연구대상

C지역에서 심리학 관련 수업을 수강중인 대학생 413명(남: 145명, 여: 268명)과 대학원생 21명(남: 5명, 여: 16명), 총 434명이 연구에 참여하였다. 학년별로는 1학년 40명, 2학년 72명, 3학년 178명, 4학년 123명이다. 평균 연령은 23.0세(SD=2.43)이고, 연령의 범위는 만 19-38세이다.

측정도구

무조건적 자기수용 척도(Revised Unconditional Self-Acceptance Questionnaire: USAQ-R)

Chamberlain과 Haaga(2001b)가 REBT에 근거 하여 개발한 것으로 수행이나 다른 사람의 평가와 관계없이 얼마나 자신을 온전히 무조건적으로 수용하는지를 알아보는 단일 척도이다. 점수가 높을수록 무조건적인 자기수용이 높다. 총 20문항으로 구성되며 각 문항은 7점 척도로 평정되었고, 역채점 문항은 1, 4, 6, 7, 9, 10, 12, 13, 14, 15, 19이다.

번안은 영어영문학과 교수가 번역한 것을 상담심리전문가 1인과 임상심리전문가 1인, 상담 박사과정 5인과 논의를 거쳐 문항을 수정하였으며, 최종적으로 영어와 한국어 능통 자에게 검토를 받아 최종 번안을 완성하였다. 신뢰도와 타당도가 검증된 척도(15문항)의 내적 일치도(Cronbach's α)는 .78이며, 3개의 요인즉 존재로서 자기수용(5문항), 판단분별로부터 자기수용(6문항), 피드백으로부터 자기수용(4문항)의 내적 일치도는 각각 .71, .72, .58이였다.

자기 존중감 척도(Self-Esteem Scale: SES)

전반적인 자기 존중감을 측정하기 위해 Rosenberg(1965)가 개발하고 이훈진과 원호택 (1995)이 번안한 척도로, 총 10문항이며 4점 척도로 평정된다. 단일 척도로 점수가 높을수록 자기 존중감이 높다. 내적 일치도(Cronbach's α)는 이훈진과 원호택(1995)이 .89였고, 본 연구에서는 .83이였다.

일반적 태도 및 신념 척도(Genera1 Attitude and Belief Scale: GABS)

비합리적인 신념을 측정하기 위해 Bernard (1998)가 만든 척도를 서수균(2009)이 번안하여 타당화한 것으로 5개의 하위요인(인정 욕구, 자기 비하, 성취 욕구, 편안함 욕구, 공정성 욕구)으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 무조건적 자기수용과 가장 높은 상관이 있는 요인(인정 욕구, 자기 비하, 성취 욕구)만을 발췌하여 사용하였다(Davies, 2008). 5점 척도로 평정 되었으며 내적 일치도(Cronbach's α)는 서수균(2009)이 각각 .87, .85, .89였고, 본 연구에서는 각각 .87, .89, .91이였다.

불안 우울 척도(Hospital Anxiety-Depression Scale: HAD)

불안 및 우울을 측정하기 위해 Zigmond와 Snaith(1983)가 개발하고 오세만, 민경준과 박두병(1999)이 번안한 척도로, 불안과 우울의 공유적 특성인 부정적 감정 상태를 통제한 채 불안과 우울 각각의 고유한 특성을 측정한다. 총 14문항으로 홀수 번호는 불안을 측정하는 문항(HAD-A)이고, 짝수 번호는 우울을 측정하는 문항(HAD-D)이다. 4점 척도로 평정되었으며 HAD-A, HAD-D의 내적 일치도(Cronbach's α)는 오세만 외(1999)가 각각 .89, .86이었고, 본 연구에서는 각각 .81, .71이였다.

자기애성 성격장애 척도(Narcissistic Personality Disorder Scale: NPDS)

자기애성 성격을 측정하기 위해 황순택(1995)이 개발하고 한수정(1999)이 자기애적 성격 특성을 포괄하는 문항으로 재구성한 척도를 사용하였다. 총 18문항으로 하위요인은 자기중심성, 웅대성/칭찬과 주목에 대한 욕구, 과대 자기지각으로 구성되어 있고, 7점 척도로 평정되었다. 내적 일치도(Cronbach's α)는 한수정(1999)이 .88이었고, 본 연구에서는 .85였다.

삶에 대한 만족 척도(The Satisfaction with Life Scale: SLS)

삶에 대한 만족을 측정하기 위해 Diener, Emmon, Larsen과 Griffin(1985)이 개발하고 조명한과 차경호(1998)가 한국판으로 번안한 척도로 총 5문항이며 7점 척도로 평정되었다. 단일 척도로 점수가 높을수록 인지적으로 자신의 삶을 보다 만족스럽다고 평가하고 있음을 의미한다. 대학생을 대상으로 한 Diener 외(1985)의 내적 일치도(Cronbach's α)는 .87이였고, 본 연구에서는 .85였다.

탐색적 요인분석

요인분석을 하기 전 문항-총점 상관에서 r=.20미만의 문항은 척도에서 제외하였다. 제외된 문항은 총 2문항으로 ‘목표를 정할 때 인간으로서 나의 가치를 증명할 수 있는 것으로 정한다(13번)’(r=.09), ‘한 인간으로서 나의 가치를 판단하는 것은 좋은 생각이 아니다(20 번)’(r=.15)이다.

USAQ-R 18문항을 대상으로 SPSS 10.0을 이용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 주성분 분석으로 요인을 추출하고 Oblimin 방법으로 회전하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과 Chamberlain과 Haaga(2001b)가 제안한 단일 요인과는 달리 4개의 요인 구조를 보였다. 척도들 간의 상관을 고려하여 표준화 요인계수 값 .50을 기준으로 표준화 요인계수가 .50이하 이거나 비표준화 요인계수가 .50미만 이면서 다른 요인과 높은 상관을 보인 문항(10번, 16번)을 제외하였다. 가급적 적은 문항수로 척도의 설명 변량을 높이면서 좋은 내적 일치도를 위해 4번째 요인(8번)을 제외하고 분석한 결과, 최종 척도는 3요인 구조로 1요인은 5문항, 2 요인은 6문항, 3요인은 4문항이다. 요인 각각의 고유치는 3.94, 1.91, 1.16이고, 3개의 요인은 전체 변량의 46.77%를 설명해 주고 있다. 본 연구에서 확인된 3요인의 명칭은 요인에 포함된 문항의 내용과 특성을 잘 반영하는 상위 개념으로 정하였고, 각각의 명칭은 다음과 같다: 존재로서 자기수용, 판단분별로부터 자기수용, 피드백으로부터 자기수용. 존재로서 자기수용의 문항은 인간으로서 다른 것(성취, 사람)과 비교할 수 없는 고유한 존재로서의 자기수용을 반영하고 있으며, 판단분별로부터 자기수용 문항은 성공이나 실패, 능숙함이나 미숙함, 가치있는 사람이나 그렇지 않은 사람과 같은 판단과 관계없이 자기를 수용하는 정도를 반영하고 있다. 피드백으로부터 자기수용 문항은 칭찬이나 비난과 같은 피드백과 상관없이 자기를 수용하는 정도를 반영하고 있다(표 1 참조).

신뢰도

척도의 신뢰도를 구하기 위해서 내적 일치도(Cronbach's α)를 산출하였다. 무조건적 자기 수용 척도의 내적 일치도는 .78이였고, 하위 요인들의 내적 일치도는 존재로서의 자기수용은 .71이고, 판단분별로부터의 자기수용은 .72, 피드백으로부터의 자기수용은 .58이였다. 4주 간격으로 실시한 검사-재검사 신뢰도에서는 무조건적 자기수용 척도의 내적 일치도는 .80이고, 존재로서 자기수용은 .70, 판단 분별로부터 자기수용은 .74, 피드백으로부터 자기수 용은 .54를 보였다. 특히 피드백으로부터 자기 수용은 다른 요인들과는 달리 검사-재검사 신뢰도가 낮은 편이다. 이는 피드백으로부터 자기수용이 다른 요인들과는 달리 문항수가 적은데서 기인할 수 있으며 특히 관계 지향적 문화에서 칭찬이나 비난과 같은 피드백은 자기수용의 안정성에 영향을 줄 수 있음을 의미 한다.

하위 요인 간의 상관

무조건적 자기수용의 하위 요인간의 상관은 표 2에 제시된 바와 같이 .27에서 .46으로 모두 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 이러한 상관은 하위 요인들이 서로 관련이 있으면서 서로 다른 측면의 무조건적 자기수용을 포함하고 있음을 의미한다.

무조건적 자기수용의 남녀 차이 검증

무조건적 자기수용의 남녀 간의 차이를 알아보기 위해 t검증을 실시했고, 그 결과가 표 3에 제시되었다. 무조건적 자기수용 척도 전체에서는 남녀 간의 차이는 없었지만, 판단분별로부터 자기수용에서는 유의한 차이가 있었다(t=-3.46, p<.01). 이는 여자가 남자보다 성취나 인정과 같은 판단 분별을 더 많이 한다고 볼 수 있다.

수렴 타당도와 변별 타당도 검증

무조건적 자기수용 척도의 수렴 타당도와 변별 타당도를 검증하기 위해 삶에 대한 만족, 정서(불안, 우울), 자기 존중감, 비합리적 신념, 자기애와 상관을 살펴보았다. 상관분석의 결과는 표 4에 제시되었다.

먼저 삶에 대한 만족과 무조건적 자기수용의 하위 요인, 즉 존재로서 자기수용(r=.46, p<.01), 판단분별로부터 자기수용(r=.10, p< .01), 피드백으로부터 자기수용(r=.29, p<.01)에서 유의한 정적 상관이 있었다. 이러한 결과는 무조건적으로 자기를 수용할수록 삶을 더 만족스럽게 평가한다는 것을 의미한다. 자기 존중감 또한 무조건적 자기수용의 하위 요인들, 존재로서 자기수용(r=.64, p<.01), 판단분별로부터 자기수용(r=.29, p<.01), 피드백으로부터 자기수용(r=.51, p<.01)과 유의한 정적 상관이 있었다. 그리고 불안(r=-.43, p<.01), 우울(r=-.38, p<.01), 비합리적 신념(r=-.72, p<.01)은 무조건적 자기수용과 유의하게 부적 상관이 있었다. 결과적으로 무조건적 자기수용을 할수록 삶의 만족과 자기 존중감은 높아지고 비합리적 신념이나, 불안, 우울과 같은 부적인 정서는 낮아지는 것으로 나타났다.

자기애와 무조건적 자기수용과의 관계를 살펴보면 자기애와 무조건적 자기수용의 하위 요인, 존재로서 자기수용(r=-.21, p<.01), 판단분별로부터 자기수용(r=-.43, p<.01), 피드백으로부터 자기수용(r=-.28, p<.01)은 유의한 부적 상관이 있었다. 자기애의 하위 요인별로 살펴보면 자기 중심성(r=-.43, p<.01)과 웅대성/칭찬 주목에 대한 욕구(r=-.35, p<.01)는 무조건적 자기수용과 유의한 부적 상관이 있었고, 과대 자기지각만이 무조건적 자기수용의 하위 요인인 판단분별로부터 자기수용과 유의한 부적 상관(r=-.17, p<.01)이 있었다. 그러나 자기 존중감은 자기애의 자기 중심성과만 유의한 부적 상관(r=-.31, p<.01)이 있었고, 오히려 과대 자기지각과는 유의한 정적 상관 (r=.10, p<.05)이 있었다. 자기애에서의 이러한 차이는 무조건적 자기수용과 자기 존중감이 높은 정적 상관에도 불구하고 구별되는 점이다.

무조건적 자기수용 척도의 교차 타당화를 위해 성격이 다른 세 집단 간의 무조건적 자기수용의 차이를 살펴보았다. 일반 대학생 집단, 심리적 어려움을 겪고 있는 내담자 집단, 그리고 자기 성장을 목적으로 대인관계에서 자기 탐색과 정직, 직면과 자기표현이 자기 이해와 자기 수용을 이끄는 참만남 집단으로 나누어 무조건적 자기수용 정도를 측정하고 집단 간의 차이를 살펴보았다. 이러한 차이를 살펴봄으로서 무조건적 자기수용 척도가 심리적, 정신적 건강을 측정하고 평가하는 임상적으로 타당한 척도임을 밝히고자 하였다.

연구대상

본 연구의 참여자는 대학생 집단과 내담자 집단, 참만남 집단으로 구분된다. 먼저 대학생 집단 참여자는 연구 1에 참여한 대학생 참여자(남: 7명, 여: 10명)를 무선적으로 뽑아 집단에 할당했고, 내담자 집단의 참여자는 C대학의 상담실에 1개월 동안 개인 상담을 신청한 내담자들(남: 6명, 여: 11명)로 접수면접 이후 검사를 실시하였고, 참만남 집단 참여자는 12회기로 구성된 참만남 집단의 참여자들(남: 4 명, 여: 11명)로 집단 마지막 회기에 검사를 실시하였다.

대학생 집단, 내담자 집단, 참만남 집단 간의 무조건적 자기수용 비교

무조건적 자기수용의 하위 요인별로 대학생 집단, 내담자 집단, 참만남 집단의 평균과 표준편차가 표 5에 제시되었다. 무조건적 자기 수용은 참만남 집단이 가장 높았고, 다음으로 대학생 집단, 내담자 집단 순으로 나타났다.

대학생 집단과 내담자 집단, 참만남 집단 간에 무조건적 자기수용의 차이가 있는지 알아보기 위해 변량분석과 사후분석을 실시하였고, 그 결과가 표 6에 제시되었다. 변량분석의 결과 무조건적 자기수용에서 대학생 집단, 내담자 집단, 참만남 집단 간의 유의한 차이(F=6.04, p<.01)가 있었다. 세부적으로 살펴보면 무조건적 자기수용의 하위 요인 중 판단분별로부터의 자기수용에서는 집단 간의 차이가 없었지만 존재로서 자기수용(F=6.24, p<.01)과 피드백으로부터 자기수용(F=5.26, p<.01)에서는 집단 간의 유의한 차이가 있었다.

사후분석의 결과 무조건적 자기수용은 참만남 집단과 내담자 집단에서 유의한 차이가 있었지만 대학생 집단과 내담자 집단, 대학생 집단과 참만남 집단에서는 유의한 차이가 없었다. 하위 요인별로 살펴보면 존재로서 자기 수용에서는 참만남 집단과 내담자 집단 간의 유의한 차이가 있었고, 피드백으로부터 자기 수용에서는 대학생 집단과 내담자 집단, 참만남 집단과 내담자 집단 간의 유의한 차이가 있었지만 판단분별로부터 자기수용에서는 집단 간 차이가 없었다.

무조건적 자기수용 척도는 자기 평가의 비합리성을 주장한 Ellis의 이론을 토대로 다른 사람의 평가나 인정과 관계없이 얼마나 자신을 온전하게 수용하는지를 측정하기 위해 개발된 척도이다. 본 연구는 REBT의 핵심이지만 아직 타당도가 검증되지 않은 채 사용되어지고 있는 무조건적 자기수용 척도를 개발하고 타당화하는데 그 목적이 있다. 먼저 무조건적 자기수용 척도를 타당화하기 위해 탐색적 요인분석을 실시한 뒤 단일 구인을 측정하고 있는지 점검하고 신뢰도와 타당도를 분석하였다. 타당도를 밝히기 위해 관련 척도들과의 상관을 분석하고 임상적 평가와 중재의 유용성을 검증하기 위해 집단 간(대학생 집단, 내담자 집단 그리고 참만남 집단)의 차이를 살펴보았다.

탐색적 요인분석을 실시한 결과 무조건적 자기수용 척도는 존재론서 자기수용, 판단분별로부터 자기수용, 피드백으로부터 자기수용으로 구성된 3요인 구조를 보였다. 이는 Chamberlain과 Haaga(2001b)가 제안한 단일 요인과는 다른데, 이러한 차이는 집합주의 문화와 개인주의 문화에서의 서로 다른 자기개념 규정에서 비롯될 수 있다. 서구의 개인주의 문화에서는 개인을 관계나 의무에 구속되지 않은 독립된 존재로 보기 때문에, 타인이나 사회적 맥락, 피드백으로부터 덜 영향을 받지만, 동양과 같은 집합주의 문화에서는 사회적 맥락이나 관계속에서 자신을 규정하기 때문에(Nisbett, 2004), 집단의 가치, 타인의 평가나 인정에 더 영향을 받을 수 있고, 이러한 차이들이 3요인 구조에 반영될 수 있다. 비록 단일 요인은 아니지만 이러한 다요인 구조는 Ellis(1977)의 무조건적 자기수용의 개념적 정의 “자신이 지적으로 올바르고 유능하게 행동했는지와 상관없이 그리고 사람들이 인정하고, 존중하고 사랑하는지와 관계없이 자신을 온전히 무조건적으로 수용하는 것”에 부합하고, 또한 이러한 다요인은 무조건적 자기수용의 심리적 특성을 세분화하여 다른 심리적 변인들과의 관계성을 심층적으로 이해하는데 기여할 것으로 보인다.

4주 간격으로 실시한 검사-재검사 신뢰도는 .80으로 양호한 편이었으나 하위 요인별 신뢰도는 존재로서 자기수용(5문항)이 .70, 판단분별로부터 자기수용(6문항)이 .74, 피드백으로부터 자기수용(4문항)이 .54로 나타났고, 특히 피드백으로부터 자기수용의 신뢰도는 낮은 편이다. 이것은 원래 무조건적 자기수용 척도가 단일 요인이었기 때문에 문항들 간의 상관이 높고 상대적으로 다른 요인들과는 달리 적은 수의 문항이 영향을 준 것으로 보인다.

수렴 타당도와 변별 타당도를 확인하기 위한 관련 변인들과의 상관에서는 무조건적 자기수용과 삶의 만족, 자기 존중감이 유의한 정적 상관이 있었고, 불안, 우울, 비합리적 신념 그리고 자기애와는 유의한 부적 상관이 있었다. 무조건적 자기수용이 높을수록 삶의 만족도는 높아지고, 정서적으로 안정되고, 비합리적인 신념이 낮았으며, 자기애 성향이 낮았다. 이러한 상관은 Chamberlain과 Haaga(2001a) 그리고 Macinnes(2006)와 Davies(2006)의 연구 결과와도 일치되며 이것은 무조건적 자기수용 척도가 정신건강 척도로서 타당도가 일관되게 지지되고 있음을 시사한다.

Ellis(1995)는 자기 존중감을 전반적인 자기 평가 과정으로 보고, 이러한 평가 과정 자체가 비합리적이고 역기능적이기 때문에 자기 존중감 대신에 무조건적으로 자기수용 할 것을 제안했다. 철학적으로 보면 무조건적 자기수용과 자기 존중감은 반대이지만 본 연구의 결과는 무조건적 자기수용과 자기 존중감이 높은 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 무조건적 자기수용과 자기 존중감의 구성개념이 완전히 구별되지 않고 무조건적 자기수용의 일부 문항이 자기 존중감의 내용과 유사한 의미를 지니고 있기 때문일 수 있다. 예를 들면, 자기 존중감의 어떤 항목(예, ‘나는 대체로 실패한 사람이라는 느낌이 든다’)은 무조건적 자기수용의 어떤 항목(‘비난받거나 실패했을 때 한 인간으로서 내 자신이 더 나쁘게 느껴진다’)에서 측정하려는 내용을 포함할 수 있다.

이러한 높은 상관에도 불구하고 두 개념 간의 주요한 차이는 자기 존중감과는 달리 무조건적 자기수용의 긍정적 자기 평가에 대한 회피에 있다. 무조건적 자기수용은 부정적인 자기 평가뿐만 아니라 긍정적인 자기 평가도 회피하는 경향이 있었다. 하지만 자기 존중감은 부정적인 자기 평가는 회피하고, 긍정적인 자기 평가를 추구하는 경향이 있었다(Chamberlain & Haaga, 2001a). 이러한 차이는 자기애에 대한 무조건적 자기수용과 자기 존중감의 상관에서 드러난 바와 같이 무조건적 자기수용은 자기애와는 유의한 부적 상관을 보였고, 자기 존중감은 자기애(과대 자기지각)와 유의한 정적 상관을 보였다. 그리고 이러한 결과는 Chamberlain과 Haaga(2001a)의 연구 결과와도 일치한다. 오랫동안 자기 존중감이 심리적 건강의 발달과 유지에 중요한 요인으로 간주되어 왔고 자기 존중감을 향상시키기 위해 많은 프로그램들이 개발되어왔다. 그러나 너무 낮거나 높은 자기 존중감은 자기를 과소 또는 과대평가하게 하여 정신건강 발달에 도움이 되지 않을 수 있다(Baumeister et al., 1996; Schlenker et al., 1976; Shrauger & Lund, 1975). 특히 긍정적인 자기 평가는 성공과 인정에 필사적으로 매달리게 하여 심리적 어려움을 유발시킬 수 있기 때문에 집단 상담 프로그램을 구성할 때 정신건강의 중요한 변인으로서 무조건적 자기수용을 높이도록 하는 것이 필요하다.

무조건적 자기수용의 남녀 간의 차이를 살펴보면 다음과 같다. 무조건적 자기수용 전체에서는 남녀 간의 차이는 없었지만, 하위 요인 중 판단분별로부터 자기수용에서는 남녀 간의 차이가 있었다. 이것은 여자가 남자보다 성취나 인정차원을 더 중요하게 간주함을 의미하는데, 이러한 결과는 여자가 남자에 비해 인정에 대한 요구와 의존성, 완벽한 해결 요인이 더 높은데서 기인한다고 할 수 있다(김화경, 1993).

무조건적 자기수용 척도의 임상적 가치를 평가하기 위해 세 집단(대학생 집단, 내담자 집단 그리고 참만남 집단)으로 나누어 무조건적 자기수용의 차이를 살펴보았다. 무조건적 자기수용은 참만남 집단이 가장 높았고, 다음으로 대학생 집단, 내담자 집단 순으로 나타났다. 이러한 결과는 심리적인 어려움을 가진 사람일수록 타인의 관심과 인정, 평가에 의존하기 때문에 이들의 심리적 건강을 위해서 무조건적으로 자기수용을 하도록 격려하거나 자기 평가를 덜 하게 하는 것이 필요함을 의미 한다. 또한 무조건적 자기수용의 하위 요인 중 존재로부터의 자기수용과 피드백으로부터의 자기수용에서는 집단 간의 차이가 있었지만 판단분별로부터의 자기수용에서는 집단 간의 차이가 없었다. 이것은 판단분별로부터의 자기수용이 다른 요인들과는 달리 비합리적 신념의 속성이 강하기 때문에 자기 개방을 통한 자기 이해와 수용, 성장을 목적으로 하는 참만남 집단에서 유의한 차이를 보이지 않을 수 있다. 따라서 판단분별로부터 자기수용을 높이기 위해서는 참만남 집단보다는 합리적 신념을 강화하는 프로그램이 더 유용할 수 있음을 시사한다.

본 연구는 널리 사용되어지고 있는 무조건적 자기수용 척도를 타당화함으로서 무조건적인 자기수용 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하였다. 존재로서 자기수용, 판단분별로부터 자기수용, 피드백으로부터 자기수용 등 3개의 하위 요인으로 분석되면서 무조건적 자기수용의 구성개념을 분명하게 하였고, 관련 변인들과의 상관과 집단 간 차이를 검증함으로서 무조건적 자기수용 척도의 임상적 효용성을 높였다.

마지막으로 본 연구의 제한점은 다음과 같다. 먼저 본 연구의 참여자는 모두 C도에 소재하는 대학의 학생이라는 점과 성비의 불균형이다. 추후 연구에서는 성비의 불균형을 맞추고 대상을 확대하여 척도의 임상적 유용성을 검증해 볼 필요가 있다. 두 번째는 무조건적 자기수용의 하위 요인 중 피드백으로부터 자기수용의 낮은 신뢰도이다. 다른 요인들과는 달리 상대적으로 적은 문항수에서 기인한 것일 수 있기 때문에 신뢰도를 높이기 위해 문항을 개발하는 등 후속연구가 필요할 것으로 보인다. 세 번째는 척도의 번역 과정에서 번역된 USAQ-R의 역번역 과정을 거치지 않아 번역 과정의 정확성의 한계가 있을 수 있다.