낙인화 대상에 대한 인지적, 감정적 평가: 일반인 대상의 한국형 자살 낙인 척도

Cognitive and Emotional Assessment toward Suicidal People: Korean Suicide Stigma Scale for General Public

Article information

J Korean Acad Fundam Nurs. 2022;29(1):115-129
Publication date (electronic) : 2022 February 28
doi : https://doi.org/10.7739/jkafn.2022.29.1.115
1)Professor, Department of Communication and Media, Ewha Womans University, Seoul, Korea
2)Research Professor, Ewha Institute for Age Integration Research, Seoul, Korea
안순태1)orcid_icon, 이하나2),orcid_icon
1)이화여자대학교 커뮤니케이션미디어학부 교수
2)이화여자대학교 연령통합고령사회연구소 연구교수
Corresponding author: Lee, Hannah Ewha Institute for Age Integration Research, Ewha Womans University 52 Ewhayeodae-gil, Seodaemun-gu, Seoul 03760, Korea Tel: +82-2-3277-2235, Fax: +82-2-3277-2783, E-mail: hannah21@ewha.ac.kr

This work was supported by the National Research Foundation of Korea (NRF-2020R1F1A1062794).

∗이 논문은 2020년 한국연구재단의 지원을 받아 수행된 연구임(NRF-2020R1F1A10621).

Received 2021 December 14; Revised 2022 February 21; Accepted 2022 February 21.

Trans Abstract

Purpose

This study conducted two online surveys to rectify unclear factors of the existing scale and to modify suicide stigma scale with enhanced emotional aspects. The purpose of the first survey was to examine emotional responses toward suicide attempters and to revise items from existing scales. The purpose of the second survey was to verify the validity and reliability of the Korean Suicide Stigma Scale (KSSS).

Methods

The subject of this study is General Public. In the first online survey, 57 participants responded open-ended question regarding emotional aspect of attitudes toward suicidal person. 552 participants for the second survey responded to quantitative items for measuring suicide stigma. Descriptive and frequency analysis were used to examine the participant's demographic characteristics. Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis were used to assess construct and convergent validity.

Results

The results yielded 7-factors with 28 items: Incompetence, Immorality, Selfishness, Sympathy, Social Exclusion, Dishonor, and Disgust. The Glorification factor, which was included in the previous scale, was deleted. ‘Dishonor' and ‘Disgust' factors were newly added.

Conclusion

The KSSS is similar to the scales developed in the Western countries, however it also reflects Korea's unique Confucian cultural values. The KSSS can be used to systematically measure suicide stigma, and will help us develop effective suicide prevention strategies to reduce stigma in Korean society.

서론

1. 연구의 필요성

자살을 시도한 사람을 향한 부정적 평가는 자살 예방을 저해하는 주요 요인 중 하나다[1]. 특히 자살 시도자라는 언어적 표식(labelling)에 내재한, 사회적 기준에 벗어난 대상(spoiled identity)이라는 낙인(stigma)은 정상 집단으로부터 이들을 구분하고 차별받게 만든다[2]. 선행연구들에 따르면[2,3], 자살 시도자를 무능력하고 무책임하다고 평가하는 사람일수록 자살 위기에 놓인 이들이 도움이 필요한 상태에 처해있다고 인식하지 못하는 것으로 나타났다. 자살 낙인은 일반인들은 물론 의료 종사자들에게도 영향을 미쳐, 자살 위기에 처한 사람을 기꺼이 도와주어야겠다는 행동 실천을 방해한다[4]. 더 큰 문제는 자살 시도자를 향한 사회적 낙인의 내재화(self-stigma)로, 이는 자살 위기 상황에서 도움 요청을 망설이게 만드는 가장 큰 원인으로 지적되고 있다[5]. 한국에서는 하루 평균 37.8명이 자살로 사망하고, 99.6명이 자해 ․ 자살 시도로 응급실에 내원한다[6]. 자살 낙인과 자살률 간의 밀접한 연관성을 갖고 있음을 고려하더라도[1], 자살 시도자를 향한 사회적 낙인에 관한 개선이 시급하다.

자살 시도자를 향한 낙인 개선 방안을 모색하려면 한국 사회에 존재하는 자살 낙인에 대한 체계적인 분석이 필요하다. 이를 위해선 자살 낙인을 측정할 수 있는 평가 도구의 개발이 선행되어야 한다. 자살을 대하는 태도는 꽤 오랜 시간 동안 연구자들의 주목을 받아왔지만, 자살 낙인은 그 중요성에 비해 학문적 관심이 상대적으로 적었다. 이에 따라 자살 낙인을 측정하기 위한 목적으로 개발된 도구가 국내외적으로 부족한 실정이며, 낙인을 측정하기 위해 자살에 대한 태도 척도를 이용하기도 한다[7]. 그러다 보니 ‘자살'과 ‘자살을 시도하는 사람'을 향한 태도의 개념이 혼재되어 오해가 발생하는 경우가 있다. 예를 들어, 자살을 부정적으로 평가하는 사람일수록 자살할 확률이 낮다는 결과를 근거로 자살에 대한 부정적 태도의 중요성이 강조될 때가 있다[8,9]. 자살은 해서는 안 되는 행동임은 맞지만, 이러한 접근은 자칫 자살 시도자를 일탈을 저지른 사람으로 비난할 위험성을 가진다[2]. 자살 예방을 위해서는 자살 시도자를 비난하지 않고 도움이 필요한 사람으로 인식하게 해주는 것이 더 중요하다. 대부분의 자살은 정신적으로 건강하지 못한 상태에서, 올바른 판단이 불가능한 상황에서 일어나는 경우가 많기 때문이다[10].

자살과 자살 시도자를 향한 인식이 구분되어야 한다는 점을 강조하고자 본 연구는 자살 시도자를 향한 사회적 낙인에 초점을 두고, 이를 측정할 수 있는 한국형 자살 낙인 척도의 개발 및 타당화를 시도하고자 한다. 개념적으로 낙인은 불명예스러움을 나타내는 표식으로 정의되며, 여기에는 개인의 오점을 나타내는 혹은 가치평가를 하락시키는 인식이 담겨있다[11]. 보통 낙인화 대상을 떠올리면 불편한 느낌, 거부감과 같은 내적 반응이 일어난다. 이는 특정 대상을 향한 인지적 ․ 감정적 평가로서, 행동 반응에 영향을 주는 준비 상태를 의미하는 태도의 한 측면으로 볼 수 있다[4]. 그러나 태도에는 긍정적 차원과 부정적 차원이 모두 포함되지만, 낙인의 개념상 낙인화 대상에 대한 신뢰를 상실하게 만드는 부정적 차원으로 제한된다[11]. 또한, 낙인은 바람직하지 않은 행동보다 그 행동을 실천한 당사자를 향한다는 점에서 대상을 특정하는 특징이 있다[11]. 즉, 자살 낙인 척도는 자살 행위가 아닌 ‘자살을 시도한 사람'에 대한 ‘부정적 평가'를 주목한다는 측면에서 기존 자살에 대한 태도 척도와 차별화된다.

현재 자살 시도자를 향한 낙인에 초점을 둔 국외 척도로는 호주, 미국, 유럽 및 한국에서 개발된 네 가지 종류의 측정도구가 대표적이다. 그러나 척도마다 다른 속성을 포함하고 있어, 자살 시도자를 향한 낙인을 이해하는 방식에 차이가 발생한다. 예를 들어, 호주의 Batterham 등[12]이 개발한 the Stigma of Suicide Scale (SOSS)는 자살을 시도하는 사람의 개인적 특성(예: 한심한, 어리석은, 무책임한, 비겁한, 무능력한 등)을 평가하는 인지적 측면에 초점을 둔다. 유럽의 Sccoco 등[13]이 개발한 Stigma of Suicide Attempt Scale (STOSA)은 자살을 시도한 사람을 멀리하려는 차별적 행동을 평가하는 행동 지향적 측면(예: 친구로 받아들일 수 없다, 일반 사람과 똑같이 신뢰할 수 없다 등)에 초점을 둔다. 앞서 설명한 낙인의 개념에서 살펴볼 때, SOSS [12]는 감정과 행동 반응 측면을, STOSA [13]는 인지와 감정 측면을 파악할 수 없는 한계가 있다. 반면, 미국의 Corrigan 등[14]은 사회적 낙인을 태도의 개념으로 접근하여, 인지적 측면의 고정관념, 감정적 측면의 편견, 행동적 측면의 차별을 모두 측정한다.

한국에서는 An과 Lee [15,16]가 SOSS 척도를 기준으로 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도를 개발했다. 위 척도는 그동안 혼재되었던 자살 낙인을 개념화하고, 한국 사회가 자살 시도자에 대해 갖고 있던 고정관념과 감정적 태도가 어떠한지 확인할 수 있는 도구를 만들었다는 측면에서 의미가 있다. 한편, 위 척도에는 자살하는 사람을 강직하고, 숭고한 사람으로 평가하는 찬미 요인(glorification)이 포함되어 있는데, 해당 개념은 자살 시도자를 비난하고 차별하는 낙인의 개념과 동떨어지 는 측면이 있다. 이는 부조리한 사회에 저항하거나 종교적 신념이나 명예를 지키기 위해 자살을 선택한 특정 사람을 향한 제한적인 인식으로[17], 일반적인 자살 낙인과 다르다. 즉, 자살 행위에 대한 미화와 연관되는 찬미 요인은 자살 낙인을 설명하는 다른 요인들과 속성에 차이를 보여, 척도가 나타내는 개념적 명확성과 측정의 정확성을 떨어뜨릴 수 있다.

본 연구는 한국 사회가 일반인의 자살을 어떻게 바라보는지 확인하고, 자살 예방을 방해하는 인식 구조를 찾을 수 있는 낙인 척도를 개발하는 데 목적을 둔다. Fu 등[18]은 자살에 관한 뉴스 댓글 분석을 통해 자살 주체자에 따른 낙인 인식 차이를 살펴보았는데, 결과적으로 일반인과 유명인 자살을 바라보는 시각이 다르게 나타났다. 자살을 시도한 유명인에게는 이성적인 판단이었다거나 용기 있는 선택이라는 반응을 보인 반면, 일반인 자살에 대해서는 ‘잘했다'라는 반어적 표현을 통한 조롱을 보이는 경우가 많았다[18]. 자살 낙인을 측정하기 위해 유명인 자살과 일반인 자살을 구분해서 접근할 필요가 있으며, 일반인 자살 낙인을 측정하기 위한 목적으로 개발된 기존 척도의 수정이 필요한 이유다. Batterham 등[12]이 개발한 SOSS에도 자살을 시도한 사람을 영웅시하는 찬미 요인이 들어있긴 하지만, 이들 역시 찬미와 낙인을 구분하고 있다. 사회적 낙인 개념에 더욱 적합할 수 있게 문항을 수정 ․ 보완하고, 척도의 타당화를 검증하는 연구가 필요하다.

본 연구는 낙인의 인지 및 감정적 측면에 초점을 두고, 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도의 문항 수정과 타당화 검증을 시도하고자 한다. 선행연구에 따르면, 인지적 평가보다 감정적 평가가 낙인화 대상에 대한 차별을 예측하는 데 더 설명력이 높다고 한다[19,20]. 대상의 속성과 자질을 바탕으로 만들어진 정보보다, 그가 속한 집단 자체에 대한 평소 감정이 낙인화 대상을 혐오하고 차별하는 행동 반응에 자동으로 영향을 미친다는 설명이다[2224]. 한국에서 개발된 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도에도 감정적 평가 부분이 포함되어 있긴 하지만, 차별을 예측하는 분노 ․ 불안 등 적대적 감정을 측정하는 문항들이 빠져있다. 또한, 유명인 자살과 구분하여 일반인 자살에 대한 낙인 척도 개발이 요청된다. 이에 본 연구는 유명인이 아닌 일반인 자살 시도자에 대한 인지적, 감정적 측면에 초점을 두고 해당 도구의 타당화를 검증하고자 한다. 낙인화 대상을 향한 비난을 연민으로 바꿔주는 감정적 전략이 도움 행동을 설득하는 데 효과적이라는 선행연구들을 보더라도[21,22], 인지와 감정적 평가가 함께 반영된 자살 낙인 척도는 향후 자살 예방을 위한 낙인 감소 방안을 논의하는 데 더 효과적일 것이라 기대한다.

추가로, 본 연구는 우울 수준 및 자살 시도자 접촉 경험에 따라 자살 시도자를 향한 낙인 평가에 차이가 있는지 함께 검증해보고자 한다. 우울과 자살의 연관성[23], 자살 시도자 접촉과 낙인 인식의 관련성[24]을 고려했을 때, 우울 수준별, 자살 접촉 수준별 낙인 인식 구조의 차이는 간접 경험을 통한 오해의 수정이라는 측면에서 낙인 감소 방안을 모색해 볼 수 있을 것이다. 본 연구를 통해 개발될 낙인 척도와 결과들은 자살 예방을 위한 공중보건 캠페인은 물론, 간호교육전략 개발 및 의료현장에서의 커뮤니케이션 방법을 마련하는 데에 중요한 기초자료로 사용될 수 있을 것으로 기대한다.

2. 연구목적

본 연구는 인지적 평가에 치우친 사회적 낙인 개념에 감정적 측면을 보완하고 일반인 자살 시도자에 초점을 두어 기존의 자살 시도자를 향한 낙인 척도를 수정하고자 한다. 본 연구의 구체적인 목적은 다음과 같다.

  • 한국형 자살 낙인 척도의 하위 구성개념을 확인한다.

  • 한국형 자살 낙인 척도의 신뢰도와 타당도를 검증한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 기존 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도를 일반인 자살에 대한 감정적 측면을 강화하여 측정 문항을 수정 및 보완하고, 해당 도구의 신뢰도와 타당도를 검증하는 방법론적 연구이다. 본 연구는 척도 보완을 위한 1차 조사를 먼저 시행했으며, 이후 2차 조사를 통해 수정된 척도의 타당도를 검증했다. 1차 조사의 목적은 기존 척도의 타당화 검증 및 자살 시도자를 향한 감정 반응을 조사하는 것이다. 2차 조사의 목적은 1차 조사를 통해 수정 및 보완된 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도에 대한 타당도를 검증하는 것이다.

2. 연구대상 및 자료수집

본 연구의 연구대상은 만 18세 이상부터 69세 이하의 일반인이다. 본 연구는 자살 시도자를 향해 개인이 평소 가지고 있는 인식과 감정을 조사하는 것이기 때문에, 대상자의 솔직한 답변을 얻고자 1차 조사와 2차 조사 모두 온라인으로 진행했다. 대상자 섭외 및 온라인 설문 진행은 전문조사업체(마크로 밀엠브레인)에서 대행했다. 해당 회사는 통계청 인구 추계와 유사한 성별 및 연령으로 구성된 전국 패널 약 150만 명을 보유하고 있어서, 한국의 일반 성인남녀라는 표본의 대표성을 확보할 수 있다는 장점이 있다.

3. 1차 조사

1) 1차 조사 절차

1차 조사는 2021년 6월 21일부터 22일까지 온라인을 통해 진행했다. 1차 조사는 문항 보완을 위한 질적연구의 성격이 강하므로, 이를 시행하기 위한 대상자 수는 연구자 임의로 세대별 15명씩 최소 표본 수로 65명을 산정했다. 조사업체의 패널 중 65명을 임의 추출한 후(random sampling), 1차 조사를 위한 안내메일을 보냈다. 안내메일에는 설문링크와 함께 조사목적, 응답에 걸리는 시간 및 보상 등에 대한 설명도 함께 제시했다. 또한, 참가자가 자발적으로 화면에 제시된 “조사 참여하기” 버튼을 클릭해야만 조사가 진행될 수 있도록 설정했다. 연구참여에 동의한 참가자들의 답변 가운데, 중도 탈락 및 불성실한 응답을 제외한 결과 최종 57부가 분석을 위해 사용됐다.

2) 연구도구

1차 조사에서는 An과 Lee [16]가 개발한 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도를 이용했다. 해당 도구는 ‘무능함(incompetence)', ‘부도덕(immorality)' ‘이기적(selfishness)', ‘연민(sympathy)', ‘반사회적(social exclusion)', ‘찬미(glorification)' 등 6가지 요인을 측정하는 24개 문항으로 구성된다. 예를 들어, ‘무능함' 요인은 ‘자살하는 사람은 무책임하다', ‘자살하는 사람은 의지가 약하다' 등 4가지 문항으로, ‘이기적' 요인은 ‘자살하는 사람은 이기적이다', ‘자살하는 사람은 모진 사람이다' 등 4가지 문항으로 측정된다. 각 문항은 5점 Likert 척도(1점: 전혀 그렇지 않음, 5점: 매우 그러함)로 측정되며, 전체 문항의 평균 점수를 통해 낙인 수준을 확인한다. 즉, 평균 점수가 높을수록 자살 시도자를 향한 사회적 낙인이 높다고 평가한다. An과 Lee [16]의 연구에서 Cronbach's ⍺값은 .85였으며, 본 연구에서는 .88이었다.

감정 반응을 조사하기 위해서 “누군가 자살했다는 이야기를 들었을 때, 귀하께서는 자살한 사람에 대해 어떠한 감정이 드십니까? 떠오르는 느낌을 솔직하고 편하게 답변해주세요”라는 개방형 질문을 이용했다. 참가자들이 충분한 시간을 두고 고민한 후 각 질문에 답변할 수 있도록, 문항당 1분이 지나야만 다음 페이지로 넘어갈 수 있도록 기계적 설정을 해두었다. 참 자들이 질문에 답변하는 데 어려움을 느끼지 않도록, ‘OO한 느낌이 든다', ‘OO한 기분이 든다'. ‘OO한 감정이 든다' 등과 같이 본인의 감정을 나타내는 형용사 표현을 3개 적어주세요”라는 작성 예시를 함께 제시했다. 이외에 성별, 연령, 교육 수준, 경제적 수준, 종교 유무, 우울 수준, 주변인 자살 시도자 접촉 경험 여부 등을 조사했다. 우울 수준은 Kroenke 등이 개발한 Patient Health Questionnaire-9 (PHQ-9)의 한국어 버전[25]을 사용했다.

3) 자료분석

자살 시도자를 향한 감정 반응을 조사한 질적 자료를 척도 문항으로 바뀌기 위해, 연구자들이 직접 답변을 읽으며 공통 단어를 찾아가는 근거 이론 기반의 코딩 작업을 거쳤다. 양적 자료에 대한 분석은 통계 프로그램 IBM SPSS/WIN 26.0 프로그램을 이용했다. 참가자의 일반적 특성은 기술통계 및 빈도분석을 통해 살펴보았다. 요인 추출을 위해 주성분 분석방법(principle component method)을 이용했으며, 요인 회전은 베리멕스 직교회전법(varimax rotation method)을 적용했다. 비록 표본의 수가 57명으로 적긴 하지만, 요인분석을 위해 필요한 최소 표본 수 기준(50 이상)을 충족했기 때문에[26], 기존 척도의 타당도를 확인하기 위한 차원에서 문제가 없다고 판단했다.

4. 2차 조사

1) 2차 조사 절차

2차 조사는 1차 조사가 끝난 후 6월 28일부터 30일까지 이뤄졌다. 2차 조사를 위한 대상자 수는 타당도 검증을 위해 적합한 표본 크기의 기준을 설명한 Kang [26]의 논문을 참고해 산정했다. 요인분석에서 표본 크기 500 정도면 매우 좋은 편이라는 선행연구들을 근거로[26], 최소 표본 수와 패널 응답률, 중간 탈락률 등을 고려해 전체 패널 중 600명을 임의 추출한 후 이들에게 조사목적이 제시된 메일을 전달했다. 안내메일의 구성과 진행절차는 1차 조사와 같다. 최종적으로, 2차 조사의 분석에는 총 552명의 자료가 사용됐다.

2) 연구도구

(1) 한국형 자살 낙인 척도(Korean Suicide Stigma Scale, KSSS)

2차 조사에서는 1차 조사를 통해 수정된 척도에 대한 타당화 검증을 시도했다. 수정된 문항은 총 45개 문항으로 구성되며, ‘자살하는 사람은 꼴 보기 싫다', ‘자살하는 사람은 거슬린다', ‘자살하는 사람은 쓸모없다' 등의 문항을 5점 Likert 척도(1점: 전혀 그렇지 않음, 5점: 매우 그러함)로 측정했다.

(2) 자살 낙인 평가 척도(Suicide Stigma Assessment Scale, SSAS)

한국에서 개발된 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 척도는 Batterham 등[12]의 SOSS를 기반으로 한다. 이에 본 연구에서는 척도의 수렴 타당도 검증을 위해 SOSS가 아닌 Corrigan 등[14]이 개발한 SSAS를 사용했다. SSAS는 ‘자살을 시도한 사람을 겁쟁이라고 생각한다', ‘자살을 시도한 사람을 도덕적이지 못하다고 생각한다', ‘자살을 시도한 사람을 두려워한다', ‘자살을 시도한 사람을 부끄러워한다', ‘자살을 시도한 사람을 외면하려 한다', ‘자살을 시도한 사람과 거리를 두고자 한다' 등 총 44개 항목으로 구성되며, 5점 Likert 척도(1점: 전혀 그렇지 않음, 5점: 매우 그러함)로 측정한다. 해당 척도는 인지적, 감정적, 행동적 측면을 모두 포괄하고 있어, 본 연구에서 개발될 척도 타당도 검증을 위해 사용하기에 더 적합하다고 판단했다. Corrigan 등[14]의 연구에서 Cronbach's ⍺값은 .78이었고, 본 연구에서는 .95로 나타났다.

(3) 자살에 대한 태도(Attitude toward Suicide, ATTS)

척도의 수렴 타당도 검증을 위해 참고한 또 다른 척도는 Renberg와 Jacobsson [7]이 개발한 ATTS이다. 이 척도는 자살 시도자에 대한 낙인을 측정하지는 않지만, 자살에 관한 고정관념과 그에 따른 태도를 측정하는 데 많이 활용되고 있는 도구이기 때문에, 척도 타당도 검증에 적절하다고 판단했다. ATTS 는 ‘자살하는 것은 가족들에게 가장 나쁜 짓을 하는 것이다', ‘누군가 자살을 원한다면 그 사람의 일이므로 간섭하지 말아야 한다', ‘자살은 말하지 않아야 하는 주제이다' 등 총 34개 문항을 5점 리커트 척도(1점: 전혀 동의하지 않음, 5점: 매우 동의함)로 측정한다. Renberg와 Jacobsson [7]의 연구에서 Cronbach's ⍺값은 .60이었고, 본 연구에서는 .78로 나타났다.

(4) 우울 수준

척도의 예측 타당도 검증을 위해 우울 수준을 측정했다. 대상자의 우울 수준을 측정하기 위해 Kroenke 등이 개발한 Patient Health Questionnaire-9 (PHQ-9)의 한국어 버전[25]을 사용했다. 해당 도구는 총 9문항으로 구성되며, ‘매사에 흥미나 즐거움이 거의 없다', ‘기분이 가라앉거나 우울하거나 희망이 없다고 느낀다' 와 같은 문제를 지난 2주간 얼마나 자주 었는지 발생빈도를 자기보고식으로 측정한다. 각 문항은 ‘전혀 없다' 0점부터 ‘거의 매일' 3점까지의 Likert 4점 척도로 평가된다. 우울 수준은 9문항의 총점으로 계산되며, 합산 점수를 기준으로 심각성 수준을 5가지로 구분한다(0∼4점: normal, 5∼9점: mild, 10∼14점: moderate, 15∼19점: moderately severe, 20점 이상: severe). Park 등[25]의 연구에서 Cronbach's ⍺값은 .89였으며, 본 연구에서는 .89였다.

3) 자료분석

IBM SPSS/WIN 26.0 통계 프로그램 과 AMOS 25.0을 통해 수집된 양적 자료를 분석했다. 참가자의 일반적 특성은 기술통계 및 빈도분석을 통해 살펴보았다. 척도 타당도는 구성 타당도와 수렴 타당도를 중심으로 검증했다. 구성 타당도 검증을 위해서는 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis)과 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 사용했다. 탐색적 요인분석을 통한 요인 추출을 위해서는 주성분 분석방법을, 요인의 회전은 베리멕스 직교회전법을 적용했다. 항목들의 내적 일관성은 Cronbach's ⍺계수를 통해 확인했다. 주요 변수들의 상관관계는 Pearson 상관계수를 산출하여 확인했다. 구성 타당도 중 문항의 수렴(convergent validity) 및 판별 타당도(discriminant validity)를 확인하기 위해서는 요인 부하량, 평균 분산 추출값(Average Variance Extracted, AVE) 및 개념 신뢰도(Composite Reliability, CR)를 살펴보았다. 기존 척도와의 수렴 타당도 분석을 위해서는 상관분석을 실시했다. 또한, 척도의 예측 타당도 검증을 위해 대상자의 우울 수준 및 자살 시도자 접촉 경험 여부에 따라 자살 시도자를 향한 낙인 수준에 차이가 있는지 독립표본 t-test를 통해 살펴보았다.

5. 윤리적 고려

1차 및 2차 조사 모두 생명윤리위원회의 승인(IRB No. ewha-202106-0015-01)을 받은 후 실시되었다. 온라인을 통해 진행되는 조사이기 때문에, ‘동의 서면화 면제' 승인을 받았다. 비록 참가자들에게 서면으로 동의서를 받진 않았지만, 이들의 권리와 윤리적 고려를 위해 온라인 설문을 시작하기에 앞서 연구의 목적과 위험 및 이익 등을 전달하는 연구 설명문을 제시하였다. 특히, 본 연구는 자살에 관한 질문들이 제시되어 참가자를 자극할 위험이 있으므로, “설문 중 불쾌한 감정이 자극되거나 이에 따른 심리적인 불편함을 겪으실 수 있습니다. 만약 설문 종료 후에도 불편한 느낌을 계속해서 받게 된다면, 서울시 정신건강증진센터에서 운영 중인 마인드스파(mindspa.kr) 혹은 보건복지부에서 운영 중인 정신건강 상담전화(1577-0199)에 전화하셔서 상담을 받으시길 바랍니다”라는 안내 문구를 제시했다. 또한. 참가자들이 화면을 통해 노출된 ‘동의하기' 버튼을 클릭해야지만 설문이 시작될 수 있도록 했다. 본 설문을 최종 완료한 참가자들은 조사업체로부터 소정의 적립금을 받았다.

연구결과

1. 1차 조사결과

1) 1차 조사 참가자의 일반적 특성

1차 조사에는 총 57명의 참가자가 참여했다. 이들 중 남성이 27명(47.4%), 여성이 30명(52.6%)이었으며, 평균 연령은 43.77± 13.90세(Range: 20∼65)로 나타났다. 학력분포는 대학 졸업이 37명(64.9%)으로 가장 많았으며, 대학 재학 7명(12.3%), 고등학교 졸업 6명(10.5%), 대학원 이상 4명(7.0%), 고등학교 졸업 미만이 3명(5.3%) 순으로 확인됐다. 우울 수준을 조사한 결과, 정상(normal)으로 분류된 참가자는 30명(52.6%)이었으며, 경미한 우울감(mild)을 보인 사람은 19명(33.3%), 중간 정도 우울감(moderate)을 보인 사람과 조금 심각한 우울감(moderately severe)을 보인 사람은 각 7명(7%)이었다. 가족이나 친구 등 가까운 주변인 중 자살을 시도한 사람이 있다고 응답한 사람은 16명(28.1%)으로 조사되었다.

2) 기존 척도 타당도 검증

24개 문항이 6가지 요인으로 구성된 기존 척도에 대하여 탐색적 요인분석을 시행했다. Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) 값은 .78로 표본형성 적절성이 확인됐으며, Bartlett의 구형성 검정 결과에서도 근사 x2값의 통계적 유의미성이 검증됐다 (x2= 1,019.85, df=276, p<.001). 각 문항의 요인 적재량은 모두 .60 이상으로, 아이겐 값(eigen value) 1을 기준으로 총 5개 요인이 추출되었다. 다른 항목들은 기존 척도와 똑같이 추출되었지만, ‘무능함(incompetence)' 요인과 ‘부도덕(immorality)' 요인을 설명하는 문항들이 하나의 요인으로 묶여 나왔다. 또한, 문항 간 상관행렬 결과에서 ‘찬미(glorification)' 요인을 구성하는 4개 문항이 다른 문항들과 통계적 유의성을 나타내지 않는 것으로 확인됐다. 이에 기존 24개 문항에서 찬미 요인에 해당하는 4개 문항(예: 자살하는 사람은 헌신적이다, 열성적이다, 이성적이다, 강직하다)을 삭제하고, 다른 문항들 역시 수정이 필요하다고 판단했다.

3) 자살 시도자를 향한 감정 반응 조사

주관식 설문을 통해 총 171개의 답변이 수집됐다. 연구자들은 수집된 답변들을 유사한 의미로 묶어나가는 과정을 실시했다. 일차적으로 공통된 단어를 묶고, 이후 유사한 의미의 답변을 하나의 문항으로 통합했다. 예를 들어, ‘불쌍하다', ‘가엽다' 등 동일한 의미를 나타내지만, 표현이 다른 경우, 참가자들이 언급한 각 답변의 빈도수를 기준으로 대표 단어를 선정했다. 이러한 과정을 거쳐 총 21개의 문항을 추출했다. 해당 문항은 ‘불순하다', ‘음침하다', ‘추하다', ‘망신스럽다', ‘불결하다', ‘혐오스럽다', ‘한심스럽다', ‘수치스럽다', ‘답답하다', ‘꼴 보기 싫다', ‘거슬린다' 등이다. 1차 조사결과를 바탕으로, 45개 문항이 구성되었다.

2. 2차 조사결과

1) 2차 조사 참가자의 일반적 특성

2차 조사에는 총 552명이 참여했다. 이들 중 남성이 271명(49.1%), 여성이 281명(50.9%)이었으며, 평균 연령은 44.38±13.71세 (Range: 20∼67)로 확인됐다. 학력분포는 대학 졸업이 354명(64.1%)으로 가장 많았으며, 고등학교 졸업이 126명(22.8%), 대학원 이상이 66명(12.0%), 고등학교 졸업 미만이 6명(1.1%) 순으로 나타났다. 우울 수준을 조사한 결과, 309명(56.%)이 정상으로 확인됐으며, 심각한 수준을 보인 경우는 15명(2.7%)이었다. 가족이나 친구 등 가까운 주변인 중 자살을 시도한 사람이 있다고 응답한 사람은 122명(22.1%)으로 조사되었다. 일반적 특성 중, 성별(t=4.28, p<.001)과 연령대(F=13.07, p<.001)가 자살 시도자를 향한 사회적 낙인과 유의미한 관계가 있음이 확인되었다. 여성(2.62±0.68)보다 남성(2.88±0.73)이 자살 시도자를 향한 사회적 낙인 인식이 높게 나타났다. 연령대에 따른 차이를 확인하기 위해 사후 분석을 시행한 결과, 20대가 가장 낮은 낙인 수준(2.42±0.64)을 보였으며, 50대가 가장 높은 수준(3.07±0.69)을 보였다(Table 1).

Perceived Level of Suicide Stigma according to General Characteristics (N=552)

2) 탐색적 요인분석을 통한 척도 차원성 및 신뢰도 분석

(1) 척도 차원성 분석

1차 조사를 통해 선별된 45개 문항을 투입하여 요인분석을 시행했다. 기존 척도에 새로운 문항이 추가되었기 때문에, 새로 추출된 요인구조에 대한 명확한 기준이 없어 전체 항목을 대상으로 탐색적 요인분석을 시행했다. 최초 분석결과를 토대로, 요인 적재치가 .40 이하로 낮거나 두 개 이상의 요인에 중복으로 적재된 항목들이 발견되었다. 이러한 항목들은 다음 단계의 분석에서 모두 제외했다. 최종 분석에는 28개 문항이 투입됐다. 분석에 사용된 자료의 적절성을 살펴본 결과, KMO 표본형성 적절성 지표 값은 .97로 확인됐으며, Bartlett의 구형성 검증 결과에서도 근사 x2값이 통계적으로 유의미하게 나타났다 (x2=22,814.00, df=990, p<.001). 각 문항의 최솟값은 1, 최댓값은 5이며, 왜도(skew)와 첨도(kurtosis) 값이 모두 절댓값 1.40와 1.90 안에 위치하여 정규분포조건에 충족되었음이 확인됐다[26]. 주성분 분석방법으로 추출된 요인은 7개로 확인됐으며, 총 설명력은 전체분산 중 72.9%로 나타났다: 1) 무능력(incompetence), 2) 이기적(selfishness), 3) 부도덕(immorality), 4) 사회적 배제(social exclusion), 5) 연민(sympathy), 6) 불명예(dishonor), 7) 혐오(disgust). 요인별 이름은 구성된 문항들의 내용 속성을 바탕으로 명명했으며, 이에 관한 자세한 결과는 Table 2에 제시했다.

Results of Exploratory Factor Analysis (N=552)

3) 확인적 요인분석을 통한 척도 신뢰도 및 타당도 검증

(1) 모형 적합도 확인

척도에 대한 타당성을 검증하기에 앞서, 모형 적합도를 확인했다. 본 연구에서는 자유도(df)로 나눠준 카이제곱 (x2), 절 적합도(Goodness of Fit Index, GFI), 표준적합지수(Normed Fit Index, NFI), 비교적합도(Comparative Fit Index, CFI), 간명표준적합지수(Parsimonious Normed Fit Index, PNFI) 간명비교적합지수(Parsimonious Comparative Fit Index, PCFI), 근사오차평균자승의 이중근(Root Mean Square Error of Ap-proximation, RMSEA) 등을 평가 기준으로 사용했다. 일반적으로, x2/df 가 5 이하, GFI, NFI, CFI가 .90 이상, PNFI, PCFI 가 .50 이상, RMSEA가 .08 이하일 때 모형 적합성이 양호하다고 평가한다[26]. 본 연구에서는 x2/df=2.12, GFI=.92, NFI= .95, CFI=.97, PNFI=.81, PCFI=.83, RMSEA=.05로 확인됐다. 이에 본 연구는 28개의 문항으로 구성된 7개 요인의 모델 적합도가 비교적 양호한 것으로 나타났다.

(2) 문항의 수렴 및 판별 타당도 검증

AVE와 CR을 개념 신뢰도(composite reliability) 이용해 최종적으로 구성된 척도 문항의 수렴 타당도를 평가했다. AVE 는 표준화된 요인 부하량을 제곱하여 합한 뒤, 그 값과 측정오차의 합을 합한 값으로 나누어 계산한다: ∑요인 부하량/(∑요인 부하량+측정오차의 합). 분석 결과, 각 문항의 요인 부하량 이 .59∼.95 사이에 위치하여, 요인별 문항들의 수렴 타당도를 확보하기 위해서는 AVE가 .50 이상이어야 한다는 최솟값 기준을 충족하는 것으로 확인됐다. 결과적으로, 자살 시도자를 향한 인지적 ․ 감정적 평가를 강화한 최종 척도는 7개의 하위 요인으로 구성되며, 요인별 구체적인 측정 항목은 Table 3에 제시했다.

Results of Confirmatory Factor Analysis (N=552)

아울러 문항의 판별 타당도를 검증하기 위해 개별 요인의 AVE가 요인 간 상관계수의 제곱보다 큰지 살펴보았다. 분석 결과, 상관계수의 제곱값이 모두 .00∼.62 사이에 분포되어 있지만, AVE는 상관계수의 제곱보다 높음이 확인되었다. 예를 들어, 무능력 요인과 이기적 요인의 상관계수의 제곱은 .36(.60∗.60)으로 확인되었으며, 무능력 요인과 부도덕 요인은 .38(.62∗.62), 사회적 배제와는 .28(.53∗.53), 연민과는 .00(.02∗.02), 불명예와는 .55(.74∗.74), 혐오와는 .30(.55∗.55)으로 나타났지만(Table 4), AVE 는 이보다 높은 .64로 확인되었다. 이에 따라 자살 시도자를 향한 사회적 낙인을 설명하는 7가지 요인과 이에 속한 28개 문항은 수렴 및 판별 타당도를 갖는다고 볼 수 있다.

Correlation Results among Key Variables (N=552)

(3) 척도의 수렴 타당도 검증

본 연구에서는 수렴 타당도를 검증하기 위하여 SSAS 척도와 ATTS 척도를 비교 대상으로 활용했다. 척도 간 상관관계를 분석한 결과, 전반적으로 본 연구에서 개발된 척도의 하위 요인과 기존 척도들이 유의미한 상관관계를 나타냈다(Table 4). 단, KSSS 의 연민(Sympathy) 요인은 KSSS의 무능력(Incompetence) 요인(r=.02, p=.697), 부도덕(Immorality) 요인(r=-.07, p=.125)과 통계적으로 유의미한 상관관계가 없는 것으로 확인됐다. 또한, KSSS의 연민 요인은 SSAS의 편견(r=-.00, p=.989) 및 차별(r=.02, p=.603) 요인과 유의미한 상관관계를 나타내지 않았다.

4) 문항 신뢰도 분석

각 요인을 구성하는 문항들의 내적 일관성을 검증하기 위해신뢰도 분석을 시행했다. Table 3에 제시했듯이, 각 요인의 신뢰도 값이 모두 .80 이상으로 산출되어 문항별 내적 신뢰도가높음을 확인했다.

5) 예측 타당도 검증

수정된 한국형 자살 낙인 척도의 이론적 예측 타당도를 좀 더 높이기 위해, PHQ-9 척도 및 자살 시도자와의 접촉 경험 여부에 따른 낙인 인식 차이를 95% 신뢰구간을 기준으로 살펴보았다. 접촉 이론(contact theory)을 적용한 선행연구들에 따르면[2,30], 정신질환이나 자살에 관한 직 ․ 간접적인 경험이 관련 낙인을 낮추는데 영향력을 미치기 때문이다. 따라서 본 연구 서 수정된 척도가 참가자의 우울 수준과 주변인 자살 시도자 접촉 경험 여부와 유의미한 연관성을 나타내는지 확인해봄으로써, 해당 척도에 대한 예측 타당도를 추가로 검증했다.

먼저, PHQ-9의 기준점을 이용해 정상 집단과 치료가 필요한 심각한 우울 집단으로 구분한 후, 자살 낙인 인식에 차이가 있는지 요인별로 살펴보았다. Table 5에 제시됐듯이, 정상 수준을 나타낸 참가자들(3.07±1.06)이 심각한 우울을 앓고 있는 참가자들(2.69±1.00)보다 자살 시도자를 무책임하고 무능력하다고 생각하는 것으로 확인됐다(t=3.26, p=.001). 또한, 자살 시도자를 한심하고 부끄럽게 여기는 낙인 인식에서도 심각한 우울을 앓고 있는 참가자들(2.38±1.01)보다 정상 수준의 참가자들(2.10±0.96) 사이에서 더 높게 나타났다(t=2.48, p=.013).

Independent Samples t-test Results of the Suicide Stigma Factors (N=552)

다음으로, 주변인 자살 시도자 접촉 경험 여부에 따라 자살 시도자를 향한 낙인 인식에 차이가 나타나는지 살펴보았다. 분석결과, 자살 시도자를 만난 경험이 있는 참가자들(2.77±1.11)이 전혀 접촉 경험이 없는 참가자들(3.07±1.04)에 비해 무능력(t=-2.73, p=.007) 낙인이 낮은 것으로 확인됐다(Table 5).

논의

본 연구는 일반인 자살에 초점을 두고, 한국형 자살 낙인 척도의 측정 타당도를 높이기 위한 척도 수정 연구를 시행했다. 사회적 낙인 개념에 근거해 기존 문항들을 보완하기 위한 1차 조사를 시행했으며, 일반인들에게서 얻은 주관식 답변을 바탕으로 문항 수정을 진행했다. 이후 일반인 552명을 대상으로 한 2차 조사를 통해 2차 조사에서 구성한 항목들에 대한 탐색적 요인분석 및 확인적 요인분석을 시행했다. 결과적으로, 6개 요인(무능력, 부도덕, 이기적, 연민, 사회적 배제, 찬미)으로 구성됐던 기존 척도는 7개(무능력, 부도덕, 이기적, 연민, 사회적 배제, 불명예, 혐오) 요인으로 수정됐다. 기존 자살 낙인 척도에서 포함됐던 ‘찬미(glorification)' 요인이 삭제됐으며, ‘불명예(dishonor)'와 ‘혐오(disgust)' 요인이 새롭게 추가됐다. 이외에 ‘무능력(incompetence)', ‘부도덕(immorality)', ‘이기적(selfishness)', ‘연민(sympathy)', ‘사회적 배제(social exclusion)' 등 5개 요인은 공통으로 나타났다. 본 연구에서 확인된 결과의 논의점은 다음과 같다.

첫째, 본 연구에서 도출된 낙인의 구성개념을 통해 살펴본 결과, 한국 사회에는 자살을 시도하는 일반인을 무능력하고, 부도덕하며, 이기적이고, 사회적으로 낙오된 사람으로 평가하는 인지적 고정관념이 존재함을 알 수 있다. 이것은 기존 척도에서도 동일하게 확인된 결과이다. 각 요인을 설명하는 문항 내적 신뢰도가 모두 .80 이상으로 상당히 높게 나타났으며, 이를 토대로 자살 시도자를 향한 구체적인 인식을 살펴보면 다음과 같다. 우선, 한국 사람들이 자살하는 사람을 무능력하게 평가하는 이유는 개인적 문제를 스스로 해결하지 못하고, 쉽게 포기하는 나약하고 무책임하다고 여기는 인식과 관련된다. 또한, 자살하는 사람을 부도덕하고 도리를 모르며 죄를 짓는 떳떳하지 못한 사람이자 사회에 적응하지 못하고 겉돌고 고립된 사람으로 평가한다는 점도 확인됐다. 이러한 무능력, 부도덕, 사회적 배제 요인은 서구권에서 개발된 척도들에서도 동일하게 나타난 인식이다[14].

위의 결과를 토대로 볼 때, 자살이 자살하는 사람의 능력 및 자질 부족에서 비롯된다는 부정적 평가는 문화권에 따른 차이 없이 자살하는 사람을 대하는 보편적인 시각일 가능성이 크다. 이러한 낙인 인식은 자살을 모든 사회 구성원이 함께 노력해야 하는 공중보건의 문제가 아닌, 지극히 사적인 문제로 대하는 잘못된 관점에서 비롯된다[2]. 다행히도 자살의 원인과 대처에 대한 명확한 이해는 자살하는 사람에 대한 책망을 줄이고, 이들의 위기 극복을 위해 적극적으로 도와주려는 의도를 높이는 데 긍정적으로 작용한다는 점이 밝혀졌다[24]. 더욱이 자살이 발생하는 이유와 이를 예방할 방법에 대한 올바른 지식은 자살을 시도할 정도로 힘들어했던 사람을 도와주지 못한 것에 대해 미안함과 동시에, 잠재적 자살 시도자로 불리는 유가족들을 향한 비난을 낮추는 데에도 효과가 있다[27]. 무엇보다, 자살이 개인의 능력이나 자질 부족에서 비롯되지 않는다는 낙인의 개선은 자살 생각을 하게 되는 자기 자신을 부끄러워하고, 타인의 도움을 받기보다 숨기고자 하는 소극적인 위기 대응 행동의 적극성을 높인다[28]. 이러한 결과를 고려해, 간호 현장에서는 자살 위기자가 자살 낙인으로 인해 적절한 도움의 시기를 놓치지 않도록 자살의 오해를 바로잡아주는 교육적 노력에 힘쓸 필요가 있다.

위와 연결해서, 우울 수준 및 주변인 자살 시도자 접촉 경험 여부에 따른 낙인 인식 차이도 자살 낙인이 자살이라는 사회적 질병에 대한 충분한 정보의 부족에서 비롯된다는 점[2,30]을 시사한다. 본 연구에서 살펴본 바에 따르면, 우울 수준이 정상 범위에 있는 참가자들이 심각 수준의 우울 증상을 보인 참가자들에 비해 자살 시도자를 향해 무능력하다고 평가하는 경향이 높게 나타났다. 이는 실제 우울을 겪어 본 사람은 자살하는 사람이 겪었을 정신적 고통이 스스로 통제할 수 있는 능력에 의해 발생한 것이 아님을 경험적으로 인지했기 때문[2,29]일 가능성이 있다. 또한, 가까운 주변에 자살을 시도한 사람이 없다고 답한 참가자가 있다고 답한 참가자보다 자살하는 사람을 무능력하다고 평가하는 경향이 높게 나타났다. 이 역시 자살 시도자와의 접촉 경험을 통한 지식 습득(suicide literacy)이 낙인 개선에 일부분 긍정적인 영향을 미쳤음을 암시하는 부분이다. 비록 본 연구가 주변인 자살 시도자 접촉 경험 여부에 따른 낙인 인식 차이를 살펴본 이유는 척도의 예측 타당도를 간략히 검증하고자 하는 목적이었기에, 대상자 특성과 자살 낙인의 연관성을 해석하기에는 한계가 있다. 하지만 직/간접적 접촉 경험과 자살 낙인의 관계는 자살 예방에 중요한 시사점을 주기 때문에[2,30], 이에 관한 부분은 후속 연구를 통해 보완될 필요가 있다.

선행연구에 따르면[2,29], 낙인화 대상에 대한 직간접적인 접촉 경험은 이전에 몰랐던 낙인화 대상에 대한 정보를 학습시켜주기 때문에 낙인화 대상에 대해 갖고 있던 고정관념을 풀어주어 낙인을 낮추는 효과가 있다고 한다. 비록 본 연구에서는 자살 낙인과 자살 리터러시의 관계를 구체적으로 살피지 못했 지만, 후속 연구에서는 자살 리터러시가 자살 낙인에 어떠한 영향력을 미치는지, 특히 어떠한 낙인 요인을 개선하는 데 효과가 있는지 체계적으로 검증할 필요가 있다. 추가로, Han 등[30]은 일반인들은 물론 의료현장에 있는 전문가들 역시 자살 시도자와의 접촉 경험에 따라 자살 낙인 수준에 차이를 나타냄을 밝힌 바 있다. 의료전문가들은 자살 위기개입의 최전선에 있음을 고려해, 후속 연구에서는 이들에 대한 낙인 수준 파악과 인식 개선 및 교육도 함께 진행되어야 할 것이다.

둘째, 자살 낙인 중 이기적 요인을 구성하는 문항들은 서구권에서 개발된 척도 문항과 다소 차이가 있었다. 본 연구에서 확인된 이기적 요인을 설명하는 문항은 ‘이기적인', ‘자기 자신만을 생각하는', ‘모진', ‘불효를 저지르는' 등 4개이다. 반면, Corrigan 등[14]의 SSAS에서는 이기적 요인이 발견되지 않았으며, 고정관념을 설명하는 ‘Weak' 요인의 하위 문항으로 ‘이기적인'을 측정한다. Batterham 등[12]의 SOSS에서는 자기 자신만을 생각하는 사람들이라는 의미로, ‘Selfish', ‘Ignorant', ‘Arrogant', ‘Unfair' 등을 측정하지만, 이는 한국 사회에 존재하는 이기적 낙인과 유사하다고 보기 어렵다. 자살하는 사람을 이기적으로 평가하는 한국 사람들의 인식에는 개인의 능력에서 비롯된 이기주의를 설명한 SOSS와 달리, 가족 및 관계 중심적이고 유교적인 문화 가치관이 반영되어 있기 때문이다[15,16].

일반인 자살 사건에 대한 댓글 반응을 조사한 Fu 등[18]의 연구에 따르면, 한국 사회에서 자살하는 사람을 비난하는 가장 큰 이유 중 하나는 자살은 남은 유가족들의 아픔과 고통을 생각하지 않고 개인의 편의를 우선시한 일탈 행동으로 인식되기 때문이다. 이처럼 이기주의를 설명하는 데도 문화권에 따라 차이가 나타나는 이유는 낙인이 특정 사회의 가치와 규범이 반영된 문화적 산물이기 때문이다[13]. 즉, 자살 낙인에는 보편적 특성과 동시에 문화적 특수성이 담겨있다. 결국, 이러한 결과는 한국 사회에 존재하는 자살 낙인을 체계적으로 살펴보기 위해서는 기존 척도의 번안이 아닌 한국형 척도가 필요함을 시사한다. 사회문화의 변화를 고려한 문항 수정과 보완이 지속해서 이루어질 필요가 있다. 추가로, PHQ-9 척도는 지난 2주 동안의 우울감 정도를 조사하기 때문에 본 연구에서 개발된 낙인 도구와의 설문 시점이 동일함으로 완전한 예측 타당도를 보여준다고 보기에는 한계가 있다. 해당 척도의 타당도와 신뢰도 검증을 위한 더욱 엄격한 후속 연구들이 요청된다.

셋째, 수정된 자살 낙인 척도에서는 자살하는 사람을 향한 감정적 편견으로 기존의 연민 낙인과 함께 불명예와 혐오 요인이 새롭게 도출됐다. 먼저, 불명예로 명명한 요인에는 ‘한심 러운', ‘부끄러운', ‘못마땅한', ‘골칫거리인' 등이 자살하는 사람을 탐탁지 않게 여기는 태도가 반영되어 있음을 알 수 있었다. 다음으로, 혐오로 명명한 요인에는 ‘음침한', ‘불결한', ‘추한', ‘짐스러운' 등이 담겨있었다. 결과적으로, 이러한 낙인은 자살이 정신적으로 아픔이 있는 상태에서 발생하는 행동이라는 질병학적 인식보다 사회적으로 바람직하지 못한 행동을 저지른 사람을 수치스러워하고 업신여기는 고정관념과 편견에 의해 생겨난 것으로 보인다. 한편, 자살하는 사람을 불쌍히 여기는 마음은 이들을 불명예스럽게 여기고 혐오하는 태도와 다른 파급효과[18]를 나타낼 수 있다. 비록 본 연구는 한국형 자살 낙인 척도의 타당화에 초점을 두었기 때문에, 자살 낙인을 설명하는 인지적, 감정적 측면의 영향력과 각 요인의 상호작용 효과에 대해선 검증하지 못했다. 자살 낙인 개선과 적극적인 위기대응 및 도움추구 행동을 설득하기 위해서는 인지적 측면의 고정관념을 바로잡는 것도 중요하지만, 감정을 활용한 중재방안도 전략적 측면에서 의미가 있다. 이러한 맥락에서 볼 때, 본 연구에서 개발된 한국형 자살 낙인 척도는 자살 예방을 위한 간호학적 접근 및 실무적 논의에 유용하게 사용될 것이라 기대한다.

넷째, 일반인 자살에 초점을 두고 낙인 인식을 조사한 본 연구의 결과, 자살 시도자를 긍정적으로 평가하는 ‘찬미' 낙인이 발견되지 않았다. 즉, 한국 사회에는 자살을 선택하는 일반인을 두고 헌신적이거나 강직한 사람으로 평가하지 않음을 알 수 있다. 본 연구와 이전 척도 개발 연구[15,16]와 결과에 차이가 나타난 이유는 질문 방식에서 찾아볼 수 있다. 이전 연구에서는 자살하는 사람의 대상 특성을 제한하지 않았기 때문에, 유명인 자살과 일반인 자살에 대한 낙인 인식이 혼재되어 나타났을 가능성이 있다. 이러한 문제를 해결하고자 본 연구에서는 참가자들에게 자살을 시도하거나 자살로 사망하는 “일반인”을 어떻게 생각하는지 구체적으로 질문했으며, 결론적으로 기존 척도에 포함된 찬미 요인이 일반인 자살 낙인을 설명하는 데 통계적으로 유의미하지 않음을 확인했다. 이러한 결과는 한국 사회에는 일반인 자살과 유명인 자살을 대하는 시각이 상이하며, 효과적인 자살 예방 전략을 논의하기 위해서는 두 인식 차이가 구분되어야 한다는 선행연구[18]의 주장을 지지한다. 비록 본 연구는 일반인 자살에 초점을 둔 사회적 낙인 인식을 조사했기에 자세한 논의를 할 수는 없지만, 유명인 자살에 따른 모방 자살의 영향과 유명인 자살 뉴스를 자주 보도하는 한국의 미디어 현실을 고려하더라도, 자살하는 유명인을 영웅시하는 찬미 낙인은 자살 예방을 위해 반드시 개선되어야 하는 부분이다.

결론

세계보건기구(WHO)는 자살 예방을 위해선 자살 낙인을 줄일 수 있도록, 사회적 분위기가 먼저 변해야 한다고 강조한다. 자살 낙인 개선을 위한 방안을 모색하려면 한국 사회에 어떠한 낙인 인식들이 존재하는지 파악되어야 하며, 이를 위해선 타당도가 확보된 측정도구가 필요하다. 이에 본 연구는 일반인 자살에 초점을 두고, 기존 척도의 모호한 측정 문항과 요인 개선을 시도했다. 한국 사회의 자살 낙인을 척도에 반영하고자 일반인을 대상으로 두 차례에 걸친 조사를 통해 척도의 신뢰도 및 타당도를 검증했다. 최종적으로, 요인별 4개 문항씩 7개 요인으로 구성된 한국형 자살 낙인 척도(KSSS)를 개발했다. KSSS 는 서구권에서 개발된 척도 문항들과 유사하면서도, 자살하는 사람을 ‘불효를 저지르는', ‘모진' 사람으로 평가하는 한국 사회만의 독특한 유교 문화적 가치관도 반영[15,16]되어 있다. 해당 척도는 앞으로 한국적 상황에 맞는 맞춤형 낙인 감소 전략을 수립하는 데 유용하게 사용될 수 있을 것이다. 자살 낙인으로 인해 자살 위기개입과 적극적인 도움추구 행동이 발생하지 않는다는 점을 선행연구들의 결과를 고려해, 보건의료 현장뿐만 아니라 간호학 측면에서도 자살 낙인에 대해 활발한 관심을 가질 필요가 있다.

Notes

CONFLICTS OF INTEREST

The authors declared no conflict of interest.

AUTHORSHIP

Study conception and design acquisition – AS and LH; Data collection – AS and LH; Analysis and interpretation of the data – LH; Drafting and critical revision of the manuscript – AS and LH.

References

1. Schomerus G, Evans-Lacko S, Rüsch N, Mojtabai R, Anger-meyer MC, Thornicroft G. Collective levels of stigma and national suicide rates in 25 European countries. Epidemiology and Psychiatric Sciences 2015;24(2):166–171. https://doi.org/10.1017/S2045796014000109.
2. An S, Lee H. Suicide stigma in online social interactions: im-pacts of social capital and suicide literacy. Health Communication 2019;34(11):1340–1349. https://doi.org/10.1080/10410236.2018.1486691.
3. Cruwys T, An S, Chang MXL, Lee H. Suicide literacy predicts the provision of more appropriate support to people experi-encing psychological distress. Psychiatry Research 2018;264:96–103. https://doi.org/10.1016/j.psychres.2018.03.039.
4. Batterham PJ, Han J, Calear AL, Anderson J, Christensen H. Suicide stigma and suicide literacy in a clinical sample. Suicide and Life Threatening Behavior 2019;49(4):1136–1147. https://doi.org/10.1111/sltb.12496.
5. Mackenzie CS, Visperas A, Ogrodniczuk JS, Oliffe JL, Nurmi MA. Age and sex differences in self-stigma and public stigma concerning depression and suicide in men. Stigma and Health 2019;4(2):233–241. https://doi.org/10.1037/sah0000138.
6. Ministry of Health and Welfare, Korea Suicide Prevention Center. 2020 Whitebook. [Internet] Seoul: Korea Suicide Prevention Center; 2020. [cited 2021 November 10]. Available from: https://spckorea-stat.or.kr/boardpublishlist.do.
7. Renberg ES, Jacobsson L. Development of a questionnaire on attitudes towards suicide (ATTS) and its application in a Swed-ish population. Suicide and Life-Threatening Behavior 2003;33(1):52–64.
8. Kim SW, Kim SY, Kim JM, Suh TW, Shin IS, Kim SJ, et al. A survey on attitudes toward suicide and suicidal behavior in Korea. Journal of the Korean Society of Biological Therapies in Psychiatry 2008;14(1):43–48.
9. Nebhinani N, Mamta ADG, Tamphasana L. Nursing students' attitude toward suicide prevention. Industrial Psychiatry Journal 2013;22(2):114–117. https://doi.org/10.4103/0972-6748.132922.
10. Calear AL, Batterham PJ, Trias A, Christensen H. The literacy of suicide scale. Crisis 2021. https://doi.org/10.1027/0227-5910/a000798.
11. Link BG, Phelan JC. Conceptualizing stigma. Annual review of Sociology 2001;27(1):363–385. https://doi.org/10.1146/annurev.soc.27.1.363.
12. Batterham PJ. Calear AL. Christensen H. The stigma of suicide scale. Crisis 2013;34(1):13–21. https://doi.org/10.1027/0227-5910/a000156.
13. Scocco P, Castriotta C, Toffol E, Preti A. Stigma of Suicide Attempt (STOSA) scale and Stigma of Suicide and Suicide Survivor (STOSASS) scale: two new assessment tools. Psychiatry Research 2012;200(2–3):872–878. https://doi.org/10.1016/j.psychres.2012.06.033.
14. Corrigan PW, Sheehan L, Al-Khouja MA, ; Stigma of Suicide Research Team. Making sense of the public stigma of suicide. Crisis 2017;38(5):351–359. https://doi.org/10.1027/0227-5910/a000456.
15. An S, Lee H. An exploratory study for developing a social stigma scale toward suicidal people. Health and Social Welfare Review 2017;37(2):325–357.
16. An S, Lee H. Testing the validity of the shortened social stigma scale for the suicidal people: assessing stigma levels based on demographic characteristics. Mental Health and Social Work 2017;45(4):83–108.
17. Kawashima D, Kawamoto S, Shiraga K, Kawano K. Is suicide beautiful? Crisis 2019;41(2):114–120. https://doi.org/10.1027/0227-5910/a000612.
18. Fu Q, An S, Lee H. Social perception of suicide through com-ments posted on online suicide-related news: a comparison of celebrities' suicides and ordinary persons' suicides. Korean Journal of Broadcasting and Telecommunication Studies 2021;35(2):35–67.
19. Dovidio JF, Gaertner SL, Schnabel N, Saguy T, Johnson J. Re-categorization and prosocial behavior: common in-group iden-tity and a dual identity. In : Stürmer S., Snyder M., eds. The psychology of prosocial behavior: Group processes, intergroup relations, and helping Wiley-Blackwell; 2010. p. 191–207.
20. Forgas JP, Fiedler K. Us and them: mood effects on intergroup discrimination. Journal of Personality and Social Psychology 1996;70(1):28–40. https://doi.org/10.1037/0022-3514.70.1.28.
21. Corrigan PW. Mental health stigma as social attribution: im-plications for research methods and attitude change. Clinical Psychology: Science and Practice 2000;7(1):48–67. https://doi.org/10.1093/clipsy.7.1.48.
22. Rudolph U, Roesch S, Greitemeyer T, Weiner B. A meta ana-lytic review of help giving and aggression from an attribution-al perspective: contributions to a general theory of motivation. Cognition and Emotion 2004;18(6):815–848. https://doi.org/10.1080/02699930341000248.
23. May AM, Klonsky ED. What distinguishes suicide attempters from suicide ideators? a meta-analysis of potential factors. Clinical Psychology: Science and Practice 2016;23(1):5–20. https://doi.org/10.1037/h0101735.
24. Lee H, An S. Social stigma toward suicide: Effects of group cat-egorization and attributions in Korean health news. Health Communication 2016;31(4):468–477. https://doi.org/10.1080/10410236.2014.966894.
25. Park SJ, Choi HR, Choi JH, Kim KW, Hong JP. Reliability and validity of the Korean version of the Patient Health Question-naire-9 (PHQ-9). Anxiety and Mood 2010;6(2):119–124.
26. Kang H. A guide on the use of factor analysis in the assessment of construct validity. Journal of Korean Academy of Nursing 2013;43(5):587–594. https://doi.org/10.4040/jkan.2013.43.5.587.
27. Corrigan PW, Sheehan L, Al-Khouja MA, Lewy S, Major DR, Mead J, et al. Insight into the stigma of suicide loss survivors: Factor analyses of family stereotypes, prejudices, and discrim-inations. Archives of Suicide Research 2018;22(1):57–66. https://doi.org/10.1080/13811118.2016.1275993.
28. Chan WI, Batterham P, Christensen H, Galletly C. Suicide literacy, suicide stigma and help-seeking intentions in Australian medical students. Australasian Psychiatry 2014;22(2):132–139. https://doi.org/10.1177/1039856214522528.
29. Nguyen E, Chen TF, O'Reilly CL. Evaluating the impact of direct and indirect contact on the mental health stigma of pharmacy students. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology 2012;47(7):1087–1098.
30. Han J, Batterham PJ, Calear AL, Ma J. Seeking professional help for suicidal ideation: a comparison between Chinese and Australian university students. Psychiatry Research 2018;270:807–814. https://doi.org/10.1016/j.psychres.2018.10.080.

Appendices

Appendix 일반인 대상의 한국형 자살 낙인 척도 (Korean Suicide Stigma Scale, KSSS)

귀하께서는 자살을 시도하거나 자살로 사망하는 "일반인"을 어떻게 생각하시나요? 아래 제시된 문항들을 읽고, 귀하의 의견과 가장 가까운 곳에 표시해주세요.

Article information Continued

Table 1.

Perceived Level of Suicide Stigma according to General Characteristics (N=552)

Characteristics Categories n (%) Suicide stigma
M± SD t or F (p)
Gender Men 271 (49.1) 2.88±0.73 4.28 (<.001)
Women 281 (50.9) 2.62±0.68
Age (year) 20∼29 108 (19.6) 2.42±0.64 13.07 (<.001)
30∼39 105 (19.0) 2.69±0.75
40∼49 109 (19.7) 2.72±0.69
50∼59 113 (20.5) 2.80±0.65
60∼69 117 (21.2) 3.07±0.69
House income Low 175 (31.7) 2.67±0.68 1.56 (.210)
Medium 324 (58.6) 2.77±0.76
High 53 (9.7) 2.80±0.68
Religion Yes 259 (46.9) 2.79±0.73 1.41 (.158)
No 293 (53.1) 2.70±0.70
Education Less than high school 6 (1.1) 2.83±1.00 0.53 (.665)
High school certificate 126 (22.8) 2.68±0.73
Bachelor degree 354 (64.1) 2.77±0.70
Postgraduate degree 66 (12.0) 2.78±0.72
Contact experience with suicide attempt Yes 122 (22.1) 2.65±0.73 -1.71 (.088)
No 430 (77.9) 2.78±0.71
Depression level None (0∼4) 309 (56.0) 2.78±0.73 1.83 (.122)
Mild (5∼9) 145 (26.2) 2.76±0.70
Moderate (10∼14) 66 (12.0) 2.68±0.71
Moderately severe (15∼19) 17 (3.1) 2.79±0.65
Severe (20 above) 15 (2.7) 2.30±0.63

Table 2.

Results of Exploratory Factor Analysis (N=552)

Factor label Items Eigenvalue % of variance % of cumulative variance Factor loading Cronbach' ⍺(Total=.95)
Dishonor Q21 Shallow 6.04 15.10 15.10 .85 .92
Q22 Shameful .81
Q23 Disapproving .81
Q24 Troublesome .75
Disgust Q25 Dark 5.28 13.20 28.31 .86 .94
Q27 Nauseated .85
Q30 Disgrace .83
Q31 Burdensome .79
Incompetence Q1 Lacking self-control 5.02 12.54 40.85 .80 .88
Q2 Weak .80
Q3 Reckless .78
Q4 Irresponsible .73
Immorality Q9 Sinful 3.82 9.54 50.39 .80 .85
Q10 Immoral .77
Q11 Reprehensible .69
Q12 Barbaric .68
Selfishness Q5 Cruel 3.52 8.79 59.18 .78 .85
Q6 Selfish .75
Q7 Self-serving .72
Q8 Unfilial .64
Social exclusion Q13 Isolated 3.21 8.01 67.19 .82 .87
Q14 Alienated .79
Q15 Disconnected .75
Q16 Maladjusted .64
Sympathy Q17 Trapped 2.28 5.70 72.89 .89 .87
Q18 Pitiable .85
Q19 Unhappy .84
Q20 In pain .82

Table 3.

Results of Confirmatory Factor Analysis (N=552)

Factor Items Standardized Estimate SE CR p AVE Composite reliability
Incompetence Q1 Lacking self-control .77 .64 .88
Q2 Weak .73 .04 22.20 <.001
Q3 Reckless .87 .05 21.55
Q4 Irresponsible .83 .05 20.51
Selfishness Q5 Cruel .75 .59 .85
Q6 Selfish .84 .06 19.02 <.001
Q7 Self-serving .81 .06 18.08 <.001
Q8 Unfilial .67 .06 15.23 <.001
Immorality Q9 Sinful .73 .62 .86
Q10 Immoral .80 .04 21.43 <.001
Q11 Reprehensible .80 .05 18.60 <.001
Q12 Barbaric .82 .05 18.98 <.001
Social Exclusion n Q13 Isolated .76 .63 .87
Q14 Alienated .61 .05 16.42 <.001
Q15 Disconnected .87 .05 20.93 <.001
Q16 Maladjusted .89 .05 21.31 <.001
Sympathy Q17 Trapped .89 .65 .88
Q18 Pitiable .81 .04 22.82 <.001
Q19 Unhappy .79 .04 21.93 <.001
Q20 In pain .73 .04 19.72 <.001
Dishonor Q21 Shallow .88 .75 .92
Q22 Shameful .85 .04 26.92 <.001
Q23 Disapproving .89 .03 29.66 <.001
Q24 Troublesome .84 .04 26.69 <.001
Disgust Q25 Dark .89 .85 .96
Q26 Nauseated .94 .03 35.82 <.001
Q27 Disgrace .93 .03 35.43 <.001
Q28 Burdensome .93 .04 26.10 <.001

CR=critical ratio; SE=standard error; AVE=averaged variance extracted.

Table 4.

Correlation Results among Key Variables (N=552)

Variables 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
1. Stigma total 1                      
2. Incompetence .81∗∗ 1                    
3. Selfishness .83∗∗ .60∗∗ 1                  
4. Immorality .85∗∗ .62∗∗ .69∗∗ 1                
5. Social exclusion .77∗∗ .53∗∗ .61∗∗ .56∗∗ 1              
6. Sympathy .17∗∗ .02 .17∗∗ -.07 .19∗∗ 1            
7. Dishonor .85∗∗ .74∗∗ .58∗∗ .72∗∗ .53∗∗ -.13∗∗ 1          
8. Disgust .78∗∗ .55∗∗ .52∗∗ .78∗∗ .50∗∗ -.20∗∗ .79∗∗ 1        
9. SSAS_stereotype .63∗∗ .51∗∗ .50∗∗ .54∗∗ .48∗∗ .10∗ .54∗∗ .51∗∗ 1      
10. SSas_prejudice .52∗∗ .40∗∗ .41∗∗ .50∗∗ .37∗∗ -.00 .50∗∗ .47∗∗ .70∗∗ 1    
11. SSAs_discrimination .40∗∗ .26∗∗ .26∗∗ .37∗∗ .35∗∗ .02 .37∗∗ .42∗∗ .55∗∗ .65∗∗ 1  
12. ATTS .29∗∗ .16∗∗ .26∗∗ .20∗∗ .28∗∗ .22∗∗ .18∗∗ .20∗∗ .31∗∗ .30∗∗ .24∗∗ 1

SSAS=suicide stigma assessment scale; ATTS=attitude toward suicide; ∗ p<.05, ∗∗ p<.01, ∗∗∗ p<.001.

Table 5.

Independent Samples t-test Results of the Suicide Stigma Factors (N=552)

Variables Stigma factor Categories M± SD t p
Contact experience with suicide attempt Incompetence Yes 2.77±1.11 -2.73 .007
No 3.07±1.04
Selfishness Yes 2.98±1.05 -0.20 .840
No 3.01±1.08
Immorality Yes 2.07±0.97 -1.65 .099
No 2.23±0.95
Social exclusion Yes 2.73±0.96 -1.10 .272
No 2.83±0.94
Sympathy Yes 4.01±0.80 -0.31 .754
No 3.99±0.83
Dishonor Yes 2.18±1.06 -1.85 .066
No 2.37±0.99
Disgust Yes 1.81±0.94 -1.33 .184
No 1.93±0.92
Depression Incompetence Normal 3.07±1.06 3.26 .001
Severe 2.69±1.00
Selfishness Normal 3.02±1.06 1.08 .282
Severe 2.90±1.11
Immorality Normal 2.21±0.95 0.69 .492
Severe 2.14±0.97
Social exclusion Normal 2.82±0.94 0.44 .661
Severe 2.77±0.96
Sympathy Normal 3.99±0.83 -0.29 .775
Severe 4.02±0.90
Dishonor Normal 2.38±1.01 2.48 .013
Severe 2.10±0.96
Disgust Normal 1.91±0.91 0.58 .564
Severe 1.85±0.98
No. 문항 전혀 그렇지 않다 그렇지 않다 보통이다 그렇다 매우 그렇다
1 자살하는 사람은 신중하지 못하고 무모하다. 1 2 3 4 5
2 자살하는 사람은 무책임하다. 1 2 3 4 5
3 자살하는 사람은 스스로를 통제하지 못한다. 1 2 3 4 5
4 자살하는 사람은 의지가 약하다. 1 2 3 4 5
5 자살하는 사람은 자기 자신만을 생각한다. 1 2 3 4 5
6 자살하는 사람은 이기적이다. 1 2 3 4 5
7 자살하는 사람은 모진 사람이다. 1 2 3 4 5
8 자살하는 사람은 불효를 저지르는 사람이다. 1 2 3 4 5
9 자살하는 사람은 죄를 짓는 사람이다. 1 2 3 4 5
10 자살하는 사람은 도덕적이지 못하다. 1 2 3 4 5
11 자살하는 사람은 비난 받을 행동을 한다. 1 2 3 4 5
12 자살하는 사람은 사람의 도리를 모른다. 1 2 3 4 5
13 자살하는 사람은 사회에 대한 적응력이 떨어진다. 1 2 3 4 5
14 자살하는 사람은 사회로부터 고립된 사람이다. 1 2 3 4 5
15 자살하는 사람은 사람들과 잘 어울리지 못한다. 1 2 3 4 5
16 자살하는 사람은 집단이나 사회로부터 소외되어 있다. 1 2 3 4 5
17 자살하는 사람은 아픔이 있는 사람이다. 1 2 3 4 5
18 자살하는 사람은 안타깝다. 1 2 3 4 5
19 자살하는 사람은 현실이 행복하지 않다고 느낀다. 1 2 3 4 5
20 자살하는 사람은 힘든 상황에 처해있다. 1 2 3 4 5
21 자살하는 사람은 한심스럽다. 1 2 3 4 5
22 자살하는 사람은 수치스럽다/부끄럽다. 1 2 3 4 5
23 자살하는 사람은 골칫거리이다. 1 2 3 4 5
24 자살하는 사람은 못마땅하다. 1 2 3 4 5
25 자살하는 사람은 추하다. 1 2 3 4 5
26 자살하는 사람은 불순하다. 1 2 3 4 5
27 자살하는 사람은 음침하다. 1 2 3 4 5
28 자살하는 사람은 짐스러운 존재다. 1 2 3 4 5

■ 하부요인별 문항: 1) 무능력 요인: 문항 1,2,3,4; 2) 이기적 요인: 문항 5,6,7,8; 3) 부도덕 요인: 문항 9,10,11,12; 4) 사회적 배제 요인: 문항 13,14,15,16; 5) 연민 요인: 문항 17,18,19,20; 6) 불명예 요인: 문항 21,22,223,24; 7) 혐오 요인: 문항 25,26,27,28

■ 측정 가능한 점수의 범위: 총 28개 문항을 5점 Likert 척도로 측정 (최대 140점, 최소 28점)

■ 점수의 해석: 총 점수의 평균을 기준으로 값이 클수록 자살 시도자를 향한 낙인 인식이 높은 것으로 평가