서울 및 지방의 4년제 대학생 396명이 연구에 참여하였다. 회수된 설문지 중 응답이 불성실한 자료 3부와 결측치가 있는 자료 36부를 분석에서 제외하여, 총 357부가 분석에 사용되었다. 참여자는 남학생이 186명(52.1%), 여학생이 166명(46.5%), 무응답이 5명(1.4%)이었고, 연령은 17세~32세 사이였으며 평균 21.60 세(SD=2.64)였다. 학년별 분포는 1학년 76명(21.3%), 2학년 109명(30.5%), 3학년 101명(28.3%), 4학년 70명(19.6%), 무응답 1명(0.3%) 이었다. 전공을 살펴보면 인문사회계열이 157명(44.0%), 자연과학계열 73명(20.4%), 공학계열 42명(11.8%), 농학계열 35명(9.8%), 예술체육계열 31명(8.7%), 기타 18명(5.0%), 무응답 1명(0.3%)으로 나타났다.

설문지는 서울과 경기도, 부산, 대구, 대전, 경남 지역의 4년제 대학생을 대상으로 실시하였다. 자기보고식 설문지를 실시하였으며, 참여자들에게 설문지가 연구에 사용되는 것에 동의하는지를 묻고 동의에 표시한 설문지만을 분석에 사용하였다. 그리고 문항의 제시 순서에 의한 순서 효과를 없애기 위해 A형과 B형의 두 가지 유형의 설문지를 제작하여 설문을 실시하였으며, 설문에 참여한 참여자들에게는 1,000원 상당의 답례품을 지급하였다. 설문은 2013년 5월~6월 한 달 동안 이루어졌으며, 설문지 작성에 소요된 시간은 15~20분 정도였다.

사회부과적 완벽주의

대학생들의 사회부과적 완벽주의를 측정하기 위해 Hewitt와 Flett(1991)의 다차원적 완벽주의 척도(HFMPS)의 하위요인인 ‘사회부과적 완벽주의’를 한기연(1993)이 번안한 것을 사용하였다. 척도는 총 15문항으로 ‘전혀 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(7점)’의 7점 척도로 구성되어 있으며, 부정문항은 역채점하였다. 점수가 높을수록 완벽주의 성향이 높음을 의미한다. Hewitt와 Flett(1991)의 연구에서 Cronbach's α는 .87로 나타났고 한기연(1993)의 연구에서는 .76으로 나타났다. 본 연구에서 사회부과적 완벽주의의 Cronbach's α는 .79로 나타났다.

사회적 지지

대학생들이 지각하는 사회적 지지를 측정하기 위해 박지원(1985)이 개발하고 최유열(2012) 이 4점으로 사용한 척도를 5점 척도로 재구성하여 사용하였다. 척도는 25문항으로 정서적 지지, 정보적 지지, 물질적 지지, 평가적 지지의 4개 하위요인으로 구성되어 있다. 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’의 5점 척도이며, 점수가 높을수록 사회적 지지를 더 받는다고 지각하고 있음을 의미한다. 박지원(1985)의 연구에서 사회적 지지의 Cronbach's α는 .94였고, 최유열(2012)의 연구에서 Cronbach's α는 전체 .96, 정서적 지지 .87, 정보적 지지 .91, 물질적 지지 .83, 평가적 지지 .83으로 나타났으며, 본 연구에서의 Cronbach's α는 전체 .96, 하위요인은 각각 .90, .90, .84, .86이었다.

부정적 평가에 대한 두려움

타인으로부터 부정적으로 평가받을 것에 대한 두려움을 측정하기 위해 Watson과 Friend (1969)가 30문항으로 제작한 것을 Leary(1983)가 전체점수와 .50이상의 상관을 보인 12문항만을 뽑아 단축형으로 제작한 부정적 평가에 대한 두려움 척도(BFNE)를 이정윤과 최정훈(1997)이 번안하고 타당화한 것을 사용하였다. 문항은 ‘전혀 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’으로 구성되며, 부정문항은 역채점하였다. 점수가 높을수록 부정적 평가에 대한 두려움이 높음을 의미한다. 이정윤과 최정훈(1997)의 연구에서 Cronbach's α는 .90, 4주 간격 검사-재검사 신뢰도는 .80이었고, 본 연구에서 부정적 평가에 대한 두려움의 Cronbach's α는 .90이었다.

사회적 상호작용 불안

대학생들이 사회적인 상호작용상황에서 느끼는 불안을 알아보기 위하여 Mattick과 Clarke (1998)가 개발하고 김향숙(2001)이 번안 및 타당화한 척도(SIAS)를 사용하였다. 척도는 모두 19문항으로 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(0점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’의 5점 척도로 구성되어 있으며, 부정문항은 역채점하였다. 점수가 높을수록 사회적 상호작용 과정에서 겪는 불안을 많이 느끼는 것을 의미한다. 김향숙(2001) 의 연구에서 Cronbach's α는 .88에서 .94로 나타났고 4주 간격 검사-재검사 신뢰도와 12주 간격의 검사-재검사 신뢰도는 .92로 나타났다. 본 연구에서 Cronbach's α는 .92로 나타났다.

사회적 공포

대학생들이 수행상황에서 느끼는 불안을 알아보기 위하여 Mattick과 Clarke(1998)가 개발하고 김향숙(2001)이 번안 및 타당화한 척도(SPS)로 모두 20문항으로 ‘전혀 그렇지 않다(0점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’의 5점 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 수행 상황에서의 불안이 높음을 의미한다. 김향숙(2001)의 연구에서 Cronbach's α는 .89에서 .95로 나타났고 4주 간격 검사-재검사 신뢰도는 .91, 12주 간격의 검사-재검사 신뢰도는 .93이었다. 본 연구에서 Cronbach's α는 .95였으며, 사회불안 전체의 Cronbach's α는 .96으로 나타났다.

사용된 척도들의 신뢰도 분석을 위해 Cronbach’s α를 살펴보았고, 각 변인들의 일반적인 특성과 변인 간 관계를 알아보기 위해 기술통계분석, 상관분석을 실시하였다. 구조 방정식 모형검증을 위해서는 결측치가 없어야 하기 때문에 결측치가 있는 자료는 분석에서 제외하였다. 다음으로 앞서 각 변수들이 다변량 정규분포를 따르는지 확인하기 위해 왜도, 첨도와 이상치를 점검하였다. 왜도와 첨도는 왜도 2이상 혹은 첨도 7이상인 경우가 아니면 추정에 영향을 주지 않는다는 West, Finch와 Curran(1995)의 기준에 따라 검토하였다. 추정방법으로는 최대우도법(Maximum Likelihood: ML)을 사용하였다. 이 때 사회부과적 완벽주의와 부정적 평가에 대한 두려움은 단일변인이었기 때문에 Russel, Kahn, Spoth와 Altmaier(1988)의 권유에 따라 3개의 문항꾸러미(Item-Parcell)로 나누어 측정변수를 만들었다. 모형검증은 측정모형을 먼저 확인한 이후에 구조모형을 추정하는 Anderson과 Gerbing(1988) 의 2단계 분석방법을 사용하였다. 2단계 분석에 따라 1단계에서는 우선 각 척도별로 문항 꾸러미를 구성하여 측정변수를 만들고, 이를 이용하여 측정변수들이 잠재변수를 제대로 측정하는지 알아보는 측정모형검증을 실시하였고, 2단계에서는 1단계에서 만들어진 측정변수와 잠재변수를 토대로 구조모형을 추정하였다. 모형적합도 지수는 표본 크기에 대한 민감성, 모형의 간명성, 해석가능성 등을 모두 고려하기 위해 TLI, CFI, RMSEA를 사용하였다. TLI, CFI는 상대적 적합도 지수로 .90이상 혹은 .95이상이면 모형의 적합도가 좋은 것으로 해석한다(배병렬, 2011). 반면 RMSEA는 절대적 적합도 지수로 .05이하일 때 좋은 적합도로 판정되고 .08이하이면 보통 적합도, .10이상이면 나쁜 적합도로 판정된다(Hu & Bentler, 1999).

그리고 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계에서 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움의 관계성 및 영향력을 설명하는 최적 모형을 알아보기 위하여 연구모형과 경쟁모형을 비교하였다. 연구모형과 경쟁모형이 내재된 모형(Nested Model)이었기 때문에 모형 간적합도를 비교하기 위해 χ² 차이검증을 실시하였다(김주환, 김민규, 홍세희, 2009; 배병렬, 2011). 검증된 모형에서 매개효과의 유의성은 Shrout와 Bolger(2002)의 권유에 따라 부트스트랩 절차를 사용하여 검증하였으나, 부트스트랩은 매개변인이 두 개 이상일 경우 전체 매개효과 및 유의도를 제시하지만 개별간접경로 및 유의도 검증결과를 제시하지 않는 한계가 있기에(서영석, 2010) Sobel test를 이용하여 매개변인 각각의 효과성을 검증하였다. Sobel test는 독립변인(X)이 매개변인(M)을 거쳐 종속변인(Y)에 영향을 미치는 간접효과의 유의성을 검증하는 것으로(Baron & Kenny, 1986) Z_ab 값이 1.96보다 크거나 -1.96보다 작으면 “매개변인 (M)의 매개효과의 크기는 0이다”라는 영가설을 기각하는 방법이다. 따라서 이 조건을 만족해야 통계적으로 매개효과가 유의미하다고 볼 수 있다(Sobel, 1982). 모든 통계분석에는 PASW Statistic 18.0과 AMOS 18.0이 사용되었다.

연구모형을 검증하기 전에 예비분석으로 변인들 간의 평균, 표준편차, 상관을 분석하였으며 그 결과를 표 1에 제시하였다. 사회부과적 완벽주의는 사회적 지지(r=-.31, p<.01)와 부적 상관이, 부정적 평가에 대한 두려움(r=.45, p<.01)과 사회불안(r=.38, p<.01)과는 정적 상관이 있는 것으로 나타났고, 사회적 지지는 부정적 평가에 대한 두려움(r=-.18, p<.01)과 사회불안(r=-.45, p<.01)과 부적 상관이 있는 것으로 나타났다. 부정적 평가에 대한 두려움은 사회불안(r=.48, p<.01)과 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 사회부과적 완벽주의가 높을수록 지각하는 사회적 지지의 수준은 낮고, 부정적 평가에 대한 두려움과 사회불안의 수준은 높음을 의미한다. 그리고 지각된 사회적 지지가 낮을수록 부정적 평가에 대한 두려움과 사회불안은 높고, 부정적 평가에 대한 두려움이 높을수록 사회불안 역시 높아짐을 의미한다.

문항꾸러미를 통해 만들어진 측정변수들의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도 및 상관계수를 표 2에 제시하였다. 측정변수들이 잠재변수를 적절하게 측정하는지를 확인하기 위하여 측정모형 검증을 실시한 결과, χ² (df=48, N=357)= 108.204(p<.001)였고 TLI=.974, CFI=.981, RMSEA=.059(신뢰구간 90% .044-.074)로 좋은 적합도를 나타내어 측정모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다.

West 등(1995)의 기준에 따라 측정변수들이 정규분포를 이루고 있는지 검토한 결과 왜도는 -.73에서 1.20, 첨도는 -.23에서 1.00의 값을 가지는 것으로 나타나 정규분포 상에 있음을 가정할 수 있었다. 측정변수간의 상관을 살펴보면 사회부과적 완벽주의의 하위요인들은 사회적 지지의 하위요인들과는 부적 상관을, 부정적 평가에 대한 두려움과 사회불안의 하위 요인들과는 정적 상관을 나타내었다. 사회적 지지의 하위요인들은 부정적 평가에 대한 두려움, 사회불안의 하위요인들과 부적 상관을 나타내었고, 부정적 평가에 대한 두려움의 하위요인들은 사회불안의 하위요인들과 정적 상관을 나타내었다. 모든 상관계수는 유의수준 .01 혹은 .05에서 유의한 것으로 나타났다.

각 변인들의 하위요인의 요인부하량은 표 3에 제시하였다. 사회부과적 완벽주의의 하위 요인들은 .69에서 .90, 사회적 지지는 .85에서 .95, 부정적 평가에 대한 두려움은 .88에서 .91, 사회불안은 .79에서 .98의 요인부하량을 갖는 것으로 나타났고, 모든 측정변인의 요인부하량은 통계적으로 유의하였다(p<.001). 따라서 본 연구에서 12개의 측정변수로 4개의 잠재변인을 측정하는 것이 적합함을 알 수 있었다.

사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계를 설명하는 연구모형과 경쟁모형 중 가장 적합한 모형을 찾기 위해서 연구모형과 경쟁모형 1, 2, 3을 비교하였다. 경쟁모형 1은 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움간의 직접경로가 제외된 부분매개모형이고, 경쟁모형 2는 사회적으로 부과된 완벽주의와 사회불안간의 직접경로가 제외된 부분매개모형이며, 경쟁모형 3은 사회적으로 부과된 완벽주의와 사회불안간의 직접경로와 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움간의 직접경로가 제외된 완전매개모형이다.

표 4에 제시된 바와 같이 연구모형과 경쟁모형 1, 2, 3 모두 TLI, CFI가 .90 이상으로 좋은 적합도를 보이며, RMSEA도 .08이하로 보통의 적합도를 보여 네 모형이 모두 자료에 적합함을 알 수 있다. 다음으로 연구모형과 경쟁모형 1, 2, 3은 내재된 모형이므로 χ² 차이검증을 실시하였다. 연구모형과 경쟁모형 1을 비교하면 ∆ χ² (1)=.06(p<.001)으로, 자유도가 1일 때 유의한 차이를 의미하는 값인 3.84보다 작아 두 모형은 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다. 따라서 두 모형 중에서 간명한 모형인 경쟁모형 1이 더 적합한 것으로 나타났다. 연구모형과 경쟁모형 2를 비교한 결과 ∆ χ² (1)=2.93(p<.001)으로 χ² 의 차이가 유의하지 않아 경쟁모형 2가 더 적합한 것으로 나타났으며, 연구모형과 경쟁모형 3을 비교한 결과 ∆ χ² (2)=2.96(p<.001)으로 자유도의 차이가 2일 때 χ² 의 차이값은 5.99보다 작아 두 모형의 차이가 유의하지 않은 것으로 나타났다. 따라서 모든 모형이 적합한 모형이라고 할 수 있지만 그중에서도 가장 간명한 모형인 경쟁모형 3을 최종모형으로 선택하였다. 최종모형의 적합도는 TLI=.975, CFI=.981, RMSEA=.059로 자료를 가장 잘 설명하는 모형임을 알 수 있었다.

사회부과적 완벽주의, 사회적 지지, 부정적 평가에 대한 두려움, 사회불안의 관계를 가장 잘 설명하는 최종모형의 모수추정치를 그림 2에 제시하였다. 모수추정치를 살펴본 결과 모든 경로계수가 유의함을 알 수 있었으며 이를 각각 살펴본 결과는 다음과 같다. 사회부과적 완벽주의는 사회적 지지(B=-.29 p<.001)에 부적 영향을 미치고, 부정적 평가에 대한 두려움(B=.49, p<.001)에는 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 완벽주의 성향이 높을수록 지각하는 사회적 지지의 수준은 낮고, 부정적 평가에 대한 두려움은 높아짐을 의미한다. 사회적 지지는 사회불안(B=-.50, p<.001)에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났으며 이는 지각하는 사회적 지지의 수준이 높을수록 사회적 상황에서의 불안수준이 낮음을 의미한다. 부정적 평가에 대한 두려움은 사회불안(B=.43, p<.001)에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 자신이 부정적으로 평가를 받을 것이라는 생각에 대해 느끼는 두려움의 수준이 높을수록 사회적인 상호작용 상황이나 다른 사람들이 보는 특정상황에서의 불안수준이 높음을 의미한다.

자료에 적합한 것으로 확인된 최종모형에서 변수들의 간접효과가 통계적으로 유의한지를 알아보기 위해 부트스트랩(Bootstrap) 절차를 사용한 결과를 표 5에 제시하였다. 원자료(N=357)에서 무선 표집으로 생성된 10,000개의 표본이 모수추정에 사용되었으며, 신뢰구간은 95%로 설정하였다. 결과를 살펴보면 유의수준 .05에서 모든 직ㆍ간접효과의 경로계수가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 사회부과적 완벽주의가 사회불안에 미치는 영향에서 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움의 매개효과가 통계적으로 유의함을 의미한다.

마지막으로 사회적으로 부과된 완벽주의와 사회불안의 관계에서 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움 개별 변인의 영향력을 알아보기 위해 Sobel test절차를 실시한 결과를 표 6에 제시하였다. 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계에서 사회적 지지가 매개하는 경로의 Sobel test(z)=5.13(p<.001)으로 나타났고, 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계에서 부정적 평가에 대한 두려움이 매개하는 경로의 Sobel test(z)=6.34(p<.001)로 나타나 두 매개변인의 각각의 매개효과는 유의한 것으로 나타났으며, 사회적 지지의 매개효과보다 부정적 평가에 대한 두려움의 매개효과가 더 큰 것으로 나타났다.

본 연구에서는 대학생들의 사회불안에 영향을 미치는 요인을 살펴보고, 사회부과적 완벽주의 성향이 있는 대학생들이 어떤 과정으로 사회불안을 겪게 되는지를 이해하고자 하였다. 이를 위해 선행 연구결과를 바탕으로 사회부 과적 완벽주의, 사회적 지지, 부정적 평가에 대한 두려움, 사회불안의 관계에 대한 모든 경우의 수를 고려하여 연구모형과 경쟁모형을 설정한 후, 적합도를 비교하여 변수들 간의 관계를 가장 잘 설명하는 모형을 탐색적으로 알아보고자 하였다. 연구의 결과를 바탕으로 주요 시사점을 논하면 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 사회적으로 부과된 완벽주의와 사회불안의 관계에서 개인이 지각하는 사회적 지지를 사회적 지지로 정의하고 그 영향력을 검증하였다는 점에서 의의가 있다. 완벽주의와 사회불안의 관계에 관한 연구는 국내는 물론 해외에도 다수 존재하고 있다(김나예, 2012; 김민선, 서영석, 2009; 김성주, 2012; 최은비, 2009; Blatt, 1995; Flett & Hewitt, 2002; Wei, Mallinckrodt, Russell, & Abraham, 2004). 또한 많은 연구자들이 그 관계에서 부정적 평가에 대한 두려움, 긍정적 평가에 대한 두려움, 자기제시동기, 자의식, 인지적 정서조절 등과 같은 인지적 성향과 관련된 요인을 매개변인 혹은 조절변인으로 설정하여 연구하였다. 하지만 불안 및 스트레스의 수준을 낮추어주고 있는 사회적 지지를 매개변인으로 사용한 연구는 많이 존재하지 않았다. 완벽주의와 불안 혹은 스트레스의 관계에서 사회적 지지의 효과를 밝히고자 한 국내의 연구로는 청소년의 완벽주의 성향과 사회적 지지가 수행불안에 미치는 영향을 연구한 최은비(2009), 여대생의 완벽주의와 취업스트레스의 관계에서 사회적 지지의 매개효과를 확인한 이은지(2010)의 연구 등이 있었다. 각각의 연구에서 사회적 지지가 불안 혹은 스트레스의 수준을 낮춰주는 역할을 하는 것은 본 연구에서 사회적 지지의 역할과 같았지만 기존의 연구는 청소년, 여대생이라는 한정적인 범위를 대상으로 이루어진 연구였기에 보다 더 넓은 대상인 대학생의 사회불안을 이해하기에는 한계가 있었다. 따라서 본 연구는 사회불안이 사회적 상황과 관련 되어 있는 만큼 개인이 지각하는 사회적 지지의 수준 또한 대학생의 사회불안을 이해하는데 중요한 역할을 하고 있음을 밝히고자 하는데 의의가 있다.

둘째, 사회부과적 완벽주의 성향이 높을수록 지각하는 사회적 지지는 낮고, 부정적 평가에 대한 두려움은 높은 것으로 나타났다. 또한 사회적 지지는 낮을수록, 부정적 평가에 대한 두려움은 높을수록 사회불안은 높은 것으로 나타났다. 이는 연구자의 첫 번째 가설을 지지하는 결과로 사회부과적 완벽주의와 부정적 평가에 대한 두려움이 사회불안에 정적인 영향을 미친다는 선행연구(김민선, 서영석, 2009; 조용래, 원호택, 1999; Arnkoff & Glass, 1989; Clark & Wells, 1995)와 일치하는 결과였다. 즉, 부정적 평가에 대한 두려움을 지닌 사람은 타인들에게 인정을 받아야 하고, 자신이 항상 완벽해야 한다고 믿기 때문에(Deffenbacher, Zwemer, Whiman, Hill, & Sloan, 1986) 불안해지는 것에 대해 지나치게 걱정하는 경향을 나타낸다고 해석할 수 있다. 뿐만 아니라 본 연구의 결과는 사회적 지지가 불안에 부적인 영향을 미친다는 선행연구(신노라, 안창일, 2004; 최은비, 2009; 홍정무, 2005; Billings & Moos, 1981)와도 일치하였다. 사회적으로 부과된 완벽주의 성향이 높은 사람들은 다른 사람과의 관계에서 타인의 기대, 평가, 인정 등을 추구하기 때문에 정서적 문제와 관련될 가능성이 크다(한기연, 1993). 즉 사회부과적 완벽주의자들은 타인이 기대하는 수행을 자신의 기준으로 정해서 행동하므로 타인의 평가에 매우 민감하며, 타인을 비지지적이라 생각한다. 이는 결국 사회적인 상황에서 불안을 겪을 수 있는 것과 연결되는 것으로 나타났다.

셋째, 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계에서 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움의 매개효과를 확인한 결과, 두 매개변인은 유의한 매개효과를 가지고 있었으며 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계를 완전히 매개하는 것으로 나타났다. 이는 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움이 사회부 과적 완벽주의와 사회불안의 사이를 부분매개 할 것이라는 연구자의 가설과는 다르게 나타난 결과이며, 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 관계에서 부정적 평가에 대한 두려움의 매개효과를 살펴본 선행연구(김성주, 2012; Frost & DiBartolo, 2002)에서 부정적 결과에 대한 두려움이 평가염려 완벽주의와 사회불안의 관계를 부분매개한 것과는 다르게 나타난 결과이다. 구체적으로 살펴보면 사회부과적 완벽주의 성향이 강할수록 부정적 평가에 대한 두려움이 높아지고, 부정적 평가에 대한 두려움을 강하게 느낄수록 사회불안이 높아지는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 사회부과적 완벽주의가 직접적으로 사회불안을 유발하기 보다는 부정적 평가에 대한 두려움을 통하여 간접적으로 사회불안에 영향을 미치고 있음을 나타낸다. 즉 타인의 기대에 부응하고 타인의 인정을 받고자 노력하는 사회부과적 완벽주의 자들은 어린 시절부터 부모님의 높은 기대를 맞추어야 한다고 생각할 뿐만 아니라 그러한 신념이 대학생이 되어서도 이어지기 때문에 타인의 부정적인 평가를 받는 것에 대하여 염려하게 된다(Wu & Wei, 2008). 타인들로부터 부정적으로 평가받는 것을 두려워하는 것은 자신이 수용 또는 거절당하는 것과 직접적으로 연관되기 때문에 결국 사회불안을 증가시키게 된다고 할 수 있는 것으로 보여진다.

한편 사회적 지지 역시 사회부과적 완벽주의와 사회불안의 사이를 완전매개하는 것으로 나타났는데, 이 또한 사회부과적 완벽주의가 사회적 지지를 통하여 간접적으로 사회불안에 영향을 미치고 있다는 것을 의미한다. 타인이 자신에게 높은 기준을 부여했다고 생각하며 그에 부응하는 행동을 하는 사회부과적 완벽주의자는 초점이 자신이 아닌 타인에게 맞추어져 있기 때문에 자신의 수행이나 행동에 대해 타인으로부터 지지를 받는 정도를 적게 느낄 수 있다는 것 또한 확인되었다. 이는 사회부과적 완벽주의와 사회적 지지의 관계를 연구한 선행연구와 같은 결과로 나타났다(홍정무, 2005; Mackinnon et al., 2011; Sherry & Hall, 2009; Sherry et al., 2008). 하지만 사회적 지지의 경우 개인의 지각수준과 같은 주관적인 평가에 기초하기 때문에 사회부과적 완벽주의자들의 인지능력과 지각수준에 따라 지지 수준이 달라질 수 있다. 즉 타인이 보기에 지지 수준이 낮아 보이더라도 본인이 충분한 지지를 받고 있다고 지각한다면 사회불안을 낮추는데 도움이 될 수 있다. 이는 실제 상담 장면에서 내담자 본인의 의지로 사회불안의 수준을 낮출 수 있음을 의미한다.

넷째, 매개변인 각각의 유의성을 검증한 결과, 사회적 지지의 수준보다 부정적 평가에 대한 두려움의 수준이 사회불안에 더 많은 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 완벽주의와 사회불안의 관계에서 인지적 요인의 중요성을 다시 한 번 확인한 결과라고 할 수 있다. Rapee와 Heimberg(1997)에 의하면 다른 사람들의 평가기준을 예측하는 사람들은 부정적인 자기 표상으로 인해 자신의 수행이 예측된 평가기준에 미치지 못할 것이라고 예상하게 되고, 부정적 평가에 따른 사회적 결과를 과도하게 생각하게 된다. 부정적인 평가를 예상함으로써 생리적, 인지적, 행동적 측면에서 불안이 발생하게 되고, 이는 다시 자신의 외모나 행동에 대한 정신적 표상에 영향을 미친다고 하였다. 그리고 이 과정은 순환적 절차로 일어난다. 따라서 인지적 모델 혹은 다른 인지적 요인을 변인으로 설정하여 후속연구를 한다면, 부정적 평가와 관련된 정보 처리의 왜곡과 편향이 사회불안의 발생과 유지에 기여 하는지에 초점을 두고 살펴볼 수 있을 것이다.

본 연구는 실제 상담 장면에서 다음과 같은 도움을 줄 수 있을 것으로 기대된다.

대학생들은 사회부과적 완벽주의 성향이 높을수록 부정적인 평가에 대한 두려움을 크게 느끼고, 부정적 평가에 대한 두려움이 클수록 사회불안이 높은 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 사회불안을 호소하는 대학생들을 상담할 때 그들의 완벽주의 성향이 오히려 부정적 평가에 대한 두려움을 발생시켜 사회적인 상황에서 불안을 느끼는 것을 이해하는 데에 도움이 될 것으로 보여 진다. 즉 완벽하려는 태도를 보이는 대학생들은 자신이 불완전하면 부정적으로 평가되거나 거절을 당할지도 모른 다는 생각 때문에 대부분 비판에 방어적으로 반응하게 된다. 하지만 이런 반응이 완벽주의 자들이 가장 두려워하는 인정받지 못하는 상황을 만들고, 사회적 상황에서 고립되거나 수행에 대해 불안을 느끼게 된다는 것을 이해하게 될 것이다. 사람이 친밀해지기 위해서는 내가 어떤 사람인지 알리는 일이 필요한데, 여기에는 자신의 장점뿐만 아니라 인간적인 결점, 속상했던 기억들을 수용하는 것이 포함 된다. 하지만 완벽주의자들은 있는 그대로의 모습이 수용된 경험이 부족하고 본래 자신의 모습을 드러내면 사람들이 자신을 싫어할 것이라는 두려움 때문에 자신의 나약함을 드러내는 것을 어려워하며, 자기개방과 자기표현을 하는 것을 두렵게 느낀다고 알려져 있다(정승진, 2008). 그 결과 ‘인정받기 위해서는 완벽해야 한다’는 비합리적 신념이 강화되어 다른 사람의 비판이나 부정적인 평가에 대해 더 민감해지며, 이는 다시 다른 사람과 함께 하는 상황에서 불안을 느끼게 된다는 것을 이해하는 것에 도움이 될 것이다. 따라서 상담 장면에서 상담자는 내담자가 객관적인 상황을 인지하고, 자신의 모습을 인정하는 연습을 할 수 있도록 도와주는 자세가 필요할 것이며, 궁극적으로는 타인이 기대하는 수준이 아닌 자기 자신의 성취에 만족할 수 있도록 도와주는 자세가 필요할 것이다. 아울러 인지적인 측면에서 떠오르는 자동적 사고(예: “저 사람은 나를 싫어할 거야”, “내가 이것밖에 못하다니, 나는 무능력해” 등), 비합리적인 신념(예: “발표를 못하다니 나는 멍청해, 멍청한 나는 실패한 사람이야” 등)을 조금 더 합리적인 사고(예: “저 사람이 내 말에 단답으로 대답했지만 나를 싫어해서 그런 건 아니야”, “발표를 할 때 말을 조금 더듬긴 했지만 실패자가 된 건 아니야” 등)로 대체하는 개입을 할 수 있을 것이다.

또한 사회부과적 완벽주의 성향이 높을수록 지각하는 사회적 지지의 수준은 낮고, 그 결과 사회불안의 수준이 높아지는 것으로 나타났다는 결과는 내담자 본인이 지각하는 지지의 수준에 따라 그가 느끼는 사회불안의 수준이 조절될 수 있음을 의미한다. 따라서 상담자는 지지적이고 수용적으로 내담자와 관계를 형성하여 내담자가 느끼는 사회적인 불안의 수준을 낮출 수 있도록 해야 할 것이다. 더하여 상담자는 내담자가 지각하지 못한 주변의 지원 및 지지 체계를 반영하고, 내담자가 그를 인식하게 함으로써 사회적 상황의 불안에 대하여 대처할 수 있는 안전기지를 만들어 줄 수 있다. 내담자가 자신이 주변 사람들로부터 다양한 지지를 받고 있다는 것을 알게 된다면 스스로 여유를 가지고, 다양한 상황에서 보다 더 적응적인 수행을 하는 데 도움이 될 것이다.

이 외에도 사회공포증에 효과적인 것으로 알려진 인지행동적 집단상담(권석만, 2013) 역시 내담자의 적응을 돕는 데 이용될 수 있다. 즉 내담자가 사회적 상황에서 갖는 자신과 상황에 대한 부정적 사고와 비합리적인 신념을 보다 긍정적이고 합리적인 사고로 수정하는 인지적 재구성, 집단원들 앞에서 발표를 하는 것과 같이 두려워하는 상황에 대한 반복적인 노출, 발표자와 청중의 역할을 연습해보는 역할 연습, 불안을 이완시키는 이완훈련 및 심상법 등을 통해 사회적인 상호작용이나 타인의 평가에 민감한 내담자들을 도울 수 있을 것이다. 개인상담은 1대 1로 진행되지만 집단 상담은 지도자를 포함하여 여러 명의 집단원들이 참여한다. 그러므로 사회불안을 겪는 내담자들에게 집단상담은 그들이 가진 어려움을 극복하고자 한 걸음을 내딛는 시도이며, 부정적 평가를 받을 수 있는 상황을 비롯한 다양한 상황에서의 대처반응과 대인관계 유형 등을 학습해볼 수 있는 기회가 될 수 있다. 그리고 집단상담에서 중요한 치료적 요인으로 작용하는 집단내의 응집력(Yalom & Leszcz, 2008)은 집단원 개개인에게 사회적 지지와 같은 자원으로 용기를 심어주는 역할을 함으로써 사회적인 상황에서 그들이 조금 더 안정감을 가질 수 있게 도와줄 것이다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 서울과 경기도, 부산, 대구, 대전, 경남 지역의 4년제 대학생을 대상으로 실시되었기 때문에 우리나라 대학생들의 특성으로 일반화하는 데 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 더욱 더 다양한 지역과 다양한 학교의 대학생을 대상으로 연구를 진행하는 것이 필요할 것이다. 더 나아가 대학생 외의 집단(예: 청소년, 직장인 등)에는 동일한 연구 결과를 적용하기에 한계가 있으므로 다양한 연령대 및 교육배경, 생활환경을 가진 사람들을 대상으로 한 후속연구가 필요하다.

둘째, 매개변인으로 설정된 사회적 지지와 부정적 평가에 대한 두려움에 관한 선행연구가 다른 변인의 선행연구에 비해 부족했다는 점이다. 변인 간 관계를 확인하기 위한 탐색적인 연구였기에 이진숙과 현명호(2012)의 연구를 토대로 두 변인간의 부적인 관계를 가정하였고, 상관분석 결과 두 변인 간 부적상관이 있다는 것을 확인하였다. 하지만 모형검증 단계에서는 두 변인이 유의한 관계를 갖지 않는 것으로 나타났다. 이에 후속연구에서는 두 변인의 인과관계를 확인하여 관계의 방향을 명확히 확인할 필요가 있는 것으로 보여 진다.

셋째, 최종모형에 관한 추후 확인이 필요하다는 점이다. 본 연구는 사회불안이 발생하고, 유지되는 것에 기여하는 완벽주의의 특성을 이해하고자 하였고, 선행연구를 토대로 사회적 지지 및 부정적 평가에 대한 두려움을 매개변인으로 설정한 후 모든 경우의 수를 고려하여 모형을 비교하였다. 다양한 연구에서 사회적 지지 및 부정적 평가에 대한 두려움의 부분매개효과는 확인되었지만, 본 연구에서는 두 매개변인이 완전매개효과를 가지는 모형이 채택되었다. 따라서 모형의 안정성 및 일반화와 관련해서 다른 대학생 집단을 대상으로 한 추가적인 연구가 필요한 것으로 보여 진다.