서 론

도덕이란 개인적, 가족적, 문화적, 사회적 및 법적 규범을 포함하는 암묵적 혹은 명시적인 사회적 행동의 규칙으로, 인간과 세상에 대한 근본적인 가정을 반영한다[1]. 개인은 각자 내면화된 도덕적 규범을 지니고 있으며, 때로는 자신 또는 타인의 행위로 인해 이러한 도덕적 규범이 위반되는 상황에 직면할 수 있다. 특히 이러한 위반 행위가 개인에게 깊이 내재된 도덕적 신념과 기대를 위반하는 경우, 심리적 고통을 유발할 뿐만 아니라 일상생활 전반의 기능 저하로 이어질 수 있는데, 이러한 현상을 도덕적 손상(Moral Injury)이라고 부른다[2].

도덕적 손상은 본래 베트남 참전 군인 중 일부에게 나타나는 만성적이고 심각한 정신 및 행동 건강 문제를 설명하기 위해 Shay [3]가 처음 제시한 개념이다. 현재까지 도덕적 손상에 대한 합의된 정의나 기준(gold standard)이 존재하지 않지만, 크게 두 가지 관점에서 개념화되어 왔다. 첫 번째는 개인의 내면에 깊이 자리 잡은 도덕적 신념과 기대를 위반하는 행위를 하거나, 이러한 행위를 예방하지 못하거나, 목격하거나, 알게 되는 경험을 잠재적 도덕적 손상 사건(Potentially Morally Injurious Events, PMIEs)이라 하고, 이러한 사건에 노출된 결과로 나타나는 장기적인 심리적, 사회적, 생물학적, 영적, 행동적 영향을 도덕적 손상으로 정의하는 Litz 등[1]의 관점이다. Litz 등[1]에 따르면 PMIEs에 노출된 이후, 자신 혹은 타인의 행동을 맥락화하거나 정당화하지 못하고, 기존의 도덕 도식을 적절히 조절하지(accommodate) 못할 경우, 강렬한 정서적 반응과 함께 역기능적 행동 양상이 나타날 수 있으며, 이러한 반응에는 죄책감, 수치심, 분노, 자신 또는 타인에 대한 용서의 어려움, 사회적 철수 등이 포함된다. 두 번째 관점은 Shay [4]의 관점으로, 세 가지 조건이 모두 충족되었을 때, 즉 (1) 위험한 상황에서 (2) 합법적인 권한을 가진 인물이 (3) 옳은 것을 배신할 때 도덕적 손상이 발생하며(즉, PMIEs), 도덕적 손상은 개인의 인격을 파괴하고, 타인에 대한 신뢰를 손상시킨다고 보았다.

최근, Litz와 Walker [2]는 Litz 등[1]과 Shay[4]의 관점을 통합하여 PMIEs와 도덕적 손상에 대한 개정된 정의를 제안하였다. 이들은 PMIEs를 (1) 자신의 작위(commission) 또는 부작위(omission)로 인해, 또는 (2) 타인의 작위 또는 부작위를 목격하거나, 알게 되거나, 직접적인 피해자가 됨으로서 깊이 내재된 도덕적 신념과 기대가 위반되는 상황으로 정의하였다[2,5]. 여기서 작위는 도덕적 위반 행위를 의도적 또는 무의식적으로 수행하는 경우를 의미하며, 부작위는 의도적이든 무의식적이든 어떤 행위를 하지 않음으로써 도덕적 위반이 발생하는 경우를 의미한다[5,6]. 또한 도덕적 손상을 다음 여섯 가지 영역[5]에서 임상적으로 유의미한 기능 손상을 초래하는 잠재적 임상 문제(potential clinical problem)로 정의하였다[2]: (1) 자신과 타인에 대한 지각(개인적/집단적 인간성에 대한 생각의 변화), (2) 도덕적 사고(자신 혹은 타인에 대한 도덕적 판단 및 비난), (3) 사회적 영향(사회적 배제, 사회적 거부, 애착의 상실), (4) 도덕적 정서/기분(사건에 대한 정서/기분 및 이에 대한 회피, 생리적 반응 등), (5) 자해/자기파괴적 행위(건강, 개인 안전, 삶의 질/전반적인 웰빙을 손상시키는 의도적/비의도적인 역기능적 행동), (6) 삶의 의미와 목적에 대한 신념(신앙과 삶의 의미에 대한 의문, 종교와의 단절, 공허함/무목적감). 즉, 도덕적 손상이란 자신 또는 타인의 작위와 부작위 및 그로 인한 피해 경험에 의해 발생한 심리적, 생물학적, 사회적, 행동적, 영적 영역에 걸쳐 나타나는 차원적 증후군(dimensional syndrome)이라 할 수 있다[2].

도덕적 손상은 PMIEs가 가진 특성에 따라 다양한 양상으로 나타날 수 있다[2]. 예를 들어 자신의 작위 또는 부작위와 관련된 PMIEs의 경우, 도덕적 손상이 죄책감과 수치심 같은 자의식 정서 및 내재화 증상을 중심으로 나타나는 경향이 있다. 반면, 타인의 작위 또는 부작위에 직·간접적으로 노출되는 것과 관련된 PMIEs에서는 분노, 원망 등 외재화 정서 및 증상이 두드러지는 양상으로 나타난다[2,6]. 또한 PMIEs가 자신과 타인 모두의 작위 또는 부작위와 동시에 관련된 경우에는, 내재화 및 외재화 증상이 함께 나타나는 복합적인 도덕적 손상이 발생할 수 있다[2].

도덕적 손상에 대한 초기 연구는 대부분 PMIEs에 노출되기 쉬운 직업군, 예를 들어 전쟁에 참여한 현역 군인 및 재향군인을 대상으로 수행되었다. 이들은 교전 규칙이나 명령에 따라 적을 사살하거나, 동료를 구하지 못하는 상황에 처할 수 있다. 또한 적과 민간인을 구분하기 어려운 상황에서 민간인에게 욕설, 학대 등 불필요한 공격적인 행위를 하거나, 이러한 행위를 하는 동료를 목격할 수 있는데, 이처럼 자신의 도덕적 신념을 위반하는 경험은 도덕적 손상을 유발할 수 있다[1]. 유사하게, 인간의 생명과 관련된 중대한 상황에 자주 노출되는 의사와 간호사 등 의료종사자[7-9], 경찰관, 소방관, 구급대원 등 초기대응자[10], 강제 이주 난민[11]을 대상으로도 도덕적 손상이 연구되고 있다. 예를 들어, 의료종사자의 경우 전문적인 지식을 바탕으로 치료할 환자의 우선순위를 판단하는 과정에서 다른 환자가 사망하거나, COVID-19와 같은 위기 상황에서 전문적 의무와 자신 및 가족의 안전 사이에서 어려운 결정을 내려야 하는 등 다양한 도덕적 딜레마 상황에서 도덕적 손상을 경험할 수 있다[7]. 또한, 용의자를 제압하는 과정에서 공권력을 사용했으나 용의자를 다치게 했던 경찰관이나, 규정 및 명령에 따라 행동하였음에도 불구하고 결과적으로 동료를 지키지 못했거나 더 큰 희생이 발생하게 된 소방관 및 구급대원[10], 가족 구성원을 남겨두고 떠날 수 밖에 없었던 강제 이주 난민 역시 도덕적 손상을 경험할 수 있다[11]. 최근 들어 도덕적 손상이 특정 직업군이 아닌, 일반 시민들도 다양한 일상에서 도덕적 손상을 경험할 수 있다는 인식과 도덕적 손상에 대한 관심이 증가함에 따라, 일반 시민으로 연구 대상이 확장되고 있다[12,13]. 예를 들어, 음주 운전으로 교통사고를 일으키거나, 타인의 범죄나 부정한 행위를 목격하거나 그로 인해 직접 피해를 입은 경우 등의 일상에서도 도덕적 손상이 발생할 수 있다[6].

PMIEs 노출이 모든 사람에게 고통을 초래하는 것은 아니지만, 도덕적 고통과 손상이 초래될 경우 개인의 삶의 질 저하와 정신건강 문제로 이어질 수 있기 때문에 도덕적 손상에 대한 학문적 관심이 증가하고 있다[6]. 실제로 도덕적 손상이 다양한 정신병리와 관련이 있다는 경험적 연구 결과가 보고되고 있다. 예를 들어, 도덕적 손상은 외상 후 스트레스 장애(Posttraumatic Stress Disorder, PTSD)의 증상 악화[14], 비자살적 자해 및 자살 행동과 자기 파괴적 행동, 자기 불구화(self-handicapping) 행동, 사기 저하[1], 심리적, 영적 발달의 부정적 변화[15] 및 일상생활에서의 기능 손상[16] 등과 관련이 있는 것으로 나타났다. 도덕적 손상과 PTSD는 외상성 사건(traumatic events)에 의해 유발될 수 있다는 공통점이 있지만, 모든 외상성 사건이 PMIEs는 아니며 모든 PMIEs가 생존의 위협을 포함하지는 않는다[1]. 또한 PTSD는 주로 공포와 관련이 있는 반면, 도덕적 손상은 죄책감, 수치심, 분노와 배신감과 관계가 있다는 측면에서 차이가 있다[1]. 무엇보다, 도덕적 손상을 단순히 PTSD로 개념화하고, PMIEs 경험과 도덕적 감정을 적절하게 평가하지 않은 채 공포의 처리에 초점을 맞춘 PTSD 치료를 적용하려는 접근은 명백한 한계가 존재한다[1,2,6]. 특히, 도덕적 신념을 위반한 작위 또는 부작위에 대한 책임이 개인에게 있는 경우, 해당 사건에 대한 책임 지각과 해석을 재구성하는 인지적 전략보다는 배상적 사회 행동(reparative social action)을 통한 회복이 필요한데, 이는 기존의 PTSD 치료에서 간과하거나 덜 강조하고 있는 측면이다[2]. 이러한 이유로 임상 장면에서 PMIEs와 도덕적 손상을 평가하여 내담자의 상태를 세심하게 이해하고 적합한 치료를 제공하는 것은 중요한 문제이다.

지금까지 도덕적 손상을 측정하는 많은 척도가 개발되었으나 PMIEs 노출과 그 결과를 분리하여 측정하지 못하는 한계를 가지고 있다[17]. 예를 들어, PMIEs를 측정하기 위해 개발된 대표적인 척도인 Moral Injury Events Scale (MIES) [18]은 PMIEs 노출을 측정하는 문항(예: 나는 도덕적으로 잘못된 일을 보았다)과 그 결과로 나타난 괴로움을 측정하는 문항(예: 나는 타인의 부도덕한 행위를 목격하여 괴롭다)이 혼재되어 있어, 일부 연구에서는 PMIEs를 측정하는 도구로, 일부 연구에서는 도덕적 손상을 측정하는 도구로 사용되어 왔다[17]. 이처럼 원인(즉, PMIEs)과 결과(즉, 도덕적 손상)가 혼재되어 결합된 점수는 결과로서의 도덕적 손상을 독립적으로 평가하지 못한다는 한계가 있다[2,17].

최근, Houle 등[17]은 현재까지 개발된 42개의 도덕적 고통(moral distress) 및 손상 관련 척도를 검토하였다. 그 결과, 대부분의 척도가 PMIEs 노출과 그 결과를 모두 측정하고 있었으며, 단 3개의 척도만이 PMIEs 노출을 측정하고, 7개의 척도가 결과로서의 도덕적 고통(n=4) 및 손상(n=3)을 측정하는 것으로 나타났다. 또한 Houle 등[17]은 심리측정적 타당도, 개념적 명확성, 실제 적용의 용이성 등을 기준으로 도덕적 손상 관련 척도를 다섯 수준으로 분류하였는데, 이 중 도덕적 손상 결과 척도(Moral Injury Outcome Scale, MIOS)를 최우선 권장(Leading Recommendation) 척도로 제시하였다. MIOS는 미국, 영국, 이스라엘, 호주, 캐나다의 현역 및 재향군인과 작업하는 연구자 및 임상가로 구성된 컨소시엄에서 개발한 척도로[5], PMIEs 노출과 그로 인한 결과를 구분하고, 포괄적인 지침을 사용하여 특정 기간 나타난 지표 사건의 결과를 측정하도록 설계되었다. 특히 군인 및 임상가와의 반구조화된 면담에서 문항을 도출하여 내용 타당도가 확보되었으며, 정신장애 진단 및 통계 편람 5판(DSM-5) [19]의 PTSD 진단 기준 A에 해당하는 외상성 사건처럼 PMIEs 노출과 도덕적 손상 관련 기능 손상을 식별할 수 있는 영역을 구분하여 평가함으로써 임상적 유용성이 높은 척도로 평가되고 있다[17]. 하지만 현재까지 한국어판에 대한 타당화 연구는 이루어지지 않았다.

현재, 국내에서 사용 가능한 도덕적 손상 관련 척도는 한국판 도덕손상 사건 척도(Korean version of the Moral Injury Events Scale, K-MIES)와 도덕손상 경험 척도(Moral Injury Experience Scale) 두 가지이다[20]. K-MIES [20]는 Nash 등[18]이 개발한 MIES를 한국어로 번안 및 타당화한 척도로, 앞에서 기술한 바와 같이 결과로서의 도덕적 손상을 평가하는 데 한계가 있다[17]. 국내에서 개발된 도덕손상 경험 척도[20]는 일상에서 경험할 수 있는 도덕적 손상 경험을 측정하는 척도로, MIES [18]에 비해 구체적으로 결과를 측정하고 있으나 MIES와 유사하게 PMIEs 노출(예: 자신의 부도덕한 행동을 인식하였다)과 그 결과(예: 자신의 부도덕한 행동으로 죄책감을 경험하였다)를 평가하는 문항이 혼재되어 있고, 결과 중에서도 정서적 및 행동적 반응(예: 죄책감, 수치심, 분노, 용서 실패, 사회적 철수)에 초점을 두기 때문에 도덕적 손상의 다양한 구성 요소를 평가하는 데에는 한계가 있다. 이에 비해 MIOS [5]는 PMIEs와 구분된 도덕적 손상의 개념을 명확하게 측정하고 있을 뿐 아니라 정서적, 인지적, 행동적, 사회적, 영적 영역에서 다양한 결과로서 도덕적 손상을 측정하고 있다는 장점이 있다[17]. 또한 MIOS는 여러 국가의 현역 및 재향군인[5], 의료종사자[8], 급성 치료 전문 간호사[9]와 같은 다양한 직업군을 대상으로 타당도가 검증된 바 있다.

이상의 배경을 바탕으로, 본 연구는 도덕적 손상의 결과를 측정하는 도구로 가장 높은 수준에서 권장되고 있는 척도인 MIOS [5,17]를 한국어로 번안하고, 국내 일반인 표본을 대상으로 심리측정적 특성을 검증하여 국내 적용 가능성을 탐색하는 것을 목적으로 하였다. 본 연구에서는 MIOS의 문항 분석, 신뢰도 검증과 더불어, 구성 타당도와 수렴 및 변별 타당도를 검증하고자 한다. 아울러, MIOS [5] 점수를 토대로, 임상적으로 유의한 도덕적 손상을 식별할 수 있는 절단점(cut-off score)을 제시하고자 한다. Litz와 Walker [2]는 도덕적 손상을 임상적 증후군으로 간주하기 위해서는 증상의 심각성과 더불어 유의한 기능 손상이 반드시 수반되어야 한다고 강조하면서[5], 임상적 개입이 필요한(clinically significant and potentially targetable) 도덕적 손상의 기준을 구체적으로 제시하였다. 즉, MIOS 문항 점수의 단순 합계가 아니라, 3개 이상의 문항에서 3점 이상(0∼4점 Likert 척도)이고 2개 이상의 단축형 심리ㆍ사회적 기능 척도(Brief Inventory of Psychosocial Functioning, B-IPF) [21] 문항에서 4점 이상(0∼6점 Likert 척도)으로 평가된 경우 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상으로 간주할 것을 제안하였다. 이에, 본 연구에서도 Litz와 Walker [2]가 제안한 도덕적 손상 기준을 바탕으로, 신호탐지분석(signal detection analysis)을 사용하여 절단점을 도출하고자 한다.

연구방법

1. 연구대상

본 연구에는 PMIE(잠재적 도덕적 손상 사건)에 노출된 경험이 있다고 응답한 만 18세 이상 65세 이하의 성인 550명(남성 275명, 여성 275명)이 참여하였다. 이 중 불성실 응답자 4명을 제외한 546명(남성 272명, 여성 274명)의 자료가 최종 분석에 사용되었다. 참가자들이 PMIEs로 가장 많이 보고한 사건 유형은 배신/신뢰위반(14.3%), 폭력 목격 및 피해(13.7%), 금전적 피해 및 사기(9.9%)의 순이었고, 참가자의 10.6%는 사건을 기술하기 어렵다고 답하였다(Appendix Table A1). 전체 표본의 평균 연령은 41.12세(SD=11.11)였으며, 성별은 여성이 약 50.2%였다. 연령대는 30∼49세가 가장 많았고(약 57.3%), 결혼 상태는 기혼/재혼/동거가 48.4%, 학력은 4년제 대학교 졸업이 52.7%로 가장 높은 비율을 차지하였다. 고용 상태는 사무직이 40.8%로 가장 많았고, 종교는 기독교(26.9%)와 불교(12.3%)가 다수를 구성하였다. 경제적 상태는 ‘중간’이 가장 많았고(43.2%) ‘상’으로 응답한 비율은 2.0%에 불과하였다. 구체적인 인구통계학적 특성은 Appendix의 Table A2에 제시하였다.

2. 연구도구

1) 도덕적 손상 결과 척도

도덕적 손상 결과 척도(MIOS)는 다학제 컨소시엄[5]에서 개발하고 타당화한 도덕적 손상을 측정하는 자기보고식 척도이다. 내용 타당도를 확보하기 위해 여러 국가의 현역 군인, 재향군인, 임상가, 성직자가 개발 과정에 참여하였으며, PMIEs 노출 및 PTSD 여부, 도덕적 손상 증상, 심리ㆍ사회적 기능 손상 수준을 평가하는 세 단계로 구성되어 있다. PMIEs 노출 경험이 있다고 응답한 경우에 한하여 설문을 실시할 수 있으며, 모든 문항은 현재 가장 괴로운 최악의 사건을 기준으로 응답한다. MIOS는 총 14문항으로 이루어져 있으며, 각 7문항으로 구성된 수치심 관련(Shame-Related) 하위척도와 신뢰위반 관련(Trust-Violation-Related) 하위척도로 구성되어 있다. 각 문항은 0점(전혀 동의하지 않는다)에서 4점(매우 동의한다)까지의 5점 Likert 척도로 평가하며, 점수 범위는 0점에서 56점, 하위척도의 점수 범위는 0점에서 28점이다. 점수가 높을수록 도덕적 손상 증상이 심각함을 의미하며, 없음(0∼13점), 경도(14∼28점), 중등도(29∼42점), 심각(43∼56점)으로 구분된다[5]. Litz 등[5]의 연구에서 MIOS의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 전체 .85∼.90, 수치심 관련 결과 .85∼.90, 신뢰위반 관련 결과 .72∼.81이었으며, 본 연구의 한국판 도덕적 손상 결과 척도(Korean Version of Moral Injury Outcome Scale, K-MIOS)는 전체 .86, 수치심 관련 결과 .87, 신뢰위반 관련 결과 .80으로 나타났다.

2) 단축형 심리ㆍ사회적 기능 척도

단축형 심리ㆍ사회적 기능 척도(B-IPF)는 애정 관계, 자녀와의 관계, 가족 관계, 우정/사교활동, 일, 교육 및 훈련, 일상 활동 및 종교적 신앙/영성, 총 8개의 심리ㆍ사회적 영역에서 도덕적 손상에 의한 기능 손상의 수준을 평가하기 위한 척도로, 연구자가 번안하여 사용하였다. 도덕적 손상의 특성을 고려하여 Kleiman 등[21]의 7문항 B-IPF에서 종교적 신앙/영성 영역이 추가되어[5], 총 8문항으로 구성되어 있으며, 0점(전혀 아니다)에서 6점(매우 그렇다)까지의 7점 Likert 척도로 응답한다. 자신에게 해당되지 않는 영역의 문항은 ‘해당 없음’으로 응답할 수 있으며, 해당 문항은 점수 계산에서 제외된다. B-IPF 점수는 응답한 값을 합산하여 응답한 문항의 최대 점수 합으로 나누고, 100을 곱하여 산출한다. 점수 범위는 0점에서 100점까지이며, 전반적인 기능 손상의 수준을 반영한다. 기능 손상의 수준은 점수에 따라 없음(0∼10점), 경도(11∼30점), 중등도(31∼50점), 심각(51∼80점), 극심(81∼100점)으로 구분된다[21]. Kleiman 등[21]의 연구에서 내적 합치도는 .84였으며, 본 연구에서는 .83이었다.

B-IPF 점수=Σ응답 값Σ응답 문항 최대 점수×100

3) 한국판 도덕손상 사건 척도

한국판 도덕손상 사건 척도(K-MIES)는 PMIEs를 측정하는 자기보고식 척도로, Nash 등[18]이 개발하였으며, 국내에서는 Jang [20]이 번안하고 타당화하였다. 총 9문항으로 구성되어 있으며, 1점(전혀 경험하지 않았다)에서 6점(매우 강하게 경험했다)까지의 6점 Likert 척도로 평가한다. 두 가지 하위척도가 있으며, 자신 혹은 타인의 위반 지각은 6문항, 타인의 배신 지각은 3문항으로 구성되어 있다. Jang [20]의 연구에서 내적 합치도는 자신 혹은 타인의 위반 지각 .86, 타인의 배신 지각 .89였으며, 본 연구에서는 전체 .78, 자신 혹은 타인의 위반 지각 .82, 타인의 배신 지각 .73이었다.

4) 도덕손상 경험 척도

도덕손상 경험 척도는 PMIEs로 인해 경험하는 주관적인 반응을 측정하는 자기보고식 척도로 Jang [20]이 개발하고 타당화하였다. 총 15문항으로 구성되어 있으며, 1점(전혀 경험하지 않았다)에서 6점(매우 강하게 경험했다)까지의 6점 Likert 척도로 평가한다. 하위척도는 자신에 의한 손상 6문항, 타인에 의한 손상 3문항, 타인의 배신에 의한 손상 6문항으로 구성되어 있다. Jang [20]의 연구에서 내적 합치도는 자신에 의한 손상 .93, 타인에 의한 손상 .85, 타인의 배신에 의한 손상 .94였으며, 본 연구에서는 전체 .87, 자신에 의한 손상 .95, 타인에 의한 손상 .89, 타인의 배신에 의한 손상 .89였다.

5) 한국판 외상 후 인지 검사

한국판 외상 후 인지 검사(Korean version of the Posttraumatic Cognitions Inventory, K-PTCI)는 외상경험 후에 경험할 수 있는 사고와 신념을 측정하는 척도로 Foa 등[22]이 개발하였고, 국내에서는 Ahn [23]과 Cho [24]가 번안하고 타당화하였다. 본 연구에서는 PMIEs에 대한 부정적 사고와 신념을 평가하기 위해 지시문을 수정하여 사용했다(외상성 사건→앞에서 응답한 최악의 사건). 총 33문항으로 자기에 대한 부정적 인지, 세상에 대한 부정적 인지, 자기 비난, 총 3개의 하위척도로 구성되어 있으며, 1점(전혀 아니다)에서 7점(매우 그렇다)까지의 7점 Likert 척도로 평가한다. 본 연구에서는 Cho [24]의 번안을 사용하였으며, 그중 2개의 문항은 Ahn[23]의 번안을 참고하여 수정하였다(예: 다른 사람이었더라면 그 사건이 일어나지 못하도록 막았을 텐데→다른 사람이었더라면 그 사건이 일어나지 못하도록 막았을 것이다). Foa 등[22]의 연구에서 내적 합치도는 전체 .97, 자기에 대한 부정적 인지 .97, 세상에 대한 부정적 인지 .88, 자기 비난 .86이었으며, 본 연구에서는 전체 .96, 자기에 대한 부정적 인지 .95, 세상에 대한 부정적 인지 .91, 자기 비난 .83으로 나타났다.

6) 외상 후 정서 척도

외상 후 정서 척도(Posttraumatic Emotion Scale, PTES)는 외상 경험 후 느끼는 다양한 정서를 측정하는 자기보고식 척도로 Ju와 Cho [25]가 개발하고 타당화하였다. 가장 충격적이었던 외상 사건을 떠올린 뒤, 현 시점에서 각 문항에 해당되는 기분을 얼마나 느끼는지 1점(전혀 그렇지 않다)에서 5점(매우 그렇다)까지의 5점 Likert 척도로 평가한다. 본 연구에서는 PMIEs에 대한 기분을 평가하기 위해 지시문을 수정하여 사용했다(가장 큰 충격을 주었던 외상 사건→앞에서 응답한 최악의 사건). 총 24문항으로 구성되어 있으며, 3문항씩 구성된 8개의 하위척도(공포, 수치심, 죄책감, 분노, 배신감, 불안, 소외감, 무력감)가 있다. 점수가 높을수록 해당 정서를 더 많이 느끼는 것으로 해석한다. Ju와 Cho [25]의 연구에서 내적 합치도는 전체 .94, 공포 .92, 수치심 .95, 죄책감 .87, 분노 .83, 배신감 .87, 불안 .87, 소외감 .93, 무력감 .91이었으며, 본 연구에서는 전체 .94, 공포 .94, 수치심 .90, 죄책감 .82, 분노 .96, 배신감 .86, 불안 .92, 소외감 .94, 무력감 .96이었다.

7) 한국판 외상 후 스트레스 장애 체크리스트-5

한국판 외상 후 스트레스 장애 체크리스트-5 (Korean version of PTSD Checklist for DSM-5, K-PCL-5)는 Weathers 등[26]이 개발한 PTSD Checklist (PCL)를 Blevins 등[27]이 DSM-5 [19] 진단 기준을 반영하여 개정한 척도로, Park 등[28]이 한국어로 번안하고 Kim 등[29]이 타당화하였다. 총 20문항으로 구성되어 있으며, DSM-5 [19] 진단 기준에 따라 기준 B (재경험), 기준 C (회피), 기준 D (인지와 기분의 부정적 변화), 기준 E (과각성) 하위요인이 존재한다. 0점(전혀 그렇지 않다)에서 4점(매우 그렇다)까지의 5점 Likert 척도로 평가하며, 점수가 높을수록 최근 한 달 동안 겪은 외상 후 스트레스 증상이 심각함을 의미한다. Kim 등[29]의 연구에서 절단점은 33점으로 나타났으며, 내적 합치도는 .93이었다. 본 연구에서 K-PCL-5의 내적 합치도는 전체 .96, 침습 .91, 회피 .82, 인지와 기분의 부정적 변화 .89, 과각성 .89였다.

8) 우울, 불안 및 스트레스 척도-21

우울, 불안 및 스트레스 척도-21 (21-Item version of Depression Anxiety Stress Scales, DASS-21)은 Lovibond와 Lovibond [30]에 의해 개발된 Depression Anxiety Stress Scales (DASS)의 단축형으로 Antony 등[31]이 타당화하였으며, 국내에서는 Lee 등[32]이 번안 및 타당화하였다. 총 21문항으로 구성되어 있으며 각 7문항으로 구성된 우울(DASS-D), 불안(DASS-A), 스트레스(DASS-S) 하위척도가 있다. 0점(전혀 해당되지 않음)에서 3점(매우 많이 또는 거의 대부분 해당됨)의 4점 Likert 척도로 평가되며, 각 하위척도의 점수는 점수 총합에 2를 곱하여 산출된다. 점수가 높을수록 우울, 불안, 스트레스 정도가 심하다는 것을 의미한다. Lee 등[32]의 연구에서 전체 척도의 내적 합치도는 .93이었으며, 우울 .74, 불안 .78, 스트레스 .90으로 나타났다. 본 연구에서는 전체 .96, 우울 .92, 불안 .89, 스트레스 .90이었다.

9) 일과 사회적 적응 척도

일과 사회적 적응 척도(Work and Social Adjustment Scale, WSAS)는 Marks [33]가 고안하고 Mundt 등[34]이 타당화한 척도로, Choi와 Lee [35]가 번안한 것을 사용하였다. 총 5문항으로 구성되어 있으며, 일, 집안일, 사회적 여가 활동, 개인적 여가 활동, 주변 사람과의 관계에 대한 기능 수준을 0점(전혀)에서 8점(매우 심하게)까지의 9점 Likert 척도로 평가한다. 총 점수 범위는 0∼40점으로, 20점을 초과하는 경우 중등도 혹은 심각한 기능 손상, 10∼20점 사이는 상당한 수준의 기능 손상, 10점 미만은 정상적인 기능 수준으로 해석한다[34,35]. Choi와 Lee [35]의 연구에서 내적 합치도는 .84였으며, 본 연구에서는 .93이었다.

3. 연구절차

MIOS의 원저자[5]로부터 척도 번안 및 타당화에 대한 허가를 받은 후, 원저자가 제공한 연구용 버전(Research Form)을 바탕으로 제1저자가 1차 번역을 수행하였다. 이후 박사과정생 1인, 석사과정생 2인이 참여하여 번역 내용을 공동으로 검토, 수정한 것을 임상심리전문가인 심리학 전공 교수 1인이 수정을 하여 초안을 완성하였다. 그 다음, 본 연구의 내용에 대한 사전 정보가 없는 영어 및 한국어에 모두 능통한 사회심리학 전공 박사과정 1인이 역번역을 수행하였다. 이후 역번역문과 원문을 비교하여 의미 차이가 있는 문항을 수정하였고, 수정된 문항에 대해 다시 역번역과 비교 검토 과정을 반복하여 최종 문항을 확정하였다.

본 연구는 계명대학교 기관생명윤리위원회의 승인(No. 40525-202405-HR-019-03)을 받은 후 수행되었다. 자료 수집은 온라인 설문조사 전문업체를 통해 자기보고식으로 진행되었으며, 설문 시작 화면에 연구 목적 및 참여 동의에 관한 설명문을 제시한 후 참여자의 사전 동의를 받았다. 성별 비율의 균형을 고려하여 참여자를 모집하였으며, 불성실 응답을 탐지하기 위해 3개의 지시적 조작 점검 문항(instructional manipulation check item)을 설문에 포함하였다. 모든 문항에 응답을 완료한 참여자에게는 조사 업체 규정에 따라 소정의 적립금이 지급되었다.

4. 자료분석

자료 분석에는 IBM SPSS Statistics 27.0과 Mplus 8.4 [36] 및 DAG_STAT 스프레드시트[37]가 사용되었으며, 분석 절차는 다음과 같다. 먼저, 참가자들이 기술한 PMIE 사건 내용을 바탕으로 두 명의 연구자가 독립적으로 사건 유형을 분류한 다음, 불일치한 사례는 연구자들이 논의해서 합의를 도출하였다. 분류에 대한 평정자 간 일치도는 κ=.87로, 양호한 수준이었다. 최종 합의한 PMIEs의 유형별 빈도와 비율을 산출하였다.

1) K-MIOS의 구성 타당도, 문항 분석 및 신뢰도 검증

전체 참가자(N=546)를 두 집단으로 무작위 할당한 후, 표본 1 (n=273)을 대상으로 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)을, 표본 2 (n=273)를 대상으로는 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 실시하였다. 두 집단이 동질적으로 구성되었는지를 검토하기 위해 χ²검정 또는 t검정을 사용해서 인구통계학적 특성과 K-MIOS 총점을 비교하였다.

먼저, 표본 1 (n=273)을 대상으로 최대우도법(Maximum Likelihood, ML)과 오블리민(oblimin) 사각회전 방식을 적용한 EFA를 실시하였다. 분석 적합도를 확인하기 위해 왜도와 첨도를 산출하여 정규성을 검토하고, Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) 표본 적합도와 Bartlett의 구형성 검정을 확인하였다. 일반적으로, 왜도가 ±2, 첨도가 ±7 이내이면 정규성 가정을 충족하는 것으로 간주하며[38], KMO 값이 .6 이상이고[39] Bartlett의 구형성 검정이 유의할 경우(p＜.05) 요인분석에 적합하다고 판단한다[40].

K-MIOS의 요인 수는 다음 기준을 종합적으로 고려하여 결정하였다: (1) Kaiser 기준(고윳값＞1) [41], (2) 누적분산비율＞50% [42], (3) 스크리 도표(scree plot)에서 고윳값이 평준화되기 직전의 요인 수, (4) 평행분석 결과 무작위 고윳값보다 높은 요인 수[43,44].

또한, 요인 구조를 살펴보기 위해 각 문항의 요인 부하량(factor loading)을 검토하였다. 일반적으로 요인 부하량이 .30 이상인 경우 유의한 요인 부하로 간주하며[45,46], 한 문항에서 2개 이상의 요인에 .30 이상의 요인 부하를 보이고 그 차이가 .10 미만일 경우, 교차 부하(cross loading)로 판단한다[47]. 한편, Hair 등[46]은 표본 크기에 따라 보다 엄격한 통계적 기준을 적용할 필요가 있다고 제안하였고, 특히 표본 크기가 250명 수준일 경우 요인 부하량 기준을 .35 이상으로 설정할 것을 권장하였다. 이에 따라 본 연구에서는 표본 1의 크기(n=273)를 고려하여 요인 부하량의 기준을 .35 이상으로 적용하였다.

이어서 표본 1 (n=273)을 대상으로, K-MIOS의 개별 문항에 대한 문항 분석을 실시하고, 전체 및 하위척도의 내적 합치도를 산출하여 신뢰도를 평가하였다.

마지막으로 탐색적 요인분석에서 도출된 요인 구조의 타당성을 검증하기 위해 표본 2 (n=273)를 대상으로 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)을 실시하였다. 모형 적합도(model fit)는 χ²검정과 함께 주요 적합도 지수를 활용하여 평가하였다. χ²검정은 표본의 크기에 민감하므로, CFI (Comparative Fit Index), TLI (Tucker-Lewis Index), RMSEA (Root Mean Squared Error of Approximation)와 함께 해석하였다[48]. CFI와 TLI는 .90 이상이면 수용 가능, .95 이상이면 우수한 적합도로 간주되며[48], RMSEA는 .05 미만이면 우수, .05∼.08은 양호, .08∼.10은 보통, .10 이상은 부적합으로 판단된다[49].

2) K-MIOS의 수렴 및 변별 타당도 검증

K-MIOS와 다른 척도들(B-IPF, K-MIES, 도덕손상 경험 척도, K-PTCI, PTES, K-PCL-5, DASS-21 및 WSAS) 간의 상관분석을 통해 수렴 및 변별 타당도를 확인하였다.

3) K-MIOS의 절단점 도출

전체 표본(N=546)을 대상으로 Litz 등[5]이 제시한 심각도 범주에 따라 B-IPF 점수에 차이가 있는지 확인하기 위해 일원분산분석(ANOVA)과 사후 검정(post-hoc)을 실시하고, K-MIOS의 절단점을 도출하기 위해 신호탐지 분석을 실시하였다. 도덕적 손상에 대한 합의된 정의와 기준이 없기 때문에 Litz와 Walker [2]가 제시한 기준(즉, MIOS에서 3개 이상의 문항에서 3점 이상, B-IPF에서 2개 이상의 문항에서 4점 이상으로 응답)을 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상으로 간주하고, 0과 1로 코딩하여 준거 변인으로 사용하였다. 추가적으로, 도출된 절단점에서 외상 후 스트레스 증상, 중등도 이상의 우울 및 불안이 동반되는 비율을 확인하기 위해 K-PCL-5의 권장 절단점인 33점 이상[29], DASS-21의 우울 14점 이상, 불안 10점 이상[30]을 기준으로 각각 이분화하여 분석에 포함시켰다[50].

먼저, ROC (receiver operating characteristic) 분석을 실시하여 AUC (area under the curve)값을 확인하였다. AUC값이 .80 이상인 경우 진단적 판별력이 우수한 수준이며, .70∼.80 사이인 경우에는 허용 가능한 수준으로 간주한다[51].

다음으로, DAG_STAT 스프레드시트[37]를 사용하여 민감도, 특이도, 효율성의 질, 양성 예측도 등의 지수를 산출하고, 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상을 식별하는 K-MIOS의 최적의(optimally efficient) 절단점을 도출하였다. 최적의 절단점은 거짓 양성과 거짓 음성을 함께 줄이는 데 중점을 두어 검사와 기준 간의 일치를 극대화하는 점수를 의미한다[50,52]. 최적의 절단점을 도출하기 위해 효율성의 질 지수인 κ(.5,0)의 값을 우선적으로 고려하였으며, 복수의 점수에서 가장 높은 κ(.5,0) 값을 나타낼 경우, 민감도가 더 높은 점수를 절단점으로 선정하였다[50].

결 과

1. 참가자 특성 및 하위표본의 동질성 검증

전체 참가자와 하위표본의 인구통계학적 특성은 Appendix의 Table A2에 제시되어 있다. 표본 1 (n=273)의 평균 연령은 40.65세(SD=11.39)였으며, 표본 2 (n=273)의 평균 연령은 41.59세(SD=10.82)로, 통계적으로 유의미한 차이가 없었다(t=−.99, df=544, p=.323). 그 외의 인구통계학적 변인에 대한 χ²검정을 실시한 결과, 모든 변인에서 통계적으로 유의미한 차이가 없어 표본 1과 2가 동질적으로 구성된 것으로 나타났다(Appendix Table A2). 또한 전체 표본(N=546)의 K-MIOS 총점은 평균 26.06점(SD=9.27)이었으며, 표본 1 (M=26.76, SD=8.96)과 표본 2 (M=25.37, SD=9.54)의 K-MIOS 총점에는 통계적으로 유의미한 차이가 없었다(t=1.75, df=544, p=.079).

2. 구성 타당도 검증

1) 탐색적 요인분석

표본 1의 왜도(−.99∼1.06)와 첨도(−.99∼.94)는 모두 정규성 가정을 충족하였으며(Table 1), KMO=.87, Bartlett의 구형성 검정 결과는 χ²(91)=1468.68, p＜.001로 요인분석에 적합한 것으로 나타났다.

K-MIOS의 적절한 요인 수를 결정하기 위해 고윳값, 누적분산비율, 스크리 도표 및 평행분석 결과를 검토하였다. 고윳값이 1 이상인 요인은 2개였고, 2요인부터 누적분산비율이 50%를 초과하였다(Appendix Table A3). 스크리 도표에서 3요인부터 고윳값의 기울기가 평준화되었으며, 평행분석에서도 1요인과 2요인에서만 무작위 자료보다 고윳값이 높은 것으로 나타났다(Appendix Fig. A1). 이러한 결과를 바탕으로, K-MIOS는 2요인 구조가 적합한 것으로 판단되었다.

2요인 구조에서 각 문항의 요인 부하량을 확인한 결과, 요인 1에서는 문항 1, 3, 7, 8, 12, 13, 14가, 요인 2에서는 문항 2, 4, 5, 6, 9, 10, 11이 각각 .35 이상의 요인 부하량을 보였다(Table 2). 이는 선행 연구와 일치하는 결과로, 원척도와 동일하게 요인 1은 수치심 관련, 요인 2는 신뢰위반 관련으로 명명하였다[5]. K-MIOS의 문항은 Appendix의 Scale A1에서 확인할 수 있다.

2) 문항 분석 및 신뢰도 검증

K-MIOS에 대한 문항 분석 및 신뢰도를 산출하였다(Table 1). K-MIOS의 14개 문항 중 평균이 가장 높은 문항은 6번(‘나는 그 일에 대해 혐오감을 느낀다.’, M=3.02, SD=.93)이었으며, 가장 낮은 문항은 7번(‘나는 좋은 삶을 살 자격이 없다고 느낀다.’, M=1.00, SD=1.03)이었다. 전체 척도의 교정된 문항-총점 상관의 범위는 .28∼.64로 대체로 양호한 수준이었으며, 문항 제거 시 α 값은 .84∼.86이었다. 수치심 관련 결과의 교정된 문항-총점 상관의 범위는 .52∼.73이었고, 문항 제거 시 α 값은 .84∼.87로 전반적으로 양호한 편이었다. 신뢰위반 관련 결과 또한 교정된 문항-총점 상관의 범위는 .40∼.68이었고, 문항 제거 시 α 값은 .74∼.79로 양호한 편이었다. K-MIOS 전체 문항에 대한 내적 합치도는 .86이었으며, 수치심 관련 결과와 신뢰위반 관련 결과의 내적 합치도는 각각 .87, .80로 양호한 수준이었다[53].

3) 확인적 요인분석

탐색적 요인분석에서 도출된 2요인 구조를 검증하기 위해, 표본 2 (n=273)를 대상으로 확인적 요인분석을 실시하였다. 표본 2의 왜도(−.52∼.97)와 첨도(−1.08∼.71) 모두 정규성 가정을 충족하였고, KMO=.89, Bartlett의 구형성 검정 결과는 χ²(91)=1505.72, p＜.001로, 요인분석에 적합한 것으로 나타났다. K-MIOS의 구조모형과 표준화된 경로 계수는 Fig. 1에 제시하였고(ps＜.001), 확인적 요인분석 결과는 Appendix의 Table A4에 제시하였다. K-MIOS의 2요인 구조는 χ²검정에서 유의한 차이를 보였으며(χ²=219, df=76, p＜.001), CFI와 TLI는 각각 .901, .882로 TLI가 조금 낮지만, 수용할 수 있는 수준이었고, RMSEA는 .083으로 보통의 수준이었다.

3. 수렴 및 변별 타당도

수렴 및 변별 타당도를 확인하기 위해, 전체 표본(N=546)을 대상으로 K-MIOS와 B-IPF, K-MIES, 도덕 손상 경험 척도, PTES, K-PTCI, K-PCL-5, DASS-21, WSAS의 총점 및 하위척도 간 상관을 분석하였다(Table 3). K-MIOS의 두 하위척도 간에는 중간 수준의 정적 상관이 나타났으며(r=.43, p＜.001), K-MIOS 전체 척도와 수치심 관련 및 신뢰위반 관련 결과는 B-IPF와 각각 유의한 정적 상관을 보였다(r=.47, p＜.001; r=.42, p＜.001; r=.37, p＜.001). 이는 도덕적 손상이 심각할수록 일상생활에서 기능 손상이 더 크게 나타남을 시사한다.

1) PMIEs 노출과의 상관

K-MIOS와 K-MIES는 중간 수준의 정적 상관이 나타났다(r=40, p＜.001). 수치심 관련 결과는 자신 혹은 타인의 위반 지각과 중간 수준의 정적 상관을 보였으며(r=.46, p＜.001), 신뢰위반 관련 결과는 자신 혹은 타인의 위반 지각 및 타인의 배신 지각 모두와 낮은 수준의 정적 상관을 나타냈다(r=.23, p＜.001; r=.23, p＜.001). 반면, 수치심 관련 결과와 타인의 배신 지각 간의 상관은 유의하지 않았다(r=.05, p=.227).

2) 도덕적 손상(도덕손상 경험 척도)과의 상관

K-MIOS 전체 척도는 도덕적 손상을 측정하는 도덕손상 경험 척도의 총점과 중간 정도의 정적 상관을 보였다(r=.49, p＜.001). 수치심 관련 결과는 자신에 의한 손상과 높은 정적 상관(r=.55, p＜.001), 타인의 배신에 의한 손상과 낮은 정적 상관(r=.18, p＜.001)을 보인 반면, 타인에 의한 손상과의 상관은 유의하지 않았다(r=.02, p=.720). 신뢰위반 관련 결과는 타인에 의한 손상 및 타인의 배신에 의한 손상과 각각 중간 수준의 정적 상관이 있었으며(r=.41, p＜.001; r=.41, p＜.001), 자신에 의한 손상과는 낮은 수준의 정적 상관을 보였다(r=.10, p=.018).

3) 외상 후 인지 및 정서와의 상관

K-MIOS 전체 척도는 K-PTCI 총점과 높은 정적 상관을 보였으며(r=.76, p＜.001), 자기에 대한 부정적 인지 및 세상에 대한 부정적 인지와 각각 유의하게 높은 정적 상관을 나타냈다(r=.75, p＜.001; r=.61, p＜.001). 수치심 관련 결과의 경우 자기에 대한 부정적 인지 및 자기 비난과 강한 정적 상관을 보였다(r=.74, p＜.001; r=.56, p＜.001). 반면, 신뢰위반 관련 결과는 자기에 대한 부정적 인지 및 세상에 대한 부정적 인지와 강한 정적 상관을 보였으나(r=.51, p＜.001; r=.66, p＜.001), 자기 비난과는 낮은 정적 상관을 나타냈다(r=.17, p＜.001).

또한 K-MIOS 전체 척도와 PTES 총점은 높은 정적 상관을 보였다(r=.58, p＜.001). 특히 K-MIOS 전체 척도는 외상 후 정서 중 무력감과 높은 정적 상관을 보였으며(r=.54, p＜.001), 배신감과는 낮은 정적 상관이 있었다(r=.26, p＜.001). 수치심 관련 결과는 죄책감과 유의하게 높은 정적 상관(r=.59, p＜.001), 분노와는 낮은 수준의 정적 상관을 보였으나(r=.15, p＜.001), 배신감과는 유의한 상관이 나타나지 않았다(r=.08, p=.056). 반면, 신뢰위반 관련 결과는 분노와 유의하게 높은 정적 상관을 나타내었고(r=.51, p＜.001), 죄책감과는 낮은 수준의 정적 상관을 보였다(r=.16, p＜.001). 예상과 달리, 수치심 관련 결과와 PTES의 수치심 간에는 유의하기는 했지만, 낮은 수준의 정적 상관이 나타났다(r=.28, p＜.001).

4) 정신건강 문제 및 부적응과의 상관

K-MIOS 전체 척도는 K-PCL-5, DASS-21 및 WSAS 총점과 유의하게 높은 수준의 정적 상관을 보였다(r=.65, p＜.001; r=.62, p＜.001; r=.55, p＜.001). 즉, 도덕적 손상이 심각할수록 PTSD, 우울, 불안, 스트레스 수준이 더 높았고, 일(학업)과 사회적 적응에서의 어려움을 더 많이 호소하였다. 특히 수치심 관련 및 신뢰위반 관련 결과 모두 K-PCL-5의 기준 D (인지와 기분의 부정적 변화)와 강한 정적 상관이 있었으며(r=.56, p＜.001; r=.55, p＜.001), 수치심 관련 결과는 우울 및 스트레스와 강한 정적 상관을 보였다(r=.57, p＜.001; r=.51, p＜.001).

4. K-MIOS 점수 범주에 따른 기능 수준의 차이 검증

Litz 등[5]이 제시한 심각도 범주에 따라 K-MIOS의 점수를 ‘없음’, ‘경도’, ‘중등도’, ‘심각’ 수준으로 구분하여 B-IPF 점수에 대한 일원분산분석을 실시하였다. 본 연구의 전체 표본(N=546)은 경도 집단이 286명(M=35.87, SD=20.82)으로 가장 많았으며, 중등도 집단이 194명(M=50.59, SD=19.23), 없음 집단이 48명(M=25.83, SD=25.42), 심각 집단이 18명(M=69.53, SD=17.20)으로 구성되어 있었다.

일원분산분석 결과, K-MIOS의 심각도 범주에 따른 B-IPF 점수의 유의미한 차이가 있었다(F=40.03, p＜.001, η2=.181). Hochberg’s GT2 방법을 사용한 사후검정 결과, 심각＞중등도＞경도＞없음 순으로 B-IPF 점수가 높았으며, 유의한 차이가 있었다(ps＜.05).

5. 절단점

임상적 개입이 필요한 도덕적 손상을 예측하는 K-MIOS의 최적의 효율적인 절단점은 27점으로 나타났다(Table 4). K-MIOS 27점에서 효율성의 질은 κ(.5,0)=.44로 가장 높았고, 이는 보통(moderate) 수준이었으며, 민감도 .77, 특이도 .69로, 62%가 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상에 해당하였다. ROC 분석 결과 K-MIOS의 AUC 값은 .795 (p＜.001, 95% CI [.759, .832])로 허용 가능한 수준이었다(Appendix Fig. A2).

K-MIOS 27점에서 외상 후 스트레스 증상(K-PCL-5≥ 33)에 대한 효율성의 질은 .44로 보통 수준이었으며, 민감도 .79, 특이도 .68로, 60%가 PTSD 증상을 보이는 것으로 나타났다(Appendix Table A5). 우울(DASS-D≥ 14)의 경우 효율성의 질이 .43로 보통 수준이었고, 민감도 .77, 특이도 .68로, 61%가 중등도 이상의 우울이 있었다(Appendix Table A5). 또한 불안(DASS-A≥14)의 경우 효율성의 질이 .39였고, 민감도 .75, 특이도 .67로, 58%가 중등도 이상의 불안을 가지고 있는 것으로 나타났다(Appendix Table A5). ROC 분석 결과, K-PCL-5 (≥33)에 대한 AUC 값은 .820 (p＜.001, 95% CI [.784, .857]), DASS-21 우울 하위척도(≥14)는 .804 (p＜.001, 95% CI [.767, .841]), 불안 하위척도(≥10)는 .780 (p＜.001, 95% CI [.741, .820])으로, K-MIOS는 양호한 수준의 분류 정확도를 보였다(Appendix Fig. A2).

고 찰

도덕적 손상은 자신이나 타인의 행동으로 인해 도덕적 규범이 위반될 때 경험하는 심리적 고통과 기능 손상을 의미하며[2,5], 때로는 영혼의 상처(soul wound)로 묘사된다[4]. 최근 해외에서는 도덕적 손상 연구가 현역 및 재향 군인을 넘어 의료 종사자, 초기대응자, 난민, 일반 시민 등 다양한 인구 집단으로 확대되고 있으며[7-13], 이러한 흐름은 국내 실증적 연구의 필요성을 더욱 강조한다. 아직까지 도덕적 손상이 독립적인 진단 실체로 규정되지 않았으나, 도덕적 손상이 정서적 고통과 부적응을 초래하며[2], 특히 PTSD 증상을 악화시키고 기존 치료의 효과를 저하시킬 수 있으며[14], 자기 파괴적 행동[1]과도 밀접한 관련이 있어, PMIEs와 도덕적 손상에 대한 세심한 평가가 요구된다. 이에 본 연구는 도덕적 손상의 고유한 증상에 초점을 맞춘, 신뢰도와 타당도가 검증된 도구인 도덕적 손상 결과 척도[5,17]를 한국어로 번안하고 타당화하여, 국내 적용 가능성을 검토하고자 하였다. 본 연구의 주요 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 적어도 한 개 이상의 PMIEs를 경험한 일반인을 대상으로 수행되었고 개방형 질문을 통해 참가자들이 자유롭게 기술한 내용을 바탕으로 PMIEs 유형을 분류하였다. 그 결과, PMIEs는 총 19개 범주로 구분되었는데, 참가자들이 가장 많이 보고한 유형은 배신/신뢰위반(n=78, 14.3%)이었고 폭력 목격 및 피해(n=75, 13.7%), 금전적 피해 및 사기(n=54, 9.9%)가 그 뒤를 이었다. 한편, PMIEs를 구체적으로 기술하기 어렵다고 응답하거나 기술을 거부한 참가자는 전체의 10.6% (n=58)였다. 본 연구에서 배신/신뢰위반 사건이 가장 빈번하게 보고되었다는 결과는, 도덕적 손상이 단지 전쟁 상황이나 참전 군인에게 국한된 경험이 아니라, 일상적인 사회관계에서 발생할 수 있는 심리적 상처임을 시사한다. 특히 관계 중심적이고 수직적인 한국 사회의 문화적 맥락을 고려할 때 배신은 단순한 갈등을 넘어 개인의 도덕적 정체성과 신뢰를 심각하게 위협하는 경험으로 작용할 가능성이 크다.

둘째, K-MIOS는 원척도[5]와 동일하게 수치심 관련 문항(1번, 3번, 7번, 8번, 12번, 13번, 14번)과 신뢰위반 관련 문항(2번, 4번, 5번, 6번, 9번, 10번, 11번)으로 구성된 2요인 구조를 재현하였고, 확인적 요인분석 결과에서도 해당 2요인 구조에 대한 모형 적합도가 허용 가능한 수준으로 나타났다(χ²=219, df=76, p＜.001, CFI=.901, TLI=.882, RMSEA=.083, 90%CI [.070, .096]). 이는 선행연구들[5,8,9]과 유사한 결과로, MIOS의 2요인 구조가 다양한 문화적 맥락과 표본에서도 안정적으로 유지됨을 시사하며, PMIEs 경험 이후 ‘자신의 위반에 대한 수치심’과 ‘타인의 위반에 대한 신뢰 손상’이라는 구성 개념이 한국어판에서도 일관되게 반영되고 있음을 보여준다. 또한 K-MIOS의 전체 및 하위척도는 모두 양호한 내적 합치도(전체 α=.86, 수치심 관련 α=.87, 신뢰위반 관련 α=.80)를 보였다. 이러한 결과는 K-MIOS가 국내 일반인을 대상으로 도덕적 손상을 평가하는 신뢰할 수 있고 타당한 도구임을 시사한다.

셋째, Cohen [54]의 효과크기 기준을 고려할 때 r=.1 (작은 효과), r=.3 (중간 효과), r=.5 (큰 효과)로 간주되는 바, K-MIOS 총점은 PMIEs 노출, 도덕손상 경험 척도[20]로 측정된 도덕적 손상, 외상 후 인지 및 정서, PTSD 증상, 우울, 불안, 스트레스, 그리고 사회적 부적응과 대부분 중간 효과 크기 이상의 유의한 정적 상관을 보였다. 다만, K-MIOS가 도덕손상 경험 척도의 총점 및 하위척도와 중간 수준의 상관(r=.23∼.49)을 보인 반면, K-PTCI (외상 후 인지 검사)와는 더 높은 상관(r=.45∼.76)을 보인 결과는 주목할만 하다. 이러한 결과는 K-MIOS가 측정하는 구성개념이 도덕손상 경험 척도의 구성개념보다 K-PTCI에서 측정한 외상 이후의 인지적 왜곡과 더 밀접한 관련이 있음을 시사하는데, 이러한 결과가 나타난 이유를 살펴볼 필요가 있다. 먼저, 두 척도의 문항 구성과 이론적 초점의 차이에서 기인했을 가능성이 있다. 도덕손상 경험 척도는 PMIEs 노출(자기 위반, 타인 위반, 타인 배신)과 그 결과를 측정하는 문항이 혼재되어 있으며, 도덕적 손상의 정서적 및 행동적 반응(예: 죄책감, 수치심, 분노, 용서 실패, 사회적 철수)에 초점을 맞춘 반면, MIOS [5]는 PMIEs 노출 이후 다양한 영역에서 결과로서의 도덕적 손상을 측정한다. 즉, 지속적으로 나타나는 정서적, 인지적, 행동적, 사회적, 영적 영역에 걸친 잠재적인 임상 문제들(예: 자신과 타인에 대한 지각, 도덕적 사고, 삶의 의미와 목적에 대한 신념의 변화 등)에 초점을 둔 도구로[2,17], 이는 자기 및 세상에 대한 부정적 신념을 측정하는 K-PTCI와 개념적으로 더 유사하다고 볼 수 있다.

넷째, K-MIOS의 하위척도인 수치심 관련 결과와 신뢰위반 관련 결과 간에는 중간 정도 효과 크기(r=.43) [54]의 정적 상관이 나타났으며, 각 하위척도는 다른 심리척도들과 일부 상이한 패턴의 상관을 보였다. 구체적으로 수치심 관련 결과는 자신에 의한 손상, 자기 비난, 죄책감과는 강한 정적 상관을 보였지만, 타인의 배신 지각(K-MIES), 타인에 의한 손상, 배신감과는 유의한 상관을 보이지 않았다. 이는 수치심 관련 도덕적 손상이 자신의 작위 또는 부작위에 기반하며, 자기비난과 죄책감 같은 내재화 증상 중심의 구성개념이라는 기존의 문헌과 일치하는 결과다[2,5,6]. 반면, 신뢰위반 관련 결과는 분노와 강한 정적 상관이 있었고, 타인에 의한 손상, 타인의 배신에 의한 손상, 배신감과 중간 정도의 정적 상관을 보였지만, 자신에 의한 손상, 자기 비난, 죄책감과는 낮은 정적 상관을 보였다. 이는 신뢰위반 관련 도덕적 손상이 타인의 작위 또는 부작위에 직·간접적으로 노출된 경험에 기반하며, 분노와 배신감 같은 외재화 정서가 두드러지는 특성을 보인다는 기존의 문헌과 부합한다[2,5,6]. 이러한 결과는 K-MIOS의 두 하위척도가 상호 관련되어 있으면서도 개념적으로 구분 가능한 서로 다른 심리적 구성개념을 반영하고 있으며[5,8,9], 수렴 타당도와 변별 타당도를 갖춘 독립적인 하위척도로 기능할 수 있음을 시사한다.

다섯째, Litz 등[5]이 제안한 기준에 따라 K-MIOS 점수를 ‘없음’, ‘경도’, ‘중등도’ 또는 ‘심각’ 범주로 구분한 후 기능 손상을 비교한 결과, 심각도에 따라 순차적으로 유의한 차이를 보였다. 이러한 결과는 원저자들이 제안한 심각도 범주가 K-MIOS에서도 적절히 적용될 수 있으며, 특히 K-MIOS 점수를 토대로 기능 손상을 적절하게 변별할 수 있다는 점에서 임상적 활용 가능성이 있음을 시사한다.

여섯째, 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상을 구분하는 것은 치료 장면에서 매우 중요한 이슈이다. 본 연구에서는 도덕적 손상에 대한 합의된 정의와 진단기준이 부재한 상황에서 Litz와 Walker [2]가 제안한 기준을 바탕으로 K-MIOS의 최적의 효율적인 절단점을 구하고자 시도하였고, 그 결과 27점이 적절한 것으로 나타났다. K-MIOS 총점이 27점 이상인 집단에서 외상 후 스트레스 증상과 우울 및 불안이 있는 사례가 얼마나 되는지 추가로 검토한 결과, 약 60%가 외상 후 스트레스 증상과 우울 및 불안을 보고하였다. 비록 도덕적 손상에 대한 정의와 진단기준의 합의가 부족한 상황이지만 평가 및 개입 장면에서 도덕적 손상에 대한 고려가 중요한 것을 감안한다면, 본 연구에서 산출한 절단점이 도덕적 손상의 임상 사례를 식별할 수 있는 기준으로 활용될 수 있음을 시사한다. 이러한 결과로 치료적 접근이 필요한 도덕적 손상의 선별 도구로서 K-MIOS의 가능성을 확인할 수 있었으나, PMIEs를 경험한 다양한 표본을 대상으로 반복 연구가 필요하다.

본 연구의 한계는 다음과 같다. 첫째, 도덕적 손상에 대한 합의된 정의와 기준이 부재한 상황에서 본 연구는 Litz와 Walker [2]의 기준을 사용하여 절단점을 도출하였다. 분석 결과, 최적의 효율적인 절단점은 K-MIOS 총점 27점으로 나타났으며, κ(.5,0) 값은 .44로 보통 수준이었고, 민감도 .77 (비교적 양호)과 특이도 .69 (허용 가능한 수준), 양성예측도 .62 (다소 낮은 편)로 분류 정확도가 허용 가능한 수준이나 위양성(false positive) 비율이 다소 높은 수준이었다. Litz와 Walker [2]가 제안한 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상을 준거 변인으로 사용했으나, 14개의 MIOS 문항 중 3개 이상에서 3점 이상(유의한 도덕적 손상) 및 8개의 B-IPF 문항 중 2개 이상에서 4점 이상(유의한 기능 손상)을 모두 충족하는 기준이 얼마나 엄격한 준거인지를 고려해 볼 필요가 있다. Litz와 Walker [2]의 준거가 요구하는 MIOS 총점의 최솟값은 9점으로 심각도 상 ‘도덕적 손상이 없음’ 범주에 해당하며[5], 이는 본 연구의 절단점인 27점과 큰 차이가 존재한다. K-MIOS의 절단점 27점은 최소한의 준거와 비교할 때 상대적으로 높은 점수이기는 하나, 민감도와 특이도를 고려할 때 임상적 개입이 필요한 사례를 놓칠 가능성(즉, 위음성, false negative)과 도덕적 손상으로 잘못 분류할 가능성(즉, 위양성)이 함께 존재한다. 다른 한편으로, 본 연구에서 도덕적 고통을 따로 분류하지 않았기 때문에, 도덕적 고통에 해당하는 사례가 도덕적 손상으로 일부 분류될 가능성이 있다. 도덕적 스트레스 요인의 차원적 모델(dimensional model of moral stressor and Harms) [2,6]에 따르면 도덕적 고통은 도덕적 손상과 함께 연속적 차원에 존재하며 강렬한 도덕적 정서와 증상들을 공유하지만, 임상적으로 유의미한 기능 손상을 보이지 않는다는 점에서 준임상적(subclinical) 문제로 간주된다. 도덕적 고통을 경험하는 사례는 기능 손상의 기준을 충족하지 못하지만, 주관적 고통이 심하여 MIOS에서는 높은 점수를 나타낼 수 있으며, 위양성(false positive)으로 분류되어 양성예측도를 제한하는 요인으로 작용했을 가능성이 있다. 향후 연구에서는 유의한 기능 손상을 수반하는 도덕적 손상의 특징적인 증상들을 식별하고 도덕적 고통과 도덕적 손상을 보다 명확히 구분하여 절단점을 도출할 필요가 있다.

둘째, 본 연구는 Hair 등[46]의 권고에 따라 요인 부하 기준을 .35로 설정하였으나, 일반 기준인 .30을 적용할 경우 11번 문항(‘나는 항상 화가 난다.’)의 교차부하가 관찰되었다. 그러나 분노는 이론적으로 타인의 위반 행위에 직·간접적으로 노출될 경우 흔히 나타나는 정서이며[6], 해당 문항이 신뢰위반 요인에 부하되는 것이 해석 가능성과 이론적 정합성을 고려할 때[55] 더 타당하다고 판단된다. 또한, 일부 응답자에게 분노는 수치심을 회피하기 위한 방어 정서로 작용했을 가능성이 있으며[5,6], 이는 위협-방어 체계(threat-defense system)에 근거해 분노가 수치심에 대한 방어 반응으로 기능할 수 있음을 시사한다[56,57]. 향후 다양한 표본에서 이러한 교차 부하가 일관되게 나타나는지를 확인할 필요가 있다.

셋째, K-MIOS의 수치심 관련 결과는 PTES의 수치심과 낮은 수준의 정적 상관을 보였는데(r=.28, p＜.001), 이는 예상과는 다소 다른 결과이다. 두 척도가 수치심을 측정하고 있으나 지시문을 살펴보면 수치심을 측정하는 방식에 차이가 있음을 확인할 수 있다. PTES는 사건 회상을 유도한 직후의 현재 정서를 측정하는 반면, K-MIOS는 지난 한 달간의 일반적 경험에 대한 자기보고를 요구한다. 상대적으로 낮은 상관은 이러한 측정 방식의 차이에서 비롯되었을 가능성이 있다. 따라서 향후 연구에서는 상태(state)보다는 특질(trait)을 측정하는 수치심 척도(예: Trauma-Related Shame Inventory, TRSI) [58,59]를 사용해서 K-MIOS 수치심 관련 결과와의 수렴 타당도를 검증할 필요가 있다.

넷째, 본 연구는 횡단적 설계로 수행되었기 때문에, K-MIOS의 시간적 안정성을 평가하지 못했다. Litz 등[5]은 시간적 안정성을 평가하기 위해 일주일 간격으로 MIOS를 측정하여 Bland-Altman 일치 한계(LOA=−8.62, 9.12)를 보고한 바 있는데, 향후 연구에서는 K-MIOS의 검사-재검사 신뢰도를 확인할 필요가 있다.

다섯째, 본 연구의 대상은 온라인 설문조사 업체를 통해 모집되었다. 하나 이상의 PMIEs에 노출된 경험이 있다고 응답한 사람을 선별하기는 했지만, 표본의 대표성과 일반화 가능성에 한계가 있다. 향후 지역사회 표본을 대상으로 반복 연구가 필요하며, PMIEs에 반복적으로 노출되기 쉬운 특수직업군, 예를 들어 현역 및 재향 군인, 의료종사자, 초기대응자 등을 대상으로 K-MIOS의 요인 구조와 절단점의 적용 가능성을 검토할 필요가 있다.

이상에서 기술한 한계점에도 불구하고, 본 연구는 국내 일반인을 대상으로 결과로서의 도덕적 손상을 측정하는 측정도구인 한국판 도덕적 손상 결과 척도(K-MIOS)의 요인 구조와 심리측정적 특성을 검증하였고, 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상을 준거 변인으로 K-MIOS의 절단점을 산출하여 임상적 활용 가능성을 제시했다는 점에서 의의를 찾을 수 있다. 기존의 국내외 주요 척도들은 PMIEs 노출과 포괄적인 결과를 평가하는 문항들이 혼재되어 있어 결과로서의 도덕적 손상을 독립적으로 평가하는 데 한계가 있었다. 이러한 한계를 보완하고자 본 연구는 노출과 결과를 분리하여 측정하도록 설계된 MIOS를 국내에 도입하여 새로운 평가 도구를 제시하였다. 또한 K-MIOS가 임상 및 연구 장면에서 선별도구로 활용할 수 있도록 임상적 개입이 필요한 도덕적 손상에 대한 절단점을 도출하였다. 향후 도덕적 손상 연구의 확장과 조기 선별, 맞춤형 개입 방법을 개발하기 위한 기초 자료로 K-MIOS가 활용되기 위해서는, 다양한 집단과 맥락에서 신뢰도와 타당도, 절단점을 지속적으로 검증할 필요가 있다.

Notes

Acknowledgements

This paper is a revised and supplemented version of the work presented as a poster at the 18th Biennial Conference of the European Society for Traumatic Stress Studies.

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-2022S1A5C2A02090708).

Fig. 1.

Figure caption

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Appendix

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References

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