사람들은 일상생활에서 마주하는 다양한 스트레스 사건에 대해 여러 가지 반응을 보인다. 그 중에서도 불안은 가장 흔하게 나타나는 반응으로 알려져 있는데, 불안을 유발하는 상황에 마주하면 생리적인 각성과 함께 행동적인 회피 증상이 동반된다(Smith, Atkinson, & Hilgard, 2003/2011). 이로 인해 스트레스를 해소하기 위한 적절한 대처방략을 사용하지 못하게 되고 지속적으로 스트 레스 상황에서 불안을 경험하게 된다(Lazarus, 1991). 불안장애 진단을 받는 임상군의 경우 다른 신체적 및 정신적 증상을 호소하며 전반적인 삶의 질이 낮다는 특징이 있다(Comer, Blanco, Hasin, Liu, Grant, Turner, & Olfson, 2011; Olatunji, Cisler, & Tolin, 2007). 그러나 불안장애 진단을 받는 임상군뿐만 아니라 준임상 수준의 불안을 경험하는 사람들도 심각한 심리사회적 기능 손상을 보이며 전반적으로 낮은 삶의 질을 경험하고 있는 것으로 나타났다(Mendlowicz & Stein, 2000). 따라서 불안의 유발과 관련된 요인들에 대해 탐색하는 것은 개인으로 하여금 행복 한 삶을 영유할 수 있도록 도울 뿐만 아니라 건강한 사회를 유지하기 위해서도 필수적이라고 할 수 있다.

본 연구는 불안 증상의 발현과 관련이 높다고 알려진 요인 중 개인 내적 특성인 ‘불확실성에 대한 인내력 부족(intolerance of uncertainty)’과 환경적 차원인 ‘부모의 과보호(parental overprotection)’를 중심으로 불안이 발달하는 경로에 대해 살펴보고자 하였다. 불확실성에 대한 인내력 부족은 불확실한 상황에 직면하였을 때에 나타날 수 있는 인지적 편향으로 개인의 지각, 해석, 반응에 영향을 미친다(Dugas, Buhr, & Ladouceur, 2004). 이는 상태 불안과 관련된 개인차 특성으로(Greco & Roger, 2001), 다양한 불안 관련 정신장애와 연관이 있는 요인으로 알려져 있다(Dugas, Gagnon, Ladouceur, & Freeston, 1998; Dugas, Marchand, & Ladouceur, 2005). 최근 국내에서도 불확실성에 대한 인내력 부족이 범불안장애의 핵심 증상인 걱정 에 미치는 영향에 대한 연구가 이루어져 왔으나(김지혜, 현명호, 2011; 설승원, 오경자, 2008; 양경은, 박기환, 2014; 오영아, 정남운, 2011), 대부분의 연구가 불안의 행동, 정서적인 측면보다는 인지적인 측면(걱정 등)에 중점을 두었다. 또한 불확실성에 대한 인내력 부족이 어떤 기제를 통해 높은 불안과 연관되는지에 대한 탐색이 부족하였다. 따라서 본 연구에서는 불확실성에 대한 인내력이 부족할수록 과도한 재확인 추구 행동반응이 나타나 불안이 높아지게 된다는 경로를 제안 및 검증하고자 하였으며, 걱정과 신체각성을 포함하여 보다 포괄적으로 불안을 측정하고자 하였다.

한편 부모의 양육행동은 자녀의 불안 발달과 밀접한 관련이 있는 요인으로 밝혀져 있다(Brumariu & Kerns, 2010; Wood, McLeod, Sigman, Hwang, & Chu, 2003). 부모의 양육행동은 Schaefer(1959)의 분류에 따라 크게 돌봄(warmth)과 통제(control) 차원으로 나눌 수 있으며, Rapee(1997)는 이 분류를 확장하여 돌봄 차원에 수용(acceptance), 통제 차원에는 과보호 (overprotection)를 포함하고 각 차원에서 양극단에 해당하는 배척(rejection)과 자율성(autonomy) 개념이 있음을 제안하였다. 특히 부모의 양육행동 중 과보호는 자녀의 환경을 극도로 통제하여 혐오적인 경험을 최소한으로 제공하고자 하는 부모의 과도한 개입을 의미하는데(Parker, 1983), 이는 아동기뿐만 아니라 성인기에 이르러서도 자녀의 불안 수준이 증가하는 데에 영향을 미치는 대표적인 요인으로 알려져 있다(Chorpita & Barlow, 1998; Edwards, Rapee, & Kennedy, 2010; Gerlsma, Emmelkamp, & Arrindell, 1990; van Gastel, Legerstee, & Ferdinand, 2009). 국내 연구를 통해서도 부모가 과보호적인 양육을 제공했다고 지각하는 경향성과 자녀의 불안 수준간의 관계가 드러났으나(김무경, 오윤희, 오강섭, 2005; 조양선, 손솔, 서경현, 2013; 허재홍, 2006), 대부분의 연구가 사회불안만을 대상으로 연구되었고 사회적인 상호작용 상황 이외에 일상생활에서 마주하는 다양한 상황에서 나타나는 불안과 부모의 과보호적 양육행동과의 관계에 대한 연구는 적었다.

선행연구의 또 다른 한계점으로 개인 내, 외적요인이 불안에 영향을 미치는 기제에 대한 관심이 상대적으로 부족했음을 지적할 수 있다. 이를 위해 본 연구에서는 과도한 재확인 추구(excessive reassurance seeking: 이하 ERS)를 중심으로 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호가 불안 발달에 미치는 경로를 확인하고자 하였다. ERS는 다른 사람으로부터 위협적인 대상이나 상황에 대해 충분히 정보를 얻었음에도 계속적으로 안전과 관련된 정보를 요구하는 것을 의미하며(Parrish & Radomsky, 2010), 타인으로부터 안전과 관련된 피드백을 받은 직후에는 불안이 다소 감소하지만 장기적으로는 불안이 증가하여 다시 ERS를 보이는 악순환이 지속된다(Abramowitz, Schwartz, & Whiteside, 2002; Salkovskis & Warwick, 1986). 자신의 수행에 대해 다른 사람으로부터 긍정적인 피드백을 받았더라도 계속적으로 지지를 얻기 위해 확인을 요구하는 행동을 ERS의 예로 들 수 있다.

기존 연구에서는 ERS가 불안과 가장 흔히 공존하는 우울과 관련된 요인이나, 불안과의 관련성은 없는 것으로 나타났다(Burns, Brown, Plant, Sachs-Ericsson, & Joiner, 2006; Joiner & Schmidt, 1998). 예를 들어, Joiner와 Schmidt(1998)의 연구에서는 ERS와 우울, 불안을 모두 측정하여 ERS에 따른 우울과 불안 증상의 변화를 살펴보고자 하였다. 그 결과, 불안을 통제한 후에 도 ERS 수준이 높을수록 이후 높은 우울 수준을 보이는 것으로 나타났다. 그러나 우울을 통제한 후 ERS 수준과 불안 수준의 변화 간의 관계는 유의하지 않았다. 그러나 우울과 ERS의 관련성을 밝힌 대부분의 연구는 ERS 측정 시 Joiner, Alfano와 Metalsky(1992)가 개발한 질문지를 사용하였는데, 이는 우울한 대인관계 질문지 중 재확인 추구 측정 하위 척도(Depressive Interpersonal Relationship Inventory–Reassurance Seeking subscale: 이하 DIRI–RS)로 우울과 관련된 ERS만을 측정한다는 한계가 있었다. ERS가 우울뿐만아니라 다른 여러 정신병리와 관련이 있을 수 있음이 제기됨에 따라(Davila, 1999), DIRI–RS를 활용한 연구에서도 ERS와 불안과의 관련성이 보고되기도 하였다(Joiner, Katz, & Lew, 1999). 그러나 대학생을 대상으로 한 Joiner 등(1999)의 연구는 우울을 통제하지 않았기 때문에 ERS와 불안간의 유의한 관계가 불안과 우울의 공병에 의한 것일 가능성을 배제하지 못하였다. 이를 시작으로 ERS와 불안과의 관련성을 검증하려는 시도가 나타났으며, 이후 연구에서는 우울 외 증상과 관련된 ERS는 우울 관련 ERS 보다 포괄적이고 다양한 상황에서 나타난다는 것을 확인하고 이를 측정 하기 위해 새로운 척도가 개발되었다.

먼저 Cougle 등(Cougle, Fitch, Fincham, Riccardi, Keough, & Timpano, 2012)은 일반적인 위협 상황과 부정적인 평가에 대한 위협 상황에서 나타나는 ERS를 측정하기 위한 척도를 사용 하여 일반적인 위협 상황에서 나타나는 ERS가 여러 불안 장애 증상들(사회적 상황에서의 두려움 및 회피, 강박 사고 및 강박 행동, 과도한 걱정)과 유의한 관련이 있다는 결과를 보고하였다. 한편 부정적인 평가에 대한 위협 상황에서 나타나는 ERS는 다양한 불안 증상들을 예측하지 못하는 것으로 나타났다. 그러나 Cougle 등(2012)이 연구에서 사용한 척도에는 일반적인 위협 상황과 부정적인 평가에 대한 위협 상황이 모호하게 제시되어 있었기 때문에 구체적인 상황에서 나타나는 ERS를 측정하였다고 보기 어렵다. 예를 들어, 일반적인 위협과 관련된 문항들은 단순히 어떠한 일이 잘 되어가지 않을 때 그 일이 제대로 이루어지고 있는지에 대한 반복적인 확인 행동의 빈도를 묻고 있으며 그 일이 구체적으로 어떠한 상황인지에 대한 묘사는 없다. 또한 부정적인 평가와 관련된 ERS를 측정하는 문항들 모두에서 외모, 행동, 성격 등에 대한 반복적인 확인 행동의 빈도를 묻고 있는데, 이러한 요인들을 한꺼번에 언급하고 있기 때문에 각 상황별로 ERS가 달리 나타날 수 있다는 점도 간과하였다. 따라서 일반적인 위협을 받는 상황과 부정적인 평가를 받을 수 있는 기타 여러 상황들이 간과되기 쉽다. 한편 사회 불안을 보이는 사람들을 대상으로 한 Heerey와 Kring(2007)의 연구에서도 ERS와 불안과의 관련성이 유의하였는데, 이때에는 직접적인 행동 관찰을 활용하였다. 사회적인 상호작용이 드러나는 과제를 제시한 후 대화 양상을 관찰하였을 때, 사회 불안을 보이는 사람은 그렇지 않은 사람과의 2인 상호작용 상황에서 ERS를 더 많이 보이는 것으로 나타났다(Heerey & Kring, 2007). 그러나 우울을 측정하지 않았기 때문에 ERS와 불안의 관련성이 우울의 공변으로 인해 나타난 것일 수 있다. 종합하면, ERS와 불안과의 관계를 살펴본 선행연구의 한계를 극복하기 위해서는 불안과 공병이 높은 우울을 통제하고 불안수준이 높은 사람들이 다양한 상황에서 나타낼 수 있는 ERS 행동을 측정할 필요가 있을 것이다.

따라서 본 연구에서는 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호가 ERS를 매개로하여 불안에 영향을 미치는 모형을 검증하는 데 있어 불안과 우울 모두를 측정하여 우울의 효과 를 통제하고자 하였다. 또한 최근 다양한 상황에서 나타나는 ERS를 측정하기 위해 Rector 등(Rector, Kamkar, Cassin, Ayearst, & Laposa, 2011)이 개발한 재확인 추구 척도(Reassurance Seeking Scale: 이하 RSS)를 DIRI–RS와 함께 사용하여 그 결과를 비교하고자 하였다. RSS는 다양한 일상 상황에서 나타날 수 있는 안전 확인 행동에 대해 구체적으로 묘사하였기 때문에 실제 ERS를 보이는 상황을 민감하게 측정할 수 있을 것으로 판단하였다. RSS는 크게 3요인으로 구성되어 있는데, 이 중 사회적 애착 하위요인이 측정하는 ERS는 DIRI–RS에서 측정하는 ERS와 유사하며 우울한 사람들에게서 자주 나타나는 ERS 상황들이 포함되어 있다. 조금 더 자세히 살펴보면, DIRI–RS와 RSS의 사회적 애착 하위요인은 다른 사람의 관심이나 지지를 지속적으로 확인하는 경향성을 측정한다는 점에서 유사하다. 반면 RSS의 일반적 위협 하위요인과 의사결정 하위요인은 개인의 심리적 불편감이나 선택 상황에서 나타나는 ERS를 측정한다. ERS는 위협적인 대상이나 상황에서 타인에게 지속적으로 안전과 관련된 피드백을 받고자 하는 특징이 있으므로, 포괄적인 상황에서의 ERS를 측정하는 RSS를 활용하는 것이 불안과의 관련성을 확인하는 데에 더욱 적합할 것이라고 예측할 수 있다.

정리하자면, 본 연구의 목적은 크게 두 가지로 나누어 살펴볼 수 있다. 첫째, 본 연구에서는 대부분의 사람들이 일상생활에서 흔히 느낄 수 있는 불안이 발달하는 기제를 확인하고자 하였다. 선행연구에서 불안과의 관련성이 밝혀진 요인들 중 개인 내적 요인인 불확실성에 대한 인내력 부족과 개인의 발달에 있어 환경적인 요인으로 고려되는 부모의 과보호적 양육행동을 불안에 영향을 미치는 예측변인으로 상정하였다. 아울러 개인의 ERS를 매개변인으로 가정하여 불안이 발달하는 경로를 좀 더 정교하게 설명하고자 하였다. 둘째, 본 연구는 선행연구의 한계를 보완하고자 ERS 측정 시 서로 다른 두 가지의 척도(즉, DIRI-RS, RSS)를 사용하여 ERS와 불안과의 관련성을 검증하고자 하였다. 또한 RSS의 하위요인 수준에서의 분석도 실시하여 선행연구에서 ERS와 불안과의 관계가 비일관적으로 나타난 이유를 이해하고자 하였다. 구체적으로 사회적 애착 하위요인은 우울과 불안을 공통적으로 예측하는 요인이므로, 우울을 통제한 후에는 불안에 미치는 효과가 유의하지 않을 것이라고 예상하였다. 그러나 나머지 두 하위요인인 일반적 위협과 의사결정 하위요인은 우울이 아닌 불안만을 예측할 것이므로 우울을 통제한 후에도 불안에 미치는 효과가 유의할 것이라는 연구가설을 함께 검증하였다.

이를 종합한다면 본 연구의 모형은 그림 1과 같다.

연구의 대상은 서울 소재 4년제 대학교의 심리학 관련 교양수업 수강생 310명으로, 불성실한 응답을 한 30명을 제외하고 총 280명의 자료가 분석에 포함되었다. 이 중 남성은 146명(52.1%), 여성은 134명(47.9%)이었으며, 참가자들의 평균 연령은 20.5세(SD=1.98)이었다.

불확실성에 대한 인내력 부족 척도 단축형(Intolerance of Uncertainty Scale, Short Version: IUS–12). Freeston, Rhéaume, Letarte, Dugas와 Ladouceur(1994)가 개발한 원척도는 총 27문항으로 구성된 자기보고식 질문지 형태였다. 그러나 원척도는 연구에 따라 요인 구조가 불안 정하였고 척도에 포함된 문항들 간의 상관이 매우 높았기에 Carleton, Norton과 Asmundson (2007)은 12문항으로 구성된 단축형 척도를 개발하였다. 국내에서는 최혜경(1997)의 원척도 번역을 참고하여 김순희(2010)가 단축형 척도를 재번역하였으며, 본 연구에서는 김순희(2010)가 번안한 것을 사용하였다. 다만 김순희(2010)의 연구에서는 4점 척도를 사용하였으나 본 연구에서는 Carleton등(2007)이 단축형 척도 개발 시 제안하였던 5점 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 불확실하고 모호한 상황에 대해 잘 인내하지 못함을 의미하며(예: ‘나는 모든 불확실한 상황을 피하고자 한다.’), 본 연구에서의 내적 일치도(Cronbach’s α )는 .80이었다.

부모–자녀 결합 척도(Parental Bonding Instrument: PBI). Parker, Tupling과 Brown(1979)이 개발하고 송지영(1992)이 번안한 것을 사용하였다. 총 25문항으로 구성되어 있는 4점 척도의 자기보고식 질문지로서, 돌봄을 측정하는 12문항과 과보호를 측정하는 13문항으로 나뉘어 있다. 이 질문지는 16세 이상을 대상으로 아버지와 어머니의 양육행동 각각에 대한 기억을 회고적으로 평정하므로, 참가자들은 총 50문항에 응답하여야 한다. 다만 본 연구에서는 과보호에 초점을 맞추어 분석하고자 하였으므로 과보호에 해당하는 문항들만을 선별하여 분석에 포함하였으며 아버지와 어머니의 과보호적 양육행동에 대한 문항들의 평균 점수를 분석에 사용하였다(예: ‘어머니는 자신이 내 옆에 없으면 내가 내 몸 하나 돌보지 못한다고 여겼다.’). 과보호 하위요인의 점수가 높을수록 과보호적 양육을 받았다고 지각하는 경향이 높은 것을 의미하며, 본 연구에서의 내적 일치도는 .89였다.

우울한 대인관계 질문지–재확인 추구 하위척도(Depressive Interpersonal Relationship Inventory–Reassurance Seeking subscale: DIRI–RS). Joiner 등(1992)이 개발하고 조현주(1997)가 번안한 것을 바탕으로 문항을 일부 수정하여 사용하였다. 전체 4문항으로 구성되어 있으며 7점 척도를 사용하였고 점수가 높을수록 대인관계적 상황에서 재확인 추구를 많이 보이는 것으로 해석할 수 있다(예: ‘당신이 가깝게 느끼는 지인들이 얼마나 당신에게 관심을 갖고 있는지에 대해 자주 확인합니까?’). 본 연구에서의 내적 일치도는 .81이었다.

재확인 추구 척도(Reassurance Seeking Scale: RSS). Rector 등(2011)이 개발하고 김화영(2012)이 번안한 것을 사용하였다. 총 30문항으로 이루어져 있으며 하위요인으로는 사회적 애착, 일반적 위협, 의사결정이 있다. 각 하위요인 당 8문항, 9문항, 13문항으로 구성되어 있으며 5점 척도를 사용하여 점수가 높을수록 각 하위요인 영역에서 재확인 추구를 보이는 경향이 높다. 각 하위요인 중 사회적 애착은 DIRI–RS에서 측정하는 ERS와 유사한 문항들로 구성되어 있다(예: ‘사랑받고 있는지 또는 관심을 받고 있는지에 대해 주위 사람들에게 확인을 얼마나 추구하는가?’). 나머지 일반적 위협(예: ‘안 좋은 일이 당신에게 발생할 것에 대해 주위 사람들에게 확인을 얼마나 추구하는가?’)과 의사결정 하위요인(예: ‘결정을 내리기 전에 주위 사람들에게 확인을 얼마나 추구하는가?’)이 포함되어 보다 포괄적인 상황에서 나타나는 ERS를 측정하는 문항들로 구성되어 있다. 본 연구에서 전체 척도의 내적 일치도는 .93이었고, 사회적 애착, 일반적 위협, 의사결정 각 하위요인의 내적 일치도는 각각 .85, .82, .87이었다.

상태–특질불안 척도(State–Trait Anxiety Inventory: STAI). Spielberger, Gorsuch와 Lushene(1970)이 개발하고 김정택(1978)이 번안한 것을 사용하였다. 상태불안은 개인이 특정 시점과 상황에서 경험하는 긴장, 우려, 신경과민, 걱정과 관련된 주관적인 느낌의 강도를 의미하는 반면 특질불안은 보다 안정적으로 나타나는 개인차이다(Spielberger, 1976). 상태불안과 특질불안을 측정하는 문항이 각각 20문항씩 포함되어 총 40문항으로 구성되어 있으며 4점 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 상태불안(예: ‘앞으로 불행이 있을까봐 걱정하고 있다.’)이나 특질불안(예: ‘나는 하찮은 일에 너무 걱정을 많이 한다.’)이 높다는 것을 의미하며, 본 연구에서 상태불안과 특질불안은 따로 분석하였다. 본 연구에서의 내적 일치도는 상태불안의 경우 .93, 특질불안의 경우 .89였으며 전체 척도의 내적 일치도는 .95였다.

역학 조사 센터–우울증 척도(The Center for Epidemiologic Studies–Depression scale: CES–D). Radloff(1977)가 개발하고 전겸구와 이민규(1992)가 번안한 것을 사용하였다. 총 20문항으로 구성되어 있으며 4점 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 우울 수준이 높다는 것을 의미하며(예: ‘가족이나 친구가 도와주더라도 울적한 기분을 떨칠 수 없었다.’), 본 연구에서의 내적 일치 도는 .90이었다.

서울 소재 4년제 대학교 학생 중 심리학 관련 교양수업을 수강하는 학생들을 대상으로 본 연구에 대한 참가 신청을 완료하고 연구 참가에 대해서면으로 동의한 학생들에게 질문지를 작성하도록 하였다. 질문지는 불확실성에 대한 인내력 부족 척도 단축형, 부모–자녀 결합 척도, 우울한 대인관계 질문지–재확인 추구 하위척도, 재확인 추구 척도, 상태–특질불안 척도, 역학 조사 센터–우울증 척도가 포함되었다. 참가자들에게는 연구의 목적에 대해 설명하고 연구 자료를 포함한 개인 정보 모두 외부에 공개되지 않음을 안내하였다. 본 연구의 모든 과정은 S대 심리학과 연구 윤리 심의 위원회의 사전 승인을 득한 뒤 진행되었다.

자료의 전반적인 기술 통계치를 확인하고 성별간 차이 분석 및 상관분석을 시행하였다. 또한 본 연구 모형에서 ERS의 매개효과를 확인하고자 위계적 중다 회귀분석을 실시하였으며, 모든 분석은 SPSS 20.0 프로그램을 사용하였다. 기존 매개분석에서는 Baron과 Kenny(1986)의 방법을 많이 활용하였으나 검증에 필요한 가정이 매우 엄격하다는 점이 한계로 지적되었다. 예를 들면, Baron과 Kenny(1986)에 따르면 독립변인과 종속변인 간의 관계가 유의해야 매개분석을 진행할 수 있다. 그러나 직접효과와 간접효과의 방향성이 다른 경우 억제효과(suppression effect)가 발생하여 실제로는 모형 내에 매개변인이 유의함에도 불구하고 이를 탐지하지 못하는 문제가 발생할 수 있다(Shrout & Bolger, 2002). 또한 독립변인과 종속 변인의 직접효과 검정 후 매개변인을 추가하는 Baron과 Kenny(1986)의 분석 방법은 매개효과를 간접적으로 검정하는 방법으로써 실제 매개효과의 크기를 판단하기 어려울 수 있다(Preacher & Hayes, 2004).

이러한 한계점을 보완하고자 최근에는 예측변인이 결과변인에 미치는 효과가 유의하지 않더라도 매개효과를 검증할 수 있는 분석방법을 사용하며(MacKinnon, Krull, & Lockwood, 2000), 본 연구에서는 측정오차를 줄이고 통계적 검증력이 높다고 알려진 방식으로 매개효과를 검증하였다(MacKinnon, Lockwood, Hoffman, West, & Sheets, 2002). 이 방식에 따르면 예측변인이 매개 변인에 미치는 효과가 유의한 경우에 한하여 예측변인과 매개변인이 동시에 결과변인을 유의하게 예측하는지 확인한다. 이 때 매개변인이 결과 변인으로 향하는 회귀계수가 통계적으로 유의하 다면 매개변인이 유의한 매개효과를 가진다고 해석할 수 있다. 매개효과가 유의하다면 예측변인과 결과변인 간 간접효과를 검증하는 절차를 거쳤다. 선행연구에서는 간접효과 검증 시상관계수의 곱을 활용하는 것이 일반적이었으며, 대표적으로는 Sobel 검증을 들 수 있다(Sobel, 1982, 1986). 그러나 이 방법은 효과크기나 표본이 충분히 큰 경우에만 유용하다는 한계가 있어, 최근에는 통계적 검증력이 뛰어난 부트스트랩 방법을 이용한다(Preacher & Hayes, 2008). 본 연구에서도 간접효과 검증 시 부트스트랩 방법을 이용하였으며, Hayes(2013)가 개발한 SPSS macro를 활용하였다. 부트스트랩 표본 수는 5,000이었고 간접효과의 유의도를 평가하고자 95% 신뢰수준을 적용하였다. 신뢰구간에 0이 포함되지 않으면 간접효과가 통계적으로 유의하다고 해석할 수 있다(Shrout & Bolger, 2002).

구체적으로 매개모형 분석은 다음과 같은 순서로 진행되었다. 먼저 예측변인을 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호적 양육행동으로 하고 매개변인을 DIRI–RS와 RSS로 측정한 ERS, 결과변인을 상태불안 및 특질불안으로 하여 회귀분석을 통해 매개효과를 검증하였다. 이 때, 상태불안과 특질불안의 점수는 각각 따로 분석하여 상태불안과 특질불안에 미치는 효과를 개별적으로 검증하였다. 또한 우울을 통제한 후에도 매개효과가 유의하게 나타나는지 검증하고자 모든 분석에서 우울을 통제변인으로 상정하였다. 이에 더하여 RSS로 측정한 ERS의 매개효과가 유의한 경우에는 RSS 세 가지 하위요인을 독립된 매개 변인으로 상정한 추가 분석을 실시하여 어떠한 하위요인이 매개효과를 나타내는 것인지 명확하게 이해하고자 하였다.

본 연구에서 측정된 모든 변인들의 평균, 표준편차와 상관계수를 표 1에 제시하였다. 본 연구에서 예측변인으로 가정한 불확실성에 대한 인내력 부족, 지각된 부모의 과보호와 매개변인인 ERS 간 상관은 모두 유의하였다. 구체적으로, 불확실성에 대한 인내력 부족과 DIRI–RS로 측정한 ERS 간 상관이 유의하였고, r=.24, p<.01, RSS로 측정한 ERS 간 상관도 유의하였다, r=.40, p<.01. 또한 지각된 부모의 과보호와 DIRI–RS로 측정한 ERS 간 상관이 유의하고, r=.18, p<.01, RSS로 측정한 ERS 간 상관도 유의하였다, r=.26, p<.01. 매개변인인 ERS와 결과변인인 상태불안 및 특질 불안과의 상관이 모두 유의하였는데, DIRI–RS로 측정한 ERS와 상태불안 간 상관이 유의하고, r=.19, p<.01, 특질불안과의 상관도 유의하였다, r=.27, p<.01. 또한 RSS로 측정한 ERS와 상태불안 간 상관, r=.36, p<.01, 특질불안과의 상관 모두 유의하였다, r=.43, p<.01.

성별에 따른 모든 변인들의 평균과 표준편차를 확인하고 각 변인에서 성별에 따라 평균이 유의미하게 다른지 알아보고자 t 검증을 실시한 결과를 표 2에 제시하였다. t 검증 결과 남성이 여성에 비해 불확실성에 대한 인내력 부족, RSS로 측정한 ERS, 상태불안 및 특질불안 점수가 더 낮았다. 여러 변인들에서 성차가 유의하게 나타났기 때문에 성별을 더미변수화하여 이후 분석에서 그 효과를 통제하였다.

매개분석의 결과를 표 3에 제시하였다. 불확실성에 대한 인내력이 부족할수록 DIRI–RS로 측정한 ERS가 높았고, β=.17, p<.01, 지각된 부모의 과보호가 높을수록 DIRI–RS로 측정한 ERS가 높은 추세가 있었다, β=.11, p=.07. 그러나 DIRI–RS로 측정한 ERS는 상태불안을 유의하게 예측하지 못했고, β=.01, p=.89, 특질불안도 유의하게 예측하지 못했다, β=.06, p=.16. 따라서 DIRI–RS로 측정한 ERS가 불확실성에 대한 인내력 부족, 지각된 부모의 과보호와 불안의 관계에서 매개효과를 보이지 않았다.

반면, RSS로 측정한 ERS는 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호가 불안에 미치는 영향에서 유의한 매개효과를 보였다. 불확실성에 대한 인내력이 부족할수록 RSS로 측정한 ERS가 높았고, β=.31, p<.01, 지각된 부모의 과보호가 높을수록 RSS로 측정한 ERS가 높았다, β=.16, p<.01. 또한 RSS로 측정한 ERS는 상태불안을 유의하게 예측할 뿐만 아니라, β=.13, p<.05, 특질불안도 유의하게 예측하였다, β=.15, p<.01. 따라서 RSS로 측정한 ERS는 불확실성에 대한 인내력 부족, 지각된 부모의 과보호와 불안의 관계에서 유의한 매개효과를 가지는 것으로 나타났다. 부트스트랩 방법으로 간접효과를 검증한 결과 각 경로에서 RSS로 측정한 ERS의 간접효과가 모두 유의하였다. 구체적으로, 불확실성에 대한 인내력 부족이 RSS로 측정한 ERS를 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.013, .080], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.024, .072]로 간접효과가 모두 유의하였다. 지각된 부모의 과보호가 RSS로 측정한 ERS를 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로도 95% 신뢰구간이 [.015, .087], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.017, .086]으로 간접효과가 모두 유의하였다. 즉, 불확실성에 대한 인내력이 부족하고 부모로부터 과보호적인 양육을 받았다고 지각할수록 일상생활에서 접하는 다양한 상황에서 재확인 추구 행동을 보여 불안 수준도 함께 높아진다는 것이 검증되었다.

지금까지 본 연구 결과, 불확실성에 대해 인내하지 못하고 부모로부터 과보호를 받았다고 지각할수록 자신의 행동에 대해 다른 사람으로부터 확인받고자 하여 불안이 증가된다는 가설이 지지 되었다. 그러나 우울과 관련된 ERS를 측정하는 DIRI–RS는 매개효과가 유의하지 않았고 RSS로 측정한 ERS만 매개효과가 유의하였다. 따라서 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호적 양육행동이 불안으로 발달하는 경로를 보다 명확하게 밝히고자 RSS의 각 하위요인을 매개변인으로 상정하여 추가 분석을 실시하였다.

사회적 애착 하위요인의 매개효과 분석. 불확실성에 대한 인내력 부족, 지각된 부모의 과보호, RSS 중 사회적 애착 하위요인과 상태/특질불안의 관계에 대한 매개모형을 분석하였다(표 4). 우선 불확실성에 대한 인내력이 부족할수록 RSS 중 사회적 애착 하위요인이 높았고, β=.15, p<.05, 지각된 부모의 과보호 수준이 높을수록 RSS 중 사회적 애착 하위요인이 높았다, β=.21, p<.01. 또한 RSS 중 사회적 애착 하위요인이 높을수록 상태 불안도 높은 추세가 나타났으며, β=.08, p=.09, 특질불안은 통계적으로 유의하게 높았다, β=.09, p<.05. 부트스트랩 방법으로 간접효과를 검증한 결과 모든 경로에서 RSS 중 사회적 애착 하위요인으로 측정한 ERS의 간접효과가 유의하였다. 조금 더 자세히 살펴보면, 불확실성에 대한 인내력부족이 사회적 애착 하위요인을 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.002, .043], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.003, .036]으로 간접효과가 모두 유의하였다. 지각된 부모의 과보호가 사회적 애착 하위요인을 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로도 95% 신뢰구간이 [.004, .070], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.011, .065]로 간접효과가 모두 유의하였다. 즉, 불확실성에 대해 인내하지 못하고 부모로부터 과보호적인 양육을 받았다고 지각할수록 다른 사람들로부터 인정이나 평가를 받는 상황에서 반복적인 확인행동을 보이며, 다른 사람들이 자신에게 충분한 관심을 기울이는지에 대해서도 지속적으로 확인하므로 불안이 높아진다는 것이 검증되었다.

일반적 위협 하위요인의 매개효과 분석. 불확실성에 대한 인내력 부족, 지각된 부모의 과보호, RSS 중 일반적 위협 하위요인과 상태/특질불안의 관계에 대한 매개모형을 분석하였다(표 5). 우선 불확실성에 대한 인내력이 부족할수록 RSS 중 일반적 위협 하위요인이 높았고, β=.27, p<.01, 지각된 부모의 과보호 수준이 높을수록 RSS 중 일반적 위협 하위요인이 높았다, β=.17, p<.01. 또한 RSS 중 일반적 위협 하위요인이 높을수록 상태불안은 유의미하게 높았고, β=.12, p<.05, 특질불안도 높았다, β=.14, p<.01. 부트스트랩 방법으로 간접효과를 검증한 결과 모든 경로에서 RSS 중 일반적 위협 하위요인으로 측정한 ERS의 간접효과가 유의하였다. 조금 더 자세히 살펴보면, 불확실성에 대한 인내력 부족이 일반적 위협 하위요인을 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.011, .068], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.016, .063]으로 간접효과가 모두 유의하였다. 지각된 부모의 과보호가 일반적위협 하위요인을 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로도 95% 신뢰구간이 [.014, .080], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.017, .079]로 간접효과가 모두 유의하였다. 즉, 불확실성에 대해 인내하지 못하고 부모로부터 과보호적인 양육을 받았다고 지각할수록 부정적인 사건이 생기는 것을 우려하거나 신체적, 심리적 안정감을 느끼기 위해 지속적인 확인행동을 추구하게 되어 불안이  높아진다는 것이 검증되었다.

의사결정 하위요인의 매개효과 분석. 불확실성에 대한 인내력 부족, 지각된 부모의 과보호, RSS 중 의사결정 하위요인과 상태/특질불안의 관계에 대한 매개모형을 분석하였다(표 6). 우선 불확실성에 대해 인내하지 못할수록 RSS 중 의사결정 하위요인이 높았으나, β=.36, p<.01, 지각된 부모의 과보호 수준과 RSS 중 의사결정 하위요인은 관련이 없었다, β=.07 p=.23. 한편 RSS 중 의사결정 하위요인이 높을수록 상태불안은 유의미하게 높았고, β=.12, p<.05, 특질불안도 높았다, β=.16, p<.01. 지각된 부모의 과보호 수준은 매개변인인 RSS 중 의사결정 하위요인과 유의한 관계가 없었기 때문에, 부트스트랩 방법을 통한 간접효과 검정은 불확실성에 대한 인내력 부족과 상태/특질불안의 경로에 대해서만 실시하였고 모든 경로에서 RSS 중 의사결정 하위요인의 매개효과가 유의하였다. 조금 더 자세히 살펴보면, 불확실성에 대한 인내력 부족이 일반적 위협 하위요인을 거쳐 상태불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.009, .085], 특질불안으로 이어지는 경로는 95% 신뢰구간이 [.028, .079]로 간접효과가 모두 유의하였다. 즉, 불확실한 상황에서 인내하지 못할수록 대안을 선택하거나 자신의 결정에 대해 의심이 들 때 다른 사람에게 과도한 확인하고자하여 불안이 높아진다는 것이 검증되었으나 부모의 과보호적 양육에 대한 지각 정도는 의사결정과 관련된 확인행동에 유의한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다.

본 연구는 개인 내, 외적 변인들이 불안과 연관되는 기제를 확인하려는 목적으로, 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호가 불안에 미치는 영향을 과도한 재확인 추구 행동이 매 개하는지 검증하였다. 이 때 불안과 공병하는 우울을 통제하여 우울의 효과를 배제하였으며, ERS를 측정하는 데에 있어서도 두 가지 질문지를 사용하여 선행연구의 한계를 극복하고 측정에서의 타당도를 높이고자 하였다. 그 결과 자녀가 불확실한 상황을 견디지 못하고 부모로부터 과보호적인 양육을 받았다고 지각할수록 다른 사람으로부터 반복적인 확인을 요구하여 불안이 높아진다는 본 연구의 가설이 지지되었다.

선행연구에서는 ERS가 불안보다는 우울과 관련이 있는 것으로 알려졌으나, 이는 우울에 특징적으로 나타나는 ERS만을 측정했기 때문일 수 있다고 생각하였다. 이와 일관되게 본 연구에서 우울 관련 ERS를 측정하는 우울한 대인관계 질문지–재확인 추구 하위척도(DIRI–RS)는 우울을 통제한 후 불확실성에 대한 인내력 부족과 지각된 부모의 과보호가 불안에 미치는 영향에서 매 개효과를 보이지 않는 것으로 나타났다. 이는 DIRI–RS로 측정한 ERS가 불안과는 관련성이 없었던 선행연구와 맥을 같이 하였다(Evraire & Dozois, 2011; Joiner & Schmidt, 1998; Starr & Davila, 2008). 반면 다양한 상황에서 나타나는 ERS를 측정하기 위한 목적으로 개발된 재확인 추구 척도(RSS)는 우울을 통제한 후에도 불안을 유의하게 예측하였다. 이는 ERS와 불안과의 관련성을 언급한 선행연구와 일관된 결과로(Cougle et al., 2012; Heerey & Kring, 2007; Joiner et al., 1999; Rector et al., 2011), 본 연구에서는 기존 연구들을 보완하여 우울을 통제한 후에도 ERS가 불안을 유의하게 예측한다는 점을 검증하였다. 더불어 불안한 사람들일수록 사회적인 상호작용 상황뿐만 아니라 파국적인 사건이 일어나 자신의 신체적, 심리적 안녕이 위협받는 상황이나 대안을 선택하는 과정에서도 ERS를 보인다는 점을 확인하였다.

이에 더하여 본 연구에서는 RSS의 하위요인을 매개변인으로 분석함으로써 선행연구에서 ERS와 불안 간 관계가 비일관적으로 나타난 근거를 탐색해보고자 하였다. 그 결과 RSS의 사회적 애착, 일반적 위협, 의사결정 하위요인이 모두 우울을 통제한 후에도 ERS를 매개로 하여 불안을 예측하는 것으로 나타났다. 선행연구에서는 사회적 애착 상황에서 나타나는 ERS가 불안이 아닌 우울만을 예측하는 것으로 알려져 있었으나(Burns et al., 2006; Joiner & Schmidt, 1998), 본 연구에서는 사회적 애착 상황에서의 ERS가 우울과 불안 모두와 관련이 있었으며 사회적 애착 상황에서의 ERS는 우울을 통제한 후에도 불안을 유의미하게 예측하였다. 이는 척도의 특징으로 나타났을 수 있는데, 사회적 애착 상황이라도 불안하고 우울한 사람들이 ERS를 보이는 구체적인 상황은 서로 다를 수 있다. 예를 들어, DIRI–RS와 RSS 모두에 포함되어 있는 사회적 인정(social approval)과 관련된 ERS는 우울과 불안 모두와 관련이 있으나(Baumeister & Leary, 1995), RSS에서 추가적으로 포함하고 있는 부정적인 평가 상황에서의 반복적 안심, 확인 추구행동은 우울보다는 불안과 더욱 관련된 것으로 알려져 있다(Watson & Friend, 1969). 따라서 사회적인 애착 상황이라고 하더라도 어떠한 측면에 중점을 두느냐에 따라 우울과 불안에서의 ERS의 양상이 달리 나타날 수 있으며, 이러한 차이로 인해 사회적 애착 상황에서의 ERS가 우울과 불안 모두를 각각 예측했을 수 있다. 본 연구에서 ERS 측정 시 사용한 RSS는 우울하거나 불안한 사람 모두에게서 나타나는 사회적 인정과 관련된 ERS뿐만 아니라 불 안한 사람들에게서 특징적으로 나타나는 부정적인 평가와 관련된 ERS도 측정하므로, 우울을 통제한 후에도 ERS가 불안을 유의하게 예측했으리라 추측한다. 즉, DIRI–RS보다는 RSS로 측정된 ERS가 우울과 불안을 변별하는 특정한 사회적 애착 상황을 확인하는 데에 더욱 유용하다는 점을 알 수 있다.

또한 본 연구에서는 RSS 중 의사결정 하위요인을 매개변인으로 한 모형에서 지각된 부모의 과보호적 양육행동의 효과가 유의하지 않았다. 부모의 과보호는 자녀의 선택권을 제한하고 환경을 미리 조성한다는 점에서 의사결정과 밀접한 관련이 있을 수 있다. 그러나 부모의 과보호적 양육행동과 자녀의 의사결정 상황에서 보이는 행동 특성에 대한 연구는 많지 않으며, 이와 관련된 최근 연구들에서도 혼재된 결과를 보였다. 부모의 과보호적 양육행동이 자녀의 자율성을 저해한다는 연구 결과도 있으나(Holmbeck, Johnson, Wills, McKernon, Rose, Erklin, & Kemper, 2002), 두요인 간의 관계가 유의하지 않았다는 연구 결과도 있었다(Mendelson, Robins, & Johnson, 2002; Otani, Suzuki, Kamata, Matsumoto, Shibuya, Sadahiro, & Enokido, 2012). 자녀의 의사결정 과정에 대한 자율성과 부모의 과보호적 양육행동간 관계에 대해서는 후속 연구를 통하여 보다 명확하게 밝혀낼 필요가 있겠다.

본 연구의 의의와 개입에 있어서의 시사점은 다음과 같다. 먼저, 본 연구는 불안이 발달하는 기제에 대해 검증하였다. 불확실한 상황에서 잘 인내하지 못하는 개인 내적 요인과 부모로부터 과 잉보호를 받은 환경적인 요인은 여러 상황에서 타인에게 지속적으로 확인을 요구하는 행동으로 이어져 불안을 유발할 수 있다. 이처럼 불안이 발달하는 경로를 확인한 것은 보다 효과적인 예방 개입의 대상과 표적을 선정하는 데 도움이 될 것이다. 구체적으로 자녀의 불안 수준을 줄이기 위해서는 부모가 과보호적 양육을 지양하고 자녀의 발달단계에 따라 적절하게 자율성을 권장하여 아동의 자결성(self-determination)이 증진되도록 양육할 필요가 있다. 또한 불확실성에 대한 인내력 수준과 과도한 재확인 추구 행동을 미리 측정한다면 불안 문제가 발병할 수 있는 위험군을 선정할 수 있으며 이를 경감시키는 개입을 한다면 불안에 대한 직, 간접적 예방이 가능할 것으로 기대된다. 실제로 범불안장애 환자들을 대상으로 불확실성에 대한 인내력을 높여서 불확실한 상황에서의 불안을 낮추는 치료 기법이 임상 현장에서 활용되고 있고, 그 효능이 지지되고 있다(Boswell, Thompson-Hollands, Farchione, & Barlow, 2013; Robichaud, 2013; van der Heiden, Muris, & van der Molen, 2012). 이러한 치료 기법은 불확실한 상황에 직면하였을 때 나타나는 인지적 오류 및 역기능적 대처 행동을 수정하는 방향으로 이루어지는데, 본 연구는 이러한 치료 효과가 일어나는 기제에 ERS가 관여할 수 있음을 시사한다.

추가적으로 ERS 측정에 있어 두 가지의 자기 보고식 질문지를 활용하여 그동안 일관되지 않았던 ERS와 불안의 관계를 밝혀내었다. 선행연구에서 ERS를 측정하는 데에 활용되었던 DIRI–RS는 우울과 관련된 ERS를 감별하는 데에 유용하지만, 불안에서 나타나는 ERS를 확인하는 데에는 RSS가 보다 적합한 것으로 보인다. RSS 하위요인에 따른 분석 결과, 이는 RSS가 불안과 관련된 사회적 애착 상황을 비롯하여 일반적인 위협 상황, 의사 결정 상황 등 여러 맥락에서 관찰되는 ERS 행동반응을 다양하게 포함하기 때문인 것으로 짐작된다. 따라서 다양한 정신병리와 ERS의 관련성을 탐색하기 위해서는 RSS를 비롯해 보다 다양한 ERS 측정도구를 개발하고 활용할 필요가 있을 것이다.

본 연구의 한계점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 대학생을 대상으로 하였으므로 일상생활에서 흔히 겪을 수 있는 불안의 발달을 이해하는 데에는 유용하나, 위험수준이 적고 상대적으로 잘 기능하는 표본의 특성상 실제로 이러한 기제에 따라 장애수준의 심각한 불안이 나타날 지에 대해서는 단정 짓기 어렵다. 본 연구에서 밝힌 불안 발달 기제를 일반화하기 위해서는 다양한 표본을 대상으로 한 후속 연구가 필요할 것이다. 둘째, 본 연구에 포함된 모든 변인들을 측정함에 있어 자기보고식 질문지만 활용하였으므로 측정 변수 간 상관이 과장되어 나타났을 수 있고 모든 참가자들이 솔직하게 응답하였는지에 대해서도 확인할 수 없다. 향후에는 다양한 측정 도구를 사용하여 측정의 타당도를 높이는 것이 중요할 것이다. 셋째, 본 연구의 매개 모형은 이론적 및 경험적 근거에 기반을 두어 제안된 것이나 횡단연구의 특성상 변인들 간 관계에 있어 인과관계를 논하기 어렵다. 이러한 점을 보완하기 위해서는 종단 연구를 실시하여 시간에 따라 각 변인의 수준이 어떻게 변화하는지 확인하여야 한다.