정서처리과정에서 자기자비의 역할

The Role of Self-compassion in the Emotion Processing

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  • ABSTRACT

    정서적 정보처리 과정에서 자기자비의 매개효과를 검증함으로, 정서인식명료성이 정신건강으로 연결되는 기제를 밝히고자 하였다. 성인 217명(여성 59%, 20대 52%)의 설문자료를 구조방정식 모형 검증 결과, 정서인식명료성과 정신건강과의 관계에서 자기자비의 매개효과가 유의하였고, 정서인식명료성이 적응적 정서조절에 미치는 영향을 자기자비가 완전매개 하였다. 비판이나 회피보다는 스스로를 온정적으로 대하고 마음챙김적 자각을 하며 인간 경험의 한 부분으로 자신의 정서경험을 대할 때, 자신의 정서를 적응적으로 조절할 수 있고, 명료한 정서인식이 정신건강으로 연결됨을 확인하였다. 정서처리과정 및 경험의 수용에 초점을 두는 상담적 접근의 근거와, 상담 장면에서 자기자비적 태도의 배양이 중요함을 논의하였다.


    This study examined the mediatory effects of self-compassion in emotional information processing, to gain an understanding of the mechanism by which emotional clarity leads to psychological health. The results of structural equation modeling showed that the mediatory effect of self-compassion between clarity of emotion and psychological health index was significant, and that the effect of clarity of emotion on adaptive emotion regulation was completely mediated by self-compassion. Those with self-kindness, mindfulness, and a sense of common humanity regulate their emotions with adaptive strategies rather than criticism or avoidance, while emotional awareness leads to psychological health. The implications of these results on emotion-focused and acceptance-based psychotherapy, and the importance of fostering self-compassion through counseling were discussed.

  • KEYWORD

    자기자비 , 정서인식명료성 , 정서조절 , 정서처리과정

  • 정서인식

    우리에게 의미있는 사건에 대한 반응으로 생리적 각성이 나타나는데, 이러한 각성에 대해서 그 정서적 의미를 자각하는 정서인식은 정서처리과정의 시작이다. 정서인식에 대한 연구들은 정서에 대한 주의를 기울이는 과정과 정서적 의미를 자각하고 언어화하는 과정을 구분하고 있다. Swinkels와 Guiliano(1995)는 이를 ‘정서주의’와 ‘정서명명’의 하위차원으로 나누었고, Salovey, Mayer, Goldman, Turvey와 Palfai(1995)는 상위 정서인식을 자신의 기분에 주의를 기울이는 정도인 ‘정서주의’, 쾌·불쾌 차원을 넘어 개별적인 기분들을 구분하는 능력인 ‘정서인식명료성’, 그리고 ‘정서개선에 대한 믿음’으로 개념화하였다. 이러한 구분은 하위차원들이 서로 다른 효과를 갖는다는 점에서 그 타당성이 검증되었는데 ‘정서주의’는 정신건강과의 관계가 일관적으로 나타나지 않은 반면 ‘정서인식명료성’이 정신건강을 예언한다는 결과는 상당히 일관적이다(최해연, 민경환, 이동귀, 2008; Ciarrochi, Deane, & Anderson, 2002). 정서를 명확하게 인식하는 개인은 자존감 및 삶의 만족도가 높고, 높은 주관적 안녕감을 경험하는 것으로 보고되었다(박경옥, 2006; 이주일, 황석현, 한정원, 민경환, 1997; 조성은, 오경자, 2007; Salovey et al., 1995). 이러한 결과들을 통해 명료한 정서인식, 즉 개인에게 중요한 사건에 반응한 생리적 상태를 정서적인 것으로 판단하는 것, 그리고 정서적 상태를 구분하고 언어화하는 기능은 정서처리과정에서 핵심적인 역할을 하며 정신건강을 예언하는 것으로 볼 수 있다.

    그런데, 정서인식명료성이 정신건강을 예언하는 중요한 변인임은 분명한 듯하지만, 정확하게 어떤 기제를 통하여 긍정적 효과를 발휘하는지에 대해서는 알려진 바가 많지 않다. 선행연구결과들은 대다수 정서인식과 정신건강 관련 변인들과의 상관관계를 보고할 뿐 정서인식이 어떻게 적응을 예언하는지 그 과정을 설명하고 있지는 않다. 또한 정서를 잘 느끼지 못하는 사람이 스트레스에 덜 민감하거나(Simpson, Ickes, & Blackstone, 1995) 자신의 정서에 대해 민감한 사람들이 우울, 절망감, 자살사고가 많다는 결과(Ciarrochi et al., 2002)는 명료한 정서인식만으로는 정신건강을 담보할 수 없다는 점과 함께 정서처리 기제에 대한 이해가 필요함을 시사한다.

    정서조절

    그렇다면 자신의 정서를 명료하게 이해하는 것이 어떻게 정신건강에 영향을 미치는 것일까? 연구자들은 정서인식에 이어지는 정서조절 과정에 주목하였다. 자신의 정서를 명료하게 인식하는 것이 정서를 조절하며 행동을 동기화 하는데 중요하다는 것이다(Salovey & Grewal, 2005). 정서조절은 스트레스 수준을 낮추고, 부적응적 행동을 예방하고 적응적 행동을 동기화하고 조직하는 과정이다(Cicchetti, Ackerman & Izard, 1995). 정서조절을 위하여 적응적 전략들을 사용할 때 우울과 불안이적으나 부적응적 전략을 많이 사용하면 우울과 불안이 커진다(Garnefski, Kraaij, & Spinhoven, 2001). 효과적인 조절방략을 사용하여 정서조절이 제대로 이루어지지 못하면, 부정적인 정서가 해소되지 못한 채 축적되거나 증폭됨으로써 심리적 적응뿐 아니라 사회적, 직업적 기능을 손상시킨다. 정서조절의 실패는 자기파괴적 행동이나 문제행동을 일으키고 사회적 기능 저하, 그리고 정신병리까지 이어질 수 있는데(김소희, 2004; 이지영, 권석만, 2006; Greenberg, 2002; Leith & Baumeister, 1996), 명확한 정서인식은 적응적인 정서조절을 돕는다는 것이다. 실제로 자신의 정서를 명료하게 인식하면 보다 적응적인 정서조절 전략을 택하는 것으로 나타났고(임전옥, 장성숙, 2003; Barrett, Gross, Christensen, & Benvenuto, 2001; Salovey, Hsee, & Mayer, 1993) 정서인식명료성이 정신건강에 미치는 과정에서 정서조절이 간접효과를 갖는다는 결과도 보고된 바 있다(이서정, 2006).

    그러나 정서인식이 명료하다면 적응적인 정서조절 방법을 선택하고 심리적으로 건강하다는 결론에 대해서는 보다 다각적인 논의가 필요하다. 명료한 정서인식이 반드시 정신건강과 이어지지는 않는다는 연구결과(Ciarrochi et al., 2002; Simpson et al., 1995) 때문인데, 이는 자신의 감정을 잘 안다고 반드시 바람직한 방법으로 정서조절을 한다고 가정할 수 없음을 함의한다. 예를들어, 상실을 겪은 사람들이 자신이 슬프고 화가났음을 잘 알지만, 강렬한 자기비난이나 반추사고에 빠진다면 우울증으로 이어질 수도 있고(Hayes, Srtrsahl, & Wilson, 2009; Martin & Dahlen, 2005), 그러한 정서 상태에서 벗어나기 위해 술이나 약물에 과도하게 의존함으로써 정신건강이 악화될 수도 있다.

    이러한 비일관성은 정서인식이 정신건강으로 이어지는 과정에, 또는 정서인식이 정서조절로 이어지는 과정에 제 3의 변인이 영향을 미칠 가능성을 시사한다. 즉, 정서인식이나 특정 정서조절 방략이 적응적으로 작용하는데 바탕이 되는 심리적 특성에 대한 이해가 필요하다.

    자기자비

    최근 일련의 임상가들은 고통스러운 감정을 겪을 때 스스로를 위로하고 진정시키기 위해서는 정서적 경험에 대해 연민을 느끼는 능력이 필요함을 제안하고 있다(Greenberg & Paivio, 2008). 이들은 또한 정서처리과정의 완결 역시 중시하는데, 고통스럽기 때문에 정서를 온전히 경험하지 못하고 차단하면 정서 고유의 기능이 발휘되지 못하고 부적응적으로 변질된다는 것이다(Greenberg, 2002). 예를 들어 화를 내는 것을 바람직하지 않게 여기기 때문에, 분노의 경험을 차단하고 억제하면 분노 상황에 적절한 반응을 취하기 어려울 수 있다. 또한 이렇게 차단된 감정은 사라진 것이 아니라 우울이나 수치심 등 다른 고통스러운 감정으로 이어질 수도 있다. 연구자들은 정서경험에 대한 부정적인 평가나 통제를 하려는 시도, 내적 갈등이나 자기비판 등이 정서처리과정을 방해하고 우울과 같은 이차감정을 초래할 수 있다고 주장한다. 이러한 주장은 자신의 정서경험을 대하는 태도가 정서처리과정에 중요한 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 환언하면, 경험에 대해 회피하지 않고 공감적으로 바라보는 태도가 심리치료에 있어 근본적인 초점이 되어야 하며(Gendlin, 2000; Greenberg & Johnson, 1988; Rogers, 2007), 이러한 태도를 위해서는, 자신과 타인에 대한 연민, 공정성, 그리고 수용이 내포된 주의력을 길러야 한다는 것인데(Shapiro, Schwartz, & Bonner, 1998) 이와 관련하여 자기자비와 같은 수용의 개념이 제안되었다.

    수용은 경험에 주의를 기울이는 방식을 강조하며(Segal, Williams & Teasdale, 2006), 개인이 통제의제를 버리고 감정과 생각을 ‘단지 알아차리는’ 행동의 개념이다(Zettle & Hayes, 1986). Hayes(1994)는 수용을 사적인 사건, 자기, 역사등의 자신의 중요 영역에서 의식적으로 통제의제를 버리는 것을 뜻하며, 생각과 감정을 있는 그대로 경험할 수 있도록 개방하는 것이라고 말한다. 수용은 경험회피에 소모되던 에너지를 줄이고, 선택반응의 범위를 넓히어 새롭고 건설적이 방법으로 문제를 해결할 가능성을 높일 수 있다고 제안되어왔다(Hayes et al., 2009; Pennebaker, 1995). 그런데 있는 그대로 경험을 수용한다는 것은 상당히 포괄적인 개념이기에, 구체적이고 객관적으로 연구가 이루어지기 위해서는 보다 정교한 개념화가 필요하다. 이에 최근 건강한 형태의 수용으로, ‘자기자비’ 개념이 주목받고 있다(Gilbert, 2009; Neff, 2003a, 2003b). Neff(2003a)의 정의에 따르면, 자기자비는 자신의 취약함, 실패, 고난 등에 직면할 때 첫째 냉혹하게 판단하거나 비난하기보다 스스로를 온정적으로 대하고 이해하는 것(self-kindness), 둘째 자신의 경험을 분리되고 고립된 시각으로 보기보다는 더 큰 인간 경험의 한 부분으로 인식하는 것(a sense of common humanity), 셋째 고통스럽거나 부정적인 생각이나 느낌에 과동일시하기보다는 이를 균형 잡힌 시각으로 자각하는 것(mindfullness)으로 구성된다. 자기자비는 자기연민(self-pity; Goldstein & Kornfield, 1987)과는 다른 개념으로, 자기연민에 빠진 사람들은 자신이 겪는 문제나 고통에 동일시하고 자신의 감정에 몰입하여 대안적인 정서반응이나 관점에 접근할 수 없게 되는 반면, 자기자비를 지닌 사람들은 마음챙김적 자각을 통해 균형잡힌 관점으로 자신의 고통을 대함으로써 자신의 감정에 지나치게 동일시하지 않고 심적 여유를 가지며 자신의 경험을 더 큰 인간 맥락에서 인식한다(Neff, 2003b).

    Leary, Tate, Allen와 Hancock(2007)은 사람들이 혐오적인 사건, 부정적인 대인관계 피드백, 또는 과거의 부정적인 사건을 회상할 때 자기자비가 정서적 균형감을 갖도록 하는 중요한 완충작용임을 밝혔다. 자기자비는 우울 및 불안 등의 부정정서에 대한 완충작용 뿐 아니라 행복감 및 낙천성 등의 긍정정서를 높이는 데에도 기여한다(Neff, Rude, & Kirkpatick, 2007). 자기자비가 높은 사람들은 실패나 갈등과 같은 부정적 경험에 직면했을 때 스스로를 혹독하게 몰아세우거나 비난하지 않기 때문에 방어적 또는 억압적 성향이 낮고(Neff & Vonk, 2009), 자기와 관련한 부정정서를 있는 그대로 인식하고 그러한 마음에 친절함으로 다가가기 때문에, 자기평가나 사회적 비교에 좌우되지 않는다(Neff & Lamb, 2009). 따라서 자기자비를 갖는 것은 스트레스의 부정적인 영향을 조절하는데 효과적이고(김경의, 이금단, 조용래, 채숙희, 이우경, 2008), 외상을 경험한 후 회복과정을 촉진하고 외상후 스트레스장애로의 진전을 막는다고 알려져 있다(Foa & Kozak, 1986). 자기자비는 내적인 고통을 통제하려는 노력을 줄여 적응적인 정서 반응을 가능하게 하며, 이를 통해 외상 기억이 안전하게 활성화하는 동안 새로운 정보처리를 가능하게 하여 증상의 심각도를 완화시키는 것으로 보인다(Hayes et al., 2004). Neff, Rude와 Kirkpatrick(2007)은 자기 자비가 정신병리를 개선시키는 것 이상이며, 긍정적인 심리적 기능 및 심리적 안녕감과 관계있다고 제안하였다. 이들은 자기자비적인 태도로 자신의 고통스러운 감정에 다가가게 된다면 더욱 긍정적이고, 행복하며, 낙관적인 마음자세를 지닐 수 있고, 자기 탐색을 통해 자신과 타인을 지혜롭게 이해할 수 있다고 보았다. 이와같이 정서적 경험의 과정에서 자기자비가 정신건강을 예측한다는 강력한 증거들이 존재한다. 그렇다면 자기자비가 정신건강에 어떻게 영향을 미치는지를 보다 구체화하는 노력 역시 필요하다.

    본 연구에서는 정서적 정보처리 과정에서 자기자비의 역할을 살펴봄으로써 이러한 효과의 기제를 이해하고자 한다. 정서인식명료성이 정신건강을 예언한다는 것은 반복 검증된 결과이지만 그 구체적인 기제는 충분히 밝혀져 있지 않으며, 정서인식이 오히려 높은 스트레스와 연관된다는 상반되는 증거 또한 존재한다. 이는 정서인식이 정신건강으로 이어지는 과정 또는 정서인식이 정서조절의 선택으로 이어지는 과정에 제 3의 변인이 작용할 가능성을 시사한다. 이에 본 연구에서는 정서인식과 정서조절을 거쳐 정신건강에 이르는 정서처리 과정에서 자기자비의 역할을 검증하고 자 한다. 이를 통해 자신의 경험을 삶의 자원으로 변환하는 적응적 정서처리 과정에 대한 이해를 높일 것으로 기대한다.

    방 법

      >  참여자 및 절차

    본 연구는 서울과 춘천지역의 대학생, 대학원생, 그리고 직장인을 대상으로 설문조사를 실시하였다. 눈덩이표집 방식으로 설문지를 배포하였으며, 연구참여에 동의한 참가자들은 정서인식척도, 인지적 정서조절 전략 척도, 자기자비척도, 심리적안녕감 및 간이정신건강검사로 구성된 설문지를 작성하였다. 설문지 작성시간은 평균 20분이 소요되었고 간단한 사례품을 지급하였다. 250부를 배포하고 회수된 자료 229부 중에서 두 개 이상의 척도에 대한 응답이 누락되는 등 무성의하게 답변한 자료를 제외하고, 결과 분석에 사용된 사례 수는 총 217명이다. 평균나이는 만 29.69세(SD=9.9, 범위=18세∼57세)로 10대 20명(9.2%), 20대 112명(51.6%), 30대 40명(18.5%), 40대 33명(15.2%), 50대 12명(5.5%)이었다. 남자가 88명(40.6%), 여자는 129명(59.4%)이었다.

      >  측정도구

    정서인식명료성. 정서지능의 하위 요인으로 정서인식 수준을 측정하기 위해 Salovey 등(1995)이 개발한 정서인식척도(Trait Meta-Mood Scale)를 이수정과 이훈구(1997)가 번안하고 옥수정(2001)이 수정한 한국판 척도를 사용하였다. 이 척도는 안정적인 정서인식의 개인차를 측정하기 위한 것으로 정서주의 차원 13문항, 정서인식명료성 차원 11문항, 정서개선에 대한 믿음 차원 6문항으로 총 30문항으로 구성되어 있으며, 5점 리컬트 척도이다(1=전혀 동의하지 않는다, 5=전적으로 동의한다). 본 연구에서는 ‘나는 대개 내 느낌을 명확하게 안다’ 등의 정서인식명료성 하위 척도만을 분석에 사용하였고, 신뢰도는 .83이었다. 구조방정식 모형검증을 위하여서는 요인분석결과 단일 차원으로 추출되는 정서인식명료성 차원의 11개 문항들을 로딩값 순서대로 3범주에 배정하는 문항꾸러미(parceling) 방식을 적용하여 3개의 측정변수를 생성하여 사용하였다.

    자기자비. Neff(2003a)가 개발한 자기자비척도(Self- Compassions Scale)를 김경의, 이금단, 조용래, 채숙희, 이우경(2008)이 번안한 한국판 자기자비 척도를 사용하였다. 이 척도는 ‘정서적으로 고통스러울 때라도 나는 나 자신에게 애정을 가지고 대하려고 노력한다’ 등의 자기친절(Self-Kindness)과 ‘일이 정말 안 좋게 돌아가더라도, 나는 그런 어려움은 모든 사람이 겪는 인생의 한 부분이라고 생각한다’ 등의 보편적인 인간적 특성(Common Humanity), 그리고 ‘마음이 혼란스러워질 때, 나는 평정심을 유지하려고 노력한다’ 등의 마음챙김(Mindfulness)의 하위척도로 이루어졌다. 총 26문항이고 5점 척도(1=거의 아니다, 5=거의 항상 그렇다)로 되어있다. 신뢰도는 Neff(2003a)의 연구에서 .92, 김경의 등(2008)의 연구에서는 .92로 나타났고, 본 연구에서의 .90으로 나타났다.

    인지적 정서조절 척도(Cognitive Emotion Regulation Questionnaire). Garnefski 등(2001)이 개발하였고 김소희(2004)가 번안, 수정한 척도를 사용하였다. 인지적 정서조절 척도는 불쾌한 일을 경험할 때 일반적으로 떠오르는 생각을 측정한다. 하위요인으로는 적응적 인지정서조절 전략인 조망 확대, 계획 다시 생각하기, 긍정적 초점변경, 수용, 긍정적 재평가와 부적응적 인지정서조절 전략인 자기비난, 타인비난, 반추, 파국화로 이루어졌다. 총 36문항이고, 5점 척도(1=거의 그렇지 않다, 5=거의 항상 그렇다)로 이루어졌다. 본 연구에서는 인지적 정서조절 척도 중에 적응적 정서조절 20문항 중 신뢰도를 저하시키는 문항을 제거한 뒤 18문항을 사용하였다. 김소희(2004)의 연구에서 적응적인 인지정서조절 전략의 신뢰도는 .86이였고, 본 연구의 신뢰도는 .83이었다.

    정신건강. 정신이 건강하다는 것이 단순히 정신질환의 유무를 지칭하는 것이 아니라, 개인이 환경과의 관계를 다루는 능력, 문제가 없는 상태 이상의 더 나은 삶의 질 등으로 논의되고 있다(이서정, 현명호, 2008에서 재인용). 이에 본 논문에서는 정신건강을 심리적안녕감과 심리증상 두 차원으로 설정하였다. 심리적안녕감 척도는 개인의 삶의 질을 측정하는 것이며 Ryff(1989)가 개발하고 김명소, 김혜원, 차경호(2001)가 번안한 것을 사용하였다. 6개 차원 총 46문항으로, 5점 척도(1=‘전혀아니다’, 5=‘매우 그렇다’)로 되어있다. 점수가 높을수록 심리적 안녕감이 높음을 말한다. 6개 차원은 자아수용, 환경지배력, 긍정적 대인관계, 자율성, 삶의 목적, 개인적성장이다. 김명소 등(2001)의 연구에서 신뢰도 계수는 .89로 보고되었고 본 연구에서의 .92로 나타났다. 심리증상을 측정하기 위하여 간이증상검사(The Brief Symptom Inventory, Derogatis, & Melisaratos, 1983)를 사용하였다. 이는 간이정신진단검사지(Symptom Checklist 90-Revision; SCL 90-R)의 단축형으로, 9개의 증상(신체화, 강박증, 대인예민성, 우울, 불안, 적대감, 공포, 편집증, 정신증) 및 전반적인 심리적 건강 수준(Global Severity Index:이하 GSI)을 알 수 있다. 총 53문항으로 구성되고, 검사 당일을 포함하여 지난 7일 동안 심리적 상태를 5점(1=전혀 이렇게 느끼지 않는다, 5=자주 이렇게 느낀다) 척도 상에 응답하게 된다. 김재환, 김광일, 원호택(1984)의 번역본을 이동귀, 박현주(2003)가 수정한 것을 사용하였다. 본 연구에서 간이증상검사의 내적합치도는 .97이었다.

      >  자료분석

    SPSS 18를 사용하여 자료를 분석하였다. 각 변인의 전반적 특징을 파악하기 위하여 기술통계치를 산출하고 변인들 간 관련성을 파악하기 위해 상관분석을 실시했다. 이어 구조방정식 모형검증을 사용하여 매개효과를 분석하였고, 매개효과의 유의성을 Sobel Test로 확인하였다(홍세희, 2000; Baron & Kenny, 1986).

    결 과

      >  기술통계분석

    변인들의 평균과 표준편차, 첨도와 왜도, 그리고 변인간 상관관계를 검토하였다. 정서인식명료성과 정신건강 지표들 간에 유의한 상관이 있었다. 자신의 정서를 명료하게 인식하는 사람들은 심리증상이 적고(r=-.43, p<.001) 심리적 안녕감이 높았다(r=.57, p<.001). 정서인식명료성과 자기자비 간에 유의한 정적 상관이 있었다(r=.50, p<.001). 정서인식명료성과 적응적인 인지정서조절 방략 간의 상관은 다소 약하나 유의하였고, 정서조절의 하위요인 중에서 ‘수용’은 정서인식명료성과 상관이 유의하지 않았다. 그 외 자기자비와 정신건강 지표들 간의 상관은 모두 유의하였고 인지정서조절 방략들과도 유의한 정적 상관을 나타내었다. 정서조절 방략들은 심리적안녕감과는 모두 유의한 정적 상관을 나타냈으나 심리증상과의 관계는 상관정도가 유의하지 않거나 작았다. 또한 모든 변수의 첨도 및 왜도의 절대값이 각각 7과 2를 넘지 않아 구조방정식 모형 검증의 기본적인 가정인 정규성 가정을 충족하였다(Hong, Malik, & Lee, 2003). 변인들의 상관 및 기술통계치는 표 1에 제시하였다.

      >  자기자비의 매개효과 검증 및 모형비교

    본 연구는 정서인식명료성이 정신건강과 연결되는 경로에서 자기자비가 매개효과를 가질 것이며, 이는 정서가 인식되고 조절되는 과정에 모두에 작용할 것이라는 가설을 가지고 연구모형을 설정하였다. 모형적합도를 검증한 결과 X2(59, N=217)=128.61, p<.001, CFI=.94 TLI=.91, RMSEA=.074(90% 신뢰구간; .056∼.091)의 좋은 적합도를 보여(홍세희, 2000; Browne & Cudeck, 1993) 연구모형이 자료에 잘 부합하는 것으로 나타났다. 모형비교를 위하여, 연구모형에서 자기자비가 정서조절에 영향을 미치는 경로를 제거하여 경쟁모형을 설정하였다. 정서인식명료성과 정신건강 사이에 자기자비와 정서조절이 각각 독립적으로 매개효과를 갖는다고 가정한 것이다. 이는 선행연구 결과를 따라 정서인식명료성이 정서조절에 매개되어 정신건강에 영향을 미친다는 주장을 구현한 것이다. 경쟁모형의 적합도를 확인한 결과 X2(60, N=217)=144.62, p<.001, CFI=.93 TLI=.89, RMSEA=.081(90% 신뢰구간; .064-.098)의 적합도를 나타냈다. X2차이검증을 이용해 연구모형과 경쟁모형의 차이를 검증(홍세희, 2010)한 결과 두 모형의 자유도 차이가 ⊿X2(1)=16.003으로 임계치 3.84보다 크고 그 차이가 .05수준에서 유의하였지만, ⊿CFI=.022, ⊿TLI=.024, RMSEA값의 차이 및 크기를 고려했을 때도 연구모형이 더 우수하다고 판단할 수 있다.

    채택된 연구모형의 모수추정치를 그림 1에서 살펴보면, 정서인식명료성에서 적응적 정서조절 사이의 경로를 제외하고는 모든 경로계수가 유의하였다. 정서인식명료성이 높을수록 정신건강 수준이 높으며, 정서인식명료성에서 정신건강으로 가는 직접효과는 β =.46이고, 간접효과는 β =.23으로 나타났다. 정서인식명료성이 높을수록 자기자비가 높았고(β =.59, p<.01), 자기자비가 높을수록 정신건강 지표가 좋았다(β =.39, p<.01). 또한 자기자비가 높을수록 적응적 정서조절이 높아지는데(β =.41, p<.01) 자기자비가 투입될 경우 정서인식 명료성과 적응적 정서조절의 관계가 유효하지 않게 나타나(β =.06, p>.01) 자기자비가 정서인식명료성과 적응적인 정서조절 사이를 완전매개함을 확인할 수 있다. 정서인식명료성에서 적응적 정서조절 사이의 직접효과는 β =.06이고 간접효과는 β=.24로 자기자비를 통한 간접효과가 더 큼을 알 수 있다. Sobel(1982) 절차를 활용하여 간접경로들의 유의도를 검증하였다. 정서인식명료성에서 정신건강과의 관계에서 자기자비 간접효과(β =.23, Z=3.77, p<.001)는 유의미하였다. 정서인식명료성에서 적응적정서조절과의 관계에서의 자기자비의 간접효과(β =.24, Z=3.39, p<.01) 역시 유의하였다.

    논 의

    본 연구에서는 정서적 정보처리 과정에서 자기자비의 역할을 살펴보았다. 이는 정서의 인식과 조절을 포함하는 정서처리과정이 어떻게 정신건강과 연결되는지를 구체화하는 시도이다. 연구 결과, 정서인식명료성과 정신건강과의 관계에서 자기자비의 매개효과가 유의하였고, 정서인식명료성이 적응적 정서조절에 미치는 영향을 자기자비가 완전매개 하는 것으로 나타났다. 즉 정서인식과 정서조절의 정서처리과정 전반에 자기자비가 주요한 영향을 미치고 있음이 확인되었다. 이러한 결과는 건강한 정서처리과정을 더욱 구체화시키는 내용이다.

    그간 정서가 인간의 적응적 삶을 위한 핵심적인 요소라는 인식이 확대되어 왔다. 정서는 자신이 지향하는 목표의 우선순위를 설정하게 하고, 상황에 적합한 행동을 조직화하며, 사회적 의사소통 체계로써 우리를 타인과 연결 짓는다(Frijda, 1986; Oatley & Jenkins, 1992). 정서를 명료하게 인식하는 것은 정서의 이러한 기능적 과정의 시작점이다(Salovey & Mayer, 1990). 정서를 명료하게 인식하고 잘 조절하는 것이 정신건강에 중요하다는 점은 반복적으로 검증된 바이지만, 이러한 정서처리과정의 개인차가 어떤 기제에 의해 생겨나는지에 대한 이해는 부족한 상황에서, 본 연구에서는 자기자비적 태도의 보유 여부가 자신의 정서적 경험을 처리하는 과정에 영향을 미침을 확인한 것이다.

    본 연구에서 검증한 바, 자신의 정서에 대해서 친절하고 온전히 경험하려는 자세를 유지하는 것이 정서처리과정 전반과 긴밀한 관계가 있다는 점은, 정신건강 및 정신건강을 증진하려는 다양한 개입에 시사하는 바가 크다. 최근 심리치료 현장에서는 정서처리과정이 원활하게 이루어지기 위해서는 정서를 있는 그대로 경험할 수 있어야 함이 한층 더 강조되고 있다. 예를 들어, 인지치료는 치료의 목표를 역기능적인사고와 행동을 수정하는데 초점을 두었다(Beck, 1976). 그러나 이렇게 생각을 변화시키려는 시도는 자신의 경험을 적으로 인식하게 하는 결과를 가져올 수 있다는 문제의식이 제기되며, 그 효과의 한계에 대한 논의가 활발해졌다(Linehan, Armstrong, Suarez, Allmon, & Heard, 1991; Watzlawick, Weakland & Fisch, 1974). 이에 자신의 경험을 비판하거나 회피하지 않고도 자신의 부정적인 사고와 감정과의 관계를 변화시킬 수 있는 방법을 찾아왔고, 수용이 그 대안이 되었다(문현미, 2005). 수용, 즉 경험을 온전히 자각하고 존중하며 받아들이는 태도가 치료적 효과를 가진다는 주장은 새로운 것은 아니다. 인간중심상담에서 자신의 경험을 수용하고 신뢰함을 통해 진정한 자기 자신이 되어갈 수 있다고 강조하며 존중과 공감을 중요한 치료변인으로 제시했다(Rogers, 2009). 약물남용자들의 재발방지를 위한 충동의 수용(Marlatt, 1944), 부정적인 감정의 수용을 통한 성격장애치료(Linehan, 1993), 행동주의적 부부치료에서 결혼 생활의 만족도를 높이는 방법으로 배우자의 개별성을 수용(Jacobson, 1992), 감정적 수용을 증진시키는 정서중심치료(Greenberg & Johnson, 1988) 등 수용은 상담에서 중심적 역할을 지켜왔다.

    본 연구는 이러한 공감과 존중, 경험의 수용의 기능을 보다 구체적으로 이해하는 것을 가능하게 한다. 연구결과는 자기자비적 태도를 통해, 자신이 인식하는 정서적 경험을 비판하거나 억압하지 않는다면 이후의 정서처리과정이 원활히 진행될 수 있다는 점을 시사한다. 특히, 자신의 정서를 인식한 후에 적응적인 조절 방략을 선택하는데 자기자비가 주요한 역할을 한다는 점을 조명한 것은 본 연구의 의의라 할 수 있다. 지금까지 정서인식이 명료한 사람은 부정적 정서에 대한 적응적 조절양식을 선택함으로써(이서정, 2006; Salovey & Grewal, 2005; Swinkles & Giuliano, 1995) 보다 적응적일 수 있다는 설명만 있었다. 여기에 본 연구에서는 자신의 정서를 명확하게 인식하기만 한다면 자동적으로 적응적인 정서조절방식을 선택하는 것이 아니라, 자기자비적 태도가 적응적인 조절방식을 선택하는데 작동한다는 점을 밝혔다. 자신의 정서적 경험을 수용하기 위해서는 고통스럽고 외면하고 싶은 정서라도 이를 견디고 소화할 수 있게 촉진하는 내적인 힘이 필요한데, 이러한 내적인 힘을 반영하는 개념이 자기자비이다.

    자기자비는 자신의 실패나 잘못도 비판단적으로 이해하고 그 행위를 모든 사람들이 공유하고 있는 인간의 불완전성의 맥락에서 보는 것을 말한다(Neff, 2003b). 자기자비와 같은 비판단적인 수용은 부정성이나 방어성을 약화시키며, 명료한 인식을 통해 정서의 소통적 기능이 이루어지고 적절한 조절을 가능하게 하는 내적 환경이 될 수 있을 것이다. 절망감과 같은 고통스러운 정서일지라도 이를 직면하고 보유하여 경험의 주체가 되는 과정을 거칠 때, 정서 고유의 기능이 발휘될 수 있다(Greenberg & Paivio, 2008).

    자비와 수용이 심리적 건강에 미치는 효과가 입증되면서 이를 촉진시키는 치료적 개입으로써 마음챙김명상, 자애명상 등이 적극적으로 활용되고 있다. 수치심과 자기비판이 강한 사람에게 자비마음훈련을 실시한 결과 우울, 불안, 자기비난, 수치심, 열등감, 굴종적 행동이 낮아지는 것으로 나타났다(Gilbet & Procter, 2006). 자애명상은 궁극적으로 개인의 내적자원을 확장하는데 도움을 주었다(Fredrickson, Cohen, Coffey, Pek, & Finkel, 2008). 이러한 결과는 자신에 대한 자비롭고 수용적인 태도가 상담을 비롯한 심리적 개입을 통해 배양될 수 있음을 시사한다. 내담자의 정서적 경험을 공감하고 존중하는 상담자의 수용적 행위는 초기에는 내담자가 정서를 인식하고 조절하도록 촉진하며, 궁극에는 내담자 스스로 자기자비적 태도를 내면화함으로써 원활하게 정서처리를 해나가며 정신건강을 유지하는 것을 도울 수 있을 것이다.

    한편 본 연구를 진행하며 아래와 같은 측면들이 제한점으로 나타난 바, 후속연구에서 참조할 수 있을 것이다. 첫째, 자기자비와 정서처리과정의 관계에 대해서는 보다 심화된 논의와 연구가 필요하다. 본 연구에서는 정서인식, 자기자비, 정서조절 그리고 정신건강 사이의 인과적 관계를 설정하였다. 그러나 자기자비가 선행하여 명료한 정서인식을 촉진할 수 있다. 자기자비가 정서조절 방략의 선택에 영향을 미칠 수도 있지만, 역으로 성공적인 정서조절의 결과로써 자기자비의 마음상태에 이어질 수도 있다. 논리적 설명에 따라 변수들 사이의 관계를 다양하게 이해할 수 있는 바, 추후 보다 깊은 논의와 대안적 가설, 그리고 인과성을 확인할 수 있는 연구설계가 필요할 것이다. 또한 정서인식, 자기자비, 그리고 심리적안녕감 등의 각 개념들을 연결 짓는 인식과 수용 같은 중첩된 공통변인에 대한 보다 다각적인 이해를 깊이 할 필요가 있다.

    둘째, 설문연구의 한계로 지적될 수 있는 측면은 사람들이 자신이 얼마나 자비로운지 정확하게 자각하지 못할 수 있다는 점이다(Neff, 2004). 따라서 연구를 심화하기 위해서는 자기보고 외의 다양한 측정방법이 적용될 필요가 있다. 변인 간의 정확한 관계구조를 밝히기 위한 실험적 조작, 또는 시간의 변화를 고려한 종단연구는 자기자비의 매개효과를 신뢰롭게 밝혀줄 것이다.

    셋째, 본 연구는 대학생과 대학원생 그리고 직장인 남녀를 대상으로 설문조사를 실시하였다. 연령의 범위가 18세∼57세로 넓은 연령범위를 포함하나 제한된 참가자수로 연령별 특성을 밝히지는 못했다. 자기자비는 연령과 정적상관을 보인다는 선행연구(Neff & Vonk, 2009)에 따라 연령별, 직업별로 다양한 집단들을 대상으로 연구를 실시할 필요가 있다.

    연구과정에서의 제한점에도 본 연구 결과는 정서처리과정이 효과적으로 이루어지는데 어떠한 내적 환경이 필요한지에 대한 이해를 높였다는 점에서 의의를 갖는다. 내담자의 치유와 성장을 위하여 상담자의 무조건적 긍정적인 관심과 진정성과 같은 상담자의 태도 변인이 중요한 것과 같이(Rogers, 2007) 자기와 관계에서 경험에 대한 긍정적인 관심과 있는 그대로 수용이 개인의 안녕과 성장에 중요함을 다시 한 번 확인하였다.

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  • [표 1.] 측정변인들 간의 상관, 평균과 표준편차(N=217)
    측정변인들 간의 상관, 평균과 표준편차(N=217)
  • [그림 1.] 연구모형, 추정치는 표준화계수
    연구모형, 추정치는 표준화계수
  • [표 2.] 모형적합도 비교
    모형적합도 비교
  • [그림 2.] 경쟁모형, 추정치는 표준화계수
    경쟁모형, 추정치는 표준화계수