오프라인과 온라인 대인관계 양상에 관한 청소년들의 실태를 알아보기 위하여 총 3차에 걸쳐 연구를 진행하였다. 1차는 2011년 12월부터 2012년 1월까지, 2차는 2012년 8월에, 3차는 2013년 3월에 실시되어 총 3년에 걸쳐 자료가 수집되었다. 연구 대상자는 전국 중고등학교에 재학 중인 14세에서 17세까지의 청소년 656명을 대상으로 설문조사를 실시하였으나, 이 중 327명만이 2차와 3차 자료 수집에 참여하여 최종적으로 327명의 자료만이 분석에 사용되었다. 연구대상은 교사와의 동의하에 수업 중 연구 참여에 대한 설명과 함께 설문지 및 동의서를 배부하고, 연구 참여에 동의하는 경우에 한해 지정된 장소로 작성된 설문지와 동의서를 제출하도록 하였다. 연구대상의 인구통계학적 특성 및 인터넷 사용 양상은 표 1에 제시하였다.

사회 회피 및 불안척도(Social Avoidance and Distress Scale: SADS)

본 연구에서는 Watson과 Friend(1969)가 사회회피 및 불안을 측정하기 위하여 개발한 척도를 이정윤과 최정훈(1997)이 번안한 것으로, 사회적 상호작용과 관련한 불편감 및 회피에 관한 2개의 하위요인에 대한 총 28문항으로 구성되어 있다. 본 검사지는 자기보고식으로 각 문항은 5 단계 Likert scale(1점: 전혀 그렇지않다~5점: 매우 심하게 그렇다)로 응답할 수 있도록 되어 있다. 총점의 범위는 28~140점으로 점수가 높을수록 사회적 회피 및 불안의 정도가 높음을 의미한다. 본 검사지의 내적일치도(cronbach’s alpha)과 검사-재검사 신뢰도는 원 저자의 연구에서 각각 .77, 그리고 .88로 나타났으며, 본 연구에서는 .89로 나타났다.

자기불일치 척도

본 연구는 자기불일치를 대인관계 측면에서 측정하는 것을 목적으로 하기 때문에 기존 서수균(1996)이 자기불일치 측정 도구에 사용한 성경 형용사를 정남운(2005)이 타당화한 ‘한국판 대인관계 형용사 척도(Korean Interpersonal Adjective Scale: KIAS)’에 제시된 형용사로 대체하여 재구성한 검사를 사용하였다(김영수와 신희천, 2012). 이러한 구성을 위해 서로 반의 어라고 생각되는 형용사 쌍을 조사하여 1분원당 최대 3개의 형용사를 선별하였다. 척도의 하위영역은 대인관계 형용사척도의 하위 영역 8개를 양쪽으로 배열하여 각각 ‘주장/소심’, 3문항, ‘사교/회피’ 3문항, ‘친절/냉담’, 3문항, ‘순응/비판’, 3문항으로 4개 영역 총 12문항으로 구성되어 있으나, 본 연구에서는 ‘주장/소심’, ‘사교/회피’ ‘친절/냉담’ 의 3 하위요인만을 사용하였다. 그 이유는 (김영수와 신희천, 2012)이 연구에서 수정한 척도의 확인적 요인분석 결과 4요인 구조가 양호한 적합도를 보인 것으로 나타났으나(X²=150.03, p<.001, df=48, NFI=.91, TLI=.91, CFI=.94, RMSEA=.09), 본 연구 결과에 의하면 4요인 중 마지막요인인 ‘순응/비판’ 요인은 동일한 잠재요인에 묶이지 않아 기존의 4요인의 측정모델의 적합도가 낮았기 때문이다. (김영수와 신희천, 2012)의 연구에서도 ‘순응/비판’ 요인은 낮은 신뢰도를 보이고 있었을 뿐 아니라 의사소통 상황에서의 자기개념과도 유의한 상관을 보이지 않았다. 이에, 본 연구에서는 ‘순응/비판’요인을 제외한 3요인 모델을 선택하였다. (김영수와 신희천, 2012)의 연구에서는 ‘실제’ ‘이상’ ‘의무적’ 자기개념으로 나누어 평가하도록 구성되었으나, 본 연구에서는 ‘온라인 자기개념’ ‘오프라인 자기개념’을 각각 12개 문항을 통해 측정하였다. 하위 척도별 각 문항들은 ‘주장/소심’에 ‘추진력있는/수동적인, 주장적인/비주장적인, 당당한/소심한’이 포함, ‘사교/회피’에 ‘쾌활한/(대인관계에서)불편한, 생기있는/무미건조한, 사교적인/비사교적인’, 또 ‘친절/냉담’에 ‘정다운/냉소적인, 친근한/배타적인, 친절한/퉁명스러운’이 포함되어 있다. (김영수와 신희천, 2012)의 연구에 나타난 각 하위 영역의 내적합치도는 주장/소심이 .73, 사교/회피가 .70, 친절/냉담이 .85, 순응/비판이 .57로 나타났다.

온-오프라인 자기불일치 측정방법

척도 형식은 ‘어느 쪽도 아니다’를 중심 ‘0’으로 양방향 4점으로 평정하게 되어 있다. 각각의 질문지에 제시된 문장에 문항별 형용사를 대입해 점수를 평정하게 한 후, 각 하위요인에서 ‘주장’ ‘사교’ ‘친절’의 긍정문항을 중심으로 채점하였다. 온라인/오프라인 자기개념 불일치는 온라인 자기개념의 각 하위요인 척도 점수에서 오프라인 자기 개념의 각 하위요인 점수를 빼는 방식으로 불일치 값을 산출한 뒤, 산출된 값을 절대값 처리하였다. 절대값 처리의 이론적 근거로는 자기 일치성을 측정하는 방식으로 제안된 Sirgy(1982)의 절대차이 모델을 사용한 것이다(김영수, 신희천, 2012). 예컨대, A라는 학생이 ‘친절/냉담’ 영역의 경우, 온라인 영역에서 ‘친근한’ 항목에 4점을 체크하고 오프라인 영역에서 ‘퉁명스러운’ 항목에 3점을 체크했다면, 이 학생의 ‘친절/냉담’ 영역에서의 온/오프라인 자기불일치점수는 7점이 되며, 오프라인보다 온라인에서 더 ‘친절’한 자기로 내보이게 된다고 해석할 수 있다.

의사소통유능감(Communication Competence)

의사소통유능감을 측정하기 위하여 Guerrero (1994)가 고안하고 본 연구진이 번역한 척도를 사용하였다. 이 척도는 응답자의 의사소통 능력을 측정하기 위한 총 6개의 문항으로 이루어져 있으며 (예. ‘나는 상황에 맞게 의사소통을 한다’ ‘나는 의사소통을 잘하는 사람이다’) ‘자주 그렇다(1점)’에서 ‘전혀 아니다(4점)’ Likert 방식으로 응답하게 되어있다. 본 척도에서는 점수가 낮을수록 더 높은 의사소통 유능감을 가진 것을 나타내도록 구성되어 있으나, 본 연구에서는 해석의 편의를 위하여 역채점을 통하여 점수가 높을수록 더 높은 의사소통유능감을 가진 것을 나타내도록 하였다. 원 저자의 연구에서 내적 일치도(cronbach’s alpha)는 .74로 나타났으며, 본 연구에서는 .75로 나타났다.

사회 자본 척도(Social Capital)

Williams(2006)가 개발하고 김구(2010)가 수정 및 보완한 척도를 사용하였다. 총 20문항으로 이루어져있으며, 친밀감(bonding) 자본 (예. ‘개인 문제에 대하여 편안하게 얘기할 사람이 있다’, ‘내가 외로울 때 얘기할 사람이 있다’)과 연결망(bridging) 자본(예, ‘내가 만나는 사람은 나를 위해 좋은 일자리에 대한 정보를 줄 것이다’ ‘만나는 사람들이 나를 거대한 공동체의 부분으로 느끼도록 만든다’)에 대하여 각각 10문항씩 측정한다. ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(5점)까지의 Likert 5점 척도로 측정하였으며, 본 연구에서의 내적 일치도 (Cronbach’s alpha)는 친밀감 사회자본 .90, 연결망 사회자본 .87 전체척도 .92로 나타났다.

자료의 기본적인 통계분석을 위해서는 SPSS 18.0을 이용하였으며, 가설 검증을 위해서는 Amos 18.0을 이용하여 구조방정식 모형(Structural Equation modeling; SEM)을 시행하였다. 구조방정식 모형에서 모형의 적절성을 평가하기 위한 기준으로 여러 가지 적합도 지수를 이용하는데, 기존연구에서 많이 사용되었던 X²검증이 전집오류가 적은 좋은 모형도 쉽게 기각되어 연구자의 관심을 받지 못하며 표본크기에 쉽게 영향을 많이 받는다는 문제점을 고려하여 상대적 적합도 지수인 비교 부합치(Comparative Fit Index; CFI), 비표준부합치(Tucker-Lewis Index; TLI), 표준부합치(Normed Fit Index: NFI와 절대적 적합도 지수인 RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)을 적합도 지수로 사용하였다. 일반적으로 이 적합도 지수들은 .90이상이면 모형의 적합도가 좋은 것으로 본다. 단, RMSEA는 .05 이하이면 적합도가 좋은 모형 .08이하이면 적절한 모형, .10이상이면 나쁜 모형으로 해석할 수 있다(홍세희, 2000). 다음으로, 사회불안에서 온-오프라인 자기불일치와 의사소통유능감을 통해 사회자본에 이르는 매개경로의 유의성을 검증하기 위하여 Sobel(1982)의 공식을 사용하여 Z값1)을 산출하였으며, 이중매개효과를 검증하기 위해 다변량 델타방법을 이용하여 산출한 Z값2)을 사용하였다.

Russel, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 권유에 따라 2개의 하위요인으로 구성된 사회 회피 및 불안척도와 사회자본척도 및 4개의 하위요인으로 구성된 자기불일치 척도를 제외한 의사소통 유능감 척도를 각각 세 개의 관측 변수(문항 꾸러미)로 합산하여 묶었다. 문항 꾸러미를 제작한 이유는, 개별 문항에 대한 반응이 다변량 정규성 가정을 위반하기 쉽다는 단점을 여러 문항으로 구성된 꾸러미를 용함으로써 줄일 수 있고, 추정할 모수(parameter)의 수를 줄일 수 있으며, 또한 개별 문항의 독특한 특성에 의해 결과가 왜곡되는 단점을 줄일 수 있어 결국 모형의 적합도가 증가되기 때문이다. 이 때, 문항 꾸러미들이 해당 잠재 변수를 같은 수준에서 반영할 때 꾸러미 효과가 최대화 된다는 Russel 등(1998)의 주장에 근거하여, 각 척도의 꾸러미들이 잠재변수에 동일한 부하량을 갖도록 문항들을 묶었다. 이를위해, 각 척도별로 요인을 1개로 지정한 탐색적 요인분석을 실시한 후, 문항들을 요인부하량에 따라 순서를 매겼다. 잠재변수에 대한 각 꾸러미의 평균 요인부하량을 동일하게 만들기 위해 가장 높은 부하량을 지닌 문항과 가장 낮은 요인 부하량을 지닌 문항을 짝으로 묶어 꾸러미에 할당하였다.

본 연구에서는 사회불안이 온-오프라인 자기불일치와 의사소통유능감을 매개로 사회자본에 어떤 영향을 미치게 되는지 구조방정식모형을 설정하여 확인하고자 하였다. 이에 앞서 가정된 가설들에 따라 연구 모형을 설계하고, 이를 내포하는 내재모형(nested model)로서 대안모형을 설정하였다. 연구모형은 사회불안이 온-오프라인 자기 불일치와 의사소통유능감을 부분 이중매개로 하여 사회자본에 영향을 미치는 부분 매개모형을 가정하였다. 보다 자세히 설명하자면, 사회불안은 온-오프라인 자기불일치를 부분매개하여 의사소통유능감에 영향을 미치고, 자기불일치는 다시 의사소통 유능감을 부분매개하여 사회자본에 영향을 미치는 경로를 설정하였다. 즉, 연구모형은 사회불안이 높을수록 온오프라인 자기불일치가 증가하고 온오프라인 자기불일치는 의사소통유능감을 저하시켜 사회자본형성에 부적영향을 미칠 것이라는 본 연구의 가설을 잘 반영하는 부분매개모형1을 가정하였다(그림 1). 연구자의 가정 모형과 비교할 대안 모형 1은 가정모형을 기본으로 사회불안에서 사회자본형성으로 가는 직접 경로를 제거한 부분매개모형2 이다(그림 2). 마지막으로 연구자의 모형과 비교할 대안모형 2는 사회불안에서 의사소통유능감으로 가는 직접경로 및 온오프라인 자기불일치에서 사회자본으로 가는 직접 경로를 제거한 완전매개모형이다(그림 3).

1)  2)

사회불안과 온-오프라인 자기불일치, 의사소통 유능감, 및 사회자본과의 상관분석을 실시하였다(표 2). 그 결과 사회불안과 온-오프라인 자기불일치는 정적상관을 보인 반면, 의사소통유능감, 사회자본의 하위요인 간에는 부적상관이 나타났다. 또한 온-오프라인 자기불일치는 의사소통유능감과 사회자본간에 부적 상관이 나타났다. 마지막으로, 의사소통유능감은 사회자본과 정적 상관을 보였다. 한편, 남녀 청소년 집단 간 주요 변인들의 평균 차이 검증을 실시한 결과, 사회불안에서는 남녀 간유의한 차이가 없었으나, t=1.59, n.s., 자기 불일치의 경우 여자 청소년들이 보다 많은 온-오프라인 자기 불일치를 보였으며, t=2.36, p<.01, 의사소통유능감에서도 여자 청소년들이 더 낮은 유능감을 보였다, t=3.26, p<.001. 마지막으로 사회자본의 경우에는 남자 청소년들의 경우 사회자본이 여자 청소년에 비해 낮은 것으로 나타나, t=-4.07, p<.001, 사회불안을 제외한 자기불일치, 의사소통유능감 및 사회자본에서 성별에 따른 유의한 차이가 나타났다.

본격적인 가설 검증에 앞서, 측정 모형의 타당성을 평가하기 위해 전체 잠재요인이 모두 들어간 전체 모형에 대한 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis; CFA)을 실시했다. 기존의 연구 결과에 의하면, 사회불안은 2요인을 가지고 있으며, 자기불일치의 경우 앞서 언급했듯 4요인으로 구성되어있으나, 본 연구에서 ‘순응’ 하위요인이 자기불일치 잠재변수에 묶이지 않아 본 연구에서는 3요인으로 측정변수를 구성하였다. 사회자본은 친밀감과 연결망 중심 사회 자본 하위요인으로 묶었다. 의사소통유능감의 경우 1개의 요인 구조를 갖고 있기 때문에, 해당 척도의 문항들을 무선적으로 묶는 문항꾸러미(item-parceling) 방식을 통해 측정변인을 구성하였다. 전체변인들을 포함한 측정모형의 확인적 요인분석 결과, 측정모형이 타당하다고 평가할 수 있었다, X² (29)=61.23, p<.001; TLI=.944, CFI=.971, RMSEA=.042. 사회불안 척도는 하위요인들이 .77~.95의 요인부하량을 보였으며, 온오프라인 자기불일치는 .55~.65의 요인부하량을, 의사소통 유능감은 .71~.94, 사회자본은 .69~.73의 요인부하량을 보였다. 또한, 각 하위요인 별일변량정규성 검토에서, Finch와 West(1997)가 제안한 일변량 왜도 절대값 2, 일변량 첨도 절대값 7을 넘지 않아 각 하위 요인이 정규분포를 이룬다고 할 수 있다.

가정한 변인들의 관계를 검증하기 위해 구조방정식 모형 분석을 실시하였다. 구조방정식 분석을 사용하는 데 있어, 하나 이상의 모형이 경험적인 자료에 적합할 가능성이 있기 때문에 경쟁적인 모형을 설정하여 비교 검증하는 것이 중요하다(Breckler, 1990). 이에 따라, 본 연구에서는 연구 가설을 가장 잘 반영할 것이라고 생각되는 변인들의 관계를 제안모형으로 설정하고, 대안 모형을 설정해 모형들의 적합도를 비교함으로써 최종 모형을 선택하였다. 우선, 연구모형과 대안모형 중 설명력이 더욱 우수하고 간명한 모형을 선정하기 위해 두 모형에 대한 적합도 지수 비교와 X² 차이 검증을 실시하였다(표 3). 그 결과, 연구모형이 대안모형1과 2에 비해 상대적으로 더 양호한 적합도 지수를 보여 연구모형이 더 적합함을 확인하였다. 또한 벤틀러와 보넨(Bentler & Bonett, 1980)의 X² 차이검증을 통해서 연구모형과 대안모형을 비교하였을 때에는 다음과 같다. 연구모형을 대안모형 1과 비교했을 경우, 두 모형의 차이가 유의하여, X²(1)=8.02, p<.001, 두 모델 간 적합도에 차이가 없다는 영가설이 기각되었으므로 상대적으로 자유도가 더 작은 큰 모델인 연구모형이 더욱 정확하고 효율적으로 자료를 설명한다고 간주하였다. 또한, 연구모형을 대안모형2와 비교하였을 경우 역시 두 모형의 차이가 유의하여, X²(3)=45.96, p<.001, 두 모델 간 적합도에 차이가 없다는 영가설이 기각되었으므로 상대적으로 자유도가 더 작은 큰 모델인 연구모형이 더욱 정확하고 효율적으로 자료를 설명한다고 간주하였다.

다음으로, 연구모형의 모수추정치를 통해 본 각 변인간의 관계는 다음과 같다(표 4). 사회불안은 사회자본형성에 직접적으로 영향을 미쳤다, β=-.25, p<.01. 사회불안은 의사소통유능감에 직접적으로도 설명을 하고, β=-.23, p<.01, 매개변인인 온-오프라인 자기불일치를 통해서도 의사소통유능감에 영향을 주며, β=-.25, p<.01, 온-오프라인 자기불일치는 사회자본형성에 직접적으로도 영향을 미치고, β=-.34, p<.01, 의사소통유능감이라는 매개변인을 통해서도 영향을 주었다, β=-.31, p<.001. 마지막으로 의사소통유능감은 사회자본형성에 영향을 정적 영향을 주었다, β=.30, p<.001. 한편, 사회불안과 온-오프라인 자기불일치를 매개하여 의사소통유능감에 미치는 간접효과, β=-.020, p<.01, 와 온-오프라인자기불일치가 의사소통유능감을 매개하여 사회자본형성에 미치는 간접효과, β=-.168, p<.01, 가 모두 유의하였으며(표 5), 다변량 델타방법을 이용하여 표준오차 공식을 추정한 이중매개검증공식을 적용한 결과(표 5), 사회불안이 온-오프라인 자기불일치와 의사소통유능감을 매개로 하여 사회관계 자본에 미치는 이중매개효과 역시 유의한 것으로 나타났다, β=-.024, p<.05. 이에 사회불안이 온-오프라인 자기불일치와 의사소통유능감을 매개로 하여 사회자본형성에 영향을 미칠 것이라는 본 연구의 연구모형 및 가설이 지지 되었다.

본 연구는 청소년을 대상으로 사회불안과 사회자본형성 간의 관계를 알아보고, 이 변인들 간의 관계에서 온-오프라인에서의 자기불일치와 의사소통유능감이 매개효과를 갖는지 확인하고자 하였다. 사회불안이 높을수록 온라인에서의 이상적 자기 모습에 대한 자기제시 및 인상관리 시도가 높아지며 이것이 자기불일치와 의사소통의 유능감 저하를 촉발시킨다는 선행연구를 바탕으로 이들 변인의 관계를 살펴보았다.

본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫째, 사회불안이 증가할수록 온-오프라인 자기 불일치가 증가하는 것으로 나타났다. 구체적으로는, 사회불안이 높을수록 온라인에서 자신을 긍정적이고 이상적인 모습, 즉 더 사교적이고, 친화적이며 주장적인 모습으로 제시하는 경향성이 증가하는 것으로 나타났다.

또한, 사회불안이 증가할수록 의사소통유능감은 저하되는 것으로 나타났는데, 사회불안은 온-오프라인 자기불일치의 매개변인을 통해서도 의사소통유능감에 영향을 주는 것으로 나타났다. 둘째, 사회불안으로 인해 촉발된 온-오프라인 자기불일치는 사회자본형성에 부정적 영향을 미쳤는데, 매개변인인 의사소통유능감의 저하를 통해서도 사회자본형성에 부정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 마지막으로, 이들 변인들 간의 관계를 통합적으로 검증한 결과는 다음과 같다. 사회불안은 사회자본형성에 직접적인 영향을 주었으나, 이중매개변인인 온-오프라인자기불일치와 의사소통 유능감을 통해서도 사회자본형성에 영향을 주었다. 즉, 사회불안이 높은 사람들은 온-오프라인에서의 자기 불일치가 증가하며, 이는 의사소통유능감에 부정적 영향을 미쳐 사회자본형성에 부정적 영향을 미친다는 것을 알 수 있었다. 즉, 사회불안이 높은 경우, 온라인과 오프라인에서의 자기 모습의 불일치가 증가하고 이는 의사소통유능감의 저하를 초래하여 사회자본 형성에의 어려움으로 이어짐을 알 수 있었다.

이는 면대면 대인관계에서 관계를 맺는데 어려움이 있었던 사람들에게 온라인 커뮤니케이션 상황이 대인관계의 욕구와 부족함을 채우기 위한 적절한 의사소통 채널 즉 의사소통의 기능적 대체물이 될 수 있다고 본 사회보상가설(social compensation hypothesis)을 주장한 연구자들과(Goby, 2006; Mckenna, Green & Gleason, 2002), 오프라인 대인관계에서 관계를 맺는데 서툴고 불안을 느끼는 사람들은 온라인 대인관계에서도 서툴고 불안해하며 회피적인 모습을 보여 여전히 낮은 관계만족도와 웰빙을 경험한다고 주장한 부익부 빈익빈 가설(a rich-get-richer hypothesis)을 주장한 연구자(Kraut,et al., 2002; Wastlund, Norlander, & Archer, 2001; Weiser, 2001)들의 오랜 논쟁에 대하여 ‘부익부 빈익빈 가설’에 보다 힘을 실어주는 결과라고 하겠다. 기존의 사회보상가설이나 부익부 빈익빈 가설의 경우, 온라인과 오프라인에서의 실제적인 자기 제시나 사회적 행동간의 차이나 관계를 고려하지 않은 채 온라인상에서의 행동과 관계만족도나 관계 질 등의 관련성만을 고려했다는 제한점이 있었다는 점을 감안하면, 본 연구는 실제 온라인과 오프라인 맥락이 공존하는 상황에서 대인관계를 맺는 사회불안이 높은 청소년들의 온라인 커뮤니케이션의 양상을 보다 현실적이고 타당하게 반영한 결과라고 여겨진다.

또한, 본 연구 결과는 High와 Caplan(2009)의 연구 결과와도 일치한다. 이들에 의하면, 사회불안이 높은 사람들과 상호작용하는 파트너는, 오프라인에서와 달리 사회불안이 높은 사람들의 불안을 낮게 지각할 뿐 아니라 이들과의 대화에 대한 만족감을 보고함에도 불구하고, 사회불안을 경험하는 청소년들은 여전히 온라인 커뮤니케이션을 통하여 의사소통유능감을 획득하지 못하고 이에 따라 사회자본을 형성하는 데에도 어려움을 보이고 있었다고 하였다. 본 연구 결과는 사회불안을 경험하는 청소년들이 왜 온라인 커뮤니케이션을 통해 사회자본을 형성하지 못하는 지 그 이유를 추가적으로 밝혀내었다고 여겨진다. 즉, 사회불안이 증가할수록 온라인 커뮤니케이션에서 ‘온-오프라인 자기불일치’가 발생하고 이것이 곧 의사소통유능감을 저하시켜 사회자본형성을 방해하는 결과를 낳는 것이다. 이는 다음과 같이 해석할 수 있다. 사회불안이 높은 청소년들의 경우, 온라인에서 긍정적이고 이상적인 자기 제시를 하는 것이 타인의 자기에 대한 기대나 기준을 높이는 반면, 실제 그러한 기준을 충족시킬 수 있는 자신의 실제적인 능력에 대한 지각에는 영향을 미치지 못하는 것으로 여겨진다. 이는 이후에 그들의 부족하고 무능하다고 여겨지는 실제적 자기가 드러나고 타인의 실망을 초래할 수 있다는 두려움과 불안을 촉발하게 되는데, 이것이 결국 의사소통을 포함한 사회적 교류에의 유능감 저하를 경험하게 하는 것이다. 사회불안이 있는 사람들은 부정적인 사건이라고 하더라도 일관된 자기상을 유지시키게 하는 사건이 오히려 사회불안을 줄여줄 수 있다는 Wallace와 Alden(1997)의 제안 역시 이러한 본 연구의 결과를 지지하고 있다.

그렇다면, 앞서 언급했던 하이퍼퍼스널모델에서 제시한 바와 같이, 정상집단에게서 나타나는 온라인에서의 긍정적 자기제시에 따른 자존감 및 유능감 상승효과가 사회불안이 높은 집단에서는 나타나지 못하고 오히려 사회자본형성에 부정적 영향을 미치는 이유는 무엇일까?

우선, 사회불안이 높은 사람들이 가지고 있는 인지적 편향 즉, 해석편향을 그 원인으로 생각해볼 수 있을 것이다. Heimberg와 Becker(2002)는 사회불안을 가진 사람들이 긍정적인 사회적 경험과 결과를 격하시키며, 그들의 사회적 능력을 자신의 능력이나 노력보다는 외부 요인으로 귀인하는 경향이 있다고 하였다. 따라서, 사회적으로 불안한 사람들은 온라인에서의 긍정적이고 이상적인 자기 제시를 통해 상대방으로부터 긍정적 평가를 얻거나 혹은 자기 향상(self-enhancement) 효과를 기대할 수 있음에도 불구하고 이후에 부정적으로 해석할 수 있는 상대방의 반응을 민감하게 탐지하며 온라인 상에서의 긍정적 자기제시 경험이 결국 부정적 결과를 낳을 것이라는 부정적 해석편향을 보일 수 있는 것이다. 즉, 사회적으로 불안하지 않은 사람들은 긍정적인 경험을 있는 그대로 받아들이고 자신의 능력으로 귀인함으로써 자신감을 얻고 불안을 경험하지 않지만, 같은 상황에서 사회적으로 불안한 사람들은 이러한 자신의 긍정적 자기제시 경험에 대한 평가절하를 통해 더욱더 자신을 낮게 평가함으로서 자기불일치의 격차를 증가시키고 결과적으로 긍정적인 정서를 누리지 못하고 불안이 유지 혹은 심화되는 것으로 여겨진다.

본 연구 결과의 의의는 다음과 같다. 첫째, 기존의 부익부 빈익빈 가설 자체만으로는 면대면 관계에서 어려움을 겪는 사람들이 어떤 심리적 기제나 과정을 통하여 온라인에서 관계 형성에 어려움을 겪게 되는지에 대해서는 검증하지 않았기 때문에, 그 심리적 기제를 이해하고 설명하는 데에는 부족한 면이 있었으나, 본 연구 결과는 사회불안이 높은 청소년들의 온라인 커뮤니케이션이 사회자본 형성으로 이어지지 못하는 원인과 과정에 대한 이해를 높여주었다는 점에서 의의가 있다고 여겨진다. 뿐만 아니라, 본 연구 결과는 사회불안이 높은 청소년들을 대상으로 올바른 온라인 커뮤니케이션활용을 위한 교육 시에도 교육 및 치료적 함의를 제공해줄 수 있을 것으로 여겨진다. 첫째, 온라인 커뮤니케이션에 개입하기에 앞서 우선 개인이 온라인과 오프라인 상에서 나타날 수 있는 자기불일치 수준을 이해하고 관리해야할 필요성이 요구된다. 또한, 개인의 오프라인에서 나타내는 사회적 자기와 온라인에서 제시하는 사회적 자기 간의 차이가 덜 나도록 온라인상에서의 자기 제시(self-presentation)를 조절하여 그들 간의 불일치를 줄임으로써 부정적 정서를 관리하는 것이 필요할 것이다. 둘째, 오프라인 상에서의 실제 자신의 모습을 인정하고 수용하거나 또는 실제 자신의 모습의 변화를 위해 노력함으로써 자신의 내부에 있는 자아상의 불일치 정도를 낮추는 것이 우선되어야 할 것이다. 오프라인에서의 실제적 자기와 온라인에서의 이상적 자기간의 불일치를 줄이는 한 가지 방법은 실제적 자기에 영향을 주는 행동 수행을 수정하거나 행동 수행에 대한 해석을 수정하는 것이다. 실제적 자기를 변화시키는 대신에 이상적 자기의 수준을 현실에 맞게 낮추는 것이 자기불일치를 줄여 심리적 불편감을 최소화하고 주관적 웰빙을 증가시키는 방법이 될 수 있을 것이다(Pavot, Fujita, & Diener, 1997). 셋째, 사회불안으로 인해 촉발되는 온-오프라인 자기 불일치가 의사소통유능감을 매개로 하여 사회자본형성에 부정적 영향을 미치므로, 대인관계상황에서 적응적인 의사소통 방식을 연습하여 의사소통에 대한 유능감을 키워나가는 것 역시 도움이 될 것이다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구 결과가 일부 지역의 청소년들을 대상으로 한 바, 전체 청소년의 특성으로 일반화하는 데 주의를 기울여야 될 것이다. 둘째, 대상자들이 사용하는 온라인의 매체를 특정 매체로 제한하거나 구분하지 않고 온라인을 이용하는 청소년들을 모두 연구 대상에 포함시켰다는 점이 제한점이 될 수 있을 것이라고 여겨진다. 온라인 매체는 매우 다양하다. 현재 국내에서 가장 많은 이용자를 보유하고 있는 페이스 북이나 카카오스토리와 같은 프로필기반 소셜네트워크서비스의 경우 지인을 중심으로 사적인 자기를 드러내는 곳으로 특성화되고 있는 반면, 트위터와 같은 소셜네트워크서 비스 같은 경우에는 정치적이고 사회적인 이슈에 대한 의견을 주로 드러내는 공간으로 그 매체에 따른 성격이 분화되고 있는 실정이다. 뿐만 아니라, 친밀한 대상과의 의사소통 수단으로 활용되는 카카오톡과 같은 메신저는 비교적 친밀한 대상과의 주제의 대화가 주로 오가는 반면, 네이버블로그나 다음 블로그와 같은 개방형 소셜네트워크서비스는 불특정 다수를 대상으로 한 의사소통이 이루어진다. 따라서, 매체의 특성에 따른 이용자들의 이용 패턴이나 그에 따른 자기제시양상도 달라질 수 있을 것이므로, 본 연구의 변인들 간의 관계 역시 매체의 특성에 따라 달라질 수 있을 것으로 여겨지는바, 추후 연구를 통해 매체 특성에 따른 본 연구 결과의 재검증이 필요할 것이다. 하지만, 성인들과 달리 대부분의 청소년들의 경우 메신저나 프로필 기반 서비스의 이용률이 높다는 점을 감안하면, 본 연구 결과를 이러한 매체 특성이 일부 반영된 것으로 해석할 수 있을 것으로 여겨진다.

셋째, 사회불안집단의 온라인 커뮤니케이션의 대상을 구분하지 못하였다는 점이다. 기존의 연구 결과에 의하면 사회불안을 경험하는 사람들은 온라인에서 기존에 알고 있던 사람보다 낯선 사람에게 자기 개방을 함으로서 친밀감을 경험하게 된다는 주장과 반대로 낯선 사람에게 자기 개방함으로서 친밀감을 경험하게 된다는 주장에 명확한 결론이 내려지지 않은 점(Valkenburg & Peter, 2007)이나 지각된 유능감은 상호작용하는 상대방에 대한 친숙도에 따라 달라질 수 있다고 한 선행연구(Eisler, Hersen, Miller, & Blanchard, 1975)를 고려하면, 추후 연구에서는 온라인 커뮤니케이션의 대상을 구체적으로 밝힘으로서 사회불안을 경험하는 집단이 대상에 따라 본 연구에서 상정한 변인들 간의 관계가 어떻게 달라질 수 있을지를 밝히는 것이 필요할 것이다.

넷째, 연구대상자의 높은 탈락율(attrition rate)이 또 다른 본 연구의 제한점이다. 종단연구의 특성상 연구대상자의 탈락은 불가피하기는 하나 본 연구의 경우 52%의 높은 탈락율을 보이고 있는 바 이는 본 연구 결과의 외적타당성을 저해시키는 중요한 제한점이라고 여겨진다. 추후 종단 연구에서는 이러한 높은 탈락율을 미리 예상하고 이러한 높은 탈락율에 영향을 미칠 수 있는 변인들을 선정하여 탈락집단과 유지집단 간의 차이를 분석할 수 있는 연구 설계의 보완이 필요할 것이다.

다섯째, 종단연구 방법에서 인과관계를 보다 정확하고 명확하게 밝히기 위해서는 time 1에서의 ‘온오프라인 자기불일치’와 ‘의사소통 유능감’이 time2에서의 ‘온오프라인 자기불일치’와 ‘의사소통유능감’에 미친 영향력을 공변인으로 설정함으로서 time1 변인인 ‘사회불안’에 의해 변화되었는지 혹은 time1에서의 ‘온오프라인 자기불일치’와 ‘의사소통유능감’의 초기치 값에 의해 영향을 받은 것인지를 구별할 수 있어야 하나, 본 연구에서는 ‘온오프라인 자기불일치’와 ‘의사소통유능감’ 변인을 2차 시기에만 측정하여 이 변인들의 영향력을 통제할 수 없었다는 제한점이 있다. 따라서, 추후 연구에서는 각 시점 모두에서 변인들을 측정하여 이들 변인들의 영향력을 통제함으로서 인과 관계를 보다 명확히 밝히려는 시도가 필요할 것으로 여겨진다.

여섯째, 사회불안이 높은 사람들이 타인의 평가에 민감하고 자신의 수행결과에 대하여 낮게 평가하는 인지 편향 경향성이 높다는 점을 고려할 때, 본 연구에서 사회적 자본 역시 의사소통 유능감이나 온라인-오프라인에서의 자기 제시와 같이 자기 보고적 검사로 측정되었다는 점은 본 연구의 제한점으로 작용할 수 있다. 실제 ‘주관적으로’ 평가절하하거나 부정적으로 왜곡하여 보고된 사회자본 수준이 실제로는 높은 온오프라인 자기불일치에도 불구하고 높은 수준의 친밀감 및 연결망 사회자본 형성을 형성하였을 가능성이 있을 것이며, 그렇다면, 이에 미치는 사회불안이 높은 사람들의 인지적 특성이 또 다른 조절 변인으로 작용할 가능성이 있기 때문이다. 따라서, 추후 연구에서는 사회불안이 높은 사람들의 사회자본 지각수준에 미치는 다양한 인지적 조절변인에 대한 탐색이 이루어지는 것이 필요할 것이라고 여겨진다.

마지막으로, 사회자본의 경우 온라인 사회자본과 오프라인 사회자본으로 구성되어 있을 가능성을 고려해볼 때, 이를 구분하여 측정하지 못하였다는 점에서 제한점이 있다고 여겨진다. 따라서, 추후 연구에서는 온라인과 오프라인에서의 사회자본을 각각 측정함으로서 온 오프라인에서의 자기불일치와 의사소통유능감이 온라인과 오프라인 사회자본 각각에 어떠한 차별적 영향을 미치는지에 대하여 살펴보는 것이 흥미로울 것으로 여겨진다.

이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 1차시기에 개인차 변인을 측정하고, 2차 시기를 통해 온-오프라인 자기불일치와 의사소통유능감이라는 매개변인에 대한 정보를 측정하였으며, 마지막으로 종속변수인 사회자본을 3차 시기에 측정함으로서, 기존의 선행연구들이 인과관계 가설에 따라 설정한 변인들의 관계를 횡단적 자료를 통한 구조방정식 모형분석을 통해 검증하였다는 제한점을 극복하였다는 점에서 강점이 있다고 여겨진다. 무엇보다 본 연구는 사회불안이라는 개인차 특성이 사회자본형성과정에 이르는 과정에서 고려해야 할 심리적 기제와 과정에 대한 이해를 높여주었다는 점에서 의의가 있다. 나아가, 사회불안이 높은 사람들로 하여금 ‘사람들과 의사소통하고 사회자본을 형성할 수 있는 새로운 가능성의 공간’으로 인식되는 온라인에서의 혜택과 가능성을 누릴 수 있도록 도울 수 있는 교육적 지침 및 예방과 치료적 방향을 제공해 수 있었다는 점에서도 의의가 있다고 여겨진다.