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Korean J Child Stud > Volume 38(4); 2017 > Article
가족분화가 대학생의 대인불안에 미치는 영향과 부적응적 인지정서조절전략의 조절효과

Abstract

Objective

This study examined the effects of family differentiation and maladaptive cognitive emotion regulation strategies on interpersonal anxiety in university students and investigated whether each maladaptive cognitive emotion regulation strategy moderated the relationship between family differentiation and interpersonal anxiety.

Methods

The participants were 263 university students (129 male; 134 female) from seven universties in Seoul and Gyeonggi province. Interpersonal anxiety, family differentiation, and maladaptive cognitive emotion regulation strategies were measured via the Social Anxiety Scale, Differentiation in the Family Scale, and Cognitive Emotion Regulation Questionnaire, respectively. Data were analyzed by descriptive statistics and hierarchical regressions.

Results and Conclusion

The results indicated that the family differentiation level decreased the students’ interpersonal anxiety level, whereas the levels of maladaptive cognitive emotion regulation strategies (self-blame, blaming others, catastrophizing) increased interpersonal anxiety. In addition, self-blame strategy moderated the effect of family differentiation on interpersonal anxiety. That is, the influence of family differentiation on interpersonal anxiety was greater when the level of self-blame strategy was high, compared to when it was low.

서론

타인과 다양한 관계를 형성하고 유지하는 것이 요구되는 환경 속에서 살아가는 현대인들이 경험하는 어려움 중 하나는 사회적 상황에서 느끼는 두려움과 불안이다. 대인불안(interpersonal anxiety)은 대인 간 상호작용 과정에서 타인이 자신을 부정적으로 평가할 것이라고 생각하여 두려움과 불안감을 느끼는 것을 의미하는데(Herbert, Rheingold, & Brandsma, 2001), 높은 수준의 대인불안을 보이는 사람들은 타인과 상호작용을 해야 하는 상황을 반복적으로 회피하는 경향을 보여 일상에서 어려움을 경험한다.
대인불안은 초기 청소년기에 주로 나타나기 시작하여 청소년기 전반에서 높은 발생률을 보인다. Seoul National University College of Medicine (2011)에서 실시한 국내 정신건강실태조사 결과에 따르면 사회불안장애를 경험하는 사람 중 45%가 만15세에서 24세의 연령의 청소년인 것으로 나타나 청소년기에 대인관계에서의 불안을 경험하는 비율이 높음을 보여주었다. 특히 후기 청소년기에 해당하는 대학생들은 낯선 사람들과의 만남을 자주 경험하며 동아리나 그룹 활동 내 상호작용과 이성 간의 데이트 등 익숙하지 않은 사회적 상황에 지속적으로 노출되기 때문에 대인불안에 취약해질 수 있다(Lyu, Yoo, & Yun, 2014; Shepherd, 2006). 더욱이 초기 청소년기에 보고된 대인불안은 시간의 경과에 따라 불안의 정도가 자연스럽게 경감하는 양상이 나타나는 반면, 후기 청소년기에 경험하는 대인불안 증상은 안정적으로 지속되는 경향이 있으며, 성인기까지 지속되는 만성적 특성을 갖기 때문에 그 심각성은 크다고 할 수 있다(Essau, Conradt, & Petermann, 2002; Oh & Yang, 2003; Pine, Cohen, Gurley, Brook, & Ma, 1998).
대인불안을 경험하는 대학생들은 타인과 상호작용하는 것에 대한 두려움으로 인해 상호작용이 발생하는 상황을 회피하게 되므로 대인관계 부적응이나 사회적 기능 수준과 삶의 만족도 감소 등 다양한 문제를 경험한다(Hambrick, Turk, Heimberg, Schneier, & Liebowitz, 2003; N. K. Kim & Yang, 2016; S.-J. Kim & Lee, 2013). 이와 같은 대학생의 대인불안의 특성과 부정적 기능을 보려해 볼 때, 후기 청소년기 대인불안에 영향을 미치는 요인을 규명함으로써 이를 기반으로 대인불안을 예방하거나 효과적으로 다루는 데 필요한 구체적인 개입 방안을 계획하기 위한 기초를 마련하는 것은 매우 중요한 문제라 할 수 있다.
한편 지금까지 대인불안은 대중 앞에서 말하거나 수행하는 상황에서의 두려움을 의미하는 수행불안(performance anxiety)과 함께 사회불안(social anxiety)의 한 하위 요인으로 간주되어 왔으나, 최근 대인불안과 수행불안에 영향을 미치는 요인에 차이가 있는 것으로 보고됨에 따라 사회불안의 두 요인을 세분화하여 연구하려는 시도가 있어 왔다(Lee & Ha, 2011). 또한 대인불안이 수행 상황에서의 불안보다 개인의 심리적 부적응에 더 강한 영향을 준다고 밝힌 선행연구의 보고에 근거하여 대인불안의 발생과 유지에 영향을 미치는 요인을 구체적으로 살펴볼 필요성이 대두되고 있다(Holt, Heimberg, & Hope, 1992; Kessler, Stein, & Berglund, 1998; Mannuzza et al., 1995). 이에 본 연구에서는 수행상황에서 경험하는 불안을 제외하고 타인과의 상호작용에 대한 두려움을 의미하는 대인불안에만 초점을 맞추어, 구체적으로 어떤 요인들이 대인불안에 영향을 미치는지 검증하고자 한다.
대인불안은 다양한 환경적 요인의 영향을 받는데, 여러 선행연구 결과들은 가족관계가 대인불안을 예측하는 중요한 요인으로 작용함을 시사하고 있다(Caster, Inderbitzen, & Hope, 1999; Johnson, Lavoie, & Mahoney, 2001). 그 중에서도 가족분화, 즉 가족 내의 정서적 유대감이 단절되지 않으면서도 개별 가족 구성원의 독립성을 인정하는 가족 상호작용(S. A. Anderson & Sabatelli, 1992)이 개인의 대인불안 증상과 밀접한 관련이 있는 가족관계의 한 측면으로 간주되어 왔다. Bowen (1978)은 가족분화 이론(family differentiation theory)을 통해 가족이 정서적 유대감을 넘어서 서로가 정서적으로 지나치게 융합될 경우 가족 구성원들의 불안 수준이 높아지게 된다고 보았다. 특히 가족의 분화 수준은 가족 구성원 간의 관계뿐 아니라 가족 외 타인과 상호작용하는 방식이나 사회적 관계에 대한 적응에 영향을 미치기 때문에 대인불안을 예측하는 중요한 요인으로 작용할 수 있다고 주장하였다. 이는 가족분화 수준이 낮을 경우 자신을 독립적인 존재로 지각하지 못하여 타인의 부정적인 정서와 평가에 지나치게 민감하게 반응하게 되므로, 안정적인 관계를 지속하기 어렵고 관계 내에서 높은 수준의 불안을 경험하게 되기 때문이다(Sabatelli & Anderson, 1991).
이처럼 가족분화 수준이 개인의 대인불안을 예측함을 뒷받침하는 선행연구자들의 주장에도 불구하고 두 변인의 관계를 검증한 국내 연구는 소수(Bae & Lee, 2009; Baek, 2004; S. O. Kim & Jeon, 2013)에 불과하며, 이 연구들은 초기 청소년기에 초점을 둔 것이거나 대인 간 상호작용에서의 불안을 일반적 불안 장애(general anxiety disorder)와 구분하지 않고 연구하였다는 점에서 대학생의 대인불안에 미치는 가족분화의 영향을 구체적으로 검증하기에는 제한적이었다. 따라서 대학생들을 대상으로 가족분화가 이들의 대인불안에 미치는 영향을 알아보는 것은 가족분화와 대인불안의 관계에 대한 선행연구 결과를 확대하고 구체화하는 데 있어서 의의를 가질 것이다.
가족관계와 같은 환경적 특성뿐 아니라 개인의 내적 요인도 대인불안에 영향을 미치는데, 그 중에서도 인지적 요인이 대인불안에 강력한 영향을 미치는 주요한 원인으로 주목 받고 있다(Clark & Wells, 1995; Rapee & Heimberg, 1997). 특히 스트레스 상황에서 유발된 부정적인 정서를 인지적으로 다루는 개인 고유의 대처능력을 의미하는 인지적 정서조절전략(Garnefski, Kraaij, & Spinhoven, 2001)은 대인불안 증상과 밀접한 관련이 있는 것으로 보고되어 왔다. 대인불안은 타인과 상호작용을 하는 데에 있어 호기심이나 만족감과 같은 긍정적 정서는 결핍되고 두려움 등의 부정적 정서를 높은 수준으로 경험하는 것과 관련이 있기 때문에 이와 같은 정서를 어떻게 받아들이고 인지적으로 재해석하는가에 따라 대인불안이 나타날 가능성이 달라질 수 있기 때문이다(Alden, Taylor, Mellings, & Laposa, 2008). 이와 관련하여 Garnefski 등(2001)은 인지적 정서조절전략을 크게 적응적인 인지적 정서조절전략(수용, 계획 다시 생각하기, 긍정적 초점변경, 긍정적 재평가, 조망확대)과 부적응적인 인지적 정서조절전략(자기비난, 타인비난, 반추, 파국화)으로 구분하여 적응적인 전략을 많이 사용하고 부적응적인 전략을 덜 사용함으로써 스트레스 사건으로 인해 발생하는 부정적 정서를 조절하고 통제할 수 있다고 보았다.
한편, 부적응적인 전략을 자주 사용하는 것이 적응적인 전략을 덜 사용하는 것보다 정서장애의 발생에 핵심적인 역할을 한다는 주장(Aldao & Nolen-Hoeksema, 2010; Turk, Heimberg, Luterek, Mennin, & Fresco, 2005)에 기초해보면, 인지적 정서조절전략 중에서도 대인불안을 비롯한 정서문제에 강력한 영향을 미치는 것으로 나타난 부적응적인 전략에 주목할 필요가 있다. Martin과 Dahlen (2005)은 자기비난과 반추, 파국화 등의 부적응적인 인지적 정서조절전략을 많이 사용하는 것이 불안을 예측한다고 밝혔으며, Turk 등(2005)도 대인불안을 경험하는 대학생들이 자신의 정서를 자각하고 표현하는 데에 어려움을 겪으며, 정서조절전략을 부적응적으로 사용한다는 결과를 보고한 바 있다. 위와 같은 결과는 부적응적인 인지적 정서조절전략을 사용할 경우, 사회적 상황을 판단하고 해석하는 것에 있어 더 많은 오류를 범하여 불안을 유발하는 상황에 적절히 대처하지 못하게 되며, 결국 사회적 상황으로부터 회피하는 행동을 하게 됨에 따라 불안을 감소시키지 못하게 되기 때문으로 설명할 수 있다(Asbrand, Svaldi, Krmer, Breuninger, & Tuschen-Caffier, 2016; Heimberg & Becker, 2002). 따라서 대인불안을 감소시키기 위해서는 개인의 부적응적인 인지적 정서조절전략을 줄임으로써 왜곡된 인지 과정을 변화시킬 필요가 있을 것으로 보인다. 이에 본 연구에서는 Garnefski, Legerstee, Kraaij, van den Kommer와 Teerds (2002)가 제안한 9개의 인지적 정서조절전략 중 대인불안을 비롯한 정서장애의 발생에 핵심적인 역할을 하는 것으로 나타난 부적응적인 인지적 정서조절전략인 자기비난과 타인비난, 반추, 파국화 전략에 초점을 두고 이러한 전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향을 검증하고자 한다.
이 때 부적응적인 인지적 정서조절전략은 대인불안에 직접적인 영향을 미칠 뿐만 아니라 가족분화가 대인불안에 미치는 영향을 완화시키거나 강화시키는 역할을 할 가능성도 시사되고 있다(John & Gross, 2004). 실제로 Wilson과 El-Sheikh (2003)의 연구에서는 가족 구성원 간 갈등 수준이 높고 온정성이 부족한 부정적인 가족관계가 청소년의 불안에 미치는 영향이 청소년의 부적응적인 인지적 정서조절전략 수준에 따라 다른 것으로 나타나 가족분화가 대인불안에 미치는 영향을 부적응적인 인지적 정서조절전략이 조절할 가능성을 시사하고 있다. 그러나 이 연구에서는 부정적인 가족관계가 불안에 미치는 영향을 확인하였을 뿐 개별 구성원의 독립성에 초점을 둔 가족분화의 개념을 반영한 것은 아니기 때문에 지금까지 이론적으로 설명되어온 가족분화와 대인불안의 관계를 경험적으로 검증하지는 못하였다. 가족분화와 대인불안, 그리고 부적응적인 인지적 정서조절전략의 관계를 경험적으로 검증하는 것은 대인불안을 경험하는 대학생들의 가족 상호작용과 인지적 전략에 어떤 개입을 해야 하는지 구체적인 정보를 제공할 수 있다는 점에서 선행연구들의 한계를 보완하고 상담 현장에 실제적인 기여를 할 수 있을 것이다.
이상과 같은 연구의 필요성에 근거하여 본 연구에서는 대학생을 대상으로 가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대인불안에 영향을 미치는지, 그리고 부적응적인 인지적 정서조절전략이 이와 같은 영향을 조절하는지를 검증하고자 한다. 또한 부적응적인 인지적 정서조절전략의 직접효과와 조절효과를 검증함에 있어, 자기비난, 타인비난, 반추, 그리고 파국화라는 각각의 하위전략들이 미치는 개별적인 영향을 분석하고자 한다. 이 때 성과 연령이 대학생의 대인불안에 영향을 미칠 수 있다는 선행연구 결과(Ranta et al., 2007)에 근거하여 성과 연령을 통제변인으로 포함하여 분석하고자 한다. 본 연구의 결과는 대학생의 대인불안에 영향을 미치는 요인에 대한 이해와 더불어 부정적인 정서를 조절하는 데에 도움을 주는 부적응적인 인지적 정서조절전략에 대한 이해를 도모하고, 낮은 수준의 가족분화로 인해 대인불안을 경험하는 대학생들을 위한 중재 방안을 마련하는 데 도움을 줄 수 있을 것이다. 본 연구의 연구문제를 요약하면 다음과 같다.

연구문제 1

가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략(자기비난, 타인비난, 반추, 파국화)은 대학생의 대인불안에 영향을 미치는가?

연구문제 2

대학생의 부적응적인 인지적 정서조절전략(자기비난, 타인비난, 반추, 파국화)은 가족분화와 대학생의 대인불안 간의 관계를 조절하는가?

연구방법

연구대상

본 연구의 대상은 서울과 경기 지역에 위치한 7개의 4년제 대학에 재학 중인 만 17세∼24세의 대학생 263명으로, 남학생 129명과 여학생 134명이었다. 대상은 편의표집 방법을 통해 표집 되었고, 연구자가 해당 대학의 강의나 동아리 모임에 직접 방문하여 연구에 대해 소개한 후 참여에 동의한 대학생들에 한하여 질문지를 배부하는 방식으로 조사가 이루어졌다. 연구대상의 성과 학년에 따른 비율은 여학생이 51.0%, 남학생이 49.0%로 성별 비율에 큰 차이가 없었으며, 학년은 1학년이 46.8%, 4학년이 25.5%를 차지하였으며 이어서 3학년이 16.0%, 2학년이 11.8%의 비율을 보였다.

측정 도구

대인불안

대인 간 상호작용 상황에서 경험하는 인지적, 정서적, 그리고 행동적 불안을 측정하기 위해 H.-S. Kim (2001)이 번안하고 타당화한 Mattick과 Clake (1998)의 사회적 상호작용 불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale)를 사용하였다. 이 척도는 총 19개 문항으로 구성되어 있으며 각 문항은 대인 간 사회적 상호작용에서의 불안감 수준에 대해 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)의 5점 리커트 척도에 응답하도록 되어 있다. 가능한 총점 범위는 19점∼95점이며, 점수가 높을수록 대인불안 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 산출한 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .89로 나타났다.

가족분화

대학생이 지각한 가족분화 수준을 측정하기 위해 S. A. Anderson과 Sabatelli (1992)가 개발하고 Nam (2000)이 번안한 가족분화 척도(the Differentiation in the Family Scale)를 사용하였다. 원 척도는 부자관계와 모자관계, 부부관계 등 가족 내 각 하위체계 관계에서의 분화 수준을 측정하는 문항들이 하위 요인으로 구성되어 있으며 각각의 하위체계별로 22개 문항씩 총 66개 문항으로 구성되어 있다. 응답자들은 하위체계 내의 상호작용에 대해 묻는 각 문항에 대해 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지 5점 척도로 응답하게 되어 있다.
구체적으로 부자관계 분화의 경우, 자녀를 대하는 아버지의 행동에 대한 지각을 묻는 11개 문항과 아버지를 대하는 자녀의 행동에 대한 지각을 측정하는 11개 문항으로 이루어져 있다. 마찬가지로 모자관계 분화의 경우 자녀를 대하는 어머니의 행동에 대한 문항과 어머니를 대하는 자녀의 행동에 대한 문항이 각 11개씩으로 구성되어 있으며, 부부관계 분화의 경우 어머니를 대하는 아버지의 행동에 대한 지각 11개 문항, 아버지를 대하는 어머니의 행동에 대한 지각 11개 문항으로 이루어져 총 66개 문항에 응답하도록 하였다. 자녀를 대하는 아버지의 행동에 대한 지각에 속하는 문항의 예로는 “아버지는 나의 견해가 아버지의 견해와 다르더라도 존중한다.”, “아버지는 나의 생각과 의견을 무시하는 경향이 있다.” 등이 있다. 이와 동일한 내용으로 대상만 다른 문항이 각 하위체계별 문항을 구성하고 있다.
각 하위체계 내 분화 점수는 각각의 지각에 대한 점수를 곱하여 산출된다. 이와 같은 점수 산출 방법은 각 하위체계 내 구성원의 행동에 대한 문항 점수를 구하여 이를 곱함으로써 관계 내 상호작용의 측면을 더 잘 반영하도록 고안된 것이다. 본 연구에서는 위와 같은 방법으로 계산된 각 하위체계 내 분화점수의 평균을 산출하여 가족분화 수준을 측정하였다. 가능한 점수 범위는 121점∼3,025점이며, 점수가 높을수록 가족의 분화수준이 높음을 의미한다. 즉 가족의 정서적 유대감이 단절되지 않으면서도 구성원 간 독립성을 인정하는 정도가 높은 것으로 가족 상호작용이 긍정적이라는 것을 뜻한다. 본 연구에서의 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 각 하위체계에서 .79∼.91로 나타났다.

부적응적인 인지적 정서조절전략

대학생의 부적응적인 인지적 정서조절전략을 측정하기 위해 S. H. Kim (2004)이 번안하고 수정한 Garnefski 등(2001)의 자기보고형 인지적 정서조절전략 척도(Cognitive Emotion Regulation Questionnaire) 중 부적응적인 인지적 정서조절전략에 관한 16개 문항을 사용하였다. 부적응적인 인지적 정서조절전략은 타인이나 자신을 비난하는 등의 정서중심적이고 문제회피적인 대처 전략을 의미하며 자기비난, 타인비난, 반추, 파국화의 네개 하위요인으로 구성되어 있다. 구체적으로 자기비난과 타인비난은 어떤 사건을 경험했을 때 각각 자신 혹은 타인을 비난하는 사고를 하는 것을 뜻하며, 반추는 부정적인 사건과 관련된 생각을 계속해서 하는 것, 파국화는 가장 부정적인 상황을 가정하는 것을 의미한다. 본 척도에는 위의 네 가지 정서조절전략에 대해 질문한 문항이 각각 4개 문항씩 포함되어 있다. 각 문항은 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지 5점 리커트 척도 방식으로 응답하도록 되어 있다. 하위요인 별로 가능한 점수 범위는 4점∼20점이며 점수가 높을수록 해당 전략을 자주 사용하는 것을 의미한다. 본 연구에서 산출한 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 자기비난 전략이 .78, 타인비난 전략이 .83, 반추 전략이 .79, 파국화 전략이 .79로 나타났다.

조사절차

본 연구의 자료 수집은 연구자가 임의로 선정한 서울과 경기 지역에 소재한 7개 4년제 대학에 재학 중인 대학생을 대상으로 이루어졌다. 총 300부의 질문지를 배부하였고 그 중 약 96%에 해당하는 288부를 회수하였다. 그 중 최소 1개 이상의 척도에 응답하지 않거나 모든 문항을 동일한 값으로 평정하는 등 불성실한 응답으로 분석이 불가능한 5부의 질문지, 아버지와 어머니 중 한 부모만 있어서 부모 모두에 대한 응답이 불가능했던 17부의 질문지, 만 17세∼24세의 연령 기준에서 벗어난 3부의 질문지를 제외한 후 총 263부의 자료를 최종 분석에 사용하였다.

자료분석

수집된 자료는 SPSS 23.0 (IBM Co., Armonk, NY)프로그램을 사용하여 분석하였다. 먼저, 가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향을 알아보기 위하여 통제변인인 성과 연령을 포함한 위계적 중다회귀분석을 실시하였다. 다음으로 가족분화와 대인불안의 관계를 부적응적인 인지적 정서조절전략이 조절하는지 검증하기 위하여 Baron과 Kenny (1986)가 제안한 방법을 적용하였다. 이 때 조절효과를 알아보기 위해 독립변인과 조절변인의 상호작용항을 회귀모형에 투입하였으며, 이 과정에서 발생할 수 있는 다중공선성의 문제를 감소시키기 위하여 독립변인과 조절변인을 평균중심화 하였다.

연구결과

측정 변인의 일반적 경향

가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향을 검증함에 앞서 측정 변인들의 일반적인 경향을 알아보기 위해 각 변인의 평균과 표준편차를 산출하였다. 그 결과는 Table 1에 제시된 바와 같다.
먼저 가족분화를 살펴보면, 부자관계 분화와 모자관계 분화, 부부관계 분화의 평균은 1,633.99로 나타났다. 이는 가능한 점수 범위의 중간값에 해당하는 1,573점보다 높은 점수로서, 본 연구 참여 대학생들의 가족분화 수준이 중간보다 다소 높은 수준에 있음을 보여준다. 대인불안의 총점 평균은 47.96점으로 나타났으며, 이를 5점 척도의 문항평균 점수로 환산하였을 때는 2.52점으로 나타났다. 이는 그렇지 않다와 보통이다의 중간점수에 해당하는 점수로, 본 연구에 참여한 대학생들의 대인불안이 보통 수준임을 알려준다. 부적응적인 인지적 정서조절전략의 평균 점수를 살펴보면, 자기비난 전략은 12.58점, 타인비난 전략은 8.83점, 반추 전략은 13.32점, 파국화 전략은 9.40점으로 나타났다. 이를 5점 척도의 문항 평균 점수로 환산하면, 자기비난 전략은 3.15점, 파국화 전략은 3.33점으로 본 연구 참여 대학생들의 자기비난 전략과 파국화 전략의 사용 수준이 척도의 중간점수보다 다소 높은 수준을 의미한다. 한편 타인비난 전략과 파국화 전략의 문항 평균 점수는 각각 2.21점과 2.35점으로 나타났다. 본 연구에 참여한 대학생들이 타인비난 전략과 파국화 전략은 중간보다 낮은 수준으로 보여준다.

가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향

가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대인불안에 미치는 영향을 알아보기 위해 위계적 중다회귀분석을 실시하였고, 그 결과는 Table 2에 제시되어 있다. 1단계에 투입된 통제변인 중 연령이 대학생의 대인불안에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 구체적으로 연령이 적을수록 대인불안 수준이 높은 것으로 나타났다(β = -.25, p < .001). 2단계에 투입된 변인 중 가족분화(β = -.25, p < .001), 자기비난 전략(β = .24, p < .001), 타인비난 전략(β = .15, p < .05), 그리고 파국화 전략(β = .16, p < .05)이 대인불안을 유의하게 예측하는 것으로 나타났다. 즉, 가족의 분화 수준이 낮은 대학생들이 대인 간 상호작용에서 높은 수준의 불안을 경험할 가능성이 높으며, 부정적인 상황에 직면했을 때 자신이나 타인에게 문제의 원인을 돌리며 비난하는 사고를 하거나 가장 부정적인 상황을 가정하는 전략을 자주 사용할수록 대인불안을 경험할 가능성이 높았다. 1단계에 투입된 통제변인은 전체 변량의 6%를 설명하였고, 2단계에 투입된 변인들은 24%를 설명하여 대인불안 변량의 총 30%를 설명하였다.

가족분화가 대인불안에 미치는 영향에 대한 부적응적인 인지적 정서조절전략의 조절효과

가족분화가 대학생의 대인불안에 미치는 영향이 자기비난 전략과 타인비난 전략, 파국화 전략에 의해 조절되는지 검증하기 위해 Baron과 Kenny (1986)가 제안한 절차에 따라 위계적 중다회귀분석을 실시하였다. 이 절차에 기초하면, 상호작용항을 회귀방정식에 투입했을 때 추가적인 설명량이 유의하다면 상호작용 효과가 유의하다고 볼 수 있다. 이에 따라 1단계에서 성별과 연령을 통제변인으로 투입하였고, 2단계에서는 가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략을 독립변인으로 투입하였으며, 3단계에서는 가족분화와 각 부적응적인 인지적 정서조절전략의 상호작용항을 추가로 투입하였다. 이 때 상호작용항의 투입에 따른 다중공선성의 문제를 줄이기 위하여 가족분화와 자기비난 전략, 타인비난 전략, 파국화 전략에 대해 평균중심화 절차를 수행하였다. 평균중심화 적용 이후 각 상호작용항의 다중공선성을 검토한 결과는 Table 3에 제시되어 있다. 공차한계는 .86∼.96, 분산팽창지수는 1.04∼1.16으로 나타나 각 예측변인들 간의 다중공선성 문제가 심각하지 않은 것으로 확인되어 분석을 진행하였다. 이에 따른 분석 결과는 Table 4에 제시된 바와 같다. 가족분화와 자기비난 전략, 타인 비난 전략, 파국화 전략의 상호작용항이 추가로 투입된 3단계의 회귀방정식(F = 11.11, p < .001)에서 가족분화와 자기비난전략의 상호작용항이 대학생의 대인불안에 대하여 추가 설명량을 가지는 것으로 나타났다(β = .14, p < .05). 이는 대학생이 자기비난 전략을 사용하는 수준에 따라 가족분화가 대인불안에 미치는 영향이 다르다는 것을 의미한다. 가족분화와 자기비난 전략의 상호작용항이 추가적으로 3%를 설명하여, 회귀방정식에 포함된 변인들은 대학생의 대인불안 변량의 총 33%를 설명하였다.
한편, 자기비난 전략의 사용 수준에 따라 가족분화 수준과 대학생의 대인불안의 관계가 어떻게 달라지는지 구체적으로 알아보기 위하여 Aiken과 West (1991)가 제안한 바와 같이 자기비난 전략의 총점 분포에 따라 전체를 상, 하 집단으로 나눈 후 각 집단별로 대인불안에 대한 회귀계수를 산출한 결과는 Table 5에 제시되어 있다. 자기비난 전략 상집단(n = 128)의 회귀계수는 -.35 ( p < .001)로 나타났으며 하집단(n = 134)의 회귀계수는 -.29 (p = .01)으로 나타났다. 이는 가족분화 수준이 낮은 대학생들이 대인불안을 경험할 가능성이 더 높은데, 이 때 자기비난 전략을 많이 사용하는 경우 그 불안의 수준이 더 높아짐을 보여준다.

논의 및 결론

본 연구에서는 가족분화와 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향을 알아보고 가족분화가 대인불안에 미치는 영향에 대한 부적응적인 인지적 정서조절 전략의 조절효과를 검증하였다. 주요 결과들을 중심으로 논의하고, 결과에 따른 시사점을 서술하면 다음과 같다.
첫째, 가족분화 수준은 대학생의 대인불안에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 가족의 분화 수준이 낮은 대학생일수록 대인 간 상호작용 상황에서 높은 수준의 불안을 경험할 가능성이 높다. 이와 같은 결과는 가족분화 수준이 낮을 경우 자신을 독립적인 존재로 지각하지 못하고 타인의 부정적인 평가에 지나치게 민감하게 반응하게 되므로 대인관계 내에서 타인이 자신을 배척할 것이라는 불안을 경험할 가능성이 높다는 Bowen (1978)의 가족분화 이론에 부합하며, 가족분화 수준이 낮은 대학생들이 가족 내 상호작용에서의 불안을 가족 외 관계에서도 확장하여 높은 대인불안을 경험한다고 보고한 Peleg (2005)의 연구 결과와 맥락을 같이 한다. 이는 대학생의 대인불안을 예방하고 중재하기 위해 가족 내에서의 상호작용에 우선적인 개입을 할 필요성을 시사하는 것으로, 가족 상호작용의 변화를 촉진하기 위해 Barnes와 Olson (1982)이 언급한 가족 의사소통 방식을 고려해볼 수 있다. Barnes와 Olson은 상호작용의 방식에 따라 가족 구성원 간의 의사소통을 개방적 의사소통과 폐쇄적 의사소통으로 구분할 수 있다고 보았다. 개방적 의사소통은 관계 내에서 억압받지 않고 자유롭게 사실이나 감정을 표현할 수 있는 의사소통 유형인 반면, 폐쇄적 의사소통은 관계 내에서 자신의 생각과 감정 등을 나누는 것을 주저하고 구성원 간 의사소통이 원활하게 이루어지지 않는 유형을 의미한다. 가족 의사소통에 대해 살펴본 선행연구들은 부모자녀간 혹은 부부간의 의사소통이 폐쇄적으로 이루어질 경우 가족 간 상호작용이 저해되며, 가족투사나 정서적 단절이 발생하여 낮은 수준의 가족분화로 이어질 수 있음을 보고하고 있다(Choi, 2007; Givertz & Segrin, 2014). 따라서 폐쇄적인 의사소통으로 인해 낮은 분화 수준을 보이는 가족들에게 기존의 의사소통 유형을 대체할 수 있는 개방적 의사소통을 교육하는 것이 분화 수준을 높이는 데에 도움이 될 것으로 보인다. 이와 관련하여 Givertz와 Segrin (2014)은 개방적인 가족 의사소통을 통해 대학생 자녀에 대한 부모의 통제 수준을 낮추고 분화 수준을 향상시킬 수 있다고 제안하여 의사소통에 초점을 둔 가족상담적 개입이 분화를 높이는 데에 효과적으로 작용할 수 있음을 확인하였다.
뿐만 아니라, 가족체계 내 경계가 불분명하여 밀착된 상호작용을 보이는 경우에는 가족의 구조를 재정립할 수 있는 개입이 가족분화 수준을 향상시키는 한 방안이 될 수 있다. Bowen (1978)이 제안한 가계도나 Minuchin (1974)의 가족 구조도(structural map)를 활용하여 가족의 기존 상호작용 양상을 구성원들이 자각할 수 있도록 하여 가족 내 체계 간 경계를 재구조화 하는 것이다. 또는 상담자가 가족의 상호작용을 변화시킬 수 있는 구체적인 행동적 과제를 제시하고 이를 실연(enactment)하게 함으로써 가족 상호작용에 긍정적 변화를 촉진하는 것 역시 가족분화 수준을 높이기 위한 가족상담적 개입이 될 수 있을 것이다(Chung & Kim, 2000).
한편 체계 내 한 부분의 변화는 다른 부분의 변화를 이끌어 낸다는 가족체계이론의 관점을 고려해볼 때, 가족 전체가 아닌 가족 구성원 개인을 대상으로 가족분화를 증진시키기 위한 중재를 실시하는 것도 가능하다. 가족분화는 양방향적인 상호작용에 의해 성립되는 개념이므로 한 개인이 가족 관계 내에서 이전과 다른 방식으로 행동하게 되면 다른 가족 구성원들이 관계 내에서 행동하는 방식에도 변화를 불러일으킬 수 있기 때문이다. 따라서 가족분화 수준이 낮은 대학생들을 대상으로 가족 의사소통에 대한 교육을 진행하거나 자신의 독립적인 의견과 감정 등을 잘 전달할 수 있도록 돕는 상담 프로그램을 실시하는 것은 이들의 가족 상호작용에 긍정적 변화를 이끌어내는 효과적인 방안이 될 수 있다. 구체적으로, 대학생들이 관계 내에서 영향을 받기만 하는 수동적인 존재가 아니라 상호작용의 변화를 이끌어낼 수 있는 능동적 주체임을 자각하도록 돕기 위해 가족체계 혹은 가족분화에 대한 정보를 제공하는 교육 프로그램을 대학상담센터 등에서 실시할 수 있다. 마찬가지로 관계 내에서 자신의 의견과 감정을 보다 분명하게 인지하고 이를 전달할 수 있도록 돕는 자기주장훈련(Ludwig & Lazarus, 1972) 등이 대학생 개인을 통해 가족의 분화 수준을 높이는 개입의 일환이 될 수 있을 것으로 보인다.
둘째, 본 연구결과 대학생의 부적응적인 인지적 정서조절전략 중 자기비난과 타인비난, 파국화 전략이 대인불안에 유의한 영향을 미치는 요인으로 나타났다. 즉, 부정적인 상황에 맞닥뜨렸을 때 자신 혹은 타인을 비난하거나 최악의 상황을 가정하는 방식으로 대처할 경우 대인불안의 수준이 높아지는 것을 의미한다. 이와 같은 결과는 사건 자체가 아니라 역기능적이고 부적응적으로 사건을 해석하는 인지 전략이 대인불안을 일으키는 주요한 요인으로 밝힌 선행연구 결과들(Garnefski et al., 2002; Turk et al., 2005)을 지지하는 것으로서 부적응적인 인지적 조절전략에 개입함으로써 대학생의 대인불안을 완화할 수 있음을 시사하는 것이다.
부정적인 인지적 정서조절전략 중에서도 부정적 상황의 원인이 자신에 있다고 귀인하는 전략인 자기비난 전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향이 가장 큰 것으로 나타났는데, 이는 선행연구 결과(C. A. Anderson, Miller, Riger, Dill, & Sedikides, 1994; Garnefski et al., 2002)와도 일치하는 것이다. 이러한 결과는 사회적 상황에서 자신이 타인에게 매력적이지 않고 열등하게 비춰질 것이라고 인지하며 자신에 대해 평가 절하 하는 것이 대인불안의 핵심적 요인으로 작용한다고 본 Gilbert (2000)의 설명에 비추어 해석할 수 있다. 자신에 대한 비난과 평가 절하는 자신의 부적절하고 매력적이지 않은 모습이 타인에 의해 관찰될 것에 대한 두려움을 야기하고, 사회적 회피를 부추겨 대인불안 증상을 심화하게 된다는 것이다. 특히 청소년 시기는 자신에 대한 타인의 평가에 민감하며 자기 인식(self-perception)이 안정화되는 시기이기 때문에, 이 시기에 자신을 비난하는 전략을 자주 사용하는 것은 대인불안에 더욱 심각한 영향을 미치는 요인으로 작용한다(Garnefski et al., 2002). 따라서 대학생의 대인불안을 예방하고 중재하기 위해 대학생들이 자기비난 전략을 사용하는 대신 긍정적인 자기 인식을 갖도록 도울 필요가 있다. 자신을 부정적 상황의 원인으로 귀인하는 역기능적인 귀인 양식을 교정하는 인지치료는 그러한 중재 방안의 일환이 될 수 있다. 구체적으로, 대인불안을 경험하는 대학생들이 자신의 어떤 영역에 대하여 역기능적인 평가를 하고 있는지 탐색하고, 해당 영역에 대한 인지적 재구조화를 통해 자신을 평가 절하하는 비합리적 사고를 교정할 필요가 있다. 또한 자신을 타인과 끊임없이 비교하는 사고방식은 자신의 열등함을 인지하게 하며 자기비난 전략을 더욱 활성화시키므로(Gilbert & Miles, 2000), 타인과의 비교를 통해 자신의 위치를 확인하는 것이 아닌, 자신의 주체성과 고유성을 자각할 수 있도록 돕는 중재프로그램의 개발이 요구된다.
자기비난 전략에 이어 타인비난 전략과 파국화 전략 역시 대학생의 대인불안 수준에 유의한 영향을 미치는 요인으로 확인되었는데, 이는 타인비난 전략이 개인의 정서적 안녕감에 부정적인 영향을 미치는 요인으로 작용한다고 본 선행연구 결과(Barriga, Hawkins, & Camelia, 2008; Tennen & Affleck, 1990)와 맥락을 같이 하며, 파국화 전략이 개인의 불안 수준에 미치는 유의한 영향을 확인한 Gilbert와 Miles (2000)의 연구 결과를 지지하는 것이다. 타인비난 전략은 주로 타인을 향한 분노와 같은 부정적 감정을 촉발시키고, 대인간 갈등을 유발하는 인지적 정서조절전략으로 연구되어 왔다(Stuewig, Tangney, Heigel, Harty, & McCloskey, 2010). 이에 더하여 타인비난 전략이 대학생의 대인불안 수준에도 영향을 미침을 확인한 본 연구 결과는, 타인에 대한 부정적 감정이 사회적 상호작용에서의 회피를 가져와 대인불안 증상에 영향을 줄 수 있다는 의미로 해석될 수 있다. 즉, 부정적 상황의 원인을 타인에 귀인함으로써 갖게 되는 타인에 대한 부정적 감정이 대인간 상호작용에 대한 불안과 회피로 연결될 수 있다는 의미이다. 한편, 최악의 상황을 가정하는 인지적 전략인 파국화 전략이 대인불안에 미치는 영향은 모호한 상황을 부정적으로 해석하는 인지전략이 개인의 불안에 핵심적인 역할을 한다고 이야기한 Clark과 Wells (1995)의 인지 모형으로 설명할 수 있다. Clark과 Wells (1995)의 모형에 의하면, 모호한 사회적 상황을 파국적으로 해석하는 사람들은 사회적 상황에 대한 위험을 높게 지각하여 자신을 보호할 수 있는 안전지향행동(safety-seeking behavior)을 하게 된다. 타인과의 대화를 회피하고 자신의 상호작용 방식에 집착하는 등의 안전지향행동은 사회적 위험으로부터 자신을 보호하기 위한 행동임에도 불구하고 오히려 사회적 상호작용에 대한 두려움을 더욱 증진시키는 요인으로 작용하여 대인 불안을 가중시키게 되는 것이다. 뿐만 아니라, 최악의 상황을 가정할 경우 대인관계 자체가 혐오적인 자극으로 작용할 가능성도 있다. 파국화 전략을 사용하는 사람들은 대인관계가 최악의 상황으로 흘러가는 것을 가정하고 상상하게 되므로, 아예 타인과의 상호작용을 적극적으로 피하게 되는 것이다. 이에 더하여 Stopa와 Clark (2000)은 파국화 전략을 사용하는 개인은 사회적 상황에 대처하는 자신의 능력을 불신하여 낮은 수준의 자기 효능감을 갖게 되고, 결과적으로 사회적 상호작용에 대한 불안을 느낀다는 점을 밝혀 파국화 전략이 대인불안에 영향을 미치는 요인임을 강조하기도 하였다.
한편, 본 연구 결과 반추는 대학생의 대인불안에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났는데 이는 반추를 침습적 반추(intrusive rumination)와 의도적 반추(deliberate rumination)로 구분하여 보아야 한다고 주장한 Tedeschi와 Calhoun (2004)의 연구 결과에 비추어 해석할 수 있다. 그 동안의 연구들은 부정적인 사건에 대해 되풀이하여 생각하는 반추를 부적응적인 인지적 과정으로 보는 관점을 취해 왔다(Nolen-Hoeksema, McBride, & Larson, 1997). 하지만 최근 연구들은 반추의 긍정적이고 기능적인 측면에도 관심을 기울이고 있으며(Ahn, Joo, Min, & Sim, 2013; (H. Kim & Jung, 2015), 특히 Tedeschi와 Calhoun (2004)은 자동적이고 불수의적으로 떠오르는 반복적인 사고를 의미하는 침습적 반추와 달리, 사건의 원인과 의미를 이해하려는 측면에 초점을 맞춘 반복적이고 목적성 있는 의도적 반추는 자신과 세상에 대한 새로운 도식을 구성하려는 적극적인 인지과정으로 부적응적인 인지전략이 아닌 적응적이고 긍정적인 전략으로 작용한다고 주장하였다. 실제로 침습적 반추와 의도적 반추를 구분하여 본 선행연구들은 부정적 사건의 영향력을 지속시키는 침습적 반추와 달리, 의도적 반추는 부정적 사건에 대한 인지적 투쟁을 통해 자기지각을 변화시키고 대인관계에 긍정적인 영향을 주며 불안을 감소시키는 요인으로 작용함을 보여주어(Jung, 2014; Taku, Cann, Tedeschi, & Calhoun, 2009), 반추를 침습적 반추와 의도적 반추로 나누어 각각의 영향력을 분석할 필요가 있음을 시사하였다. 한편 본 연구에서 반추를 측정하기 위해 사용한 척도 문항은 침습적 반추와 의도적 반추의 내용이 혼재되어 있어, 점수가 높을수록 부적응적이라는 직선적인 관계를 가정하기가 어렵다는 제한점이 존재한다. 반추가 대학생의 대인불안에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 본 연구 결과는 이와 같은 제한점에 기인한 것일 수 있으며, 반추가 대학생의 대인불안에 미치는 영향의 구체적인 양상을 살펴보기 위해서 추후 연구에서는 Tedeschi와 Calhoun (2004)의 제안대로 반추를 두 개의 하위요인으로 나누어 각각의 영향을 검증해볼 필요가 있을 것으로 보인다.
부적응적인 인지적 정서조절전략이 대학생의 대인불안에 미치는 영향을 확인한 위의 결과는 대학생들의 부적응적인 인지적 전략의 사용을 최소화하고 이를 대체할 수 있는 적응적인 인지적 전략을 습득하도록 돕는 것이 필요함을 시사한다. 구체적으로 스트레스 상황에서 타인이나 자신을 비난하거나 상황을 최악으로 가정하여 해석하는 전략을 대신하여 상황을 긍정적으로 재해석하고 당면한 문제를 적극적으로 대처하는 적응적인 전략을 사용하도록 하는 것이 효과적일 것으로 기대된다. 이 때, 대인불안을 예방하고 치료하는 데에는 일대일 접근보다 집단적 개입이 효과적이므로(J. M. Kim, 2009), 집단 상담 프로그램을 계획해 볼 필요가 있다. 구체적인 문제 상황이 제시되었을 때 활성화되는 부적응적인 인지적 정서조절전략을 개별적으로 탐색하여 이를 자각하고, 상담자 혹은 구성원 간의 역할극 등을 통해 적응적인 인지적 정서조절전략의 학습을 촉진한다면, 집단 내에서 적응적인 인지적 정서조절전략의 사용이 보다 활성화될 수 있을 것으로 보인다. 그러나 위와 같은 개입이 일회적인 차원에 그쳐서는 안 되며 지속적으로 이루어질 수 있도록 유의해야 한다. 불안을 유발하는 부적응적인 인지적 요인들은 스트레스 상황에서 자동적으로 활성화되는 경향이 있기 때문에(Jeong, 2013), 이미 익숙한 부적응적인 전략들이 적응적인 전략들로 대체될 수 있도록 안전한 관계 내에서 이를 일관성있게 지속적으로 다루는 과정이 필요하기 때문이다.
셋째, 가족분화가 대학생의 대인불안에 미치는 영향에 대한 부적응적인 인지적 정서조절전략의 조절효과를 검증한 결과, 가족분화가 대인불안에 미치는 영향은 자기비난 전략의 수준에 따라 다른 것으로 나타났다. 즉, 가족의 분화 수준이 낮은 대학생들이 자기비난 전략을 사용할 경우 더 높은 수준의 대인불안을 경험하며, 자기비난 전략을 적게 사용하는 경우에는 대인불안의 정도가 상대적으로 낮았다. 본 연구의 결과와 유사한 선행연구가 부족하여 직접적인 비교는 어려우나 이는 부정적인 가족경험과 청소년의 적응의 관계에서 자기비난 귀인 전략의 조절효과를 검증한 Mcgee, Wolfe와 Olson (2001)의 연구와 유사하다. 부정적인 사건의 원인을 자신에게 돌리며 자신을 비난하는 인지 전략을 사용하면, 스스로에 대한 수치심을 느끼게 되고 이 수치심이 청소년의 내재화 문제를 유발하는 등 부적응을 야기하는 것으로 설명 가능하다.
위와 같은 결과는 가족 내 낮은 분화 경험으로 인해 대인불안을 보이는 대학생들을 대상으로 자신에 대한 부정적인 인식을 완화시키고, 자신을 비난하는 인지전략의 사용을 줄이는 개입이 효과적일 수 있다는 가능성을 제시한다. 가장 효과적인 개입을 위해서는 대학생들의 가족 상호작용을 점검하고 분화 수준을 증진시킬 수 있는 개입을 시행하는 동시에, 부정적 상황의 원인을 자신에게 돌리는 자기비난 전략의 사용을 완화시키는 것이 권장된다. 대학생의 가족분화를 증진시키기 위해 앞서 언급한 바와 같이 가족 의사소통이나 가족 구조에 개입하는 가족상담적 개입, 대학생을 대상으로 하는 교육과 상담프로그램의 도입이 시행될 필요가 있지만, 가족분화에만 개입하는 것은 대학생들의 대인불안을 감소시키기에 다소 제한적일 수 있다. 이 때, 가족분화가 대인불안에 미치는 부정적 영향에 대한 자기비난 전략의 조절효과를 검증한 본 연구 결과는 낮은 분화 수준으로 인해 대인불안을 경험하는 대학생들에 대한 실제적 개입에 대한 시사점을 제공한다. 낮은 분화 수준으로 인해 높은 대인불안을 경험하는 대학생들이 자신을 비난하는 인지적 전략을 덜 사용하도록 개입함으로써 가족분화가 대인불안에 미치는 부정적인 영향을 완충할 수 있기 때문이다. 그런데, 가족분화 수준이 낮은 대학생들을 대상으로 하는 인지적 전략 개입 프로그램에서는 이들의 자기 주도성을 증진시키는 방향의 접근이 필요하다. 가족분화 수준이 낮은 대학생들은 자신을 자율적 존재로 인식하지 못하여 낮은 자기 주도성을 보이며, 타인의 평가에 의해 자신의 가치를 매기는 경향이 있기 때문이다. 그렇기 때문에 가족분화 수준이 낮은 대학생들을 위해서는 이들이 타인의 평가에 의존하지 않고 스스로를 수용하고 주도성을 가질 수 있도록 배려할 때, 자기비난 전략을 수정하는 인지적 개입이 보다 효과적일 수 있을 것으로 보인다.
마지막으로 본 연구에 대한 제한점을 밝히며 후속연구에 대한 제언을 제시하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 자기보고식 응답을 사용하여 대학생들이 인식한 가족분화 수준을 측정하였다. 이는 대학생들이 가족 상호작용을 보고하는 데에 있어 신뢰로운 응답자로서 기능한다는 점과 개인이 인지한 상호작용의 양상이 실제 상호작용의 모습보다 심리적 적응에 중요하게 작용한다는 연구 결과를 토대로 한 것이다(S. A. Anderson & Sabatelli, 1992). 그러나, 가족 상호작용의 특성을 측정함에 있어 다양한 가족 구성원들의 관점을 종합해야 한다는 제안(Bartle-Haring & Gavazzi, 1996)을 고려하여 추후 연구에서는 대학생이 인식한 가족 상호작용뿐 아니라 부모를 비롯한 기타 가족 구성원이 응답한 가족 상호작용을 함께 고려함으로써 측정의 신뢰도를 증진시킬 필요가 있을 것으로 보인다.
둘째, 본 연구의 대상은 서울과 경기 지역에 위치한 7개의 4년제 대학에서 편의표집한 것이므로 연구결과를 해석하고 일반화하는 데 있어 유의할 필요가 있다. 따라서 전국규모의 대표적인 표집을 사용한 후속연구를 통해 본 연구 결과의 일반화 가능성을 검증할 필요가 있겠다.
이와 같은 제한점에도 불구하고 본 연구가 지니는 의의는 다음과 같다. 첫째, 가족 간 상호작용 방식이 가족 외의 대인관계 양상에 미치는 영향은 상담 현장에서 임상적으로 검증된 개념임에도 불구하고 경험적 검증은 충분히 이루어지지 못하였다는 제한점이 있었다. 본 연구에서는 가족 내 상호작용으로서의 분화가 대학생의 대인불안을 예측하는 주요한 요인 중 하나임을 경험적으로 검증하였다는 점에서 상담 현장과 경험적 연구 간의 연계를 증진시켰다는 점에서 의의가 있다. 둘째, 지금까지의 선행연구들은 대인불안에 영향을 미치는 인지적 정서조절전략의 영향을 살펴봄에 있어 각 하위 전략들의 구체적인 영향을 검증하지 못하였다는 한계가 있었다. 본 연구에서는 부적응적인 인지적 정서조절전략의 각 하위 전략들이 대인불안에 영향을 미치는지 검증함으로써 대학생의 대인불안에 영향을 미치는 인지적 요인을 구체적으로 이해하였다는 점에서 의의를 지닌다. 또한 본 연구에서는 부적응적인 인지적 정서조절전략이 대학생의 대인불안에 영향을 미치는 직접효과 뿐 아니라 가족분화와 대인불안의 관계를 중재하는 조절효과를 검증하였다. 이를 통해 낮은 가족준화 수준으로 인해 대인불안을 경험하는 대학생들에게는 스스로를 비난하는 인지적 전략을 사용하지 않도록 돕는 것이 효과적일 수 있다는 시사점을 제공하였다. 이러한 연구 결과는 추후 대학생의 대인불안 예방과 치료를 위한 중재 프로그램을 마련하는 데 유용하게 활용될 수 있을 것이다.

Notes

This article was presented as a poster at the 2016 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

Figure 1
Figure 1
Research Model.
kjcs-38-4-65f1.tif
Table 1
Means and Standard Deviation of the Variables
Variables Score range M (SD) Mean of item score (SD)
Family differentiation 121–3,025 1,633.99 (509.55)
Interpersonal anxiety 19–95 47.96 (12.67) 2.52 (0.67)
Maladaptive cognitive emotion regulation strategies 4–20
 Self-blame strategy 12.58 (2.88) 3.15 (0.58)
 Blaming others strategy 8.83 (2.79) 2.21 (0.70)
 Rumination strategy 13.32 (2.98) 3.33 (0.75)
 Catastrophizing strategy 9.40 (3.30) 2.35 (0.83)
Table 2
Hierarchical Regression Analysis: Effects of Family Differentiation and Maladaptive Cognitive Emotion Regulation Strategies on Interpersonal Anxiety of University Students
Variables Step 1
Step 2
β β
Gender .00 .04
Age -.25*** -.19***
Family differentiation -.25***
Maladaptive cognitive emotional regulation strategies
 Self-blame strategy .23***
 Blaming others strategy .15*
 Rumination strategy .00
 Catastrophizing strategy .16*
R2 .06*** .30***
R2 .24***
F 7.81*** 14.01***

Note. N = 263.

* p < .05.

*** p < .001.

Table 3
Multicollinearity of the Variables
Variables Tolerance Variance inflation factor
Family differentiation × Self-blame .86 1.11
Family differentiation × Blaming others .92 1.04
Family differentiation × Catastrophizing .96 1.16
Table 4
Hierarchical Regression Analysis: Moderating Effects of Maladaptive Cognitive Emotion Regulation Strategies on the Relationship Between Family Differentiation and Interpersonal Anxiety
Variables Step 1
Step 2
Step 3
β β β
Gender .00 .04 .04
Age -.25*** -.19*** -.19***
Family differentiation -.25*** -.25***
Maladaptive cognitive emotional regulation strategies
 Self-blame strategy .23*** .25***
 Blaming others strategy .15* .13
 Rumination strategy .00 .02
 Catastrophizing strategy .16* .20*
Family differentiation × Self-blame -.14*
Family differentiation × Blaming others .11
Family differentiation × Catastrophizing -.03
R2 .06*** .30*** .33***
R2 .24*** .03*
F 7.81*** 14.01*** 11.11***

Note. N = 263.

* p < .05.

*** p < .001.

Table 5
Regression Coefficients of Family Differentiation on Interpersonal Anxiety and Means of Interpersonal Anxiety for Low and High Self-Blame Groups
Self-blame Regression coefficients of family differentiaion on interpersonal anxiety Means of interpersonal anxiety
High group (n = 128) β = -.35*** 51.44
Low group (n = 134) β = -.29** 44.65

Note. N = 263.

** p < .01.

*** p < .001.

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