도 지수만을 고려하였을 때 문항 5번에서 9번은 삭제하는 것이 낫다고 판단할 수 있다. 하지만 응답자 속성과 문항의 난이도를 로짓 값으로 전환하여 비교한 결과 불균형적인 분포를 고려하여, 삭제보다는 문항의 난이도를 낮추는 방향으 로 수정하는 것이 바람직하다고 해석할 수 있다. 상기에서 해석한 바와 같이 문항들 간의 중복가능성과 다의적 질문 등을 피하여 응답자의 속성점수에 맞는 낮은 난이도의 문항들이 개발될 필요가 있다.

    실제에 기초한 타당도를 분석한 결과, 문화적응스트레스 척도의 모든 응답범주들의 경계점이 완만하 게 증가하고 있으며, 특정 영역에서 각 점수가 가장 높은 확률을 나타내고 있었다. 응답범주 중 4점의 내적합도가 2.06으로 기준 보다 다소 높게 나타났지만 경계점의 증가치와 다른 범주들의 적합도를 고 려하였을 때 사용에 큰 무리가 없을 것으로 보인다. 따라서 문화적응스트레스 척도의 응답범주로 4점 리커트 척도가 적절함을 알 수 있다. 그럼에도 불구하고 중립에 대한 응답을 없앤 4점 리커트 척도가 가 장 우수한 응답범주라는 것은 아니다. 문화적응스트레스는 점수가 높을수록 주류 사회에 적응하지 못 하는 인식이 반영될 수 있다(Berry et al., 1987). 해당 척도에 대한 응답이 사회적으로 부정적인 인식 이 반영될 수 있는 척도의 경우 체계적 오류(systematic error)를 고려해 볼 필요가 있다. 특히 다문화 청소년의 경우 주류 사회에서 잘 적응하고 있음을 나타내는 표현으로써 응답할 개연성이 있다. 이른바 사회적으로 바람직한 응답(socially desirable response)을 통한 체계적 오류가 증가할 수 있다 (Dillman et al., 2014). 원 척도인 FASE 척도에서도 5점 리커트 방식의 응답범주로 개발되었다 (Padilla et al., 1985). 따라서 원 척도와 마찬가지로 응답의 중립을 허용하는 5점 리커트 척도의 추가 적인 분석도 고려해 볼 수 있겠다.

    내적 구조에 기초한 타당도를 판단하기 위해 표준화된 잔차를 활용하여 주성분 분석을 실시하였다. 분석결과 척도에 의해 설명되는 분산이 63.0%로 나타났다. 일차원성의 기준인 50.0%를 상회하는 수 치를 보여, 본 문화적응스트레스 척도가 일차원성의 가정을 만족하고 있는 것으로 판단할 수 있다.

    일반화에 기초한 타당도 검증을 위해 차별문항기능 분석을 실시하였다. 다문화 청소년을 남성과 여 성으로 구분하여 이들을 차별적으로 구분하는 기능을 가진 문항을 탐색하였다. 카이제곱 검증 분석결 과, ‘다른 사람이 외국인 부모님 나라의 문화를 갖고 농담할 때 스트레스를 받는다’의 문항 1번은 남성 에 비해 여성 다문화 청소년에게 상대적으로 난이도가 낮은 문항인 것으로 나타났다. 여성 청소년들은 남성 청소년들에 비해 스트레스와 같은 부정적인 정서에 상대적으로 더 민감할 수 있기 때문으로 해석 된다(강상경, 권태연, 2008;Nolen-Hoeksema & Girgus, 1994). Pahl과 Way(2006)의 연구에서 는 여성이 전통적으로 문화의 보유자(bearer) 역할을 해 왔기 때문이라고 밝히고 있다. 청소년기가 남 학생과 여학생 모두에게 심리적으로 불안정한 시기이면서도 특히 여학생에게 더 취약하다고 알려져 있 다(Lemer & Steinberg, 2009). 기존 선행연구에서도 여학생은 남학생에 비해 4배 정도 스트레스를 더 많이 느끼는 것으로 보고하고 있다(Seiffge-Krenke, 1995).

    반대로 ‘외국인 부모님 나라보다 한국에서 더 잘 살 수 있을 것이다’의 문항 10번은 여성보다 남성에 게 난이도가 더 낮은 것으로 나타나 더 높은 응답범주로 반응할 가능성이 많은 것으로 나타났다. 남학 생이 여학생에 비해 문화적 배경이 상이한 사회에 대한 적응력과 의지가 더 높은 것으로도 해석할 수 있 다(이현림, 천미숙, 2003;Ghaffarian, 1987). 하지만 한편으로는 한국사회에서 다문화 청소년으로 생활하며 경험하는 어려움이 여학생들에게 더 크고 더 민감한 것으로 해석할 여지도 있다(Sam & Berry, 1995).

    신뢰도 분석 결과 응답자의 분리지수가 1.06으로 나타나 기준치를 만족하지 못하는 것으로 나타났 다. 일관성을 저해하는 문항을 삭제해야 함을 암시하는 결과로 해석할 수 있다(Fisher, 1992). 일차적 으로 문항 1번과 문항 10번과 같이 적합도 기준을 만족하지 못하는 문항에 대한 고려가 선행되어야 할 것이며, 문항 2번에서 문항 9번의 난이도 조정을 통한 수정 또한 동시에 고려되어야 할 것이다.

    본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 분석결과에서 제기된 문항들을 수정하여 재검증을 통한 척도 개발까지 이어지지 못하였다. 둘째, 현재 우리나라의 다문화 출신국가의 비율을 고려하였을 때 표본에 포함된 한국계 중국, 베트남 등의 비율이 낮다. 다문화청소년패널의 2011년 1차년도 조사 당시 결혼이 주여성 어머니의 출신국가가 아닌 다문화 청소년의 비율을 고려하였기 때문이다. 셋째, 본 패널에서 활 용하고 있는 문화적응스트레스 척도는 교포 청소년과 몽골출신 어머니들에게 적용하기 위한 번안된 척 도이다(노충래, 2000;홍진주, 2003). 추후 연구에서는 원 척도의 번안 과정에서부터 국내 다문화 청 소년들을 대상으로 분석되어야 할 것이다.

    상기 제한점에도 불구하고 본 연구는 요인분석 위주의 고전검사이론으로만 타당화 되어 온 문화적응 스트레스를 Messick(1995)의 분석틀에 따라 문항반응이론 중 하나인 라쉬 모형을 통해 검증하였다는 점에서 의의를 갖는다. 문항반응이론을 통해 기존 고전검사이론에서는 제시하지 못하였던 개별 문항들 의 난이도와 응답자의 능력수준의 상대적인 비교, 그리고 응답범주와 차별문항기능 분석에 이르는 다 각도의 타당도를 검증하여 추후 문항 개발과 수정에 대한 학술적 근거를 제시하였다.

    추후 다문화 청소년의 문화적응스트레스 척도 개발 관련 연구에서는 본 연구에서 제기된 문항 난이 도 조정을 위해서 문항의 구성단계에서부터 엄정한 내용타당도를 검증할 필요가 있겠다. 몇 차례에 걸 친 전문가 집단의 문항 검토와 다문화 청소년 집단의 사전조사가 수행되어야 할 것이다. 특히 문화적응 스트레스 척도가 다양한 다문화 청소년 집단을 포괄하여 보편적으로 적용될 수 있도록, 결혼이주여성 의 자녀 뿐 아니라 귀화자의 자녀, 중도입국 청소년, 외국인가정의 자녀에 대한 조사도 병행되어야 할 것이다. 앞으로 더 증가할 것으로 예상되는 다문화 청소년들의 문화적응스트레스를 정확하게 측정할 수 있는 도구가 지속적으로 발전하길 기대한다.

    Figures

    KFWA-26-2-273_F1.gif

    Item Characteristic Curve(Item 7, 10)

    KFWA-26-2-273_F2.gif

    Person-Item Map

    KFWA-26-2-273_F3.gif

    Category Probability Curve

    Tables

    Characteristics of Participants (N =1,224)

    Acculturative Stress Scale

    Factor Matrix

    Parallel Analysis

    Model Fit

    Fit Indices

    Category Analysis

    Standardized Residual Analysis

    Differential Item Functioning

    Reliability

    Correlation

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