다양한 적응적 특성 중에서 자기자비와 낙관적 성향을 매개변인으로 선정한 이유는, 무엇보다도 두 가지 특성 모두 학습을 통해 길러질 수 있고 따라서 상담 및 교육 분야에서 효과적인 개입의 초점이 될 수 있기 때문이다 (McKay & Fanning, 2000; Seligman, 1995). 또한 본 연구에서 심리내적 고통인 심리적 디스트레스와 환경에서 경험하는 대인관계문제를 준거변인으로 동시에 채택한 점을 고려하여, 매개변인 역시 내적 견해인 자기자비와 환경 및 타인에 대한 인식을 반영하는 낙관적 성향을 동시에 설정함으로써 준거변인에 미치는 통합 적인 영향력을 확인하고자 하였다.

최근 들어, 자신에 대한 긍정적 관점인 자기자비(self-compassion)가 대인관계문제 및 심리적 디스트레스 극복에 유용한 적응적 특성으로 주목 받고 있다. 자기자비는 스스로에게 자비를 베푸는 것으로, 자기친절, 보편적 인간 성, 마음챙김 등으로 구성된 복합 개념이다(Neff, 2003a; Neff 2003b). 구체적으로, 자기친절(self-kindness)은 자신의 부적절함을 판단하거나 스스로를 비난하는 대신 자신에게 친절한 태도를 유지하는 것을 의미한다. 보편적 인간성(common humanity)은 고통이나 실패를 인간의 불가피한 경험으로 인식하고, 심리적으로 고립되지 않으며, 타인과 유대감을 형성하려고 노력하는 것을 의미한다. 마지막으로, 마음 챙김(mindfulness)은 고통스러운 감정이나 생각에 압도되지 않고 균형 잡힌 시각으로 그것을 알아차리는 것을 말한다. 한편, 자기자비는 자신의 부족함마저 있는 그대로 수용하는 것을 특징으로 하기 때문에(Neff, 2003a), 치유의 근본으로 간주되는 자기수용의 의미를 포함한다고 볼 수 있다(진현정, 이기학, 2009). 더욱이, 자기자비는 사고와 정서에 대한 알아차림(마음챙김), 즉 상위인지기술을 통해(김경의, 이금단, 조용래, 채숙희, 이우경, 2008) 일상에서의 자기수용을 증가시킬 것을 강조한다는 점에서(이현주, 2009), 자기수용의 개념이 구체적으로 제시하지 못하는 자기수용에 이르는 방법적인 부분들을 포함하고 있다.

자기자비가 자기 자신에 대한 긍정적 관점 이라면, 낙관적 성향(optimism)은 환경에 대한 긍정적 관점을 의미한다. 낙관적 성향은 미래에 대해 긍정적으로 기대하고 전망하는 인지적 성향을 의미하는데(권석만, 2008), 낙관적 성향이 강한 사람은 직면하고 있는 문제가 해결 가능하다고 간주하고 문제해결을 위해 적극적으로 노력한다(Scheier, Carver, & Bridges, 2002). 내담자의 대인관계문제 및 심리적 디스트레스를 다루기 위해서는 내담자 스스로에 대한 관점뿐만 아니라 환경에 대한 인식의 변화를 통해 내담자가 문제해결을 위해 노력하는 것이 중요하다. 즉, 내담자가 회피해 왔던 현실적인 문제들을 새로운 관점에서 바라보고 문제해결을 위해 노력할 수 있도록 동기화시키는 것이 중요할 수 있다. 다음에서는 선행 연구결과를 토대로 본 연구에서 채택한 주요 변인 간 관련성을 살펴보고자 한다.

자기자비 수준이 높은 사람은 정서적 안정감을 바탕으로 균형 잡힌 시각에서 자신의 어려움을 조망하기 때문에 집착하고 있는 해로운 행동을 포기하고 스스로에게 필요한 행동을 취함으로써(이우경, 방희정, 2008) 심리적 디스트레스를 적게 경험할 것으로 기대된다. 실제로, 경험적인 연구들은 자기자비가 심리적 디스트레스와 부적 관련성이 있는 것으로 보고하고 있다(유연화, 이신혜, 조용래, 2010; Leary, Tate, Adams, Allen, & Hancook, 2007; Neff, 2003b; Raes, 2010; Raque-Bogdan, Erickson, Jakson, Marti, & Bryan, 2011). 또한 Leary 등 (2007)은 자기자비 수준이 높은 사람들이 타인의 부정적 피드백에 덜 민감하게 반응하기 때문에 대인관계문제를 적게 경험할 것으로 추론하였는데, 진현정과 이기학(2009)의 연구에서 자기자비는 긍정적 대인관계와 정적 관련성이 있는 것으로 나타났다. 이에 본 연구에서는 자기자비와 대인관계문제, 자기자비와 심리적 디스트레스 간에 직접경로를 각각 설정하고, 자기자비 수준이 높을수록 대인관계 문제와 심리적 디스트레스 수준이 낮을 것으로 가정하였다.

낙관적 성향은 그 특성상 개인으로 하여금 적극적 행동과 유연한 대처전략을 사용하게 하고(권석만, 2008; Carver, Scheier, & Segerstrom, 2010; Solberg & Segerstrom, 2006), 사회적 지지를 더 많이 지각하게 함으로써(김민정, 이희경, 2009; 신현숙, 2005; Carver et al., 2010; Dougall, Hyman, Hayward, McFeeley, & Baum, 2001) 심리적 디스트레스를 극복하는데 긍정적 기여를 할 가능성이 크다. 실제로 많은 연구에서 낙관적 성향이 높을수록 적응을 잘하고 심리적 디스트레스를 덜 경험하는 것으로 나타났다(이지연, 임성문, 2006; Aspinwall & Taylor, 1992; Brissertte, Scheier, & Carver, 2002; Scheier, Carver, & Bridges, 1994; Peterson & Vaidya, 2001). 또한 낙관적인 사람들은 관계 안에서 긍정적인 측면을 발견하는 등 관계유지에 도움이 되는 행동을 많이 하기 때문에 타인에게 호감을 주고 관계만족이 높을 것으로 예상된다(Carver et al., 2010). 실제로, 낙관적 성향 증진 프로그램 실시 후 대인관계문제가 완화되었다는 연구결과들이 보고되었다(김춘옥, 2010; 장옥란, 2006; 최우경, 2009). 따라서 본 연구에서는 낙관적 성향과 대인관계문제, 낙관적 성향과 심리적 디스트레스간에 직접 경로를 각각 설정하고, 낙관적 성향 수준이 높을수록 대인관계문제와 심리적 디스트레스 수준이 낮을 것으로 가정하였다.

한편, 일부 학자들은 자기자비와 낙관적 성향의 관련성을 보고하였다(Neff, Kirkpatric, & Rude, 2007; Neff & Vonk, 2009). 예를 들어, Neff와 Vonk(2009)는 자신과 타인에 대한 자비로운 마음이 즐거움 및 활력과 관련 있는 좌측전두엽피질을 활성화시킨다는 연구결과(Lutz, Greischar, Rawlings, Ricard, & Davidson, 2004)를 토대로, 자기자비가 낙관적 성향에 정적인 영향을 미칠 것으로 추론하였다. 또한 자기자비 수준이 높은 사람들은 일이 잘못될 것이라는 막연한 걱정을 적게 하고(Raes, 2010), 지나간 일이나 부적절한 감정에 얽매이는 경향이 적기 때문에 부정적인 사건 속에서도 긍정적인 측면을 발견하려 한다(Neff & Vonk, 2009). 이에 본 연구에서는 자기자비와 낙관적 성향 간에 직접경로를 설정하고, 자기자비 수준이 높을수록 낙관적 성향 수준 또한 높을 것으로 가정하였다.

자기자비 개념을 제안한 Neff(2003a)는 부모의 따뜻하고 일관된 돌봄을 통해 아동의 자기 자비가 발달한다고 주장하였는데, 이후 Neff와 McGehee(2010)는 부모애착과 자기자비가 서로 관련 있는 것으로 보고하였다. 한편, Germer (2009)는 자기자비가 의미 있는 타인과의 관계에서 다시 길러질 수 있다고 주장하였는데, 이는 아동기 부모와의 관계에서 뿐 아니라 이후 발달시기(예, 성인기)에 맺는 부모 이외의 관계에서도 자기자비가 발달할 수 있음을 시사한다. 최근 수행된 경험적인 연구들은 성인 애착과 자기자비의 관련성을 지지하고 있다(Raque-Bogdam et al., 2011; Wei, Liao, Ku, & Shaffer, 2011). 구체적으로, 애착불안이 높은 사람들은 자신에 대해 부정적인 내적작동모델을 가지고 있기 때문에(Pietromonaco & Barrett, 2000) 스스로에 대한 긍정적 지각인 자기자비 수준이 낮을 가능성이 높다. 실제 연구에서도 애착불안과 자기자비는 부적 관련성이 있는 것으로 나타났다(Raque-Bogdam et al., 2011; Wei et al., 2011). 이에 본 연구에서는 애착불안과 자기자비 간에 직접경로를 설정하고, 애착불안 수준이 높을수록 자기자비 수준은 낮을 것으로 가정하였다.

한편, 애착회피와 자기자비 간 관련성은 다소 모호하다. 우선, 애착회피 수준이 높은 사람들 역시 대인관계문제와 심리적 디스트레스 수준이 높기 때문에, 애착회피가 적응적 특성인 자기자비 수준과 부적인 관계가 있을 것으로 추론할 수 있다. 일부 선행연구들은 이런 추론을 지지한다(Raque-Bogdam et al., 2011; Wei et al., 2011). 그러나 일반 성인 집단에서 애착회피와 자기자비 간에 부적 관련성이 나타난 반면 대학생들의 경우에는 유의미하지 않았고(Wei et al., 2011), 청소년들의 경우에는 정적 관련성이 있는 것으로 나타나(Neff & McGehee, 2010) 연구대상에 따라 혼재된 결과를 보이고 있다. 이에 본 연구에서는 애착회피와 자기자비 간 직접경로를 설정하였으나 관계의 방향 및 유의성 여부에 대해서는 구체적인 가설을 세우지 않고 탐색적으로 살펴보았다.

Erikson(1963)에 따르면, 부모가 유아의 욕구에 민감하고 일관된 반응을 보일 경우 유아는 세상을 신뢰로운 것으로 파악하고 기본적인 신뢰감을 발달시킨다. 여기서 Erikson이 언급한 기본적 신뢰감은, 세상이 자신에게 호의적일 것이라고 기대하는 긍정적인 믿음이라는 점에서 낙관적 성향과 유사하다. 또한 기본적 신뢰감 발달에 대한 Erikson의 주장은, 양육자와의 상호작용에 의해 환경에 대한 긍정적인 내적작동모델이 형성된다고 설명하는 애착이론(Bowlby, 1969)과도 일맥상통한다. 즉, 애착이론 가들이나 Erikson 모두 애착 대상의 따뜻하고 민감하고 일관된 반응이 세상에 대한 긍정적 기대와 믿음을 발달시킨다고 보았다. 이는 안정된 애착이 낙관적 성향을 발달시키는 토대임을 시사한다. 성인애착의 두 차원(애착불안, 애착회피)은 모두 불안전 애착패턴으로서 자신 또는 세상에 대한 부정적인 내적작동모델을 가지고 있기 때문에(Pietromonaco & Barrett, 2000), 환경에 대한 낙관적 기대가 낮을 것으로 예상할 수 있다. 경험적인 선행연구들은 성인애착과 낙관적 성향이 서로 관련이 있다고 보고하였다(이지연, 임성문, 2006; 이지영, 2010; Popper, Amit, Gal, Mishkal-Sinai, & Lisak, 2004). 예를 들어, 이지영(2010)은 대학생을 대상으로 성인애착과 사회불안과의 관계에서 낙관적 성향의 매개효과를 살펴보았는데, 애착불안과 애착회피 모두 낙관적 성향과 부적 관련성이 있는 것으로 나타났다. 이에 본 연구에서는 성인애착 두 차원과 낙관적 성향 간에 각각 직접경로를 설정하고, 애착불안과 애착회피 수준이 높을수록 낙관적 성향은 낮을 것으로 가정하였다.

이상의 논의를 종합하여, 본 연구에서는 그림 1과 같이 연구모형을 설정하고 자기자비와 낙관적 성향의 매개효과를 검증하였다. 본 연구에서 설정한 구체적인 가설은 다음과 같다. 첫째, 불안전 성인애착(애착불안, 애착회피)과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비가 매개할 것이다. 둘째, 불안전성인 애착과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 낙관적 성향이 매개할 것이다. 셋째, 불안전 성인애착과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비와 낙관적 성향이 순차적으로 매개할 것이다.

본 연구는 서울, 인천, 대전, 충북, 강원도에 소재한 7개의 4년제 대학교에 재학 중인 대학생들을 대상으로 실시하였다. 본 연구를 위해 동일 문항으로 구성되어 있으나 척도의 순서를 다르게 배열한 설문지 A, B, C가 각각 150 부씩 제작되었고, 연구 참여자에게 무선으로 한 부씩 할당하였다. 설문에 참여한 대학생은총 450명이었고, 불성실하게 응답한 38명의 자료를 제외한 412명(여 210, 남 202)의 설문지를 자료 분석에 사용하였다. 참여자들의 평균 연령은 21.9세(SD = 2.33세)였고, 학년별 분포는 1학년이 33명(8.0%), 2학년 137명(33.3%), 3학년 159명(38.6%), 4학년 83명(20.1%)으로 나타났다. 참여자들의 전공은 인문사회계열 93명(22.6%), 경영계열 38명(9.2%), 법정계열 27명 (6.6%), 자연계열 71명(17.2%), 공학계열 49명 (11.9%), 사범계열 68명(16.5%), 예체능계열 64명(15.5%), 기타 1명(0.2%), 미기재 1명(0.2%) 으로 나타났다. 참여자들의 종교는 유교 4명 (1%), 불교 35명(8.5%), 기독교 107명(26.0%), 천주교 50명(12.1%), 기타 213명(51.7%), 미기재 3명(0.7%)으로 나타났다.

성인애착

연구 참여자들의 성인애착을 측정하기 위해 Brennan 등(1998)이 개발한 친밀관계경험 검사 (Experience in Close Relationships Questionnaire: ECR)를 Fraley, Waller와 Brennan(2000)이 문항반응이론을 활용하여 개정한 친밀관계경험 검사 개정판(ECR-Revised: ECR-R)을 김성현(2004) 이 한국어로 번안 및 타당화한 것을 사용하였다. ECR-R은 두 개의 성인애착 차원, 즉 애착불안과 애착회피를 측정하는 총 36개의 문항으로 구성되어 있다. 애착불안은 관계에 대한 지나친 몰두 또는 버림받는 것과 거절당하는 것에 대한 두려움의 정도를 측정하는 18개의문항으로 구성되어 있고(예, “다른 사람이 나를 진심으로 사랑하지 않을까봐 자주 걱정한다.”), 애착회피는 친밀함에 대한 꺼림이나 불편함의 정도를 측정하는 18개의 문항으로 구성되어 있다(예, “다른 사람에게 지나치게 가까워지는 것을 원치 않는 편이다.”). 각 문항은 7점 리커트 척도(1 = 전혀 그렇지 않다, 7 = 매우 그렇다)로 평정하고, 각 차원 점수의 총점이 클수록 애착패턴이 불안전함을 의미한다. ECR-R은 우울, 불안, 무망 등 부정적 정서와 정적 상관이 있는 것으로 나타났으며(Wei et al., 2004), 사회적 자기효능감, 정서적 자기인식 등과는 부적 상관이 있는 것으로 나타났다(Mallinkrodt & Wei, 2005). 우리나라 대학생들을 대상으로 한 김성현(2004)의 연구에서 ECR-R은 ‘애착불안’과 ‘애착회피’ 두 개 차원으로 구성된 2요인 구조가 자료에 적합한 것으로 나타났다. 문항내적일치도(Cronbach's α)는 Brennan 등(1998)의 연구에서 애착불안 .91, 애착회피 .94로 나타났고, 김성현(2004)의 연구에서는 각각 .89, .85로 나타났다. 본 연구에서는 애착불안이 .93, 애착회피가 .91로 나타났다.

자기자비

자기자비를 측정하기 위해 Neff(2003b)가 개발한 자기자비척도(Self-Compassion Scale; SCS)를 김경의 등(2008)이 번안하여 타당화한 한국판 자기자비 척도(K-SCS)를 사용하였다. 자기자비 척도는 자기친절-자기판단, 보편적 인간성-고립, 마음챙김-과잉동일시 등과 같이 쌍을 이루는 상반된 개념들로 구성된 6요인, 28문항으로 구성되어 있다. 자기친절(self-kindness)은 자신에게 친절함을 베푸는 정도를 측정하는 5문항으로 구성되어 있고(예, “나는 정말로 힘든 시기를 겪을 때, 내게 필요한 돌봄과 부드러움으로 나를 대한다.”), 자기판단(self-judgment) 은 스스로에 대해 엄격한 판단 및 비난하는 정도를 측정하는 5문항으로 구성되어있다(예, “나는 내 자신의 결점과 부족한 부분을 못마땅하게 여기고 비난하는 편이다.”). 보편적 인간성(common humanity)은 고통을 불가피한 인간의 공통된 경험으로 인식하는 정도를 측정하는 4문항으로 구성되어 있으며(예, “나는 상황이 나에게 좋지 않게 돌아갈 때, 그러한 어려움은 모든 사람이 겪는 인생의 한 부분으로 여긴다.”), 고립(isolation)은 자신이 겪는 경험을 자신 혼자만의 것으로 느끼는 정도를 측정하는 4문항으로 구성되어 있다(예, “나는 내 부족한 점을 생각하면, 세상과 단절되고 동떨어진 기분이 든다.”). 마음챙김(mindfulness)은 균형 잡힌 자각상태에서 자신 또는 고통스러운 감정을 유지하려는 정도를 측정하는 4문항으로 구성되어 있으며(예, “나는 뭔가 고통스러운 일이 생기면, 그 상황에 대해 균형 잡힌 시각을 가지려고 노력한다.”), 과잉동일시 (over-identification)는 고통스러운 감정과 생각에 압도되는 정도를 측정하는 4문항으로 구성되어 있다(예, “나는 고통스러운 일이 생기면 그 일을 크게 부풀려서 생각하는 경향이 있다.”). 자기자비척도의 각 문항은 5점 리커트 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 매우 그렇다)로 평정하며, 점수가 높을수록 자기자비 수준이 높은 것을 의미한다. 김경의 등(2008)의 연구에서 6요인 모형이 자료에 적합한 것으로 나타났고, 우울, 불안과 부적 상관, 삶의 만족도와는 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 김경의 등 (2008)의 연구에서 하위요인의 내적일치도는 .66-.81로 나타났고, 본 연구에서는 .72-.81로 나타났다. 본 연구에서 전체 문항의 내적일치도는 .90으로 나타났다.

낙관적 성향

낙관적 성향을 측정하기 위해 Scheier와 Caver(1985)가 개발한 삶의 지향성 검사(Life Orientation Test; LOT)를 Scheier 등(1994)이 개정한 삶의 지향성 검사-개정판(Life Orientation Test-Revised; LOT-R)을 신현숙, 류정희와 이명자(2005)가 번안한 척도를 사용하였다. 삶의 지향성 검사는 결과에 대한 일반화된 긍정적 기대인 낙관적 성향을 측정하는 3문항(예, “상황이 어떻게 변할지 모를 때, 나는 일이 잘될 것이라고 기대한다.”), 부정적 기대인 비관적 성향을 측정하는 3문항(예, “나는 일이 내뜻대로 될 것이라고 기대하지 않는다.”), 검사의 의도를 파악하지 못하도록 하는 혼돈문항 4문항 등 총 10문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 리커트 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 매우 그렇다)로 평정한다.

Scheier와 Carver(1992)는 낙관적 성향과 비관적 성향이 단일 차원의 양극단에 위치한 것으로 개념화하였다. 그러나 최근 비관적 성향이 낮은 것이 반드시 낙관적 성향이 높은 것을 의미하는 것이 아니기 때문에, 비관적 성향에 속한 문항들을 역채점해서 낙관적 성향으로 구인하는 것에 문제가 있다는 주장들이 제기되어 왔다(신현숙, 류정희, 이명자, 2005; Herzberg, Glaesmer, & Hoyer, 2006; McPherson & Mohr, 2005). 따라서 본 연구에서는 낙관적 성향과 비관적 성향이 서로 독립적인 2요인 모형과 낙관적 성향과 비관적 성향이 단일요인에 포함된 1요인 모형을 설정한 후, 확인적 요인분석을 실시하여 모형의 적합도를 비교하였다. 비내포모델(non-nested modesl)의 경우 χ² 차이검증이 적절치 않으며 간명적합지수를 사용해야 한다는 주장에 따라(배병렬, 2009), AIC, TLI, RMSEA 값을 중심으로 모형의 적합도를 비교하였다. 우선, 2요인 모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다, AIC = 61.211; CFI = .982; TLI = .966; RMSEA = .068(90% CI = .036-.101). 1요인 모형 또한 자료에 적합한 것으로 나타났다, AIC = 63.654; CFI = .977; TLI = .962; RMSEA = .071(90% CI = .042-.102). 적합지수들을 서로 비교해보면 2요인 모형이 자료에 더 적합한 것을 알 수 있는데, 이는 이지연과 임성문(2006)의 연구결과와 일치하는 것이다. 이에 본 연구에서는 낙관적 성향과 비관적 성향이 서로 독립적인 요인이라고 가정하고, 낙관적 성향을 측정하는 3문항만을 자료분석에 사용하였다. 이지연과 임성문(2006)의 연구에서 낙관적 성향의 내적일 치도는 .74이었으며, 본 연구에서는 .75로 나타났다.

대인관계문제

본 연구에서는 대인관계문제를 측정하기 위해, 김영환 등(2002)이 대인관계문제원형척도 (IIP-C)와 대인관계문제 성격장애척도(IIP-PD) 문항들을 통합하고 한국형 문항들을 추가하여 표준화한 ‘한국형 대인관계문제 검사(Korean Inventory of Interpersonal Problem: KIIP)’를 바탕으로 홍상황 등(2002)이 개발한 ‘한국형 대인 관계문제 검사 원형척도 단축형(short version of the KIIP-C: KIIP-SC)’을 사용하였다. 이 척도는 통제지배(예, “내가 원하는 것을 얻기 위해 다른 사람들을 자주 조종하거나 이용한다.”), 자기중심성(예, “다른 사람의 요구를 먼저 들어 주기가 어렵다.”), 냉담(예, “다른 사람에게 친근감을 느끼기가 어렵다.”), 사회적 억제(예, “다른 사람들과 어울리는 자리를 자주 피한다.”), 비주장성(예, “내가 원하는 것을 말하기가 어렵다.”), 과순응성(예, “다른 사람들의 말을 너무 쉽게 따른다.”), 자기희생(예, “다른 사람의 고통이나 불행을 보면 도와주려고 너무 나선다.”), 과관여(예, “다른 사람이 하는 일을 보고 있으면 참견하고 싶어진다.”) 등 8개 하위요인 총 40문항으로 이루어져있다. 각 문항은 5점 척도(1 = 전혀 아니다, 5 = 매우 그렇다)로 평정하며, 총점이 높을수록 대인관계에서 어려움을 경험하고 있음을 의미한다. 한편, 홍상황 등(2002)에서는 ‘친애’와 ‘통제-지배’로 구성된 2요인 모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다. 이에 본 연구에서는 홍상황 등 (2002)의 연구를 토대로, 냉담, 비사회성, 자기희생, 과관여를 ‘친애’차원으로, 비주장성, 과순응성, 통제지배, 자기중심성을 ‘통제-지배’ 차원으로 구인하여 잠재변인을 구성하였다. 문항의 내적일치도는 홍상황 등(2002)의 연구에서 .61-.89, 본 연구에서는 .86-.87로 나타났다.

심리적 디스트레스

심리적 디스트레스를 측정하기 위해 Derogatis(1977)가 개발하고 김광일, 김재환과 원호택(1984)이 한국 문화에 맞게 수정, 보완하여 표준화한 ‘간이정신진단검사(Symptom Checklist-90-Revision: SCL-90-R)’를 임규혁(1997) 이 재타당화한 문항들을 사용하였다. SCL-90-R은 신체화, 강박증, 대인예민성, 우울, 불안, 적대감, 공포불안, 편집증, 정신증 등 9개 하위 증상, 90개 항목으로 구성된 자기보고식 검사도구이다. 본 연구에서는 9개 증상군중 우울과 불안에 속한 문항들만 선택하여 사용하였다. 우울은 삶에 대한 희망 상실, 동기 결여, 활력 상실, 절망감 및 자살에 대한 생각 등으로 나타나는 기분이나 감정의 저조 등을 측정하는 13문항으로 구성되어 있고(예, “기운이 없고 침체된 기분이다.”), 불안은 신경과민, 긴장, 초조, 두려움 등과 관련되어 나타나는 신체적 증상을 측정하는 10문항으로 구성되어 있다(예, “신경이 예민하고 마음의 안정이 안된다.”). 각 문항은 검사 당일을 포함하여 지난 일주일 동안 경험한 증상의 정도에 따라 5점 리커트 척도(0 = 전혀 없다, 4 = 아주 심하다)로 평정한다. 임규혁(1977)의 연구에서 우울, 불안의 문항내적일치도는 .86과 .85로 나타났고, 본 연구에서는 각각 .93과 .91로 나타났다.

본 연구에서는 Russell, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 제안에 따라 단일요인으로 구성된 성인애착 두 차원에 대해 각각 3개의 문항꾸러미를 제작하여 사용하였다. 각 척도의 모든 문항을 사용해서 잠재변인을 구인할 경우 추정할 모수가 많아져 다변량 정규분포 가정을 위반할 가능성이 높아지고, 전체 문항의합 또는 평균으로 잠재변인을 구인할 경우 잠재변수의 값이 왜곡될 가능성이 높아진다. 따라서 추정 모수의 수를 줄이면서 동시에 잠재 변인 추정이 왜곡될 가능성을 줄이기 위한 방법으로 Russell 등(1998)이 제안한 항목 묶기 방법을 채택하였다. 이를 위해, 최대우도법을 활용하여 1요인을 가정한 탐색적 요인분석을 실시하고 가장 높은 요인부하량을 보이는 문항과 가장 낮은 요인부하량을 보이는 문항을 측정변수에 할당하였다. 연구모형의 적합도와 변인들의 매개효과를 검증하기 위해 MPlus 5.0을 사용하였는데, 별도의 설정(예, 팬텀변인 설정) 없이 매개변인의 개별 간접효과 뿐 아니라 이중매개효과를 검증하는 장점을 지니고 있다. 이때, 자료의 정규분포가정 충족여부를 확인하기 위해 측정변인의 왜도와 첨도(절대값 2와 7)를 각각 확인하였다(Lei & Lomax, 2005). 모형의 적합도를 판단하기 위해 χ² 뿐만 아니라, CFI(.90보다 클 때 모델의 적합도가 좋은 것으로 해석한다), TLI(.90보다 클 때 모델의 적합도가 좋은 것으로 해석한다), RMSEA(.06미만일 경우 모델의 적합도가 좋은 것으로 해석한다), SRMR(.08이하일 경우 모델의 적합 도가 좋은 것으로 해석한다)을 활용하였다(Hu & Bentler, 1999).

측정변인들의 평균과 표준편차, 왜도 및 첨도, 변인 간 상관계수를 표 1에 제시하였다. 표 1에 나타난 것처럼, 측정변인들의 왜도와 첨도의 절대값이 각각 2와 7을 넘지 않아 정규분포 가정을 충족하는 것으로 간주하였다 (West, Finch, & Curran, 1995). 한편, 변인 간상관이 .12-.87까지 다소 높게 나타나 다중공선성의 문제가 우려되었다. 이에 대인관계문제와 심리적 디스트레스를 준거변인으로 각각 설정하고 예측변인들의 VIF지수를 확인해본 결과, 1.38에서 1.8까지 분포하여 다중공선성이 우려할 만한 수준이 아닌 것으로 판단하고 이후 분석을 진행하였다.

Anderson과 Gerbing(1988)의 제안에 따라 측정변인들이 해당 잠재변인을 적절히 구인하는지 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 측정모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다, χ² (133, N = 412) = 475.664. p < .001; CFI = .939; TLI = .921; SRMR = .060; RMSEA = .079(90% CI = .071-.087). 측정변인에 대한 잠재변인의 요인부하량은 애착불안 .92-.93, 애착회피 .83-.95, 자기자비 .21-.84, 낙관적 성향 .63-.77, 대인관계문제 .88-.90, 심리적 디스트레스 .87-.98로 모두 p < .001 수준에서 유의한 것으로 나타났으며, 각각의 요인부하량은 표준화된 계수를 사용하였다. 따라서 15개의 측정변인으로 6개의 잠재변인을 구인한 것이 타당한 것으로 해석하였다. 잠재변인 간 상관은 .25-.73으로 나타났다(p < .01).

애착이론과 선행연구 결과를 토대로 설정한본 연구의 가설모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다, χ² (134, N = 412) = 475.664 . p < .001; CFI = .939; TLI = .921; SRMR = .060; RMSEA = .079(90% CI = .071-.087). 가설모형에서 애착회피-자기자비 직접경로가 유의미하지 않은 것으로 나타나 이 경로를 제외한 모형을 경쟁모형으로 설정하였는데, 자료에 적합한 것으로 나타났다, χ² (135, N = 412) = 477.087. p < .001; CFI = .939; TLI = .922; SRMR = .061; RMSEA = .079(90% CI = .071-.087). χ² 차이검증을 통해 가설모형과 경쟁모형의 적합도를 비교한 결과 차이가 유의미하지 않은 것으로 나타났다, △ χ² (1, N = 412) = 1.423 p > .05. 따라서 본 연구에서는 상대적으로 더 간명한 경쟁모형을 최종모형으로 선택하였다(그림 2).

그림 2에서 볼 수 있듯이, 애착불안의 경우 자기자비와 대인관계문제에 대한 직접효과는 유의미한 반면, 낙관적 성향과 심리적 디스트레스에 대한 직접효과는 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 애착회피의 경우에는 낙관적 성향과 대인관계문제에 대한 직접효과가 유의미한 반면, 심리적 디스트레스에 대한 직접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 자기자비의 경우 낙관적 성향과 대인관계문제, 심리적 디스트레스에 대한 직접효과가 모두 유의미한 것으로 나타났다. 마지막으로, 낙관적 성향은 심리적 디스트레스에 유의미한 직접효과를 나타낸 반면, 대인관계문제에 대한 직접효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다.

최종 모형에서 변인들의 간접효과가 유의미한지를 검증하기 위해 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 부트스트랩 절차를 사용하였다. 이를 위해 원자료에서 무선할당으로 형성된 10,000개의 표본에서 간접효과를 추정하였고, Shrout 와 Bolger(2002)의 제안에 따라 95% 신뢰구간에 0이 포함되지 않을 때 유의도 .05 수준에서 유의미한 것으로 판단하였다.

간접효과 검증 결과(표 2), 애착불안과 대인 관계문제의 관계를 자기자비가 부분매개하는 것으로 나타났다. 또한, 애착불안과 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비가 완전매개하는 것으로 나타났다. 한편, 애착회피와 자기자비간 직접경로를 제외한 경쟁모형을 최종모형으로 채택하였기 때문에 이 두 변인이 포함된 간접경로는 확인할 수 없었다. 따라서 가설1(“불안전 성인애착(애착불안, 애착회피)과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비가 매개할 것이다.”)은 부분적으로 지지되었다. 둘째, 애착불안과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계에서 낙관적 성향의 매개효과, 애착회피와 대인관계문제의 관계에서 낙관적 성향의 매개효과는 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 반면, 애착회피와 심리적 디스트레스의 관계를 낙관적 성향이 완전매개하는 것으로 나타났다. 따라서 가설2(“불안전 성인애착과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 낙관적 성향이 매개할 것이다.”)는 부분적으로 지지되었다. 셋째, 애착불안과 대인관계문제의 관계에 대한 자기자비와 낙관적 성향의 순차적 이중매개효과는 유의미하지 않은 반면, 애착불안과 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비와 낙관적 성향이 순차적으로 매개하는 것으로 나타났다. 따라서 가설3(“불안전 성인애착과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비와 낙관적 성향이 순차적으로 매개할 것이다.”)은 부분적으로 지지되었다.

본 연구에서는 성인애착과 대인관계문제 및 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비와 낙관적 성향이 매개하는 인과적 구조모형을 설정하고 모형의 적합도 및 매개변인들의 영향력을 살펴보았다. 그 결과, 최종모형은 자료에 적합한 것으로 나타났으며, 대인관계문제와 심리적 디스트레스를 각각 74.9%와 54.3% 설명하는 것으로 나타났다. 이는 관련 이론 및 선행연구결과를 토대로 변인들의 인과적 관련성을 설정한 것이 타당함을 의미하며, 대학생들의 대인관계문제와 심리적 디스트레스를 효과적으로 다루기 위해서는 자기자비와 낙관적 성향에 관심을 기울일 필요가 있음을 시사한다. 본 연구결과를 선행연구와 비교하고 관련 이론 및 상담실제에 대한 시사점을 논하면 다음과 같다.

첫째, 애착불안과 대인관계문제의 관계를 자기자비가 부분매개하는 것으로 나타났다. 이는 불안전 애착패턴인 애착불안이 직접 대인관계문제를 유발할 수도 있지만, 그 특성상 스스로에 대한 부정적인 내적작동모델로 인해 자기자비 수준을 낮추고 결국 대인관계문제를 경험할 수 있음을 의미한다. 비록 애착불안과 대인관계문제 사이에서 자기자비의 매개효과를 검증한 선행연구가 없기 때문에 직접적인 비교가 어렵지만, 본 연구결과는 자기자비가 긍정적인 대인관계 형성 및 유지와 관련이 있다고 보고한 선행연구(진현정, 이기학, 2009; Leary et al., 2007)와 맥을 같이 한다. 또한 애착불안과 심리적 디스트레스의 관계를 자기자비가 완전매개하는 것으로 나타났는데, 이는 Raque-Bogdan 등(2011)의 연구결과와 일치한다. 이는 애착불안이 높을수록 자기자비 수준이 부족하여 우울, 불안 등 심리적 디스트레스에 쉽게 노출될 수 있음을 의미한다. Neff(2003a)는 애착대상(부모, 연인, 상담자 등)이 따뜻하고 일관되게 돌볼 경우 개인(아동, 연인, 내담자)은 이를 내면화하고, 고통스러운 상황에 처했을 때 애착대상이 자신을 대하던 것과 유사한 방식으로 스스로를 돌볼 것이라고 주장하였다. 이는 불안전 애착인 애착불안 수준이 높을 경우 애착대상의 일관되지 않은 돌봄으로 인해 스스로를 수용하고 긍정하는 내적 표상(자기친절)이 형성되기 어려움을 시사한다. 나아가, 애착불안이 높은 사람들은 애착대상의 부재 시 자신의 고통에 대해 누구도 함께 하지 않을 것으로 생각하는 경향이 있는데, 스스로가 이해받지 못한다는 생각에 고립감을 경험하게 되고 결국 자기자비의 한 특성인 보편적 인간성 수준이 낮을 가능성이 높다. 또한 내면에 대한 알아차림 또는 탐색은 애착대상과의 안정감을 기반으로 발달하는데(Fonagy, 2005), 애착불안 수준이 높을수록 애착대상과의 관계에서 안정감을 충분히 경험하지 못하기 때문에 마음챙김 수준 또한 낮을 가능성이 높다. 요약하면, 애착불안 수준이 높을수록 자기자비 특성들이 부족하고, 결국 대인관계문제 및 심리적 디스트레스에 노출될 가능성이 높은 것으로 해석할 수 있다.

한편, 본 연구에서 애착회피와 자기자비 간직접경로가 유의미하지 않았기 때문에, 애착회피가 대인관계문제 및 심리적 디스트레스에 미치는 영향을 자기자비가 매개하는지 살펴볼 수 없었다. 이러한 결과는 대학생 집단에서 애착불안만이 자기자비와 부적 관련성을 보인 Wei 등(2011)의 연구와 유사하다. 애착회피가 높은 사람들 역시 거부적이고 통제적인 애착대상과의 상호작용 때문에, 긍정적이고 수용적인 내적 표상을 형성하지 못했을 가능성이 높다. 그럼에도 불구하고 본 연구 및 Wei 등 (2011)의 연구에서 애착회피와 자기자비 간 관련성이 유의미하지 않게 나타난 것은, 애착회피 수준이 높은 사람들이 보이는 모순적인 자기지각 및 행동패턴과 관련이 있을 수 있다. 일례로, 애착회피 수준이 높은 사람들은 낯선 상황에서 애착대상이 사라졌을 때 힘들어 하지 않는 것처럼 보이지만, 실제로는 심장박동수와 스트레스 호르몬 수준이 상승한 것으로 나타났다(Fox & Card, 1999). 또한 애착회피 수준이 높은 사람들은 외견상 자신에 대해 긍정적인 관점을 지닌 것처럼 보이지만, 무의식적으로는 거부적이고 통제적인 타인 앞에서 무기력하다고 느껴 스스로를 부정적으로 지각할 가능성이 높다(David, 2010). 이는 애착회피 수준이 높을수록 일관되지 않게 또는 모순된 방식으로 자신의 내면을 지각하고 행동할 가능성이 높음을 의미하며, 본 연구에서도 자기자비 수준을 일관되지 않게 보고했거나 또는 내면의 상태와 달리 보고했을 가능성이 있음을 시사하는 것이다. 즉, 애착회피 수준이 높은 사람들의 방어적 성향 및 스스로에 대한 모순된 지각으로 인해 본 연구에서 애착회피와 자기자비 간 관계가 무의미하게 나타났을 수 있다.

둘째, 본 연구에서는 애착불안과 대인관계 문제 및 심리적 디스트레스의 관계에서 낙관적 성향의 매개효과가 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이와 관련해서, 애착불안과 낙관적 성향의 관계를 자기자비가 완전매개한 점에 주목할 필요가 있다. 즉, 애착불안은 자기자비를 통해서만 간접적으로 낙관적 성향에 영향을 미치기 때문에, 애착불안과 심리적 디스트레스의 관계에서 낙관적 성향의 단일 매개효과가 유의하지 않게 나타난 것으로 추론해 볼 수 있다. 반면, 애착회피가 심리적 디스트레스에 영향을 미치는 과정에서 낙관적 성향의 완전매개효과가 유의한 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 성인애착과 우울의 관계를 낙관적 성향이 부분매개하는 것으로 나타난 이지연과 임성문(2006)의 연구결과와 유사하다. 애착회피 수준이 높을수록 타인 및 환경에 대한 내적작동모델이 부정적일 가능성이 크기 때문에(Pietromonaco & Barrett, 2000), 자신이 처한 상황을 부정적으로 해석하고, 미래에 대한 낙관적 기대가 부족하여 결국 심리적 디스트레스에 노출될 가능성이 큰 것으로 이해할 수 있다. 한편, 대인관계문제에 대한 애착회피의 직접효과는 유의한 반면 낙관적 성향을 통한 간접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났는데, 이는 대인관계문제에 대한 낙관성의 직접효과가 유의하지 않았기 때문으로 이해된다. 낙관적 성향을 측정하기 위해 본 연구에서 사용한 척도가 주로 미래에 대한 긍정적 기대를 묻는 문항들로 구성되어 있는 반면 타인에 대한 기대나 관계에 대한 기대를 묻는 문항이 부재했기 때문에, 결국 대인관계문제와의 관련성이 유의하지 않게 나타난 것으로 추측할 수 있다.

셋째, 애착불안이 심리적 디스트레스에 미치는 영향을 자기자비와 낙관적 성향이 순차 적으로 완전매개하는 것으로 나타났다. 선행연구에서는 애착불안과 심리적 디스트레스의 관계에서 자기자비와 낙관적 성향의 개별 매개효과만을 확인했기 때문에, 본 연구결과와 직접 비교하기에는 어려움이 있다. 그럼에도 불구하고, 본 연구결과는 자신에 대한 내적표상이 부정적인 애착불안의 특성상 긍정적이고 수용적인 자기자비의 특성이 부족할 수밖에 없고, 스스로를 관대하게 대하는 특성이 부족할 경우 미래에 대한 낙관적 기대를 어렵게 하여 결국 우울 및 불안과 같은 심리적인 어려움을 초래하는 것으로 해석할 수 있다. 즉, 친밀한 대인관계에서 형성된 애착불안이 자신에 대한 태도 및 행동에 영향을 미치고, 스스로에 대한 관점은 미래에 대한 기대에도 영향을 미쳐, 결국 심리적 부적응을 초래하는 것으로 이해할 수 있다.

넷째, 본 연구에서 주요 가설은 아니었지만, 자기자비와 심리적 디스트레스의 관계를 낙관적 성향이 부분매개하는 것으로 나타났다. 앞서 언급한 것처럼, 자기자비 수준이 높은 사람들은 문제나 어려움을 자신에게만 주어진 불행으로 인식하여 스스로 고립되기보다는 인간의 불가피한 경험으로 인식하는 경향이 강하다(Neff, 2003a). 즉, 이들은 당면하고 있는 심리적 고통을 그 이상의 정도나 내용으로 지각하거나 힘들어 하지 않고, 현재의 어려움이 영원히 지속되는 것이 아니라 일시적이고 해결 가능한 것으로 인식할 가능성이 높다. 결국, 이러한 긍정적이고 현실적인 지각은 미래에 대한 낙관적 기대로 이어져 심리적 디스트레스에 노출될 가능성을 줄이는 것으로 이해할 수 있다.

본 연구결과를 요약하면, 애착불안과 애착 회피는 각기 다른 방식으로 대인관계문제에 영향을 미친다: 1) 애착불안 → 자기자비 → 대인관계문제, 2) 애착회피 → 대인관계문제. 심리적 디스트레스에 대해서도 애착불안과 애착회피는 다른 경로를 통해 영향을 미치는 것으로 나타났다: 1) 애착불안 → 자기자비 → 낙관적 성향 → 심리적 디스트레스, 2) 애착회피 → 낙관적 성향 → 심리적 디스트레스. 이처럼 애착의 두 차원이 서로 다른 기제를 통해 대인관계문제 및 심리적 디스트레스에 영향을 미친다는 본 연구결과는, 내담자의 호소문제와 애착 차원을 구분하여 차별화된 상담전략을 수립할 필요가 있음을 시사한다.

우선, 대인관계문제를 호소하는 내담자의 애착불안과 애착회피 수준을 확인할 필요가 있다. 애착불안이 높은 내담자는 상담자의 피드백에 지나치게 긍정적으로 반응하거나 또는 자신에 대한 평가 및 거절로 인식해서 과민반응을 보일 가능성이 크다(안하얀, 서영석, 2010). 상담자는 이런 내담자의 관계패턴을 인식하여 내담자의 반응에 동요되지 않고 따뜻하고 일관된 반응을 보여줌으로써 안전한 치료관계를 형성해야 한다. 나아가 상담자는 내담자의 부적응적 관계패턴이 자기자비 부족으로 인해 더욱 강화될 수 있음을 이해하도록 조력할 필요가 있다. David(2010)에 따르면, 애착불안이 높은 내담자는 자신의 괴로움을 증폭시킬 수 있는 내적, 외적 단서를 계속 찾아내는 경향이 있는데, 이때 상담자는 공감을 통해 내담자가 스스로에 대한 공감을 키워나갈 수 있도록 돕는 것이 필요하다. 비록 David (2010)가 자기자비의 개념을 직접 언급하고 있지는 않지만, 그의 주장은 애착불안이 높은 내담자에게 자기자비 특성 중 자기친절을 기르도록 조력하는 것이 효과적임을 시사한다. 또한 상담자의 유사경험에 대한 적절한 자기 개방이 도움이 될 수 있다. 내담자는 상담자가 유사경험을 개방하는 것을 지켜보면서 내담자 자신이 경험하는 문제가 타인 또한 경험할 수 있음을 인식하게 되고, 결국 고립감에서 벗어나는 데 도움이 될 것이다. 한편, 상담자와의 안정된 관계를 기반으로 내담자가 자신의 사고 및 감정의 흐름을 알아차리도록 조력하는 것은, 자기자비의 한 요소인 마음챙김을 강화시키는데 효과적일 수 있다. 이때 Gilbert와 Procter(2006)가 제시한 자기자비마음 훈련(Compassionate Mind Training: CMT)이 도움이 될 수 있다. 이 훈련에서는 내담자의 구체적인 사고나 감정을 바꾸기 보다는 상위인지 과정을 강조함으로써 사고의 흐름을 있는 그대로 추적하여 사고의 관계를 변화시키고자 한다(김경의 등, 2008).

대인관계문제를 호소하면서 애착회피 수준이 높은 내담자들은 상담자의 피드백에 무심하고 자신의 문제에 대해 적극적으로 도움을 요청하지 않기 때문에 상담초기 치료적 관계를 형성하는 것이 용이하지 않을 수 있다(안하얀, 서영석, 2010). 이는 애착회피 수준이 높은 사람들이 보이는 친밀한 관계에 대한 꺼림(Brennan et al., 1998)에서 기인하는데, 상담자는 내담자의 관계패턴을 인식해서 상담 초기에 적절한 거리를 유지할 필요가 있다. 왜냐 하면, 친밀한 상담관계 형성을 위해 보이는 상담자의 적극적인 노력을 내담자는 오히려 급작스럽게 느끼고 심지어 이질적인 것으로 여겨 상담 자체에 부담을 느끼고 결국 조기 종결할 가능성이 높기 때문이다. 따라서 상담자는 시간적인 여유를 갖고 점진적 접근을 통해 내담자와의 거리를 좁혀가는 것이 필요한데, 이때 내담자에 대한 상담자의 공감을 전달하는 것이 중요하다. 애착회피 수준이 높은 내담자들은 상담자가 그들의 애착대상처럼 통제하거나 거부하려 할지 모른다는 두려움을 가지고 있기 때문에, 상담자의 공감은 그들이 지닌 두려움을 감소시키고 상담관계 안에서 내담자에게 심리적인 안정감을 제공하는데 도움이 될 것이다(David, 2010). 상담자의 공감을 통해 안전한 치료적 관계가 형성된 이후에는, 즉시성과 같은 상담기법이 효과적일 수 있다. 즉시성은 상담자가 상담관계 속에서 느껴지는 내담자에 대해, 상담자 자신에 대해, 그리고 상담관계 자체에 대해 어떻게 느끼고 생각하는지를 내담자에게 개방하고 이것을 내담자와 솔직히 다루는 것을 의미 한다(서영석등 2012; David, 2010; Safran & Muran, 2000; Teyber, 2006; Yalom, 2002). 즉시성은 애착불안 수준이 높은 내담자에게도 유용하지만 애착회피 수준이 높은 내담자에게 더욱 유용할 수 있다. 애착회피 수준이 높은 내담자들은 친밀한 관계형성을 꺼리기 때문에, 내담자 자신과 내담자가 관계에서 보이는 행동에 대해 솔직한 피드백을 제공해 줄 수 있는 관계경험 자체가 부족할 가능성이 크다. 이때 상담자의 즉시성은 내담자로 하여금 자신의 애착패턴이 타인 및 관계에 미치는 영향을 자각할 수 있는 중요한 자원이 될 수 있다(David, 2010). 더욱이, 이들은 자신의 감정을 자각하고 표현하는 것을 힘들어하기 때문에, 상담자의 즉시성을 활용한 자기개방은 내담자로 하여금 자신의 생각, 감정, 욕구를 자각하고 표현하는 학습의 장이 될 것이다.

본 연구결과는 우울, 불안 등 심리적 디스트레스를 호소하는 내담자를 상담할 때, 성인 애착의 두 차원 뿐 아니라 자기자비, 낙관적 성향의 관계 및 영향을 이해할 필요가 있음을 시사한다. 우선, 내담자의 애착불안 수준이 높을 경우, 내담자의 자기자비와 낙관적 성향 수준을 순차적으로 높이는 것이 심리적 디스트레스를 줄이기 위한 효과적 개입이 될 수 있음을 시사한다. Jordan(1991)은 자신에 대해 비판단적이고 수용적인 자기공감을 통해 기존의 무시되었던 자기와 교정적인 관계경험을 맺게 되면 이는 타인공감의 기초가 되고, 궁극적으로는 자신과 환경에 대한 표상의 변화를 통해 심리적 안녕감과 같은 긍정적인 심리 상태에 이른다고 주장하였다. 비록 Jordan (1991)이 구체적으로 자기자비와 낙관적 성향을 언급한 것은 아니지만, 자신에 대한 비판 단적이고 수용적인 태도는 자기자비와 유사하고 환경에 대한 표상의 변화는 낙관적 성향 증진에 비유할 수 있다. 따라서 애착불안이 높은 내담자의 심리적 디스트레스를 다룰 경우, 상담자는 내담자의 부정적인 자기평가와 비난을 감소시키는 동시에 스스로의 경험을 비판단적으로 수용하도록 조력하는 것이 필요하다. 즉, 스스로에 대해 부정적인 자기표상을 지닌 내담자(애착불안이 높은 내담자)가 자기자비 증진을 통해 스스로를 수용하고 공감하게 되면, 자신에 대한 교정적 정서체험을 토대로 환경에 대한 표상의 변화를 경험하게 되고, 이는 결국 미래에 대한 낙관적 성향 또한 증진시켜 심리적 디스트레스를 경감시킬 것으로 예상할 수 있다.

마지막으로, 애착회피가 낙관적 성향을 통해 심리적 디스트레스에 간접적으로 영향을 미친다는 본 연구결과는, 타인 및 환경에 대해 부정적 평가를 내리는 내담자의 경우 상황이나 미래에 대해 긍정적인 기대를 갖게 하는 것이 도움이 될 수 있음을 시사한다. 따라서 상담자는 내담자의 애착회피 수준이 높을 경우, 내담자가 자신이 직면한 문제 안에서 해결 가능성을 발견하고 긍정적인 기대를 갖게 해야 할 것이다. 낙관적 성향을 증진시킬 수 있는 한 가지 방법으로 Seligman(1995)의 펜실베니아 예방프로그램(the Penn Prevention Program)을 고려해 볼 수 있다. Seligman(1995)은 실패 시 혼잣말의 수정을 통해 낙관적 성향이 학습될 수 있다고 가정하였다. 즉, 펜실베니아 예방프로그램은 내담자가 지닌 인지적 왜곡을 탐색하고 확인하여 교정적 체험을 경험하게 함으로써 낙관적 성향이 증진될 수 있도록 돕는다.

본 연구의 주요 제한점을 논하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 7개 지역에 재학 중인 대학생들을 대상으로 실시되었기 때문에 연구결과를 우리나라 모든 대학생들에게 일반화시키기에는 한계가 있다. 특히, 본 연구에 참여한 대학생들은 낙관적 성향은 높은 반면 우울 및 불안 등 심리적 디스트레스 수준이 낮은 것으로 나타나, 표본의 특성을 고려해서 연구결과를 해석할 필요가 있다. 따라서 추후 연구에서는 지역, 연령, 교육 수준 및 심리적 특성이 상이한 집단에서도 본 연구결과가 재현되는지를 확인할 필요가 있다. 둘째, 다른 상관연구에서처럼 본 연구결과를 변인 간 인과관계로 단정할 수 없다. 따라서 다른 연구설계(예, 실험연구, 종단연구)를 적용해서 본 연구에 포함된 주요 변인 간 인과관계를 확인할 필요가 있다. 셋째, 본 연구에서는 ‘자기친절’, ‘보편적인간성’, ‘마음챙김’ 등 세 개의 자기자비 요인을 하나의 잠재변인으로 구인하였다. 자기자비 하위요인들이 서로 다른 방식과 정도로 관련 변인들과 관계 맺을 가능성이 있기 때문에, 후속연구에서는 자기자비의 하위요인 각각을 잠재변인으로 구인하여 다른 변인들과의 관계를 검증하는 것도 의미가 있을 것이다. 마지막으로, 앞서 언급한 것처럼, 본 연구에서는 불안전 성인애착(애착불안, 애착회피)과 대인관계문제 간 관계에서 낙관적 성향의 매개효과가 모두 유의하지 않은 것으로 나타났는데, 이는 본 연구에서 활용한 낙관적 성향 척도가 지닌 한계 때문일 수 있다. 따라서 후속연구에서는 타인 및 관계에 대한 구체적인 기대가 포함된 낙관적 성향 척도를 활용 하여 본 연구결과가 재현되는지를 확인해볼 필요가 있다.