서 론

주요우울장애와 같은 심리적 어려움을 겪는 이들 중 많은 사람들이 단순히 부정적인 기분의 지속만이 아니라 흥미나 즐거움의 감소, 활력의 저하 등 긍정적인 동력의 상실을 경험한다[1]. 우울 등의 부정적 정서를 경험하는 많은 이들은 흥미와 즐거움의 감소를 보이며, 사회적으로 철수하는 회피 위주의 전략을 사용한다. 그러나 살아감에 있어 고통의 부재와 즐거움의 축적, 둘 중 하나만으론 좋은 삶을 영위할 수 없듯이, 이러한 대처 방식은 긍정적 경험에 대한 기회를 감소시키고 무력감, 자신감 저하를 야기하여 우울 증상을 증폭시키는 악순환을 야기할 수 있다[2].

과거에는 초기 우울증에 대한 근거 기반 치료로 부정적인 사고에 초점을 맞춘 인지치료가 주목받았다면, 최근에는 개인의 행동 및 활동 개입에 초점을 맞추는 행동활성화(Behavioral Activation, BA) 기법이 주목받고 있다. 행동활성화 개입에서는 개인의 삶에서 일어나는 사건 및 그 사건에 대한 반응인 대처양상에 대해 모두 주목하는데, 많은 우울한 개인이 회피 방식의 대처를 사용하지만 우울증에 걸린 개인의 특정한 생활 환경, 즉 상황에 대한 특정 대처 방식이 우울을 지속시키는 데에 일조함을 강조한다[3]. 예로 불편한 대인관계, 직업 및 일상적 상황, 괴로운 생각이나 감정 등에서 회피하거나 단기적인 즐거움을 추구하는 것은 고통을 피하는 단기적인 회피 방식으로 기능할 수 있지만, 장기적으로는 개인의 활동 범위를 좁히고 긍정적 자극에 접할 기회를 저해한다는 부작용 또한 가지고 있다. 이러한 관점하에, 행동활성화는 적응적인 행동의 빈도와 질을 높이고 우울을 유발하는 회피행동을 제거하여 개인의 기능적 활성화를 돕고자 한다[4].

최초의 행동활성화는 우울증 환자의 치료를 목적으로 하여 개발되었으나, 최근에는 스트레스 감소[5], 외상 후 스트레스 장애[6], 준임상 수준의 우울[7], 조현병[8] 등 다양한 집단을 대상으로 한 행동활성화의 효과성 검증 연구들이 국내외로 증가하고 있다. 또한 여러 연구자들이 행동활성화가 우울증에 속하는 임상군에게만 적용되는 것이 아니라 개인의 삶의 질, 즉 웰빙(well-being)을 향상시키는 심리적 개입 방식으로써 효과적임을 강조하고 있다[9].

최근 현대인들의 정신건강 관리에 대한 관심이 증대됨과 더불어 사회적으로 예방적 차원에서의 조기개입의 중요성이 점차 강조되고 있으며, 이에 비임상 집단의 웰빙을 증진시키기 위한 접근으로써 행동활성화 개입이 시도되고 있다. 여러 연구들이 행동활성화가 임상 수준에서의 치료만이 아니라 예방적 차원에서의 접근 및 개인의 정신건강 관리에도 도움이 된다는 결과들을 보고하고 있다[10,11]. Diener와 Seligman [12]은 행복한 삶의 세 가지 구성 요소로 긍정적 정서(positive emotion), 참여(engagement), 그리고 의미(meaning)를 제안하였다. 행동활성화 개입은 개인의 활성화 수준을 높이고 의미 있는 활동에 대한 참여를 증가시켜 개인의 긍정성을 향상하는 데에 기여할 수 있다.

행동활성화의 또 다른 장점 중 하나는 기술들이 비교적 간단하여 치료자들을 교육하기 용이하며 정신분석 등의 접근 방식에 비해 요구되는 치료 회기의 수가 비교적 적어 비용 대비 효용이 크다는 점이다. Ekers 등[13]의 연구에서는 간호사 등 준전문가 수준의 치료자들이 제공하는 행동활성화 처치 역시 우울증 개선에 효과적임을 확인하였으며, Nasrins 등[14]은 행동활성화 단일 회기 치료가 대조군과 비교하였을 때 우울증 개선에 효과를 보였음을 보고하였다. 이러한 장점에 힘입어 우울증 확산 방지 및 예방을 목적으로 한 접근법, 비대면 처치 등 행동활성화 치료의 적용 대상과 방법이 점차 확장되는 추세에 있다[15,16]. 특히 컴퓨터 기반 처치와 같은 비대면 개입은 저비용으로 심리적 웰빙을 증진시키고자 하는 이들에게 더욱 적합하다[17].

Kanter 등[18]은 우울증 환자의 행동활성화 정도, 치료에 의한 예후, 치료 효과 등을 측정하기 위하여 우울증의 행동활성화 척도(Behavioral Activation for Depression Scale, BADS)를 개발하였다. BADS는 가치지향적 행동의 활성화(activation), 부정적인 생각과 감정에 대한 회피 및 반추(avoidance/rumination), 직업 및 학업적 기능 저하(school/social impairment), 사회적 기능 저하(social impairment)의 4가지 세부 척도로 구성된 자기보고식 척도로, 총 25문항으로 구성되어 있다. 각 하위척도는 일상생활에서의 기능 저하의 수준을 평가하고 목표 지향적인 행동에 대해 개인이 얼마나 활성화되었는지에 대해 평가한다.

Manos 등[19]은 BADS가 대학생 및 우울 증상이 높은 지역사회 샘플을 대상으로 한 연구에서 내적 일관성, 수렴타당도, 변별 타당도를 포함하여 수용 가능한 수준의 심리 측정 속성을 보여주었지만, 몇 가지 한계점도 확인되었음을 지적하였다. 우선 BADS의 확인적 요인 분석의 모형적합도가 적절하기는 하나, 하위 척도가 경험적으로 도출되어 행동활성화의 핵심적인 이론적 구성 개념보다는 사회적, 직업적 영역에 주로 초점을 맞추는 결과가 초래되었다고 보았다. 이들은 활성화(activation) 하위 척도가 다른 하위 척도나 BADS 총점에 비해 우울 척도와의 상관이 낮게 나타난 점도 이러한 심리측정적 속성에 기인한다고 설명하였다. 또한 항목 6 (“I was active, but did not accomplish any of my goals for the day”)은 성과가 낮아 삭제 여부를 검토할 필요가 있다고 보았다. 이에 더해 행동활성화 치료 세션에서 치료적 변화를 측정하기 위해 다른 여러 척도와 함께 사용하려면 좀 더 쉽고 간편하게 실시할 수 있는 단축형 개발이 필요하다고 제안하였다. 이에 Manos 등[19]은 BADS의 심리측정적 속성을 개선하고 이론적 근거에 더 잘 부합하면서도 심리치료 회기 내에서 쉽게 평정할 수 있도록 짧은 문항으로 구성된 단축형 버전, BADS-SF를 개발하였다. BADS-SF는 행동활성화의 핵심 구성 개념인 활성화(activation)와 회피(avoidance)를 측정하는 문항에 우선순위를 두었고, 특히 행동활성화에서 중요하게 다루는 목표 지향적인 활동과 즐거운 활동을 대표하는 문항이 포함되도록 하였다. 또한 이들은 BADS의 내적 일치도와 수렴 및 변별 타당도를 유지할 수 있는 문항, BADS의 확인적 요인 분석에서 높은 적합도를 보인 문항, 명확하고 간결하게 표현된 문항으로 구성하였으며, BADS에서 중복된 내용의 문항이나 덜 중요한 문항은 제거하였다. 이와 같은 방식을 통해 BADS에서 8항목을 선정하였으며, 즐거운 활동의 개념이 포함된 한 문항을 추가하여 최종 9문항의 BADS-SF를 개발하였다. BADS-SF는 개인의 활성화와 회피 수준을 독립적으로 측정하는 데에 주안점을 두며, 내적 타당성 및 신뢰도 면에서 우수하고 보다 경제적이라는 장점이 있다.

국내에서는 Oh 등[20]이 우울증 성인 환자 196명을 대상으로 하여 Kanter 등[18]이 개발한 BADS를 번안하고 신뢰도 및 타당도를 평가하여 K-BADS가 국내 우울증 성인 환자들의 행동 활성화의 정도를 평가하는 데에 적절한 도구임을 확인하였으며, Na와 Cho [21]는 256명의 대학생 표본을 대상으로 K-BADS의 타당화 연구를 진행하였다. 그러나 현재 행동활성화 정도를 평가하는 척도는 우울증 환자나 대학생과 같은 특정 표본 집단에 국한하여 신뢰도 및 타당도 연구가 진행되었기에 전 국민 대상의 정신건강 증진의 측면에서 이 척도를 일반화하여 사용하기에 제한이 따른다. 그뿐만 아니라, Manos 등[19]이 개정한 단축형 행동활성화 척도는 더욱 경제적이고 간단하며 신뢰도 역시 높아 노인 등의 다양한 집단을 대상으로 행동활성화 수준을 측정하기에 용이하다는 장점이 있으나 아직 단축형 척도는 국내에서 타당화 연구가 진행된 바 없다.

이러한 연구 배경하에, 본 연구의 목적은 한국형 행동활성화 척도 단축형(K-BADS-SF)의 신뢰도 및 타당도를 확인하여 행동활성화 척도가 보다 다양한 장면에서 사용될 수 있도록 돕는 것이다. 앞서 설명되었듯 행동활성화는 여러 집단을 대상으로 비대면 등 다양한 플랫폼을 통해 사용되고 있으며, 경제적이고 효과가 뛰어나다는 장점이 있어 단축형 척도의 사용성이 매우 뛰어날 것으로 보인다. 더해, 기존 선행 연구들은 우울증 환자나 대학생과 같은 특정 표본 집단에 국한하여 신뢰도 및 타당도 연구를 진행하였다. 본 연구에서는 20대부터 60대에 이르기까지 다양한 연령대의 지역사회 집단을 대상으로 타당화를 진행하여 단축형 행동 활성화 척도를 전 국민 대상의 정신건강 증진을 목표로 일반화하여 사용할 수 있도록 하고자 한다.

연구방법

1. 연구대상

온라인 패널 데이터 업체를 통하여 국내의 만 18세부터 69세까지의 참가자 500명을 모집하였다. 이 중 불성실 응답자를 찾아내기 위해 의미적으로 정반대의 내용을 내포하는 문항 짝을 선정하였다. 예를 들어 ‘나는 활동적이지만 하루의 목표를 하나도 달성하지 못했다’라는 문항과 ‘나는 활동적인 사람이고 내가 정한 목표를 완수했다’라는 문항과 같이 대립되는 문항 세트를 선정하고 두 문항에 동일하게 ‘매우 그렇다’-‘매우 그렇다’ 혹은 ‘전혀 그렇지 않다’-‘전혀 그렇지 않다’로 응답한 참가자들을 불성실 응답자로 간주하였다. 이외에 ‘하기 힘들더라도 장기적인 목표에 부합하는 일들은 수행했다’문항과 ‘나는 불쾌한 감정으로부터 주의를 분산시키기 위한 활동에만 참여했다’ 문항 쌍이 추가로 선별 기준으로 사용되었다. 최종적으로 불성실 응답자 29명의 데이터를 제거하고 총 471명의 응답을 분석에 포함하였다. 포함된 인구통계학적 특성에 따른 참가자의 분포는 Table 1과 같다.

또한 검사-재검사 신뢰도를 확인하기 위하여 기존의 연구 참가자들 중 무작위로 50명을 선정하여 4주 뒤 동일한 설문에 반복하여 응답하도록 하였다. 이 중 앞서 불성실 응답자로 제외되었던 4명의 응답을 제외하고 46명의 응답을 최종적으로 검사-재검사 신뢰도 분석에 사용하였다.

모든 참가자들은 자발적으로 연구에 동의하였으며 실험전 실험에 대한 안내 및 주의사항, 참가비 지급에 대한 내용이 포함된 동의서를 확인한 뒤 연구에 참여하였다. 본 연구는 영남대학교 기관생명윤리위원회의 승인을 받고 진행되었다(7002016-A-2023-005).

2. 연구도구

1) 한글판 단축형 행동활성화 척도(Korean behavioral activation for depression scale-short form, K-BADS-SF)

Manos 등[19] 은 Kanter 등[18]에 의해 개발된 BADS의 25문항 중 행동활성화의 핵심 개념인 활성화(activation)와 회피(avoidance) 개념을 잘 반영하면서도 확인적 요인 분석을 통해 적합도가 높고, 명확하며 간결한 내용으로 기술된 8개의 문항(2, 3, 4, 5, 7, 8, 13, 24번)을 선정한 다음, 즐거운 활동을 기술하는 내용의 한 문항(I did things that were enjoyable)을 새롭게 추가하여 총 9문항으로 구성된 단축형 행동활성화 척도(BADS-SF)를 개발하였다. BADS-SF는 활성화 및 회피의 두 개의 하위 요인으로 구성되어 있으며, 0점부터 6점까지의 7점 척도로 평정하도록 되어 있다. 본 연구에서도 이와 동일한 방식을 적용하여 K-BADS-SF의 9문항을 구성하였다. 즉, Oh 등[20]이 번안한 한글판 우울증에 대한 행동활성화 척도(Korean version of BADS, K-BADS)에 포함된 상기의 8문항과 Manos 등[19]이 새롭게 추가한 1문항을 영어-한국어 이중 언어를 구사하는 연구진이 한국어로 번안하여(‘나는 즐거운 일들을 했다’) 사용하였다. 이를 위해 연구자들은 BADS, BADS-SF 및 K-BADS의 연구진 각자에게 해당 척도의 사용 및 이를 활용한 단축형 척도의 사용에 대해 동의를 득하였다.

2) 한글판 행동활성화 척도(Korean behavioral activation for depression scale, K-BADS)

BADS는 개인의 행동 수준이 얼마나 활성화되었는지 살펴보기 위하여 Kanter 등[18]에 의해 개발된 자기보고식 검사로 활성화(7문항), 회피 및 반추(8문항), 직업 및 학업적 기능 저하(5문항), 사회적 기능 저하(5문항)의 4가지 하위 요인 및 25문항으로 구성되어 있다. 0점에서 6점까지의 7점 척도로 구성되어 있으며, 활성화 요인을 제외한 문항들을 역문항으로 변환한 뒤 합산하여 점수가 높을수록 행동활성화의 수준이 높은 것으로 계산한다. 본 연구에서는 Oh 등[20] 이 번안한 한글판 우울증에 대한 행동활성화 척도(Korean version of BADS, K-BADS)를 사용하였다.

3) 행동활성화 및 행동억제 체계(BIS/BAS)

행동활성화 및 행동억제의 수준을 측정하기 위해 Carver와 White [22]가 개발한 척도로 행동억제(Behavioral Inhibition: 7문항), 보상민감성(Reward Responsiveness: 5문항), 추동(Drive: 4문항), 재미 추구(Fun Seeking, 4문항)의 4개의 하위 척도로 구성되어 있다. 4점 척도의 총 20문항으로 구성되어 있으며, 행동억제체계와 관련되는 BIS는 단일 척도, 행동활성화 체계와 관련되는 BAS는 세 하위 요인 척도의 합을 사용하였다. 본 연구에서는 국내의 Kim과 Kim [23]이 번안한 한국판 BIS/BAS 척도를 사용하였다. 선행 연구에서 보고하는 BADS와 BAS 하위요인 간 상관이 높지 않았으며[19], BADS와 BIS 간 관련이 있다고 보고되기 때문에[21] 본 연구에서는 BIS만을 분석에 사용하였다.

4) 우울증 선별 도구(Patient health questionmaire-9, PHQ-9)

일차 임상 장면에서 우울증을 선별 및 평가하기 위하여 개발된 자기보고식 검사로, 최근 2주간 주요 우울 장애의 진단 기준에 속하는 우울 증상을 어느 정도로 경험했는지에 대해 응답하도록 되어 있다. 0점에서 3점까지의 총 9문항으로, 최소 0점부터 최대 27점까지의 범위 내에서 채점되며 점수가 높을수록 우울의 수준이 높은 것으로 해석한다. 0점에서 4점을 정상, 5점에서 9점을 경미한 우울, 10점에서 19점을 중간 정도의 우울, 20점 이상을 심한 우울로 판단한다.

5) 범불안장애 척도(Generalized anxiety disorder-7, GAD-7)

범불안장애의 선별 및 증상의 중증도를 평가하기 위한 목적으로 개발된 자기보고식 검사로, 0점부터 3점까지의 총 7문항으로 이루어져 있다. 최소 0점부터 최대 21점까지로 점수가 높으면 높을수록 불안이 높은 것으로 해석한다. 5점에서 9점을 경미한 수준, 10점에서 14점을 중간 정도의 수준, 15점 이상을 심각한 수준의 범불안장애로 판단한다[24].

3. 자료분석

수집된 자료들은 모두 SPSS 25와 AMOS 27을 이용하여 분석되었다. 참가자들의 성별, 연령, 최종 학력 등의 인구통계학적 분포를 확인한 후 응답의 내적 일치도를 분석하였다. 무작위 참가자들을 대상으로 4주 뒤 재검사를 실시하여 검사-재검사 신뢰도를 분석하였다. 한국판 단축형 행동활성화 척도(K-BADS-SF)의 적절한 요인 수를 살펴보기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하여 고유치의 누적분산비율, 스크리 도표(scree plot)를 살펴보았다. 요인추출방식으로는 주축 요인분해법을 채택하였고, 사각회전 방식인 직접 오블리민 방법을 사용하였다. 이후 탐색적 요인분석에서 도출된 요인구조가 적절한지 살펴보기 위하여 확인적 요인분석을 진행하였다. RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), CFI (Comparative Fit Index), SRMR (Standardized Root Mean square Residual) 적합도 지수를 이용해 모형 적합도를 확인하였다.

결 과

1. 신뢰도: 내적 일치도, 검사-재검사 신뢰도

내적 일치도 검사(internal consistency – Cronbach’s alpha)를 실시한 결과 전체 K-BADS-SF 척도의 내적 일치도는 .79였으며, 하위 요인인 활성화, 회피 요인의 내적 일치도는 각각 .78, .70이었다.

또한 무작위로 46명의 참가자를 선정하고 이들에게 4주 간격으로 한 번 더 단축형 척도의 응답을 수집 후 상관 분석을 실시하여 검사-재검사 신뢰도를 살펴보았다. 4주 간격의 검사 및 재검사 간 분석 결과 전체 척도 .68, 활성화 요인 .62, 회피 요인 .52로 각각 유의한 수준의 상관이 나타났다.

2. 탐색적 요인분석

총 471명의 참가자를 각 235명, 236명의 무작위로 배정한 두 개의 집단으로 구분하여 하나의 집단에 대해서는 탐색적 요인분석을, 다른 집단에서는 확인적 요인분석을 실시하였다. 먼저 탐색적 요인분석을 통해 235명의 응답을 바탕으로 한글판 단축형 행동활성화 척도(K-BADS-SF) 문항의 요인구조를 살펴보았다. 표본들의 정규분포성을 살펴보기 위하여 먼저 KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) 및 Bartlett의 구형성 검정을 실시하였다. KMO 값의 경우 1에 가까울수록 자료들의 상관이 요인분석을 실시하기에 적절함을 의미하는데, 본 연구에서의 KMO 표준적합도 지수는 .843로 양호한 수치가 나타났다. Bartlett 구형성 가정 역시 χ2(36)=663.510, p＜.01로 기각되었다. 이는 본 연구의 자료가 요인분석에 적절함을 의미한다. 탐색적 요인 분석 결과, 고유값이 1 이상인 두 개의 구성요인이 추출되었으며 두 구성요인의 총 설명 변량은 58.7%이었다. 각 문항에 대한 요인 적재량을 Table 2에 제시하였다.

본 연구에서 대부분의 문항은 Manos 등[19]의 BADS-SF와 유사한 방향의 요인 적재량을 보였다. 하지만 “꼭 해야 하는데 하지 않은 일들이 있다(There were certain things I needed to do that I didn’t do)”문항의 경우, 원척도에서 요인 1의 적재량이 -.540으로 요인 2의 적재량 .287보다 높았으나, 본 연구의 요인 분석을 통해서는 요인 2의 적재량이 .568로 요인 1의 적재량 -.336보다 더 높았다.

3. 확인적 요인 분석

최종적으로 설정된 요인구조를 기초로 하여 236명의 참가자를 대상으로 확인적 요인분석을 실시하였다.

확인적 요인분석 단계에서는 본 연구에서 수집한 자료에 대해 선행 연구[19]에서 나타난 기존 모형과 본 연구의 탐색적 요인분석에서 도출된 제안 모형 간 모형 적합도 비교를 수행하였다. 그 결과, ‘꼭 해야 하는데 하지 않은 일들이 있다’문항이 활성화 하위요인에 속하였던 기존의 모형보다 회피 하위요인에 속하는 본 연구모형의 적합도가 더 우수함을 확인할 수 있었다(Table 3).

4. 수렴 타당도

척도의 수렴 타당도를 평가하기 위하여 K-BADS-SF의 총점과 K-BADS, BIS, PHQ-9, GAD-7 총점 간 상관분석을 실시하였다(Table 4). 그 결과, 단축형 행동 활성화척도는 일반형 척도와 높은 수준의 상관을 보였다(p＜.01). 더해, 단축형 행동활성화 척도와 BIS 및 PHQ-9, GAD-7 척도 간 중등도의 상관관계가 나타났다(p＜.01).

고 찰

본 연구의 목적은 국내의 다양한 연령대의 사람들을 표본으로 한글판 행동활성화 단축형 척도(K-BADS-SF)의 신뢰도 및 타당도를 확인하는 것이었다. 이를 위해 지역사회 구성원 471명의 설문 응답을 바탕으로 요인분석 및 타당도 분석을 실시하였다. 본 연구 결과를 바탕으로 한 논의점은 다음과 같다.

본 연구 결과에 의하면 한글판 행동 활성화 척도 단축형은 양호한 수준의 내적 일치도를 보였다. 한편 4주 간격의 검사-재검사 신뢰도는 총점과 각 하위 요인 모두 .52∼.68 범위에서 유의하게 나타났으나, 강한 상관을 보이지는 않았다. 25문항의 K-BADS에 대해 2주 간격으로 검사-재검사를 실시해 총점 기준 .863의 강한 상관이 보고되었던 Oh 등[20]의 선행 연구 결과와 비교하면, K-BADS-SF의 검사-재검사 신뢰도는 상대적으로 낮은 편이다. 이러한 차이에 대해서는 행동활성화 수준이 시간 경과에 따라, 혹은 우울 증상의 변화에 따라 달라질 가능성, 측정 기간동안 발생한 환경적 변화가 개인의 행동활성화 수준에 영향을 미칠 가능성 등을 고려할 필요가 있다. 특히 선행 연구와 달리 본 연구에서는 4주의 비교적 긴 시간 간격을 두고 검사-재검사를 실시한 점도 행동활성화 수준의 변화 가능성을 높였을 수 있다. 다만 1주 간격으로 검사-재검사를 실시했던 Manos 등[19]의 연구에서 BADS-SF 총점은 .45, 활성화 요인은 .61의 유의한 상관을 보인 반면 회피 요인은 .68로 유의하지 않은 상관이 보고되었던 점과 비교하면, 중등도의 유의한 상관을 보인 본 연구의 검사-재검사 신뢰도는 용인 가능한 수준이라 생각된다.

본 연구에서는 471명의 응답을 235명, 236명의 두 집단으로 무선적으로 분할하여 각 그룹에 탐색적 및 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 원 척도와 동일하게 두 개의 요인구조를 가지는 것으로 나타났으나 일부 문항의 변동이 있었다. ‘꼭 해야 하는데 하지 않은 일들이 있다(There were certain things I needed to do that I didn’t do)’문항은 본래 단축형 척도의 하위요인인 활성화(AC)의 역문항으로 설계되었으나 본 연구에서는 회피(AV) 하위요인에 배정될 때 더욱 적절한 것으로 나타났다. 이에 확인적 요인분석을 통해 모형 적합도를 살펴본 결과 수정 모형에서 CFI, TLI 점수 등에서 더 개선된 적합도를 보이는 것으로 나타났다. 본 연구진은 통계적 기준만이 아니라, 의미적인 측면에서도 회피에 배정하는 것이 옳다고 판단되어 모형을 일부 수정하였다.

일반형 행동활성화 척도가 개발되었을 당시 위의 문항은 직업 및 학업적 기능 저하 요인에 배정되었다[18]. 그러나 직업 및 학업은 대다수의 성인들이 필수적으로 참여하는 활동을 반영하므로, 활성화와 회피의 두 개의 하위요인으로 구성된 단축형 척도에서는 이 문항이 활성화 요인에 배정된 것으로 보인다. 한편 Manos 등[19] 의 연구에서 지역 사회 구성원의 데이터를 분석한 연구 1에서는 위 문항이 회피 요인에 배정되어 본 연구의 결과와 일치하였으나, 대학생을 대상으로 한 연구 2에서는 위 문항이 활성화 요인에 배정되는 것으로 나타나 이러한 결과가 연령에 의한 차이일 가능성 역시 존재한다. 본 연구 역시 지역 사회 거주 20대부터 60대의 성인을 대상으로 하였으므로, Manos 등[19] 의 연구 1의 결과와 일치하였을 것으로 보인다. 그럼에도 문항의 내용 측면에서 살펴볼 때, ‘하지 못한’ 일이 아닌 ‘하지 않은’, 즉 행위의 책임을 개인의 자원 또는 능력이 아닌 선택에 초점을 두고 있다는 점에서 회피의 결과로 해석될 여지가 있다. 또한 BADS와 BADS-SF 모두 이 문항은 총점 산출 시 역채점 문항으로 분류된 바, 긍정적 특성으로 해석되는 활성화 요인보다는 역기능적 특성을 측정하는 회피 요인으로 분류하는 것이 보다 타당할 것이다. 연구자들은 BADS-SF를 개발한 연구진에게 이러한 견해를 전달하였고, K-BADS-SF에서는 회피 요인에 배정해도 무방하다는 회신을 받았다(Kanter & Martell, personal communication, 2023. 08. 04.).

결론적으로 본 연구 결과에 따르면 한글판 행동활성화 단축형 척도는 활성화와 회피의 차원으로 이루어진 2요인 모형을 지지한다는 점에서는 선행 연구의 결과와 일치하는 결과가 나타났다. 다만 원척도의 1번 문항인 ‘꼭 해야 하는데 하지 않은 일들이 있다’문항은 국내에서 활성화 요인이 아닌 회피 요인에 배정되는 것이 보다 적절해 보인다. 또한 수정 모형을 사용한 수렴 타당도 분석 결과, K-BADS-SF 총점과 활성화 요인은 K-BADS의 총점과 강한 수준의 유의한 정적 상관, BIS, PHQ-9, GAD-7과 중등도 수준의 유의한 부적 상관을 보였으며, 회피 요인은 K-BADS의 총점과 강한 수준의 유의한 부적 상관, BIS, PHQ-9, GAD-7과 중등도 수준의 유의한 정적 상관을 보였다. 즉, 행동 억제 체계에 대해 높은 민감성을 보이는 개인은 처벌에 민감하게 반응하고 상실이나 실패를 경험할 때 우울, 불안 등을 더 쉽게 겪을 수 있다는 선행 연구 결과[25]가 본 연구의 수정 모형을 통해서도 확인되었다.

요인구조의 차이가 나타난 것은 하위 척도에서 측정하고자 하는 내용이 문화권마다 다르게 여겨졌기 때문일 수 있다. 이러한 가정에 대해 살펴보기 위해 한국인과 외국인의 단축형 행동활성화 척도의 점수 간 차이가 있는지 원척도의 평균 점수 간 비교를 통해 보다 상세히 검토하였으며 각 하위 척도에 해당하는 문항의 수가 달라진 점을 고려하여 문항 당 평균 점수로 환산하여 비교하였다. 그 결과, 선행 연구[19]에서의 활성화(AC)의 각 문항 당 점수 평균은 3.08로 일반형과 마찬가지로 한국인(m=3.26)의 점수와 거의 차이가 없었으며, 회피(AV) 하위 척도의 점수는 한국인 점수 평균 2.36, 외국인 점수 평균 3.6으로 한국인의 회피 점수가 더 낮은 것으로 나타났다. 다만 이러한 점수의 차이를 가지고 한국인의 회피 수준이 외국인에 비해 더 낮다고 속단할 수는 어려운데, 일부 문항에서 측정하고자 하는 내용이 문화권에 따라 다르게 여겨질 가능성이 존재하기 때문이다. 이러한 차이에 대해서는 추가적인 연구가 이루어질 필요가 있다.

또한 본 연구의 결과를 해석하는 데에 일부 추가적으로 고려해야 할 점이 존재한다. 첫 번째로, 성별과 연령 변수를 통제하기 위하여 온라인으로 진행되었기 때문에 컴퓨터를 이용해 설문에 참가할 수 있는 사람만이 연구에 참여하였다는 점이다. 온라인 연구는 다양한 소재의 표본을 수집할 수 있도록 하는 장점을 가지고 있지만, 불성실 응답을 변별하기 어려우며 컴퓨터 사용에 능숙하지 못한 장년층 등 특정 집단이 배제될 가능성이 있다는 한계점을 가진다. 그 외 참가자들의 사회경제적 수준 등의 정보를 구체적으로 수집하지 못한 것 역시 아쉬운 점 중 하나이다.

두 번째로, 본 연구에서 수집된 자료들은 일반 지역사회 구성원으로부터 수집되었다는 점이다. 본 연구에서 보고하는 수치를 통해 획득할 수 있는 평균 점수 및 표준점수와 같은 정보들은 지역사회 집단 내에서의 상대적인 위치를 살펴볼 수 있다는 점에서 그 의의를 가지며, 결과가 제공하는 기준이 병리학적 진단 평가를 목적으로 하지 않고 있으므로 해석에 주의를 요한다. 행동활성화 기법은 최초 우울증 개입을 위해 제안되었으나, 최근에는 복합부위통증증후군 환자[26], 은둔형 외톨이[27] 등 삶의 질 저하를 경험하는 다양한 집단을 대상으로 적용되고 있다. 또한 행동활성화가 단기적 개입에 적합하고 비용 대비 효율적이라는 장점을 고려할 때 지역사회 구성원의 응답을 바탕으로 한 본 연구의 결과는 다양하게 활용될 수 있을 것으로 보인다.

마지막으로, 본 척도가 원래 구성상 ‘이중 질문 문항(double-barreled item)'을 포함하고 있다는 점이다. 예를 들어서 5번 문항의 ‘나는 활동적인 사람이고 내가 정한 목표를 완수했다' 문항의 경우, 내가 활동적인 사람이라는 것에 그렇다고 응답한 것인지, 내가 정한 목표를 완수했다는 의미로 응답을 했는지 명확하지 않으며 심리 측정의 관점에서도 대표적으로 바람직하지 않은 문항 구성으로 알려져 있다[28]. 응답자는 하나의 문항에 포함된 여러 질문에 응답하며 혼란을 경험하거나 선택적으로 답할 수 있으며, 이 경우 문항의 타당성이 감소할 수 있다. 따라서, 한국인의 행동활성화 수준을 명확하게 측정하기 위해서는 이러한 이중 질문이 배제된 새로운 문항으로 구성할 필요가 있을 것이다.

본 연구에서는 행동활성화 개입의 보급 및 적용 확장을 장려하고자 하는 목적을 가지고, 20대에서 60대에 이르기까지 다양한 연령의 지역사회 구성원을 대상으로 척도의 타당화를 실시하였다. 국내에서는 선행 연구들은 우울증 환자[20], 지역사회 대학생 집단[21] 등의 집단을 대상으로 한 일반형 척도의 타당화가 수행되어 왔으나, 단축형 척도의 타당화는 본 연구에서 최초로 이루어졌다. 행동활성화는 비용대비 효과 및 접근성이 높다는 장점을 가지고 있으며, 이러한 장점에 힘입어 전통적인 대면 치료법만이 아니라 비대면 개인치료나 인터넷 기반 치료 등 다양한 방면에서 행동활성화를 활용하려는 시도들이 증가하고 있다[27]는 점에서 단축형 척도가 유용하게 사용될 수 있을 것으로 여겨진다. 본 연구의 결과를 바탕으로 다양한 집단에게 행동활성화를 적용하여 삶의 질 향상에 도움을 줄 수 있기를 기대한다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea (NRF-2020S1A3A2A02103899).

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References

Citations

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