평가자집단에따른말더듬순간판단비교 남은주 a 이은주 b, a 단국대학교대학원특수교육과, b 단국대학교사범대학특수교육과 교신저자이은주단국대학교사범대학특수교육과교수경기도용인시수지구죽전동 126번지단국대학교사범관 509호 e-mail: slplee@dankook.ac.kr tel.: 031-8005-3818 배경및목적 : 본연구에서는말더듬경험또는말더듬관련지식이말더듬순간판단에어떠한영향을미치는지알아보기위하여, 세평가자집단 ( 말더듬는사람, 말더듬에대한전문지식이없는일반인, 말더듬진단및치료경험이있고말더듬에대한전문지식을가진언어치료사 ) 의말더듬순간판단결과를비교하였다. 방법 : 말더듬성인 10 명, 일반성인 10 명그리고언어치료사 10 명에게말더듬성인 10 명의발화샘플을실험과제로제시하였고, Catch it ( 이은주, 2010) 을사용하여말더듬순간을판단하도록하였다. 말더듬순간판단결과는말더듬확인빈도수, 일치율로분석하였다. 결과 : 말더듬확인빈도수는언어치료사가가장높았고, 말더듬성인, 일반성인의순으로나타났다. 발화샘플의말더듬중증도가심할수록언어치료사집단의말더듬확인빈도수가유의하게높게나타났으며, 말더듬중증도가약할수록말더듬성인집단의말더듬확인빈도수가다른집단에비해높은경향을보였다. 말더듬판단순간의위치일치율은언어치료사가가장높았고, 일반성인, 말더듬성인집단의순서로높은일치율이나타났다. 말더듬중증도가심할수록세집단모두말더듬위치일치율이높게나타났다. 논의및결론 : 평가자집단의말더듬관련경험과지식에따라유창성장애평가시말더듬판단빈도및일치율에차이가있으며, 이는발화샘플의말더듬중증도와도관련된다는것을확인할수있었다. 말더듬치료에는말더듬순간을조절하는것이포함되기도하므로중재과정에서는말더듬순간을판단하는것에대해주의할필요가있으며, 이에따라말더듬평가와치료에효과적인접근이필요할것으로보인다. 언어청각장애연구, 2011;16:312-323. 핵심어 : 말더듬순간판단, 평가자, 일치율 Ⅰ. 서론 유창성장애를평가 진단하고치료하기위해서는무엇보다도 비유창성 을변별하는능력이있어야한다. 비유창성의변별능력은양적으로는 비유창성 의출현횟수를세는것과함께질적으로는 비유창성 의유형을정확하게판단하는것까지를포함하여야한다 ( 심현섭 신문자 이은주, 2010). 따라서많은연구자들이관심을갖고있는말더듬관련연구주제에는말더듬순간의확인과측정이라는주제가포함되어있다. 언어병리학의연구와치료는인간행동을직접관찰하는것으로이루어지기때문에신뢰도와타당도를확보하는것이매우중요한데, 유창성장애의경우에는말더듬순간에대한타당한정의와신뢰할만한측정방법이필요하기때문이다 ( 이은주외, 2009; Cordes, 1994; Cordes & Ingham, 1994). 그러나말더듬는사람들의유창성수준은일관적이지않고상황이나대화상대자등다양한요인에따라변화가심하기때문에유창성장애를신뢰롭게평가하는것은결코쉬운일이아니다. 이러한이유로연구자들은말더듬을평가하는데있어지각적판단의임상적중요성에관하여계속해서관심을가지고있으며 (Cooper, 1986; Ham, 1989), 말더듬의판단이평가자간에다를수있다는증거가나타나면서 (Cordes & Ingham, 1994; 1995; Ham, 1989; Ingham et al., 1995) 표준화된평가절차와훈련프로그램의필요성이강조되어왔다 (Ingham & Cordes, 1997). 표준화된검사도구를사용하였다고해도유창성장애영역에서대부분의평가방법들이드러난말행동의수량화에더초점을맞추고있고, 평가자의관점에서 게재신청일 : 2011 년 7 월 20 일 최종수정일 : 2011 년 8 월 30 일 게재확정일 : 2011 년 9 월 5 일 c 2011 한국언어청각임상학회 http://www.kasa1986.or.kr 312
남은주 이은주 / 평가자집단에따른말더듬순간판단비교 말더듬이정의되는경우가많기때문에결과적으로평가자의판단에많이의존하게된다 ( 심현섭 이은주, 2002; Cordes & Ingham, 1994). 그러므로평가자본인의내적신뢰도뿐만아니라평가자간신뢰도를높이기위해평가자관점에서정의되는말더듬에대해살펴볼필요가있다. 이에따라 Cordes & Ingham (1999) 은 Stuttering Measurement Assessment and Training (SMAAT)(Ingham et al., 1998) 을사용하여시간간격에기초한훈련프로그램을통해말더듬순간판단의정확성향상을가져올수있는지연구를진행해왔다. 말더듬에관련된연구가객관적이고과학적인기준에도달하기위해서는이러한평가자의신뢰도또는일치율문제를해결할수있어야한다. 평가자의말더듬판단일치율에관한연구결과들을살펴보면, Brundage et al. (2006) 은유창성장애전문가와언어치료사, 유창성장애과목을수강한학생들을대상으로말더듬판단을비교하였는데언어치료사와학생집단은높은일치율을보였으나유창성장애전문가와는차이를보였다. 이는평가자의말더듬판단경험에따라말더듬을확인하는데차이가있음을말한다. 심현섭 이은주 (2002) 의연구에서는언어치료사들이동일한피검사자에대해평가한말더듬발생횟수가상당히큰차이를보이는것으로나타났는데이는말더듬판단결과가평가자들에따라차이가있었음을보여준다고하였다. 또한 Ingham & Cordes (1997) 의연구에서는말더듬순간판단비교시말더듬성인집단과유창성장애전문가집단간유의한차이를나타냈고, 말더듬성인의본인발화판단결과는다른집단의판단결과와비교하여더낮은일치율을보였다. 이에따라말더듬평가경험이나말더듬을직접경험하는것에따라말더듬판단시말더듬순간을인식하는데차이를확인할수있었다. 선행연구에서는주로말더듬을관찰하고판단하는유창성장애전문가또는언어치료사를대상으로다양한평가방법과조건에서말더듬평가의신뢰도또는일치율을살펴보았다 (Cordes & Ingham, 1999; Curlee, 1981; Ingham, Cordes & Gow, 1993; Onslow & O Brian, 1998; Young, 1975). 이를통해유창성장애전문가집단의말더듬판단및일치율을살펴볼수있었지만, 말더듬을직접경험하는말더듬는사람이판단하는말더듬순간을살펴보는연구는제한적으로이루어졌다. 말더듬는사람은비유창성을최소화시키 기위해특정상황이나단어를회피하거나대치할때외부로는유창하게표현될수있지만말더듬는사람본인은말이매우비유창하다고느낄수있다 ( 이승환, 2005). 따라서말더듬을직접경험하는이들이인식하는말더듬순간을살펴보는것은말더듬진단과예후파악에서부터치료효과의검증에이르는중재과정에서매우중요하다. 또한말더듬는사람에게일상생활에서중요한대화상대자인일반성인집단에관한연구의경우말더듬는사람에대한인식, 느낌, 태도와관련된연구는많이진행되어왔지만 (Boyle, Blood & Blood, 2009; Evans et al., 2008; Healey et al., 2007; O Brian et al., 2003; Susca & Healey, 2002), 말더듬과관련하여전문지식을가지고있지않은일반인이말더듬는사람의발화에서무엇을말더듬으로인식하며어떤순간을말더듬이라고판단하는지에관한연구는부족한실정이다. 이에따라본연구에서는말더듬경험과말더듬관련지식여부에따라말더듬는사람, 말더듬에대한전문지식이전혀없는일반인, 말더듬진단및치료경험이있고말더듬에대한전문적지식을가진언어치료사집단으로평가자집단을나누어말더듬순간판단에어떠한차이가있는지알아보고자하였다. 말더듬순간의판단은말더듬확인빈도수와말더듬으로판단한순간의위치일치율을측정하여분석하였으며, 평가자의말더듬판단일치율에영향을미치는요인을각평가자집단의특성과함께피검사자의특성에따라말더듬평가에차이가나타나는지살펴보고자하였다. Ⅱ. 연구방법 1. 연구대상본연구는 20세에서 40세의서울및경기지역에거주하는말더듬성인 10명과일반성인 10명, 언어치료사 10명을대상으로하였다. 말더듬성인은인터넷동호회말더듬자조모임에참석하고있는회원이었으며참여의사를밝힌사람들중에서말더듬성인선정기준은다음과같다. (1) 자신이말을더듬는다는것을인정하거나알고있고, (2) 치료사에의해서말더듬으로진단받은사람으로, (3) 말더듬외다른동반된장애 ( 언어발달, 시력, 청 313
언어청각장애연구 2011;16:312-323 력, 신경학적, 정서적 ) 가없는사람으로선정하였다. 선정된말더듬성인집단의연령은평균 31.10세이고, 성별은남자 8명, 여자 2명이다. 파라다이스-유창성검사 Ⅱ (Paradise-Fluency AssessmentⅡ; P-FA Ⅱ, 이하 P-FAⅡ)( 심현섭 신문자 이은주, 2010) 결과말더듬중증도는약함 3명, 중간 4명, 심함 3명이다. 일반성인선정기준은다음과같다. (1) 말더듬으로인한치료경력이없고, (2) 언어발달, 시력, 청력, 신경학적, 정서적문제가없는사람으로선정하였다. 선정된일반성인집단의연령은평균 29.50세이고, 성별은남자 5명, 여자 5명이다. 언어치료사선정기준은다음과같다. (1) 서울이나경기지역에위치한병원, 복지관, 사설기관에서 3년이상언어치료경험이있고, (2) 언어치료 ( 언어병리 ) 학과에서학부또는대학원과정을마치고, (3) 한국언어장애전문가협회 2급또는 1급자격증을취득하였으며, (4) 학부또는대학원에서유창성장애과목을수강하고, 실제임상에서유창성장애진단및치료경험이있는현직언어치료사로선정하였다. 선정된언어치료사집단의연령은평균 29.50세이고, 성별은여자 10명이다. 언어치료경력은평균 5.10년이고, 유창성장애진단및치료사례수는평균 5.10 이다. 본연구에참여한대상자들의정보는 < 부록 -1>, < 부록 -2> 에제시하였다. 2. 실험도구가. 발화샘플수집말더듬성인과일반성인의발화샘플을수집하기위해 P-FAⅡ중대화과제를사용하였다. 검사는조용한방에서진행되었고, 비디오카메라로녹화하였다. 발화샘플은최소 200음절이상으로 5분을녹화하였고, 그중연구자의개입이적고피검사자의비유창성특성이잘드러난 1분분량을선택하였다. 발화샘플은말더듬중증도에따라 약함 3명, 중간 4명, 심함 3명이었으며, 말더듬성인 10명의 1분발화샘플 10개와일반성인의 1분발화샘플 2개를, 각각의샘플사이에 10초의간격을두고무작위순서로섞어 15분의실험과제발화샘플로제작하였다. 일반성인의발화샘플은말더듬판단시자동으로말더듬는사람으로예측하여반응하는것을막기위하여실험과제발화 샘플에포함하여제작하였으며, 실험과제분석시에는제외하였다. 나. 실험도구본연구에서는 Catch it ( 이은주, 2010) 을사용하여과제를실시하였다. Catch it 은동영상을보고평가자가말더듬순간을판단하였을때말더듬판단시점을 msec 단위까지기록할수있도록제작한프로그램이다. 3. 실험절차실험과제는 SAMSUNG 노트북모니터중앙에 Catch it ( 이은주, 2010) 을사용하여실험과제발화샘플을보면서말더듬순간을판단하여키보드의정해진키를누르도록하였다. 실험은조용한장소에서개별적으로실시되었고, 실험과제는노트북과헤드셋을통해제시되었다. 본실험에앞서평가자별로자극에대한반응시간의차이를분석하기위해무의미자극에대한과제수행을실시하였다. 노트북모니터중앙에 * 표시가나타나는순간동시에정해진키를누르도록하여자극에대한반응시간을 msec로기록하였다. 본실험절차는다음과같다. 먼저평가자들이과제수행방법에대해이해할수있도록설명하였다. Catch it 의사용방법에대한지시사항은연구자가들려주었고, 지시사항에말더듬에대한설명은포함시키지않았다. 지금부터발화샘플을보여드립니다. 발화샘플에는 12명의피검사자가 1분씩차례로나오게됩니다. 피검사자의발화샘플사이에는 10초씩간격이있고, 총 15분동안보시게됩니다. 발화샘플을보시면서피검사자의말이불편해보이거나, 말을더듬는것같다고판단되는순간에바로키보드의 F12 키를눌러주시면됩니다. 모든평가자집단은실험과제발화샘플을한번씩만보면서말더듬판단과제를수행하도록하였다. 4. 자료분석가. 말더듬확인빈도수말더듬확인빈도수는각집단의평가자들이실험과제발화샘플을보고말더듬이라고판단한횟수를말 314
남은주 이은주 / 평가자집단에따른말더듬순간판단비교 한다. 본연구에서는각평가자가 Catch it ( 이은주, 2010) 에서말더듬이라고판단하여키를누른횟수를측정하였다. 나. 말더듬확인순간의위치일치율 말더듬확인순간의위치일치율은실험과제발화샘플을보고말더듬이라고판단한위치에대한각평가자집단별일치율이다. 말더듬발생순간의위치 ( 구간 ) 기준을마련하기위해서, 과제에사용한발화샘플자료를연구자와유창성장애전문가 2인을포함하여 3명이독립적으로분석하였다. 분석에참여한유창성장애전문가중 1인은현직언어치료사로유창성장애관련논문으로최종학위를취득하였고, 언어치료경력이 5년이상이다. 유창성장애전문가중 1인은현직언어병리학교수로유창성장애관련논문으로최종학위를취득하였고, 언어치료경력이 5년이상이며, 현재유창성장애과목을대학원에서가르치고있다. 분석은 P-FAⅡ의분류와동일하게하였다. 분석한자료는 3명중 2명이상말더듬이나타난순간이라고지적한위치를각구간으로기록하여, 평가자집단별위치일치율분석의기준으로사용하였다. 말더듬확인순간의위치일치율은실험과제발화샘플중분석자료를기준으로말더듬이확인된각각의구간에서말더듬순간이라고판단한평가자수를각집단별전체평가자수로나누고 100을곱하여산출하였다. 각구간별위치일치율 = 말더듬순간이라고확인한평가자수 100 각집단의전체평가자수 다시각각의구간별말더듬순간위치일치율의합을평가자집단별로말더듬순간이라고확인된구간수로나누고 100을곱하여, 피검사자발화샘플별로평가자집단별말더듬순간위치일치율을산출하였다. 발화샘플별위치일치율 = 각발화샘플에서구간별일치율의합 100 각집단의발화샘플별말더듬확인구간수 다. 통계분석본연구에서는 SPSS 12.0 프로그램을사용하여분석하였다. 평가자집단별말더듬확인빈도수를알아보기위해기술통계를이용하여평균과표준편차를산출하였다. 또한말더듬판단시평가자집단간에차이를평가하고자비모수분산분석방법인 Kruskal-Wallis Test를실시하였다. Kruskal-Wallis Test를실시한결과집단간유의미한차이를보인경우에는 Bonferroni Correction 을실시하였다. 5. 신뢰도말더듬정도및비유창성발생횟수에대한신뢰도를분석하기위해전체말더듬성인 10명중 2명의자료를무작위로선택하여대학원에서언어병리학을전공하고유창성장애임상경험이있는언어치료사 1명과연구자가 P-FAⅡ를사용하여독립적으로분석하였다. 분석결과말더듬정도에대한일치율 98%, 비유창성발생횟수에대한일치율은 96.2% 였다. Ⅲ. 결과 1. 말더듬성인, 일반성인, 언어치료사집단의말더듬확인빈도수비교말더듬성인, 일반성인, 언어치료사집단의말더듬확인빈도수의기술통계결과는 < 표 -1> 과같다. 발화샘플전체에서평균빈도수는말더듬성인집단은 29.80, 일반성인집단은 26.20, 언어치료사집단은 39.90으로나타났다. < 표 -1> 에서보는바와같이, 평가자집단간말더듬확인빈도수차이를통계적으로비교하기위하여비모수분산분석 Kruskal-Wallis Test를실시한결과, 발화샘플전체빈도 (χ² = 11.660, p =.003) 와샘플 9 (χ² =9.832, p =.007), 샘플 10 (χ² =6.255, p =.044) 에서집단간유의한차이가나타났다. Bonferroni Correction 을실시한결과샘플전체와샘플 9는언어치료사집단에서유의하게많이말더듬확인빈도수가발생한것으로나타났으며, 샘플 10은말더듬성인집단과언어치료사집단에서말더듬확인빈도수에유의한차이가나타났다. 315
언어청각장애연구 2011;16:312-323 < 표 - 1> 평가자집단별말더듬확인빈도수및비모수검정결과 샘플 평가자집단말더듬성인집단 (PWS) 일반성인집단 (PWNS) 언어치료사집단 (ST) 빈도 M SD 빈도 M SD 빈도 M SD 카이제곱 집단간차이검증 PWS -PWNS 사후검증 PWS -SLP S a) 전체 298 29.80 10.39 262 26.20 6.30 393 39.90 6.76 11.660 * * * S1 8 0.80 1.61 3 0.30 0.48 4 0.40 0.96.329 S2 13 1.30 1.76 6 0.60 0.84 13 1.30 0.94 2.511 S3 12 1.20 1.68 9 0.90 1.28 9 0.90 0.87.192 S4 20 2.00 2.49 13 1.30 0.94 27 2.70 1.70 3.384 S5 18 1.80 1.75 15 1.50 1.17 21 2.10 1.52.761 S6 21 2.10 2.18 19 1.90 1.28 22 2.20 1.22 1.164 S7 37 3.70 2.62 26 2.60 2.06 43 4.30 1.25 3.454 S8 42 4.20 2.74 31 3.10 1.72 55 5.50 1.17 5.908 S9 54 5.40 2.59 54 5.40 1.95 88 8.80 2.65 9.832 * * * S10 73 7.30 3.83 86 8.60 2.87 111 11.10 1.91 6.255 * * * p <.05 a) S: 말더듬성인의발화샘플 PWNS -SLP 말더듬중증도가말더듬순간판단에어떠한영향을미치는지알아보기위하여평가자집단간말더듬중증도에따른말더듬확인빈도수를비교하였다. 결과는 < 그림 -1>, < 표 -2> 와같다. 말더듬중증도 약함 에서평균빈도수는말더듬성인집단이 3.30으로가장높았고, 언어치료사집단은 2.60, 일반성인집단은 1.80으로나타났고, 말더듬중증도 중간 에서는언어치료사집단은 11.30, 말더듬성인집단은 9.60, 일반성인집단 7.30의순서로나타났다. 말더듬중증도 심함 에서언어치료사집단이 25.40으로가장높게나타났고, 일반성인집단 17.10이고, 말더듬성인집단은 16.90으로가장낮은말더듬확인빈도수를보였다. < 그림 - 1> 평가자집단별말더듬확인빈도수 < 표 - 2> 평가자집단별말더듬중증도에따른말더듬확인빈도수및비모수검정결과 말더듬중증도 대상말더듬성인집단 (PWS) 일반성인집단 (PWNS) 언어치료사집단 (ST) 빈도 M SD 빈도 M SD 빈도 M SD 카이제곱 집단간차이검증 PWS -PWNS 사후검증 PWS -SLP 약함 33 3.30 3.433 18 1.80 1.814 26 2.60 1.075 2.707 중간 96 9.60 4.502 73 7.30 2.908 113 11.30 3.368 6.239* * 심함 169 16.90 5.301 171 17.10 3.695 254 25.40 4.248 14.118** ** ** ** p <.01, * p <.05 PWNS -SLP 316
남은주 이은주 / 평가자집단에따른말더듬순간판단비교 < 표 -2> 에서보는바와같이, 평가자집단간말더듬중증도에따른말더듬확인빈도수차이를통계적으로비교하기위하여비모수분산분석 Kruskal- Wallis Test를실시한결과, 말더듬중증도 중간 (χ² = 6.239, p =.044), 말더듬중증도 심함 (χ² = 14.118, p =.001) 에서집단간유의한차이가나타났다. Bonferroni Correction을실시한결과언어치료사집단에서말더듬성인집단과일반성인집단에비해유의하게많이말더듬확인빈도수가발생한것으로나타났다. 2. 말더듬성인, 일반성인, 언어치료사집단의말더듬확인순간의위치일치율비교먼저평가자집단별말더듬판단순간의위치일치율을구하기위해분석자료를기준으로하여각각의발화샘플에서평가자집단이 1명이상말더듬순간이라고판단한말더듬구간의수를확인하였다. 기준자료에서말더듬순간으로확인한위치 ( 구간 ) 의수는총 164개이고, 그중말더듬성인집단이확인한말더듬위치 ( 구간 ) 수는 135개, 일반성인집단 98개, 언어치료사집단 118개로기준범위내에서일치하였다 (< 부록 -3> 참고 ). 말더듬성인, 일반성인, 언어치료사집단의말더듬확인순간위치일치율의기술통계결과는 < 표 -3> 과같다. 발화샘플전체에서평균말더듬순간위치일치율은말더듬성인집단은 19.9%, 일반성인집단은 23.74%, 언어치료사집단은 27.63% 였다. 말더듬중증도가말더듬순간판단에어떠한영향을미치는지알아보기위하여평가자집단별로말더듬중증도에따른말더듬판단순간의위치일치율을살펴보았다. 결과는 < 그림 -2>, < 표 -3> 과같다. 먼저말더듬중증도 약함 에서위치일치율은일반성인집단에서가장높게나타났고 (21.66%), 언어치료사집단 (17.36%), 말더듬성인집단 (16.30%) 의순으로나타났다. 말더듬중증도 중간 에서위치일치율은언어치료집단 (25.37%), 일반성인집단 (19.82%), 말더듬성인집단 (18.52%) 의순으로높게나타났으며, 말더듬중증도 심함 에서도언어치료사집단 (40.90%), 일반성인집단 (31.53%), 말더듬성인집단 (25.46%) 의순서로높은위치일치율을보였다. < 표 - 3> 평가자집단별말더듬확인순간의위치일치율 ( 단위 : %) 말더듬중증도샘플 약함 중간 심함 전체 말더듬성인집단 (PWS) 대상 일반성인집단 (PWNS) 언어치료사집단 (ST) S a) 1 13.3 30.0 13.3 S2 18.5 20.0 26.0 S3 17.1 15.0 12.8 M(SD) 16.30(2.6907) 21.66(7.6376) 17.36(7.4809) S4 13.3 14.4 20.0 S5 20.0 21.4 28.5 S6 17.5 23.5 24.4 S7 23.3 20.0 28.6 M(SD) 18.52(4.2161) 19.82(3.8922) 25.37(4.0828) S8 21.5 28.1 33.7 S9 27.3 30.0 46.6 S10 27.6 36.5 42.4 M(SD) 25.46(3.4385) 31.53(4.4049) 40.90(6.5795) M 19.970 23.740 27.630 SD 5.1136 6.9984 11.1213 a) S: 말더듬성인의발화샘플 < 그림 - 2> 평가자집단별말더듬확인순간의위치일치율 Ⅳ. 논의및결론 본연구에서는말더듬경험또는말더듬관련지식여부에따라평가자집단간말더듬순간판단에어떠한차이를보이는지를살펴보기위하여말더듬성인집단, 일반성인집단, 언어치료사집단을대상으로연 317
언어청각장애연구 2011;16:312-323 구를진행하였다. Catch it ( 이은주, 2010) 을사용하여말더듬발화샘플을보고말더듬확인빈도수, 말더듬판단순간의위치일치율을확인하여집단간결과를비교하였다. 본연구를통해얻은결과는다음과같다. 첫째, 집단별말더듬확인빈도수를살펴보면언어치료사집단에서가장높은말더듬확인빈도수가나타났고, 말더듬성인, 일반성인의순으로높게나타났다. 발화샘플의말더듬중증도가심할수록세집단모두높은말더듬확인빈도수가나타났고, 언어치료사집단은말더듬중증도가 심함 일때유의하게높은말더듬빈도수를확인하였다. 말더듬성인집단은말더듬중증도가 약함 일때에다른집단에비해높은말더듬확인빈도수가나타났고, 일반성인집단은말더듬중증도가 심함 일때말더듬확인빈도수가높아지는경향을보였다. 이러한결과는각평가자집단이갖고있는말더듬에대한인식과지식수준의차이때문인것으로추측된다. 언어치료사집단의경우말더듬관련지식을바탕으로하여말더듬진단및치료경험에따라좀더세부적으로말더듬순간을살펴보기때문에빈도가가장높았던것으로보이며, 일반성인집단의경우말더듬중증도가심할수록말더듬의반복횟수, 막힘시간, 부수행동의정도가심함이시각적으로드러나기때문에이러한단서가말더듬순간으로판단하는데영향을미친것으로추측된다. 또한말더듬성인집단의경우말더듬중증도가약할때말더듬확인빈도가다른집단에비해높았던것은다른집단에서주로확인할수있었던유창성단절의음향적특성이나시각적단서외에말더듬을직접경험해보지않은다른관찰자가판단할수없는말더듬는순간의인지적인경험과감정적인경험이말더듬순간을판단하는데관련된것으로추측된다. 이러한결과는 Ingham & Cordes (1997) 의결과와일치하는것으로말더듬성인집단과유창성장애전문가집단간말더듬확인시빈도수에서유의한차이를나타냈고이는말더듬판단경험이나말을더듬은경험에따른평가자간말더듬순간인식의차이를의미한다. 둘째, 말더듬판단순간의위치일치율에서언어치료사집단이가장높았고, 일반성인집단, 말더듬성인집단의순서로높은일치율이나타났다. 말더듬확인빈도수에서말더듬성인집단이일반성인집단에비해더높은빈도수를나타냈으나, 말더듬판단순간의위치일치율에서는일반성인집단에비해더낮은 일치율을보였다. 말더듬성인집단은말더듬경험과그에따른말에대한민감성으로높은빈도수를나타낸것으로보이나, 반면가장낮은일치율이나타난것은말더듬성인대상자각각의말더듬정도및말더듬기간등말더듬에대한외현적인경험과태도가다르기때문인것으로보인다. 이는각각다른말더듬경험을통해얻은말더듬에대한심리적인태도및고정관념의영향을받은것으로추측된다. 선행연구에서말더듬으로판단한순간을집단별로살펴보았을때, 말더듬성인의경우더넓은범위의위치 ( 구간 ) 에서말더듬순간을판단하였으며언어치료사집단은좀더좁은범위에서말더듬판단을보인것과일치하는결과이다 (Cordes & Ingham, 1995; Ingham & Cordes, 1997). 여러연구들에서유창성장애전문가집단은말더듬위치판단시말더듬평가경험이낮은평가자집단에비해상대적으로더높은일치율을보이지만, 유창성장애전문가집단의일치율도낮은수준을보여주는데 (Cordes & Ingham, 1995; Ham, 1989; Ingham & Cordes, 1992; Ingham & Cordes (1997) 에서재인용 ), 본연구에서도언어치료사집단의말더듬순간의위치일치율이낮은편이다. 이는말더듬에대한지식또는말더듬판단경험이많을수록그렇지않은집단에비해말더듬는순간으로확인한빈도수는높으나평가자간, 평가자내적일치율은낮게나타난다는다른연구결과와도일치한다 (Martin & Haroldson, 1981). 이는말더듬순간을판단하는데있어말더듬과관련된경험이나환경에따라말더듬에대한기준을가지게되고평가자개개인의차이역시말더듬을판단하는데영향을미친것을의미한다고추측할수있다. 각집단별차이를말더듬중증도에따라살펴보면, 세집단모두말더듬중증도가 심함 일때말더듬판단순간의일치율이높아지는경향을보였으며, 말더듬중증도가 약함 과 중간 일때는말더듬중증도에따른집단별위치일치율이차이를보이지않음을확인할수있었다. 이상의결과로말더듬판단경향을살펴볼때, 집단별로말더듬이라고판단한순간과말더듬이아니라고판단한순간의일치율은낮았으나, 언어치료사집단에서좀더높은말더듬확인빈도수와위치일치율을보였다. 이는다른관찰자에게는말더듬이발견되지않은순간일지라도말더듬진단및치료경험이많은언어치료사에게는말더듬이라고판단될수도있음을의미한다. 말더듬치료시언어치료사는말더듬성인 318
남은주 이은주 / 평가자집단에따른말더듬순간판단비교 에게자신의말더듬순간을판단하고수정이나조절을요구하기도한다. 따라서각평가자집단에따라차이를보이는말더듬순간의판단특성을고려하여중재과정에서말더듬이라고정의하는순간에대해주의할필요가있다 (Ingham & Cordes, 1997). 이는말더듬을진단하고치료하는과정에서중요한문제이며, 이에따라말더듬평가와치료에효과적인접근이필요할것으로보인다. 또한집단별로말더듬중증도에따라말더듬순간판단에차이를보이는경향으로보아, 피검사자의말더듬행동의다양한정도에따라말더듬순간을변별해낼수있는기준이필요함을말한다. 그러나연구에참여한집단별대상자수가 10명으로제한적이므로좀더타당한결과를위해충분한인원을대상으로평가를실시하여비교가이루어져야할것이다. 그리고본연구에서말더듬순간을확인하기위해말더듬빈도수와말더듬판단위치일치율을비교하였으나말더듬순간판단의특성을설명하기에는충분하지않으므로말더듬순간을변별할수있는말더듬유형, 부수행동, 심리적인평가등을포함시켜연구가진행된다면그특성을더잘살펴볼수있을것이다. 또한말더듬성인의자기발화에대한평가를포함시켜연구가진행된다면말더듬성인의말더듬순간판단특성을살펴보는데더의미가있을것이다. 말더듬성인이말산출통제능력을상실할때와그때의감각등은경험에의해서만지각될수있기때문에말더듬는사람스스로인식하는말더듬순간을판단하는것은의미가있다. 따라서말더듬순간에대해다양한측정방법을사용하여다양한평가자를대상으로후속연구를진행함으로써말더듬평가의신뢰도및타당도를높일수있도록하여야할것이다. 참고문헌 심현섭 이은주 (2002). SSI-3 하위영역들에관한평가자간일치율연구. 언어청각장애연구, 7(1), 130-154. 심현섭 신문자 이은주 ( 역 )(2009). 유창성장애. 서울 : 시그마프레스. 심현섭 신문자 이은주 (2010). 파라다이스 - 유창성검사 Ⅱ. 서울 : 파라다이스복지재단. 이승환 (2005). 유창성장애. 서울 : 시그마프레스. 이은주 (2010). Catch it. 비유창성발생에대한전문가집단과유창성장애인의판단비교연구. 단국대학교교내연구결과보고서. 단국대학교, 용인. 이은주 박정현 신문자 심현섭 (2009). 유창성장애전문가들의임상적판단과파라다이스 - 유창성검사결과간의비교연구. 언어청각장애연구, 14(2), 200-211. Boyle, M. P., Blood, G. W., & Blood, I. M. (2009). Effects of perceived causality on perceptions of persons who stutter. Journal of Fluency Disorders, 34, 201-218. Brundage, S. B., Bothe, A. K., Lengeling A. N., & Evans, J. J. (2006). Comparing judgments of stuttering made by students, clinicians, and highly experienced judges. Journal of Fluency Disorders, 31, 271-283. Cooper, E. B. (1986). Treatment of disfluency: Future trends. Journal of Fluency Disorders, 11, 317-327. Cordes, A. K. (1994). The reliability of observational data: Ⅰ. Theories and methods for speech-language pathology. Journal of Speech and Hearing Research, 37, 264-278. Cordes, A. K., & Ingham, R. J. (1994). The reliability of observational data: Ⅱ. Issues in the identification and measurement of stuttering events. Journal of Speech and Hearing Research, 37, 279-294. Cordes, A. K., & Ingham, R. J. (1995). Judgments of stuttered and nonstuttered intervals by recognized authorities in stuttering research. Journal of Speech and Hearing Research, 38, 33-41. Cordes, A. K., & Ingham, R. J. (1999). Effect of time-interval judgment training on real-time measurement of stuttering. Journal of Speech, Language, and Hearing Research, 42(4), 862-879. Curlee, R. F. (1981). Observer agreement on disfluency and stuttering, Journal of Speech and Hearing Research, 24, 595-600. Evans, D., Healey, E. C., Kawai, N., & Rowland, S. (2008). Middle school students perceptions of a peer who stutters. Journal of Fluency Disorders, 33, 203-219. Ham, R. (1989). What are we measuring? Journal of Fluency Disorders, 14, 231-243. Healey, E. C., Gabel, R. M., Daniels, D. E., & Kawai, N. (2007). The effects of self-disclosure and non self-disclosure of stuttering on listener s perceptions of a person who stutters. Journal of Fluency Disorders, 32, 51-69. Ingham, R. J., & Cordes, A. K. (1992). Interclinic differences in stuttering event counts. Journal of Fluency Disorders, 17, 171-176. Ingham, R. J., Cordes, A. K., & Gow, M. L. (1993), Time interval measurement of stuttering: Modifying interjudge agreement. Journal of Speech and Hearing Research, 36, 503-515. Ingham, R. J., Cordes, A. K., Ingham, J. C., & Gow, M. L. (1995). Identifying the onset and offset of stuttering events. Journal of Speech and Hearing Research, 38, 315-326. Ingham, R. J., & Cordes, A. K. (1997). Identifying the authoritative judgments of stuttering: Comparisons of selfjudgments and observer judgments. Journal of Speech, Language, and Hearing Research, 40(3), 581-594. Ingham, R. J., Cordes, A. K., Kilgo, M., & Moglia, R. (1998). Stuttering Measurement Assessment and Tarining (SMAAT) 319
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남은주 이은주 / 평가자집단에따른말더듬순간판단비교 < 부록 - 1> 말더듬성인집단정보 연령 성별 학력 말더듬정도 치료경험 1 21세 여 대재 약함 (11 20%ile) 3개월 2 33세 남 대졸 약함 (11 20%ile) 없음 3 33세 남 대졸 약함 (31 40%ile) 없음 4 20세 남 대재 중간 (41 50%ile) 없음 5 26세 여 대학원재 중간 (61 70%ile) 2개월 6 26세 남 대졸 중간 (61 70%ile) 3년 7 28세 남 대졸 중간 (71 80%ile) 없음 8 40세 남 대졸 심함 (81 90%ile) 없음 9 38세 남 대졸 심함 (90%ile 이상 ) 없음 10 36세 남 대졸 심함 (90%ile 이상 ) 없음 M 31.10 58.00 SD 6.951 28.983 < 부록 - 2> 언어치료사집단정보 연령성별학위 한국언어장애전문가협회자격증 언어치료경력 유창성장애진단및치료사례수 1 32세 여 석사 2급 6년 11 2 29세 여 석사수료 2급 6년 7 3 27세 여 석사수료 2급 3년 3 4 27세 여 학사 2급 4년 5 5 33세 여 석사수료 2급 3년 3 6 27세 여 학사 2급 4년 3 7 29세 여 석사수료 2급 6년 5 8 27세 여 석사수료 2급 4년 3 9 29세 여 석사 2급 6년 5 10 35세 여 박사수료 1급 9년 6 M 29.50 5.10 5.10 SD 2.877 1.853 2.514 < 부록 - 3> 집단별말더듬확인위치 ( 구간 ) 수 말더듬위치 ( 구간 ) 수 말더듬성인집단 (PWS) 일반성인집단 (PWNS) 언어치료사집단 (SLP) sample 전체 164 135 98 118 sample 1 7 6 1 3 sample 2 9 7 3 5 sample 3 10 7 6 7 sample 4 20 15 9 13 sample 5 11 9 7 7 sample 6 15 12 8 9 sample 7 19 15 13 15 sample 8 23 19 11 16 sample 9 23 19 17 18 sample 10 27 26 23 25 321
Korean Journal of Communication Disorders 2011;16:312-323 ABSTRACT Comparison of Stuttering Event Judgment Made by Different Observers Eun-Joo Nam a Eun-Ju Lee b, a Department of Special Education, Graduate School, Dankook University, Yongin, Korea b Department of Special Education, Dankook University, Yongin, Korea Correspondence to Prof. Eun-Ju Lee, PhD, Department of Special Education, Dankook University, 126, Jukjeon-dong, Suji-gu, Yongin-si, Gyeonggi-do, Korea e-mail: slplee@dankook.ac.kr tel.: +82 31 8005 3818 Background & Objectives: The aim of this study was compare the differences in recognition and judgment of stuttering events between three observer groups: people who stutter (PWS), normal people who do not stutter (PWNS), and speech and language pathologists with experience in stuttering diagnosis and treatment along with professional knowledge (ST). Methods: The participants were 10 stutterers, 10 non-stutterers and 10 speech and language pathologists. Speech samples of 10 stutterers who also participated as observers were collected and presented for test. The samples were tested with Catch it (Lee, 2010). Each group s stuttering event judgments were measured according to frequency and location agreement. Results: ST showed the highest frequency number in judgment of stuttering, followed by PWS and then PWNS. When stuttering was severe, ST frequency reached its maximal value, and when stuttering severity was mild, PWS showed a higher frequency than the other groups. For the location agreement rate, ST showed the most accurate scores, followed by PWNS and then PWS. Additionally, the more severe was the stuttering, the greater was the accuracy in location agreement rate among all three groups. Discussion & Conclusions: The above results suggest that the results of fluency disorder evaluation vary by observer group, and that frequency and agreement are related to stuttering severity. Accordingly, the stuttering event needs to be carefully defined, and an effective approach to evaluation and treatment is needed considering each group s differences in judgment. (Korean Journal of Communication Disorders 2011; 16:312-323) Key Words: stuttering event judgment, observer, agreement REFERENCES Boyle, M. P., Blood, G. W., & Blood, I. M. (2009). Effects of perceived causality on perceptions of persons who stutter. Journal of Fluency Disorders, 34, 201-218. Brundage, S. B., Bothe, A. K., Lengeling A. N., & Evans, J. J. (2006). Comparing judgments of stuttering made by students, clinicians, and highly experienced judges. Journal of Fluency Disorders, 31, 271-283. Cooper, E. B. (1986). Treatment of disfluency: Future trends. Journal of Fluency Disorders, 11, 317-327. Cordes, A. K. (1994). The reliability of observational data: Ⅰ. Theories and methods for speech-language pathology. Journal of Speech and Hearing Research, 37, 264-278. Cordes, A. K., & Ingham, R. J. (1994). The reliability of observational data: Ⅱ. Issues in the identification and measurement of stuttering events. Journal of Speech and Hearing Research, 37, 279-294. Cordes, A. K., & Ingham, R. J. (1995). Judgments of stuttered and nonstuttered intervals by recognized authorities in stuttering research. Journal of Speech and Hearing Research, 38, 33-41. Cordes, A. K., & Ingham, R. J. (1999). Effect of time-interval judgment training on real-time measurement of stuttering. Journal of Speech, Language, and Hearing Research, 42(4), 862-879. Curlee, R. F. (1981). Observer agreement on disfluency and stuttering, Journal of Speech and Hearing Research, 24, 595-600. Evans, D., Healey, E. C., Kawai, N., & Rowland, S. (2008). Middle school students perceptions of a peer who stutters. Journal of Fluency Disorders, 33, 203-219. Ham, R. (1989). What are we measuring? Journal of Fluency Disorders, 14, 231-243. Healey, E. C., Gabel, R. M., Daniels, D. E., & Kawai, N. (2007). The effects of self-disclosure and non self-disclosure of stuttering on listener s perceptions of a person who Received, July 20, 2011 Final revision received, August 30, 2011 Accepted, September 5, 2011. c 2011 The Korean Academy of Speech-Language Pathology and Audiology http://www.kasa1986.or.kr 322
Nam & Lee / Comparison of Stuttering Event Judgment Made by Different Observers stutters. Journal of Fluency Disorders, 32, 51-69. Ingham, R. J., & Cordes, A. K. (1992). Interclinic differences in stuttering event counts. Journal of Fluency Disorders, 17, 171-176. Ingham, R. J., & Cordes, A. K. (1997). Identifying the authoritative judgments of stuttering: Comparisons of selfjudgments and observer judgments. Journal of Speech, Language, and Hearing Research, 40(3), 581-594. Ingham, R. J., Cordes, A. K., & Gow, M. L. (1993), Time interval measurement of stuttering: Modifying interjudge agreement. Journal of Speech and Hearing Research, 36, 503-515. Ingham, R. J., Cordes, A. K., Ingham, J. C., & Gow, M. L. (1995). Identifying the onset and offset of stuttering events. Journal of Speech and Hearing Research, 38, 315-326. Ingham, R. J., Cordes, A. K., Kilgo, M., & Moglia, R. (1998). Stuttering Measurement Assessment and Tarining (SMAAT) [software and videodisk]. Santa Barbara, CA: University of California. Lee, E. J. (2010). Catch it. Comparing the judgment of adult stutterers and stuttering specialists on the occurrence of disfluency. A research paper in Dankook University. Dankook University, Yongin. Lee, E. J., Park, J. H., Shin, M. J., & Sim, H. S. (2009). Comparing the clinical judgments of stuttering specialists to stuttering severity rated by the Paradise-Fluency Assessment (P-FA). Korean Journal of Communication Disorders, 14(2), 200-211. Lee, S. H. (2005). Stuttering. Seoul: Sigma Press. Martin, R. R., & Haroldson, S. K. (1981). Stuttering identification: Standard definition and moment of stuttering. Journal of Speech and Hearing Research, 46, 59-63. O Brian S., Packman, A., Onslow, M., Cream, A., & O Brian, N. (2003). Is listener comfort a viable construct in stuttering research? Journal of Speech, Language, and Hearing Research, 46(2), 503-509. Onslow, M., & O Brian, S. (1998). Reliability of clinician s judgment about prolonged-speech targets. Journal of Speech, Language, and Hearing Research, 35, 79-87. Sim, H. S., & Lee, E. J. (2002). An interjudge reliability study on the subtypes of SSI-3. Korean Journal of Communication Disorders, 7(1), 130-154. Sim, H. S., Shin, M. J., & Lee, E. J. (2009). Stuttering. Seoul: Sigma Press. Sim, H. S., Shin, M. J., & Lee, E. J. (2010). Paradise-Fluency Assessment II. Seoul: Paradise Welfare Foundation. Susca, M., & Healey, E. C. (2002). Listener perceptions along a fluency-disfluency continuum: A phenomenological analysis. Journal of Fluency Disorders, 27, 135-161. Young, M. A. (1975). Observer agreement for marking moment of stuttering. Journal of Speech and Hearing Research, 18, 530-540. * This paper was summarized from the master s thesis of the first author (2011). 323