설문지 조사 방법을 통해 자료를 수집하였으며 사전에 담당교수에게 설문에 대한 허락을 얻은 후 수업시간에 연구자가 직접 방문하여 연구 참여에 대해 설명한 후 동의한 사람에 한하여 설문을 실시하고 수거하는 방식으로 진행하였다. 수집된 자료를 바탕으로 문항 분석을 통해 문항의 양호도를 검증하고, 한국판 외상경험 개방에 대한 사회적 반응 척도의 요인구조를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 하위 요인에 대한 척도의 신뢰도를 검증하고, 구인 타당화를 위해 다른 척도들과 상관 분석을 하여 변별 타당도를 검증하였으며 준거관련 변수와의 회귀 분석을 통하여 준거관련 타당도를 확인하였다.

문항을 번역하기에 앞서 원척도를 개발한 Sarah E. Ullman 교수에게 직접 메일을 보내 척도 사용 허가를 받았으며, 번역-역번역 절차를 사용하여 원척도의 문항들을 번안하여 예비척도를 완성시켰다. 먼저 연구자가 번역을 하고 상담 전공 박사 1인, 박사과정 1인과 함께 토의를 통해 원척도와 불일치하거나 이해하기 어려운 문항을 수정하는 과정을 거쳤다. 이렇게 완성된 1차 번역본을 미국에서 장기 거주 경험이 있어 한국과 미국의 문화적 특성을 잘 알면서도 이중 언어구사가 가능한 상담 전공 교수 1인과 검토하고 토의를 통해 문항 번역 내용에 대한 합의를 도출하였다. 이렇게 완성된 2차 번역본을 미국에서 10년 이상 거주한 경험이 있는 심리학 전공자에게 역번역 하도록 하였다. 역번역된 문항과 원문항을 비교하여 원의미를 최대한 변질시키지 않으면서 한국문화에서 쉽게 이해할 수 있도록 예비 척도 문항을 구성하였다. 원문항에서 ‘you’를 사용하여 2인칭으로 되어 있는 문항들을 ‘나’의 1인칭으로 의역하여 우리 언어에서 보다 이해가 용이하도록 수정하였다. 예를 들면, 정서적 지지 1번 문항의 원문항인 ‘Told you that you were not to blame’을 ‘내 탓이 아니라고 말해 주었다’로 번안하였다.

본 연구에서는 외상경험 개방에 대한 사회적 반응 척도를 우리나라에 맞게 타당화하기 위해 서울, 수도권 소재 여자 대학생을 대상으로 설문을 실시하였다. 남자보다 여자가 대인간 외상에 더 많이 노출되고 이로 인한 심리적 후유증에 더욱 취약하다는 선행연구(서영석 외, 2012; Andrews, Brewin, & Rose, 2003; Tolin & Foa, 2006)들을 바탕으로 연구대상을 여자 대학생으로 제한하였다.

총 672부의 설문지를 배부하였고, 회수된 설문지 가운데 척도에 응답하지 않거나 불성실하게 응답한 144부와 대인간 외상 경험이 없다고 응답한 236부를 제외하고 외상 체크리스트를 통해 대인간 외상 경험이 있다고 응답한 292부가 최종 분석에 사용되었다.

연구 참여자의 연령과 외상 유형을 자세히 살펴보면, 연구 참여자의 평균연령은 만 20.76(SD=1.92)세이고, 외상 사건 경과 기간은 3년 이상이 159명(54.5%)으로 가장 많았으며, 6개월-3년(64명, 21.9%), 1개월 미만(24명, 8.2%), 1-3개월(19명, 6.5%), 3-6개월(17명, 5.8%)의 순이었다. 연구 참여자들이 경험한 대인간 외상 사건은 신체 폭력 39명(13.4%), 성적 폭력 53명(18.2%), 정서적 폭력 200명(68.6%)으로 정서적 폭력이 상대적으로 높은 비율을 보였다. 외상 후 스트레스 증상의 심각성을 측정하는 PDS의 평균 점수는 8.88(SD=8.76), 일반적 우울수준을 측정하는 CES-D 총점의 평균 점수는 18.51(SD=10.94)을 보이고 있어 외상 후 심리적 증상과 우울 수준이 높지 않은 집단이라는 점을 확인하였다(표 1).

외상체크리스트

Foa, Cashman, Jaycox와 Perry(1997)가 개발한 외상 후 스트레스 증상 진단 척도(Posttraumatic Diagnosis Scale: PDS) 가운데 외상적 사건 유형에 관한 12문항을 기초로 장진이(2010)가 대인간 외상 경험을 세분화하여 추가한 것을 사용하였다. 외상체크리스트의 사건 유형은 크게 자연재해, 사건, 사고, 질병, 그리고 신체적, 정서적, 성적 폭력으로 나뉘어져 있다. 본 연구에서는 대인간 외상 경험에 해당되는 신체적 폭력, 성적 폭력, 정서적 폭력만 포함하였으며, 구체적인 외상 유형은 표 1에 제시되어 있다. 본인이 경험한 외상 유형에 중복으로 응답할 수 있도록 구성되어 있다.

사회적 반응 척도(Social Reactions Questionnaire: SRQ)

성폭행 경험이 있는 사람을 대상으로 그들의 경험을 타인에게 공개하였을 때 얻는 반응을 측정하기 위해 Ullman(2000)이 개발한 자기 보고식 질문지이다. 두 가지의 긍적적인 반응과 다섯 가지의 부정적인 반응을 포함한 7개의 하위요인 46문항으로 구성되어 있다. 구체적인 하위 척도들이 측정하는 내용은 다음과 같다: (1) 외상 경험자의 말을 들어주고 믿어주며 위로해주는 ‘정서적지지’(Emotional Support/Belief, 15문항), (2) 필요한 정보나 도움을 제공하는 ‘실질적 도움’(Tangible Aid/ Information Support, 5문항), (3) 외상 경험자를 다르게 대우하는 ‘낙인찍기’(Treat Differently, 6문항), (4) 외상 경험에 대한 생각이나 이야기를 하지 못하게 하는 ‘방해하기’(Distraction, 6문항), (5) 외상경험자를 대신해 중요한 의사결정을 하거나 일을 처리하는 ‘통제하기’(Take Control, 7문항), (6) 외상 경험자의 부주의를 탓하는 ‘피해자 비난하기’(Victim Blame, 3문항), (7) 외상경험자보다 자기에게 초점화되어 반응하는 ‘자기중심적 반응’(Egocentric, 4문항). 5점 Likert 척도(0: never, 1: rarely, 2: sometimes, 3: frequently, 4: always)로 측정하며 내적합치도인 Cronbach’s α는 .77에서 .93의 범위로 양호한 값을 나타낸다. 검사 재검사 신뢰도는 .64-.81이었다. 본 연구의 Cronbach’s α는 .76에서 .96의 범위를 나타냈다.

지각된 사회적지지 척도

Blumenthal 외(1987)가 가족(4문항), 친구(4문항), 중요한 타인(4문항)으로부터 받는 지각된 사회적 지지를 측정하기 위해 고안된 척도이다. 본 연구에서는 김희정, 권정혜, 김종남, 이란과 이건숙(2008)이 번안한 척도를 사용하였고, 외상 이후의 사회적 지지정도를 묻는 지시문을 사용하였다. “내가 필요할 때 옆에 있어주는 특별한 사람이 있다.” 등의 12문항으로 구성되며, 7점 Likert 척도(1점: 전혀 그렇지 않다, 4점: 보통이다, 7점: 매우 그렇다)로 측정한다. 김희정과 동료들의 연구(2008)에서의 내적 합치도 α는 .93이었다. 본 연구의 내적합치도 α는 .95였다.

외상 후 스트레스 증상 진단 척도(Posttraumatic Diagnostic Scale; PDS)

Foa 등(1997)이 개발한 외상 후 스트레스 증상 진단 척도를 안현의(2005)가 번안한 것을 사용하였다. PDS는 외상 경험 여부, 사건 발생 시기, 경험 기간, 증상 발현 시기 항목 등 총 49문항으로 이루어져 있는 척도로 본 연구에서는 DSM-IV(APA, 1994) 진단기준에 나타난 진단기준 B, C, D에 기술된 PTSD 증상을 묻는 17문항만을 사용하였다. 각 증상들은 최근 1달 간 자신이 경험한 증상의 정도를 ‘0점(전혀 없음)에서 3점(일주일에 5번 이상)’의 4점 Likert식 척도로 응답하게 이루어져 있다. 총점을 기준으로 절단 점수 20점 이상이면 외상후 스트레스 장애를 의심할 수 있는 수준으로 고려될 수 있다(남보라, 권호인, 권정혜, 2010). PDS의 내적 합치도는 안현의(2005)의 연구에서 .91로 나타났고, 본 연구의 내적합치도 α는 .92였다.

우울 척도(the Center for Epidemiological Studies Depression Scale; CES-D)I

Radloff(1977)의 CES-D를 전겸구, 최상진과 양병창(2001)이 타당화한 통합적 한국판 CES-D를 사용하였다. 이 척도는 일반인들의 우울수준을 보다 용이하게 측정해주는 도구로써 널리 활용되고 있다. “하는 일마다 힘들게 느껴졌다”, “도무지 무엇을 시작할 기운이 나지 않았다” 등의 문항에 4점 척도로 응답하며(0점: 거의 드물게, 3점: 대부분) 총 20문항으로 구성된다. 전겸구 등(2001)의 타당화 연구에서 내적합치도는 .91이었으며, 본연구의 내적합치 도는 .92였다.

자아존중감 척도(Rogenber’s Self-Esteem Scale: RSE)

한국판 외상경험에 대한 사회적 반응척도의 변별 타당도를 살펴보기 위해 Rosenberg(1965)의 자아존중감 척도를 이자영, 남숙경, 이미경, 이지희와 이상민(2009)이 타당화한 것을 사용하였다. 이자영 등(2009)의 연구에서 8번 문항의 번역상 문제를 주장하며, “나는 나를 더 존중하지 못해 안타깝다”로 사용할 것을 제안한 의견을 수용하여 위와 같이 수정하여 사용하였다. 수정된 문항을 사용하여 척도의 문항 분석을 실시하였다. 사용한 자아존중감 척도는 개인의 전반적인 자아존중감(global self-esteem)을 평가하는 도구로 전체 문항이 긍정적 자아존중감 5문항과 부정적 자아존중감 5문항 등 총 10문항으로 구성되어 있고, 각문항의 응답은 ‘1점(대체로 그렇지 않다)에서 4점(항상 그렇다)’까지의 4점 Likert식 평정척도로 되어 있으며 점수가 높을수록 자아존중감이 높다는 것을 의미한다. 본 연구의 내적합치도 α는 .88이었다.

본 연구 자료를 바탕으로 문항 내용을 확인 하여 최종적으로 척도를 구성할 문항을 선택 하고자 번안된 문항의 평균, 표준편차, 문항-하위요인 총점 간 상관, 내적합치도에서 부적절한 문항이 있는지 확인하였다. 문항 수준의 분석 후, 수집된 자료가 잠재변수와 측정변수의 이론적 구조에 얼마나 부합하는지 확인하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 외국에서 개발된 척도를 타문화권에서 사용하기 위해 타당화하는 과정에서 주로 탐색적 요인 분석 후 확인적 요인분석을 실시하지만 SRQ 는 문헌과 경험적인 연구들을 기반으로 개발된 척도이기 때문에 본 연구에서는 확인적 요인분석을 통하여 번안된 SRQ의 요인모형을 검증하고자 하였다. 모형을 평가하기 위해 χ² 검증과 적합도 지수를 고려하였다. 여러 적합도 지수 중에서 본 연구에서는 표본크기에 영향을 많이 받지 않으면서 모형의 적합도 뿐만 아니라 복잡성을 고려하는 RMSEA(Root Mean Squared Error of Approximation), TLI(Tucker Lewis Index)와 CFI(Comparative Fit Index)를 사용하였다(홍세희, 2000). RMSEA는 0.08미만의 값을 가지면 좋은 적합도를 나타낸다고 볼 수 있으며(홍세희, 2000; Hu & Bentler, 1999). TLI와 CFI는 값이 .90 이상이면 적합도가 좋다고 할 수 있다(홍세희, 2000; Bentler, 1990; Tucker & Lewis, 1973).

본 연구에서는 각 요인의 측정 변수가 6-15개로 비교적 많은 편으로 추정오차의 문제가 발생할 수 있고, 정밀하게 구성된 모형에서 조차 적합도 지수가 좋지 않을 가능성이 우려 되어 측정변수를 적정한 수로 줄이기로 하였다. 이를 위해 각 요인별로 요인수를 1로 지정하여 탐색적 요인분석을 실시하여 요인 부하량이 가장 높은 문항과 가장 낮은 문항을 짝짓는 문항 묶음(item parceling)방법을 적용하여 환산점수를 산출함으로써 각 요인별 측정 변수를 3개-4개로 줄여 분석에 사용하였다. 이런 방식은 개별문항의 중요한 정보를 잃을 수 있고, 측정모형의 진정한 관련성이 숨겨질 수 있는 등의 단점이 있지만, 몇 개의 문항이 합쳐지면서 지표로 사용되는 점수의 범위가 커져 정상분포를 이룰 가능성이 높아짐과 동시에 보다 신뢰로운 지표가 되게 한다. 또한 개별 문항을 사용하는 경우보다 추정되는 모수치의 수가 줄어 추정오차를 감소시키는 이점이 있다(Bagozzi & Edward, 1998; Kishton & Widaman, 1994: 김아영, 차정은, 이채희, 서애리, 최기연, 2004 재인용).

또한 외상경험에 대한 사회적 반응 척도와 관련 있는 준거변인들인 사회적지지, 자존감, 외상 후 스트레스 증상, 우울과 상관 및 회귀 분석을 실시하여 변별 및 준거관련 타당도를 확보하고자 하였다. 문항분석과 상관분석을 위해서 SPSS 18.0이 사용되었으며, 확인적 요인분석에는 Amos 18.0을 사용하였다.

번안된 문항의 양호도 검증을 위해 각 문항의 평균과 표준편차, 문항-하위요인 총점 간상관, 문항제거 시 α값 및 내적합치도를 검토 하였다. 문항 분석 과정은 다음의 두 가지 과정으로 이루어졌다. 첫째, 각 문항의 평균과 표준편차를 산출하여 평균이 극단적인 값을 갖거나, 표준편차의 값이 작은 문항들을 검토 하였다(탁진국, 2007). 평균의 경우 0.5미만 또는 3.5를 초과하는 문항을, 표준편차의 경우 0.7이하인 문항을 양호도가 좋지 않은 문항으로 판단하였다. 둘째, 각 하위척도별로 문항-하위척도 총점 간 상관과 문항 제거 시 내적합치도를 산출하여 검토하였다. 문항-하위요인 총점 간 상관은 .3이하인 문항을 양호도 평가의 기준으로 삼았다(김남걸, 2001). 문항별 기술 통계치 및 내적합치도는 부록 3에 제시되어 있다.

문항별 기술통계 분석 결과 각 하위 척도별로 해당하는 문항들 각각의 평균과 표준편차를 살펴보면 정서적지지 2.39-2.94(SD= 1.05-1.26), 실질적 도움 0.37-1.78(SD= 0.77-1.34), 낙인찍기 0.29-0.59(SD=0.60-0.92), 방해하기 0.61-1.47(SD=0.98-1.28), 통제하기 0.53-1.02(SD= 0.89-1.12), 피해자 비난 0.28-0.59(SD=0.69-0.95), 자기중심적 반응 0.68-1.55(SD=1.05-1.28)을 보였다. 정서적 지지를 제외한 나머지 요인의 평균은 대체적으로 낮은 편이었지만 이는 원척도 개발 연구와 비슷한 결과로 원척도 개발 연구에서도 피해자 비난, 낙인찍기, 통제하기 요인의 평균값이 1.0이하로 낮았고, 본 연구에서는 그 외 실질적 도움에서도 척도의 평균값이 1.0이하로 나타났다. 9문항에서 기준이하의 평균을 보이고, 3문항의 표준편차가 기준보다 낮게 나왔다. 삭제될 문항 선정에 앞서 PDS점수가 10점 이상인 107명을 대상으로 문항평균을 검토해보았다. 그 결과 2문항을 제외하고 평균이 0.5이상이었으며 이에 평균이 지나치게 낮은 문항인 TA_4(“형사적 조치를 취할 수 있도록 도와주었다.”), VB_3 (“그 일은 내 탓이며 그 일로 인해 수치스럽겠다고 말했다.”)을 삭제하기로 결정하였다. 문항-하위요인 총점 간 상관은 .76에서 .96으로 양호한 수준을 보여 각 하위요인을 측정하기에 적절한 문항인 것으로 나타났다. 문항 제거 시 내적합치도는 삭제하기로 결정한 VB_3의 경우 .78에서 .81로 높아졌고, TD_1, TC_1을 제거할 경우 각 하위척도의 내적합치도가 .01 증가하나 크게 상승하는 것이 아니라고 판단하여 그대로 두기로 결정하였다. 제거된 2문항을 제외한 번안된 문항은 부록 1에 제시하였다.

본 연구에서 수집된 자료를 기초로 한국판 외상경험 개방에 대한 사회적 반응 척도의 요인구조를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 입력 자료는 원자료를 사용하였으며, 결측치처리를 위해 완전정보 최대우도법(Full Information Maximm Likelihood; FIML)을 사용하였다. 최대우도법을 사용하기 위한 전제 조건인 다변량 정규분포 가정이 충족되는지 검증하고자 개별 문항 묶음들의 첨도와 왜도를 검토하였다. 첨도가 2보다 작고 왜도가 4보다 작은 값을 지닐 때 다변량 정규성 가정이 충족된다고 볼 수 있는데(김주환, 김민규, 홍세희, 2009) 한 문항을 제외하고 첨도는 .08에서 1.95의 범위를, 왜도는 -.14에서 3.91의 범위를 보였다. 이상치를 보이는 문항으로 TA_1의 첨도가 2.07, TD_3의 왜도가 4.09이었지만 기준에서 크게 벗어나지 않은 것으로 판단하여 분석을 실시하였다.

K-SRQ의 전반적인 적합도를 검증하기 위하여 세 가지 가설모형을 설정하였다. 선행 연구와 이론들을 바탕으로 본 연구에서는 K-SRQ의 구조모형에 대해 긍정적 반응과 부정적 반응의 위계적인 모형과 7요인 상호 상관 모형, 사회적 반응의 1요인 모형을 설정하고 적합도 검증을 실시하여 각 모형을 비교하고자 하였다.

본 연구에서는 문항 묶음(item parceling)방법을 적용하여 측정변수를 적정한 수로 만들어 분석에 사용하였다. 문항묶음을 실시하기 위한 전제조건으로 단일차원성(unidimensionality)이 확보되어야 하기 때문에 개념신뢰도(CR)와 분산추출지수(AVE)를 통해 검증하였다. 잠재 요인의 내적 일관성을 측정하는 개념신뢰도(Construct Reliability; CR)는 일반적으로 .70이상 이면 수용 가능한 신뢰도 수준으로 볼 수 있는데(Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998) 본 연구에서는 .74에서 .94의 범위를 보여 내적 일관성이 높은 것으로 나타났다. 잠재변수에 대해 측정변인들이 설명할 수 있는 분산의 크기를 나타내는 평균분산 추출지수(Average Variance Extracted; AVE)는 .50이상이면 측정변인이 잠재변인을 신뢰롭고 타당하게 측정하는 것으로 간주할 수 있는데(Fornell & Larcker, 1981), 본 연구에서는 .46에서 .88을 보여 실질적 도움요인에서 기준에 다소 못 미쳤지만 대체로 측정변인들이 잠재변인을 신뢰롭고 타당하게 측정하는 것을 확인하였다.

한국판 외상경험 개방에 대한 사회적 반응의 세 가지 모형에 적합도를 비교하여 표 2에 제시하였다. 그 결과, 1요인 모형은 자료에 부적합하였으며, 위계 모형과 7요인 모형은 만족할 만한 수준의 적합도를 보였다. 7요인 모형과 χ² 차이 검증을 실시한 결과, 유의수준 .05에서 두 모형은 유의미하지 않은 것으로 두 모형이 같다는 영가설이 수용된다. 그러나 표본크기에 큰 영향을 받지 않는 적합도 지수인 RMSEA, CFI, TLI를 고려할 경우, 7요인 모형이 위계 모형보다 자료와의 적합도가 상대적으로 더 우수하였다(χ²= 474.726, df=209; RMSEA=.066; CFI=.935; TLI=.922). 따라서 K-SRQ의 척도에서 원 척도와 동일하게 7요인 모형을 수용하기로 결정하였다. 표 3에 K-SRQ 의 7요인 모형의 표준화 계수 값을 제시하였다. 모든 모수추정치가 유의미하고, 정서적 지지의 경우 .94의 부하량을, 낙인찍기는 .79에서 .88의 부하량을, 방해하기는 .74에서 .81사이의 부하량을, 통제하기는 .69에서 .83사이의 부하량을, 실질적 도움의 경우 .33에서 .91사이의 부하량을, 피해자 비난의 경우 .81에서 .85의 부하량을, 자기중심적 반응의 경우 .75에서 .79 사이의 부하량을 가지는 것으로 나타났다. 실질적 도움의 2문항(TA_1, TA_5)의 부하량이 .40이하로 비교적 낮은 수치를 보이고 있다. 문항의 내용을 살펴보면 ‘의료적 처리를 받을 수 있도록 도와주었다’와 ‘심리상담을 받을 수 있도록 권유해주었다’로 본 표본의 다수를 차지하는 정서적 폭력의 경우 적합하지 않을 수 있는 내용으로 인한 것으로 보이며 본 측정모델의 적합도를 기준으로 볼 때 크게 문제가 되지 않는 것으로 판단하였다. 또한, 피해자 비난의 경우 측정변수가 2개로 측정오차에 취약하여 잠재변수를 타당하고 신뢰롭게 측정하지 못할 가능성이 있다.

문항 양호도 검증을 통해 삭제된 2문항을 제거하고, 하위 요인들 간 상관을 확인하여 표 4에 결과를 제시하였다. 상관분석 결과 각 하위요인 간에 .02에서 .64의 범위를 나타냈다. 긍정적 반응인 ‘정서적지지’와 ‘실질적 도움’ 의 상관은 .48로 중간정도의 관련성을 나타냈으며, 부정적 반응끼리의 상관은 .08에서 .64로 관련성 정도에서 차이를 보였다. 낙인찍기와 통제하기는 가장 높은 관련성을 보였으며(r=.64, p<.01), 자기중심적 반응은 통제하기(r=.08), 피해자 비난(r=.09)와 관련성이 없는 것으로 나타났다. 긍정적 반응인 정서적 지지는 다른 부정적 반응과 부적인 상관관계(-.15<r<-.42)가 나타난 반면 실질적 도움은 자기중심적 반응(r=.19, p<.01)을 제외하고 다른 부정적 반응(.02<r<.09)과 상관이 거의 없는 것으로 확인되었다. 이러한 결과는 원척도 개발 연구의 상관패턴과 대부분 유사한 것으로 확인되었다. 다만, 정서적 지지와 자기중심적 반응 요인이 본 연구에서는 중간수준의 정적인 관련(r=.33, p<.01)을 보이는 반면 원 척도 개발 연구에서는 관련이 없는 것(r=.04)으로 나타난 것에서 차이를 보였다.

K-SRQ의 변별 타당도를 확인하기 위하여 원 척도 개발 저자가 측정한 척도와 유사한 구성 개념을 측정하는 기존의 표준화된 척도와 상관관계를 확인하였다(표 4). 사회적 지지와 상관 분석 결과 정서적 지지(r=.51, p<.01) 와 실질적 도움(r=.26, p<.01) 요인과는 중간 수준의 정적인 관련성을 보였으며, 낙인찍기 (r=-.34, p<.01), 방해하기(r=-.21, p<.01), 통제하기(r=-.38, p<.01), 피해자 비난(r=-.21, p<.01)과는 중간수준의 부적인 관련성을 보였 다. 또한, 자존감을 측정하는 척도(RSE)와 상관관계 분석 결과 역시 정서적 지지(r=.39, p<.01)와 실질적 도움(r=.24, p<.01) 요인과는 중간수준의 정적 상관을 보였으며, 낙인찍기 (r=-.29, p<.01), 방해하기(r=-.20, p<.01), 통제하기(r=-.35, p<.01), 피해자 비난(r=-.15, p<.01)과는 중간수준의 부적인 관련성을 보여 K-SRQ 하위 요인들이 서로 관련되면서도 구분될 수 있는 개념임을 확인하였다. 반면, 자기중심적 반응과는 유의미한 관계가 없는 것으로 나타났다.

K-SRQ의 준거관련 타당도 중 예측 타당도를 살펴보기 위해 외상 증상을 살펴볼 수 있는 PDS 및 일반적인 우울을 측정하는 CES-D를 종속변인으로 하여 중다회귀분석을 실시하였다(표 5). 분석 결과, K-SRQ가 PDS의 23.5% (F=12.31, p<.001), CES-D의 24.8% (F=13.27, p<.001)를 설명하는 것으로 나타났다. 특히, 사회적 반응 중 통제하기와 정서적지지 요인이 유의하게 외상과 관련된 증상을 설명하는 것으로 나타났다.

본 연구에서는 외상경험 개방에 대한 사회적 반응을 측정하고자 Ullman(2000)이 개발한 사회적 반응척도(Social Reactions Questionnaire)를 한국어로 번안하여 한국판으로 제작하고 그 심리 측정적 속성을 확인하여 우리나라 여자 대학생을 대상으로 타당화하고자 하였다. 본 연구의 주요 결과에 관한 논의는 다음과 같다.

한국판 외상경험 개방에 대한 사회적 반응 척도(K-SRQ)의 문항을 번역-역번역을 거쳐 번안한 후 번안된 문항의 기술통계치와 신뢰도 분석을 통해 문항 양호도를 검토하여 부적절한 2문항을 제거하였다. 대체적으로 하위척도 평균이 낮았지만 원척도 개발연구 결과와 유사한 패턴이 발견되었다. 평균점수를 통해 외상경험자가 전반적으로 부정적으로 여겨지는 반응보다 긍정적으로 여겨지는 반응을 많이 받는 것을 알 수 있었는데, 이는 Wyatt(1992)의 외상 사건을 경험한 비교문화 연구에서 백인과 아시아인이 유사하게 부정적 반응을 가장 적게 받고 긍정적 반응을 많이 받는다는 연구 결과와 일치한다. 특히, 정서적 지지를 제공하는 반응을 가장 많이 받는 것으로 나타났다. 다만, 실질적 도움의 경우 원척도 개발 연구보다 본 연구의 평균이 낮은데 이는 외상 사건 유형의 차이로 인한 것으로 여겨진다. 원 척도 개발 논문의 경우 성폭행 피해자를 대상으로 하였지만 본 연구에서는 대인간 외상 사건 경험자를 대상으로 하여 외상 사건이 신체적인 상해를 입히는 정도에 따라 의료적 조치가 필요하지 않을 수 있으며, 우리나라에서 아직 상담을 권유하는 것이 보편화되지 않은 측면에서 이해할 수 있다.

부정적으로 여겨지는 반응에서는 원척도와 유사하게 피해자 비난, 낙인찍기와 같은 의도적인 부정적 반응에 비해 방해하기, 자기중심적인 반응과 같은 비의도적인 부정적 반응의 평균이 높았다. 이는 주로 외상 사건에 대해 개방하는 비공식적인 관계인 가족이나 친구 등이 의도적으로 외상경험자를 탓하고 다르게 대하는 것이라기보다 본인이 의도하지 않았지만 외상경험자에게는 부정적으로 인식되는 반응을 많이 하였을 가능성이 있다. 특히, 원 척도 개발 논문에 비해 본 연구에서 비의도적인 부정적 반응과 의도적인 부정적 반응이 보다 크게 차이가 났는데 이는 관계중심적인 우리 문화에서 외상경험자가 겪은 충격적인 사건을 마치 자신이 겪은 일처럼 받아들여 화를 내며 격양된 반응을 하고 외상경험자가 그 경험에서 벗어나기 바라는 행동에서 비롯된 결과로 볼 수 있다.

척도의 요인구조를 확인해보기 위해 이론적으로 구성된 경쟁모형을 설정하여 확인적 요인분석을 실시한 결과, 7요인의 상호상관 구조모형이 가장 적합한 것으로 확인되었다. 경쟁모형이었던 1요인 모형은 적합도 지수가 좋지 않았고, 긍정적 반응과 부정적 반응으로 상위 개념을 만든 위계 모형의 적합도 지수는 양호하여 수용할 만하였지만, 7요인 모형의 적합도 지수가 가장 양호한 것으로 나타났다. 이는 부정적 반응으로 되어 있는 요인이라 할지라도 의도적, 비의도적인 반응이 있을 수 있어 이 후 반응의 영향이 다를 수 있으며, 외상 경험자와의 관계나 그 반응의 의도를 고려할 때 긍정적으로 여겨질 수도 있기 때문에 요인들을 긍정적, 부정적으로 상위 개념을 만드는 것 보다는 개별 요인으로 모형 구조를 검증한 것이 보다 적합한 결과를 나타낸 것으로 보인다.

또한, 요인 간 상관분석을 통해 하위요인간의 관련성을 살펴본 결과, 원척도와 한국판 척도에서 공통적인 부분 뿐 만 아니라, 일치 하지 않는 부분 역시 확인되었다. 긍정적으로 여겨지는 사회적 반응인 정서적 지지와 실질적 도움은 두 연구 모두에서 중간정도의 정적인 관련성을 보였으며, 부정적으로 여겨지는 사회적 반응의 하위요인들은 부적인 관련성 및 관련성이 없는 것으로 나타났다. 구체적으로 낙인찍기와 통제하기 요인간의 관련성이 두 연구 모두에서 가장 높게 나타났으며, 낙인찍기와 방해하기, 방해하기와 통제하기, 통제하기와 피해자 비난의 요인 간 관련성이 중간 정도로 유사하게 나타났다. 반면, 자기중심적 반응 요인에서 문화간 차이가 발견되었다. 본 연구에서는 자기중심적 반응이 정서적 지지와 유의미한 정적인 관련성이 나타났으며, 통제하기와 자기비난 요인과는 관련성이 없는 것으로 나타난 반면, 원 척도 개발 연구에서는 자기중심적 반응이 정서적 지지와 유의미한 관련이 없고, 다른 부정적인 사회적 반응과 중간정도의 관련성이 있는 것으로 나타났다. 즉, 자기중심적 반응이 한국에서 수집된 자료에서는 보다 긍정적인 기능을 하는 것으로 여겨진다. 이는 각 하위 요인들이 문화에 따라 다르게 기능할 가능성을 시사하며, 외상 경험에 대한 사회적 반응이 문화 보편적인 특성과 함께 문화 특수성을 가질 수 있음을 의미한다. 이에 사회적 반응에 대한 범문화적인 특징과 문화특수적인 측면을 확인하여 사회적 반응의 영향력이 문화에 따라 다른지 확인해볼 필요가 있겠다.

척도의 하위구인에 대한 신뢰도를 확인하기 위하여 내적합치도를 산출한 결과 전체 척도 및 하위척도 모두 높게 나와 척도를 일관적으로 측정하고 있는 것으로 나타났다. 타당도를 확인하기 위해 본 척도와 관련 변인을 대상으로 상관 분석을 실시하였다. 그 결과 사회적 지지와 자존감은 정서적지지, 실질적 도움 요인과는 유의미한 정적인 관련성을, 낙인찍기, 방해하기, 통제하기, 피해자 비난과는 유의미한 부적인 관련성을 보였으며, 자기중심적 반응과는 유의미한 관련이 없는 것으로 나타나 개념들 간의 변별 타당도가 입증되었다. 구체 적으로 외상경험 개방 이후 긍정적이라 여겨지는 반응을 받는 것은 높은 자존감과 관련되고, 부정적이라 여겨지는 반응을 받는 것은 자존감이 낮은 것과 관련이 되는 것을 확인할 수 있었다. 이는 타인의 반응으로 인해 외상 경험자의 자아존중감이 영향을 받는 것으로 해석할 수 있다. 한편, 외상사건을 경험한 후 자기에 대한 부정적인 인식이 있는 사람일수록 타인으로부터 부정적인 반응을 더욱 이끌어 낸다는 선행 연구 결과가 있다(Macy, Nurius, & Norris, 2006; Ullman, Townsend, Filipas, & Starzynski, 2007). 즉, 외상 경험 이후 사건 귀인을 자신에게 돌리며 자아존중감이 낮은 사람일수록 비난받을만한 자신의 행동과 관련된 정보를 더 많이 개방하여 타인으로부터 부정적인 반응을 이끌어낼 가능성을 높이는 것으로 추후 연구에서 어떤 변인이 다른 변인에 더 영향을 주는지 그 관계를 명확히 밝힐 필요가 있겠다.

준거관련 타당도를 살펴보기 위해 외상 후 증상을 측정하는 PDS, CES-D와 회귀분석 결과, 사회적 반응은 외상 후 증상과 우울을 유의미하게 설명하였으며 특히, 통제하기 반응을 많이 받는 것과, 정서적 지지를 낮게 받는 것이 외상 후 증상을 더욱 설명하는 것으로 나타났다. 이를 통해 각 하위 요인별로 외상 이후 부적응에 영향을 미치는 정도가 다를 것을 예상해볼 수 있다.

본 연구는 외상경험 개방에 따른 사회적 반응을 측정하는 척도를 국내에 도입하고 타당화하였다는 점에서 의의가 있다. 외상사건에 대한 타인의 반응은 외상경험자가 그 사건과 그 사건을 경험한 자신에 대한 평가에 영향을 미쳐 이후 적응에 중요한 요소임에도 불구하고 그동안 긍정적, 부정적 반응을 포괄적으로 측정할 수 있는 적절한 도구가 부재하여 국내에서 연구가 미흡하였다. 이에 SRQ가 국내에 소개되고 타당화되어 추후 경험적 연구 및 상담현장에 사용될 것으로 보여 상당한 의의가 있다고 생각된다.

특히, SRQ는 다양한 관계의 타인으로부터 받는 사회적 반응을 측정하도록 고안된 도구로서, 이 도구를 통해 다양한 관계의 타인의 반응의 고유한 영향력에 대해서 살펴볼 수 있을 것으로 예상된다. Ullman(2011)에 의하면 연인관계는 다른 타인들보다 외상 경험자를 가장 다르게 대하며 연인으로부터의 부정적인 반응은 다른 관계로부터의 반응보다 회복에 부정적 영향을 미치는 것으로 드러났으며, 친밀도가 낮은 관계의 타인으로부터 받은 긍정적인 반응은 덜 중요하게 여겨지는 것으로 밝혀졌다. 또한, 같은 사회적 반응이라 할지라도 타인의 의도를 고려했을 때 그 영향력이 달라질 수 있다. 경찰관에 의해 정서적지지 없이 주어지는 실질적으로 도움이 되는 정보는 피해자를 탓하는 것으로 여겨져 부정적으로 인식되기도 하며, 외상경험자의 행동에 대한 비난하기가 친구나 상담자에 의해 제공되었을 때 그 반응의 목적이 추후에 외상 재발 방지를 위한 것으로 외상경험자의 행동의 잘못된 점을 알려주는 것으로 여겨질 경우 긍정적으로 인식되기도 하였다(Ahrens, Cabral, & Abeling, 2009). 이처럼 타인의 반응양상과 그 영향은 외상경험자와의 관계, 반응의 의도에 따라 다르게 나타날 수 있으며, 이러한 다양한 사회적 반응의 영향력에 대한 연구를 통해 외상 경험 이후 회복환경과 관련한 이해를 높일 수 있을 것으로 기대된다.

또한, 사람에 의해 의도적으로 발생한 대인간 외상으로 인해 상처를 받은 사람이 다른 사람의 부정적 반응으로 인해 2차 피해 (secondary victimization)를 받게 되는 것은 이후 더욱 심한 심리적 후유증을 유발할 수 있다. 반면, 사람으로부터 상처를 받았지만 다시 사람에 의한 지지와 도움을 얻어 자신, 타인, 세상에 대한 신뢰를 회복하는 것은 외상 후 적응에 중요한 요소이며 이에 대한 연구에 K-SRQ가 유용하게 사용될 수 있을 것으로 보인다.

외상 경험자가 받는 사회적 반응과 그 영향에 대한 연구를 통해 실제 임상 현장 적용에 관한 시사점을 얻을 수 있을 것으로 기대된다. 그 예로 경찰, 의사, 사건 처리 기관 등 공식적인 처리자들이 외상 경험자에게 외상 사건과 관련하여 어떻게 반응해야 하는지에 대한 예방과 교육 프로그램을 개발하여 외상생존자들이 지지를 받으면서 그들의 경험을 이야기하고 회복하는데 도움이 되는 환경을 제공할 수 있을 것이다.

본 연구는 다음과 같은 몇 가지 제한점을 지니고 있어 후속연구를 통해 보완할 필요가 있다. 우선, 본 연구에서는 원척도의 46개 문항을 한국어로 번안하여 문항분석을 통해 2개 문항을 삭제하였지만 원척도의 문항을 번안하여 소개하는 것에 최대한 충실하고자 하였다. 이에 일부 문항에서 낮은 평균치나 요인부하 량을 보이지만 최대한 문항을 그대로 유지하기로 결정하였다. 척도의 문항을 보면 각 문항들이 측정하고자 하는 영역을 적절하게 대표하고 있어 안면타당도가 높으므로 본 척도를 통해 외상경험 개방에 따른 사회적 반응을 살펴보는 것에 크게 무리가 없을 것으로 판단된다. 하지만 추후에는 원척도와 번안된 척도 사이에 차이가 나는 문항들에 대해 검토하여 한국의 현실에서 보다 잘 적용될 수 있는 사회적 반응 문항에 대한 개발 및 후속논의가 필요할 것으로 보인다.

본 연구에서는 대인간 외상 경험자 표집의 어려움으로 인해 탐색적 요인분석을 실시하지 못하여 교차타당화가 되지 못하였으며, 확인적 요인 분석시 문항묶음을 분석단위로 사용하여 개별 문항의 고유한 특성을 확인하지 못하였다. 따라서 다른 표본을 모집하여 척도를 실시하여 각 문항이 해당 요인에 제대로 부하 되는지, 개별 문항의 고유분산에 문화적 특색이 있는지, 동일한 모형이 지지되는지 등이 반복적으로 검증될 필요가 있으며, 필요할 경우 한국판 역시 수정되어 계속적인 타당화 연구가 진행될 필요가 있다. 또한 본 연구에서는 비임상군이 여자 대학생을 대상으로 신뢰도와 타당도를 검증하였으나, 이 척도가 다양한 대상에서 일반화되기 위해서는 남자 대학생, 일반인, 및 임상집단을 포함하여 신뢰도와 타당도를 함께 살펴보는 작업이 이루어져야 할 것이다. 여성이 남성에 비해 외상 이 후부정적인 반응을 많이 받으며 이에 대한 영향력도 큰 것으로 밝혀진 Andrews 등(2003)의 연구 결과를 통해서 사회적 반응에서 집단별로 차이가 있을 것을 예상해 볼 수 있다.

외상사건에 대한 개방을 할 때 더 많은 정보에 대해서 더 많은 사람에게 이야기하는 것은 보다 많은 긍정적 혹은 부정적으로 여겨지는 사회적 반응을 받게 되며, 이러한 반응의 균형에 따라 사회적 반응의 영향력이 달라질 수 있다(Ullman & Fillipas, 2001). 본 연구에서는 외상 사건 개방 횟수, 개방 정도에 대해서 통제하지 않았기 때문에 이에 대한 정보를 얻을 수 없었지만 추후 연구에서는 이에 대해 면밀히 살펴볼 필요가 있다. 마지막으로, 본 연구는 회고적 연구로 실제 받은 사회적 반응과 본인에게 주관적으로 인식된 사회적 반응이 다를 가능성이 존재한다. 다른 사람이 자신에게 보인 반응은 개인의 성격적 측면, 주관적인 해석 등에 의해 영향을 받을 수 있다. 실제 받은 사회적 반응과 인식된 사회적 반응이 포함되어 연구가 되었을 때 지각된 사회적 반응이 심리적 고통감을 더욱 줄이는 것으로 밝혀진 바 있다(Kaniasty & Norris, 1992). 따라서 인식된 사회적 반응과 실제로 받은 사회적 반응에 영향을 미치는 요인과 효과에 대해서 추후 연구에서 밝혀질 필요가 있다.

이와 같은 제한점들을 고려하여 척도를 보완하고 지속적으로 신뢰도 및 타당도에 대한 검증이 이루어진다면, K-SRQ의 국내 효용성을 높일 수 있을 것으로 예상되며 사회적 반응의 영향과 그 기제를 밝히는 연구에 유용하게 사용되어 이후 임상현장에 적용될 수 있을 것으로 기대된다.