서론

조증·경조증 삽화는 개인의 기능 수준이 명백히 변화할 정도로 기분이 들뜨고 에너지가 증가하는 기간을 말하며, 이 기간에 고양된 기분, 과민한 기분과 웅대한 자기상, 수면 욕구의 감소, 멈출 수 없는 말과 사고의 비약, 주의 산만과 목표 지향적 활동의 증가, 쾌락적 활동에 몰두 등의 증상이 나타난다(American Psychiatric Association, 2013). 우울한 기분, 흥미와 즐거움의 저하 등을 보이는 기간인 우울 삽화와 조증·경조증 삽화가 번갈아가며 나타날 때 양극성장애의 진단이 내려진다. 이 질환은 기분과 행동의 급격한 변동으로 인해 심각한 주관적 고통과 사회적·직업적 기능 손상을 일으키기에, 발병 가능성이 높은 사람들, 즉 고위험군을 선별하여 적절한 조기 개입을 제공함으로써 발병의 위험을 최소화하고 심각한 기능 손상을 미리 방지하는 것이 절대적으로 필요하다(Berk et al., 2010; Howes et al., 2011; Miklowitz et al., 2013). 이에 정신장애의 진단 및 통계 편람(Diagnostic and Statistical Manual; DSM) 의 조증·경조증 삽화 진단 기준에 온전히 부합하지 않더라도, 병리의 역학과 경과·치료에 대한 반응·기질적 측면·역치하 증상 등을 고려하여 더욱 넓은 관점에서 양극성장애의 잠재적 위험군을 선별하는 양극성 스펙트럼의 개념이 제안되었다(Cassano et al., 1992; Angst, 2007; Smith et al., 2008).

양극성 스펙트럼을 평가하는 도구 중 기분 장애 질문지(Mood Disorder Questionnaire, MDQ; Hirschfeld et al., 2000), 경조증 증상 체크리스트-32(Hypomania Symptom Checklist-32, HCL-32; Angst et al., 2005), 양극성 스펙트럼 진단 검사(Bipolar Spectrum Diagnostic Scale, BSDS; Ghaemi et al., 2005) 등은 우울장애 환자에서 양극성장애 환자를 감별하는데 타당성이 입증되었으나, 비임상집단을 대상으로 양극성장애의 고위험군을 감별하려는 시도에서 아쉬운 성과를 보였다(Hirschfeld et al., 2003; Bae SO et al., 2013; Kim JH, 2014). 이는 병리와 증상에 대한 이해도가 낮고 상대적으로 기능 손상이 없는 비임상집단을 대상으로 양극성장애 고위험군을 선별하기 위해서는, 일상 생활에서 나타나는 미묘한 수준의 조증·경조증 유사 증상을 감지해내는 도구가 필요함을 시사한다(Hirschfeld et al., 2003; Kessler et al., 2006).

역치하 수준의 경조증 증상이 개인의 지속적 특성에 가깝게 나타나는 성향을 경조성 기질 혹은 경조 성향이라고 말하며, 경조 성향이 강할수록 양극성장애의 위험이 높다(Cassano et al., 1992; Angst et al., 2005; Ratheesh et al., 2015). 경조성 성격 척도(Hypomanic Personality Scale, HPS; Eckblad et al., 1986)는 비임상 일반인을 대상으로 개발된 경조 성향을 측정하는 도구로, 해석이 용이하고, ‘예’/‘아니오’의 이분 척도로 구성되어 있어 시행이 짧고 간결하다는 이점으로 인해 가장 널리 쓰이는 양극성장애 스펙트럼 검사 중 하나다(Ratheesh et al., 2015; Sperry et al., 2015). 여기서 경조성 성격이란 경조 성향이 강하고 뚜렷하여 개인의 인지·정서·행동적 측면에서 일관된 성격적 특성으로서 나타나는 것을 의미하며, 경조성 성격을 가진 개인은 양극성장애의 고위험군으로서 정상군과 환자군의 스펙트럼 상에 존재함이 지지되고 있다(Eckblad et al., 1986; Kwapil et al., 2000; Walsh et al., 2012; Waslh et al., 2015; Sperry et al., 2017).

Eckblad et al.(1986)에 의하면, HPS 점수 상위 40명은 무작위로 선별된 대조군 40명보다 야망과 과대감, 스스로 지각한 리더쉽, 창의력을 더 높게 보고했지만, 정신증적 취약성, 충동성, 조증 및 우울 삽화 경험이 모두 유의하게 높았다. Kwapil et al.(2000)이 Eckblad et al.(1986)의 연구의 두 집단을 13년 후 추적 연구한 결과, 경조성 집단이 대조군보다 조증 및 경조증 삽화 경험이 많았으며 양극성장애로 진단된 비율도 높았다. 그리고 경조성 성격 집단은 정상 통제군에 비해 더 많은 심리적 고통과 조증·경조증 증상, 우울 증상, 약물이나 물질 관련 문제, 유사 정신증적인(psychotic-like) 경험을 보고하였다(Eckblad et al., 1986; Kwapil et al., 2000).

HPS를 이용해 측정한 경조 성향은 다른 성격 특성이나 개인의 성향과도 연관이 있는데, HPS 점수가 높을수록 성격 5요인 중 외향성과 경험에 대한 개방성, 경계선 성격특성, 충동성, 중독 성향, 과대감이 더 높게 나타났다(Eckblad et al., 1986; Kwapil et al., 2000; Meyer, 2002; Meyer et al., 2003; Sperry et al., 2015).

HPS의 내적 구조로는 Eckblad et al.(1986)의 ‘사회적 적극성/자기 과시’와 ‘경조증적 특성’의 2요인, Rawlings et al.(2000)의 ‘기분 변동’, ‘과대감’, ‘사회적 과활동’, ‘스스로 자각하는 비평범’의 4요인, Schalet et al.(2011)의 ‘사회적 활력’, ‘기분 변동’, ‘기분 고조’의 3요인이 제시되었다. 이와 같이 상이한 요인 구조가 나타나고 있으나, Eckblad et al.(1986)가 제시한 것처럼 사회적 활력 및 자신을 지각하는 방식에 관련된 속성과 경조증의 증상에 관련된 속성은 공통으로 도출되고 있다.

HPS는 최근에도 여러 국가에서 활발하게 번안 및 타당도 검증이 이루어지고 있으며, 조증 및 경조증 유사 증상의 확인으로 실험군이 타당하게 표집되었는지, 각 집단의 특성을 파악하는데 이용되기도 한다(Preti et al., 2017; Mohammadzadeh, 2018; Patti MA et al., 2018). 또한 부적응적 성격 병리를 이해하기 위한 도구로 활용되기도 하며, ecological momentary assessment (EMA)에서 일상생활의 부적응적 기능 발현을 예측하는 등 여러 방면에서 다양한 방식으로 사용되고 있다(Walsh et al., 2015; Sperry et al., 2017; Stanton et al., 2017). 종합하면, HPS를 이용해 경조 성향을 측정하는 것은 양극성장애 고위험군 선별뿐 아니라 양극성장애 유사 증상의 확인과 성격 특성 파악에 유용하여, 개인의 원활한 기능 발휘와 스트레스에 대한 반응을 예측하는 것에 도움이 된다.

국내에서는 Kim YA(1990)가 처음 HPS를 사용하였고, 대집단 표본에서 HPS 총점 상위 5%의 고득점자 40명과 평균 득점자 40명의 심리적 특성을 비교하여 고득점 집단이 대조군보다 양극성장애 및 부적응적 특성에 취약함을 보였다(Kim YA et al., 1996). 이는 HPS가 개발되고 얼마 지나지 않은 시기에 그 어떤 해외 연구보다도 일찍이 그 유용성을 인식하여 국내에 경조성 성격의 개념을 소개하고, HPS를 이용하여 선별한 집단의 심리적 특성 차이를 검증한 최초의 연구라는 것에 큰 의의가 있다. 다만 척도를 번역해서 사용하였다는 설명 외에는 자세한 번안 과정이 생략되어 있고, 측정도구로서 HPS의 신뢰도와 타당도 검증이 이루어지지 않았다는 점은 아쉬운 측면이다.

검사를 번안할 때, 원척도 문항의 의미가 번안된 검사의 문항에서도 동일하다는 ‘개념적 동등성’의 확보와 신뢰도 및 타당도를 검증하는 과정이 중요하게 고려되어야 한다(Lee SM, 1996; Kim AY et al., 2003). 검사의 신뢰도를 검증하기 위해서는 일반적으로 검사의 문항이 하나의 속성을 측정하고 있는지를 나타내는 내적합치도 계수 Cronbach’s 〈를 산출하는데, 이에 더하여 특히 성격적 요소를 측정하는 검사에서는 검사의 점수가 시간이 지나도 안정적임을 증명하는 검사-재검사 신뢰도 확인이 필요하다(Cicchetti, 1994; McCrae et al., 2011). 또한 검사가 유용하게 이용되기 위해서 번안된 검사가 원래의 검사와 동일한 심리적 속성을 측정하고 있는지를 경험적으로 입증하여 척도의 점수를 해석할 수 있는 근거를 제공하고, 검사를 개발할 때 사용되었던 이론적 토대가 실제 자료에서 반영이 되고 있는지 검증하는 타당화 과정을 거쳐야 한다(Clark et al., 1995; Downing, 2003).

이에 본 연구에서 개념적 동등성을 중시하여 HPS를 번안한 후, HPS가 일관된 속성을 측정하는지, 측정되는 속성이 시간에 안정적인지 검증하고, 수렴타당도와 공존타당도, 구성타당도를 검증한다. 경조 성향은 일관된 개인의 속성이기 때문에 시간이 지나도 안정적으로 측정될 것이다. 선행연구에서 확인된 바와 같이, 경조 성향의 정의와 속성에 따라 HPS는 외향성, 경험에 대한 개방성, 경계선 성격특성, 충동성, 중독 성향, 과대감과 정적 상관을 보일 것이다. 공존 타당도 검증으로 HPS는 기분 증상과 관련이 있을 것이며 특히 경조증·조증 증상과 정적 상관을 가질 것으로 예상한다. HPS가 어떠한 내적 구조를 가지는지는 여러 의견이 있으며, 국내에서 아직 연구된 바가 없으므로, 본 연구에서 탐색적 요인분석을 시행하여 HPS의 내적 구조를 탐색한 후에 선행 연구들과 결과를 비교함으로써 구성타당도를 살펴볼 것이다.

연구방법

1. 연구대상

카카오톡, 페이스북 등 주요 SNS의 홍보를 통하여 온라인으로 모집한 총 240명을 대상으로, 온라인으로 제작된 설문지 배터리를 통해 평가했다. 이 중 정신 질환력이 없는 정상 일반인을 선별하기 위해 조현병, 주요우울장애, 양극성장애의 정신과적 병력이 있는 자, Mini-International Neuropsychiatric Interview (MINI; Yoo SW et al., 2006)의 기분장애 선별 기준에 부합하는 자, 뇌손상 혹은 수술이 필요한 정도의 두부 외상을 경험한 자, 갑상선 질환 등 기분에 영향을 미칠 수 있는 의학적 질환 대사성 질환의 병력이 있는 자는 분석에서 제외하였다.

그 결과 정신과적 진료를 받은 적이 있거나 MINI의 기분장애 진단 기준에 부합하는 8명과, 기분에 영향을 줄 수 있는 신체 질환력을 보고한 2명 등 10명을 제외한 정상 일반인 총 230명의 자료를 분석하였다. 이 중 남성은 95명(약 41%), 여성은 135명(약 59%)이었으며 표본의 평균 연령은 28.41세(SD=7.98)였고, 세부적으로 25세 미만 79명(약 34%), 25세 이상 30대 미만 92명(40%), 30대 37명(약 16%), 40대 11명(약 5%), 50대 11명(약 5%)이었다. 교육 연한은 초등학교 졸업 18명(약 8%), 중고등학교 졸업 48명(약 21%), 대학교 재학 92명(40%), 대학교 졸업 53명(약 23%), 대학원 이상 19명(약 8%)이었다. 기혼자는 43명(약 19%), 미혼자는 187명(약 81%)이었으며, 주관적으로 평가한 소득 수준은 ‘하’가 9명(약 4%), ‘중하’ 65명(28%), ‘중’ 137명(약 60%), ‘중상’ 18명(약 8%), ‘상’ 1명(약 0.4%)이었다.

본 연구는 덕성여자대학교 생명윤리심의 위원회(Institutional Review Board, IRB)의 심의를 거쳐 수행되었으며, 모든 참여자는 연구 참여에 앞서 연구에 대한 온라인 설명을 읽고 온라인 서면 동의서를 통해 연구 참여를 허락하였다.

2. 연구도구

1) 경조성 성격 척도(Hypomanic Personality Scale, 이하 HPS)

Eckblad et al.(1986)에 의해서 개발된 도구로, 사회적으로 자신감 넘치고 활력적이며, 여러 일을 동시에 하기도 하고, 기분이 들떠있으며, 때로는 과민하고 기분 변동이 심한 경조증적 성향을 측정하는 도구이다. 병리적 증상 자체를 강조하기보다는 일상생활에서 보일 수 있는 성격적 요소를 묻는 것에 초점을 두었다. 양극성장애의 병전 성격으로 여겨지는 경조성 성격의 이론적 특성에 기반을 두어 제작한 97개의 문항 중 문항 분석을 통해 추려낸 48개의 문항으로 구성되었고, ‘예’/’아니오’로 응답한다. 정신증 위험 집단을 조현병 고위험군과 양극성장애 고위험군으로 구분하기 위해 개발되었으며, 13년 후의 추적연구를 통해 양극성장애 고위험군을 선별할 수 있는 도구임이 지지되었다(Kwapil et al., 2000). Eckblad et al.(1986)의 연구에서 내적합치도 계수 Cronbach’s 〈는 0.87이었으며, 15주 간격의 검사-재검사 상관은 0.81이었다.

2) 간편형 한국판 Big Five Inventory(이하 BFI)

BFI (Big Five Inventory, John et al., 1991)는 외향성, 경험에 대한 개방성, 성실성, 친화성, 신경증을 측정하기 위한 자기 보고식 척도이다. 44문항으로 짧은 소요 시간으로도 ‘개방성’, ‘성실성’, ‘외향성’, ‘친화성’, ‘신경증’의 5요인 성격특성을 확인할 수 있어 여러 나라에서 번안되어 사용되고 있다. 본 연구에서는 피검자의 부담을 줄이기 위하여 Kim JH et al.(2011)에 의해 타당화된 간편형 한국판 BFI를 사용하였다. 간편형 한국판 BFI는 요인별로 5점 Likert식 평점의 3문항씩 총 15문항으로 구성되어 있다. Cronbach’s 〈는 Kim JH et al.(2011)에서 0.67에서 0.82로 나타났고, 본 연구에서 ‘개방성’ 0.90, ‘성실성’ 0.76, ‘외향성’ 0.78, ‘친화성’ 0.71, ‘신경증’ 0.75였다.

3) 경계선 성격특성 척도(Personality assessment Inventory–Borderline Features Scale, 이하 PAI-BOR)

경계선 성격특성 척도는 Morey(1991)가 개발한 자기보고형 성격 평가 질문지(Personality Assessment Inventory; PAI)의 11개 임상척도 중 하나이다. 경계선 성격 장애의 핵심 문제와 관련된 성격적 특성을 평가하는 척도로, ‘정서적 불안정성’, ‘정체감 문제’, ‘부정적 대인관계’, ‘자기 손상’에 관련된 24문항을 4점 척도로 평정하게 되어있다. Choi EJ(1998)의 연구에서 제시된 척도를 사용하였으며, Cronbach’s 〈는 0.83이었다. 본 연구에서 Cronbach’s 〈는 0.84였다.

4) 한국판 다차원적 충동성 척도(UPPS Impulsive behavior scale-P, 이하 UPPS-P)

Whiteside et al.(2001)에 의해 처음 개발되고 Cyders et al.(2007)이 보완 개발한 척도로, 개발될 때부터 성격적 측면에서의 충동성을 가정하였으며 감정 상태와 관련된 충동성을 측정할 수 있다는 것이 여타의 충동성 척도와 구별된다. Lim SY et al.(2014)이 타당화한 한국판 다차원적 충동성 척도를 사용하였으며, 4점 likert 형식의 총 59문항으로 이뤄져 있다. 척도의 하위요인은 부정적 기분 상태에서 나타나는 충동성인 ‘부정 긴급성’, 긍정적 기분 상태에서 나타나는 충동성인 ‘긍정 긴급성’, 그리고 ‘계획성 부족’, ‘지속성 부족’ 및 ‘감각추구’로 구성되어 있다. Cronbach’s 〈는 Lim SY et al.(2014)에서 0.91, 본 연구에서 0.92였다.

5) 경조증 증상 체크리스트(Hypomania Symptom Checklist-32, 이하 HCL-32)

HCL-32(Angst et al., 2005)는 양극성 범주 장애 환자를 엄격하게 선별하기 위해 개발된 자기 보고식 척도로, 주요 우울장애 환자 중에 경조증 증상을 경험하였던 사람을 확인하는데 도움을 준다. 과거에 기분이 좋았던 시기를 기억하고 그 당시의 행동과 기분, 사고에 관해 ‘네’ 또는 ‘아니오’로 응답하는 32개 문항으로 구성되어 있다. HCL-32의 문항은 ‘활동적(active)/고조된(elated)’, ‘위험추구(risk-taking)/과민(irritable)’의 두 가지 요인으로 구분되며 총점이 높을수록 경조증 증상이 많은 것을 의미한다. Oh MY et al.(2009)에 의해 표준화된 한국판 HCL-32를 사용하였으며, Cronbach’s 〈는 0.88이었다. 본 연구에서 Cronbach’s 〈는 0.87이었다.

6) 기분 장애 질문지(Mood Disorder Questionnaire, 이하 MDQ)

MDQ는 기분장애와 관련하여 치료를 받는 외래 환자 중에서 양극성장애 환자를 간편하게 선별하기 위해 개발된 도구이다(Hirschfeld et al., 2000). 경조증·조증 증상에 대한 13문항에 ‘예’/‘아니오’로 간단하게 응답하도록 구성되어 있다. Jon DI et al.(2005)에 의해 표준화된 한국판 MDQ를 사용하였으며, Cronbach’s 〈는 0.88이었다. 본 연구에서 Cronbach’s 〈는 0.83이었다.

7) 통합적 한국판 CES-D (Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, 이하 CES-D)

Radloff(1977)에 의해 비임상집단의 우울을 손쉽게 측정하도록 개발된 4점 Likert식 자기 보고형 설문지로, 20문항에 대해 ‘극히 드물게’, ‘가끔’, ‘자주’, ‘거의 대부분’으로 응답하게 구성되어 있다. 일반인들에서 우울 증상을 보이는 위험군을 간편하게 선별하는데 유용하게 이용되고 있으며, 국내에 출판된 여러 한국판 CES-D를 바탕으로 Chon KK et al.(2001)이 통합적 한국판을 개발한 것을 사용하였다. Cronbach’s 〈는 Chon KK et al.(2001)에서 0.91, 본 연구에서 0.93이었다.

8) 중독 성향(Addictive tendencies)

Meyer et al.(2007)이 중독 성향을 측정하기 위해 연구에서 개발하여 사용한 자기 보고형 설문지인 쾌락적 여가 활동 추구 척도는 쾌락적인 여가 활동 12개(술, 담배, 도박, 약물, 사랑, 음악, 초콜릿, 일, 쇼핑, 인터넷, 운동, 커피) 범주와 전반적인 중독 성향에 대해 8개의 중독 증상(중요도, 즐거움, 내성, 금단, 대인관계 불편, 일/취미 불편, 재발, 중독 자각)을 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)으로 응답하도록 구성되어 있다. 이 중 HPS와 유의한 정적 상관이 입증되었고 개인적 성향에 초점을 둔 전반적인 중독 성향에 대한 8문항을 번역하여 이용하였으며, 본 연구에서 Cronbach’s 〈는 0.84였다.

9) 과대감(Grandiosity)

HPS의 원저자인 Eckblad et al.(1986)의 연구에서 HPS의 타당도를 검증하기 위해 개발된 문항으로, 자기 과시와 과대감과 관련된 6개 문항을 6점 Likert 형식으로 응답하도록 구성되어있다. Sperry et al.(2015) 또한 HPS의 단축형 타당화 검증에 이용하였으며 HPS와 강한 정적 상관이 입증되었다. 본 연구에서는 문항을 번역하여 사용하였으며, Cronbach’s 〈는 0.81이었다.

3. HPS 번안과 예비 분석

HPS의 연구 책임자(University of Wisconsin Madison의 Professor, Dian Goodling)를 통해 HPS의 정식 한국어판 번안을 승인받고, 역채점 문항 정보를 제공받았다. 번안의 개념적 동등성을 확보하기 위한 예비 작업으로 심리학 용어와 영어에 익숙한 심리학과 대학원생 30명에게 기존 경조성 성격 척도 번역본(Kim YA, 1990)과 영문 원문항을 제시하였다. 이를 ‘번역 문항이 원문항의 의미를 충실히 담고 있는지’, ‘번역된 문항이 어색하지 않고 매끄럽게 잘 이해가 되는지’의 두 가지 질문에 대하여 3점 Likert 척도(점수가 높을수록 번역이 잘 되었다는 의미)로 평가하게 한 후, 3점을 주지 않은 문항에 대해서 대안을 제시하도록 하였다.

문항 평가 점수와 번역 제안을 바탕으로, 영어에 능통한 대학원생 2인의 도움을 받아 본 연구자가 1차 번역본을 작성하였다. 그리고 임상심리전문가 2인의 검토를 통해 1차 번역본을 수정한 후, 영어-한국어 이중언어자에게 1차 역번역을 의뢰하였다. 이를 미국에서 태어나고 거주하며 임상심리학 박사학위와 자격증을 취득한 임상심리전문가 1인에게 검토받아 의미전달이 모호하거나 번역에 오류가 있는 문항을 수정하여 2차 번역본을 작성한 후, 다른 영어-한국어 이중언어자에게 최종 역번역을 의뢰하였다. 최종 역번역본은 Professor Gooding에게 검증받았으며 오류가 발견된 33번 문항을 수정하여 번안본을 확정하였다.

번안본을 검토하기 위해 기존 번역본을 검토한 것과 유사한 절차로 대학원생들에게 한글 문항에서 어색한 점은 없는지 3점 만점의 Likert 척도로 평가를 하였다. 총 17명이 응답하였고 평가받은 점수의 평균 M=2.91, 표준편차 SD=0.14로 양호하였다. 기존 번역본 평가와 번안본 평가에 모두 참여한 대학원생 14명의 번안 평가 점수를 종속 표본 T검증한 결과 번안본의 점수가 유의하게 높았다(t(13)=5.16, p<0.001).

HPS의 번안본을 서울 소재의 여대생 35명을 대상으로 예비 분석한 결과 Cronbach’s 〈는 .88이었으며, 이 중 23명을 대상으로 한 비모수 상관계수 Kendall’s rank correlation coefficient는 MDQ와 0.52 (p<0.01), CES-D와 0.35 (p<0.05)로 나타났다. 따라서 HPS가 잘 번안된 것으로 판단하여 본 연구를 진행하였다.

4. 자료분석

모든 척도는 총점과 척도별 하위요인의 총점을 계산하여 분석하였다. 총점의 범위, 표준편차, 왜도, 첨도를 산출하였고, 왜도 3 미만, 첨도 10 미만일 때 정규성 가정을 만족하는 것으로 판단하였다.

HPS의 문항이 일관된 속성을 측정하는지를 내적합치도 계수 Cronbach’s 〈를 산출하였고, HPS가 시간에 안정적으로 측정하는지를 4주 간격 검사-재검사 상관분석을 통해 신뢰도를 검증하였다.

수렴 및 공존 타당도 검증을 위하여 HPS의 총점과 다른 모든 타당도 척도의 총점·하위요인 점수합계를 상관분석하였다. 상관계수 값의 크기는 일반적으로 통용되는 기준과 HPS를 가장 최근에 타당화한 Sperry et al.(2015)의 해석 기준에 따라 0.1 이상 0.3 이하는 약한 상관, 0.3 이상 0.5 이하는 의미 있는 상관, 0.5 이상은 강한 상관으로 분류하여 해석하였다.

HPS의 내적 구조를 확인하기 위한 탐색적 요인분석의 요인 추출 방식은 HPS가 ‘예’/‘아니오’의 이분 문항 척도로 범주형 문항이기 때문에, 범주형 문항에 추천되는 가중된 최소 제곱법(Weighted Least Square with Mean and Variance; WLSMV)을 선택하였다(Schalet et al., 2011). 회전 방식은 선행연구에 따라 요인 간 상관을 고려하는 Promax 회전을 선택하였다(Rawlings et al., 2000; Schalet et al., 2011).

요인수의 선정 기준으로 스크리 도표(요인 고윳값(eigenvalue)의 감소 기준), 요인별 내적합치도 계수(Cronbach’s 〈), 모형적합도 지수(RMSEA<0.05), 선행연구 결과 및 해석 가능성을 고려하였다. 요인 부하량은 0.3을 기준으로 하였으며, 두 요인간 부하량의 차이가 0.1 미만일 때 교차부하된 것으로 판단하였다. 또한 하위요인의 특성을 알아보기 위해 타당도 검증에 이용된 척도들의 총점 및 하위척도 총점과의 상관분석을 시행하였다. 통계 패키지는 기술통계 및 상관분석에 SPSS 22를, 탐색적 요인분석에 Mplus 6을 사용하였다.

결과

1. 기술통계 및 연구대상 특성에 따른 HPS 총점 분석

연구에 이용된 척도들의 왜도, 첨도와 산포도를 살펴보았을 때 정규성 가정을 위배하지 않았다. HPS의 평균은 M=13.17, 표준편차는 SD=7.52였다. 본 연구에서 사용된 모든 척도의 기술 통계 결과를 Table 1에 제시하였다.

Table 1

Descriptive statistics for the HPS and other scales (n= 230)

Scales	(Subscales)	M	SD	Range	Skew	Kurtosis
HPS		13.17	7.52	0~39	0.57	0.09
BFI	O	9.70	2.85	3~15	−0.39	−0.16
	C	10.77	2.13	3~15	−0.62	0.87
	E	9.21	2.67	3~15	0.05	−0.34
	A	10.64	2.24	3~15	0.04	−0.34
	N	8.19	2.69	3~15	0.24	−0.35
PAI-BOR		23.20	9.54	6~71	1.01	2.34
	(Affective instability)	5.37	2.70	0~15	0.86	0.78
	(Identify problems)	7.12	2.80	0~18	0.44	0.65
	(Negative relationships)	5.86	2.79	0~18	0.81	1.28
	(Self harm)	4.47	2.98	0~18	0.86	1.41
UPPS-P		121.77	20.56	77~198	0.25	0.02
	((negative) Urgency)	25.48	6.03	13~45	0.49	0.29
	(Positive urgency)	25.34	7.71	14~56	0.68	0.49
	((lack of) Premeditation)	22.03	4.96	11~40	0.52	0.67
	((lack of) Perseverance)	20.99	4.19	11~32	0.17	−0.08
	(Sensation seeking)	27.92	7.74	12~46	0.15	−0.63
HCL-32		13.31	6.20	0~25	−0.29	−0.62
	(Active/elated)	10.51	5.00	0~18	−0.50	−0.76
	(Risk-taking/irritable)	1.47	1.44	0~6	0.90	0.16
MDQ		4.82	3.29	0~12	0.15	−0.89
CES-D		15.25	10.36	0~51	1.13	0.95
	(Depressed Affect)	3.58	4.19	0~19	1.48	1.73
	(Somatic symptoms)	4.72	4.25	0~21	1.17	1.23
	(Interpersonal Difficulties)	0.61	1.12	0~6	2.25	5.62
	(Positive Affect)	6.34	2.85	0~12	−0.02	−0.64
Addictive tendencies		2.62	0.74	1~5	0.08	0.33
Grandiosity		2.82	0.48	1~6	−0.43	1.14

HPS의 연령별 평균과 표준편차는 25세 미만 M=15.20, SD=6.69; 25세 이상 30대 미만 M=13.43, SD=8.16; 30대 M= 10.46, SD=6.58; 40대 M=9.55, SD=8.52; 50대 M=9.00, SD= 4.10이었다. HPS 총점과 연령의 상관은 −0.24 (p<0.01)으로 연령이 증가할수록 총점이 감소하였으며, 일변량 ANOVA 결과 F(4,225)=4.41 (p<0.01)로 연령간 차이가 유의하였고, 사후검증 결과 25세 미만 그룹과 30대의 HPS 점수가 차이를 보이는 것으로 나타났다. 성별에 따른 차이는 유의하지 않았다(남성 M= 13.70, SD=7.86; 여성 M=12.90, SD 7.14; t(229)=1.50, p=0.23).

2. 신뢰도 검증

HPS 전체 문항의 내적합치도 계수 Cronbach’s 〈는 0.86으로 나타났다. 참가자 중 38명에게 4주 후 재검사를 실시한 결과, HPS 총점의 검사-재검사 상관계수는 0.91 (p< 0.001)로 통계적으로 유의하였다.

3. 수렴타당도 검증

성격 5요인, 경계선 성격특성, 충동성, 중독 성향 및 과대감과 상관관계를 분석하였다. 성격 5요인과 상관분석 결과, HPS 총점은 BFI에서 측정된 성격 5요인 중 경험에 대한 개방성과 강한 정적 상관(r=0.54, p<0.01), 외향성과 의미 있는 정적 상관관계를 보였다(r=0.46, p<0.01).

경계선 성격특성과 상관분석 결과, HPS 총점은 PAI-BOR의 총점과 의미 있는 정적 상관을 보였고(r=0.30, p<0.01), PAI-BOR의 하위척도인 ‘정서불안’과 의미 있는 정적 상관이 확인되었다(r=0.34, p<0.01).

충동성과 상관분석 결과, HPS 총점은 UPPS-P 총점(r=0.44, p<0.01), 긍정적 감정 상태에 따른 충동성(긍정긴급과 r=0.35, p<0.01), 쾌락적 자극에 대한 추구 성향(감각추구와 r=0.48, p<0.01)과 의미 있는 정적 상관을 보였다.

HPS 총점과 중독성향의 상관은 r=0.18 (p<0.01)로 약한 정적 상관이 나타났다. HPS 총점과 과대감의 상관은 r=0.51 (p<0.01)로 강한 정적 상관을 보였다. Table 2에 HPS 총점과 수렴타당도 검증에 사용된 척도·척도의 하위요인 간의 상관계수를 제시하였다.

Table 2

Correlation of HPS scores with other scales (n=230)

Scale	(Subscale)	r with HPS			Scale	(Subscale)	r with HPS
		TOTAL	F1	F2			TOTAL	F1	F2
BFI	O	.54**	.57**	.32**	HCL-32		.31**	.20**	.32**
	C	.02	.15**	−.13*		(Active/elated)	.26**	.20**	.24**
	E	.46**	.50**	.27**		(Risk-taking/irritable)	.27**	.10	.37**
	A	.20**	.27**	.05
	N	.15*	−.11	.37**	MDQ		.31**	.11	.42**
PAI-BOR		.30**	−.02	.53**
	(Affective instability)	.34**	.06	.51**	CES-D		.20**	−.04	.38**
	(Identify problems)	.21**	−.09	.46**		(Depressed affect)	.24**	−.01	.42**
	(Negative relationships)	.19**	−.06	.39**		(Somatic symptoms)	.26**	.04	.41**
	(Self harm)	.25**	.04	.39**		(Interpersonal difficulties)	.18**	.02	.30**
UPPS-P		.43**	.22**	.51**		(Positive Affect)	−.09	−.20**	.05
	((negative) Urgency)	.26**	.00	.45**
	(Positive urgency)	.35**	.15**	.45**	Addictive tendencies		.18**	.01	.29**
	((lack of) Premeditation)	.18**	.08	.23**
	((lack of) Perseverance)	.00	−.15*	.16**	Grandiosity		.51**	.66**	.18**
	(Sensation seeking)	.48**	.46**	.33**

Medium effect sizes in bold, large effect sizes in bold and italics.

^* p<0.05

^** p<0.01.

4. 공존타당도 검증

HPS와 기분 증상 사이의 관련성을 검증하기 위해 조증 증상 척도(HCL-32, MDQ) 및 우울 증상 척도(CES-D)의 각 총점과 하위요인 총점의 상관분석을 시행한 결과, 경조 성향이 강할수록 더 많은 경조증 증상(MDQ와 r=0.31, p<0.01; HCL과 r=0.31, p<0.01)을 보였다. 우울 증상(r=0.20, p< 0.01)과는 약한 정적 상관이 나타났다. Table 2에 HPS 총점과 공존타당도 검증에 사용된 척도·척도의 하위요인 간의 상관계수를 제시하였다.

5. 구성타당도 검증

탐색적 요인 분석 결과 요인 고윳값은 크기순으로 11.09, 5.29, 2.87, 2.77, 2.61로, 고윳값의 감소 경향을 고려하여 2개의 하위요인이 존재할 것으로 시사되었다. Eckblad et al.(1986)의 연구 결과에 따라 요인 수를 2개로 지정하여 분석 시 두 요인 각각에 24문항씩 속하였으며, Cronbach’s 〈는 각각 0.83, 0.81으로 양호하였다. 카이 자승 값은 χ²(1033)= 1287.60, 모형 적합도 RMSEA 값은 0.032였다. 전체 48문항 중 89.6%인 43문항에서 요인 부하량이 0.3 이상으로 나타났으며, 요인 모두에 0.3 이상으로 부하된 문항은 4문항이었고, 이 중 29, 41번 문항이 교차부하로 판단되었다. 요인 모두에 0.3 미만으로 부하된 문항은 5문항이었고, 이 중 교차부하된 문항은 없었다. 내용적 측면에서는 1 요인(이하 F1)은 ‘사회적 활력·자신감’, 2 요인(이하 F2)은 ‘유사 경조증 증상’으로 구분되었다. 교차부하된 2문항에 대해서는 요인 부하량과 문항내용을 모두 고려하여 29번은 F2에, 41번은 F1에 속하는 것으로 판단하였다. F1과 HPS 총점의 상관은 r=0.84 (p<0.01), F2와 HPS 총점의 상관은 r=0.83 (p< 0.01)이었고, Mplus에서 제공하는 두 하위요인 간의 잠재 상관은 r=0.36 (p<0.01)이었다.

Schalet et al.(2011)의 연구 결과를 따라 HPS의 잠정적 요인 수를 3개로 지정하여 분석한 결과, 첫 번째 요인에 14문항, 두 번째 요인에 24문항, 세 번째 요인에 10문항이 속하였으며, Cronbach’s 〈는 각각 0.79, 0.82, 0.57로, 세 번째 요인은 다른 요인에 비해 상대적으로 적은 문항 수를 가지며 일관된 속성을 측정하고 있다고 보기 어려웠다. 둘 이상의 요인에 0.3 이상으로 부하된 문항은 11문항이었으며, 요인 모두에 0.3 미만의 요인 부하량 값을 갖는 문항은 4문항이었다. 교차부하된 문항은 12문항이었다(가장 큰 요인 부하량과 두 번째 요인 부하량의 차이가 0.1 미만). 또한 첫 번째 요인과 세 번째 요인에 속한 문항은 1문항을 제외하고 모두 F1에 포함되었으며, 두 번째 요인은 1문항을 제외하고 F2와 일치하였다. 이에 HPS가 2요인 구조를 가지는 것으로 판단하였다. Table 3에 2요인과 3요인 구조를 비교하였다. Appendix에 번안한 HPS의 문항과 요인 행렬표를 제시하였다.

Table 3

Comparison of the factor structures

items	n (%)	2 Factors	3 Factors	Schalet et al.(2011)	Rawlings et al.(2000)
13, 26, 30, 34, 36, 39, 42	7 (14.58)	1	1	1 Social vitality	2 Grandiosity
4, 6, 7, 25, 40	5 (10.42)				3 Hypersociability
1, 14, 16, 27, 47, 48	6 (12.50)		3		4 Ordinary person
8, 10, 20, 21, 22, 31, 35, 37, 38, 44, 45	11 (22.92)	2	2	2 Mood volatility	1 Mood lability
11, 15, 17, 24, 33, 46	6 (12.50)			3 Excitement
18	1 (2.08)	1	1	1 Social vitality	1 Mood lability
9b)	1 (2.08)			2 Mood volatility	2 Grandiosity
41a),b)	1 (2.08)		2
23	1 (2.08)		3	1 Social vitality
2	1 (2.08)				3 Hypersociability
28b)	1 (2.08)			2 Mood volatility	2 Grandiosity
29b)	1 (2.08)	2	2	1 Social vitality	3 Hypersociability
5, 19, 43	3 (6.25)			2 Mood volatility	2 Grandiosity
3, 32	2 (4.17)			3 Excitement	3 Hypersociability
12a)	1 (2.08)		3	2 Mood volatility	2 Grandiosity

^a) The items showing different patterns of the relation between 2 factors and 3 factors structures.

^b) The items showing different patterns of the relation between 2 factors and Schalet et al.(2011)’s factor structures.

두 하위요인이 HPS의 속성을 잘 반영하고 있는지 그 특성을 파악하기 위해 타당도 검증에 사용된 척도들의 총점 및 하위요인과 상관분석하였다. Table 2에 두 하위요인인 F1, F2와 타당도 척도들의 상관을 제시하였다.

성격 5요인과 F1은 경험에 대한 개방성, 외향성과 강한 정적 상관을 보였고(경험에 대한 개방성과 r=0.57, p<0.01; 외향성과 r=0.50, p<0.01), 성격 5요인과 F2는 개방성과 신경증에서 정적 상관을 보였다(개방성과 r=0.32, p<0.01; 신경증과 r=0.37, p<0.01).

F1과 PAI-BOR의 총점 및 하위요인간 상관은 전부 통계적으로 유의하지 않았지만, F2와 PAI-BOR 총점은 강한 정적 상관(r=0.53, p<0.01)을 보이면서 PAI-BOR의 모든 하위요인과 의미 있는 정적 상관이 나타났다(r=0.39에서 r=0.51, p<0.01).

UPPS-P의 감각추구 하위요인은 F1과 F2 모두에서 정적 상관을 보였다(F1에서 r=0.46, p<0.01; F2에서 r=0.33, p< 0.01). 그러나 F1과는 달리 F2와 UPPS-P 총점은 r=0.51 (p< 0.01)로 강한 정적 상관을 보이면서 부정긴급, 긍정긴급 모두에서 의미 있는 정적 상관이 나타났다(r=0.45, p<0.01).

중독성향과 상관은 F1이 r=0.01로 통계적으로 유의하지 않았고, F2와 r=0.29 (p<0.01)을 보였다. 과대감과는 F1이 r=0.66 (p<0.01)으로 강한 상관을 보였다.

공존타당도 검증에 사용되었던 기분 증상 척도들과 HPS의 하위요인 간의 상관분석 결과, HPS의 F1은 HCL 총점과 r=0.20 (p<0.01)의 약한 정적 상관을 보였으며, MDQ 총점과 상관이 통계적으로 유의하지 않았고(r=0.11) CES-D 총점과 관련이 없었다(r=−.04).

반면 F2는 HCL 총점과 의미 있는 정적 상관(r=0.32, p< 0.01), MDQ 총점과 의미 있는 정적 상관(r=0.42, p<0.01), CES-D 총점과도 의미 있는 정적 상관을 보였다(r=0.38, p< 0.01). F2는 기분 증상을 측정하는 도구들의 하위요인 중 HCL의 하위요인인 ‘고조/에너지 증가’(r=0.24, p<0.01로 약한 상관), CES-D의 하위요인인 ‘긍정감정’(r=0.05)을 제외하고 모든 하위요인과 의미 있는 정적 상관을 보였다(r=0.30에서 r=0.42, p<0.01).

고찰

본 연구의 목적은 이중 언어자에 의한 번역-역번역 과정을 거쳐 경조성 성격 척도(HPS)를 번안하고 신뢰도와 타당도를 검증하는 것이다. 본 연구에서 주목할 만한 결과로 첫째, HPS는 신뢰로운 측정 도구이다.

번안된 HPS의 내적합치도 계수 Cronbach’s 〈는 Eckblad et al.(1986)의 0.87, Lee AR(2013)의 0.84와 유사하였다. 번안된 HPS의 4주 간격 검사-재검사 상관계수는 Eckblad et al.(1986)의 15주 검사-재검사 상관계수 r=0.81보다 높았다. 재검사 간격은 Eckblad et al.(1986)보다 짧았으나, 주로 사용되는 성격 검사들의 검사-재검사 간격이 1주에서 4주 정도이며 검사-재검사 상관계수가 0.7 이상을 보임을 고려하면 번안된 HPS가 시간에 안정적이라고 해석하는데 무리가 없을 것으로 사료된다(Morey, 1991; Han KH et al., 2006). 따라서 본 연구 결과는 번안된 HPS의 모든 문항이 시간에 안정적이고 동질한 내용의 속성을 측정하는 신뢰로운 도구임을 검증하였다.

둘째, 수렴타당도 및 공존타당도 검증 결과, HPS는 경조 성향이 보이는 여러 가지 속성을 타당하게 측정하고 있으면서 경조증 증상과 관련이 있었다.

HPS와 성격 5요인 특성의 상관분석 결과는 경조 성향과 경험에 대한 개방성, 외향성이 상당한 연관성이 있으며, 성실성, 친화성, 신경증과의 상관은 0.3 미만의 약한 상관을 보이거나 유의하지 않은 상관을 보인다는 선행연구 결과를 반복 재현하였다(Meyer, 2002; Meyer et al., 2007; Sperry et al., 2015).

다음으로, 경조 성향이 높을수록 경계선 성격특성과 충동성, 기분 증상을 더 많이 보였다. 이는 Sperry et al.(2015)의 연구 결과와 일치하며, 국내의 선행 연구 Kim YA et al.(1996)에서 시사된 경조 성향과 기분 증상의 관련성을 명확하게 검증하는 결과이다. 경조성 성향자들이 경계선 성격특성과 밀접한 관련이 있고, 기분 변동과 더불어 감정 상태와 자극 추구 성향에 관련된 충동 조절의 문제, 기분 증상을 가지고 있다는 결과는 반복해서 보고되고 있으며, 양극성장애 환자의 특성과도 유사한 부분이다(Jiménez et al., 2012; Walsh et al., 2012; Sperry et al., 2015).

HPS 총점과 중독 성향과의 상관은 뚜렷하게 드러나지 않았으나, F2가 의미 있는 정적 상관에 거의 근사하고 있었다. 중독 성향과 HPS의 관계는 정서 상태에 따라 조절되는데, 긍정적인 정서나 부정적인 정서가 고조될 때 자극적인 물질이나 활동을 통제하기 더욱 힘들어진다(Meyer et al., 2007). F2는 감정 상태에 따른 충동성과 밀접하게 관련이 있으며, 우울 및 경조증 증상을 위시한 기분의 변동과 강한 상관을 보이는 요인이기에 F2 성향이 강할수록 자극에 대한 통제가 어렵다고 보고하는 것은 경조 성향의 속성을 타당하게 반영하고 있는 결과로 사료된다.

과대감은 선행연구에서 명확히 검증된 경조성 성격의 중요한 속성으로, 본 연구에서도 Eckblad et al.(1986)과 Sperry et al.(2015)의 결과와 마찬가지로 강한 상관이 나타났다. 이는 중요한 시사점이 있는데, 역치하 경조증을 경험하는 사람들이 정상 대조군과 비교하여 유의하게 여러 일상생활에서 부적응을 경험하는 것을 고려할 때(Gamma et al., 2008), 유사 경조증적 행동들을 꾸준히 보이는 경조성 성격자들은 경조 성향의 부적응적 특성과 관련 있을 가능성이 크다. 또한 Kim YA et al.(1996)의 연구에서 경조성 집단이 통제집단에 비해 대인관계에서 적극적이고 능동적이며 활력 수준이 높다고 응답하였으나, 객관적으로 나타나는 생활 양상에서는 차이가 없었다. 따라서 이들이 보고하는 일상생활의 적응적 행동은 자기 과대감으로 인한 잘못된 자기지각에서 기인했을 가능성이 크고, 주변에 대한 과잉 관심이나 효율적이지 못한 과다 활동과 관련 있을 것으로 사료된다. 이는 양극성장애의 특성과 여러 방면에서 유사한 측면이며, 들뜨거나 과민한 기분과 더불어 목표지향 활동 및 에너지 증가를 중시하도록 변화된 최근의 진단 기준과 양극성 스펙트럼의 관점에서 경조성 성격이 양극성 장애의 위험요인일 수 있음을 시사한다(Kwapil et al., 2000; American Psychiatric Association, 2013).

셋째, HPS의 탐색적 요인 분석에서 요인 고윳값, 선행연구 결과, 요인 별 내적 합치도, 모형 적합도, 해석 가능성을 모두 고려하여 2요인 구조가 시사되었으며, 척도의 원저자 Eckblad et al.(1986)의 결과를 더욱 극명하게 재현하여 HPS가 경조 성향을 타당하게 측정하고 있음이 지지되었다.

Eckblad et al.(1986)는 HPS가 ‘사회적 적극성/자기 과시’와 ‘경조증적 특성’의 2요인 구조를 가지는 것으로 보았다. 본 연구의 F1은 ‘사회적 활력·자신감’과 관련된 요인이었으며, F2는 기분 변동이나 초조, 흥분, 말과 사고의 가속 등의 ‘유사 경조증 증상’과 관련된 요인으로 Eckblad et al.(1986)이 제시한 요인 구조와 일치하였다.

도출된 요인의 고윳값은 Rawlings et al.(2000)의 연구에서 계산된 9.1, 2.7, 2.2, 1.8보다 크며, Schalet et al. (2011)에서 계산된 11.1, 4.3, 2.7과 매우 유사한 결과였다. 더불어 반 이상의 문항이 어떠한 요인에도 속하지 않았던 Eckblad et al.(1986)의 결과와는 달리 0.3 이하의 요인 부하량을 갖는 문항이 5문항에 불과하였다. 이는 Eckblad et al.(1986)의 탐색적 요인 분석이 주성분 추출 방식과 요인 간 상관을 고려하지 않는 직각회전 방식으로 행해진 반면, 본 연구에서는 HPS의 이분 문항 형식을 고려해야 한다는 Schalet et al.(2011)의 제안에 따라 WLMSV 요인 추출방식과 요인 간 상관을 고려하는 사각회전 방식을 이용하였기 때문일 것으로 사료된다.

요인 별 문항 내용을 살펴보았을 때 F1과 F2에 교차부하된 2문항은 내용타당도 측면에서 각기 적합한 요인에 속하고 있는 것으로 판단되었고, 2가지 요인에 모두 0.3 이하의 요인 부하량을 보이는 5문항의 요인 부하량 차이는 0.1을 초과하고 있어 교차부하되지 않아 모든 문항이 각 요인 별로 타당하게 구분되었다. Rawlings et al.(2000)은 4요인 구조를 제시하였으나, 고윳값의 감소 경향을 기준으로 판단하면 4요인 구조가 무리가 있을 수 있으며 요인이 의미하는 바도 중첩된다(Schalet et al., 2011). 요인에 속한 문항을 비교해보면 ‘과대감’, ‘사회적 과활동’, ‘스스로 자각하는 비평범’ 요인은 F1과 유사하였으며, ‘기분 변동’ 요인은 F2와 유사하였다. Schalet et al.(2011)의 3요인 모형과 본 연구의 2요인 모형을 비교하였을 때 ‘사회적 활력’ 요인은 F1과 유사하였으며 ‘기분 변동’과 ‘기분 고조’ 요인은 F2와 유사하였다. Table 3에 본 연구와 선행 연구의 요인 구조를 비교 제시하였다.

F1, F2와 타당도 검증에 사용되었던 척도들의 상관분석 결과도 요인에 따라 그 양상이 상이하여, 긍정적으로 작용할 수 있는 특성과 부정적 특성의 개념이 구분되고 있음을 지지하고 있다. 따라서 본 연구 결과는 정확한 연구 방법을 통해 선행연구들의 결과를 모두 포괄하면서, 활력과 자신감이 넘치는 긍정적 측면과 기분이 불안정하고 심리적으로 취약한 부정적 측면을 모두 가지고 있는 경조성 성격의 정의를 타당하게 반영하고 있다.

연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에 참여한 연구 대상자는 20대와 30대가 대다수이므로, 연구 결과를 전체 연령대에 적용하기에 다소 무리가 있다. 또한 연구 대상자 모집 시 배제기준을 설정하여 정상 일반인을 선별하였으나, 온라인 링크를 통하여 자발적으로 설문에 참여한 자들을 대상으로 분석하였기 때문에 선행 연구들과 같은 속성의 대상이 표집되었다고 확언할 수 없다. 본 연구에서 사용된 CES-D 척도의 평균 점수는 일반적으로 사용되는 절단점인 16점에 근사하고 있다. 이는 강제성을 띠지 않는 온라인 검사의 특성상 스스로 문제가 있으리라 판단한 사람들, 특히 우울한 기분으로 인한 심리적 문제를 인식하고 있는 사람들이 자발적으로 연구에 참여했을 가능성을 시사한다.

둘째, 경조성 성격을 가진 개인을 선별하기 위한 절단점이 제시되지 않았다. 척도의 원저자인 Eckblad et al.(1986)은 당시 연구에서 나타난 평균의 약 1.8 SD 위이자 백분위 95%의 참가자가 포함되는 36점을 척도의 절단점으로 제시하였는데, 본 연구 결과 평균의 2 표준편차 위 점수는 대략 28점이었으며 참여자의 3% 정도가 포함되었다. 이는 두 가지 가능성을 시사한다.

첫 번째 가능성은 원저자의 연구에서 제시된 절단점 36점이 국내에서 그대로 적용되기에 너무 높을 수 있다는 것이다. HPS를 사용한 연구들에서 백분위 95%에 해당하는 점수는 인종, 문화에 따라 약 28점에서 36점으로 차이를 보였다(Rawlings et al., 2000; Meyer et al., 2003). 다만, Kim YA et al.(1996)에서 대학생 1289명을 대상으로 한 HPS의 총합 점수 평균은 M=21.27, 표준편차는 SD=7.52였고, Lee AR(2013)의 연구에서 대학생 435명을 대상으로 한 HPS의 총합 점수 평균은 M=20.43, 표준편차는 SD=7.89로 2 SD 상위에 해당하는 점수가 36점에 근사하고 있다.

두 번째 가능성은 앞서 논의한 바와 같이 온라인을 통해 대상자를 모집하는 과정에서 국내 선행 연구들과는 동질하지 않은 비임상집단이 선별되었기 때문에 HPS 점수 분포가 차이를 보일 수 있다는 점이다. 본 연구에서 우울 증상을 호소하는 개인들이 많이 포함되었을 수 있으며, 검사를 할 당시의 주관적인 기분과 인지 상태가 큰 영향을 주는 자기보고식 검사의 특성상, 자기보고 당시 우울한 기분을 경험하는 개인이 자신감과 활력, 기분 변동과 고조를 포함한 유사 경조증 증상에 관한 문항에 부정하여 총점에 영향을 주었을 수 있다. 우울 증상이 실제로 HPS 총점에 어떠한 영향을 주는지에 대해서는 선행연구가 부족한 실정이다.

이와 같은 점들로 인해 본 연구의 결과만으로 HPS의 점수 분포를 이용하여 절단점을 도출하기보다는, 추후 연구에서 상기한 제한점들을 고려하여 Gold standard를 통해 구분한 고위험군과 통제집단의 ROC 분석, 민감도 특이도 분석 등으로 적합하고 유용한 절단점을 도출해낼 필요가 있을 것으로 사료된다.

이에 더하여 잠재계층 분석을 통해서 이질적인 하위 집단이 존재하는지, 그들이 어떻게 다른지, 혹은 확연히 다른 특성의 군집에서 HPS 점수가 차이를 보이는지 등의 연구를 통해 타당도 검증이 보완되어야 하겠다. 또한 국내에서도 경조성 성격이 양극성장애 발병에 기여하는 위험요인임이 검증하는 추적 연구가 HPS의 활용에 도움이 되겠다.

본 연구는 HPS를 이중언어자에 의한 번역-역번역 절차를 거쳐 개념적 동등성을 확보하며 자연스러운 한국어로 번안하였고, 번안된 HPS가 경조성 성격을 신뢰롭고 타당하게 측정하는 도구임을 검증하였다는 의의가 있다. 내적합치도와 검사-재검사 상관분석을 통해 번안된 HPS가 신뢰로운 도구임을 확인하였고, 수렴 및 공존 타당도 분석과 탐색적 요인분석을 통해 번안된 HPS가 경조 성향을 타당하게 측정함을 검증하였다.

한국판 HPS는 양극성장애 고위험군 선별에 유용하게 쓰이며, 성격 평가 도구로서 피검자에 대한 이해를 도울 것이다. 본 연구에서 도출된 2요인 모형은 경조성 성격의 정의를 온당하게 반영하고 있어 경조 성향의 두 가지 속성을 구분하여 측정하는데 기여할 것으로 여겨진다. 그리고 경조 성향자들의 성격적 특성과 기능 수준 연구, 경조성 성격의 긍정적 특성과 부정적 특성이 환경과 어떤 상호작용을 통해 양극성장애 발병을 야기하는지 검증하는 병인학 연구 등 다양한 방식으로 연구에 이용되며 개인의 성격과 정신병리에 대한 이해를 증진시킬 것으로 기대한다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Appendix

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Acknowledgments

Acknowledgements

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References

Citations

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