The Mediating Effects of Mattering and Self-Acceptance in the Relationship between Socially Prescribed Perfectionism and Social Anxiety

사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용의 매개효과

Abstract

The purpose of this study was to examine the mediating effects of mattering and unconditional self-acceptance in the relationship between college student socially-prescribed perfectionism and social anxiety. For this purpose, a questionnaire was conducted for students in college and a total of 408 copies were used for analysis. The instruments used in the measurement were socially prescribed perfectionism scale(HFMPS), social anxiety scale, mattering scale, and unconditional self-acceptance. The collected data were analyzed by descriptive statistics and correlation analysis using SPSS 21.0, and the structural equation model and mediating effects were verified using Mplus 7.0. The results of the study are as follows. First socially-prescribed perfectionism showed a positive correlation with social anxiety but negative correlation with mattering and unconditional self-acceptance. And there was a positive correlation between mattering and unconditional self-acceptance but negative correlation with social anxiety. Second, the mediating effect of mattering was confirmed in the relationship between socially-prescribed perfectionism and social anxiety. Third, the mediating effect of unconditional self-acceptance was confirmed in the relationship between socially-prescribed perfectionism and social anxiety. Fourth, the effect of double mediation of mattering and unconditional self-acceptance was confirmed in relation to socially-prescribed perfectionism and social anxiety in college students. Based on these findings, the implications of the study were presented and the limitations of the study and suggestions for further research were discussed.

본 연구는 대학생의 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용의 매개효과를 검증하고자 하였다. 이를 위해 대학에 재학 중인 학생을 대상으로 설문을 진행하여 총 408부를 분석에 사용하였다. 측정에 사용된 도구는 사회부과 완벽주의 척도, 사회불안 척도, 대인존재감 척도, 자기수용 척도이다. 수집된 자료는 SPSS 21.0을 이용하여 기술통계 및 상관관계 분석을 하였고, Mplus 7.0을 이용하여 구조방정식 모형과 매개효과의 검증을 실시하였다. 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째 사회부과 완벽주의는 사회불안과 정적상관을 보였으나 대인존재감과 자기수용에 대하여 부적상관이 확인되었다. 그리고 대인존재감과 자기수용은 서로 정적상관이 확인되었으나 사회불안과는 부적상관을 보였다. 둘째, 대학생의 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감의 매개효과가 확인되었다. 셋째, 대학생의 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기수용의 매개효과가 확인되었다. 넷째, 대학생의 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용의 이중매개 효과가 확인되었다. 이러한 연구 결과를 바탕으로 연구의 의의를 제시하고 연구의 한계와 후속연구를 위한 제언을 논의하였다.

I. 서론

1. 연구의 필요성 및 목적

2016년 보건복지부에서 18세 이상의 성인을 대상으로 실시된 정신질환실태 역학조사에 의하면 1년간 사회불안장애를 경험하는 사람은 약 162,929명으로 추산되었다[1]. 이는 2011년 실시된 조사에서 나타난 1년 유병률에 비해 남녀 각각 0.1% 정도 상승한 수치지만, 평생 유병률로 비교해 본다면 2011년 조사에 비해 3배 이상 상승한 것이다. 함께 조사된 알코올 사용 장애나 기분장애 등 다른 장애들의 비율이 감소한 것과는 대조적인 현상이며, 다른 불안장애와 함께 나타나거나 개인의 성격 특성으로 평가되는 경향이 높은 사회불안장애의 특징을 감안한다면 사회불안장애는 조사된 결과보다 더 높을 수 있다고 알려져 있다[1]. 또한 사회불안을 경험하는 경우, 사회불안장애로 진단받지 않은 비교적 경미한 사회불안만으로도 사회적 상황에서 심한 불안과 공포를 경험할 수 있으며 일반적인 활동과 직업기능, 대인관계와 같은 일상적인 생활영역에 받게 되는 부정적인 영향[2]에 대해 고려하지 않을 수 없다. 따라서 사회불안에 직접적인 영향을 미치는 요인을 살펴보고 이와 관련된 심리적 개입전략을 수립하기 위한 자원을 확인하는 과정이 필요할 것으로 사료된다.

마음이 조마조마하고 걱정이 있는 상태를 불안이라고 하는데[3] 불안이 너무 과도하여 불안을 경험하는 개인이 긴장과 혼란의 상태로 빠지게 돼 부적응적인 양상으로 작동하는 경우를 병적인 불안(Pathological Anxiety), 그리고 이러한 병적인 불안으로 인하여 다른 사람들과 상호작용하는 사회적 상황을 두려워하며 회피하게 되는 장애를 사회불안장애(Social Anxiety Disorder)이라 한다[4]. 정신질환실태역학조사[1]의 자료를 근거로 사회불안장애를 경험하게 되는 사람들을 살펴보면 18∼29세, 미혼, 미취업자인 비율이 남녀 모두에서 가장 높은 것을 확인할 수 있다. 이러한 점은 젊은 사람들이 경험하는 사회불안에는 다른 여러 가지 불안 요인과 함께 사회적 상황에서 요구되는 개인의 발달적 과업과도 관련이 있을 것이라 예측할 수 있다. 특히 대학생들의 경우 중고등학교 시기에 비해 사회적 상호작용의 요구가 증가하고 대학에 입학하면서부터 취업에 대한 압력에 시달리게 되는 현 상황을 고려해 보았을 때, 다른 어떤 세대에 비해 사회불안을 더 높게 느낄 수 있을 것이라는 예측도 함께 할 수 있다. 이러한 예측은 대학생들이 그들의 사회적 관계에서 타인의 관계를 잘 유지하거나 학업, 사회활동 등의 당면한 과제들을 잘 수행해야 한다는 심리적 부담감을 느낄 수 있고, 그로 인해 불안 등의 심리적 어려움을 경험하고 있음을 보여주는 연구를 통해서도 확인할 수 있다[5-7]. 대학생들이 자격증 취득, 교양 지식 축적 등의 사회적 성취와 다른 사람과의 원활한 상호작용이나 성공적인 대인 관계에 필요한 사회적 기술을 그들의 중요한 발달과업 이라고 인식한다는 것은[7] 그들의 내적 통찰에 의해 형성된 개념이 아니라 사회적 상호작용을 통해 형성된 일부분으로 사회가 대학생에게 하는 요구가 반영된 결과로 해석할 수 있다. 그리고 이러한 측면은 대학생들의 인식 안에 다른 사람들이 자신에게 부과하는 과도하게 높은 기준에 대한 자각을 나타내는 사회부과 완벽주의(Socially Prescribed Perfectionism)[8] 속성이 반영되어 있을 것이라는 예측을 할 수 있게 한다.

본 연구는 사회적 상황에서 자신에게 부과된 높은 기준[8]을 달성하는 과정에서 경험하는 심리적‧사회적 어려움[4]이 미치는 영향의 크기와 의미 있는 타인과의 상호작용을 할 수 있다는 지각에 대한 인식[9], 자기 자신에 대한 수용[10]이라는 각각의 긍정적인 요인을 거쳤을 때 경험하게 되는 심리적‧사회적 어려움[4]의 크기를 확인하고자 한다. 이러한 과정을 통해 상담사로서 외부로부터 부과된 높은 기준과 이로 인해 사회적 관계에서 경험하는 내담자의 고통을 해결하기 위한 방안을 함께 모색하고, 상담을 경험한 이후 내담자가 스스로의 힘으로 친밀한 다른 사람과의 호혜적 관계와 자신을 있는 그대로 받아들이는 노력을 일상생활에 적용할 수 있도록 도움을 줄 수 있을 것이라 기대하였다.

2. 연구문제 및 연구모형

대학생의 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기수용과 대인존재감의 매개효과를 확인하기 위해 다음과 같이 연구문제를 설정하였고, 연구모형은 [그림 1]과 같다.

1) 사회부과 완벽주의, 대인존재감, 자기수용, 사회불안은 서로 어떠한 상관관계가 있는가?

2) 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감의 매개효과가 있는가?

3) 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기수용의 매개효과가 있는가?

4) 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용의 이중매개효과가 있는가?

그림 1. 연구모형

Ⅱ. 이론적 배경

1. 사회부과 완벽주의와 사회불안

사회부과 완벽주의는 자기 주변의 의미 있는 대상으로부터 부과된 기준과 기대를 달성하고자 노력하는 성향을 말하는 것으로[8], 개인 간의 차원에서 다른 사람들이 자신에게 거는 요구와 기대가 충족될 때에만 인정과 소속감을 얻고 그것을 유지할 수 있을 것이라 지각하거나 믿는 것이다[8]. 이미화[11]는 이러한 믿음으로 인해 외부로부터 부과받은 기준에 미치지 못하여 부정적 평가를 받는 것에 대해 지나치게 두려움을 느끼고, 의미 있는 사람들로부터 관심과 인정을 받는 일에 집착하게 되어 부정적 정서가 유발된다고 설명하고 있다. 이러한 과도한 기준은 외부적으로 부과된 것이기 때문에 사람들은 종종 통제 불가능하다고 느끼고 무기력감, 분노, 불안, 우울 등의 정서를 유발할 수 있다고 알려져 있다[12]. 실제로 사회불안 수준이 높은 사람들과 낮은 사람들을 구분하여 완벽주의 특성을 확인한 이정윤과 조영아[13]는 사회불안이 높은 집단에서 사회부과 완벽주의 성향이 더 높게 나타남을 확인하였고, 송은영과 하은혜[14]의 연구에서도 사회부가 완벽주의가 사회불안과 가장 높은 관련성을 가지고 있으며 사회불안의 예측을 가능하게 하는 변인으로 확인되었다.

이처럼 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계는 비교적 널리 알려져 있지만, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에 부적으로 작용하는 다른 심리사회적 요인에 대해서는 연구가 부족한 면이 있는 것으로 사료된다. 사회부과 완벽주의 사회불안에 미치는 정적인 영향력을 저해하는 다른 요인의 탐색은 향후 청년들의 사회적 적응과 그로 인해 경험할 수 있는 사회적·정서적 어려움을 돕기 위해 필요한 과정이라고 생각된다. 이러한 관점에서 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에 영향을 미치는 다른 요인으로 대인존재감과 자기수용의 역할을 생각해볼 수 있을 것이다.

2. 대인존재감과 사회불안

대인존재감은 Harry Stack Sullvan의 ‘의미 있는 타자’의 개념을 바탕으로 Rosenberg와 McCullough[9] 가 제안한 개념이다. 이들은 대인존재감에 대하여 “상대방이 나에게 관심을 기울이고, 나를 중요하다고 생각하며 우리가 서로에게 의지한다.”는 타인에 대한 신념과 연결되어 있는 개념[9]이라고 설명하였다. 그리고 이러한 개념을 Elliott, Kao와 Grant[15]가 대인존재감 을 인식(Awareness), 의존(Dependence), 중요성(Importance)의 세 하위 요인들로 새롭게 구성하였다. Flett, Galfi-Pechenkov, Molnar, Hewitt과 Goldstein[16]는 사회부과 완벽주의와 우울의 관계에서 대인존재감이 미치는 부적 영향력을 확인하였고, 차미희[17]의 연구에서도 사회부과 완벽주의와 대인존재감의 부적 관계를 확인할 수 있다. 사회부과 완벽주의와 대인관계 적절성의 관계에서 대인존재감의 매개효과를 검증한 강민진[18]의 연구에서도 이러한 결과를 확인할 수 있다. 이연규, 최한나[19]는 애착과 사회불안의 관계를 확인하는 과정을 통해 대인존재감의 부적 영향을 확인하였고, Flett, Goldstein, Pechenkov, Nepon과 Wekerle[20]는 학대와 외로움, 사회불안의 관계에서 대인존재감의 매개효과를 확인하는 과정을 통해서도 대인존재감이 사회불안에 부적 영향을 미침을 확인하였다. 이러한 일련의 연구 결과를 토대로 볼때, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계를 대인존재감이 부적으로 매개할 것이라는 예측이 가능하다 할 수 있을 것이다.

3. 자기수용과 사회불안

임전옥과 장성숙[10]은 1900년대 이후부터의 자기수용과 관련된 연구를 종합하여 자기수용을 “자신을 있는 그대로 인정하고 받아들이는 것으로, 자신이나 다른 사람의 평가와 관계없이 스스로를 온전하게 받아들이는 것”이라고 설명하고 있다. 전병임과 이경희[21]는 사회부과 완벽주의는 부정적 평가를 받을 것에 대한 두려움, 자신에게 중요한 사람으로부터의 승인과 인정에 집착하는 특징을 보이기 때문에 사회부과 완벽주의의 부정적 영향을 최소화하기 위해서는 어떠한 상황이든 스스로를 긍정적으로 인정하고 받아주는 자기 수용적 태도가 필요하다고 설명하고 있다. 선행연구를 살펴보면 Flett, Besser, Davis와 Hewitt[22]는 사회부과 완벽주의와 무조건적 자기수용 사이의 부적 경로를 확인하였고, Scott[23]의 연구에서도 둘 사이의 경로를 확인할 수 있다. 김지윤과 이동귀[24]의 연구에서도 사회부과 완벽주의 수준이 높더라도 자기수용을 잘 한다면 주관적 안녕감에 부적 영향을 덜 미칠 수 있음이 확인되었다. 정미현[25]은 사회부과 완벽주의 성향이 높아도 자기수용 능력이 높으면 심리적 안녕감을 증가시켜줄 가능성이 높은 것을 확인한 바 있다. 옥지연[26]은 자기 수용과 사회불안의 부적 상관을 확인하였고, 신선영[27]은 자기수용이 사회불안에 미치는 부적 영향이 유의함을 확인하였으며, 이슬[28]의 연구에서도 자기수용 에서 사회불안으로 향하는 부적 경로의 유의성을 확인할 수 있다. 이와 같이 선행연구들의 결과를 통해 자기 수용 또한 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기수용이 부적으로 매개할 수 있을 것이라는 예측이 가능하다 할 수 있다.

4. 대인존재감과 자기수용

대인존재감과 자기수용 사이의 직접적인 연구는 많지 않으나 대인존재감과 자기수용의 관계를 살펴보면, France와 Finney[29]는 대인존재감 요인들과 자기수용의 정적 관계를 확인하였다. 대인존재감과 행복감에 미치는 영향을 확인한 Taniguchi[30]는 친밀한 대인 관계 안에서의 대인존재감이 자기수용과 관련이 있다고 설명하며, 대인존재감이 직접적으로 행복감에 미치는 영향보다 대인존재감이 자기수용을 거치며 행복감에 미치는 영향이 더 크다는 것을 확인하였다. 이는 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자기수용의 경로를 거치면서 사회불안에 미치는 영향력이 감소할 것이라는 예측을 가능하게 하는 결과라 할 것이다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 서울, 경기, 충청, 강원 지역에 소재한 대학의 18세에서 29세 사이의 학생 434명을 대상으로 설문을 실시하였고 설문이 회수된 이후 소정의 답례품을 제공하였다. 회수된 설문지 중 불성실하게 응답한 26부의 자료를 제외한 총 408부가 최종적으로 자료 분석에 이용되었다. 최종적으로 사용된 408부의 설문 중 남성은 167명(40.9%) 여성은 241명(59.1%)이었고, 전체의 평균 연령은 21.25세(SD=2.55)이다.

표 1. 연구대상의 인구통계학적 특성

2. 측정도구

2-1. 사회부과 완벽주의 척도

한기연[31]이 번안한 Hewitt과 Flett[32]의 다차원 완벽주의 척도(Multidimensional PerfectionismScale: H-FMPS)를 사용하였다. 본 연구에서는 다차원 완벽주의 척도 중 사회부과 완벽주의에 해당하는 15문항만을 사용하였다. 문항은 7점 Likert 형식으로 구성되어 있으며, 각 영역에서 점수가 높을수록 해당 영역과 관련된 완벽주의 성향이 강함을 의미한다. 한기연[31]의 연구에서 Cronbach’s α는 .76이었고, 본 연구에서 Cronbach’s α는 .73로 확인되었다.

2-2. 대인존재감 척도

Elliot 등[15]이 개발하고 최한나와 임윤선[33]이 번안하여 타당화한 한국판 대인존재감 척도를 사용하였다. 대인존재감 척도는 총 18문항으로 5점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 대인존재감이 높음을 의미한다. 최한나와 임윤선[33]의 연구에서 Cronbach’s α는 전체 .92, 각 하위요인들의 Cronbach’s α는 알아봄 .87, 상호의지 .87, 관심 .87로 나타났다. 본 연구에서는 전체 Cronbach’s α는 .86이었고, 각 하위요인들의 Cronbach’s α는 알아봄 .76, 상호의지 .78, 관심 .81로 확인되었다.

2-3. 무조건적 자기수용 척도

무조건적 자기수용(Unconditional Self-Acceptance)을 측정하기 위해 Chamberlain과 Haaga[34]가 개발하여 수정한 척도로 총 20문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 7점 Likert 척도로 구성되어 있고 점수가 높을수록 무조건적 자기수용 수준이 높은 것을 의미한다. 본 연구는 추미례, 이영순[35]이 타당화한 척도를 사용하였다. 추미례와 이영순[35]의 연구에서 Cronbach’s α는 .78이었고, 본 연구에서 Cronbach‘s α는 .80으로 확인되었다.

2-4. 사회불안 척도

사회적 상호작용 불안과 사회적 공포로 사회불안을 측정하고 있는 Mattick과 Clarke[36]가 개발한 사회 불안 척도를 사용하고자 한다. 각 문항은 5점 Likert 척도이며, 2001년 김향숙[37]에 의해 번안 타당화된 척도를 사용하였다. 총 39 문항으로 사회적 상호작용 불안 19문항과 사회적 공포 20문항으로 구성되어 있다. 김향숙[37]의 연구에서는 사회적 상호작용 불안과 사회적 공포의 Cronbach's α는 .92와 .91로 확인되었고, 본 연구에서 전체 문항의 Cronbach's α는 .94로 확인되었고 사회적 상호작용 불안과 사회적 공포의 Cronbach's α는 각각 .91와 .92로 확인되었다.

3. 분석방법

본 연구의 가설검증을 위해 사회통계분석 프로그램인 SPSS 21.0과 Mplus 7.0을 이용하여 분석을 실시였다. 먼저, SPSS 21.0을 이용하여 설문에 참여한 대상자의 인구통계학적 특성을 파악하기 위한 기술통계분석 과 변인들의 신뢰도 및 변인 간 상관관계 분석을 실시하였다. 이후 연구모형의 분석을 위해 필요한 나머지 과정은 Mplus 7.0을 이용하여 확인적 요인분석 및 측 정모형의 타당성 검증과 연구모형의 타당성 및 변인 간의 유의성 검증을 위한 구조방정식 모형의 검증을 차례로 진행하였다. Mplus 7.0의 특성에 따라, 연구 모형내 이중매개 검증 시 별도의 가상변수 설정 없이 이중 매개의 효과를 확인할 수 있었으며 구조방정식 모형을 분석하는 과정에서 확인된 각 단계의 표준화된 값은 연구결과에 제시하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 연구변인 간 상관관계 및 기초통계 결과

연구 모형의 검증을 위한 주요 변인들의 상관관계와 기술통계 결과를 [표 2]에 제시하였다.

연구변인들 사이의 상관관계를 살펴보면 [표 2]에 제시된 자료와 같이 모든 변인들이 서로 유의미한 상관이 있는 것을 확인할 수 있다. 사회부과 완벽주의는 사회불안과 정적 상관(r= .42, p< .01)을 보이고 대인존재감과 자기수용에는 각각 부적 상관(r= -.36, p< .01, r=- .55, p< .01)을 나타냈다. 사회불안의 경우 대인존재감과 자기수용에 대하여 각각의 부적 상관(r= -.58, p<. 01, r= -.55, p< .01)을 확인할 수 있었으며, 대인 존재감과 자기수용 간의 상관은 정적(r= .49, p< .01)인 것으로 확인되었다.

표 2. 연구변인 간 상관관계 및 기술통계 결과

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

또한, [표 2]를 통해 측정된 변인들의 왜도 절대값이 2를 넘지 않고, 첨도의 절대값이 7을 넘지 않는 것을 확인할 수 있다. 이에 따라, 수집된 자료를 통해 측정된 변인들이 Curran, West과 Finch[38]의 다변량 정규성의 가정을 만족하고 있음을 확인할 수 있다.

2. 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인 존재감과 자기수용의 매개효과 검증

2-1. 측정모형 검증

본 연구에서 사용된 측정변인과 잠재변인의 관계가 적절한가를 검증하기 위하여 측정모형 검증을 [그림 2] 와 같이 실시하였다.

측정모형의 요인부하량을 살펴보면, 사회부과 완벽주의는 .750∼ .804, 대인존재감은 .516∼ .831, 자기수용은 .691∼ .856, 사회불안은 .752∼ .873로 나타났 다. 모든 측정변인들의 요인부하량이 .50이상이며 모두 유의한 수준(p<.001)으로 확인되었다.

측정모형의 적합도를 살펴보면 [표 3]과 같다. 홍세희 [39]의 제안에 따라 CFI(Ccomparative fit index), TLI(Tucker – Lewis index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)값을 중심으로 검토하였다. 측정모형의 적합도지수를 살펴보면, χ ² =106.195(p<.001), df=38, TLI=.950, CFI=.965이며 90% 신뢰구간에서 RMSEA=.066으로 측정모형의 적합도가 적절함이 확인되었다.

그림 2. 확인적 요인 분석 결과

주. 숫자는 표준화 계수

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

표 3. 측정모형 적합도 지수

2-2. 구조모형 검증

본 연구는 사회부과 완벽주의가 사회불안에 미치는 직접경로와 사회부과 완벽주의가 대인존재감을 통해 사회불안에 이르는 경로, 사회부과 완벽주의가 자기수용을 통해 사회불안 이르는 각각의 매개경로를 확인하고 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자기수용을 지나 사회불안에 이르는 이중매개 경로의 유의성을 확인하기 위하여 구조모형 분석을 실시하였다.

먼저 구조모형의 적합도 지수는 아래의 [표 4]와 같이 χ² =106.195(p<.001), df=38, TLI=.950, CFI=.965이며 90% 신뢰구간에서 RMSEA=.066으로 적합하였고, 측정 모형의 적합도지수와 동일한 동치모형으로 확인되었다.

표 4. 구조모형 적합도 지수

연구 모형의 적합성이 확인됨에 따라, 변인들 간의 경로계수를 검증하였다. 확인된 경로계수는 [표 5]에 제시하였다.

표 5. 구조모형 경로계수

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

구조모형의 경로계수를 살펴보면 먼저, 사회부과 완벽주의에서 대인존재감으로 향하는 경로(β=-.476, p<.001)와, 사회부과 완벽주의에서 자기수용으로 향하는 경로(β=-.487, p<.001)는 유의함이 확인되었다. 그러나 사회부과 완벽주의에서 사회불안으로 향하는 경로는 유의하지 않는 것으로 확인되었다. 다음, 대인존재감에서 사회불안으로 향하는 경로(β=-.605, p<.001)와 대인존재감이 자기수용으로 향하는 경로(β=.381, p<.001)는 유의하였다. 마지막으로 자기수용에서 사회 불안으로 향하는 경로(β=-.329, p<.001)또한 유의함을 확인할 수 있었다. 이러한 구조모형의 경로계수의 유의성을 토대로 구조모형의 검증결과를 [그림 3]과 같이 제시하였다.

그림 3. 구조모형 검증

주, 숫자는 표준화 계수

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

2-3. 구조모형의 매개효과와 이중매개효과 유의성 검증

적합성이 확인된 구조모형에서 변인들 간의 매개효과의 유의성을 검증하였다. 구조모형에 포함된 매개효 과들의 유의성 검증은 신뢰구간을 통해 매개효과의 변동성을 확인할 수 있는 부트스트랩(Bootstrap) 방법으로 검증하였다. 부트스트래핑(Bootstrapping)은 비모수 재표집(non-parametric resampling) 방식으로 (Efrom, 1979; [40]재인용), 본 연구를 위해 표집된 자료(N=408)를 모집단으로 가정하여 10,000번의 표집을 실시하였고, 95% 신뢰구간(confidence interval, CI) 에서 편향 조정된 부트스트래핑(bias-corrected bootstrapping)으로 추정하였다. 추정된 신뢰구간이 ‘0’을 포함하지 않을 때, 매개효과가 유의하다고 판단할 수 있다. 이러한 절차에 따라 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감의 매개효과와 자기수용 의 매개효과를 확인하고, 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자기수용을 차례로 거치며 사회불안에 이르는 이중매개의 효과를 확인하였다. 이를 위하여 각각의 경로에 대한 직접효과, 간접효과, 총효과와 그 유의성을 확인하였다. 구조모형의 매개효과와 유의성 검증 결과는 [표 6]에 제시하였다.

표 6. 구조모형의 매개효과와 이중매개효과의 유의성 검증

주. 표 안에 제시된 값은 표준화계수

*p<.05, **p<.01, ***p<.001

먼저, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감의 매개효과 크기는 .288(p<.001, CI=.186 ∼.390)로 확인되었다. 다음, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기수용의 매개효과 크기는 .160(p<.001, CI=.052∼.269)으로 확인되었다. 각각의 경로가 95% 신뢰구간에서 ‘0’을 포함하지 않아 유의함을 확인할 수 있었다. 그리고 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용을 차례로 거치는 이중매개의 효과의 크기는 .060(p<.01, CI=.023∼.096)으로 이중매개경로 또한 95% 신뢰구간에서 ‘0’을 포함하지 않아 효과가 유의하다는 것이 확인되었다. 그러나 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자 기수용을 거쳐 사회불안에 이르는 이중매개의 경로에서 사회부과 완벽주의가 사회불안에 미치는 직접효과는 -.015(NS, CI=-.168∼.138)로 95% 신뢰구간이 ‘0’ 을 포함하고 있어 유의하지 않음을 확인할 수 있었다. 이는 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자기수용을 거쳐 사회불안에 이르는 이중매개 경로가 완전매개 하였음을 뜻한다. 추가적으로 대인존재감과 사회불안의 관계에서 자기수용의 매개효과를 확인한 결과 매개효과의 크기는 -.122(p<.001, CI=-.185∼-.059)로 95% 신뢰구간에서 ‘0’을 포함하지 않아 유의함이 확인되었다.

Ⅴ. 결론 및 논의

1. 결과 요약

본 연구는 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용이 미치는 영향을 확인하기 위하여 실시되었다. 연구의 분석 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 사회부과 완벽주의, 대인존재감, 자기수용, 사회불안 사이의 상관관계를 확인하였다. 확인결과 사회부과 완벽주의는 사회불안과 유의미한 정적 상관이 있었고, 대인존재감과 자기수용에는 각각 유의미한 부적 상관이 있었다. 이러한 결과는 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계를 확인한 연구[13][14][41], 사회부과 완벽주의와 대인존재감의 관계를 확인했던 연구[16-18], 사회부과 완벽주의와 자기수용과의 관계를 확인한 연구에서 확인되었던 결과와도 일치한다[8][42][43]. 대인존재감과 자기수용 사이에서도 유의미한 정적 상관이 확인되었다. 이는 대인존재감과 자기수용의 관계를 확인하였던 연구와 일치하는 결과이다[29][31]. 그리고 대인존재감과 자기수용은 각각 사회불안과는 유의미한 부적 상관을 나타냈다. 대인존재감과 사회불안의 관계를 확인한 연구와[19][20][41] 자기수용과 사회불안의 관계를 확인한 선행연구와도 일치하는 결과이다 [42][43]. 이러한 결과들은 이후 진행될 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용이 부적인 역할을 할 수 있을 것이라는 추론을 가능하게 한다 할 수 있을 것이다.

둘째, 확인된 변인들 간의 구조를 토대로 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감의 매개효과를 확인하였다. 사회부과 완벽주의가 대인존재감을 매개로 사회불안에 이르는 경로의 효과는 유의하였다. 이는 사회부과 완벽주의가 대인존재감에 부적 영향을 미치고 대인존재감이 사회불안에 부적으로 작용함을  확인했던 선행연구와 일치하는 결과이다[16-20].

셋째, 확인된 변인들 간의 구조를 토대로 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 자기수용의 매개효과를 확인하였다. 사회부과 완벽주의가 자기수용을 매개로 사회불안에 이르는 경로의 매개효과 또한 유의하였다. 이는 성과에 따라 자신을 평가하고 자기의 가치를 타인의 평가에 의존하는 사회부과 완벽주의 속성이 자신을 있는 그대로 받아들이고 인정하기 어렵게 만들지만 자기수용을 통해 불안하고 우울한 정서에 덜 영향을 미칠 수 있다는 선행연구의 결과를 지지하는 것이다 [24][44-47].

넷째, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용의 이중매개 효과를 확인하였다. 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자기수용을 거처 사회불안에 이르는 이중매개 경로는 효과의 유의성이 확인되었다. 이는 성인들의 교우관계에서 대인존재감이 자기수용에 미치는 긍정적인 작용을 확인했던 Taniguchi[30]의 연구와도 맥락을 공유하는 결과라고 할 수 있다. 그러나 사회부과 완벽주의가 사회불안에 미치는 직접효과의 경로는 유의하지 않는 것으로 확인되었다. 이는 앞서 설명된 선행연구의 결과들과는 맞지 않는 결과라 할 수 있다. 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계를 설명한 다른 연구[13][14]와 일치하지 않는 결과로, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 대인존재감과 자기수용의 이중매개 경로가 완전매개 경로임을 확인하는 결과라 할 수 있다. 연구된 구조모형 안에서는 사회부과 완벽주의가 사회불안에 미치는 정적 영향보다 대인존재감과 자기수용이 사회불안에 미치는 부적 영향력이 더 크다는 것을 나타는 것을 설명하는 결과로 보여진다.

2. 연구의 의의 및 논의

본 연구의 의의와 결과에 대한 논의는 다음과 같다.

첫째, 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 부적으로 영향을 미치는 대인존재감의 매개효과와 자기 수용의 매개효과 경로를 각각 확인한데 의의가 있다. 먼저, 사회부과 완벽주의가 대인존재감을 거치며 사회 불안에 미치는 영향의 경우는 대인존재감이 우리가 일상생활에서 타인과의 호혜적 관계를 통해 새롭게 경험해 갈 수 있는 것임을 고려하였을 때, 외부로부터 부과된 과도한 기준에 대한 자각[8]으로 인해 사회적 상호 작용에 어려움을 경험하는 개인을 돕는 방법이 멀리 있는 것이 아니라 동료이자 의미 있는 타인으로 가까이 있는 ‘우리’가 도움을 줄 수 있음을 보여주는 결과라 할 수 있을 것이다. 다음 사회부과 완벽주의가 자기수용을 거쳐 사회불안에 미치는 영향의 경우, 자기수용을 높이 는 과정이 상담을 통해서도 가능하지만 스스로의 노력을 통해서도 가능한 부분일 것이다. 이러한 점을 고려한다면 한다면 자기수용의 역할이 사회적 기준에 맞춰 목표를 설정하고 이를 수행하려는[8] 노력으로 인해 경험하게 되는 대인관계 및 사회적 상호작용에 대한 어려움[4]으로 자신의 능력을 잘 발휘하지 못하게 되는 결과를 저해하는 데 도움을 제공할 수 있음을 시사하는 결과라 할 수 있다. 이는 자기수용이 있는 그대로의 자기를 받아들이는 과정을 통해 얻어진 자기에 대한 긍정적인 이해가 개인의 정신건강 및 안녕감에 긍정적으로 영향을 미칠 수 있을 것이라는 임전옥과 장성숙[10]의 견해와도 맥을 같이 한다 할 것이다.

둘째, 사회부과 완벽주의가 대인존재감과 자기수용의 경로를 차례로 거치면서 사회불안에 미치는 경로를 확인하여 그 영향력을 이론적으로 검증하고, 연구된 구조 모형 안에서 사회부과 완벽주의가 사회불안에 미치는 직접적인 영향보다 대인존재감과 자기수용을 통해 사회불안에 미치는 영향이 더 강할 수 있음을 확인한데 그 의의가 있다 할 것이다. 연구를 통해 의미 있는 대상에게 받는 관심과 자신이 다른 사람에게 도움이 될 수 있다는 인식이[9][15] 타인의 기준이나 평가에 관계없이 자기 자신을 온전하고 무조건적으로 수용[44]하는데 영향을 주고, 이는 개인이 경험하는 사회적 상호작 용의 상황에서 경험하는 부정적 결과인 사회불안에도 영향을 미칠 수 있음을 구조적으로 검증한 것이라 할 수 있다. 이러한 결과는 한 개인이 다른 사람들과의 관계 안에서 경험하는 자기 인식인 대인존재감이[15] 자신에 대한 긍정적 평가와 만족감, 가치감인 자기수용의 [49]향상에 긍정적으로 작용할 수 있고 대학생활과 사회적 상호작용 상황에서 경험하는 어려움[4]이 혼자 해결해야만 하는 문제가 아니라 자신이 의미를 두는 타인들과의 호혜적 관계[9] 안에서 자신을 있는 그대로 인정하고 온전하게 받아들이는[10] 과정을 통해 심리적‧ 사회적 어려움을 해소해 나아갈 수 있음을 보여주는 것이라 할 수 있다. 그리고 이러한 관점은 상담장면에서도 활용이 가능할 것으로 여겨진다. 사회부과 완벽주의와 이와 관련된 사회불안으로 어려움을 경험하는 내담자를 만났을 때, 상담자는 내담자가 경험하는 어려움을 돕기 위한 다양한 방법 중 하나로 내담자가 경험하는 대인존재감과 자기수용의 정도를 확인하고 상담을 통하여 좀 더 향상될 수 있도록 조력하는 것 또한 내담자를 돕는 하나의 방법일 수 있을 것이라 생각된다. 이러한 과정을 통해 사회부과 완벽주의로 인하여 사회불안을 경험할 수 있지만, 의미 있는 타인과 내가 서로 의지 하고 있고 그들이 나를 중요하게 생각한다는 신념인 대인존재감[9]과 ‘내가 옳은지, 다른 사람이 나를 인정하는지’에 대해 고민하기보다, 일관적으로 더 좋은 행동을 하고 사람들과 잘 지내기 위해 노력하는 자기수용을 [48] 높임으로써 나타나는 영향이 다른 사람이 자신에게 완벽할 것을 기대한다고 느끼는 생각[8]과 그로 인해 경험하는 사회적 상호작용에 대한 불안과 회피[4]에 미치는 영향보다 더 클 것이라 기대할 수 있을 것으로 여겨진다.

3. 연구의 한계 및 제언

끝으로, 본 연구의 한계 및 후속연구에 대한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 검증하고자 하는 잠재 변인을 동일한 시기에 설문을 통한 방법으로 측정하였다. 이러한 정보수집 과정은 변인들간의 인과관계에 대한 명확한 규명이 어려울 수 있고, 설문 참여자들이 사회적 바람 직성으로부터 자유롭지 못하다는 제한점을 가지고 있다. 향후 연구에서 좀 더 면밀한 과학적인 방법이 사용할 수 있다면 연구의 신뢰성을 향상시킬 수 있을 것이다.

둘째, 본 연구의 설문은 비임상적 환경에서 대학생을 대상으로 실시하였다. 이는 본 연구의 결과를 다양한 세대와 집단 및 환경에 적용하는데 한계를 가진다. 이러한 점을 보완하기 위하여 폭넓은 대상과 환경에서의 반복적 시행을 통해 연구 결과의 일관성과 보편성을 확보할 필요가 있을 것으로 생각된다.

셋째, 본 연구는 사회부과 완벽주의와 사회불안의 관계에서 부적인 영향을 미치는 변인을 중심으로 연구되었다. 각각의 매개변인이 사회부과 완벽주의와 사회불안에 미치는 부적 영향력이 다른 요인과 함께하는 구조 안에서도 동일하게 발휘될 수 있는지 검증하는 과정이 더 필요할 것이다. 이러한 과정은 향후 사회부과 완벽주의로 인하여 사회불안을 경험하는 사람들을 도울 수 있는 자원을 확대하는데 큰 도움이 될 것으로 생각된다.

* 본 연구는 최유정의 석사학위 논문을 요약, 수정하였음.