서 론

알코올은 1군 발암물질로 과도한 음주는 신체적ㆍ정신적 손상을 입히고[1], 자신과 타인에게 미치는 전체적 피해가 다른 중독성 약물(e.g., 헤로인, 코카인)에 비해 큰 것으로 알려져 있다[2]. 2022년 기준 국내에서도 매일 13.8명이 알코올로 인해 사망하며[3], 음주로 인한 사회경제적 비용은 2021년 기준 약 14조 6.274억 원으로 추정된다[4]. 문제음주(Problematic Drinking)는 현재 또는 미래에 음주로 인해 부정적 결과를 경험할 수준의 과도한 음주 행동[5]으로 한국의 경우 19∼29세에서 문제음주 행태가 두드러진다. 실제 청년층의 월간 폭음률(43.7%)과 알코올 사용 장애(4.5%), 알코올 의존(1.9%) 및 남용(2.5%)의 1년 유병률이 다른 연령대에 비해 높다[6].

음주의 시작과 지속 그리고 알코올 사용 장애는 알코올의 긍정적 효과(e.g., 불안 감소, 사회적 촉진)와 관련이 있다. 환경 단서와 보상의 반복적 연합은 알코올의 효과에 대한 사회적 및 인지적 학습(i.e., 음주결과 기대)을 통해 알코올의 주관적 및 생리적 효과를 강화한다[7]. 이러한 과정을 통해 형성된 음주결과 기대(e.g., 기분 향상, 자신감 증가)와 개인의 음주 자제력에 개인의 믿음이 알코올 사용 장애 위험과 관련이 있다[8]. 즉, 음주의 긍정적 효과에 대한 기대 수준이 높고, 자신의 음주 조절 능력에 대한 믿음이 낮을 경우 문제음주 위험이 높아진다.

인지행동치료(Cognitive Behavioral Therapy, CBT)는 음주 유발 상황, 관련 인지 및 음주로 인한 결과를 확인하여 음주결과에 대한 기대를 수정하고, 음주 유발 상황에서 음주 조절에 도움이 되는 대처 전략(e.g., 이완 기법, 음주 거절 기술)을 제공한다. 메타분석에서 알코올 사용 장애에 대한 CBT가 음주량을 유의하게 감소시킨다는 것을 확인하였다(g=.67) [9]. 한편, 음주량은 많지만 심각한 금단이나 의존 증상을 경험하지 않을 수 있는 문제음주군에게는 음주 행동을 조절하는 데 도움이 되는 자원을 제공하는 단기개입(1∼5회기, 회기 당 5∼60분)도 효과적이고 비용효율적인 안이 될 수 있다[10]. 그러나 CBT 기반 단기개입이 청년(19∼30세)의 음주량을 유의하게 감소시키나 효과가 크지 않은 것으로 보고되었다(g=.13) [11]. 이러한 작은 효과는 개입 시점과 실제 음주 시점의 차이에서 기인했을 수 있다. 알코올 사용은 갈망[12], 정서[13], 동기[14], 맥락[15] 등 다양한 요인에 의해 영향을 받는데 이러한 요인들은 실생활에서 순간적으로 변동한다[16]. 또한, 알코올 사용 문제가 있는 사람들은 그렇지 않은 사람들에 비해 음주 욕구를 높이는 자극 및 사건에 대한 생리적(e.g., 코르티솔, 혈압) 및 정서적 반응이 크다[17]. 따라서, 일상에서 발생하는 다양한 음주 행동 유발 요인들은 문제 음주자의 충동적인 음주 행동 위험을 높일 수 있다.

CBT에서는 음주 시점과의 간극을 보완하기 위해 회기간 과제를 통해 개입 내용을 일상 속에서 연습하도록 돕는다[18]. 단기개입에서도 효과를 유지하거나 효능을 높일 수 있는 방안이 필요하다. 최근에는 모바일 장치를 활용하여 일상에서의 행동 변화를 유도한다. 생태순간개입(Ecological Momentary Intervention, EMI) [19]은 행동 발생 확률이 높은 시점에 개입을 제공하여 일상에서 적용하도록 한다. 단기개입에서 학습한 지식과 기술을 일상 속 음주 행동에 적용 가능성을 높이도록 돕는 것이 단기개입의 효과 유지 또는 증진에 효과적일 수 있다. EMI의 효능은 생태순간평가(Ecological Momentary Intervention, EMA)를 통해 실시간으로 평가된 개인의 현 상태에 적합한 개입이 제공될 때 증진될 수 있다[20,21].

본 연구에서는 개인의 현재 음주동기(Drinking Motives) 를 고려한 EMI가 CBT 기반 단기개입의 효능을 증진할 수 있는지 검증하고자 한다. 음주동기는 음주 행동의 근위적 요인으로 다른 영향요인(e.g., 대처 능력, 음주결과 기대)을 매개하여 음주 행동에 영향을 준다[22]. 음주 동기 모델에서는 개인이 특정한 목적을 가지고 음주를 한다고 가정하는데(i.e., 고양동기, 대처동기, 사회동기, 동조동기) [14,23], 음주동기 유형에 따라 관련된 음주결과 기대[24]와 대처 기술[25]은 다를 수 있어 각 동기에 맞춤화된 기법을 제공하는 것이 효과적일 수 있다. 예컨대, 알코올 중독으로 입원한 청소년을 대상으로 음주동기에 맞춤화된 대처 기술을 제공하는 개입(e.g., 술로 긍정 정서를 향상시키기 위한 동기를 가진 집단에 여가를 보내는 다른 방법 제안함)에서 맞춤화되지 않은 개입(e.g., 알코올 관련 정보 제공)에 비해 여학생의 음주 빈도와 폭음이 유의하게 감소하였다[25]. 이에 본 연구는 청년 문제음주자를 대상으로 단기개입 후 음주동기 맞춤형 EMI 추가 개입의 문제음주에 대한 단기개입의 효능 증진 효과와 EMI의 적용 및 수용 가능성을 검증하고자 한다.

연구방법

1. 연구대상

본 연구의 대상은 만 19∼34세 청년으로 2024년 4월부터 6월까지 청년 커뮤니티와 전국 소재 대학 온라인 및 오프라인 공고를 통해 참가자를 모집하였다. 온라인 선별 검사로 선정 기준 부합 여부를 확인하였다. 선정 기준은 1) 한국어판 알코올 사용 장애 선별검사 결과 위험 음주자(남성≥10, 여성≥6) [26], 2) 문자 수신 및 발신이 가능한 휴대전화 소유였다. 현재 정신과 약물치료나 심리상담 등의 개입을 받고 있을 경우 제외하였다.

참가자 수는 청소년 및 초기 성인 대상 담배와 음주에 대한 문자메시지 개입의 메타분석[27] 결과를 기준으로 G*power 3.1.9.7 [28]로 산정하였다. 세 집단(EMA, 표 준형 EMI, 맞춤형 EMI)* 4회 측정(사전, 중간, 사후, 추 후) 반복측정 분산분석, 검정력 .80, 유의수준 .05, 중간 효과크기(d=.25; [27]) 기준으로 최소 30명의 참가자가 필요하며, 탈락률 20%를 고려하여 총 36명을 모집하였다.

2. 연구절차

선정된 참가자들을 무작위 배정 프로그램(https://www.randomizer.org)에서 생성된 순열블록에 기반하여 각 집단에 12명씩 무선 할당하였다. 집단 별 개입 절차는 Fig. 1과 같다.

모든 집단을 대상으로 단기개입과 EMA를 실시하였다. 단기개입은 1:1로 1회(약 45분) 화상 회의 플랫폼(Zoom)을 통해 진행되었다. 단기개입 다음 날부터 4주(i.e, 28일) 동안 매일 2회씩 문자메시지를 통해 EMA를 실시하였다. 오후 5시에는 당일 음주예정 여부(e.g., “오늘 저녁에 음주 예정인가요?”)를 묻고, 음주예정인 경우 음주동기(e.g., “오늘의 음주동기는 무엇인가요?”)를 확인하였다. 오후 12시에는 전날의 음주 여부(e.g., “어제 음주하셨나요?”)를 묻고, 음주를 한 경우 음주량과 음주동기(e.g., “마신 술의 종류, 양, 음주동기 작성해 주세요.”), 음주하지 않은 경우에는 대안적 활동 여부(e.g., “술을 마시지 않은 대신 다른 활동을 하였나요?”)를 확인하였다.

EMI 집단에는 EMA에서 음주 예정이거나 음주를 했을 경우 추가 피드백을 제공하였으며, 집단에 따라 맞춤형 또는 표준형 EMI가 전송되었다. 단, 당일 저녁에 음주예정이 있다고 응답하여 피드백을 제공받은 경우에는 다음 날 오후 12시에 전날 음주를 하였다고 응답하여도 다시 피드백을 제공하지 않았다.

효능 검증을 위해 음주 행동, 음주량, 부정적 음주결과, 음주결과 기대, 음주동기의 변화를 총 4시점에서 확인하였다. 온라인 설문 플랫폼(Google Form)을 활용하여 사전(단기개입 전), 중간(EMA 2주차 후), 사후(EMA 4주 후), 추후(EMA 종료 1개월) 시점에 문자메시지로 설문 접속 링크를 전송하였다. 개입의 수용 가능성 확인을 위한 만족도 평가는 사후 시점에만 진행하였다.

본 연구는 부산대학교 생명윤리위원회의 승인(과제번호 PNU IRB/2024_21_HR)을 받았다. 모든 연구 절차가 비대면으로 진행되었으며, 개입 및 평가 절차에 소요된 시간은 EMI 집단 기준 약 314분이었다. 모든 절차를 완료한 참가자에게 25,000원 상당의 기프티콘, 일부 절차만 참여한 경우 참여 시간에 준하는 금액의 기프티콘을 참가 보상으로 제공하였다.

3. 단기개입

단기개입은 음주폐해예방교육[29] 및 알코올 사용 문제에 대한 인지행동 개입[30]을 참고하였다. 음주 위험성 인식을 위한 정보 제공, 참가자의 음주패턴 이해, 참가자의 음주 조절을 위한 인지재구조화(e.g., 음주의 부정적 결과 인식, 음주의 긍정적 결과 재평가) 및 기술훈련(e.g., 대안적 활동 탐색, 음주 거절 기술)으로 구성하였다(Table 1). 단기개입은 임상심리전문가 자격을 보유한 임상심리 전공 교수의 지도하에 본 연구자 1인이 모든 집단에 동일하게 진행하였다. 치료자는 화상 회의 상에서 개입 자료를 공유하고, 참가자는 마이크 기능을 통해 실시간으로 심리 교육 및 활동에 참여하였다.

4. 생태순간개입

단기개입 내용을 기반으로 음주의 부정적 영향을 상기시키는 EMI 목록을 생성하여 EMI 집단에게 피드백을 제공하였다. 피드백의 맞춤화 여부에 따른 EMI의 효능 차이를 검증하기 위해 집단에 따라 표준형 피드백 또는 음주동기에 맞춤화된 피드백을 제공하였다. 피드백 예시는 Table 2에 제시하였다.

표준형 EMI 피드백은 단기개입의 심리교육에서 제공된 알코올에 대한 일반적 정보를 포함한다. 음주로 인한 사회적 및 신체적 결과 관련 통계 수치, 알코올 관련 질환의 증상 정보 및 알코올 중독의 위험성 등의 내용을 제공한다. 해당 목록에 기반하여 표준형 EMI 집단은 모두가 동일한 내용의 표준화된 피드백을 제공받았다.

맞춤형 EMI 피드백은 단기개입 활동에서 참가자가 언급한 음주동기 유형별 관련 경험을 포함한다. 고양, 대처, 사회 및 동조 동기로 인한 음주의 후속 음주결과에 대한 기대에 반하는 실제 경험을 상기시킨다. 해당 목록에 기반하여 맞춤형 EMI 집단은 각 참가자가 EMA에서 보고한 음주동기에 맞춤화된 피드백을 제공받았다.

5. 측정도구

1) 문제음주자 선별

문제음주자 선별을 위해 한국어판 알코올 사용 장애 선별 검사(Alcohol Use Disorder Identification Test, AUDIT-K) [26]를 사용하였다. 음주 행동(3문항), 알코올 의존 증상(3문항), 음주로 인한 문제(4문항)의 하위 항목을 포함하여 총 10문항으로 구성된다. 5점 Likert 척도 상에서 평정하며, 총점 범위는 0점에서 40점이다. 남성 10점, 여성 6점 이상일 때 위험 음주로 간주하여[26], 참가자 선별 기준으로 적용하였다. 한국어판 도구의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .92이었다[31].

2) 음주 행동

AUDIT-K의 10문항 중 1번(음주 빈도), 2번(평소 음주량), 3번(폭음 빈도) 문항은 음주 행동을 측정하는 단축형 도구(Alcohol Use Disorders Identification Test Alcohol Consumption Questions, AUDIT-C) [32]로 사용된다. 본 연구는 AUDIT-C로 음주 행동을 측정하였다. 한국어판 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .85이었다[31].

3) 음주량

개입 이전 및 이후의 음주량은 음주력 기록지(Time-Line Follow Back, TLFB) [33]로 측정하였다. 지난 28일 동안 마신 주종과 양을 후향적으로 추정하는 기법으로, 기억 보조 도구(e.g., 달력)와 표준잔(Standard Drink)교육을 통해 정확한 회상을 도왔다. 개입 동안의 음주량은 EMA로 측정하였다. 매일 오후 12시에 전날 음주 여부를 묻고, 음주한 경우에는 마신 주종과 양에 대한 보고를 요청했다.

음주력 기록지(TLFB)와 EMI에서 보고된 주종과 섭취량을 바탕으로 순수알코올양(g)을 구하였다. 이는 ‘용량(ml)’ * ‘도수(%)’ * ‘알코올 비중(=0.7947)’/100으로 계산된다. 순수알코올양을 비교하기 위해 1회 평균 음주량, 주당 평균 음주 빈도, 주당 평균 폭음 빈도를 산출하였다.

4) 부정적 음주결과

음주로 인한 부정적 결과는 한국어판 럿거스 알코올 문제 척도(Rutgers Alcohol Problem Inventory, RAPI) [34,35]로 측정하였다. 총 23문항으로 음주로 인해 발생할 수 있는 문제들에 대해 5점 Likert 척도상에서 평정한다(0점: 전혀 발생하지 않았다, 4점: 10번 이상 발생했다). 총점 범위는 0점에서 92점으로, 점수가 높을수록 음주로 인한 문제를 더 심각하게 경험하는 것을 의미한다. 한국어판 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .91이었다[34]. K-RAPI의 회상기간은 ‘지난 3개월’이나, 개입기간을 고려하여 ‘지난 1개월’로 수정하였다. 또한, 본 연구의 대상을 고려하여 학교에 다니지 않는 청년도 응답할 수 있도록 문항 표현을 수정하였다(e.g., ‘학교에서’→‘학교 또는 직장에서’).

5) 음주동기

음주동기는 음주동기 척도로 측정하였다[36]. Cox와 Klinger [14,37], Cooper [23]의 척도에 기반하여 국내에서 개발한 도구로, 제시된 상황에서 얼마나 자주 음주하였는지를 5점 Likert 척도 상에서 평정한다(1점: 전혀 마시지 않는다, 5점: 거의 항상 마신다). 본 연구에서는 개입 기간을 고려하여 원척도의 회상 기간 ‘지난 3개월’을 ‘지난 1개월’로 수정하였다. 고양동기, 대처동기, 사회동기, 동조동기의 하위 척도를 포함하여 4문항씩 총 16문항으로 구성된다. 총점 범위는 16점에서 80점으로, 점수가 높을수록 해당 음주동기가 높음을 의미한다. 고양, 대처, 동조 및 사교 동기에 대한 한국어판 척도의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 각각 .76, .89, .80, .85이었다[36].

6) 음주결과 기대

음주로 인한 결과에 대한 기대는 알코올 기대 척도(Alcohol Expectancy Scale, AES) [38,39]로 사전, 중간, 사후 그리고 추후 시점에 측정하였다. 알코올의 긍정적 효과에 대한 기대(19문항)와 부정적 효과에 대한 기대(15문항)의 하위 항목을 포함하여 총 34문항으로 구성된다. 원척도의 6점 Likert 척도가 한국어판 번안 과정에서 5점 Likert 척도로 개정되었으나[38], 5점 척도는 중간 점(‘보통이다’)이 포함되어 응답 시 실제 태도가 명확하게 드러나지 않을 수 있어, 본 연구에서는 원척도와 동일한 6점 Likert 척도를 사용하였다(1점: 전혀 그렇지 않을 것이다, 6점: 항상 그럴 것이다). 총점 범위는 34점∼204점으로, 점수가 높을수록 알코올의 해당 효과에 대한 기대가 높음을 의미한다. 한국어 번안 연구의 내적 합치도는 .89이었다[38].

7) 적용 및 수용 가능성

적용 가능성은 EMA 응답률, 그리고 수용 가능성은 선행연구[40]를 참고해 작성한 문항으로 평가하였다. 음주 습관의 변화(1문항)와 개입 구조(기간, 횟수, 시간; 3문항) 및 내용(읽은 메시지 비율, 유용성, 추천 의향; 3문항)에 대한 만족도를 4개 또는 5개의 응답범주 상에서 평정하였다. 추가 의견을 기재할 수 있는 개방형 질문도 포함하였다.

6. 자료분석

치료 의향 분석(Intent To Treat: ITT)에 따라 모든 참가자 데이터를 분석에 포함하였으며(N=36), 결측값은 Last Observation Carried Forward 방법으로 대체하였다. 세 집단의 인구통계학적 특성 및 결과 변인에서의 사전 동등성은 일원배치 분산 분석(one way ANOVA)으로 검증하였다. 집단 간 개입 효능을 비교하기 위해, 3*4 반복측정 분산 분석(repeated measures ANOVA)을 수행하였다. 처치 조건(EMA, 표준형 EMI, 맞춤형 EMI)을 집단 간 변인, 측정 시점(사전, 중간, 사후, 추후)을 집단 내 변인으로 설정하여 상호작용 효과를 검증하고, 사후검정(Bonferroni)을 실시하였다. 구형성 가정이 위배된 경우 Greenhouse-Geisser 통계량을 보고하였다. 모든 분석은 SPSS 27.0으로 시행하였다. 개입의 적용 및 수용 가능성을 확인하기 위해 세 집단의 EMA 응답률과 만족도 설문에서 문항별 응답 빈도를 확인하고, 개방형 질문에 응답한 내용을 의미 단위로 분류 및 범주화하여 개입에서 도움받은 부분을 확인하였다.

결 과

1. 집단 간 사전 동등성

세 집단은 사전 시점에 인구통계학적 특성과 결과 변인에서 집단 간 차이가 없었다(Table 3). 전체 참가자 평균 연령은 만 25.31세(SD=4.97), 여성 55.6% (n=20), 무직(대학생 포함) 66.7% (n=24), 음주 시작 평균 연령은 만 18.62세(SD=1.20)이었다. 참가자들은 1회 음주량 7∼9잔(n=15, 41.7%), 월 2∼4회(n=13, 36.1%) 또는 주 2∼3회(n=14, 38.9%) 음주하고, 주 1회 폭음 비율이 높았다(n=18, 50.0%).

2. 문제음주와 관련 변인에 대한 EMI 효능

집단 간 문제음주(음주 행동, 음주량, 부정적 음주결과)와 관련 변인(음주동기, 음주결과 기대)의 변화 차이에 대한 반복측정 분산 분석을 수행하였다. 각 결과 변인에 대한 세 집단(EMA, 표준형 EMI, 맞춤형 EMI)의 시점별 평균 및 표준편차는 Table 4와 같다.

1) 음주 행동

음주 행동에 대한 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과는 유의하지 않았으나, F_{(4, 66)}=0.94, p=.94, 측정 시점의 주효과는 유의하였다, F_{(2, 66)}=28.51, p=.00, η²=.46. 사후 검정 결과, 사전 시점에 비해 사후 및 추후 시점의 음주 행동이 유의하게 낮았다(p=.00). 모든 집단에서 음주 행동이 개입 후 감소하였으며 1개월 뒤에도 효과가 유지되었다.

2) 음주량

1회 평균 음주량에 대한 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과와 측정 시점의 주효과 모두 유의하지 않았다, F_{(4, 66)}=0.58, p=.68; F_{(2, 66)}=1.37, p=.26. 주당 평균 음주 빈도에 대한 측정 시점의 주효과는 유의하였으나, F_{(2, 66)}=16.36, p=.00, η²=.33, 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과는 유의하지 않았다, F_{(4, 66)}=0.07, p=.99. 측정 시점의 주 효과에 대한 사후분석 결과, 사전 및 사후 시점에 비해 추후 시점의 주당 평균 음주 빈도가 유의하게 낮았다(각 p=.00, p=.01). 모든 집단에서 주당 평균 음주 빈도가 개입 후 감소하고, 1개월 뒤에도 지속적으로 감소하였다. 주당 평균 폭음 빈도에 대한 측정 시점의 주효과는 유의하였으나, F_{(2, 66)}=6.67, p=.00, η²=.17, 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과는 유의하지 않았다, F_{(4, 66)}=1.75, p=.15. 측정 시점의 주효과에 대한 사후분석 결과, 사전 시점에 비해 추후 시점의 주당 평균 폭음 빈도가 유의하게 낮았다(p=.01). 모든 집단에서 주당 평균 폭음 빈도가 개입 후 1개월 시점에서 감소하였다.

3) 부정적 음주결과

부정적 음주결과에 대한 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과는 유의하지 않았으나, F_{(2.65, 43.78)}=2.34, p=.09, 측정 시점의 주 효과는 유의하였다, F_{(1.33, 43.78)}=18.89, p=.00, η²=.36. 사후분석 결과, 사전 시점에 비해 사후 및 추후 시점, 그리고 사후 시점에 비해 추후 시점의 부정적 음주결과가 유의하게 낮았다(각 p=.01, p=.00, p=.01). 모든 집단에서 부정적 음주결과가 개입 후 감소하였으며 1개월 뒤에도 지속적으로 감소했다.

4) 음주결과 기대

긍정적 음주결과 기대에 대한 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과는 유의하지 않았으나, F_{(3.76, 61.96)}=0.49, p=.73, 측정 시점의 주효과는 유의하였다, F_{(1.88, 61.96)}=7.77, p=.00, η²=.19. 사후분석 결과, 사전 시점에 비해 사후 및 추후 시점의 긍정적 음주결과 기대가 유의하게 낮았다(각 p=.03, p=.01). 모든 집단에서 긍정적 음주 결과 기대가 개입 후 감소하였으며 1개월 뒤에도 효과가 유지되었다. 부정적 음주결과 기대에 대한 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과, 측정 시점의 주효과 모두 유의하지 않았다, F_{(6, 99)}=1.20, p=.31; F_{(2, 33)}=0.39, p=.68.

5) 음주동기

음주동기에 대한 처치 조건과 측정 시점의 상호작용효과는 유의하지 않았으나, [고양: F_{(3.08, 50.89)}=0.65, p=.59, 대처: F_{(2.86, 47.19)}=0.61, p=.60, 사회: F_{(3.18, 52.49)}=1.01, p=.40, 동조: F_{(2.92, 48.12)}=1.46, p=.24.], 측정 시점의 주효과는 유의하였다[고양: F_{(1.54, 50.89)}=9.42, p=.00, η²=.22, 대처: F_{(1.43, 47.19)}=27.65, p=.00, η²=.46, 사회: F_{(1.59, 52.49)}=17.37, p=.00, η²=.34, 동조: F_{(1.46, 48.21)}=21.08, p=.00, η²=.3]. 사후분석 결과, 고양동기는 사전 시점에 비해 사후 및 추후 시점에서 유의하게 낮았다(각 p=.03, p=00). 대처, 사회 및 동조 동기는 사전 시점에 비해 사후 및 추후 시점, 그리고 사후 시점에 비해 추후 시점에서 유의하게 낮았다. 모든 집단에서 개입 후 고양, 대처, 사회 및 동조 동기가 감소하였으며 1개월 뒤에도 효과가 유지되거나 지속적으로 감소하였다.

3. 적용 및 수용 가능성

개입의 적용 가능성은 EMA 응답률로 평가하였다. EMA는 4주 동안 하루에 2번(5pm, 12pm)씩 전송되며, 각 시간대에서 1∼2회의 응답을 요구했다. 매일 오후 5시에 음주예정과 음주동기를 확인하는 EMA는 총 1,239회 전송되었으며, 96.45% (n=1195)의 응답률을 보였다. 매일 오후 12시에 음주 행동과 대안적 활동을 확인하는 EMA는 총 2,008회 전송되었으며, 98.75% (n=1983)의 응답률을 보였다. 참가자들의 평균 응답률은 오후 5시 EMA에서 평균 95.9 (SD=8.1)%였고, 오후 12시 EMA에서 평균 98.4% (SD=3.6)였다.

만족도 설문의 응답 빈도와 내용 분석으로 개입의 수용 가능성을 평가하였다. 개입 구조의 측면에서 EMA 및 EMI 기간(i.e., 4주)과 횟수(i.e., 하루 2번)에 대해 대부분의 참가자가 적절하다고 응답하였다(기간 n=21, 60%, 횟수 n=28, 80%). 개입 내용에 대해서는 대부분의 참가자가 절반 이상의 메시지가 자신에게 도움이 되었으며 (n=27, 77%), 술을 줄여야 하는 사람들에게 본 개입을 추천할 의향이 있다고 보고하였다(n=31, 89%). 개방형 문항 응답에 대한 내용 분석 결과 모든 집단 참가자들이 음주 행동 자각(n=15), 대안적 활동 시도(n=9) 영역에서 도움을 받았다고 보고했다. EMI 집단 참가자들만 술의 부정적 측면(n=12)을 상기하는 측면에서 도움을 받았다고 보고했다.

고 찰

문제음주에 대한 음주동기 맞춤형 EMI의 효능을 검증한 결과 단기개입 후 음주동기 맞춤형 EMI 추가 개입은 문제음주 및 관련 변인에 대한 단기개입의 효능 증진으로 이어지지 않았다. 이러한 결과는 음주 행동의 주기적 모니터링이 단기개입 효과 유지에 기여했을 가능성과 관련이 있을 수 있다. 대부분의 결과 변인에서 시점의 주효과는 유의하였으며, 사후분석 결과 개입 유형과 상관없이 EMA 종료 후 및 1개월 뒤에 결과 변인이 감소한 것으로 확인되었다. 특정 동기(i.e., 대처동기)에 맞춤화된 대처 기술을 다룬 선행 EMI 연구에서 부정적 음주결과 점수는 13.23점(SD=10.83)에서 4.31점(SD=4.50)으로 감소하였으며, 중간 효과크기를 보였다(g=.77) [41]. 본 연구에서 EMA 집단의 부정적 음주결과 점수는 사전 13.58점(SD=8.53)에서 사후 6.92점(SD=6.40)으로 감소하였으며, 큰 효과 크기를 보였다(g=.89). 즉, 본 연구의 EMA 집단에서 맞춤형 EMI를 실시한 선행연구와 유사한 수준으로 문제음주 개선에 효과를 보였다는 점에서, 모든 집단에서 유의한 변화가 발생한 것으로 보인다. 이는 개인의 음주예정에 따라 맞춤화된 EMI를 실시한 집단은 1회 평균 음주량과 폭음 빈도가 감소한 반면, EMA만 실시한 집단은 증가했던 선행연구[42]와 일치하지 않는 결과이다. 이러한 상이한 결과는 EMA 내용의 차이로 인한 것일 수 있다. Suffoletto 등[42]의 연구에서 EMI 집단은 매일 음주예정과 실제 음주행동을 보고하였지만, EMA 집단은 실제 음주행동만 보고하였다. 반면 본 연구는 EMA 및 EMI 집단 모두 음주예정, 음주동기, 그리고 실제 음주행동을 보고하였다. 음주행동에 대한 개입에서는 평가만으로 이후 음주 행동이 감소하는 평가 반응성(Assessment reactivity)이 나타날 수 있다[43]. 이는 참가자가 관찰되는 것을 알고 있기 때문에 행동이 변화하는 호손효과(Hawthorne effect) [44]일 수 있지만, 호손효과에 대한 메타분석에서 다른 기전에 대한 가능성도 제기되었다[45]. 예를 들어, 사회인지 이론[46]에 따르면 음주결과에 대한 평가는 음주로 인해 경험한 문제에 대한 인식을 높여 음주 패턴만 평가하는 것보다 음주행동을 더 많이 감소시킬 수 있다. 따라서 평가 내용 자체가 사고에 영향을 주어 반응하게 하는 기전에 대해서 고려해야 한다[47]. 본 연구에서도 EMA 내용에 따라 행동 변화에 영향을 받았을 가능성이 시사되었다. 집단에 상관없이 참가자들은 음주 후 음주행동 보고는 성찰과 반성의 기회가 되고, 음주 전 음주예정 보고는 습관성 음주를 인지하여 음주 행동으로 이어지지 않도록 하는 데 도움이 되었다고 보고하였다. 음주동기와 대안적 활동에 대한 질문은 자신의 음주동기와 음주의 필요성에 대해 다시 한번 고민해 보고, 이를 대체할 수 있는 활동을 실천하는 데 도움이 되었다고 보고하였다. 반면, 술의 부정적 영향을 상기하는 것은 EMA에 포함되어 있지 않았으며, EMI 집단에서만 이에 대한 도움을 경험한 것으로 확인되었다. 이는 EMA 내용에 따라 참가자가 영향을 받을 수 있음을 시사한다. 따라서, EMA 내용의 유형과 음주 행동 변화의 관련성에 대한 추가 탐색이 필요하다.

또한 음주동기 맞춤형 EMI의 내용과 대상이 효능 증진에 제한적이었을 수 있다. Haug 등[48]의 연구에서는 참가자들이 맞춤형 메시지를 받았지만 이를 맞춤화되었다고 인식하는 사람은 34%에 불과했다. 본 연구에서도 맞춤형 메시지가 다른 집단의 메시지와 유사한 수준으로 인식되었을 수 있다. 향후 연구에서 맞춤형 메시지 내용에 대한 타당도 검증을 통해 맞춤형 메시지에서 필요한 구성 요소를 확인하고 이를 개선하는 것이 필요하다. 또한, 본 연구에서 맞춤형 EMI가 효과적이지 않았던 것은 맞춤형 EMI를 받은 대상의 특성으로 인한 것일 수 있다. 총 111개의 맞춤형 EMI 메시지가 전송되었는데, 사회동기(53.2%)와 고양동기(32.4%)에 기반한 메시지가 두드러졌다. 사회동기는 사회적 맥락에서 정적 강화를 높이기 위한 음주동기인데, 이미 정해진 일정의 경우 음주 행동을 변경하는 것이 어려울 수 있다. 이는 음주동기 맞춤형 EMI 자체보다 특정 음주동기에 개입하는 것의 한계일 수 있다. 따라서 각 음주동기별 효과적인 개입 방식에 대한 탐색이 필요하다.

본 연구의 결과는 다음의 한계를 고려해야 한다. 첫째, 본 연구는EMI가 단기개입 등 기존 개입의 효능을 증진하는지를 검증하는데 초점이 있고, 이에 모든 조건 참가자들은 단기개입을 받아 그 효과가 혼합되어 있다. 독립적 치료 요소로서 EMA 또는 EMI의 효능은 추가 검증이 필요하다. 둘째, 치료 반응에 영향을 줄 수 있는 참가자들의 변화에 대한 동기 수준(i.e., 숙고 전, 숙고, 준비, 실행, 유지, 재발)을 고려하지 못했다[49]. 예를 들어, 변화에 대한 동기가 높은 경우 평가만으로도 개선 효과가 일어날 수 있다. 향후 변화 동기 수준을 측정하여 맞춤형 EMI가 변화 동기 수준에 따른 효과를 탐색하는 것이 필요하다. 셋째, 본 연구의 EMA 구조상 낮 시간대 음주 행동을 포함하기에 어려움이 있었다. 일반 청년 대상 선행연구[50]에서 음주 위험이 가장 높다고 보고된 저녁 시간대 중심으로 개입이 진행되었지만, 대학생 혹은 직장을 다니지 않는 청년의 경우 낮 시간대에도 음주할 수 있다.

그러나, 본 연구는 음주 행동 발생 위험이 높은 순간의 치료자 접촉에 대한 유용성과 수용 및 적용 가능성을 검증한 데 의의가 있다. 참가자들은 음주 전에 음주예정과 음주동기를 보고하도록 하는 것이 충동적으로 발생하는 음주 행동을 조절하는 데 도움이 되었다고 보고하였다. 실제 EMA 전체 참가자의 주당 평균 음주 빈도가 2.35 (SD=1.10)회에서 1.37 (SD=1.11)회로 유의하게 감소하였다(g=1.02, p=.00). 또한 주기적 모니터링을 통해 음주동기와 긍정적 음주결과 기대와 같은 문제음주 관련 변인이 개선되었다(p<.01). 음주에 근접한 시점에서 개입이 해당 시점 음주 행동뿐 아니라 장기적 행동 변화에 영향을 미칠 가능성을 시사한다. 또한, 본 개입에서 각 시간대별 EMA에서 95% 이상의 응답률을 보였으며, EMA의 기간 및 횟수에 대해 6∼80%가 적절하다고 느꼈다. 약 80%의 참가자들이 절반 이상의 메시지를 유용하다고 평가했고, 90%가 개입 추천 의향을 보였다. 이는 청년 문제음주자를 대상으로 모바일 장치를 활용한 개입의 적용 및 수용 가능성을 시사한다.

Acknowledgments

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

None.

Fig. 1.

Intervention procedures. EMA: ecological momentary assessment, S. EMI: standard ecological momentary intervention, T. EMI: tailored ecological momentary intervention, BI: brief intervention.

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Figure & Data

References

Citations

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