서 론

심리적 강인성(hardiness)은 다양한 스트레스원으로부터 개인을 보호하고 스트레스의 부정적 영향력으로부터 회복하게 하는 개인의 특성으로 연구되어 왔다[1-3]. 최근에는 코로나 19의 치료 및 방제를 위해 동원된 응급인력들이 직무스트레스를 이겨내는 데에 그들의 강인성이 중요한 역할을 한다는 것이 검증되기도 하였다[4]. 강인성은 또한 개인의 웰빙을 위해서도 중요한 역할을 하는 것으로 알려져 있다[5]. 그리고 그런 강인성의 효과는 국내에서도 계속 연구되고 있다[6,7].

강인성은 1979년 Kobasa에 의해 소개된 개념으로 스트레스의 부정적 영향으로부터 회복할 수 있도록 심리적으로 탄력적으로 반응하게 하는 개인의 성격 특성이다[8].이 개념이 소개되고 얼마 지나지 않아 강인성이 다양한 장면에서 경험하는 스트레스에 저항력을 발휘할 수 있는 개인의 내적 특성이라는 증거가 연구들에서 나타났다[9-11]. 그렇기 때문에 강인성은 건강심리학적 변인으로 주목 받아왔다[12]. 예를 들어 스트레스에 가장 영향을 받는 것으로 알려진 관상성 심장질환을 예방할 수 있는 심리적 효과가 강인성에 있다는 것이 연구되기도 하였다[13]. 그렇기 때문에 강인성은 심리학자나 교육학자뿐 아니라 간호학자나 의학자도 관심을 갖는 연구변인이다.

강인성과 유사한 개념으로 스트레스로부터 빠르게 탄력적으로 회복할 수 있도록 하는 특성으로 회복탄력성(resilience)도 있다[14]. 한국에서는 강인성보다 회복탄력성이 더 많이 연구되었는데[15,16], 강인성은 타고나거나 초기 발달과정에서 형성되기 때문에 회복탄력성보다는 기질적 성격에 가까워 쉽게 변화하지 않는다고 알려져 있다[17,18]. 그런 특성을 고려하여 Bartone은 강인성을 기질적 회복탄력성(dispositional resilience)으로 명명하기도 하였다[19]. 그렇기 때문에 강인성은 극심한 스트레스나 외상을 경험한 개인이 보다 안정적으로 회복할 수 있게 하는 기질적 특성이라고 할 수 있다. 따라서 강인성을 측정하면 개인이 스트레스 사건을 경험한 후 탄력적으로 회복할 수 있는 능력이 어느 정도되는지를 확인할 수 있다.

Kobasa는 강인성을 전념(commitment), 통제(control) 및 도전(challenge)과 같은 세 가지 차원으로 구분하여 개념화하였다[8]. 이 세 요인은 단어의 첫 알파벳을 따서 심리적 강인성의 3C로 불린다. 전념 혹은 몰입으로 번역되는 commitment는 일이나 대인관계에서 의미를 발견하고 자신의 삶에 몰입하는 특성이고, 통제 혹은 조절로 번역되는 control은 맞닥뜨리는 사건이나 주변환경에 자신이 영향을 미칠 수 있으며 통제의 소재가 내부에 있어 자신의 미래가 본인에 의해 결정된다고 믿는 특성이며, 도전으로 번역되는 challenge는 인생의 역경을 위협으로 생각하지 않고 자신의 인생에서 기회로 보고 방어적이기 보다 도전적으로 접근하는 특성을 의미한다[9]. 그리고 Kobasa는 이 세 요인의 내용으로 100여 개의 문항들을 구성하여 심리적 강인성을 측정하고자 하였다[8].

그 이후 여러 학자들이 Kobasa가 구성한 척도의 문항 수를 줄이려고 시도하였는데 그런 척도들은 불안정한 요인구조를 보이는 등 측정도구로서 여러 한계들을 드러냈다[20,21]. 그러던 중에 Bartone이 조금 더 안정적인 세 요인구조(전념, 통제, 도전)를 보이는 45문항의 척도를 개발하고, 그 척도의 명칭을 기질적 회복탄력성 척도(Dispositional Resilience Scale, DRS)라고 하였다[22]. Sinclair와 Oliver는 Bartone의 DRS문항들을 정련하고 문항 수를 18개로 줄인 DRS-II를 개발하여 타당화하였다[23]. Bartone도 계속해서 개정작업을 하며 단축형으로 15문항의 기질적 회복탄력성 척도(the 15-item Dispositional Resilience Scale, DRS-15)를 선보였다[19]. 이 척도는 각 요인에 다섯 문항씩 구성되어 있는데, 한국을 포함해 여러 국가에서 이 척도의 타당화 연구들이 있었다[24-28]. 그런데 한국판 DRS-15 타당화 연구에서는 양호한 신뢰도와 타당도를 보였지만 요인구조는 안정적이지 않았다[28]. 한국판 DRS-15 하위척도들의 내적 일치도는 .75∼.83으로 나타났고, RMSEA (root mean square error of approximation)값은 .06이었지만, GFI (goodness-of-fit-index)와 TLI (Tucker-Lewis Index) 모두 .87이었다. 이런 수치는 DRS-15가 한국인의 강인성을 측정하는 도구로서 만족할만한 수준은 아니란 점을 알려준다.

Bartone도 문항 수가 적은 점을 비롯해 DRS-15에 여러 장점이 있지만 낮은 내적 일치도를 보이는 등 아직 한계점들이 있다고 인식하고 최근에 28문항의 척도(Hardiness Resilience Gauge, HRG)를 개발하였다[29]. 이 척도에는 DRS-15 문항들이 일부 포함되었지만, Bartone은 문화적 요소가 포함된 문항들을 제거하고 이해하기 쉬운 문항들을 포함시켜 그런 한계를 극복하려고 하였다. 그리고 그는 미국 성인 2천여명을 대상으로 타당화 및 표준화 연구를 수행하였는데, 이 연구에서는 우수한 세 요인 구조를 보였으며 만족할만한 수준의 신뢰도가 산출되었다[30]. HRG 하위척도들의 내적 일치도는 .84∼.93으로 나타났고, CFI (comparative fit index)와 RMSEA값이 각각 .98과 .08이었다. 이로서 미국인들을 위한 신뢰도와 타당도 모두가 확보된 강인성 척도가 개발된 것이며, 표준화 작업을 통해 개인의 강인성 수준을 해석할 수 있는 규준도 마련되었다. 한편 Suh 등이 한국판 HRG 타당화 작업을 하였는데, 이 연구에서는 양호한 요인구조와 내적 일치도를 보였지만 미국인들을 대상으로 한 연구에서처럼 안정된 요인구조가 나타나지는 않았다[31]. 이 연구에서는 하위척도들의 내적 일치도가 .74∼.86으로 나타났고, 수정 지수를 기초로 오차공변량을 포함시키지 않았을 때는 CFI와 RMSEA값이 각각 .85와 .07로 나타났다. 이런 결과가 문화적 차이 때문이라고 확신할 수는 없지만 한국인의 강인성을 측정할 수 있는 더 신뢰롭고 타당한 도구의 개발이 필요하다는 점을 시사한다.

한편 Sinclair와 Tetrick이 DRS 문항들을 성격검사의 신경증적 경향성 문항들과 비교하며 스트레스 완충효과 차원에서 문항들의 단어와 내용을 분석한 후에 그 구조가 스트레스에 강한 긍정적 특성과 취약한 특성을 측정하는 형태의 이중적인 양상을 보인다고 결론지었다[32]. 추후 Lo Bue는 이런 이중적인 DRS 구조를 바탕으로 전념, 통제, 도전을 포함하는 기질적 강인성 외에도 소외감(alienation), 무력감(powerlessness), 비융통성(rigidity)과 같은 기질적 취약성으로 구성된 이중과정위계 강인성 척도(Dual-process hierarchical scale of hardiness)를 개발하기도 하였다[33]. DRS의 문항을 정련하여 이중 구조를 기반으로 개발된 Sinclair와 Oliver의 DRS-II도 비영어권 국가의 언어로 번역되고 강인성의 긍정적 효과를 연구하면서 사용되기도 하였지만, 이 척도의 활용은 제한적이었다[34,35].

이에 본 연구는 스트레스원으로 개인을 보호하고 스트레스를 경험한 후 빠르게 회복할 수 있게 하는 개인의 기질적 성격 특성인 강인성을 간편하게 측정할 수 있는 신뢰롭고 타당한 척도를 개발하는 것을 목적으로 하였다. 특히 진단용으로는 일정한 금액을 지불하고 표준화 작업이 이루어진 HRG를 사용해야 하겠지만, 진단이 아닌 연구를 위해서라면 자유롭게 사용할 수 있는 측정도구를 개발하려고 하였다. 연구를 위해서는 문항 수가 많으면 참여자가 불성실한 응답을 할 가능성이 크기 때문에, 문항 수를 최대한 줄여 측정할 때 더 신뢰할 수 있는 측정결과를 얻을 수 있다고 보았다. 그렇더라도 신뢰도가 확보되고 안정된 요인 구조를 보이는 등 만족할만한 수준의 타당도를 가진 측정 도구를 개발하고자 하였다. 그렇게 하여 강인성에 대한 후속연구들을 활성화하는 것이 본 연구의 궁극적 목적이다.

연구방법

1. 연구 대상

개발된 도구의 타당화 연구의 대상은 수도권에 위치한 대학에 재학 중인 학생들이다. 대상자의 수는 문항분석 및 탐색적 요인분석, 확인적 요인분석, 검사-재검사 신뢰도 분석 그리고 준거관련 타당도 분석에 참여한 것에 따라 표본 수에 차이가 있었다. 그 대상자들에 관한 설명은 다음과 같다.

1) 문항분석 및 탐색적 요인분석 대상

문항분석과 탐색적 요인분석에 참여한 대상은 343명이었고, 이들의 연령은 18세에서 33세까지 분포되었으며, 평균 연령은 21.76세(SD=2.52)였다. 이들 중에는 남학생이 68명(19.8%)이고 여학생이 275명(80.2%)으로 여학생이 더 많았는데, 이는 남학생보다 여학생이 온라인 조사에 응하는 비율이 높기 때문인 것으로 사료된다. 이들 중에 1학년은 80명(23.3%), 2학년이 76명(22.2%), 3학년은 90명(26.2%), 그리고 4학년 이상이 97명(28.3%)으로 고루 분포되어 있었다. 참고로 특정 학과의 경우 각각 5학년과 6학년까지 있는데, 참여자들 중에 5학년과 6학년은 소수였다.

2) 확인적 요인분석 대상

확인적 요인분석에 참여한 대학생들은 570명이었고, 확인적 요인분석에 참여한 학생들은 1차 문항분석과 탐색적 요인분석에 포함된 학생들에 더 추가된 것이다. 이들의 연령은 18세에서 33세까지 분포되었으며, 평균 연령은 21.87세(SD=2.48)였고, 남학생이 118명(20.7%)이고 여학생이 452명(79.3%)이었다. 이들 중 1학년은 119명(20.9%), 2학년이 126명(22.1%), 3학년은 164명(28.8%), 4학년 이상이 161명(28.2%)이었다

3) 검사-재검사 신뢰도 분석 대상

검사-재검사 신뢰도 분석을 할 수 있도록 본 연구에서 개발한 척도를 다시 한 번 검사에 응해 준 대학생들은 97명이었다. 이들의 연령은 18세에서 33세까지 분포되었으며, 평균 연령은 21.52세(SD=2.63)였다. 이들 학생 중에 남학생이 14명(14.4%)이고 여학생이 83명(85.6%)이었으며, 1학년은 26명(26.8%), 2학년이 23명(23.7%), 3학년은 26명(26.8%), 4학년 이상이 22명(22.7%)이었다. 참여 학생들의 학과도 비교적 고루 분포되어 있었다.

4) 준거관련 타당도 분석 대상

본 연구에서 개발한 척도 외에 PAI 검사에도 자발적으로 참여하여 준거관련 타당도 분석을 할 수 있게 해 준 대학생들은 총 115명이었다. 이들의 연령은 18세에서 33세까지 분포되었으며, 평균 연령은 22.22(SD=2.75)세였다. 이들 중에 남학생이 17명(14.8%)이고 여학생이 98명(85.2%)이었고, 1학년은 18명(15.7%), 2학년이 28명(24.3%), 3학년은 36명(31.3%), 4학년 이상이 33명(28.7%)이었다.

2. 연구 절차

선행연구와 문헌들을 고찰하고 대학원생들을 대상으로 강인한 성격에 관해 인터뷰를 하여 문항들을 정리하였다. 그렇게 정리된 문항들로 각각 심리학, 상담학 및 정신간호학을 강의하는 대학교수 3인에게 두 차례에 거쳐 문항에 관한 의견을 묻고 내용타당도 검증을 하였다. 그 과정에서 문항들이 수정되고 추가되기도 하였는데, 3인 모두 적절하다는 의견을 제시한 문항들, 즉 CVI (content validity index) 값이 1.0인 문항들만 조사를 위한 최종 예비문항에 포함되었다.

조사 전에 기관심의위원회(Institutional review board, IRB)의 심의절차를 거쳐 2021년 10월 14일 최종 승인(승인번호: SYU2021122HR)을 받은 후 윤리적 사항들을 준수하여 자료를 수집하였다. 자료수집은 2021년 11월 초부터 2022년 1월 초까지 이루어졌으며, 온라인 구글 설문 시스템을 통하여 자료를 수집하였다. 온라인 조사로 모든 학생들이 한 시점에서 설문에 응하는 것이 아니기 때문에, 설문을 하고 3주 지난 시점에서 재검사 참여에 관해 문자로 공지하였고 첫 설문 후 3주 혹은 4주가 지난 시점 그리고 그 사이에 재검사에 응한 학생들의 자료만을 분석에 활용하였다. 학교에 도움을 받아 학과 조교들에게 공지를 부탁하고 수시로 학교 SNS톡(talk)을 포함해 학생들이 참여하는 각종 SNS (social network service)에 참여를 독려하였으며, 참여 학생들에게는 편의점에서 사용할 수 있는 소정의 쿠폰을 지급하였다.

3. 연구 도구

1) 개발한 BMH 예비문항

Kobasa의 3C 개념에 입각한 Bartone의 DRS와 HRG 문항 내용의 기본 주제와 Sinclair와 Oliver의 DRS-II 문항의 기본 주제를 포함시키려고 노력하였다. 하지만 문항의 내용은 많이 변형되고 단순화되어 동일하지 않으며, 아예 새로운 것들도 있다. 여기서 기본 주제란 한국인을 대상으로 타당화 연구에서 각 요인 중에 중요한 문항의 내용을 의미한다. 하지만 한국인으로 대상으로 한 HRG 타당화 연구에서는 집념은 도전 요인에서 중요하게 나타난 반면, DRS-15의 도전 요인 다섯 문항에는 집념의 문항은 아예 없다. 하지만 통제의 경우 HRG보다는 DRS-15 한국판 타당화 연구에서 중요한 내용으로 나타난 것이며, 이 연구에서는 그와 관련된 요인에 수렴되었다. 영문의 경우 주어와 서술어가 앞쪽에 제시되어 문장이 길어도 기본적인 뜻이 빨리 이해되지만, 국문으로 번역되면 서술어가 가장 끝에 제시되어 짧은 시간에 반응하면서 제대로 문항의 뜻이 제대로 이해되지 못할 수 있다[36]. 그래서 이 연구에서 문항을 개발하면서는 주제가 동일하더라도 DRS나 HRG 문항들보다 성격검사 문항처럼 최대한 단순하게 문장을 표현하고자 하였으며 한국문화에 더 적절하고 이해하기 쉬운 문장으로 구성하려고 하였다. 예비문항은 총 19문항이었으며, 각 문항은 변량을 증가시키기 위하여 6점 Likert식(1=전혀 아니다, 2=상당히 아니다, 3=조금 아니다, 4=약간 그렇다, 5=상당히 그렇다, 6=매우 그렇다)으로 평정하도록 구성하였다. 예비문항 중에 평균이 1.5미만이거나 5.5를 초과하는 문항 혹은 왜도 2이상이거나 첨도가 7이상과 표준편차가 0.75이하인 문항은 제거하고자 하였으나 그것에 해당되는 문항들은 없었다. 탐색적 요인분석을 하면서 문항-총점 간 상관계수가 .30미만인 문항이나 요인부하량과 공통분 값이 .40 미만인 문항들을 제거하였다[37]. 그리고 최종적으로 12문항이 선정되었다(Appendix).

2) 준거관련 타당도 검증 도구

본 연구에서 개발한 BMH의 준거관련 타당도는 성격평가 질문지(Personality Assessment Inventory, PAI)의 관련 하위척도들의 결과와 비교하여 검증하였다. PAI는 인간의 성격과 정신병리를 평가하기 위해 1991년 Morey가 개발한 척도로 본 연구에서 사용한 한국판 PAI는Kim 등에 의해 타당화되고 표준화되었다[38,39]. 이 척도는 기존 검사들과는 달리 하위척도 별로 중복 문항이 없는 것이 특징이다. PAI에는 4개의 타당성 척도, 11개의 임상척도, 4개의 치료고려척도, 2개의 대인관계척도가 포함되어 있다. 임상척도로는 불안, 불안관련 장애, 우울, 조증, 망상, 정신분열병, 경계선적 특징, 반사회적 특징, 알코올 문제, 약물 문제, 신체적 호소 척도가 있고, 치료고려척도로는 공격성, 자살관념, 스트레스, 비지지, 치료거부 척도가 있으며, 대인관계척도로는 지배성과 온정성 척도가 있다. 이 척도는 총 344문항으로 구성되어 있는데, 본 연구에서는 단축형 168문항을 사용하였다. 그리고 BMH의 준거관련 타당도 분석을 위해서는 불안, 우울, 경계선적 특징, 신체적 호소, 자살관념, 스트레스, 비지지, 온정성 하위척도만을 사용하였다. 강인성은 스트레스에 대한 저항력 있는 특성으로 개념화된 것이고 스트레스에 의한 정신적 문제와 신체화 증상은 개념화 연구뿐 아니라 선행연구들에서도 검증된 바 있으며[2,8,10,20,32], 전념의 경우 대인관계에 대한 몰입이 포함되어 있어 BMH와 비지지 인식이나 온정성 간의 관계를 준거관련 타당도 분석에 포함시켰다[17]. HRG 타당화 연구에서도 냉소주의와의 관계가 분석된 바 있다[29]. 각 문항은 Likert식 4점 척도(0점: 전혀 그렇지 않다, 1점: 약간 그렇다, 2점: 중간이다, 3점: 매우 그렇다)로 평정하도록 되어 있다. 한국판 PAI의 척도별 내적 일치도(Cronbach’s Alpha)는 임상척도들은 .59애서 .88까지, 치료고려척도들은 .63에서 .82까지, 대인관계척도들은 .77에서 .79까지로 나타났는데, 본 연구에서는 학생들이 심리검사 전문업체인 인싸이트의 시스템을 통해 PAI 검사를 했기 때문에, 그 업체에서 제공된 검사결과로만 분석하여 본 연구에 참여한 학생들의 응답에 기초한 문항간 내적 일치도는 산출할 수 없었다.

4. 분석 방법

자료의 분석은 IBM SPSS 26 (Statistical Package for the Social Sciences Statistics for Windows 26.0)과 AMOS 23 (Analysis of Moment Structure 23.0)으로 이루어졌다. SPSS로는 평균, 표준편차, 왜도, 첨도 등 기술 통계치 및 빈도분석, 내적 일치도 Cronbach’s Alpha값 산정, 적률상관분석, 탐색적 요인분석을 하였다. 탐색적 요인분석은 최대우도법(Maximum Likelihood estimate, ML)과 사각회전(oblique rotation)으로 하였다.

AMOS로는 확인적 요인분석을 하였다. 확인적 요인분석을 위해서는 최대우도법을 사용하였고, 모형의 적합도 검증은 TLI, CFI, SRMR (standardized root mean square residual), RMSEA를 사용하였다. TLI과 CFI은 .90 이상이면 만족스러운 수준이고, SRMR과 RMSEA은 .10 미만이면 수용할만하고 .08 미만이면 만족스러운 수준으로 여겨진다[40].

결 과

1. 탐색적 요인분석 결과

선정된 19문항으로 최대우도법과 사각회전 방식으로 탐색적 요인분석을 하였다. 그 결과, 고유치(eigenvalues)가 1.0이상인 것은 세 요인이었다(7.98, 2.57, 1.51). 공통분값이 .5미만이고 두 요인에 요인부하량 값의 .10 미만인 문항은 제거하였다. DRS-15처럼 각 요인의 문항 수를 동일하게 하는 것을 목적으로 할 때 각 요인에 4문항씩 포함되는 것이 적절한 것으로 나타났다. 총 12문항으로 탐색적 요인분석에서 KMO 값이 .87로 요인분석에 적합한 것으로 나타났으며, Bartlett의 구형성 검정에 의한 카이자승 검증에서 χ² (66)가 2,668.56 (p＜.001)로 나타나 귀무가설을 기각하여 요인분석을 위한 가정을 충족하였다. 분석 결과, 세 요인이 전체 변량의 76.4%를 설명해 주고 있었다(eigenvalues=5.39, 2.39, 1.44). Table 1에 제시된 형태행렬을 살펴보면, 요인 1 (전념)의 요인부하량은 .82 에서 .88까지, 요인 2 (자기주도)는 .70에서 .89까지, 그리고 요인 3 (집념)은 −.75에서 −.88까지 분포되어 있었다(Table 1). 요인 2와 3의 경우, Kobasa가 통제와 도전으로 명명하였지만, 본 연구에서는 수렴된 요인의 문항들을 감안할 때 자기주도(self-directedness)와 집념(tenacity)이 더 적합하였다[8]. 세 요인 점수의 왜도의 절대값이 0.04에서 1.05, 첨도의 절대값은 0.52에서 1.21였으며, 총점의 왜도와 첨도가 각각 −0.25와 0.09로 정상분포에 가까웠다.

2. 확인적 요인분석 결과

강인성의 전념, 자기주도, 집념 세 요인 모형으로 확인적 요인분석을 한 결과, 이 세 요인 모형의 χ² (51) 값은 129.11 (p＜.001)이었으며, CFI와 TLI는 각각 .982, .977로 훌륭했으며, SRMR과 RMSEA는 .036와 .052 (CI:.041∼.063)로 만족할 만한 수준이었다(Table 2).

Table 3과 Fig. 1에 제시한 것처럼 전념의 SRW(standardized regression weights)값은 .81부터 .89까지, 자기주도는 .61부터 .90까지 분포되어 있었고, 집념은 .76부터 .87까지 분포되어 있었다. 각 하위요인 전념, 자기주도, 집념의 내적 일치도(Cronbach’s Alpha)는 .91, .85, .89이었으며, 전체 문항의 내적 일치도는 .88이었다. 전념, 자기주도, 집념의 검사-재검사 신뢰도 계수는 각각 .83, .58, .70이었으며 전체 문항은 .77이었다. 이런 결과들을 종합하면 BMH가 높은 신뢰도 수준을 보였다고 할 수 있다.

3. 준거관련 타당도 검증 결과

개발한 BMH가 PAI 중 관련 하위척도와 어떤 상관이 있는지를 분석하였다(Table 4). 강인성 총점은 PAI의 불안(r=−.34, p＜.001), 우울(r=−.49, p＜.001), 경계선적 특징(r=−.39, p＜.001), 자살관념(r=−.46, p＜.001), 비지지(r=−.45, p＜.001), 스트레스(r=−.36, p＜.001), 신체적 호소(r=−.39, p＜.001)와 부적 상관이 있었고, 온정성과는 정적 상관을 보였다(r=.46, p＜.001). 하위척도 별로 살펴보면 전념과 집념은 표에 제시된 8개의 PAI 하위 척도 모두와 유의한 상관이 있었지만, 자기주도는 8개의 PAI하위척도들과 유의한 상관이 없는 것으로 나타났다.

고 찰

본 연구에서는 한국인의 강인성을 측정할 수 있는 신뢰도와 타당도가 확보된 간략형 척도를 개발하고자 하였다. 개발한 BMH 척도는 이전에 한국인을 대상으로 DRS-15과 HRG을 타당화했던 연구에서 나타난 것보다 더 나은 신뢰도와 타당도를 보였다[28,31]. 이 연구에서 개발한 척도를 대학생들을 대상으로 타당화한 결과를 여기서 논의하고자 한다.

총 12문항 세 요인으로 구성된 척도의 탐색적 요인분석에서는 세 요인이 전체 변량을 76%정도 설명하고 있었으며, 세 요인으로 안정된 요인구조를 보였다. 각 요인의 요인부하량 절대값이 매우 높았고, 확인적 요인분석에서 SRW도 높았다. CFI와 TLI 모두가 .950을 상회하였으며 SRMR이 .05미만이었고 RMSEA이 .052로 나타나 적합도가 우수한 편이었다. 이는 이 척도가 아주 뛰어난 구성 타당도를 보인 것이다. DRS-15와 HRG의 경우 미국인을 대상으로 한 연구에서는 구성타당도가 좋았지만[19,28], 한국인을 대상으로 한 연구들에서는 만족할만한 수준은 아니어서 수정지수를 기초로 오차공변량을 포함시킨 모형을 제시하였는데[28,31], 본 연구에서 개발한 BMH의 경우 한국인들의 강인성을 측정하는 도구로서 우수한 구성 타당도를 보였다.

BMH는 Kobasa의 3C개념을 대표하는 주제에 집중되어 있으며 3C 내용을 모두 포함하지는 않았다. 예를 들어, DRS의 도전에는 일상의 루틴에 변화를 주는 내용도 포함되어 있는데[22], BMH에는 그런 내용이 포함되지 않았고 실패나 역경을 두려워하지 않는 것에만 초점이 맞추어져 있어 요인명칭을 도전이 아닌 집념이라고 하였다. Kobasa의 3C의 통제에는 목표 달성에 관한 지각된 통제력의 내용도 있지만[8], 간략형인 BMH는 인생이 자기의지 혹은 주기주도적 행동에 의해 달라진다고 인식하는지만을 측정한다. Batone의 DRS는 목표달성 통제력도 포함하고 있지만 BMH은 자기주도적 삶에 더 초점을 맞추고 있다[19]. 3C의 전념의 경우 직무나 작업에 몰두하는 것도 포함하고 있지만 DRS-15나 BMH에는 포함되어 있지 않으며, DRS-15에 포함되어 있는 의미 있는 삶의 추구도 BMH에서는 제외되었다[19]. Kobasa의 3C의 개념 과 HRG에 포함된 목적의식도 BMH에는 포함되지 않았고, 오로지 자기의 삶에 흥미를 느끼고 기대하며, 활기차게 살아가며 자신의 삶에 몰입하고 전념하는 정도만을 측정하는 문항들만 포함되었다. 안정된 요인구조와 높은 내적 일치도 수준을 염두에 두면서 척도를 개발하여 BMH의 각 요인에 다양한 내용들이 충분히 포함되지 않았을 수 있지만, 다양한 내용이 포함된 척도들의 요인구조와 내적 일치도에 문제가 있었기 때문에[20,21], 이것이 최선일 수 있다.

그렇더라도 간략형 척도BMH에 포함된 3C를 대표하는 문항들이 이 척도에 포함되지 않는 내용들을 포괄하고 있다고 볼 수 있다. 간략형 척도 개발을 목표로 각 요인의 문항수를 일치시키려고 요인부하량이 가장 높은 문항들을 선택하면서 Kobasa가 제시한 개념 중에 전념을 제외한 통제와 도전 요인의 경우 그것을 대표할 만한 내용들이 BMH에 모두 포함되지 않았을 수 있지만, 그 두 요인들에 포함된 BMH문항들이 강인성을 가장 대표하는 내용일 수 있다. 다시 말해, 포함된 문항들을 대표하는 요인 명칭인 자기주도와 집념이 강인성이 강한 사람들이 주요 특성일 수 있다. Kobasa는 3C를 염두에 두고 요인 명칭을 지었을 수 있지만[8], 본 연구에서는 그것에 얽매이지 않고 요인들의 명칭을 포함된 문항들의 내용을 대표하는 것으로 정하려고 하였다. 문항들을 기초로 요약하면 이 척도에서 자기주도는 삶 속에서 자기결정이 중요하다고 보고 선택한 일에 책임감을 가지고 살아가는 사람의 특성이고, 집념은 실패를 두려워하지 않고 그것에서 배우고자 하는 사람의 특성이다. Zeng과 Ouyang은 집념을 변인으로 하며 측정도구는 인내력, 전념, 도전, 자기통제, 통제가 하위요인인 강인성 척도를 사용하였다고 하면서 ‘나는 보통 어려움이 닥쳤을 때 그것을 극복하기 위해 노력을 아끼지 않는다.’는 것을 척도문항의 예로 들었다[41,42]. 하지만 강인성 전체가 집념이라고 할 수는 없으며, 예로 제시한 문항과 같은 일부 문항들을 대표하는 것이 집념이라고 할 수 있다. 이런 특성들이 스트레스의 부정적인 영향으로부터 개인을 보호하고 건강과 웰빙을 증진할 수 있을 것으로 보인다[5,8,10].

개발된 BMH의 신뢰도 수준도 우수한 편이었다. 일단 BMH의 문항간 내적 일치도 수준이 선행연구들보다 높았다[28,29,31]. 전체 열 두 문항의 Cronbach’s Alpha값이 .89였으며, 전념 네 문항의 내적 일치도는 .91로 가장 높았고 자기주도가 가장 낮았으나 .85로 양호한 수준이었다. BMH 총점의 검사-재검사 신뢰도 계수는 .70으로 준수한 수준이었으며, 전념은 .83으로 우수한 편이었으나 자기주도는 .58로 양호했지만 비교적 낮은 편이었다. 한국인을 대상으로 한 DRS-15 타당화 연구나 HRG 타당화 연구들에서 자기주도와 같은 개념의 문항들이 포함되어 있는 통제 요인의 내적 일치도가 다른 요인들보다 낮았으며[28,31], 미국인을 대상으로 한 HRG 타당화 연구에서도 다른 요인들에 비해 통제 요인의 내적 일치도와 검사-재검사 신뢰도 계수 모두 낮았다[29]. 참고로 미국인을 대상으로 한 HRG 개발 연구에서도 통제 하위척도의 예비문항들 중에서 최종적으로 제거된 문항들이 가장 많았다[29]. 그렇기 때문에 추후 연구에서 자기주도 하위척도에 대한 검토가 필요하지만 현 수준으로도 양호한 편이다.

BMH는 PAI의 관련 척도 중에 불안, 우울, 경계선적 특징, 자살관념 및 비지지 인식과 부적 상관이 있었다. 이는 강인성이 강하면 정신장애나 정신적 문제들을 가질 가능성이 적다는 뜻이고 이는 강인성의 개념을 지지한다. 또한 BMH는 스트레스와도 부적 관계가 있었다. 이런 결과는 강인성 수준이 높으면 스트레스를 덜 경험할 가능성이 있다는 것으로 시사한다. 그런 의미에서 BMH는 신체화 문제와도 부적 관계가 있었는데, 이는 강인성이 정신적 스트레스로 인한 신체증상을 덜 경험하게 할 수 있다는 것이다[10]. 또한 BMH는 PAI의 온정성과는 정적 상관이 있었기 때문에 강인성의 긍정적 특성을 이 결과에서 엿볼 수 있다.

그런데 BMH 하위척도들 중에 전념과 집념만이 PAI 하위척도들과 상관이 있었고 자기주도는 그렇지 않았다. 이는 앞서 언급한 것처럼 선행연구들에서 강인성의 하위요인들 중에 통제 요인, 즉 자기주도와 관련이 있는 요인이 준거관련 타당도 검증에서 이런 특이성이 발견되지 않았기 때문에, 이것이 대학생들만의 특성이거나 PAI 검사에 대한 반응성의 문제일 수 있어 다른 연령대를 대상으로 이 척도의 자기주도 하위요인과 다른 변인들 간의 관계를 확인해 볼 필요가 있다. 그렇더라도 PAI와의 관계로 분석한 BMH의 준거관련 타당도는 의미 있는 수준이었다.

서론에서 언급한 것처럼 강인성은 기질적 차원의 성격이라 비교적 안정적 특성으로 소개되었다[8,17]. 그렇다면 이는 스트레스 상황에서 개인이 어떻게 탄력적으로 반응할 것인지를 안정적으로 예측해 줄 수 있다는 장점이 될 수 있다. 하지만 Bartone은 강인성도 계발이 가능하고 특정 조건 하에서는 증진될 수 있다는 것을 연구결과를 바탕으로 주장하고 있다[43,44]. 더 나아가 Stein과 Bartone은 스트레스로부터 탄력적으로 회복하는 것을 돕는 강인성을 증진할 수 있는 기법과 전략을 소개하기도 하였다[45]. 스트레스의 부정적인 영향으로부터 회복하게 하는 개인 성향으로 회복탄력성이 연구자들의 주목을 받았고, 한국에서도 회복탄력성의 그런 효과들이 연구되어 왔다[15,16,46]. Bartone은 강인성을 기질적 면이 포함된 회복탄력성으로 보았는데, 그렇다면 이 연구에서 개발된 BMH가 회복탄력성의 중심이 되는 특성을 측정하는 것이 라고 할 수 있다. 그리고 이 척도가 간략형이기 때문에 이 척도를 시차를 두고 자주 측정한다면 강인성이나 회복탄력성이 어떻게 계발되고 증진되는지를 파악하는 것도 가능해 보인다.

이 연구에서는 한국인의 강인성을 효율적으로 측정할 수 있는 신뢰도와 타당도가 확보된 간략형 도구를 개발하였다. 이전에 한국인들을 대상으로 타당화된 도구들보다 안정된 요인구조와 신뢰도 수준을 보였다고는 하지만[28,31], 간락형이라 강인성의 내용을 포괄적으로 포함하지 못한 것 외에도 BMH 타당화 연구에는 추가로 다음과 같은 한계점은 있다. 첫째, 선행연구들에서 통제 하위요인이 가장 문제가 되었던 것처럼 이 연구에서도 그에 상응하는 자기주도 하위요인이 가장 불안정하였다[28-30]. 특히 이 연구에서 자기주도는 전념과 관계하는 정도가 상대적으로 낮았다. 이런 점은 추후연구에서 계속 확인해 볼 필요가 있다. 둘째, 코로나19 상황에서 참여자 모집이 쉽지 않아 확인적 요인분석을 위해서 문항분석이나 탐색적 요인분석의 대상이 된 표본으로부터 완벽히 독립된 표본을 확보하지 못했다. 이 점을 감안하여 결과를 해석해야 하지만, 확인적 요인분석이 탐색적 요인분석과는 다른 정보들과 더 보수적인 기준의 정보를 제공하기 때문에 의미가 있을 수 있다. 셋째, 3C의 많은 내용들을 포함하면서 신뢰도와 타당도가 높은 척도가 한국에 없어 그런 척도와 비교하여 준거관련 타당도를 검증하지 못했다. 따라서 추후 그런 척도가 개발되면 그것과의 관계를 분석하여 BMH의 타당도를 확인해 볼 필요가 있다. 마지막으로 이 연구에서는 타당화 작업을 대학생만을 대상으로 하였기 때문에 한계가 있을 수 밖에 없다. 앞서 설명한 자기주도 하위척도의 한계도 대학생들만의 특성일 수 있다. 그런 점들은 추후 다양한 표본으로 이 척도를 사용한 연구들의 결과가 축적되면서 확인할 수 있을 것이다. 이런 한계들이 있다고는 하지만 개발된 BMH는 스트레스에 저항하고 웰빙을 증진하는 개인의 성향에 관한 연구들을 활성화하는 데에 기여 할 것이다.

Notes

Conflict of Interest

The author declared no conflict of interest.

Funding

None.

Acknowledgments

Fig. 1.

Construct model of the BMH, three−factor model.

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Appendix

Figure & Data

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