서 론

복합부위통증증후군(complex regional pain syndrome, CRPS)은 외상이나 특별한 이유 없이 발병하는 만성신경병증성 통증질환으로, 감각, 자율, 영양 및 운동 이상과 함께 조직손상에 비해 강도와 기간이 부적절한 만성적인 통증을 특징으로 한다(Bruehl, 2015). CRPS환자들은 극심한 통증으로 인해 정서, 인지, 직업, 여가, 대인관계 등 다양한 영역에서의 기능장애(Casale et al., 2015)를 경험하며, 이는 다른 만성통증환자보다 CRPS 환자에게서 더 심각한 것으로 알려져 있다(Logan et al., 2013; Bean et al., 2014). 그러나 CRPS 는 희귀난치성질환으로 의학적 치료에 반응적이지 않고, 치료의 장기적 효과가 제한적이다(Bruehl et al., 2006; Rowbotham, 2006). 때문에 CRPS 의 치료에서는 의학적 요인과 더불어 심리적, 사회적 요인을 함께 고려하는 다학제적 접근(Lohnberg et al., 2013)이 필요하며, 완치가 아닌 통증조절과 일상기능의 회복을 목표로 한다(Shin, 2011; Weissmann et al., 2016).

사회적 지지는 의사소통과 상호성을 바탕으로 한 소속감 및 자신이 가치 있게 여겨진다는 느낌에 대한 개인의 지각을 의미한다(Cobb, 1976). 사회적 지지는 신체적, 정신적 건강과 웰빙을 예측하는 요인으로 나타났으며(Hale et al., 2005; Geue et al., 2019), CRPS 와 같이 치료가 어려운 만성질환 관련 연구에서도 일상생활 기능에 대한 사회적 지지의 긍정적 효과가 확인되었다(Feldman et al., 1999; López-Martínez et al., 2008). 사회적 지지의 완충효과이론(buffering effect model of social support) (Cohen et al., 1983)에서는 사회적 지지가 완충작용을 하여 통증경험과 같은 스트레스의 영향을 감소시키며, 이를 통해 긍정적 효과를 가진다고 설명한다. 이러한 완충효과를 통해 사회적 지지는 통증과 관련된 인지적, 행동적 변화를 촉진하여 스트레스에 더 잘 대처하고, 통증을 관리할 수 있도록 돕는 역할을 한다(Che et al., 2018). 실제로, 통증파국화를 비롯한 인지-정서적 요인이 사회적 지지가 신체적 통증에 미치는 영향을 매개했으며(Gaffey et al., 2020), 사회적 지지가 건강증진행동을 촉진하는 요인으로 나타났다(Non et al., 2020). 또한, 사회적 지지는 시상하부-뇌하수체-부신 축(HPA 축: Hypotha-lamus-Pituitary gland-Adrenal Axis)과 면역체계에 영향을 주어 생리적 수준에서도 스트레스에 대한 완충작용을 했다(Ditzen et al., 2014).

이와 같은 사회적 지지의 긍정적 효과는 스트레스 수준이 낮을 때보다 높을 때 더 큰 효과성을 가진다(Field et al., 2011). 극심한 통증으로 인해 일상에서 많은 부정적 사건과 심리적 역기능을 경험하는 CRPS 환자는 전반적으로 스트레스 수준이 높아(Geertzen et al., 1998), 이러한 스트레스의 영향을 감소시키는 효과적인 사회적 지지를 필요로 한다. 사회적 지지의 주효과 이론(Main effect model of social support)에서 제시하는 바와 같이 사회적 지지의 존재 자체가 긍정적인 영향을 줄 수 있으나(Cohen et al., 1983), 사회적 지지의 효과를 높이기 위해서는 스트레스 상황의 특성이 고려되어야 한다.

최적 매칭이론(optimal matching theory) (Cutrona, 1990)에서는 여러 사회적 지지의 방식을 행동촉진적 지지(action-facilitating support)와 양육적 지지(nurturant support) 두 가지 유형으로 나누어 설명한다. 행동 촉진적 지지에 해당하는 도구적 지지(돈, 서비스 등)와 정보적 지지(조언, 안내 등)는 부정적 사건과 결과를 방지하기 위한 행동을 하도록 돕는 자원을 제공하는 지지의 방식이다. 스트레스 상황이 통제 가능할 경우에는 이러한 물질적, 정보적 지원이 효과적일 수 있다. 반면에 스트레스 상황이 통제불가능한 경우에는 부정적인 사건과 결과를 막으려 노력하더라도, 스트레스 사건을 막기 어렵다. 이러한 경우, 스트레스 상황에 의한 부정적 정서에서 회복하도록 돕는 양육적 지지인 정서적 지지(공감, 위로 등)가 가장 효과적일 수 있다. CRPS 환자는 통제가 어려운 만성통증을 경험하여(Köck et al., 2003) 이러한 정서적 지지가 도움이 될 수 있는데, 실제로 CRPS를 포함한 만성통증환자들은 가족이나 친구와 같은 중요한 타인에 의해 제공되는 정서적 지지를 가장 원하고, 유용한 것으로 지각했다(Masters et al., 2007). 이는 중요한 타인이 제공하는 다른 사회적 지지보다 정서적 지지가 CRPS 환자에게 더욱 효과적일 수 있음을 시사한다.

사회적 지지가 CRPS 환자에게 미치는 영향을 이해하기 위해서는 앞서 제시한 스트레스 상황의 특성과 함께 사회적 지지의 다양한 측면을 고려할 필요가 있는 것으로 보인다. 사회적 지지의 효과를 살펴본 대부분의 연구에서 개인이 지각한 사회적 지지의 총량에 초점을 맞추어 사회적 지지의 효과를 확인하고 있다(Schaefer et al., 1981; Devine et al., 2003; McKillop et al., 2017; Park et al., 2017). 하지만 지각된 사회적 지지는 사회적 연결성이 적절한가에 대한 개인의 지각능력만을 반영하는 개념으로(Eagle et al., 2019), 지각된 지지만을 고려하는 접근은 한계를 가진다.

사회적 지지의 교환에는 제공하는 사람과 받는 사람이 모두 포함되기 때문에 제공자와 받는 사람이 지각하는 사회적 지지의 차이가 발생할 수 있다(Shumaker et al., 1984). 예를 들면, 유방암 환자의 심리사회적 적응에 미치는 영향을 살펴본 결과 개인이 원하는 사회적 지지와 제공받은 사회적 지지 간의 일치는 사회적 지지에 대한 만족도, 사회적 지지 행동의 수보다 유방암에 대한 적응의 더 많은 부분을 설명했다(Reynolds et al., 2004). 또한, 만성통증환자를 대상으로 한 연구결과 지각된 정서적 지지의 총량과 우울 간의 유의한 상관이 나타나지 않았으나, 지각된 정서적 지지와 선호하는 정서적 지지 간의 차이는 우울을 유의하게 예측하는 요인이었다(Cho et al., 2012). 이러한 관점에서 건강에 대한 사회적 지지의 긍정적 효과는 개인이 원하는 사회적 지지와 제공된 사회적 지지가 일치하는 정도에 직접적인 영향을 받는 것으로 볼 수 있다(Haber et al., 2007). 이는 단순한 정서적 지지의 총량보다는 지각된 지지와 선호하는 정서적 지지가 불일치한 정도에 초점을 둔 접근이 필요함을 시사한다.

환자가 지각한 정서적 지지와 선호하는 정서적 지지의 차이가 항상 일정한 것은 아니기 때문에, 정서적 지지의 불일치가 변동할 가능성 또한 고려되어야 할 것으로 보인다. 사회적 지지는 제공자의 상태에 영향을 받을 수 있는데(Nurullah, 2012), 환자에게 제공되는 지지가 제공자의 상태에 따라 달라지면서 정서적 지지의 불일치가 발생할 수 있다. 사회적 지지 제공자가 높은 불안을 경험하는 경우 효과적인 사회적 지지를 제공하지 못했으며, 이는 지지를 받는 사람에게 생리적 수준에서도 부정적인 결과를 초래했다(de Grey et al., 2018). 또한, 사회적 지지는 선행환경의 영향에 민감한 상황적 요인으로, 사회적 지지의 제공자가 환경적 스트레스에 노출된 경우 제공되는 사회적 지지도 함께 영향을 주었다(Uchino, 2009). Knoll 등(2011)의 연구에서는 스트레스 환경뿐만 아니라 지지를 이끌어 내는 환자의 행동, 긍정정서, 자기효능감과 같은 환자의 특성, 환자와 배우자의 관계만족도, 함께 보내는 시간과 같은 관계적 측면이 배우자의 사회적 지지를 예측하는 것으로 나타났다.

이러한 선행연구 결과는 제공되는 사회적 지지가 환자요인이나 제공자 요인에 의해 변하면서 정서적 지지가 불일치한 정도인 편차가 함께 변동할 수 있음을 의미한다. 더욱이, 일일 수준에서 배우자의 사회적 지지를 확인한 연구에서는 만성통증환자의 일일 통증강도 및 일일 부정정서가 배우자의 사회적 지지 제공을 예측했다(Iida et al., 2010). CRPS 와 같은 만성통증을 경험하는 환자가 정서적인 불안정을 경험하고(Rost et al., 2016), 환자의 증상과 정서상태에 따라 중요한 타인이 제공하는 정서적 지지가 달라질 수 있음을 고려했을 때 환자가 일상생활에서 경험하는 정서적 지지의 편차 또한 불안정할 가능성이 있다. 이는 정서적 지지에 대한 개인의 요구가 적절하게 충족되지 않아 일상에서 통증경험에 대처하는데 어려움을 경험할 수 있음을 시사한다.

사회적 지지에 대한 수많은 연구가 이루어졌음에도 불구하고, 현재까지 이러한 정서적 지지 편차의 변동성이 사회적 지지의 효과에 어떠한 영향을 주는지 탐색한 연구는 진행되지 않았다. 더욱이 대인관계의 단절과 같은 사회적 철회를 나타내는 경우가 많은 CRPS 환자(Rodham et al., 2009)에 대한 사회적 지지의 영향을 이해하는 것이 필요함에도 이를 고려한 연구는 충분하지 않다. 따라서 이 연구에서는 일지연구를 통해 CRPS 환자를 대상으로 중요한 타인이 제공하는 정서적 지지 편차 변동성이 일상생활 기능과 통증강도의 관계에 미치는 영향을 확인하고자 했다. 이 연구에서는 사회적 지지의 완충효과 이론에 근거하여 정서적 지지 편차 변동성이 높을수록 통증강도가 일상생활 기능에 미치는 부정적 영향이 증가할 것으로 예측했다.

연구방법

1. 연구대상

이 연구는 CRPS 환우회 회원으로 등록된 성인 CRPS 환자 21명을 대상으로 진행되었다. 대상자 중 남성은 17 (80.95%)명이며, 전체 대상자의 평균연령은 39.52 (SD= 2.03)세였다. 모든 대상자는 전화상으로 선정기준에 따른 적합성 여부를 확인받았다. 대상자 선정기준은 다음과 같다. 1) CRPS로 진단받은 경우, 2) 만 19세에서 65세 사이의 성인인 경우, 3) 글을 읽고 쓰는데 어려움이 없는 경우, 4) 스마트폰이나 인터넷을 사용하여 설문지를 작성하는 데 어려움이 없는 경우. 대상자의 인구통계학적 특성은 Table 1과 같다.

2. 연구 도구

1) 사전측정

(1) 통증파국화

통증파국화 측정은 Sullivan 등(1995)에서 개발된 척도를 Cho 등(2013)에서 타당화한 한국판 통증파국화 질문지(Pain Catastrophizing Scale: PCS)를 통해 이루어졌다. 총 13문항의 ‘전혀 그렇지 않다’ (0점)에서 ‘항상 그렇다’ (4점)까지의 5점 리커트식 척도를 사용했으며, 무력감(6문항), 과장(3문항), 반추(4문항)의 하위척도로 구성되었다. 총점의 범위는 0∼52점으로, 점수가 높을수록 통증과 관련된 파국적 사고를 더 많이 함을 의미한다. 이 연구에서 한국판 통증파국화 질문지의 Cronbach’s α는 .92였다.

2) 통증일지

(1) 통증강도

일일 통증강도를 측정하기 위해 숫자등급척도(NRS; Numerical Rating Scale)가 사용되었다. 대상자들은 “오늘 하루 동안 통증이 평균적으로 어느 정도였습니까?”라는 질문에 ‘통증 없음’ (0점)에서부터 ‘매우 극심한 통증’ (10점)으로 응답했다. 총점의 범위는 0∼10점으로, NRS 점수가 높을수록 더 심한 통증을 경험함을 의미한다.

(2) 일상생활 기능

일상생활 기능은 Van Ryckeghem 등(2013)에서 고안한 질문 목록을 사용하여 NRS로 측정했다. 대상자들은 하루 동안의 일상생활 기능에 대해 ‘전혀 없음’ (0점)에서부터 ‘매우 많이’ (10점)로 응답했다. 일상생활 기능 문항은 활동회피(“오늘 하루 동안 통증으로 인해 활동을 얼마나 피했습니까?”), 활동방해(“오늘 하루 동안 통증으로 인해 계획한 활동이 얼마나 방해받았습니까?”), 집중곤란(“오늘 하루 동안 통증으로 인해 일에 얼마나 집중하기 힘들었습니까?”)에 대한 내용 각 1문항으로 구성되었다. 총점의 범위는 0∼10점으로, 높은 점수일수록 하루 동안 더 많은 활동회피, 활동방해, 집중곤란을 경험했음을 나타낸다.

(3) 긍정정서 및 부정정서

일일 긍정정서 및 부정정서를 측정하기 위해 Diener 등(1985)에서 개발한 DMS (Daily Mood Scale)를 사용했다. DMS는 총 9문항으로 구성되어 있으며, 긍정정서를 측정하는 4문항(행복한, 즐거운, 기쁜, 만족스러운), 부정정서를 측정하는 5문항(우울한, 슬픈, 화난/적대적인, 좌절스러운, 걱정스러운/두려운)이 이 연구에서 사용되었다. 각 문항은 전혀 그렇지 않다’ (0점)에서 ‘매우 그렇다’ (5점)까지의 6점 리커트식 척도로 측정되었다. 긍정정서 총점의 범위는 0∼20점, 부정정서 총점 범위는 0∼25점으로, DMS 점수가 높을수록 하루 동안 긍정정서 및 부정정서를 많이 느꼈음을 의미한다. 이 연구에서 DMS의 긍정정서 하위척도와 부정정서 하위척도의 Cronbach’s α는 .95로 동일했다.

(4) 지각된 정서적 지지 및 선호하는 정서적 지지

Park (1985)에서 개발된 사회적 지지척도 25문항 중 정서적 지지에 해당하는 7문항을 이 연구의 특성에 맞게 수정한 문항으로 지각된 정서적 지지(예: 중요한 타인으로부터 나는 사랑과 돌봄을 받고 있다고 느꼈다.)를 측정했다. 선호하는 정서적 지지 척도는 지각된 정서적 지지 측정에 사용된 7문항을 수정한 문항(예: 중요한 타인으로부터 나는 사랑과 돌봄을 받고 있다고 느끼고 싶었다.)으로 구성했다. 측정은 ‘전혀 그렇지 않다’ (1점)에서부터 ‘매우 많이 그렇다’ (5점)의 5점 리커트식 척도를 통해 이루어졌다. 각 총점의 범위는 0∼35점으로, 높은 점수일수록 중요한 타인으로부터 정서적 지지를 많이 받고 있거나, 정서적 지지를 더 많이 받기를 원한다는 것을 의미한다. 이 연구에서 지각된 정서적 지지 척도의 Cronbach’s α는 .97, 선호하는 정서적 지지 척도의 Cronbach’s α는 .92였다.

3. 연구 절차

전화상으로 연구절차와 방법 및 온라인 설문지 작성방법에 대해 안내한 후 연구참여 의사를 밝힌 대상자들에게 반송용 우편을 통해 연구참여 동의서를 발송했다. 대상자는 동의서를 작성하고 온라인 설문지 ‘Google form’을 통해 인구통계학적 질문지에 응답했다. 이후 15일 간 동일한 방법으로 저녁 8시마다 통증일지(일일 통증강도, 활동회피, 활동방해, 집중곤란, 긍정정서, 부정정서)를 작성했다. 통증일지를 작성하는 데 소요되는 시간은 약 5분이었다. 다음날 오전 10시까지 통증일지를 작성하지 않은 경우에는 작성을 독려하는 알림 문자가 발송되었다. 2일 연속 통증일지를 작성하지 않는 대상자는 중도 탈락 처리하여 분석에서 제외되었다. 모든 연구절차가 종료된 뒤, 대상자에게 연구참여비 5만원을 지급했으며, 연구자가 전화상으로 디브리핑을 실시했다. 이 연구는 충남대학교 생명윤리위원회(IRB)의 승인(201609-SB-045-01)을 받아 진행했다.

4. 자료분석

1) 정서적 지지 편차 변동성

정서적 지지 편차 변동성은 개인이 선호하는 정서적 지지와 지각한 정서적 지지의 양에서 차이의 변동성을 나타낸다. 이 연구에서는 선호하는 정서적 지지의 양에서 지각한 정서적 지지의 양을 뺀 값을 정서적 지지 편차 값으로 사용했다. 정서적 지지 편차 변동성을 계산하기 위해 계차제곱평균(mean square of successive differences, MSSD)을 사용했다. 이는 연속된 두 관찰 값의 차이를 제곱하여 평균한 값으로, 변산성을 반영하는 동시에 계차의 제곱을 사용하므로 시간에 따른 순차적인 변화의 정도를 반영해 준다(Choi et al., 2016). 이를 통해 정서적 지지 편차의 평균적인 강도와 시간적 변화를 고려한 정서적 지지 편차 변동성 지표를 얻을 수 있다.

이 연구에서는 15일 동안 CRPS 환자들의 정서적 지지 불일치 변동성의 정도를 계차제곱평균 값으로 나타냈다. 이를 계산하기 위한 수식은 다음과 같다. 다음 식에서 N은 총 측정 횟수이며, t는 측정 순서를 의미한다. 계차제곱평균 값이 클수록 정서적 지지 편차의 변동성이 높음을 의미한다.

계차제곱 평균 (MSSD)= ∑t=2N(Xt−Xt−1)2N−1

2) 통계분석

자료분석은 SPSS 22.0과 HLM 7.0 프로그램을 통해 이루어졌다. 기술통계량 산출 및 상관분석에는 SPSS가, 2수준 다층 분석에는 HLM이 사용되었다. 1수준 변인들은 피험자-내 변인들로 일일 통증강도, 활동회피, 활동방해, 집중곤란, 긍정정서, 부정정서로 구성되었다. 2수준 변인은 피험자-간 변인들로 나이, 성별, 통증기간, 통증파국화, 정서적 지지 편차 변동성이었다. 1수준 변인들은 집단평균 중심화(group mean centered)되었으며, 성별을 제외한 2수준 변인들은 전체평균 중심화(grand mean centered)되었다. 성별은 여자=0, 남자=1로 더미코드화하여 비중심화(uncentered)되었다. 모든 모형에는 최대우도법(full maximum likelihood estimation)이 적용되었다. 연령, 성별, 통증기간, 통증파국화, 일일 긍정정서 평균, 일일 부정정서 평균은 통제되었다. 정서적 지지 편차 변동성의 조절효과는 최종단계 2수준에서 분석되었다. 이 연구의 모형은 임의 절편(random intercepts)과 임의 기울기(random slopes)를 포함하고 있다.

결 과

1. 측정변인의 평균, 표준편차 및 상관계수

측정변인의 평균, 표준편차, 상관계수에 대한 분석을 실시하고 그 결과를 Table 2에 제시했다.

2. 다층모형 분석

각 수준에 의해 측정변인이 설명되는 변량을 확인하기 위해 기저모형의 ICC (intraclass correlation)값을 계산했다. 활동회피의 ICC는 .55로 사람수준 변량이 55%, 매일수준 변량이 45%였다. 활동방해의 ICC는 .53으로 사람수준 변량이 53%, 매일수준변량이 47%였다. 집중곤란의 ICC는 .51로, 사람수준 변량이 51%, 매일수준 변량이 49%였다. 이러한 결과는 각 변인이 모두 매일수준과 사람수준 변량에 의해 유의하게 설명되기 때문에, 이 연구모형에 대한 다층모형분석이 타당함을 의미한다.

1) 활동회피

정서적 지지 편차 변동성이 통증강도와 활동회피의 관계를 조절하는지 확인하기 위해 다층모형분석을 실시했다(Table 3). 1수준 예측변인으로 통증강도를 투입하여 모형을 분석한 결과, 기저모형에 비해 적합도가 유의하게 증가(c² (20)=703.32, p<.001)했다. 다음으로, 정서적 지지 편차 변동성을 2수준 예측변인으로 투입하고, 통제변인으로 나이, 성별, 통증기간, PCS, 긍정정서 평균, 부정정서 평균, 지각된 정서적 지지를 투입한 모형을 분석했다. 모형을 분석한 결과 이전 모형과 비교하여 적합도가 유의하게 증가(c² (12)=355.20, p<.001)했다. 통제변인 중 지각된 정서적 지지가 유의한 경향성을 보였다(β=0.10, t (12)=2.08, p=.060). 따라서 지각된 정서적 지지와 통증강도, 정서적 지지의 편차변동성을 투입한 모형을 분석한 결과 이전 모형에 비해 적합도가 유의하게 높아진 것으로 나타났다(c² (18)=855.98, p<.001).

다층모형분석 결과 정서적 지지 편차 변동성의 주효과(β=0.00, t (18)=−0.05, p=.962)는 유의하지 않았으나, 통증강도의 주효과(β=0.67, t (292)=12.74, p<.001)가 유의했다. 또한, 통증강도와 정서적 지지 편차 변동성의 상호작용(β=0.01, t (292)=5.57, p<.001)이 유의한 것으로 나타났다. 상호작용 효과의 구체적 양상을 확인하기 위해 단순기울기 분석을 실시한 결과, 정서적 지지 편차 변동성이 낮을 때(simpel slope (γ)=0.67, t=4.47, p< .001)보다 높을 때(simpel slope (γ)=0.68, t=4.57, p< .001) 통증강도가 활동회피에 미치는 효과가 더 크게 나타났다. 이는 정서적지지 편차 변동성의 수준이 낮을 때 통증강도 증가가 활동회피에 미치는 영향은 거의 변하지 않았으나, 정서적지지 편차 변동성의 수준이 높은 경우 통증강도가 증가할수록 활동회피에 미치는 영향이 증가한다는 것을 의미한다 (Fig. 1).

2) 활동방해

정서적 지지 편차 변동성이 통증강도와 활동방해의 관계를 조절하는지 확인하기 위해 다층모형분석을 실시했다(Table 3). 기저모형에 비해 통증강도를 1수준 예측변인으로 투입한 모형의 적합도가 유의하게 높았다(c² (20)= 516.24, p<.001). 다음으로 정서적 지지 편차 변동성을 2수준 예측변인으로 투입하고 나이, 성별, 통증기간, PCS, 긍정정서 평균, 부정정서 평균, 지각된 정서적 지지를 통제한 모형을 분석했다. 분석결과 이전 모형에 비해 적합도가 유의하게 증가(c² (12)=267.86, p<.001)했다. 통제변인 중 지각된 정서적 지지가 유의한 경향성을 보였다(β=0.11, t (12)=2.18, p=.050). 따라서 지각된 정서적 지지와 통증강도, 정서적 지지의 편차 변동성을 투입한 모형을 분석했다. 그 결과 이전 모형에 비해 적합도가 유의하게 높아진 것으로 나타났다(c² (18)=736.73, p<.001).

다층모형분석에서 정서적 지지 편차 변동성의 주효과(β= −0.01, t (18)=−0.58, p=.567)가 유의하지 않았으나, 통증강도의 주효과가 유의한 것으로 나타났다(β=0.71, t (292)=11.70, p<.001). 또한, 통증강도와 정서적 지지 편차 변동성의 상호작용(β=0.01, t (292)=5.98, p=.001)이 유의했다. 상호작용 효과의 구체적 양상을 확인하기 위해 단순기울기 분석을 실시한 결과, 정서적 지지 편차 변동성이 낮을 때(simpel slope (γ)=0.71, t=4.64, p< .001)보다 높을 때(simpel slope (γ)=0.72, t=4.74, p< .001) 통증강도가 활동방해에 미치는 효과가 더 크게 나타났다. 이는 정서적 지지 편차 변동성의 수준이 낮을 때 통증강도 증가가 활동방해에 미치는 영향은 거의 변하지 않았으나, 정서적 지지 편차 변동성의 수준이 높은 경우 통증강도가 증가할수록 활동방해에 미치는 영향이 증가한다는 것을 의미한다(Fig. 2).

3) 집중곤란

정서적 지지 편차 변동성이 통증강도와 집중곤란의 관계를 조절하는지 확인하기 위해 다층모형분석을 실시했다(Table 3). 1수준 예측변인으로 통증강도를 투입하여 모형을 분석한 결과 기저모형에 비해 적합도가 유의하게 증가(c² (20)=507.14, p<.001)한 것으로 나타났다. 다음으로 2수준 예측변인으로 정서적 지지 편차 변동성을, 통제변인으로 나이, 성별, 통증기간, PCS, 긍정정서 평균, 부정정서 평균, 지각된 정서적 지지를 투입한 모형을 분석했을 때 이전 모형에 비해 적합도가 유의하게 증가(c² (12)=289.00, p<.001)했다. 통제변인 중 지각된 정서적 지지가 유의한 것으로 나타났다(β=0.11, t (12)=2.29, p=.041). 따라서 지각된 정서적 지지와 통증강도, 정서적 지지의 편차 변동성을 투입한 모형을 분석했다. 그 결과 이전 모형에 비해 적합도가 유의하게 높아진 것으로 나타났다(c² (18)=289.00, p<.001).

다층모형분석을 실시한 결과 정서적 지지 편차 변동성의 주효과(β=0.00, t (18)=−0.20, p=.902)는 유의하지 않았다. 통증강도의 주효과(β=0.74, t (292)=13.25, p< .001)는 유의했다. 통증강도와 정서적 지지 편차 변동성의 상호작용(β=0.01, t (292)=5.10, p=.007) 또한 유의했다. 상호작용 효과의 구체적 양상을 확인하기 위해 단순기울기 분석을 실시한 결과, 정서적 지지 편차 변동성이 낮을 때(simpel slope (γ)=0.74, t=4.65, p<.001)보다 높을 때(simpel slope (γ)=0.75, t=4.65, p<.001) 통증강도가 집중곤란에 미치는 효과가 더 크게 나타났다. 이는 정서적 지지 편차 변동성의 수준이 낮을 때 통증강도 증가가 집중곤란에 미치는 영향은 거의 변하지 않았으나, 정서적 지지 편차 변동성의 수준이 높은 경우 통증강도가 증가할수록 집중곤란에 미치는 영향이 증가한다는 것을 의미한다 (Fig. 3).

고 찰

이 연구에서는 CPRS 환자를 대상으로 정서적 지지의 편차 변동성이 통증강도와 일상생활 기능의 관계에 미치는 영향을 검증하고자 했다. 15일 간의 일지연구를 실시한 결과 정서적 지지 편차 변동성이 통증강도와 활동회피, 활동 방해, 집중곤란 간의 관계를 조절하여 일상생활 기능에 대한 통증강도의 부정적 영향을 증가시키는 요인임을 확인했다. 이러한 결과는 정서적 지지의 편차가 안정적인 경우 통증강도의 증가가 일상생활 기능에 미치는 부정적 영향의 변화는 거의 없으나, 불안정한 경우에는 더 심각한 일상생활 기능문제를 유발할 수 있음을 시사한다.

통증강도와 활동회피, 활동방해, 집중곤란과 같은 일상생활 기능의 관계에 대한 정서적 지지 편차 변동성의 조절효과가 나타난 것은 사회적 지지의 완충효과 이론과 일치하는 결과였다. Cohen 등(1983)에서 제안하는 사회적 지지의 완충효과 이론에서는 사회적 지지가 스트레스에서 질병으로 이어지는 과정에서 완충적인 역할을 할 것이라고 설명한다. 첫째로, 사회적 지지는 스트레스 사건에 대한 평가과정에 관여한다. 사회적 지지는 스트레스 사건에 대한 평가를 수정하거나 방지하는 역할을 한다. 사회적 지지를 통해 개인은 필요로 하는 자원을 제공받을 수 있다는 믿음을 가지게 되며(Taylor, 2011), 이러한 믿음은 스트레스 상황의 실제적·잠재적 위험성을 낮게 평가하고, 개인의 대처능력을 긍정적으로 지각할 수 있도록 돕는다. 사회적 지지가 관여하는 두 번째 지점은 스트레스에 대한 반응이다. 스트레스 사건을 경험할 때 개인은 생리적 각성을 경험하며(Craig, 1968), 스트레스에 대처하기 위한 반응을 보인다. 사회적 지지는 스트레스에 대한 재평가를 유도하고 부적응적인 반응을 억제하는 역할을 할 뿐 아니라 대안적인 행동을 촉진한다. 이는 정서적 지지가 통증이 주는 스트레스에 대해 완충적인 역할을 수행하여 CRPS 환자의 일상생활 기능에 미치는 부정적 영향을 감소시킬 수 있음을 의미한다.

한편, 환자의 요구와 제공되는 정서적 지지의 편차 변동성이 큰 경우, 이러한 완충효과가 감소하게 된다. 정서적 지지를 비롯한 사회적 지지는 그 자체로 통증경험에 긍정적인 영향을 주는 요인이나, 효과의 정도는 부분적으로 상황적 요구에 의해 결정된다(Dimatteo, 2004). 사회적, 환경적 요인은 통증과 관련된 생리적, 환경적 변화와 연관되어 통증경험에 영향을 준다(Feuerstein et al., 1985). 정서적 지지의 충족여부를 예측하기 어려운 환경은 개인이 스트레스 상황에 대처하는 과정에서 중요한 타인으로부터 필요한 자원을 제공받지 못할 가능성을 내포한다. 또한, 사회적 지지는 스트레스 대처과정을 조력함과 동시에 지지의 제공자에 의해 지지를 받는 사람이 스트레스에 대처할 능력이 있다는 것을 확인받는 경험으로 작용한다(Schwarzer et al., 2007). 정서적 지지 편차의 불안정함은 스트레스에 대처할 수 있는 능력에 대한 개인과 중요한 타인의 지각 사이의 차이를 반영하며, 이는 개인이 자신의 대처능력에 대해 확신하기 어렵게 한다. 이와 같은 환경과 지각된 대처능력에 대한 예측불가능성은 통증경험(Moseley et al., 2003)과 인지적 처리과정에서의 부담(Oka et al., 2010)을 증가시켜 효과적인 통증대처를 방해하고, 일상생활 기능의 저하를 초래하게 된다.

정서적 지지의 편차 변동성은 중요한 타인이 제공하는 지지뿐만 아니라 정서적 지지에 대한 개인의 지각과도 관련될 수 있다. Jacobson (1986)에서는 사회적 지지의 종류와 더불어 사회적 지지가 제공되는 시점을 함께 고려해야 한다고 제안한다. 선호하는 정서적 지지와 제공받은 정서적 지지 간의 편차가 불안정한 경우 환자가 필요로 하는 시점에 자신이 필요로 하는 만큼 충분한 지지를 제공받지 못했다고 지각할 수 있다. 전반적인 정서적 지지의 총량이 충분하더라도, 개인이 이를 부족하다고 지각하게 되면 정서적 지지가 통증으로 인해 유발되는 스트레스를 완충하지 못할 수 있다. 반대로 개인이 원하는 것보다 과도하게 정서적 지지가 제공되는 경우에도 사회적 지지의 완충효과가 감소하게 된다. 원하지 않는 지지를 과도하게 제공받을 때, 개인은 지지의 제공자에게 짜증과 분노를 더 많이 경험하게 되며, 정서적 지지가 부족할 때와 마찬가지로 부정적 정서가 증가할 수 있다(Williamson et al., 2019).

더욱이, 지나친 지지의 제공은 혼자서는 스트레스에 대처할 수 없다는 믿음을 형성하도록 한다(Rafaeli et al., 2009). 개인이 요구하는 정도를 넘어 과도하게 제공되는 지지는 스트레스 대처에 대한 자기효능감을 저하시켜 일상생활에서 통증에 효과적으로 대처하지 못하도록 방해하는 요인이 된다. 노인을 대상으로 한 선행연구에서 통증과 관련된 사회적 지지를 높게 지각할수록 신체적 기능수준과 자기효능감을 낮게 보고했으며, 이를 통해 통증관련장애가 증가함을 확인할 수 있었다(Matos et al., 2017). 유방암 환자 군에서도 개인이 원하지 않았던 지지의 제공이 심리사회적 적응의 악화와 관련(Reynolds et al., 2004)되는 결과가 나타났다. 이 연구에서는 지각된 정서적 지지의 총량을 통제했음에도 정서적 지지의 편차 변동성의 조절효과가 유의한 것으로 나타났다. 이러한 결과는 이는 정서적 지지의 유무나 총량과는 별개로 정서적 지지 편차의 변동성을 확인하는 것이 CRPS 환자의 통증과 일상생활 기능의 관계에서 더 중요한 의미를 가질 수 있음을 시사한다.

이 연구의 결과는 CRPS를 비롯한 만성통증환자의 치료에서 중요한 임상적 의의를 가진다. 단순히 사회적 지지의 총량만을 고려한 선행연구의 한계를 보완하려는 시도는 꾸준히 이루어져 왔으며, 개인이 원하는 지지와 실제로 제공받은 지지 간의 불일치를 고려한 연구(Melrose et al., 2015) 또한 진행되어왔다. 그러나 이러한 지지의 편차 변동성이 CRPS 와 같은 만성통증환자의 일상기능에 미치는 영향을 확인하는 연구는 지금까지 이루어지지 않았다. 이 연구 결과를 통해 단순히 많은 양의 사회적 지지를 제공하는 것보다 환자의 요구와 일치하는 정서적 지지를 일관적으로 제공할 때, CRPS 환자의 일상생활 기능에 더 긍정적인 효과를 가질 수 있음을 알 수 있었다. 이는 CRPS 환자와 같은 만성통증환자의 중요한 타인이 안정적으로 정서적 지지를 제공하도록 돕는 보호자 대상 교육 및 개입이 만성통증환자의 일상생활 기능에 기여(Applebaum et al., 2013)할 수 있음을 시사한다. 또한, 만성통증환자 스스로가 중요한 타인으로부터 안정적인 정서적 지지를 이끌어낼 수 있도록 하는 사회기술 및 자기주장 훈련(Müller et al., 2015)이 일상생활 기능 전반에 긍정적 영향을 줄 수 있을 것이다.

이 연구는 다음과 같은 한계점을 가진다. 첫째, 중요한 타인의 정서적 지지만을 측정하여 다른 유형의 사회적 지지 차이의 변동성이 가지는 효과를 확인하지 못했다. 사회적 지지는 종류에 따라 다른 효과를 가질 수 있어(Cutrona, 1990), 정보적 지지, 도구적 지지와 같은 다양한 사회적 지지를 고려한 연구가 필요할 것이다. 둘째, 일상생활 기능을 단일문항으로만 측정하여 활동회피, 활동방해, 집중곤란에 대한 자세한 정보를 반영하지 못했다. 셋째, 환자의 관점에서 지각된 정서적 지지를 측정하여 실제로 중요한 타인이 제공하는 정서적 지지가 어느 정도인지 확인하지 못했다. 지각된 정서적 지지는 받는 사람의 상태, 성격, 애착 등 다양한 요인에 의해 영향을 받을 수 있는 요인으로, 선행연구에서도 애착유형에 따라 정서적 지지에 대한 만족도, 지각한 지지의 총량, 지각한 사회적 지지와 받고있는 사회적 지지의 차이가 다르게 나타났다(Collins et al., 2004). 이에, 실제로 제공되는 지지와 주관적으로 지각한 지지 간의 차이를 고려할 필요가 있다.

이러한 한계점에도 불구하고 이 연구는 종단연구를 통해 선호하는 정서적 지지와 지각한 정서적 지지의 편차가 변동하는 정도가 통증강도가 일상생활 기능에 미치는 영향을 확인한 첫 번째 연구라는 의의를 가진다. 이를 통해 사회적 지지의 총량과 단순한 불일치만을 고려한 기존연구의 한계를 보완하여 환경적, 맥락적 요인이 CRPS 환자에게 미치는 영향을 보다 명확하게 확인할 수 있었다. 이 연구결과 정서적 지지 차이가 불안정할 때 통증이 CRPS 환자의 일상생활 기능을 더욱 악화시키는 양상이 나타났다. 이는 CRPS 환자를 비롯한 만성통증환자에 대한 개입에서 의학적 치료와 더불어 환자가 필요로 하는 정도의 정서적 지지가 일관적으로 제공되는 환경을 조성하는 것이 중요함을 의미한다. 이러한 접근을 통해 CRPS 환자의 일상생활 기능 유지 및 회복을 도울 수 있을 것으로 기대된다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by research fund of Chungnam National University in 2020.

Fig. 1

The interaction effect of instability in emotional support discrepancy on relationship between pain severity and activity avoidance.

Fig. 2

The interaction effect of instability in emotional support discrepancy on relationship between pain severity and activity interference.

Fig. 3

The interaction effect of instability in emotional support discrepancy on relationship between pain severity and distraction.

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