한국어판 죽음대처척도의 개발 및 타당화 연구

서 론

연 구 방 법

연구결과

2. 타당도와 신뢰도 검증 결과

1) 연구대상자의 일반적 특성

응답자 총 220명의 연령은 61세에서 91세까지의 분포를 나타냈으며 평균 연령은 74.5±6.17세이었다. 여성이 152명으로 69.1%를 나타냈으며 학력은 고등학교와 대학 이상인 응답이 각 32.7%, 23.6%로 절반 이상이었다. 종교는 불교, 무교, 개신교의 순서로 각 32.3%, 25.9%, 그리고 22.3%를 차지하였다. 이들의 인지기능 점수는 3점 만점이 156명으로 70.9%였으며 1점인 대상자는 12명으로 5.5%였다(Table 1).

Table 1.

Participants' Characteristics(N=220)

2) 연구변수에 대한 기술통계 결과

연구변수는 죽음 대처, 죽음 불안, 그리고 죽음 공포 태도, 죽음 회피 태도, 중립 수용 태도, 그리고 자아통합감이었다. 이 변수들의 점수 범위, 평균 및 왜도와 첨도 분석 결과는 Table 2와 같다. 이 중 죽음대처척도로 측정한 점수는 평균 4.88±0.63점으로 나타났다. 왜도 절댓값 2 이하, 첨도 절댓값 7 이하를 기준으로 할 때(West, Finch & Curran, 1995) 연구에 포함된 모든 변수가 왜도의 절댓값은 0.03~1.77의 범위, 첨도의 절댓값은 0.20~5.35로서 정규분포에서 심각하게 벗어나지는 않은 것으로 판단된다.

Table 2.

Descriptive Statistics of Measured Variables(N=220)

3) 타당도 검증

(1) 요인타당도

원 도구와 동일하게 측정모형을 구축한 후 220명의 자료를 대상으로 확인적 요인분석을 시행하였다. CDS의 개발자(Bugen, 1981)는 해당 도구가 자신에 대한 죽음 대처와 타인에 대한 죽음 대처로 구성되었다고 기술하였으나 이에 대한 구체적 문항번호를 제시하지 않았을 뿐만 아니라 요인분석을 통한 타당도 검증을 하지 않았으므로 하나의 요인으로 확인적 요인분석을 시행하였다. 총 30개 문항으로 확인적 요인분석을 시행한 결과 β 값이 .30 미만인 표준화 회귀계수를 나타낸 문항이 4개 즉, 문항 1 (β=-.08), 문항 13 (β=.27), 문항 17 (β=.18), 문항 24 (β=.02)이었고 이들 문항은 잠재요인과의 관련성이 약한 것이므로 제거하였다(Hair et al., 2018). 제거된 문항은 문항 1 “죽음에 관해 생각하는 것은 시간낭비이다”, 문항 13 “삶에 대한 내 태도가 최근에 변했다”, 문항 17 “내가 얼마나 사는지보다는 어떻게 사는지(삶의 질)가 더 중요하다”, 문항 24 “나는 애도하는 사람과 함께 있을 때 부적절한 말을 하기도 한다”이었다.

총 26문항으로 다시 확인적 요인분석을 시행한 결과 β값의 범위는 .31 ~.71이었다. 그리고 이때의 모델의 적합도 x²/df은 3.27, TLI .59, CFI .62, RMSEA .10, SRMR .08로서 대부분의 적합도 지수가 기준치보다 낮았다. 이에 수정지수가 높게 나타난 문항 쌍부터 순서대로 오차항의 상관을 허용함으로써 모형의 적합도를 개선하였다. 수정지수가 10을 초과하면서(Hair et al., 2018) 유사한 문항이라고 판단되는 경우 문항 간 오차항을 허용하였으며 이때 x² 변화 값이 유의한 것을 확인하였다. 예를 들어, 8번과 9번 문항은 죽음과 마주할 준비와 죽음 과정과 마주할 준비에 대한 문항으로 유사하였고 이들 오차항의 상관이 허용되었다. 또한 2번, 4번, 그리고 5번 문항은 11번 문항의 오차항과 상관이 허용되었는데 이들 문항은 모두 죽음 과정이나 장례 서비스에 관하여 알고 있는지에 대한 것이었으며, 29번 문항의 오차항은 22번, 25번, 26번, 27번 문항의 오차항과의 상관이 허용되었는데 이들은 죽어가는 사람과의 소통, 함께 시간을 보내는 것에 관한 내용이었다. 최종적으로 모형의 적합도는 x²/df은 1.52, TLI .91, CFI .92, RMSEA 0.05, SRMR .06으로 나타났으며, 이는 x²/df는 3.0 이하, CFI, TLI .90 이상, RMSEA와 SRMR은 0.08 이하인 기준을 만족하였고 이때 β값의 범위는 .34 ~.72이었다. 따라서 하나의 요인으로 구성된 26개 문항의 요인타당도는 검증되었다. 최종 26개 문항으로 구성된 죽음대처척도 점수의 평균과 표준편차는 4.94±0.71점이었다(Table 3).

Table 3.

Results of Confirmatory Factor Analysis(N=220)

(2) 수렴타당도

죽음 대처와 유의한 상관이 있는 개념 즉 죽음 불안, 그리고 죽음 공포 태도와 죽음 회피 태도, 중립 수용 태도, 그리고 자아통합감과의 상관관계를 가설로 설정하여 분석하였다. 상관관계 분석에는 구조타당도를 통해 도출된 26개 문항이 이용되었으며 각 도구에 대한 기술분석 결과도 함께 Table 4에 제시하였다.

Table 4.

Results of Correlation Analysis for Construct Validity(N=220)

죽음 대처는 죽음 불안과는 유의미한 음의 상관(r=-.29, p<.001)을 나타내었으며 자아통합감과는 유의미한 양의 상관(r=.18, p=.007)을 나타내어 가설 1과 5가 지지되었다. 나머지 죽음 태도에 포함된 죽음 공포, 죽음 회피, 중립 수용 점수는 죽음 대처와 유의미한 상관을 보이지 않아 가설 2, 3, 4는 기각되었다.

4) 신뢰도

26개 문항으로 구성된 죽음대처척도의 내적일관성 신뢰도를 검증한 결과 Cronbach’s ⍺는 .89로 내적일관성이 확인되었다.

논 의

본 연구를 통해 죽음대처척도(CDS)를 번역한 한국어판 죽음대처척도(K-CDS)의 타당도와 신뢰도를 분석하였다. 원 도구인 CDS는 대학생에게 죽음에 대한 교육 프로그램을 제공한 후 이에 대한 효과를 측정하기 위해 개발된 것이며 이후 타당도 검증을 위한 연구에서도 대학생과 대학원생을 대상으로 하였다. 이후 다른 나라 언어로 번역하여 타당도를 검증한 연구에서도 대상자는 주로 간호대학생, 간호사, 혹은 병원 근무자들이었으며 이들의 연령은 20-40대로 젊은 편이고 타인의 죽음을 경험할 기회가 비교적 잦은 대상자였다(Abalos et al., 2020; Camarneiro & Gomes, 2015). 그러나 국내에서 죽음에 대한 준비 혹은 죽음 관련 교육은 주로 노인을 대상으로 이루어지고 있으며(Kim & Byun, 2014), 따라서 노인의 죽음 대처를 측정하는 것은 중요하다. 또한 죽음에 대한 태도와 대처는 동서양의 문화에 따라 차이가 존재한다(Ma-Kellams & Blascovich, 2012). 이에 본 연구는 CDS 개발 및 검증을 위한 선행연구와는 다른 대상자와 문화에서 도구의 타당도를 검증한다는 특성을 가지고 출발하였다.

본 연구에서 K-CDS를 이용하여 측정한 죽음 대처 점수는 4.94±0.71점으로, Robbins (1991)의 연구에서 젊은 연령층의 대상자가 나타낸 점수 4.55±0.90점, 4.67±0.73점과 큰 차이를 보이지는 않았다. 그러나 60세 이상을 대상으로 하여 동일한 도구를 이용해 측정한 Kim (2008)의 연구에서 나타난 3.38±0.68점 보다는 높았다. Kim (2008) 연구에서의 죽음 대처 측정은 연구자가 자신의 연구를 위해 CDS를 번역하여 안면타당도만 확인한 것으로 본 연구결과로 도출된 문항과 의미가 다른 여러 개의 문항이 있었다. 또한 본 연구의 대상자는 교육을 받기 위해 노인복지관에 찾아온 대상자로서 다양한 정보에 대한 접근성이 좋은 점이 높은 점수에 기여했을 것으로 보인다.

확인적 요인분석을 통한 요인타당도 분석에서 β 값이 .30 미만인 4개 문항, 즉 문항 1, 13, 17, 24를 제거하였다. 이는 Bugen (1981)의 연구에서 죽음 교육 전과 후에 유의미한 차이가 없었던 5개 문항, 즉 문항 7, 13, 16, 17, 24와 3개 문항(문항 13, 17, 24)이 일치하는 것이다. 또한 죽음대처척도를 포르투갈어로 번역하여 신뢰도와 타당도를 검증한 연구(Camarneiro & Gomes, 2015)에서 문항분석을 통해 문항 1, 4, 13, 17이 제거되었는데 이와도 3개 문항(문항 1, 13, 17)이 일치하고 있어 선행연구들과 비교적 일관된 결과를 보였다. 제거된 문항에 대해 구체적으로 살펴보면 문항 1“죽음에 관해 생각하는 것은 시간낭비이다”는 ‘생각’의 의미가 죽음에 관한 걱정을 의미한다면 대처 정도가 낮지만 죽음에 대한 계획을 의미한다면 대처 정도가 높다고 해석할 수 있다. 따라서 해당 문항을 죽음에 관한 생각이라는 단어보다는 더 명확하게 걱정이나 계획 등 긍정이나 부정의 의미가 나타나는 단어로 표현해야 할 것으로 보인다. 문항 13 “삶에 대한 내 태도가 최근에 변했다” 역시 긍정인지 부정인지를 명확하게 표현해야 할 필요가 있다. 개발 당시 죽음 교육의 효과를 측정하기 위해 태도 변화를 질문한 것으로 판단되나 죽음 대처의 정도를 측정하기 위해서는 현재 상태가 삶에 대한 긍정적 태도인지 부정적 태도인지를 질문하는 것이 적절하다고 생각한다. 문항 17 “내가 얼마나 사는지보다는 어떻게 사는지(삶의 질)가 더 중요하다”는 사회적으로 바람직한 응답이 존재하는 문항으로서 죽음에 대한 대처와 상관없이 응답자 대부분이 긍정적으로 응답하여 설문 문항으로서 적절하지 않은 것으로 보인다. 마지막으로, 문항 24 “나는 애도하는 사람과 함께 있을 때 부적절한 말을 하기도 한다”의 경우 부정적 의미인데도 불구하고“부적절한 말을 하기도 한다”와 같이 단정적인 질문이 아니라는 점에서 응답자마다 다르게 해석할 수도 있으며 이에 따라 다른 문항과의 관련성이 낮은 것으로 보인다.

총 4개의 문항을 삭제한 후 26개 문항으로 확인적 요인분석을 수행한 결과 적절한 모형적합도를 나타냄으로써 한국어판 죽음대처척도가 하나의 요인으로 구성된 죽음에 대한 대처 정도를 확인하는 적절한 측정도구인 것으로 해석할 수 있다.

구성타당도를 위해 원 도구(CDS)의 타당도 측정 연구에서와 동일하게 K-TDAS를 이용하여 죽음 불안을 측정하였다. 그 결과 죽음 불안과 죽음 대처 사이에 유의한 부적 상관이 있었으나 원 도구(CDS)와 TDAS는 중정도의 상관(Robbins, 1991)을 보인 것과는 달리 본 연구에서 K-CDS와 K-TDAS는 낮은 상관을 나타냈다. 노인을 대상으로 죽음 대처와 죽음 불안의 관계를 분석한 선행연구를 찾을 수 없어 이러한 차이를 해석하기는 어려우므로 추후 노인을 대상으로 한 반복연구가 필요할 것으로 보인다. 자아통합감도 유의미하나 죽음 대처와의 상관이 비교적 낮은 수준이었는데 이는 동일한 도구로 측정한 Kim (2008)의 연구결과와 유사하였다. 그러나 죽음 대처는 죽음 태도에 포함되는 죽음 공포, 죽음 회피 및 중립 수용과는 유의미한 상관을 보이지 않았다. 이는 노인의 죽음 대처가 죽음 공포, 죽음 회피와는 유의미한 낮은 부적 상관을, 중립 수용과는 유의미한 낮은 긍정적 상관을 나타낸 Kim (2008)의 연구결과와는 달랐다. 두 연구를 비교할 때 자료수집방법이 달랐는데, 즉 본 연구에서는 설문지법을, Kim (2008)의 연구에서는 개별 면접을 이용한 것으로 인한 차이가 원인일 수 있다. 또한 사용한 죽음대처척도와 죽음태도척도의 한국어 번역본이 다른 점, 즉 Kim (2008)의 연구에서는 연구자가 직접 번안하고 안면타당도만 검증한 문항으로 사용한 반면 본 연구에서는 한국어판 타당화 연구(Oh & An, 2023)에 따라 번안된 도구를 사용한 것도 결과 차이의 원인이 될 수 있다. 이에 추후에는 노인을 대상으로 설문지법보다는 개별 면접을 통해 자료를 수집하는 반복연구가 필요하다. 또한 원 도구(CDS) 개발 시와 같이 K-CDS는 죽음교육의 효과를 측정하는 데에는 적절하겠지만 죽음과 관련된 다른 개념과의 상관성을 확인하기 위해서는 추후 실증연구가 보완될 필요가 있겠다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 편의표출로 인한 문제이다. 특히 노인복지관 방문자들에게만 국한된 자발적 연구 참여자이므로 해석에 주의가 필요하다. 둘째 60대 이상의 대상자에게 죽음이라는 민감한 개념을 측정하면서 설문지법으로 자료수집을 한 결과 총 52개의 자료를 분석에 활용하지 못하여 탈락률이 19.1%로 높았다. 그러나 성별의 비율이나 평균 연령 등의 개인적 특성은 220명의 자료와 272명의 자료에서 매우 유사하여 높은 탈락에 따른 대상자의 인구학적 특성의 차이는 발견되지 않았다. 또한 개별 면접으로 자료를 수집하면 심리적으로 응답하기 어렵더라도 어쩔 수 없이 응답해야 하는 심리적 부담이 있을 수 있으나 설문지법의 경우 응답을 하지 않음으로써 이러한 심리적 부담을 덜 수 있는 순기능도 있다고 생각한다.

위와 같은 제한점에도 불구하고 본 연구는 죽음교육의 효과를 측정할 때 기존의 효과 변수 즉, 죽음 불안이나 공포와 같은 부정적 변수가 아닌 긍정적 개념을 함께 측정할 수 있게 한다는 점에서 의미가 있다. 또한 원 도구(CDS)가 초기 성인기의 죽음을 자주 마주할 수 있는 의료인, 예비 의료인과 의료기관 근무자를 주요 대상자로 하여 서양에서 개발된 척도이지만 K-CDS는 한국 문화에서 죽음을 준비할 필요성이 높은 연령집단인 일반 노인에게 적용할 수 있음을 확인한 점도 의미가 있다.

결 론

Bugen (1981)이 개발하고 Robbins (1991)이 타당도를 검증한 30문항 7점 척도의 죽음대처척도(CDS)를 기반으로 한국어판 죽음대처척도를 개발하고자 60세 이상의 인지기능에 심각한 문제가 없는 노인을 대상으로 하여 요인타당도와 구성타당도, 그리고 내적 일관성 신뢰도를 검증하였다. 그 결과 하나의 요인으로 구성된 총 26개 문항의 한국어판 죽음대처척도(K-CDS)의 타당도와 신뢰도가 확보되었음을 확인하였다. K-CDS는 역문항 없이 26개 문항의 총점을 구하거나, 문항 평균 점수를 구하여 사용할 수 있다. 이에 본 도구가 웰다잉을 위한 노인 대상자에게 제공할 죽음 교육 프로그램의 효과를 측정하는 연구에 활용될 것을 기대한다.

Acknowledgments

이 논문은 2024학년도 건국대학교의 연구년교원 지원에 의하여 연구되었음.

This paper was written as part of KonkukUniversity's research support program for its faculty on sabbatical leave in 2024.

이 연구는 사회복지공동모금회가 지원하고 한국노인종합복지관협회가 진행한 2023년 기획사업 ‘웰다잉문화 조성 및 확산사업’의 일환으로 수행되었음.

This study was conducted as part of the 2023 project, 'Creating and Spreading a Well-Dying Culture,' which was supported by the Community Chest of Korea (CCK) and implemented by the Korea Association of Senior Welfare Centers (KASWC).

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