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The Mediating Effect of Cognitive Flexibility in the Relationship between Emotional Clarity and Emotion Regulation: Comparison of Self-Reported and Task Measurement of Cognitive Flexibility
Korean J Stress Res 2018;26:159-165
Published online September 30, 2018
© 2018 Korean Society of Stress Medicine.

Soomin Kim1 , and Myoung-Ho Hyun1

Department of Psychology, Chung-Ang University, Seoul, Korea
Correspondence to: Myoung-Ho Hyun Department of Psychology, Chung-Ang University, 84 Heukseok-ro, Dongjak-gu, Seoul 06974, Korea Tel: +82-2-820-5125 Fax: +82-2-816-5124 E-mail: hyunmh@cau.ac.kr
Received August 2, 2018; Revised August 22, 2018; Accepted August 23, 2018.
Articles published in stress are open-access, distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0), which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.
Abstract

Background:

This study investigates the function of cognitive flexibility in the relationship between emotional clarity and emotion regulation and examines the differential effect between belief and ability for cognitive flexibility on them.

Methods:

The 151 participants respond to the questionnaires measuring emotional clarity, emotion regulation, and cognitive flexibility, which is also measured by task reflecting on real ability.

Results:

Data from this study show that self-reported cognitive flexibility mediates the effect of emotional clarity on emotion regulation. Cognitive flexibility measured by task has no mediating effect on them.

Conclusions:

These results suggest the cognitive flexibility play a role in the mechanism linking emotional clarity to emotion regulation and belief of own’s ability to cope flexibly is more important than real ability. Finally, this paper includes implications, limitations, and suggestions for the future study.

Keywords : Emotional clarity, Emotion regulation, Cognitive flexibility
서 론

정서 조절이란 특정한 정서를 경험하고 표현하는 방식을 결정하는 인지과정이다(Gross, 2002). 살면서 경험하는 다양한 정서에는 행복과 같이 긍정적으로 여겨지는 정서와 슬픔이나 분노와 같이 부정적으로 여겨지는 정서가 있다. 경험할 당시에는 불쾌하고 고통스러운 부정적 정서는 우리가 처한 상황에서 적응적인 행동을 우선적으로 처리하여 빠르고 효율적으로 대처할 수 있게 도와 주기도 하고(Parrott, 1993 ; Öhman et al., 2001), 사람들이 자신의 수행을 향상시키거나 자신과 세상에 대한 정보를 얻기 위해 혹은 사회적인 관계를 형성하는 등 다양한 동기를 충족시키고자 자신이 경험하는 정서를 조절하기도 한다(Tamir, 2016). 이처럼 정서조절은 일상생활 속에서 이루어지고 있는 자연스러운 현상이다.

Gross(2002)는 정서조절 과정모델에서 정서가 발생하는 시간적 순서에 따라 사람들이 자주 사용하는 정서조절 전략들을 도식화하였다. 이 모델에 따르면, 사람들은 특정한 정서를 유발한 사건에 대한 평가에 초점을 맞춘 인지적 전략(재평가, 반추 등), 이미 경험한 정서를 받아들일 것인지 혹은 억압할 것인지와 같이 행동에 초점을 맞춘 행동적 전략(수용, 회피 등) 등 다양한 방식을 통해 자신의 정서경험을 조절하려고 한다. 이 때 개인의 특성과 상황에 적합한 전략을 통해 원치 않는 정서를 성공적으로 조절하면, 심리적 불편감을 덜 느끼고, 심리적 건강이 높아지는 등 긍정적이고 적응적인 결과를 얻게 된다. 반면, 정서조절에 어려움을 겪게 되면 적응에 도움이 되지 않는 행동을 하고, 우울 증상이나 삶의 만족도 저하와 같은 여러 고통을 경험할 수 있다. 이렇듯 정서조절은 삶의 여러 영역에 크고 작은 영향을 미치는 중요한 영역으로 이에 대한 연구가 꾸준히 증가해 왔다(Bardeen et al., 2012).

정서를 사회나 개인에게 도움이 되는 방향으로 조절하기 위해서는 정서를 명확하게 인식하여야 한다. 정서인식명확성이란 자신과 타인의 정서를 단순히 긍정적인 것과 부정적인 것으로 구분하는 것을 넘어, 여러 개별 정서를 구분하고 묘사할 수 있는 능력을 말한다. 자기-지각된 정서 지능으로도 불리는 정서인식명확성은 자신이 경험하는 정서가 혼란스러운 지, 명확한 지에 대한 믿음이라고 정의되기도 한다(Gohm et al., 2005).

Gohm et al. (2000)은 정서경험에 대한 연구를 개괄하면서, ‘정서경험의 개인차 변수’로 정서인식명확성(clarity), 정서강도(intensity), 정서주의(attention)를 제시하였다. 즉, 사람들이 정서를 경험하는 방식에 있어서, 모호하거나 분명하게(명확성), 강하거나 약하게(강도), 주의를 기울이거나 무시하는(주의) 등 세 차원에서 개인차가 발생한다. 이 세 변수는 이후 연구에서 정신건강과 귀인양식, 대처방식에 대한 믿음과 직접적으로 관련되어 성공적인 정서조절에 많은 영향을 주는 것으로 나타났다.

특히, 정서인식명확성은 정서경험의 다양한 개인차 변인 중에서 정신건강에 가장 중요한 역할을 하는 것으로 여겨지고 있다(Gohm et al., 2005). 정서를 명확하게 인식하고, 구별할 수 있는 능력은 타인의 정서표현을 이해하고 정서조절능력을 개선하는 것과 같은 더 복잡한 정서기술이 발달되도록 도우며(Saarni, 2007), 자신이 무엇을 느끼고 있는 지를 아는 사람은 정서적 문제를 잘 다루기 때문에 심리적 안녕감을 더 크게 경험한다(Gohm et al., 2002). 반면 자신이 어떤 정서를 경험하고 있는 지를 분명하게 자각하지 못하는 사람은 정서를 하나의 정보로서 활용하지 못하고(Gohm et al., 2005), 신경증, 심적 고통에 대한 취약성, 정서표현의 양가성과 같은 부적응적 결과를 보고한다(Salovey et al., 1995). 뿐만 아니라, 정서적 명확성에서의 결함은 우울, 사회불안, 경계선 성격, 폭식장애, 알코올 사용 증상과 관련(Vine et al., 2014)되는 것으로 밝혀져 왔다.

정서인식명확성은 그 자체로 심리적 건강을 돕기도 하지만, 적응적인 정서조절전략을 자주 사용하도록 한다. 마음챙김은 자신의 경험을 비판단적으로 받아들이는 전략으로서 정서를 명확하게 인식하게 하는 가장 적응적인 정서조절전략이라고 볼 수 있다. 마음챙김을 통해 정서인식명확성이 향상된다면 자신이 무엇을 느끼고 있는 지 명확히 알지 못하는 사람에 비해 긍정적 재해석과 성장과 같은 적응적인 대처 방식을 더욱 많이 사용한다(Gohm et al., 2002; Vujanovic et al., 2010).

한편, 경험하는 정서를 명확하게 인식하고 구분하는 능력이 높다면, 자신의 정서경험을 이해하기 위한 자원을 적게 할당할 수 있고, 목적-지향적인 인지와 행동에 더 많은 자원을 할당할 수 있다. 하지만 자신이 경험하고 있는 정서를 명확하게 인식하지 못하는 사람은 자신의 정서에 과도히 많은 주의를 기울이고 스트레스 상황에 대한 초기 정서반응을 다루는 데에 많은 시간을 허비하느라 자원을 과도하게 할당하게 된다. 이로 인해 정작 해당 정서를 유발했던 원인을 제거하는 문제해결전략을 사용할 자원이 부족하게 되어 향후 행동을 계획하기 어렵게 한다(Gohm et al., 2000, 2002). 즉, 정서인식명확성이 떨어지면 자신의 정서를 이해하는 데에 필요 이상의 많은 자원을 할당하게 되어, 인지자원이 부족하여 집행기능이 제대로 작동할 수 없게 된다.

집행기능은 사람들이 목표달성에 필요한 사고와 행동을 조절하도록 해주는 높은 수준의 인지적 처리로 구성되어 있는 다차원적인 신경심리학적 개념이다. 이 개념은 억제, 주의집중, 전환, 작업기억, 계획, 조정, 융통성 등과 같이, 거의 모든 일상 활동을 성공적으로 안내해주는 필수적인 능력을 포함한다(Garcia-Villamisar et al., 2017). 여러 집행기능 중에서도, 인지적 융통성은 새롭고 예측할 수 없는 상황에서 인지적인 전략을 유연하게 적용할 수 있는 능력을 말하며, 자동화된 반응을 억제하고 탈-자동화하여 비습관적으로 반응하는 능력을 말한다(Canas et al., 2003; Moore et al., 2009). 즉, 인지적으로 유연한 사람은 필요하다면 평소에 습관적으로 하던 행동을 멈추고, 새로운 방식으로 행동할 수 있다.

인지적 융통성은 명상과 같은 훈련을 통해 주의력을 향상시킴으로써 높아질 수 있으며, 유연해진 사고는 우리에게 정신적 공간(Mental Space)을 제공해준다. 정신적 공간은 부정확하고 유해한 인지적 평가가 발생하여 잘못된 태도와 정서를 유발하고 궁극적으로는 우리의 안녕을 방해하고 있을 때 이를 탐지할 수 있게 해준다(Moore et al., 2009). 또한, 인지적 유연성이 높은 사람은 자신의 불안은 낮추고 자존감은 높이는 방식으로 환경으로부터 오는 압력에 적응하려 하기 때문에 심리적 건강수준이 높다(Leary, 1957). 인지적 유연성이 높을수록 상황 속에서 통제감을 더 느끼고 보다 적응적으로 대처할 수 있다. 그렇기 때문에 사람들이 어려운 상황을 직면했을 때 그 상황을 극복하고 긍정적인 변화를 이루어 내는 데에 있어 인지적 융통성이 중요한 요인으로 작용한다(Lim SY et al., 2012).

반면, 인지적으로 경직되면 상황을 고정적으로 지각하여 대처능력이 저하된다(Cheng, 2001). 인지적 경직성은 많은 부정적 정서와 정서장애의 공통된 정신과정으로, 불안, 우울, 분노는 모두 경직된 사고와 관련된다(Thayer et al., 2002). Beck(1967)은 주요우울장애(MDD)를 지닌 사람의 사고가 경직되어 있기 때문에, 자신, 세계, 미래를 부정적인 인지도식에 따라 바라보는 “부정적 고리(negative Loop)”에서 벗어나지 못하고 고착된다고 주장했다. 이 역시도 정서조절의 실패로 여겨지는 우울증상이 지속되는 원인을 인지적 융통성으로 설명한 것이다.

유연하지 않은 사고는 문제해결에 필요한 대안을 매우 적게 도출하고(Schotte et al., 1987), 정서를 경험하고 나서 해당정서에 대한 고정된 수의 제한적 반응을 반복하도록 한다. 그러므로 유연하지 못한 사고를 가진 사람은 자신이 경험하는 정서가 무엇인지 알고 있을지라도 그 정서를 적응적으로 조절하기 어렵다. 이는 자신이 분명하게 슬프다는 것을 알지만, 슬픔을 적절히 해소할 바람직한 방법을 찾지 못하면 적응에 방해가 되는 결과를 초래할 수 있다는 것으로 해석할 수 있다. 즉, 자신이 느끼는 감정을 사회적으로 바람직하게 혹은 자신에게 도움이 되는 방식으로 해소하거나 표현하기 위해서는 다양한 행동대안을 떠올릴 수 있는 유연한 사고력이 필요하다. 정리하면 자신과 타인의 정서경험에 대한 명확한 인식이 정서적 경험을 처리하는 데에 할애될 자원을 줄여 인지자원을 충분히 확보하게 할 것이다. 이는 문제에 대한 다양한 대안과 해결책을 탐색할 수 있도록 인지적 융통성을 높여 상황에 적절하게 정서를 조절하도록 도울 것이다.

인지적 융통성을 측정할 수 있는 여러 자기보고식 측정도구가 있는데, 그 중 인지적 유연성 검사(Cognitive Flexibility Inventory)는 본 연구에서 정의한 인지적 융통성 개념과 가장 유사한 정의를 토대로 개발되었다. 인지적 유연성 검사(CFI)는 의사소통의 측면에 초점을 두거나(Rubin et al., 1994), 여러 인지적 유연성 개념을 복합한 척도(Hong SJ, 2005)와는 달리, Dennis et al. (2010)의 정의를 토대로 개발되었고, 이들은 인지적 유연성을 어려운 상황을 통제가능한 것으로 지각하는 경향, 사건과 사람의 행동에 대해 다양한 대안적 설명을 할 수 있는 능력, 어려운 상황 속에서 다양한 해결책을 고안해 낼 수 있는 능력으로 정의하였다. 이러한 정의를 바탕으로 제작된 인지적 유연성 검사(CFI)는 상황을 통제가능한 것으로 지각하는 능력을 측정하는 ‘통제’ 하위척도와 상황 내에서 대안적 설명을 확인하고 다양한 해결책을 만들어내는 능력을 평가하는 ‘대안’ 하위척도로 구성되었다.

인지적 유연성 검사(CFI)를 포함한 자기보고형 두 검사는 임상집단과 비임상집단 모두에서 신경심리검사와 상관이 낮아서 자기보고형 검사와 신경심리검사가 측정하는 인지적 융통성의 측면이 서로 다름을 시사한다(Johnco et al., 2014). 또한, 인지적 유연성 검사(CFI)를 번안한 Heo SY(2011)의 연구에서, 검사의 하위 척도인 ‘통제’는 선행연구와 일관되게 삶의 만족도, 주관적 안녕감과 정적 상관을 보였고, 역기능적 완벽주의, 불안, 우울과 부적 상관이 있었지만, ‘대안’척도는 삶의 만족도나 심리적 안녕감과의 상관이 미미하였고, 역기능적 완벽주의, 우울, 불안과 같은 정신적 고통과는 유의한 상관이 없었다. 이러한 결과는 인지적 융통성이라는 개념을 측정하는 방식으로 자기보고 측정이 충분하지 않다는 것을 의미한다. 따라서, 본 연구에서는 정서인식명확성과 정서조절의 관계에서 인지적 융통성의 역할을 살펴보고, 자기보고 뿐만 아니라 과제를 통해 인지적 융통성을 측정하여, 융통성에 대한 신념과 실제 능력 중 이들의 관계에서 더 큰 영향을 하는 것이 무엇인지 탐색해보고자 한다.

연구방법

1. 참가자 및 절차

서울 소재 대학교의 온라인 게시판에 20세 이상의 성인을 모집하는 공고를 올려 자발적으로 설문에 참여하기로 동의한 151명(남자 69명, 여자 82명)에게 설문을 실시하였다. 이들에게는 설문에 대한 설명을 하고, 정서인식명확성, 인지적 융통성, 정서조절곤란 척도에 응답하도록 하였다. 설문지를 마친 후 설문에 포함되어 있던 링크를 통해 혹은 개별적인 문자를 통해 ‘다양한 용도 과제(Unusual uses task; UUT)’를 실시하였다. 설문과 과제가 모두 끝난 후에는 MMS를 통해 사례금을 개별 지급하였다. 본 연구는 중앙대학교 기관생명윤리위원회(IRB)의 승인을 받아 진행되었다.

2. 측정도구

1) 정서인식명확성

Lee SJ et al. (1997)이 번안한 Salovey et al. (1995)의 상위 특질기분 척도(Trait Meta Mood Scale; TMMS)의 ‘정서인식명확성’ 하위척도를 사용하여 정서인식명확성을 특정하였다. 상위 특질기분 척도는 총 21문항으로, 정서주의 5문항, 정서인식명확성 11문항, 정서조절 기대 5문항으로 이루어져 있다. 정서주의는 자신의 정서에 주의를 기울이는 정도를 말하며, 정서인식명확성은 정서를 명확하게 경험하고 개별 정서를 분류할 수 있는 능력을 말한다. 또한, 정서조절 기대는 자신의 정서가 개선될 것이라는 믿음을 말한다. 5점 Likert척도(1점; 전혀 그렇지 않다, 5점; 매우 그렇다)로 평정하는데 본 연구에서 척도의 내적 합치도는 .852였다.

2) 인지적 융통성

인지적 융통성은 두 가지 방식으로 측정하였다. 하나는 자기보고식 질문지인 인지적 유연성 검사(Cognitive Flexibility Inventory; CFI)를 사용하는 것이었고, 다른 하나는 다양한 용도과제(Unusual Uses Task)라는 수행과제를 사용하는 것이었다.

인지적 유연성 검사(CFI)는 Dennis et al. (2010)이 개발하고, Heo SJ(2011)이 번안, 타당화하였다. 이 척도는 타당화 과정에서 요인 부하량이 낮은 한 문항을 제외하여 대안 하위척도 11문항과 통제 하위척도 8문항, 총 19문항으로 구성되어 있다. 대안 하위척도는 사건에 대해 다양한 대안적 설명을 할 수 있는 능력과 다양한 해결책을 고안해 낼 수 있는 능력을 측정하며, 통제 하위척도는 어려운 상황을 통제 가능한 것으로 지각하는 경향성을 측정한다. 7점 Likert척도(1점; 전혀 그렇지 않다, 7점; 전적으로 그렇다)로 평정하며, 본 연구에서 내적 합치도는 전체 .862, 대안 .897, 통제 .775였다.

다양한 용도과제(Unusual Uses Task; Guilford, 1967)는 인지적 융통성을 포함한 창의성을 측정하는 가장 널리 쓰이고 타당화된 방법이다(Ritter et al., 2012). 이 과제에서는 참가자에게 2분 동안 무언가의 용도나 예상되는 결과에 대한 가능한 많은 답을 나열하도록 지시한다. 과제에 사용되는 질문은 벽돌, 원, 잠, 나이프, 소음, 크기 등이 사용되는데(Silvia, 2011), 본 연구에서는 Ritter et al. (2012)의 연구와 같이 ‘벽돌’과 ‘나이프’의 용도를 질문으로 선정하였다.

시간제한이 있는 과제를 비대면으로 사용하기 위해, 과제 웹페이지에 타이머를 설정하였다. 주소링크를 누르면 웹페이지에 연결되고, “벽돌(brick)의 용도를 가능한 많이 다양하게 적어주세요.”라는 질문과 남은 시간(2분)이 화면에 표시되도록 하였다. 또한, 참가자의 앞선 설문응답과 과제응답을 매치하기 위해 개인식별코드(전화번호 뒤 4자리)를 적도록 하였고, 코드 입력시간을 고려하여 총 과제진행시간을 2분 5초로 설정하였다. 제한 시간이 지나면 자동으로 응답이 제출되도록 설정하였으며, 과제를 진행하기 전에 몇 가지 주의점(시간제한이 있다는 것, 시간이 초과되면 자동으로 기록되고 마감된다는 것, 주어진 시간을 충분히 활용하여 응답할 것)을 고지하였다. 제한시간 내에 완성하지 못한 응답은 제외되었다. 이와 같은 방식을 ‘나이프(knife)’에 대해서도 동일하게 총 2개의 과제에 참여하도록 구성하였다. 주소연결이 안 되는 경우에는 개별적으로 문자를 통해 응답을 받았으며, 진행방식은 온라인과 동일했다.

채점은 연구자가 참가자의 모든 응답(벽돌 823개, 나이프 892개)을 서로 구분되는 범주로 1차 분류하고, 임상심리 석사과정 5명에게 1차 분류에 대한 피드백을 받고, 이를 반영하여 최종 분류하였다. 용도의 최종 분류표를 바탕으로 참가자가 사용한 범주의 수를 측정하였다. 많은 범주의 용도를 생각해 낼수록 범주 간 사고전환이 자유로우며, 고정된 사고방식에 박혀 있지 않고, 대안을 만들어내는 능력이 높은 것으로 보았다.

3) 정서조절

정서조절은 Gratz et al. (2004)의 정서조절곤란 척도(Difficulties in Emotion Regulation Scale, DERS)를 Cho YR(2007)가 번역한 한국판 정서조절곤란 척도(K-DERS)를 사용하여 측정하였다. 전체 6가지 하위요인 중, 정서인식명확성 개념이 포함될 수 있는 요인(정서주의 및 자각 부족, 정서적 명료성 부족)을 제외하고, 4개 요인(충동통제 곤란, 정서에 대한 비수용성, 정서조절 전략에 대한 접근제한, 목표지향행동 수행의 어려움)을 사용하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’의 1점부터 ‘매우 그렇다’의 5점까지 Likert 척도로 측정했으며, 총 36문항이다. 점수가 높을수록 정서조절에 어려움을 겪었음을 의미하지만, 본 연구에서는 해석의 용이성을 위해 전체문항을 역코딩하여, 점수가 높을수록 정서조절에 어려움을 덜 겪는 것을 의미하도록 하였다. 사전연구의 내적 합치도는 .92였고, 본 연구에서의 내적 합치도는 .94였다.

3. 자료분석

분석은 SPSS 23를 활용하였다. 먼저 각 척도에서 역문항은 역채점하였다. 이어서 각 척도의 내적 합치도를 구하였고, 각 변수의 기술통계를 계산하였다. 그 후, 자기보고로 측정된 정서인식명확성, 정서조절곤란, 인지적 융통성 점수를 표준화하였고, 과제로 측정된 정서인식명확성은 점수의 분포가 정규성을 만족하여 별도의 변환없이 분석하였다. 각 변수 간 상관분석 후 정서인식명확성이 정서조절곤란을 설명할 때 자기보고 융통성이 매개하는지 검증하였다. 이러한 과정은 다양한 용도과제로 측정한 융통성에 대해서도 동일하게 실시하였다.

결 과

1. 기술 통계 및 상관분석

설문에 참여한 총 151명(남자 69명, 여자 82명)의 연령은 18~38세(M=23.5, SD=2.9)였다. 연령을 제외한 측정치(정서인식명확성, 정서조절, 자기보고 융통성)는 표준화하여 분석을 진행하였다. 응답 수로 측정된 과제 융통성은 점수의 분포가 정규성을 만족하므로 함께 표준화하였다. Table 1에 네 측정치 간 상관계수가 제시되어 있다. 분석결과, 정서인식명확성은 정서조절, 자기보고 융통성과 각각 정적 상관관계(r=.486, r=.524)를 보였고, 정서조절과 자기보고 융통성도 정적인 상관관계를 보였다(r=.600). 하지만, 과제 융통성은 정서인식명확성, 정서조절 뿐만 아니라 자기보고 융통성과도 유의한 상관이 없었다(r=-.019, r=-.039, ns).

Correlations, means and standard deviations of variables

Claritya)Emotion regulationSelf-reported flexibilityb)Task flexibilityc)
Clarity
Emotion regulation.486**
Self-reported flexibility.524**.600**
Task flexibility−.019−.039.122
Mean39.284.297.011.4
SD6.915.712.75.1

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

a)emotional clarity,

b)cognitive flexibility measured by questionnaire (CFI),

c)cognitive flexibility measured by task (UUT).


2. 정서인식명확성과 정서조절의 관계에서 자기보고 융통성의 매개효과분석

정서인식명확성과 정서조절의 관계에서 자기보고측정 융통성의 매개효과를 검증했다. 분석결과(Table 2, Fig. 1), 정서인식명확성은 자기보고 융통성에 유의한 영향을 주고(B=.524), 자기보고 융통성도 정서조절에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다(B=.476). 또한, 자기보고 융통성이 모형에 투입되면서, 정서인식명확성이 정서조절에 미치는 간접효과도 유의한 것으로 나타나(B=.249) 자기보고로 측정된 인지적 융통성이 정서인식명확성과 정서조절의 관계를 부분적으로 매개하였다.

The mediating effect of self-reported flexibility in the relationship between emotional clarity and emotion regulation

  Direct effectBSEtp
Clarity → Self-reported flexibility.5237.06987.5043.0000
Clarity → Emotion regulation.2366.07473.1667.0019
Self-reported flexibility → Emotion regulation.4759.07476.3686.0000

  Indirect effectB95% Confidence Interval

Clarity → Self-reported flexibility → Emotion regulation.2492.1634, .3678

Fig. 1.

Mediation model of self-reported flexibility. *p<.05, **p<.01.


3. 정서인식명확성과 정서조절의 관계에서 과제 융통성의 매개효과분석

다음으로, 정서인식명확성과 정서조절의 관계에서 과제로 측정된 융통성의 매개효과를 검증하였다. 분석결과(Table 3, Fig. 2), 정서인식명확성이 과제 융통성에 미치는 영향이 유의하지 않았으며(B=.019), 과제 융통성이 정서조절에 미치는 효과와 과제융통성의 투입으로 인한 정서조절에 대한 정서인식명확성의 간접효과도 유의하지 않았다(B=.001). 따라서. 과제융통성은 두 변수의 관계에서 매개 역할을 하지 못하였다.

The mediating effect of task flexibility in the relationship between emotional clarity and emotion regulation

  Direct effectBSEtp
Clarity → Task flexibility−.0188.0819−.2298.8186
Clarity → Emotion regulation.4853.07186.7569.0000
Task flexibility → Emotion regulation−.0298.0718−.4143.6793

  Indirect effectB95% Confidence Interval

Clarity → Task flexibility → Emotion regulation.0006−.0081, .0183

Fig. 2.

Mediation model of task flexibility. *p<.05, **p<.01.


고 찰

본 연구는 만 18세 이상의 성인 151명을 대상으로, 정서인식명확성과 정서조절의 관계에서 인지적 융통성의 역할을 살펴보고, 이 관계가 과제로 측정한 융통성에 의해서도 나타나는 지 알아보았다. 정서인식명확성과 정서조절곤란, 인지적 융통성을 자기보고식 설문지로 측정하고, 인지적 융통성을 과제로 한번 더 측정하여 그 관계를 분석했다. 분석결과, 정서인식명확성은 부분적으로 인지적 융통성에 영향을 미쳐 정서조절에 영향을 주는 것으로 나타났다. 그러나 인지적 융통성을 자기보고로 측정한 값과 과제로 측정한 값이 어떠한 상관도 보이지 않았으며, 모든 분석에서 과제 융통성은 유의한 결과를 보이지 못하였다. 각 결과에 대해 다음과 같이 논의해보았다.

정서인식명확성과 정서조절, 그리고 자기보고와 과제로 측정한 인지적 융통성 간의 관련성을 확인하기 위해 상관분석을 실시한 결과, 정서인식명확성과 정서조절 간에는 유의한 정적 상관을 보이며, 자기보고로 측정한 인지적 융통성은 정서인식명확성과 정서조절 각각과 유의한 정적 상관을 보였다. 즉, 자신의 정서를 명확하게 구분하고 인식하는 능력과 인지적으로 유연하여 대안을 자유로이 생성해내고 상황에 대해 통제감을 느끼는 것, 정서조절에 어려움을 덜 겪는 특징은 서로 관련되는 것으로 나타났다. 하지만, 과제로 측정한 인지적 융통성은 정서인식명확성, 정서조절, 심지어 자기보고로 측정한 인지적 융통성과 유의한 상관이 없었다.

정서인식명확성과 정서조절의 관계는 유의한 것으로 나타났다. 즉, 정서인식명확성이 높으면 정서조절에 있어서의 어려움을 적게 보고하였다. 이와 같이 정서를 구분하는 능력과 조절하는 능력의 관계는 외상에 노출된 집단이나 최근에 단서가 없는 공황발작을 경험한 집단과 같이 여러 임상장면에 대한 선행연구의 결과와 일치하였다(Tull et al., 2007a & b). 뿐만 아니라, 우울, 사회불안, 경계선 성격장애, 폭식장애, 알코올남용과 같이 정서조절의 문제를 보이는 임상군에게서 정서인식명확성이 결핍되어 있었다(Vine et al., 2014). 최근 사회불안장애 집단에 대한 인지행동 및 마음챙김 치료를 진행한 연구(Butler et al., 2018)에서는 처음에 정서인식명확성이 낮았던 사회불안장애자가 인지행동치료가 진행되면서 명확성이 높아지고 불안이 감소하게 되었는데, 이는 정서인식명확성의 증가가 사회불안증상 감소를 돕는다는 결론을 뒷받침한다.

자기보고로 측정된 인지적 융통성은 명확성과 정서조절의 관계에서 부분매개 효과를 가지는 것으로 확인되었다. 즉, 본 연구에서 밝히고자 했던 정서인식명확성이 정서조절로 이어지는 기제에 있어 인지적 융통성의 역할이 부분적으로 지지되었다. 이 결과는 정서인식에 있어 명확한 사람이 자신의 정서경험을 다루는 데에 비교적 적은 자원을 투자하고, 상황에 대한 유연한 사고를 하게 되어 정서를 적응적으로 조절한다는 것을 의미한다. 또한, 유사한 맥락에서 정서를 명확하게 인식하는 사람은 부정적인 정서를 경험할 때 이를 초기단계에 자각하여 그 영향이 결정적이 되기 이전에 대처하기 때문에 부정정서의 악영향을 줄일 수 있다(Wilkowski et al., 2008). 이러한 점에서 정서경험을 명확하게 인식하는 사람은 경험하고 있는 부정적인 정서를 비교적 크기가 작고 덜 심각하여 그 영향력이 적은 초기단계에 탐지하게 된다. 따라서 이 단계에서는 유연성을 비롯한 인지기능이 유지되어 적응적으로 정서를 조절할 수 있게 된다.

마지막으로, 정서인식명확성과 정서조절의 관계를 과제로 측정된 인지적 융통성이 매개하지 않았고, 본 연구의 조작적 정의에 근접한 인지적 유연성 검사(CFI; 인지적 융통성에 대한 자기보고 검사)의 ‘대안’하위척도도 과제측정치와 상관을 보이지 않았다. 이는 정서인식명확성이 자신이 여러 설명대안을 만들 수 있고, 상황을 통제할 수 있다는 신념에 영향을 미쳐 정서조절을 촉진하지만, 실제 능력은 그들의 관계에 어떤 유의한 영향도 미치지 않는다는 것을 시사하는 것으로 해석해 볼 수 있다. 실제로 특정한 상황이나 행동에 대해 여러 대안적 설명과 방법을 고안해내는 실제 능력은 자신의 능력에 대한 주관적인 믿음과 차이가 날 수 있다는 연구결과(Johnco et al., 2014)는 이러한 결론을 뒷받침한다. Johnco et al. (2014)의 연구에서 인지적 융통성의 자기보고 측정치가 적응적인 행동에 대한 자기효능감 혹은 성격 5요인모델의 경험에 대한 개방성과 같은 성격측면을 평가한 것일 수 있다고 제안한 점을 고려하면, 본 연구의 결과는 다양한 분야에서 입증되어 온 주관적 믿음의 중요성 혹은 경험에 대한 개방적인 태도가 정서조절의 상황에서도 실제 능력보다 중요한 역할을 한다는 것을 밝힌 것이다.

또 하나의 가능성은 본 연구에 사용된 과제가 정서조절에 필요한 유연한 사고력을 측정하는데 한계가 있었을 수 있다. 실제로 정서를 조절해야 하는 상황은 부정적인 정서를 유발한 상황에 대해 긍정적인 여러 ‘해석’을 떠올리거나 부정적인 정서를 해소할 만한 적절한 ‘행동’을 유연하게 만들어내는 능력을 요구한다. 뿐만 아니라, 실제 상황에서는 특정한 정서를 어떤 방식으로 통제 혹은 표현할 지에 대해 시간제한이 없다. 그러한 점에서 본 연구에서 활용된 과제가 실제로 정서조절을 해야 하는 상황의 특성을 정확하게 반영하지 못하였을 수 있다.

본 연구는 다음과 같은 한계가 있으며, 이를 보완할 향후 연구를 제안하고자 한다. 먼저, 본 연구에서는 과제를 비대면으로 실시하였다. 과제를 링크나 문자를 통해 측정한 이유는 접근성과 효율성 때문이며, 실제로 측정할 때에는 타이머를 포함하거나 연구자가 시간을 제한하면서 모두 동등한 시간조건 내에서 과제에 임할 수 있도록 했다. 하지만, 2분이라는 시간은 정서조절의 성공을 위해 다양한 대안을 떠올리는 능력을 측정하기에 부족했을 수 있으며, 정서조절에 필요한 인지적 융통성을 측정할 때 현실적으로 적합하지 않은 시간이었을 수 있다. 향후 연구에서는 충분한 시간 동안 실제능력을 더 잘 대변할 수 있는 방법으로 재검증해 볼 필요가 있다.

두 번째, 유연한 사고에 대한 정의가 다양하다는 문제이다. 본 연구에서는 정서조절에서의 유연한 사고를 ‘상황과 행동에 대해 여러 대안적 해석과 해결을 할 수 있는 능력’이라고 정의하였지만, 아직까지 유연한 사고에 대한 합치된 정의가 없다. 정서조절에서의 유연성은 ‘여러 정서조절전략을 자유로이 취할 수 있는 능력(Aldao et al., 2015)’, ‘정서적 반응을 상황에 맞춰 강화하고 억제하는 능력(Bonanno et al., 2004)’ 등으로 정의되기도 한다. 따라서 각 정의에 따라 적합한 방식으로 측정된 인지적 융통성은 본 연구의 의미를 더욱 확장하고 보다 의미 있는 함의를 제공해 줄 수 있을 것으로 기대한다.

본 연구의 결과는 최근 활발하게 연구되고 있는 정서조절의 기제를 정확하게 이해하는 데에 도움이 될 것이다. 비록 한 시점에서 모든 변인을 측정하여 인과관계를 분명히 할 수 없지만 향후 체계적인 실험연구는 이러한 관계를 확인해 줄 것이다. 또한 이 연구는 정서조절을 향상시킬 수 있는 개입 방향을 제시하기 위한 기초를 제공하였다. 즉, 정서를 성공적으로 조절하려면 정서를 명확하게 인식하고, 인지적인 융통성이 뒤따라야 한다는 점을 확인하여 이를 개입이 적용할 수 있을 것으로 보인다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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September 2018, 26 (3)

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