서 론

사람들은 누구나 일상 속에서 행복, 기쁨과 같은 긍정정서에서부터 슬픔, 불안과 같은 부정정서까지 다양한 정서를 경험하며 살아간다. 이러한 정서는 여러 가지 적응적인 기능을 하기도 하지만, 정서가 적절하게 조절되지 못할 경우 정신병리나 사회 부적응과 같은 여러 가지 부적응적 결과를 초래하기도 한다(Eisenberg et al., 1995; Aldao et al., 2010). 따라서 정서를 적절하게 조절하는 것은 매우 중요한 일이다.

정서조절은 연구자에 따라 매우 다양하게 정의되고 있다(Kim SH, 2004). 정서조절 영역의 대가로 알려진 Gross(1998)는 정서조절을 ’개인이 어떤 정서를 어느 시점에 어떻게 경험하고 표현할 것인지에 영향을 미치는 과정’으로 정의하였다. Garnefski et al.(2001)은 정서조절에서 인지와 행동은 서로 다른 시점의 개입이라 설명하며, 행동적인 정서조절과 구분될 수 있는 인지적 정서조절전략 개념을 제시하였다. 인지적 정서조절전략은 ‘조망 확대’, ‘계획 다시 생각하기’, ‘긍정적 초점 변경’, ‘수용’, ‘긍정적 재평가’의 5가지 요소로 이루어진 적응적 인지적 정서조절전략과 ‘자기비난’, ‘타인비난’, ‘반추’, ‘파국화’의 4가지 요소로 이루어진 부적응적 인지적 정서조절전략으로 구성되어 있다.

정서조절을 위해 사용할 전략을 선택할 때 개인이 가진 신념은 큰 영향을 미친다. 암묵 이론(Implicit theories)에 따르면(Dweck et al., 1988), 어떤 특성의 변화가능성(malleability)에 대한 신념은 점증(incremental) 신념과 독립체(entity) 신념으로 구분된다. 점증 신념을 가진 사람은 특성을 변화할 수 있고, 통제 가능한 것으로 생각하는 반면, 독립체 신념을 가진 사람은 특성을 고정되어 있고, 통제하기 어려운 것으로 생각한다. 점증 신념과 독립체 신념은 영역 특정적이어서(Dweck, 1999) 하나의 개인적 특성의 변화가능성(예: 지능)에 대한 신념은 다른 개인적 특성(예: 도덕성)에 대한 신념과 독립적이다(Dweck et al., 1995; Chiu et al., 1997). 정서의 변화가능성에 대한 신념은 정서조절의 동기와 관련된다(Howell et al., 2016).

정서변화가능성에 대해 점증 신념을 가진 사람은 정서가 변화할 수 있다고 믿기 때문에 정서조절을 더 많이 시도하며, 정서조절을 할 때 더 많은 확신을 갖는다. 따라서 점증 신념에 적절한 정서조절 전략의 사용이 더해지면 정서조절에 성공할 가능성이 높을 것으로 보인다(Gutentag et al., 2017). 또한 정서변화가능성의 신념과 정서조절 전략의 관계를 살펴보았을 때, 점증 신념을 가진 사람은 독립체 신념을 가진 사람보다 인지적 재평가(Cognitive Reappraisal)를 더 많이 사용하는 것으로 나타났다(De Castella et al., 2013; Kneeland et al., 2016). 반면 정서에 대한 독립체 신념을 가진 사람은 인지적 재평가를 적게 사용하고, 회피적인 전략을 많이 사용하는 것으로 나타났다(Tamir et al., 2007; De Castella et al., 2017).

개인의 정서조절전략 사용은 정신병리에도 영향을 미친다. 파국화나 반추와 같은 부적응적 인지적 정서조절전략을 많이 사용하는 것은 우울, 불안 증상과 관련이 있으며, 긍정적 재평가와 같은 적응적인 인지적 정서조절전략을 많이 사용하는 것은 우울과 불안 증상의 감소와 관련되어 있다(Sullivan et al., 1995; Garnefski et al., 2007). 또한 긍정적 재평가보다 상위 개념이라 할 수 있는 인지적 재평가(Cognitive Reappraisal)는 정서가 발생하는 초기 단계에서 사용되는 선행사건 초점적 전략이다(Gross, 1998). 이러한 전략은 사건의 초기에 사건에 대한 평가를 바꿈으로써 이후에 나타날 정서의 방향을 바꾸는 전략이기 때문에 개인이 정서에 대한 반응을 완전히 나타내기 전에 정서로 인해 나타날 수 있는 반응의 전반적 방향성을 바꿀 수 있는 효과적인 전략으로 간주된다(Gross, 2001; John et al., 2004). 많은 연구에서 인지적 재평가를 많이 사용하면 부정 정서가 감소하고 삶의 만족도는 증가한다는 것이 밝혀졌다(Mauss et al., 2007; Hofmann et al., 2009; Carlson et al., 2012; Gutentag et al., 2017; Ortner et al., 2017).

정서변화가능성의 신념은 개인의 정신건강과도 관련된다. 정서변화가능성에 대한 점증 신념은 웰빙의 수준이 높고, 긍정 정서가 많은 것과 관련되었으며 스트레스 수준이 낮고, 우울 증상이 약하고, 부정 정서가 적은 것과 관련되었다. 또한 정서조절 전략 중 인지적 재평가의 사용이 정서변화가능성의 신념과 자존감, 삶의 만족도, 스트레스, 우울 사이를 부분적으로 매개하기도 하였다. 반면에 정서변화가능성에 대한 독립체 신념은 점증 신념에 비해 스트레스와 부정 정서 및 외로움과 상관이 있고, 삶의 만족도나 긍정 정서의 정서와 관련되었다. 독립체 신념을 가진 사람은 정서가 조절될 수 없다고 믿기 때문에, 정서적 상황을 회피하는 것으로 보인다(Tamir et al., 2007; De Castella et al., 2013; De Castella et al., 2017).

한편 범불안장애(Generalized Anxiety Disorder)는 불안장애의 하위 유형 중 하나로 통제가 어렵고 지속적인 걱정과 불안을 주증상으로 하는 장애이다(APA, 2013). 걱정의 회피 이론(avoidance theory of worry)에 따르면 범불안장애의 가장 주된 증상인 걱정은 스트레스가 되는 정서적 자극을 회피하게 하여 정서적인 처리를 억제한다(Borkovec et al., 1998). 또한, 범불안장애 환자에게 걱정을 하는 이유를 물었을 때에 대부분의 환자는 감정적 주제를 피하기 위함이라고 답변하였으며(Borkovec et al., 1995), 걱정은 범불안장애에서 정서를 통제하거나 억제하려는 시도의 일환으로 지목되기도 하였다(Mennin et al., 2002).

Mennin(2004)은 범불안장애의 정서적 특징을 고려하여 범불안장애의 정서조절 곤란 모형(emotion dysregulation model of generalized anxiety disorder)을 제안하였다. 이 모형에서는 범불안장애의 정서적 특징으로 높은 정서강도, 정서에 대한 낮은 이해, 정서에 대한 부적응적 반응성, 부적응적 정서 관리 반응을 제시한다. 이 4가지 특징 중 높은 정서강도와 부적응적 정서 관리 반응은, 주요우울장애와 사회불안장애의 중첩을 통제하고도 범불안장애를 유의하게 예언한 결과를 고려할 때 유사한 다른 장애와는 구분되는 주요한 정서적 특징이라 할 수 있다(Mennin et al., 2007). 이 중 부적응적 정서 관리 반응은 내적 경험에 대한 과도한 통제의 시도, 과도하게 통제된 정서 등을 주된 측면으로 한다(Mennin et al., 2005).

지금까지의 연구를 토대로 볼 때, 정서변화가능성에 대한 점증 신념은 일반적으로 정서조절에 대한 적극적인 시도와 관여 및 긍정적인 정신건강 결과와 관련되며, 정서변화가능성에 대한 독립체 신념은 소극적인 정서조절 및 정신건강의 부정적인 결과와 관련되는 것으로 보인다. 그러나 범불안장애의 정서적 특성인 부적응적 정서 관리 반응, 즉 ‘정서를 조절하기 이전보다 오히려 더 악화된 정서상태를 유발할 수 있는 정서에 대한 부적응적 조절 전략’을 고려할 때, 범불안장애 성향을 보이는 집단에서는 정서변화가능성에 대해 점증 신념을 갖더라도 우울이나 불안 등 부적응적 정신건강 상태와 관련될 수 있을 것으로 예상하였다. 구체적으로, 정서를 변화 가능한 것으로 생각하는 신념이 있더라도 신념이 정서에 대한 적응적인 조절전략 사용으로 이어지지 못하거나, 적응적인 조절전략을 택하더라도 효과적으로 사용하지 못하면 부적응적 정서조절로 인한 부정적 결과가 나타날 가능성이 있다. 이에 본 연구에서는 범불안장애 성향자 집단에서 정서변화가능성의 신념과 우울 및 불안 간의 관계를 적응적/부적응적 인지적 정서조절전략이 각각 매개하는지를 확인하고자 한다.

연구방법

1. 참가자 및 절차

서울 소재 C 대학교의 온라인 커뮤니티 및 인터넷 커뮤니티 게시판에 올린 공고를 보고 참여한20세 이상 성인 178명(남자 65명, 여자 113명)에게 설문을 실시하였다. 이들은 연구에 대한 설명을 읽고 자발적으로 연구 참여에 동의할 경우‘동의합니다’라는 문구를 입력하는 것으로 서면 동의를 갈음하였다. 설문 참여자의 연령은 20∼39세(M=25.66, SD=3.912)였다. 연구에 대한 설명을 제시한 이후에 정서변화가능성의 신념, 인지적 정서조절전략, 우울, 불안, 걱정을 측정하는 척도에 응답하도록 하였고, 설문을 완료한 대상자에게는 MMS를 통하여 개별적으로 사례를 지급하였다. 걱정을 측정하는 척도인 PSWQ의 점수가 56점 이상인 경우 범불안장애의 진단 기준에 준하는 수준의 병리적 걱정을 의미하는 것으로 알려져 있어(Molina et al., 1994), 해당 점수를 기준으로 집단을 구분한 결과 범불안장애 성향 집단은 103명이었으며, 이 집단의 자료가 분석에 사용되었다. 본 연구는 중앙대학교 기관생명윤리위원회(IRB)의 승인을 받아 진행되었다(승인번호 1041078-201805-HRSB-097-01).

2. 측정 도구

1) 정서변화가능성의 신념

Tamir et al.(2007)이 사용한 문항을 활용하여 측정하였다. 4문항 5점 Likert 척도로 평정하며 2개의 문항은 점증 신념을, 2개의 문항은 독립체 신념을 측정하고, 독립체 신념 문항은 역채점한다. 높은 점수는 정서변화가능성에 대하여 높은 정도의 점증 신념을 지녔음을 의미한다. 본 연구에서는 연구자가 1차 번안한 후, 이중 언어 사용자인 임상심리 전공 대학원생 2인의 검토를 받아 수정한 후 사용하였다. 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .806이었다.

2) 인지적 정서조절전략

Kim SH(2004)가 번안한 Garnefski et al.(2001)의 인지적 정서조절전략 척도(Cognitive Emotion Regulation Questionnaire; CERQ)를 사용하여 측정하였다. 35문항 5점 Likert 척도로 평정하며, 5가지의 적응적 정서조절전략(긍정적 초점변경, 긍정적 재평가, 수용, 계획 다시 생각하기, 조망 확대)과 4가지의 부적응적 정서조절전략(자기비난, 타인비난, 반추, 파국화)을 측정한다. 각각의 하위요인 별 높은 점수는 해당 정서조절전략을 많이 사용한다는 의미이다. 본 연구에서 전체 내적 합치도는 .841이었으며, 하위요인의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 적응적 정서조절전략 .885, 부적응적 정서조절전략 .813이었다.

3) 우울

Radloff(1977)가 개발하고 Cho MJ et al.(1993)이 번안한 CES-D (The Center for Epidemiologic Studies Depression Scale)를 이용하여 측정하였다. 20문항 4점 Likert 척도로 평정하며, 지난 일주일동안 우울 증상을 경험한 빈도를 측정한다. 점수가 높을수록 우울 증상이 심함을 의미한다. 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .934였다.

4) 불안

Spielberger et al.(1970)가 개발하고, KIM JT(1978)이 번안 및 타당화한 한국어판 불안 척도(State-Trait Anxiety Inventory; STAI)를 이용하여 측정하였다. 총 40문항 4점 Likert 척도로 평정하며, 특정 순간의 불안을 나타내는 상태 불안(STAI-S)을 측정하는 20문항, 개인의 행동 성향의 불안을 의미하는 특성 불안(STAI-T)을 측정하는 20문항의 두 하위척도로 구성되어 있다. 본 연구에서는 특성 불안을 측정하는 하위척도 20문항만을 사용하였다. 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .913이었다.

5) 걱정

Meyer et al.(1990)이 개발하고, KIM JW et al. (1998)이 번안한 펜실베니아 걱정증상 질문지(Penn State Worry Questionnaire; PSWQ)를 통해 측정하였다. 총 16문항 5점 Likert 척도로 평정하며, 걱정의 과도함과 통제의 어려움을 측정하는 도구이다. 점수가 높을수록 걱정 증상이 심함을 의미하며, 56점 이상인 경우 범불안장애의 진단 기준에 준하는 수준의 병리적 걱정을 의미하는 것으로 알려져 있다(Molina et al., 1994). 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .931이었다.

3. 자료 분석

자료 분석은 SPSS 23.0을 이용하였다. 먼저 각각의 척도에서 역문항을 역채점 한 후, 각 척도의 합산 점수와 내적 합치도(Cronbach’s α)를 구하였다. 이후 변수의 상관분석을 진행한 후 정서변화가능성의 신념과 불안 및 우울간의 관계에서 인지적 정서조절전략(적응적, 부적응적 정서조절전략)의 매개효과를 검증하기 위하여 Hayes의 PROCESS macro (model 4)를 이용하여 분석하였다. PROCESS macro는 비표준화계수를 사용하여 계산하고 해석되는 방법으로 기본적으로는 표준화계수가 산출되지 않으나, 경로계수에서 표준화계수가 갖는 의미가 크므로 본 연구에서는 표준화 회귀계수를 구하기 위하여 변인을 표준화한 후에 추가 분석을 시행하여 표준화계수 값을 함께 제시하였다.

결 과

1. 기술통계 및 상관분석

Table 1에 기술통계치 및 상관계수를 제시하였다. 분석결과, 정서변화가능성의 신념은 부적응적 인지적 정서조절전략, 불안, 우울과는 각각 부적 상관관계를 보였고(r=−.284, r=−.285, r=−.212), 적응적 인지적 정서조절전략은 불안과 부적 상관이 있었다(r=−.320). 부적응적 인지적 정서조절전략은 불안 및 우울과 각각 정적 상관관계가 있었다(r=.384, r=.337). 또한 불안과 우울은 정적 상관이 있었다(r=.740).

Table 1

Correlations, means and standard deviations of variables

	1. Belief	2. Adaptive strategy	3. Maladaptive strategy	4. Anxiety	5. Depression
2	.186
3	-.284**	.057
4	-.285**	-.320**	.384**
5	-.212*	-.150	.337**	.740**
Mean	13.641	64.233	49.418	51.981	17.252
SD	3.162	11.470	8.346	9.509	11.968

^* p<.05,

^** p<.01.

2. 정서변화가능성의 신념과 우울의 관계에서 인지적 정서조절전략의 매개효과분석

정서변화가능성의 신념과 우울의 관계에서 인지적 정서조절전략의 매개효과를 검증했다. 분석 결과(Table 2, Fig. 1), 정서변화가능성의 신념은 부적응적 인지적 정서조절전략에 유의한 영향을 주고(β=−.284), 부적응적 인지적 정서조절전략도 우울에 유의한 영향을 주었다(β=.319). 또한 간접효과의 유의성을 확인한 결과, 전체 간접효과의 95% 신뢰구간은 [−.2128, −.0411]으로 0을 포함하지 않아 유의하였으며(β=.119), 부적응적 인지적 정서조절전략을 포함하는 경로의 간접효과의 95% 신뢰구간은 [−.1824, −.0256]으로 0을 포함하지 않아 유의하였다(β=−.091). 따라서 부적응적 인지적 정서조절전략이 정서변화가능성의 신념과 우울 간의 관계를 매개하였다. 반면에 정서변화가능성의 신념이 적응적 인지적 정서조절전략에 주는 영향이 경계선 수준으로 나타났고(β=.186, p=.0601), 적응적 인지적 정서조절전략은 우울에 유의한 영향을 주지 못하였다(β=−.150, ns). 또한 적응적 인지적 정서조절전략을 포함하는 경로의 간접효과의 95% 신뢰구간은 [−.0780, .0122]로 0을 포함하여 간접효과는 유의하지 않았다. 따라서 적응적 인지적 정서조절전략은 정서변화가능성의 신념과 우울의 관계를 매개하지 못하였다.

Table 2

The mediating effect of cognitive emotion regulation strategy on the relationship between emotion malleability belief and depression

Direct effect	β	B	SE	t	P
Belief → Adaptive strategy	.1859	.6743	.3547	1.9013	.0601
Belief → Maladaptive strategy	−.2840	−.7498	.2518	−2.9772	.0036
Belief → Depression	−.0938	−.3551	.3742	−.9490	.3449
Adaptive strategy → Depression	-.1502	-.1568	.0991	−1.5822	.1168
Maladaptive strategy → Depression	.3190	.4574	.1395	3.2786	.0014
Indirect effect	B	95% confidence level		β	95% confidence level
Total indirect effect	−.4487	−.7922, −.1508		−.1185	−.2128, −.0411
Belief → Adaptive strategy → Depression	−.1057	−.2924, .0495		−.0279	−.0780, .0122
Belief → Maladaptive strategy → Depression	−.3430	−.6801, −.0916		−.0906	−.1824, −.0256

Fig. 1

Mediation model of adaptive and maladaptive strategy between belief and depression.**p<.01.

3. 정서변화가능성의 신념과 불안의 관계에서 인지적 정서조절전략의 매개효과분석

정서변화가능성의 신념과 불안의 관계에서 인지적 정서조절전략의 매개효과를 검증했다. 분석 결과(Table 3, Fig. 2), 정서변화가능성의 신념은 부적응적 인지적 정서조절전략에 유의한 영향을 주고(β=−.284), 부적응적 인지적 정서조절전략도 불안에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다(β=.367). 또한 간접효과의 유의성을 확인한 결과, 전체 간접효과의 95% 신뢰구간은 [−.2761, −.0620]으로 0을 포함하지 않아 유의하였으며(β=.164), 부적응적 인지적 정서조절전략을 포함하는 경로의 간접효과의 95% 신뢰구간 또한 [−.1947, −.0303]으로 0을 포함하지 않아 유의하였다(β=−.104). 따라서 부적응적 인지적 정서조절전략이 정서변화가능성의 신념과 불안 간의 관계를 매개하였다. 반면에 적응적 인지적 정서조절전략은 불안에 유의한 영향을 주었으나(β=−.318), 정서변화가능성의 신념이 적응적 인지적 정서조절전략에 준 영향이 경계선 수준으로 나타났다(β=.186, p=.0601). 또한 적응적 인지적 정서조절전략을 포함하는 경로의 간접효과의 95% 신뢰구간은 [−.1331, .0039]로 0을 포함하여 간접효과는 유의하지 않았다. 따라서 적응적 인지적 정서조절전략은 정서변화가능성의 신념과 불안의 관계를 매개하지 못하였다.

Table 3

The mediating effect of cognitive emotion regulation strategy on the relationship between emotion malleability belief and anxiety

Direct effect	β	B	SE	t	P
Belief → Adaptive strategy	.1859	.6743	.3547	1.9013	.0601
Belief → Maladaptive strategy	−.2840	−.7498	.2518	−2.9772	.0036
Belief → Anxiety	−.1214	−.3651	.2742	−1.3319	.1860
Adaptive strategy → Anxiety	−.3184	−.2640	.0726	−3.6373	.0004
Maladaptive strategy → Anxiety	.3672	.4183	.1022	4.0928	.0001
Indirect effect	B	95% confidence level		β	95% confidence level
Total indirect effect	−.4917	−.8392, −.1791		−.1635	−.2761, −.0620
Belief → Adaptive strategy → Anxiety	−.1780	−.4132, .0072		−.0592	−.1331, .0039
Belief → Maladaptive strategy → Anxiety	−.3137	−.5866, −.0915		−.1043	−.1947, −.0303

Fig. 2

Mediation model of adaptive and maladaptive strategy between belief and anxiety.**p<.01, ***p<.001.

고 찰

본 연구는 만 18세 이상의 성인 178명 중 범불안장애 성향을 보이는 103명을 대상으로 정서변화가능성의 신념과 우울 및 불안 간의 관계에서 적응적 및 부적응적 인지적 정서조절전략의 매개효과를 살펴보았다. 이를 위해 정서변화가능성의 신념, 인지적 정서조절전략, 우울, 불안, 걱정을 자기보고식 설문지로 측정하여 걱정 점수가 56점 이상인 참여자의 자료만을 분석에 포함하였다. 정서변화가능성의 신념, 적응적 인지적 정서조절 전략, 부적응적 인지적 정서조절전략, 우울, 불안 간의 상관관계를 분석하였으며, 이후 정서변화가능성의 신념과 우울의 관계, 정서변화가능성의 신념과 불안의 관계에서 각각 적응적 및 부적응적 인지적 정서조절전략의 매개효과를 검증하였다. 결과에 대하여 다음과 같이 논의해보았다.

첫째, 범불안장애 성향 집단에서 정서변화가능성의 신념과 우울, 정서변화가능성의 신념과 불안의 관계에서 부적응적 인지적 정서조절전략이 각각 완전 매개하였다. 구체적으로, 정서변화가능성의 신념이 우울 및 불안에 직접 영향을 주지 못하고, 부적응적 인지적 정서조절전략을 통해서만 우울 및 불안에 유의한 영향을 주었다. 이는 정서변화가능성 신념과 우울 사이에서 정서조절전략이 매개한다는 선행연구(Tamir et al., 2007; De Castella et al., 2013)와 맥을 같이한다. 정서변화가능성에 대하여 독립체적인 신념을 지닌 사람, 즉 정서가 변화되기 어렵다고 믿는 사람은 정서조절에 대해 덜 관여하며 정서조절 전략을 사용할 때에도 인지적 재평가와 같이 정서를 유발시킨 상황이나 사건에 대해 개입하고자 하는 전략보다는 소극적이고 부적응적인 전략을 많이 사용하게 된다. 이러한 부적응적인 정서조절 전략은 결과적으로 우울이나 불안을 더욱 증폭시키게 되는 것으로 보인다.

둘째, 정서변화가능성의 신념과 우울, 정서변화가능성의 신념과 불안의 관계 모두에서 적응적 인지적 정서조절전략의 매개효과는 유의하지 않았다. 이는 범불안장애 성향을 보이는 사람의 경우 정서변화가능성에 대하여 점증 신념을 가지더라도, 그것이 적응적인 정서조절 전략으로 연결되지 못하게 될 경우 결과적으로 정서조절에 실패할 수 있다는 가설을 지지하는 것으로 보인다. 일반적으로 점증 신념을 가진 사람은 더 많은 정서조절의 시도와 시행착오를 통해 효율적인 정서조절 방법을 터득하여 부정적인 정서를 적게 경험하게 된다. 그러나 점증 신념을 가진 사람이라도 범불안장애 성향을 보이는 사람은 정서가 변화 가능하다는 믿음을 가지고 자신의 부정적 정서를 조절하고 통제하고자 시도하지만, 범불안장애의 정서적인 특징인 정서에 대한 낮은 이해나 부적응적 정서 관리 반응 등으로 인하여 적응적인 정서조절 전략을 채택하지 못하고 부적응적인 전략을 선택하거나 적응적인 정서조절 전략을 채택하더라도 자신의 정서경험에 대한 이해 부족 등으로 인하여 내적 경험에 대한 과도하고 잘못된 통제를 시도하게 되어 정서조절에 실패하게 될 것이다. 그 결과 일반적으로 점증 신념을 가진 사람과는 다르게 우울이나 불안과 같은 부정적 정서를 효과적으로 감소시키지 못하는 것으로 보인다.

위와 같은 결과를 고려할 때 범불안장애 성향을 나타내는 사람의 경우 정서가 변화 가능하다는 점증 신념을 가지고 있더라도 정서조절에 긍정적인 영향을 주지 못할 가능성이 있는 것으로 보인다. 이를 고려할 때, 범불안장애 성향을 보이는 사람에게는 단순히 정서가 변화 가능하다는 신념을 갖게 하는 것에서 더 나아가, 성공적으로 정서를 조절할 수 있는 정서조절전략을 비롯한 정서조절 전반에 대해 개입하는 것이 효과적일 것으로 보인다. 또한 본 연구의 결과 중 정서변화가능성의 신념과 우울 간의 관계에서 적응적 정서조절전략이 우울에 유의한 영향을 주지 못한 결과를 고려하면, 범불안장애 성향을 보이는 사람의 정서조절 기술을 향상시키고자 할 때에는 단순히 어떤 정서조절전략이 효과적인지를 교육하는 것만으로는 부족할 수 있을 것이다. 따라서 실제 일상생활에서 정서조절전략을 효율적으로 사용할 수 있도록 돕는 개입이 더욱 효과적일 것으로 보인다. 높은 사회불안을 보이는 사람을 대상으로 1주일 동안 매일 인지적 재평가 일기를 쓰도록 하여 증상의 심각도가 감소되고, 인지적 재평가에 대한 자기효능감이 증가하였던 연구(Kivity et al., 2016)는 시사하는 바가 크다. 범불안장애 증상을 나타내는 사람에게는 효과적인 정서조절전략을 가르치고, 채택한 전략의 사용과 이후 정서조절 과정의 모니터링 및 성공 경험 등을 통해 정서조절에 대한 자기효능감을 갖도록 하여 정서란 조절 가능한 것이라는 신념을 갖도록 하는 등 실제 장면에서의 개입이 보다 효과적일 수 있을 것으로 보인다. 정서변화가능성에 대한 신념과 정서조절은 상호작용하여 다양한 정신질환에도 영향을 주는 것으로 밝혀진 바(Kneeland et al., 2016), 앞으로 정서변화가능성에 대한 신념과 정서조절에 대해 보다 많은 연구가 축적된다면 정신질환에 대해, 특히 정신질환의 정서적인 측면에 대해 보다 효과적인 개입 방법을 모색할 수 있을 것으로 보인다.

본 연구의 제한점 및 이를 보완할 후속 연구에 대한 제언은 다음과 같다. 첫째, 범불안장애를 진단받은 사람을 대상으로 연구하지 않았다. 본 연구에서는 범불안장애를 보이는 사람의 정서적 특징을 고려하여 PSWQ 척도에서 범불안장애 진단에 준하는 수준의 높은 걱정을 보이는 사람을 대상으로 하였으나 실제 범불안장애를 진단받은 사람과 특성이 완벽히 동일하다고 보기 어렵다. 향후 실제 범불안장애를 진단받은 임상군을 대상으로 하여 연구를 진행한다면 보다 신뢰로운 결과를 얻을 수 있을 것이다. 둘째, 연구 참여자 집단의 연령의 범위가 20∼39세로 다소 제한적이고, 성별도 여성의 비율이 높았다. 본 연구 결과를 전체 성인남녀 대상으로 일반화하기 위해서는 표본 성별의 비율을 동등하게 맞추고, 연령의 범위를 보다 확장할 필요가 있을 것이다. 셋째, 자기보고식 설문만을 사용하였기에, 응답이 편향되거나 왜곡되어 자료의 객관성이나 신뢰성이 떨어졌을 가능성이 존재한다. 향후 실험적 방법으로 적응적, 부적응적인 정서조절전략의 효과를 비교하는 방법 등을 사용한다면 정서변화가능성의 신념과 정서조절전략, 우울 및 불안 간의 관계를 보다 면밀히 밝힐 수 있을 것이다. 넷째, 다양한 정서조절 전략 중 인지적 정서조절전략만을 사용하였으며, 상이한 전략을 범주화하여 분석하였다. 본 연구에서 사용한 CERQ는 한 개인의 인지적 정서조절전략을 포괄적으로 살펴보는 도구로 널리 사용되고 있으며, 이를 통해 측정한 인지적 정서조절전략과 개인의 정신건강, 스트레스 등의 관계를 살핀 연구가 축적되어 오고 있다. 본 연구에서도 포괄적인 인지적 정서조절전략의 역할을 살필 목적으로 적응적인 전략과 부적응적인 전략으로 범주화하여 분석하였기 때문에, 한 범주 내에 존재하지만 다소 상이한 성격을 띠는 전략을 개별적으로 상세히 살피지 못하였다. 향후 연구에서는 CERQ에 포함된 전략 각각에 특화된 측정도구를 사용하여 개별 전략을 보다 자세히 분석하거나, 여기에서 더 나아가 인지적 정서조절전략 이외에 보다 다양한 정서조절전략과 정서변화가능성의 신념 간의 관계를 밝힘으로써 정서변화가능성의 신념이 정서조절의 과정에 미치는 영향을 보다 자세히 알아볼 수 있을 것으로 기대한다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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