서 론

우리는 살아가면서 사회적 상황에서 타인에게 주목 및 평가를 받는 등의 경험을 하며, 이러한 상황에서 약간의 불안은 긍정적인 기능을 할 수 있다. 그런데 어떤 이들은 긴장과 불안이 지나쳐 사회적 상황을 회피하게 되고 일상생활의 정상적인 수행까지도 어렵게 되어 심각한 문제를 초래할 수 있다. 이렇게 사회적 장면에서 극심한 불안에 놓이며 고통을 경험하는 장애를 사회불안장애(social anxiety disorder)라고 한다.

최근 사회불안으로 고통 받고 있는 사람들이 점점 증가하는 추세로 사회불안의 평생 유병률은 2011년 0.5%였으나 2016년에는 1.6%로 증가하였고(Ministry of Health and Welfare, 2016), National Health Insurance Corporation (2008)의 통계에서도 2005년에 비해 2008년에 사회불안장애가 53% 증가하였으며, 그 중 연령별로는 20대가 42% 상승하였다. 또한 대학생의 약 40%가 사회불안을 경험하고 있다고 보고되어(Pilkonis et al., 1979) 20대에 속한 대학생들이 사회불안으로 인해 어려움을 겪고 있음을 알 수 있다.

대학생들이 사회불안을 많이 경험하는 상황들을 살펴보면, 공적인 자리에서 면접 및 발표, 권위자나 낯선 사람과의 대화 상황 순서로 많은 불안을 경험하는 것으로 나타났다(Choy CH et al., 1994; Cho YR et al., 1997). 따라서 본 연구에서는 사회불안을 대학생들이 불안을 많이 느끼는 상황인 발표불안과 대인불안으로 나누어 살펴보았다.

사회불안이 높은 학생들은 또래 및 대인관계에서 어려움을 보였으며(Kim SH, 2009), 직업생활 및 구직 등에도 치명적인 손실을 미치는 것으로 나타났다(Shin HS et al., 2008). 이렇듯 사회불안은 우리의 일상과 밀접하게 연관되어 있으나 치료를 받지 않으면 일생에 걸친 만성적인 불안을 보이는 것으로 보고되어(Schneier et al., 1992; Kwon SM, 2013) 치료적 개입이 절실하다.

그 동안 밝혀진 사회불안의 주요 요인 중 하나인 외상경험은 고전적 조건 형성 과정을 통해 사회불안을 불러일으키는 원인으로 보고되었으며, 실제로 50% 이상의 사회불안환자들이 사회불안 발생과 계기가 되는 직접적인 외상사건을 기억하는 것으로 나타났다(Sternberger et al., 1995). 그러나 대부분의 사람들은 삶에서 일생동안 한 번 이상의 외상적 사건을 경험하는 것으로 보고되는데(Frazier et al., 2009), 그렇다면 무엇 때문에 사회불안을 경험하는 사람들은 외상 경험을 더욱 생생하게 기억하는지 의문이 들 수 있다.

한편 지금까지 사회불안에 대한 연구들은 주로 사회적 상황이 진행되기 전과 과정에서의 인지적 특징에 대해서 연구되어 왔으나 최근 사회적 상황이 끝난 후의 인지적 과정에 주목하며, 사후반추사고(post-event rumination)가 관심을 받게되었다. 사후반추사고란 사회적 상호작용상황, 수행사건이 끝난 후 자신의 수행에 대해서 부정적으로 반추하는 과정을 말한다. 대학생을 대상으로 사회불안이 낮은 집단과 높은 집단의 사후반추사고 특징을 살펴본 결과, Abbott et al. (2004)의 실험연구에서 사회불안장애환자 집단이 통제 집단보다 부정적인 사후반추사고를 더 많이 하는 것으로 평가되었으며, 사후반추사고가 부정적인 자기 평가(negative self- appraisal) 유지와 관련성이 있음을 확인하였다. 또한 사회불안을 경험하는 사람들이 훨씬 사후반추사고에 몰두하며, 지속 기간도 더 긴 것을 알 수 있었다(Rachman S et al., 2000; Fehm et al., 2007). 이와 같이 사회불안이 높은 사람들은 사후반추사고를 통해 이전의 사회적 수행 사건들을 더 부정적으로 해석하게 되고, 점차 자신의 수행뿐만 아니라 부정적인 자기지각에 대한 생각이 중심을 이루어 결국 자기 자신에 대해 평가절하하게 되고 이러한 과정이 반복되고 확고해져 사회불안을 더욱 심화 및 유지시키는 요인임을 확인할 수 있다.

지금까지는 사회불안을 완화시키는 치료프로그램으로 역기능적 신념 등을 수정하는 인지행동치료가 주를 이루었으나 최근에는 긍정적인 면에 초점을 맞추어 향상시키는 치료가 주목받고 있다. 그 대표적인 것으로 Neff(2003a)가 규정한 자기자비(self-compassion)가 있으며, 간단하게 자기자비를 정의하자면 실패한 상황에서도 스스로에게 자비를 베푸는 것이다.

자기자비와 관련된 여러 선행 연구들에서 자기자비가 심리적 건강과 밀접한 연관이 있으며 불안, 자기비난, 반추와는 부적 상관관계(Neff et al., 2008; Thompson BL et al., 2008; Iskender, 2009; Cho YR et al., 2011)임이 증명되었다. 주목할 점은 자기자비 수준이 높은 사람일수록 스트레스 상황을 경험하게 될 때에도 사건을 긍정적으로 해석하는 경향이 있었으며(Allen et al., 2010), 자아를 위협(ego- threat)하는 상황을 경험했음에도 오히려 불안 수준이 감소하는 모습을 보였다(Neff et al., 2007). 또한 자기자비 수준이 낮은 경영자들에 비해 자기자비 수준이 높은 기업 경영자들은 실패상황에서 좌절하기보다는 배우고 성장하였다는 연구도 있었다(Shepherd et al., 2009). 그리고 Werner et al. (2012)의 연구에서는 사회불안이 높은 사람들은 자기자비 수준이 낮으며, 자기비판수준은 높은 것으로 나타났다. Cho YR(2011)의 연구에서는 자기자비가 불안감 완화에 영향을 주고, 자신의 수행에 대해 객관적으로 판단하고 바라보는 능력도 증가시키는 것으로 보고되었다. Leary et al.(2007)의 연구에서는 사람들이 불행한 사건 및 타인으로부터의 부정적인 피드백 등을 회상할 시, 자기자비가 정서적 면에서 균형감을 갖도록 하는데 중요변인으로 작용하여 삶에서 어려움을 경험할 때 완충작용을 한다는 것을 알아냈다. 점차 자기자비를 집중적으로 향상시킬 수 있는 치료 및 프로그램들이 개발되고 있는데, Gilbert(2010)가 고안한 자비심 훈련(Compassionate Mind Training; CMT)과 자비중심치료(Compassion Focused Therapy; CFT)가 있으며, 훈련을 통해 자기비난이 높은 이들에게 자비로운 방식으로 자신을 보듬어 심리적 안녕감에 효과적이라고 보고되었다. 이와 함께 Neff et al.(2012)는 자기자비의 세 요소를 고려하여 마음챙김 자기자비 프로그램(Mindful Self-Compassion program; MSC)을 개발했으며, 실험연구를 통해 이와 같은 프로그램이 우울과 불안 등의 심적 어려움을 감소시키고 자기자비 수준을 높이는데 긍정적인 영향을 보인다는 내용을 발표하였다. 따라서, 자기자비는 심적 고통을 수용하며, 자신에 대해 보다 긍정적인 태도로 바라보아 심리적 어려움에 대처하는 전략으로 심적 고통을 완화해줌을 알 수 있다.

자기자비가 사후반추사고에 미치는 영향에 대해서 살펴보면, Park YK(2017)의 연구에서 자비 집단이 주의분산 집단보다 사후반추사고를 감소시키는데 효과적이라고 보고되었다. 또한 자기자비의 한 요소인 마음챙김과 사후반추에 대한 연구들에서도 마음챙김에 기반한 처치가 사후반추사고를 줄이는데 유의미하다고 나타났으며(Cassin et al., 2011; Shikatani et al., 2014; Lee GY et al., 2016; Lee SK 2016), 반추와 스트레스와의 관계에서 자기자비가 완충 작용을 함을 알 수 있었다(Samaie et al., 2011).

이와 같이 자기자비와 심리적 고통감과의 관련성을 밝힌 연구들은 자기자비가 부정적인 정서를 완화하도록 하는 정서조절 기제로서의 기능을 하고 있음을 일관되게 보고하고 있다. 따라서 이와 같은 선행연구를 토대로, 본 연구에서는 외상경험과 사회불안, 사후반추사고와 사회불안의 관계에서 각각 자기자비가 매개효과를 나타내는지 살펴보고자 한다.

연구방법

1. 연구 대상

서울에 소재한 대학에 재학 중인 대학생 421명이 참여하였으며 남학생이 103명(24.5%), 여학생이 318명(75.5%)으로 평균연령은 19.99세(SD=1.71)이었다. 학년 비율로는 1학년 287명(68.2%), 2학년 56명(13.3%), 3학년 41명(9.7%), 4학년 37명(8.8%)이었다.

대상자로부터 연구에 대한 서면 동의서를 받은 후, 총 480부의 설문지를 배부하여 449부가 수거되었고, 이 중 불성실하게 응답한 28부를 제외한 421명의 설문지를 최종 자료 분석에 사용하였다.

2. 측정 도구

1) 사회적 상호작용 불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale: SIAS)

사회적 상호작용 불안 척도는 여러 사회적 상호작용에서의 불안을 측정하는 척도로 다양한 상황에서의 인지·정서·행동적 반응을 기술하는 자기 보고식 형식이다. Mattick et al.(1998)이 개발하였고, 총 19문항으로 구성되어 있으며, 5점 Likert 형식으로 평정하여 총 점수가 높을수록 사회적 상호작용 시 불안을 더 많이 경험하고 있음을 의미한다. 본 연구에서는 Kim HY(2001)이 번안한 것을 사용하였으며 Kim HY(2001)의 연구에서 신뢰도 계수는 .92로 나타났고, 본 연구에서는 .91으로 나타났다.

2) 발표불안 척도(Speech Anxiety Scale: SAS)

발표불안 척도는 발표상황에서의 두려움을 측정하는 척도이며, 발표상황에서 보이는 인지적, 생리적, 행동적인 면에서 불안 반응들에 관하여 묻는 자기 진술문 형식이다. Gilkinson(1942)이 개발한 104개 문항의 내용을 Paul(1966)이 Personal Report of Confidence as a Speaker (PRCS)로 단축형으로 개정하였다. 총 28개의 문항으로 구성되어 있으며 하위요인은 발표상황을 즐김과 발표상황에 대한 긴장으로 이루어져있다. 5점 Likert 형식으로 평정하고, 총 점수가 높을수록 발표불안이 극심한 것을 나타낸다. 본 연구에서는 Cho YR et al.(1999)이 번안한 것을 사용하였다. Cho YR et al.(1999)의 연구에서 신뢰도 계수는 .94이었으며 본 연구에서는 발표상황을 즐김이 .94, 발표상황에 대한 긴장이 .90으로 나타났다.

3) 외상경험 척도

외상경험 척도는 사회적 장면에서의 외상경험을 측정하는 것으로 본 연구에서는 Oh KJ et al.(2003)이 개발한 외상경험 척도를 사용하였다. 총 10개의 문항으로 구성되어 있고, 하위요인은 수행상황관련 외상경험, 대인관계관련 외상경험으로 구성되어 있다. 5점 Likert 형식으로 평정하며 총 점수가 높을수록 외상경험이 큰 것을 나타낸다. Oh KJ et al.(2003) 연구에서 수행상황 외상경험 요인의 신뢰도 계수는 .54, 대인관계관련 외상경험은 .70이었다. 본 연구에서는 각각 .69, .75로 나타났다.

4) 사후반추사고 척도(Post-event Rumination Questionnaire; PRQ)

사후반추사고 척도는 다양한 사회적 상황에서 유발 가능한 사후반추사고를 측정하고자 하는 척도로 Kim YJ(2009)가 개발하였다. 총 26문항으로 이루어져 있으며, 7점 Likert 형식으로 평정하고 총 점수가 높을수록 사후반추사고가 높음을 뜻한다. 이 척도는 세 가지 하위척도로 구성되어 있다. 각 하위 척도는 불안통제 실패 반추, 부정적인 대인평가 염려, 지나간 상황 검토로 구성되어있다. Kim YJ(2009)의 연구에서 각 하위 척도별 신뢰도 계수는 불안통제 실패 반추 .89, 부정적인 대인 평가 염려 .92, 지나간 상황 검토 .91이었다. 본 연구에서는 각각 .94, .91, .88로 나타났다.

5) 한국판 자기자비 척도(Korean-version of the Self- Compassion Scale: K-SCS)

자기자비 척도는 개인의 자기자비 수준을 측정하기 위해 Neff(2003b)가 개발한 척도로 총 26문항이며, 척도의 하위요인으로 자기친절(Self-Kindness) 대 자기판단(Self-Judgement), 보편적 인간성(Common Humanity) 대 고립(Isolation), 마음챙김(Mindfulness) 대 과잉동일시(Over-Identification) 요인을 평가한다. 5점 Likert 형식으로 총 점수가 높을수록 자기자비가 높은 것으로 해석할 수 있다. 본 연구에서는 Kim KE et al.(2008)이 번안한 것을 사용하였으며 Kim KE et al.(2008)의 연구에서 신뢰도 계수는 .87이었다. 본 연구에서 신뢰도 계수는 자기친절 .76, 자기판단 .79, 보편적 인간성 .76, 고립 .76, 마음챙김 .69, 과잉동일시 .73으로 나타났다.

3. 자료분석

본 연구에서는 수집된 자료를 분석하기 위해 SPSS 22.0을 사용하였다. 모든 변인간의 상관분석을 실시하였고 외상경험과 사회불안(대인불안 및 발표불안), 사후반추사고와 사회불안(대인불안 및 발표불안) 과의 관계에서 각각 자기자비가 매개효과를 나타내는지 Baron et al.(1986) 방식에 따라 3단계 위계적 다중회기분석을 실시하였다. 그리고 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel(1982) 검증을 추가적으로 실시하였다.

결 과

1. 각 변인별 상관 분석

대학생들의 대인불안, 발표불안 및 외상경험, 사후반추사고, 자기자비간의 관계를 알아보기 위해 상관 분석을 하였으며, Table 1과 같다. 변수 간 상관관계를 알아본 결과, 모든 상관계수는 유의한 상관이 있는 것으로 나타났다(p<.01) 우선 대인불안에 대해 살펴보면, 발표불안(r=.512, p<.01), 외상경험(r=.494, p<.01), 사후반추사고(r=.671, p<.01)와는 정적상관을 보였으며, 자기자비(r=.−513, p<.01)와는 유의한 부적상관을 보였다. 발표불안은 사후반추(r=.466, p<.01), 외상경험(r=.249, p<.01)의 유의한 정적상관을 보였고, 반면 자기자비(r=−.423, p<.01)와는 유의한 부적상관을 보였다.

Table 1

Corrlations, means and standard deviations variable

	1	2	3	4	5	M	SD
1	-					34.58	11.62
2	.51**	-				86.00	18.15
3	.49**	.25**	-			17.95	6.10
4	.67**	.47**	.55**	-		86.57	30.66
5	−.51**	−.42**	−.36*	−.66**	-	83.80	17.95

1: interpersonal anxiety, 2: speech anxiety, 3: traumatic experience, 4: post-event rumination, 5: Self-compassion.

^** p<.01.

2. 외상경험이 대인불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과

자기자비가 외상경험과 대인불안의 관계를 매개할 것이라는 가설을 검증하기 위해 3단계에 걸쳐 위계적 회귀분석을 실시하여 매개효과를 나타내는지 검증하였다(Table 2, Fig. 1). 1단계에서 독립변인인 외상경험이 매개변인인 자기자비에 미치는 영향력이 유의하였고(β=−.36, p<.001), 2단계에서 독립변인인 외상경험이 종속변인인 대인불안에 미치는 영향력 또한 유의하였다(β=.49, p<.001).

Table 2

The mediating effects of self-compassion on the influence of trauma experience on interpersonal anxiety

Independent variable	Dependent variable	B	SE	β	t	R2	F
Stage1
Traumatic experience	→ Self-compassion	−.78	.10	−.36	−7.89***	.13	62.18***
Stage2
Traumatic experience	→ Interpersonal anxiety	.94	.08	.49	11.62***	.24	135.13***
Stage3
Traumatic experience	→ Interpersonal anxiety	.68	.08	.36	8.56***	.37	124.19***
Traumatic experience	→ Self-compassion	−.34	.04	−.39	−9.27***

^*** p<.001.

Fig. 1

The mediating effects of self-compassion on the influence of trauma experience on interpersonal anxiety. ***p<.001, n=421.

그 결과, 우선 대인불안은 발표불안(r=.51, p<.01), 외상경험(r=.49, p<.01), 사후반추사고(r=.67, p<.01)와는 정적상관을 보였으며, 자기자비(r=.−51, p<.01)와는 유의한 부적상관을 보였다. 그리고 발표불안은 사후반추사고(r=.47, p<.01), 외상경험(r=.25, p<.01)과 유의한 정적상관을 보였고 자기자비(r=−.42, p<.01)와는 유의한 부적상관을 보였다.

3. 외상경험이 발표불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과

자기자비가 외상경험과 발표불안의 관계를 매개할 것이라는 가설을 검증하기 위해 3단계에 걸쳐 위계적 회귀분석을 실시하여 매개효과를 나타내는지 검증하였다(Table 3, Fig. 2). 1단계에서 독립변인인 외상경험이 매개변인인 자기자비에 미치는 영향력이 유의하였고(β=−.36, p<.001), 2단계에서 독립변인인 외상경험이 종속변인인 발표불안에 미치는 영향력 또한 유의하였다(β=.25, p<.001). 그리고 마지막 3단계에서 매개변인인 자기자비가 종속변인인 발표불안에 미치는 영향력도 유의하였으며(β=−.38, p<.001), 외상경험이 발표불안에 미치는 영향력이 두 번째 단계(β=.25)에서보다 세 번째 단계(β=.11)에서 더 줄어들었다. 따라서 자기자비는 외상경험과 발표불안의 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 또한 발표불안에 대한 외상경험의 설명량이 단독으로는 6.2% (F=27.61, p<.001)이었으나, 자기자비가 투입된 후에는 19% (F=49.03, p<.001)로 증가하였다. 이는 외상경험이 통제되어도 자기자비가 발표불안에 미치는 영향이 유의하다는 것을 의미한다. 그리고 Sobel test를 실시한 결과, Sobel의 Z값은 4.41로 외상경험과 발표불안 간의 관계에서 자기자비의 부분매개효과는 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

Table 3

The mediating effects of self-compassion on the influence of trauma experience on speech anxiety

Independent variable	Dependent variable	B	SE	β	t	R2	F
Stage1
Traumatic experience	→ Self-compassion	−.78	.10	−.36	−7.89***	.13	62.18***
Stage2
Traumatic experience	→ Speech anxiety	.74	.14	.25	5.26***	.06	27.61***
Stage3
Traumatic experience	→ Speech anxiety	.33	.14	.11	2.35*	.19	49.03***
Self-compassion	→ Speech anxiety	−.52	.06	−.38	−8.13***

^* p<.05,

^*** p<.001.

Fig. 2

The mediating effects of self-compassion on the influence of trauma experience on speech anxiety. ***p<.001, n=421.

4. 사후반추사고가 대인불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과

Table 4, Fig. 3을 보면 1단계에서 독립변인인 사후반추사고가 매개변인인 자기자비에 미치는 영향력이 유의하였고(β=−.66, p<.001), 2단계에서 독립변인인 사후반추사고가 대인불안에 미치는 영향력 또한 유의하였다(β=.67, p<.001). 그리고 마지막 3단계에서 매개변인인 자기자비가 종속변인인 대인불안에 미치는 영향력도 유의하였으며(β=−.12, p<.05), 사후반추사고가 대인불안에 미치는 영향력이 두 번째 단계(β=.67)에서보다 세 번째 단계(β=.59)에서 더 줄어들었다. 따라서 자기자비는 사후반추사고와 대인불안의 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 또한 대인불안에 대한 사후반추사고의 설명량이 단독으로는 45% (F=342.32, p< .001)이었으나, 자기자비가 투입된 후에는 그 설명량이 45.8% (F=176.75, p<.001)로 미미하게 증가하였다. 이는 사후반추사고가 통제되어도 자기자비가 대인불안에 미치는 영향력이 유의하다는 것을 의미한다. 다음으로 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과, Sobel의 Z값은 2.55로 사후반추사고와 대인불안의 관계에서 자기자비의 부분매개효과는 p<.05 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

Table 4

The mediating effects of self-compassion on the influence of post-event rumination on interpersonal anxiety

Independent variable	Dependent variable	B	SE	β	t	R2	F
Stage1
Post-event rumination	→ Self-compassion	−.286	.016	−.661	−18.018***	.437	324.651***
Stage2
Post-event rumination	→ Interpersonal anxiety	.254	.014	.671	18.502***	.450	342.315***
Stage3
Post-event rumination	→ Interpersonal anxiety	.223	.018	.589	12.282***	.458	176.752***
Self-compassion	→ Interpersonal anxiety	−.108	.042	−.123	−2.571*

^* p<.05,

^*** p<.001.

Fig. 3

The mediating effects of self-compassion on the influence of post-event rumination on interpersonal anxiety. *p<.05, ***p<.001, n=421

5. 사후반추사고가 발표불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과

자기자비가 사후반추사고와 발표불안의 관계를 매개할 것이라는 가설을 검증하기 위해 3단계에 걸쳐 위계적 회귀분석을 실시하여 회귀 매개 모형을 검증하였다(Table 5, Fig. 4). 1단계에서 독립변인인 사후반추사고가 매개변인인 자기자비에 미치는 영향력이 유의하였고(β=−.66, p<.001), 2단계에서 독립변인인 사후반추사고가 발표불안에 미치는 영향력 또한 유의하였다(β=.47, p<.001). 그리고 마지막 3단계에서 매개변인인 자기자비가 종속변인인 발표불안에 미치는 영향력도 유의하였으며(β=−.21, p<.001), 사후반추사고가 발표불안에 미치는 영향력이 두 번째 단계(β=.47)에서보다 세 번째 단계(β=.33)에서 더 줄어들었다. 따라서 자기자비는 사후반추사고와 발표불안의 관계에서 부분매개효과를 나타내는 것으로 나타났다. 또한 발표불안에 대한 사후반추사고의 설명량이 단독으로는 21.7% (F=116.23, p<.001)이었으나, 자기자비가 투입된 후에는 그 설명량이 24.1% (F=66.31, p<.001)로 증가하였다. 이는 사후반추사고가 통제되어도 자기자비가 발표불안에 미치는 영향력이 유의하다는 것을 의미한다. Sobel test를 실시한 결과, Sobel의 Z값은 −3.40으로 사후반추사고와 발표불안의 관계에서 자기자비의 부분매개효과는 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타났다.

Table 5

The mediating effects of self-compassion on the influence of post-event rumination on speech anxiety

Independent variable	Dependent variable	B	SE	β	t	R2	F
Stage1
Post-event rumination	→ Self-compassion	−.29	.016	−.66	−18.02***	.44	324.65***
Stage2
Post-event rumination	→ Speech anxiety	.28	.026	.47	10.78***	.28	116.23***
Stage3
Post-event rumination	→ Speech anxiety	.20	.034	.33	5.82***	.24	66.31***
Self-compassion	→ Speech anxiety	−.28	.078	−.21	−3.61***

^*** p<.001.

Fig. 4

The mediating effects of self-compassion on the influence of post-event rumination on speech anxiety. ***p<.001, n=421.

고 찰

본 연구는 외상경험과 사후반추사고가 대인불안 및 발표불안에 미치는 영향력을 파악하고, 이들과 사회불안의 관계에 있어 자기자비의 매개효과를 알아보고자 하였다. 본 연구의 주요 결과를 논의하면 다음과 같다.

첫째, 외상경험, 사후반추사고, 자기자비와 사회불안(대인불안 및 발표불안)의 상관관계를 살펴본 결과 외상경험은 사회불안과 유의한 정적상관을 나타냈다. 이러한 결과는 외상경험이 대인불안 및 발표불안과 정적상관을 가진다는 기존 연구(Lee KH et al., 2009; Kim JE et al., 2015)와 일치하는 결과이다. 또한 사후반추사고는 대인불안 및 발표불안과 유의한 정적상관을 나타냈으며, 이러한 결과는 기존 선행연구들(McEvoy et al., 2009; Jeon U et al., 2013; Kim KH et al., 2013; Kim KJ, 2018)과 일치한다. 반면에 자기자비와 사회불안은 유의한 부적상관을 나타났는데 이러한 결과는 선행 연구결과(Werner et al., 2012; Potter, 2014; Kim SY, 2015; Shim ES et al., 2016; Baek SY et al., 2018)와 일치한다. 또한 자기자비와 유사한 개념인 자기수용과 사회불안은 부적 상관이 있다는 선행 연구들(Lee GE et al., 2009; Kim YJ et al., 2012)과 일치하며, 이러한 결과는 사회불안을 지닌 사람들이 사회적으로서의 자기에 대한 부정적 개념을 갖고 있다는(Beck et al., 1985; Kim EJ et al., 2000) 선행연구를 뒷받침하는 결과라고 볼 수 있다.

둘째, 외상경험이 대인불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과를 살펴본 결과, 자기자비가 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 이는 외상경험이 많을수록 대인불안을 증가시키지만, 자기자비가 수준이 높으면 간접적으로 사회불안을 줄일 수 있다고 해석할 수 있다. 이와 같은 선행연구는 거의 전무하나 자기자비의 하위 요인 중 마음챙김과 비슷한 개념인 수용적 태도가 사회불안증상의 완화에 도움이 되며(Kim KW et al., 2015), 수용적 태도가 높은 사람은 위협적인 사건에 대해 방어적이기보다는 더욱 받아들이는 자세를 취한다는 결과가 있다(Kim WS et al., 2013). 따라서, 낮은 자기자비가 취약요인으로 작용하여 대인불안을 증가시킬 수 있음을 확인하였다.

셋째, 외상경험이 발표불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과를 살펴본 결과, 자기자비가 외상경험과 발표불안의 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 이는 외상경험이 직접적으로 발표불안을 증가시킬 수 있고 자기자비가 간접적으로 발표불안을 줄일 수 있다고 해석을 할 수 있다. 외상경험과 발표불안 관계에서 자기자비를 매개하여 본 연구는 거의 전무하여 일치하는 선행연구들을 볼 수는 없지만 Hong SH(2014)의 발표불안 여대생을 대상으로 자비명상 인지행동 치료를 한 결과 발표불안사고를 감소시키는데 효과적이었으며, 자신에 대해 수용적인 변화가 일어났음을 보여주었다. 이는 발표불안에 미치는 영향에서 자기자비가 영향을 미칠 수 있다고 생각해 볼 수 있다.

넷째, 사후반추사고가 대인불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과를 살펴본 결과, 자기자비가 사후반추사고와 대인불안의 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 이와 비슷한 연구를 살펴보면 Kim W et al.(2008)의 연구에서는 불안장애 환자군을 대상으로 마음챙김 명상과 수용중심적인 접근을 한 결과, 반추양상이 유의하게 감소하였다. 따라서 비슷한 맥락으로 선행연구와 결과가 일치한다.

마지막으로, 사후반추사고가 발표불안에 미치는 영향에서 자기자비의 매개효과를 살펴본 결과, 자기자비가 사후반추사고와 발표불안의 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 이와 비슷한 결과로서 Lee GY et al.(2016)의 연구에서는 사회불안이 높은 참가자들에게 발표를 하게 한 뒤 마음챙김을 진행한 결과, 마음챙김 수준이 증가하였고 사후반추사고와 사회불안도 감소하였다. 그리고 Kim SE(2013)은 발표불안 감소를 위하여 수용전념(Acceptance and commitment therapy; ACT) 노출치료를 하였는데 그 결과, 발표 불안이 감소하였고, 경험회피 감소, 마음챙김 수준 향상으로 유의한 결과로 나타났다. 따라서 유사한 연구들을 통해 사후반추가 발표불안에 영향을 줄 것이며, 자기자비가 매개효과를 가질 것이라는 점은 선행연구들과 어느 정도 일맥상통하는 결과라고 볼 수 있다.

본 연구의 의의는 사회불안을 대인불안과 발표불안으로 나누어 살펴봄으로써각 불안유형의 치료 개입 시 차별성에 대해 생각해 볼 수 있었다. 대인불안의 경우 외상경험과 그에 대한 사후반추사고를 중심으로 다루고, 발표불안은 사후반추사고를 더 비중 있게 다루는 것이 효과적일 것일 것이다. 또한 그동안 사후반추사고에 관한 연구는 발표장면에서의 한정된 연구가 많았으나, 본 연구에서는 발표 상황뿐만 아니라 상호작용 및 대인불안과의 관계에 대해서도 살펴봄으로써 그 중요성을 확인할 수 있었다. 그리고 긍정적 변인인 자기자비를 사회불안관련 매개변인으로 확장시키고, 이를 치료적 변인으로 활용 가능함을 확인하였다는 점에서 의의가 있다. 따라서, 자기자비를 향상시킬 수 있는 마음챙김 자기자비 프로그램(MSC), 자비심 훈련(CMT)과 자비중심치료(CFT) 훈련 등을 활용한다면, 자신의 경험이 다른 사람들도 보편적으로 겪는 일의 일부이며, 자신의 고통을 수용하고 스스로에게 친절하게 대하는 등 사회불안을 감소시키는 치료로 활용될 수 있을 것으로 기대된다.

마지막으로 본 연구의 제한점은 다음과 같다. 본 연구는 서울 지역의 4년제 대학생들을 대상으로 실시하였으므로 사회불안 증상이 있는 임상집단에 적용하여 일반화하는 것에는 무리가 있다. 그리고 본 연구의 대상자들 가운데 1학년이 과반수 이상이며, 남성보다 여성의 비율이 약 3배 정도 많았기 때문에, 학년 및 성별 차이의 영향을 배제할 수 없어 추후에는 전 학년 및 남성 비율을 균등하게 할 필요가 있을 것으로 생각된다. 더불어 자기보고식 질문지만을 사용하였기에 솔직하게 응답하지 않았거나 자신의 문제를 축소하는 등 방어적으로 응답했을 가능성이 있다. 이는 반응의 신뢰성에 문제가 생길 수 있기 때문에 이러한 문제를 보완하기 위한 방법을 생각해 볼 필요가 있다. 이와 함께 후속연구에서는 자기자비의 여러 하위요인 중 어느 요인이 더욱 사회불안과 관련이 있는지 살펴보고, 해당 하위요인의 향상에 초점을 맞춘 자기자비 향상 훈련을 적용한 것이 더욱 효과적으로 사회불안을 완화시킬 수 있을 것이라고 예상한다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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