정신장애 치료에서 심리상담의 효과는 꾸준히 입증되어 왔다(McAleavey et al., 2019). 그럼에도 불구하고 약 20%의 내담자는 상담을 조기 종결하는 것으로 보고되고 있다(윤정숙, 유성경, 2016; Swift & Greenberg, 2012). 이러한 조기 종결의 문제를 줄이고 상담 서비스의 질을 높이기 위한 방안으로, 최근에는 내담자의 선호를 상담 과정에 적극적으로 반영해야 한다는 주장이 제기되고 있다(Cooper & Norcross, 2016; Cooper et al., 2019). 내담자 선호를 반영하는 접근은 연구를 통해 축적된 과학적 근거뿐만 아니라, 내담자의 필요와 선호, 추구하는 가치를 함께 고려하여 치료를 제공해야 한다는 근거기반실천(evidence-based practice)의 핵심 원리와도 밀접하게 관련된다(APA, 2006).
최근 우리나라는 2024년부터 정부가 대규모 예산을 투입해 ‘전국민 마음투자 지원사업(현 정신건강 심리상담 바우처 사업)’을 추진하면서 상담 서비스의 접근성과 활용도가 크게 확대되고 있다(보건복지부, 2024, 2026). 이러한 변화는 상담자의 전문성과 상담 효과에 대한 책무를 강화하는 방향으로 이어지고 있다. 따라서 상담 효과를 극대화하고 내담자의 만족과 지속적인 상담 서비스 이용을 보장하기 위해서는 내담자의 필요와 기대에 부합하는 상담을 제공할 필요가 있으며, 이를 위해 상담에 대한 내담자의 선호를 체계적으로 파악하고 상담 과정에 반영하려는 노력이 필요하다.
미국심리학회(2012)는 상담 초기 단계부터 내담자의 선호를 고려하는 것이 상담 효과에 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 강조하였다. 실제로 내담자의 선호에 부합하는 상담을 제공할수록 내담자의 상담 참여도가 높아지고, 상담 성과 또한 향상된다는 연구 결과가 보고되고 있다(Lindhiem et al., 2014; Swift et al., 2018). 이런 흐름에 따라 해외에서는 내담자 선호에 대한 연구가 활발히 이루어지고 있으며, 이를 측정하기 위한 다양한 도구 역시 개발되었다. 반면 국내의 경우, 관련 논의와 실증 연구가 매우 미흡한 실정이다.
심리상담에서 내담자 선호(Client Preference for Counseling)란 내담자가 상담 과정에서 중요하게 여기는 상담자의 행동이나 특성, 개입방식 또는 상담이 이루어지는 과정을 의미한다(Arnkoff et al., 2002; Swift et al., 2011). Swift 등(2011)은 내담자 선호를 활동 선호(activity preferences), 치료 선호(treatment preferences), 상담자 선호(preferences about the therapist)라는 세 가지 범주로 구분하였다. 먼저, 활동 선호는 상담 과정에서 어떤 활동이 이루어지길 원하는지를 의미한다. 예를 들어 상담자의 직면에 대한 선호, 회기와 회기 사이 과제 부여와 같은 개입에 대한 선호가 이에 해당한다. 둘째, 치료 선호란 특정 치료 접근이나 개입방식에 대한 선호를 포함한다. 심리치료의 이론적 접근법에 따라 치료적 개입 또한 달라지기 때문에, 인간중심치료, 인지행동치료, 정신역동치료 등과 같이 다양한 치료 방식에 대한 선호가 있을 수 있다. 셋째, 상담자 선호란 내담자가 바라는 상담자의 개인 특성에 대한 선호를 의미한다. 성별과 같은 인구통계학적 요인이 될 수도 있고, 상담자의 성격특성이 될 수도 있다.
해외 선행연구에 따르면 내담자들은 전반적으로 인지행동치료와 같이 적극적이고 구조화된 형태의 심리치료를 선호하는 경향이 있다(Bragesjö et al., 2004; King et al., 2000). 또한 일부 연구에서는 성별에 따라 선호 차이가 나타났는데, 여성은 남성에 비해 지시적인 상담과 더 따뜻한 지지를 선호하는 경향이 보고되었다(Cooper et al., 2019; Lee, 2009). 일반인과 정신건강 전문가 간에도 상담 선호에 차이가 존재한다. 일반인은 지시적이고 지지적인 상담을 선호하는 반면, 전문가 집단은 정신분석적이고 통찰 중심의 접근을 더 선호하는 경향이 보고되었다(Cooper et al., 2019; She et al., 2023). 이러한 결과는 상담자와 내담자가 선호하는 상담 방식이 서로 달라 상담 과정에서 기대 불일치를 초래하고 상담 관계 및 성과에 영향을 미칠 가능성을 시사한다.
내담자 선호를 상담 과정에 반영하는 것은 상담 성과와도 밀접하게 관련된다. 내담자와 선호를 조율하는 것은 상담 성과의 강력한 예측요인인 작업동맹을 향상시키는 것으로 나타났으며(Windle et al., 2020), 상담자가 내담자의 선호를 존중하고 반영할수록 중도 탈락률이 크게 감소하고 상담 효과가 향상되는 것으로 보고되었다(Swift et al, 2018). Lindhiem 등(2014)이 실시한 메타분석 연구에서도 자신의 선호가 반영된 상담을 받은 내담자의 경우, 그렇지 않은 내담자보다 더 높은 상담 만족도와 종결률, 그리고 임상적으로 더 좋은 개선을 보이는 것으로 나타났다. 나아가 Bennett 등(2025)이 최근 10년간 새롭게 누적된 연구를 추가하여 Lindhiem 등(2014)의 메타분석 연구를 재검토한 결과, 상담 과정에서 내담자 선호를 반영했을 때의 긍정적 효과가 일관되게 지지됨을 확인하였다.
내담자 선호를 파악하고 내담자를 치료적 의사결정에 참여시키는 것이 상담 효과를 증진한다는 연구 결과가 누적되면서, 해외에서는 내담자 선호를 측정하기 위한 다양한 도구가 개발되었다. 심리치료 선호 및 경험 설문지(Psychotherapy Preference and Experience Questionnaire [PEX]; Sandell et al., 2011), 상담 선호 양식(Counseling Preference Form [CPF]; Goates-Jones & Hill, 2008), 대학 상담 선호 척도(Preference for College Counseling Inventory [PCCI]; Hatchett, 2015), 치료 개인화 양식(Therapy Personalization Form [TPF]; Bowens & Cooper, 2012) 등이 대표적인 사례이다. PEX는 15문항으로 구성되며, 내담자가 상담자의 상담 스타일이나 방식이 자신에게 얼마나 도움이 될 것이라고 믿는지를 6점 리커트 척도로 측정한다. 이 척도는 외재화, 내재화, 카타르시스, 지지, 방어성 다섯 가지 하위요인으로 구성되어 내담자의 도움 신념(helpfulness beliefs)을 평가한다(Sandell et al., 2011). 그러나 신념은 내담자들이 상담에서 무엇이 일어날 것이라고 믿는 것을 나타내는 반면, 선호는 내담자들의 바람을 나타낸다는 점에서(Swift et al., 2018), PEX는 선호의 개념을 충분히 반영하지 못한다는 한계가 있다. 또한 PEX 문항과 하위요인이 기존 이론적 틀에 기반하여 개발되었기에 내담자 선호의 실제적이고 다각적인 차원을 충분히 반영하지 못할 수 있다(Cooper & Norcross, 2016). CPF는 통찰 중심 기술(insight skill)과 행동 중심 기술(action skill) 두 가지의 상담 양식 중 내담자가 어떤 활동을 더 선호하는지 측정한다(Goates-Jones & Hill, 2008). 이 도구는 내담자와 상담자의 선호 일치가 심리치료 결과에 미치는 영향을 탐색하는 데 활용될 수 있지만, PEX와 마찬가지로 이론적 가정에 기반하여 문항이 개발되었고, 통찰 지향과 행동 지향이라는 이분법적 구분에 선호 차원을 제한하고 있다는 점이 한계로 지적된다(Cooper & Norcross, 2016). Hatchett(2015)은 상담에 대한 선호를 개념적으로 측정하기 위해 PCCI를 개발하였으며, 이 척도는 상담자의 특성과 상담자 활동, 내담자 활동에 대한 선호를 평가하도록 고안되었다. 그러나 총 67문항으로 구성되어 문항 수가 많고, 학부생 표본으로 개발되었다는 점에서 임상 현장에서 활용하기에는 제한적이라는 지적을 받아왔다(Cooper & Norcross, 2016). 다음으로 TPF의 경우, 이전 척도들과 달리 내담자 선호를 파악하고, 이를 상담 과정에 반영함으로써 내담자가 치료적 의사결정에 더 적극적으로 참여하도록 하는 데 초점을 두고 개발되었다(Bowens & Cooper, 2012). 총 20개의 의미분별형 양극 척도로 평가하도록 구성되었고, 단순 측정도구가 아닌 상담 현장에서 내담자와 상담자 간 소통을 촉진하기 위한 틀로 활용되도록 개발되었다. 그러나 실무 활용의 용이성에도 불구하고, 척도의 타당도와 신뢰도에 대한 근거가 미흡하여 추가적인 검증이 요구된다는 제한점이 있다(Cooper & Norcross, 2016).
Cooper와 Norcross(2016)는 앞선 척도들의 제한점을 보완해 임상적으로 간편하고 활용도가 높은 Cooper-Norcross 선호 척도(Cooper-Norcross Inventory of Preference [C-NIP])를 개발하였다. C-NIP는 네 가지 하위요인(상담자 지시성 vs. 내담자 지시성, 정서적 집중 vs. 정서적 유보, 과거 지향 vs. 현재 지향, 따뜻한 지지 vs. 집중된 도전)으로 구성된다. 이 도구는 상담 초기 단계에서 내담자가 기대하는 상담자의 태도, 상담 구조, 정서에 대한 접근 방식을 파악하는 데 활용되며, 상담자의 개입 방향 설정과 상담 스타일 조율에 도움을 준다. 또한 초기 라포 형성과 치료적 동맹 구축에 기여한다는 점에서 임상 현장에서 간편하고 실용적인 도구로 널리 사용되고 있다(Cooper & Norcross, 2016). 이러한 장점으로 인해 C-NIP는 현재 10개가 넘는 언어로 번역되어 독일, 터키, 포르투갈, 체코 등 다양한 국가에서 활용되고 있다.
C-NIP가 그 간편성과 실용성을 바탕으로 널리 활용되고 있음에도 불구하고, 상담 및 심리치료에 대한 내담자의 선호는 문화적 맥락에 따라 상이하게 나타날 수 있다는 점에서 타문화권에서 활용할 때에는 주의할 필요가 있다. 최근 Řiháček 등(2024)이 영어, 중국어, 독일어, 프랑스어, 체코어, 스페인어, 터키어 등 다양한 언어권 자료를 통합 분석한 결과, 원래의 C-NIP 4요인 구조가 비영어권에서는 안정적으로 재현되지 않아 국가 및 언어권 간 점수를 직접 비교하는 데에는 한계가 있다고 보고하였다. 또한 다집단 확인적 요인분석 결과 측정단위 동일성은 확보되었으나 절편 동일성은 성립하지 않았다. 이는 동일한 잠재적 선호 수준을 가진 내담자라 하더라도 문화적 또는 언어적 맥락에 따라 설문에 답하는 기준이 달라질 수 있음을 의미한다. 실제로 중국 표본에서는 상담자와의 관계를 현재 시점에서 다루는 즉시성과 정서적 집중/유보가 매우 밀접하게 연결되어 나타난 반면, 영어권·체코·스페인 표본에서는 두 차원이 상대적으로 독립적으로 나타났다. 이러한 결과는 상담에 대한 선호가 문화적 맥락에 따라 서로 다른 방식으로 구조화될 수 있음을 시사한다(Řiháček et al., 2024).
한국 사회 역시 상담 선호에 영향을 미칠 수 있는 문화적, 사회적 특성을 지니고 있다. 전통적으로 한국 사회에서는 관계 중심성과 권위 존중이 중요한 가치로 여겨져 왔으나(Chung, 2015), 최근에는 개인주의적 가치가 확산되면서 전통적 가치와 공존하는 양상이 나타나고 있다(최혜원, 2023). 즉, 위계와 권위에 대한 존중, 유교적 가치 등 집단주의적 가치관이 약화되기는 했지만, 여전히 소속감, 관계 중심성 등을 중시하는 한편, 개인의 독립성과 자율성 또한 중요하게 여기는 경향이 함께 나타나고 있다(박준성, 2024; 양정은, 이재원, 2020; 최혜원, 2023). 이와 함께 정신건강 서비스에 대한 사회적 관심이 높아지고 디지털 기술이 발전하면서 상담이 이루어지는 환경 역시 변화하고 있다. 특히 정부의 정신건강 심리상담 바우처 사업과 정신건강 서비스 접근성 확대 정책은 전문 상담 이용 기회를 증가시키고 있으며(보건복지부, 2026), 코로나19 이후 온라인 상담과 디지털 기반 정신건강 서비스가 빠르게 확산되면서 상담이 이루어지는 방식 또한 다양화되고 있다(김효정 등, 2023). 이러한 흐름 속에서 최근에는 스트레스 및 우울 관련한 상담 이용률이 증가하고 있으며, 특히 젊은 층을 중심으로 상담 서비스 이용이 확대되고 있는 것으로 보고되었다(Byun et al., 2026).
즉, 현재 한국 사회는 전통적인 관계 지향성과 권위에 대한 기대가 여전히 영향을 미치는 가운데, 개인의 자율성과 자기결정을 중시하는 가치가 확산되고 있으며, 대면 상담과 온라인 상담이 공존하는 등 상담 환경 또한 빠르게 변화하고 있다. 따라서 한국 내담자의 상담 선호를 정확하게 이해하기 위해서는 서구에서 개발된 척도를 단순 번안하여 적용하기보다는 현재 한국 사회의 문화적 특성과 변화된 상담 환경을 반영할 수 있는 상담 선호 측정도구의 개발이 필요하다.
이에 본 연구는 한국 내담자들이 지닐 수 있는 상담 선호를 반영한 한국형 상담 선호 척도(Korean Psychotherapy Preference Scale [KPPS])를 개발하고 그 타당성을 검증하고자 하였다. 본 연구에서는 상담에 대한 내담자 선호를 상담 과정에서 상담자의 태도와 역할, 상담의 진행 방식, 치료적 관계 및 개입 초점 등에 대해 내담자가 상대적으로 선호하는 경향으로 정의하였다. 또한 상담 선호를 단일한 특성이 아닌 다차원적 구성개념으로 가정하고, 선행연구 검토와 문항 개발 과정을 통해 상담자의 개입방식, 상담 과정에서 기대하는 관계적 특성, 상담에서 다루고자 하는 문제와 변화의 초점 등을 포괄하는 구성요소를 탐색하였다. 이를 바탕으로 한국 내담자의 상담 선호를 체계적으로 평가할 수 있는 척도를 개발하고, 그 요인구조와 심리측정적 특성을 검증하고자 하였다.
방 법
연구 1에서는 KPPS의 예비문항을 개발한 후 요인구조를 탐색하였고, 연구 2에서는 연구 1에서 도출된 요인구조의 재검증과 더불어 신뢰도 및 타당도를 확인하였다. 본 연구에서는 상담 선호라는 심리적 구성개념의 복합성과 다차원성을 보다 현실적으로 반영하기 위한 선택으로 타당도 검증 과정에서 탐색적 구조 방정식(Exploratory Structural Equation Modeling; ESEM)을 사용하였고, ESEM 모형의 안정성과 구조적 타당도를 평가하기 위해 선행연구(Marsh et al., 2010; Tóth-Király et al., 2017)에서 제안된 탐색-확인의 두 단계 분석 절차를 따랐다. 상담 선호의 경우, 특정 문항이 서로 다른 요인에 동시에 관련될 수 있어 전통적인 CFA의 독립군집 모형(Independent Cluster Model; ICM) 가정을 충족하기 어려울 수 있고, 이에 따라 자연스러운 교차 부하(cross-loading)를 통계적으로 허용하면서도, 구조방정식의 엄밀한 적합도 검증을 동시에 수행할 수 있는 ESEM이 더 적절하다고 판단하였다. 구체적으로, 연구 1에서 최적의 요인구조를 탐색한 후, 연구 2에서 독립된 표본을 통해 동일한 ESEM 구조가 재현되는지 확인함으로써 척도의 구조적 안정성과 타당성을 입증하고자 하였다.
방 법
연구 1: 한국형 상담 선호 예비문항 개발 및 요인구조 탐색
문헌조사 및 선행연구 분석
상담 방식에 대한 내담자의 선호를 파악할 수 있는 상담 선호 척도를 개발하기 위해 5명의 연구진(상담심리학 교수 2인, 박사 과정 1인, 석사 졸업 1인, 석사 과정 1인)이 참여하였다. 연구진은 상담 및 심리치료에서 내담자 선호를 고려하는 것의 중요성과 내담자 선호를 치료에 반영했을 때의 효과를 다룬 문헌들을 고찰하고, 앞서 개발된 내담자 선호를 평가하는 여러 측정도구들을 검토하였다. 관련 척도로는 PEX(Sandell et al., 2011), PCCI(Hatchett, 2015), CPF(Goates-Jones & Hill, 2008) 등이 해당된다. 그러나 이 도구들은 심리측정적 특성이 제한적이거나 임상 실제에서 사용하기에는 지나치게 길다는 비판을 받아왔다는 제한점이 있다. 이에 연구진은 가장 최근에 개발되고, 현재 10개 넘는 언어로 번역되어 여러 국가에서 연구 및 실제에 광범위하게 사용되는 C-NIP를 중점적으로 검토하였다. 다만, 해당 척도를 국내에 그대로 적용할 경우, 한국 내담자의 선호를 충분히 반영하지 못할 가능성이 있다는 문제점을 파악하여, 한국 문화 및 최근 상담 환경의 변화를 함께 반영해 한국 내담자의 상담 선호를 측정할 수 있는 문항을 포함한 새로운 상담 선호 척도를 개발하고자 하였다.
예비문항 개발
상담 선호 척도 개발을 위해 예비문항을 도출하고 검토하는 과정을 단계적으로 수행하였다. 먼저 C-NIP를 포함해 해당 척도 개발에 사용된 예비문항 39개를 연구진이 번안하였고, 이후 상담심리 전공 석박사 과정생들과 함께 척도가 의도한 의미가 제대로 전달되는지, 문항의 의미는 명료한지 등에 대해 검토 및 논의하는 시간을 가졌다.
척도 번안 및 검토를 마친 후에는 한국 문화 맥락에서 추가할 필요가 있는 문항들을 자유롭게 브레인스토밍하여 예비문항 풀을 구성하였다. 먼저, 한국 사회의 관계 문화가 상담 선호에 영향을 미칠 수 있다는 점에 주목하였다. 전통적으로 한국 사회는 연장자와 전문가에 대한 존중, 관계적 위계 등을 중요하게 여겨왔으나(Foley & Fuqua, 1988; Sung, 2004; Triandis, 1995), 최근 한국 사회에서는 전통적인 위계적 관계 규범이 여전히 영향을 미치는 가운데, 자율성과 자기결정을 강조하는 개인주의적 가치가 확산되면서 전통적 가치와 현대적 가치가 공존하는 양상이 나타나고 있다(이경희, 2012; Lee et al., 2023). 이에 따라 상담 장면에서도 상담자를 조언과 지도를 제공하는 전문가로 기대하는 내담자가 있는 반면(장성숙, 2002; Yuen & Tinsley, 1981), 보다 협력적이고 수평적인 관계를 선호하는 내담자 역시 존재할 수 있다고 보았다. 또한 최근 국내 온라인 상담 플랫폼(예: Trost)에서는 상담자를 소개할 때 ‘공감과 위로’ 혹은 ‘현실적인 조언’ 등을 상담 스타일 정보로 제공하고 이용자가 이를 확인하고 선택할 수 있게 했다는 점에도 주목하였다. 이는 내담자들이 상담자와의 관계뿐 아니라 상담자가 어떤 방식으로 도움을 제공하기를 기대하는지에 대해서도 서로 다른 선호를 지닐 수 있음을 시사한다. 이에 상담자와의 관계 및 상호작용 방식, 그리고 상담자의 역할에 대한 선호를 측정하기 위해 “친구 같은 상담자 vs 어른(선생님) 같은 상담자”, “위로와 공감을 해주는 vs 충고와 조언을 해주는” 등의 문항을 구성하였다.
이어 상담 과정에서 누가 방향을 주도하고 어떤 수준의 구조화를 기대하는지에 대한 선호 역시 개인차가 존재할 수 있음이 논의되었다. 선행연구에서는 동아시아 문화권 내담자들이 상담자의 방향 제시, 구조화된 상담 절차, 전문가 역할에 대한 신뢰를 선호하는 경향이 보고되어 왔다(Atkinson & Matsushita, 1991; Leong & Lau, 2001; Seo, 2005; Yuen & Tinsley, 1981). 그러나 이런 경향이 모든 내담자에게 동일하게 나타나는 것은 아니며, 상담자의 주도성을 선호하는 내담자가 있는 반면, 내담자의 자율성, 협력적 의사결정을 선호하는 내담자도 존재할 수 있다. 이에 상담 과정의 주도성과 구조화 수준에 대한 선호를 측정하기 위해 “상담자가 상담목표를 정하는 vs 내가 상담목표를 정하는”, “상담과 관련된 보조 자료를 제공하는 vs 상담과 관련된 보조 자료를 제공하지 않는”과 같은 문항을 추가하였다.
한편, 한국 내담자들은 상담 과정의 명확한 구조와 절차, 문제에 대한 인지적 이해, 전문가의 분석과 해석을 선호하는 문화적 특성이 있다(김인규, 2004; 임은미 등, 2020). 상담자의 설명 및 이론적 안내에 대한 선호를 살펴보고자 “상담에서 일어나는 일들을 설명해주는 vs 상담에서 일어나는 일들을 스스로 깨닫게 하는”, “문제 원인에 대한 이론적 설명을 자세히 하는 vs 문제 원인에 대한 이론적 설명을 최소화하는” 등의 문항을 포함하였다.
도출된 예비문항들은 상담심리 전공 석박사 과정생 11명을 대상으로 예비조사를 통해 평가되었고, 참여자들은 각 문항에 대해 “한국인 내담자의 상담 방식 선호를 측정하는 데 해당 문항이 얼마나 적합한지”를 1점(전혀 적합하지 않다)부터 7점(매우 적합하다)까지의 리커트 척도로 평정하였다. 이후, 연구진을 포함한 석박사 과정생들은 개발된 문항을 함께 읽어보며, 특별히 5점 이하의 문항을 중심으로 문항 표현의 명확성, 문항이 의도한 구성개념이 어떻게 이해되는지, 실제 응답자로서 해당 문항에 어떻게 반응할 것 같은지 등에 대한 의견을 자유롭게 제시하였다. 이러한 토의 과정에서 문항의 명료성, 문화적 적합성, 중복 여부 등을 점검하여 문항을 수정 및 보완하였다. 이 같은 예비문항 개발과 검토 과정을 통해 C-NIP 척도 18문항을 포함한 상담 선호 척도의 예비문항 41개 구성을 완료하였다.
전문가 인터뷰
이전 단계에서 개발된 예비문항의 적절성을 확인하고, 추가 고려할 문항이 있는지 제언을 얻기 위해 연구진은 3인의 전문가와 각각 인터뷰를 진행하였다. 전문가 3인은 10년 이상의 상담 경력이 있으며, 현재 대학상담센터, 사설상담센터, 그리고 사설 온라인 상담에서 상담을 제공하는 전문가로 서로 다른 환경에 있는 내담자들의 선호에 익숙한 상담자를 고려하여 선정하였다. 인터뷰에 응한 참여자들은 한국상담심리학회 상담심리사 1급 2인과 한국상담학회 전문상담사 1급 1인으로, 인터뷰는 개별로 약 50~60분씩 진행되었다. 연구진은 인터뷰에 앞서 연구 목적을 안내하고, 예비문항에 대한 적절성을 평가할 수 있도록 사전 자료를 제공하였다. 인터뷰는 세 가지 주제로 진행되었다. 먼저, 중요하게 고려되어야 하는 상담 및 심리치료에 대한 한국 내담자들의 선호에 대해 자유롭게 브레인스토밍하였고, 다음으로 이전 단계에서 개발된 각각의 예비문항들에 대한 적절성 평가, 마지막으로 한국 내담자들의 상담 및 심리치료 선호를 파악하기 위한 새로운 문항 내용을 제안하고 논의하였다. 예비문항 평가의 경우, 개발된 41개 문항 각각에 대해 “한국인 내담자의 상담 방식 선호를 측정하는 데 해당 문항이 얼마나 적합한지”를 물었고, 1점(전혀 적합하지 않다)부터 7점(매우 적합하다)까지의 리커트 척도로 평정하도록 하였다. 1점에서 3점 사이로 적합하지 않다고 응답한 문항의 경우, 그 이유를 설명해 줄 것을 요청하였다. 한 참여자는 상담에서의 주도권을 누가 가질 것인지, 즉 내담자가 주로 말하도록 두는 것과 상담자가 주로 말하는 것에 대한 선호가 있을 수 있음을 언급하였고, 상담자의 인생 경험을 비롯하여 인간으로서 상담자 자신에 대해 이야기하는 것에 대한 선호를 묻는 문항 등을 제안하였다. 연구진은 이 같은 절차를 거쳐 최종적으로 43개의 예비문항을 개발하였고, 이를 바탕으로 자료수집을 시작하였다.
연구 참여자 및 자료수집 절차
본 연구에서는 조사 전문 업체에 의뢰하여 400명의 자료를 수집하였다. 연구 참여자들은 연구의 목적 및 방법에 대한 설명문을 읽고 자발적으로 연구 참여에 동의한 후 설문에 참여하였다. 본 연구는 서강대학교의 생명윤리위원회(Institutional Review Board [IRB])의 승인을 받은 이후 진행하였다(SGUIRB-A-2310-43-1). 표본은 20대부터 60대까지 성인을 대상으로 성별 및 거주지역별 인구비례 대비로 표집하였다. 참여자의 성별은 남성 200명(50.0%), 여성 200명(50.0%)씩 모집되었고, 거주지역으로는 경기도 109명(27.3%), 서울 75명(18.8%), 경상남도 25명(6.3%), 부산 25명(6.3%), 인천 24명(6%), 경상북도 19명(4.8%), 대구 18명(4.5%), 충청남도 16명(4%), 전라남도 13명(3.3%), 전라북도 13명(3.3%), 충청북도 12명(3%), 강원도 12명(3%), 대전 11명(2.8%), 광주 11명(2.8%), 울산 9명(2.3%), 제주도 5명(1.3%), 세종시 3명(0.8%)이었다.
측정도구
한국형 상담 선호 예비 척도(Korean Psychotherapy Preferences Scale [KPPS]: Preliminary Version)
본 연구에서 한국 내담자의 상담 방식 선호를 측정하기 위해 예비문항 개발 과정을 거쳐 구성된 총 43개의 문항을 사용하였다. 앞서 설명했듯이 본 척도는 C-NIP 18문항을 포함해 Cooper와 Norcross(2016)가 척도 개발에 사용한 예비문항, 문헌 고찰, 연구진 브레인스토밍, 상담 전문가 인터뷰 및 안면 타당도 검토를 통해 한국 문화적 특수성을 반영한 25개 문항을 추가하여 구성하였다. 추가된 문항의 주요 내용은 다음과 같다. 상담자의 상호작용 스타일에 대한 선호를 묻는 문항으로 “부드러운 말투와 표현 vs 단호한 말투와 표현”, “친구 같은 상담자 vs 어른(선생님) 같은 상담자” 등이 있다. 상담자의 구조화된 개입과 전문적인 권위에 대한 선호를 묻는 문항으로는 “상담자가 상담목표를 정하는 vs 내가 상담목표를 정하는”, “상담과 관련된 보조 자료를 제공하는 vs 상담과 관련된 보조 자료를 제공하지 않는”과 같은 문항을 추가하였다. 또한, 상담 과정에서 일어나는 일들에 대한 상담자의 안내 및 이론적 설명에 대한 선호를 묻는 “상담에서 일어나는 일들을 설명해주는 vs 상담에서 일어나는 일들을 스스로 깨닫게 하는”, “문제 원인에 대한 이론적 설명을 자세히 하는 vs 문제 원인에 대한 이론적 설명을 최소화하는”의 문항이 포함되었다. 모든 문항은 “나는 ( ) 상담(혹은 상담자)을 선호한다”라는 공통 지시문 하에 응답하도록 구성하였으며, 응답자는 각 문항의 양극 진술 중 자신에게 더 가깝다고 느껴지는 방향을 선택하고 그 강도를 표시하였다. 7점 척도(-3 ~ 3)로 보고하며, -3과 3은 특정 방향에 대한 강한 선호도를, -2와 2는 특정 방향에 대한 중간 정도의 선호도를, -1과 1은 특정 방향에 대한 약간의 선호도를, 0은 선호없음 또는 양쪽에 대한 비슷한 선호를 나타낸다.
자료분석
모든 자료분석은 R패키지(lavaan, semTools, psych, tidyverse)를 사용하여 ESEM을 실시하였다. 이는 탐색적 요인분석(EFA)의 유연성과 확인적 요인분석(CFA)의 엄밀성을 결합한 분석방법으로 교차부하를 허용하면서 CFA에서 일반적으로 전제되는 독립군집 모형의 엄격한 가정을 완화할 수 있다. 또한 측정오차를 추정하고 다양한 모형적합도 지수의 산출을 가능하게 한다는 이점이 있다(Asparouhov & Muthén, 2009; Marsh et al., 2014). 연구 1(n = 400)에서는 3요인부터 7요인까지의 ESEM 모형을 추정하였다. 최적 요인 수는 모형적합도, 요인부하량, 요인해석 가능성을 종합적으로 검토하여 판단하였다. 문항은 순서형지표(ordinal indicator)로 간주하여 WLSMV 추정법과 세타 모수화(theta parameterization)를 사용하였다. 적합도 지수는 선행연구에서 제시된 기준(Browne & Cudeck, 1993; Hu & Bentler, 1999; Kline, 2016; Marsh et al., 2004)을 기반으로 CFI와 TLI는 .90 이상을 수용 가능, .95 이상을 우수한 적합도로 보았으며, RMSEA는 .06 이하를 우수, .08 이하를 수용 가능한 수준으로 해석하였다(Browne & Cudeck, 1993; MacCallum et al., 1996). SRMR은 .08 이하를 수용 가능한 수준으로 판단하였다(Hu & Bentler, 1999). 한편, χ² 통계량은 표본 크기에 민감하므로 단독 해석보다는 다른 지수와 종합하여 평가하였다(Kline, 2016). 더불어 요인부하량의 해석기준은 주부하가 .50 이상이고, 교차부하가 .30 미만인 것으로 설정하였다. 주부하 .50은 해당문항이 요인변량의 최소 25%(.50² = .25)를 설명함을 의미하며, 이는 구성타당도 평가 시, 요인부하가 중간이상(moderate to strong) 수준이어야 한다는 선행연구(Hair et al., 2009)에 따랐다. 마지막으로 각 요인의 신뢰도 지수의 경우, ESEM 모형은 교차부하(cross-loading)를 허용하므로, 단일요인부하를 전제로 하는 Cronbach의 α보다 McDonald의 ω를 산출하였다(Asparouhov & Muthén, 2009; Marsh et al., 2010).
표본 수는 ESEM에서 수렴 실패를 방지하기 위해 최소 300명 이상을 권장하는 기준(Alamer, 2022)을 참고하여 결정하였다. 표본 수가 부족하면 효과 탐지력이 저하되는데, 탐지력은 요인부하의 크기 등 사전에 정확히 알기 어려운 요소에 따라 크게 달라지기 때문에(Morin, 2023), 본 연구와 같이 새로운 구성개념을 탐색하는 연구에서는 사전검정력분석(power analysis)을 실시하는 것이 적절치 않다고 판단하였다. 이에 따라 본 연구에서는 전통적인 표본기준(Alamer, 2022; Kline, 2016)을 준수하였다.
결 과
먼저, 3요인부터 7요인 ESEM모형을 탐색하여 최적의 요인구조를 탐색하였다. 요인수 선택은 모형적합도와 요인해석 가능성을 기준으로 이루어졌다. 표 1에 제시된 바와 같이, 요인의 수가 증가할수록 모형적합도는 점진적으로 향상되었다. 요인부하량 기준(주부하 ≥ .50, 교차부하 < .30)을 고려하였을 때, 요인의 해석 가능성은 3요인, 4요인, 6요인 모형에서 비교적 우수하였다. 그러나 6요인 모형은 한 요인이 단 1개 문항(kpps18)으로 구성되었고, 해당 문항의 주부하(.54)에도 불구하고 교차부하(.41)가 높아 타당한 요인으로 판단하기 어려웠다. 이에 3요인과 4요인 모형을 중심으로 해석 가능성을 비교하였다. 3요인 모형은 구조적으로 간결하였으나, 한 요인에 이질적인 내용의 문항들이 혼재되어 있었는데, 예를 들어, 4문항으로 구성된 한 요인(kpps11, kpps12, kpps13, kpps18)에서, kpps18(무조건적으로 내담자의 행동을 지지해주는 vs 잘못되었다면 지적해주는)은 시간지향에 관한 문항이 아니었는데도 불구하고 한 요인으로 구성되었다. 또한 5문항으로 구성된 한 요인(kpps01, kpps03, kpps04, kpps34, kpps36)의 경우 상담방식을 반영하는 4문항과 내용적으로 구분되는 1문항(kpps34; 현실적인 충고를 하는)이 혼재되어 있는 양상을 보였다. 이에 요인의 해석 가능성이 불분명한 한계점이 있다고 판단하였다.
표 1.
ESEM 요인구조 탐색 결과
| 요인수 | χ² | df | p value | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 3 | 2990.42 | 777 | 0.000 | 0.922 | 0.909 | 0.084 | 0.068 |
| 4 | 2053.94 | 737 | 0.000 | 0.953 | 0.943 | 0.067 | 0.057 |
| 5 | 1568.47 | 698 | 0.000 | 0.969 | 0.960 | 0.056 | 0.051 |
| 6 | 1165.10 | 660 | 0.000 | 0.982 | 0.976 | 0.044 | 0.044 |
| 7 | 880.43 | 623 | 0.000 | 0.991 | 0.987 | 0.032 | 0.038 |
최종적으로, 4요인 모형이 다음과 같은 이유로 가장 적합하다고 판단하였다. 한 요인이 두 문항으로 구성되어 있었으나, 개념적으로는 다른 세 요인과 명확히 구분되는 독자적 요인이었다. 2문항으로 구성된 경우, 신뢰도 평가가 제한적이고 두 개의 문항이 담을 수 있는 내용이 제한된다는 점에서 주의가 필요하다. 그러나 선행연구(Little et al., 2013; Marsh et al., 2010)에 의거, 문항이 주부하가 .50 이상이고, 교차부하가 매우 낮아 다른 요인과 명확하게 구분되고, 또한 개념적으로도 다른 세 요인과 구분되는 특징을 나타내 요인의 구조적 타당성을 확보한 것으로 판단하였다. 이에 모형적합도와 요인해석 가능성을 종합적으로 고려하여 4요인 16문항 구조를 최종적으로 채택하였다(표 2). 4요인 구조의 모형적합도는 양호한 수준으로 나타났고(χ²(737) = 2053.92, p < .001, CFI = .95, TLI = .94, RMSEA = .067 (90% CI[.063, .070]), SRMR = .057), 요인부하량은 .52부터 .84로 나타났다.
표 2.
4요인 구조 ESEM 결과
| 요인 | 문항번호 | 문항내용 | 요인 부하량 |
내적 합치도 |
|---|---|---|---|---|
| 요인 1 | kpps11 | 과거의 내 삶에 초점을 두는 vs 현재의 내 삶에 초점을 두는 | 0.766 | 0.853 |
| kpps12 | 내 어린시절을 되돌아보는 데 도움을 주는 vs 성인시절을 되돌아보는 데 도움을 주는 | 0.692 | ||
| kpps13 | 나의 과거에 집중하는 vs 나의 미래에 집중하는 | 0.838 | ||
| 요인 2 | kpps01 | 구체적인 목표에 초점을 두는 vs 구체적인 목표에 초점을 두지 않는 | 0.546 | 0.739 |
| kpps03 | 내 문제를 다룰 수 있는 기술(스킬)을 가르치는 vs 내 문제를 다룰 수 있는 기술을 가르치지 않는 | 0.606 | ||
| kpps04 | 내가 할 과제를 내주는 vs 내가 할 과제를 주지 않는 | 0.544 | ||
| kpps32 | 생각의 흐름과 과정에 대해 이야기하는 vs 이야기하지 않는 | 0.518 | ||
| kpps41 | 스스로 활용할 수 있는 자료를 추천하는 vs 추천하지 않는 | 0.537 | ||
| 요인 3 | kpps20 | 현재의 이슈를 다루는 vs 내면의 근본적인 이슈를 다루는 | 0.519 | 0.659 |
| kpps21 | 행동에 초점을 두는 vs 정서에 초점을 두는 | 0.673 | ||
| 요인 4 | kpps14 | 부드럽게 대하기 vs 도전적으로 대하기 | 0.587 | 0.832 |
| kpps27 | 친구 같은 상담자 vs 어른 같은 상담자 | 0.596 | ||
| kpps35 | 동료 같은 상담자 vs 카리스마 있는 상담자 | 0.671 | ||
| kpps38 | 긍정적인 자원에 초점을 두는 vs 어려움과 문제에 초점을 두는 | 0.617 | ||
| kpps42 | 유머 있는 vs 진지한 | 0.659 | ||
| kpps43 | 부드러운 말투와 표현 vs 단호한 말투와 표현 | 0.781 |
각 요인은 구체적으로 상담에서 내담자가 선호하는 네 가지 영역을 반영하였다. 먼저 첫 번째 요인은 3문항으로 구성되었으며(kpps11, kpps12, kpps13) “시간지향(Time Orientation)”으로 명명하였다. 첫 번째 요인의 내적합치도(McDonald’s Omega)는 ω = .85로 양호한 수준이었다. 두 번째 요인은 5문항으로 구성되었으며(kpps01, kpps03, kpps04, kpps32, kpps41) “개입방식(Intervention Method)”으로 명명하였다. 이 요인의 내적합치도(McDonald’s Omega)는 ω =.74이었다. 세 번째 요인은 2문항으로 구성되었으며(kpps20, kpps21) “개입초점(Intervention Focus)”으로 명명하였다. 이 요인의 내적합치도(McDonald’s Omega)는 ω =.66이었다. 마지막으로 네 번째 요인은 6문항으로 구성되어 있으며(kpps14, kpps27, kpps35, kpps38, kpps42, kpps43) “관계적 태도/스타일(Relational Stance/Style)”로 구성되었다. 이 요인은 상담자의 대인관계적 태도와 스타일에 관한 선호를 반영하며, 요인의 내적합치도(McDonald’s Omega)는 ω =.83으로 양호한 수준이었다.
연구 참여자 및 자료수집 절차
연구 2: 모형구조 재현 및 타당도 검증
본 연구에서는 조사 전문 업체에 의뢰하여 600명의 자료를 수집하였다. 연구 참여자들은 연구의 목적 및 방법에 대한 설명문을 읽고 자발적으로 연구 참여에 동의한 후 설문에 참여하였다. 연구 참여자는 20대부터 50대까지 성인을 대상으로 성별 및 거주 지역별 인구 비례 대비로 표집하였다. 참여자의 성별은 남성 300명(50.0%), 여성 300명(50.0%)이었고, 거주지역으로는 경기도 168명(28%), 서울 116명(19.3%), 경상남도 36명(6%), 부산 36명(6%), 인천 37명(6.2%), 경상북도 26명(4.3%), 대구 27명(4.5%), 충청남도 24명(4%), 전라남도 18명(3%), 전라북도 18명(3%), 충청북도 18명(3%), 강원도 16명(2.7%), 대전 17명(2.8%), 광주 17명(2.8%), 울산 13명(2.2%), 제주도 8명(1.3%), 세종시 5명(0.8%)이었다.
측정도구
한국형 상담 선호 척도(Korean Preferences for Psychotherapy Scale [KPPS])
연구 1에서 최종적으로 확정된 4요인 구조 16문항의 KPPS를 사용하였다. 상담에 대한 내담자의 선호를 묻는 문항들로 구성되며, 시간지향, 개입방식, 개입초점, 관계적 태도/스타일의 네 가지 요인으로 구성된다. 연구 참여자는 서로 상반되는 선호가 포함된 각 문항에 대한 선호도를 7점 척도(-3~3)로 보고하며, -3과 3은 특정 방향에 대한 강한 선호도를, -2와 2는 특정 방향에 대한 중간 정도의 선호도를, -1과 1은 특정 방향에 대한 약간의 선호도를, 0은 선호없음 또는 양쪽에 대한 비슷한 선호를 나타낸다. 연구 1에서 각 요인별 내적합치도(McDonald’s Omega)는 순서대로 .85, .74, .66, .83으로 나타났다.
상담에 대한 신념 척도(Beliefs About Psychological Services Scale [BAPS])
KPPS의 구성타당도를 검증하기 위해 상담에 대한 신념 수준을 측정하는 Ægisdóttir와 Gerstein(2009)의 Beliefs About Psychological Services(BAPS)를 연규진 등(2018)이 타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 상담자에게 전문적 도움을 추구하는 것과 관련된 신념을 측정하는 자기보고식 척도이다. 척도는 총 18문항으로 이루어졌으며, 상담 의도, 낙인 내성, 전문성의 3개의 하위요인으로 구성되어 있다. 각 항목은 6점 리커트 척도(1점: 거의 그렇지 않다, 6점: 매우 그렇다)로 평정된다. 연규진 등(2018)의 연구에서 전체 신뢰도 계수(Cronbach's α)는 .86이었으며, 하위요인인 상담 의도는 .85, 낙인 내성은 .70, 전문성은 .75였다. 본 연구에서 전체 신뢰도 계수는 .89, 하위요인은 각각 .85, .79, .77로 나타났다.
한국어판 우울증 선별도구(Patient Health Questionnaire-9 [PHQ-9])
KPPS의 변별타당도를 검증하기 위해 주요우울장애 증상을 측정하는 Spitzer 등(1999)의 Patient Health Questionnaire(PHQ)를 안제용 등(2013)이 표준화한 한국어판 우울증 선별도구(PHQ-9)를 사용하였다. 이 척도는 전체 9문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 미국정신의학회(American Psychiatric Association)의 Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders(DSM-IV) 주요우울장애 진단 기준에 부합되는 문항들로 구성되어 있다. 문항의 예로는 ‘매사에 흥미나 즐거움이 전혀 없다’, ‘기분이 가라앉거나 우울하거나 희망이 없다고 느낀다’가 있으며, 지난 2주 동안 얼마나 증상을 경험하였는지 4점 리커트 척도(0점: 전혀 없음, 3점: 거의 매일)로 평정한다. 합산한 총점이 높을수록 우울로 인한 문제가 심각함을 의미한다. 안제용 등(2013)의 연구에서 신뢰도 계수(Cronbach's α)는 .95였으며 본 연구에서는 .91이었다.
결 과
4요인 ESEM 모형 재현 검증 분석 결과, 4요인 ESEM 모형은 양호한 적합도를 보였다(χ² (62) = 128.82, p < .001, CFI = .989, TLI = .978, RMSEA = .042[.032–.053], SRMR = .031). 다만 kpps38 문항(“긍정적인 자원에 초점을 두는 vs 어려움과 문제에 초점을 두는”)은 해당 요인에서의 표준화 주부하량이 .38로 기준치(.50) 미만을 보였다. 또한 요인 4의 다른 문항들이 상담자의 대인적 태도 및 관계적 스타일(예: “친구 같은 vs 어른 같은”, “유머 있는 vs 진지한”, “부드러운 vs 단호한”)을 반영하는 것과 달라 개념적 성격이 상이하였다. 따라서 통계적 결과뿐 아니라 내용적 측면에서도 요인 4의 핵심 구성개념과의 일관성이 상대적으로 낮았고, 결과적으로 kpps38 문항을 포함할 경우 요인의 개념적 명확성이 저하될 수 있다고 판단하여 최종 모형에서 제외하였다. kpps14 문항(“부드럽게 대하기 vs 도전적으로 대하기”)의 경우에는 표준화 주부하량이 .34로 통계적 기준치(.50)에는 부합하지 않았고, kpps43 문항(“부드러운 말투와 표현 vs 단호한 말투와 표현”)은 교차부하량 .30 미만이라는 기준을 충족하지 못해 통계적 기준만으로는 부합하지는 않지만, 상담자의 관계에서의 태도와 의사소통 스타일을 반영하는 문항으로서 요인 4의 개념을 충분히 대표한다고 판단하였다. 두 문항은 상담자의 관계적 스타일 중 소통 방식의 질감을 직접적으로 측정하는 문항이기에 관계적 태도(“친구 같은”, “동료 같은”)뿐 아니라 실제 상호작용에서의 분위기, 소통 방식을 포함함으로써 요인의 개념적 범위를 균형 있게 대표한다고 볼 수 있다. 이를 제거할 경우 요인 4는 관계적 친근성 중심으로 과도하게 수렴되어, 상담자 스타일의 중요한 한 축인 소통 및 표현 방식이 충분히 반영되지 못할 수 있다고 판단하였다. 이에 통계적 기준과 함께 구성개념의 개념적 대표성을 종합적으로 고려하여 두 문항을 최종 요인 구성에 포함하였다. 이를 제외한 나머지 문항들은 모두 주부하 .50 이상, 교차부하 .30 미만을 충족하여 연구 1의 요인구조가 독립적인 표본에서도 안정적으로 재현됨을 확인하였다. 마지막으로 각 요인별 내적합치도 ω는 요인 1 = .76, 요인 2 = .72, 요인 3 = .54, 요인 4 = .74로 나타났다. 요인 3의 McDonald's ω(.54)는 일반적으로 권고되는 기준(.70)보다 낮은 수준으로 나타났는데, 해당 요인이 2문항으로 구성되어 있다는 점을 고려했을 때, 문항 수가 적어 내적합치도 계수가 보수적으로 추정되었을 가능성이 있다. 구체적으로 각 요인별 문항 및 요인부하량은 표 4에 제시하였다.
표 3.
4요인 모형 재현 검증 결과
| 요인 | χ² | df | p value | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 4요인 | 128.82 | 62 | 0.000 | 0.989 | 0.978 | 0.042 | 0.031 |
표 4.
4요인 최종 모형
| 요인 | 문항번호 | 문항내용 | 요인 부하량 |
내적 합치도 |
|---|---|---|---|---|
| 요인 1 | kpps11 | 과거의 내 삶에 초점을 두는 vs 현재의 내 삶에 초점을 두는 | 0.731 | 0.760 |
| kpps12 | 내 어린시절을 되돌아보는 데 도움을 주는 vs 성인시절을 되돌아보는 데 도움을 주는 | 0.550 | ||
| kpps13 | 나의 과거에 집중하는 vs 나의 미래에 집중하는 | 0.801 | ||
| 요인 2 | kpps01 | 구체적인 목표에 초점을 두는 vs 구체적인 목표에 초점을 두지 않는 | 0.550 | 0.720 |
| kpps03 | 내 문제를 다룰 수 있는 기술(스킬)을 가르치는 vs 내 문제를 다룰 수 있는 기술을 가르치지 않는 | 0.729 | ||
| kpps04 | 내가 할 과제를 내주는 vs 내가 할 과제를 주지 않는 | 0.636 | ||
| kpps32 | 생각의 흐름과 과정에 대해 이야기하는 vs 이야기하지 않는 | 0.506 | ||
| kpps41 | 스스로 활용할 수 있는 자료를 추천하는 vs 추천하지 않는 | 0.538 | ||
| 요인 3 | kpps20 | 현재의 이슈를 다루는 vs 내면의 근본적인 이슈를 다루는 | 0.665 | 0.540 |
| kpps21 | 행동에 초점을 두는 vs 정서에 초점을 두는 | 0.581 | ||
| 요인 4 | kpps14 | 부드럽게 대하기 vs 도전적으로 대하기 | 0.340 | 0.740 |
| kpps27 | 친구 같은 상담자 vs 어른 같은 상담자 | 0.698 | ||
| kpps35 | 동료 같은 상담자 vs 카리스마 있는 상담자 | 0.701 | ||
| kpps42 | 유머 있는 vs 진지한 | 0.575 | ||
| kpps43 | 부드러운 말투와 표현 vs 단호한 말투와 표현 | 0.502 |
다음으로 구성타당도를 검증하기 위해 전문적 도움 추구(상담에 대한 신념)와의 관련성을 살펴보고, 정신건강지표(우울)와의 변별타당도를 탐색하였다. 그 결과, KPPS의 요인 1(시간지향)과 요인 2(개입방식)가 상담에 대한 신념과 유의한 상관을 보이는 것으로 나타났다. 먼저, 과거 탐색을 지향할수록 상담을 받을 의도가 낮았고(r = -.089, p < .05), 상담 이용에 대한 낙인 내성이 낮았으며(r = -.169, p < .01), 상담 전문성에 대한 신뢰도 낮은 것으로 나타났다(r = -.098, p < .05). 더불어 지시적·구조적 상담 개입을 선호할수록 상담 도움 추구 의도가 높았고(r = .20, p < .01), 낙인 내성은 높았으며(r = .20, p < .01), 상담 전문성에 대한 신뢰가 높은 것으로 나타났다(r = .16, p < .01). 반면, 개입초점과 관계적 태도/스타일 요인은 BAPS 전체 및 하위요인과 유의한 상관을 보이지 않았다. 이는 상담 이용에 영향을 줄 수 있는 상담에 대한 전반적 신념이 내담자가 상담 과정에서 어떤 초점을 선호하는지 혹은 어떤 관계적 스타일을 중요하게 여기는 지와는 직접적으로 관련되지 않음을 시사한다. 변별타당도 검증 결과, PHQ-9 우울점수는 KPPS의 어떤 하위요인과도 유의한 상관을 보이지 않아, 상담 선호 요인들이 우울 증상 수준과는 관련이 없는 것으로 나타났다.
표 5.
KPPS, BAPS, PHQ-9 평균-하위요인 및 하위요인별 상관관계 분석 결과
| KPPS | 요인 1 시간지향 |
요인 2 개입방식 |
요인 3 개입초점 |
요인 4 관계적 태도/ 스타일 |
|
|---|---|---|---|---|---|
| KPPS | 1 | ||||
| 요인 1 시간지향 |
.248** | 1 | |||
| 요인 2 개입방식 |
.574** | -.165** | 1 | ||
| 요인 3 개입초점 |
.219** | -.248** | .087* | 1 | |
| 요인 4 관계적 태도/스타일 |
.668** | .027 | .007 | -.134** | 1 |
| BAPS | .059 | -.153** | .227** | -.052 | .007 |
| BAPS_상담 의도 | .066 | -.089* | .198* | -.048 | .002 |
| BAPS_낙인 내성 | .025 | -.169** | .195** | -.049 | -.006 |
| BAPS_전문성 | .069 | -.098* | .156** | -.024 | .035 |
| PHQ-9 | -.038 | .065 | -.018 | -.077 | -.037 |
논 의
본 연구는 한국의 문화적 특성과 변화된 상담 환경을 반영하여 국내 상담 현장에서 유용하게 활용할 수 있는 한국형 상담 선호 척도를 개발 및 타당화하고자 하였다. 최종적으로 한국형 상담 선호 척도는 ‘시간지향’, ‘개입방식’, ‘개입초점’, ‘관계적 태도/스타일’이라는 4개의 하위요인과 총 15개 문항으로 구성되었다. 주요 연구 결과 및 함의는 다음과 같다.
첫째, 연구팀은 해외 연구 및 임상 실제에서 유용하게 사용되는 C-NIP를 기반으로 한국의 특수한 문화적 맥락을 반영하기 위해 연구팀 회의 및 전문가 인터뷰를 거쳐 예비문항 43개를 도출하였다. 둘째, 연구 1에서 실행한 ESEM 분석 결과 16문항, 4요인 구조가 적합함을 발견하였고, 모형적합도는 수용 가능한 수준으로 나타났다. 하위요인의 내적합치도 또한 .66에서 .85 사이로 나타나 양호한 신뢰도를 보였다. 셋째, 연구 2에서는 앞서 도출된 4요인 구조 모형이 다른 표본에서도 재현되는지 검증하였고, 그 결과 4요인 구조 모형은 양호한 적합도를 보였다. 통계적 수치와 개념의 대표성을 종합적으로 고려했을 때, 38번 문항의 경우 표준화 주부하량이 통계적 기준치에 부합하지 않고 요인의 개념과 관련성이 상대적으로 떨어져 최종 모형에서 제외하였다. 요인 4(관계적 태도/스타일)의 14번, 43번 문항은 통계적 기준치에 부합하지 않았으나 구성개념의 개념적 대표성을 고려하여 최종 척도에 포함하였다. 14번 문항은 주부하가 .50 미만으로 나타나 통계적 기준에는 미치지 못했지만, 상담자의 관계적 태도/스타일에서 상호작용 방식을 반영하는 문항으로 본 요인의 개념을 더 풍부하게 설명한다고 판단하여 유지하였다. 또한 43번 문항은 주부하가 .50 이상으로 나타났지만 요인 3(개입초점–표면적·즉각적 문제 초점선호)에 -.356 교차부하 되었는데, 이는 43번 문항의 “단호한 말투와 표현”이 실제 상담 장면에서 즉각적 문제나 행동 중심의 개입 전략과 함께 인식되는 경향을 반영한 결과로 해석할 수 있다. 즉, 본 교차부하는 의사소통 스타일과 개입초점 간의 실제적 연관성을 반영한 것으로 판단하여 최종모형에 포함하였다. 다만, 해당 문항들의 구조적 적합성은 향후 후속 연구를 통해 재검증이 필요할 것으로 판단된다.
KPPS의 하위척도 4개는 각각 시간지향, 개입방식, 개입초점, 관계적 태도/스타일로 명명하였다. 첫 번째 요인 시간지향은 과거의 삶, 어린 시절, 초기 경험을 탐색하는 것을 선호하는지, 아니면 현재·성인기·미래에 초점을 두는 것을 선호하는지를 파악하는 문항들을 포함한다. 점수가 높을수록 내담자가 상담에서 과거 중심적 해석과 기원 탐색을 중요하게 여기는 성향을 나타낸다. 두 번째 요인 개입방식은 상담에서 구체적인 목표에 초점을 두고, 기술을 가르치고, 과제를 부여하며, 사고 과정을 설명하거나 자료를 제공하는 등 보다 구조화되고 지시적인 개입을 선호하는 정도를 반영한다. 이는 상담 및 심리치료에서 인지·행동적 접근과 유사한 개입 선호를 나타낸다고 볼 수 있다. 세 번째 요인 개입초점은 현재 직면한 문제나 행동 수준의 어려움을 중심으로 상담이 이루어지기를 바라는지, 혹은 정서적이고 내면의 심층적인 부분에 초점을 두기를 선호하는지를 묻는 문항을 포함한다. 점수가 높을수록 근본적·내면적 이슈보다는 실질적이고 즉각적인 문제 해결을 선호함을 의미한다. 마지막 요인은 관계적 태도/스타일로 상담자와 동등하고 부드러운 상호작용을 선호하는지, 혹은 상담자가 도전적이거나 단호하고 권위있는 방식의 상호작용을 선호하는지를 반영한다. 점수가 높을수록 부드럽고 수평적인 상호작용을 선호하는 것을 뜻한다.
한편, 한국형 상담 선호 척도는 요인 간에 낮은 상관을 보였는데 이는 KPPS가 단일차원의 선호를 세분화한 척도가 아니라, 상담 장면에서 드러나는 서로 구별되는 다차원적 선호체계를 반영하는 것으로 이해할 수 있다. 즉, 상담에 대한 선호는 일반적으로 하나의 상위 요인으로 수렴되지 않고, 초점(focus), 상담자 지시성(directiveness), 시간 지향성(past–present orientation), 상담자 스타일 등 서로 독립적인 선호 축으로 구성됨을 의미한다. 이는 이론적으로 상담에 대한 선호가 기법, 상담자 역할, 목표, 시간적 초점 등을 서로 다른 독립된 차원으로 제안한 선행연구와도 일맥상통한다(Swift & Callahan, 2009). 따라서 상담에 대한 선호는 단일요인이나 하나의 점수로 활용하지 않는데, 이는 실증적으로도 기존 선호연구에서 반복적으로 관찰되는 패턴으로(Cooper & Norcross, 2016), 상담에 대한 선호는 일반적으로 각 요인별로 분화된 구조를 가지는 것을 특징으로 볼 수 있다. 이에 KPPS 요인 간 상관이 낮다는 것은 하위요인이 밀접하게 중복되는 특성이 아니라 상담 과정의 서로 다른 측면에 대한 선호를 반영하는 비교적 독립적인 차원이라는 것을 지지하는 결과라고 볼 수 있다.
마지막으로 KPPS의 구성타당도를 확인하기 위해 BAPS와 우울과의 상관을 살펴보았다. BAPS는 상담 이용 의도, 상담과 관련된 낙인에 대한 인식, 그리고 상담자의 전문성에 대한 신념을 측정하는 척도로, 개인이 전문적인 심리서비스를 얼마나 긍정적으로 평가하고 활용할 의향이 있는지를 반영한다. KPPS의 시간지향 하위요인은 BAPS 3개의 하위요인과 모두 부적 상관을 보이고, 개입방식 하위요인은 BAPS 상담 의도 하위요인과 정적 상관을 보이는 것으로 나타났다. 과거 지향을 선호할수록 상담에 대한 부정적 신념을 보이는 것은 과거 지향적 사고가 실제 도움추구 행동성향과 반대 방향으로 일관되게 연관된다는 선행연구 결과와 일맥상통한다(Turan & Erdur-Baker, 2014). 과거 중심적인 초점을 지니게 되면 현재의 문제 해결을 위한 적극적 행동을 덜 수행하는 경향이 있고 변화 가능성에 대한 기대를 낮추기에 실제 도움 추구 행동으로 이어지는 동기를 약화시키는 심리적 기제를 반영하는 것으로 보인다. 개입방식과 상담 의도와의 정적 상관은 실용적이고 문제해결적인 개입방식을 선호할수록 상담을 통한 즉각적인 변화나 구체적인 기술을 습득할 수 있기를 기대하는 것을 뜻하고, 이러한 기대감이 도움추구 의도와 행동으로 이어지는 것으로 해석 가능하다.
한편, 개입초점 하위요인과 관계적 태도/스타일 하위요인은 BAPS와 유의한 상관을 보이지 않았다. 개입초점은 상담에서 현재의 이슈와 행동 변화에 초점을 둘 것인지, 혹은 내면의 근본적인 이슈와 정서 탐색에 초점을 둘 것인지에 대한 선호를 반영한다. 또한 관계적 태도/스타일은 상담자가 부드럽고 친근한 방식으로 상호작용하기를 원하는지, 혹은 보다 단호하고 권위 있는 방식으로 상호작용하기를 원하는지에 대한 선호를 나타낸다. 이러한 두 요인은 상담 자체에 대한 판단이나 상담 이용 의도와 관련되기보다는, 상담의 초점과 상담 과정에서 경험하고자 하는 상호작용의 형태에 관한 선호를 반영하는 것으로 볼 수 있다. 실제로 상담에 대해 긍정적인 태도를 지니고 상담자의 전문성을 높게 평가하는 사람들 사이에서도 현재의 문제 해결을 선호하는 사람과 정서 및 내면 탐색을 선호하는 사람이 모두 존재할 수 있으며, 친구 같은 상담자를 선호하는 사람과 보다 권위 있고 어른같은 상담자를 선호하는 사람 또한 모두 존재할 수 있다는 것을 의미한다. 따라서 이러한 결과는 개입초점과 관계적 태도/스타일이 상담에 대한 일반적인 태도나 도움추구 신념과는 구별되는 구성개념이며, 내담자가 원하는 구체적인 상담 초점과 상호작용 방식을 보여주는 선호 차원임을 시사한다.
KPPS의 하위요인과 우울에는 유의한 상관이 나타나지 않아 변별타당도가 확인되었는데, 이는 상담 선호가 정서적 증상 수준과는 구분되는 독립적인 구성개념임을 시사한다. 즉, 내담자가 상담에서 어떤 방식의 개입이나 상호작용을 선호하는지는 우울과 같은 부정적 정서나 심리적 고통의 정도에 의해 좌우되지 않는다는 점을 보여준다. 이러한 결과는 상담 선호가 일시적인 심리 상태(state)보다 상대적으로 안정적이고 개인적 기호(trait-like preference)에 가까운 특성을 가질 가능성을 뒷받침한다. 또한 무상관 결과는 본 척도의 변별타당도 측면에서도 의미가 있다. 우울과 관련성이 없다는 것은 상담 선호 척도가 부정적 정서나 심리증상 수준을 측정하는 도구와 명확히 구분된 구성개념을 평가하고 있음을 의미한다. 이는 상담 선호를 하나의 독립적 요인으로 파악해야 한다는 기존 선호 연구(Swift et al., 2011)와도 일관된 결과이다.
더 나아가, 본 척도가 임상적·비임상적 집단 모두에서 사용할 수 있는 일반적 도구로서의 가능성을 제시한다. 상담 실무 측면에서도 이 결과는 중요한 함의를 갖는다. 상담 장면에서는 내담자의 증상 수준, 특히 우울 정도에 따라 내담자가 특정 상담 방식을 더 선호할 것이라고 가정하는 경우가 있다. 그러나 본 연구에서는 그러한 경험적 연관성이 확인되지 않았다. 이는 상담자가 내담자의 증상만을 근거로 상담 전략이나 개입방식을 선택하는 것은 적절하지 않을 수 있음을 시사하며, 현재 상담하고 있는 개별 내담자의 선호를 탐색하는 과정이 필요함을 강조한다(Norcross & Wampold, 2019). 즉, 내담자의 선호를 정확히 이해하고 이에 맞는 개입을 조정하는 것이 치료 동맹 형성 및 치료 효과 향상에 기여할 수 있다. 다만, 우울과 선호가 무상관이라는 결과만으로 선호가 완전히 안정적 특성 혹은 기질을 반영한다고 단정할 수는 없다. 선호는 이전 상담 경험, 문화적 가치, 관계적 스타일 등 다양한 요인의 영향을 받을 가능성이 있으므로, 후속 연구에서는 이러한 변인들과의 관련성을 함께 탐색할 필요가 있다. 또한, 우울 외의 다른 정서적 변수(예: 불안, 정서조절 곤란, 대인 민감성 등)와의 관련성을 검토하는 작업과 실제 상담을 받고있는 내담자를 대상으로 연구하는 것은 선호의 구성타당도를 더욱 정교하게 규명하는 데 기여할 수 있을 것이다.
다음으로 본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 상담 및 심리치료에서 내담자가 선호하는 방식을 체계적으로 평가할 수 있는 한국형 상담 선호 척도를 개발 및 타당화하였다. 연구팀은 C-NIP를 비롯한 기존 상담 선호 척도들을 검토하였고, 상담 및 심리치료에 대한 내담자의 선호가 문화적 맥락에 따라 다르게 구조화될 수 있다는 선행연구(Řiháček et al., 2024)에 주목하였다. 이에 따라 기존 척도를 단순 번안하거나 원 척도의 요인구조를 전제하지 않고, C-NIP 문항을 포함한 다양한 예비문항을 구성한 후 분석을 실시하여 한국 내담자들이 지닐 수 있는 상담 선호를 경험적으로 재구성하였다. 그 결과, C-NIP의 원래 4요인 구조는 재현되지 않았으며, 일부 기존 문항은 제외되고 한국 상담 맥락을 반영한 신규 문항이 포함된 새로운 요인구조가 도출되었다. 따라서 KPPS는 기존 C-NIP의 한국어판 또는 수정판이라기보다, 기존 연구를 이론적 출발점으로 활용하되 한국인의 상담 선호를 경험적으로 확인하여 개발한 독립적인 척도로 고려할 수 있다.
구체적으로 살펴보면, 본 연구에서는 기존의 C-NIP와 달리, 상담 관계 자체에 초점을 두거나 이를 직접적으로 언급하는 선호 문항들(예: 나와 상담 관계에 대해 이야기 하는 vs 나와 상담 관계에 대해 이야기 하지 않는, 우리(상담자-내담자) 관계에 대해 초점을 두는 vs 우리(상담자-내담자) 관계에 대해 초점을 두지 않는)이 최종 요인구조에 포함되지 않았다. 이는 참여자들에게 상담 관계와 관련된 선호 차원이 응답자들 사이에 일관된 양상으로 나타나지 않아 독립적인 요인으로 구별되지 않았음을 시사한다. 한국에서는 전통적으로 상담자를 스승이나 부모와 같은 ‘어른’으로 지각하고 지시와 조언을 기대하는 경향이 있어(이은경 등, 2007; 장성숙, 2002, 2010), 관계 자체를 상담자와 내담자가 함께 점검하고 조율하는 작업을 어색하게 인식할 수 있다. 또한 관계의 조화와 체면을 중시하는 문화에서는 관계적 사안을 직접적으로 표현하기보다 암묵적으로 조율하는 경향이 있어(Triandis, 1995), 응답자들이 해당 문항을 각기 다르게 해석하였을 가능성이 있다. 나아가 상담자-내담자 관계가 무엇을 의미하는지에 대한 이해 자체가 응답자들 사이에서 일관되지 않았을 수도 있다. 다만 이러한 설명은 해석적 추론에 근거한 것이므로, 향후 질적 연구나 임상 표본을 대상으로 한 연구를 통해 검증할 필요가 있다.
유사하게 C-NIP에서는 정서적 집중/유보 차원에서 강한 정서 작업과 관련된 문항들이 포함되어 있으나, 본 연구에서는 정서 탐색에 대한 선호를 묻는 문항들(예: 내가 힘든 감정을 느끼도록 권하는 vs 나의 힘든 감정을 느끼는 것을 권하지 않는, 내가 강한 감정을 표현하도록 권하는 vs 내가 강한 감정을 표현하는 것을 권하지 않는)이 최종 척도에 포함되지 않았다. 이는 참가자들이 정서 작업 자체에 대한 선호를 독립적인 차원으로 인식하기보다는 상담에서 다루는 문제의 수준이나 변화의 초점과 연결하여 이해했을 가능성이 있다. 실제로 본 연구에서는 행동 대 정서, 현재의 이슈 대 내면의 근본적 이슈와 같은 문항들이 개입초점 요인으로 묶여 나타났는데, 이는 한국 내담자들이 정서 탐색 여부를 별도의 선호 차원이라기보다 상담이 무엇을 다루어야 하는가에 관한 선호의 일부로 경험할 수 있음을 시사한다. 다만 이러한 해석은 본 연구 결과에 대한 추론적 설명이므로, 향후 질적 연구나 임상 표본을 대상으로 한 후속 연구를 통해 추가적으로 검증할 필요가 있다.
한편, 본 연구에서는 C-NIP에 포함되지 않았던 신규 문항들이 최종 척도에 포함되었다. 특히 요인 4(관계적 태도/스타일)에는 상담자와의 상호작용 방식을 묻는 문항(예: 부드럽게 대하기 vs 도전적으로 대하기)뿐 아니라 상담자와 내담자 간의 관계적 위치를 반영하는 문항(예: 친구 같은 상담자 vs 어른 같은 상담자, 동료 같은 상담자 vs 카리스마 있는 상담자)이 함께 포함되었다. 이는 상담자에 대한 선호가 단순한 상호작용 스타일의 차원뿐만 아니라 상담자를 어떠한 관계적 위치에 있는 존재로 인식하는가와 밀접하게 관련되어 있음을 시사한다. 특히 친구나 동료와 같은 수평적 관계를 선호하는지, 혹은 어른이나 권위 있는 전문가와 같은 위계적 관계를 선호하는지에 대한 구분이 하나의 독립된 선호 차원으로 나타난 점은 주목할 만하다. 이는 연장자와 전문가에 대한 존중, 관계적 위계에 대한 민감성 등 한국 사회의 관계 문화가 상담 선호의 구조에 반영된 결과로 해석할 수 있으며(이은경 등, 2007; 장성숙, 2002, 2010), 상담자와 내담자 간의 관계적 위계를 명시적으로 다루지 않는 기존 서구권 상담 선호 척도와 구별되는 특징이라고 볼 수 있다. 한편, ‘부드러운 말투와 표현 vs 단호한 말투와 표현’ 문항이 관계적 태도/스타일 요인에 포함되는 동시에 개입초점 요인에 부적으로 교차부하된 점 역시 흥미로운 결과이다. 이는 참여자들이 단호하고 분명한 상호작용 방식을 단순한 의사소통 스타일이 아니라, 보다 적극적이고 즉각적인 문제 해결 중심의 개입과 연결하여 지각하고 있을 가능성을 시사한다. 이러한 결과는 상담자에게 지시와 방향 제시를 기대하는 한국 혹은 동아시아 내담자의 특성을 보고한 선행연구들(장성숙, 2003; Atkinson & Matsushita, 1991)의 주장과도 일치한다.
둘째, 본 연구는 내담자의 상담에 대한 선호라는 다차원적인 구성개념을 측정하기 위해 탐색적 구조방정식 모형을 활용하여 KPPS의 요인구조를 검증하였다. 전통적으로 설문형 측정도구의 요인구조 검증에는 확인적 요인분석이 널리 활용되어 왔으나, Marsh 등(2014)은 교차부하를 허용하지 않는 확인적 요인분석이 심리적 현상의 비독립적인 성격을 충분히 반영하지 못하며, 특히 다차원적인 구성개념을 설명하기에 지나치게 제한적일 수 있음을 지적하였다. 이에 탐색적 구조방정식 모형은 다차원적 구성개념의 요인구조를 검증하는데 적합한 대안으로써 활용되어 왔다(Heinze et al., 2022; Marsh et al., 2014). 따라서 본 연구는 ESEM을 활용하여 내담자 선호의 요인구조를 보다 유연하고 현실적으로 추정하고자 하였고(Marsh et al., 2010), 이는 기존 CFA 중심의 접근을 보완하는 의미 있는 시도로 볼 수 있다.
본 연구의 상담 및 심리치료 실제에 대한 기여 및 적용가능성은 다음과 같다. 첫째, KPPS를 활용해 내담자를 치료적 의사결정에 적극적으로 포함시킴으로써 상담 서비스의 질을 향상시킬 수 있다. 선행연구에 따르면, 내담자의 선호를 확인하고 조율하는 것은 내담자와 초기에 작업동맹을 형성하는 데 도움을 주고(Windle et al., 2020), 내담자의 중도 탈락율을 낮추는 등 상담의 성과와 만족도에도 긍정적 영향을 주는 것으로 나타났다(Bennett et al., 2025; Lindhiem et al., 2014; Swift et al., 2018). KPPS를 통해 파악된 내담자 선호를 상담 과정에 적용하고, 동시에 비선호를 파악하여 치료에 방해될 수 있는 요인을 미연에 방지함으로써 상담 서비스의 질을 향상할 수 있다.
둘째, 상담 초기 상담자가 내담자 선호를 파악하는 것과 더불어 내담자를 이해하는 도구로서 KPPS를 활용할 수 있다. KPPS를 통해 내담자가 어떤 영역에 특별한 선호가 있는지 파악할 수 있고, 이를 바탕으로 내담자를 이해하고 치료계획을 함께 수립하는 데 활용할 수 있다. 실제로 본 연구에서 인터뷰한 전문가 1인은 KPPS가 단순히 내담자 선호를 파악하는 것에서 나아가, 내담자의 성격구조나 취약한 부분을 판단할 수 있는 용도로 활용해 볼 수 있겠다고 첨언하였다. Heinze 등(2022)은 C-NIP 점수와 성격 관련 변인들 간 작지만 의미 있는 상관관계를 보고하였는데, 이는 상담 선호가 내담자의 행동이나 정서, 대인관계 성향과 같은 성격과도 일정 부분 연관될 수 있음을 보여주며, 상담 선호가 내담자 성격을 파악하는 데 도움이 될 수 있음을 시사한다. 이러한 가능성은 추후 연구를 통해서 확인할 필요가 있다.
본 연구의 제한점 및 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 요인 3(개입초점)은 McDonald’s ω = .54로 권고 기준(.70)에 미치지 못하였다. 다만 이 요인은 두 독립 표본에서 안정적으로 재현되며 다른 요인과 구별되는 구조적 타당도를 확보하였고, McDonald’s ω가 문항 수에 민감하다는 점을 고려할 때 2문항 요인의 특성상 계수가 보수적으로 추정되었을 가능성이 있다. 또한 상담에서 다루는 내용과 변화의 초점에 대한 선호는 기존 상담 선호 연구에서 반복적으로 확인되어 왔으며(Cooper & Norcross, 2016; Hatchett, 2015), 본 연구에서도 독립적인 요인으로 재현되었다는 점에서 구성개념의 완결성을 위해 최종 척도에 포함하였다. 향후 문항을 보강하여 신뢰도와 구성타당도를 재검증할 필요가 있다.
둘째, 본 연구에서 4요인 구조의 모형적합도는 양호한 수준으로 나타났으나, 요인 4의 최초 6문항 중 3문항(14, 38, 43번)은 통계적 기준치에 다소 부합하지 않았다. 후속 연구에서는 다른 표본에서도 4요인 구조가 재현되는지 검토하고, 해당 문항들의 통계적 적합성에 대한 재검증이 필요하다. 요인 4의 최초 6문항, 38번을 제외한 5문항, 14, 43번 문항까지 제외한 나머지 3문항에 대한 모형 재검증을 시도하여 어떤 모형이 통계적 기준에 부합하는지 다시 한 번 살펴볼 필요가 있다.
셋째, 본 연구는 KPPS의 초기 개발을 목적으로 일반 성인 집단을 대상으로 수행되었으며, 현재 및 과거 상담 경험 유무를 구분하여 분석하지 않았다. 이는 본 연구가 실제 상담 경험자뿐 아니라 향후 상담 서비스를 이용할 수 있는 잠재적 내담자를 포함한 일반 인구집단의 상담 선호를 탐색적으로 파악하고자 하였기 때문이다. 그러나 상담 경험 여부에 따라 상담에 대한 이해와 선호가 달라질 수 있으므로, KPPS가 앞으로 상담 현장에서 내담자들의 선호를 잘 포괄할 수 있는 측정도구로 활용되기 위해서는 향후 상담 및 심리치료를 받고 있거나, 받은 경험이 있는 집단을 대상으로 타당화하는 작업이 필요하다.
넷째, 추후 연구에서는 임상적 유용성을 높이기 위해 하위요인 별 절단점을 산출해 볼 수 있다. 현재 여러 나라에서 타당화되어 사용 중인 C-NIP의 경우, 하위요인 수준에서 내담자 선호의 방향성을 알려주는 절단점을 제시하고 있는데, 그 절단점이 문화적 배경에 따라 각각 상이하게 설정되어 임상 현장에서 사용되고 있다(Cooper & Norcross, 2016; Řiháček & Mikutová, 2022; She et al., 2023). 향후, KPPS의 하위요인 별 절단점이 제시된다면, 상담 현장에서 상담자들이 내담자 선호 및 선호 정도를 보다 용이하게 파악할 수 있을 것이다.
종합하면, KPPS는 한국 내담자의 상담 선호를 타당하게 포착할 수 있는 실증적 도구로서, 상담 초기 선호 평가와 치료적 의사결정 과정에서도 유용하게 활용될 수 있을 것이다. 향후 임상 장면과 다양한 집단을 대상으로 한 후속 연구를 통해, 본 척도의 활용 범위와 임상적 기여가 더욱 확장되기를 기대한다.
참고문헌
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