Ⅰ. 서론
모든 인간을 대상으로 한 서비스 분야는 인간의 존엄성과 복지를 근본 가치로 삼으며, 특히 응용 행동 분석(Applied Behavior Analysis, ABA)을 포함한 교육 및 치료 영역 전문가는 아동의 행동뿐만 아니라 감정과 경험을 이해하고, 연민을 실천하는 윤리적 책임을 지닌다(LeBlanc, Sellers & Alai-Rosales, 2020a; Taylor, LeBlanc & Nosik, 2018). 최근 아동을 대상으로 한 치료센터와 영유아 교육 기관에서 발생하는 다양한 윤리적 이슈들이 사회적 문제로 대두되고 있다(Kim & Jang, 2023). 이러한 사례들은 아동의 안전과 복지가 단순히 직업윤리 규범에 대한 지식이나 외부적 통제만으로는 충분히 보장될 수 없음을 시사하며, 앞으로 발달장애를 가진 개인 및 영유아를 대상으로 교육을 제공하는 전문가에게 전문적 지식과 기술을 넘어선 ‘전문적 인성 역량’의 중요성을 제기한다(Choi et al., 2024; Park, 2025). 특히 ABA 기반의 중재가 국내외에서 급격히 확산되고 있는 상황에서, 행동 분석가가 갖추어야 할 핵심 역량은 단순히 절차적 충실도나 이론적 지식의 숙달에 그치지 않는다 (Park et al., 2023).
이같은 중요성에 따라 미국의 국제행동분석가자격위원회(Behavior Analyst Certification Board)에서 규정하는 행동 분석가 윤리 강령(ethics code for behavior analysts)은 네 가지 핵심 원칙 중 하나로 “타인을 연민적으로, 존엄하며, 존중하는 태도로 대할 것(Treat Others with Compassion, Dignity, and Respect)”을 기본 윤리로 명시하였다. 또한 모든 의사소통에서 이해할 수 있는 언어를 사용하고(code 2.08), 목표 설정 및 중재 설계 전 과정에 클라이언트와 보호자를 참여시킬 것(code 2.09)을 요구한다. 이러한 윤리적 지침은 행동 분석가가 가족이나 클라이언트의 참여를 촉진하고 치료적 관계를 강화하기 위한 방향성을 제공한다. 예를 들어, 부모가 중재 과정에서 어려움을 호소할 때, 어려움을 줄이기 위해 적극적으로 경청하고, 현실적인 지원 방안을 함께 모색하는 행동은 공감에 기반한 연민적 돌봄의 예이다. 이러한 연민적 돌봄은 치료적 관계를 강화하고, 중재 효과와 참여율을 높이는 데 중요한 역할을 한다 (Rohrer, Weiss & Kaplan-Reimer, 2021).
그럼에도 여러 연구에서는 행동 분석 실무가 기술 중심적인 접근에 머물러 있어, 연민, 공감, 치료적 관계 형성과 같은 대인관계 기술이 충분히 강조되지 못했으며, 이에 따라 내담자와 보호자의 정서적 요구나 문화적 맥락이 간과되었다는 지적이 제기되고 있다(Callahan et al., 2019; Critchfield et al., 2017; Critchfield & Doepke, 2018; Foxx, 2008; Leaf et al., 2022; LeBlanc et al., 2020a; Penney et al., 2023; Rohrer et al., 2021; Taylor et al., 2018). 클라이언트와의 치료적 관계가 결여될 경우 중재 목표의 부적합성 및 치료의 지속성 저하로 이어질 수 있다(Kwak et al., 2024; Lee, 2024). 특히 보호자는 장애 진단과 양육 부담으로 인해 높은 스트레스와 우울을 경험하며, 이는 치료 참여와 중재 준수에 직접적인 영향을 미친다(Bradshaw et al., 2022). 따라서 행동 분석가는 보호자의 정서를 이해하고 신뢰를 형성하는 연민적 관계 역량을 갖추는 것이 필요하다.
행동 분석가의 관계 역량을 구성하는 핵심 요인은 공감과 연민으로 두 개념은 상호 보완적 관계를 가진다. 공감은 타인의 정서와 관점을 이해하는 인지적, 정서적 과정이며, 연민은 공감을 바탕으로 현재 또는 미래의 고통을 덜거나 예방하기 위한 실천적 행동으로 타인의 삶의 질 향상 및 고통의 예방과 완화로 인해 강화되는 작동행동으로 정의된다(Kaplan-Reimer et al., 2026).
연민에 관한 언급이 ABA분야의 초기부터 있었음에도 연민은 감정에 기반한 사적 사건으로 간주되어 전문가들 사이에서 오랫동안 주된 논의 대상이 되지 못했으나, 최근에는 그 개념이 점차 행동의 기능적 측면으로 재구성 되고 있다. Rohrer et al.(2021)는 “연민은 공감에 기반해 상대의 고통을 덜어주려는 의도적이고 실천적인 행동을 의미한다.”(p.642)고 정의하였으며 Penney et al.(2023)는 연민을 행동분석가가 지원하는 개인과 그 가족의 삶의 질을 향상시키고, 현재 또는 미래의 고통을 예방하거나 완화하기 위한 공감(empathy)을 바탕으로 한 행동으로 정의하였다. 이처럼 연민은 행위자의 윤리적 의도를 바탕으로 한 행동으로 정의되는 경향이 있었다. 반면 최근 연구는 연민을 혐오적 기능관계를 선호적 기능관계로 전환시키는 작동행동으로 개념화 하는 등, 행동적 기능과 환경 간의 상호작용 속에서 학습되고 강화되는 기능적 행동으로 이해되는 방향으로 발전해 왔다(Kaplan-Reimer et al., 2026). 이러한 공감과 연민은 반복적인 상호작용을 통해 치료적 관계를 형성하고 유지하는 토대를 제공한다(Taylor et al., 2018). 따라서 연민적 관계 형성을 이해하거나 연민 행동을 증진시키기 위해서는, 그 전제 조건이 되는 공감의 수준과 특성을 먼저 파악할 필요가 있다(Taylor et al., 2018).
행동분석가의 공감은 전문적이고 체계적으로 평가할 수 있는데, 이를 위한 대표적인 도구에는 제퍼슨 공감척도(Jefferson Scale of Empathy, JSE)가 있다(Hojat et al., 2001; Hojat et al., 2018; Kang, 2007). 이 척도는 의료에서 환자에 대한 의료진의 공감능력을 평가하기 위해 개발되었으며, 국내에서도 타당화 연구가 이루어진 바 있다(Hojat et al, 2001; Kang, 2007). JSE은 공감을 다차원적으로 평가하며 관점수용하기, 연민적 돌봄, 상대 입장에 서기의 세 가지 하위요인으로 구성된다. 관점 수용하기는 상대의 입장과 감정을 이해하고 그 관점에서 생각해보려는 인지적 과정, 연민적 돌봄은 따뜻함과 배려를 바탕으로 한 행동적 돌봄 기술, 상대 입장에 서기는 내담자의 감정과 상황을 자신의 것으로 받아들이는 정서적 반응을 측정한다(Hojat et al., 2001). 이러한 세 차원은 공감이 단순한 감정이 아니라, 인지, 정서, 행동이 통합된 기술적 역량임을 보여준다(Lee, 2024; Taylor et al., 2018; Rohrer & Weiss, 2022). 본 연구에서는 이 JSE의 하위 요소인‘연민적 돌봄’요인을 ABA 선행연구에서 다루어온 고통을 경감시키는 행위로서의 연민의 동기이자 전제 조건이 되는 공감의 하위 요소로 간주하였다(Rohrer et al., 2021; Penney et al., 2023, Taylor et al, 2018). JSE의 연민적 돌봄은 공감의 하위요인으로서 기능하며, 연민을 발현시키는 동기가 된다는 점에서 행위로서의 연민과 공감의 하위요소인 연민적 돌봄간에는 기능적 연속성이 존재한다.
선행연구에 따르면 행동 분석가의 공감은 교육 경험과 치료적 관계에 대한 인식과 같은 환경적, 학습적 요인의 영향을 받을 수 있다(LeBlanc et al., 2020b; Callahan et al., 2019). LeBlanc et al., (2020b)은 이러한 요인들의 현황을 파악하기 위해 BCaBA, BCBA, BCBA-D 등 ABA 자격증 소지자를 대상으로 설문조사를 실시하였으며, 그 결과 응답자의 72%는 연민, 공감, 치료적 관계와 관련된 강의를 수강한 적이 없었으며, 82%는 실습 중 치료적 관계에 관한 공식적인 훈련을 받지 않았다고 보고하였다. 반면 전체 응답자의 91%는 관계 기술을 매우 중요하거나 극도로 중요하다고 인식하였고, 83%는 행동 분석가 정규 교육 과정에 이를 정식으로 교육해야 한다고 응답하였다. 이러한 결과는 행동 분석가들이 연민의 중요성을 충분히 인식하면서도, 실제 교육 과정에서 이를 체계적으로 학습할 기회가 부족함을 시사한다. 국내 연구에서도 슈퍼비전의 질과 경험이 공감적 이해 수준과 관련된다는 결과가 보고되어(Kim & Kim, 2024) 교육과 인식이 공감 발달에 중요한 환경적 요인임을 뒷받침한다. 햔편 일부 연구에서는 성별, 나이 등 개인적 배경이나 정서 인식 수준 등 개인적 요인이 공감 및 연민과 관련될 수 있다고 보고되었으나(Lee & Kim, 2019; Kim & Kim, 2024; Callahan et al., 2019), ABA 실무자의 공감 또는 연민에 개인적 배경 변인이 일관되게 영향을 미치는지는 아직 명확히 규명되지 않았다.
이처럼 교육 경험, 치료적 관계에 대한 인식이 공감과 관련될 가능성은 제시되어 왔으나, 이들 변인이 행동 분석가 집단에서 공감 수준에 어떤 독립적 영향을 미치는지 통합적으로 검증한 연구는 부족하다. 본 연구는 이러한 문제의식에 기초하여 국내 행동 분석가를 대상으로 교육 경험과 치료적 관계 인식이 공감 수준에 미치는 영향을 탐색하고자 한다. 본 연구에서는 공감을 종속 변수로 설정하였으며, 연민은 공감에 기반해 발현되는 실천적 행동이라는 점에서 개념적 배경요인으로 구분하였다. 또한 JSE의 연민적 돌봄 요인은 공감의 하위요인으로 간주하였다.
연구의 타당성을 높이기 위해 척도의 문항을 ABA 분야의 맥락에 맞게 일부 수정하여 활용하였으며, JSE의 세 가지 하위요인인 연민적 돌봄, 관점 수용하기, 상대 입장에 서기를 중심으로 행동 분석가의 공감 수준을 측정하였다. 또한, 교육 경험과 치료적 관계 인식이 공감적 연민과 공감적 태도에 미치는 독립적 예측 영향력을 확인하기 위해 탐색적 회귀분석을 수행하였다. 궁극적으로 본 연구는 윤리적이며 인간 중심적인 ABA 교육 실천의 질적 향상에 기여하고자 행동 분석가의 교육 경험 및 치료적 관계 인식이 공감 수준에 어떤 영향을 미치는지 탐색함으로써, 윤리적이고 인간 중심의 서비스 제공을 위한 관계 역량 교육 프로그램 개발을 위한 기초 자료를 제공하는 데 의의를 둔다.
Ⅱ. 연구방법
본 연구는 국내 행동 분석가를 대상으로 교육 경험 및 치료적 관계에 대한 인식, 및 개인적 특성이 연민적 돌봄, 관점 수용하기, 상대 입장에 서기 수준에 미치는 영향을 조사하기 위해 2025년 9월 15일부터 10월 15일까지 약 한 달간 구글 설문조사를 실시하였다. 총 88부의 설문지를 회수하였으며, 이 중 석사급 행동 분석가 자격증을 이미 취득한 3인의 설문지를 제외하고 85부를 분석에 사용하였다. 연구의 정확성을 위해서는 확률 표집 방법으로 조사대상자를 모집해야 하나, 연구비용 및 시간적 제약 등으로 인해 비확률표집 방법으로 조사대상자를 모집하였다. 설문은 조사 시점에 석사급 행동 분석가 자격증을 취득하지 않은 행동 분석가를 대상으로 하였다. 이는 과거의 교육 경험을 회상하는 응답이 아닌, 현재 교육 및 슈퍼비전을 실제로 받는 행동분석가를 대상으로 하여 교육 경험의 효과를 보다 객관적으로 분석하기 위함이었다. ABA 자격 취득 과정에는 약 1,000~1,500시간의 임상 수련이 요구되며, 이에 따라 자격증을 보유하지 않은 수련생 또한 임상 현장에서 수퍼바이저의 임상 코칭을 받으며 부모 상담 및 행동 중재를 수행하고 있다. 연구에 참여한 행동 분석가의 일반적 특성은 <Table 1>과 같다.
참여자의 72명(84.7%)은 여성이었으며, 연령대는 30대 35명(41.2%)과 40대 25명(29.4%)이 다수를 차지하였다. 학력은 석사학위 소지자가 46명(54.1%)으로 가장 많았으며, 연구 참여자의 71명(83.5%)이 ABA 석사 과정 재학생이거나 졸업자였다. 근무 기관은 바우처 센터와 실비 센터를 포함한 센터가 54명(63.5%)으로 가장 많았고, 유치원과 어린이집 및 학교가 20명(23.5%)이 대부분이었으며, 주요 중재 대상은 0~6세 영유아 51명(60.0%)과 7~13세 아동 27명(31.8%)으로 확인되었다. 또한 보호자와의 상담 빈도는 주 1회 이상이 90% 이상으로 참여자 대부분이 보호자와의 협력적 관계를 지속해서 유지하고 있었다. 직업은 치료사가 53명(62.4%)으로 가장 높은 비율을 보였고, 교사 22명(25.9%), 센터장 8명(9.4%) 순으로 나타났다. 또한 교육 52명(61.2%), 사회복지 19명(22.4%), 언어치료 14명(16.5%) 등 타 분야 자격증을 보유한 참여자가 다수였다. 이를 통해 일부 참여자는 ABA를 주전공으로 전문성을 확립하는 과정에 있으며, 또 다른 일부는 교육, 상담, 언어치료 등 자신이 속한 본래의 전문 영역에 행동 원리를 보조적이거나 통합적으로 적용하려는 경향을 보였다. 이러한 특성은 ABA가 점차 다학제적 전문 영역으로 확장되고 있음을 보여준다.
본 연구에서는 행동 분석가의 교육 경험과 치료적 관계에 대한 인식 수준을 측정하기 위해 교육 경험 척도와 인식 척도를 사용하였다. 각 척도의 문항은 LeBlanc et al.(2020b)의 설문을 기반으로 한국어판을 번안하였다. 연구자는 원저자로부터 사용 및 번역 허락받은 후, 1차 번역을 수행하고, 영어권 국가에서 석사학위를 받은 뒤 해당 국가에 거주 중인 연구보조원이 역 번역을 실시하였다. 이후 15년 이상 임상 경력을 보유한 BCBA-D가 문항의 내용 적절성, 명료성, 행동 분석 맥락 부합성을 기준으로 두 차례 검토를 진행하였으며, 이 과정을 통해 일부 문항의 어휘와 문장 구조가 수정 및 보완되었다.
최종 도구는 예/아니오로 이원화된 교육 경험 11문항과 5점 리커트 척도로 구성된 치료적 관계 인식 8문항으로 구성되었다. 본 연구에서 교육 경험 척도의 신뢰도 검증을 위해 산출한 KR-20 값은 .762로 기준치 .6이상으로 나타나 각 문항 간의 내적 일치도가 높게 나타났다. 인식 척도의 Cronbach’s α 값은 .728로 기준치 .6 이상으로 나타나 신뢰도가 양호한 것으로 확인 되었다.
행동 분석가의 연민 및 공감적 태도 수준을 측정하기 위해 Hojat et al.(2001)이 개발한 JSE의 한국어 번안판(Kang, 2007)을 수정하여 사용하였다. JSE는 의료인의 환자 진료 과정에서 나타나는 공감 행동을 평가하기 위해 개발된 척도로, 현재 전 세계 91개국 이상에서 63개 언어로 번역되어 활용되고 있다. 원척도는 20문항으로 구성되어 있으나, Kang(2007)은 국내 의료전문가를 대상으로 한 타당도 검증 과정에서 2문항을 제외한 18문항(Cronbach’s α = .88)으로 구성하였으며, 본 연구에서도 동일한 구조를 유지하였다. 척도는 ‘관점 취하기(10문항)’, ‘연민적 돌봄(6문항).’, ‘상대 입장에 서기(2문항)’의 세 하위요인으로 구성되었고, 7점 리커트 척도로 응답하였다. 관점취하기는 의료인이 환자의 입장을 이해하고 환자의 관점에서 상황을 해석하려는 인지적 공감을 의미하며, 연민적 돌봄은 환자를 돌보는 과정에서 의료인이 경험하는 감정으로, 환자의 경험을 의료인이 감정적으로 해석하고 이해하는 것을 뜻한다 (Hojat et al., 2001). 환자의 입장에 서기는 의료인이 스스로를 환자의 상황에 대입하여 환자의 입장에서 느끼고 이해하려는 능력을 뜻한다(Hojat et al., 2001).
본 연구에서는 Kang (2007)의 번안본을 ABA 실무 맥락에 맞게 일부 용어를 수정하였다. 구체적으로 ‘의사’ 또는 ‘외과의’는 ‘행동치료사’로, ‘의료처치’는 ‘행동중재’로, ‘환자’는 ‘서비스 대상자’로, ‘질병’은 문제행동으로 수정하였다. 수정된 문항은 임상경력 15년 이상의 BCBA-D가 두차례 검토하여 내용의 적절성과 문장의 명료성을 평가하였고, 이후 행동분석가 2명이 참여하여 이해가 어려운 용어나 어색한 표현을 보완하였다. 수정된 문항은 추가로 행동분석가 2명에게 검토를 의뢰하였으며, 응답에 어려움이 없다는 피드백을 받아 설문을 최종 배포하였다. 이러한 과정을 통해 완성된 설문지는 내용타당도가 확보된 것으로 판단되며, 최종 수집된 데이터를 활용하여 내적 일관성(Cronbach’s α = .824)을 검증하였다.
공감 척도의 탐색적 요인분석과 신뢰도 분석 결과는 <표1>과 같다. 먼저 공통성(h²)이 .40 미만이거나 두 요인에 중복 적재된 문항 6개를 삭제하였다. 이후 자료가 요인분석에 적합한지를 확인하기 위해 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)값을 산출한 결과 .838로 나타났으며, 이는 문항들 간 상관 구조가 요인 형성에 충분히 적합함을 의미하는 값이다. KMO는 각 문항이 다른 문항들과 어느 정도 연관되어 있어 요인으로 묶일 수 있는지를 평가하는 지표로, 값이 높을수록 요인분석의 타당성이 높다. 또한 자료의 정규성을 확인하기 위해 왜도와 첨도를 확인한 결과 기준을 충족하였으며, 이에 따라 자료가 관찰될 가능성을 가장 크게 만드는 요인해석을 제공하는 최대우도 추정을 적용하는 것이 적절하다고 판단하였다.
요인회전은 추출된 요인들이 설명하는 특성이 더 명확하게 드러나도록 요인의 구조를 재배열하는 과정으로, 본 연구에서는 해석 가능성을 높이기 위해 가장 널리 사용되는 방식인 베리맥스 회전을 적용하였다. 요인추출은 주성분분석을 이용하였다. 주성분분석은 여러 문항이 공유하는 공통된 정보를 요약하여, 자료의 구조를 가장 잘 대표하는 핵심 요인을 추출하는 통계 기법이다(Kim, 2021). 즉, 많은 문항에 흩어져 있는 변동성을 몇 개의 요인으로 압축해 보여줌으로써, 문항들이 어떤 공통 패턴을 가지고 묶이는지 파악하는데 활용된다(Kim, 2021).
총 3개의 하위요인으로 추출되었으며, 이들 요인에 의해 설명되는 총 분산은 약 72.179%로 나타났다. 문항의 내용을 고려하여 1요인을 ‘관점 취하기’, 2요인을 ‘연민적 돌봄’, 3 요인을 ‘상대 입장에 서기’로 명명하였다. 각 요인의 고유치는 ‘관점 취하기’ 3.433(28.604%), ‘연민적 돌봄’ 3.397(28.309%), ‘상대 입장에 서기’ 1.832(15.266%)로 확인되었다. 이 결과는 본 척도가 세 요인 구조로 구성되어 있으며, 요인 구조의 타당성이 확보 되었음을 시사한다.
신뢰도 검증 결과, 전체 공감 척도의 Cronbach’s α는 .824로 나타났고, 하위 요인의 α값은 ‘관점 취하기’ .802, ‘연민적 돌봄’ .717, ‘상대 입장에 서기’ .880으로 모두 기준치(.6)이상을 충족하여 문항 간 내적 일치도가 양호한 것으로 확인되었다. 또한 탐색적 요인분석 결과, 각 문항의 요인적재값이 모두 .6이상으로 나타났으며, 문항들이 이론적 구조에 따라 적절히 분류되어 해당 요인을 충분히 대표하고 있는 것으로 판단되었다.
수집된 자료는 SPSS WIN 28.0과 AMOS 28.0 프로그램을 활용하여 분석 하였다. 첫째, 연구참여자 특성에 대해 알아보기 위하여 빈도분석을 실시하였으며, 그 결과는 Ⅱ. 연구방법의 1절 ‘연구 참여자’에 제시하였다. 둘째, 교육경험과 인식, 공감 척도에 대한 응답의 내적 일관성을 살펴보기 위해 신뢰도 분석을 하여 Cronbach’s α값을 산출하였다. 셋째, 공감 척도의 요인 구조와 타당성을 검증하기 위하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 이를 통해 척도의 요인구조가 국내 행동분석가 표본에서도 동일하게 유지되는지를 탐색하였다. 넷째, 교육경험과 인식, 공감 요인의 평균 및 표준편차를 살펴보기 위해 기술통계를 실시하였다. 다섯째, 교육경험과 인식, 공감 간의 상관관계를 살펴보기 위해 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 여섯째, 교육 경험과 인식이 공감에 미치는 영향을 살펴보기 위해 다중회귀분석을 실시하였다. 본 연구는 유의수준 p<.05, p<.01, p<.001 하에서 검증하였다.
Ⅲ. 연구 결과
기초 분석으로서 교육경험, 인식, 공감에 대한 평균과 표준편차를 산출하고, 정규성을 진단하기 위해 왜도와 첨도를 검토한 결과는 <Table 3>와 같다. <Table 3>에 제시된 기술통계치는 축소된 척도의 점수 분포 특성을 확인하고, 이후 분석이 적절하게 이루어질 수 있는지를 평가하기 위해 포함하였다. 교육경험은 11점 만점에 평균 1.78점(SD = 2.15), 인식은 5점 만점에 평균 3.82점(SD = .55)으로 나타났다. 공감은 7점 만점에 전체 평균 5.95점(SD = .59)으로, 하위요인별로는 관점 취하기 6.00점(SD = .68), 연민적 돌봄 6.29점(SD = .70), 상대 입장에 서기 4.68점(SD = 1.51)으로 나타났다.
Kline (2011)의 기준에 따르면, 왜도가 3을 초과하거나 첨도가 10을 초과하지 않으면 정규성에 심각한 문제가 없는 것으로 본다. 본 연구 자료의 왜도는 –1.13~2.13, 첨도는 –0.62~6.46으로 모두 기준치 이내였다. 왜도(skewness)는 분포가 왼쪽 또는 오른쪽으로 치우쳐 있는 정도를 나타내는 지표이며, 왜도가 양수일 경우 낮은 점수에 응답이 집중되어 있고, 음수일 경우 높은 점수에 응답이 집중되어 있음을 의미한다(Kim, 2021). 첨도는 분포가 평균 주변에 얼마나 밀집되어 있는지를 나타내며, 첨도가 높으면 분포가 뾰족하고, 낮으면 평평한 형태를 가진다(Kline, 2011). 왜도와 첨도는 점수 분포가 정규성 가정을 충족하는지를 점검하는 데 중요한 지표이다. 정규성은 자료가 종 모양의 정규분포 형태를 따르는지를 의미하며, 많은 모수적 통계분석에서 기본적으로 요구되는 전제조건이다(Kim, 2021). 즉 자료가 특정 방향으로 지나치게 치우치지 않고 평균을 중심으로 고르게 분포하는지를 확인하는 절차라 할 수 있으며, 많은 통계 분석의 전제 조건이 된다(Kim, 2021). 정규성이 충족되었다는 것은 데이터가 한쪽으로 지나치게 치우치지 않고 평균을 중심으로 안정적으로 분포한다는 의미이며, 이러한 분포적 특성은 최대우도법을 적용하기 위한 기본 조건이다(Kim, 2021). 최대우도법은 정규분포를 가정할 때 가장 효율적이고 정확한 추정치를 제공하는 방법으로, 표본의 분산 구조를 잘 반영하는 장점이 있다(Kline, 2011). 따라서 본 연구는 변수들의 정규성이 확보된 것을 확인한 후, 이후 분석 절차에서 최대우도법을 적용하였다.
본 연구에서는 JSE의 20개 문항 중 탐색적 요인 분석 결과, 요인 부하량과 개념 적합성이 낮은 8개 문항을 제거하여 최종 12문항을 사용하였다. 문항수가 축소됨에 따라 원척도 총점을 그대로 사용하는 것은 점수 범위 및 분산의 차이로 인한 비교 가능성에 한계가 있다고 판단하였다. 따라서 문항 수의 영향을 통제하고 척도의 상대적 수준을 유지하기 위해 각 요인의 평균점수를 산출하여 분석에 활용하였다.
본 연구의 주요 변인인 교육경험, 인식, 공감간의 관계를 확인하기 위해 Pearson의 적률 상관분석을 실시하였으며, 그 결과는 <Table 4>과 같다. 분석 결과, 인식은 공감(r = .415, p < .001)과 유의한 정적 상관을 보였으나, 교육경험은 공감과 유의한 상관을 보이지 않았다. 즉, 행동분석가의 치료적 관계에 대한 인식 수준이 높을수록 공감 수준이 향상되는 경향이 있는 것으로 나타났다.
| Domain | Educational Experience | Perception | Empathy |
|---|---|---|---|
| Educational Experience | 1 | ||
| Perception | -.004 | 1 | |
| (.970) | |||
| Empathy | .058 | .415*** | 1 |
| (.598) | (<.001) |
교육경험과 인식이 공감에 미치는 영향을 검증하기 위해 다중회귀분석을 실시하였으며, 결과는 <Table 5>과 같다. 분석 결과, 회귀모형의 설명력은 약 15.6%(R² = .156)로 나타났으며, 모형은 통계적으로 유의하였다(F = 8.750, p < .001). 또한 Durbin-Watson 통계량은 2.194로 2에 근접하여 잔차의 독립성 가정이 충족된 것으로 판단되었다. 예측변수별로 살펴보면, 인식(β = .415, p < .001)은 공감에 유의한 정적 영향을 미친 반면, 교육경험(β = .060, p = .553)은 유의한 영향을 미치지 않았다. 즉 행동분석가의 치료적 관계에 대한 인식 수준이 높을수록 공감 수준이 높게 나타난 반면, 교육경험은 공감 수준에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않았다.
Ⅳ. 논의 및 결론
본 연구의 목적은 행동 분석가의 교육 경험, 치료적 관계 인식, 개인적 특성이 공감 수준에 미치는 영향을 탐색하기 위해 수행되었다. 국내 85명의 석사급 행동 분석가 수련생을 대상으로 온라인 설문을 하였으며, 탐색적 요인 분석과 신뢰도 검사를 통해 척도의 타당도와 신뢰도를 확인하였다. 빈도분석, 기술통계, 상관분석, 다중회귀분석을 실시하였다. 분석 결과, 6개 항목이 삭제되어야 했으며, 문항 삭제 후 공감 척도는 기존 JSE와 같이 3 요인 구조(관점 취하기, 연민적 돌봄, 상대 입장에 서기)로 나타났으며, 각 척도의 신뢰도는 교육 척도 KR-20값 .762, 인식 척도 Cronbach’s α값 .728, 공감 척도 Cronbach’s α값 .824로 모두 양호하였다. 참여자들은 연민, 공감 및 치료적 관계 교육 경험은 낮았으나(평균 1.78/11점), 인식은 높았다(3.82/5점). 공감의 세 하위요인 중 연민적 돌봄의 평균 점수(6.29/7점)이 가장 높게 나타났으며, 이는 행동 분석가들이 공감의 정서적 측면에 높은 가치를 두고 있음을 시사한다. 반면 연민, 공감 및 치료적 관계에 대한 인식은 공감에 유의한 정적 영향을 미쳤으나(β = .415, p < .001), 교육 경험은 유의한 영향을 보이지 않았다(β = .060, p = .553).
본 연구의 기술통계 결과 행동 분석가들이 정서적 공감(관점 취하기, 상대 입장에 서기)보다는 이를 행동적으로 표현하는 경향(연민적 돌봄)을 중심으로 공감을 인식하고 실천하는 경향을 보인다는 것을 알 수 있다. 행동 분석가들은 연민적 돌봄 요인에서 가장 높은 평균(6.29점)을 보였지만, 상대 입장에 서기 요인에서는 가장 낮은 평균(4.68점)을 보였다.
특히 공감의 세 하위요인이 서로 다른 점수 분포를 보였다는 점은, 행동 분석가들이 공감을 구성하는 정서적, 인지적, 행동적 요소를 동일하게 인식하지 않는다는 것을 보여준다. 이는 평균치의 차이가 아니라, 공감이 어떻게 기능하고 발현되는지에 대한 실제적인 프로파일 차이를 의미하며, 하위요인 간 상관 결과에서도 이러한 차이가 부분적으로 확인된다. 예를 들어 연민적 돌봄과 관점 취하기는 중간 수준의 정적 상관을 보였으나, 상대 입장에 서기와는 상대적으로 낮은 상관을 보여, 행동 분석가들이 정서적 동일시보다는 기능적 공감에 더 익숙한 패턴을 드러냈다.
본 연구에서 사용한 공감 척도의 문항 구성에 비추어 볼 때, 연민적 돌봄은 ‘감정 교류나 정서적 유대의 중요성’에 대한 정서적 공감을 측정하는 반면, 상대 입장에 서기는 ‘타인의 감정을 자기 감정처럼 동일시하여 느끼는 능력’을 평가한다(Hojat et al., 2001). 특히 “병력을 청취할 때나 서비스 대상자의 신체 건강에 대해 물어볼 때, 서비스 대상자의 감정에 주의를 기울이는 것은 중요하지 않다”, “서비스 대상자의 문제행동은 행동 중재에 의해서만 나을 수 있다. 따라서 나와 환자의 정서적인 유대는 행동 중재에 그다지 영향을 미치지 않는다” 등의 연민적 돌봄 문항은 감정적 유대의 중요성에 대한 태도적 동의를 묻고 있으며, 실제 감정을 공유하거나 동일시하는 강도를 측정하지 않는다.
즉 행동분석가들은 클라이언트의 감정을 자신의 감정처럼 동일시해 느끼기보다, 클라이언트가 보이는 정서적 단서를 관찰하고, 이를 기능적으로 해석한 뒤, 그 해석을 바탕으로 적절한 언어적 그리고 비언어적 행동으로 반응하는 경향을 보인다. 이는 ABA실무가 절차적 지원과 관찰 가능한 행동 산출에 중점을 두며 전문성이 형성되는 구조적 맥락을 고려할 때 자연스러운 결과이다. 또한 공감의 하위 구성 요소가 임상 현장에서 서로 다른 방식으로 발현된다는 중요한 함의를 제공하기도 한다.
이러한 행동분석가의 공감 경향은 행동 분석가의 교육 현실과도 관련이 있다. LeBlanc et al.(2020a)은 미국 행동분석가의 70% 이상이 연민·공감·관계 기술을 정규 교과에서 학습한 적이 없다고 보고하였으며, 본 연구에서도 교육경험 평균이 1.78점으로 매우 낮게 나타났다. 그럼에도 불구하고 높은 공감 점수가 유지된 것은, 공식적 교육보다는 현장 경험과 사회적 강화 과정을 통해 공감이 학습되고 유지되고 있음을 시사한다. 실제로 행동분석가들은 보호자와의 반복적 상호작용 속에서 정서적 표현보다는 절차적 지원과 협력을 통해 관계를 유지하는 경향을 보인다(Taylor et al., 2018; Callahan et al., 2019). 이러한 결과는 공감이 관계 유지 행동으로 기능하며, 환경적 피드백과 강화의 영향을 받음을 보여준다.
둘째, 치료적 관계에 대한 인식이 공감의 총합에 유의한 정적 영향을 미쳤다는 결과(β = .415, p < .001)는, 행동 분석가가 가진 “공감이 중요하다”라는 인식이 공감 행동의 발생 가능성을 높이는 동기설정조작으로 기능하고 있음을 시사한다. 공감에 대한 언어적 인식은 행동을 직접적으로 유발하기보다, 공감적 반응이 강화될 가능성을 높이는 환경적 조건으로 작용한다. 그러나 이는 인식이 직접적으로 행동으로 전이된다는 의미는 아니다. 본 연구의 상관 결과는 인식과 실천 간 부분적 상관을 보여줄 뿐이며, 인식 향상만으로 공감 행동의 빈도가 높아진다고 단정할 수는 없다. 다만 공감이 사회적 강화와 피드백으로 조절되는 상호작용적 반응임을 제시할 뿐이다.
본 연구에서 행동 분석가들은 전반적으로 높은 공감 수준을 보였으나, 교육 경험이 공감 및 연민에 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 현재 행동 분석가들의 공감 및 연민이 체계적 교육보다는 현장 경험 속에서 자연스럽게 강화된 상호작용 경험에 의해 유지되고 있음을 시사한다. 즉 부모가 표현하는 감사, 아동의 긍정적 반응, 동료의 인정과 같은 환경적 요인이 공감 행동을 강화해 왔을 가능성이 크다. 이러한 형태의 경험적 체득으로 인한 결과는 일시적으로 효과적일 수 있으나, 기관의 운영 방식, 보호자 피드백의 빈도, 업무량 등 환경적 요인에 따라 강화의 일관성이 쉽게 변동될 수 있다. 실제로 ABA의 임상 현장은 절차적 정확성과 데이터 관리에 중점을 두기 때문에, 정서적 상호작용이나 공감과 연민이 체계적으로 교육될 기회는 제한적이다 (Callahan et al., 2019; LeBlanc et al., 2020b). 따라서 공감과 연민이 단기적, 비의도적으로 강화되는 데 그치지 않고 지속성과 일반화를 확보하기 위해서는, 비공식적 강화 체계를 명시적 교육과 계획적 피드백 체계로 전환할 필요가 있다. 이는 연민과 공감이 불수의적 감정이 아니라 교육과 학습 이력에 따른 결과라는 전제에서 비롯된 것이다. 연민과 공감은 다른 기술적 행동과 동일하게 명확한 교수 절차, 강화 조건, 유지 및 일반화 전략 등을 통해 향상될 수 있기에 정규 교육 뿐만 아니라, 실제 임상 현장에서 이루어지는 슈퍼비전 및 피드백 기반의 임상 훈련이 함께 이루어져야 한다.
BCBA윤리강령은 명시적으로 “행동 분석가는 타인을 연민과 존엄, 존중으로 대해야 한다(Treat Others with Compassion, Dignity, and Respect)”라고 규정하며, 연민을 선택할 수 있는 태도가 아닌, 전문적 의무로 제시하고 있다(BACB, 2022). 그러나 이러한 윤리적 원칙이 선언적 수준에 머무르는 한, 실제 전문성으로 인정받기 어렵다. 공감과 연민은 타고난 성격이 아니라, 명시적 교수와 피드백을 통해 길러질 수 있는 학습할 수 있는 기술이다. 이러한 기술이 부재할 경우, 치료적 관계의 질이 저하되고, 내담자와의 신뢰 형성이 어려워지며, 결국 중재의 사회적 타당성과 효과성이 약화할 위험이 크다(Taylor et al., 2018; LeBlanc et al., 2020b). 본 연구의 설문 결과, 행동분석가들의 인식과 공감, 연민 수준은 전반적으로 높게 나타났으나, 공감 관련 교육 경험은 평균 1점대에 불과하였다. 연구 참여자 과반수 이상이 ABA 뿐 아니라 특수교육 및 교육학을 전공한 전문 교사임을 고려할 때, 이는 ABA 분야를 넘어 교육 전반에서 장애 당사자의 정서적, 인지적 공감 및 연민적 행동을 다루는 교육이 체계적으로 이루어지지 않고 있음을 보여준다.
이러한 문제는 개별 행동 분석가의 책임이라기보다 교육 시스템의 구조적 한계로 볼 수 있다. 현재 윤리 강령은 연민이 중요하다는 원칙을 반복적으로 강조하고 있으나, 연민과 공감을 어떻게 교수하고 측정하며 강화할 것인지에 대한 구체적인 교육 절차나 실행 지침은 마련되어 있지 않다. 결국, 윤리 규정이 정교하더라도 이를 실행할 수 있는 교육 훈련 체계가 구축되지 않는다면, 행동 분석가의 윤리적 실천은 추상적 선언에 머물 수밖에 없다. 이제는 공감과 연민의 중요성을 강조하는 수준을 넘어, 행동 분석가 양성 과정 안에서 공감과 연민을 명확히 정의하고, 이를 토대로 한 치료적 관계에 대해 교수, 평가, 피드백을 포함한 실천형 교육으로 발전시켜야 한다.
본 연구는 행동 분석가의 교육 경험과 인식이 연민, 공감, 치료적 관계에 미치는 영향을 탐색적으로 분석함으로써 학문적, 실천적 시사점을 제시하였다. 그러나 연구 설계와 방법론적 측면에서 제한점이 존재하며, 이를 보완하기 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 척도와 관련된 한계가 존재한다. 본 연구의 목적은 새로운 측정 도구를 개발하고 검증하기보다는 행동 분석가 집단의 공감 및 연민 구조를 탐색적으로 확인하는 데 있었기 때문에, 탐색적 요인 분석 절차까지만 수행되었다. 확인적 요인 분석을 통한 구조 검증이나 수렴타당도, 판별타당도, 준거 타당도 검토는 포함되지 않았으며, 이에 따라 도출된 요인구조는 표본의 특성과 맥락에 따라 달라질 수 있는 잠정적 결과로 해석되어야 한다. 연민적 돌봄은 정서적, 인지적, 행동적 차원을 모두 포함하는 다차원적 구성개념임에도 불구하고, 이를 종합적으로 반영할 수 있는 표준화된 측정 도구가 아직 충분히 개발되지 않았다. 본 연구에서 사용된 측정 척도 역시 개념의 복합성을 완전하게 포착하지 못하였으며, 이에 따라 6개의 문항이 탈락하였다. 그럼에도 불구하고, 본 연구의 탐색적 접근은 행동 분석가의 공감 개념을 구조적으로 이해하기 위한 기초적 근거 자료를 제공했다는 점에서 학문적 의의가 있다. 향후 연구에서는 연민적 돌봄의 구성요소를 명확히 구분하고, 이론적 틀에 기반한 객관적이고 타당한 평가도구 개발이 이루어질 필요가 있다. 아울러 독립된 표본을 대상으로 확인적 요인 분석을 함께 실시하여야겠다.
둘째, 표본의 규모와 구성의 제한성을 고려해야 한다. 본 연구의 표본은 국내 행동 분석가 중 석사급 행동 분석 자격증을 준비 중인 수련생 약 80명 수준으로 비교적 제한적이며, 직무경력, 자격 수준, 교육 배경에서 이질성이 존재하였다. 일반적으로 요인 분석의 안정적 추정을 위해서는 요인당 5~10배 이상의 사례가 필요하다는 점을 감안하면, 본 연구의 표본 수는 일부 요인의 통계적 안정성을 확보하기에는 충분하지 않을 수 있다 (Fabrigar et al., 1999; Worthington & Whittaker, 2006). 따라서 후속 연구에서는 석사급이나 박사급 행동 분석 자격증을 보유한 보다 다양한 집단을 포함한 다층적 표본 설계를 통해 결과의 일반화 가능성을 높여야 한다.
셋째, 사회적 바람직성 편향의 가능성을 배제하기 어렵다. 본 연구는 자기 보고식 설문을 통해 자료를 수집하였기 때문에, 참여자가 실제 행동보다 사회적으로 긍정적으로 평가받을 만한 응답을 선택했을 가능성이 있다. 특히 공감과 연민은 윤리적 가치가 강조되는 개념이므로, 응답자가 자신의 내적 신념이나 실제 행동 수준과 무관하게 긍정적인 인상을 주기 위해 응답을 조정했을 가능성이 존재한다. 향후 연구에서는 사회적 바람직성의 영향을 통제하기 위해 균형적 반응성 척도 등의 보조 척도를 병행하거나, 실제 상담 및 부모 상담 장면에서 연민적 돌봄 행동을 직접 관찰, 분석하는 단일대상 연구 설계를 활용할 필요가 있다. 이러한 접근은 연민적 돌봄에 대한 인식과 실제 실천 간의 괴리를 더욱 정확히 파악하고, 행동 분석가가 현장에서 실제로 연민적 돌봄을 발휘하고 있는지를 검증하는데 이바지할 것이다.
본 연구는 국내 행동 분석가의 공감 수준과 그 관련 요인을 탐색적으로 분석하여, 공감 교육의 필요성과 임상 현장에서 고려해야 할 환경적 요인을 확인하는 데 기초적 근거를 제시하였다. JSE를 ABA 맥락에 맞게 일부 수정하여 적용하고 탐색적 요인분석을 실시한 결과, 공감의 세 하위요인 구조가 예비적으로 확인되었으나, 이는 정교한 타당화 절차를 거친 확정적 구조로 해석될 수 없다. 본 연구의 분석은 탐색적 수준에 국한되므로, 독립 표본을 활용한 확인적 요인분석, 수렴 및 판별 타당도, 준거 타당도 등을 포함한 후속 연구가 필요하다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 국내 ABA 실무자들의 공감 양상과 관련 요인의 초기 경향을 파악하고, 향후 한국형 공감과 연민 교육 개발을 위한 예비적 시사점을 제공한다는 점에서 의의를 갖는다.
