탐색적 요인분석을 위한 표본 1과 확인적 요인분석과 신뢰도와 타당도 확인을 위한 표본 2가 필요 했으며 탐색적 요인분석을 위한 표본 1 집단은 경기도에 소재하는 대학교에 재학중인 총 233명의 대학생이었다. 남녀비율을 살펴보면 남학생이 135명 여학생이 98명이었으며, 1학년 47명, 2학년 77명, 3학년 57명, 4학년 51명이었다. 표본 1의 나이는 18세에서 28세까지로 평균연령은 21.44세(SD =2.484)였다. 확인적 요인분석을 위한 표본 2 집단은 경기도에 소재하는 대학교에 재학 중인 총 216명의 대학생이었다. 남녀비율을 살펴보면 남학생이 114명 여학생이 102명이었으며, 1학년 29명, 2학년 74명, 3학년 58명, 4학년 55명이었다. 표본 2의 나이는 18세에서 29세까지로 평균연령은 21.57세(SD =2.429)였다. 표본 2에 속한 학생들은 1차로 자존감의 안정성 척도를 실시한 뒤 다음날부터 5일간 Instability of Self- Esteem Scale을 측정 하였으며, 그 다음날 자존감의 안정성 척도, Rosenberg Self-Esteem Scale, 간이정신진단척도를 실시하여, 그 결과를 검사-재검사 신뢰도, 구성타당도, 수렴타당도, 증분타당도를 확인하는데 사용하였다. 또한 장기간의 측정에 따른 부담에도 불구하고 학생들이 적극적으로 참여하도록 유도하기 위해, 성실하게 응답한 학생에 한해 추첨을 하여 1등 10만원(1명), 2등 3만원(1명), 3등 2만원(1명), 4등 1만원(5명)의 현금을 지급하였다.

자존감(Rosenberg Self-Esteem Scale)

Rosenberg(1965)가 개발한 검사를 이훈진, 원호택(1995)이 한국어로 번안한 한국판 척도를 사용하였다. 총 10문항이며 각 문항이 자신에게 해당되는 정도에 따라 5점 척도 상에서 평정하도록 되어 있다. 점수 범위는 10점에서 50점까지이고 점수가 높을수록 자존감이 높은 것을 시사한다. 서수균과 권석만(2002)에서는 내적 합치도는 .89였다. 본 연구에서 내적합치도는 .88-.90이었다.

자존감의 불안정성(Instability of Self-esteem Scale)

Self-esteem Instability의 측정을 위해 Kernis 등(1989)이 사용한 절차에 따라 5일간 오전과 오후 10차례에 걸쳐 Rosenberg Self-Esteem Scale로 자존감의 수준을 측정하고, 10회의 걸친 측정 시 마다 Rosenberg Self-Esteem Scale을 완성한 순간 자신의 느낌을 얼마나 잘 반영하고 있는지를 ‘0=매우 그렇지 않다’에서 ‘9=매우 그렇다’까지 10개의 점에 표시하도록 하였다. 적어도 6번 이상 측정한 참가자의 자료만을 사용하였으며 자존감의 표준 편차가 클수록 자존감이 불안정함을 나타낸다.

간이정신진단(SCL-47)

이 검사는 Derogatis(1973)에 의해 개발된 것으로 김광일, 원호택 등(1984)이 표준화를 하였다. 이 검사는 8개 증상 차원에 총 90개 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 각각 1개의 심리적인 증상을 대표하고 있다. 8개의 증상 차원은 각각 신체화, 강박증, 대인예민성, 우울, 불안, 적대감, 공포불안, 편집증, 정신증이다. 피험자는 검사일을 포함해서 지난 7일 동안 경험한 증상의 정도에 따라 0에서 4점의 척도에 평정하게 되어있으며, 점수가 높을수록 위험 수준에 있음을 의미한다. 본 연구에서는 SCL-90을 이훈구(1986)가 요인 분석하여 제작한, 47문항으로 구성된 간이 정신진단 검사를 사용하였다. 박동혁(2001)의 연구에서는 .86의 신뢰도를 보였고 본 연구에서는 .95의 신뢰도를 보였다.

본 연구에서는 자존감의 안정성을 측정하는 문항들을 추출하기 위하여, Kernis(2003)가 제시하고 있는 자존감의 안정성의 특성과 이러한 특성을 지지하는 여러 연구들과 문헌을 종합하여 자존감의 안정성을 ‘개인의 자존감이 자기 외부의 관계적, 환경적 변화나 내부의 정서적 변화 요인에 의해 변화하지 않는 정도’라고 조작적으로 정의 하였으며, 연구자들은 여러 경험적 연구들을 통해 나타난, 자존감의 안정성이 높은 사람과 그렇지 않은 사람을 구분할 수 있는 문항들을 예비문항으로 개발 하였다. 또한, Rosenberg Self-Esteem Scale의 각각 문항에 대한 개인의 변동성을 측정할 수 있는 문항들을 문항 수준에서 추출하였다. 이러한 예비문항의 추출 과정을 보다 자세히 살펴보면 다음과 같다. 자존감의 안정성이 낮은 사람의 특징인 ‘시간과 상황에 따라 자기가치에 대한 느낌이 변하는 사람’(Kernis, 2003)을 자존감의 안정성 척도에 반영하기 위해 Rosenberg Self-Esteem Scale의 9번 문항 ‘나는 가끔 내 자신이 쓸모 없는 사람이라는 느낌이 든다.’ 라는 문항을 ‘나는 자신이 쓸모 없는 사람이라는 느낌이 들다가도 금방 괜찮아 진다.’로 변형하여 추출하였으며, Rosenberg Self- Esteem Scale의 2번 문항 ‘나는 좋은 성품을 가졌다고 생각한다.’라는 문항을 ‘나는 스스로 좋은 사람이라고 생각하다가도 쉽게 그 생각이 변한다.’로 변형하여 자존감의 안정성 척도의 문항이 자존감의 수준의 시간에 따라 변화하는 것을 반영할 수 있도록 문항 수준에서 추출하였다. 또한 자존감의 안정성이 높을 사람의 특징인 ‘주변의 평가에 관계없이 자신을 가치 있게 여김’을 자존감의 안정성 척도에 반영하기 위해 Rosenberg Self-Esteem Scale의 1번 문항 ‘나는 내가 다른 사람들처럼 가치 있는 사람이라고 생각한다.’라는 문항을 ‘타인이 나를 부정적으로 평가해도 나의 가치는 변하지 않는다.’로 변형하여 자존감의 안정성 척도의 예비문항으로 추출하였다. 그 외에도 경험적 연구들을 통해 밝혀진 자존감의 안정성이 낮은 사람의 특징들과 자존감의 안정성이 높은 사람들의 특징들이 자존감의 수준을 측정하는 Rosenberg Self-Esteem Scale의 문항수준 내용에 추가적으로 반영될 수 있도록 자존감의 안정성 척도의 예비 문항들을 추출하였고, ‘나는 기분이 급격히 나빠지곤 한다’, ‘나는 다른 사람의 시선을 늘 의식한다’, ‘나의 자존감은 주위 환경에 의해 쉽게 변한다.’와 같이 자존감의 안정성이 높고 낮음을 직접적으로 구분할 수 있는 특징들도 예비문항 추출에 반영되었다. 이러한 과정을 거쳐 총 76개의 문항을 예비문항으로 작성하였다.

이렇게 작성된 문항들은 자존감의 안정성의 특성을 잘 이해하는 심리학 교수 5인 및 박사과정의 전문가 3인이 각 문항이 자존감의 안정성 측정에 적합한지를 1~5점으로 평정하였다. 이는 추출된 예비문항의 내용타당도를 확인하기 위해 이루어진 절차로써 자존감의 안정성의 개념과 자존감의 안정성이 높은 사람과 낮은 사람이 나타내는 특징들에 대해 충분한 설명을 들은 뒤 자존감의 안정성이 높은 사람과 낮은 사람을 구분할 수 있는, 자존감의 안정성 척도의 내용으로 각 문항들이 얼마나 적절한지에 대해 평정하도록 하였다. 평정결과 평균 3.5점 이하의 문항들을 제외하고 48개의 문항이 1차로 추출되었다. 이렇게 추출된 48개의 문항으로 대학원생 31명에게 pilot test를 실시하여 문항 간 상관이 너무 높거나, 연구자들의 판단 하에 의미가 중복되는 문항을 제거하였다. 예를 들어 ‘나의 가치는 성공과 실패에 의해 좌우되기에 언제든 변할 수 있다.’와 ‘나는 내 자신의 가치가 상황에 따라 변한다고 생각한다.’라는 두 문장의 경우 문항 간 상관도 .9 이상으로 높고 의미도 중복된다고 판단되어 ‘나는 내 자신의 가치가 상황에 따라 변한다고 생각한다.’라는 문항은 제거되었다. 이러한 문항 개발 과정을 거쳐 최종적으로 탐색적 요인분석을 위한 25개의 문항을 추출하였다.

자존감의 안정성 척도의 요인분석에 앞서 Bartlett test로 구형성 검증을 실시한 결과 (x²=731.58, p<0.001)로 유의미 하였으며, KMO 값은 .893으로 .60 이상의 기준을 만족하였으므로 요인분석에 적합한 자료임을 확인하였다. 그 후 자료의 요인구조를 탐색하기 위해 25개 문항에 대해 주축 요인분석을 실시하였다. 그 결과 고유치(eigenvalue) 1.0을 넘는 요인의 수는 5개가 나왔으나, scree plot과 구성 개념에 따라 1요인이 적합하다고 연구자가 판단하였다.

요인이 1요인으로 결정됨에 따라 요인을 회전시키지 않고 분석하였다. 요인부하량이 낮은 요인부터 차례로 제거하여 나갔으며, 최초 25개 문항 모두가 .4이상의 요인부하량을 보이고 있어 모든 문항이 구성개념을 반영하는 것으로 볼 수도 있지만, 가급적 문항수를 줄여 측정을 간편하게 하고, 설명변량을 높이면서도, 좋은 내적합치도를 보여주는 10개의 문항을 최종적으로 선택하였다. 또한 이 경우 요인의 수를 따로 지정하지 않고도 1개의 요인으로 모든 문항이 묶여지는 것으로 나타났다. 1요인에 의한 설명 변량은 44.579%이었으며, 내적합치도는 .86이었다. 표 1은 최초문항들의 요인부하량 및 요인수와 내적합치도, 요인부하량 등을 고려하여 최종적으로 추출 된 10개의 문항의 내용과 요인부하량을 보여 준다.

자존감 안정성 척도의 신뢰도를 살펴보기 위해 내적합치도와 검사-재검사 신뢰도를 산출하였다. 먼저 척도의 Chronabach α 계수를 산출한 결과 .92로 내적 일관성이 양호하게 나타났다. 또한 1주일 후 실시한 검사-재검사 신뢰도는 .72로 나타나 본 척도가 시간에 따라 만족할 만한 안정성을 보이는 것으로 나타났다.

자존감의 안정성 척도의 요인구조가 타당한지의 여부를 검증하기 위하여 AMOS 16.0.1을 사용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 이는 다른 표본 집단에 대한 검사에서도 요인구조가 안정적일 수 있는지를 확인하여 자존감의 안정성 척도를 교차타당화 하는 것에 목적이 있다. 홍세희(2000)에 의해 바람직한 지수로 추천된 TLI, CFI, RMSEA를 중심으로 모형을 평가하였으며, 모형의 적합도를 평가함에 있어서 TLI와 CFI의 값은 .9이상 일 때 좋은 적합도로 볼 수 있고, RMSEA값은 .05보다 작으면 좋은 적합도, .08보다 작으면 괜찮은 적합도, .10보다 작으면 보통 적합도를 나타낸다. 본 연구의 모형 적합도 지수는 표 2에서 제시하고 있다.

본 연구에서 자존감 안정성 척도는 TLI와 CFI에서는 좋은 적합도를 보였고 RMSEA에서는 보통수준의 적합도를 보였다. 하지만 모형의 자유도가 낮은 경우 RMSEA는 좋지 않게 나올 수 있으므로 TLI와 CFI값을 더 중요하게 해석할 것을 권고하고 있기에(홍세희, 2000), 본 척도의 요인구조는 자료를 잘 설명한다고 볼 수 있다.

표 3은 자존감 관련 척도 간 상관을 보여준다. 자존감 안정성 척도는 Rosenberg Self-Esteem Scale와는 0.516의 상관을, Instability of Self- Esteem Scale과는 -0.283의 상관을 보였으며 모두 .001 수준에서 유의미 하였다. 따라서 자존감 안정성 척도는 자존감의 안정성을 측정하는 기존의 직접적인 측정방식의 척도인 Instability of Self-Esteem Scale과 유의미한 상관이 있음이 나타났다.

또한, 실질적으로 자존감이 안정되어 있는 집단과 그렇지 않은 집단 간에 차이를 자존감의 안정성척도가 충분히 반영할 수 있는지를 확인하기 위하여 일원변량분석을 실시하였다. 5일간 10차례 측정한 자존감의 표준편차를 독립변인으로 자존감의 안정성을 종속변인으로 하여 안정성 척도의 수렴 타당도를 보였으며, 총 216명중 결측치가 있어 표준편차를 구할 수 없었던 6명을 제외한 210명을 대상으로 분석하였다. 또한 실질적으로 자존감이 높은 집단과 낮은 집단을 구분 지을 수 있는 절대적기준이 없었기에 본 연구에서는 자존감의 표준편차가 낮은 상위 1/3을 ‘안정성 고’ 집단으로 자존감의 표준편차가 낮은 하위 1/3을 ‘안정성 하’ 집단으로 나머지를 ‘안정성 중’ 집단으로 분류하여 분석하였으며 결과는 다음과 같다.

5일간 측정된 자존감의 표준편차가 낮은 집단, 즉 자존감의 안정성이 높은 집단의 자존감의 안정성 척도 점수는 33.34로 나타났고, 자존감의 표준편차가 높은 집단, 즉 자존감의 안정성이 낮은 집단의 자존감의 안정성 척도 점수는 27.78로 나타났다. 이는 자존감의 안정성 척도가 직접 측정한 자존감의 안정성을 잘 반영하고 있음을 보여주는 것이다. scheffe 사후검증을 실시한 결과 ‘안정성 고’ 집단과 ‘안정성 하’ 집단 간의 자존감의 안정성 척도 점수의 차이는 p<.001 수준에서 유의미하였고, ‘안정성 중’집단과 ‘안정성 하’집단 간의 자존감의 안정성 척도 점수의 차이는 p<.05 수준에서 유의미한 것으로 나타났다. 따라서 자존감의 안정성 척도는 자존감의 안정성이 높은 집단과 낮은 집단을 구분하여 주고 있음을 분석결과 알 수 있었다. 안정성 고 집단과 안정성 중 집단의 자존감의 안정성 척도 점수의 차이는 통계적으로 유의하지 않았다.

기존의 연구를 통해 자존감의 수준은 인간의 심리적 기제나 정신질환과 밀접한 관련이 있음이 밝혀져 왔다. 본 연구에서는 위계적 회귀분석을 통하여 1단계에서 인구통계학적 변인(성별, 나이, 학년)과 2단계에서 자존감의 수준을 partial out한 뒤 자존감 안정성 척도가 얼마만큼의 증분 설명량을 가지는지를 확인하였다.

자존감 안정성 척도는 강박증(∆R²=.09, p<.001; β=-.338, p<.001), 대인예민증(∆R²=.071, p<.001; β=-.300, p<.001), 우울(∆R²=.055, p<.001; β=-.265, p<.001), 불안(∆R²=.048, p<.001; β=-.247, p<.001), 공포불안(∆R²=.029, p<.001; β=-.192; p<.001), 편집증 (∆R²=.061, p<.001; β=-.278, p<.001), 정신증(∆R²=.069, p<.001; β=-.297, p<.001)에 대해 유의미한 증분 설명량을 지님을 표4. 를 통해 확인할 수 있다.

본 연구는 자존감의 안정성을 측정하는 효과적인 척도를 개발하고 타당화 하는 것을 목적으로 삼았다. 이에 따라 본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 자존감 안정성 척도의 개발 및 타당화를 통해 자존감 안정성 척도의 내적합치도와 검사-재검사 신뢰도, 구성타당도, 수렴타당도, 준거관련타당도를 살펴봄으로써, 본 척도가 자존감의 안정성을 측정하는 데 있어 적절한 타당도를 지니고 있는 척도임을 밝혔다. 둘째 자존감의 안정성 척도가 여러 정신질병의 예측변인으로 적절한지를 살펴본 결과 강박증, 대인예민증, 우울, 불안, 공포불안, 편집증, 정신증에서 Rosenberg Self-Esteem Scale의 효과를 제외하고도 유의미한 증분설명량을 지니는 것을 보였다.

이렇게 높은 신뢰도와 타당도를 갖는 자기보고식 척도를 개발함에 따라, 타당화 절차를 걸치지 않은 Labile Self-Esteem Scale이나, 자존감을 여러 번 측정하고 그 표준편차로 불안정성을 측정하던 기존의 자존감의 불안정성 척도를 대신하여 보다 쉽고 정확하게 자존감의 안정성을 측정함으로써 심리학의 중요한 주제인 자존감을 측정하는 데 있어 보다 정확하고 풍성한 자료를 활용할 수 있게 되었고 이에 관련된 연구를 활성화 시킬 수 있을 것이 예상된다.

자존감의 수준에 대한 많은 연구들은 자존감의 수준이 삶의 질, 정신건강, 직장에서의 성공, 원만한 대인관계등과 밀접한 관련이 있음을 밝혀왔다. 이에 따라 상담에 있어서도 내담자의 자존감을 높이는 것이 상담의 목표 중 하나로 잡히는 것은 흔한 일이 되었다. 하지만 연구를 진행하는 데 있어서 상담자가 판단하기에 내담자의 자존감이 높아졌음에도 불구하고, 척도 상에서는 유의미한 차이가 나지 않는 경우가 있을 수 있다. 이는 상담자들이 생각하는 자존감의 개념을 자존감의 수준을 측정하는 척도(주로 Rosenberg Self-Esteem Scale)가 충분히 포함하고 있지 않았기 때문으로 생각할 수 있으며, 본 연구를 통해 상담자들이 내담자의 자존감 상승을 목표로 잡고 개인 상담이나 집단 상담을 효과를 보고자 할 때 자존감의 수준 측면의 상승뿐만이 아니라 자존감의 안정성의 상승도 고려하게 된다면 상담의 성과를 보는 데 있어 더 정확하고 효과적인 평정이 가능해지게 되었다. 특히 청소년을 대상으로 한 측정에 있어서 청소년 시기가 발달적으로 자존감의 수준이 떨어지는 시기이기에 자존감의 수준의 변화로 프로그램이나 개인 혹은 집단상담의 효과를 살펴보는 데는 다소 무리가 따를 것으로 예상이 되며 분명한 변화가 있음에도 자존감의 수준에 있어서는 유의미한 변화가 나타나지 않을 수도 있다. 이 경우 자존감의 안정성의 변화를 살펴보는 것이 그 대안이 될 수 있음을 제안한다.

또한, 나르시즘적인 성향으로 인해 자신의 자존감이 높은 것으로 나타내는 사람의 경우 실질적으로는 그 자존감이 대단히 깨지기 쉽고 취약한 것으로 나타나고 있는데, 이러한 사람에게 자존감의 안정성을 측정할 경우 보다 종합적인 자존감에 대한 정보를 얻을 수 있는 장점이 있다. 이는 이러한 대상에 대한 치료의 효과를 측정하고자 할 때 그 효과를 보다 명확하게 볼 수 있다는 장점 또한 가진다. 비단 나르시즘뿐만이 아니라 앞에서 밝혔던 여러 정신병리 증상의 치료의 효과를 보는데 있어서도, 자존감의 수준을 측정하는 척도와 자존감의 안정성 척도의 동시 사용은 상당한 유용성이 있을 것으로 보인다. 사실 기존의 연구들에 있어 자존감의 수준이 인간의 정신건강 및 다양한 심리적 기제에 미치는 영향은 거의 절대적이었다고 해도 과언이 아니다. 하지만 본 연구를 통해 드러난 자존감의 안정성은 때때로 자존감의 수준이 설명해 주는 설명량을 뛰어넘어 정신병리에 많은 영향을 주는 구인으로 나타나고 있음에 따라 이를 통한 많은 추후 연구들이 인간의 심리기제를 이해하는데 도움을 줄 수 있는 것으로 여겨진다.

자존감의 안정성 척도는 개인의 자존감이 얼마나 쉽게 변할 수 있는 지를 알려주는 하나의 지표로 기능할 수 있다. 자존감의 안정성은 개인의 성장이나 심리치료 등을 통해 높아질 수 있고 심리적 외상경험 등을 통해 낮아질 수 있는 하나의 심리적 구인이므로 단일 척도로써 자존감의 안정성을 완벽하게 측정하기 어렵다는 한계가 있다. 하지만 자존감의 안정성은 이제껏 중요시 되지 않았던 분명한 개인의 심리적 특성이며, 자존감의 수준과 더불어 진실한 자존감을 구성하는 중요한 구성요소이다. 자존감이 높다고 측정된 사람이 일시적인 상황적 요인으로 인한 것은 아닌지, 개인상담이나 집단상담으로 인한 자존감의 상승이 측정 시점의 ‘기분 좋은 한마디’나 ‘작은 성공 경험’에 의한 아주 일시적인 것은 아닌지를 판단해 줄 수 있는 중요한 구성요소가 될 수 있다. 따라서 앞으로의 자존감과 관련된 연구에 있어서는 자존감의 수준 더불어 자존감의 안정성을 동시에 측정한다면 보다 풍부한 정보를 얻을 수 있을 것이다.

끝으로 본 연구의 제한점에 대해 언급하고자 한다. 첫째, 본 연구에서 척도의 개발과 타당화를 위해서 사용된 표본은 주로 대학생들을 대상으로 한 것이었다. 따라서 자존감 안정성 척도의 일반화를 위해서는 연령, 학력, 직업 등이 다양하게 구성된 표본들을 대상으로 하는 후속 연구가 필요할 것이다. 전 연령군을 대상으로 하는 추후 연구를 통해 연령대별 자존감의 안정성 점수의 평균을 알 수 있게 되면 이른 바탕으로 개인의 심리정신적 문제가 자존감의 안정성의 결여에서 오는 것인지 아닌지를 보다 쉽게 확인하고 평가할 수 있을 것으로 예상된다. 아울러 임상집단을 대상으로 실시했을 때, 자존감의 안정성 척도의 점수가 어떻게 나오는지를 살펴보는 것도 흥미로울 것이다. 여러 연구를 통해 자존감의 안정성이 정신질환을 감별해 내는 데 있어 유의미한 변별자임이 보고되고 있기에 실제로 여러 정신병리를 가지는 다양한 환자군에 대하여 일반인 집단과 자존감의 안정성의 차이를 알아보는 연구가 추후 더 필요할 것으로 보인다. 본 연구에서 다양한 정신병리중 신체화와 적대감의 경우는 자존감의 안정성 요인으로 인한 증분설명량이 나타나고 있지 않았는데 이것에 대해 보다 체계적인 연구를 하는 것도 자존감의 안정성의 특성을 밝혀내는 데 있어 필요한 부분이라 여겨진다.

둘째, 본 척도는 자기보고식 평가로서의 한계를 분명히 가지며 자신을 보다 긍정적으로 보이고자 하는 사람의 경우나 혹은 반대의 경우 긍정적, 부정적 편파가 일어날 수 있는 한계를 지니고 있다. 또한 자존감의 안정성을 측정하기 위해 불가피하게 들어갔던 ‘자주’, ‘금방’, ‘쉽게’, ‘크게’ 등의 표현은 Kernis의 방식에 비해 그 객관성을 감소시키고 있다. 하지만 그 개인이 생각하는 변화 정도의 차이가 결과적으로 자신의 가치를 평가하는 방식의 차이로 이어질 수 있으므로 이 역시 자존감의 안정성이 지니는 하나의 특성으로 볼 수도 있을 것이다. 즉 자존감의 안정성이 개인의 정신건강에 영향을 주는 정도는 정확한 수치의 절대적인 변화 보다 오히려 ‘개인이 그 변화의 정도를 얼마나 크게 인식하고 반응하는가’가 더 많은 영향을 줄 수도 있다.

셋째, 자존감의 안정성 척도가 Rosenberg Self-Esteem Scale과의 상관이 Instability of Self-Esteem Scale과의 상관보다 더 높게 나타나는 것으로부터 자존감의 안정성 척도가 과연 그 개념을 잘 측정하고 있는지에 대한 문제가 제기 될 수 있다. 이는 기본적으로 문항의 추출과정에서 Rosenberg Self-Esteem Scale을 근거로 두고 있기에 두 척도간의 상관이 .5정도로 다소 높게 나타나고는 있지만, 본 연구에서 우울이나 불안과 Rosenberg Self-Esteem Scale간의 상관역시 .5 정도로 나타나는 것을 볼 때 심리적으로 다른 구인으로 볼 수 있다. Instability of Self-Esteem Scale과의 다소 낮은 상관(-.28)으로 인해 자존감의 안정성 척도의 타당성 측면에 있어서 의심을 해 볼 수도 있겠지만, 정신병리에 대한 자존감의 안정성 척도의 증분설명량은 본 논문에는 제시되지 않은 Instability of Self-Esteem Scale의 정신병리에 대한 증분설명량의 5배 이상으로 설명해 주는 것으로 나타나고 있어 Instability of Self-Esteem Scale이 가지고 있는 측정의 어려움이나, 상황적 영향을 많이 받는 등의 척도자체의 한계를 보완하는 것으로 생각할 수도 있다. 또한 기존연구에서 Rosenberg Self-Esteem Scale과 Instability of Self-Esteem Scale은 ·.26정도의 상관을 나타내고 있지만(Kernis, Grannemann, & Barclay, 1992) 본 연구에서는 -.05로 나타나고 있어 이것이 실험의 오차인지 문화적 차이인지에 대한 추가적인 확인이 필요하다. 자존감의 안정성의 문화적 차이가 발생할 수 있음은 자존감에 대한 기존의 다문화 연구로부터 어느 정도 예측이 가능하며 추가적인 연구를 통해 이에 대해 밝혀나가야 할 것이다.