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The Relationship between Unstable Attachment and Subjective Well-Being: Mediating Effect of Decentering and Self-Compassion
Korean J Stress Res 2018;26:290-295
Published online December 31, 2018
© 2018 Korean Society of Stress Medicine.

Yong Hee Kim

Department of Psychology, Gwangju University, Gwangju, Korea
Correspondence to: Yong Hee Kim Department of Psychology, Gwangju University, 277 Hyodeok-ro, Nam-gu, Gwangju 61743, Korea Tel: +82-62-670-2539 E-mail: yngkim9@gwangju.ac.kr
Received October 9, 2018; Revised November 5, 2018; Accepted November 6, 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:

The aim of this study were to investigate the effect of unstable attachment on subjective well-being and to identify mediator effects of decentering and self-compassion.

Methods:

A total of 255 college students participated in this study by completing the following questionnaires: Experience in Close Relationship Scale, Subjective Well-being Questionnaire, Decentering Scale, and Self-Compassion Scale.

Results:

Mediated Regression Analysis was used for the purposes of study. The results are as the following. First, unstable attachment had significant negative correlation with subjective well-being and decentering and self-compassion. Second, decentering had a partial meditational effect on the relation between unstable attachment and subjective well-being. Third, self-compassion had completely meditational effect on the relation between unstable attachment and subjective well-being.

Conclusions:

These results suggested that it is important to enhance students’ level of decentering and self-compassion in order to increase their subjective well-being effectively.

Keywords : Unstable attachment, Subjective well-being, Decentering, Self-compassion
서론

주관적 안녕감(subjective well-being)은 개인이 행복하다는 생각이나 감정을 느끼게 되는 심리적 측면으로 행복감이 높은 개인은 사회구성원으로서 잘 기능하고 있음을 반영한다(Diener, 2000). Diener(1984)가 제안한 주관적 안녕감은 인지적인 측면에서 삶의 만족감이 높고, 정서적으로 행복감과 즐거움과 같은 긍정적 정서경험의 증가와 관련된다. 주관적 안녕감이 높은 개인은 능동적으로 주변 환경을 통제하고 삶의 목적을 가지고 지속적인 성장을 위해 끊임없이 나아가는 경향이 있다(Ryan et al., 2000).

주관적 안녕감에 영향을 미치는 조건은 개인이 성취감을 느끼는 자율성과 관련된 변인과 타인과의 관계가 원만하고 조화를 이루는 친밀감 변인처럼 다양한 차원과 연관된다. 이와 관련하여 Ryan et al.(2002)은 기본심리적 욕구로서 유능감, 자율성, 관계성을 제안하면서, 개인이 심리적 만족감을 느낀다는 것은 단순히 긍정적 정서만을 느끼는 것뿐만 아니라 개인이 삶의 의미를 추구하고 자기를 실현하는 측면까지 포괄해야 된다고 제안하였다. 여기서 주목할 점은 인간은 자신에 대한 만족감도 중요하지만 동시에 타인에 대한 긍정적 관심이나 관계형성을 추구한다는 것이다. 인간은 다른 사람과 어울려 살기 때문에 대인관계가 중요하다고 볼 수 있다. 실제로 대인관계 만족도는 주관적 안녕감에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(Diener, 2000). 그러나 다른 사람과의 관계성을 불편해하고 문제를 일으키는 개인적 요인이 있다. 여기에는 사회적인 불안이나 애착 등이 있으며, 그 중 불안정애착일수록 관계형성에 어려움을 보인다는 연구결과가 있다(Rice et al., 1997; Kim YH, 2018). 한편 기존 연구에서도 불안정애착과 주관적 안녕감간의 관련성을 밝히는 여러 결과들을 보여주고 있어(Choi BR, 2014; Kim YH, 2018), 불안정 애착이 주관적 안녕감에 영향을 미침을 보여주고 있다.

애착(attachment)은 타인과의 친밀감을 경험하면서 편안해하거나 불편하게 생각하는 개인적 특성이다(Collins et al., 1990). 즉, 개인이 중요한 타인이 되는 부모나 애인, 배우자, 자녀 등과 같이 친밀한 대인관계를 맺을 때 작동되는 내적 모델을 말하는 것으로 사람들이 살아가면서 일상적으로 경험하는 것이다. Bowlby(1969)는 애착을 적응 및 정신병리에 있어서 가장 중요한 핵심변인으로 설명하였는데, 불안정애착을 형성한 사람은 우울, 불안 및 다양한 성격장애와 관련된다고 한다(Bowlby, 1969). 불안정애착은 타인과의 친밀한 관계경험을 방해하게 되어 주관적 안녕감을 유의하게 낮추는 경향이 있다(Kim YH, 2018). 불안정하게 애착된 사람들은 경직되고 부정적인 인지체계와 대처양식을 가졌으며, 대인관계 문제가 많고 주관적 안녕감이 낮았다(Choi BR, 2014).

위와 같이 애착과 관련된 변인들이 연구되었지만, 불안정애착이 주관적 안녕감의 저하로 발전되는 것을 막기 위해서는 불안정 애착과 주관적 안녕감의 관계를 보다 확장하여 설명할 수 있는 연구가 필요한 실정이다(Choi BR, 2014).

안정애착을 형성한 사람들은 자신의 느낌이나 생각이 현실과 차이가 있을 수 있고, 타인은 나와 다른 관점을 가진다는 상위인지적 자각 능력이 잘 발달되어 있다. 이때 상위인지자각(metacognitive awareness)은 자기의 생각이 사실의 직접적 반영이나 자기라고 보기보다 단지 정신적 활동이라고 보는 것을 말한다(Teasdale et al., 2002). 즉 안정애착을 형성한 사람일수록 상위인지 능력의 발달을 가져온다는 선행연구들이 있다(Yoo YK, 2011). 반면 불안정 애착을 형성한 사람들은 이러한 상위인지적 자각 능력이 부족하기 때문에 자신의 감정이나 생각과 같은 심리적인 활동을 알아차리는 것이 어렵다.

상위인지자각과 관련되는 탈중심화는 마음챙김 기반 인지치료(MBCT)에서 핵심적으로 다루어지고 있고 있다(Segal et al., 2013). 탈중심화(decentering)란 즉각적인 생각과 감정에 거리를 두어 자신이 주관적으로 해석한 현실과 객관적인 현실 간에 차이점을 관찰하는 능력이다(Safran & Segal, 1990). Segal et al.(2013)은 이전 인지치료자들은 탈중심화가 중요하다고 인식을 하였으나, 탈중심화 자체가 목적이기 보다는 사고의 내용을 바꾸려는 목적에 대한 수단으로 알려졌었다. 그러나 Ingram et al.(1986)은 사고 내용의 변화보다 탈중심화가 더 중심적인 역할을 한다고 제안했다. 최근들어 탈중심화란 인지치료에서 중추적 역할을 담당하게 되었고, 단순히 생각을 바라보는 것이라기보다는 상위인지자각으로서 자신의 생각이나 감정과 같은 심리적 과정을 관찰할 수 있는 일종의 주의통제력과 관련된다(Lee, 2015). 수용전념치료(ACT)나 변증법적 헹동치료(DBT)에서도 심리치료 과정에서 탈중심화 능력을 증진시키는 것이 핵심적 치료 기제로 받아들여지고 있다.

탈중심화의 적용 기제가 주로 심리적 과정 중 생각에만 국한된다고 여겨지던 과거와 달리 이제는 단순히 사고영역을 넘어서서, 감정과 신체감각으로 탈중심화를 확대하여 적용하는 것으로 제안되기도 하였다(Segal et al., 2013). 국내에서 대학생을 대상으로 한 연구에서 마음챙김 명상 훈련을 통해 탈중심화 능력을 높인 피험자들이 우울증상과 반추증상이 완화되는 것으로 나타났다(Lee, 2015). 또 다른 연구에서는 탈중심화와 심리적 안녕감과 정적 상관이 있었으며 자기낙담과 심리적 안녕감간 관계에서 탈중심화가 부분 매개역할을 하였다(Park et al., 2017). 이와 같이 탈중심화는 행복감이나 긍정 정서에 정적 영향을 미치는 요인으로 주관적 안녕감에 영향을 줄 것이다.

한편 안정 애착을 형성한 사람들은 자신의 정서나 생각에 대해서 다른 사람들의 친절함과 걱정, 관심을 받으면서 유대감과 위로감을 경험하게 되는데, 안전하고 지지적인 환경에서 생활하는 개인일수록 자기를 위로하는 태도를 가질 것이다. 그러나 불안정한 애착을 가진 사람들은 스트레스적이고 위협적인 환경에 자란 경우가 많고 부정적인 생각이나 감정이 들 때, 자신을 비난하거나 회피하는 경우가 많다. 이로 인해 자기 자신을 돌보거나 건강한 자기수용의 형태인 자기자비의 태도를 가지기가 힘든 것으로 나타났다(Kim SS, 2014).

자기자비(self-compassion)는 건강한 자기태도로 Neff (2003)에 의해 제안되었다. 자기자비란 자신의 고통에 마음이 움직이고 열려있는 것으로, 고통을 피하거나 단절하지 않으면서 친절하고 자애로운 마음으로 스스로를 치유하는 태도이다. 불교에서 유래한 자애의 원래 뜻은 ‘사랑하다’, ‘자애를 베풀다’와 같이 긍정사건과 관련된 반응을 지칭하고, 자비는 ‘고통 당하는 대상을 가엽게 여기고 도와주려는 마음’ 처럼 부정 사건에 대한 반응을 지칭한다(Kim YS et al., 2015).

우울증 완화를 목적으로 하는 MBCT의 자기자비 증진 훈련에서는 불쾌함과 고통은 인간이라면 누구나 경험하는 것이며, 따라서 불쾌한 감정과 싸우기 위한 수단으로 내적으로 더 친절하게 대하라고 주장한다(Segal et al., 2013). 결국 가장 중요한 것은 힘든 마음 상태에서도 친절하게 자신을 돌볼 의도를 가지는 것은 그 자체가 치유임을 의미한다(Germer, 2009). 국내에서 대학생을 대상으로 한 연구에서 자기자비는 부모애착, 사회불안과 부적 상관이 있었으며, 자기자비는 부모애착과 사회불안을 부분 매개하는 것으로 나타나, 부모애착이 사회불안에 미치는 영향을 완충하는 효과를 보였다(Yoon, 2016). 또 다른 연구에서 청소년의 부모애착이 정서조절에 미치는 영향에서 자기자비가 유의미한 부분 매개효과를 보여(Kim JY, 2016) 자기자비는 심리적 건강을 예측하는 변인으로 볼 수 있다.

이전에 불안정애착이란 친밀한 관계경험에서 부정적인 기대를 하거나 불편한 감정을 경험하는 것으로 정의하였는데, 일상에서 대인관계의 불편감을 자주 경험하는 사람은 대인관계에서 고립되거나 지나친 몰입으로 인해 주관적 안녕감이 낮을 것이다. 한편 불안정애착이 주관적 안녕감에 미치는 영향에서 다양한 변인들이 연결될 수 있을 것으로 예상되며, 본 연구에서 탈중심화와 자기자비를 고려하여 새로운 해석이 가능한지 알아보고자 하였다. 불안정 애착자일수록 탈중심화나 자기자비와 관련하여 어려움을 가지게 되어 우울이나 불안과 같은 부정 정서에 빠지기 쉽고, 주관적 안녕감은 낮을 것이기 때문이다. 실제로 Lee JR(2013)은 불안정애착이 자기자비의 수준을 낮춤으로써 심리적 건강을 감소시키는 역할을 한다고 제안하였고, Yeum JE(2016)는 불안정애착이 마음챙김의 수준을 저하시키고 심리적 안녕감에 영향을 준다고 제안한 바 있다. 따라서 본 연구에서는 불안정애착이 주관적 안녕감의 관계에서 탈중심화와 자기자비를 모두 다룬 연구가 부족하다는 점에 착안하여 매개효과 분석을 선택하였다. 이를 위해 먼저 불안정애착이 주관적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는 지 알아보고, 다음으로 불안정애착과 주관적 안녕감의 관계에서 탈중심화와 자기자비가 각각 이 둘의 관계를 매개하는지 살펴보고자 한다.

연구방법

1. 연구 대상

본 연구는 G 광역시에 거주하는 대학생들을 대상으로 실시하였다. 이들은 255명(남 57명, 여 198명)을 대상으로 질문지를 실시하였다. 대상자들의 평균 연령은 20.02세(SD= 1.82)였고 범위는 18세에서 28세이다. 학년별 분포로는 1학년이 124명(48%), 2학년 78명(30%), 3학년이 53명(20.78%)였다.

2. 연구 도구

1) Experiences in Close Relationship Scale

불안정 애착을 측정하기 위해 Brennan et al.(1998)이 개발한 친밀관계경험척도를 Mun HC(2007)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도의 경우 불안애착(18문항)과 회피애착(18문항)의 두 가지 하위요인으로 구성된다. 전체 36문항이며, 7점 likert scale로 점수가 클수록 애착이 불안정하여 대인관계를 맺는데 있어서 어려움이 있음을 뜻한다. 본 연구에서 내적 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .89였다.

2) Subjective Well-being Questionnaire

Suh EK & Gu JS(2011)이 주관적 안녕감(Diener et al., 1999)을 중심으로 개발한 척도로, 행복의 인지적 요소(삶의 만족)과 정서적 요소(긍정 또는 부정 정서경험)로 구성하였다. 만족감, 긍정적 정서, 부정적 정서를 측정하는 데 총 9문항이다. 본 연구에서는 삶의 만족을 뜻하는 인지적 요소로 총 5문항을 사용하였다. 7점 likert scale이며 점수가 높을수록 자신의 삶에 대한 만족도가 높은 것으로 해석 가능하다. 본 연구에서 내적 신뢰도 계수는 .83으로 높은 편다.

3) Decentering Scale

Fresco et al.(2007)이 Teasdale, Segal & Williams의 마음챙김 인지치료(MBCT)를 기반으로 탈중심화 척도를 개발하였다. 본 연구에서는 Kim BN(2008)가 번안한 척도를 사용하였으며, 전체 문항은 11문항이고, 5점 likert scale이다. 점수가 높을수록 탈중심화가 잘 이루어진다는 것을 의미한다. Fresco et al.(2007)은 이 척도가 단일요인이며 탈중심화가 높을수록 우울, 반추, 경험회피가 적다고 주장하였다. 본 연구에서 내적 신뢰도 계수는 .84였다.

4) The Self-Compassion Scale

Neff(2003)가 개발한 자기자비 척도를 Kim KY et al.(2008)이 번안한 한국판 자기자비 척도(K-SCS)를 사용하였다. 척도는 자기친절과 자기비난, 보편적 인간성과 고립, 마음챙김과 과잉동일시의 3개 하위 요인으로 구성되어 있다. 전체 26문항이고 5점 likert scale이다. 척도를 Kim KY et al.(2008)의 연구에서 내적 합치도는 .81로 나타났고, 본 연구에서 전체 내적 신뢰도 계수는 .87 였다.

3. 연구 방법

1) 연구절차

G광역시 소재 대학에 재학 중인 대학생을 대상으로 연구에 대해 설명한 후 서면으로 연구 참여동의서를 작성하였다. 동의서에 서명한 266명의 대학생들을 대상으로 설문지를 실시하였다. 이들 중 누락된 응답이 많거나, 지나치게 극단치에 편중되어 응답한 자료로 분류된 11부를 제외하고 총 255명의 자료가 최종적으로 분석되었다.

2) 분석 방법

수집된 자료는 SPSS Statistics 22.0과 SPSS Process Macro 프로그램을 사용하여 분석을 실시하였다. 첫째, 연구대상자들의 일반적 특성을 살펴보기 위해 기술통계 및 상관분석을 실시하였다. 둘째, Baron & Kenny(1986)의 매개효과 검증법에 따라 불안정애착이 주관적 안녕감에 미치는 영향에서 탈중심화와 자기자비의 매개효과를 검증하였다. 셋째, 매개효과를 재검증하기 위해 Process Macro를 이용하여 간접효과를 재검증하였다. 이와 더불어 Sobel test도 실시하였다.

결과

1. 기술 통계

본 연구에서 살펴볼 주요 변인들의 평균과 표준편차와 상관관계를 알아보기 위해 분석을 실시하였으며 Table 1과 같다. 그 결과, 모든 변인들 사이에 유의한 상관관계가 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 불안정애착은 주관적 안녕감(r=−.36, p<.01), 탈중심화(r=−.23, p<.01), 자기자비(r=−.57, p<.01)와 모두 유의한 부적 상관을 보였다. 탈중심화도 자기자비(r=.52, p<.01)과 주관적 안녕감(r=.43, p<.01)과 유의한 정적 상관이 나타났다. 그리고 변인들의 왜도와 첨도는 절대값이 1을 넘지 않았기 때문에 모두 정규성 가정을 충족하는 것으로 확인되었다.

Correlation, mean, SD, skewness and kurtosis

  Variable 1 2 3 4
1. Unstable attachment -
2. Subjective Well-being −.36** -
3. Decentering −.24** .43** -
4. Self-compassion −.57** .51** .52** 1
Mean 94.70 19.16 31.18 79.71
SD 20.56 6.36 8.75 14.40
Skewness .01 −.06 .44 −.13
Kurtosis −.23 −.45 .53 .13

p<.01.



2. 매개효과 분석

불안정애착이 주관적 안녕감에 미치는 영향에서 탈중심화와 자기자비가 매개하는지 알아보기 위해 Baron & Kenny (1986)의 3단계 과정을 통해 분석하였고, Table 2에 제시하였다.

Mediating effect of decentering and self-compassion

Step β t R2 (AdjustedR2)
Decentering 1 Unstable attachment -> Decentering −.24 −3.96** .05
2 Unstable attachment -> Subjective well-being −.36 −6.23** .13
3 Unstable attachment -> Subjective well-being −.27 −4.95** .25
Decentering .37 6.61**
Self-compassion 1 Unstable attachment -> Self-compassion −.57 −.11.06** .32
2 Unstable attachment -> Subjective well-being −.36 −6.23** .13
3 Unstable attachment -> Subjective well-being −.10 −1.54 .27
Decentering .46 7.06**

p<.001.



불안정애착과 주관적 안녕감의 관계에서 탈중심화의 매개효과를 분석한 결과, 애착이 탈중심화에 미치는 영향을 분석하는 1단계에서 불안정애착은 탈중심화에 유의한 영향을 미쳤으며, 불안정애착이 탈중심화를 설명하는 변량은 5%였다(β=−.24, p<.01). 2단계에서 애착이 주관적 안녕감에 유의한 영향을 주었으며, 그 설명력은 13%로 나타났다(β=−.36, p<.01). 독립변인과 매개변인이 다같이 종속변인에 미치는 영향을 알아보는 3단계에서 불안정애착(β=−.27, p<.01)과 탈중심화(β=.37, p<.01)는 주관적 안녕감에 유의미한 영향을 나타냈다. 따라서 불안정애착의 회귀계수가 감소하고 독립과 매개변인의 회귀계수가 모두 유의미하므로, 부분 매개효과임을 알 수 있다(Fig. 1).

Fig. 1.

Mediating effect of decentering.



한편 자기연민의 매개효과를 검증하는 과정을 살펴보면, 불안정애착이 자기연민에 미치는 영향력을 분석하는 1단계에서 회귀계수가 −.57 (p<.01)로 유의하였다. 2단계에서 불안정애착이 주관적 안녕감에 유의한 영향력을 미치는 것으로 나타났다(β=−.36, p<.01). 3단계에서 불안정애착의 회귀계수가 −.10 (p=n.s.)이고, 자기자비의 회귀계수가 .46 (p<.01)이였다. 독립변인의 회귀계수가 감소하면서 유의하지 않고, 매개변인의 회귀계수만 유의하여 완전매개효과로 해석된다(Fig. 2).

Fig. 2.

Mediating effect of self-compassion.



3. 매개효과 유의성 검정

매개회귀분석 결과에 대한 매개효과 유의성 검정을 위해 bootstrapping 방법을 활용하였다. 이 방법은 표본의 정규성을 가정하지 않고 통계적 절차를 통해 대규모의 무선표본을 가상으로 만든 것이다. bootstrapping 유의성 검사 결과는 Table 3에 제시하였다. 탈중심화와 자기자비 모두 95% 신뢰구간에서 구한 계수의 하한값과 상한값은 각각 0을 포함하지 않으므로 매개효과가 유의하다고 판단할 수 있다. Sobel 검증에서 탈중심화는 z값이 −3.37이고, 자기자비의 z값은 −5.94로 산출되어 임계치 +1.96 이상으므로 탈중심화와 자기자비의 매개효과가 유의함이 검증되었다(p<.001).

Mediation effect of decentering (bootstrapping)

Effect BootSE 95%

LLCI ULCI
Decentering −.027 .008 −.046 −.013
Self-compassion −.082 .013 −.109 −.058

고찰

본 연구는 대학생을 대상으로 불안정애착이 주관적 안녕감 각각에 미치는 영향에서 탈중심화와 자기자비의 매개효과를 각각 살펴보았다. 주요한 결과를 중심으로 논의하면 다음과 같다.

먼저 본 연구의 주요 변인 간의 결과를 살펴본 결과, 불안정애착은 주관적 안녕감, 탈중심화, 자기자비와 유의한 부적 상관을 보였다. 이러한 결과는 불안정애착이 높을수록 주관적 안녕감과 탈중심화, 자기자비가 낮았다. 이와 같은 결과는 불안정 회피애착을 형성한 대학생일수록 주관적 안녕감이 더 낮을 뿐 아니라 정서표현양가성이 높다는 것으로 확인된 Choi BR(2014)의 연구결과와 일치하는 것으로 볼 수 있다. 또한 불안정 애착의 대학생들이 주관적 안녕감이 낮고 자기 용서성향도 낮은 것으로 나타난 Lee JS(2009)의 연구결과와도 일치하는 것이라 볼 수 있다. Bowlby(1969)에 따르면 불안정애착을 형성한 사람은 일상생활 적응에 어려움이 있고 다양한 정신병리에 취약하다는 주장과 비슷한 결과이다. 한편 불안정애착과 달리 탈중심화는 주관적 안녕감과 정적인 상관을 보였다. 즉 탈중심화가 잘 이루어지는 대학생일수록 주관적 안녕감이 높다는 것이다. Fresco(2007)에 따르면, 탈중심화는 개인의 심리적 건강을 유지하는데 중요한 역할을 담당하며, 이 기능이 부족할수록 정서장애에 취약해지기 쉽다고 한다. 이러한 결과는 대학생의 주관적 안녕감을 높이기 위해서 관련된 프로그램의 개발이 필요함을 시사한다. 또한 자기자비는 주관적 안녕감과 정적 상관이 나타났는데, 자기자비 성향이 높을수록 주관적 안녕감이 높았다. 자기자비가 높은 사람은 자신의 감정을 잘 알아채고, 이해할 뿐만 아니라 특히 고통스러운 감정을 수용함으로써 긍정적 자기감정을 촉진할 수 있다고 제안한 Neff(2003)의 연구결과와 일치한다. 따라서 자기자비를 고양할 수 있는 다양한 치료 기제의 연구가 필요해 보인다.

둘째, 탈중심화의 매개효과 검증에서 불안정애착은 주관적 안녕감에 직접적인 영향을 주는 동시에 탈중심화를 통해 간접적으로 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 불안정하게 애착을 형성하면 탈중심화 능력이 떨어지고 주관적 안녕감이 감소함을 반영한다. 불안정애착이 탈중심화 능력을 저해하고 주관적 안녕감을 낮출 수 있다는 본 연구결과는 불안정애착이 대학생의 적응에 있어서 중요하게 다루어져야 함을 시사한다. 애착이 개인의 심리적 건강, 특히 주관적 안녕감에 있어서 중요한 결정인자임은 널리 알려진 사실이다(Mikulincer & Shaver, 2007; Kim YH, 2012). 따라서 대학생의 적응을 돕기 위해 애착수준을 고려한 치료적 개입이 필요해 보인다. 한편 탈중심화는 주관적 안녕감을 높여 적응에 도움이 되는 역할을 한다. 내현적자기애가 높은 대학생들을 대상으로 심리적 안녕감에 미치는 영향을 살펴본 연구에서 탈중심화의 매개효과가 나타난 것은 본 연구결과와 일치하는 결과이다(Lee JH, 2018). 탈중심화는 부정적 사건에 직면했을 때 그 사건과 관련된 생각이나 정서에 압도되지 않고 거리를 두고 평상심을 유지하면서 바라볼 수 있도록 도와 부적응적 적응에 이르지 않도록 하는데 도움을 줄 수 있다. 불안정한 애착을 가진 대학생일수록 이러한 탈중심화에 어려움을 보이기 때문에 상황에 따라 탈중심화를 중심으로 한 개입이 필요함을 시사한다.

셋째, 자기자비의 매개효과 검증에서 불안정애착은 자기자비에 직접적 영향을 주었지만, 자기자비를 통한 간접적 영향은 미치지 않아 완전매개효과가 나타났다. 이러한 결과는 자기자비가 매개변인으로 개입할 때는 불안정애착이 주관적 안녕감에 미치는 효과가 미미함을 의미한다. 그러므로 불안정애착이 주관적 안녕감에 미치는 영향에서 자기자비의 역할이 중요함을 시사한다. 이러한 결과는 성인애착과 심리적 건강사이에서 자기자비가 부분매개역할을 하는 것으로 나타난 Lee JR(2013)의 연구와 유사한 결과이다. 그리고 대학생의 스트레스와 주관적 안녕감의 관계에서 자기자비가 부분매개효과를 보인 연구결과와도 일치하고 있다(Lee SY, 2012). 최근 연구들에 따르면 자기자비는 인간관계를 유지할 수 있는 중요한 변인으로 밝혀지고 있으며(Baker & McNulty, 2011), 적응적인 자기조절을 하도록 도움을 주는 변인이며(Terry & Leary, 2011), 자기존중감을 강화시키는 핵심적 변인으로서(Neff & Vonk, 2009), 사회적 스트레스에 적응적 반응을 유도한다(Neff & Vonk, 2009)고 알려져 있다. 본 연구에서도 불안정애착을 가진 사람일수록 자기자비의 태도를 가지기 힘들며 이는 주관적 안녕감을 떨어뜨리는 역할을 하는 것으로 나타났다. 따라서 자기자비심을 키울 수 있는 프로그램을 활용한다면 자신에 대한 친절함, 너그러움, 이타성을 증진시키고 궁극적으로 주관적 안녕감에 영향을 줄 수 있음을 시사한다.

불안정애착이 심리적 건강에 미치는 영향을 논의할 때 그 중요성이 강조되어 왔다. 그러나 본 연구에서는 대학생의 불안정애착과 주관적 안녕감간의 관계에서 다양한 변인들 가운데 실제 인지치료에서 중요하게 다루어 지고 있는 탈중심화와 자기자비의 역할을 검증하였다는 점에서 의의가 있다고 할 수 있다. 탈중심화와 자기자비의 매개효과의 입증은 불안정애착이 있는 대학생집단에서 탈중심화나 자기자비에 따른 치료방법의 개발이나 치료계획에 시사점을 줄 수 있을 것으로 보여지며, 이를 통해 대학생의 정신건강 증진을 위한 예방적 개입의 토대를 마련할 수 있을 것이다. 실제로 탈중심화와 자기자비는 마음챙김 훈련에서 중요하게 사용되는 변인들로 불안정애착을 가진 대학생들의 주관적 안녕감을 높이기 위한 한 방편으로서 이 변인들이 가진 중요성을 확인하였다. 따라서 앞으로 이 분야의 연구에서 그 관계성들의 시사점을 제안하는데 본 연구의 의의가 있겠다. 한편 몇 가지의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 일부 지역에서 거주하는 대학생들을 대상으로 하여 결과의 일반화에 다소 무리가 있을 것이다. 둘째, 본 연구의 대상자들 가운데 남성보다 여성의 비율이 약 3배 정도 많았기 때문에, 여성의 심리적 특성이 더 많이 반영되었다고 볼 수 있다. 이러한 성별의 영향에 대해 주의하여 해석할 필요가 있겠다. 셋째, 탈중심화는 주의통제나 마음챙김, 수용, 알아차림과 같이 다양한 유사한 변인들과 관련성이 깊다. 따라서 이들 변인들과의 관계성을 확대하여 살펴볼 필요성이 있다. 셋째, 탈중심화와 자기자비는 질문지를 사용하여 측정하였다. 마음챙김 훈련의 일부분 인만큼 실제로 훈련이나 실험을 실시해 봄으로써 효과성 검증을 하는 것이 정확한 측정방법일 것이다.

Acknowledgements

This research was supported by Research Funds of Gwangju University in 2018.

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

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March 2019, 27 (1)

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