서 론

Widiger et al.(1993)에 따르면, 경계선 성격장애는 입원환자와 외래환자 세팅 모두에서 가장 보편적으로 진단되는 성격장애이다. DSM-5 경계선 성격장애 진단기준 중 몇 개의 경계선 항목은 더 자세히 연구되어 왔다(American Psychiatric Association, 2013). 예를 들어, 4번 항목(충동성 e.g., Moeller et al., 2001; Whiteside et al., 2001), 5번 항목(자살/자해행동 e.g., Brown, 2001; Klonsky et al., 2003, Klonsky, 2007), 6번 항목(정서 불안정성 e.g., Koenigsberg et al., 2002; Putnam et al., 2005)과 관련된 많은 경험적 연구와 표준화된 척도가 존재한다. 그러나 7번 항목의 공허감을 어떻게 평가할 것인가에 대해서는 도출된 합의가 없는 실정이다. 특히 우울증, 경계선 성격장애, 자기애성 성격장애, 분열성 성격장애 환자들이 공허감을 경험할 가능성이 있음에도 불구하고(Singer, 1977; Kernberg, 1985; Jørgensen, 2010) ‘만성적인 공허감’은 경계선 성격장애의 진단기준에만 포함되어 있을 뿐이다. 더욱이 다른 정신과적 질병이 있는 환자들의 26∼34%가 만성적 공허감을 경험하는 것과 달리 경계선 성격장애 환자들은 약 70%에 달한다(Grilo et al., 2001; Johansen et al., 2004).

일찍이 Golden et al.(1979)의 연구에서는 DSM-III와 DSM-III-R의 진단 범주 중 불안정한 관계와 공허감/지루함의 문항들이 신뢰도를 낮추는 문항으로 평가되었다. 또한 DSM-III에서의 경계선 성격장애 범주에 “만성적인 공허감과 지루함”에 대한 정보는 병원 기록에서도 얻기 어렵고, 평정자간 신뢰도도 낮았다(Trull et al., 1990). Widiger et al.(1991)은 반구조화된 면담은 평정자간 신뢰도의 수준에 있어서 오해의 여지가 있다고 주장하며, 공허감을 객관적으로 측정하지 못한 한계를 제시한 바 있다. 아울러 자살의도가 없는 자해 행동에 해리와 공허감이 어떤 역할을 하는지 살펴본 연구에서도 공허감을 SCID-II에 제시된 이분형(예, 아니오) 문항을 통해 측정하였고, 개인에게 그 의미는 다르게 해석될 수 있음을 지적하였다(Rallis et al., 2012). 이렇듯 공허감의 주관적 느낌을 구체적으로 확인할 수 있는 척도가 존재하지 않아서 측정에 어려움이 있다(Blasco-Fontecilla et al., 2013). 즉, 1980년대부터 경계선 성격장애에 대한 문헌적, 개념적 소개가 비교적 활발하게 이루어지기 시작했으나(Choi YK, 2005) DSM-5가 출판된 현재까지 공허감을 단독으로 측정하는 척도가 없다는 제한점이 있다.

내적 공허감이란 낮은 자존감(자기 가치감의 결여), 가치 혼란(개인적 신념의 결여), 공허감을 채우려는 시도로써 식이 장애, 물질 남용, 과소비 등으로 다양하게 표현될 수 있으며, 개인적 의미의 결여로도 나타날 수 있다(Cushman, 1990).

서양의 심리학에서는 “자기”, “나”라는 독립체를 개념화하는 다양한 해석들이 존재하는데, 특히 Kohut(1977)은 자기심리학에서 부모와의 관계에서 아이가 원하는 수준의 충분한 공감적 주의가 주어지지 않고, 부모의 기대를 내재화하는 과정을 통해 공허감을 경험하게 된다고 하였다. 본질적으로 자기(self)가 존재한다는 것은 다른 것들로부터 구별되는 자기가 존재한다는 것에 대한 느낌이며, 분리되어 있음에도 그들 또는 세계의 일부 중 하나로서의 자기를 이해하는 것이다(Lewis, 1990). 결국 자기가 존재하지 않으면, 다른 것도 존재하지 않는다는 가정이 성립하므로 무아(non-self)와 공허감은 같은 개념으로 볼 수 있다(Shonin et al., 2015).

공허감은 경계선 성격장애와 관련되어 있고, DSM-III (American Psychiatric Association, 1980)에서 진단 기준으로 구체화되었다. 경계선적 성격조직에 대한 Kernberg의 개념은 불안정한 자기감, 원시적인 방어기제들의 사용, 그리고 전반적으로 유지되나 일시적인 현실검증의 실패를 강조하며, DSM-III에 기술된 많은 심각한 성격장애 하위유형들, 예를 들면 자기애적, 반사회적, 그리고 정신분열형 성격장애들을 포괄하는 것으로 가정된다(Gunderson et al., 1987). 최근의 진단 준거는 Kernberg의 개념화보다 다소 덜 광범위해졌다(Gunderson, 1982; Hamilton et al., 1984; Fisher, 1985). 개념의 이런 협소화는 정신분석적인 추상화를 좀 더 기술적이고 행동적인 용어로 전환한 결과이다. DSM-III의 진단기준은 충동성, 강렬하고 불안정한 대인관계, 부적절한 분노, 정체감 혼란, 불안정한 기분, 혼자 있는 것을 견디지 못함, 자기 파괴적 행동, 만성적인 공허감이나 지루함을 포함한다. 이 모든 증상은 Kernberg의 개념화에 근원을 두고 있음을 반영하며, 분열된 내적 대상관계와 대상항상성 형성 실패의 관점에서 이해할 수 있다(Hamilton, 1992).

경계선 성격장애를 지니고 있는 사람들의 이상적인 목표는 유대감이며, 가용한 대상을 만났을 때 내재화에 대한 욕구를 강하게 드러내지만, 초기 양육자와의 관계에서 안정된 애착을 경험하지 못했기 때문에 결국 이상적 유대감이나 이상화된 이미지에 대한 애착 대상을 찾으려 하며, 결국 좌절감이 동반될 수 밖에 없다. 이런 관계를 유지하는 동안 환상은 깨지고, 참을 수 없는 공허감을 경험하게 한다(Pazzagli et al., 2000). 즉, 주관적 공허감 체험은 자기표상 및 대상표상과의 정상적 관계를 일시적 또는 영구적으로 상실한 상태로 볼 수 있다(Kernberg, 1975). Kernberg(1985)에 따르면 자기와 내부 대상 표상 사이의 보통의 관계가 나빠졌을 때 스트레스와 상실감 혹은 두려움을 느끼고 내부 대상으로부터 자신이 버림받거나 그들을 잃어버린 듯한 병리적인 경험을 하게 되며, 이는 “삶에 대한 공허감 또는 허무함, 만성적인 동요와 지루함, 외로움을 경험하고 극복해내는 일반적인 능력의 상실”과 같은 유형의 감각을 이끌어낸다고 보고한 바 있다. 또 다른 연구들에서는 공허감을 낮은 긍정 정서, 감정이나 감각의 결핍 혹은 목적의식 상실로 개념화하였다(Conterio et al., 1998; Klonsky, 2008; Favazza, 2011). 삶의 목적이 결핍된 사람은 지루함, 절망감, 우울 및 의욕 상실을 보이며(Frankle et al., 1967), Crumbaugh(1968)은 인간의 삶에 독특한 정체감을 주는 의무감과 목적을 경험하지 못했을 때 실존적 공허를 경험하게 되는데, 이는 삶의 궁극적 의미와 완전한 결여나 상실을 경험하는 것으로 공허감, 권태감, 무가치, 무의미 등의 증상으로 나타난다(Fabry, 1968; Frankle, 1986).

한편, 경계선 성격장애 환자들 중 주요우울장애를 앓는 비율은 41∼83%이며, 기분부전의 평생 유병율은 12∼39%이다(Lieb et al., 2004). 경계선 성격장애에서 우울의 경험은 죄책감보다 만성적인 외로음, 공허감이 특징적이며(Leichsenring, 2004), Westen et al.(1992)은 “경계선 우울”을 대인관계적 맥락에서 공허감, 외로움, 좌절감, 절망감, 불안정한 부정적 정서를 경험하는 것이라고 설명하였다. May et al.(2012)의 연구에서 공허감은 우울과 강한 상관을 보이며, 불안과는 중간 수준의 상관을 보인다고 하였다. 불안을 통제했을 때에도 공허감과 우울은 강한 부분상관을 유지했지만, 우울을 통제했을 때 공허감과 불안은 무시해도 될 정도의 상관을 보였다. 또한 DSM-5 중 성격장애의 대안적 모델(Alternative model of personality disorder)에서 경계선 성격장애 9개 진단기준과 25개의 성향의 상관관계를 확인했을 때 우울과 상관이 높게 나타났다(Evans et al., 2018).

Fig. 1

Preliminary items scree chart

Schnyder et al.(1999)은 공허감이 종종 자살 행동에 선행한다고 보고하였다. 아울러 Liu et al.(2016)는 연령, 공허감, 갑작스러운 기분변화, 자해 과거력, 지난 4주 동안의 우울 기분, 지난 4주 동안의 사회적 활동에서의 장해 6항목 중 자살 사고의 재발을 예측하는 가장 중요한 변인이 공허감이라는 결과를 제시하였다. 또한 Klonsky(2008)의 연구에서 공허감은 자살시도와는 관련성이 적지만, 자살 사고와는 강한 관련성을 보였다. Rallis et al.(2012)은 자살의도 없는 자해행동(Nonsuicidal self-injury; NSSI)이 공허감과 상관이 있음을 밝혔고, 공허감을 포함하는 다양한 부정적 감정들과 자살의도 없는 자해행동이 상호배타적이지 않음을 지적한 바 있다(Kleindienst et al., 2008).

이와 같은 선행 결과들로 미루어 볼 때, 공허감이란 ‘실제 혹은 가상의 대상관계 상실에서 비롯된 무존재감, 외부 세상과의 단절감, 삶의 무의미함, 목적의식의 상실로 인해 발생되는 부정적인 정서’로 정의를 내릴 수 있다. 또한 공허감은 경계선 성격장애, 우울, 자살사고 및 자해행동과 밀접한 연관성을 가지고 있다.

본 연구의 목적은 공허감을 객관적으로 측정할 수 있는 도구를 개발하는 것이다. 공허감 척도를 개발 후 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해 내적 일치도 계수(Cronbach’s alpha)를 산출하고, 요인분석을 수행하여 요인 구조를 살펴보고, 경계선 성격장애와 우울, 자살사고와의 상관분석을 수행하여 준거타당도를 검증할 것이다.

연구방법

1. 연구절차

공허감 척도를 개발하기 위해, 경계선 성격장애 환자를 대상으로 심층 인터뷰를 진행한 후 전문가들의 검토를 받아 예비 문항을 선정하였다. 이후 문항 분석 결과를 토대로 최종 척도를 확정한 후, 본 연구에서 공허감 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하였다.

1) 예비문항제작

예비 문항 제작을 위해 인터넷 카페와 SNS에서 공허감에 대한 심층 인터뷰에 참가할 대상자를 모집하였으며, 경계선 성격장애로 진단 받은 외래 환자 1인(24세 여자), 임상심리 전문가가 SCID-II (Structured Clinical Interview for DSM-IV Axis II Personality Disorders; DSM-IV의 제 2축에 해당하는 인격장애를 평가하기 위한 목적으로 개발된 반구조화된 진단용 면담도구)를 실시해 경계선 성격장애로 진단한 2인(25세 남자, 22세 여자) 총 3인의 경계선 성격장애 환자가 심층 인터뷰에 참가하였다. 모든 참여자는 연구 참여에 앞서 연구에 대한 설명을 듣고 서면 동의서를 통해 연구 참여를 허락하였다.

먼저 참가자들이 직접 경험하고 있는 공허감이란 무엇인지에 대하여 1차 대면 인터뷰를 진행하였다. 인터뷰 축어록을 바탕으로 임상심리학 전공 석사 과정에 재학 중인 대학원생 2명과 함께 소집단 토론과정을 거쳐 공허감을 잘 나타내는 것으로 생각되는 예비 문항 28문항을 도출하였다. 이후 전문가 3인(임상심리전문가 2인, 상담심리전문가 1인)에게 내용 타당도를 검토 받고, 문항을 수정 및 추가하여 총 42개 문항을 구성하였다.

마지막으로 인터뷰 참가자 3인에게 2차 대면 인터뷰를 실시했으며, 42문항이 공허감을 잘 측정하고 있는지, 의미 전달은 분명한지, 단어 사용과 문법은 적절한지 등을 중심으로 문항을 수정하였다. 이후 임상심리전문가 3인, 상담심리전문가 1인에게 2차 내용타당도 검증을 거쳐 최종 34문항이 예비 문항에 선정되었다.

척도화 방법으로는 Likert의 총화평정법을 사용하였으며, 문항의 유형은 1점에서 4점 평정형의 Likert 양식을 사용하였다.

2) 문항분석

최종 문항을 확정하기 위해 만 18세 이상 40대 미만의 성인에게 예비 문항 설문지 조사를 실시하여, 설문에 응답한 161명을 대상으로 문항 분석을 수행하였다. 내적 일치도, 기술통계 및 왜도, 첨도 분석과 문항 간 상관, 문항-총점상관을 분석하였다. 또한 공허감을 정의하는데 있어서 선행연구에서 도출된 합의가 없기 때문에 탐색적 요인분석을 통해 공허감의 요인 구조를 확인하는 과정을 거쳤다. 요인 추출은 공통요인을 추출하는 방식인 공통요인추출법 중 최대우도법 (Maximum Likelihood)으로, 요인 회전은 요인들이 상호 독립적이라는 제한조건을 두지 않는 사각회전 방식 중 중 직접 오블리민(direct oblimin) 방식을 사용하였다. 요인수 결정 방식으로는 스크리 도표와 누적 설명량, 해석가능성을 고려하였다. 통계 분석 프로그램은 SPSS WINDOWS 22.0를 사용하였다.

예비문항의 내적 일치도 계수는 .97이었고, 문항-총점상관은 모든 문항에서 .48에서 .85로 나타났다. 탐색적 요인분석 결과 KMO 값이 .96, Bartlet의 유의도 검증이 유의수준 p<.00으로 기각되어 자료가 요인분석하기 적합하였다. 요인구조로는 스크리 도표와 누적 분산 비율을 고려하였으며, 단일 요인 구조가 시사되었다. 추출된 1요인의 고유값은 15.95로, 총 분산의 45.33%를 설명하고 있었다. 요인계수를 비롯한 문항분석 결과는 Table 1에 제시되었으며, 이를 토대로 최종문항을 선정하였는데 그 기준은 다음과 같다. 먼저 Curran et al.(1996)에 따라 왜도는 2, 첨도는 7을 초과하는 문항은 응답자들의 반응이 과도하게 치우쳐져 있다고 판단하였다. 문항-총점상관은 높을수록 개별 문항이 총점에 기여하는 정도가 크다는 의미를 가지고 있기 때문에 변별력이 좋다고 판단하였다. 각 문항에 부하된 모든 요인계수의 제곱합인 공통성은 Song JJ(2016)이 제시한 기준에 따라 .4 미만일 경우 문항이 구성개념을 적절히 반영하지 못하는 것으로 간주하였다.

Table 1

Item analysis result (N=161)

	M	SD	Skewness	Kurtosis	Item-total score	Factor loading	h2
1	1.69	.74	.94	.67	.67	.67	.45
2a)	1.54	.73	1.35	1.59	.71	.72	.52
3a)	1.71	.84	1.04	.39	.72	.72	.52
4	1.19	.48	2.95	10.04	.57	.58	.33
5a)	1.57	.79	1.33	1.14	.60	.60	.35
6a)	1.72	.82	.98	.37	.79	.81	.66
7	1.22	.59	3.20	11.02	.48	.47	.22
8a)	1.7	.87	1.15	.62	.67	.69	.48
9a)	1.84	.93	.99	.18	.74	.76	.57
10a)	1.49	.77	1.67	2.43	.82	.83	.69
11a)	1.48	.79	1.74	2.51	.74	.76	.57
12	1.61	.90	1.39	.95	.59	.59	.34
13	1.47	.70	1.52	2.06	.75	.78	.60
14a)	1.34	.68	2.21	4.78	.75	.77	.60
15a)	1.63	.82	1.25	1.03	.70	.71	.50
16a)	1.44	.68	1.61	2.58	.66	.66	.43
17	1.38	.67	1.78	2.65	.57	.57	.32
18	1.66	.74	.91	.37	.61	.62	.38
19	1.29	.60	2.32	5.60	.58	.57	.33
20a)	1.62	.82	1.15	.47	.78	.80	.64
21a)	1.33	.65	2.04	3.74	.77	.79	.62
22	1.57	.81	1.31	.87	.64	.65	.42
23a)	1.35	.72	2.24	4.59	.85	.87	.76
24	1.18	.47	3.04	10.61	.68	.71	.51
25	1.24	.59	2.92	9.09	.65	.65	.42
26	1.21	.61	3.27	10.80	.54	.53	.28
27	1.87	.98	.91	−.24	.62	.62	.39
28a)	1.45	.77	1.74	2.29	.57	.57	.33
29	1.46	.78	1.76	2.47	.80	.83	.69
30a)	1.19	.53	3.30	11.75	.73	.75	.57
31	1.32	.70	2.41	5.61	.63	.65	.42
32a)	1.33	.68	2.41	5.94	.69	.70	.48
33a)	1.39	.71	1.75	2.17	.77	.78	.61
34	1.25	.57	2.56	7.06	.64	.63	.39

^a) Emtiness Scale Final Items.

최종 문항 선정을 위해 공허감에 대한 선행연구들의 이론, 심층 인터뷰를 실시한 참가자들의 피드백, 전문가들의 내용 타당도 검증 의견과 문항 분석 결과를 연구자가 종합 고려하였다. 예를 들어 4번, 7번, 24번, 25번, 26번, 34번 문항은 문항-총점상관이 상대적으로 낮고, 왜도와 첨도가 매우 높아 탈락시켰다. 그러나 30번 문항은 매우 높은 왜도나 첨도에도 불구하고 문항-총점 상관이 .73으로 문항이 총점의 변량을 약 50% 설명하고 있기 때문에 변별력이 뛰어난 문항이라고 판단하였다. 또한 인터뷰 참가자와 심리학 전문가들이 공허감의 특성을 잘 표현하였다고 주요하게 지목한 문항이었고, 연구자가 정의한 개념과도 의미가 통했기 때문에 최종 문항으로 선정하였다. 반면 29번과 같은 경우, 모든 문항분석 결과가 적절하였지만 문항의 내용이 측정 목적에 적합하지 않다는 전문가들의 토의 결과 삭제하였다. 위와 같은 절차를 거쳐 총 18문항을 최종 문항으로 선정하였다.

3) 본연구

최종 확정된 18개의 공허감 척도 문항 분석을 수행하고, 공허감 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하였다.

2. 연구대상

만 18세부터 40세까지의 수도권 및 지방 대학에 재학중인 학생과 직장인을 대상으로 설문지와 온라인 설문지를 실시하였다. 설문지는 400부 중 380개가 수거되었고, 온라인 설문지에는 146명이 응답하여 최종 526명이 포함되었다. 인구통계학적 정보는 Table 2에 제시되어 있다.

Table 2

Demographic characteristics (N=526)

		N	%
Sex	Man	135	25.7
	Woman	391	74.3
Grade	1	69	13.1
	2	97	18.4
	3	121	23.0
	4	85	16.2
	Graduate student	59	11.2
	Office worker	84	16.0
	Etc.	11	2.1

3. 측정도구

1) 공허감 척도

연구자가 개발한 척도로, ‘만성적인 공허감’을 측정하기 위해 경계선 성격장애 환자들이 경험하는 공허감에 대한 면접 결과와 심리학 전문가들의 내용 타당도 검토, 문항 분석을 거쳐 개발되었다. 총 18문항으로 이루어져 있으며, 1점에서 4점 리커트 형식(높을수록 공허감을 경험)으로 구성되어 있다.

2) 한국판 경계선 성격장애 척도(Personality Assessment Inventory-Borderline Features Scale, PAI-BOR)

성인의 성격을 평가하는 객관적 자기보고식 질문지인 PAI (Personality Assessment Inventory; Morey, 1991)의 11개 임상척도 중 하나로 Hong SH et al.(1998)이 총 23문항으로 구성한 척도이다. 본 연구에서 내적 일치도는 .85로 나타났다.

3) 우울척도(Beck Depression Inventory, BDI)

우울 척도는 Beck(1967)이 우울 증상을 측정하기 위해 개발한 21문항 자기보고식 질문지로서, 본 연구에서는 Beck(1967)의 BDI (Beck’s Depression Inventory)를 Lee YH et al.(1991)이 번안한 BDI 한국판을 사용하였다. 본 연구에서의 내적 일치도는 .90으로 나타났다.

4) 자살사고질문지(Scale for Suicide Ideation, SSI)

자살생각을 측정하는 질문지는 Beck의 Scale for Suicide Ideation (SSI; Beck et al., 1979)을 사용하였다. 본 연구에서 내적 일치도는 .91로 나타났다.

4. 분석방법

본 연구에서는 예비연구를 통해 선정한 최종 공허감 척도에 대해 문항 분석, 신뢰도와 타당도 검증을 수행하였다. 척도의 신뢰도는 내적 일치도 계수로 추정하였으며, 요인분석을 수행하여 공허감의 요인 구조를 확인하였다. 요인분석에서 요인 추출과 요인 회전 방식은 예비문항 분석 때와 마찬가지로 최대우도법과 직접 오블리민(direct oblimin) 방식을 사용하였다. 그리고 요인 수를 결정하기 위해서 고윳값 감소치(스크리 검사), 누적 분산 설명량, 적합도 지수(RMSEA) 지수, 해석가능성을 고려하였다. 통계 분석 프로그램은 SPSS WINDOWS 22.0를 사용하였다. 준거 타당도 검증을 위하여 준거 변인인 경계선 성격장애 척도, 우울 척도, 자살사고 척도의 총점과 공허감 척도의 총점을 상관분석 하였다. 통계 분석 프로그램은 SPSS WINDOWS 22.0를 사용하였다.

결 과

1. 공허감 척도의 신뢰도 및 문항 분석 결과

최종 공허감 척도의 신뢰도 분석 결과, 내적 일치도 계수는 .95로 나타났다. 최종 문항의 문항 분석 결과는 예비 문항 분석 결과와 거의 일치하는 양상이었다. 최종 문항의 기술통계 및 문항 분석한 결과는 Table 3과 같다. 공통성은 .31에서 .64로 나타났고, 2개 문항(5번, 28번)을 제외하고 모두 .4 이상이었다. 문항-총점 상관은 .54에서 .77로 나타났다. 왜도의 기준을 넘어서는 문항은 14번, 21번, 23번, 30번, 32번 5개 문항이었으며, 이들 5개 문항의 문항-총점 상관은 .67에서 .77이었다.

Table 3

Item analysis result (N=526)

	M	SD	Skewness	Kurtosis	Item-total score	Factor loading	h2
2a)	1.54	.70	1.19	1.05	.65	.67	.45
3a)	1.79	.86	.86	−.05	.66	.66	.44
5a)	1.62	.79	1.18	.82	.60	.60	.36
6a)	1.78	.81	.86	.20	.74	.77	.59
8a)	1.71	.86	1.08	.46	.67	.68	.46
9a)	1.88	.88	.87	.16	.75	.76	.58
10a)	1.52	.75	1.44	1.56	.74	.76	.58
11a)	1.50	.74	1.50	1.93	.69	.70	.50
14a)	1.35	.68	2.13	4.36	.73	.76	.57
15a)	1.61	.80	1.31	1.25	.69	.70	.49
16a)	1.47	.72	1.59	2.29	.66	.68	.46
20a)	1.63	.79	1.14	.77	.75	.79	.62
21a)	1.34	.67	2.12	4.19	.72	.74	.54
23a)	1.26	.61	2.59	6.84	.77	.80	.64
28a)	1.45	.75	1.74	2.49	.54	.56	.31
30a)	1.19	.51	3.08	10.33	.67	.70	.49
32a)	1.33	.66	2.28	5.30	.67	.70	.48
33a)	1.42	.70	1.82	3.08	.76	.78	.61

^a) Final Items.

2. 공허감 척도의 요인구조

요인분석 결과 Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) 적합성 지수는 .96으로 문항 간 상관이 좋은 것으로 판단되며, Bartlett의 단위행렬 검정 결과는 χ2 (153, N=526)=6012.07, p<.000으로 요인분석을 하기에 적합한 것으로 판단되었다. 요인의 수를 지정하지 않았을 때 고유값은 크기순으로 9.64, 1.08, 그리고 1 미만으로 나타났으며, 1요인의 누적분산 설명량은 51.04%, 2요인의 누적분산 설명량은 54.83%로 설명증가량은 3.79%이었다. 고유값 감소치와 스크리 도표, 누적분산 설명량을 바탕으로 판단했을 때, 단일 요인 구조가 시사되었다. 단일 요인의 분산 설명량은 50.87%이었다. 요인계수와 공통성 수치를 Table 3에 기술하였다.

3. 공허감 척도의 준거 타당도

공허감 척도의 준거 타당도를 검증하기 위해 실시한 척도들의 주요 통계치 결과는 Table 4와 같다. 이들 척도의 상관분석을 실시한 결과는 Table 5에 제시되어 있으며, 모든 상관이 유의확률 .001 수준에서 유의하였다. 공허감은 경계선 성격척도와 .70의 정적 상관을 보였으며, 우울척도와 .77의 정적 상관을 보였다. 또한 자살사고와는 .65의 정적상관을 보였다.

Table 4

Key statistics by scale (N=526)

	M	SD	Skewness	Kurtosis
Emptiness	27.39	9.67	1.74	3.47
PAI-BOR	48.94	9.44	.79	.76
BDI	9.59	7.85	1.34	2.37
SSI	5.44	6.09	1.65	2.98

Table 5

Correlation analysis result (N=526)

	Emptiness	PAI-BOR	BDI	SSI
Emptiness	1
PAI-BOR	.70***	1
BDI	.77***	.61***	1
SSI	.65***	.49***	.64***	1

^*** p<.001.

고 찰

본 연구는 경계선 성격장애에서 경험하는 ‘만성적 공허감’을 객관적으로 측정하기 위하여 공허감 척도를 개발하였다. 이를 위해 3명의 경계선 성격장애 환자와 2차에 걸친 심층 인터뷰를 진행하였고, 예비문항을 작성하여 심층 인터뷰 참가자의 피드백, 심리학 전문가 5인의 내용타당도 검증, 문항분석, 선행연구들의 이론적 개념과 정의를 모두 종합 고려하여 최종 문항을 도출하였다. 이렇게 개발된 공허감 척도의 신뢰도는 매우 양호하였으며, 문항 분석 결과 모든 문항이 공허감을 적절하게 측정하고 있었다. 공허감 척도의 요인분석 결과, 스크리 검사의 기울기로 보면 요인이 2개 이상 추가되더라도 고유값의 감소폭이 크게 변하지 않아 우선적으로 단일 요인 구조를 고려할 수 있었다. 단일 요인을 가정할 경우의 누적 분산 설명량은 50% 이상으로, 설명량이 최소 50% 이상이어야 한다는 Hair et al.(1995)의 기준을 만족하였다. RMSEA 값은 단일 요인, 그리고 2개 요인을 가정할 경우 모두 .1 이하 .08 이상으로, Browne et al.(1993)의 기준에 의하면 매우 나쁘지도, 그리 좋지도 않은 보통 수준에 해당하였다. 즉, 요인이 늘어나는 것이 적합도 향상으로 이어지지 않았다. 이와 같은 결과들과 더불어 요인계수의 형태나 요인에 해당하는 문항 수를 고려해 볼 때 공허감 척도는 단일구조가 적합하다고 판단하였다.

이는 비록 공허감 척도의 문항 내용이 관계적 상실, 외부와의 단절감, 삶의 의미와 목적의식 상실 등과 관련한 여러 인지, 느낌, 상황으로 구성되어 있긴 하지만, 이들이 각기 다른 차원으로서 공허감을 구성하는 별개 요인들이 아닌 서로 밀접한 관련을 가진 채 여러 영역에서 상실감과 무의미함을 경험하는 것이 공허감의 고유한 특성일 수 있다. 단, 이와 같은 고찰은 표집 대상이 일반인인 점, 그리 좋지 않은 적합도 지수를 고려하면 잠정적일 뿐이며, 추후 임상 혹은 준임상 집단에서 공허감 척도를 이용한 후속 연구에서 보다 심층적으로 다뤄져야 할 것이다.

공허감과 함께 나타나는 준거 변인인 경계선 성격장애, 우울, 자살사고를 측정하는 척도들과 개발된 공허감 척도가 모두 유의한 정적 상관을 보여 준거 타당도가 검증되었다.

최근 경계선 성격장애를 정서 조절, 대인 관계, 정체감 혼란의 세 영역으로 나누어 PAI-BOR 문항들과 네트워크를 확인한 연구에서 만성적 공허감 문항이 정체감 혼란과 밀접한 관련이 있었다(Southward et al., 2018). 이는 자기심리학이나 대상관계이론에서 이야기하는 자기감각의 상실과 관련하여 정체감 문제와 공허감과의 관련성을 뒷받침해주는 결과로 생각된다. Fuchs(2007)는 공허감을 경험하는 개인은 과거의 경험을 통합하거나 미래를 예상하는 능력이 결여되어 있어서 현재를 일시적인 것으로 여기면서 순간적인 만족, 스릴을 추구하고 약물을 찾으며, 삶을 연속선상이 아닌 순간적인 사건들로만 기억하게 된다고 설명하였다. 최근 자살의도 없는 자해행동에 대한 연구가 활발히 이루어지고 있으며, 이와 관련하여 공허감이 선행한다고 기술한 바 있다. 특히 청소년들은 정체감 형성과 관련한 공허감을 다루기 위해 자살의도 없는 자해행동을 하는 경향이 있다고 보고하였다(Luyckx et al., 2015). 이렇듯 경계선 성격장애의 부적응적인 행동과 공허감의 강한 관련성이 시사되지만, 척도의 부재로 인해 무망감, 우울, 외로움 척도들로 대체되고 있다. Klonsy(2008)는 고립감은 외로움과 밀접한 관련이 있고, 공허감의 경험과도 관련이 있을 것으로 예상하였다. 그러나 고립감은 주변에 사람이 없거나 매우 제한적인 사회적 고립의 객관적 상태를 의미하고, 외로움은 “사회적으로 고립되어 있다고 지각하는” 주관적인 느낌을 강조한다는 점에서 차이가 있다(Weiss, 1973). 또 Pazzagli et al.(2000)에 따르면 외로움은 과거에 충분히 좋은 관계를 맺은 경험이 있으며, 혼자 있는 것을 견딜 수 있는 능력이 있는 상태로 기술하였고, 고독감을 돌봐주고, 안아주는 내재화된 대상이 없는 상태에서의 홀로 있음을 고통스럽게 경험하는 상태로 구분하였다. 이렇듯 현재까지 외로움, 고독감, 공허감의 용어가 충분히 구별되지 않고 혼재 되어 있는 경향이 있는데, 공허감 척도를 통해 다른 용어들과의 개념적 구분이 가능해졌다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 경계선 성격과 기분 장애의 구조는 비슷하고, 환자의 증상이 두 가지 장애를 모두 가지고 있는 것인지, 한 장애에 대해서 두 가지 진단을 모두 내릴 수 있는 것인지 확실하지 않지 때문에 공병율은 명확하지 않다(Widiger, 1989). 따라서 기분장애와 경계선 성격장애에서의 공허감에 대한 변별타당도를 확보하는 작업이 필요하다. 둘째, 인터뷰의 대상이 병원에서 얻어지고, 전문가의 면담을 통해 선발되기는 하였지만 다른 공존병리를 배제하지 못하였으며, 3명을 통해 경계선 성격장애에서의 공허감을 일반화하기에는 어려움이 따를 것으로 예상된다. 셋째, 본 연구에서는 시간상의 제약으로 인해 공허감 척도의 검사-재검사 신뢰도에 대한 증거는 확보하지 못하였다. 따라서 추후에, 개발된 공허감 척도가 일정시간이 흐른 뒤에 다시 실시하여도 안정적으로 기능을 하는지에 대한 증거를 확보하는 작업이 이루어져야 할 것이다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Appendix

JSR-27-098-appendix.pdf

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