서 론

사회불안은 흔히 사회공포증으로 알려져 있으며, 일반인들도 수줍음과 관련하여 이해하고 있다. 사회불안의 진단기준을 제시한 DSM-5(2013)에 따르면, 첫째, 타인에게 면밀하게 관찰될 수 있는 하나 이상의 사회적 상황에 노출되는 것을 극도로 두려워하거나 불안해하는 것과 같이 대부분의 사회적 상황에서 일어나는 공포나 불안감이다. 둘째, 다른 사람들에게 부정적으로 평가받는 방향으로 행동할까봐 느끼는 불안감이다. 이는 실제로 부정적으로 평가받는 일뿐만 아니라 상상 속에서 미리 평가받을 것에 대한 예기불안과도 관련된다. 이와 같이 사회불안은 대인관계와 관련되며, 자신의 상호작용이 타인으로부터 부정적 평가를 받는 것에 대한 두려움으로 정의된다.

Rapee(1995)는 사회불안과 수줍음의 차이는 질적인 것이 아니라 양적인 것이라고 주장하며, 수줍음이 심할 때 사회불안이 된다고 하였다. 그러나 Turner et al. (1990)은 사회불안과 수줍음을 여섯 가지 차원, 즉 신체, 인지, 행동, 일상기능, 임상경과, 발병 전후의 환경으로 비교했을 때, 사회불안군이 수줍은 사람에 비해 광범위하게 회피행동과 일상생활 기능에 장애를 보이거나 만성화 경향을 보이며, 불안을 촉발하는 조건화 사건을 더 많이 보고하여, 사회불안과 수줍음은 질적인 차이가 있다고 제안하였다. 특히 사회불안의 유병률은 젊은 층에서 가장 높은 편으로 알려져 있어서, 본 연구에서 대상으로 하고 있는 대학생들의 상태와 밀접한 관련이 있을 것으로 보여진다. National Comorbidity Survey에서 15세에서 24세 집단의 평생유병률이 14.9%인 반면, 45~54세 집단에서는 12.2%로 줄어들었다(Magee et al., 1996). 이와 같이 유병률은 연령이 높아질수록 떨어지는데, 다양한 대인관계 및 사회생활 경험이 이러한 불안감을 낮추는 요인이 될 것으로 보인다. 특히 대학생들의 경우, 일반 성인집단보다 더 다양한 상황에서 사회불안 증상을 호소하는데, 이들이 호소하는 사회적 장면은 새로운 사람과의 만남, 다른 사람들 앞에서 발표하는 것, 권한을 가진 사람들을 만날 때와 같이 주로 사회적 상황에서 상호작용을 해야 될 때라고 알려져 있다(Stein et al., 2000).

사회불안을 야기시키는 원인들로 유전적 요인, 기질적 요인, 환경적 요인, 심리적 요인 등이 거론되고 있으며 다양하게 연구되고 있다. 유전 및 기질적 요인으로 사회불안은 가족력과 관련 있는 것으로 보고되고 있으며, 단독으로 직접 유전되지 않으나 ‘낯선 사람에 대한 행동억제’ 기질이 우세한 것으로 알려져 있다(Rosenbaum et al., 1994). 행동억제적인 아동들은 신중하고 조용하며 내향적으로 표현되었다. 이들은 비억제군에 비해 스트레스 시 교감신경계 활성과 근육긴장이 더 강한 것으로 나타났다. 이러한 생물학적 원인뿐만 아니라 아동이 가정에서 양육자와의 관계경험에서 사회불안을 학습했을 가능성도 중요하게 다루어지고 있다. 이처럼 환경적 요인 중 주목할 만한 부분은 가정에서 부모의 자녀 양육과정이다.

사회불안과 관련된 연구를 수행했던 Parker(1979)는 부모의 자녀에 대한 지나친 통제 또는 과보호 경향과 결합된 정서적 결핍이 자녀의 사회불안을 형성할 수 있다고 제안했다. 실제로 정상대조군과 비교할 때 사회불안자의 부모는 자녀에게 덜 온화하고, 더 거절적이면서 더 통제적으로 대하는 경향이 있었다. 이러한 점들에 근거하여 볼 때, 사회불안에 영향을 미치는 부모의 양육태도와 관련된 심리적 변인으로 성인애착을 생각해 볼 수 있다. 애착(attachment)과 관련하여, Ainsworth(1963)는 안정 애착과 불안정 애착을 구분하면서 애착 관계에서 가장 중요한 측면은 유아와 양육자간의 의사소통의 질이었다는 것을 발견하였다. 안정 애착이 형성된 관계에서 양육자와 유아는 서로의 욕구와 요구에 대해 협력적이고 긍정적인 조율로 의사소통이 이루어지는 것을 관찰했다. Bowlby(1973)는 유아가 양육자와 반복적으로 경험하는 상호작용이 작동모델로서 내면에 저장되어 자신과 대인관계에 대한 표상이 된다고 주장했다. 따라서 성인이 된 이후에도 어릴 때 양육자와의 생활 경험에 영향을 받아 형성된 자기와 타인에 대한 작동모델로서 애착유형을 가지게 되는 것으로 추론해 볼 수 있다.

불안정애착은 불안애착과 회피애착으로 주로 구분된다. 불안애착의 경우, 애착인물이 어떤 때는 잘 반응해주고, 어떤 때는 침해하거나 함께해 주지 않았기 때문에, 친밀함에 대한 기대를 많이 하고, 친밀함의 상실가능성에 대해서 집착하고 불안해 하는 특성이 있다. 자신의 애착 욕구에 대해 과장되게 표현하거나 친밀성을 지나치게 추구하면서, 유기에 대한 불안감이 큰 특성으로 인해 불안애착은 대인관계에서 다양한 어려움을 야기할 뿐만 아니라 우울이나 불안 등의 심리적 문제와도 밀접하게 관련되어 있다(Brennann et al., 1998). 반면 회피애착의 개인은 애착인물로부터 지속적인 위로와 심리적 돌봄을 경험해 보지 못했기 때문에 타인과 가까워지는 것에 부담감을 가지고 회피하려 한다. 이들은 주로 감정표현을 억제하고, 신체적인 접촉을 피하며, 타인으로부터 지지나 연결감, 보살핌과 거리를 두는 경향이 있다(Brennann et al., 1998). 안정 애착의 경우, 자신과 타인에 대한 긍정적 표상으로 스트레스 상황에서도 안정감을 가지고 자신과 타인의 입장을 고려하면서, 융통성있게 대처할 수 있는 반면, 불안정 애착의 경우에는 특히 대인관계 상황에서 스트레스를 많이 경험하게 된다. Cha JY et al. (2018)은 불안정 성인애착은 사회불안에 영향을 미치며, 이들 간의 관계를 자기자비가 매개한다고 제안하였다. 불안정 성인애착을 가질수록 자기자비의 성향이 낮아지고 이는 사회불안을 초래한다는 것을 의미한다. Kang SJ et al. (2011)의 연구에서 불안정애착이 대인관계에 미치는 영향에서 사회불안의 매개효과를 검증하였다. 불안정애착일수록 사회불안이 높아지게 되고, 결국 대인관계에 문제가 심각해진다는 것이다. 이와 같이 사회불안은 주로 대인관계의 맥락에서 발생하는 것이고, 이에 영향을 미칠 수 있는 변인으로 애착을 살펴보았다. 특히 애착의 하위유형 중에서도 대인관계에서의 불안감을 적게 호소하는 회피애착을 제외하고 사회불안과 관련이 높을 것으로 예상되는 불안애착을 대상으로 하였다. 이 밖에도 사회불안이 높은 사람들은 타인에게 부정적 피드백을 항상 예상하고 이에 대해 부끄럽고 창피해하는 성향이 우세하다 보니 이와 관련하여 최근 많이 연구되고 있는 정서 변인으로 수치심이 있다.

수치심(shame)은 대인관계 맥락에서 발생하는데, 타인의 존재 또는 평가가 중요하다고 알려져 있다(Tangney, 1995). 수치심은 자신의 단점이나 실수가 공개적으로 드러날 때 느끼게 되며, 다른 사람의 처벌과 같은 외적인 규제에 의해서 통제되므로, 타인이 없거나 아무도 모른다면 수치심이 발생하지 않는다(Nam GS, 2008). Tangney et al. (1996)은 수치심과 죄책감을 구별하면서 수치심이 유발되는 상황은 타인과 덜 친밀하다고 지각할 때와 자신이 타인보다 힘이 없고 무력하게 느낄 때라고 보았다. 즉 낯선 타인 앞에서 실수했을 때이거나 권위 인물과 함께 있는 상황에서 불안감이 더 유발될 수 있음을 의미한다. 한편 수치심을 느낄 때, 사회불안이 증가된다는 연구는 다음과 같다. 수치심이 높은 남자 고등학생일수록 완벽주의 성향이 높았고 이는 사회불안을 높이는 결과로 이어졌고(Yang SK et al., 2018), 수치심을 자주 느끼는 청소년일수록 사회불안과 우울을 많이 경험하며, 이는 자살사고의 증가와 관련된다고 보았다(Lee SH, 2018). 이는 수치심을 많이 느끼는 경우, 청소년기와 초기 성인기에 사회불안 유병률이 높다는 점과 일치하는 결과이며, 이들에 대한 개입이 중요하다는 점을 환기하고 있다.

한편 수치심의 형성과정에서 애착과 관련성이 알려지고 있는데, 예를 들어 Gross et al. (2000)은 수치심이 안정애착과는 유의미한 부적 상관을 보이고 불안애착과는 유의한 정적 상관을 보이지만, 회피애착과는 유의한 상관을 보이지 않는다는 결과를 보고하였다. 청소년을 대상으로 한 Kim HJ et al. (2011)의 연구에서도 불안정애착 중 안정형과 거부형(회피형)은 수치심과 부적 상관을 보였고, 집착형(불안형)과 두려움형 애착집단은 수치심과 유의한 정적 상관을 보였으며, 불안정애착은 분노표현과 유의한 정적 상관을 보였다. 그리고 부모와 불안정한 애착을 형성한 대학생들은 내면화된 수치심의 수준이 높고 분노억제 성향이 높아 대인관계 문제를 유발한다는 결과도 있다(Kim NY et al., 2012). 이러한 점들을 고려해 볼 때, 불안정 애착은 수치심과 관련이 있으며, 특히 회피애착보다 불안애착이 수치심과 더 유의한 관련이 있음을 알 수 있다.

수치심이나 사회불안 및 자기애성격과 관련되는 중요한 변인으로 자존감이 있다. 자존감은 자기에 대한 긍정적이거나 부정적인 태도로 정의되며(Rosenberg, 1965), 우울(Lee HM et al., 2014), 불안(Pyszczynski et al., 2004), 삶의 만족도(DeNeve et al., 1998) 등 개인의 다양한 행동을 예측하는 변인으로 오랜 연구를 통해 알려져 있다. 그리고 낮은 자존감은 수치심의 핵심에 있는 것으로 제안되었다. 자존감이 낮은 사람은 불안을 자주 경험하고 대인관계의 질이 빈약하고, 고립되어 있으며, 이러한 자존감은 더 경직된 인지구조로 변화되고 무능감, 결핍감, 공허감, 소외감으로 변화된다고 하였다. Jeong ST et al. (2016)은 자존감의 수준과 사회불안은 유의미한 부적 상관이 있으며, 자존감의 안정성과도 유의한 부적 상관이 나타났다고 한다. 이는 자존감의 수준이 낮고 불안정할수록 사회불안을 많이 경험한다는 것을 의미한다. Farmer et al. (2014)은 사회불안장애 집단이 정상군에 비하여 자존감이 불안정함을 보고하면서 사회적 관계에서 경험하는 불안과 자존감 간에 유의한 상관을 보고하였다. 따라서 낮은 자존감은 수치심과 사회불안을 설명할 수 있는 변인으로 시사된다. 한편 이러한 불안정하고 낮은 자존감이 어떻게 형성되는지에 대해 살펴볼 필요성이 있다. 본 연구에서는 자신과 타인에 대한 지각이 애착에 근거한다는 점(Ainsworth et al., 2015)에서 자존감을 설명하는 변인으로 애착에 주목하였다.

대학생을 대상으로 한 Kim MJ(2017)의 연구에서 불안 애착을 형성한 대학생일수록 승인욕구가 높아지며 이는 자존감의 불안정성을 높인다고 하였다. 이는 불안애착이 높을수록 승인욕구가 높았고, 승인욕구가 높을수록 자존감이 불안정한 것을 의미한다. 이와 같이 자존감을 설명하는 변인으로 다양한 선행연구들을 통해 애착을 주목할 수 있다. 선행연구들은 불안애착이 높은 개인은 타인과 친밀한 관계를 맺기 위해 적극적으로 행동을 하기 때문에 긍정적 영향을 미칠 수 있다. 그러나 타인의 거절이나 유기에 대해 실망하고 쉽사리 관계를 중단하므로 자존감을 감소시키는 역할을 할 것이다(Kim MJ, 2017). 이와 달리 회피애착의 개인은 친밀한 관계를 불편하게 여기고 관계형성을 시도하지 않는 경향이 있다(Bartholomew et al., 1991). Yu HY et al. (2015)은 불안애착이 자존감으로 가는 직접 경로는 유의미하지만 회피애착이 자존감에 직접적인 영향력이 없다고 보고하였다. 이러한 선행연구 결과들로 볼 때, 불안정애착은 낮은 자존감에 영향을 미치며, 특히 불안애착의 영향력이 일관성 있게 나타난다는 점을 알 수 있다.

자기애는 여러 연구들을 통해 수치심과의 관련성이 중요하게 언급되었다(Kohut, 1971; Kernberg, 1975). 자기애는 DSM-5(2013)에서 자신에 대한 과장된 자기지각과 성공에 대한 공상, 탁월함과 아름다움에 대한 공상에 사로잡혀 있는 임상집단을 지칭한다. 자기애성 성격은 자신을 보호하기 위해 자기에게만 과도한 관심을 보이고, 타인에게 개방적이지 못하며, 자신의 실패에 대해 강한 분노감을 보이는 경향이 있다(Choi YS, 2014). 자기애에 대한 경험 연구들에서 자기애의 웅대성과 취약성이라는 두 가지 차원으로 구분하고 있다(Pincus et al., 2010). 웅대성과 취약성은 각각 외현적, 내현적 자기애라고 불리고 있으며, 과장된 자기표상과 오만한 태도를 주로 보이는 웅대성과 자신의 가치를 외부의 평가에만 의존하여 수치심을 느끼는 취약성으로 구분하고 있다. Kohut(1971)은 자기애성 성격장애의 핵심 감정을 수치심이라고 하였다. 한편 선행연구를 보면 수치심과 자기애는 자기애의 유형에 따라 서로 다른 결과를 보이고 있다. 즉 외현적 자기애는 수치심과 부적 상관을 보이는 반면, 내현적 자기애 또는 내현적 자기애는 수치심과 정적 상관을 보였다(Hibbard, 1992). 따라서 외현적 자기애 수준이 높은 사람은 수치심을 지나치게 방어하는 집단이라면 내현적 자기애 수준이 높은 사람은 수치심을 지나치게 많이 경험하는 집단이라고 볼 수 있다. 이러한 경험 연구에 근거하여 수치심과 관련되는 변인이 내현적 자기애임을 알 수 있다.

이상을 종합해보면, 최근에는 사회불안에 영향을 주는 내적 경험과 정서적 특징뿐만 아니라 성격처리 과정으로서 통합하고자 하는 시도가 이루어지고 있다. 이와 관련하여 사회불안과 관련성이 높은 대인관계 및 발달적 측면에서 불안애착의 역할에 주목하였고, 이들이 결국 사회불안으로 이어지는 과정에서 내적 자존감이나 자기 확신의 결여로 인해 타인이나 외부의 승인을 통해 자존감을 유지하고자 하며, 이러한 노력들이 실패로 이어질 때 수치심의 증폭을 경험하며, 이러한 만성화된 패턴은 내현적 자기애적 성격특징으로 이어질 것으로 예상하였다. 이러한 외부적 확인을 통하여 자존감을 유지하는 자기애적 성격의 특징에서 열등감을 동반한 자기애적 취약성은 연약한 자기개념, 수치심, 자기비난, 대인관계에서의 과민성을 보호하기 위한 방법으로 사회적 철수의 사용 및 사회불안으로 이어질 것으로 예상하였다.

이에 본 연구에서는 대학생을 대상으로 불안애착이 사회불안에 미치는 영향을 검증하고, 불안애착과 사회불안 간의 관계를 매개하는 자존감과 수치심 및 내현적 자기애의 영향을 검증하고자 한다. 본 연구결과는 대학생의 사회불안에 대한 불안애착의 영향력을 확인하고, 자존감과 수치심, 자기애와 같은 인지, 정서, 성격기제에 대한 이해를 통해 사회불안을 완화시킬 수 있는 방안을 탐색하고자 하는데 의의가 있다.

연구방법

1. 연구 고안 방법

본 연구는 대학생을 대상으로 불안애착과 자존감, 수치심, 내현적 자기애 및 사회불안 간의 관계를 알아보기 위한 서술적 조사 연구이다.

2. 연구 대상 선택

연구대상자는 4년제 대학교에 재학 중인 대학생 318명이다. 성별의 분포는 남학생이 96명으로 31%에 해당되었고, 여학생이 222명으로 69%에 해당되었다. 연령 평균은 22.16세(SD=2.08)이고 범위는 18세부터 28세였다.

3. 도구

1) 친밀관계 경험척도(Experiences in Close Relationship, ECR)

이 척도는 불안정 애착을 측정하기 위해 Brennan et al. (1998)이 개발한 ECR를 Moon HC(2007)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도의 하위 요인은 불안애착(18문항)과 회피애착(18문항)으로 본 연구에서는 불안애착 문항만을 사용하였다. 7점 Likert식 척도이고, 문항의 총점이 높을수록 불안애착성향이 높음을 알 수 있다. 문항간 내적 합치도를 알아보기 위해 문항에 대한 신뢰도를 분석한 결과, 불안애착은 .93였다.

2) 자존감 질문지(Self-Esteem Scale, SES)

자존감 수준 척도로 가장 널리 사용되고 있는 Rosenberg Self-Esteem Scale (Rosenberg, 1965)를 번안한 한국판 SES (Lee HJ et al., 1995)를 사용하였다. 전체 10문항이고 5점 리커트 척도이다. 전체 점수가 높을수록 자신에 대한 긍정적 태도를 가지고 자존감 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 내적 합치도는 .89였다.

3) 수치심 죄책감 경험 질문지(Adapted Shame and Guilt Scale, ASGS)

Hoblitzelle(1987)이 개발한 수치심 죄책감 경험 질문지이다. 본 연구에서는 Nam GS(2008)이 번안한 것을 사용하였다. 전체 30문항 중 수치심 문항(15개)만을 사용하였다. ‘부끄럽다’, ‘바보같다’와 같은 형용사를 제시하고 자신이 이러한 감정을 평소에 얼마나 자주 느끼는지 5점 리커트 척도로 평가하게 되어 있다. 본 연구의 내적합치도는 .93였다.

4) 병리적 자기애 척도(Pathological Narcissism Inventory, PNI)

내재적 자기애를 측정하기 위해 Pincus et al. (2009)이 개발하고 Yang JW(2012)이 번안한 자기보고형 설문지를 사용하였다. 병리적 자기애 척도는 웅대성(15문항)과 취약성(16문항)의 두 요인구조로 이루어져 있으며, 전체 31문항이다. 본 연구에서는 내현적 자기애 16문항을 대상으로 하였다. 내현적 자기애는 수반적 자존감(7문항), 평가절하(5문항), 특권분노(4문항)으로 이루어져 있다. 수반적 자존감은 외부로부터 긍정적 평가가 주어지지 않을 때 자존감이 변화하는 것과 통제불능감을 의미하고, 평가절하는 자신이 요구하는 만큼 타인이 인정해 주지 않을 때 이들에 대한 무관심과 수치심을 의미하며, 특권분노는 기대하였던 특권을 누리지 못했을 때 동반되는 분노감을 의미한다. 리커트 6점 척도이며, 본 연구에서 내적 합치도는 .94이였다.

5) 사회적 상호작용불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale, SIAS)

SIAS (Mattick et al., 1998)는 사회불안을 느끼는 사회적 상호작용 상황을 측정하는 문항으로 구성되어 있다. Baek SY(2016)이 번안한 질문지를 사용하였다. ‘여러 사람들과 어울리는 것이 불편하다’, ‘대화할 때, 이야기 거리를 쉽게 생각해낸다’와 같이 사회적 상호작용의 상황들에서 얼마나 불안감이 야기되는지를 알아보는 척도이다. 전체문항은 20문항이며, 5점 리커트 척도로 이루어져 있으며 전체 점수가 클수록 사회적 상호작용 시 사회불안을 많이 경험한다는 것을 의미한다. 본 연구에서 내적 합치도는 .94이였다.

4. 연구 방법

1) 연구절차

광주광역시 소재 대학에 재학 중인 대학생을 대상으로 연구에 대해 설명한 후 서면으로 연구 참여동의서를 작성하였다. 동의서에 서명한 328명의 대학생들을 대상으로 설문지를 실시하였다. 이들 중 누락된 응답이 많거나, 지나치게 극단치에 편중되어 응답한 자료로 분류된 10부를 제외하고 총 318명의 자료가 최종적으로 분석되었다.

2) 분석 방법

본 연구에서는 기술통계와 상관분석을 위해 SPSS Statistics 22.0을 사용하였고, 불안애착이 사회불안에 미치는 영향과 두 변인의 관계에서 자존감과 수치심과 내현적 자기애의 매개효과를 검증하기 위해 Amos 21.0을 사용하여 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling, SEM)을 실시하였으며, Hayes(2013)의 Macro Process를 활용하여 경로분석을 하였다.

구조방정식 모형의 적절성을 평가하기 위해서 적합도 지수가 표본크기에 민감하게 영향을 받지 않아야 한다는 것과 적합도 지수가 자료에 잘 부합하면서도 간명한 모델을 선호한다는 Hong(2000)의 연구결과에 따라 모형 적합도를 평가하기 위해 비교부합치(Comparative Fit Index, CFI), 비표준 부합치(Tucker-Lewis Index, TLI), 표준부합치(Normed Fit Index, NFI)와 일반부합치(Goodness of Fit Index, GFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)를 사용하였다. CFI, TLI, NFI와 GFI는 .90이상, RMSEA는 .10보다 작으면 양호한 모형으로 간주한다(Hong, 2000). 마지막으로 경로분석의 매개효과 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(Shrout et al., 2002)을 부가적으로 실시하였다.

결 과

1. 주요 변인들간의 상관 및 기술통계

주요 변인들 간의 관계를 살펴보기 위해 기술통계를 실시하였고, 그 결과는 Table 1에 있다. Table 1에 제시된 결과를 보면, 불안애착은 사회불안과의 관계에서 유의한 정적 상관을 보였으며(r=.68, p<.01), 자존감(r=−.51, p<.01)과 유의한 부적 상관을 보였고, 수치심(r=.65, p<.01)과 내현적 자기애(r=.67, p<.01)와 유의미한 정적 상관이 나타났다. 그리고 본 연구의 매개변인인 자존감은 종속변인인 사회불안(r=−.65, p<.01)과 유의미한 부적 상관을 보였고, 매개변인인 수치심(r=−.64, p<.01)과 내현적 자기애(r=−.40, p<.01)와 유의미한 부적 상관이 나타났다. 수치심은 내현적 자기애(r=.56, p<.01)와 유의미한 정적 상관을 보였으며, 종속변인인 사회불안(r=.77, p<.01)과 유의미한 정적 상관관계가 나타났다. 내현적 자기애도 종속변인인 사회불안(r=.54, p<.01)과 동일하게 유의미한 정적 상관을 보였다. 이는 불안애착이 높을수록 자존감이 낮고, 수치심이 자주 들며, 내현적 자기애 성향이 높아지고, 사회불안 수준이 높다는 것을 알 수 있다.

Table 1

Descriptive statistics and correlation among variables

Variable	1	2	3	4	5
1. Anxious attachment	1
2. Social anxiety	.68**	1
3. Self-Esteem	−.51**	−.65	1
4. Shame	.65**	.77**	−.64**
5. Narcissistic Vulnerability	.67**	.54**	−.40**	.56**
M	40.81	48.02	35.58	29.89	64.38
SD	14.52	17.03	7.82	11.92	17.25

^** p<.01.

2. 측정모형분석

구조모형을 검증하기 전에 각 잠재변인을 측정하는 하위 변인들이 적절하게 잠재변인을 측정하였는지 알아보기 위해 확인적 요인분석과 측정모형 적합도 검증을 실시하였고, 확인적 요인분석 결과는 Table 2에 제시하였다. 불안애착은 .922에서 .932의 요인부하량을 보였고, 자존감은 .865에서 .900의 요인부하량을 보였으며 수치심은 .918에서 .927의 요인부하량을, 내현적 자기애는 .881에서 .907의 요인부하량을, 사회불안은 .899에서 .951의 요인부하량을 보였다. 측정모형 적합도 검증 결과, CFI=.981, TLI=.967, NFI=.973, RMSEA=.082로 측정모형의 적합도는 앞에서 제시한 기준을 적절히 충족하는 것으로 나타났다.

Table 2

Factor values of measurement models

Potential variable		Measurement variable	Non-Standardization factor	SE	CR	Standardization factor
Anxious attachment	→	Anxious attachment1	.918	.036	25.500***	.932
Anxious attachment	→	Anxious attachment2	1			.922
Self-esteem	→	Self-esteem1	1.22	.071	17.28***	.900
Self-esteem	→	Self-esteem2	1			.865
Shame	→	Shame1	.907	.036	25.486***	.918
Shame	→	Shame2	1			.927
Narcissistic vulnerability	→	Narcissistic vulnerability1	1.021	.052	19.511***	.907
Narcissistic vulnerability	→	Narcissistic vulnerability2	1			.881
Social anxiety	→	Social anxiety1	.834	.032	26.127***	.899
Social anxiety	→	Social anxiety2	1			.951

^*** p<.001.

3. 구조모형 분석

측정모형의 적합성을 근거로 하여 구조모형 분석을 실시하였다. 연구모형의 직접효과와 간접효과를 검증하였으며, 매개효과의 검증을 위해 Macro Process를 활용하였다. 불안애착이 사회불안에 미치는 영향에서 자존감과 수치심 및 내현적 자기애의 매개효과 검증을 위한 구조모형은 Table 3과 Fig. 1에 제시하였다.

Table 3

The path coefficients of anxious attachment, self-esteem, shame, narcissistic vulnerability, and social anxiety

Path			B	β	SE	t
Anxious attachment	→	Self-esteem	−.345	−.570	.034	−10.138***
Anxious attachment	→	Shame	.394	.440	.048	8.167***
Anxious attachment	→	Narcissistic vulnerability	.693	.621	.075	9.211***
Anxious attachment	→	Social anxiety	.305	.273	.076	3.999***
Self-esteem	→	Shame	−.690	−.465	.084	−8.194***
Self-esteem	→	Social anxiety	−.373	−.202	.103	−3.604***
Shame	→	Narcissistic vulnerability	.279	.224	.081	3.453***
Shame	→	Social anxiety	.604	.485	.085	7.096***
Narcissistic vulnerability	→	Social anxiety	.020	.020	.065	.306

**p<.01,

^*** p<.001.

Table 3을 보면, 불안애착은 자존감(β=−.570, p< .001), 사회불안(β=.273, p<.001), 수치심(β=.440, p< .001), 내현적 자기애(β=.621, p<.001)를 유의미하게 예측하였는데 이는 불안애착일수록 사회불안이 높고, 자존감이 낮으며, 수치심을 자주 느끼며 내현적 자기애의 성향이 높다는 것을 의미한다. 그리고 자존감은 수치심(β=−.465, p< .001), 사회불안(β=−.202, p<.001)을 유의미하게 설명하고 있어서 자존감 수준이 낮을수록 수치심을 많이 경험하고 사회불안도 높다는 것을 알 수 있다. 또한 수치심은 사회불안(β=.485, p<.001)과 내현적 자기애(β=.224, p<.001)를 유의하게 예측하여, 수치심이 높을수록 사회불안을 자주 경험하고, 내현적 자기애가 높아지는 것을 의미한다. 그리고 내현적 자기애는 사회불안(β=.020, ns)을 유의하게 예측하지 못하여, 내현적 자기애가 높을 때 사회불안이 증가하는 것을 설명하지 못하였다.

다음으로 불안애착과 사회불안 간의 관계에서 확인된 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 Macro Process를 통해 부트스트래핑을 실시하였다(Table 4). 그 결과, 불안애착이 자존감을 통해 사회불안으로 가는 경로의 신뢰구간이 .393, .618로 유의미하게 나타났으며, 불안애착이 수치심을 거쳐 사회불안에 미치는 경로의 신뢰구간은 .167, .307로 유의미하였다. 그러나 불안애착이 내현적 자기애를 통해 사회불안에 미치는 매개 경로는 유의하지 않았다. 이는 불안애착이 자존감 또는 수치심을 통해 사회불안에 미치는 단일매개 경로가 유의하나, 내현적 자기애의 단일 매개효과는 유의하지 않았다. 즉 불안애착이 자존감을 거쳐 사회불안에 이르는 단일매개 경로와 불안애착이 수치심을 거쳐 사회불안에 이르는 단일 매개경로가 유의하였다.

Table 4

The bootstraping results for the mediation effect of self-esteem, shame and narcissistic vulnerability in anxious attachment and social anxiety

Path	Mediation effect (B)	95% confidence interval
Anxious attachment → Self-esteem → Social anxiety	.1298	.3934, .6180
Anxious attachment → Shame → Social anxiety	.2273	.1672, .3074
Anxious attachment → Narcissistic vulnerability → Social anxiety	.0207 (ns)	−.0311, .0867
Anxious attachment → Self-esteem → Shame	.1770	.1273, .2376
Anxious attachment → Self-esteem → Shame → Narcissistic vulnerability	.0907	.0360, .1952
Anxious attachment → Self-esteem → Shame → Social anxiety	.1129	.0768, .1674
Anxious attachment → Self-esteem → Shame → Narcissistic vulnerability → Social anxiety	.0019 (ns)	−.0027, .0087

ns: not significant.

그리고 Table 4를 보면, 불안애착이 자존감을 통해 수치심으로 가는 경로의 신뢰구간이 .127, .237로 유의미하게 나타났으며, 불안애착이 자존감과 수치심을 통해 내현적 자기애로 가는 경로의 신뢰구간이 .036, .195로 유의미하게 나타났다. 그리고 불안애착이 자존감과 수치심을 통해 사회불안으로 가는 경로도 신뢰구간이 .076, .167로 유의미하게 나타났다. 이는 불안애착이 자존감을 통해 수치심에 미치는 단일매개 경로뿐만 아니라 자존감과 수치심을 통해 내현적 자기애 또는 사회불안에 미치는 이중매개 경로가 모두 유의한 것을 알 수 있다. 따라서 불안애착일수록 자존감이 낮아지며, 이는 수치심에 영향을 미치고, 내현적 자기애 수준을 높이거나 혹은 사회불안이 높아진다는 것을 알 수 있다. 그러나 불안애착이 자존감, 수치심, 내현적 자기애를 통해 사회불안에 이르는 삼중매개 경로는 유의미하게 나타나지 않았다.

이상의 결과를 종합해보면, 불안애착이 자존감, 수치심을 통해 사회불안에 이르는 단일매개효과와 더불어 불안애착이 자존감과 수치심을 통해 사회불안에 이르는 이중매개효과가 유의한 것을 알 수 있다(Fig. 1).

Fig. 1

Mediation model of self-esteem, shame and narcissistic vulnerability, and standardized coefficients of anxious attachment, selfesteem, shame, narcissistic vulnerability and social anxiety. **p<.01, ***p<.001.

고 찰

본 연구는 대학생의 불안애착과 사회불안의 관계에서 자존감과 수치심 및 내현적 자기애의 매개효과를 확인하고자 하였다. 따라서 사회불안에 대한 대인관계적 측면으로서 애착의 영향력을 살펴보고 인지 관련변인으로 자존감과 정서 변인으로 수치심 그리고 성격적 측면인 내현적 자기애를 함께 살펴봄으로써 대학생의 사회불안을 개인 내적인 관점에서 탐색하고자 하였다. 본 연구의 주요 결과를 중심으로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 불안애착과 자존감, 수치심, 내현적 자기애 및 사회불안의 관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시한 결과, 불안애착은 수치심, 취약성자기애, 사회불안 모두와 유의한 정적 상관을 보였고, 자존감과는 부적 상관을 보였다. 이러한 결과는 불안애착과 사회불안 간의 관련성을 제안한 선행연구들(Lee YK, 2013; Kim EH et al., 2014)과 유사한 결과이다. 불안애착일수록 사회불안 수준이 높아진다는 Cho YM et al. (2013)의 연구결과와 일치하며, 불안애착과 수치심의 관련성이 있다는 것은 Jung JI(2017) 등의 연구결과와 유사하며, 불안정애착과 내현적 자기애 간에 정적 상관이 있다는 점은 Kim EH(2009) 등의 연구 결과와 일치한다. 즉 불안애착 유형일수록 자존감이 낮고 수치심을 많이 느꼈으며, 내현적 자기애 성향이 높고, 사회불안은 높았다. 불안정한 양육환경에서 불안애착을 형성한 개인일수록 만성적으로 낮은 자존감과 수치심을 경험하며, 우울과 불안 등 다양한 정신병리에 노출된다는 Harder et al. (1987)의 연구와 같은 맥락에서 해석될 수 있다.

둘째, 불안애착이 사회불안에 미치는 영향에서 자존감, 수치심의 매개효과를 검증한 결과, 불안애착과 사회불안 간의 관계에서 자존감이 매개하는 단일매개효과(불안애착→자존감→사회불안)와 수치심이 매개하는 단일매개효과(불안애착→수치심→사회불안)가 유의하게 나타났다. Park SJ(2006)의 여대생을 대상으로 한 연구에서 불안애착은 신체상과 자존감에 유의미한 영향을 주고 자존감은 사회불안에 영향을 미치는 매개효과 제시한 것은 본 연구의 결과와 유사하다. 즉 불안애착을 형성한 사람이 부적절한 신체상과 낮은 자존감을 형성함으로써 사회불안이 가중된다고 볼 수 있다. 사회불안과 관련된 성격장애에 대한 연구를 한 Sanderson et al. (1994)은 사회불안 환자군은 성격장애와 관련되며, 주로 회피성, 의존성에 해당된다고 제안했다. 본 연구에서 불안애착자는 지지와 칭찬을 잃는 것에 대한 공포 때문에 그들이 의존하고 있는 타인에게 불일치를 표현하는데 어려움이나, 스스로 독립적으로 일을 할 수 없고, 미숙하고 끊임없이 도움을 구해야한다는 점이 의존성 성격장애와 유사한 특성을 지닌다. 이처럼 불안애착자가 부적절한 비판에 대한 과민성, 부적절감, 일이나 계획을 주도하거나 독립적으로 행동하는 데 어려움을 겪는 것은 자존감의 부족으로 인해 자신감 상실, 동기저하, 무력감 등과 관련된다고 추정할 수 있다. 따라서 사회불안이 높은 대학생들에서 나타나는 불안, 무력감 및 높은 수치심과 같은 정서조절의 어려움에 대하여 변증법적 행동치료나 수용전념치료의 일환으로 마음챙김 기술 및 근육이완 프로그램을 사용하여 이들의 높은 각성수준을 이완을 통해 낮춰주는 것도 필요해 보인다. 또한 이들의 자기비난적인 태도 및 낮은 자존감과 관련된 왜곡된 인지도식을 알아차리고 수정할 수 있도록 도식치료나 인지치료의 적용을 고려할 수 있다.

대학생을 대상으로 한 Lee YK(2013)의 연구에 따르면 불안애착과 사회불안의 관계에서 수치심의 완전 매개효과가 유의하게 나타나 본 연구와 일치하였다. 불안애착자들은 일반적으로 타인의 인정과 승인과 같은 외적 피드백에 의해 자신을 평가하는 경향이 많기 때문에, 타인에게 자신이 긍정적으로 인식되지 못한다고 생각하거나 거부당했다고 생각할 때 당황, 치욕, 굴욕감과 같은 수치심에 영향을 많이 받는 것으로 나타났다. 특히 수치심은 자기 전체에 대하여 부적절하고 무가치하다고 생각될 때 느끼는 개인의 고통스러운 감정(Kaufman, 1989)이므로, 이러한 수치심의 형성은 사회불안으로 발달될 수 있음을 시사한다.

불안애착이 자존감과 수치심을 순차적으로 거쳐 사회불안에 도달하는 이중매개효과(불안애착→자존감→수치심→사회불안)가 유의하게 나타났다. Song SM(2008)은 자존감과 수치심이 밀접한 관련이 있음을 제안하였다. 자존감이 낮을 때 나타나는 증상과 수치심이 높을 때 나타나는 증상들이 유사하며, 이들이 서로 유의한 부적 상관을 가진다는 점이다. 특히 이러한 자존감과 수치심은 부모의 양육 또는 애착관계에서 영향을 받는다고 알려져 있다(Harder et al., 1987). 역기능적 가족 환경과 관련하여 자존감과 수치심의 발달은 많은 연구가 이루어져 왔으며, 역기능적 가정 환경 속에서 불안정한 애착의 형성과 더불어, 건강한 자존감의 형성이 어렵고, 수치심을 자주 경험함으로써 우울, 불안, 성격장애, 해리, 외상 등 다양한 정신병리의 발병과 깊은 관련성을 가진다. 본 연구의 결과를 통해서도 사회불안의 형성은 이러한 일련의 불안애착을 거쳐 낮은 자존감과 높은 수치심을 통해서 이루어진다는 점을 확인할 수 있었다. 따라서 대학생의 사회불안 관련된 상담 및 치료 프로그램과 관련하여, 애착과 관련된 대인관계문제를 탐색할 필요가 있겠으며, 지나치게 타인의 평가에 예민하게 반응하여 변동하는 자존감의 문제 및 부정적 감정상태로서 수치심을 다룰 필요가 있음이 시사된다.

불안애착과 사회불안의 관계에서 내현적 자기애의 단일매개효과(불안애착→취약성자기애→사회불안)나 삼중매개효과(불안애착→자존감→수치심→취약성자기애→사회불안)가 유의하게 나타나지 않았다. 이는 불안애착과 사회불안간의 관계에서 내현적 자기애의 완전매개효과가 있었다는 Kim EH(2009)의 연구결과와 불일치하게 나타났다. Raskin et al. (1989)는 외현적 자기애자일수록 외현적인 자기고양을 통해 자존감을 유지하고 조절하는 경향이 있기 때문에 사회불안을 덜 경험하나, 내현적 자기애자 일수록 자신이 어떻게 평가받는지 다른 사람의 말이나 행동에 주의를 기울이는 특성은 사회불안으로 변화될 가능성이 높다고 하였다. 그리고 내현적 자기애와 사회불안 간에는 높은 정적 상관관계가 나타났으며(Schurman, 2000), 내현적 자기애 성향이 사회불안에 직접 영향을 미친다는 이전 연구들과 일치하지 않고 있다(Kim EH, 2009).

그러나 Na HY(2014)의 연구에서 내현적 자기애가 사회불안으로 가는 직접효과는 유의하지 않았고, 수치심을 통한 간접효과라든지, 사회적 자기효능감과 같은 변인들을 거쳐 매개효과가 유의하게 나타났다. 특히 Morf et al. (2001)는 자기애적 역동을 외부의 확인에 의해 자존감을 유지하는 자기조절방식을 사용함에 주목하였다. 이러한 역기능적 자기조절 중 내현적 자기애적 성격을 지닌 개인은 사회적 상황과 평가에 민감하고 이러한 상황을 회피하고자 한다. 흔히 자기애성향자의 자기제시 형태는 타인에게 완벽하지 못한 모습을 철저히 숨기고 완벽한 모습으로 칭송받길 원한다. 그러나 내현적 자기애자는 이러한 자기제시기대가 낮을 뿐만 아니라 자존감이 낮고 수치심을 많이 느끼기 때문에 이러한 자기제시와 관련된 효능감인 자기제시기대가 낮으며, 이러한 결과로서 사회불안이 야기될 수 있다고 주장하였다.

이와 같이 사회불안을 일으킬 수 있는 내현적 자기애 성향은 성격적 특성이라는 점에서 직접적인 개입보다는 수치심이나 자기제시기대와 같은 다른 변인들을 통한 간접적 경로 또는 매개변인들을 통한 간접적 경로를 통해 사회불안이 유발된다고 제안하고 있다. 따라서 후속연구에서는 내현적 자기애를 원인으로 하여 수치심이나 자기제시기대나 자기제시동기와 같은 중간의 매개변인들의 복합적 영향을 고려해야 사회불안으로 이어진다는 점을 예상할 수 있다.

종합하면 본 연구는 사회불안에 영향을 미치는 여러 가지 변인들 간의 관계를 살펴보았고, 이에 이르는 독립변인과 다양한 매개변인들을 탐색하고, 개입방안을 제언했다는 점에서 연구의 의의가 있겠다. 특히 대학생을 대상으로 하여 이 시기에 유병률이 높은 사회불안에 영향을 미치는 대인관계, 인지, 정서, 성격 변인의 경로를 탐색하고 통합적인 조망을 통해 검증했다는 점에서 의미를 갖는다. 본 연구가 갖는 연구의 의의와 더불어 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다.

본 연구는 대학생을 대상으로 한 연구로서, 다른 연령층에서 발생하는 사회불안을 설명하기에는 제한이 있다. 그리고 자료 수집 과정에서 한 지역에 거주하는 대학생들만을 대상으로 하였기에 지역적 특성을 배제하기 어려울 수 있다. 따라서 다양한 연령층에서 발생하는 사회불안의 요인을 살펴보는 것과 다양한 지역을 포괄하는 표집이 필요해 보인다. 둘째, 본 연구에서 불안애착만을 대상으로 하였고 회피애착은 포함되지 않았다. 불안정애착에서 회피애착의 영향력도 통합적으로 살펴보는 것도 필요해 보인다. 또한 자기애의 경우에도 외현적 자기애는 제외하고 내현적 자기애만을 살펴보았는데, 후속 연구에서는 외현적 자기애의 특성 중 특히 웅대성과 관련된 요인을 포함하여 살펴보는 것이 좀 더 자기애의 구성개념을 포괄하여 살펴보는 것이 필요할 것 같다. 셋째, 본 연구에서는 자기애가 사회불안에 미치는 유의한 영향력이 나타나지 않았다. 이는 자기애가 사회불안에 미치는 직접효과보다는 이들간에 매개변인들이 더 효과적임을 시사한다. 따라서 후속연구에서는 이들간의 다양한 매개 혹은 조절변인과 같은 변인들의 검증하는 것을 제언할 수 있겠다.

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

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