서론

과거 심리학에서 부정적인 감정을 다루었던 것과 달리, 최근 긍정심리학에서는 행복과 같은 긍정적인 감정을 중요시 여기며 연구하기 시작했다(Seligman et al., 2000). 특히 다양한 긍정적인 요인들 중 자신의 삶에 대한 행복함과 만족감을 측정하는 심리적 안녕감에 대한 연구가 상담 분야에서 활발해지고 있다.

상담 분야에서 주관적 행복도를 어떻게 상담에서 다루어야 할지 보기 위해 안녕감과 관련된 보호요인들이 연구되어야 할 필요가 있다. 본 연구는 다양한 보호요인들 중 좋은 기능을 가지고 있었지만, 최근에 주목하고 있는 ‘격려’에 대하여 조망하고자 한다. 개인이 어떤 어려움에 처했을 때 교사, 부모님, 친구의 격려와 지지가 중요하지만, 주변 사람들에게 격려와 지지를 지속적으로 받는 것은 어려울 수 있다. 무엇보다도 성인들이 스스로를 지지하는 힘, 자기 조절이 필요하다(Kee CY, 2009). Rogers(1980)에 따르면 사람은 자신의 문제를 스스로 치유할 수 있는 잠재력이 있다. 이러한 자기치유와 관련된 요소로 자아존중감, 자기 통제, 자기 격려 등이 상담 연구에서 논의되고 있다(Kim SH et al., 1999).

격려가 주변 사람들로부터 받아왔던 것이라면 자기격려는 스스로에게 격려를 함으로써 자신의 정서적, 사회적인 문제를 효과적으로 해결하도록 하는 내적 통제 변인이다. 자기격려는 자신감을 향상시켜, 자신의 능력을 펼치도록 도우며, 도전을 시도했을 때 실패하더라도 쉽게 절망하지 않고, 다시 도전할 수 있는 용기를 준다(Kim CG, 2006).

Lee MR(2010)의 연구에서는 어머니로부터 칭찬, 격려를 많이 받은 아동이 높은 자기격려 수준을 보였으며, Park EK(2009)의 연구에서는 격려적인 가정의 학생이 비격려적인 가정의 학생보다 자기격려를 많이 하는 것을 보였다. 이 선행연구를 살펴보면, 자기격려는 중요한 사람들이 보내주는 격려, 칭찬들이 자신에게 내면화 되는 것으로 볼 수 있다.

자기격려가 심리적 건강에 미치는 영향을 조사한 선행연구를 살펴보면, 자기격려는 심리적 안녕감에 긍정적인 영향을 가지는 연구가 대부분이다. 대학생들을 대상으로 진행된 Jo EJ(2013)의 연구에서 자기격려의 향상이 주관적 안녕감을 향상시키는데 영향을 미친다고 밝혔다. 특히 자기격려는 스스로 심리적 안녕감을 형성하는데 긍정적인 변인 중 하나라고 보고하였다. Schoenaker(1991) 및 Bahlmann et al.(2001)는 자기격려 훈련의 결과로서 자신감증가와 심리적 안녕감 향상을 보였다. 이러한 선행연구 결과를 통해 자기격려가 심리적 안녕감을 향상시키는 자기 치유적인 변인임을 알 수 있다. 자기격려는 자신감을 높여주고, 자신의 장점에 맞춰 살아갈 수 있기 때문에 긍정적인 감정과 삶의 만족도를 향상시킬 것으로 예상된다. 본 연구에서 자기격려가 심리적 안녕감에 미치는 영향에 대해서 살펴보고자 한다.

기존연구들이 지각된 스트레스와 스트레스를 구분하지 않거나 지각된 스트레스를 스트레스와 혼용해서 사용하고 있다. 스트레스는 개인이 건강하고 마음이 편안한 상황에서 방해하는 사건, 상태로 정의되며(Lazarus, et al., 1984), 주변에서 위협감을 느낄 때 자신을 보호하는 것을 말한다. 하나의 사건에 대해 자신의 가치와 감정을 평가할 때, 현재 받아들일 수 있는 수준을 초과하면 스트레스가 발생한다. 지각된 스트레스는 개개인이 어떻게 인지하고 받아 들이냐에 따라 각기 다른 스트레스로 정의할 수 있다(Lazarus, et al., 1984). 동일한 발달시기에 있는 사람들도 개인에 따라 스트레스를 지각하는 정도는 차이가 있고, 그 스트레스를 처리하는 방법도 차이를 보인다(Ahn SY, 2007; Kim JH, 2012).

Lazarus et al.(1984)의 인지적 스트레스 이론에서 스트레스는 개인에게 큰 책임을 부여하며, 자원을 초과하게 되어 개인의 안녕을 위협한다고 밝혔으며, 특히 스트레스는 개인과 환경 간 특정한 관계라고 정의하였다(Hong YS, 2006). 이에 따라 지각된 스트레스는 심리적 안녕감과 밀접한 관련이 있는 것으로 조사된 변인이다. 상담분야에서 스트레스가 심리적 안녕감에 영향을 미친다는 연구가 많이 행해져왔다. 국내 연구에서는 Kim SH(2004)가 스트레스 사건에 대해 긍정적으로 지각할수록 안녕감에 도움이 된다고 보았으며, 심리적 안녕감이 높은 사람들이 스트레스를 지각하는 수준이 낮다고 보였다(Park JH, 2006; Lee HN et al., 2006). 앞서 언급한 선행연구들의 결과를 볼 때 스트레스는 심리적 안녕감에 영향을 미칠 것으로 예측되며, 부적인 상관이 있을 것으로 예상된다. 본 논문에서는 지각된 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 영향에 대해 알아보고자 한다.

개인마다 스트레스에 영향을 끼치는 변인에는 차이가 있을 수 있으나 동일한 스트레스 상황에서 스트레스를 잘 처리하는 경우가 있고, 그렇지 않은 경우도 있다. 이를 통해 개인적 요인이 필수적이라고 볼 수 있다(Kim JY, 2008). 즉, 스트레스를 지각하는 수준은 개인이 가진 내적인 변인에 의해 달라진다. 스트레스 상황에서 스트레스를 덜 지각하도록 돕는 개인 내적인 변인에는 여러 가지가 있지만 대표적인 것으로 앞서 언급한 자기격려를 들 수 있다. 격려 받은 사람이 받지 않은 사람보다 스트레스를 적게 느끼며, 불편한 감정을 덜 느끼게 되고, 자신감을 느끼며 적극적으로 긍정적인 행동에 참여하는 것을 보였다(Manaster et al., 1982; Kee CY et al., 2009). Noh AY et al.(2007)에 따르면 일반 대학생들의 자기격려가 증가할수록 자기효능감 수준이 증가하며 또한 스트레스는 감소하는 경향이 있었다. 고등학생을 대상으로 한 연구에서 자기격려 집단상담프로그램이 스트레스를 감소시키며, 자기격려 능력이 향상됨을 보였다(Ryu CJ, 2014).

이런 선행연구들의 결과를 통해 자기격려가 지각된 스트레스에 긍정적인 영향을 미침을 알 수 있다. 하지만 우리나라 연구들 대부분이 지각된 스트레스가 오히려 자기격려에 영향을 미치는 것으로 인과관계의 방향을 설정하고 있다. 즉, 지각된 스트레스 수준은 개개인마다 차이가 있을 수 있으며, 상황에 따라 변화될 수 있는 것이다. 하지만 자기격려는 어린 시절 주요 인물들에게 받은 칭찬, 격려들이 자신에게 내면화 되어 형성되는 기질적 특성으로 보는 것이 타당하다(Lee MR, 2010). 따라서 기질적 변인인 자기격려가 상황특수적인 변인인 스트레스 지각에 영향을 미치는 것으로 간주하는 것이 보다 타당한 인과관계 설정으로 보인다.

Friedman(1999)은 자기격려를 일종의 스트레스 대처방식으로 간주하고 학교교사들의 소진을 막기 위해서는 자기격려와 같은 스트레스 대처방식을 강화시켜 줄 필요가 있다고 제언하였다. Kühlmann(1990)도 자기격려를 효과적인 스트레스 대처방식으로 간주하였으며, 실제 자기격려는 직업 환경 내 스트레스를 줄이는 효과가 있음을 보였다. 이러한 연구들은 모두 자기격려가 지각된 스트레스에 영향을 미치는 것으로 인과관계를 지지 하였다.

자기격려와 마찬가지로 지지추구적 정서조절양식 역시 심리적 안녕감에 긍정적인 영향을 미치는 요소이다. 정서조절은 개인이 스트레스, 부정적인 정서를 포함한 모든 정서를 처리하고 그 정서들을 없애도록 돕는 하나의 체제로 정의된다(Koole, 2009). 정서조절에 실패하면, 부정적인 정서가 개인의 내면에 쌓여 생활하는데 있어 개인적 기능을 해치게 하고 적응하지 못하게 한다(Cole et al., 1994). 결과적으로 개인의 심리적 안녕감을 해치게 될 것이다. 정서조절양식 중 지지추구적 정서조절양식은 개인이 해결해야 할 과제가 주어졌을 때, 주변사람들에게 자신의 감정을 솔직히 표현하거나, 어떻게 해결하면 좋을지 조언을 구하는 등 주변 자원을 활용하여 문제를 해결한다(Shin HJ, 2002).

스트레스를 많이 지각한 경우 다양한 정서조절양식을 사용하여 부정적인 감정을 감소시키고자 노력한다. 이러한 정서조절이 적절히 되지 않으면 심리적 부적응을 일으킨다. 정서조절양식 중 지지 추구적 정서조절양식은 스트레스와 안녕감의 관계에서 조절효과로 작용한다는 것이 밝혀져 왔다. Im JO et al.(2003)은 Yoon SB(1999), Shin JY et al.(2005)의 정서조절 양식을 수정하여 정서조절양식이 정서인식의 명확성과 심리적 안녕을 매개하는 모형을 검증한 연구에서, 지지추구적 정서조절양식이 안녕감과 낮은 정적 상관을 나타내었다. 지지추구적 정서조절양식과 유사한 사회적 지지의 조절효과에 대한 연구를 살펴보면, Han EJ(2010)의 논문에서는 중증 지체장애아동 어머니의 양육스트레스와 사회적지지,심리적 안녕감 간의 관계에서 양육스트레스가 증가할수록 심리적 안녕감 수준이 낮아진다는 결과를 도출했으며, 사회적 지지가 증가할수록 심리적 안녕감 수준이 높아지는 경향이 있었다. EomNY(2014)은 취업스트레스가 심리적 안녕감에 부정적인 영향을 끼치지만, 사회적 지지가 높을수록 취업스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 부정적 영향의 정도가 낮다는 것을 밝혔다. 따라서 본 연구에서도 스트레스와 심리적 안녕감에 관계가 지지추구적 정서조절양식의 수준에 의해 조절된다고 상정하고자 한다. 지각된 스트레스가 높은 경우에 친구나 가족들을 통해 자신의 감정과 느낌을 이야기하고, 주변사람들에게 조언을 구하는 등 지지추구를 많이 사용하게 된다면, 초기 성인들이 경험하는 지각된 스트레스는 완충된다고 볼 수 있으며, 심리적 안녕감을 높이는 결과를 가져올 수 있다고 예상해 볼 수 있다.

본 연구의 목적을 정리해보면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 자기격려와 심리적 안녕감 사이에서 지각된 스트레스가 어떻게 영 향을 미치는지에 대해 보고자 한다. 둘째, 지각된 스트레스와 심리적 안녕감의 관계에서 지지 추구적 정서조절양식이 어떻게 작용하는지를 살펴봄으로써 심리적 안녕감에 영향을 미치는 변인들 간의 관계를 구체적으로 연구하고자 한다. 또한 지각된 스트레스와 지지추구적 정서조절양식의 상호작용을 통해 심리적 안녕감에 어떤 영향을 미치는지에 대해 살펴보고자 한다.

연구방법

1. 참여자

수도권에 거주하는 18세 이상 40세 초기성인기에 해당하는 남녀로 설문참여자들은 개별적으로 요청하여 모집하였다. 자료 수집은 2015년 4월 15일부터 2015년 5월 6일까지 진행되었으며, 404명을 대상으로 설문을 실시하였다. 설문에 참여한 사람들의 평균연령은 25.85세(SD=5.65)였으며, 남성이 143명(35.4%), 여성이 261명(64.6%)이었다. 결혼여부는 미혼이 342명(84.7%), 기혼이 62명(15.3%)이었다. 설문 응답에 소요 시간은 15분~20분이었다.

2. 측정도구

1) 자기격려

자신에게 용기를 주는 것과 절망감을 느끼는 것을 측정하기 위해 Noh AY et al.(2007)이 개발한 자기격려-낙담 척도를 연구에 활용하였다. 본 연구에서는 Noh AY et al.(2007)의 자기격려-낙담 척도 중 자기격려척도만 연구에서 사용하였다. 자기격려 척도는 각각 10문항씩 총 30문항으로 형성되어있으며, 인지적, 행동적, 정서적 자기격려로 분류된다. 이 척도는 ‘전혀 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’으로 Likert식 5점 척도의 30문항으로 구성되어 있다. 자기격려가 높을수록 자기격려가 높음을 의미한다. Noh AY et al. (2007)의 연구에서 문항 내적합치도(Cronbach’s α)는 인지적 자기격려 .91, 행동적 자기격려 .88, 정서적 자기격려 .91이었다. 본 연구에서 각 요인별 내적합치도(Cronbach’s α)는 인지적 자기격려 .89, 행동적 자기격려 .88, 정서적 자기격려 .91이었다.

2) 지각된 스트레스

개인이 살아가면서 겪게 되는 상황을 스트레스로 인식하는지를 측정하기 위해 Cohen, et al.(1983)이 개발한 척도를 Cohen et al.(1988)이 요인분석을 통해 단축형으로 수정한 것으로, 본 연구에서는 Lee JE(2005)이 한국판 지각된 스트레스 측정척도로 번안한 척도를 사용하여 측정하였다. 본 척도는 총 10문항으로 이루어져 있으며, 각 문항은 ‘전혀 없었다(1점)에서 ‘매우 자주 있었다(5점)’의 Likert식 5점 척도의 사이에서 반응하도록 되어있다. 4, 5, 7, 8번 문항은 역채점 문항으로서 총점이 높을수록 지각된 스트레스가 증가되는 것을 말한다. Cohen et al.(1988)의 연구에서 문항 내적합치도(Cronbach’s α)는 .78이었고, Lee JE(2005)연구에서는 .83이었다. 본 연구에서 지각된 스트레스의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .81로 산출되었다.

3) 지지추구적 정서조절양식

사람들이 살아가는 데 있어 자신이 흔하게 사용하는 정서조절방식을 알아보기 위해 Yoon SB(1999)이 개발한 정서조절 양식 체크리스트(Emotional Regulation Strategies Checklist)로 측정하였다. 이 척도는 총 25문항으로 ‘능동적 양식(8문항), 회피 분산적 양식(9문항), 지지추구적 양식(8문항)’으로 분류되었다. 정서조절 양식 체크리스트의 각 문항은 ‘거의하지 않는다(1점)’에서 ‘자주한다(5점)’의 Likert 5점 척도로 분류되어 있다. 본 연구에서는 SB(1999)이 개발한 정서조절 양식 체크리스트 중 지지추구적 정서조절 양식척도만 사용하여 측정하였다. 본 연구에서는 지지추구적 정서조절 양식에 대한 문항 내적합치도(Cronbach’s α)는 .83이었다.

4) 심리적 안녕감 척도

개인이 생활하는 데 있어 얼마나 만족하고, 행복을 느끼고 있는지 전체적인 삶의 만족도를 측정하기 위해 Ryff(1989)가 개발한 심리적 안녕감 척도(Psychological Well-being Scale: PWBS)를 Kim MS et al.(2001)이 한국에 맞게 번안한 척도를 본 연구에서 사용하여 측정하였다. 이 척도는 총 46문항으로 ‘자아수용(8문항), 환경 지배력(8문항), 긍정적 대인관계(7문항), 자율성(8문항), 삶의 목적(7문항), 개인적 성장(8문항)’으로 분류되었다. 심리적 안녕감 척도의 문항은 ‘전혀없다(1점)’에서 ‘매우 심하다(5점)’의 Likert 5점 척도로 분류되어 있다. Kim MS et al.(2001) 척도의 문항내적합치도(Cronbach’s α)는 자아수용 .81, 환경지배력 .67, 긍정적 대인관계 .80, 자율성 .61, 삶의 목적 .77, 개인적 성장 .69이다. 본 연구에서 문항내적합치도(Cronbach’s α)는 자아수용 .78, 환경지배력 .67, 긍정적 대인관계 .77, 자율성 .59, 삶의 목적 .77, 개인적 성장 .70이었다.

3. 자료분석

본 연구에서 수집된 자료를 SPSS 22.0 프로그램, M-plus 7.1 프로그램을 이용하여 분석하였다.

첫째, 자기격려 척도, 지각된 스트레스 척도, 정서조절 척도, 심리적 안녕감 척도의 질문지를 통하여 조사 대상자의 인구통계학적 변인을 살펴보기 위해 빈도분석을 이용하여 빈도와 백분율을 산출하였다.

둘째, 이 검사에서 사용된 각 척도에 대한 신뢰도를 검증하기 위해 Cronbach’s α 계수 값을 산출하였고, 연구변인들 간의 관계를 알아보기 위해 상관관계 분석을 실시하였다.

셋째, 연구모형을 검증하기 전에 구성개념을 측정하기 위해 문항묶음(item parceling)을 통해 측정변인 구성하였고, 측정모형 검증을 실시하였다. 스트레스와 지지추구적 정서조절양식의 측정변인은 요인계수 방식(factorial algorithm)을 통해 문항묶음을 구성하였으며, 자기격려와 심리적 안녕감은 각 하위구인을 문항묶음으로 하였다.

넷째, 구조모형을 검증하기 위해 이론적 연구모형을 구성하고 경쟁모형과 적합도 비교를 실시한 후 채택된 모형 내 개별경로 추정치로부터 연구문제에 해당되는 매개효과를 검증하였다.

다섯째, 매개효과를 검증하기 위해 연구모형 내 포함된 경로 추정치로부터 개별 매개효과에 해당하는 직접효과와 간접효과를 델타검증과 편향교정 부트스트랩 절차를 통해 검증하였다.

여섯째, 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 영향이 지지추구적 정서조절에 의해 조절되는 조절된 매개모형을 분석하기 위해 MLR(maximum likelihood with robust standard error) 방식으로 모수를 추정하였다. 이를 통해 지지추구적 정서조절양식의 주효과, 상호작용 효과에 대해서 검증하였다.

일곱째, 자기격려가 스트레스를 통해 심리적 안녕감에 미치는 간접효과가 지지추구적 정서조절양식 수준에 따라 어떻게 달라지는지 보여주는 조건부 간접효과에 대한 표준오차는 델타 방식을 통해 추정하였으며, 부트스트랩 절차를 통해 검증하였다.

결과

1. 자기격려, 지각된 스트레스, 지지추구적 정서조절 양식 및 심리적 안녕감의 상관관계

자기격려, 지각된 스트레스, 지지추구적 정서조절양식 및 심리적 안녕감간의 상관관계를 분석하였다(Table 1). 주요 변인들 간의 상관관계를 분석한 결과, 자기격려와 지각된 스트레스는 유의한 부적상관(r=−.46, p<.01)을 나타냈고, 자기격려와 심리적 안녕감은 유의한 정적 상관(r=.67, p<.01)을 나타내었다. 즉, 자기격려가 높아질수록 지각된 스트레스가 감소하며, 심리적 안녕감도 높아지는 것으로 나타났다. 지각된 스트레스와 심리적 안녕감은 유의한 부적상관(r=−.60, p<.01)을 나타냈다.

Table 1

The correlation of self-encouragement, perceived stress, support-seeking emotion regulation style and psychological well-being

Variables	1	2	3
1. Perceived stress
2. Self-encouragement	−0.46**
3. Psychological well-being	−0.60**	0.67**
4. Support-seeking emotion regulation style	−0.11*	0.26**	0.23**

*p<.05,

**p<.01.

지각된 스트레스와 지지추구적 정서조절양식은 부적상관(r=−.11, p<.01)을 나타냈다. 지지추구적 정서조절양식과 심리적 안녕감은 정적상관(r=.23, p<.01)을 나타냈다. 즉, 지각된 스트레스가 높으면, 지지추구적 정서조절양식이 감소한다. 또, 지지추구적 정서조절양식이 높을수록 심리적 안녕감도 높아진다. 자기격려와 지지추구적 정서조절양식은 유의한 정적 상관(r=.26, p<.01)을 나타내었다. 자기격려가 높아질수록, 지지추구적 정서조절양식은 높아진다.

2. 측정모형 분석

1) 문항 꾸러미 제작

구조 방정식모형을 검증할 때 구성개념을 추정하기 위해 지표의 수와 동일하게 측정오차의 수를 감안하기 때문에 지표가 많을수록 모형의 적합도가 낮게 추정되는 적합도의 과대 추정 문제가 발생한다. 따라서 본 연구에서 상위구성개념을 측정하기 위해 활용된 하위구성개념과 그 문항들을 문항 간의 상관을 바탕으로 3개의 지표로 문항 꾸러미를 제작하여 모형 추정에 활용하였다(Eom HJ, 2014).

2) 측정모형 검증

본 연구가 설정한 각 측정변인들의 잠재변인들 간 구조관계를 분석 하기 앞서 잠재변인의 측정이 적절히 이루어졌는가를 살펴보기 위해 측정모형 분석을 실시하였다. 측정모형에 대한 적합도를 Table 2에 제시하였다. 그 결과, RMSEA= 0.079 CFI=0.935 TLI=0.916, SRMR=0.059이다. 본 측정모형에서의 적합도는 이러한 기준을 충족하고 있음을 알 수 있다.

Table 2

The fit of measurement model

	x2	RMSEA	RMSEA 90% confidence interval	CFI	TLI	SRMR
Model coefficient	248.94 (df=71)	0.079	(0.069, 0.090)	0.935	0.916	0.059

다음으로, 모든 측정변인들이 잠재변인들을 얼마나 잘 반영하는지 확인하기 위해 요인 부하량을 확인하였다. 요인부하량과 이에 대한 검증 통계량을 Fig. 1에 제시하였다.

Fig. 1

Factor load estimate of Measurement model. (A) Self encoragement factor load estimate. (B) Stress factor load estimate. (C) Psychological well-being factor load estimate. (D) Support-seeking emotion regulation style factor load estimate.

Fig. 1에서 살펴보면, 총 측정변인들의 모든 요인부하량 추정치가 유의하며(p<.01), 표준화 부하량의 범위는 .57∼.90으로 높은 편임을 알 수 있다. 이러한 표준화 요인부하량은 일반적으로 받아들여지는 기준인 .40 (Ford et al., 1986)을 충족하고 있다. 자세히 살펴보면, 자기격려의 측정변인인 인지적 자기격려, 행동적 자기격려, 정서적 자기격려는 .90, .74, .91로 요인부하량이 모두 유의하였으며, 스트레스의 측정변인인 스트레스1, 스트레스2, 스트레스 3은 .81, .77, .79로 요인부하량이 모두 유의하였으며, 심리적 안녕감의 측정변인인 자아수용, 환경지배력, 긍정적 대인관계, 삶의 목적, 개인적 성장은 .85, .81, .57, .78, .64로 요인부하량이 모두 유의하였다. 지지추구적 정서조절양식의 측정변인인 지지 추구1,지지 추구2, 지지 추구3은 .81, .78, .89로 모두 유의하였다. 이러한 결과들을 토대로 볼 때, 잠재변인에 대한 측정이 양호하다고 판단된다.

3. 자기격려와 심리적 안녕감의 관계에서 지각된 스트레스의 매개모형 분석

측정모형에 대한 적합도가 양호함으로 본 연구가 설정한 구조모형인 자기격려가 스트레스를 통해 심리적 안녕감에 영향을 미치는 매개모형에 대한 검증을 실시하였다. 연구모형인 자기격려와 심리적 안녕감 사이에서 지각된 스트레스가 영향을 미친다는 부분매개모형과 경쟁모형인 자기격려가 심리적 안녕감에 영향을 끼친다고 설정한 완전매개모형에 대한 적합도 지수를 제시하였다(Table 3).

Table 3

The fit of research model and competition model

Model	x2	TRd	RMSEA	CFI	TLI	SRMR
Research model	147.99 (df=41)	-	0.081	0.951	0.934	0.041
Competition model	256.87 (df=85)	952.66**	0.113	0.901	0.870	0.084

**p<.01. TRd means scaled difference in x2, which reflected scaling correction factor.

카이제곱 차(Δχ²) 검증에 따르면 연구모형은 χ²=147.99 (df=41, p<.01)이었고, 경쟁모형은 χ²=256.87(df=85, p<.01)이었다. 따라서 두 모형간의 χ²의 차이는 Δχ²=108.88이며, 자유도 44 (85∼41)로 나타났다. 연구모형과 경쟁모형의 유의미한 차이가 나타났다. 자유값이 더 작은 부분매개모형(연구모형)을 채택하였다. 이는 연구모형이 경쟁모형보다 우수하다고 결론내릴 수 있다(p<.01). CFI나 TLI의 경우, 연구모형 CFI=0.951, TLI=0.934로 나타났으며, 경쟁모형 CFI= 0.901, TLI=0.870로 나타났다. 이런 결과는 연구모형과 경쟁모형 간 유의미한 차이가 나타나 연구모형이 자료에 더 잘 부합함을 확인할 수 있다. 이에 따라 부분매개모형인 연구모형을 최종모형으로 선택하였다. 자기격려가 심리적 안녕감에 영향을 미칠 때 지각된 스트레스를 거쳐가는 경로가 유의미함을 의미하며, 이는 지각된 스트레스가 매개 변인 역할을 하는 것이다.

다음으로 연구모형의 경로계수 추정치를 살펴보았다. 이에 대한 결과를 Table 4에 제시하였다. 결과를 보면, 자기격려 수준이 높을수록 스트레스를 유의하게 덜 지각하는 경향이 있었으며(γ₁₁=−.16, SE=.02, p<.01), 자기격려는 스트레스의 총 변동을 약 31% 설명하는 것으로 나타났다. 스트레스 수준이 높을수록 심리적 안녕감 수준이 유의하게 낮아지는 경향이 있었으며(γ₂₁=−.99, SE=.13, p<.01), 스트레스 수준을 통제한 상태에서 자기격려가 심리적 안녕감에 미치는 직접효과는 통계적으로 유의하였다(β₂₁=-.99, SE=.13 p<.01). 이러한 두 변인의 심리적 안녕감 총변동에 대한 설명력은 약 75%였다.

Table 4

Path coefficient estimate and test statistics of research model

Direct effect	Nonstandard estimate	Standard error	t	Standard estimate	SMC (R2)
Stress ← Self encouragement	−.16	.02	−10.30**	−.55	.31
Psychological well-being ← Self encouragement	.41	.04	10.57**	.57	.75
Psychological well-being ← Stress	−.99	.13	−7.85**	−.41
Indirect effect	Nonstandard estimate	Standard error	t	Standard estimate	Bootstrap 99% confidence interval
Psychological well-being ← Stress ← Self encouragement	.16	.02	6.85	.22	.11, .23

본 연구에서는 매개효과에 검증하기 위해 연구모형 내 포함된 경로 추정치로부터 개별 매개효과에 해당하는 직접효과와 간접효과를 델타검증과 편향교정 부트스트랩 절차를 통해 검증하였다. 자기격려가 심리적 안녕감에 미치는 직접효과(γ₂₁=.41, SE=.04, p<.01)와 자기격려가 스트레스를 통해 심리적 안녕감에 미치는 간접효과(γ₁₁×β₂₁=.16, SE=.02, p<.01)로부터 전체효과는 .57(.41+.16)이 되므로, 간접효과가 전체효과에서 차지하는 비중이 28%임을 알 수 있다(.16/.57). 이는 자기격려가 심리적 안녕감에 미치는 영향 중 28% 정도가 지각된 스트레스에 의해 설명됨을 의미한다.

4. 지각된 스트레스와 심리적 안녕감의 관계에서 지지추구적 정서조절 양식의 조절된 매개모형 분석

매개모형 분석에 이어서 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 영향이 지지추구적 정서조절에 의해 조절되는 조절된 매개모형에 대해 분석하였다. 이에 대한 모수 추정치를 Table 5에 제시하였다. 지지추구적 정서조절양식이 심리적 안녕감에 미치는 주효과가 통계적으로 유의하지 않았으나(B=−.02, SE=.09, p<.01), 지지추구적 정서조절양식은 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 효과를 유의하게 조절하였다(B=.12, SE=.06, p<.05). 상호작용 효과의 방향이 정적(positive)이기 때문에(B=.12, SE=.06, p<.05), 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 부적 영향은 지지추구적 정서조절양식이 증감함에 따라 감소함을 알 수 있다. 즉, 지지추구적 정서조절양식은 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 영향에 있어 완충작용을 함을 확인할 수 있다.

Table 5

Path coefficient estimate and test statistics of the moderated mediating effect

Direct effect	Nonstandard estimate	Standard error	t
Self encouragement → Stress	−.66	.08	−8.56**
Self encouragement → Psychological well-being	1.14	.13	8.99**
Stress → Psychological well-being	−.67	.10	−6.84**
Support-seeking emotion regulation style → Psychological well-being	−.02	.09	.82
Stress×support-seeking emotion regulation style → Psychological well-being	.12	.06	2.02*

**p<.01.

자기격려가 스트레스를 통해 심리적 안녕감에 미치는 간접효과가 지지추구적 정서조절양식 수준에 따라 어떻게 달라지는지를 보여주는 조건부 간접효과 결과를 Table 6에 표시하였다. 지지추구적 정서조절양식이 −2 표준편차 수준일 때, 자기격려가 스트레스를 통해 심리적 안녕감에 미치는 영향은 .28이었다(SE=.07, p<.01). 즉, 지지추구적 정서조절양식의 수준이 매우 낮은 사람은 자기격려, 지각된 스트레스, 심리적 안녕감의 관계의 영향력에 더 민감하다. 자기격려가 다소 감소되어도 지각된 스트레스가 높아져 심리적 안녕감이 감소되는 큰 영향을 끼친다. 또, 스트레스를 조금만 더 지각해도 심리적 안녕감이 감소된다.

Table 6

Conditional mediated effect by support-seeking emotion regulation style level

Support seeking emotion regulation style	Indirect effect estimate	Standard error	T
−2 SD	.28	.07	4.10**
−1 SD	.22	.04	5.42**
MEAN	.16	.02	7.04**
+1 SD	.10	.03	3.07**
+2 SD	.05	.06	.78

**p<.01.

지지추구적 정서조절양식 수준이 증가할수록 간접효과가 점차 작아져 지지추구적 정서조절양식이 +2 표준편차일 때 간접효과는 통계적으로 유의하지 않았다(SE=.06, p>.05). 지지추구적 정서조절양식의 수준이 높은 사람들은 자기격려, 지각된 스트레스, 심리적 안녕감의 관계의 영향력에 덜 민감하다. 자기격려가 다소 감소하더라도, 지각된 스트레스가 감소되어 심리적 안녕감이 증가된다.

고찰

본 연구는 초기 성인들의 자기격려와 지지추구적 정서조절양식이 심리적 안녕감에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보고자 하였다. 구체적으로 자기격려가 지각된 스트레스를 통해 심리적 안녕감에 영향을 미치는 동시에 지지추구적 정서조절양식은 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 영향을 조절하는 조절된 매개모형을 설정하고 이를 검증해보았다.

연구대상은 수도권에 거주하는 18세 이상 40세 초기성인기의 남,여 404명을 대상으로 설문을 실시하였다. 자기격려 척도, 한국판 지각된 스트레스 척도, 정서조절양식 척도, 심리적 안녕감 척도를 참여자들에게 실시하였다. 연구의 분석을 위해 SPSS 22.0을 이용한 기술통계 산출과 M-plus 7.1을 이용한 구조방정식을 사용하였다.

본 연구의 결과를 제시해보면 다음과 같다.

첫째, 자기격려는 지각된 스트레스를 감소시키는 것으로 나타났다. 구체적으로, 자기격려를 잘하는 사람들일수록 스트레스를 덜 지각하는 경향이 밝혀졌다. 이러한 결과는 대학생들의 자기격려가 증가할수록 스트레스 수준이 감소를 초래한다는 Noh AY et al.(2007)의 연구와 일치하며, 격려를 받은 사람은 받지 않은 사람보다 스트레스를 적게 느끼며, 자신감을 가지게 되어 적극적으로 긍정적인 행동에 참여하도록 된다고 보았던 선행연구들의 결과와도 일치한다(Manaster et al., 1982; Kee CY et al., 2009). 둘째, 지각된 스트레스는 심리적 안녕감에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 스트레스를 덜 지각하는 할수록 심리적 안녕감을 향상시키는 것으로 밝혀졌다. 이는 스트레스를 긍정적으로 지각할수록 심리적 안녕감이 향상되는 경향이 있는 것으로 나타난 Kim SH(2003)의 연구결과와 맥을 같이 하며, 심리적 안녕감이 높은 사람들은 스트레스를 덜 지각한다는 결과(Park JH, 2006)를 뒷받침해준다. 셋째, 자기격려는 심리적 안녕감에 영향을 미쳤으며, 특히 자기격려가 심리적 안녕감에 미치는 영향은 지각된 스트레스에 의해 유의하게 매개되었다. 즉, 자기격려가 증가하면, 지각된 스트레스가 낮아져 심리적 안녕감이 향상된다. 선행연구에서는 자기격려는 아동의 심리적인 안녕감에 긍정적인 영향을 준다는 결과와 일치하며(Yu MR, 2008), 외부의 부모, 교사 등의 사회적 지지가 줄어든 초등학교 고학년 아동이 스트레스 상황을 겪었을 때 자기격려가 심리적 안녕감에 어떤 영향을 미치는지에 대해 연구하는 것이 중요하다고 언급하는 의견과 일치한다(Kim MJ, 2013).

마지막으로, 지지추구적 정서조절양식이 심리적 안녕감에 미치는 주효과 자체는 미미하였으나 지각된 스트레스가 심리적 안녕감에 미치는 영향을 유의하게 조절하였다. 구체적으로 말하면, 지지추구적 정서조절양식 수준이 높은 사람들은 같은 양의 스트레스를 받아도 심리적 안녕감으로 문제를 덜 겪는 경향이 있었다. 지지추구적 정서조절양식을 사용하는 사람들이 지각된 스트레스가 낮을 것으로 예상했지만, 유의한 상관이 없는 것으로 밝혀진 연구와 차이를 보이며, 기존 연구들은 지지추구적 정서조절양식이 대인관계와 관련 있다고 언급하고 있지만(Lee JY, 2012), 단순한 대인관계와 연관되는 것이 아니라, 다른 사람들에게 자신의 감정을 표현하고, 조언을 요청하게 됨으로서 스트레스의 부정적인 영향을 줄여, 나아가 삶의 질을 향상시키도록 도울 수 있음을 보여준다(Jang EJ, 2013). 그러므로 단순히 사회적 지지를 지각하거나 받는 수준에 앞서, 다른 사람들에게 자신의 감정을 표현하거나 도움을 요청하는 지지추구적인 행동이 필요하다는 것을 보여줬다는 점에서 의의가 있다.

본 연구는 자기격려와 심리적 안녕감의 관계에서 지각된 스트레스의 매개적 역할을 증명하였다. 또, 지각된 스트레스와 심리적 안녕감 사이에서 지지추구적 정서조절양식의 수준에 따라 조절될 수 있음을 밝힌 것에 의의가 있다. 본 연구결과는 초기 성인들의 심리적 안녕감에 대한 상담 장면에서의 상담개입에 있어서 유용한 자료를 제공할 것이라 기대할 수 있다.

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Figure & Data

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