서 론

걱정은 정상 수준에서부터 병리적 수준까지의 연속선상에서 일어나는 현상이다(Ruscio et al., 2001). 정상적인 걱정(Normal worry)은 불쾌감의 정도가 경미하고 일정 기간 지속되다 사라지며 때로는 문제해결을 돕는 기능을 한다(Kwon et al., 2001). 그러나 걱정이 과도하게 지속되거나 통제 불가능한 정도가 된다면 정상수준에서 벗어난 병리적 걱정이라고 볼 수 있다. 이러한 병리적 걱정(Pathological worry)은 일반적으로 ‘부정적인 정서를 포함하는, 상대적으로 통제 불가능한 사고의 연쇄’라고 정의되며(Borkovec et al., 1993), 범불안장애(Generalized Anxiety Disorder)의 핵심 증상으로 알려져 있다(APA, 2013). 따라서 대부분의 사람이 경험하는 보편적인 인지 현상인 걱정이 병리적 수준이 되어 일상생활의 다양한 영역에서 심각한 부적응과 고통을 초래한다면 범불안장애라는 정신병리로 발전할 가능성이 있다(Shin et al., 2004).

범불안장애를 설명하는 인지 모델에서 불확실성에 대한 인내력 부족(Intolerance of Uncertainty)은 걱정의 발생 및 유지에 기여하는 핵심 요인이다(Buhr et al., 2006). 불확실성에 대한 인내력 부족이란 불확실성이 내포하고 있는 부정적인 결과의 가능성을 위협적으로 지각하고 견디지 못하는 특성을 의미한다(Dugas et al., 2001). 즉 불확실성에 대한 인내력이 부족한 사람은 모호한 상황에 처했을 때, 사건의 부정적인 결과에 과도하게 초점을 맞추고 애매한 정보를 위협적으로 해석하며 부정적인 사건이 발생할 가능성을 과대평가한다(Buhr et al., 2002). 또한 모호함 자체를 일종의 위협으로 간주하고 ‘만약 ∼하면 어떡하지(What if∼?)’와 같은 부정적인 시나리오를 만들어 지나치게 걱정하는 모습을 보일 수 있다(Kim et al., 2011). 선행연구에서 불확실성에 대한 인내력 부족은 과도한 수준의 걱정을 예측하였고(Ladouceur et al., 2000), 불확실한 상황을 견디는 힘이 부족할수록 걱정 수준이 증가하였다(Buhr et al., 2009). 따라서 불확실성에 대한 인내력 부족은 걱정에 영향을 미치는 유의하고 강력한 예측 요인임을 알 수 있다.

부정적 문제해결 지향(Negative Problem Orientation) 역시 범불안장애의 인지 모델에서 걱정을 예측하는 중요한 변인 중 하나이다(Buhr et al., 2006). 부정적 문제해결 지향은 문제해결 과정에서 나타나는 역기능적인 태도를 의미하며, 문제를 위협으로 지각하는 특성, 문제해결에 대한 자신감 부족, 문제해결을 시도하는 과정에서 쉽게 좌절하는 경향 등을 포함하는 개념이다(D’Zurilla et al., 1998). 여러 연구에서 부정적 문제해결 지향과 불확실성에 대한 인내력 부족은 상관관계가 유의하였으며(Dugas et al., 1997; Cho et al., 2014; Suh et al., 2018), 불확실성에 대한 인내력 부족 수준은 부정적 문제해결 지향으로 인한 수행 저하에 영향을 주는 것으로 나타났다(Robichaud et al., 2006). 또한 걱정이 많은 범불안장애 환자는 비임상 집단이나 다른 불안장애 환자보다 부정적인 문제해결 지향 수준이 더 높았고(Dugas et al., 1998; Robichaud et al., 2005), 문제해결에 대한 자신감의 감소는 파국적인 걱정 수준을 증가시켰다(Davey et al., 1996).

이처럼 모호한 상황을 부정적으로 해석하는 사람이 문제해결 과정에서 보이는 역기능적 태도는 자신에 대한 부정적인 시각과도 밀접한 관련이 있다. 특히, 지각된 통제감(Perceived control)은 상황에 대처할 수 있는 자신의 능력에 대한 지각으로써(Min et al., 2000), 지각된 통제감의 부족 역시 병리적 걱정 및 범불안장애에 대한 위험요인으로 알려져 있다(Chorpita et al., 1998). 지각된 통제감은 걱정과 부적 상관이 있었고(Buhr et al., 2006), 걱정이 많은 사람은 문제해결에 대한 자신감과 전반적인 통제감이 부족했다(Davey, 1994). 반면, 문제해결 자신감이 높은 사람은 통제감도 높게 지각하였고, 통제감을 지각하는 수준이 증가하면 불안 증상은 감소하였다(Zvolensky et al., 1998). 이는 모호한 상황에서 통제감을 낮게 지각하면 자신의 능력을 과소평가하고 문제해결에 대한 자신감이 부족해지는 과정에서 과도한 걱정이 나타날 수 있음을 시사한다.

걱정의 인지적 회피 모델에 따르면, 걱정은 지각된 미래 위협에 대해 인지적으로 회피하려는 시도이며 부정적 사건에 대한 정서 반응을 줄이는 역할을 한다(Borkovec et al., 1995). 걱정은 언어적 사고의 형태로 떠오르며 구체성이 떨어진다는 점에서 자율신경계 활동을 억제하고 정서적 처리를 막을 수 있기 때문이다. 특히 외부 상황과 스스로에 대해 부정적인 시각을 형성한 사람은 문제를 적극적으로 해결하기보다 상황을 회피하려는 동기가 강하다는 점을 고려하면, 부정적 문제해결 지향 및 낮은 통제감 지각 등의 특성은 인지적 회피 전략인 걱정으로 이어질 수 있을 것이다. 최근 연구는 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 통제감이 인지적 회피를 거쳐 걱정에 영향을 준다는 결과를 확인하였으며(Kim et al., 2011), 이는 불확실함을 견디는 힘이 부족하면 모호한 상황과 그에 대한 자신의 대처능력을 부정적으로 평가하여 걱정하기라는 회피 반응을 보일 수 있음을 의미한다.

이와 같이 모호한 상황을 적절히 감내하지 못하는 태도가 부정적인 자기 관점으로 연결된다는 점에서 불확실성에 대한 인내력이 부족한 사람은 자신의 실패나 고통을 회피하지 않고 친절하고 수용적인 태도로 받아들이는 자기자비의 태도가 부족할 가능성이 높다. 자기자비(Self-compassion)는 부정적 문제해결 지향 및 통제력 지각의 부족과 반대로 긍정적인 자기감으로 간주되며 자기친절, 보편적 인간성, 마음챙김이라는 세 가지 주요 요소와 그 반대개념인 자기판단, 고립, 과잉동일시를 포함하는 다차원적인 구성개념이다(Neff, 2003). 자기친절(Self-kindness)은 자기판단(Self-judgment)과 반대되는 개념으로 실패나 좌절의 상황에서도 스스로를 비난하지 않고 자신에게 온정적이고 수용적인 자세를 유지하는 것이다. 보편적 인간성(Common humanity)은 고립(Isolation)에 상반되는 개념으로 자신이 겪는 어려움과 고통을 모든 사람이 겪을 수 있는 보편적인 인간 경험의 일부로 받아들이는 것을 의미한다. 마음챙김(Mindfulness)은 고통스러운 생각이나 감정에 지나치게 몰두하여 이를 회피하기보다는 그러한 감정을 비판단적으로 관찰하고 있는 그대로 수용하는 것이며, 과잉동일시(Over-identification)와 반대되는 개념이다(Neff, 2003; Chung et al., 2019).

이러한 점에서 불확실함을 견디는 힘이 부족한 사람은 모호한 상황에서 자신에게 자비롭지 못한 태도를 보일 것으로 예상된다. 불확실한 상황에서 부정적인 결과의 발생 가능성은 과대평가하고, 자신의 대처능력은 과소평가하는 과정에서 자신의 부족한 부분을 수용하고 이해하기보다 자신을 더욱 비난하는 태도를 갖기 쉬울 것이다. 또한 불확실한 상황에 직면하였을 때, 지나치게 각성되어 모호한 자극이나 사건을 객관적으로 바라보지 못하고 부정적인 생각과 감정에 과잉동일시 할 가능성이 높다. 이에 예측할 수 없는 상황에 대한 두려움은 인간이라면 누구나 경험하는 것임에도 불구하고 모호한 상황에서 느끼는 고통을 자신 혼자만의 경험이라고 생각하며 고립감을 느낄 수 있다. 따라서 불확실성에 대한 인내력이 부족할수록 모호한 상황의 부정적 측면에 선택적으로 집중하고 그 과정에서 스스로에게 자비롭지 못한 태도를 갖게 될 수 있을 것이다(Mantzios et al., 2015; Kim et al., 2016).

자기자비와 걱정의 관계를 살펴보면, 자기자비 수준이 낮으면 자신의 부족함을 외면하고 수용하지 못하게 되어 이후 걱정과 같은 인지적 회피 반응으로 이어질 수 있다. 자기자비는 부정적인 상황일지라도 현재 경험에 머무르며 열린 마음으로 수용하고 우호적인 태도를 보이려고 하는 것과 관련이 있다(Kim et al., 2015). 즉, 자기자비 수준이 높은 사람은 부정적 경험을 수용하는 능력이 높고(Jung et al., 2008), 고통스러운 상황에서도 자신에게 온정적인 태도를 취하며 그 상황을 회피하지 않고 직면할 수 있다. 그러나 자신에게 자비롭지 못한 사람은 실패나 좌절 상황에서 스스로를 가혹하게 응징하고 자신의 단점을 수용하지 못하므로 그 상황을 부정하거나 회피하고자 한다(Dunkey et al., 2003). 따라서 자기자비의 태도가 부족하면 역경과 고통을 있는 그대로 받아들이기보다 걱정과 같은 회피적인 방식으로 대처할 가능성이 높다. 선행연구(Raes, 2010; Mantzios et al., 2015)에서 자기자비와 걱정의 상관이 유의함이 검증되었고, 과도한 걱정을 보이는 범불안장애 집단은 건강한 통제 집단보다 자기자비 수준이 낮았다(Hoge et al., 2013). 또한 자기자비가 인지적 회피, 경험적 회피와 부적 관계에 있다는 결과 역시 자기자비의 부족함이 걱정이라는 회피 전략으로 이어질 가능성을 간접적으로 시사한다(Krieger et al., 2013).

종합해보면, 불확실성을 인내하는 힘이 부족하면 모호한 상황을 위협으로 지각할 뿐 아니라 내적으로는 자기자비 수준이 낮아져 자신의 모습을 있는 그대로 수용하지 못하고 내적 및 외적 고통을 피하기 위한 수단으로 과도한 걱정을 할 것으로 예상된다. 이러한 맥락에서 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정을 예측한다는 것은 다수의 연구를 통해 반복 검증되었으니 그 구체적 기제로서 자기자비와 같이 스스로에 대한 태도가 어떤 역할을 담당하는 지 연구할 필요가 있겠다. 이에 본 연구는 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계에서 자기자비를 매개변인으로 가정하고 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정으로 이어지는 과정에서 자기자비의 역할을 검증하고자 한다. 더불어 불확실성에 대한 인내력 부족은 개인의 고유한 기질적 특성이므로 개입을 통해 변화시키기 어렵지만, 자기자비 수준은 단기간 훈련을 통해 높일 수 있다(Smeets et al., 2014). 따라서 본 연구는 불확실함을 견디는 힘이 부족하여 걱정이 많은 사람에게 자기자비를 활용한 개입이 필요하다는 근거 자료를 제시할 수 있을 것으로 기대된다. 본 연구에서 가정하는 연구모형은 Fig. 1과 같다.

연구방법

1. 참가자 및 절차

서울 소재 중앙대학교의 인터넷 커뮤니티 게시판에 올린 공고를 보고 참여한 19세 이상 성인 203명에게 설문을 실시하였다. 이들은 연구에 대한 설명을 읽고 자발적으로 연구 참여에 동의한 후에 설문지에 응답하였다. 총 203명(남자 64명, 여자 149명)의 자료를 수집하였으며 연령 분포는 19세에서 29세(M=22.18, SD=2.2)였다. 연구 참여에 동의한 참가자는 15분 정도에 걸쳐 불확실성에 대한 인내력 부족, 걱정, 자기자비를 측정하는 척도에 응답하였고, 설문을 완료한 대상자에게는 문자 메시지를 통하여 개별적으로 사례를 지급하였다. 이 연구는 중앙대학교 기관생명윤리위원회(IRB)의 승인(1041078-202004-HRSB- 103-01) 후 진행되었다.

2. 측정 도구

1) 불확실성에 대한 인내력 부족 척도(Intolerance of Uncertainty Scale, IUS)

불확실함에 대한 부정적 반응을 측정하기 위해 Freeston 등(1994)이 개발한 것을 Choi (1997)가 번안한 척도를 사용하여 측정하였다. 이 척도는 모호한 상황에 대한 인지, 정서, 행동적 반응 및 불확실함에 대한 생각 등을 측정하는 27개의 문항으로 구성되어 있다. 5점 Likert 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 평정하며 총점(27∼135점)이 높을수록 불확실한 상황을 감내하는 능력이 부족함을 의미한다. 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α) 는 .924이었다.

2) 한국판 자기자비 척도(Korean-version of the Self- Compassion Scale, K-SCS)

자기자비 수준은 Neff (2003)가 개발한 척도를 Kim 등(2008)이 번안한 한국판 자기자비 척도를 사용하여 측정하였다. 이 척도는 자기친절 대 자기판단, 보편적 인간성 대 고립, 마음챙김 대 과잉동일시의 3가지 하위요인을 평가하는 26문항으로 구성되어 있다. 5점 Likert 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 평정하며, 총점(26∼130점)이 높을수록 자기자비적인 태도가 높은 것으로 해석할 수 있다. 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .932이었다.

3) 펜실베니아 걱정 질문지(Penn State Worry Questionnaire, PSWQ)

범불안장애의 핵심 증상인 걱정의 과도함과 통제 불가능성을 측정하기 위해 Meyer 등(1990)이 개발한 것으로 본 연구에서는 Kim 등(1998)이 번안한 척도를 사용하였다. 총 16문항으로 구성되며, 5점 Likert 척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)로 평정한다. 점수 범위는 16점부터 80점이고 점수가 높을수록 병리적 걱정 증상이 심한 것으로 해석된다. 56점 이상인 경우 범불안장애 진단기준에 준하는 수준의 병리적 걱정을 나타내는 것으로 알려져 있다(Molina et al., 1994). 본 연구에서의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .939이었다.

3. 자료 분석

본 연구의 자료는 IBM SPSS Statistics 25를 사용하여 분석하였다. 각 척도의 신뢰도를 확인하기 위해 불확실성에 대한 인내력 부족 척도, 한국판 자기자비 척도, 펜실베니아 걱정 질문지에 대한 내적합치도(Cronbach’s α)를 산출하였다. 또한 척도의 일반적인 경향성을 파악하기 위해 기술통계분석을 실시하였고, Pearson 상관분석을 통해 변인 간 상관관계를 확인하였다. 이어서 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정에 미치는 영향에 있어서 자기자비의 매개효과를 검증하고자 Hayes (2013)의 PROCESS Macro를 사용하였다.

결 과

1. 기술통계 및 상관분석

본 연구에서 불확실성에 대한 인내력 부족, 병리적 걱정, 자기자비의 평균, 표준편차, 그리고 변인 간 상관은 Table 1과 같다. 상관분석 결과, 병리적 걱정은 불확실성에 대한 인내력 부족과 정적 상관이 있었고(r=.61, p<.001), 자기자비와 부적 상관(r=−.66, p<.001)이 있었다. 자기자비는 불확실성에 대한 인내력 부족(r=−.62, p<.001)과 부적 상관이 있었다.

2. 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계에서 자기자비의 매개효과

불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계에서 자기자비의 매개효과를 알아보기 위하여 Hayes (2013)의 매개효과 검증을 실시하였다. 매개분석 결과(Table 2, Fig. 2A), 독립변인인 불확실성에 대한 인내력 부족은 매개변인인 자기자비에 부적 영향을 미쳤고(β=−.63, p<.001), 자기자비는 종속변인인 걱정에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=−.32, p<.001). 또한 매개변수인 자기자비를 고려한 후에도 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정에 미치는 영향이 유의하여 자기자비가 부분 매개하는 것으로 나타났다(β= .23, p<.001). 간접효과의 유의성을 검증하기 위하여 95% 신뢰구간에서 5,000번의 부트스트래핑을 실시한 결과, 간접효과 계수는 .20이었고, 신뢰구간은 [.1350, .2625]로 0을 포함하지 않아 간접효과는 유의하였다.

2. 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계에서 자기자비의 하위요인별 매개효과

불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계에서 자기자비의 하위요인별 매개효과를 검증한 결과(Table 3), 자기친절, 보편적 인간성, 마음챙김의 매개효과가 모두 유의하였다. 먼저 ‘자기친절’의 경우, 독립변인인 불확실성에 대한 인내력 부족은 매개변인인 자기친절에 부적 영향을 미쳤고(β= −.24, p<.001), 자기친절은 종속변인인 걱정에 부적 영향을 미쳤다(β= −.67, p<.001). 자기친절을 고려하고도 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정에 미치는 영향이 유의하여 자기친절이 두 변인의 관계를 부분 매개하였다(β= .27, p<.001). 부트스트래핑을 통해 간접효과의 유의성을 확인한 결과, 간접효과 계수는 .1631이었고, 신뢰구간이 [.1075, .2239]로 0을 포함하지 않아 간접효과는 유의하였다(Fig. 2B).

‘보편적 인간성’의 경우, 독립변인인 불확실성에 대한 인내력 부족은 매개변인인 보편적 인간성에 부적 영향을 미쳤고(β=−.19, p<.001), 보편적 인간성은 종속변인인 걱정에 부적 영향을 미쳤다(β= −.95, p<.001). 보편적 인간성을 고려하고도 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정에 미치는 영향이 유의하여 보편적 인간성이 이 관계를 부분 매개하였다(β= .25, p<.001). 부트스트래핑 결과, 간접효과 계수는 .1809였고, 신뢰구간이 [.1197, .2462]로 0을 포함하지 않아 간접효과는 유의하였다(Fig. 2C).

‘마음챙김’의 경우, 독립변인인 불확실성에 대한 인내력 부족은 매개변인인 마음챙김에 부적 영향을 미쳤고(β= −.19, p<.001), 마음챙김은 종속변인인 걱정에 부적 영향을 미쳤다(β= −.46, p<.001). 마음챙김을 고려하고도 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정에 미치는 영향이 유의하여 마음챙김이 두 변인간의 관계를 부분 매개하였다(β= .34, p<.001). 부트스트래핑 방법으로 간접효과의 유의성을 확인한 결과, 간접효과 계수는 .0889이었고, 신뢰구간이[.0342, .1461]로 0을 포함하지 않아 간접효과는 유의하였다(Fig. 2D).

고 찰

본 연구는 20대 성인 남녀를 대상으로 불확실성에 대한 인내력 부족, 자기자비, 걱정을 살펴보고, 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정으로 이어지는 경로에서 자기자비가 두 변인 간의 관계를 매개하는지 검증하였다. 이를 통해 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정을 유발하는 과정에서 자기판단, 고립, 과잉동일시 등 부정적인 자기자비 태도가 중요한 역할을 할 수 있음을 확인하고자 하였다. 본 연구를 통해 밝혀진 주요한 결과는 다음과 같다.

첫째, 불확실성에 대한 인내력 부족은 걱정과 정적 상관, 자기자비와 부적 상관이 있었으며, 자기자비는 걱정과 부적 상관이 있었다. 이러한 결과는 불확실한 상황을 견디는 능력의 부족, 자신에게 자비롭지 못한 태도, 과도한 걱정이 서로 관련되어 있음을 의미한다. 먼저 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정은 정적 상관이 있어서 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정 수준이 높은 집단을 변별해주는 성격 특성이자 과도한 수준의 걱정을 예측한다는 선행연구 결과를 지지하였다(Dugas et al., 2004; Buhr et al., 2006). 또한 불확실성에 대한 인내력 부족과 자기자비의 부적 상관은 불확실한 상황을 감내하는 힘이 부족하여 모호한 상황의 부정적 측면에 집중하는 것이 자기 자신에 대한 비판적 시각과 밀접한 관계에 있음을 의미한다. 마지막으로 자기자비와 걱정의 부적 관계는 자신의 부족한 모습을 외면하고 수용하지 못하는 태도가 일종의 회피 전략인 걱정과 관련되어 있다는 점을 보여준다.

둘째, 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계에서 자기자비의 간접효과가 유의하였다. 이는 불확실성에 대한 인내력이 부족하면 자기판단, 고립, 과잉동일시의 부정적인 자기자비 태도가 활성화되고, 이로 인해 걱정 수준이 증가할 수 있음을 의미한다. 불확실성에 대한 인내력이 부족한 사람은 예측되지 않는 상황의 위협 수준은 과대평가하고 자신의 대처능력은 과소평가하는 경향이 있다. 그 과정에서 스스로를 비난하고 부정적인 생각 및 감정에 몰두하며 그러한 경험이 유독 본인에게만 고통스러운 것이라고 느끼게 되어 이러한 고통을 회피하고자 걱정하기라는 인지적 회피 전략을 사용하게 되는 것이다. 종합해보면 불확실성에 대한 인내력 부족은 걱정에 직접 영향을 미치는 동시에 스스로에게 자비롭지 못한 태도를 형성하여 간접적으로 걱정에 부정적인 영향을 미칠 수 있다.

셋째, 자기자비의 하위요인인 자기친절, 보편적 인간성, 마음챙김 모두 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계를 부분 매개하였으며, 특히 자기친절, 보편적 인간성의 간접효과가 마음챙김의 간접효과보다 크게 나타났다. 이는 자기자비의 하위요인 중 자기친절 및 보편적 인간성과 상반되는 자기판단과 고립이 불안을 가장 높게 설명한다고 보고한 Van Dam et al.(2011)의 연구와 유사한 결과이다.

불확실성에 대한 인내력 부족 척도(IUS)는 2요인으로 구성되어 있으며, 1요인은 ‘불확실성이 부정적인 행동과 부정적인 자기참조적 함의를 갖는다’, 2요인은 ‘불확실성은 불공평하고 모든 것을 망쳐버린다’로 명명되었다(Sexton et al., 2009). 특히 1요인은 ‘불확실하다는 것은 내가 뛰어난 사람이 아니라는 것을 의미한다’와 같은 자기판단의 태도를, 2요인은 ‘나와는 달리 다른 사람은 자신의 삶이 어디로 가고 있는지 항상 알고 있는 것 같다’와 같은 고립의 태도를 반영한다. 따라서 불확실한 상황의 부정적인 자기참조적 함의와 그러한 상황을 불공평하다고 여기는 신념이 자기판단과 고립적 태도에 크게 기여하고, 이것이 걱정 증상을 유발한 것으로 해석된다. 이에 마음챙김보다 자기친절 및 보편적 인간성의 간접효과가 상대적으로 크게 나타난 것으로 보인다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정을 예측하는 성격적 요인임을 반복 검증하고, 이들 간의 관계에서 자기자비의 매개효과를 확인함으로써 불확실성에 대한 인내력 부족이 걱정으로 이어지는 경로를 확장하여 살펴보았다. 선행연구에서 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계는 부정적 문제해결 지향, 지각된 통제감 등의 인지적 특성에 의해 매개된다는 것을 확인하였다. 이처럼 걱정에 관한 기존 연구는 주로 인지적 요인을 다루었고 정서적 요인에 대한 연구는 부족하였다. 이러한 맥락에서 본 연구는 고통스러운 상황에서 정서를 조절하는 방식 중 하나로 논의되는 자기자비를 매개변인으로 설정하고, 걱정에 영향을 줄 수 있는 인지적 요인과 정서적 요인을 통합적으로 검증했다는 의의가 있다.

둘째, 불확실성에 대한 인내력 부족으로부터 비롯된 과도한 걱정을 완화시키는 데 있어서 자기자비 수준을 증진시키는 것이 효과적일 수 있음을 확인하였다. 걱정에 영향을 미치는 불확실성에 대한 인내력 부족은 개인의 안정적인 성격 특성이므로 개입을 통해 변화시키기에는 다소 한계가 있다. 따라서 고유한 성격적 특성인 불확실성에 대한 인내력 부족 수준에 직접 개입하기보다 모호한 상황에서 나쁜 결과가 예상되더라도 여전히 스스로에게 수용적이고 친절한 자기자비의 태도를 유지할 수 있도록 하는 것이 보다 효과적이다. 일반적으로 약 3주 정도의 자기자비 훈련으로도 자기자비 수준이 유의하게 증가한다고 한다(Smeets et al., 2014). 이처럼 자기자비는 단기간의 훈련을 통해 개발될 수 있는 자신에 대한 건강한 수용적 태도이므로 개인의 자기자비 수준을 증진시키는 개입은 불확실한 상황에서 경험하게 되는 부정정서를 완화하고 불확실성에 대한 인내력 부족이 병리적인 수준의 걱정으로 발전하는 것을 예방할 수 있을 것이다.

셋째, 자기자비의 하위요인별 매개효과를 검증함으로써 자기자비를 활용한 치료적 개입을 정교화하였다. 자기친절, 보편적 인간성, 마음챙김 세 하위요인 모두 불확실성에 대한 인내력 부족과 걱정의 관계를 매개하였지만, 상대적으로 자기친절과 보편적 인간성의 간접효과가 큰 것으로 나타났다. 이는 예측할 수 없는 상황에서 자신의 부족한 모습을 비난하고 그러한 부정적 경험이 유독 자신에게만 힘든 것이라고 느끼는 고립의 태도가 걱정에 크게 기여함을 시사한다. 따라서 불확실함을 견디는 힘이 부족하여 과도한 걱정을 보이는 범불안장애 집단을 대상으로 자기자비 훈련을 제공할 경우, 자기친절과 보편적 인간성의 태도를 증진시키는 데 초점을 맞추는 것이 걱정 감소에 보다 효과적일 것이다. 이러한 개입을 통해 모호한 상황에서도 자기친절 및 보편적 인간성의 태도를 유지할 수 있다면 인간은 누구나 예측할 수 없는 상황에서 두려움을 느끼고 염려할 수 있다는 점을 이해하고, 미래에 부정적인 결과가 예상되더라도 여전히 스스로에게 온정적이고 수용적인 태도를 취함으로써 그 상황을 있는 그대로 받아들이고 걱정스러운 생각과 감정을 감소시킬 수 있을 것이다.

본 연구의 한계점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 임상 집단이 아닌 20대 일반 성인 남녀를 대상으로 조사를 진행하였으며, 여성 참가자가 남성 참가자보다 많았다. 여성은 남성보다 더 걱정하는 경향이 있으며(Robichaud et al., 2003; Oh et al., 2011), 여성이 병리적 걱정을 핵심 증상으로 하는 범불안장애를 경험할 가능성이 2배 정도 더 높다(APA, 2013). 따라서 참가자 성비의 불균형이 연구 결과에 영향을 미쳤을 가능성이 있다. 그러므로 본 연구의 결과를 범불안장애 집단과 다양한 연령대 및 모든 성별에 일반화하여 적용하기 위해서는 좀 더 다양한 표본을 대상으로 연구 결과를 반복 검증할 필요가 있을 것이다.

둘째, 세 변인이 모두 자기보고식 설문지를 통해 측정되었으므로 응답이 편향되거나 왜곡되었을 가능성을 배제하기 어렵다. 특히 걱정은 편향된 정보처리와 관련된다는 연구결과(Kwon et al., 2001)를 고려할 때, 높은 걱정 수준을 나타내는 참가자의 응답은 주관적 판단에 의해 편파적으로 처리되었을 가능성이 존재한다(Yang et al., 2014). 따라서 추후 연구에서는 구조화된 면접 등의 방법을 통해 보다 객관적인 방법으로 자료를 수집할 필요가 있다.

셋째, 본 연구는 불확실성에 대한 인내력 부족, 자기자비, 걱정을 동시에 측정한 횡단적 연구라는 점에서 변인 간의 명확한 인과관계를 증명할 수 없었다. 그러므로 불확실성에 대한 인내력이 부족한 사람을 대상으로 자기자비 수준을 높이는 처치를 직접 제공하고 이러한 처치가 실제로 걱정을 감소시키는 데 긍정적으로 작용하는지 경험적으로 검증하는 후속 연구가 필요할 것이다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This research was supported by the Chung-Ang University Graduate Research Scholarship in 2019.

Fig. 1

Research model.

Fig. 2

(A) Mediation model of self-compassion between intolerance of uncertainty and worry. (B~D) Mediation model of self-compassion sub-factors between intolerance of uncertainty and worry.

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