[논문]다차원적 종교성/영성척도 단축형 한국어판의 타당화

윤혜영; 김근향

doi:10.15207/jkcs.2015.6.5.257

다차원적 종교성/영성척도 단축형 한국어판의 타당화
Validation of the Korean Version of Brief Multidimensional Measure of Religiousness/Spirituality Scale 원문보기

한국융합학회논문지 = Journal of the Korea Convergence Society, v.6 no.5, 2015년, pp.257 - 274

초록
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본 연구는 Fetzer/NIA(1999)에서 개발한 다차원적 종교성/영성 척도-단축형(Brief-Multidimensional Measure of Religiousness/Spirituality Scale; BMMRS)의 신뢰도와 타당도를 평가하기 위해서 실시되었다. 대학생, 대학원생과 종교를 믿는 일반 성인 286명을 대상으로 BMMRS 영적 웰빙척도(Spiritual Well-Being Scale, SWS), 한국판 영성 척도(Korean Sprituality Scale, KSS), 펜실베니아 걱정질문지(Penn State Worry Questionnaire, PSWQ), 불확실성에 대한 인내력 부족 척도(Intolerance of uncertainty Scale, (IUS)를 실시하였다. BMMRS의 요인구조를 주축분해법, 사각 회전으로 분석한 결과, 기존 연구에서 제안되었던 긍정적 영적 경험, 부정적 영적 경험, 용서, 종교활동, 긍정적인 종교지지, 부정적인 종교지지 6요인 구조가 확인되었고 확인적 요인분석 결과 모형 적합도도 만족할 만한 수준이었다. 각 소척도의 내적일관성(.64~.97)과 검사-재검사 신뢰도(.72~.88) 역시 적절하였다. 이 결과는 한국판 BMMRS가 적절한 심리 측정적 지표를 나타내고 있음을 보여주고 있으며, 이에 향후 영성과 종교성 및 정신건강의 관련성 연구에 사용될 수 있음을 시사하였다.

Abstract ▼ AI-Helper

The purpose of the current study was to validate Fetzer Institute & National Institute on Aging Working Group[NIA](1999)'s Brief-Multidimensional Measure of Religiousness/Spirituality Scale (BMMRS) in Korean adults. The Korean version of BMMRS, Spiritual Well-Being Scale(SWS), Korean Sprituality Scale(KSS), Penn State Worry Questionnaire(PSWQ), and Intolerance of uncertainty Scale(IUS) were administered to the 286 students and community samples. A principle axis factoring analysis with direct oblimin rotation and Kaiser normalization identified a six-factor solution accounting for 66.24% of the variance in scores, labeled as: positive spiritual experience, negative spiritual experience, forgiveness, religious practices, negative congregational support, and positive congregational support. Confirmatory factor analysis results showed that 6 factor model of BMMRS have a good fitness. Also, the internal consistency(.64~.97) and the test-retest reliablity was adequate.(.72~.88) Korean version of BMMRS has adequate psychometric characteristics so it can be used to verify the effects of various compassion-related psychotherapeutic approaches.

주제어

AI 본문요약
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문제 정의

특히 국내에서 진행된 대부분의 영성 연구들의 경우, 종교성에 초점을 두고 종교인을 대상으로 개발된 경우가 많으므로 종교의 종류와 무관하게 활용할 수 있는 포괄적인 의미의 영성과 문화적 배경을 감안한 측정도구를 개발하기 위해 다양한 종교인을 표집하여 척도를 타당화 하였다. 또한 정신건강과 영성/종교성의 관계를 확인하기 위해서 국내에서 개발된 영성척도와의 상관관계뿐만 아니라, 영성과 관련된 정신건강 척도인 불확실성에 대한 두려움과 일상적인 불안 수준이 영성이나 종교성에 어떻게 관련되는지 함께 확인해 보고자 한다.
본 연구에서는 다차원적으로 영성과 종교성을 측정할 수 있는 BMMRS를 한국형으로 번안하여 신뢰도와 타당도를 확인하고, 영성과 정신건강의 관련성을 간략하게 개관하기 위해 수행되었다. 그 결과 각각의 소척도들은 만족할만한 내적 일치도와 검사-재검사 신뢰도를 나타내었으며, 비교적 구분되는 하위 요인들로 구성되어 있음을 확인할 수 있었다.
자비는 타인에게 도움이 될 수 있는 베푸는 삶을 말하는 것이며 이와 같은 보시를 실천하는 것이 행복임을 의미한다. 이러한 문화적 배경의 영향을 고려하여 본 연구에서는 다차원적 종교성/영성척도의 단축형과 기존의 영성척도들 외에 한국인을 위한 영성척도[17]와의 비교를 통해 한국에서 다차원적 종교성/영성척도를 사용할 때 고려해야 할 점을 살펴보고, 이를 토대로 한국어판 BMMRS 척도의 신뢰도와 타당도를 평가하고자 한다.
신은 모든 세속적인 일들을 알고 있다(전지omniscience), 신은 다른 힘과 능력보다 뛰어나다(전능omnipotence), 신은 자비롭고 관대하다(omnibenevolence)와 같은 영성의 개념은 미래에 대한 안정감과 높은 수준의 정신건강을 가능하게 한다고 설명된다[45]. 이러한 선행 연구에 기반하여 본 연구에서는 영성이나 종교성이 불안이나 불확실성에 대한 인내력 부족과 어떻게 관련될 수 있는지 확인하고, 이를 통해 영성과 종교성을 변별하고자 시도하였다. 실제로 긍정적인 영적경험과 부정적인 영적경험을 변별 하는데 있어서, 걱정 수준이 매우 뚜렷한 역할을 하는 것으로 나타났으며, 특히 단순히 긍정적, 부정적인 영적경험이 아니라 자신과 타인에 대한 용서의 개념으로 영성을 확장하기 위해서는 낮은 불안 뿐만 아니라 불확실성을 인내할 수 능력이 중요한 역할을 한다는 사실을 확인할 수 있었다.
이에 본 연구에서는 영성의 측정에 주목하고 그와 관련된 이슈들을 논의한 뒤, 여러 척도들 중에서도 Fetzer Institute and National Institute on Aging Working Group(FINIAW)의 ‘다차원적 종교성 /영성척도의 단축형(Brief-Multidimensional Measure of Religiousness/Spirituality Scale; BMMRS)’의 한국어판을 타당화하여 해당 척도를 국내 정신건강 분야에서 사용 가능하게 하고자 한다.

가설 설정

0을 사용하여 요인분석을 실시하였다. 비정상성에 덜 민감한 주축요인방식(principal axis factoring)으로 요인을 추출하고, 요인 간 상관을 가정하여 사각회전(direct oblimin)을 실시하였다. 요인의 수를 결정할 때 아이겐 값 1.

제안 방법

확인적 요인분석의 교차타당도를 높이기 위해 BMMRS 척도만 119명에게 따로 실시한 후, 원판 척도[14]에서 제안한 8요인 구조, Johnstone 등[28]이 제안한 6요인 구조와 한국어판 BMMRS 척도에 대해 탐색적 요인분석을 바탕으로 도출된 요인 구조를 비교할 수 있도록 변인들 간의 관계를 설정하고 모형적합도를 검증하였다. 각각의 대안적인 모형들로부터 산출된 적합도지수를 비교하여 대안모형들 중 가장 적합한 것으로 밝혀진 모형을 제시하였다. 각 모형의 적합도를 비교, 분석하기 위하여 χ²검증을 실시하였으며, 비표준부합치(TuckerLewis Index: TLI), 비교부합치(Comparative Fit Index, CFI)와 추정오차의 평균(Root Mean Square Error of Approximation index, RMSEA)를 사용하였다.
⑦ 종교적 지지. 도움이나 지지, 편안함을 줄 수 있는 지역적 기반의 수준을 측정하는 것으로, 성도나 신자들이 제공하는 도움의 긍정적 측면뿐만 아니라 부정적 측면도 함께 질문하였다. 이 하위척도는 4점 리커트 척도인 4문항으로 구성된다.
새롭게 모집된 119명을 대상으로 원척도가 제안한 원판 척도[14]의 8요인 구조, Johnstone 등[28]의 6요인 구조 이외에 탐색적 요인분석에서 도출된 한국형 6요인 구조의 가능성을 확인하기 위해서 확인적 요인분석을 시행하였다(Table 4).
종교성이나 영성과 관련된 전반적 자기 순위를 측정하는 37번과 38번 문항의 경우, 서열척도로 간주하고 전체 응답자 286명을 대상으로 각 문항의 비율을 제시하였다. 요인분석에 사용될 문항은 총 32문항으로, 의미소척도의 경우에는 BMMRS 하위 차원에 공식적으로 포함되지 않지만 Jonestone 등[28]의 연구나 Harris 등[30]의 연구에서 다른 소척도와 함께 분석되었으므로 본 연구에서도 요인분석을 함께 실시하였다. 각 문항들의 평균은 1.
10이상이 되어야 한다는 두 가지 조건을 사용하였다. 요인수를 결정하기 위해서 최대우도법을 사용한 결과, 6개의 하위요인이 예상되었으며, 요인의 수를 5개, 6개, 7개로 지정하여 RMSEA를 계산했을 때, 각각 0.064, 0.062, 0.070이 계산되는 바, 6개의 요인이 적합한 것으로 가정하고 탐색적 요인분석을 진행하였다(Table 2). 요인 1의 고유치는 16.
비정상성에 덜 민감한 주축요인방식(principal axis factoring)으로 요인을 추출하고, 요인 간 상관을 가정하여 사각회전(direct oblimin)을 실시하였다. 요인의 수를 결정할 때 아이겐 값 1.0 이상의 기준을 사용하지 않고, 최대우도법(maximum likelihood)을 이용하여 표본크기에 영향을 적게 받으면서도 모형의 간명성과 적합성을 평가하는 적합도 지수 RMSEA 값을 비교하여 결정하였다.
이후 대학생 및 대학원생, 일반 신도들을 대상으로 탐색적 요인분석 및 척도 신뢰도 및 타당도 연구를 위해 종교 및 영성척도, 정신건강 척도가 포함된 설문지 배터리를 실시하였으며, 이 설문지는 수기로 작성되었다. 이후 BMMRS 척도의 한국어판 요인구조에 대한 확인적 요인분석을 위해서 BMMRS 척도만 온라인 형식으로 응답하도록 하여 추가적인 자료를 확보하였다. 모든 연구의 절차에 대해서 교내 연구비 승인 기관의 심의를 거쳐 진행되었다.
서구 기독교 문화권과 기타 다른 종교와의 차이를 고려하여 신(God)에 대한 의미는 존재(Being)로서의 하나님, 절대자의 느낌으로 번역하였고, 예배(worship)나 성도(congregation)와 같이 특정 종교에 편향된다고 판단되는 언어 역시 기도, 신자와 같은 용어들을 혼용하여 사용하여 모든 종교에 포괄적으로 적용될 수 있도록 번역하였다. 이후 대학생 및 대학원생, 일반 신도들을 대상으로 탐색적 요인분석 및 척도 신뢰도 및 타당도 연구를 위해 종교 및 영성척도, 정신건강 척도가 포함된 설문지 배터리를 실시하였으며, 이 설문지는 수기로 작성되었다. 이후 BMMRS 척도의 한국어판 요인구조에 대한 확인적 요인분석을 위해서 BMMRS 척도만 온라인 형식으로 응답하도록 하여 추가적인 자료를 확보하였다.
000. 주축요인방식을 적용해 요인을 추출하고, 요인간 상관을 가정하여 사각회전 방식으로 요인을 회전하였다. 요인 추출을 위한 기준으로는 Floyd와 Widaman[37]가 제안한 특정 문항의 요인부하계수가 .
준거 및 변별 타당도 분석을 위하여 한국어판 BMMRS의 점수와 다른 영성척도 및 정신건강 관련 척도 점수와의 상관관계를 분석하였다(Table 5). BMMRS의 긍정적 종교경험 및 종교활동, 용서, 긍정적인 종교적 지지와 관련된 하위요인은 영적 안녕 척도와 한국인을 위한 영성척도의 하위요인들과 비교적 높은 상관을 보였으며, 부정적인 종교 지지와는 상관이 관찰되지 않았다.
준거타당도는 본 척도가 측정하는 영성 및 종교적응 행동 기능과 개념적으로 또는 경험적으로 관련이 있는 것으로 알려져 있는 한국어판 영적 안녕 척도(SWS), 한국인을 위한 영성척도(KSS), 펜스테이트 걱정척도(PSWQ)와 불확실성에 대한 인내력 부족 척도(IUS)와의 상관분석을 통해 검증하였다.
한국갤럽31)의 조사에서 한국인의 종교 인구 분포가 개신교 21%, 불교 22%, 천주교 7%, 비종교인 50%라고 조사된 것을 미루어 보았을 때, 무교의 비율이 다소 낮은 편이나 대한민국 전체 종교 인구의 비율과 거의 유사하게 표집되었다고 볼 수 있다. 확인적 요인분석을 위해서 대구 소재의 일반인 집단 119명(남자 26명, 여자 93명)에게 온라인 방식으로 BMMRS 척도를 실시하였다. 남성 응답자의 평균연령은 27.
확인적 요인분석의 교차타당도를 높이기 위해 BMMRS 척도만 119명에게 따로 실시한 후, 원판 척도[14]에서 제안한 8요인 구조, Johnstone 등[28]이 제안한 6요인 구조와 한국어판 BMMRS 척도에 대해 탐색적 요인분석을 바탕으로 도출된 요인 구조를 비교할 수 있도록 변인들 간의 관계를 설정하고 모형적합도를 검증하였다. 각각의 대안적인 모형들로부터 산출된 적합도지수를 비교하여 대안모형들 중 가장 적합한 것으로 밝혀진 모형을 제시하였다.

대상 데이터

탐색적 요인분석을 위한 1차 설문지의 경우 서울 소재의 K 대학교, 부산 소재의 P 대학교 및 대구 소재의 K 대학교에서 재학하는 대학(원)생 174명과 교회, 성당, 절에 다니고 있는 일반 신도 112명(기독교, 가톨릭교, 불교)을 대상으로 2012년 3월부터 2013년 12월까지 설문을 실시하였다. 연구에 대한 서면 동의서를 작성한 총 293명 중 두 가지 이상의 척도에 특정 점수 하나로만 응답한 자료를 제외하고 최종적으로 286명(남자 69명, 여자 217명)의 자료만 분석에 포함시켰다. 이들 중 남자 대학 및 대학원생의 평균 연령은 25.
종교에 기부하는 금액이나 종교를 위해 사용하는 시간에 대한 문항인 32번과 33번 문항의 경우, 종교인 167명을 대상으로 평균과 표준 편차를 구하여 제시하였다. 종교성이나 영성과 관련된 전반적 자기 순위를 측정하는 37번과 38번 문항의 경우, 서열척도로 간주하고 전체 응답자 286명을 대상으로 각 문항의 비율을 제시하였다. 요인분석에 사용될 문항은 총 32문항으로, 의미소척도의 경우에는 BMMRS 하위 차원에 공식적으로 포함되지 않지만 Jonestone 등[28]의 연구나 Harris 등[30]의 연구에서 다른 소척도와 함께 분석되었으므로 본 연구에서도 요인분석을 함께 실시하였다.
인생을 변화시킨 종교적 체험 유무, 종교적 신념으로 이득을 얻은 경험의 유무, 예배와 관련된 활동 등, 명목척도에 해당하는 문항(28, 29, 30, 36, 37, 38)의 정규성은 검증하지 않고 각 문항에 응답한 비율을 제시하였다. 종교에 기부하는 금액이나 종교를 위해 사용하는 시간에 대한 문항인 32번과 33번 문항의 경우, 종교인 167명을 대상으로 평균과 표준 편차를 구하여 제시하였다. 종교성이나 영성과 관련된 전반적 자기 순위를 측정하는 37번과 38번 문항의 경우, 서열척도로 간주하고 전체 응답자 286명을 대상으로 각 문항의 비율을 제시하였다.
탐색적 요인분석 및 척도 타당화를 위해서 대학(원)생및 일반 신도 286명에게, 확인적 요인분석을 위해서 일반인 119명에서 설문을 실시하였다. 탐색적 요인분석을 위한 1차 설문지의 경우 서울 소재의 K 대학교, 부산 소재의 P 대학교 및 대구 소재의 K 대학교에서 재학하는 대학(원)생 174명과 교회, 성당, 절에 다니고 있는 일반 신도 112명(기독교, 가톨릭교, 불교)을 대상으로 2012년 3월부터 2013년 12월까지 설문을 실시하였다.
탐색적 요인분석 및 척도 타당화를 위해서 대학(원)생및 일반 신도 286명에게, 확인적 요인분석을 위해서 일반인 119명에서 설문을 실시하였다. 탐색적 요인분석을 위한 1차 설문지의 경우 서울 소재의 K 대학교, 부산 소재의 P 대학교 및 대구 소재의 K 대학교에서 재학하는 대학(원)생 174명과 교회, 성당, 절에 다니고 있는 일반 신도 112명(기독교, 가톨릭교, 불교)을 대상으로 2012년 3월부터 2013년 12월까지 설문을 실시하였다. 연구에 대한 서면 동의서를 작성한 총 293명 중 두 가지 이상의 척도에 특정 점수 하나로만 응답한 자료를 제외하고 최종적으로 286명(남자 69명, 여자 217명)의 자료만 분석에 포함시켰다.

데이터처리

0을 사용하여 기술통계와 상관분석 및 변량분석을 실시하였다. BMMRS의 한국어판의 요인구조를 탐색적으로 확인하기 위해서 IBM SPSS Statistics 18.0을 사용하여 요인분석을 실시하였다. 비정상성에 덜 민감한 주축요인방식(principal axis factoring)으로 요인을 추출하고, 요인 간 상관을 가정하여 사각회전(direct oblimin)을 실시하였다.
각 모형의 적합도를 비교, 분석하기 위하여 χ2검증을 실시하였으며, 비표준부합치(TuckerLewis Index: TLI), 비교부합치(Comparative Fit Index, CFI)와 추정오차의 평균(Root Mean Square Error of Approximation index, RMSEA)를 사용하였다.
연구대상의 인구통계학적 특징을 기술하고, 각 하위척도와 기타 정신건강 관련 변인의 관련성을 확인하기 위해 IBM SPSS Statistics 18.0을 사용하여 기술통계와 상관분석 및 변량분석을 실시하였다. BMMRS의 한국어판의 요인구조를 탐색적으로 확인하기 위해서 IBM SPSS Statistics 18.

성능/효과

준거 및 변별 타당도 분석을 위하여 한국어판 BMMRS의 점수와 다른 영성척도 및 정신건강 관련 척도 점수와의 상관관계를 분석하였다(Table 5). BMMRS의 긍정적 종교경험 및 종교활동, 용서, 긍정적인 종교적 지지와 관련된 하위요인은 영적 안녕 척도와 한국인을 위한 영성척도의 하위요인들과 비교적 높은 상관을 보였으며, 부정적인 종교 지지와는 상관이 관찰되지 않았다. 특히 긍정적인 신과의 관계를 측정하는 종교적 안녕이나 우주와 하나로 연결되고 자신의 내적 힘이 더 높은 힘에 대한 믿음과 관련된다는 초월성이 긍정적인 영적경험과 가장 높은 상관을 보이고 있음을 확인할 수 있었다(r=-.
BMMRS의 내적 일치도는 .97이었으며, 요인 1～6의 내적 일치도는 .64～.97로, 각 하위 요인들은 안정적인 개념임을 확인하였다. 4주 간격으로 측정된 검사-재검사 신뢰도의 경우, 각 하위 척도별로 .
019). 개인적/공동체적 종교활동의 빈도가 높을수록 일상적인 걱정 수준이 더 낮았다(r=.17, p=.006). 긍정적/부정적 종교적 지지의 경우에는 정신건강과 관련된 척도와 특별한 상관이 관찰되지 않았다.
본 연구에서는 다차원적으로 영성과 종교성을 측정할 수 있는 BMMRS를 한국형으로 번안하여 신뢰도와 타당도를 확인하고, 영성과 정신건강의 관련성을 간략하게 개관하기 위해 수행되었다. 그 결과 각각의 소척도들은 만족할만한 내적 일치도와 검사-재검사 신뢰도를 나타내었으며, 비교적 구분되는 하위 요인들로 구성되어 있음을 확인할 수 있었다. 원판 척도[14]가 제안한 8요인보다는 후속적으로 연구된 Jonestone 등[28]이나 Johnstone 과 Yoon[38]의 6요인 구조((1) 긍정적인 영적경험, (2) 부정적인 영적경험, (3) 용서, (4) 종교활동 (5) 긍정적인 종교적 지지, (6) 부정적인 종교적 지지)가 한국인의 영성과 종교성을 측정하는데 보다 적합한 구도임을 확인하였다.
긍정적인 영적경험이 높을수록 걱정 수준이 낮았으며(r=.13, p=.040), 부정적인 영적경험이 높을수록 걱정 수준이 높았다(r=-16, p=.002). 나 자신이나 타인을 더 많이 용서할수록, 걱정 수준이 낮을 뿐만 아니라 불확실성에 대한 인내력이 높았다(r=.
그에 비하여 종교성은 성스러운 존재에 대한 숭배를 포함하고 있으며, 숭배행위에 참여하는 정도를 의미한다[8]. 둘째, 종교성과 영성은 단일 차원이 아닌 몇 가지 차원 또는 다양한 측면으로 나누어 보아야 한다는 것이 연구자들의 보편적인 견해이다. 예를 들어 Firman과 Vargiu[9], Morberg[10]는 영성을 수직적 차원과 수평적 차원으로 구분한 것에 비해 Gorsuch[11]은 영성을 성향적 차원과 조작적 차원으로 위계화시켜 개념화한다.
셋째, BMMRS에 대한 하위 유형에 대한 보다 세분화된 변별 타당도를 확인할 수 있는 접근이 필요하다. 본 연구를 통해 한국어판으로 개발된 영성척도나 종교적 안녕감 척도, 펜스테이트 걱정 척도나 불확실성에 대한 인내력 부족 척도와의 상관을 통해 영성과 종교성을 구분하는데 있어서 걱정이나 불확실성에 대한 두려움이 주요한 역할을 한다는 사실을 확인하였다. 그러나 부정적인 종교적 지지를 변별할 수 있는 구체적인 구성 개념은 본 논문에서 정확하게 확인하지 못하였다는 한계가 존재한다.
특히 조작적 수준의 영성은 다면적이며 그 측면은 동기, 대처 등으로 매우 다양하다. 셋째, 영성과 종교성은 긍정적인 측면 외에 부정적인 측면 또한 포함한다는 것이다. Paragament[12]는 영성을 추구할 때 사람들은 건설적인 경로뿐만 아니라 파괴적인 경로로 영성을 추구할 수도 있다고 하며 영성이 반드시 선(goodness)을 가정하지 않는다고 보았다.
이러한 선행 연구에 기반하여 본 연구에서는 영성이나 종교성이 불안이나 불확실성에 대한 인내력 부족과 어떻게 관련될 수 있는지 확인하고, 이를 통해 영성과 종교성을 변별하고자 시도하였다. 실제로 긍정적인 영적경험과 부정적인 영적경험을 변별 하는데 있어서, 걱정 수준이 매우 뚜렷한 역할을 하는 것으로 나타났으며, 특히 단순히 긍정적, 부정적인 영적경험이 아니라 자신과 타인에 대한 용서의 개념으로 영성을 확장하기 위해서는 낮은 불안 뿐만 아니라 불확실성을 인내할 수 능력이 중요한 역할을 한다는 사실을 확인할 수 있었다. 이는 Rosmarin 등[44]의 연구에서 지적된 바와 같이, 신에 대한 신뢰는 긍정적인 영적 정서들, 종교적인 대처, 초월성에 대한 연결감을 고취하며, 따라서 불확실한 일상생활들에 대한 인내력을 증가시키는 반면, 신에 대한 불신은 스트레스 상황에서 신에 대한 근본적인 질문이나 의심, 갈등을 촉진시킴으로써 불확실성에 대한 인내력을 약화시키는 결과와 일치하는 것으로 여겨진다.
070이 계산되는 바, 6개의 요인이 적합한 것으로 가정하고 탐색적 요인분석을 진행하였다(Table 2). 요인 1의 고유치는 16.697로 전체 변량의 52.14%를, 요인 2의 고유치는 1.34로 전체변량의 4.20%를, 요인 3의 고유치는 1.00으로 전체 변량의 3.10%를, 요인 4의 고유치는 0.82로 전체변량의 2.56%를, 요인 5의 고유치는 0.76으로 전체 변량의 2.37%를, 요인 6의 고유치는 0.60으로 전체 변량의 1.87%를 설명하여, 6요인의 총 설명량은 66.24%였다. 모든 문항의 요인 부하량이 .
요인분석을 위한 자료의 적합성을 보여주는 KMO값은 .96으로 .80이상이므로 요인분석에 적합한 것으로 나타났고 Bartlett의 유의도 검증 역시 유의한 수준이어서 요인분석하기에 양호한 자료로 판단된다, χ2(496)=7926.65, p=.000.
Idler 등[24]의 연구에서 사용된 동일 자료에 대해 Neff[25]가 탐색적 요인분석 및 확인적 요인분석을 동시에 시행한 결과, BMMRS의 적합도 지수는 수용할만한 수준이었다. 원척도의 하위척도 분류와는 달리 일상적인 영적경험(Daily Spiritual Experiences)과 가치/신념(Values/Beliefs) 척도는 각각 단일 요인으로 분류되었고 확인적 요인분석에서는 용서(Forgiveness) 척도가 단일요인으로 도출되었다. 대학생/대학원생들 뿐만 아니라 약물남용을 치료받고 있던 사람들을 대상으로 탐색적 요인분석을 시도했을 때,26) 의미(Meaning), 영성(Spirituality), 종교활동(Religious Practices)이라는 3개의 일차 요인과 2개의 이차 요인(죄책감-신의 은총(Guilt/God's Grace), 신의 사랑과 용서(Loving/Forgiving God))이 도출되었다.
그 결과 각각의 소척도들은 만족할만한 내적 일치도와 검사-재검사 신뢰도를 나타내었으며, 비교적 구분되는 하위 요인들로 구성되어 있음을 확인할 수 있었다. 원판 척도[14]가 제안한 8요인보다는 후속적으로 연구된 Jonestone 등[28]이나 Johnstone 과 Yoon[38]의 6요인 구조((1) 긍정적인 영적경험, (2) 부정적인 영적경험, (3) 용서, (4) 종교활동 (5) 긍정적인 종교적 지지, (6) 부정적인 종교적 지지)가 한국인의 영성과 종교성을 측정하는데 보다 적합한 구도임을 확인하였다. 각 소척도가 긍정적인 경험이나 부정적인 내용을 개별적인 측정하기 때문에, 종교성/영성 총점으로 계산하기 보다는 재척도화해서 소척도별로 점수를 합산하는 것이 권고된다.
1) 영성과 종교성의 구분 2) 영성/종교성 내에서의 여러 차원들 3) 영성/종교성의 긍정적 측면과 부정적 측면. 첫째, 영성과 종교성은 모두 우리 삶에 초월적 차원이 존재한다는 믿음에 근거한다[7]. 그러나 이 두 개념은 각기 서로 다른 측면을 반영하는데, 영성은 인간과 성스러운 존재의 사적인 관계에서 발생하며, 그런 관계에 기반한 덕성을 의미한다.
탐색적 요인분석에서 제안된 한국어판 6요인 모형의 요인 구조의 적합도가 χ2(449)=952.028, p=.001, RMSEA=.034 (.031~.039)로 가장 좋았다.
BMMRS의 긍정적 종교경험 및 종교활동, 용서, 긍정적인 종교적 지지와 관련된 하위요인은 영적 안녕 척도와 한국인을 위한 영성척도의 하위요인들과 비교적 높은 상관을 보였으며, 부정적인 종교 지지와는 상관이 관찰되지 않았다. 특히 긍정적인 신과의 관계를 측정하는 종교적 안녕이나 우주와 하나로 연결되고 자신의 내적 힘이 더 높은 힘에 대한 믿음과 관련된다는 초월성이 긍정적인 영적경험과 가장 높은 상관을 보이고 있음을 확인할 수 있었다(r=-.86, r=.72). 그러나 부정적인 영적경험의 경우에도 종교적 안녕이나 초월과 동일한 방향의 상관이 관찰되었는데(r=.
다만 전반 적인 부합도에 있어서 6요인 모형이 8요인 모형에 비해 뒤떨어지지 않을 경우, 상대적으로 보다 간명한 6요인 모형을 선택하는 것이 옳다고 판단하였다. 한국어판 6요인 모형의 경우 RMSEA가 가장 0에 가깝고, TLI와 CFI값 또한 가장 1.0에 가까울 뿐만 아니라, 요인 해석의 타당성을 고려하여 6요인 모형을 보다 타당한 모형이라 판단하고, 본 자료는 6요인으로 구성되어 있다고 결론 내렸다.

후속연구

둘째 BMMRS 척도를 사용한 대상을 좀더 다양화 할 필요가 있다. Cotton, McGrady와 Rosenthal[45]이 지적한 바와 같이 하나님의 존재를 느낀다거나 하나님의 사랑을 느끼고 있다는 것과 같은 영적경험이 사춘기의 위기 대처에 도움이 되는지 확인하거나, 역할 모형으로서 목사나 종교 지도자들의 잠재적인 영향을 평가할 수 있다면 다차원적인 종교/영성을 파악하는데 더 도움이 될 것으로 보인다. 셋째, BMMRS에 대한 하위 유형에 대한 보다 세분화된 변별 타당도를 확인할 수 있는 접근이 필요하다.
본 연구를 통해 한국어판으로 개발된 영성척도나 종교적 안녕감 척도, 펜스테이트 걱정 척도나 불확실성에 대한 인내력 부족 척도와의 상관을 통해 영성과 종교성을 구분하는데 있어서 걱정이나 불확실성에 대한 두려움이 주요한 역할을 한다는 사실을 확인하였다. 그러나 부정적인 종교적 지지를 변별할 수 있는 구체적인 구성 개념은 본 논문에서 정확하게 확인하지 못하였다는 한계가 존재한다. 본 연구에서 도출된 ‘부정적 종교적 지지’의 하위요인의 경우, 다른 BMMRS 하위척도와의 상관이 높지 않으며, 준거 타당도를 측정하기 위해 포함된 기타 정신건강 척도와도 뚜렷한 상관이 발견되지 않아, 실제 해당 소척도가 의미 있게 종교성이나 영성을 측정하고 있는지에 대한 의문이 제기될 수 있다.
비록 영성에 대한 과학적 연구의 역사는 짧지만 영성은 심리학이나 정신의학 분야에서보다 종교계를 비롯한 여러 분야에서 오랜 시간에 걸쳐 다양한 시각으로 다루어져 왔던 만큼 누적된 정보들을 반영한 합의된 개념화는 쉽지 않아 보인다. 따라서 정신건강 분야에서 영성을 적용하고 연구하기 위해서는 영성에 대해 보다 엄밀한 과학적 방법론을 적용한 실증적 연구들을 수행하는 것이 영성의 개념화에 필요한 하나의 경험적 기반을 제공할 수 있을 것으로 기대해 볼 수 있겠다. 이에 본 연구에서는 영성의 측정에 주목하고 그와 관련된 이슈들을 논의한 뒤, 여러 척도들 중에서도 Fetzer Institute and National Institute on Aging Working Group(FINIAW)의 ‘다차원적 종교성 /영성척도의 단축형(Brief-Multidimensional Measure of Religiousness/Spirituality Scale; BMMRS)’의 한국어판을 타당화하여 해당 척도를 국내 정신건강 분야에서 사용 가능하게 하고자 한다.
향후 연구에서는 부정적 종교적 지지의 구성 개념에 대해 보다 포괄적인 탐색을 통해 세분화된 변별 타당도 확보가 필요할 것으로 사료된다. 마지막으로 본 연구는 대학생 및 대학원생, 종교활동을 하고 있는 일반 신도들을 대상으로 BMMRS의 신뢰도와 타당도를 탐색했다는 의의가 있으나, 적은 표본수로 인하여 일반화하는데 한계가 존재한다. 추후 연구에서는 임상 집단이나 직업적인 종교인들을 대상으로 확증적 요인분석을 실시하여 영성 및 종교 성과 관련된 여러 가지 모형을 제시하고 검증하는 단계가 추가된다면 구성 타당도를 더욱 높일 수 있을 것으로 생각된다.
본 연구에서 도출된 ‘부정적 종교적 지지’의 하위요인의 경우, 다른 BMMRS 하위척도와의 상관이 높지 않으며, 준거 타당도를 측정하기 위해 포함된 기타 정신건강 척도와도 뚜렷한 상관이 발견되지 않아, 실제 해당 소척도가 의미 있게 종교성이나 영성을 측정하고 있는지에 대한 의문이 제기될 수 있다.
본 연구에서는 BMMRS 한국어판에서도 서양의 연구와 같은 요인구조가 도출될 것인지 아니면 한국의 문화 특수적 요인의 영향으로 인해 원척도에서 제안한 하위척도나 선행 연구에서 도출된 요인구조와는 다른 양상을 나타낼 것인지를 탐색하기 위해 먼저 탐색적 요인분석을 시행하고 확인적 요인분석을 통해 요인구조의 모형 적합성을 평가할 것이다. 특히 국내에서 진행된 대부분의 영성 연구들의 경우, 종교성에 초점을 두고 종교인을 대상으로 개발된 경우가 많으므로 종교의 종류와 무관하게 활용할 수 있는 포괄적인 의미의 영성과 문화적 배경을 감안한 측정도구를 개발하기 위해 다양한 종교인을 표집하여 척도를 타당화 하였다.
본 연구의 제한점을 바탕으로 후속 연구를 위해 몇 가지 제언을 한다면 다음과 같다. 본 연구의 경우 BMMRS 의 타당화 과정에서 영성과 정신건강의 상관관계만 밝혔다는 한계점이 존재한다. 특정 시점의 영성수준을 측정한 후, 일정 시간 이후에 경험하는 긍정적, 부정적 정서 경험과 영성 수준이 어떤 관련성이 있는지 종단적으로 파악한다면, 개인의 정신건강에 영성이 미치는 영향을 보여 명확하게 확인할 수 있을 것이다.
Cotton, McGrady와 Rosenthal[45]이 지적한 바와 같이 하나님의 존재를 느낀다거나 하나님의 사랑을 느끼고 있다는 것과 같은 영적경험이 사춘기의 위기 대처에 도움이 되는지 확인하거나, 역할 모형으로서 목사나 종교 지도자들의 잠재적인 영향을 평가할 수 있다면 다차원적인 종교/영성을 파악하는데 더 도움이 될 것으로 보인다. 셋째, BMMRS에 대한 하위 유형에 대한 보다 세분화된 변별 타당도를 확인할 수 있는 접근이 필요하다. 본 연구를 통해 한국어판으로 개발된 영성척도나 종교적 안녕감 척도, 펜스테이트 걱정 척도나 불확실성에 대한 인내력 부족 척도와의 상관을 통해 영성과 종교성을 구분하는데 있어서 걱정이나 불확실성에 대한 두려움이 주요한 역할을 한다는 사실을 확인하였다.
마지막으로 본 연구는 대학생 및 대학원생, 종교활동을 하고 있는 일반 신도들을 대상으로 BMMRS의 신뢰도와 타당도를 탐색했다는 의의가 있으나, 적은 표본수로 인하여 일반화하는데 한계가 존재한다. 추후 연구에서는 임상 집단이나 직업적인 종교인들을 대상으로 확증적 요인분석을 실시하여 영성 및 종교 성과 관련된 여러 가지 모형을 제시하고 검증하는 단계가 추가된다면 구성 타당도를 더욱 높일 수 있을 것으로 생각된다.
본 연구의 경우 BMMRS 의 타당화 과정에서 영성과 정신건강의 상관관계만 밝혔다는 한계점이 존재한다. 특정 시점의 영성수준을 측정한 후, 일정 시간 이후에 경험하는 긍정적, 부정적 정서 경험과 영성 수준이 어떤 관련성이 있는지 종단적으로 파악한다면, 개인의 정신건강에 영성이 미치는 영향을 보여 명확하게 확인할 수 있을 것이다. 둘째 BMMRS 척도를 사용한 대상을 좀더 다양화 할 필요가 있다.
전통적인 정신건강모델의 경우 질병을 신체-정신-사회 모델(Bio-Psycho-Social model)로 나누고 있지만, 종교행위, 영적인 행위가 우울이나 불안과 같은 정신 건강과 매우 밀접하게 관련되며, 생활속에서 실천하는 영성이나 종교 행위가 뇌의 기능성 변화와 직접적으로 연결된다는 다양한 연구들을 근거했을 때, 정신건강이나 심리치료의 영역에서 신체(생물)-정신-사회-영적 모델(Bio-Psycho-Socio-Spiritual model)로의 통합적, 융합적 접근이 강조되고 있다[46,47]. 향후 본 연구를 바탕으로 종교적인 신념이나 영적경험이 포함된 정신건강 모형을 개발될 수 있기를 기대한다.
그러나 Paragament[12]이나 Peterson과 Roy[48]가 지적한 바와 같이 종교활동 과정에서 사람들은 건설적 경로 뿐만 아니라 파괴적 경로로 영성을 추구하여 종교가 정신건강에 부정적 영향을 미칠 수 있으며, 종교를 경험하는 과정에서 부정적 종교 대응을 하는 경우, 높은 우울 수준을 보고한다는 점을 미루어 보았을 때[49], 해당 소척도를 삭제하고 다차원적인 종교성과 영성을 측정하기는 어려울 것으로 간주된다. 향후 연구에서는 부정적 종교적 지지의 구성 개념에 대해 보다 포괄적인 탐색을 통해 세분화된 변별 타당도 확보가 필요할 것으로 사료된다. 마지막으로 본 연구는 대학생 및 대학원생, 종교활동을 하고 있는 일반 신도들을 대상으로 BMMRS의 신뢰도와 타당도를 탐색했다는 의의가 있으나, 적은 표본수로 인하여 일반화하는데 한계가 존재한다.

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	준거 및 변별 타당도 분석을 위하여 분석한 것은?	준거 및 변별 타당도 분석을 위하여 한국어판 BMMRS의 점수와 다른 영성척도 및 정신건강 관련 척도 점수와의 상관관계를 분석하였다(Table 5). BMMRS의 긍정적 종교경험 및 종교활동, 용서, 긍정적인 종교적 지지와 관련된 하위요인은 영적 안녕 척도와 한국인을 위한 영성척도의 하위요인들과 비교적 높은 상관을 보였으며, 부정적인 종교 지지와는 상관이 관찰되지 않았다.
	긍정적인 영적경험이 높을수록 무엇이 낮게 나타났는가?	긍정적인 영적경험이 높을수록 걱정 수준이 낮았으며(r=.13, p=.
	정신건강 분야에서 영성을 적용하고 연구하기 위해서는 영성에 대해 보다 엄밀한 과학적 방법론을 적용한 실증적 연구들을 수행하는 것이 영성의 개념화에 필요한 하나의 경험적 기반을 제공할 수 있을 것으로 기대해 볼 수 있다고 한 이유는?	다시 말해, 이는 영성과 정신건강의 관계에 대한 일관되지 않는 연구결과들을 통합하기에 앞서 정신건강 분야에서 적용할 수 있는 영성에 대한 적절한 개념화와 그에 맞는 영성 측정도구의 개발이 필요하다는 것을 의미한다. 비록 영성에 대한 과학적 연구의 역사는 짧지만 영성은 심리학이나 정신의학 분야에서보다 종교계를 비롯한 여러 분야에서 오랜 시간에 걸쳐 다양한 시각으로 다루어져 왔던 만큼 누적된 정보들을 반영한 합의된 개념화는 쉽지 않아 보인다. 따라서 정신건강 분야에서 영성을 적용하고 연구하기 위해서는 영성에 대해 보다 엄밀한 과학적 방법론을 적용한 실증적 연구들을 수행하는 것이 영성의 개념화에 필요한 하나의 경험적 기반을 제공할 수 있을 것으로 기대해 볼 수 있겠다.

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저자의 다른 논문 :

표제어: PCR

동의어: Packet Collision Rate

용어 설명 출처 목록 (6)

용어 설명: PCR은 세균 특이성이 있는 primer를 이용하여 적은 수의 세균이 있을지라도 쉽게 검출할 수 있는 유용한 방법이며, 이를 이용하여 구강 내 치면세균막이나 타액에서 직접 세균을 검출할 수 있게 되었다[8].

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