서 론

현대인들은 다양한 삶의 영역에서 타인에게 평가받거나 관찰되는 상황에 노출되는데 이러한 상황들에 놓이게 되면 사람들은 누구나 어느 정도의 불안을 경험한다. 불안이란 감정이 우리를 준비하게 만든다는 점에서 적응적이라 할 수 있지만 누군가에게는 이러한 상황들이 과도한 불안을 경험하게 만들고, 이로 인해 고통을 느끼며 사회적 상황들을 지속적으로 피하게 만든다. 이는 사회불안장애(social anxiety disorder)의 주 증상으로, 사회불안장애 환자들은 다른 사람들에게 관찰될 수 있는 사회적 상황이나 다른 사람에게 부정적인 평가를 받을 것에 대해 과도하게 두려움을 보인다[1]. 사회불안장애에 대한 미국의 역학조사에 의하면 평생 유병률이 12.1%이고 준임상 군까지 포함했을 때 약 25%에 해당되는 것을 고려하면[2], 많은 사람들이 사회불안으로 인해 어려움을 경험하고 있다는 것을 알 수 있다. 특히 사회불안장애는 사회적 관계형성이 개인의 삶과 직결되는 현대인에게 매우 고통스러운 장애이며, 치료를 받지 않으면 만성화되는 경향이 있기에 효과적인 심리치료를 필요로 한다.

사회불안장애에 효과적으로 알려진 치료 중 하나로 인지행동치료(cognitive behavioral therapy)가 있다. 인지행동치료에서는 사회불안의 발달 및 유지와 관련된 역기능적 신념을 변화시키기 위해서 인지적 재구성이나 행동 실험과 같은 기법들을 사용한다. 인지행동치료가 사회불안증상이나 정보처리편향의 변화에 미치는 영향은 여러 치료 연구들을 통해 확인되어 왔지만, 다른 불안장애에 비해서 사회불안장애의 인지행동치료 효과가 다소 낮은 편이다[3]. 인지행동치료의 경우, 치료 중 환자가 직접 참여해야 하는 과제에 대한 심리적 부담과 10회기에서 15회기로 진행되는 긴 치료 기간으로 인해 치료 완료율이 낮을 뿐만 아니라 인지행동치료와 같은 심리치료는 언어적이고 외현적인 지시로 이루어진 기법들이 많기 때문에 자동적이며 의식적으로 통제하기 어려운 정보처리편향을 변화시키기에는 적합하지 않을 수 있다[4].

기존의 심리치료가 갖는 또 다른 문제점으로 심리치료 서비스 접근성의 문제를 들 수 있다. 몇몇 사회불안장애 환자들은 낯선 치료자에게 사적인 정보를 밝히는 것을 꺼려하고 비용이나 낙인 문제로 인해 심리치료에 대한 거부감을 가지고 있어서 심리치료를 충분히 이용하지 못하고 있다[5]. 한국의 경우에는 이와 관련된 문제가 더욱 심각한데, 보건복지부에서 실시한 2016년 전국 정신질환 실태조사[6]를 보면, 정신질환 경험자가 정신의료서비스를 이용하는 비율은 22.2%에 불과하여 캐나다(46.50%), 미국(43.10%), 벨기에(39.50%) 등 다른 국가에 비해 매우 낮은 수준이다. 2016년 불안장애의 유병률이 9.3%로 낮은 것을 고려하면[6], 사회불안장애 환자들이 정신의료서비스를 이용하는 비율은 더욱 낮을 것으로 보인다. 따라서 사회불안장애의 증상 변화를 위해서는, 접근성이 높으면서 동시에 비의식적인 정보처리편향 수정을 포함하는 효과적인 치료적 개입이 필요하다.

해석 편향(interpretation bias)은 사회불안장애의 발현과 유지요인으로 설명되는 다양한 인지적 정보처리의 편향 중 하나로, 모호한 사회적 상황에서 발생하는 원인이나 결과에 대해 부정적으로 해석하는 경향을 말하며, 사회불안 증상과 가장 관련이 깊은 인지적 변인이라고 알려져 있다. 최근에는 컴퓨터 기반의 개입 방법인 해석편향수정(cognitive bias modification of interpretation, CBM-I) 훈련이 개발되고 있다. 사회불안이 높은 사람은 모호한 사회적 상황에 대해 부정적으로 해석하며 약간의 부정적인 사회적 상황에도 파국적으로 해석하는 경향이 있으며[7], 긍정적으로 해석하는 경향 또한 부족하다[8,9]. 이러한 해석편향은 자동적, 암묵적으로 발생하는 경향이 있으며[4], 이를 변화시키기 위한 CBM-I 훈련에서는 컴퓨터 기반의 과제를 반복적으로 제시함으로써 좀 더 긍정적인 정보처리양식을 훈련하도록 만드는데 초점을 둔다. CBM-I 훈련을 사용한 다양한 연구에서 사회불안자의 부정적인 해석 편향의 감소, 긍정적인 해석 편향의 증가 및 사회불안 수준의 감소가 보고되었다[10-12]. 하지만 이러한 CBM-I 훈련 연구결과들의 효과 크기가 해석 편향에 있어서는 중간 정도, 불안에 대해서는 작은 효과 크기가 나타나[13] 이를 높이기 위한 다양한 시도들이 진행되고 있다.

CBM-I 훈련 효과를 증진시킬 수 있는 조절 변인(mo-derator)을 확인한 메타분석 연구에서 준임상 집단을 대상으로 훈련하는 것, 회기 수를 늘리는 것, 심상 지시문을 사용하는 것, 실험실 안에서 프로그램을 진행하는 것이 CBM-I 훈련 효과를 증폭시킬 수 있다고 제안하였다[14,15]. 이 연구에서는 CBM-I 훈련의 효과성을 높이기 위해서 준임상 집단을 대상으로 단발성의 훈련이 아닌 반복적인 훈련 회기로 구성될 필요가 있으며, CBM-I 훈련 과정에서 심상을 사용할 필요가 있다고 제안하였다. 이미 다 회기(multi-session)로 훈련을 진행한 몇몇 연구들은 단일 회기(single session)로 훈련을 진행했을 때보다 더 긍정적인 결과가 야기된다는 사실이 검증된 바 있으며[11,16,17], 본 연구에서도 훈련효과의 증진을 위해 회기 수를 4회기로 증가시켜 실시하고자 한다. 한국에서 사회불안이 높은 대학생들을 대상으로 3주 동안 3번의 CBM-I 훈련을 실시한 Yoon [18] 연구에서도 긍정해석훈련 집단이 대기자 집단에 비해 모호한 상황을 위협적이지 않은 방향으로 해석하는 경향이 증가하였고 이후 사회불안 수준도 감소하였으나, 해석편향의 변화 경향성만 관찰되는 등 효과 크기가 약한 것으로 보이는 바, 본 연구에서는 CBM-I의 효과를 증진시키기 위해서 4회기로 회기 수를 증가시켰다.

뿐만 아니라, CBM-I 훈련의 효과를 높이기 위해 다양한 선행 연구에서는 심상(imagery)을 주요한 치료 요소로 고려하고 있다[19]. 이는 사회불안장애를 설명하는 인지적 모델에서 부정적 심상이 장애의 발달 및 유지의 핵심 요인으로 여겨 지기 때문일 것이다. 사회불안자들을 대상으로 긍정적인 심상을 유도한 연구들은 국내외로 활발히 진행되고 있고, 그 효과 또한 입증되고 있으며[20-22], 우울한 사람들을 대상으로 심상을 결합한 CBM-I 훈련을 진행한 연구들 역시 반복적인 인지편향 수정 훈련이 해석 편향의 변화 및 우울 증상의 감소에 효과적이라고 보고되고 있다[23,24]. 사회불안자들을 대상으로 CBM-I와 심상을 결합한 연구는 아직 진행되지 않았으나 CBM-I의 효과나 긍정적 심상의 효과가 독립적으로 사회불안 증상의 감소에 효과적이었음을 고려했을 때, 사회불안자들에게 긍정적인 심상을 떠올리도록 하는 절차와 함께 CBM-I 훈련을 다 회기 방식으로 개입한다면 효과적일 것으로 사료된다.

더불어 사회불안장애 환자에게 긍정적인 심상을 떠올리도록 할 경우 중요하게 고려되어야 할 변인이 있는데, 바로 심상의 관점(perspective)이다. 우리는 과거 사건을 회상하거나 미래 사건을 상상할 때 특정한 관점을 취하면서 이미지를 떠올릴 수 있는데, 이는 관찰자 관점과 장관점으로 구분해 볼 수 있다. 관찰자 관점은 3인칭 관점이라고도 하며 마치 타인의 시선으로 자신의 행동을 관찰하는 것처럼 자신을 주의의 대상으로 두는 것을 말한다. 장 관점은 1인칭 관점이라고도 말하며 기억을 부호화 할 때 경험하는 것과 같은 관점으로 자신의 눈을 통해 보는 것을 말한다[25,26]. 사회불안장애 환자는 사회적인 상황을 상상할 때 마치 다른 사람의 눈으로 자신을 관찰하는 것과 같은 관찰자 관점(observer perspective), 즉 3인칭 관점으로 해당 상황을 상상하는 경향이 있지만, 비사회적인 상황을 상상할 때는 자신이 의식의 주체가 되는 1인칭 관점인 장 관점(field perspective)으로 심상을 떠올린다[27]. 이렇게 사회불안장애 환자들은 사회적인 상황에서 주로 관찰자 관점의 부정적 심상을 생성하고, 이는 자기 초점적 주의(self-focused attention)를 더욱 증폭시켜 부정적인 자기상을 유지시키게 한다는 면에서 자신이 떠올리는 심상의 관점(perspective)이 사회불안의 유지와 발현에서 어떤 역할을 하는지 구체적으로 살펴볼 필요가 있다.

심상을 떠올릴 때 관찰자 관점보다는 장 관점을 유지하여 긍정 정서 및 해석 편향을 수정하고자 시도한 몇몇 연구들이 존재한다. 발표 상황에 있는 참가자에게 관찰자 관점을 유지하도록 했을 때 집단의 사회불안 수준과 상관없이 부정적인 사고와 안전 행동이 증가하였고, 관찰자 관점을 유지한 사회불안이 높은 집단만이 장 관점을 유지한 집단에 비해 높은 수준의 불안을 보고하였다[28]. 긍정적 심상의 관점에 따라 정서나 해석편향에서 차이를 보인 Heyes 등[29]의 연구에서는 장 관점으로 사진-단어 심상 훈련을 한 집단이 관찰자 관점으로 훈련을 한 집단보다 모호한 사진에 대해 더 긍정적인 정서를 경험했고 부정적인 해석 편향도 더 많이 감소하였다. Holmes 등[30] 연구에서도 관점이 정서에 미치는 영향을 비교하였는데, 참가자가 100개의 긍정적 스크립트를 장 관점 심상으로 떠올렸을 때 관찰자 관점과 언어적 조건의 참가자들보다 긍정적 정서의 증가를 보고하였다. 반대로 관찰자 관점 집단과 언어적 조건의 참가자들은 긍정적 정서의 감소를 보고하였고, 이는 긍정적 사건에 대한 긍정적 정서를 촉진시키기 위해서는 장 관점의 심상을 장려해야 한다는 것을 시사한다. 장 관점으로 심상을 떠올리면 긍정적 해석편향과 긍정적인 정서의 증가를 보이며[30], 관찰자 관점과 달리 자신이 아닌 상황 전체를 볼 수 있기 때문에 상황을 객관적으로 볼 수 있게 해준다. 따라서 사회적 상황에서 객관적인 자기상을 가지지 못하는 사회불안자에게 장 관점을 취하게 하는 것은 치료적인 효과가 있을 것으로 보인다.

종합하면 본 연구에서는 기존의 CBM-I 훈련 절차에 심상과 관점의 요소를 추가하여 미래와 관련된 긍정적 심상을 떠올리는 방식으로 긍정적 심상을 조작하는 다 회기 CBM-I의 효과가 사회불안의 감소나 해석 편향의 변화를 야기하는지 확인하고자 하였다. 아울러 미래와 관련된 긍정적 심상을 떠올리도록 조작한 동시에, 관찰자 관점과 장 관점을 조작하여 어떤 관점을 취했을 때 사회불안 증상 및 해석 편향의 변화에 효과적인지를 알아보고자 하였다. 뿐만 아니라 스트레스-취약성 모델(stress-diathesis model)에 의하면 부정적인 인지 편향과 같은 잠재적인 취약성이 스트레스 상황을 만났을 때 불안 또는 우울과 같은 증상이 나타난다고 하는 Murphy 등[12]의 연구에 따라, 4회기 훈련 종료 후 추후 회기 측정 시 예기불안유도절차를 사용하여 사회불안자들에게 스트레스가 되는 사회적 상황을 노출시켜 부정적 인지가 활성화된 상태에서도 CBM-I의 효과가 지속되는지 확인하고자 하였다.

연구방법

1. 연구 대상

대구 경북 소재의 사립대학생 240명을 대상으로 자기보고식 설문지를 실시하였고, 교내 홈페이지 게시판에 ‘발표 불안 및 대인관계 불안 완화 프로그램 참가자 모집’이라는 공고문을 올려 연구 대상자를 모집하였다. 본 연구에서는 Lee와 Choi [31]의 연구를 참고하여 사회적 회피 및 불편감 척도(Social Avoidance And Distress Scale, SADS)에서 1 표준편차 이상의 기준인 85점 이상, 부정적 평가에 대한 두려움 척도-단축형(Brief-Fear of Negative Evaluation Scale, B-FNE) 42점 이상에 해당된 사람을 사회불안 경향자로 규정하였다. 실험 참가자는 총 44명으로 실험 신청 순서에 따라 무작위로 자발적 심상 조건 14명(남자 3명, 여자 11명), 관찰자 관점 조건 15명(남자 3명, 여자 12명), 장 관점 조건 15명(남자 3명, 여자 12명)으로 할당되었다. CBM-I 훈련 4회기까지 완료한 참가자들은 총 44명이었고, 추후 회기까지 완료한 참가자들은 총 41명이었다.

2. 평가도구

1) 자기보고식 검사

(1) 사회적 회피 및 불안감 척도(Social Avoidance and Distress Scale, SADS)

Watson과 Friend [32]가 개발하고 Lee와 Choi [31]이 번안한 것으로 사회적 상황에서 불안을 경험하는 정도와 사회적 상황을 회피하려는 경향을 측정한다. 본 연구에서 척도는 참가자를 선별하기 위해 사용되었으며 총 28문항으로 5점 척도(1∼5점)로 구성되어 있다. 척도 점수의 범위는 28점에서 140점까지 분포되어 있고 점수가 높을수록 높은 사회불안을 나타내며 본 연구에서는 이 척도의 점수가 85점 이상일 경우 실험 대상자로 선별되었다. 본 연구에서의 내적 합치도 계수(Cronbach’s α)는 .94였다.

(2) 부정적 평가에 대한 두려움 척도-단축형(Brief-Fear of Negative Evaluation Scale, B-FNE)

Watson과 Friend [32]가 원래 30문항으로 제작한 것에서 Leary [33]가 전체 점수와 0.50이상의 상관이 있는 문항만을 선별하여 제작되었다. 척도는 타인으로부터 부정적인 평가를 받는 것에 대한 두려움을 측정하며 본 연구에서 척도는 참가자를 선별하기 위해 Lee와 Choi [31]이 번안한 5점 척도(1∼5점)로 구성된 것을 사용하였다. 척도는 총 12문항으로 12점에서 60점까지 점수가 분포되어 있으며, 점수가 높을수록 타인으로부터 부정적인 평가를 받는 것에 대해 두려움이 많음을 나타낸다. 본 연구에서 나타난 내적 합치도 계수(Cronbach’s α)는 .93이었다.

(3) 한국판 역학연구센터 우울증 척도(Center for Epidemiologic Studies Depression Scale, CES-D)

Radloff [34]가 개발하고 Chon 등[35]이 한국판으로 번안한 것으로 우울을 경험하는 정도를 측정하는데 가장 많이 사용되는 척도이다. 본 연구에서 척도는 집단 간 우울점수의 동질성을 확보하기 위하여 사용되었으며, 총 20문항으로 점수 범위는 0점에서 63점까지 분포되어 점수가 높을수록 우울 수준이 높음을 반영한다. 본 연구에서의 내적 합치도 계수(Cronbach’s α)는 .92였다.

(4) Liebowitz 사회불안 척도(Liebowitz Social Anxiety Scale, LSAS)

Liebowitz [36]가 개발하고 Yu 등[37]이 번안한 것으로 사회공포증의 상황적 요인들을 평가한다. 척도는 불안을 야기하는 상황적 요인으로 발표 상황(speak), 공공장소의 상황(public), 낯선 사람과의 상호작용 상황(strange), 자기주장 상황(assert), 다른 사람이 지켜보는 앞에서의 수행 상황(obs)의 5개 하위 척도로 구성되어 있다. 본 연구에서는 참가자들이 사회불안을 경험하는 상황적 요인들을 알아보고자 하였으며, 훈련 전후로 참가자들의 사회불안 정도의 변화를 측정하기 위해 사용되었다. 척도는 총 24문항으로 점수 범위는 0점에서 72점까지 분포되어 있다. 점수가 높을수록 사회적 상황에 대한 불안과 회피 정도가 높다는 것을 의미한다. 본 연구에서의 내적 합치도 계수(Cronbach’s α)는 .92였다.

2) 해석편향측정도구

(1) 스크램블 문장 완성 검사(Scrambled Sentence Task, SST)

참가자의 해석편향측정치를 구하기 위해 스크램블 문장 완성 검사[38,39]를 사용하였다. SST는 모호한 정보에 대해 긍정적 또는 부정적 방식으로 해석하는 경향성을 측정하는데 사용된다. 문항 당 여러 개의 단어가 무작위로 섞여 있고 참가자들은 단어들을 사용하여 문법적으로 올바른 문장을 완성하라는 지시를 받는데, 이 때 문장은 긍정적인 해석 또는 부정적인 해석 중 하나로 완성될 수 있다. 문법적으로 올바른 문장 중 참가자가 긍정적인 문장보다 부정적인 문장을 많이 만들었다면 그 참가자는 부정적인 해석을 더 많이 한다고 볼 수 있다. 본 연구에서는 Heyes 등[29]의 연구에서 사용한 SST를 번안한 것과 Standage 등[40]의 연구에서 SST를 만든 방식대로 B-FNE와 SADS의 척도 문항을 참고하여 총 60개의 스크램블 문장을 만들어 사전, 사후, 추후 측정에 각각 20문항씩 사용하였다.

참가자들에게 ‘보인다/현명한/나는/것처럼/어리석은/타인에게’으로 구성된 스크램블 문장을 제시했을 때, ‘나는 타인에게 현명한 것처럼 보인다.’로 완성하면 긍정 해석, ‘나는 타인에게 어리석은 것처럼 보인다.’로 완성하면 부정 해석으로 측정하였다. 본 연구에서는 참가자들이 총 20개의 문항 중 긍정적으로 문장을 완성한 비율을 구해 긍정해석편향 측정치 종속변인으로 사용하였다. 참가자들에게 SST를 보고 제일 먼저 마음속에 떠오르는 문장을 가급적 빨리 적어 달라고 지시하였으며, 검사를 완성하는 데 대략 4분 정도 소요되었다.

(2) 단어문장연합패러다임(Word Sentence Association Paradigm, WSAP)

Beard와 Amir [16]의 연구에서 해석편향수정을 위해 개발된 컴퓨터화된 도구이다. WSAP는 위협 단어 또는 비위협단어가 제시되고 이후 모호한 상황의 문장이 나타나면 이전에 제시했던 위협 또는 비위협단어와 서로 관련이 있는지를 판단한다. 그 다음 모호한 상황의 문장을 참가자가 긍정적으로 해석했는지 또는 부정적으로 해석했는지를 질문하는 이해질문으로 구성된다. 본 연구에서는 Kim [41], Yoon [18]이 기존의 WSAP를 한국적 상황에 적합하게 변형한 것을 사용하였다. 이 WSAP는 정답 관련 피드백을 주는 기존의 WSAP와 달리 모호한 상황에 대해 참가자가 제대로 내용을 이해했는지를 확인하기 위해 이해질문이 추가되었다. 이해질문은 Mathew와 Mackintosh [10]의 연구를 참고하여 모호한 문장을 근거로 미래를 예측할 수 있는 질문으로 구성되어 있다. WSAP의 제시 화면 예는 아래의 Fig. 1에 제시하였고 WSAP의 구체적인 진행은 다음과 같다.

WSAP의 경우, 컴퓨터 화면에 응시점이 나온 후 위협 단어 또는 비위협 단어 중 하나가 제시되며, 단어가 사라지면 바로 모호한 문장이 나타난다. 예를 들어 ‘당황하다’라는 위협 단어가 제시된 후 바로 ‘당신이 말하자 사람들이 웃습니다.’의 모호한 상황의 문장이 나타난다. 참가자들은 이전에 제시된 단어와 모호한 문장이 서로 관련이 있는지의 여부를 판단한다. 관련이 있다고 생각되면 ‘Z’키를 관련이 없다고 생각되면 ‘/’키를 누른다. 만약 비위협 단어와 모호한 문장에 관련이 있다고 판단하면 긍정해석편향을 나타내는 것이고, 위협단어와 모호한 문장이 관련이 있다고 판단하면 부정해석편향을 나타내는 것이다. 관련성에 응답하고 나면 이해질문이 제시되는데 이해질문은 ‘당신이 실수한 것 같나요?’와 같은 부정적 질문과 ‘다른 사람들이 당신을 유머 있다고 생각하나요?’와 같은 긍정적 질문이 50대 50 비율로 구성되어 있다. 이해질문은 참가자가 모호한 상황의 문장을 어떻게 해석했는지를 나타내는데, 긍정적 질문에 ‘예’, 부정적 질문에 ‘아니오’를 답한 경우 참가자는 모호한 상황에 대해 긍정적인 해석을 한 것으로 보며 이는 긍정해석편향 측정치로 사용될 수 있다. 반대로 긍정적 질문에 ‘아니오’, 부정적 질문에 ‘예’를 답할 경우 참가자는 모호한 상황에 대해 부정적인 해석을 한 것으로 보며 이는 부정해석편향 측정치로 사용될 수 있다.

본 연구에서 사용한 긍정해석편향 측정치는 부정적 질문에 대해 ‘아니오’라고 응답한 비율, 긍정적 질문에 대해 ‘예’라고 응답한 비율이다. 이해 질문 반응시간은 시간의 경과에 따라 연습효과로 인하여 후반부로 갈수록 전체적으로 빨라지는 경향을 보였고, 위협∙비위협 단어와 모호한 문장의 관련성에 대한 질문의 경우, 참가자들이 제시된 단어가 이전 문장과 대부분 관련성이 있다고 응답하는 경우가 많아 해석편향측정치에서 제외되었다. WSAP는 CBM-I 훈련 전후, 훈련 종료 4주 후에 참가자들의 해석편향의 변화 정도를 측정하기 위해 사용되었으며 WSAP를 완성하는 데 걸린 시간은 대략 10분 정도였다.

3) 심상 관점 확인 절차

참가자들이 평소에 심상을 떠올릴 때 주로 어떤 관점을 취하는지 확인하기 위하여 D’Argembeau와 Van der Linden [42]의 연구에서 사용한 심상 관점 확인 절차를 참고하여 질문을 제작하였다. CBM-I 훈련 시나리오를 상상할 때 시나리오의 특성상 참가자들은 미래 시점으로 상상을 하게 된다. 따라서 참가자들이 평소 미래를 상상할 때 주로 어떤 관점을 취하는지에 초점을 맞춰 심상 관점 확인 절차를 진행하였다. 참가자들은 6개의 미래 시간 단서가 제시되는 화면을 본 후, 눈을 감고 그 시간 단서에 해당하는 미래 사건을 충분히 상상하였다. 참가자들에게 상상해야 하는 미래 사건은 자신에게 충분히 일어날 수 있는 일이어야 하고 최대한 상세히 떠올려야 한다고 지시하였다. 참가자가 미래 사건에 대해 충분히 이미지를 떠올렸다고 생각되면 ‘스페이스 바’를 누르게 한 뒤 그 이미지의 관점이 무엇이었는지를 확인하였다. 심상 관점 확인은 Nigro와 Neisser [25]가 개발한 7점 척도의 심상 관점 확인 질문을 사용하여 본인이 떠올린 심상이 장 관점(1인칭)으로 떠올린 것에 가까우면 −3, 관찰자 관점(3인칭)으로 떠올린 것에 가까우면 +3으로, −3에서 +3 중 가장 적합한 숫자를 누르도록 하였다. 참가자가 6개의 미래 시간 단서에 대해 떠올린 심상의 관점을 체크한 값은 평균을 구하여 사용하였다. 시간은 총 5분 정도 소요되었다.

3. 실험 도구

1) 실험 장치

본 연구에 사용된 해석편향 측정 프로그램인 WSAP와 해석편향 훈련 프로그램인 CBM-I, 심상 관점 지시문은 Direct RT v2016을 이용해 제작하였다. 실험 자극과 지시문은 16인치 컴퓨터 화면으로 제시되었으며 참가자들의 반응과 반응시간은 모두 실험 프로그램을 통해 자동으로 측정되었다. 참가자들은 모니터 이외의 주의를 끌 수 있는 자극은 모두 차단된 공간에서 실험에 참여하였다.

2) 해석편향수정프로그램(Cognitive Bias Modification-Interpretation, CBM-I)

해석편향수정 프로그램(CBM-I)은 컴퓨터 기반의 과제를 반복적으로 제시함으로써 좀 더 긍정적인 정보 처리 양식을 갖도록 만드는 데 초점을 둔 기법이다[10]. 선행연구를 바탕으로 2주 동안 4회기, 회기 당 100개의 시나리오를 사용하였고, 긍정 시나리오와 중립 시나리오를 8:2 비율로 구성하여 총 320개의 긍정 시나리오와 80개의 중립 시나리오로 훈련을 진행하였다[11]. 긍정 시나리오는 모호한 사회적 상황의 시나리오가 긍정적으로 해결되었고 중립 시나리오는 ‘청소하기’와 같은 비사회적 상황의 내용으로 구성하였다. CBM-I 훈련은 다음과 같은 방식으로 진행된다. 모호한 상황의 시나리오를 한 문장씩 화면에 제시하고 이에 대한 해석을 근거로 마지막 문장에 있는 단어를 완성한다. 이때 마지막 문장에 있는 단어를 완성시킴으로써 시나리오의 모호함이 긍정적 또는 중립적으로 해결된다. 참가자가 단어를 완성하면 참가자가 그 시나리오를 이해하였는지 묻는 이해질문이 제시된다. 참가자가 긍정 시나리오에 대해 긍정적인 해석을 하여 이해질문에 답할 경우 ‘맞았습니다.’ 라는 피드백을 주었고 부정적인 해석을 하여 이해질문에 답할 경우 ‘틀렸습니다.’ 라는 피드백을 주어 참가자가 시나리오를 최대한 긍정적으로 완성할 수 있도록 하였다. 참가자가 이해질문에 답하고 나면 완성했던 그 시나리오에 대해서 심상을 떠올리도록 지시하는 관점 지시문이 제시된다. 관점 지시문은 집단에 따라 다르게 제시되었고, CBM-I 훈련 제시 화면은 Fig. 2에 제시하였다.

3) 심상 관점 지시문

본 연구에서 사용된 심상 관점 지시문은 Choi와 Kwon [28], Choi와 Choi [43], Heyes 등[29]의 연구들을 참고하여 각 시나리오 상황에 맞게 각색하였다. 집단에 따라 심상 관점 지시문은 다르게 제시되었는데, 세 집단 모두 시나리오 상황에 자신이 있다고 상상하도록 하였다. 여기에 장 관점의 경우 추가적으로 1인칭의 관점으로 시나리오 상황의 대상 및 주변 환경을 떠올릴 수 있도록 지시문을 만들었고, 관찰자 관점의 경우 마치 제3자가 바라보듯이 그 시나리오 상황에 있는 자신이 수행하는 모습을 TV화면으로 본다고 상상하라고 지시문을 만들었다. 예를 들면 교양 수업에서 발표를 하고 있는 상황의 모호한 시나리오가 ‘흥미’라는 단어를 완성하면서 긍정적인 상황으로 해결되고 난 후 다음과 같은 심상 관점 지시문이 제시된다. 자발적 심상 집단의 경우 ‘당신이 이 발표 상황에 있다고 상상하십시오.’, 장 관점 집단의 경우 이에 더하여 ‘당신의 발표를 듣고 있는 사람들의 얼굴을 하나하나 살펴본다고 상상하십시오.’, 관찰자 관점 집단의 경우 ‘당신이 발표하고 있는 모습을 TV화면으로 본다고 상상하십시오.’라고 제시되었다. 참가자들이 관점을 생생하게 경험하게 만들기 위해 장 관점의 경우 1인칭 관점의 사진 자극(주변 사물이나 주위 환경만 볼 수 있는 사진), 관찰자 관점의 경우 3인칭 관점의 사진 자극(행위자의 모습 및 주변 상황을 함께 볼 수 있는 사진)을 사용하였다. 각 시나리오 당 참가자들이 상상하는 시간은 대략 5초로 설정되었다.

4. 연구 절차

저자들이 소속된 대학교 생명윤리위원회의 승인(IRB. No. 40525-201611-HR-134)을 받은 후 연구를 진행하였다. 본 연구는 2주 동안 4회기, 4주 후 추후 회기로 이루어졌으며 CBM-I 훈련은 각 회기 당 100시행을 실시하였다. 회기 수와 시행 수는 선행연구를 바탕으로 정하였다[11]. 전체적인 연구절차는 Fig. 3에 도시하였다.

참가자들은 실험 목적과 비밀보장 등이 명시되어 있는 실험 동의서를 작성한 후, 해석편향을 측정하는 WSAP와 SST, Liebowitz 사회불안 척도를 완성하였다. 그 다음 참가자가 주로 많이 취하는 심상 관점이 무엇인지 알아보기 위해 미래 시간대에 일어날 수도 있는 일을 상상한 후 심상 관점 확인 척도를 완성하였다. 이어서 참가자는 레몬을 자르는 심상을 떠올리는 심상 유도 연습[44]을 하였는데, 집단에 따라 각기 다른 관점에서 해당 장면을 상상하도록 지시하였다. 예를 들면 관찰자 관점 집단의 경우 ‘레몬을 자르는 당신의 모습을 보라.’, 장 관점의 경우 ‘잘려지는 레몬을 당신의 눈을 통해 보라.’, 자발적 심상 집단의 경우 ‘레몬을 자르는 상상을 자유롭게 떠올려라.’라고 지시하였다. 그 다음 참가자들은 CBM-I 훈련을 대략 45분 정도 참여하였고, 훈련을 마치고 난 후 다음 회기 일정을 잡고 실험을 종료하였다.

2회기, 3회기에 참가자들은 CBM-I 훈련만 하였고, 4회기에는 CBM-I 훈련을 한 후 중립적인 시나리오를 완성하는 필러 과제를 완성한 후에 사후 측정으로 WSAP와 SST, Liebowitz 사회불안 척도를 완성하였다. CBM-I 훈련에 대한 간단한 디브리핑을 한 후 추후 회기에 대해 안내하였다.

4주 후 추후 회기에 참여한 참가자들에게 예기 불안 유도 절차를 실시하였다. 예기 불안 유도 절차는 Murphy 등[12]이 사용한 방식을 참고하여 구성하였다. 두 명의 연구 보조자와 5분간 대화를 진행하겠다고 언급하여 참가자들의 불안을 유도한 후, WSAP와 SST, Liebowitz 사회불안 척도를 완성하도록 하였다. 참가자가 모든 추후 검사들을 완성하고 나면, 연구 보조자와 대화를 나누는 절차는 실제 진행하지 않는다고 고지를 했고, 실제 연구 보조자와 대화를 나눌 것이라고 믿었는 지의 여부 및 불안 정도(1점‘전혀 불안하지 않다.’∼5점 ‘매우 불안하다.’)를 확인하였다. 참가자들은 모두 대화를 할 것이라고 믿었으며 4∼5점정도의 높은 예기 불안을 보고하였다. 마지막으로 참가자에게 예기 불안 유도 절차가 필요한 이유 및 본 연구가 어떤 방식으로 사회불안에 효과가 있는 것인지에 대해 간략하게 설명하였다.

5. 자료 분석

본 연구에서는 연구 문제를 검증하기 위해 SPSS 26 프로그램을 이용하여 다음과 같은 분석을 실시하였다. 첫째, 장 관점 집단과 관찰자 관점 집단 그리고 자발적 심상 집단의 사전 동질성을 확인하기 위해 일원변량분석(one-way ANOVA) 및 χ²검증을 실시하였다. 둘째, 본 연구에서 사용한 척도의 신뢰도를 검증하기 위해 내적 합치도 계수(Cronbach’s α)를 산출하였고, 집단별로 심상 관점이 잘 조작되었는지를 확인하기 위해 3 (관점; 장 관점군, 관찰자 관점군, 자발적 심상군)×2 (시기; 처치 전, 처치 후) 반복측정 변량분석(repeated measure ANOVA)을 실시하였다. 셋째, WSAP 이해질문 비율과 SST 그리고 LSAS 점수에서 각 집단 별 해석편향수정 전후로 훈련 효과가 있는지 알아보기 위해 효과크기(Cohen’s d)를 산출하였다. 넷째, 각 집단 별 해석편향의 양상을 살펴보기 위해 3 (관점; 자발적 심상군, 장 관점군, 관찰자 관점군)×2 (시기: 사전, 사후) 반복측정 변량분석(repeated measure ANOVA)을 실시하였다. 이 때 관점을 피험자 간 변인으로 시기를 피험자 내 변인으로 설정한 후, WSAP 이해질문 비율, SST 긍정적 문장 완성 비율, LSAS 점수를 종속변인으로 각각 비교하였다. 마지막으로 추후 회기에서는 CBM-I 훈련 4회기를 모두 완료한 44명의 참가자 중 41명이 참여하여 중도 탈락한 3명의 참가자 추후 검사 결과는 LOCF (last observation carried forward) 분석을 사용하여 구하였다. LOCF 분석은 중도 탈락된 참가자의 점수가 탈락 직전의 점수와 동일하게 유지된다는 것을 전제로 하기 때문에 추후 회기에 참여하지 않은 3명의 참가자의 사후 검사 결과를 사용하여 추후 검사의 누락된 점수를 추정하였다. 이후 각 집단 별로 사전-추후, 사후-추후의 긍정해석편향 측정치와 사회불안 점수에 대해 대응표본 t-test를 실시하였고 효과크기(Cohen’s d)를 구하였다.

결 과

1. 사전 동질성 검증

집단 간 인구통계학적 변인 및 사전 검사 점수에서 차이를 보이는지 알아보기 위해 일원변량분석과 χ²검증을 실시하였다. 세 집단 간 연령(F=0.74, p>0.05), 사회적 회피 및 불편감 점수(F=3.10, p>0.05), 부정적 평가에 대한 두려움 점수(F=1.12, p>0.05), LSAS 점수(F=1.79, p>0.05), 우울 점수(F=0.90, p>0.05), 성별(χ²=0.01, p>0.05)에서 통계적으로 유의한 차이가 없었다. 따라서 무선 배정된 각 집단은 동일한 특성을 가지고 있는 것을 알 수 있다.

또한 심상 관점이 집단 간 처치에 따라 전후로 변화했는지 확인하기 위해 Nigro와 Neisser [25]가 개발한 심상 관점 질문지를 사용하여 측정한 값으로 집단(3)×시기(2) 반복측정 변량분석을 실시하였다. 그 결과 측정 시기와 집단 간의 상호작용 효과가 나타났다(F=7.32, p<0.01). 이는 사전에는 관점을 취하는 데에 있어서 세 집단 간 동일한 특성을 가졌지만, 처치 후에는 장 관점 집단과 관찰자 관점 집단 모두 할당된 조건에 맞게 관점을 취했다는 것을 알 수 있다.

2. CBM-I 효과 검증

CBM-I 효과 검증을 위해 사회불안 및 긍정해석편향의 변화 정도를 Table 1에 제시하였다. 사회불안 수준에서 CBM-I 훈련의 효과를 알아보기 위해 LSAS 점수를 종속측정치로 집단(3)×시기(2)의 반복측정 변량분석을 실시하였다. 그 결과 측정 시기의 주효과는 나타났으나(F=35.94, p<0.001), 집단과 측정 시기의 상호작용 효과는 나타나지 않았다(F=0.12, p>0.05). 이는 세 집단 모두 관점에 상관없이 CBM-I 훈련 이후 사회불안 정도가 통계적으로 유의하게 감소되었다는 것을 의미한다. 효과크기(Cohen’s d)를 확인했을 때 세 집단 모두 0.70 이상의 효과크기를 보였다.

사회불안 경향자의 해석편향 변화를 확인하기 위해서 WSAP 이해질문과 SST를 사용하였다. 긍정적 해석편향의 변화는 WSAP 이해질문에서 긍정적 질문에 ‘예’라고 답한 비율, 부정적 질문에서 ‘아니오’라고 답한 비율을 통해 검증하였고, SST에서 20개의 문장 중 긍정적 문장으로 완성한 비율을 통해 측정되었다.

CBM-I 훈련의 효과를 알아보기 위해 WSAP 이해질문의 비율에 대해 집단(3)×시기(2)의 반복측정 변량분석을 실시하였다. 이해질문 중 긍정적 질문-예 비율에서 측정 시기의 주효과는 나타났으나(F=32.22, p<0.001), 집단과 측정 시기의 상호작용 효과는 나타나지 않았다(F=0.93, p>0.05). 이해질문 중 부정적 질문-아니오 비율에서 측정 시기의 주효과는 나타났으나(F=33.85, p<0.001), 집단과 측정 시기의 상호작용 효과는 나타나지 않았다(F=0.85, p>0.05). 이는 모든 집단의 참가자들이 CBM-I 훈련에 참가한 후 긍정해석편향이 증가되었음을 의미한다. 집단별 사전, 사후에 대한 효과크기(Cohen’s d) 값을 비교했을 때 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 1.00이상의 큰 효과크기를 보였으며 장 관점 집단은 0.77정도의 효과크기를 보였다.

SST에서 긍정적 문장을 완성한 비율을 대상으로 집단(3)×시기(2)의 반복측정 변량분석을 실시하였다. 그 결과 측정 시기의 주효과가 나타났으며(F=35.29, p<0.001), 집단과 측정 시기의 상호작용 효과도 나타났다(F=3.43, p< 0.05). 이는 관점의 처치가 긍정해석편향에 영향을 주었음을 의미한다. 집단 별로 SST 점수에 대한 시기의 효과를 분석했을 때, 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 시기의 주효과가 나타났으나(F=36.63, p<0.001; F=10.34, p<0.01) 장 관점 집단의 경우 시기의 주효과가 나타나지 않았다(F=2.39, p>0.05). 이는 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 훈련 전후로 긍정해석편향의 증가가 나타났으나 장 관점 집단의 경우 나타나지 않았음을 의미한다. 집단 별 사전, 사후에 대한 효과크기(Cohen’s d) 값을 비교했을 때도 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 1.00 이상의 큰 효과크기를 보였으나 장 관점 집단의 경우 0.20 이상의 작은 효과크기를 보였다.

3. CBM-I 훈련 효과 유지

CBM-I 훈련의 효과가 훈련 종료 4주 후에도 유지되는지 알아보기 위해 추후 회기에서 WSAP, SST 그리고 LSAS를 측정하였다. 특히 예기 불안이라는 스트레스 상황에서 집단에 따라 효과가 유지되는 양상의 차이가 있는지를 확인하기 위해 불안유도절차를 실시한 후 해당 과제를 실시하였다. CBM-I 훈련 4회기를 모두 완료한 44명의 참가자 중 41명이 추후 회기에 참여하였다. 각 집단 별로 사전-사후, 사전-추후, 사후-추후의 긍정해석편향 측정치와 사회불안 점수에 대해 대응표본 t-test를 실시하였고 효과크기(Cohen’s d)를 구하고 그 결과를 Table 2에 제시하였다.

긍정해석편향을 나타내는 WSAP 긍정적 질문-예 비율에서 세 집단 모두 CBM-I 훈련 이후 유의한 변화가 있었으며(t=−4.23, p<0.01; t=−2.19, p<0.05; t=−3.52, p<0.01) 훈련 전에서 추후 회기까지 유의한 차이가 있었다(t=−4.17, p<0.01; t=−2.55, p<0.05; t=−4.12, p< 0.01). 사후-추후에서는 유의한 차이가 없었다(t=−0.59, p>0.05; t=−1.25, p>0.05; t=−0.29, p>0.05). 그리고 세 집단 모두 큰 효과크기를 보였으며 자발적 심상 집단, 관찰자 관점 집단, 장 관점 집단 순으로 효과크기가 크게 나타났다.

WSAP 부정적 질문-아니오 비율에서 세 집단 모두 CBM-I 훈련 이후 유의한 변화가 있었으며(t=−3.37, p< 0.01; t=−2.42, p<0.05; t=−5.49, p<0.001) 훈련 전에서 추후 회기까지 유의한 차이가 있었다(t=−3.95, p<0.01; t=−4.06, p<0.01; t=−3.61, p<0.01). 사후-추후에서는 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 유의한 차이가 없으나(t=−0.35, p>0.05; t=−0.46, p>0.05), 장 관점 집단에서는 경향성이 나타났다(t=−1.81, p<0.10). 그리고 세 집단 모두 큰 효과크기를 보였으며 자발적 심상 집단, 관찰자 관점 집단, 장 관점 집단 순으로 효과크기가 크게 나타났다.

SST 긍정문장완성 비율에서는 CBM-I 훈련 이후 사전-사후 점수에서 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 유의한 차이가 있었으나(t=−6.05, p<0.001; t=−3.52, p< 0.01) 장 관점 집단에서는 차이가 없었고(t=−1.55, p>0.05), 사전-추후에서는 세 집단 모두 유의한 차이를 보였다(t=−5.42, p<0.001; t=−4.78, p<0.001; t=−4.40, p<0.01). 그러나 사후-추후에서는 장 관점 집단만이 유의한 차이를 보였다(t=−4.51, p<0.001). 각 집단별 사전, 사후, 추후 SST 긍정문장완성비율을 Fig. 4에 도시하였다. 그리고 세 집단 모두 큰 효과크기를 보였으며 자발적 심상 집단, 관찰자 관점 집단, 장 관점 집단 순으로 효과크기가 크게 나타났다.

사회불안 수준을 나타내는 LSAS 점수에서 세 집단 모두 CBM-I 훈련 이후 사전-사후 점수에서 유의한 변화가 있었고(t=3.47, p<0.01; t=2.80, p<0.05; t=4.47, p<0.01), 사전-추후에서는 유의한 차이가 있었으나(t=4.62, p<0.001; t=3.86, p<0.01; t=4.54, p<0.001) 사후-추후에서는 유의한 차이가 없었다(t=0.83, p>0.05; t=1.93, p>0.05; t=0.77, p>0.05). 세 집단 모두 LSAS 점수에서 중간 정도의 효과크기를 나타냈다. 긍정해석편향 및 사회불안 수준에서 세 집단 모두 훈련의 효과가 4주 이상 안정적으로 유지되고 있는 것으로 보인다.

고 찰

본 연구에서는 사회불안이 높은 개인들을 대상으로 긍정적 심상을 결합한 CBM-I 훈련이 긍정해석편향과 사회불안 증상 변화에 미치는 영향을 탐색하였다. 기존 CBM-I 훈련의 효과성을 높이기 위해 2주 동안 4회기로 구성된 다 회기 프로그램을 실시하였고, 집단에 따라 긍정적 심상 관점을 조작하였다. 긍정적 심상을 떠올릴 때는 장 관점을 취하는 집단, 관찰자 관점을 취하는 집단 그리고 자발적으로 심상을 떠올리는 집단으로 나누어 CBM-I 훈련을 실시하였다. 훈련 전후로 LSAS 척도를 통해 측정한 사회불안증상의 변화뿐만 아니라 암묵적 해석 편향의 변화를 확인하기 위해서 WSAP, SST를 함께 측정하여 측정도구를 다양화하였다.

본 연구 결과 세 집단 모두 CBM-I 훈련 후 LSAS로 측정한 사회불안 증상심각도가 유의하게 감소하였으며, 암묵적 정보처리과정에서 긍정해석편향을 나타내는 WSAP 이해질문 긍정선택비율 및 SST 긍정문장완성 비율이 유의하게 증가하였다. 이는 긍정적 심상을 유지하며 모호한 사회적 상황에 대한 긍정적 해석을 하도록 반복적으로 훈련할 경우, 세 가지 심상 조건 모두에서 사회불안 수준이 감소하고 긍정적으로 해석하는 경향이 높아졌음을 의미한다. 다만 WSAP 이해질문 긍정해석편향 측정치에 대한 집단 별 사전, 사후에 대한 효과크기(Cohen’s d) 값을 비교했을 때 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단은 1.00이상의 큰 효과크기를 보였으나 장 관점 집단은 0.77정도의 중간 정도의 효과크기를 보였다. 한편, 긍정해석편향 측정치를 나타내는 SST에서는 훈련을 받은 이후에 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단에서만 긍정문장완성 비율이 유의하게 증가하였고 장 관점 집단에서는 긍정문장완성 비율이 유의하게 증가하지 않았다. 이는 자발적 심상 집단과 관찰자 관점 집단의 경우, 긍정 심상을 유지하며 해석편향 수정 훈련을 마무리한 직후에 개입의 효과가 뚜렷하게 나타났으나, 장 관점 집단의 경우 심상 훈련 직후에는 개입의 효과가 크게 나타나지 않았음을 의미한다.

아울러 CBM-I 훈련 종료 4주 이후에도 긍정적 심상의 관점에 따라 훈련 효과가 유지되는 양상이 다른지 탐색하였고, 실제 타인과의 상호작용을 앞둔 스트레스 상황에서도 훈련 효과가 나타나는지를 알아보았다. 그 결과 세 집단 모두 긍정해석편향을 나타내는 WSAP와 SST, 사회불안 수준을 나타내는 LSAS 점수에서 훈련의 효과가 4주 후에도 유지되었다. 한 가지 주목할 점은 WSAP의 부정적 질문-아니오 선택 비율과 SST 긍정적 문장 완성 비율에서 사전-사후 측정에서는 장 관점의 훈련 효과가 충분히 크게 나타나지 않았지만, 일정 시간이 지난 후에는 자발적 심상 집단이나 관찰자 관점 집단만큼 훈련 효과가 나타났다.

이러한 결과에 대한 가능한 설명으로 장 관점 집단 참가자들이 심상 생성과 해석편향 수정 훈련을 함께 진행하는 과정에서 인지부하(cognitive load)를 경험했을 가능성이 있다는 것이다. 인지부하는 특정 인지적 작업을 수행하는 데 필요한 인지적 자원의 양을 의미한다[45]. 개인이 수행하고 있는 과제가 많거나 어려울 경우 그 과제를 수행하는데 많은 인지적 자원을 사용하게 되어 다른 과제를 처리할 수 없게 된다. 심상을 떠올리는 것만으로도 작업 기억 용량을 사용한다는 점을 고려하면[46], 장 관점 또는 관찰자 관점으로 심상을 떠올리는 것은 자발적 심상 집단의 참가자들과는 다르게 관점에 따라 상상하는 것이 하나의 과제로 작용했을 것으로 보인다. 관점 지시문을 보고 의도적인 노력을 했던 관점 집단은 상대적으로 긍정적인 심상을 떠올리는 것이 힘들었을 것으로 보이며 심상 몰입에 방해를 받았을 가능성이 있어 보인다. 특히 주로 관찰자 관점으로 심상을 형성하는 사회불안 경향자에게는 장 관점으로 심상을 떠올리는 것이 보다 더 많은 부담이 되었을 것이며, 이러한 이유로 장 관점 집단에서 CBM-I 훈련 직후에는 효과가 다소 작게 나타난 것으로 보인다. 다만 실제 사회불안을 유발하여 CBM-I가 스트레스 상황에서 불안을 조절하는데 도움이 되는지 파악한 추후 회기에서는 장 관점의 처치 효과가 가장 뚜렷하게 나타나 장 관점이 효과의 지속성이 있을 가능성이 있겠다.

아울러 훈련 직후 관찰자 관점이 장 관점에 비해 더 나은 효과가 나타나는 것에 대한 또 다른 설명으로 심리적 거리 확보를 통한 정서조절 효과를 고려해 볼 수 있겠다. 실제로 Sekiguchi와 Nonaka [47]의 연구에 따르면 외상적 경험 이후 경험했던 부정적 감정에 대한 글쓰기 처치의 경우, 관찰자 관점을 강조한 3인칭 글쓰기가 장관점으로 기록한 1인칭 글쓰기에 비해 심리적 거리를 확보하도록 하여 부정적 정서의 강도를 감소시켰다. Gu와 Tse [48]의 연구에서는 부정적인 자서전적 기억뿐만 아니라 긍정적인 자서전적 기억 역시 1인칭 글쓰기에서 3인칭 글쓰기로 전환했을 때, 정서조절 효과가 발생한다는 사실을 보고하였다. 이는 긍정적인 해석편향 수정 훈련에서 관찰자 관점이 정서조절효과를 야기할 수 있었음을 시사하는 결과라 해석해 볼 수도 있을 것이다. 그러나 관찰자 관점을 취하여 심리적 거리를 확보하고, 이를 통해 정서를 조절한다는 연구결과는 관점전환 글쓰기 처치에서 보고되고 있는 것으로, 해석편향 수정 처치에서도 동일한 기제가 작용했을지의 대해서는 보다 조심스럽게 해석해야 할 것으로 여겨진다.

더불어 긍정적 심상을 떠올리고 관점을 조작한 연구는 비임상 집단을 대상으로 진행되는 경우가 많고[29,44,49], 시나리오의 내용이나 시나리오의 시점에 따라서도 쉽게 취할 수 있는 관점이 달라지기 때문에[50] 하나의 관점 지시문을 사용하여 심상 관점을 조작하는 것은 한계가 있을 수 있다. 따라서 추후 연구에서는 관점을 조작할 때 각 장면에서 참가자들이 취해야 할 관점에 대해 보다 세부적으로 지시하여 심상을 떠올리기 용이하도록 CBM-I 절차를 수정한다면 처치의 효과가 더 뚜렷하게 나타날 것으로 여겨진다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 심상 관점을 비교할 수 있는 집단은 있었지만 긍정 심상의 그 자체의 효과를 확인할 수 있는 통제집단이 없었다는 것이다. 사회불안 경향자들의 특성상 사회적 상호작용과 관련된 시나리오 심상 노출 경험 자체가 사회불안의 감소, 긍정해석편향의 증가시켰을 가능성이 있고, 실제로 이러한 효과들이 모든 집단에서의 유의한 처치 효과가 나타나 사전-사후 변화가 온전히 긍정적 심상을 통한 CBM-I 처치의 효과라고 할 수 있는 근거를 약화시킬 것으로 보인다. 추후 연구에서는 CBM-I의 효과를 확인하기 위한 대기 집단을 넣어서 순수한 통제집단을 추가한 연구가 필요할 것으로 여겨진다. 둘째, 실험 참가자의 대부분은 학교상담센터 홈페이지 게시판에 ‘발표불안 및 대인관계 불안 완화 프로그램 참가자 모집’ 이라는 공고문을 보고 참여하였다. 따라서 참가자들은 어느 정도 연구 목적을 알고 있었으며, 자발적인 훈련을 원하는 사람들을 모집한 것이기 때문에 치료에 대한 기대효과가 반영되었을 수도 있다. 셋째, CBM-I 훈련 시나리오에서 다양한 사회적 상황을 기술한 것은 장점이라고 할 수 있으나 참가자 대부분이 대학생인 점을 고려할 때, 자기관련성이 떨어지는 시나리오가 많았다는 한계점이 있다. 예를 들면, 직장 상사와의 대화나 거래처와의 미팅 등의 시나리오를 대학생인 참가자들이 심상을 생성하는 것에는 다소 어려움이 있었을 것으로 보인다. 따라서 추후 연구는 그 연령대에 맞는 시나리오를 훈련에 추가하여 심상을 더 쉽게 떠올릴 수 있도록 해야 할 것이다.

본 연구는 의의는 다음과 같다. 첫째, 긍정적 심상을 결합한 CBM-I가 준임상 수준의 사회불안자들에게 효과적인 개입임을 입증하였다는 점에서 의의가 있다. 최근 메타분석 결과에서도 CBM-I가 다른 증상에 비해 불안 증상에 효과적임을 보여주었다[51]. 또한 다 회기로 CBM-I 훈련을 실시하여 훈련 효과를 높이고 추후 회기를 통해 CBM-I 훈련 효과 유지를 탐색했다는 점에서 추후 CBM-I의 치료적 개입 방향성에 도움이 될 것이다.

둘째, CBM-I가 긍정해석편향을 증진시키는 데에 도움이 된다는 것을 밝혔다. 추가적으로 분석한 부정해석편향에서도 세 집단 모두 감소하는 경향이 있었으나 긍정해석편향에서보다 효과크기가 작았다. 이러한 결과는 Yoon [18] 연구에서 비위협적인 해석이 증가하였다는 결과와 일치하며 CBM-I가 긍정해석편향을 수정하는 데 효과적이라는 것을 입증할 수 있었다는 점에서 준임상 수준 사회불안자들의 증상 악화를 예방하는데 도움이 될 수 있음을 시사한다.

마지막으로 사회불안 경향자들을 대상으로 긍정적인 심상을 떠올릴 때 관점의 영향을 알아보고자 한 연구임에 의의가 있다. 사회불안 경향자들에게는 부정적 심상에 있어서 관점의 영향이 매우 중요하지만 긍정적인 심상에 있어서는 관점을 의도적으로 떠올리기에는 많은 인지적인 자원이 필요해 보인다. 다만 장기적인 측면에서 긍정적 심상을 떠올릴 때 장 관점을 취하는 것이 사회불안 증상의 완화 및 긍정해석편향의 증가에 도움이 될 가능성이 있어 추후 연구에서는 상대적으로 인지적 부하가 적을 수 있도록 충분히 장 관점의 긍정적 심상 훈련을 한다면 CBM-I 훈련을 용이하게 할 수 있을 것으로 보인다.

Acknowledgments

Acknowledgements

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the Na-tional Research Foundation of Korea (NRF-2018 S1A5A2A03038277).

Fig. 1

Example of word sentence asso-ciation paradigm presentation screen.

Fig. 2

Example of CBM-I presentation screen.

Fig. 3

CBM-I training procedure.

Fig. 4

Changes in SST completion ratio of positive meaning by groups.

References

• 1. 2017;Diagnostic and statistical manual of mental disorders: DSM-5 American Psychiatric Association. Arlington, VA.
• 2. Kessler RC, Merikangas KR. 2004;The National Comorbidity Survey Replication (NCS-R): Background and aims. International Journal of Methods in Psychiatric Research. 13(2):60-68. https://doi.org/10.1002/mpr.166.ArticlePubMed
• 3. Hofmann SG, Bögels SM. 2006;Recent advances in the treatment of social phobia: Introduction to the special issue. Journal of Cognitive Psychotherapy. 20(1):3-5. https://doi.org/10.1891/jcop.20.1.3.Article
• 4. Bowler JO, Mackintosh B, Dunn BD, Mathews A, Dalgleish T, Hoppitt L. 2012;A comparison of cognitive bias modification for interpretation and computerized cognitive behavior therapy: Effects on anxiety, depression, attentional control, and interpretive bias. Journal of Consulting and Clinical Psychology. 80(6):1021-1033. https://doi.org/10.1037/a0029932.ArticlePubMedPMC
• 5. Butler G. In RG Heimberg, M Liebowitz, D Hope, F Schneier (Eds.),1995, Cognitive-behavioral treatments: Clinical applications. Social phobia: Diagnosis, assessment and treatment. Guilford Press; New York, NY: p. 310-333.
• 6. Ministry of Health and Welfare. 2016, The Survey of Mental Disorders in Korea. National Center for Mental Health; Seoul.
• 7. Stopa L, Clark DM. 2000;Social phobia and interpretation of social events. Behaviour Research and Therapy. 38(3):273-283. https://doi.org/10.1016/S0005-7967(99)00043-1.ArticlePubMed
• 8. Constans JI, Penn DL, Ihen GH, Hope DA. 1999;Interpretive biases for ambiguous stimuli in social anxiety. Behaviour Research and Therapy. 37(7):643-651. https://doi.org/10.1016/S0005-7967(98)00180-6.ArticlePubMed
• 9. Hirsch CR, Mathews A. 2000;Impaired positive inferential bias in social phobia. Journal of Abnormal Psychology. 109(4):705-712. https://doi.org/10.1037//0021-843X.109.4.705.ArticlePubMed
• 10. Mathews A, Mackintosh B. 2000;Induced emotional interpretation bias and anxiety. Journal of Abnormal Psychology. 109(4):602-615. https://doi.org/10.1037//0021-843X.109.4.602.ArticlePubMed
• 11. Mathews A, Ridgeway V, Cook E, Yiend J. 2007;Inducing a benign interpretational bias reduces trait anxiety. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry. 38(2):225-236. https://doi.org/10.1016/j.jbtep.2006.10.011.ArticlePubMed
• 12. Murphy R, Hirsch CR, Mathews A, Smith K, Clark DM. 2007;Facilitating a benign interpretation bias in a high socially anxious population. Behaviour Research and Therapy. 45(7):1517-1529. https://doi.org/10.1016/j.brat.2007.01.007.ArticlePubMed
• 13. Hallion LS, Ruscio AM. 2011;A meta-analysis of the effect of cognitive bias modification on anxiety and depression. Psychological Bulletin. 137(6):940-958. https://doi.org/10.1037/a0024355.ArticlePubMed
• 14. Cristea IA, Kok RN, Cuijpers P. 2015;Efficacy of cognitive bias modification interventions in anxiety and depression: Meta-analysis. British Journal of Psychiatry. 206(1):7-16. https://doi.org/10.1192/bjp.bp.114.146761.Article
• 15. Menne-Lothmann C, Viechtbauer W, Höhn Z, Kasanova P, Haller SP, Drukker M, et al. 2014;How to boost positive interpretations? A meta-analysis of the effectiveness of cognitive bias modification for interpretation. PLoS ONE. 9(6):e100925. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0100925.ArticlePubMedPMC
• 16. Beard C, Amir N. 2008;A multi-session interpretation modification program: Changes in interpretation and social anxiety symptoms. Behaviour Research and Therapy. 46(10):1135-1141. https://doi.org/10.1016/j.brat.2008.05.012.ArticlePubMedPMC
• 17. Vassilopoulos SP, Banerjee R, Prantzalou C. 2009;Experimental modification of interpretation bias in socially anxious children: Changes in interpretation, anticipated interpersonal anxiety, and social anxiety symptoms. Behaviour Research and Therapy. 47(12):1085-1089. https://doi.org/10.1016/j.brat.2009.07.018.ArticlePubMed
• 18. Yoon HY. 2017;Interpretation bias modification for social anxiety disorder: Development of computer based cognitive modification program. Journal of the Korea Convergence Society. 8(4):111-122. https://doi.org/10.15207/jkcs.2017.8.4.111.Article
• 19. Pictet A. 2014;Looking on the bright side in social anxiety: The potential benefit of promoting positive mental imagery. Frontiers in Human Neuroscience. 8(43):1-5. https://doi.org/10.3389/fnhum.2014.00043.ArticlePubMedPMC
• 20. Jeon U, Park KH. 2013;The effect of self-imagery on anxiety and post-event rumination in socially anxious college students. Cognitive Behavior Therapy in Korea,. 13(1):87-105.
• 21. Hirsch CR, Clark DM, Williams R, Morrison JA, Mathews A. 2005;Interview anxiety: Taking the perspective of a confident other changes inferential processing. Behavioural and Cognitive Psychotherapy. 33(1):1-12. https://doi.org/10.1017/s1352465804001729.Article
• 22. Oldfield L, Reay J, Wilson C, Riby LM. 2016;Hypothetical future orientated positive imagery reduces feelings of social anxiety in a healthy population. Research in Psychology and Behavioral Sciences. 4(2):19-23. https://doi.org/10.12691/rpbs-4-2-1Article
• 23. Lang TJ, Blackwell SE, Harmer CJ, Davison P, Holmes EA. 2012;Cognitive bias modification using mental imagery for depression: Developing a novel computerized intervention to change negative thinking styles. European Journal of Personality. 26(2):145-157. https://doi.org/10.1002/per.855.ArticlePubMed
• 24. Lee JS, Mathews A, Shergill S, Chan DKY, Majeed N, Yiend J. 2015;How can we enhance cognitive bias modification techniques? The effects of prospective cognition. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry. 49:120-127. https://doi.org/10.1016/j.jbtep.2015.03.007.ArticlePubMed
• 25. Nigro G, Neisser U. 1983;Point of view in personal memories. Cognitive Psychology. 15(4):467-482. https://doi.org/10.1016/0010-0285(83)90016-6.Article
• 26. Libby L, Eibach R. 2002;Looking back in time: Self-concept change affects visual perspective in autobiographical memory. Journal of Personality and Social Psychology. 82(2):167-179. https://doi.org/10.1037/0022-3514.82.2.167.ArticlePubMed
• 27. Wells A, Papageorgiou C. 1999;The observer perspective: Biased imagery in social phobia, agoraphobia, and blood/injury phobia. Behaviour Research and Therapy. 37(7):653-658. https://doi.org/10.1016/S0005-7967(98)00150-8.ArticlePubMed
• 28. Choi YI, Kwon JH. 2009;The effect of observer perspective on speaking anxiety and speaking performance. Korean Journal of Psychology. 28(1):147-166.
• 29. Heyes SB, Pictet A, Mitchell H, Raeder SM, Lau JYF, Holmes EA, et al. 2016;Mental imagery-based training to modify mood and cognitive bias in adolescents: Effects of valence and perspective. Cognitive Therapy and Research. 41(1):73-88. https://doi.org/10.1007/s10608-016-9795-8.ArticlePubMedPMC
• 30. Holmes E, Coughtrey A, Connor A. 2008;Looking at or through rose-tinted glasses? Imagery perspective and positive mood. Emotion. 8(6):875-879. https://doi.org/doi.org/10.1037/a0013617.ArticlePubMed
• 31. Lee JY, Choi CH. 1997;A study of the reliability and the validity of the Korean versions of Social Phobia Scales (K-SAD, K-FNE). Korean Journal of Clinical Psychology,. 16(2):251-264.
• 32. Watson D, Friend R. 1969;Measurement of social-evaluative anxiety. Journal of Consulting and Clinical Psychology. 33(4):448-457. https://doi.org/10.1037/h0027806.ArticlePubMed
• 33. Leary MR. 1983;A brief version of the Fear of Negative Evaluation Scale. Personality and Social Psychology Bulletin. 9(3):371-375. https://doi.org/10.1177/0146167283093007.Article
• 34. Radloff LS. 1977;The CES-D scale. Applied Psychological Measurement. 1(3):385-401. https://doi.org/10.1177/014662167700100306.Article
• 35. Chon KK, Choi SC, Yang BC. 2001;Integrated adaptation of CES-D in Korea. Korean Journal of Psychology. 6(1):59-76.
• 36. Liebowitz MR. 1987, Social phobia. Karger Publishers; New York, NY.
• 37. Yu ES, Ahn CI, Park KH. 2007;Factor structure and diagnostic efficiency of a Korean version of the Liebowitz Social Anxiety Scale. Korean Journal of Clinical Psychology. 26(1):251-270. .Article
• 38. Wenzlaff RM. 1988, Automatic information processing in depression. Nags Head; Paper presented at the international conference on self-control, NC.
• 39. Wenzlaff RM. In DM Wegner, JW Pennebaker (Eds.),1993, The mental control of depression: Psychological obstacles to emotional well-being. Handbook of mental control. Prentice Hall; Englewood Cliffs: p. 239-257.
• 40. Standage H, Ashwin C, Fox E. 2010;Is manipulation of mood a critical component of cognitive bias modification procedures? Behaviour Research and Therapy. 48(1):4-10. https://doi.org/10.1016/j.brat.2009.08.005.ArticlePubMed
• 41. Kim MH. 2015, The effects of social anxiety interpretation bias on property of positive imagery. Keimyung University; Daegu.
• 42. D'Argembeau A, Linden MVD. 2006;Individual differences in the phenomenology of mental time travel: The effect of vivid visual imagery and emotion regulation strategies. Consciousness and Cognition. 15(2):342-350. https://doi.org/10.1016/j.concog.2005.09.001.ArticlePubMed
• 43. Choi SE, Choi HS. 2014;Effects of visual perspectives and construal levels on social anxiety. Korean Journal of Health Psychology. 19(1):283-301. https://doi.org/10.17315/kjhp.2014.19.1.016.Article
• 44. Holmes EA, Coughtrey AE, Connor A. 2008;Looking at or through rose-tinted glasses? Imagery perspective and positive mood. Emotion. 8(6):875-879. https://doi.org/10.1037/a0013617.ArticlePubMed
• 45. Paas F, Renkl A, Sweller J. 2004;Cognitive load theory: Instructional implications of the interaction between information structures and cognitive architecture. Instructional Science. 32(1/2):1-8. https://doi.org/10.1023/B:TRUC.0000021806.17516.d0.Article
• 46. Baddeley AD, Andrade J. 2000;Working memory and the vividness of imagery. Journal of Experimental Psychology:. General. 129(1):126-145. https://doi.org/10.1037/0096-3445.129.1.126.Article
• 47. Sekiguchi T, Nonaka S. 2013;The long-term effect of perspective change on the emotional intensity of autobiographical memories. Cognition and Emotion. 28(2):375-383. https://doi.org/10.1080/02699931.2013.825233.ArticlePubMed
• 48. Gu X, Tse CS. 2016;Narrative perspective shift at retrieval: The psychological-distance- mediated-effect on emotional intensity of positive and negative autobiographical memory. Consciousness and Cognition. 45:159-173. https://doi.org/10.1016/j.concog.2016.09.001.ArticlePubMed
• 49. Nelis S, Vanbrabant K, Holmes EA, Raes F. 2012;Greater positive affect change after mental imagery than verbal thinking in a student sample. Journal of Experimental Psychopathology. 3(2):178-188. https://doi.org/10.5127/jep.021111.ArticlePubMedPMC
• 50. Mcdermott KB, Wooldridge CL, Rice HJ, Berg JJ, Szpunar KK. 2016;Visual perspective in remembering and episodic future thought. Quarterly Journal of Experimental Psychology. 69(2):243-253. https://doi.org/10.1080/17470218.2015.1067237.Article
• 51. Fodor LA, Georgescu R, Cuijpers P, Szamoskozi Ş, David D, Furukawa TA, et al. 2020;Efficacy of cognitive bias modification interventions in anxiety and depressive disorders: A systematic review and network meta-analysis. The Lancet Psychiatry. 7(6):506-514. https://doi.org/10.1016/s2215-0366(20)30130-9.ArticlePubMed

Figure & Data

References

Citations

Citations to this article as recorded by