서 론

2021년 국내 우울 장애 환자 수는 약 93만 명으로, 2017년 대비 35.1% 증가하였다[1]. 주요 우울 장애(Major Depressive Disorder, MDD)는 부적응을 초래하며, 자살 행동으로 이어질 수 있다[2].

이러한 우울 장애의 근거 기반 치료에는 인지행동치료(Cognitive Behavioral Treatment, CBT), 대인관계 심리치료(Interpersonal Psychological Treatment, IPT), 행동활성화치료(Behavioral Activation Treatment, BAT)가 있다[3]. 이 중 BAT는 활동 수준을 증가시켜 기분을 개선하고, 우울 증상을 감소시키는 치료이다[4]. BAT의 핵심 치료 요소는 활동 모니터링(i.e., 하루 활동을 1시간 단위로 기록하여 활동 패턴과 기분을 파악하는 방법)과 활동 계획(i.e., 활동 실천 일시, 방식 등을 구체적으로 계획하는 방법)으로, 회기 간에 과제로 수행한다[5]. BAT의 우울 증상 감소에 대한 메타 분석 결과에 따르면, 약물 치료(g=−.42) [6]에 비해 효과가 컸으며, 활동 계획 요소만으로도 인지치료에 상응하는 효과가 나타났다[7].

그러나 BAT가 우울 증상 감소에 효과적이라도, 일부 환자에게는 치료 후 유의미한 증상 개선이 나타나지 않을 수 있으며, 치료 무반응 비율이 59.1%에 달한다[8]. 낮은 활동 참여율은 BAT의 무반응에 기여하는 요인일 수 있다. 활동 참여는 BAT의 우울 증상 감소를 위한 핵심 기제인 행동 활성화의 주요 요소이다[9]. 행동 활성화 수준의 증가가 우울 증상 감소에 선행하였으며[10], 활동 참여율이 높을수록 우울 증상의 심각도가 감소하였다[11]. 선행 연구에 따르면 활동 참여율은 다양하게 나타난다. 예를 들어, 1차 진료 현장에서 MDD 환자를 대상으로 한 10회기 개입에서는 참여율이 47%에 불과했으나[12], 정신건강센터에서 MDD 성인을 대상으로 한 9회기의 개입에서는 83.9%로 높았다[13]. 이와 같은 활동 참여율의 차이는 개입에 대한 동기에서 기인했을 수 있다. Busch 등[12]의 연구의 참가자는 의사 추천을 통해 참가자를 모집한 반면, Christoph 등[13]의 연구에서는 자발적으로 정신건강서비스를 원했던 환자를 대상으로 하여, 자발적 동기가 있는 경우 활동 참여율이 높았을 가능성이 있다.

활동 참여와 관련한 다양한 요인(e.g., 치료자 요인, 환자 요인, 과제 요인) 중 환자의 활동 기대와 활동 동기가 주요한 영향을 미쳤다[14,15]. 즉, 활동 기대 및 동기가 활동 참여에 영향을 줄 수 있으며, 활동 참여의 증가는 BAT에서 우울 증상 감소로 이어질 수 있다. BAT는 환자의 활동에 대한 기대 및 동기가 부족하더라도, 우선 활동에 참여하여 보상을 받을 수 있도록 돕는다[16]. 또한, 활동 참여가 우울 증상 감소로 이어질 수 있다는 치료의 이론적 근거를 강조하여 계획한 활동을 완료하도록 지원한다[17]. 그러나 우울 증상을 경험하는 개인은 보상 기대 및 동기가 낮아 보상을 받을 가능성이 있는 활동 참여에도 어려움을 겪을 수 있으며, 이는 MDD의 핵심증상인 흥미와 즐거움의 저하(Anhedonia; 무쾌감증)와 관련이 있다[18]. 즉, 활동 참여의 이득을 인지하더라도 실제 참여가 어려울 수 있다[19]. 이에 BAT의 주요 프로토콜인 행동 활성화(Behavioral activation, BA)에서는 난이도가 높은 활동에 대해 ‘회기 내 연습’을 제안하였으며[20] 우울증을 위한 행동활성화(Behavioral Activation for Depression, BATD)에서는 치료자 모델링, 역할극, 활동에 대한 심상 작업을 권장하였다[21]. 하지만 이러한 전략들이 실제로 활동 참여를 향상시킬 수 있는지에 대한 연구가 부족한 가운데[22] 심상은 활동 기대와 동기를 증가시킬 수 있는 전략으로써 효능이 검증되고 있으며[23], BAT의 활동 계획 과정에 통합하여 우울 감소에 대한 효과를 높일 수 있을 것으로 기대된다[24].

심상은 외부 자극 없이 감각 정보를 경험하는 것으로[25], 이를 통해 과거 혹은 미래의 경험을 실제처럼 시뮬레이션할 수 있다[26]. 심상의 활동 기대, 동기, 참여에 대한 효능이 검증되고 있다. 예를 들어, 우울 증상을 경험하는 성인이 활동의 긍정적인 측면에 대해 상상하도록 했을 때, 활동 기대와[27] 동기[28]가 증가하였다. 또한 비임상집단에서 활동에 대한 심상은 심상을 진행하지 않은 집단보다 더 많은 활동을 완료하게 했으며[23], MDD 환자 대상 연구에서도 자기보고로 평가한 행동활성화 수준이 증가하였다[29]. 심상의 활동 기대, 동기, 활동 참여 증가에 대한 효능이 입증됨에 따라, 최근에는 BAT의 활동 계획 과정에 심상을 결합하려는 시도가 있었다. Pellas 등[24]은 우울 증상을 경험하는 노인을 대상으로 4회기의 원격 BAT를 실시하여 매회기의 활동 계획 후 심상 작업을 진행하였다. 그 결과, 대기 통제 집단에 비해 개입 집단의 우울 증상이 감소하고 행동활성화 수준이 증가하였다. 그러나 대기 통제 집단과 비교한 연구로서, 심상의 추가적 효과를 검증하기에는 한계가 있었다.

따라서 본 연구에서는 중등도 이상의 우울 증상을 경험하는 성인을 대상으로 BAT를 실시하고, 활동 참여를 돕기 위한 전략으로 심상을 추가하였다. 심상의 부가적 효과를 검증하기 위해, 단독 BAT와 심상을 결합한 BAT를 두 집단에 나누어 실시하였다. 즉, 단독 BAT와 비교하였을 때 심상을 결합한 BAT (BAT-Imagery, BAT-I)가 활동 기대, 동기, 참여율을 높이고, 행동활성화 수준 및 우울 증상에 대한 효과를 증진하는지 검증하였다.

연구방법

1. 연구 대상

본 연구의 대상은 한국어판 우울증 선별 도구[30]에서 10점 이상의 점수를 받은 중등도 이상의 우울을 경험하는 성인이었다. 2024년 5월부터 6월까지 전국 소재 대학의 온라인 및 오프라인 공고를 통해 참가자를 모집하였다.

참가자 수는 심상과 BAT를 결합한 선행연구[24]를 참고하여 G*power 3.1.9.7 [31]로 산정하였다. 두 집단(BAT-I, BAT)×4회 측정(사전, 중간, 사후, 추후) 반복측정 분산분석, 검정력 .80, 유의수준 .05, 중간 효과 크기 .25 [24]를 기준으로 최소 24명의 참가자가 필요한 것으로 산출되었다. 본 연구와 유사한 BAT 연구[32]의 탈락률 25%를 고려하여 총 30명의 참가자를 모집하였으며, 정신과 약물치료나 심리치료 등의 개입을 받고 있는 경우 제외하였다.

2. 연구 절차

선정기준을 충족한 30명의 참가자들은 무작위 배정 프로그램(https://www.randomizer.org)을 통해 각 집단에 15명씩 무작위로 할당되었다. 개입은 온라인 플랫폼인 구글 클래스룸(Google Classroom)과 화상 회의 플랫폼(ZOOM)을 통해 진행되었다. 연구 참여에 동의한 참가자에게 개입 링크를 발송하였으며, 참가자들은 주 2회, 총 8회의 개입을 받았다. 구체적으로, 구글 클래스룸을 통해 심리교육 영상과 과제 워크시트를 제공하고, 4회기부터 화상회의를 통해 실시간으로 과제를 검토하였다. BAT-I 집단의 경우, 과제 검토 후 심상 작업을 추가로 진행하였다(Fig. 1).

효과 검증을 위해 우울 증상과 행동활성화 수준의 변화를 4시점[사전, 중간(4회기), 사후, 추후(개입 종료 1개월 뒤)]에서 확인하였고, 활동 기대, 활동 동기, 활동 참여율의 변화를 4회기에서 8회기까지 5시점에서 확인하였다. 개입 효과에서 기대의 영향을 통제하기 위해[33] 치료에 대한 기대를 1회기에 측정하였으며, 개입의 수용 가능성을 평가하기 위해 사후 시점에 만족도 평가를 실시하였다. 설문은 온라인 설문 플랫폼(Google Form)을 통해 해당 시점에 참가자의 연락처로 설문 접속 링크를 전송하여 진행되었다.

본 연구는 부산대학교 생명윤리위원회의 승인을 받았다(IRB No. 2024_53_HR). 모든 연구절차는 비대면으로 진행되었으며, 개입 및 평가에 소요된 시간은 약 4시간 30분이었다. 모든 절차를 완료한 참가자에게 30,000원 상당의 기프티콘을, 일부 절차에만 참여한 경우에는 참여 시간에 준하는 금액의 기프티콘을 참가 보상으로 제공하였다.

3. BAT-I

1) BAT

본 연구의 개입은 Lejuez 등[17]이 개발한 BATD-R 메뉴얼을 기반으로 구성된 주 2회, 8회기의 인터넷 기반 개입이다. BATD-R은 주 1회, 5∼10회기 동안 진행되는 대면 개입으로, 처음 5회기 동안 일일 모니터링을 통해 활동 패턴을 파악하고, 5가지 삶의 영역(관계, 진로/교육, 여가/취미, 건강 및 종교, 일상활동)에서 중요하게 여기는 가치를 실현할 수 있는 활동을 계획하도록 돕는다. 이후 6회기부터 10회기까지는 앞서 배운 치료 개념을 복습하고 활동 계획을 반복적으로 실행하는 과정이 포함된다. 따라서 5회기는 필수 회기 수로 간주되며 이후 회기는 상황에 따라 유연하게 조절 가능하다[17]. 6회기 및 8회기의 BATD-R을 활용한 연구에서도 우울 감소 효능이 확인되었으며[34,35], BAT는 주 2회가 권장된다는 점[36]을 고려하여 본 연구는 주 2회, 총 8회기로 구성하였다.

2) 심상 작업

심상 작업은 치료자가 화상 회의를 통해 참가자와 1대1로 진행하였다. 치료자가 지시문을 읽어주며 참가자가 생생하게 상상할 수 있도록 도왔다. 지시문은 Renner 등[23]의 연구를 참고하여 작성되었으며, 참가자가 각 회기마다 계획한 활동에 맞게 맞춤형으로 수정하였다. 심상 작업은 활동 시작, 참여, 완료 단계로 구성된다. 활동 시작과 참여 단계에서는 활동의 맥락(날짜, 시간, 장소)과 감각(시각, 청각 등)에 집중하며 활동의 긍정적인 측면을 상상하도록 안내하였다. 마지막 완료 단계에서는 가장 동기부여되는 순간에 대해 ‘정신적인 사진’을 마음속에 기억하도록 하였다. 참가자가 계획한 활동 중 2가지 활동을 선택하여 진행하였으며, 한 활동 당 2∼3분이 소요되었다.

개입은 임상심리전문가 자격을 보유한 임상심리 전공 교수의 지도하에 진행되었다. 개입의 구성 요소 및 회기별 주요 내용은 Table 1에 제시하였다.

4. 측정 도구

1) 한국어판 우울증 선별 도구(Patient Health Questionnarie-9, PHQ-9)

중등도 이상의 우울 증상을 선별하고 우울 증상의 수준을 평가하기 위해 한국어판 우울증 선별 도구를 사용하였다[30]. 총 9문항으로 구성되었으며, 각 문항은 4점 Likert 척도(0=없음, 3=거의 매일)로 평정한다. 점수 범위는 0∼27점이며, 점수가 높을수록 우울 증상의 심각도가 높음을 의미한다. 임상적 수준의 우울절단점은 10점이며, 박승진 등[30]의 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .89, 본 연구에서는 .82였다.

2) 한국어판 행동활성화 척도(Korean version of Behavioral Activation for Depression Scale, K-BADS)

행동활성화 수준은 한국어판 행동활성화 척도로 측정하였다[37]. 총 25문항으로, 네 개의 하위 척도(활성화, 회피/반추, 직업/학업적 기능 손상, 사회적 기능 손상)로 구성된다. 활성화 요인은 목표-지향적 활동의 증가와 관련되어 있고 회피/반추 요인은 부정적 정서와 사고에 대한 회피 행동 및 반추와 관련된다. 직업/학업적 기능손상 요인은 우울 증상에 기인하는 무기력감과 수동성으로 인해 직업 및 학업 장면에서 나타나는 기능손상과 관련 있고, 사회적 기능손상 요인은 우울 증상으로 인한 사회적 관계에서의 고립과 관련 있다. 각 문항은 7점 Likert 척도(0=전혀 아니다, 6=완전히 그렇다)로 평정하며, 회피/반추, 직업/학업적 기능 손상, 사회적 기능 손상 하위 척도는 역채점하여 합산한다. 점수 범위는 0∼150점으로, 점수가 높을수록 행동활성화 수준이 높음을 의미한다. Na와 Cho [37]의 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 활성화, 회피/반추, 직업/학업적 기능 손상, 사회적 기능 손상 각각 .82, .87, .73, .86이었으며, 본 연구에서는 각각 .72, .76, .64, .84로 나타났다. BATD 프로토콜은 직접적으로 회피/반추 행동을 다루고 있지는 않으나, BATD가 회피 및 반추 행동에 효과적일 수 있다는 제안에 따라[38] 회피/반추 하위 요인도 포함하여 측정하였다.

3) 활동 관련 변인

활동 관련 변인에는 활동 기대, 활동 동기, 활동 참여율이 포함된다. 활동 기대와 동기는 심상 작업을 활용한 선행 연구를 참고하였다[23,39]. 활동 기대는 계획한 활동에 참여하는 것이 얼마나 즐거울지 예상하는 정도를 묻는 단일문항으로, 7점 Likert 척도(1=전혀 즐겁지 않을 것이다, 7=매우 즐거울 것이다)로 평가하였다. 활동 동기는 계획한 활동을 수행하기 위해 노력하고 싶은 정도를 묻는 단일 문항으로, 활동 기대와 동일한 7점 Likert 척도(1=전혀 노력하고 싶지 않다, 7=최대한 노력하고 싶다)로 평가하였다. 활동 참여율은 ‘(완료된 활동 수/계획한 활동)×100’으로 정의하였다.

4) 치료 신뢰-기대 질문지(Credibility-Expectations Questionnaire, CEQ)

치료 기대는 치료 신뢰-기대 질문지의 기대 하위 척도(CEQ-Expectancy, CEQ-E)로 측정하였다[40]. 총 3문항이며 문항 1과 3은 0%∼100% (i.e., 1점∼11점으로 변환하여 분석에 사용) 사이에서 평정하고, 문항 2는 1∼9점 사이에서 평정하였다. 점수가 높을수록 기대가 높음을 의미한다. Devilly와 Borkovec [40]의 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .90, 본 연구에서도 .90으로 나타났다.

5) 적용 및 수용 가능성

개입의 적용 가능성은 참가자 유지율과 개입 완료율로 측정하였다. 참가자 유지율은 BAT의 적용 가능성을 평가한 선행 연구를 참고하여[41] 종결 회기인 8회기까지 완료한 비율로 정의하였다. 개입 완료율은 우울에 대한 개입 연구의 중도 탈락률을 분석한 메타 분석[42]을 참고하여 전체 회기의 75% (i.e., 6회기) 이상 완료로 정의하였다.

수용 가능성은 심상을 결합한 BAT를 실시한 선행연구[24]를 참고하여 만족도 평가를 통해 측정하였다. 총 2문항으로 구성되었으며, 전반적인 만족도를 5점 Likert 척도(1=매우 불만족, 5=매우 만족)로 평가하고, 개방형 질문을 통해 개입 만족도에 대한 질적 응답을 수집하였다.

5. 자료 분석

본 연구의 주 분석은 치료 의도 분석(Intent to treat analysis)이다. 사전 평가만 완료한 6명의 자료를 제외하고, 개입 완료 기준(i.e., 6회기 이상 참여)에 포함되는 24명의 자료를 분석에 사용하였다. 데이터의 결측률은 0.5%이었으며, MCAR (Missing completely at random) [43] 검정 결과 결측값의 패턴이 완전 무작위임을 확인하였다(χ2=.00, df=1,853, p＞.05). 결측값 대체는 마지막 관측값 진행 대체법(Last observation carried forward, LOCF)을 사용하였다.

집단 간 사전 동등성은 독립표본 t 검정 및 카이제곱 검정을 통해 검증하였다. 집단 간 개입 효과를 비교하기 위해 이원 혼합 반복측정 분산분석(2-way repeated measure ANOVA)을 실시하였다. 우울 및 행동활성화 수준의 경우 집단(BAT-I 집단, BAT 집단)과 측정 시기(사전, 중간, 사후, 추후)의 상호작용 효과를 검증하였으며, 활동 기대, 동기, 참여율은 집단(BAT-I 집단, BAT 집단)과 측정시기(4∼8회기)의 상호작용 효과를 검증하였다. 구형성 가정이 위배된 경우 Greenhouse-Geisser 통계량을 보고하였다. 본 연구 결과 모든 결과 변인에서 측정시기와 집단의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나 세부 결과 양상의 탐색을 위해 사후검정(Bonferroni)을 실시하였다.

개입의 적용 가능성과 수용 가능성을 확인하기 위해 기술통계분석을 통해 참가자 유지율, 개입 완료율, 만족도 설문 응답 빈도를 확인하였고, 개방형 질문의 응답 내용은 의미 단위로 분류하여 범주화함으로써 개입에서 도움이 된 부분을 파악하였다. 모든 분석은 SPSS Ver. 27로 시행하였다.

결 과

1. 집단 간 사전 동등성

전체 참가자의 평균 연령은 만 27.58세(SD=7.67), 여성의 비율은 66.67% (n=16)이었다. 평균 우울 점수는 16.13점(SD=5.16)으로 중등도 수준 이상이었고, 행동활성화 점수는 63.5점(SD=19.57)이었다.

두 집단 간 사전 동등성 검정 결과, 연령 및 성별, 그리고 결과 변인(i.e., 우울, 행동활성화)과 치료 기대에서 유의한 차이가 나타나지 않았다(Table 2).

2. BAT-I의 효과

집단 간 우울 증상, 행동활성화 수준 및 활동 관련 변인(i.e., 활동 기대, 활동 동기, 활동 참여율)의 변화 차이를 분석하기 위해 반복측정 분산 분석을 수행하였다(Table 3). 각 결과 변인에 대한 두 집단의 측정 시점 별 평균 및 표준편차는 Table 4와 같다.

1) 우울

우울 증상 감소에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_(3,66) =0.372, p=.773, η²=.017, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_(3,66) =31.998, p＜001, η²=.59. 즉, 두 집단 모두 개입 후 우울 증상이 유의하게 감소하였으며, 이러한 효과는 1개월 후까지 유지되었다. 사후 검정 결과, BAT 집단은 사전-사후(p＜.001)시점과 사전-추후(p=.006)시점에서 우울 증상이 유의하게 감소하였다. BAT-I 집단에서는 사전-중간(p=.006), 사전-사후(p＜.001), 사전-추후(p=.001) 시점에서 우울 증상이 유의하게 감소하였다.

2) 행동활성화

행동활성화 수준 증가에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_{(2.140,36.383)}=0.475, p=.701, η²=.021. 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_{(2.140,36.383)}=26.495, p＜001, η²=.546. 즉, 두 집단 모두 개입 후 행동활성화 수준이 증가하였으며, 이러한 효과는 개입 종료 1개월 후까지 유지되었다. 사후 검정 결과, BAT 집단은 사전-사후(p＜.001)와 중간-사후(p=.001) 시점에서 행동활성화 수준이 유의하게 증가했고, BAT-I 집단은 사전-중간(p=.019), 사전-사후(p＜.001), 사전-추후(p=.005), 중간-추후(p=.025) 시점에서 유의하게 증가 했다.

(1) 활성화

활성화 수준 증가에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_(3,66)=0.453, p=.716, η²= .020, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_(3,66)=18.475, p＜001, η²=.45. 즉, 두 집단 모두 개입 후 활성화 수준이 유의하게 증가하였으며, 이는 1개월 후까지 유지되었다. 사후 검정 결과, BAT 집단은 사전-사후(p=.004)와 중간-사후(p=.004) 시점에서 활성화 수준이 유의하게 증가하였고, BAT-I 집단은 사전-중간(p=.026), 사전-사후(p＜.001), 사전-추후(p=.019) 시점에서 활성화 수준의 유의한 증가가 있었다.

(2) 회피/반추

회피/반추 수준 감소에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_{(1.785,39.263)}=0.358, p=.667, η²=.016, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_{(1.785,39.263)}=18.455, p＜001, η²=.456. 즉, 두 집단 모두 개입 후 회피/반추 수준이 유의하게 감소하였으며, 이는 개입 종료 1개월 후까지 유지되었다. 사후 검정 결과, BAT 집단은 사전-사후(p=.008)와 중간-사후(p=.001) 시점에서 회피/반추 수준의 유의한 감소가 있었고, BAT-I 집단은 사전-사후(p=.001), 중간-사후(p＜.001), 사전-추후(p=.027), 중간-추후(p=.012) 시점에서 회피/반추 수준의 유의한 감소가 나타났다.

(3) 직업ㆍ학업적 기능 손상

직업ㆍ학업적 기능 손상 감소에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_(3,66)=0.840, p=.477, η²=.037, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_(3,66)=25.713, p＜001, η²=.539. 즉, 두 집단 모두 개입 후 직업ㆍ학업적 기능 손상이 유의하게 감소하였으며, 이는 1개월 후까지 유지되었다. 사후 검정 결과, BAT 집단은 사전-사후(p=.009) 시점에서 직업ㆍ학업적 기능 손상이 유의하게 감소하였고, BAT-I 집단은 사전-중간(p=.015), 사전-사후(p＜.001), 중간-사후(p=.018), 사전-추후(p＜.001), 중간-사후(p=.007) 시점에서 직업ㆍ학업적 기능 손상 수준의 유의한 감소가 있었다.

(4) 사회적 기능 손상

사회적 기능 손상 감소에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_(3,66)=0.869, p=.462, η²=.038, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_(3,66)=13.821, p＜001, η 2=.386. 즉, 두 집단 모두 개입 후 사회적 손상 수준이 유의하게 감소하였으며, 이는 1개월 후까지 유지되었다. 사후 검정 결과, BAT 집단은 사전-사후(p＜.001)와 중간-사후(p=.044) 시점에서 사회적 기능 손상이 유의하게 감소하였으며, BAT-I 집단은 사전-사후(p＜.001)와 사전-추후(p=.024) 시점에서 유의한 감소가 나타났다.

3) 활동 관련 변인

(1) 활동 기대

활동 기대 증가에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으나, F_(4,88)=0.367, p=.831, η²=.016, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_(4,88)=5.779, p＜001, η 2=.208. 즉, 두 집단 모두 개입 동안 활동에 대한 기대가 증가하였다. 사후 검정 결과, 5회기에서 BAT-I 집단의 활동 기대 점수가(5.18점) BAT 집단(4.12점)보다 유의하게 높았다(p=.005).

(2) 활동 동기

활동 동기 증가에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으며, F_{(2.483,53.6388)}=0.733, p=.510, η²=.032, 측정 시기의 주효과는 유의하였다, F_{(2.483,53.6388)}=4.993, p＜.01, η²=.185. 즉, 두 집단 모두 개입 동안 활동에 대한 동기가 증가하였다. 또한, 집단 간 유의한 차이가 나타나, BAT-I 집단(6.1점)이 BAT 집단(5.1점)에 비해 활동 동기 점수가 높았다, F(1,22)=4.504, p＜.05, η²=.170. 사후 검정 결과, 8회기에서 BAT-I 집단의 활동 기대 점수(6.34점)가 BAT 집단(5.00점)보다 유의하게 높았다(p=.012).

(3) 활동 참여율

집단과 측정 시기의 상호작용 효과가 유의하지 않았으며, F_{(2.361,51,934)}=2.646, p=.072, η²=.107, 측정 시기의 주효과도 유의하지 않았다, F_{(2.361,51,934)}=1.330, p=.265, η 2=.057. 그러나 집단 간 차이가 유의하였는데, BAT-I 집단의 활동 참여율(93.17%)이 BAT 집단(66.18%)보다 유의하게 높았다, F(1,22)=11.490, p＜.01, η²=.343. 사후 검정 결과, 7회기(p=.003)와 8회기(p=.037)에서 유의한 차이가 있었다. 즉, 개입 동안의 BAT-I 집단의 활동 참여율이 BAT 집단보다 유의하게 높았다.

3. 적용 및 수용가능성

BAT-I 개입의 적용 가능성은 참가자 유지율(8회기까지 완료) 및 개입 완료율(6회기까지 완료)을 통해 평가하였다. 참가자 유지율의 경우 BAT 집단은 66.66% (n=10)였으며, BAT-I 집단은 73.33% (n=11)였다. 개입 완료율은 두 집단 모두 12명이 완료하여 80%였다.

수용 가능성 평가를 위해 개입을 완료한 24명의 참가자를 대상으로 개입 만족도 조사를 실시하였다. 개입의 전반적인 만족도는 집단 간 차이가 유의하지 않았다(BAT 집단 4.16 (SD=0.94)점 vs BAT-I 집단 4.58 (SD=0.67)점). 개방형 문항 응답에 대한 내용 분석 결과, 두 집단 참가자들이 치료자와 활동 계획 공유를 통한 활동 동기 증가(n=15)와 활동 실천으로 인한 기분 개선(n=8)을 보고하였다. 또한, BAT-I 집단의 참가자 중 일부(n=1)는 심상을 통해 미루어왔던 활동에 대해 동기부여가 되었다는 점에서 도움을 받았다고 보고했다.

고 찰

심상을 결합한 BAT의 우울 증상 감소 효과를 검증한 결과, BAT에 심상을 추가한 것이 활동 동기와 활동 참여율을 높일 수 있었으나, BAT의 우울 증상 감소에 대한 효과를 유의하게 증진시키지 못한 것으로 나타났다. 이는 우선 본 연구에서 심상 작업의 빈도가 선행 연구에 비해 낮아 추가적인 효과가 나타나지 않았을 가능성에 기인할 수 있다. 예를 들어, 중등도 이상의 우울 증상을 경험하는 성인을 대상으로 상황의 긍정적인 측면에 초점을 맞추어 상상하는 한 회기 당 30분 4회기 인터넷 기반 심상 개입에서는 우울 증상이 감소하였다[27]. 또한 MDD를 진단받은 성인 대상으로 휴대전화 메시지를 사용하여 14일 동안 하루 다섯 번 활동에 대해 심상을 진행한 개입에서는 참가자들의 활동 기대가 증가하였다[44]. 이에 비해, 본 연구에서는 BAT-I 집단 참가자는 한 회기 평균 4.81개의 활동을 계획하였으며, 이 중 2개의 활동에 대해서만 5회기 동안 2∼3분의 심상 작업을 진행하였다.

또한, 본 연구는 두 집단 모두 화상회의를 통해 과제를 검토하는 시간을 가졌으며, BAT-I 집단은 추가적으로 심상 작업을 진행하였다. 화상회의가 개입에 대한 동기부여 역할을 했을 가능성도 있다. 화상회의는 언어적, 비언어적 소통을 통해 참가자는 치료자와 연결감을 느낄 수 있게 하여[45], 인터넷 기반 개입의 준수율을 높이는 데 효과적일 수 있다[46]. 본 연구에서 일부 참가자들은 치료자와 직접적인 소통에 만족하였다고 보고하였으며, 개입 완료율도 80%로 높았다. 우울 증상에 대한 화상회의 기반 개입의 효능에 대한 체계적 고찰에 따르면, 동일한 개입(e.g., CBT, BAT)을 화상회의로 진행한 경우 그 효과가 대면 개입과 상응하였고[47], 화상회의 기반 BAT는 대면 방식과 만족도에서도 유의한 차이가 없었다[48]. 따라서 화상회의가 대면 치료와 유사한 효과를 가지며 개입 준수율을 높이는 데 기여한 점이 심상의 추가 효과를 상쇄했을 가능성도 고려할 수 있다.

한편, 행동활성화 수준 증가에 대한 집단과 측정 시기의 상호작용 효과를 분석한 결과 상호작용 효과는 유의하진 않았다. 그러나 추가적으로 진행한 사후 검정에서 BAT-I 집단에서만 개입 종료 후 1개월까지 유의한 행동 활성화 수준의 증가가 나타났다. MDD 성인을 대상으로 활동의 긍정적인 측면을 상상하는 4주, 12회의 인터넷 기반 심상훈련을 실시한 선행 연구 결과, 활동을 생생하게 상상할수록 행동활성화 수준이 증가하였으며 이 효과는 3개월 후까지 지속되었다[29]. 심상이 생생할수록 활동에 대한 동기가 증가한다는 연구 결과를 고려할 때[26], 본 연구에서 BAT-I 집단의 참가자들은 계획한 활동에 대해 구체적이고 생생하게 상상하여 심상의 활동에 대한 동기 부여 효과가 개입 종료 이후의 행동활성화 수준 증가에 기여했을 수 있다.

또한 활동 동기와 활동 참여율에서는 집단과 측정 시기의 상호작용 효과는 유의하지 않았으나 집단 간 차이가 유의하여 BAT-I 집단이 BAT 집단보다 활동 동기와 활동 참여율이 더 높았다. 이는 우울 증상을 경험하는 성인 대상으로 한 연구에서 활동에 대한 심상 작업이 활동 동기를 높였다는 결과[28]와, 비임상 집단에서 활동에 대한 심상 작업이 활동 참여율을 높인 연구 결과[23]의 결과와 일치한다. 즉, 활동에 대한 심상 작업이 활동 동기를 높이고 실제 참여로 이어지는 데 도움을 줄 수 있었다.

그러나 BAT-I 집단에서 활동 참여율이 높았음에도 BAT-I 집단의 우울 증상 감소 폭이 더 크지 않았다. 이는 BAT 집단의 활동 참여율이 BAT-I 집단보다 낮더라도 우울 증상을 감소시키기에 충분했을 수 있다. 예를 들어, 우울증을 동반한 암 환자 6명을 대상으로 BATD를 실시한 연구에서는 활동 참여율이 55%∼67%였던 참가자도 우울 증상이 유의하게 감소한 바 있다[49]. 본 연구에서 BAT 집단의 평균 활동 참여율은 66.2%로, 우울 증상 감소에 기여했던 선행연구의 활동 참여율과 유사한 수준이었다. 따라서 두 집단 모두 유의미한 우울 증상 감소가 나타났을 가능성이 있다.

BAT 전략의 일환으로, 심상 기법의 효과를 높이기 위하여 사전 연습과 심상 지시문에 활동 목표와 구체적인 실천 전략을 상상하는 과정을 포함하는 방법을 제안할 수 있다. MDD 환자가 미래 활동에 대한 긍정적 심상을 형성하는 능력이 저하된다는 메타분석 결과를 고려할 때[50], 사전 연습이 심상의 생생함을 증진하는 데 도움이 될 수 있다. 대표적인 예로 ‘레몬 자르는 상상하기’ 연습이 있다[51]. 이 연습은 눈을 감고 마음속으로 레몬을 관찰하고, 그 맛을 느끼며, 입에 고이는 침을 알아차리는 과정이다. 본 연구에서는 심상을 처음 실시한 4회기에 심상에 대한 설명을 제공했지만, 설명만으로는 참가자들이 생생하게 상상하는 데 어려움을 겪었을 수 있다. 따라서 사전 연습을 실시한다면 심상의 효과를 더욱 증대시킬 수 있을 것이다.

또한, 심상 지시문에 활동 목표와 구체적인 실천 전략을 상상하는 절차를 포함시키는 것이 필요하다. 182명의 비활동적인 성인을 대상으로 한 연구에서, 계획한 활동에 대해 접근 심상(i.e., 목표 달성 후에 느끼는 긍정적 감정과 변화를 상상), 과정 심상(i.e., 행동 실행에 필요한 단계를 상상), 접근+과정 심상(i.e., 접근과 과정 방식을 결합), 중립 심상(i.e., 주변 환경 상상) 방식으로 심상 작업을 진행하였을 때, 접근+과정 심상이 다른 방식들에 비해 신체 활동 계획 및 신체 활동 수준을 유의하게 증가시켰다는 결과가 있다[52]. 본 연구에서 사용된 심상 지시문은 활동을 하는 자신의 모습, 주변 환경, 활동의 긍정적 결과를 상상하는 접근 방식을 따르며, 활동 목표 및 실천을 위한 전략을 상상하는 과정 심상 방식은 포함되지 않았다. 따라서 심상 작업을 시작하기 전에 활동 목표와 실행 전략을 설정하고, 그에 대한 과정을 심상 작업에 포함시키면 활동 기대, 동기, 참여를 증진할 가능성이 있다.

본 연구 결과는 다음의 한계를 고려해야 한다. 첫째, 활동 특성을 평가하지 않아 심상이 어떤 활동 특성에 유익할 수 있는지 명확하지 않다. 활동 특성(e.g., 즐거움, 난이도)에 대한 평가를 통해 심상에 적합한 활동을 파악한다면 심상을 더욱 효과적으로 적용할 수 있을 것이다. 둘째, 화상회의 과정에서 치료자 요인이 개입될 수 있다. 두 집단 모두 화상회의를 통해 과제 검토를 진행하였으며, 일부 참가자는 개입 내용 외의 고민 사항을 논의하거나 예정 시간을 초과하는 경우도 있었다. 이러한 혼입을 통제하여 심상의 효과를 검증하는 것이 필요하다. 셋째, 활동 기대와 동기는 단일 문항으로 측정하여 심층적인 평가가 이루어지지 않았다. 본 연구에서는 계획한 활동에 대한 기대 및 동기를 측정하기 위해 단일 문항을 사용하여 4∼8회기 동안 측정하였다. 그러나 행동 과제나 자기보고 척도를 추가적으로 활용한다면 계획한 활동의 기대 및 동기와 더불어 개입 전후 시점을 포함한 보상 기대 및 동기 수준의 변화를 보다 정확하게 파악할 수 있을 것이다. 예를 들어, 차원적 무쾌감증 평정 척도(Dimensional Anhedonia Rating Scale) [53]는 4가지 영역(i.e., 취미, 음식/음료, 사회적 활동, 감각적 경험)의 욕구, 동기, 노력, 즐거움을 측정한다. 이 중 욕구, 동기, 노력과 관련된 19개의 문항을 합하여 보상 기대 및 동기를 평가할 수 있다[54]. 또한 보상 노력 지출 과제(Effort for Expenditure for Rewards Task) [55]는 금전적 보상을 받을 수 있는 두 가지 난이도의 과제 중 하나를 선택하는 실험 과제이며, 난이도가 높지만 보상을 받을 수 있는 가능성이 높은 과제를 선택한 비율을 통해 보상 동기 수준을 측정할 수 있다[54]. 넷째, 우울장애는 이질적이지만, 심상 작업은 무쾌감증으로 인한 활동 기대 및 동기 감소에 중점을 두고 있기 때문에[56] 본 연구에서 사용한 PHQ-9만으로 심상의 효과를 충분히 파악하지 못했을 수 있다. 무쾌감성 우울 척도(Mood and Anxiety Symptom Questionnaire-Anhedoic Depression, MASQ-AD) [57]를 사용하여 세부 증상의 추이를 파악하는 것이 필요하다. 실제로 MASQ-AD 상위 30% 대학생을 대상으로 활동에 대한 심상 작업을 진행한 연구에서는 활동의 의미나 중요성을 작성한 언어 조건에 비해 무쾌감성 우울 수준이 유의미하게 감소한 바 있다(η²=.06, 중간 효과 크기) [39].

그럼에도 본 연구는 BAT의 활동 참여 촉진 전략으로써 심상의 효과를 탐색하여, 인터넷 기반의 심상 결합 BAT의 적용 및 수용 가능성을 검증했다는 점에서 의의가 있다. 본 연구에서 진행한 BAT의 우울 증상 감소 효과(η²=.59, 큰 효과 크기)는 대면 BAT (g=.83, 큰 효과 크기) [22]와 인터넷 기반 BAT (d=.78, 중간 효과 크기) [58]에 대한 메타분석 결과와 상응하는 수준이었다. 또한 인터넷 기반 개입은 비용 효율성 평가도 필수적이다[59]. 비용 효율성은 증상 개선과 준수율 측면에서 고려해 볼 수 있다[45]. BAT-I 집단이 우울 증상 감소에서는 BAT에 비해 유의한 추가 효과를 보이지 않았다. 그러나 활동 참여율이 50% 이하로 낮은 참가자는 BAT 집단에만 있었고(n=3), 이들은 사전-사후 우울 점수가 유의하게 감소하지 않았다(p=.057). BAT-I 집단의 활동 동기와 활동 참여율이 BAT 집단보다 높았다는 점을 고려할 때, 활동 참여가 어려운 개인에게 심상의 선택적 활용이 효율적인 전략이 될 수 있을 것으로 기대된다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

None.

Fig. 1.

Group comparison of intervention procedures. BATD-R: Behavioral Activation Treatment for Depression-Revised [17].

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