중증 정신질환자의 내재화된 낙인 감소 비약물적 중재의 효과: 체계적 문헌고찰 및 메타분석

Soyoung Kim; Sun Hyoung Bae; Myung-Sun Hyun

doi:10.4040/jkan.24072

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Review Paper 중증 정신질환자의 내재화된 낙인 감소 비약물적 중재의 효과: 체계적 문헌고찰 및 메타분석: 김소영¹, 배선형², 현명선²
Effectiveness of non-pharmacological interventions to reduce internalized stigma in people with severe mental illness: a systematic review and meta-analysis: Soyoung Kim¹, Sun Hyoung Bae², Myung-Sun Hyun²; Journal of Korean Academy of Nursing 2025;55(1):1-18.
DOI: https://doi.org/10.4040/jkan.24072
Published online: February 25, 2025

¹아주대학교 간호대학

²아주대학교 간호대학ㆍ간호과학연구소

¹College of Nursing, Ajou University, Suwon, Korea

²College of NursingㆍResearch Institute of Nursing Science, Ajou University, Suwon, Korea

Corresponding author: Myung-Sun Hyun College of Nursing, Ajou University, 164 World Cup-ro, Yeongtong-gu, Suwon 16499, Korea E-mail: mhyun@ajou.ac.kr

• Received: July 1, 2024 • Revised: July 30, 2024 • Accepted: August 27, 2024

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution NoDerivs License (http://creativecommons.org/licenses/by-nd/4.0) If the original work is properly cited and retained without any modification or reproduction, it can be used and re-distributed in any format and medium.

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Abstract
서론
방법
결과
고찰
결론
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Abstract

Purpose
This study systematically reviewed and analyzed the effects of non-pharmacological interventions on internalized stigma among people with severe mental illness.
Methods
A systematic review and meta-analysis were conducted following the Cochrane Intervention Research Systematic Review Manual and Preferred Reporting Items for Systematic Review and Meta-Analysis guidelines. This study targeted people with severe mental illness as the population, interventions aimed at reducing internalized stigma, comparisons with control groups, and internalized stigma as the outcome. A literature search was performed across multiple databases, including PubMed, EMBASE, the Cochrane Library, CINAHL, PsycArticles, RISS, KMbase, and KoreaMed. The risk of bias was evaluated using the Cochrane Risk of Bias 2.0 tool. Effect sizes were computed using Hedges’s g, and subgroup analyses were conducted with Comprehensive Meta-Analysis software version 4.0.
Results
Of 2,388 papers, 15 were included in the meta-analysis. The overall effect size (Hedges’s g) of the intervention was –0.60 (95% confidence interval, –1.01 to –0.19), indicating a statistically significant reduction in internalized stigma (Z=–2.88, p=.004). Subgroup analyses revealed that the intervention type (p=.008) and session length (p=.011) were significant moderators influencing the effectiveness of the interventions.
Conclusion
Tailoring interventions by considering variables such as the intervention type and session length could enhance the effectiveness of non-pharmacological interventions for reducing internalized stigma among people with severe mental illness (PROSPERO: CRD42023418561).
Key words: Discrimination, psychological; Mental disorders; Meta-analysis; Psychosocial intervention; Randomized controlled trial

서론

1. 연구의 필요성

우리나라 정신질환의 유병률은 27.8%로 인구의 1/4 이상이 평생 한 번 이상 정신질환을 경험하는 것으로 나타났다[1]. 2023년 건강보험 급여 및 의료급여 기준으로 중증 정신질환자는 약 70만 명에 이르며[2], 매년 3.4%씩 지속적으로 증가하고 있다[3]. 중증 정신질환자는 조현병, 양극성 정동장애, 주요 우울장애 등으로 진단받은 자를 포함하며, 만성적인 정신병적 증상으로 인해 독립적인 일상생활을 하는 데 어려움을 겪는다[4].

최근 정신건강 분야에서는 중증 정신질환자의 삶의 목표를 질병 치료에서 지역사회 통합과 회복으로 전환하고자 하는 노력이 강화됨에 따라[5], 많은 학자들은 이러한 지역사회 통합과 회복을 방해하는 주요 요인 중 하나로 낙인을 지적하고 있다[5-7]. 낙인은 사회적 낙인과 내재화된 낙인으로 구분되는데, 사회적 낙인은 대중이 갖는 정신질환자에 대한 부정적인 편견 및 고정관념이나 차별하는 행동을 포함한다[8]. 한편, 내재화된 낙인은 이와 같은 사회적 낙인으로 인해 중증 정신질환자가 스스로를 부정적으로 가치절하하며 사회에서 갖는 부정적인 고정관념을 자신의 것으로 내면화하는 것을 의미한다[8]. 중증 정신질환자는 지역사회에 존재하는 사회적 낙인수준보다 더 심한 수준의 차별과 편견을 내면화하며[9], 이는 자존감 저하와 사회적 고립 및 치료 거부 등으로 이어져 중증 정신질환자의 회복을 저해하는 요인이 된다[5].

내재화된 낙인은 중증 정신질환자의 신체적, 심리적, 사회적 영역 등 다차원적인 측면에 부정적 영향을 미치며[10], 낙인이 높을수록 자기효능감이 낮아지고, 무력감을 느끼며 치료에 대한 순응도가 저하된다[11]. 또한 높은 수준의 내재화된 낙인은 우울증상을 악화시킬 수 있으며, 자살 시도와 유의한 관련이 있는 것으로 보고되었다[9]. 이와 같이 중증 정신질환자가 내재화된 낙인에 대처하지 못하는 경우 임상적 증상을 악화시킬 뿐 아니라 대인관계와 사회적 활동을 차단하게 되며, 결과적으로 삶의 질에 치명적인 영향을 미치게 된다[9]. 따라서 중증 정신질환자의 회복을 위해서는 내재화된 낙인에 대한 감소 및 관리를 위한 효과적인 중재가 요구된다.

중증 정신질환자의 내재화된 낙인은 정신건강 회복을 저해하는 중요한 요인으로, 이를 감소시키기 위한 다양한 비약물적 중재가 수행되어 왔다[12,13]. 이러한 중재에는 정신교육[14], 인지행동치료[7,15,16], 내러티브 강화[17-19], 글쓰기[20], 동료지원가 주도 활동[19] 등이 있으며, 두 가지 이상의 중재를 결합한 복합적 중재도 보고되었다[6,21-23]. 이처럼 다양한 중재기법이 적용되어 왔으나 중재의 유형과 기간, 환경, 대상자 특성에 따라 연구결과가 상이하게 보고되고 있어, 실제 현장에서의 적용에는 어려움이 있다[6,18,20,24].

몇몇 메타분석 연구에서는 중증 정신질환자에게 제공된 비약물적 중재의 내재화된 낙인 감소효과를 평가하였으나, 중재의 효과에 대해 유의미한 결과가 도출되지 않거나, 작은 효과에서 중간 정도의 효과까지 다양한 결과가 보고되어 일관성을 확인하기 어려웠다[25-27]. 일부 연구는 표본크기가 작은 연구나 유사실험연구를 포함하였고[25], 특정 장애군(예: 조현병 환자)만을 대상으로 하여 효과크기를 산출하였기 때문에[28] 일관된 결론을 내리기 어려웠다. 한편, 최근 동료지원가 활동은 정신질환자의 회복을 위한 효과적인 비약물적 중재로 주목받고 있으나[29-31], 이를 비약물적 중재로 포함하여 그 효과를 평가한 메타분석 연구는 미비한 실정이다[28]. 또한 중재유형이나 특성에 따른 조절변수 효과에 대해 심층적으로 분석한 논문도 미흡한 상황이다.

본 연구는 중증 정신질환자를 대상으로 내재화된 낙인 감소를 위해 비약물적 중재를 제공하고 효과를 분석한 무작위 대조군 연구(randomized controlled trials)를 체계적으로 고찰하고, 메타분석을 수행하여 비약물적 중재의 효과를 평가하고자 한다. 또한 대상자의 특성과 중재의 특성에 따른 조절효과를 분석함으로써 다양한 특성에 따른 중재의 유효성을 심층적으로 탐색하고자 한다. 본 연구결과는 향후 중증 정신질환자의 내재화된 낙인 감소를 위한 중재를 개발하고 실무에 적용하는 데 있어서 근거를 제시할 것이다.

2. 연구의 목적

본 연구는 중증 정신질환자의 내재화된 낙인 감소를 위해 제공된 비약물적 중재효과를 보고한 무작위 대조군 연구를 체계적으로 검토하고 비약물적 중재의 효과를 파악하기 위한 것으로 구체적인 목적은 다음과 같다.

첫째, 선정된 문헌의 특성을 파악한다.

둘째, 선정된 문헌의 비뚤림 위험을 평가한다.

셋째, 비약물적 중재가 중증 정신질환자의 낙인 감소에 미치는 효과를 분석한다.

넷째, 조절변수에 따른 비약물적 중재의 효과를 분석한다.

방법

1. 연구설계

본 연구는 중증 정신질환자를 대상으로 내재화된 낙인 감소를 위한 비약물적 중재의 효과를 파악한 연구결과들을 통합하고 비약물적 중재의 효과를 분석하기 위하여 수행한 체계적 문헌고찰 및 메타분석 연구이다. 본 연구는 연구계획 후 PROSPERO에 프로토콜을 등록하였다(등록번호: CRD42023418561). 문헌고찰 과정은 코크란 연합(Cochrane Collaboration)의 체계적 문헌고찰 핸드북과 Preferred Reporting Item for Systematic Review and Meta-Analysis (PRISMA)의 체계적 문헌고찰 지침에 따라 수행되었다[32,33].

2. 자료선정기준 및 배제기준

체계적 문헌고찰 보고지침의 핵심 질문 형식인 participants, intervention, comparisons, outcomes, study design (PICO-SD)에 따라 자료 선정기준 및 배제기준을 제시하면 다음과 같다.

1) 선정기준

(1) 연구대상(participants)

연구대상은 중증 정신질환(조현병 범주 장애, 양극성 장애, 주요 우울장애, 기타 일상생활이 어려운 중증의 정신질환)으로 정신건강의학과 전문의가 진단한 만 18세 이상의 성인 환자이다.

(2) 중재(intervention)

중재는 중증 정신질환자를 대상으로 내재화된 낙인 감소를 목적으로 제공된 비약물적 중재를 대상으로 하였다. 비약물적 중재에는 정신교육, 인지행동치료, 내러티브 강화, 사회기술 훈련 등이 포함되며, 본 연구에서 복합중재는 두 가지 이상의 단일중재가 포함된 중재를 의미한다.

(3) 비교대상(comparison)

비교대상은 중증 정신질환자에게 제공된 일상적인 관리나 일반적인 교육이나 훈련, 면담 등 외 대기자군 배정 등을 모두 포함하였으며, 일상적인 관리나 대기자군 배정을 무처치군으로 그 외 일반적인 교육이나 훈련, 면담 제공을 처치군으로 보았다.

(4) 결과(outcome)

본 연구의 결과는 내재화된 낙인 감소를 위한 중재가 제공된 후 측정된 내재화된 낙인의 정량적 값을 포함하였다.

(5) 연구설계(study design)

연구설계는 무작위 대조군 연구로 제한하였다.

2) 배제기준

중증의 정신질환자 외 환자(예, 경증 우울장애, 약물사용장애, 인지장애, 정신지체 등)를 대상으로 한 문헌, 약물이나 건강보조제 등을 적용한 문헌, 또는 사회적 낙인 감소를 목적으로 한 중재연구, 무작위 대조군 연구가 아닌 비무작위 대조군 연구, 질적 연구, 체계적 문헌고찰, 메타분석 연구, 조사연구, 종설 연구 등의 연구설계를 적용한 문헌, 연구논문 전문에 접근할 수 없거나 영어나 한국어 이외의 언어로 발표된 문헌은 제외하였다.

3. 문헌검색 및 선정

2023년 4월 25일부터 2023년 6월 30일까지 문헌검색 및 자료수집을 진행하였다. 문헌검색은 연구자 2인(S.K., M.S.H.)은 주요 검색어를 독립적으로 탐색한 뒤 논의를 통해 본 연구에 포함할 최종 검색어를 선정하였다. 이후 두 연구자는 선정된 검색어를 기반으로 각자 독립적으로 문헌검색을 수행하였다. 문헌검색 후 검색결과의 일치 여부를 검토하였으며, 불일치한 경우 합의에 도달할 때까지 논의하였다.

문헌검색 데이터베이스는 국외의 경우 Public Medical Literature Database (PubMed), Excerpta Medica data BASE (EMBASE), Cumulative Index to Nursing and Allied Health Literature (CINAHL), Cochrane Library, PsycArticles를 이용하였다. 국내의 경우 학술연구정보서비스(Research Information Sharing Service, RISS), 한국학술정보(Korean studies Information Service System, KISS), 한국 의학 논문 데이터베이스(Korean Medical Database, KMbase), Korea Medical Database (KoreaMed)를 이용하였다.

검색식은 PICO 질문을 중심으로 MeSH (Medical Subject Headings) 용어와 자연어를 파악하여 검색용어를 선정하고, 통제어, 제목과 초록의 text word를 AND/OR 및 절단검색을 사용하였고 중증 정신질환자(participants), 비약물적 중재(intervention), 내재화된 낙인(outcome), 무작위 대조군 연구(study design)를 병합하여 구성하였다. 문헌검색 시 대학 소속 의학도서관의 전문 사서의 자문을 받아 논문검색을 수행하였다. 국외 데이터베이스 검색을 위해 사용된 핵심어로 대상자는 severe mental disorder OR schizophrenia OR paranoid schizophrenia OR paranoid disorder OR bipolar disorder OR delusional disorder OR　depressive disorder, 비약물적 중재는 Patient Education OR Education OR Psychotherapy OR Cognitive Behavioral Therapy OR Counseling OR treatment OR therapy, 결과는 internaliz(s)ed stigma OR self-stigma OR perceived stigma, 연구설계는 The Scottish Intercollegiate Guidelines Network에서 제시한 공인된 검색식을 사용하였다. 국내 데이터베이스 검색을 위해 사용된 핵심어로 연구대상은 정신 OR 조현병 OR 양극성 장애 OR 주요 우울을, 중재는 프로그램 OR 교육 OR 심리요법 OR 인지행동요법 OR 상담 OR 치료를, 결과는 내재화된 낙인 OR 자기낙인 OR 내재된 낙인 OR 지각된 낙인을, 연구설계는 무작위 대조군 연구를 사용하였다(Supplementary Table 1). 정신장애인의 회복에 동료로부터의 지지가 중요하다는 회복 패러다임으로 대두된 동료지원가 주도 활동을 적용한 중재가 개발되고 그 효과를 확인하는 연구가 최근에야 활발하게 수행되어 출간되었으며[34,35], 또한 2018년 상반기까지 출간된 문헌을 대상으로 중증 정신질환자의 내재화된 낙인 감소 중재효과의 체계적 문헌고찰이 수행되었다[12]. 이에 문헌검색은 2018년부터 검색 당일인 2023년 4월 25일까지 출간된 문헌을 대상으로 하였다. 검색 데이터베이스를 통하여 온라인 검색을 시행한 후, 서지정보를 통해서 출판정보가 나타나지 않아 확인이 어려운 학위논문, 진행 중인 연구, 학회자료집, 그리고 연구보고서와 같은 회색문헌(grey literature)을 수기로 탐색하였다.

데이터베이스를 통해 검색한 문헌들은 서지관리 프로그램(EndNote 21 program; Clarivate)을 이용하여 정리하고 중복자료를 제거하였다. 자료선정기준 및 배제기준에 따라 두 명의 연구자(S.K., M.S.H.)가 문헌을 선정하였으며, 의견의 불일치가 있는 경우 일치된 결과가 도출될 때까지 논의하여 합의를 통해 최종 문헌을 선정하였다. 검색된 문헌의 단계적으로 문헌을 선택하는 과정은 PRISMA flow diagram을 이용하였다.

4. 자료추출

본 연구는 일반적 특성(저자명, 출판연도, 국가), 연구대상자(대상자 수, 평균 연령, 진단명), 연구중재(유형 및 특성), 비교대상(비교군 유형), 결과지표(측정도구)의 자료를 추출하였다. 메타분석을 위하여 실험군과 대조군의 수와 중재 전과 후의 실험군과 대조군의 결과변수의 평균, 표준편차, 검정통계량 혹은 95% 신뢰구간(confidence interval [CI])을 추출하였다. 두 명의 연구자(S.K., M.S.H.)가 동일한 자료추출 양식을 사용하여 독립적으로 자료를 추출하고 확인하였으며, 일치된 결과가 도출될 때까지 논의하여 합의를 통해 최종 문헌을 선정하였다. 한편, 메타분석에 포함될 자료추출 과정에서 두 연구자 간 불일치가 있는 경우 일치된 결과가 도출될 때까지 제3의 연구자(S.H.B.)와 논의하여 합의된 결과를 도출하였다.

5. 비뚤림 위험 평가

논문의 질 평가는 The Cochrane Bias Method Group이 개발한 The Cochrane’s Risk of Bias 2.0 도구를 사용하였다. 비뚤림 위험 항목은 무작위 배정과정에서 발생하는 비뚤림, 의도한 중재에서의 이탈에 의한 비뚤림, 중재결과 자료의 결측으로 인한 비뚤림, 중재결과 측정에서의 비뚤림, 선택적 연구결과의 보고로 인한 비뚤림의 총 5항목으로 구성된다[36,37]. 평가자는 신호 질문 및 도메인별 알고리즘에 따라 평가하였으며, 각 영역은 알고리즘에 따라 비뚤림 위험 낮음, 높음, 일부 우려로 평가하였다. 질 평가는 두 명의 연구자(S.K., M.S.H.)가 동일한 자료추출 양식을 사용하여 독립적으로 시행하였다. 두 연구자의 의견이 일치하지 않는 경우 원문을 함께 재확인하여 일치된 결과를 도출하였다. 최종 선정된 문헌들의 질평가는 ROBVIS (risk-of-bias visualization)을 사용하여 신호등 차트와 막대 차트로 시각화하였다.

6. 자료분석 및 합성

본 연구는 메타분석 시행을 위해 Comprehensive Meta-Analysis version 4.0 프로그램을 활용하였다. 구체적으로 비약물적 중재의 효과를 검증하기 위하여 중재 전후의 실험군과 대조군의 내재화된 낙인 점수 차이를 토대로 표준화 평균 차이(standardized mean difference)를 산출한 뒤, 통합효과크기(pooled effect size)로 Hedges’ g와 95% CI를 산출하였다. 이는 메타분석에 포함된 연구들의 표본크기가 작아 통합효과크기(pooled effect size)가 과대 평가될 가능성이 있을 경우에 Cohen’s d를 보완한 방법이다. Hedges’ g는 0.2는 작은 효과, 0.5는 중간 효과, 0.8은 큰 효과를 의미한다[32]. 통합효과크기는 forest-plot으로 제시하였다. 본 연구에서는 체계적 문헌고찰에 포함된 연구 중 결과값이 보고되지 않은 1편을 제외하고[38], 총 15편의 논문을 대상으로 메타분석을 수행하였다. 메타분석을 수행하기에 앞서, 동일한 기준으로 모집된 대상자들에게 동일한 중재를 외래와 병동이라는 상이한 환경에서 제공한 뒤 결과를 보고한 문헌에서 보고한 결과치는 통합하여 통합된 평균과 표준편차를 산출하여 메타분석에 포함하였다[22]. 또한 1편의 문헌에서 두 개의 측정도구를 사용한 문헌[16], 다빈도로 사용된 측정도구의 통계치만을 메타분석에 포함하였다. 이는 동일한 중재에 대한 효과크기의 과잉추정을 예방하기 위해 수행되었다.

이질성의 정도는 Higgin’s I² 통계량을 사용하였고, 75% 이상은 높은 이질성, 25%에서 75%는 중간 정도의 이질성, 25% 이하는 낮은 이질성이 있다고 판단하였다[39]. 본 연구에서는 메타분석에 포함된 연구들은 다양한 내용으로 구성된 중재를 다양한 환경에서 제공된 점을 고려하여 임의 효과 모형(random effect model)을 사용하여 분석하였다. 하위그룹 분석(subgroup analysis)은 I² 값이 높아 이질성이 크게 나타난 경우 이질성의 원인을 탐색하기 위해 수행되는 방법이다[38]. 본 연구에서는 효과크기의 이질성을 설명하기 위하여 조절변수(대상자 진단명, 중재유형, 중재 내 동료지원 포함, 중재환경, 중재 제공형태, 총 중재 회기 수, 총 중재기간, 회기당 중재시간)에 따라 하위그룹 분석을 실시하여 효과크기의 차이를 검증하였다. 본 연구에서는 중재유형에서 동료지원을 포함한 문헌과 그렇지 않은 문헌을 비교 및 분석하기 위해 중재 특성에 동료지원의 활용 여부를 포함하였다.

다음으로 출판편향(publication bias)을 평가하기 위해 시각적 검정방법으로 깔대기 도표(funnel plot)를 살펴보고 직선으로 나타나는 통합추정치에 대해 대칭적으로 분포하면 출판 비뚤림 정도를 확인하였다. 다음으로 통계적 검정법으로 Egger의 회귀분석을 실시하여 표준화된 효과크기와 정확도(표본 크기)로 회귀절편을 추정하고, 회귀절편이 0과 같다는 귀무가설이 지지될 때(p>.050), 출판편향이 없는 것으로 판단하였다[40]. 또한 Duvall과 Tweedie [41]의 trim과 fill 분석을 통해 이상값을 조정하여 새로운 효과크기를 계산하였다.

결과

1. 자료 선정

문헌검색 데이터베이스에서 검색된 논문은 PubMed 504편, Embase 812편, Cochrane 339편, CINAHL 132편, PsycArticles 565편, RISS 20편, KMBASE 2편, KoreaMed 7편, KISS 6편으로 2,387편이 검색되었다. 검색된 논문은 서지 관리 프로그램(EndNote 21)의 중복자료제거 기능을 활용하고 이후 연구자가 수기검색을 통하여 806편의 중복자료를 제외한 결과 총 1,581편이 확인되었다. 이후 자료 선정 및 배제기준에 따라 문헌의 제목과 초록을 검토하여 각각 1,337편과 122편을 제외하여 122편이 남았다. 그 중 원문이 확인되지 않은 논문 20편을 제외한 102편의 논문의 원본을 확인하였다. 본문을 검색하여 대상자 선정기준에 맞지 않은 문헌 24편, 비약물적 중재가 아닌 연구 16편, 결과변수가 내재화된 낙인 아닌 문헌 25편, 무작위 대조군 연구가 아닌 문헌 21편, 영어나 한글로 작성되지 않은 문헌 1편 등 총 87편이 제외되었고, 수기검색을 통해 1편을 추가하여 최종 16편의 논문을 체계적 문헌고찰을 위한 문헌으로 선정하였다(Figure 1).

2. 비뚤림 위험 평가

체계적 문헌고찰에 포함된 16편 논문의 전반적 비뚤림 위험을 평가한 결과, 11편(68.8%)이 ‘비뚤림 위험 낮음’으로, 3편(18.7%)이 ‘비뚤림 일부 우려’로, 나머지 2편(12.5%)이 ‘비뚤림 위험 높음’으로 평가되었다. 항목별로 살펴보면, 무작위 배정과정에서 발생하는 비뚤림 영역의 경우 14편(87.5%)이 ‘비뚤림 위험 낮음’으로, 2편(12.5%)이 ‘비뚤림 일부 우려’로 평가되었으며, 의도한 중재에서의 이탈에 의한 비뚤림 영역의 경우 14편(87.5%)이 ‘비뚤림 위험 낮음’으로, 2편(12.5%)이 ‘비뚤림 일부 우려’로 평가되었다. 중재결과 자료의 결측으로 인한 비뚤림 영역의 경우 14편(87.5%)이 ‘비뚤림 위험 낮음’으로, 2편(12.5%)이 ‘비뚤림 위험 높음’으로 평가되었으며, 중재결과 측정에서의 비뚤림 영역의 경우 14편(87.5%)이 ‘비뚤림 위험 낮음’으로, 2편(12.5%)이 ‘비뚤림 일부 우려’로 평가되었고, 선택적 연구결과의 보고로 인한 비뚤림 영역의 경우 15편(93.8%)이 ‘비뚤림 위험 낮음’으로, 1편(6.2%)이 ‘비뚤림 일부 우려’로 평가되었다(Figure 2A, B).

3. 대상 문헌의 특성

체계적 문헌고찰에 포함된 최종 16편의 일반적 특성, 대상자 특성, 중재의 특성, 비교대상, 결과지표의 특성은 다음과 같다(Table 1).

1) 대상 문헌의 일반적 특성

출판연도는 2023년 3편(18.7%), 2022년 1편(6.3%), 2021년 5편(31.3%), 2020년 1편(6.2%), 2019년 4편(25.0%), 2018년 2편(12.5%)으로 나타났다. 연구 수행지역은 아시아 6편(37.5%)으로 중국 3편, 대만 1편, 인도 1편, 요르단 1편이 포함되었고, 유럽에서 수행된 연구는 6편(37.5%)으로 네덜란드 3편, 스페인 2편, 독일 1편으로 나타났다. 그 외 미국 3편(18.7%)과 브라질 1편(6.3%)이 포함되었다.

2) 대상자 특성

대상자의 평균 연령 분포는 20대가 1편(6.3%), 30대가 2편(12.4%), 40대 12편(75.0%), 50대 1편(6.3%)으로 확인되었다. 대상자의 정신의학적 진단으로는 조현병만 포함된 연구가 9편(56.2%), 조현병을 포함한 정신질환자를 대상으로 한 연구가 6편(37.5%), 조현병을 제외한 정신질환자를 대상으로 한 연구가 1편(6.3%)으로 나타났다.

3) 중재의 특성

중재 제공형태는 집단으로 제공된 경우가 12편(75.0%)으로 가장 많았으며, 개별 제공이 3편(18.7%), 집단과 개별을 병행 제공한 경우가 1편(6.3%)이었다. 중재유형은 복합중재가 13편(81.3%)으로 대부분을 차지하였으며, 단일중재는 3편(18.7%)이었다. 중재요소를 살펴보면, 총 16편 중 14편(87.5%)에서 정신교육을 사용하였고, 그 다음으로 12편(75.0%)에서 인지행동치료를, 8편(50.0%)에서 내러티브 강화를, 3편(18.7%)에서 사회기술 훈련을 활용하였다. 동료지원을 포함한 연구는 6편(37.5%)으로 확인되었다. 다음으로 총 중재 회기 수가 8회기 이하는 6편(37.5%), 9–16회기는 7편(43.8%), 17회기 이상이 3편(18.7%)이었으며, 총 중재기간은 8주 이하가 6편(37.5%), 9–16주는 3편(18.7%), 17주 이상이 7편(43.8%)이었다. 회기당 시간은 관련 자료가 보고되지 않은 2편의 문헌을 제외하고 분석하였다[7,21]. 그 결과, 120분 5편(35.7%), 90분 3편(21.4%), 60분 4편(28.6%), 30분 2편(14.3%)이었다. 마지막으로 중재가 제공된 환경은 지역사회 센터가 6편(37.5%), 외래가 5편(31.3%), 병동이 3편(18.7%), 외래와 병동에서 병행 제공이 2편(12.5%)이었다.

4) 비교대상

비교대상은 무처치군은 11편(68.8%), 처치군이 5편(31.2%)이었다. 무처치군은 일상적 관리 10편(62.5%)과 대기자군 배정 1편(6.3%)이었으며, 처치군은 면담이 3편(18.6%), 지지적 집단치료가 1편(6.3%), 인지교정훈련이 1편(6.3%)이었다.

5) 결과지표

연구결과 변수인 내재화된 낙인을 측정하기 위한 도구를 분석하기에 앞서, 1편의 문헌에서 두 개의 측정도구를 사용한 경우 각각 독립된 건으로 간주하여 분석하였다[16,37]. 이에 측정도구의 분석은 총 18건을 대상으로 분석하였다. 분석결과, 가장 빈번하게 사용되는 도구는 Internalized Stigma of Mental Illness Scale으로 총 18건 중 14건(77.8%) 사용되었고, 다음으로 Perceived Devaluation Discrimination는 2건(11.0%) [15,20], Perceived Legitimacy of Discrimination는 1건(5.6%) [16], Self-Stigma of Mental Illness Scale는 1편(5.6%) [37]이 확인되었다.

4. 내재화된 낙인 감소를 위한 중재의 효과크기

최종 선정된 16편의 문헌 중 메타분석이 가능한 15편을 메타분석을 시행하였다. 비약물적 중재의 내재화된 낙인에 대한 중재효과를 분석한 결과, 전체 평균 효과크기는 Hedges’ g=–0.60 (95% CI, –1.01 to –0.19)으로 내재화된 낙인을 유의미하게 감소시키는 효과를 보였다(Z=–2.88, p=.004) (Figure 3A).

5. 효과크기의 이질성 검증 및 조절효과 분석

효과크기 분석에 포함된 문헌들의 이질성 정도는 I²=95.6% (Q=316.60, degrees of freedom [df]=14, p<.001)로 이질성이 높은 것으로 나타나 임의효과모형으로 분석하였으며, 이질성을 확인하기 위해 조절변수를 중심으로 하위집단으로 나누어 조절효과분석을 수행하였다. 구체적으로는 대상자 진단명(조현병 단독 vs. 기타 중증 정신질환자), 중재유형(단일중재 vs. 복합중재), 중재 내 동료지원 포함 여부(예 vs. 아니오), 중재환경(지역사회 센터 vs. 기타), 중재 제공형태(집단중재 vs. 개인 혹은 복합중재), 총 중재 회기 수(8회기 이하, 9–16회기, 17회기 이상), 총 중재기간(8주 이하, 9–16주, 17주 이상), 회기당 중재시간(30분, 60분, 90분, 120분 이상) 등 8개의 변수를 조절변수로 포함하였다. 분석결과, 중재환경과 회기당 중재시간에 따라 집단 간 내재화된 낙인의 효과크기가 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다(Table 2).

1) 대상자 진단명에 따른 효과크기

대상자의 진단명에 따른 효과크기의 차이를 분석한 결과, 조현병 환자를 대상으로 한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.81 (95% CI, –1.52 to -0.10; p=.025)로 큰 효과크기를 나타냈으며, 기타 중증 정신질환 환자를 대상으로 한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.22 (95% CI, –0.42 to –0.03; p=.027)로 작은 효과크기를 나타냈으며, 둘 다 통계적으로 유의하였다. 그러나 두 집단 간의 효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(Q=2.48, df=1, p=.115).

2) 중재 제공형태에 따른 효과크기

중재 제공형태에 집단중재를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.26 (95% CI, –0.40 to –0.12; p<.001)로 작은 효과크기를 나타냈으며 통계적으로 유의하였다. 그러나 개별중재 문헌과 개별 및 집단중재를 병합 제공한 문헌에서는 효과크기가 Hedges’ g=–1.37 (95% CI, –3.03 to 0.28; p=.103)로 큰 효과크기를 나타냈으나 통계적으로 유의하지 않았다. 한편, 집단 간 효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(Q=1.74, df=1, p=.187).

3) 중재유형에 따른 효과크기

중재유형에 따른 효과크기의 차이를 분석한 결과, 단일중재를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.88 (95% CI, –1.22 to –0.54; p<.001)으로 큰 효과크기였으며, 2개의 중재를 결합한 복합중재를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.24 (95% CI, –0.47 to –0.01; p=.040)로 작은 효과크기였으며 통계적으로 유의하였다. 그러나 3개의 중재를 결합한 복합중재를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.72 (95% CI, –1.45 to 0.02; p=.056)으로 큰 효과크기를 나타냈으며 통계적으로 유의하지 않았다. 한편, 중재유형에 따른 집단 간 효과크기 차이는 통계적으로 유의하였다(Q=9.59, df=2, p=.008).

4) 중재 내 동료지원 포함 여부에 따른 효과크기

중재 내 동료지원 포함 여부에 따른 효과크기의 차이를 분석한 결과, 중재 내 동료지원을 포함한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.33 (95% CI, –0.52 to –0.15; p<.001)로 작은 효과크기를, 동료지원을 포함하지 않는 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.71 (95% CI, –1.29 to –0.14; p=.015)로 큰 효과크기를 보였으며, 모두 통계적으로 유의하였다. 그러나 집단 간 효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(Q=1.50, df=1, p=.220).

5) 총 중재 회기 수에 따른 효과크기

총 중재 회기 수에 따른 효과크기의 차이를 분석한 결과, 8회 이하를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.58 (95% CI, –0.97 to –0.20; p=.003)로 중간 효과크기로, 17회 이상을 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.32 (95% CI, –0.51 to –0.14; p=.001)로 작은 효과크기로 나타났으며, 두 개 모두 통계적으로 유의하였다. 그러나 9회에서 16회를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.72 (95% CI, –1.58 to 0.14; p=.099)로 큰 효과크기로 나타났으나 통계적으로 유의하지 않았다. 한편, 집단 간 효과크기 차이 분석결과, 통계적으로 유의하지 않았다(Q=1.99, df=2, p=.370).

6) 총 중재기간에 따른 효과크기

총 중재기간에 따른 효과크기의 차이를 분석한 결과, 8주 이하를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.58 (95% CI, –0.96 to –0.20; p=.003), 17주 이상을 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.69 (95% CI, –1.37 to –0.02; p=.044)로 중간 효과크기로 나타났으며, 두 개 모두 통계적으로 유의하였다. 9주에서 16주를 제공한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.25 (95% CI, –0.79 to 0.30; p=.372)로 작은 효과크기로 나타났으나 통계적으로 유의하지 않았다. 한편, 집단 간 효과크기 차이 분석결과, 통계적으로 유의하지 않았다(Q=1.30, df=2, p=.270).

7) 회기당 중재시간에 따른 효과크기

회기당 중재시간에 따른 효과크기의 차이는 회기당 중재시간이 제시되지 않은 문헌 2편을 제외하고 분석하였다[7,21]. 분석결과, 회기당 중재시간이 30분인 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.88 (95% CI, –1.22 to –0.54; p<.001)로 큰 효과크기로 나타났으며, 120분 이상인 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.45 (95% CI, –0.81 to –0.08; p=.017)으로 중간 효과크기로 나타났으며, 60분인 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.25 (95% CI, –0.43 to –0.07; p=.006)로 작은 효과크기로 나타났으며, 모두 통계적으로 유의하였다. 그러나 회기당 중재시간이 90분인 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.23 (95% CI, –0.52 to 0.06; p=.126)으로 작은 효과크기로 나타났으나 통계적으로 유의하지 않았다. 한편, 집단 간 효과크기의 차이를 살펴본 결과, 통계적으로 유의한 차이를 보였다(Q=11.24 df=3, p=.011).

8) 중재환경에 따른 효과크기

중재환경에 따른 효과크기의 차이를 분석한 결과, 지역사회센터에서 수행한 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.89 (95% CI, –1.98 to –0.21; p=.113)로 큰 효과크기를 보였으나 통계적으로 유의하지 않았다. 외래나 병동 등의 기타 중재환경에서 수행한 경우 문헌의 효과크기는 Hedges’ g=–0.36 (95% CI, –0.57 to –0.15; p=.001)로 작은 효과크기를 나타냈으며 통계적으로 유의하였다. 한편, 집단 간 효과크기 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(Q=0.85, df=1, p=.357).

6. 출판편향

깔대기 도표를 이용하여 메타분석에 포함된 문헌에 대한 출판편향을 시각적으로 평가한 결과, 좌우 대칭적인 형태로 확인되지 않아 출판편향이 의심되었다(Figure 3B). Egger의 회귀분석결과, 절편(intercept)은 –5.06 (95% CI, –12.08 to 1.95)로 나타났으며 통계적으로 유의하지 않아(p=.143), 출판편향의 가능성은 낮은 것으로 확인되었다. 추가로 trim과 fill 방법을 적용하여 누락된 문헌 6편을 가정하고 효과크기를 다시 산출한 결과, 보정된 전체 효과크기 Hedges’ g=–0.94 (95% CI, –1.35 to –0.54)로 내재화된 낙인을 유의미하게 감소시키는 효과가 유지되었다(Z=–4.55, p<.001) (Figure 3B).

고찰

본 연구는 중증 정신질환자를 대상으로 내재화된 낙인 감소를 위한 비약물적 중재가 내재화된 낙인에 미치는 효과를 확인하기 위해 체계적인 문헌고찰과 메타분석을 수행하였다.

본 연구의 체계적 문헌고찰에 포함된 총 16편의 문헌 중 56.3% (9편)가 2021년 이후에 실시된 것으로 나타났으며, 모두 국외 연구로 아시아 37.5% (6편), 유럽 37.5% (6편), 미국 18.7% (3편) 등에서 수행되었다. 이는 전 세계적으로 중증 정신질환자의 낙인 문제와 이로 인한 심리적, 사회적 문제에 대한 인식이 높아짐에 따라 내재화된 낙인 감소 중재의 개발이 지속적으로 이루어지고 있음을 반영한다[12,28]. 따라서 다양한 문화적 및 사회적 특성을 고려하여 내재화된 낙인을 감소시키는 효과적인 중재를 개발할 필요가 있다. 특히 국내에서는 중증 정신질환자의 내재화된 낙인 감소 중재에 대한 연구가 부족한 상황이므로 향후 실행 가능한 중재를 개발하고 적용할 것을 제안한다.

연구대상자의 평균 연령은 40대가 75.0% (12편)로 대부분이 중년층에 해당하였다. 내재화된 낙인은 사회적 기능에 부정적인 영향을 미칠 수 있기 때문에 사회적 역할이 중요한 시기인 중년층에게 효과적인 중재가 절실히 필요할 것으로 보인다[6]. 또한 내재화된 낙인을 감소시키는 것은 질병 치료과정에 도움을 주고 회복에 긍정적인 영향을 미치므로[5], 향후 조기 치료를 위해 청년층 정신질환자에 대한 내재화된 낙인 감소 중재 연구도 다양하게 이루어질 필요가 있겠다. 조현병을 대상으로 한 문헌이 56.2% (9편)로 가장 많았으며, 이는 조현병이 다양한 정신질환 중에서 가장 대표적으로 낙인과 사회적인 편견의 대상이 되는 질환이기 때문으로 보인다[28]. 조현병을 포함한 중증 정신질환자를 대상으로 한 문헌은 37.5% (6편)로 나타났으며, 이는 조현병뿐만 아니라 다른 중증 정신질환 또한 내재화된 낙인 문제에 영향을 받고 있음을 시사한다.

중재는 정신교육, 인지행동치료, 내러티브 강화, 사회기술 훈련 등의 유형으로 제공되고 있었다. 2가지 이상의 중재를 결합하여 복합중재를 제공하는 문헌이 81.3% (13편)로 대부분이었으며, 중재 중 정신교육이 포함된 문헌이 87.5% (14편)으로 가장 많았고, 다음으로 인지행동치료가 포함된 문헌이 75.0% (12편)으로 많았다. 이는 중증 정신질환자의 내재화된 낙인 중재연구를 체계적으로 고찰한 선행연구에서 정신교육과 인지행동치료가 주요 중재유형으로 나타난 결과와 유사하다[12,13]. 해당 문헌에서 제공된 정신교육은 질병에 대한 정보를 제공하고, 낙인에 대한 이해와 내재화된 낙인에 대한 취약성을 줄이기 위한 대처기술에 관한 교육이었다[10,14,18,42]. 정신교육을 통해 질병에 대한 올바른 지식을 습득하여 병식을 높이며, 사회로부터 받는 부정적인 편견이나 태도에 대해 객관적이고 비판적으로 인식하도록 함으로써 낙인의 내재화를 예방할 수 있다고 제시되었다[13,43]. 해당 문헌에서 제공된 인지행동치료 중재는 내재화된 낙인을 형성하도록 하는 왜곡된 생각과 신념을 인식하고, 이에 대처하는 전략을 학습하도록 하였으며[13,28], 긍정적인 사고방식을 갖도록 학습을 제공하고, 성공적으로 수행할 수 있는 기회를 통해 내면화된 낙인을 극복하도록 하였다[44]. 최근 정신질환자에게 디지털 기술을 기반으로 한 정신교육 및 인지행동치료 중재가 이루어지고 있으나, 대부분의 연구는 정신병적 증상의 감소에만 초점을 맞추고 있어[45-47], 내재화된 낙인 감소의 효과를 검증한 연구는 미비하였다. 따라서 향후 연구에서는 내재화된 낙인 감소에 초점을 둔 디지털 기술 기반의 정신교육 및 인지행동치료 중재를 수행하고 그 효과를 체계적으로 분석하는 것이 필요하겠다.

또한 본 연구에서 내러티브 강화가 50% (8편)으로 절반이었다. 내러티브 강화는 개인의 과거에 가진 경험에서 의미를 발견하고 새롭게 받아들이도록 하며, 삶의 능동적인 주체로서 경험할 수 있는 잠재력을 발휘하도록 하는 것이다[13]. 또한 내러티브 강화를 통해 성공적인 경험을 공유하고 새로운 자아정체성을 구축함으로써 환자로서의 정체성이 아닌 고유한 한 인간으로서의 정체성을 갖도록 한다[44]. 최근 포토보이스를 활용한 내러티브 강화가 내재화된 낙인을 감소시키는 데 효과가 높았고 그 효과가 지속되는 것으로 보고되었다[27]. 포토보이스는 생활 속에서 낙인 대처와 관련된 사진을 중심으로 서로 이야기를 나누는 중재로서 동료와의 상호작용이 효과적인 요소로 작용한다[48]. 이에 추후 내러티브 강화를 적용한 중재연구가 보다 더 많이 수행될 것이 요구되며, 효과성에 대한 근거를 마련하기 위한 메타분석 연구가 필요하다.

본 연구에서는 특별히 중재유형에서 최근 정신장애인의 회복에 도움이 되는 중재로 대두되고 있는 동료지원 활용 여부와 그에 따른 효과크기를 파악하고자 하였다[34,35]. 본 연구의 문헌에서 동료지원을 포함한 연구가 37.5% (6편)으로 나타났다. 그 중 동료지원가 주도 중재를 제공한 연구가 3편이었으며, 동료지원을 제공한 연구가 3편이었다. 동료지원은 회복기에 있는 동료가 정신질환자에게 상담이나 중재를 제공하거나 상호작용을 통해 회복을 도모하는 것으로[30], 최근 내재화된 낙인을 감소시키는 긍정적 효과가 제시되면서 활용도가 증가하고 있다[6,30]. 동료지원은 내재화된 낙인에 대한 보호요인으로 보고되고 있으며, 회복기 동료들과의 상호작용을 통해 정신질환에 대한 부정적인 고정관념을 줄이고 긍정적인 정체성을 형성함으로써 내재화된 낙인을 감소시킬 수 있다[30]. 또한 동료지원가는 대상자에게 회복에 대한 동기를 강화하며 신뢰할 수 있는 역할 모델이 된다[35]. 동료지원 활동이 사회적 지지 및 정서적 지지를 포함하는 다차원적인 특성을 지니고 있어[30], 이들의 활동에 대한 정련화가 필요하며, 실무 적용의 근거를 제시하기 위한 반복연구의 수행이 필요하다.

집단으로 중재를 제공한 경우가 75% (12편)으로 대부분이었다. 집단중재는 정신질환자들이 낙인에 대한 경험을 서로 공유함으로써 유대감을 형성하고 통찰력을 높여 내재화된 낙인을 감소시킬 수 있는 효과적인 방법이다[18]. 또한 개별적 중재에 비해 비용 효율적이고 임상 현장에서의 적용성이 높아 널리 시행되고 있다[28]. 그러나 중재효과를 극대화하기 위해서는 타인과의 상호작용 능력이 저하된 중증 정신질환자의 특성을 고려하여 적절한 중재시간이 필요할 것으로 생각된다.

중재가 제공된 환경은 지역사회 센터가 37.5% (6편), 외래가 31.3% (5편)로 나타났다. 이는 중증 정신질환자가 지역사회에서 생활하면서 사회적 낙인에 직면하고, 이로 인해 낙인을 내재화하게 되므로 지역사회에서의 중재를 집중적으로 고려할 필요가 있음을 보여준다[44]. 지역사회 센터나 외래는 정신질환자들이 쉽게 접근할 수 있고 친숙한 환경으로 중재의 접근성이 높다. 반면, 입원환경에 있는 환자들은 급성기 환자로서 지역사회와 분리된 환경에서 일상적인 생활이나 사회적 시선 및 편견보다는 병리적인 증상의 감소에 초점을 두고 있기 때문에 내재화된 낙인의 감소에 대한 요구도가 낮을 수 있다[44]. 정신질환자가 치료를 마친 후 지역사회에서 생활해야 하는 점을 고려하여 지역사회에 있는 정신질환자뿐만 아니라 퇴원을 앞두고 있는 정신질환자에게 낙인에 대처할 수 있는 전략에 대한 중재가 필요하다.

본 연구에서 총 15편의 연구를 메타분석한 결과, 내재화된 낙인을 감소시키는 비약물적 중재가 중증 정신질환자에게 유의한 효과가 있는 것으로 나타났으며 효과크기는 0.60으로 중간 효과크기이었다. 본 연구결과는 효과크기가 중간으로 나타난 선행연구와 유사한 결과를 보였다[27,28]. 중증 정신질환자들의 내재화된 낙인은 치료와 회복, 자기효능감 및 사회적 관계에 부정적인 영향을 미치며, 궁극적으로 삶의 질을 저하시킬 수 있다[5,9-11]. 본 연구의 결과를 바탕으로 내재화된 낙인을 감소시키는 비약물적 중재를 활용함으로써 중증 정신질환자가 긍정적인 정체성을 형성하고, 내재화된 낙인을 줄이며 회복과 삶의 질을 향상시킬 수 있도록 기여할 것이다.

한편, 중재가 내재화된 낙인에 미치는 영향에 대한 조절효과를 분석한 결과, 중재유형, 회기당 중재시간이 유의한 조절변수로 나타났다. 중재유형은 단일중재가 가장 큰 효과크기를 보였다. 정신교육을 제공한 Kumari 등[14]은 구조화된 정신교육 모듈을 중심으로 중재를 제공하면서 내재화된 낙인 감소에 집중하였으며, 마음챙김 인지치료를 제공한 Tang 등[15]은 인지치료를 통해 정신장애에 대한 비합리적인 사고를 확인하고 수정하는 데 초점을 두어 내재화된 낙인을 감소시켰다. 또한 마음챙김을 통해 자기인식 능력을 향상시켜 자신의 질병을 수용하고 치료에 대한 긍정적인 태도를 갖도록 함으로써 내재화된 낙인의 감소를 가져왔다[15]. 따라서 단일중재의 효과는 대상자가 내재화된 낙인 감소에 집중하고 명확하게 이해할 수 있도록 구조화되었기 때문으로 판단된다. 그러나 단일중재는 2편에 불과하며 복합중재는 13편으로, 중재유형에 따른 효과크기의 차이를 해석하는 데 신중을 기해야 할 것이다.

회기당 중재시간에 대한 분석에서는 제시되지 않은 문헌 2편을 제외하고[7,21], 총 13편을 분석한 결과, 30분인 연구가 다른 연구들보다 효과크기가 가장 큰 것으로 나타났다. 30분의 단기 개입은 집중력을 높이고 대상자의 즉각적인 변화를 유도할 수 있었던 것으로 보인다[14]. 또한 회기당 중재시간이 30분인 경우는 모두 개별 중재였으며[14,20], 중재 제공자가 연구대상자 개개인의 상태 및 요구에 맞추어 중재를 제공하였기 때문에 효과가 있었던 것으로 생각된다. 그러나 회기당 중재시간에 따른 효과에 대한 근거를 확보하기 위해서는 향후 반복연구의 수행이 필요하다.

그 밖에 조절효과 크기의 차이가 유의하지 않은 결과를 보면, 조현병 환자만을 대상으로 한 연구에서 나타난 효과크기(Hedges’ g=–0.81)는 기타 다양한 중증 정신질환자군을 대상으로 한 연구보다 큰 것으로 나타났다. 이는 조현병 환자들이 낙인에 대한 민감성이 높기 때문에 내재화된 낙인을 감소시키는 중재에 긍정적인 결과를 보인 것으로 생각된다[22]. 중재 제공형태에 있어서 개별 중재가 집단중재보다 더 큰 효과크기를 보였다. 개별 중재 및 개별과 집단중재를 병합한 경우는 큰 효과크기(Hedges’ g=–1.37)를 나타냈으나, 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 개별 중재가 개인의 특성과 요구에 맞춘 접근이 가능하므로 효과가 더 클 수 있지만, 중재방법의 이질성과 작은 표본 수로 인해 유의한 결과를 보이지 않았을 가능성이 있다. 동료지원을 포함한 중재는 상대적으로 작은 효과크기(Hedges’ g=–0.33)를 보였다. 이는 동료지원이 대상자와의 상호작용과 지지를 통해 긍정적인 변화를 유도할 수 있지만[30], 그 효과가 상대적으로 작아 동료지원의 방법 및 대상자의 특성에 따라 달라질 수 있다고 본다. 총 중재 회기 수가 9회에서 16회인 경우가 가장 큰 효과크기(Hedges’ g=–0.72)를 보였으나 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 9회에서 16회의 중재가 효과를 극대화할 수 있는 기간이지만, 표본크기나 연구설계의 이질성으로 인해 유의미한 결과를 도출하지 못했을 수 있다. 총 중재기간이 17주 이상인 연구에서는 중간 효과크기(Hedges’ g=–0.69)를 보였으며 통계적으로 유의한 결과를 나타냈다. 이는 장기적인 중재가 효과를 지속적으로 유지하거나 강화할 수 있음을 반영한다. 지역사회 센터에서 수행된 연구는 큰 효과크기(Hedges’ g=–0.89)를 보였으나, 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 표본의 크기나 중재의 이질성의 한계로 인해 통계적 유의성을 확보하지 못했지만, 지역사회 환경에서의 중재가 정신질환자에게 보다 자연스러운 환경에서 중재의 효과를 높일 수 있었던 것으로 보인다. 본 연구에서 이들 변수들에 대한 조절효과의 차이가 유의하지 않았던 것은 조절변수가 다른 중재요소와 상호작용하여 영향을 받았을 가능성이 있다. 또한 연구에 포함된 문헌들의 높은 이질성과 표본의 크기 및 중재방법의 차이 때문일 수 있다. 따라서 향후 연구에서는 더 많은 표본 수와 다양한 중재방법을 통한 추가적인 검증이 필요할 것이다.

체계적 고찰에 포함된 논문의 질 평가결과를 살펴보면, 중재결과 자료의 결측으로 인한 비뚤림 영역에서 높은 비뚤림 위험이 보고되었다. 이는 실험군의 절반 정도가 중재에 지속적으로 참여하지 못하였고, 중도에 탈락한 대상자 비율이 높았으며[18,22], 대조군에서도 탈락자 비율이 높아[18], 중재의 효과에 대해 해석하는 데 주의가 필요하다. 추후 연구에서는 실험군의 중재 참여 유지율과 대조군의 참여율을 높이는 전략을 적용할 것이 요구된다. 그밖에 비뚤림이 일부 우려가 있다고 평가된 연구들은 결과 평가자에게 중재내용의 눈가림에 대한 정보가 부족하였으며[31,38], 무작위 배정에 대한 구체적인 정보가 부족하였다[6,31]. 추후 질적인 연구를 위해 편향을 최소화하는 이중맹검법, 삼중맹검법을 적용하여 내재화된 낙인 감소 중재의 효과를 검증하는 추후 연구가 필요할 것이다.

출판 비뚤림은 출판된 연구들이 긍정적이고 유의미한 결과를 보고하는 경향이 있어 메타분석 연구결과에 영향을 미칠 수 있다[41]. 본 연구에서 Egger 등[40]의 회귀분석결과, 비대칭 정도가 유의하지 않은 것으로 나타났으며 trim과 fill 방법을 적용하여 분석한 결과, 보정 전(Hedges’ g=–0.60)보다 보정 후(Hedges’ g=–0.94)의 효과크기가 증가하였으나 방향 및 통계적 유의성에 있어서 차이가 없었다. 이는 출판편향이 보정된 후에도 내재화된 낙인 감소 중재의 효과가 여전히 유의함을 보여준다. 일반적으로 출판편향은 긍정적 결과가 더 많이 출판되는 경향으로 효과크기를 과대 추정하는 문제가 생기는데, 과소 추정되는 경우는 소규모 연구들이 특정 결과를 보고하지 않았거나[49], 연구결과에 따른 출판 지연에 따라 메타분석이 수행된 시점에서 일부 연구가 포함되지 않은 경우이다[50]. 추후 연구에서는 출판편향을 최소화할 수 있도록 더 엄격하고 질적인 연구를 설계할 필요가 있으며 충분한 표본크기 확보와 방법론적인 측면에서 노력이 필요할 것이다.

본 연구에서 제한점은 다음과 같다. 첫째, 효과크기를 계산하기에 통계를 보고하지 않은 1편이 메타분석에서 제외되어 효과크기가 과대 혹은 과소 추정되었을 가능성이 있으므로 해석 시 주의할 필요가 있다. 둘째, 중증 정신질환자들이 복용하는 약물의 종류나 순응도가 중재의 효과에 영향을 미쳤는지 확인할 수 없었다. 셋째, 중재 직후 측정한 통계치를 사용하여 메타분석하였기 때문에 중재의 장기적인 효과를 확인하지 못하였다. 넷째, 대상자 특성의 이질성과 다양한 중재기간과 방법 등으로 인하여 이질성이 크므로 해석에 주의를 기해야 한다. 마지막으로, 본 연구에서 최근 정신장애인의 회복에 대한 새로운 패러다임의 등장으로 대두된 동료지원을 활용한 중재를 개발하고 그 효과를 확인하는 연구가 최근에 활발히 이루어졌다는 점을 고려하여[34,35], 2018년부터 발표된 문헌을 대상으로 체계적 고찰을 하였기 때문에 본 연구결과를 해석하는 데 제한이 있을 수 있다.

결론

본 연구결과, 내재화된 낙인을 감소시키는 중재가 중증 정신질환자의 내재화된 낙인에 유의한 효과가 있는 것을 확인하였으며, 중재유형 및 회기당 중재시간이 유의한 조절변수로 나타났다. 본 연구결과는 지역사회에 있는 중증 정신질환자의 내재화된 낙인을 감소하고 삶의 질을 높이기 위한 중재를 개발하는 데 고려해야 하는 구체적인 정보를 제공한다. 추후에는 좀 더 엄격한 통제를 통한 연구의 수행과 중재의 지속효과를 분석하는 연구가 필요하며, 대상자의 연구참여를 유지하는 전략을 개발하여 적용하는 것이 필요하겠다. 국내에서 수행된 연구가 부족하므로 본 연구결과를 바탕으로 국내 임상 및 지역사회 현장에서 내재화된 낙인 감소를 위한 중재를 개발하고 적용하기를 제언한다.

Article Information

Conflicts of Interest

Sun Hyoung Bae has been an Associate Editor since 2024. However, she was not involved in the review process of this manuscript. Otherwise, there was no conflict of interest.

Acknowledgements

None.

Data Sharing Statement

Please contact the corresponding author for data availability.

Supplementary Data

Supplementary data to this article can be found online at https://doi.org/10.4040/jkan.24072.

jkan-24072-Supplementary-Table-1.pdf

Author Contributions

Conceptualization or/and Methodology: SK, MSH. Data curation or/and Analysis: SK, MSH, SHB. Funding acquisition: none. Investigation: SK, MSH, SHB. Project administration or/and Supervision: SK, MSH, SHB. Resources or/and Software: SK, MSH, SHB. Validation: SK, MSH, SHB. Visualization: SK, MSH. Writing: original draft or/and Review & Editing: SK, MSH, SHB. Final approval of the manuscript: all authors.

Fig. 1.

Flow diagram of the study selection process. CINAHL, Cumulative Index to Nursing and Allied Health Literature; EMBASE, Excerpta Medica data BASE; KISS, Korean studies Information Service System; KMBASE, Korean Medical Database; KoreaMed, Korea Medical Database; PubMed, Public Medical Literature Database; RISS, Research Information Sharing Service; RCT, randomized controlled trials.

Fig. 2.

Risk of bias assessment of included randomized trials. (A)Risk of bias graph. (B) Risk of bias summary.

Fig. 3.

(A) Forest plots of the effects of internalized stigma interventions. (B) Funnel plot of standard error (SE) by effect size. CI, confidence interval.

Table 1.

Characteristics of Included Studies in the Systematic Review (N=16)

Study	Participants		Intervention					Comparison	Outcome measurement tool
Study	n (mean age, yr)	Diagnosis	Format	Components	Including peer support	Session, duration, time/session	Setting	Comparison	Outcome measurement tool
Díaz-Mandado et al. [16], Spain	Exp.: 29 (age: 42)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder, obsessive compulsive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	Yes	8 sessions	Community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 19 (age: 43)			· Psychoeducation		8 wk			PL
						120 min
Drapalski et al. [18], USA	Exp.: 124 (age: 53)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	9 sessions	OPD	Standard care	ISMI
	Cont.: 124 (age: 53)			· Narrative enhancement		9 wk
				· Psychoeducation		90 min
Gaebel et al. [7], Germany	Exp.: 227 (age: 42)	Schizophrenia, major depressive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	12 sessions	OPD, ward	Standard care	ISMI
	Cont.: 235 (age: 40)			· Psychoeducation		17 wk
						-
González-Domínguez et al. [6], Spain	Exp.: 41 (age: 49)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder, personality disorder, obsessive compulsive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	Yes	9 sessions	Community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 39 (age: 47)			· Narrative enhancement		9 wk
				· Psychoeducation		90 min
Hasan & Alasmee [21], Jordan	Exp.: 140 (age: 31)	Schizophrenia	Individual	· Cognitive behavioral therapy	No	13 sessions	Community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 138 (age: 31)			· Psychoeducation		26 wk
				· Social skills training		-
Huang et al. [44], Taiwan	Exp.: 44 (age: 48)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	20 sessions	Ward	Standard care	ISMI
	Cont.: 42 (age: 47)			· Narrative enhancement		20 wk
				· Psychoeducation		60 min
Kumari et al. [14], India	Exp.: 40 (age: 43)	Schizophrenia	Individual	· Psychoeducation	No	1 session	OPD	5 minutes feedback	ISMI
	Cont.: 40 (age: 38)					1 wk
						30 min
Li et al. [23], China	Exp.: 199 (age: 40)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	8 sessions	Community center	Face to face interview	ISMI
	Cont.: 185 (age: 39)			· Psychoeducation		36 wk
				· Social skills training		120 min
Modelli et al. [38]^a), Brazil	Exp.: 30 (age: 42)	Bipolar disorder, major depressive disorder	Group	· Narrative enhancement	Yes	3 sessions	OPD	Unstructured discussion	ISMI
	Cont.: 31 (age: 42)					3 wk			SSMI
						120 min
Pijnenborg et al. [42], Netherlands	Exp.: 59 (age: 40)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	12 sessions	Community center	CRT	ISMI
	Cont.: 62 (age: 38)			· Narrative enhancement		6 wk
				· Psychoeducation		60 min
Pos et al. [24], Netherlands	Exp.: 49 (age: 25)	Schizophrenia	Group & individual	· Cognitive behavioral therapy	Yes	14 sessions	OPD, community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 50 (age: 25)			· Psychoeducation		10 wk
						60 min
Roosenschoon et al. [29], Netherlands	Exp.: 116 (age: 44)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder, personality disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	Yes	44 sessions	OPD	Standard care	ISMI
	Cont.: 71 (age: 43)			· Psychoeducation		48 wk
				· Social skills training		90 min
Russinova et al. [31], USA	Exp.: 24 (age: 47)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder	Group	· Narrative enhancement	Yes	12 sessions	Community center	Waitlist	ISMI
	Cont.: 27 (age: 45)			· Psychoeducation		18 wk
						120 min
Tang et al. [15], China	Exp.: 31 (age: 47)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	8 sessions	Ward	Standard care	PDD
	Cont.: 31 (age: 48)					8 wk
						120 min
Tang et al. [20], China	Exp.: 27 (age: 33)	Schizophrenia	Individual	· Narrative enhancement	No	6 sessions	Ward	Standard care	PDD
	Cont.: 27 (age: 33)			· Psychoeducation		2 wk
						30 min
Yanos et al. [22], USA	Exp.: 85 (age: 47)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	20 sessions	OPD, ward	Supportive group therapy	ISMI
	Cont.: 85 (age: 43)			· Narrative enhancement		20 wk
				· Psychoeducation		60 min

Cont., control group; CRT, cognitive remediation training; Exp., experimental group; ISMI, Internalized Stigma in Mental Illness Scale; OPD, outpatient department; PDD, Perceived Devaluation Discrimination; PL, Perceived Legitimacy of Discrimination; SSMI, Self-Stigma of Mental Illness Scale.

^a)Not included in meta-analysis.

Table 2.

Results of moderator analysis

Moderators	n	Sub-analysis							Between-group homogeneity
Moderators	n	Hedges’ g (95% CI)	Z	p	Q	df (Q)	p	I²	Q	df (Q)	p
Diagnosis									2.48	1	.115
Schizophrenia	9	–0.81 (–1.52 to –0.10)	–2.25	.025	274.07	8	<.001	97.08
Other severe mental illness	6	–0.22 (–0.42 to –0.03)	–2.21	.027	10.55	5	.061	52.62
Intervention format									1.74	1	.187
Group	11	–0.26 (–0.40 to –0.12)	–3.61	<.001	20.28	10	.027	50.70
Individual or combined	4	–1.37 (–3.03 to 0.28)	–1.63	.103	169.93	3	<.001	98.23
Intervention type									9.59	2	.008
Single	2	–0.88 (–1.22 to –0.54)	–5.04	<.001	0.00	1	.968	0.00
Integrated (two)	5	–0.24 (–0.47 to –0.01)	–2.05	.040	8.55	4	.074	53.19
Integrated (three)	8	–0.72 (–1.45 to 0.02)	–1.91	.056	285.33	7	<.001	97.55
Peer support									1.50	1	.220
Yes	5	–0.33 (–0.52 to –0.15)	–3.59	<.001	3.85	4	.427	0.00
No	10	–0.71 (–1.29 to –0.14)	–2.43	.015	312.22	9	<.001	97.12
Sessions									1.99	2	.370
≤8	5	–0.58 (–0.97 to –0.20)	–2.96	.003	16.28	4	.003	75.43
9–16	7	–0.72 (–1.58 to 0.14)	–1.65	.099	298.97	6	<.001	97.99
≥17	3	–0.32 (–0.51 to –0.14)	–3.37	.001	0.34	2	.842	0.00
Duration (wk)									1.30	2	.270
≤8	5	–0.58 (–0.96 to –0.20)	–2.97	.003	12.75	4	.013	68.62
9–16	2	–0.25 (–0.79 to 0.30)	–0.89	.372	4.64	1	.031	78.47
≥17	8	–0.69 (–1.37 to –0.02)	–2.01	.044	292.08	7	<.001	97.60
Session length (min)^a)									11.24	3	.011
30	2	–0.88 (–1.22 to –0.54)	–5.04	<.001	0.00	1	.968	0.00
60	4	–0.25 (–0.43 to –0.07)	–2.72	.006	2.09	3	.553	0.00
90	3	–0.23 (–0.52 to 0.06)	–1.53	.126	5.09	2	.078	60.71
≥120	4	–0.45 (–0.81 to –0.08)	–2.39	.017	8.18	3	.042	63.34
Intervention setting									0.85	1	.357
Community center	6	–0.89 (–1.98 to 0.21)	–1.59	.113	262.55	5	<.001	98.10
Other intervention setting	9	–0.36 (–0.57 to –0.15)	–3.37	.001	27.88	8	<.001	71.31

CI, confidence interval; df, degrees of freedom.

^a)Not included two studies that did not present length per session.

References

1. Ministry of Health and Welfare (MOHW). 2021 Mental Health Survey [Internet]. MOHW; 2022 [cited 2024 May 28]. Available from: https://wwwmohwgokr/react/al/sal0301vwjsp?PAR_MENU_ID=04&MENU_ID=0403&CONT_SEQ=369088
2. Lee JW. More than 700,000 people have severe mental illnesses... It is impossible to count patients who refuse treatment. Medical Newspaper [Internet]. 2023 Sep 1 [cited 2024 May 28]. Available from: http://www.bosa.co.kr/news/articleView.html?idxno=2204662
3. Ministry of Health and Welfare (MOHW). Status of medical care use by people with mental illness identified through health insurance and medical benefit data over the past 10 years [Internet]. MOHW; 2021 [cited 2024 May 28]. Available from: https://www.mohw.go.kr/react/al/sal0301vw.jsp?PAR_MENU_ID=04&MENU_ID=0403&CONT_SEQ=368136
4. Mental Health Welfare Act, Law No. 14224 (May 29, 2016) [Internet]. Korean Law Information Center; 2016 [cited 2024 May 28]. Available from: https://www.law.go.kr/LSW/lsInfoP.do?efYd=20170530&lsiSeq=183629#0000
5. Yanos PT, DeLuca JS, Roe D, Lysaker PH. The impact of illness identity on recovery from severe mental illness: a review of the evidence. Psychiatry Res. 2020;288:112950. https://doi.org/10.1016/j.psychres.2020.112950Article PubMed
6. González-Domínguez S, González-Sanguino C, Muñoz M. Efficacy of a combined intervention program for the reduction of internalized stigma in people with severe mental illness. Schizophr Res. 2019;211:56-62. https://doi.org/10.1016/j.schres.2019.07.010Article PubMed
7. Gaebel W, Zäske H, Hesse K, Klingberg S, Ohmann C, Grebe J, et al. Promoting stigma coping and empowerment in patients with schizophrenia and depression: results of a cluster-RCT. Eur Arch Psychiatry Clin Neurosci. 2020;270:501-511. https://doi.org/10.1007/s00406-019-01064-3Article PubMed
8. Corrigan PW. The impact of stigma on severe mental illness. Cogn Behav Pract. 1998;5(2):201-222. https://doi.org/10.1016/S1077-7229(98)80006-0Article
9. Jeong Y, Yoo T, Lee J, Kim S, Kim J, Yoon J, et al. Factors related to internalized stigma in patients with schizophrenia. J Korean Soc Biol Ther Psychiatry. 2017;23(2):75-83. https://doi.org/10.22802/jksbtp.2017.23.2.75Article
10. Huang WY, Chen SP, Pakpour AH, Lin CY. The mediation role of self-esteem for self-stigma on quality of life for people with schizophrenia: a retrospectively longitudinal study. J Pac Rim Psychol. 2018;12:e10. https://doi.org/10.1017/prp.2017.18Article
11. Kim JH, Na H. Mediating effect of self-efficacy in the relationship between internalized stigma and treatment adherence of community dwelling patients with mental illness. J Korean Acad Psychiatr Ment Health Nurs. 2016;25(1):11-20. https://doi.org/10.12934/jkpmhn.2016.25.1.11Article
12. Alonso M, Guillén AI, Muñoz M. Interventions to reduce internalized stigma in individuals with mental illness: a systematic review. Span J Psychol. 2019;22:E27. https://doi.org/10.1017/sjp.2019.9Article PubMed
13. Yanos PT, Lucksted A, Drapalski AL, Roe D, Lysaker P. Interventions targeting mental health self-stigma: a review and comparison. Psychiatr Rehabil J. 2015;38(2):171-178. https://doi.org/10.1037/prj0000100Article PubMed PMC
14. Kumari S, Joseph J, Singh B. Nurse-led brief psycho-education on self-stigma among clients with schizophrenia and affective disorders: Solomon four-group design. Appl Nurs Res. 2023;69:151657. https://doi.org/10.1016/j.apnr.2022.151657Article PubMed
15. Tang Q, Yang S, Liu C, Li L, Chen X, Wu F, et al. Effects of mindfulness-based cognitive therapy on stigma in female patients with schizophrenia. Front Psychiatry. 2021;12:694575. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2021.694575Article PubMed PMC
16. Díaz-Mandado O, Periáñez JA. An effective psychological intervention in reducing internalized stigma and improving recovery outcomes in people with severe mental illness. Psychiatry Res. 2021;295:113635. https://doi:10.1016/j.psychres.2020.113635Article PubMed
17. Albers WM, Roeg DP, Nijssen YA, Deen ML, Bongers IM, van Weeghel J. Intervention to prevent and manage the effects of victimization related to social participation for people with severe mental illness: results from a cluster randomized controlled trial. Psychiatr Rehabil J. 2021;44(3):254-265. https://doi.org/10.1037/prj0000449Article PubMed
18. Drapalski AL, Lucksted A, Brown CH, Fang LJ. Outcomes of ending self-stigma, a group intervention to reduce internalized stigma, among individuals with serious mental illness. Psychiatr Serv. 2021;72(2):136-142. https://doi.org/10.1176/appi.ps.201900296Article PubMed
19. Russinova Z, Rogers ES, Gagne C, Bloch P, Drake KM, Mueser KT. A randomized controlled trial of a peer-run antistigma photovoice intervention. Psychiatr Serv. 2014;65(2):242-246. https://doi.org/10.1176/appi.ps.201200572Article PubMed
20. Tang MW, Cheng Y, Zhang YH, Liu SJ. Effect of a positive psychology expressive writing on stigma, hope, coping style, and quality of life in hospitalized female patients with schizophrenia: a randomized, controlled trial. Perspect Psychiatr Care. 2023;2023(1):1577352. https://doi.org/10.1155/2023/1577352Article
21. Hasan AA, Alasmee N. Evaluation of the impact of a self-stigma reduction programme on psychosocial outcomes among people with schizophrenia spectrum disorder. J Ment Health. 2022;31(1):83-91. https://doi.org/10.1080/09638237.2021.1922628Article PubMed
22. Yanos PT, Lysaker PH, Silverstein SM, Vayshenker B, Gonzales L, West ML, et al. A randomized-controlled trial of treatment for self-stigma among persons diagnosed with schizophrenia-spectrum disorders. Soc Psychiatry Psychiatr Epidemiol. 2019;54:1363-1378. https://doi.org/10.1007/s00127-019-01702-0Article PubMed PMC
23. Li J, Huang YG, Ran MS, Fan Y, Chen W, Evans-Lacko S, et al. Community-based comprehensive intervention for people with schizophrenia in Guangzhou, China: effects on clinical symptoms, social functioning, internalized stigma and discrimination. Asian J Psychiatr. 2018;34:21-30. https://doi.org/10.1016/j.ajp.2018.04.017Article PubMed
24. Pos K, Franke N, Smit F, Wijnen BF, Staring AB, Van der Gaag M, et al. Cognitive behavioral therapy for social activation in recent-onset psychosis: randomized controlled trial. J Consult Clin Psychol. 2019;87(2):151-160. https://doi.org/10.1037/ccp0000362Article PubMed
25. Büchter RB, Messer M. Interventions for reducing self-stigma in people with mental illnesses: a systematic review of randomized controlled trials. Ger Med Sci. 2017;15:Doc07. https://doi.org/10.3205/000248Article PubMed PMC
26. Wood L, Byrne R, Varese F, Morrison AP. Psychosocial interventions for internalised stigma in people with a schizophrenia-spectrum diagnosis: a systematic narrative synthesis and meta-analysis. Schizophr Res. 2016;176(2-3):291-303. https://doi.org/10.1016/j.schres.2016.05.001Article PubMed
27. Tsang HW, Ching SC, Tang KH, Lam HT, Law PY, Wan CN. Therapeutic intervention for internalized stigma of severe mental illness: a systematic review and meta-analysis. Schizophr Res. 2016;173(1-2):45-53. https://doi.org/10.1016/j.schres.2016.02.013Article PubMed
28. Jagan S, Mohd Daud TI, Chia LC, Saini SM, Midin M, Eng-Teng N, et al. Evidence for the effectiveness of psychological interventions for internalized stigma among adults with schizophrenia spectrum disorders: a systematic review and meta-analyses. Int J Environ Res Public Health. 2023;20(8):5570. https://doi.org/10.3390/ijerph20085570Article PubMed PMC
29. Roosenschoon BJ, van Weeghel J, Deen ML, van Esveld EW, Kamperman AM, Mulder CL. Effects of illness management and recovery: a multicenter randomized controlled trial. Front Psychiatry. 2021;12:723435. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2021.723435Article PubMed PMC
30. Sun J, Yin X, Li C, Liu W, Sun H. Stigma and peer-led interventions: a systematic review and meta-analysis. Front Psychiatry. 2022;13:915617. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2022.915617Article PubMed PMC
31. Russinova Z, Gidugu V, Bloch P, Restrepo-Toro M, Rogers ES. Empowering individuals with psychiatric disabilities to work: results of a randomized trial. Psychiatr Rehabil J. 2018;41(3):196-207. https://doi.org/10.1037/prj0000303Article PubMed
32. Higgins JP, Thomas J, Chandler J, Cumpston M, Li T, Page MJ, et al. Cochrane handbook for systematic reviews of interventions. John Wiley & Sons; 2019. p. 1-694.
33. Page MJ, McKenzie JE, Bossuyt PM, Boutron I, Hoffmann TC, Mulrow CD, et al. The PRISMA 2020 statement: an updated guideline for reporting systematic reviews. Int J Surg. 2021;88:105906. https://doi.org/10.1016/j.ijsu.2021.105906Article PubMed
34. Ha KH. Qualitative case study on the peer support services for people with psychiatric disabilities in the community. Korean J Qual Res Soc Welf. 2020;14(1):5-37. https://doi.org/10.22867/kaqsw.2020.14.1.5Article
35. Pyle M, Pilling S, Machin K, Allende-Cullen G, Morrison AP. Peer support for internalised stigma experienced by people with psychosis: rationale and recommendations. Psychosis. 2018;10(2):146-152. https://doi.org/10.1080/17522439.2018.1437212Article
36. Kim SY, Park D, Seo HJ, Shin SS, Lee SJ, Jang BH, et al. NECA’s guidance for assessing tools of risk of bias. National Evidence based Healthcare Collaborating Agency; 2021.
37. Sterne JA, Savović J, Page MJ, Elbers RG, Blencowe NS, Boutron I, et al. RoB 2: a revised tool for assessing risk of bias in randomised trials. BMJ. 2019;366:l4898. https://doi.org/10.1136/bmj.l4898Article PubMed
38. Modelli A, Candal Setti VP, van de Bilt MT, Gattaz WF, Loch AA, Rössler W. Addressing mood disorder diagnosis’ stigma with an honest, open, proud (HOP)-based intervention: a randomized controlled trial. Front Psychiatry. 2021;11:582180. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2020.582180Article PubMed PMC
39. Higgins JP, Green S. Cochrane handbook for systematic reviews of interventions, version 5.1.0 [Internet]. The Cochrane Collaboration; 2011 [cited 2024 May 28]. Available from: http://handbook.cochrane.org/
40. Egger M, Davey Smith G, Schneider M, Minder C. Bias in meta-analysis detected by a simple, graphical test. BMJ. 1997;315(7109):629-634. https://doi.org/10.1136/bmj.315.7109.629Article PubMed PMC
41. Duval S, Tweedie R. Trim and fill: A simple funnel-plot-based method of testing and adjusting for publication bias in meta-analysis. Biometrics. 2000;56(2):455-463. https://doi.org/10.1111/j.0006-341x.2000.00455.xArticle PubMed
42. Pijnenborg GH, de Vos AE, Timmerman ME, Van der Gaag M, Sportel BE, Arends J, et al. Social cognitive group treatment for impaired insight in psychosis: a multicenter randomized controlled trial. Schizophr Res. 2019;206:362-369. https://doi.org/10.1016/j.schres.2018.10.018Article PubMed
43. Ruzanna Z, Marhani M, Parveen K, Cheah YC. Does psychoeducation improve insight of patients with schizophrenia? Malays J Psychiatry [Internet]. 2010 [cited 2024 May 28];19(2):27-40. Available from: https://journals.lww.com/mjp/abstract/2010/19020/does_psychoeducation_improve_insight_of_patients.5.aspx
44. Huang LT, Liu CY, Yang CY. Narrative enhancement and cognitive therapy for perceived stigma of chronic schizophrenia: a multicenter randomized controlled trial study. Arch Psychiatr Nurs. 2023;44:59-68. https://doi.org/10.1016/j.apnu.2023.04.004Article PubMed
45. Garety P, Ward T, Emsley R, Greenwood K, Freeman D, Fowler D, et al. Effects of SlowMo, a blended digital therapy targeting reasoning, on paranoia among people with psychosis: a randomized clinical trial. JAMA Psychiatry. 2021;78(7):714-725. https://doi.org/10.1001/jamapsychiatry.2021.0326Article PubMed PMC
46. Bell IH, Rossell SL, Farhall J, Hayward M, Lim MH, Fielding-Smith SF, et al. Pilot randomised controlled trial of a brief coping-focused intervention for hearing voices blended with smartphone-based ecological momentary assessment and intervention (SAVVy): feasibility, acceptability and preliminary clinical outcomes. Schizophr Res. 2020;216:479-487. https://doi.org/10.1016/j.schres.2019.10.026Article PubMed
47. Ghaemi SN, Sverdlov O, van Dam J, Campellone T, Gerwien R. A smartphone-based intervention as an adjunct to standard-of-care treatment for schizophrenia: randomized controlled trial. JMIR Form Res. 2022;6(3):e29154. https://doi.org/10.2196/29154Article PubMed PMC
48. Russinova Z, Mizock L, Bloch P. Photovoice as a tool to understand the experience of stigma among individuals with serious mental illnesses. Stigma Health. 2018;3(3):171-185. https://doi.org/10.1037/sah0000080Article
49. Dwan K, Gamble C, Williamson PR; Kirkham JJ; Reporting Bias Group. Systematic review of the empirical evidence of study publication bias and outcome reporting bias: an updated review. PLoS One. 2013;8(7):e66844. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0066844Article PubMed PMC
50. Rothstein HR, Sutton AJ, Borenstein M. Publication bias in meta‐analysis. In: Rothstein HR, Sutton AJ, Borenstein M, editors. Publication bias in meta‐analysis: prevention, assessment and adjustments. John Wiley & Son Ltd; 2005. p. 1-7.

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Effectiveness of non-pharmacological interventions to reduce internalized stigma in people with severe mental illness: a systematic review and meta-analysis

J Korean Acad Nurs. 2025;55(1):1-18. Published online February 25, 2025

DOI: https://doi.org/10.4040/jkan.24072

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Fig. 1. Flow diagram of the study selection process. CINAHL, Cumulative Index to Nursing and Allied Health Literature; EMBASE, Excerpta Medica data BASE; KISS, Korean studies Information Service System; KMBASE, Korean Medical Database; KoreaMed, Korea Medical Database; PubMed, Public Medical Literature Database; RISS, Research Information Sharing Service; RCT, randomized controlled trials.

Fig. 2. Risk of bias assessment of included randomized trials. (A)Risk of bias graph. (B) Risk of bias summary.

Fig. 3. (A) Forest plots of the effects of internalized stigma interventions. (B) Funnel plot of standard error (SE) by effect size. CI, confidence interval.

Fig. 1.

Fig. 2.

Fig. 3.

Effectiveness of non-pharmacological interventions to reduce internalized stigma in people with severe mental illness: a systematic review and meta-analysis

Study	Participants		Intervention					Comparison	Outcome measurement tool
Study	n (mean age, yr)	Diagnosis	Format	Components	Including peer support	Session, duration, time/session	Setting	Comparison	Outcome measurement tool
Díaz-Mandado et al. [16], Spain	Exp.: 29 (age: 42)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder, obsessive compulsive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	Yes	8 sessions	Community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 19 (age: 43)			· Psychoeducation		8 wk			PL
						120 min
Drapalski et al. [18], USA	Exp.: 124 (age: 53)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	9 sessions	OPD	Standard care	ISMI
	Cont.: 124 (age: 53)			· Narrative enhancement		9 wk
				· Psychoeducation		90 min
Gaebel et al. [7], Germany	Exp.: 227 (age: 42)	Schizophrenia, major depressive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	12 sessions	OPD, ward	Standard care	ISMI
	Cont.: 235 (age: 40)			· Psychoeducation		17 wk
						-
González-Domínguez et al. [6], Spain	Exp.: 41 (age: 49)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder, personality disorder, obsessive compulsive disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	Yes	9 sessions	Community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 39 (age: 47)			· Narrative enhancement		9 wk
				· Psychoeducation		90 min
Hasan & Alasmee [21], Jordan	Exp.: 140 (age: 31)	Schizophrenia	Individual	· Cognitive behavioral therapy	No	13 sessions	Community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 138 (age: 31)			· Psychoeducation		26 wk
				· Social skills training		-
Huang et al. [44], Taiwan	Exp.: 44 (age: 48)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	20 sessions	Ward	Standard care	ISMI
	Cont.: 42 (age: 47)			· Narrative enhancement		20 wk
				· Psychoeducation		60 min
Kumari et al. [14], India	Exp.: 40 (age: 43)	Schizophrenia	Individual	· Psychoeducation	No	1 session	OPD	5 minutes feedback	ISMI
	Cont.: 40 (age: 38)					1 wk
						30 min
Li et al. [23], China	Exp.: 199 (age: 40)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	8 sessions	Community center	Face to face interview	ISMI
	Cont.: 185 (age: 39)			· Psychoeducation		36 wk
				· Social skills training		120 min
Modelli et al. [38]^a), Brazil	Exp.: 30 (age: 42)	Bipolar disorder, major depressive disorder	Group	· Narrative enhancement	Yes	3 sessions	OPD	Unstructured discussion	ISMI
	Cont.: 31 (age: 42)					3 wk			SSMI
						120 min
Pijnenborg et al. [42], Netherlands	Exp.: 59 (age: 40)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	12 sessions	Community center	CRT	ISMI
	Cont.: 62 (age: 38)			· Narrative enhancement		6 wk
				· Psychoeducation		60 min
Pos et al. [24], Netherlands	Exp.: 49 (age: 25)	Schizophrenia	Group & individual	· Cognitive behavioral therapy	Yes	14 sessions	OPD, community center	Standard care	ISMI
	Cont.: 50 (age: 25)			· Psychoeducation		10 wk
						60 min
Roosenschoon et al. [29], Netherlands	Exp.: 116 (age: 44)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder, personality disorder	Group	· Cognitive behavioral therapy	Yes	44 sessions	OPD	Standard care	ISMI
	Cont.: 71 (age: 43)			· Psychoeducation		48 wk
				· Social skills training		90 min
Russinova et al. [31], USA	Exp.: 24 (age: 47)	Schizophrenia, bipolar disorder, major depressive disorder	Group	· Narrative enhancement	Yes	12 sessions	Community center	Waitlist	ISMI
	Cont.: 27 (age: 45)			· Psychoeducation		18 wk
						120 min
Tang et al. [15], China	Exp.: 31 (age: 47)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	8 sessions	Ward	Standard care	PDD
	Cont.: 31 (age: 48)					8 wk
						120 min
Tang et al. [20], China	Exp.: 27 (age: 33)	Schizophrenia	Individual	· Narrative enhancement	No	6 sessions	Ward	Standard care	PDD
	Cont.: 27 (age: 33)			· Psychoeducation		2 wk
						30 min
Yanos et al. [22], USA	Exp.: 85 (age: 47)	Schizophrenia	Group	· Cognitive behavioral therapy	No	20 sessions	OPD, ward	Supportive group therapy	ISMI
	Cont.: 85 (age: 43)			· Narrative enhancement		20 wk
				· Psychoeducation		60 min

Moderators	n	Sub-analysis							Between-group homogeneity
Moderators	n	Hedges’ g (95% CI)	Z	p	Q	df (Q)	p	I²	Q	df (Q)	p
Diagnosis									2.48	1	.115
Schizophrenia	9	–0.81 (–1.52 to –0.10)	–2.25	.025	274.07	8	<.001	97.08
Other severe mental illness	6	–0.22 (–0.42 to –0.03)	–2.21	.027	10.55	5	.061	52.62
Intervention format									1.74	1	.187
Group	11	–0.26 (–0.40 to –0.12)	–3.61	<.001	20.28	10	.027	50.70
Individual or combined	4	–1.37 (–3.03 to 0.28)	–1.63	.103	169.93	3	<.001	98.23
Intervention type									9.59	2	.008
Single	2	–0.88 (–1.22 to –0.54)	–5.04	<.001	0.00	1	.968	0.00
Integrated (two)	5	–0.24 (–0.47 to –0.01)	–2.05	.040	8.55	4	.074	53.19
Integrated (three)	8	–0.72 (–1.45 to 0.02)	–1.91	.056	285.33	7	<.001	97.55
Peer support									1.50	1	.220
Yes	5	–0.33 (–0.52 to –0.15)	–3.59	<.001	3.85	4	.427	0.00
No	10	–0.71 (–1.29 to –0.14)	–2.43	.015	312.22	9	<.001	97.12
Sessions									1.99	2	.370
≤8	5	–0.58 (–0.97 to –0.20)	–2.96	.003	16.28	4	.003	75.43
9–16	7	–0.72 (–1.58 to 0.14)	–1.65	.099	298.97	6	<.001	97.99
≥17	3	–0.32 (–0.51 to –0.14)	–3.37	.001	0.34	2	.842	0.00
Duration (wk)									1.30	2	.270
≤8	5	–0.58 (–0.96 to –0.20)	–2.97	.003	12.75	4	.013	68.62
9–16	2	–0.25 (–0.79 to 0.30)	–0.89	.372	4.64	1	.031	78.47
≥17	8	–0.69 (–1.37 to –0.02)	–2.01	.044	292.08	7	<.001	97.60
Session length (min)^a)									11.24	3	.011
30	2	–0.88 (–1.22 to –0.54)	–5.04	<.001	0.00	1	.968	0.00
60	4	–0.25 (–0.43 to –0.07)	–2.72	.006	2.09	3	.553	0.00
90	3	–0.23 (–0.52 to 0.06)	–1.53	.126	5.09	2	.078	60.71
≥120	4	–0.45 (–0.81 to –0.08)	–2.39	.017	8.18	3	.042	63.34
Intervention setting									0.85	1	.357
Community center	6	–0.89 (–1.98 to 0.21)	–1.59	.113	262.55	5	<.001	98.10
Other intervention setting	9	–0.36 (–0.57 to –0.15)	–3.37	.001	27.88	8	<.001	71.31

Table 1. Characteristics of Included Studies in the Systematic Review (N=16)

Not included in meta-analysis.

Table 2. Results of moderator analysis

CI, confidence interval; df, degrees of freedom.

Not included two studies that did not present length per session.