본 연구는 강원도 ○○시에 주둔하고 있는 공군비행단의 병사들 270명을 연구대상으로 하였다. 총 270부의 설문 중에서 불성실하게 응답한 22부를 제외하고 248부가 분석에 사용되었다. 연구대상의 인구학적 분포를 살펴보면, 248명이 모두 남성이었으며, 일병 148명(59.7%), 상병 61명(24.5%), 병장 39명(15.8%)으로 구성되었다.

설문조사는 사전에 부대의 책임자에게 본 연구의 목적을 설명하고 허락을 받고, 방문 날짜를 약속한 후에 2013년 2월 2일 토요일에 연구자가 직접 방문하여 실시하였다. 연구자는 점심 식사 후에 병사들이 휴식하는 시간에 각 생활관에 다니며 설문을 배포하고 실시하였다. 설문 실시 전에 연구자는 연구 참여자들에게 각 설문에 대하여 실시방법을 설명한 후에 설문지를 개인마다 나누어주고 자기개념 복잡성 척도, 자아해석 척도, 군 생활 적응 척도, 우울 척도. 지각된 스트레스 척도의 순서대로 설문을 진행하였다. 설문작성에는 총 40분 정도가 소요되었으며, 연구자는 각 생활관에서 설문 작성 후 그 자리에서 설문지를 수거하였다.

자기개념 복잡성 척도(Self-complexity Scale)

자기개념의 분화정도를 측정하기 위하여 Linville(1985, 1987)이 사용한 성격특성 분류기법을 활용하여 김완일(1997)이 제작한 자기개념 복잡성과제를 활용하였다. 본 연구에서 사용한 자기복잡성 척도에는 자신의 특성을 나타내는 형용사 33개(긍정형용사 17개, 부정형용사 16개)가 포함되어 있다. 자기복잡성 과제에서는 먼저 현재의 자기를 나타내는 여러 가지 모습과 역할 및 상황들을 더 이상 생각나지 않을 때까지 적도록 하였다. 그 후에 제시된 목록의 33개 형용사들 중에서 각 모습, 역할, 상황에 해당되는 자신의 특성을 모두 기입하도록 했다. 이 때 피험자들에게 33개 형용사들을 모두 다 한 번씩 사용할 필요는 없으며, 동일한 형용사를 각기 다른 모습에 반복해서 사용 할 수 있음을 알려주었다. 연구에 사용한 성격특성 형용사는 표 1에 제시하였다.

자기복잡성에 대한 측정은 H 점수1)와 NASPECT 점수2), H-P, H-N 점수3)로 계산이 된다. 본 연구에서는 자기복잡성 점수를 구하기 위하여 Scott, Osgood,와 Peterson(1979)의 H통계치 공식이 포함된 컴퓨터 프로그램을 사용하였다. 프로그램은 피험자가 질문지에 적은 자기모습들의 개수와 각 자기모습들에 적은 형용사 번호들을 넣은 후 OK 버튼을 클릭하면 자동으로 계산되도록 만들어졌다. 자기복잡성 점수의 범위는 최저 0점에서 최고 5.04점까지 계산이 된다.

독립적 자아해석 척도(Independent Self-Construal Scale: ISC)

독립적 자아해석의 측정을 위해서 Singelis (1994)의 독립적-상호의존적 자아해석 척도(Independent and Interdependent Self-Construal Scale) 중에서 독립적 자아해석 척도만을 사용하였다. 독립적 자아해석이란 자신의 내적 생각이나 정서, 독특한 자신을 표현하는 것, 개인적인 목표를 추구하는 것, 직접적인 의사전달, 타인을 생각할 때도 관계적인 요소보다는 개인적 특성과 속성을 고려하는 경향을 의미한다. 본 연구에서는 방희정과 조혜자(2003)가 번안한 것을 김현미(2004)가 사용한 것을 활용하였다. 독립적 자아해석 척도는 총 12문항으로 구성되며, 6점 Likert 척도로 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(6점)까지이며, 점수가 높을수록 독립적 자아해석 경향이 높은 것이라고 볼 수 있다. Singelis(1994)의 연구에서 내적합치도(Cronbach’s α)는 .69로 나타났으며, 김현미(2004)의 연구에서 내적합치도(Cronbach’s α)는 .74 이었으며, 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .73으로 나타났다.

관계적-상호의존적 자아해석 척도(Relational-Interdependent Self-Construal Scale: RISC)

Cross 등(2000)이 만든 관계적-상호의존적 자아해석 척도(Relational-Interdependent Self- Construal Scale: RISC)는 친밀한 관계에 있는 사람과 자신을 얼마나 동일시하는가, 나를 정의함에 있어 친밀한 존재를 어느 정도 반영하는가를 측정한다. 이 척도는 공감(empathy), 상호의존성의 측정치들과 강한 상관을 나타냈으며, 자아존중감, 심리적 안녕감의 측정치들과의 상관은 없는 것으로 나타났다. Cross 등(2000)의 척도는 총 11문항으로 구성되었으며 2개월 간격의 검사-재검사 신뢰도는 .73이었고 내적합치도(Cronbach’ α)는 .88로 나타났다. 본 연구에서는 방희정과 조혜자(2003)가 번안한 것을 김현미(2004)의 연구에서 사용한 것을 사용하였다. 각 척도는 Likert 6점 척도로 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(6점)까지이며 점수가 높을수록 관계적 자아해석 경향이 높은 것이라고 볼 수 있다. 김현미(2004)의 연구에서는 내적합치도(Cronbach’ α)는 .78로 보고되었으며, 본 연구에서의 내적합치도(Cronbach’ α)는 .72로 나타났다.

군 생활 적응 척도(Military Life Adjustment Scale)

Shauffer(1949)가 만든 군 생활 적응 척도를 신태수(1981)가 한국군 실정에 맞게 수정, 보완하여 군 생활 적응을 연구하는 대다수의 논문에서 사용하고 있으며, 이혜영(2011)의 연구에서 사용한 군 생활 적응 척도를 본 연구에서 사용하였다. 군 생활 적응 척도는 심신의 상태, 임무 수행 의지, 직책과 직무만족, 군 조직 환경에 대한 태도 등 4개의 하위요인으로 구성되어 있으며, 총 25문항이다. 이 척도는 5점 Likert척도로써 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지이며, 점수가 높을수록 군 생활 적응을 잘하는 것을 의미한다. 신태수(1981)의 연구에서 신뢰도(Cronbach’s α)는 .88로, 이혜영(2011)의 연구에서는 하위요인별로는 심신의 상태 .73, 임무 수행의지 .84, 직책과 직무만족 .86, 군 조직 환경에 대한 태도 .90, 전체 .94로 나타났다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach’s α)는 전체는 .88로 나타났으며, 각각의 하위요인별 신뢰도(Cronbach’s α)는 심신의 상태 .66, 임무 수행의지 .80, 직책과 직무만족 .73, 군 조직 환경에 대한 태도 .84로 나타났다.

지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale: PSS)

지각된 스트레스를 측정하기 위하여 Cohen, Kamarck, & Mermelstein(1983)이 개발한 것을 이정은(2005)이 요인분석 하여 단축 형으로 수정, 번안한 지각된 스트레스 척도를 사용하였다. 이 척도는 일상에서 경험하는 상황이 스트레스로 경험되는 정도를 측정하며, 문항들은 일상생활에서 얼마나 예측할 수 없고, 통제 불가능하며, 과도한 부담이 느껴지는지에 대하여 총 10문항으로 구성되어 있다. 이 척도는 5점 Likert척도로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 스트레스를 높게 지각하는 것을 의미한다. 긍정적 문항인 4, 5, 7, 8번의 4문항은 역점수로 채점이 된다. Cohen 등(1983)의 연구에서 신뢰도 계수는 .78이고, 이정은(2005)의 연구에서는 .83으로 나타났으며, 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .80으로 나타났다.

우울 척도(Center for Epidemilogic Studies Depression Scale: CES-D)

우울 척도는 한국판 CES-D(Center for Epidemilogic Studies Depression Scale)를 사용하였다. 이 척도는 정상인의 우울 경험을 측정할 수 있는 것으로 Radloff(1977)의 CES-D를 전겸구와 이민규(1992)가 한국판으로 수정 개발한 것이다. 우울 정서, 긍정적 정서, 대인관계, 신체기능저하 등 4개의 하위요인으로 총 20개의 문항으로 구성되어 있으며, 척도 구성은 거의 드물게(1일 이하, 1점)에서 거의 대부분(5∼7일, 4점)까지로 Likert형 4점 척도로 되어 있다. 점수가 높을수록 우울 수준이 높은 것을 의미하며, 긍정적인 문항인 4, 8, 12, 16은 역점수로 채점이 된다. 전겸구와 이민규(1992)의 연구에서 사용된 이 척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .89로 나타났으며, 본 연구에서 척도의 신뢰도(Cronbach’s α)는 전체 .87이며, 하위요인별로는 우울정서 .76, 긍정정서 .87, 대인관계 .77, 신체적 저하 .41로 나타났다.

본 연구를 위하여 수집된 자료는 SPSS/WIN 19.0 프로그램을 이용하여 통계 처리하였다. 자기복잡성 점수는 Scott의 H통계치 공식이 포함된 컴퓨터 프로그램으로 산출하였으며, 복합적 자아해석의 측정은 독립적 자아해석과 상호의존적 자아해석 점수 각각의 평균 점수에 등급을 부여하여 등급점수의 총합으로 측정하였다(현경자, 2010). 이를 위해 자아해석 각각의 전체집단 평균점수를 기점으로 1/2 표준편차 이상 높아질 때마다 1점을 부여하여 여섯 가지 등급으로 구분하였다. 각각의 자아해석이 자신을 이해하고 세상을 보는 하나의 틀로써 기능하려면 자아해석 정도가 적어도 평균 이상의 수준을 유지하는 것이 필요하다고 보았다. 평균 이하인 경우나 표준편차 1/2까지는 0으로 그리고 표준편차 1/2 높아질 때마다 1점씩 부여하여 각각이 6등급으로 나뉘어졌고, 이 방식에 의해 복합적 자아해석의 점수는 최소 0에서 최대 12인 연속변수로 측정되어졌다.

본 연구에서는 다음과 같은 분석을 하였다. 첫째, 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 그리고 심리적 건강(군 생활 적응, 우울 및 지각된 스트레스)의 관계를 알아보기 위해 상관관계 분석을 실시하였다. 둘째, 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석이 군 생활 적응, 우울 그리고 지각된 스트레스에 미치는 영향을 알아보기 위해 군 생활 적응, 우울 및 지각된 스트레스를 준거변인으로 하는 위계적 중다회귀분석(hierarchical regression analysis)을 실시하였다. 셋째, 상호작용효과가 유의미하게 나온 경우 센터링 기법을 사용하여 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 각각의 최고점수와 최하점수를 중다회귀 방정식에 대입함으로써 2개의 회귀식을 유도한 후 기울기를 구해 상호작용 효과를 검증하였다.

1)H = log₂n - (Σni log₂ni) / n n은 성격특성 형용사의 총 개수(33개); ni 는 각각의 특정 집단(i번째) 조합에 나타난 형용사 의 개수(따라서 n=Σni)  2)NASPECT 의 수  3)H-P = log₂np - (Σnpi log₂npi) / np, / H-N = log₂nn - (Σnni log₂nni) / nn

자기개념 복잡성, 복합적 자아해석, 군 생활 적응, 우울 및 지각된 스트레스 간의 관련성을 알아보기 위하여 상관분석을 실시하였다. 그 결과는 표 2와 같다.

자기개념 복잡성과 심리적 건강 변인들의 상관에서는 전체적으로 유의미하지 않게 나타나고 있다. 그러나 자기개념 복잡성을 긍정복잡성과 부정복잡성으로 나누었을 때, 긍정복잡성은 스트레스(r=-.15, p< .05)와 유의미한 부적상관을 보였으며, 부정복잡성은 우울(r=.25, p< .01)과 스트레스(r=.22, p< .01)와 정적상관이 있었다. 복합적 자아해석과 심리적 건강 변인들, 즉 군 생활 적응(r=.23, p< .01), 우울(r=-.13, p< .01) 및 스트레스(r=-.18, p< .01)와의 관계에서는 통계적으로 유의미한 상관이 나타났다. 그러나 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 간의 상관은 통계적으로 유의미하지 않았다(r=.01, ns). 자기개념 복잡성 중의 긍정복잡성과 복합적 자아해석의 하위요인인 자아관계와의 상관이(r=.14, p< .01) 유의미한 것을 제외하고는 전체적인 두 변인의 상관은 통계적으로 유의미한 상관이 나타나지 않는 것으로 보아 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석은 서로 영향을 받지 않는 독립적인 개념인 것을 알 수 있다.

복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 군 생활 적응의 관계를 조절하는지를 알아보기 위하여 군 생활 적응을 준거변인으로 하여 먼저 1단계에서는 자기복잡성을 투입하여 단순회귀분석을 실시하고, 제 2단계에서는 자기복잡성과 복합적 자아해석을 함께 투입하여 중다회귀분석을 실시하였다. 제 3단계에서는 자기복잡성과 복합적 자아해석 그리고 자기복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용 항을 추가로 투입하였다. 상호작용 항은 각각의 예측변인들을 센터링 한 후에 생성하여 사용하였다. 결과는 표 3과 같다.

표 3에 제시된 바와 같이 자기개념 복잡성이 군 생활 적응을 설명하는 정도는 통계적으로 유의하지 않았다. 반면 복합적 자아해석이 군 생활 적응 수준을 설명하는 정도는 유의하게 나타났다(t=3.64, p< .001). 또한 군 생활 적응에 대한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용효과는 통계적으로 유의미하게 나타났다(t=-3.19. p< .01). 즉 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용이 군 생활 적응 수준을 추가적으로 4% 설명해주고 있다. 이 상호작용효과를 해석하기 위해 센터링 한 자기개념 복잡성과 자아해석 각각의 최고점수와 최하점수를 중다회귀 방정식에 대입하여 2개의 회귀식을 유도한 결과를 살펴보면 다음과 같다. 복합적 자아해석의 수준에 따라 자기개념 복잡성과 심리적 건강과의 관계에 미치는 영향이 차이가 있었다. 즉 복합적 자아해석의 수준이 높은 집단은 자기개념 복잡성의 수준의 높거나 낮음에 따라 군 생활 적응에 미치는 영향은 차이가 없었다. 하지만 복합적 자아해석이 낮은 집단은 자기개념 복잡성이 높아질수록 군 생활 적응의 수준이 높아졌다. 특히 자기개념 복잡성이 낮을 때에는 복합적 자아해석의 수준이 높은 집단이 낮은 집단보다 군 생활 적응을 잘하는 것으로 나타났다.

군 생활 적응에 대한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 평균은 표 4와 같으며, 상호작용 효과는 그림 1과 같다. 이러한 결과들로 볼 때, 복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 군 생활 적응의 관계를 조절한다는 것을 알 수 있다.

복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 우울과의 관계를 조절하는지를 알아보기 위하여 우울을 준거변인으로 하여 먼저 1단계에서는 자기개념 복잡성을 투입하여 단순회귀분석을 하고, 2단계에서는 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석을 함께 투입하여 중다회귀분석을 실시하였다. 제 3단계에서는 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 그리고 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용 항을 추가로 투입하였다. 상호작용 항은 각각의 예측변인들을 센터링 한 후에 생성하여 사용하였다. 결과는 표 5에 제시되어 있다.

표 5에 제시되어 있는 바와 같이 자기개념 복잡성이 우울수준을 설명하는 정도는 통계적으로 유의하지 않았다. 반면 복합적 자아해석은 우울을 설명하는 정도가 통계적으로 유의하게 나타났다(t=-2.09, p< .05). 그리고 우울에 대한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용효과가 유의한 것으로 나타났다(t=2.69, p< .01). 즉 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용이 우울의 수준을 추가적으로 3% 설명해주고 있음을 알 수 있다. 이 상호작용효과를 해석하기 위해 센터링을 한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 각각의 최고점수와 최하점수를 중다회귀 방정식에 대입하여 2개의 회귀식을 유도한 결과를 살펴보면 다음과 같다. 복합적 자아해석이 낮은 집단은 자기개념 복잡성이 높을 때가 낮을 때 보다 우울을 적게 경험하는 것으로 나타났다. 하지만 복합적 자아해석이 높은 집단은 자기개념 복잡성이 높거나 낮아도 우울에서 차이가 없었다. 특히 자기개념 복잡성이 낮은 집단은 복합적 자아해석의 수준이 높을 때가 낮을 때 보다 우울을 적게 경험하는 것으로 나타났다. 우울에 대한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 평균은 표 6과 같으며, 상호작용 효과는 그림 2와 같다. 이러한 결과들을 볼 때, 복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 우울의 관계를 조절하는 효과가 있음을 알 수 있다.

복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 지각된 스트레스와의 관계를 조절하는지를 알아보기 위하여 지각된 스트레스를 준거변인으로 하여 먼저 1단계에서는 자기개념 복잡성을 투입하여 단순회귀분석을 하고. 2단계에서는 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석을 함께 투입하여 중다회귀분석을 실시하였다. 3단계에서는 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 그리고 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용 항을 추가로 투입하였다. 상호작용 항은 각각의 예측변인들을 센터링 한 후에 생성하여 사용하였다. 그 결과는 표 7에 제시되어 있다.

표 7에 제시되어 있는 바와 같이 자기개념 복잡성이 지각된 스트레스 수준을 설명하는 정도는 통계적으로 유의하지 않았다. 반면 자아해석은 우울을 설명하는 정도가 통계적으로 유의하게 나타났다(t=-2.84, p< .05). 그리고 지각된 스트레스에 대한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용효과가 있는 것으로 나타났다(t=2.28, p< .05). 즉 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상호작용이 지각된 스트레스의 수준을 추가적으로 2% 설명해주고 있음을 알 수 있다. 이 상호작용효과를 해석하기 위해 센터링 한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석 각각의 최고점수와 최하점수를 중다회귀 방정식에 대입하여 2개의 회귀식을 유도한 결과를 살펴보면 다음과 같다. 복합적 자아해석의 수준이 높거나 낮은 두 집단 모두에서 자기개념 복잡성이 높아질수록 스트레스를 적게 지각하는 것으로 나타났다. 특히 복합적 자아해석이 낮은 집단은 높은 집단보다 자기개념 복잡성이 높아짐에 따라 스트레스를 더 적게 지각하였다. 그리고 자기개념 복잡성이 높은 집단에서는 복합적 자아해석의 수준에 따라 스트레스를 지각하는 정도에 차이가 없는 반면에, 자기개념 복잡성이 낮은 집단에서는 복합적 자아해석이 높을 때가 낮을 때 보다 스트레스를 적게 지각하는 것으로 나타났다. 지각된 스트레스에 대한 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 평균은 표 8과 같으며, 상호작용 효과는 그림 3과 같다. 이러한 결과들을 볼 때에 복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 지각된 스트레스와의 관계를 조절하는 효과가 있는 것을 알 수 있다.

본 연구는 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석이 상호작용하여 군 생활 적응, 우울, 지각된 스트레스와의 관계에 영향이 미치는 지를 알아보는데 목적이 있다. 이를 위하여 군 장병들을 대상으로 자기개념 복잡성, 복합적 자아해석, 군 생활 적응, 우울 그리고 지각된 스트레스 등에 대하여 설문조사를 실시하였고, 총 248명의 자료를 분석하였다.

본 연구에서의 결과를 토대로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 각 변인들의 상관관계를 살펴보면, 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석의 상관정도가 통계적으로 유의하지 않게 나타났다. 이는 자기개념 복잡성과 복합적 자아해석은 둘 다 자기개념의 인지와 관련된 변인이지만 두 변인이 서로 독립적인 개념임을 알 수 있다. 자기개념 복잡성은 개인이 가지고 있는 자기지식들의 구조적인 측면인 반면에, 복합적 자아해석은 상황에 따라 자신을 인식하는 기능적인 지각 방식이라고 볼 수 있다. 또한 자기개념 복잡성은 자신에 대한 역할, 상황 등의 여러 가지 자기 측면들을 통해 알아보는데, 이러한 자기 측면들을 개인이 찾아내기가 쉽지 않다. 그러나 복합적 자아해석은 자신을 인식하는 방식이라 경험적인 것으로써 개인이 파악하기 쉬운 측면이 있다. 두 변인 각각이 심리적 건강과 관계가 있다는 선행연구들이 있기 때문에 두 변인이 심리적인 건강과 관계가 있음을 추론해 볼 수 있다.

둘째, 자기개념 복잡성과 심리적 건강 변인들인 군 생활 적응, 우울 및 지각된 스트레스와의 상관은 통계적으로 유의미하지 않게 나타났다. 위계적 중다회귀분석을 통하여 자기개념 복잡성과 심리적 건강 변인들과의 주 효과를 알아본 결과, 자기개념 복잡성의 주 효과는 나타나지 않았다. 이는 자기개념 복잡성이 개별적으로는 심리적 건강 변인들에 영향을 미치지 않는 것으로써 자기복잡성이 높을수록 스트레스와 질병이 적고(Kalthoff & Neimeyer, 1993; Linville, 1987), 좌절에 대한 인내력이 높으며(Gramzow, Sedikides, Panter, & Insko, 2000), 범죄 가능성이 낮다는(Matthews, 2011) 연구들과는 상반된 결과를 보이고 있다. 그러나 자기 복잡성과 우울간의 유의미한 상관이 없다는 연구들(Hershberger, 1990; Rafaeli-Mor et al., 1999)과 외상사건을 경험한 사람들 중 높은 자기복잡성과 적응 사이에 상관이 없다는 연구(Morgan, Janoff-bulmam, 1994)와는 일치함을 보여주고 있다. 반면에 자기개념 복잡성 중에서 부정복잡성은 우울(r=.25, p< .01) 및 지각된 스트레스(r=.22, p< .01)와 상관이 있고, 긍정복잡성은 지각된 스트레스(r=-.15, p< .05)와 역상관이 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자기복잡성을 측정할 때, 전체적인 자기복잡성의 하위요소를 고려하여 긍정과 부정으로 구별하여 측정하여야 한다고 주장한 다음과 같은 연구들을 지지해주고 있다. Woolfolk 등(1995)의 연구에서는 부정복잡성이 높을수록 초기의 우울 수준을 통제한 뒤에도 우울이 지속된다고 하였다. 긍정복잡성이 높은 사람들은 외상적 경험 후의 부적응이 감소하고(Morgan & Janoff-bulman, 1994), 걱정이 줄어들며(김윤희, 2001), 집착 경향성이 낮다는(김혜민, 2005) 연구들이 있다. 이런 연구결과들을 종합해보면, 자기복잡성을 긍정 혹은 부정으로 구분하여 측정할 때 심리적 건강에 미치는 영향이 다를 수 있음을 알 수 있다.

셋째, 복합적 자아해석과 심리적 건강 변인들과의 주 효과를 살펴보면, 복합적 자아해석은 군 생활 적응(t=3.64, p< .001), 우울(t=-2.09, p< .05) 그리고 지각된 스트레스(t=-2.84, p< .05)와 상관이 있음을 알 수 있다. 이러한 결과는 독립적 자아해석과 관계적 자아해석이 모두 높은 경우에 우울을 보다 적게 느끼며, 심리적 안녕감을 더 크게 느낀다는 연구(양명순, 2006)와 일치한다. 또한 독립적, 상호의존적 자기관이 모두 높은 사람들은 정서적 안녕감과 삶의 만족이 높으며, 우울이 낮다는 연구(박선영, 2005), 그리고 개별성과 관계성이 모두 높은 경우 심리적, 사회적 적응 수준이 높다는 연구들(김동직, 1999; 서동효, 2001; 정은이, 2002; 한기연, 2003)과 일치한다. 또한 군 병사들을 대상으로 한 연구(송경재, 2007)에서 개별성과 관계성이 모두 높은 집단의 군 생활 적응 수준이 가장 높았다는 결과와 일치함을 알 수 있다. 이와 같은 결과들은 특히 다른 사람들과 함께 살아가야 하는 공동체의 특성이 강한 군에서 생활하는 병사는 자신에 대한 주체적인 인식도 필요할 뿐만 아니라 타인 속에서의 자신도 분명히 인식할 수 있어야 함을 의미한다. 즉 복합적인 자아해석의 수준이 낮으면 군 생활의 적응에 부정적인 영향을 미칠 수 있다는 것이다.

넷째, 자기개념 복잡성과 군 생활 적응, 우울 및 지각된 스트레스에 대한 관계에서 복합적 자아해석의 상호작용효과를 검증한 결과, 복합적 자아해석은 자기개념 복잡성과 군 생활 적응의 관계(t=-3.19, p< .01)와 우울과의 관계(t=2.69, p< .01), 그리고 지각된 스트레스와의 관계(t=2.38, p< .05)를 조절하는 것으로 나타났다. 이는 복합적 자아해석의 수준에 따라 자기개념 복잡성이 군 생활 적응이나 우울 그리고 스트레스를 지각하는 정도에 미치는 영향에 차이가 있음을 보여주는 결과이다. 특히 복합적 자아해석의 수준이 높은 병사들은 자기개념 복잡성의 높고 낮은 정도에 따라 군 생활 적응과 우울 그리고 스트레스를 지각하는 정도가 유의한 차이가 나지 않은 반면, 복합적 자아해석의 수준이 낮은 병사들은 자기개념 복잡성의 정도에 따라 군 생활 적응과 우울 그리고 스트레스를 지각하는 것이 유의한 차이가 있었다. 특히 자기개념 복잡성이 낮은 병사들은 복합적 자아해석의 수준이 낮을 때 보다 높을 때 군 생활 적응을 더 잘하고, 우울과 스트레스를 적게 경험한다는 것이다. 이는 자기개념 복잡성이 낮다고 할지라도 복합적 자아해석의 수준을 높여주면 심리적 건강에 도움이 될 수 있다는 결과이다. 따라서 자기개념 복잡성이 낮은 병사들을 상담할 때, 병사들이 자신을 여러 가지 관점으로 인식할 수 있도록 복합적 자아해석의 수준을 높여주는 것이 도움이 될 수 있음을 시사해주고 있다. 이와 같은 결과는 복합적 자아해석이 자기개념 복잡성과 심리적 건강 변인들과의 관계를 조절할 것이라는 본 연구의 가설을 지지해주는 것이다. 자기개념 복잡성과 자기구획화가 상호작용하여 심리적 건강에 영향을 미친다는 이경미(2010)의 연구에서 자기구획화가 낮은 사람은 자신을 다양한 내용으로 인식하기 때문에 높은 자기복잡성과 유사하다고 볼 수 있다. 따라서 본 연구 결과는 이경미(2010)의 연구와 일맥상통한다고 볼 수 있다. 또한 조은영과 임성문(2012)의 연구에서는 자기복잡성과 자기개념 명확성이 상호작용하여 우울에 영향을 미친다고 하였는데, 자기개념 명확성과 복합적 자아해석은 자신을 명확하게 인식한다는 측면에서 유사한 개념이기 때문에 이들의 연구는 본 연구 결과와 맥을 같이 하고 있다. 그리고 차원 간 분화와 서술차원이 상호작용하여 우울에 영향을 미친다는 김완일(1997)의 연구에서 차원 간 분화가 높은 사람은 자신을 다양하게 인식하기 때문에 자기개념 복잡성이 높다고 볼 수 있다. 또한 자신을 서술차원으로 지각하는 사람은 자기조망이 확대되어 이원적 관점에서 자기를 인식하기 때문에 복합적 자아해석과 유사하다고 볼 수 있다. 따라서 김완일(1997)의 연구는 본 연구와 일맥상통함을 알 수 있다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 자기개념 복잡성과 심리적 건강과의 관계에서 상충되는 선행연구 결과들에 대하여 자기개념 복잡성뿐만 아니라 복합적 자아해석이 상호작용하여 심리적 건강에 영향을 미친다는 것을 밝힌데 의의가 있다. 즉 자기개념 복잡성이 높은 장병들보다는 자기개념 복잡성이 낮은 장병들의 경우에 복합적 자아해석의 수준에 따라 심리적 건강의 정도가 달라질 수 있음을 보여 줌으로써 복합적 자아해석의 중요성을 강조하였다. 둘째, 지금까지의 자기개념 복잡성과 심리적 건강과의 관계에 대한 연구에서는 연구대상이 대부분 대학생들이나 환자들로 이루어졌다. 그러나 본 연구에서는 자기개념 복잡성이 낮은 군의 병사들을 대상으로 자기복잡성 연구가 이루어졌다는데 의의가 있다.

본 연구 결과는 군 병사들의 군 생활 적응과 심리적 건강을 돕기 위하여 자기개념을 다양하게 가질 수 있도록 하는 것도 필요하지만 다각적인 관점으로 자신을 분명하게 인식할 수 있는 복합적 자아해석의 능력을 향상해야 할 필요성이 있다는 것을 시사하고 있다. 복합적인 자아해석의 능력이 향상되면 자신에 대한 생각이나 느낌들을 발견하고 표현하며, 또한 원만한 인간관계를 위해 자신의 감정이나 행동을 조절할 수 있어서 군 생활 적응 수준을 높일 뿐만 아니라 우울 및 스트레스를 지각하는 수준을 낮추는 것에도 효과를 기대할 수 있다. 군 생활을 하는 병사들은 단체생활을 하기 때문에 집단상담의 효과가 클 것으로 여겨진다. 자기개념 복잡성에 대한 연구 중에 자기개념 복잡성 증진 프로그램에 대한 연구가 있다(Kawahito, Hori, & Otsuke, 2010). 그들의 연구에서는 대학생들에게 매일 자기의 다양한 모습을 기록하게 하는 집단상담 프로그램을 통하여 우울 수준이 감소함을 밝혔다. 따라서 자기개념 복잡성을 높이고, 복합적 자아해석의 수준을 향상시킬 수 있는 구체적인 집단상담 프로그램의 개발이나 교육 프로그램의 실시 등의 방안을 모색할 필요가 있다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 연구 대상의 문제이다. 본 연구는 특정지역의 공군 병사들을 대상으로 하였기 때문에 육, 해, 공군 전체에 일반화하기에는 한계가 있다. 또한 설문 참여자의 분포에서 이병이 없으며, 군 간부도 제외되었기 때문에 군의 모든 계급의 장병들에게 본 연구 결과를 적용하는 데는 제한점이 있다. 따라서 추후의 연구에서는 다양한 지역의 육, 해, 공군 장병들을 대상으로 연구할 필요가 있다.

둘째, 측정에 관한 문제이다. 본 연구에서는 Linville(1985)의 성격특성 분류과제 방법(H통계치)을 활용하여 사전에 채택된 33개의 성격특성 형용사를 통해 자기복잡성의 정도를 측정하였다. 그러나 설문 참여자들이 그들 자신을 적절히 표현할 수 있는 성격특성 형용사들이 모두 제시되었는지에 대한 의문이 있으며, 설문참여자들이 자기측면을 기술하는 것을 어려워하였다. 추후의 연구에서는 설문 참여자들이 자신을 적절히 잘 묘사하는 성격형용사를 추가하도록 하거나 자기측면을 기술하는 방법이 아닌 새로운 방법으로 자기복잡성을 측정하는 방법들이 연구되었으면 한다. 최근에 자기복잡성을 측정하는 새로운 측정 방법들에 대한 연구들(Luo, Watkins, & Lam, 2009; Schleicher & McConnell, 2005)이 이루어지고 있는데, 기존의 H통계치와 이러한 측정방법들을 병행하여 자기복잡성을 측정하여 결과를 비교할 필요가 있다. 다음으로 본 연구에서는 복합적인 자아해석을 측정하기 위하여 두 가지의 다른 자아해석의 척도를 사용하여서 복합적 자아해석의 구성개념을 제시하는데 한계가 있었다. 추후의 연구에서는 각 개인에게 공존하는 자아해석의 두 가지의 측면을 하나의 척도로 측정할 수 있는 도구의 개발과 타당화가 이루어져서 복합적 자아해석의 구성개념을 명확하게 제시할 수 있었으면 한다. 마지막으로 본 연구에서 사용한 군 생활 적응 척도도 오래전에 개발되어서 현대의 병사들의 군 생활 적응 정도를 측정하는 데는 한계가 있다. 추후의 연구에서는 새로운 군 생활 적응 척도의 개발과 타당화가 필요하다.

셋째, 자기개념의 구조적인 요인들에 대한 개념의 정립이 필요하다. 자기개념 복잡성이란 인지의 구조적인 측면으로 한 개인의 자기개념이 얼마나 다양하며 서로 다르게 구성되어 있는가를 의미한다. 자기복잡성의 개념을 확장할 필요가 있음을 보여주는 연구들이 있다. 먼저 자기구획화(compartmentalization) 이론이 있다(Shower, 1992). 그는 자기개념의 구조적인 측면뿐만 아니라 자기개념의 내용적인 측면을 고려해야 한다고 주장하고 있다. 다음으로 자기개념의 구조에 대한 질적인 측면을 설명하는 자기조망(김완일, 2012)이 있다. 자기조망은 개인이 자신에 대하여 지각하는 정도를 의미하며 자기구조가 양극적인지 아니면 이원적인지의 차이를 알아보는 것이다. 자기복잡성이 양적인 측면이라면 자기조망은 질적인 측면을 다루고 있다. 자기개념 복잡성과 자기개념의 인지구조를 설명하는 다른 여러 가지 개념들의 정의와 관계성에 대한 추후연구가 필요하다.

마지막으로 지금까지의 자기개념 복잡성에 대한 연구는 횡단적인 연구가 대부분이었다. 자기개념은 사회적 상호작용과 경험을 통해 그 구조와 내용이 변화될 수 있는 역동적인 체계이다(Epstein, 1973). 따라서 한 개인의 자기개념 복잡성 또한 시간과 상황에 따라 변화될 수 있다. 추후의 연구에서는 종단적인 연구를 통하여 한 개인의 자기개념의 구조와 내용의 변화 그리고 발달의 양상에 따라 심리적 건강과의 관계를 살펴보는 것도 유용할 것이라고 여겨진다.