본 연구의 연구대상은 대구광역시 소재 대학교에서 심리학 관련 수업을 수강하는 대학생 315명이었으며, 이 중 질문에 대한 응답을 누락하거나, 측정도구에 대한 이해 부족으로 인해 불성실하게 응답한 61명의 자료가 제외 되어, 최종적으로 254명의 자료가 분석되었다. 이 중 남학생은 104명(40.9%)이었고, 여학생은 150명(59.1%)이었다. 이들의 평균 연령은 21.56세(SD=2.26)이었다.

4범주 애착 척도

Bartholomew와 Horowitz(1991)가 Bowlby의 내적 작동 모델이론에 근거하여 개발한 단일문항의 4범주 애착척도로, 이성이나 친구 혹은 일반적인 타인에 대한 현재의 애착양식을 측정할 수 있도록 구성되어 있다. 이 척도는 두 가지의 자기모델(긍정/부정)과 두 가지의 타인 모델(긍정/부정)을 각각 조합하여 안정형, 무시형, 집착형, 두려움형의 4가지 애착 양식을 구분하도록 되어있다. 안정형 애착 양식은 자기 모델과 타인모델이 모두 긍정적이며, 무시형 애착 양식은 자기모델은 긍정적인 반면 타인 모델은 부정적이다. 또한 집착형 애착 양식은 부정적 자기모델과 긍정적 타인모델을, 두려움형의 애착 양식은 자기모델과 타인모델 모두에서 부정적인 특성을 지니고 있다. 응답자들은 네 가지의 애착 양식을 설명하는 진술문을 읽고 각각의 진술문이 자신과 일치되는 정도를 7점 척도 상에 표시한 다음, 네 가지의 애착양식 중 자신과 가장 잘 일치한다고 생각하는 양식 하나를 선택해야 한다. 본 연구에서는 7점 척도상의 응답한 결과와 네 가지 양식 중 하나를 선택한 결과가 일치하지 않거나, 하나 이상의 애착양식에 대해 동일한 점수를 표시한 61명의 연구대상자들은 특정 애착 유형으로 분류하기에 어려움이 있어 분석에서 제외되었다. 본 척도의 4주 간격으로 실시한 검사-재검사 신뢰도는 .71(박은영, 1998) 이었다.

성격 양식 질문지

우울취약성격인 사회지향성 및 자율지향성 성격 양식을 측정하기 위해 Robins 등(1994)의 PSI 개정판(Modified version of the revised Personal Style Inventory)을 이민규(2000b)가 번안 하여 요인구조를 확인한 한국판 PSI-II(The Personal Style Inventory-II)를 사용하였다. 이 척도는 사회지향성과 자율지향성을 측정하는 두 개의 하위 척도로 구성되어 있으며, 총 48문항으로 이루어져있다. 본 질문지는 6점 Likert 척도로 평정하게 되어 있는 자기보고식 검사로서, 이민규(2000b)가 보고한 내적일치도는 사회지향성과 자율지향성이 각각 .82와 .81로 나타났으며, 두 요인간의 상호상관은 r=.19로 낮게 나타나 두 요인이 비교적 독립적이며 우울 자체를 측정하기 보다는 우울에 대한 취약성을 측정하는 것으로 확인되었다(이민규, 2000b). 본 연구에서의 내적일치도는 각각 .89와 .92로 나타났다.

한국판 Beck 우울척도

본 연구에서 사용한 척도는 임상적인 우울 증상을 측정하기 위해 Beck(1967)이 개발한 BDI(Beck Depression Inventory)를 이영호와 송종용(1991)이 한국 실정에 맞게 번안한 한국판 BDI 우울척도로 우울증의 정서적, 인지적, 동기적, 생리적 증상을 포함하도록 구성되어 있다. 한국판 Beck 우울척도는 21문항으로 이루어진 자기보고식 검사로, 각 문항은 0점에서 3점까지 4점 척도로 평정한다. 전체 점수의 범위는 0점에서 63점까지로 총점이 높을수록 우울증상이 심함을 의미한다. 본 연구에서의 내적일치도는 .93으로 나타났다.

첫째, 연구 대상의 인구학적 배경을 알아보기 위하여 빈도와 백분율을 산출하고 각 척도의 Cronbach's α 값을 확인해 보았다. 둘째, 애착 양식, 우울, 사회지향성과 자율지향성 성격 양식간의 상관관계를 알아보기 위해 Pearson 상관계수를 산출하였다. 셋째, 애착 양식에서 긍정적 자기 모델을 가진 사람들과 부정적 자기 모델을 가진 사람들이 우울 수준에서 차이를 나타내는지 알아보기 위하여 독립표본 t 검증을 실시하였다. 넷째, 특정 애착 유형이 사회지향성과 자율지향성 성격 양식을 거쳐 우울로 가는 모형을 검증하기 위해 구조모형을 설정하여 모형 적합도를 확인해보았다. 다섯째, 특정 애착 유형이 우울로 가는 경로에서 사회지향성과 자율지향성 성격양식의 매개효과를 알아보기 위해 bootstrapping 방법으로 통계적 유의성 검증을 하였다. 이에 설정한 모형의 적합도를 평가하기 위해 사용한 부합도 지수는 CFI, GFI, NFI, TLI, SRMR RMSEA였다. 홍세희(2000)에 따르면 NFI, CFI, TLI는 .90 이상이면 좋은 적합도를 가진 것으로 평가할 수 있으며, RMSEA는 .08보다 작으면 괜찮은 적합도 .10보다 작으면 보통의 적합도를 가진 것으로 평가할 수 있다. 이상의 모든 분석에서 사용한 유의수준은 .05로 통일하였으며 이에 사용한 통계패키지 프로그램은 SPSS 18.0과 Amos 20.0이었다. 본 연구의 결측치에 대해서는 SPSS 18.0의 결측값 분석에서 EM (Expectation-Maximization)방식을 사용하였다. 또한 다중매개 효과를 검증하는 경우 전체 매개효과만 확인할 수 있어 개별 매개효과에 대한 결과가 드러나지 않기 때문에 팬텀변수(Phantom Variable)를 사용하여 개별 매개효과의 결과를 확인하였다.

본 연구에서 전체 연구대상의 애착 유형의 빈도는 안정형(55.1%), 집착형(19.7%), 무시형(16.1%), 두려움형(9.1%)의 순서로 나타났다(표 1).

본 연구에서 사용된 주요 측정변인들의 평균과 표준편차를 표 2에 제시하였다. 또한 상관관계의 결과는 표 3에 제시되어 있다. 안정 애착 유형은 우울과의 부적 상관을, 불안정 애착 유형은 우울과의 정적 상관을 보였다. 사회지향성 성격 양식은 집착형, 두려움형과 정적 상관을, 자율지향성 성격 양식은 집착형, 두려움형 뿐만 아니라 무시형과도 정적 상관을 보였다. 사회지향성/자율지향성 우울 취약 성격 양식은 우울간의 관계에서 정적 상관을 나타냈다.

본 연구의 애착 유형들 중, 내적 작동모델에서 긍정적 자기 표상을 가진 애착 집단(안정형, 무시형)과 부정적 자기 표상을 가진 애착 집단(집착형, 두려움형)간의 우울 수준 차이를 살펴본 결과, 부정적 자기 표상을 가진 애착 집단이 긍정적 자기 표상을 가진 애착집단보다 우울 점수의 총합이 유의하게 높게 나타났다(표 4).

본 연구에서 설정한 모형을 검증하기에 앞서 측정변인들이 잠재변인들을 얼마나 잘 측정하고 있는지 알아보기 위해 측정모형을 검증하였다. 분석 결과 변인간의 관계는 모두 유의미한 것으로 나타났으며 집착형, 두려움형의 애착 유형과 사회지향성/자율지향성의 성격 양식, 우울은 정적 상관을 보였다. 측정 모형의 모형 적합도는 TLI .934, CFI .950, RMSEA .085등과 같이 적합도 기준에 양호하게 부합(홍세희, 2000)되는 것으로 나타나 수용 가능한 모형으로 판단된다. 잠재변인을 설명하고 있는 측정변인들의 요인 값은 모두 유의미한 것으로 나타났다. 검증결과는 표 5와 그림 3에 제시하였다.

본 연구에서는 애착과 우울간의 관계에서 사회지향성/자율지향성 성격 양식이 매개하여 영향을 미치는지 확인하기 위하여 선행 연구에서 제안한 집착형 애착 유형과 우울 사이의 관계에서 사회지향성 성격 양식의 매개와 두려움형 애착 유형과 우울 사이의 관계에서 자율지향성 성격 양식의 매개만을 가정한 연구 모형과, 부정적 자기 표상을 가진 애착 유형과 우울 사이의 관계에서 사회지향성/자율지 향성 성격 양식 사이의 모든 경로를 가정한 대립모형을 구성하여 이에 대한 모형의 적합도를 확인해보았다.

대립모형에서 두 개의 경로가 설정되지 않은 연구모형은 대립모형에 대해 위계적으로 내포된 형태로 이들 간의 적합도 비교를 위해 χ² 차이검증을 실시하였고, 그 결과 연구모형은 대립모형에 비해 자유도의 차이가 2로 좀 더 간명한 모형이긴 하나, 모형의 전반적인 부합도가 20.963 감소하였고 이 차이는 통계적으로도 유의미하였다(p=.000). 따라서 본 연구에서는 연구모형을 기각하고 대립모형을 채택하였으며 연구모형과 대립모형의 부합도 및 모수치를 추정한 결과는 다음과 같다(표 6, 표 7, 그림 4).

이후, 지지된 모형인 대립모형을 bootstrapping 방법을 통해 매개효과의 통계적 유의성을 검증한 결과 특정 애착 유형에서 우울로 가는 경로에서 사회지향성과 자율지향성 성격 양식 모두를 포함한 전체 매개효과가 p<.05 수준에서 유의한 것으로 나타났다(표 8). 그리고 집착형과 두려움형 애착 유형에서 우울로 가는 경로에서 각각의 두 가지 경로 즉, 사회지향성 성격 양식을 거쳐 우울로 가는 경로, 자율 지향성 성격 양식을 거쳐 우울로 가는 경로에 대한 개별적인 매개효과를 검증하기 위해 팬텀변수를 설정하여 매개효과 분석을 실시해보았다. 그 결과 각 애착 유형별로 사회지향성과 자율지향성의 두 가지 매개경로 모두에서 통계적으로 유의한 수준의 매개효과가 나타났다(표 9).

본 연구는 애착이 우울에 미치는 영향을 알아보고, 그 관계에서 우울 취약 성격 양식인 사회지향성/자율지향성의 매개효과를 검증하고자 하였다. 그 결과를 요약하고, 관련연구를 통한 논의를 살펴보면 다음과 같다.

첫째, 전체 연구대상의 애착 유형의 빈도를 살펴본 결과, 안정형(55.1%), 집착형(19.7%), 무시형(16.1%), 두려움형(9.1%)의 순서를 보였다. 장휘숙(1997a)의 연구에서는 안정형, 집착형, 두려움형, 무시형의 순서로 나타난 바 있으며 Bartholomew와 Horowitz(1991)의 연구에서는 안정형, 두려움형, 무시형, 집착형의 분포를 보이는 등 각 선행연구들마다 애착 유형 분포에 약간의 차이가 있다. 하지만 안정형은 모든 연구에서 40%~50% 내외로 분포되어 있으며, 대체적으로 한국에서의 애착 유형 빈도는 불안정 애착 유형 중 집착형의 비율이 높은데 비해 미국의 경우는 무시형이나 두려움형의 비율이 더 높게 나타난다(김광은, 2004). 이러한 분포의 차이는 양육방식이나 관계를 맺는 방식에서의 문화적 차이와 어느 정도 관련된 것이라 예상할 수 있다(김광은, 2004).

둘째, 상관분석을 통해 애착 유형, 사회지향성/자율지향성 성격 양식, 우울과의 관계를 살펴보았다. 애착 유형과 우울간의 관계에서 안정 애착 유형은 우울과의 부적 상관을 나타내었고 불안정 애착 유형은 우울과의 정적 상관을 나타냈다. 이는 자신 및 타인에 대한 긍정적 내적 표상을 형성한 안정 애착의 사람들과 부정적 내적 표상을 형성한 불안정 애착의 사람들 사이에는 심리적 요인과 정신 건강에 차이가 있다는 선행연구들과 일치하는 결과이다(김은정, 권정혜, 1998a; 장휘숙, 1997a; Permuy et al., 2010; Wei et al., 2004). 애착 유형과 성격 양식간의 관계에서도 사회지향성 성격 양식은 집착형, 두려움형과 정적 상관을 나타냈으며, 자율지향성 성격 양식은 집착형, 두려움형 뿐만 아니라 무시형과도 정적 상관을 나타냈다. 이러한 결과는 불안정 애착 유형과 사회지향성/자율지향성 성격 양식 사이에 중복되는 개념이 존재(Besser & Priel, 2003; Murpy & Bates, 1997; Reis & Grenyer, 2002; Zuroff & Fitzpatick, 1995)하며, 부정적 내적 표상을 공유한다(Zuroff & Fitzpatrick, 1995)는 연구의 결과와 맥락을 같이한다. 사회지향성/자율지향성 우울 취약 성격 양식과 우울간의 관계에서 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 이는 선행 연구와도 일치되는 결과이며(Permuy et al., 2010), Beck(1983)과 Blatt(1974)이 제안한 우울증의 발생과 유지 과정에 두 가지의 성격 양식이 관여한다는 주장을 지지하는 결과이다.

셋째, 독립표본 차이 검증을 통해 내적 작동모델에서 부정적 자기 표상을 가진 애착 집단과 긍정적 자기 표상을 가진 애착 집단의 우울 수준 차이를 검증하였다. 검증 결과, 부정적 자기 표상을 가진 애착 집단이 긍정적 자기 표상을 가진 애착 집단에 비해 우울 점수의 총합이 유의하게 높게 나타났다. 이러한 결과는 우울의 유무에 따라 자기 표상과 타인 표상에서 차이(Carnelly et al., 1994)가 있으며, 특히 자신에 대해 부정적 내적 표상을 형성한 사람들이 그렇지 않은 사람들에 비해 더 우울 발생에 취약하다(Murphy & Bates, 1997; Permuy et al., 2010)는 결과와도 일치한다. 즉, 초기 애착 대상과의 불안정한 관계형성은 스스로를 무가치한 존재라고 느끼게 하며 이러한 부정적 자기표상이 내적 작동모델로 유지되어 우울을 유발하게 되는 중요한 요인이 될 수 있음을 시사한다.

넷째, 부정적 자기 표상을 가진 특정 애착 유형과 우울간의 관계에서 사회지향성/자율지향성 성격 양식의 매개효과를 확인하기 위하여 두 가지의 구조방정식 모형을 구성하여 검증한 결과, 부정적 자기 표상을 가진 애착유형과 성격 양식 사이의 모든 경로를 가정한 대립모형이 채택되었다. 이는 불안정 애착 유형과 사회지향성/자율지향성 성격 양식 모두 자신에 대한 부정적 자기 표상 즉, 높은 의존을 공유(Zuroff & Fitzpatrick, 1995)하고 있기 때문이며, 두 가지 성격 양식의 하위 구성개념 으로 포함되어 있는 측면들 간의 유사성 때문인 것으로 사료된다. 또한 집착형 애착 유형이 우울에 미치는 직접 효과는 유의하지 않게 나타났으며, 두려움형 애착 유형이 우울에 미치는 직접 효과는 유의하게 나타났다. 이러한 결과는 부정적 자기표상을 가진 사람 중에서도 특히, 자기와 타인에 대해 모두 부정적 표상을 가진 사람이 가장 우울에 취약하다(Carnelly et al., 1994)는 주장과 일치한다. 두려움형 애착 유형은 타인과의 관계에 관심이 없고 자신에 대해 방어적인 경향을 가져 오히려 그에 따른 외로움이나 우울에 더욱 취약할 수 있으나, 집착형 애착 유형의 사람들은 다른 사람의 부정적 평가에 민감하여 타인을 기쁘게 하기 위한 노력을 하고 또한 타인과의 친밀한 관계를 맺고자 하는 욕구를 가진다. 따라서 본 연구의 결과는 한국 사회의 관계지향적인 사회 문화적 특성상 집착형 애착 유형의 특성이 오히려 정서에 미치는 부적응적 영향을 완화시켜 나타나는 결과로 새롭게 해석될 수 있다(조아라, 김혜영, 오경자, 2011). 집착형과 두려움형의 애착 유형 모두 우울에 미치는 매개효과가 유의한 것으로 나타났다. 이는 불안정 애착이 심리적 장애에 직접적인 영향을 미치기도 하지만, 그 사이에 다양한 변인 들이 매개적 역할을 한다는 주장과도 맥락을 같이 한다(이지연, 임성문, 2006).

마지막으로 본 연구의 애착 유형과 우울간의 관계에서 매개변인으로 설정한 사회지향성/자율지향성 성격 양식 각각이 가지는 매개효과를 분리하여 검증한 결과, 사회지향성/자율지향성 성격 양식이 모두 매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 대학생 시기는 환경적으로 요구되는 독립성과 자율성에 대한 스트레스뿐만 아니라 졸업 후 사회인으로 기능하기 위해 요구되는 진로 설정과 각종 성취에의 압박, 갑자기 늘어난 대인관계에서 의미 있는 관계를 형성하고 타인으로부터 인정을 받는 등 자율지향성과 사회지향성 성격 양식 모두와 일치하는 복합적인 환경적 요구에 직면한다. 따라서 개인이 가진 우울에 취약한 특정 성격 양식이 그 내용과 일치하는 환경적 스트레스에 직면했을 때 우울증에 걸릴 가능성이 높아진다(김차희, 이민규, 2006; Blatt & Zuroff, 1992)는 성격-사건 일치성 가설의 관점에서, 본 연구의 결과인 사회지향성/자율지향성 성격 양식의 매개효과는 심리적 스트레스에 취약한 불안정 애착 유형과 우울 사이의 관계에서, 사회지향성/자율지향성의 성격 양식과 일치하는 지속적인 스트레스 환경으로 인한 것(이민규, 2000a; Hammen, Marks, Mayol, & DeMayo, 1985)이라 해석될 수 있다.

본 연구는 애착 유형과 우울 증상간의 관계에서 성격 양식의 매개적 역할을 지지한다. 선행 연구들의 결과와 동일하게 불안정한 초기 애착 관계로 형성된 부정적 자기 표상이 내적 작동모델의 형태로 지속되어 우울을 유발하게 되는 중요한 요인이 될 수 있으며, 나아가 부정적 자기 표상을 가진 특정 애착 유형과 우울간의 관계에서 사회지향성/자율지향성 성격 양식이 모두 매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 반면 특정 애착 유형과 우울간의 관계에서 타인으로부터의 수용을 추구하며 관계에 몰두하는 집착형 애착 유형의 직접효과는 선행연구와 달리 본 연구에서는 유의하지 않게 나타났는데, 이는 전술한 바와 같이 개인이 독립성을 유지하며 주관성을 가지는 것이 적응적인 서양 사회의 특성과는 다르게 타인과의 사회적 유대관계 속에서 안정감을 느끼며 관계지향적 행동이 수용되고 권장되는 한국 사회의 고유한 특성으로 인한 것이라 해석될 수 있다. 이 같은 결과는 부정적 자기 표상을 가진 내담자와의 상담과정에서 상담자는 이들이 가지는 우울 취약성을 인지하고, 내담자의 취약한 성격 양식과 일치하는 현재의 환경적 요구나 스트레스를 해결하고 궁극적으로는 긍정적 자기 표상을 가질 수 있도록 하는 것을 중점으로 치료에서의 접근과 개입이 이루어져야 함을 시사한다.

본 연구는 앞서 언급한 선행 연구들과 마찬가지로 정신 건강 고위험 집단인 대학생 집단을 대상으로 애착 유형과 사회지향성/자율지향성 우울 취약 성격 양식이 우울에 미치는 영향뿐만 아니라 변인들 간의 관계성에 대해 분석하고자 하였다. 선행 연구와 달리 표집에서의 성별 편향을 제거하고, 변인들 간 관계 구조 분석을 위해 측정오차까지도 고려할 수 있는 구조방정식을 이용하여 종합적이고 구체적으로 분석함으로써 우울을 체계적이고 포괄적으로 이해하고자 하였다는 데에서 그 의의를 찾을 수 있으며 비교문화연구의 관점에서 우리나라의 문화와 환경에서의 특이성을 고려하여 해석하고자 하였다는 데에서도 또한 의의를 가진다. 나아가 애착유형과 성격 양식이라는 개인적 특성변인들을 사용하여 우울의 원인을 밝히려는 시도는 우울 취약성을 가진 개인을 감별하는데 도움이 될 것이며 우울의 예방과 치료적 개입에서 이들의 특성을 고려하여 개별적인 방법 모색의 근거를 제시할 수 있을 것으로 기대된다.

결과에 대한 논의를 바탕으로 본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 선행 연구와 달리 표집에서의 성별 편향을 배재하였으나, 여전히 특정 지역의 대학생만을 대상으로 하여 결과를 일반화하는 데에 제한점이 있으며, 비임상적 표집에서의 매개효과의 타당도만을 확인하였기 때문에 심각한 우울증을 가진 임상집단에는 본 연구의 결과를 일반화하기 어렵다. 또한 애착 유형별로 비교하는데 있어 일부 유형은 다소 표집인원이 부족하였다. 따라서 후속 연구에서는 좀 더 표집인원을 늘리고 다양한 대상을 포함한 연구가 이루어져야 할 것이다. 둘째, 본 연구의 애착유형 분류는 피험자의 자기보고에 의해 네 가지 문항 중 하나를 강제적으로 선택하는 방식으로 이루어져 있다. 이와 같은 평가 방식은 사회적 바람직성이 반영될 가능성이 크며, 검사의 신뢰도와 타당도에 문제가 있을 수 있다. 따라서 애착 유형 분류를 위한 검사 개발 및 측정 방법에 있어서의 보완이 필요할 것이다. 셋째, 본 연구에서는 Permuy 등(2010)의 연구와 동일하게 우울 정서에 대한 직ㆍ간접효과를 검증하기 위해 개인적 특성 변인인 애착 유형과 사회지향성/ 자율지향성 우울 취약 성격 양식을 원인 변인으로 설정하여 연구하였으나, 이 변인들 만으로는 우울정서에 대한 전체를 설명하는데 무리가 있다. 또한 성격 양식이라는 하나의 매개변인을 설정하여 구조모형의 간명성을 꾀하였으나 다양한 변인들이 복합적으로 영향을 미치는 실제의 현실을 충분히 반영하기에는 제한점이 있다. 따라서 후속 연구에서는 우울 정서에 영향을 미치는 다양한 변인을 고려하여 좀 더 복합적이고 심층적인 인과모형을 검토할 필요가 있을 것이다.