상담 전문성과 인성을 갖춘 상담자를 길러내는데 있어 상담 수퍼비전은 상담이론과 실습교육의 효과를 극대화하는 연결고리라 할만큼 중요하다. 효과적인 상담 수퍼비전이 되기 위해서는 교육자인 수퍼바이저와 학습자인 수퍼바이지 간에 교육목표에 대한 상호 확인 및 동의가 반드시 필요하다. 이러한 상호동의를 이끌어내기 위해서는 두 참여자간의 신뢰가 무엇보다 중요한데, 수퍼비전 영역에서의 교육자와 학습자간 상호동의와 신뢰의 관계를 Bordin(1983)은 수퍼비전 작업동맹(Supervisory Working Alliance)이라 명명했다. 그에 따르면 수퍼바이지와 수퍼바이저가 정서적 유대를 바탕으로 동의된 목표와 과제를 수행할 때, 수퍼바이지의 전문성 발달이라는 성과를 효과적으로 이루어낼 수 있다. 이는 상담 수퍼비전관계의 질을 의미하는 ‘수퍼비전 작업동맹’이 수퍼비전 성과의 토대임을 시사하는 것이다.

실제 다양한 측면의 수퍼비전 성과에 수퍼비전 작업동맹이 긍정적으로 기여한다는 사실이 경험적으로도 밝혀지고 있다. 구체적으로 수퍼비전 작업동맹이 높을수록 수퍼바이지 효능감과 수퍼비전 만족도가 높아지며, 수퍼바이지 자기개방이 많아지고, 내담자가 인식한 상담 작업동맹과 상담자의 치료처치에 대한 충실도가 커지며, 수퍼바이지의 심리적 소진과 역할어려움이 감소하는 것으로 나타났다(강지연, 유성경, 2006; 손은정, 유성경, 강지연, 임영선, 2006; 천혜숙, 2008; 최성희, 2010; Ellis & Ladany, 1997; Falender & Shafranske, 2004; Ladany, Hill, Corbett, & Nutt, 1996; Patton & Kivlighan, 1997; Webb & Wheeler, 1998). 이러한 연구결과들을 통해 상담 수퍼비전 교육목표를 성취하기 위해서 공고한 수퍼비전 작업동맹의 확보가 중요함을 알 수 있다.

이처럼 수퍼비전 작업동맹이 수퍼비전 성과를 예언하는데 중요한 역할을 한다면, 과연 수퍼비전 작업동맹에 주요한 영향을 미치는 변인들은 무엇인지 확인해야 할 필요가 있다. 지금까지 경험적으로 확인된 수퍼비전 작업동맹에 영향을 미치는 수퍼바이지 특성으로 ‘애착유형’, ‘자기개방성’, ‘수치심’, ‘불안’, ‘자기애’ 등이 있다(강지연, 유성경, 2006; Benett, Mohr, BrintzenhofeSzoc, & Saks, 2008; Beyer, 1999; Ladany, Lehrman-Waterman, Molinaro, & Wolgast, 1999; Tsong, 2004). 자기개방성을 제외한 나머지 변인들은 수퍼비전 작업동맹의 구성요소(목표 및 과제 동의, 정서적 유대) 중주로 정서적 유대와 밀접한 관련성을 띠고 있음을 알 수 있다. 그러나 수퍼비전에서 다양한 과제들에 대한 객관적 확인, 현실적인 목표설정 및 평가와 피드백에 대한 수용과 관련된 인지적 특성도 수퍼비전 작업동맹에 영향을 미칠 수 있다. 따라서 수퍼바이지의 인지 특성을 포함한 다양한 개인변인에 대한 연구가 축적될 필요가 있다.

수퍼비전 상황에서 수퍼바이지는 자신의 부족함 혹은 취약점 그리고 문제로 인식될 수 있는 개인특성을 인정하고 개방하기란 쉬운일이 아니다(Pica, 1998). 특히 유능하고자 하는 욕구를 넘어서 경직된 인지특성을 지닌 완벽주의 수퍼바이지의 경우 더욱 그러할 수 있다(Arkowitz, 1994; Bernard & Goodyear, 2009). 수퍼바이지 완벽주의가 수퍼비전 작업동맹에 어떤 영향을 미치는지를 직접적으로 살펴본 연구들은 거의 없는 실정이나, 기존의 완벽주의 연구들에서 평가염려 완벽주의가 학업이나 일적인 장면에서 성취감을 경험하기 어렵게 하고, 다양한 대인관계 문제(친밀에 대한 두려움, 거절에 대한 두려움, 비개방, 미성숙한 방어기제, 자기소외 및 타인소외 등)를 초래하는 것으로 나타났다(Flett, Hewitt, Shapiro, & Rayman, 2001; Frost 등, 1990). 또한 수퍼비전 연구자들도 상담자 발달과 성장에 있어 ‘완벽주의’가 방해요인이 될 수 있음을 지적해왔다(Arkowitz, 1990, 1994; Hill, Sullivan, Knox, & Schlosser, 2007; Kottler, 1993; Pica, 1998). 이들에 의하면 평가에 예민한 완벽주의 성향의 수퍼바이지는 외부적 현실(예, 수퍼바이저의 균형 잡힌 평가와 피드백)에 상관없이 자기 자신에게 지나치게 가혹하고, 불확실함과 자기 부족함에 대한 내성이 낮다. 따라서 모호함에 대한 인내심을 요구하는 상담분야와 현실적인 교육목표 설정이 요구되고 목표성취에 대한 평가와 피드백이 제공되는 수퍼비전 분야에서 수퍼바이지 평가염려 완벽주의는 좌절과 실패를 안겨주는 주요원인으로 작용할 수 있다는 것이다. 이러한 내용들에 비추어볼 때 수퍼바이지 평가염려 완벽주의는 수퍼비전 작업동맹에 부정적 영향을 미칠 수 있으리라 예견된다. 따라서 본 연구는 수퍼바이저와 수퍼바이지의 일대일 대인관계 맥락이면서 수퍼바이지의 성장과 발달을 위한 교육의 장인 상담수퍼비전에서, 수퍼바이지의 평가염려 완벽주의가 다양한 수퍼비전 성과를 예언하는 수퍼비전 작업동맹에 미치는 영향을 살펴보고자 한다.

한편 완벽주의가 심리적 부적응의 직접적인 원인이 되기도 하지만, 완벽주의가 다양한 심리적 변인들을 매개하여 부적응 증상을 초래한다는 견해와 이를 뒷받침할 수 있는 경험적 연구들이 지속적으로 보고되고 있다(Aldea & Rice, 2006; Blankstein & Dunkley, 2002). 이러한 맥락에서 볼 때, 수퍼바이지 평가염려 완벽주의가 수퍼비전 작업동맹에 미치는 부정적 영향을 매개하는 주요 심리적 변인들을 설정하고, 이들 간의 구조적 관계를 확인할 필요가 있다. 이를 위하여 본 연구에서는 수퍼바이지 평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹의 관계를 매개하는 수퍼바이지의 개인특성으로 수치심, 자기수용, 긍정적 인지대처에 주목하였다. 매개변인의 설정 근거는 다음과 같다.

우선 평가염려 완벽주의자들은 근본적으로 실제적 자기(self)와 이상적 자기의 불일치를 크게 지각하고 완벽하지 않음에 대한 내성이 낮기 때문에 부정적 정서성향을 띠기 쉽다(Burns, 1980; Higgins, 1987; Hollender, 1965). 이들은 자신의 완벽하지 않은 모습으로 인해 타인들로부터 거부당할까 두려워하여 자기를 은폐하는 방어적 태도를 취한다. 따라서 수퍼비전과 같은 자기노출과 부정적 평가가 예상되는 상황에서 부정적 정서성향은 쉽게 표면화 될 수 있다. 특히 부정적인 자기-책망이 따르는 자기 평가적 정서인 수치심 성향이 바로 그러하다(Tracy & Robins, 2004a). 완벽주의 연구자들은 평가염려 완벽주의와 수치심의 인과적인 관계를 보고하고 있다(Ashby, Rice, & Martin, 2006; Stoeber, Harris & Moon, 2007; Stoeber, Kempe & Keogh, 2008).

실제 수퍼비전 상황에서 수퍼바이지 수치심이 수퍼바이지 비개방을 초래하고, 수퍼비전 작업동맹에 부정적인 영향을 미치며, 더 나아가 상담자의 전문적 정체성 발달을 저해한다는 사실이 경험적으로 확인된 바 있다(강지연, 유성경, 2006; Hemlick, 1997; Treese, 1989; Yourman, 2000; 2003). 또한 수치심을 경험하는 개인은 사회적 대인관계의 장을 회피하거나 벗어나고자 하기 때문에(Katz, 1997), 수치심으로 인한 심리적 좌절을 조절하는데 결정적인 역할을 하는 사회적 지지와 전문적 도움에 접근하지 못할 수 있다(Stone, 1992). 이는 평가염려 완벽주의 성향을 가진 수퍼바이지가 자기노출과 평가가 이루어지는 수퍼비전에서 수치심을 경험할 가능성이 더 커지고, 수퍼바이저로부터 받을 수 있는 전문적 도움을 차단하여 궁극적으로 수퍼비전 작업동맹은 약화시킬 수 있음을 시사한다.

또한 평가염려 완벽주의와 수치심을 포함한 부적응 증상의 관계를 자기수용의 어려움이 매개한다는 사실도 밝혀지고 있다(Davies, 2008a; Hill 등, 2008; Scott, 2007). 평가염려 완벽주의자들은 타인의 인정에 대한 욕구가 높고 자기 가치를 타인과 비교 경쟁하여 확인하려 하기 때문에, 완벽주의적 기준에 부합하지 못할 때 자기 자신을 수용하기 보다는 부정하고 책망하며 수치심을 경험한다는 것이다. Rodenhauser, Rudisill과 Painter(1989)는 수퍼바이저와의 긍정적 관계를 맺는데 도움이 되는 수퍼바이지 성격특성을 살펴본 결과, 수퍼바이지가 수퍼바이저의 평가와 피드백에 대해 수용적이고, 그 내용을 자기이해와 수용의 기회로 삼을 수 있는 심리적 소양을 가지고 있을 때 수퍼비전 관계를 포함한 전반적인 수퍼비전 성과가 보장된다고 보고했다. 이러한 연구결과들을 종합해볼 때, 평가염려 완벽주의적 성향을 가진 수퍼바이지는 자신의 유능성에 대한 수퍼바이저의 평가와 피드백이 제공되고, 상담에 대한 일정 수준의 전문성이 요구되는 수퍼비전 장면에서 자기수용 능력이 떨어져 수치심을 경험할 가능성이 높아지고, 이는 수퍼비전 작업동맹에 부정적으로 작용할 것으로 예상된다.

마지막으로 평가염려 완벽주의는 당위적 사고와 비합리적 신념을 특징으로 하기 때문에, 문제해결을 위해 효과적으로 대처하는데 어려움이 있다는 점을 살펴볼 필요가 있다(Dunkley 등, 2000). 실제로 평가염려 완벽주의자들이 회피적 대처, 정서중심 대처를 포함한 비효과적인 대처방식을 매개로 하여 심리적 고통을 초래한다는 사실을 확인하였다(Blankstein & Dunkley, 2002; Dunn, Whelton, & Sharpe, 2006). 수치심 또한 순간적으로 개인의 인지기능을 마비시키기 때문에 수치심을 높게 지각하는 사람은 자신을 보호하기 위한 적절한 대처전략을 구사하기가 어렵다(Fisher & Tangney, 1995). 그리고 자기수용이 낮은 사람들은 타인들의 평가를 자기가치 평가의 잣대로 사용하기 때문에 평가와 피드백에 방어적이 되고 부정적인 피드백을 성장의 기회로 삼지 못하며 내재적 즐거움을 찾는 등의 효과적인 대처가 힘들다(Chamberlain & Haaga, 2001b). 비록 수퍼바이지 인지대처와 수퍼비전 작업동맹의 직접적인 관련성을 살펴본 것은 아니지만, 수퍼바이지들의 대처에 대한 많은 연구에서 긍정적 인지대처의 중요성은 확인되어 왔다(Gray, Ladany, Walker, & Ancis, 2001; Hoffman, Hill, Holmes, & Freitas, 2005; Ladany 등, 1996; Veach, 2001). 이들 결과들은 수퍼바이저의 부정적 평가와 피드백 그리고 그와 관련된 다양한 부정적 정서에 대해 어떻게 인지적으로 해석하고 처리하느냐에 따라 수퍼비전 관계와 성과가 달라질 수 있음을 시사하고 있다. 결과적으로 평가염려 완벽주의로 인해 초래된 자기수용의 어려움과 수치심은 완벽하지 않은 자신과 자기수행에 대해 지나치게 부정적인 인지적 평가와 비난을 수반하기 때문에 긍정적 인지대처가 어려워지고 수퍼비전 작업동맹에도 부정적 영향을 미칠 것으로 예상된다.

이상과 같이 평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹에 관련된 이론과 선행 연구결과를 바탕으로, 본 연구에서는 수퍼바이지 평가염려 완벽주의, 수치심, 자기수용, 긍정적 인지 대처 그리고 수퍼비전 작업동맹과의 구조적인 관계를 살펴보고자 한다. 구체적으로 수퍼바이지 평가염려 완벽주의는 수치심, 자기수용 그리고 긍정적 인지대처를 매개로 하여 수퍼비전 작업동맹에 영향을 미친다는 인과적 구조모형을 설정하고 이를 검증해보고자 한다. 그리고 상담수련생 수퍼바이지와 상담자격증소지자(2급) 수퍼바이지 집단 간에 모형의 연구변인들의 관계구조가 어떤 차이를 나타내는지도 탐색하고자 한다. 이를 통해 수퍼비전 작업동맹을 강화하여 긍정적인 수퍼비전 성과를 높이기 위한 효과적인 개입전략 수립에 대한 실제적인 정보를 제공하고, 상담 수퍼비전 작업동맹에 대한 심층적인 이해를 도모할 수 있는 이론적 모형 개발을 돕고자 한다.

본 연구의 가설모형은 그림 1과 같다.

본 연구대상자는 한국 상담심리학회 회원으로 ‘지난 1년 이내에 국내에서 개인상담 사례를 진행하고 그에 대한 개인 수퍼비전을 받은 경험이 있는 수퍼바이지들’이다. 이들 중 상담심리사 자격증을 준비 중인 자를 ‘상담수련생 수퍼바이지’로, 상담심리사 2급 자격증을 가지고 상담활동을 하고 있는 자를 ‘상담자격증 소지자 수퍼바이지’로 구분하였다. 상담 자격증 유무로 상담자 발달단계를 구분하여 수퍼비전 교육내용 요구도와 실태 및 만족도를 살펴본 송은화(2003)의 연구에서 자격증 소지자 집단이 모든 상담자 발달수준 영역에서 유의하게 높게 나타났다. 이는 두 집단이 발달단계가 다른 이질적인 집단이라 이해할 수 있다.

본 연구를 위한 설문은 상담자 수련 프로그램을 실시하고 있는 각종 상담기관 29군데와 2010년 상담심리사 하계수련회와 청소년 상담자 2급 연수에 참여한 상담수련생 및 상담자격증 소지자 수퍼바이지들 그리고 연구자의 지인들을 통해 소개받은 상담자격증 소지자 수퍼바이지를 대상으로 총 532부의 설문지를 실시하고 502부를 회수했다. 이들 중 분석대상으로 적절치 않은 것(33부)과 이해하기 힘들고 부당하고 지나치다 여겨지는 수퍼바이저의 비난과 부정적 피드백으로 인해 수치심을 경험했다고 보고한 73명의 자료를 제외한 396명의 자료를 분석하였다. 상담수련생 수퍼바이지가 210명, 상담자격증(2급) 소지자 수퍼바이지는 186명으로 나타났다.

평가염려 완벽주의

수퍼바이지의 평가염려 완벽주의를 측정하기 위해 Blankstein과 Dunkley(2002)이 Frost 등(1990)의 다차원적 완벽주의 척도(Multidimensional Perfectionism Scale; FMPS), Hewitt와 Flett(1991a)의 다차원적 완벽주의 척도(Multidimensional Perfectionism Scale; HMPS) 그리고 Slaney 등(2001)의 완벽주의 성향 척도(Almost Perfectionism Scale-R; APS-R)를 사용하여, ‘개인기준 완벽주의’와 ‘평가염려 완벽주의’로 구분한 것을 따랐다.

Frost 등(1990)의 FMPS은 현진원(1992)이 번안한 척도를, Hewitt와 Flett(1991)의 HMPS은 한기연(1993)이 번안한 것을 이미화(2001)가 수정 보완한 척도를, 그리고 Slaney등(2001)의 APS-R은 김수연(2005)이 원저자 중 한 명인 Slaney교수로부터 제공받은 한국어 번안판을 사용하였다. 본 연구에 사용한 ‘평가염려 완벽주의’ 척도의 하위요인은 HMPS의 ‘사회적으로 부과된 완벽주의’, FMPS의 ‘실수에 대한 염려’와 ‘수행에 대한 의심’, 그리고 APS-R의 ‘불일치’로 구성된다. 각 하위요인 내적 신뢰도 Cronbach α는 ‘사회적으로 부과된 완벽주의’ .81, ‘실수에 대한 염려’ .86, ‘수행에 대한 의심’ .68, 그리고 ‘불일치’는 .92였다. 평가염려 완벽주의 전체 척도의 내적신뢰도 Cronbach α는 .91이었다.

수퍼바이지 수치심

수퍼바이지 수치심은 Hemlick(1997)이 개발한 수퍼바이지 수치심 척도(Shame in Supervision Instrument; SISI)를 본 연구자가 번안타당화 과정을 거쳐 사용하였다. Hemlick(1997)이 개발한 수퍼바이지 수치심 척도(Shame in Supervision Instrument; SISI)를 일차적으로 영어 번역에 유능한 상담심리전문가 1명(상담심리 전공 박사 수료)과 본 연구자가 각각 따로 한글로 번역하였다. 두 개의 번역된 척도를 상담심리 전공 석박사 수준의 수련생과 상담심리사들 21명에게 SISI 원문항 내용의 반영 정도와 번역의 적절성을 평정하도록 하였다. 평정한 자료, 원척도와 번역된 척도를 참고 비교하여 본 연구자의 지도교수이자 상담심리전문가가 이차적으로 검토하여 수정 보완하였다. 최종적으로 수정 보완된 번역된 척도를 영어와 한국어 2개 국어 구사자 1인을 통해 역번안을 실시하였다. 이후 또 다른 2개 국어 구사자 1인을 통해 역번안 척도와 원척도의 내용동일성을 평가하였다. 최종적으로 번안한 척도를 타당화하기 위해, 연구대상자 모집단인 상담심리학회 회원이면서, ‘지난 1년 이내 개인상담 사례를 진행하고, 그에 대한 개인 수퍼비전 경험이 있는 수퍼바이지’ 217명을 대상으로 번안된 수퍼바이지 수치심 척도(SISI)에 대한 탐색적 요인분석과 수렴 및 변별타당도를 파악하였다. 217명의 자료로 번안 타당화 작업을 마무리 한 이후 본 연구자료 369명을 대상으로 SISI의 확인적 요인분석을 실시하였다. 확인적 요인분석 결과, 충분한 적합도를 나타내는 것을 확인했다(χ²(df=293, N=396)=218.74(p<.001), TLI=.92, CFI=.93, RMSEA=.06(90% 신뢰구간 .05-.07)). SISI척도의 네 개하위요인은 ‘상담자로서의 부족감’, ‘자기노출에 대한 부담감’, ‘버려짐/거절에 대한 두려움’과 ‘수퍼바이저에게 숨기기’였고, 하위요인별 Cronbach α는 각각 .89, .87, .88, .78이며, SISI전체 척도 Cronbach α는 .94였다.

자기수용

본 연구에서 사용한 ‘자기수용’ 개념은 Ellis(1996)의 ‘무조건적 자기수용’ 정의를 따랐다. ‘무조건적 자기수용’은 개인이 지적으로 정확하게 혹은 유능하게 행동하는가에 상관없이 그리고 다른 사람들이 자신을 인정하고 존중하고 혹은 사랑하는지에 상관없이 자기 자신을 온전히 그리고 무조건적으로 수용하는 것을 의미한다. Chamberlain과 Haaga(2001)가 Ellis(1996)의 ‘무조건적 자기수용’ 개념에 근거하여, 이를 측정하기 위해 20문항(역채점 9문항)으로 구성된 7점 Likert척도(Unconditional Self-Acceptance Questionnaire; USAQ)를 개발하였다. 이를 김사라형선(2005)이 번안 타당화한 것을 본 연구에서 사용하였다. 그러나 이기은과 조유진(2009) 그리고 Hill 등(2008)의 연구에서 신뢰도를 .60이하로 떨어지게 하는 문항들을 제외하고 사용한 바, 예비연구에서 이에 대해 점검하였다. 그 결과 문항 간 상관이 역상관이 나타나거나 문항-총점 간 상관이 .20이하로 떨어지고, 탐색적 요인분석에서 공통분이 .30이하로 낮은 문항 8문항을 제외한 12문항을 사용하였다. 12문항에 의해 자기수용 총 변량의 52.7%가 설명되었다. Cronbach α는 .82였다.

긍정적 인지대처

긍정적 인지대처는 Garnefski, Kraaij과 Spinhoven(2001)의 ‘인지적 정서조절 질문지(Congnitive Emotion Regulation Questionnaire; CERQ)’를 김소희(2004)가 CERQ를 번안타당화한 척도를 사용하였다. Garnefski 등(2001)은 스트레스 사건 경험으로 인해 유발된 정서에 대해 대처하기 위해 개인이 사용하는 의식적이고도 인지적인 방법을 측정하기 위해 개발한 총 36문항 9개 하위요인(요인별 4문항)으로 구성된 5점 Likert척도(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)인 CERQ를 개발하였다. CERQ는 ‘긍정적 인지대처(5개 요인)’와 ‘부정적 인지대처(4개 요인)’로 구분되는데, 본 연구에서는 ‘긍정적 인지대처’ 척도 중 ‘긍정적 재평가’, ‘계획 다시 생각하기’와 ‘수용’을 사용하였다. 실제사건에 대해 생각하는 대신 즐겁고 기쁜일에 대해 생각하는 것을 의미하는 ‘긍정적 초점 변경(예, 내게 일어난 일 대신 다른 즐거운 일을 생각해본다)’과 사건의 심각성을 가볍게 다루거나 다른 사건들과 비교해보며 그것의 상대성을 강조하는 ‘조망확대(예, 다른 일에 비하면 그 일이 그렇게 나쁜 것도 아니었다고 생각한다)‘는 제외하였다. 정확하게 문제를 객관화하고 직시하는 것을 훈련받는 상담자 집단에서 두 인지대처전략의 효과가 긍정적이라 보기 어렵다고 판단하였다. 본 연구에서 사용한 ‘긍정적 재평가’, ‘계획 다시 생각하기’와 ‘수용’요인의 내적 일치도 Cronbach α는 각각 .82, .80, .79로 나타났다.

수퍼비전 작업동맹

수퍼비전 작업동맹을 측정하기 위해 Bordin(1983)의 작업동맹 모델을 바탕으로 Horvath와 Greenberg(1989)가 개발한 상담자-내담자 관계에서의 작업동맹 척도를, Bahrick(1990)가 수퍼비전 상황에 적합하게 수정하여 수퍼비전 작업동맹 척도를 구성하였다. 본 연구에서는 손은정 등(2006)이 Bahrick(1990)의 수퍼바이지용 수퍼비전 작업동맹 척도를 번안한 것을 사용하였다. 수퍼비전 작업동맹 척도는 총 36문항 3개 하위요인으로 구성된 7점 Likert척도(1=전혀 그렇지 않다, 7=항상 그렇다)이다. 3개 하위요인은 ‘수퍼비전 목표에 대한 동의’, ‘과제에 대한 동의’, ‘정서적 유대’이다. 본 연구에서는 ‘수퍼비전 목표에 대한 동의’요인에 해당되는 역채점 문항 하나(‘나는 수퍼바이저와 내가 수퍼비전 회기에 대해서 명확한 목적을 갖기를 바란다’)가 역상관을 나타내어 이를 제외한 35문항을 사용하였다. 각 하위 요인의 Cronbach α는 ‘목표동의’ .80, ‘과제동의’ .85, ‘정서적 유대’ .86이었다.

본 연구의 자료분석을 위해 SPSS/PC+ 버전 17.0과 AMOS 7.0 통계 프로그램을 사용하였다. 주요 연구변인들의 기술통계치를 산출하고, 상담수련생 수퍼바이지 대 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단 간 주요 변인들의 평균차이검증을 실시하였다. 구조방정식 모형분석은 자료의 다변량 정규성(Multivariate normality)을 가정하고 있기 때문에, 이를 확인하기 위해 자료의 왜도(Skewness)와 첨도(Kurtosis)를 확인하였다.

평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹 관계에서 자기수용, 수치심 그리고 긍정적 인지대처의 매개효과를 알아보기 위해 구조방정식모형(Structural Equation Modeling; SEM) 분석을 하였다. 우선 측정모형을 통해 구성개념이나 잠재변인이 측정변인에 의해 얼마나 제대로 측정되었는지를 확인하기 위한 측정모형 검증을 실시하였다. 이를 통해 측정변인의 신뢰도와 타당도를 확보하였다. 이후 구조모형이 현실을 얼마나 제대로 반영하는가를 확인하기 위해 구조방정식의 다양한 적합도 지수 중 χ², CFI, TLI, RMSEA를 참고하였다.

또한 이론적 근거에 따라 매개변인으로 선정한 수치심, 자기수용과 긍정적 인지대처의 매개효과 검증을 부스트랩 방법을 통해 확인하였다. Shrout와 Bolger(2002)은 매개효과는 정상성을 따른다고 보장하기 어렵기 때문에, 원자료에서 무선표집으로 생성된 10000개의 부스트랩 자료표본을 모수추정에 사용하고, 신뢰구간을 95%으로 설정하고, 이 구간 내에서 영가설에서 설정한 값인 0을 포함하지 않는다면 유의도 .05수준에서 매개효과가 유의하다고 해석하는 방법을 제안하였다. 본 연구에서도 이들이 제안한 부스트랩 방법을 따랐다. 마지막으로 가설모형이 상담수련생 수퍼바이지 집단과 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단 각각에도 유효한지를 알아보기 위해 다집단 동시분석을 실시하였다.

본 연구에서 사용한 수퍼바이지 평가염려 완벽주의, 무조건적 자기수용, 수치심, 긍정적 인지대처 그리고 수퍼비전 작업동맹의 평균, 표준편차와 상담수련생 수퍼바이지와 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단간 t검증결과를 표 1에 함께 제시하였다. 상담수련생 수퍼바이지보다 상담자격증 소지자 수퍼바이지들이 개인상담 경력, 상담사례수, 수퍼비전 경험이 예상했던 바와 같이 각각 유의하게 많은 것으로 나타났다(t(396)=-12.95, p<.001, t(396)=-7.74, p<.001, t(396)=-14.33, p<.001). 구조방정식 모형분석의 통계적 가정인 자료의 다변량 정상성을 검증하기 위해, Kline(2005)의 제안에 따라 측정변수의 단변량 정상성을 살펴본 결과, 측정변수들의 왜도와 첨도는 각각 2와 7을 넘는 것이 없어 다변량 정상성의 가정이 성립된다고 판단했다.

마지막으로 연구변인들의 평균이 상담수련생 수퍼바이지 집단과 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단이 통계적으로 유의한 차이가 나타나는지를 살펴본 결과, 수퍼바이지 수치심 하위요인 중 ‘버려짐/거부에 대한 두려움’과 ‘수퍼바이저에게 숨기기’에서 상담수련생 수퍼바이지 집단이 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단에 비해 각각 유의하게 높은 것으로 나타났다(t(396)=3.16, p<.05, t(396)=2.46, p<.05).

측정변인들간의 상관분석을 실시한 결과는 표 2와 같다. 평가염려 완벽주의는 무조건적 자기수용, 긍정적 인지대처와 수퍼비전 작업동맹과는 부적인 상관관계를, 수퍼바이지 수치심과는 정적인 상관관계를 나타냈다. 수퍼바이지 수치심은 자기수용, 긍정적 인지대처 그리고 수퍼비전 작업동맹 모두와 부적인 상관관계 나타냈다. 그리고 수퍼바이지 자기수용은 긍정적 인지대처와 수퍼비전 작업동맹과 유의한 정적인 상관관계가 있는 것으로 나타났다.

본 연구의 측정모형이 자료에 적합한 것인지 확인하기 위한 측정모형에 대한 확인적 요인분석 결과를 표 3에 제시하였다. 평가염려 완벽주의, 무조건적 자기수용, 수치심, 긍정적인지대처와 수퍼비전 작업동맹에 대한 측정모형의 적합도는 충분한 것으로 나타났다( χ² (df=94, N=396)=249.23, p<.001; TLI=.94; CFI=.95; RMSEA=.07(90%신뢰구간=.06-.07). 이는 홍세희(2001)가 제시한 모형을 수용하기에 충분하다고 판단할 수 있는 적합도 지수에 부합하는 결과이다(TLI>.90, CFI>.90, RMSEA<.08). 평가염려 완벽주의 하위요인들의 요인부하량은 .57-.86이었으며, 무조건적 자기수용의 요인부하량은 각각 .90, .77이었다. 그리고 긍정적 인지대처 하위요인들의 요인부하량은 .65-.76, 수퍼바이지 수치심 하위요인의 요인부하량은 .63-.85이었다. 마지막으로 수퍼비전 작업동맹 하위요인의 요인부하량은 .81-.96인 것으로 나타났다. 요인부하량 모두 p<.001 수준에서 유의하였으므로 16개 측정변인으로 5개의 이론적 연구변인을 구인한 것이 타당함을 알 수 있다.

전체 집단을 대상으로 구조모형 분석을 실시한 결과, 연구모형의 자료에 대한 적합도가 충분한 것으로 나타났다(χ²(df=82, N=396)=249.23, p<.001; TLI=.94>.90; CFI=.95>.90; RMSEA=.07<.08 (90%신뢰구간=.06-.07). 그러나 연구변인들 간 설정된 관계경로 10개중, 평가염려 완벽주의가 긍정적 인지대처에, 무조건적 자기수용이 수퍼비전 작업동맹에 그리고 수치심이 긍정적 인지대처에 영향을 미치는 직접경로는 유의하지 않는 것으로 나타났다(그림 2).

‘무조건적 자기수용’, ‘수치심’과 ‘긍정적 인지대처’의 매개효과를 검증되기 위해서는 각 연구변인들간 경로계수와 그에 따른 매개효과가 모두 유의미하다는 것이 입증되어야 한다(홍세희, 2001; Baron & Kenny, 1986). 따라서 평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹에서의 세 매개변인들의 매개효과를 검증하기 위해 구조모형 분석에서 유의하게 나온 경로들을 중심으로 부스트랩 절차를 실시하였다. 매개효과 검증결과는 표 4와 같다.

매개효과가 유의하게 나타난 경로를 살펴보면, ‘평가염려 완벽주의’→‘수치심’, ‘평가염려 완벽주의’→‘긍정적 인지대처’, ‘평가염려 완벽주의’→‘수퍼비전 작업동맹’ 그리고 ‘무조건적 자기수용’→‘수퍼비전 작업동맹’으로 가는 간접경로들로 나타났다. 이들 경로들의 매개(간접)효과가 각각 95%신뢰구간에서 영가설이 설정한 0을 포함하지 않았으며(.016-.214; -.521- -.246; -.28- -.033; .092-.306), ‘평가염려 완벽주의’→‘긍정적 인지대처’와 ‘무조건적 자기수용’→‘수퍼비전 작업동맹’ 경로의 매개효과는 유의수준 .001에서 유의하고, ‘평가염려 완벽주의’→‘수치심’과 ‘평가염려 완벽주의’→‘수퍼비전 작업동맹’ 경로의 매개효과는 유의수준 .05에서 유의한 것으로 나타났다. 그러나 ‘수치심’→‘긍정적 인지대처’로 가는 직접 경로가 통계적으로 유의하지 않게 나왔기 때문에, Baron과 Kenny(1986)에 근거하면 ‘수치심’→‘긍정적 인지대처’를 포함하는 경로에 대한 간접효과 크기가 95%신뢰구간에서 영가설이 설정한 0을 포함하지 않는다 해도(-.521- -.246; -.28- -.033) 엄밀히 간접효과가 지지되었다고는 할 수 없다. 그러나 이들 경로의 간접효과가 전체적으로 유의하게 나온 것은 ‘평가염려 완벽주의’→‘무조건적 자기수용’으로 가는 경로와 ‘평가염려 완벽주의’→‘무조건적 자기수용’ 및 ‘수치심’으로 가는 경로가 유의미하고 값이 크기 때문이다. 따라서 ‘평가염려 완벽주의’와 ‘긍정적 인지대처’의 관계는 ‘수치심’이 아닌 ‘무조건적 자기수용’이 유의하게 매개하는 것이며, ‘평가염려 완벽주의’와 ‘수퍼비전 작업동맹’의 관계는 ‘수치심’이 단독 매개하는 경로와 ‘무조건적 자기수용’ 및 ‘긍정적 인지대처’ 그리고 ‘무조건적 자기수용’ 및 ‘수치심’이 이중 매개하는 경로가 유의한 것으로 확인되었다.

종합해보면, 수퍼바이지의 ‘평가염려 완벽주의’는 직접적으로 ‘수퍼비전 작업동맹’은 약화시킬 있음과 동시에, 간접적으로 ‘무조건적 자기수용’능력을 떨어뜨리고, ‘긍정적 인지대처’를 감소시켜 수퍼비전 작업동맹을 낮출 수도 있다. 그리고 수퍼바이지 ‘평가염려 완벽주의’가 높을수록 ‘무조건적 자기수용’이 힘들어, 수치심을 많이 경험하고, 이로 인해 수퍼비전 작업동맹이 약화된다고도 할 수 있다. 마지막으로 ‘평가염려 완벽주의’가 ‘수치심’을 매개하여 ‘수퍼비전 작업동맹’에 부정적인 영향을 미친다고도 할 수 있다.

구조적 관계모형이 상담수련생 수퍼바이지와 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단간 차이유무를 확인하기 위해 다집단 동시분석을 실시하였다. 수퍼바이지 두 집단 모두에서 구조모형이 자료에 적합한지 형태동일성을 검증한 결과, 두 집단 모두에서 구조모형의 자료에 대한 적합도는 각각 충분한 것으로 나타났다(χ²(df=94, N=396)=172.05, p<.001; TLI=.96; CFI=.96; RMSEA=.06(90%신뢰구간=.05-.08); χ²(df=94, N=396)=177.75, p<.001; TLI=.92; CFI=.94; RMSEA=.07(90%신뢰구간=.05-.09)). 따라서 관계구조모형의 형태가 두 집단에서 동일함을 알 수 있다(표 5).

형태동일성이 성립된 바, 두 집단간 측정모형에서의 차이를 확인하기 위해 측정동일성검증을 실시하였다. 두 집단에서 모든 모수치들에 동일화 제약을 가하지 않고 자유롭게 추정하는 기저모형과 연구변인과 측정변인 사이의 요인계수가 집단간에 동일하다고 제한시킨 완전측정동일성 모형을 비교하였다. 기저모형에서 측정변인에서 연구변인으로 가는 11개의 경로를 제약하였기 때문에 완전측정동일성 모형의 자유도가 11이 증가하였다. 따라서 자유도 11일 때 유의수준 .05에서의 임계치는 19.68이고, Δχ² 값 9.25는 19.68보다 작기 때문에, 두 집단의 측정요인계수는 다르지 않음을 알 수 있다. 그리고 완전측정동일성 모형의 TLI, CFI 적합도 지수 또한 기저모형의 그것에 비해 나빠지지 않았기 때문에, 완전측정동일성 검증이 만족되었다고 할 수 있다.

마지막으로 수퍼바이지 집단별 연구변인들간의 경로계수 차이유무를 검증하기 위해 구조동일성 검증을 실시하였다. 상담수련생 수퍼바이지 집단과 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단의 연구변인들간 경로계수 차이가 가장 적은 경로부터 순차적으로 동일화 제약을 가하는 방법을 선택했다(홍세희, 2010). 구조동일성 모형 검증 결과는 표 7과 같다. 두 수퍼바이지 집단에 있어 연구변인들 간 경로계수가 완전동일하다면 구조동일성 모형 10단계까지 진행되었을 것이나, 8단계에서 동일성이 기각되었다. 이는 경로계수 중 일부에서 두 집단간에 유의한 차이가 있음을 의미한다. 따라서 구조모형 동일성 검증 7단계를 최종모형으로 채택하였으며, 구조모형의 모수추정치를 표 8에 제시하고, 두 집단이 어떻게 차이가 나는지를 살펴보았다.

연구변인들 간 경로계수가 수퍼바이지 집단에 따라 차이가 나는 경로를 살펴보면, ‘긍정적 인지대처’, ‘무조건적 자기수용’과 ‘평가염려 완벽주의’가 ‘수퍼비전 작업동맹’에 영향을 미치는 경로들이 모두 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단에서만 유의한 것으로 나타났다(p<.001). 이중 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단에서 ‘무조건적 자기수용’→‘수퍼비전 작업동맹’으로 가는 경로는 그 방향성이 연구가설과 반대로 나타났다.

결론적으로 수퍼바이지 두 집단은 평가염려 완벽주의, 자기수용, 수치심, 긍정적 인지대처와 수퍼비전 작업동맹의 관계구조가 동일하게 적용되지 않는다(그림 3). 전체 집단을 대상으로 했을 때는 ‘무조건적 자기수용’이 ‘수퍼비전 작업동맹’에 미치는 영향이 유의하지 않았으며, ‘긍정적 인지대처’가 ‘수퍼비전 작업동맹’에 미치는 영향은 유의한 것으로 나타났다. 이는 ‘무조건적 자기수용’→‘수퍼비전 작업동맹’으로 가는 경로의 계수는 그 방향성이 반대이기 때문에 전체집단을 대상으로 한 구조 분석에서는 그 유의미성이 상쇄된 것으로 이해할 수 있으며, 전체집단을 대상으로 한 ‘긍정적 인지대처’→‘수퍼비전 작업동맹’의 경로의 유의미성은 .51(p<.001)이라는 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단의 경로계수가 컸기 때문으로 이해된다. 그리고 상담수련생 수퍼바이지 ‘평가염려 완벽주의’는 수퍼비전 작업동맹에 거의 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났으나, 상담자격증 소지자 수퍼바이지의 경우는 -.44(p<.001)의 경로계수를 나타내는 바, ‘평가염려 완벽주의’가 ‘수퍼비전 작업동맹’을 유의하게 떨어뜨리는 것으로 나타났다.

상담수련생 수퍼바이지들의 평가염려 완벽주의(불일치, 실수염려, 수행의심, 사회부과 완벽주의)와 수퍼비전 작업동맹(목표동의, 과제동의, 정서적 유대)의 하위요인별 상관분석 결과를 살펴본 결과, 평가염려 완벽주의의 ‘불일치’만 작업동맹 세 요인 모두와 유의미한 부적상관을 나타냈을 뿐, ‘수행의심’요인은 ‘정서적 유대’와만 그리고 ‘사회부과 완벽주의’는 ‘과제동의’와만 부적상관을 보였으며, ‘실수염려’는 작업동맹 세요인 모두와 유의한 상관을 보이지 않았다. 반면 상담자격증 소지자 수퍼바이지의 경우는 평가염려 완벽주의와 작업동맹 하위요인들이 대부분 더 높은 유의한 부적상관을 나타냈다. 상담수련생 수퍼바이지의 경우 현재의 자기와 원하는 이상적인 상담자상과의 불일치로 인해 어려움을 경험할 수는 있으나, 상담전문 영역에 막 입문한 수련생으로서 실수와 부족한 수행을 자연스러운 것으로 받아들이고 있으며, 이것이 직접적으로 수퍼바이저와의 협력적인 상호작용을 힘들게 하지는 않는 것으로 유추해볼 수 있다.

종합해보면, 평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹의 관계구조는 상담수련생 수퍼바이지와 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단간에 차이를 나타냈다. 또한 상담수련생 수퍼바이지 집단의 경우 수퍼비전 작업동맹 총 변량에 대한 독립변인들(평가염려 완벽주의, 무조건적 자기수용, 수치심, 긍정적 인지대처)의 설명력이 20.4%로 나타났고, 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단에서는 54.7%로 나타난 바, 본 연구의 구조모형은 상담수련생 수퍼바이지 집단보다는 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단의 수퍼비전 작업동맹을 이해하는데 더 적합한 모형인 것으로 나타났다.

본 연구에서는 관련 이론과 선행연구결과들에 기초하여, 수퍼바이지에게 있어 자기노출과 평가 및 피드백에 관한 부담감과 긴장을 초래하는 수퍼비전 상황에서 수퍼바이지의 ‘평가염려 완벽주의’가 수퍼비전 작업동맹에 부정적인 영향을 미칠 것으로 가정했다. 그리고 수퍼바이지 평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹의 관계를 보다 심층적이고 구조적으로 설명하기 위하여, ‘수치심’, ‘자기수용’과 ‘긍정적 인지대처’를 매개변인으로 설정해, 이들 변인들 간의 관계구조를 경험적으로 확인하였다. 또한 상담수련생 수퍼바이지와 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단에 따라 이들 변인들간의 관계구조가 차이가 나는지에 대해서도 탐색하였다. 유의한 주요 연구결과를 중심으로 수퍼비전 실제와 후속 연구를 위한 시사점을 논의하면 다음과 같다.

수퍼바이지 평가염려 완벽주의는 수퍼비전 작업동맹에 직접적으로 유의한 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 평가염려 완벽주의가 명백한 부정적인 성격특성으로 친밀에 대한 두려움, 미성숙한 방어기제, 비개방 등의 특징으로 하여 대인관계 맥락에서 역기능적으로 작용한다고 보고한 선행연구 결과들이 수퍼비전 작업동맹에도 적용된다는 것을 의미한다(Ashby 등, 2008; Hewitt 등, 2003). 부정적인 평가에 대한 염려와 수행결과에 따른 타인의 조건적 수용에 대한 염려를 핵심적인 특성으로 하는 평가염려 완벽주의 성향의 수퍼바이지들은 성공적인 상담경험을 축적시키기 어렵고 상담자로서의 자기효능감은 더욱 저하되며 수퍼바이저의 평가에 대한 두려움은 커지고, 동시에 수퍼바이저로부터의 긍정적인 평가와 피드백을 기대하기 어렵게 된다. 따라서 수퍼바이저와의 관계에서 안전하고 편안한 정서를 경험하기 어렵다. 이는 기존의 다차원적 완벽주의 이론에서 정의한 평가염려 완벽주의에 부합하는 것이며 평가염려 완벽주의가 성취장면 뿐만 아니라 대인관계 장면에서 문제를 초래할 수 있다는 주장이 수퍼바이저와 수퍼바이지 관계에서도 적용됨을 반영한다(Ashby 등, 2008; Flett 등, 2001). 그러나 상담수련생 수퍼바이지의 경우는 평가염려 완벽주의가 수퍼비전 작업동맹에 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 완벽주의의 평가염려 차원과 상담자 발달 단계적 특성과관련지어 이해해볼 수 있다. 대부분의 상담자들은 상담전문가로 발달하는 과정에서 초심 상담자일 때 높은 수행불안, 수퍼바이저의 평가에 대한 걱정, 높은 기대수준에 따른 부담감과 같은 어려움을 경험한다(김지연, 한나리, 이동귀, 2009; Grater, 1985; Skovholt & Ronnestad, 2003). 상담자로서의 자신감이 부족한 초심 상담자들이 경험하는 이러한 만연한 불안(pervasive anxiety)은 평가염려 완벽주의자들의 자신감 부족, 실수에 대해 과도한 걱정, 자기수행 의심 그리고 타인의 부정적 평가에 대한 두려움의 특징과 매우 유사하다. 따라서 평가염려 완벽주의 성향의 상담수련생과 그렇지 않은 경우 모두 발달단계 특성상 비슷한 어려움을 경험할 수 있고, 이러한 어려움 자체가 수퍼바이저와의 협력적 관계형성에 직접적인 영향을 미치지는 않을 수 있다. 그러나 만약 상담지식과 상담 실제 경험이 축적되고 다양한 수퍼비전 경험이 있는 상담자 수퍼바이지임에도 불구하고 평가염려 완벽주의에서 벗어나지 못한다면 상담자로서의 수행 및 수퍼바이저와의 관계에 부정적인 영향을 미칠 가능성이 높아질 수 있음을 본 연구에서 확인하였다. 이는 수퍼바이지의 완벽주의가 수퍼바이지 발달과 성장에 방해요인으로 작용한다는 선행연구들(Arkowitz, 1990; 1994; Kottler, 1993; Pica, 1998)과 부분적으로 일치하는 결과라 할 수 있다.

한편 수퍼바이지의 평가염려 완벽주의, 자기수용, 수치심과 긍정적 인지대처를 동시에 고려하여 이들이 수퍼비전 작업동맹에 미치는 영향을 구조적으로 조망하고 그 관계성을 검증한 결과, 평가염려 완벽주의가 직접 수치심을 촉발시키기도 하고, 자기수용을 매개하여 수치심을 일으키기도 하고 또한 긍정적 인지대처를 어렵게 하여 수퍼비전 작업동맹을 저하시키는 이중매개(간접)효과를 확인하였다. 이는 평가염려 완벽주의가 부정적 정서와 일관적으로 밀접한 관련성을 띠고 있음을 보여 준 연구들 중, 특히 평가염려 완벽주의와 수치심의 인과적 관계성 그리고 수퍼바이지 수치심과 수퍼비전 작업동맹의 인과적 관계성을 밝힌 선행연구들을 지지하는 결과이다(강지연, 유성경, 2006; 김사라형선, 2005; Dunkley 등, 2003; Ashby 등, 2006; Stoeber 등, 2007; 2008; Tagney, 2002). 그리고 최근 평가염려 완벽주의와 수치심을 포함한 부정정서의 관계를 자기수용이 매개한다는 연구결과(Davies, 2008a; Hill 등, 2008; Scott, 2007)를 지지하는 것이다. 이는 수퍼바이지들이 평가염려 완벽주의를 극복하고 자기수용을 증진시켜 노출과 평가와 관련된 수치심으로부터 자유로울 수 있도록 조력해야 한다고 이론적으로 주장한 연구자들(Alonso & Rutan, 1988; Arkowitz, 2001; Graff, 2008; Kottler, 1993)의 주장을 경험적으로 확인했다는 의의가 있다. 그러나 긍정적 인지대처가 수퍼비전 작업동맹에 미치는 영향은 두 수퍼바이지 집단에서 다르게 나타났다. 상담수련생 수퍼바이지 집단에서는 평가염려 완벽주의가 자기수용을 떨어뜨려 긍정적 인지대처가 저하되기는 하나 긍정적 인지대처가 직접적으로 수퍼비전 작업동맹에 유의한 영향을 미치지는 않는 것으로 나타났다. 이러한 수퍼비전 작업동맹에 대한 긍정적 인지대처의 역할 차이는 수퍼바이지 발달수준에 따른 인지적 특성에 대한 선행 연구들을 토대로 이해할 수 있다. Skovholt와 Ronnestad(2003)는 발달수준이 낮은 수련생 수퍼바이지들의 경우는 자신의 수행에 대한 높은 기대수준을 가지고 있으나 상담지식과 실제 경험과 같은 신뢰할만한 내적 자원들이 부족하기 때문에 수행불안이 높고 수퍼바이저의 평가에 대한 걱정을 많이 하는 특성을 가진다고 했다. Yerushalmi(1992)도 초심 상담자들은 경험부족과 상담자에게 필요한 다양한 대처전략들이 발달하지 않은 상태이기 때문에 자신에게 일어나고 있는 경험들을 받아들이고 훈습하기가 어렵다고 했다. 이들의 주장은 석사수준의 초심 수퍼바이지와 인턴 혹은 박사과정 중의 숙련 수퍼바이지의 수퍼비전 평가/피드백에 대한 정서 및 인지반응에 대해 살펴본 Heppner와 Roehlke(1984)의 연구결과와도 일치한다. 이들은 초심 수퍼바이지들은 수퍼바이저 평가/피드백에 대해 객관적이고 현실적으로 인식하기보다는 수퍼바이저가 자신들보다 더 전문적이고 권위 있는 존재라고 여기기 때문에 이들의 평가/피드백에 더 예민하고 의존적인 반응을 보이고 높은 평가불안을 나타낸다고 했다. 이와 유사하게 Olk와 Friedlander(1992)도 석사 수준의 초심 수퍼바이지 집단이 숙련 수퍼바이지 집단에 비해 수퍼바이저 평가에 대한 불안이 유의하게 더 높은 것으로 나타났다. 이러한 선행연구결과들은 상담수련생 수퍼바이지들의 경우 수퍼비전에서 경험하는 어려움에 대한 효과적인 인지대처 능력이 충분치 않다는 것을 보여준다. 즉 수련생 수퍼바이지들은 전문적 정체성 미발달과 기술부족에 대한 자기수용이 힘들고 이에 대한 대처능력이 충분히 발달되지 못한 관계로 인지적으로 압도되기 쉽다고 예상된다.

반면 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단에서 긍정적 인지대처가 수퍼비전 작업동맹에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타난 것은 숙련 수퍼바이지들은 수퍼바이저가 전달하는 평가/피드백 내용 자체에 선택적으로 주의를 기울이고 이에 대한 타당성을 인지적으로 평가하는 대처방식을 채택한다고 한 Heppner와 Roehlke(1984)의 주장과 일치하는 결과이다. 또한 상담지식과 경험의 축적에 따른 신뢰할만한 내적 자원들이 늘어나고 효과적인 대처능력도 증진된다는 Skovholt와 Ronnestad(2003) 그리고 Yerushalmi(1992)의 주장과도 맥을 같이하는 결과라 할 수 있다. 따라서 상담수련생 수퍼바이지의 경우에 시간이 지남에 따라 자연스럽게 대처능력이 커질 수도 있지만, 보다 적극적으로 수퍼바이지가 문제 상황에 대한 정확한 이해와 자기수용이 뒷받침된 상태에서 적응적인 대처를 시도할 수 있도록 돕는 효과적인 수퍼바이저 개입전략을 후속연구에서 모색해보는 것 또한 필요하다 하겠다.

마지막으로 평가염려 완벽주의와 수퍼비전 작업동맹의 관계에서 ‘무조건적 자기수용’의 매개효과는 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단의 경우, 평가염려 완벽주의는 자기수용을 떨어뜨리지만, 자기수용이 떨어질수록 수퍼비전 작업동맹이 유의하게 높아지는 것으로 나타났다. 이는 연구가설과 반대되는 결과이다. 선행연구 결과들을 기초로 했을 때 자기수용과 수퍼비전 작업동맹 간의 유의한 부적 관계에 대한 명확한 해석을 하기는 어렵다. 그러나 자기수용에 대한 선행연구와 상담경험이 축적된 상담자들의 내적 특성에 대한 연구들에 기반하여 이해해 볼 수 있다. 최근 무조건적 자기수용과 스트레스 대처의 관계를 살펴 본 김광웅(2007)의 연구에서, 무조건적 자기수용이 높은 사람이 적극적 대처를 많이 하는 것으로 나타났지만 자신의 어려움에 대해 도움을 줄 수 있는 주변 사람들(예, 선생님, 상담자, 부모, 친구 등)에게 지지를 호소하는 ‘사회적 지지추구’ 대처 행동과는 관련성이 없는 것으로 나타났다. 이에 대해 연구자는 ‘무조건적 자기수용’이 높은 사람들은 누군가에게 도움을 구하기보다는 자신이 직접 문제 상황을 해결하고자 하는 독립성과 자율성이 높은 특성을 보이는 것으로 해석하였다. 이러한 특성은 수퍼비전 작업동맹에 시사하는 바가 크다.

수퍼비전 작업동맹은 수퍼바이지와 수퍼바이저 간의 변화를 위한 적극적 협력관계라 할때(Bordin, 1983), 변화하고자 하는 주체인 수퍼바이지가 수퍼바이저에게 자신의 어려움을 개방하고 그에 대한 수퍼바이저의 도움을 받을 수 있을 때 더욱 공고한 수퍼비전 작업동맹이 가능해진다. 따라서 수퍼바이지가 상담수행의 어려움과 개인적 문제에 대처해나가는 과정에서 수퍼바이저를 참여시키지 않고 독립적으로 해결하려 한다면 수퍼비전 작업동맹은 약화될 가능성이 커질 수 있는 것이다. Nye(2007)는 기존의 수퍼바이지 발달모델에서 취하는 수퍼바이지의 의존성과 독립 및 자율성에 대한 입장을 새롭게 조명하였다. 수퍼바이지 발달모델에서 말하는 수퍼바이지 발달과정은 수퍼바이저에 대한 전적인 의존성에서, 의존성에 대한 갈등단계를 거쳐 성숙한 독립성과 자율성의 획득으로 전개된다. 그러나 Nye(2007)는 실제 수퍼비전 현장에서 나타나는 수퍼바이지의 독립성과 자율성의 부정적인 측면과 의존성의 긍정적인 측면에 주목할 것을 강조하였다.

수퍼바이저는 수퍼바이지에게 있어 도약을 위한 발판(scaffolding)과 같은 존재라 할 수 있는데, 수퍼바이지가 ‘모든 것을 다 알고 있어 요’식의 자율적이고 독립적인 태도를 취하는 상황에서는 수퍼바이저는 자신의 전문성을 수퍼바이지를 위해 활용할 수 없게 된다. 이는 수퍼비전 작업동맹뿐 아니라 수퍼비전 성과에도 부정적인 결과를 초래할 수 있음을 의미한다. 따라서 수퍼바이지는 상담수행에 있어 자신이 가진 의문점과 혼란스러움을 기꺼이 수퍼바이저에게 노출하고 수퍼바이저의 전문적 역량을 발판으로 하여 한 단계 도약하기 위해 수퍼바이저에 대한 일시적인 의존성을 편안하게 느낄 필요가 있다. 지속적이고 지나친 의존성은 문제라 할 수 있으나 문제해결을 위한 수퍼바이저의 도움과 지지를 추구하는 차원의 의존성은 긍정적인 특성이라 할 수 있다. Nye(2007)의 주장에 근거해볼 때 본 연구의 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단이 평가염려 완벽주의가 높아 무조건 자기수용이 낮아지나 수퍼비전 작업동맹은 높아진다는 결과는 일시적 의존성의 긍정적인 측면을 뒷받침할 수 있는 근거자료가 될 수 있다. 현재로서는 상담자격증 소지자 수퍼바이지 집단의 자기수용과 수퍼비전 작업동맹의 부적관계가 수퍼바이지의 일시적 의존성의 긍정적 측면을 반영한 것인지 단정하기 어렵다. 이러한 가정적 설명은 추후연구를 통해 확인되어야 할 것으로 보인다.

평가염려 완벽주의의 역기능적인 측면에 대한 많은 관심에도 불구하고 체계적인 변화를 시도하고 그 효과성을 경험적으로 검증하려는 노력은 비교적 최근의 일이다(김윤희, 서수균, 2008). 더불어 수퍼바이지 평가염려 완벽주의가 수퍼비전 장면에 미치는 영향을 실증적으로 확인한 연구 또한 매우 드문 상황이기 때문에, 수퍼비전 작업동맹에 대한 수퍼바이지 평가염려 완벽주의의 부정적 영향에 대한 효과적인 개입전략의 제시는 다분히 제안적인 수준에서 이루어질 수밖에 없다. 앞으로 수퍼바이지 평가염려 완벽주의의 부정적 측면을 완화시키는데 도움이 되는 효과적이고 체계적인 개입전략에 대한 후속연구들이 축적될 필요가 있겠다.

본 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 연구대상자 선정기준에 대한 제한점이다. 시간의 흐름에 따른 왜곡을 방지하기 위해 ‘최근 1년 이내’의 수퍼비전 경험에 국한시켰으나, 현재 진행 중에 있는 경우과 그렇지 않는 경우는 자료의 생생함에 있어 차이가 있겠다. 그리고 한 수퍼바이저에게 모든 수퍼비전을 받았는 경우와 여러 수퍼바이저들과 단 회기 혹은 소수 회기를 나누어 받은 경우를 확인하지 않았다. 추후 연구에서는 수퍼비전 작업동맹에 대한 인식이 보다 명확한 수퍼바이지 집단을 대상으로 진행해볼 필요가 있겠다. 둘째, 상담수련생 수퍼바이지 집단에 대한 연구모형의 설명력에 관련된 제한점이다. 본 연구는 주로 대학원생의 수퍼바이지들을 대상으로 한 수퍼비전 작업동맹의 기존 연구들에 비해 전문적인 상담 장면에서 활동하는 상담자들을 포함시켰다는 점에서는 의의를 찾을 수 있겠으나, 연구모형의 설명력이 상담수련생 수퍼바이지 집단의 경우 현저히 떨어지는 것으로 나타났다. 따라서 후속연구에서 상담수련생 수퍼바이지들의 수퍼비전 작업동맹을 유의하게 예측할 수 있는 변인들의 선정과 이들 변인들 간의 인과적 관계구조 모형을 개발 및 검증할 필요가 있겠다.