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  • 특수교육재활과학연구

    Journal of Special Education & Rehabilitation Science

    Vol. 53, No. 3, pp. 193~209, 2014.

    애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구

    정 명 선* ㆍ 이 경 준**

    < 요 약 >

    본 연구는 애착이론을 바탕으로 애착, 반추, 공감, 용서의 관계를 검토하였다. 이를 위해 283

    명의 대학생을 대상으로 친밀관계경험척도, 반추척도, 한국판 균형정서공감척도(K-BEES),

    한국판 특성용서척도(TFS-K)를 사용하여 성인애착, 반추, 공감, 용서에 관한 조사를 실시

    하였다. 이후 구조방정식 접근을 통해 각 변인들 간의 관계모형을 설정하고 적합도를 살펴보

    았다. 그 결과, 애착불안정(애착불안/애착회피)은 낮은 용서성향으로 이어지는 공통적 경로

    를 발견하였다. 또한 애착불안의 경우 과도한 반추를 통해, 애착회피의 경우 공감의 결여를

    통해 용서에 부정적 영향을 미친다는 애착방향의 차별적 경로를 발견하였다. 이 외에도 관련

    변인의 연관구조 속에서 직접효과와 간접효과를 분해하여 보다 정확한 경로를 제시하였다. 마지

    막으로 이러한 연구 결과를 토대로 시사점과 제한점, 후속 연구를 위한 제언에 관해 논하였다.

    핵심어 : 애착, 반추, 공감, 용서, 매개효과

    * 중부대학교 교육대학원 상담심리교육전공 교수

    Professor, Department of Counseling Psychology Education, Graduate School of Education,

    Joongbu University

    ** 중부대학교 노인복지학과 교수(교신저자 : [email protected])

    Professor, Department of Elderly Welfare, Joongbu University

  • 특수교육재활과학연구(제53권 제3호)194

    Ⅰ. 서 론긍정심리 사조가 각광받기 시작하면서 평범한 사람들의 강점이나 잠재력의 본질에 대한

    탐구가 재조명되고 있다(Seligman & Csikszentmihalyi, 2000; Sheldon & King, 2001).

    이는 우리 인간이 과거부터 실천해왔던 삶의 방향, 즉 정상적으로 기능하고 적응하

    려는 개인내적(intrapersonal) 기능, 타인과 보다 건강하게 교류하고 화합하려는 대인간

    (interpersonal) 기능, 그리고 선(禪), 이상, 희생, 치유 등의 영성적(spiritual) 기능과 맞물려 인간존재만의 미덕이자 강점이라 할 수 있는 용서라는 구인을 최근 주요한 연구 주제

    로 제시하고 있다(정명선, 배내윤, 2013). 또한 용서관련 연구들은 일반적으로 개인, 관계,

    사회에 대한 분노를 용서로 대체할 때의 이점에 중점을 두면서, 용서가 조화와 신뢰, 화해

    를 촉진하여 정신적 안녕뿐만 아니라 신체 건강까지도 개선하는 것으로 보고 있다(Burnette

    et al., 2009; Lawler-Row et al., 2011; Seybold et al., 2001; Toussaint & Webb,

    2005; Worthington & Scherer, 2004). 즉 용서는 인간이 가지고 있는 성향이자 성격적

    강점으로, 보복욕구를 의지적으로 내려놓고 보다 자애롭고 관대하게 대할 수 있는 긍정적

    특질이자(김지영, 권석만, 2009; 정명선, 2013) 상대방이 그럴만한 자격이 없음에도 상대

    를 사랑하려고 노력하는(김광수, 2002; Enright, 2001) 개인의 안정적 속성이라고 할 수

    있다.

    이렇게 인간갈등 해결의 동인(動因)으로서의 용서의 역할이 부각되자, 인간의 용서성향에 영향을 미치는 요인에 대한 연구 역시 활성화되었다. 선행연구들은 용서를 이끄는 요

    인에 관해 특정 가해자나 가해자체에 초점을 두는 상황특수적 요인, 가해자와 피해자 사

    이의 대인간 관계적 요인, 그 외에도 개인내적 심리적 요인으로 접근하고 있는데(이아롱,

    구재선, 2009; 전은숙, 홍혜영, 2012), 그중 현재 애착이 용서와 같은 적응적 기능의 개

    인차를 설명하는 데 가장 설득력 있는 용서의 기본기제로 간주되고 있다(Mikulincer &

    Shaver, 2007; Webb et al., 2006). 즉 많은 연구자들이 애착은 인간의 가장 최초의 시기

    에 형성되어 관계의 발달적 측면에서 연속성을 가지고 광범위한 영향을 미친다는 데 동의

    함으로써, 애착을 용서의 근원으로 받아들이고 있다.

    애착이론에 따르면, 초기 아동기 주요 양육자와의 경험은 자신과 타인에 대한 개념인

    내적 작동모델(internal working model)을 발달시키고, 이는 양육자와의 관계를 넘어서

    서 이후 여러 가지 새로운 관계로의 접근 시에도 반복적으로 작용한다(Bowlby, 1969).

    따라서 초기 형성된 자신과 타인에 대한 표상은 전반적인 인간관계에 대한 기대에 관여하

    고 이때 유발되는 정서적 고통의 원인 해석에 유용한 틀로 사용됨으로써, 관계를 유지하

    고 용서하는 데 영향을 미치게 된다(Lawler-Row et al., 2011). 실제로도 안정적으로

  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 195

    애착된 사람들은 불안정 애착의 사람들보다 관계유지에 있어 건설적 방식의 스트레스 관리

    능력을 보여주는 것으로 밝혀져 왔다(Feeney, 1999; Feeney & Noller, 1992; Kobak

    & Sceery, 1988). 또한 안정적으로 애착된 사람과 용서를 잘 하는 사람의 성향은 매우

    유사한 것으로 나타나 애착과 용서의 평행적 관계가 가정되고 있다(정명선, 배내윤, 2013;

    Burnette et al., 2007). 예컨대, 안정애착의 경우 공감이나 정서적 자기조절 능력이 뛰어

    나고 높은 친화성(agreeableness)이나 정서적 안정감을 나타내며(서지현, 2006; 이아롱,

    구재선, 2009; Berry et al., 2005; Macaskill, Maltby, & Day, 2002; Ross et al., 2004),

    이를 통해 좀 더 긍정적으로 관계갈등을 해결해 나가면서 용서에 이를 가능성이 높아

    진다.

    그러나 이러한 애착과 용서의 강력한 관계성, 용서의 생산적 이점 및 친사회적 기능에

    도 불구하고, 용서는 심리적 부적응을 반영하는 대표지표인 적대감이나 분노, 우울, 불안

    등과 높은 연관성을 가져 심리사회적 재활서비스의 치료적 요인이자(정명선, 2013) 역으

    로는 정신건강의 위험성을 경고하는 요소로 여겨지고 있다. 용서 정도가 낮을수록 분노감

    정 및 분노표현이 높고(Huang & Enright, 2000), 용서에 이르지 못할 경우 발생되는 부

    정적 정서가 우울감을 증가시켜 심각한 경우 정신 병리를 유발할 수 있다는 주장은(홍석

    인 등, 2009) 이를 뒷받침한다. 무엇보다 진화론적 관점에서 보더라도 사람들은 여전히

    용서보다 보복이나 복수로 대응하는 경향이 있다(Burnette et al., 2009). 이에 대해, 애착

    과 용서의 관계구조 내에서 용서의 개인차를 이해하려는 시도는 애착유형이 다양한 관계적

    맥락에 존재하는 이러한 부정적 정서의 조절능력을 반영해준다고 제안한다(Webb et al.,

    2006).

    요컨대, 성인기 외부세계에 대한 표상인 성인애착은 애착불안(anxious attachment)과

    애착회피(avioidant attachment)의 두 차원으로 구분되는데(Brennan, Clark, & Shaver,

    1998), 주양육자가 일관되지 않은 양육을 한 경우 유아는 자신에게 부정적 작동모델을

    구현하게 되고 이는 성인기에 지속되어 관계에 지나치게 몰두하고 버림받는 것을 두려워

    하는 애착불안 차원을 형성한다는 것이다. 한편, 주양육자가 유아의 욕구에 반응하지 않고

    방임했을 경우 유아는 타인에 대해 부정적 작동모델을 구현하게 되고 이는 성인기에 지속

    되어 친밀해지는 것을 꺼리거나 불편해하는 애착회피 차원을 형성한다(Lopez & Brennan,

    2000). 따라서 애착불안과 애착회피가 상호작용하여 표명되는 애착불안정 자체는 낮은

    용서성향과 연결되겠지만, 애착체계는 이러한 두 차원의 차이에 기인하여 차별화된 방식

    으로 용서에 관여할 것이라는 가정이 가능하다.

    즉 공통적으로 불안정한 애착은 분노나 반추, 자기비난, 정서억제 등의 부적응적 방식을

    통해 낮은 용서로 이어진다(전은숙, 홍혜영, 2012; Berry et al., 2005; Burnette et al.,

    2007; Kobak & Hazan, 1991). 그러나 이를 세부적으로 살펴보면, 애착불안이 높은 사람

  • 특수교육재활과학연구(제53권 제3호)196

    들의 경우 애착위협을 경험할 때 타인의 지지를 얻기 위해 자신의 부정적 생각과 기억에

    지속적인 초점을 두고 부정적 정서에 압도됨으로써 주로 반추에 관여한다(전은숙, 홍혜영,

    2012; Shaver & Mikulincer, 2002). 이와 달리 애착회피가 높은 사람들은 관계에서의

    좌절감을 피하고자 오히려 자신의 부정적 감정을 억압하고 타인과 거리감을 둠으로써 정서

    적 동일시를 차단하므로, 주로 공감의 결여를 나타낸다고 볼 수 있다(Shaver & Mikulincer,

    2002; Trusty, Ng, & Watts, 2005).

    이에 본 연구는 전통적인 애착이론을 바탕으로 용서에 이르는 전반적인 경로를 살펴보

    고자 하였다. 지금까지 애착과 용서를 관련짓는 국내연구들은 주로 긍정적 관점에서 이

    둘의 관계를 통해 안녕감을 예측하거나 반대로 분노나 우울과 같은 부적응을 예측하고자

    하였고, 또는 애착과 용서의 관계에서 무엇이 매개 혹은 조절 역할을 하는지 밝히고자 하

    였다. 그러나 애착체계가 두 차원에 따라 달라짐에도 단순히 애착불안정의 높고 낮음으로

    한 차원으로 묶어 살펴보거나 연구 설계상 애착불안과 애착회피가 이원화되어 별도로 다루

    어지는 양상을 보여주었다. 따라서 본 연구는 서로 상호작용하는 성인애착 차원인 애착불

    안과 애착회피를 용서에 이르는 경로 속에 함께 포함하였다. 그리고 선행연구를 종합하여

    불안정 애착과 낮은 용서와의 관계는 애착불안의 경우 과도한 반추를 통해, 애착회피의

    경우 공감의 결여를 통해 관계의 방향 면에서 용서를 할 때의 동기의 차이가 나타난다는

    (Burnette et al., 2009) 차별적 경로를 탐색하고자 하였다.

    Ⅱ. 연구 방법

    1. 연구 대상

    본 연구는 J지역 소재 대학에서 교양과목을 수강하는 대학생을 대상으로 설문참여의 동의

    를 얻어 실시된 검사에서 자료를 수집하였다. 설문지 330부를 배부하여 회수율 88.18%

    의 291부가 회수되었으며, 그중 응답이 누락되거나 불성실한 응답을 한 것으로 판단되는

    8부의 자료를 제외하고 총 283부의 자료를 최종분석에 사용하였다. 이들 연구 대상의 성

    별분포는 남자 126명(44.59%), 여자 157명(55.5%)이었으며, 평균연령은 20.22세(SD =

    2.14), 연령범위는 18~32세에 분포하였다.

    2. 연구 도구

  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 197

    1) 애착

    Brennan, Clark와 Shaver(1998)가 소개한 ECRS(Experience in Close Relationship

    Scale)를 바탕으로 문형춘(2007)이 타당화한 7점 평정식 36문항의 친밀관계경험척도를

    애착을 측정하기 위해 사용하였다. 이 척도는 각기 18문항씩의 성인애착의 두 차원(애착

    불안/애착회피)으로 구성되어 있으며, 내적 합치도는 애착불안과 애착회피 차원이 각각

    Cronbach의 α 계수 .89, .90, 그리고 전체척도의 내적 합치도는 Cronbach의 α 계수 .87로 보고되었다. 본 연구에서 이 척도의 내적 합치도는 애착불안과 애착회피 차원이 각각

    Cronbach의 α 계수 .90, .90으로 나타났으며, 전체척도의 내적 합치도는 Cronbach의 α 계수 .89였다.

    2) 반추

    Trapnell과 Campbell(1999)의 24문항의 반추-내성 질문지(RRQ: Rumination-

    Reflection Questionnaire) 중 5점 평정식의 반추 척도 12문항을 번안하여 사용하였다.

    반추척도는 대상이나 속성이 아닌 의식에 내재된 동기 가운데 두려움에 바탕을 둔 자기의

    식의 경향성을 측정하는 것으로, 총점이 높을수록 원치 않는 두려운 생각들을 계속해서

    반추하는 경향이 강한 것을 의미한다. 대학생을 대상으로 하였을 때 이 척도의 내적 합치

    도는 Cronbach의 α 계수 .84로 보고되었으며(정명선, 2013), 본 연구에서는 유사하게 Cronbach의 α 계수 .84로 나타났다.

    3) 공감

    공감을 측정하기 위해 정명선(2012)이 Mehrabian(2000)의 BEES(Balanced Emotional

    Empathy Scale)를 토대로 타당화한 9점 평정식 27문항의 한국판 균형정서공감척도(K-

    BEES: Korean-Balanced Emotional Empathy Scale)를 사용하였다. 한국판 균형정서

    공감척도(K-BEES)는 공감을 삶의 태도이자 타인의 정서경험에 대한 대리경험으로 정의

    하고 만들어진 척도로 5개의 하위척도(6문항의 정서적 개입, 6문항의 정서감염, 5문항의

    낯선 타인의 감정이해, 5문항의 상상적 공감, 5문항의 공감적 관심)로 구성되어 있다. 전체

    점수가 높을수록 정서공감 수준이 높은 것을 의미하는 이 척도의 내적 합치도는 Cronbach

    의 α 계수 .89, 3주 간격의 검사-재검사 신뢰도(r)는 .93으로 보고되었다. 그리고 본 연구에서의 내적 합치도는 Cronbach의 α 계수 .88로 나타났다.

    4) 용서

    용서를 측정하기 위해 Berry와 그의 동료들(2005)이 개발한 10문항 단축형 TFS(Trait

  • 특수교육재활과학연구(제53권 제3호)198

    Forgivingness Scale)를 대학생을 대상으로 정명선(2013)이 타당화한 5점 평정식 한국판

    특성용서척도(TFS-K: Trait Forgivingness Scale-Korean)를 사용하였다. 이 척도는

    상황특수적인 용서와 구별되는 인간의 긍정적 특성이자 성향인 용서를 측정하는 것으로,

    총점이 높을수록 용서성향이 높은 것을 의미한다. 한국판 특성용서척도(TFS-K)의 내적

    합치도는 Cronbach의 α 계수 .79로 보고되었으며, 본 연구에서는 Cronbach의 α 계수 .86으로 나타났다.

    3. 자료 분석

    설문을 통해 얻어진 자료는 SPSS(PASW) 18.0과 AMOS 18.0을 이용하여 다음과 같은

    방식으로 분석하였다. 첫째, 연구 대상자의 인구통계학적 특성 및 주요변인에 대한 자료의

    이상치와 정규성을 확인하고자 빈도분석 및 기술통계 분석을 실시하였다. 둘째, 각 연구도

    의 내적 합치도 신뢰도분석과 Pearson 상관분석을 실시하였다. 셋째, 본 연구의 가설모형의

    적합도 및 경로를 살펴보기 위해 구조방정식 모형분석을 실시하였다. 이 때 모수에 대한

    추정방식은 최대우도법을 선택하였으며, 본 연구의 주요변인을 측정하는 각 척도는 문항

    결합(item parceling) 방법을 통해 처리하였다. 즉 척도가 일차원 구조를 가질 경우 추천

    되는 임의할당 방식(random algorithm)을 통해, 각 척도의 문항수를 고려하여 애착불안

    과 애착회피의 경우 각각 3개의 측정변인으로, 반추 및 용서의 경우 각기 2개의 측정변인

    으로 분할하여 문항결합 하였다. 또한 공감의 경우 본래의 하위척도에 따라 5개의 측정변

    인으로 구분하였다. 이는 구조방정식 접근 시 가능하면 여러 개의 측정변인을 두는 것이

    바람직하고, 이 때 문항합산된 측정변인은 대개 2~5개가 적합하며, 구조방정식 모형은 측정

    변수로부터 공통분산을 뽑아내는 것이기 때문에 임의로 문항합산을 하더라도 차이가 거의

    없다는(Bandalos & Finney, 2001; Little et al., 2002) 권고에 근거하였다. 또한 간접

    효과의 p 값 확인을 위해서는 bootstrap을 이용하여 95% 신뢰구간을 두었다(Bollen &

    Stine, 1990).

    Ⅲ. 연구 결과

    1. 기술통계 분석

    구조방정식 모형으로의 접근 전에 자료의 정규성을 검토하고자 주요변인의 기술통계 및

  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 199

    상관분석 결과를 먼저 에 제시하였다.

    에서 볼 수 있듯이, 본 연구의 주요변인들은 어느 정도 관계성을 가지고 있는

    것으로 나타났다. 전체 애착척도, 즉 애착의 불안정(1번)은 본 연구의 다른 주요변인인 반추

    (2번), 공감(3번), 용서(4번)와 모두 유의수준 .01에서 통계적으로 유의한 관계를 가지고

    있었다.

    주요변인의 상관계수 및 기술통계

    1 1-1 1-2 2 3 4 M SD 왜도 첨도

    1. 애착 ― .76** .76** .25** -.34** -.42** 121.95 25.60 -.37 -.06 1-1. 애착불안 ― .16** .34** -.09 -.26** 63.23 16.93 -.01 .03 1-2. 애착회피 ― .04 -.44** -.38** 58.72 16.74 .08 .202. 반추 ― .04 -.21** 36.47 7.34 .26 .053. 공감 ― .31** 45.45 25.55 -.45 -.074. 용서 ― 31.21 6.77 -.27 .43

    **p< .01

    그러나 하위 애착체계에 따라 살펴보면, 애착불안(1-1번)과 공감(3번)과의 관계는 통

    계적으로 유의하지 않았으며(r=-.09, ns), 애착회피(1-2번)와 반추(2번)와의 관계 역시

    통계적으로 유의하지 않았다(r=.04, ns). 또한 반추(2번)와 공감(3번)의 관계가 통계적

    으로 유의하지 않았다(r=.04, ns). 그리고 본 연구의 주요변인은 왜도와 첨도가 모두 ±1 사이로, SPSS에서 보고하는 표준화된 첨도지수의 값인 3을 더하여 해석하더라도 정규분

    포의 조건(왜도 < 2, 첨도 < 7)을 충족하여(Curran, West, & Finch, 1996), 구조방정식

    모형을 적용하는 데 적합한 것으로 나타났다.

    2. 연구모형 분석

    1) 측정모형 분석

    애착, 반추, 공감, 용서의 관계에 관한 경로분석을 위해 구조방정식 모형의 접근 전, 먼저

    모든 잠재변인 간 양방향적 관계를 가정한 측정모형의 적합성을 확인하였다.

    와 같이, 전체적인 적합도를 나타내는 의 값이 231.985, 자유도가 80으로,

    여기서 p=.000 < α=0.05이므로 모형이 적합하다는 영가설을 기각하였다. 그러나 검증은 완벽한 적합도에 대한 가설검증으로 기각되기 쉽고(MacCallum, Browne, & Sugawara,

    1996) 값이 모형적합도 외에도 표본크기의 영향에 민감하기 때문에(문수백, 2013),

  • 특수교육재활과학연구(제53권 제3호)200

    본 연구는 보다 현실적인 검증을 위해 적합도 지수를 사용하였다. 즉 대표적 증분적합지

    수(incremental fit index)인 TLI와 CFI, 대표적 절대적합지수(absolute fit index)인

    SRMR과 RMSEA를 사용하였다.

    측정모형의 적합도

    모형 NPAR DF NC TLI CFI SRMR RMSEA

    측정모형 40 80 231.985 2.900 .917 .937 .053 .070

    분석결과, 측정모형의 를 df 로 나눈 값인 NC는 2.900으로 전반적 합치도의 기준으

    로 제시되는 3보다 적은 값이어야 한다는(김계수, 2011) 기준을 만족하였다. 이 외에도

    증분적합지수인 TLI, CFI가 .917, .937로 Bentler(1990)가 제시한 .90 이상의 기준에서

    볼 때 양호하였다. 절대적합지수인 SRMR의 경우 .05 이하면 양호한 모델로, .10 이하이

    면 대체로 양호한 모델로 판단하고, RMSEA의 경우 .08 이하이면 양호한 수준으로 볼 때

    (문수백, 2013), SRMR과 RMSEA는 .053, .070으로 역시 본 모형의 전체적인 부합도는

    적절한 것으로 나타났다. 또한 측정모형의 표준화된 회귀계수 및 상관계수를

    에 제시하였는데, 표준화의 적재치는 0.5 이상일 때 문제가 없는 것으로 볼 수 있으므로

    (김계수, 2011), 잠재변인에 대한 표준화된 회귀계수가 모두 높은 적재치를 나타내고 유

    의수준 .001에서 통계적으로 유의한 본 연구의 측정변인은 잠재변인을 신뢰롭게 측정해

    주는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구의 측정모형은 적합하였으며 구조모형 접근을 위한

    분석이 가능함을 알 수 있다.

    측정모형의 표준화된 회귀계수 및 상관계수

  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 201

    2) 구조모형 분석

    본 연구는 기저가 되는 모형으로 성인애착, 즉 애착의 불안정인 애착불안과 애착회피는

    반추와 공감에 모두 관여하여 용서에 영향을 미칠 것이라는 초기모형을 설정하고 모형적

    합도를 검증하였다.

    구조모형의 적합도 및 차이검증 결과

    모형 NPAR DF NC TLI CFI SRMR RMSEA적합도 차이검증

    dfD D P

    초기모형 39 81 233.330 2.881 .918 .937 .055 .0702 .203 .903

    가설모형 37 83 233.533 2.814 .921 .937 .055 .068

    그 결과, 과 같이 (81)=233.330(p< .05), NC=2.881, TLI=.918, CFI=

    .937, SRMR=.055, RMSEA=.070으로 초기모형은 적합한 모형인 것으로 나타났다. 그

    러나 초기모형에서는 애착불안에서 공감으로 가는 경로(β=-.019) 및 애착회피에서 반추로 가는 경로(β=-.022)가 통계적으로 유의하지 않았다( 참조). 이에 본 연구의 가설모형으로는 통계적으로 유의하지 않은 이 2개의 경로를 제약하고, 애착불안과

    애착회피라는 애착차원에 따라 각각의 차별적 경로를 거쳐 용서에 이르는 구조를 설정하

    였으며, 초기에 설정한 기저모형과 차별적 경로를 지닌 본 연구의 가설모형을 비교하였다.

    의 적합도 차이검증에서 볼 수 있듯이, 초기모형의 값은 233.330, 본 연

    구의 가설모형의 값은 233.533으로, 가설모형의 값이 초기모형보다 .203 증가한

    것으로 나타났으나 (유의수준 .05에서 자유도가 1일 때 임계치인 3.84를 기준으로 볼

    때) 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않았다[D(2)=.203, p> .05]. 즉 본 연구의 가

    설모형이 초기모형보다 자유도가 2만큼 커짐으로써 간명도를 가지면서도 보다 적합한 모

    형인 것으로 나타났다.

    또한 모형 적합도 지수를 살펴볼 때에도, 본 연구의 가설모형은 NC=2.814, TLI=.921,

    CFI=.937, SRMR=.055, RMSEA=.068로 적합지수가 초기모형보다 좀 더 향상되는 결과

    를 보였다. 따라서 초기모형보다 간명하면서도 본 연구의 자료를 보다 효과적으로 설명해

    주는 가설모형의 효과를 분해하여 최종모형으로 에 제시하였으며, 도식화한 모형

    은 와 같다.

  • 특수교육재활과학연구(제53권 제3호)202

    최종 연구모형의 경로별 효과 분해표

    관계변인 경로 총효과 직접효과 간접효과

    애착불안 ↔ 애착회피 .195**애착불안 → 반추 .374** .374**

    반추 → 용서 -.219** -.219**애착불안 → 용서 -.233** -.151* -.082**애착회피 → 공감 -.486** -.486**

    공감 → 용서 .191** .191** 애착회피 → 용서 -.388** -.295** -.093*

    *p< .05, **p< .01

    에서 보는 바와 같이, 애착불안이 반추에 미치는 직접효과의 값은 .374로 정

    적 연계를, 반추가 용서에 미치는 직접효과의 값은 -.219로 부적 연계를 가지고 있는 것

    으로 나타났다. 또한 애착회피의 경우 공감에 미치는 직접효과의 값이 -.486으로 부적

    연계를, 공감이 용서에 미치는 직접효과의 값은 .191로 정적 연계를 가지고 있는 것으로

    나타났다. 중요한 것은 애착불안과 애착회피가 연관성을 가진 애착차원임에도 각기 다른

    경로를 가지는데, 애착불안에서 용서로 가는 경로는 직접효과 외에 반추를 경유한 간접효

    과의 값이 -.082로 유의수준 .01에서 통계적으로 유의하였다. 애착회피에서 용서로 가는

    경로 또한 직접효과 외에도 공감의 결여를 경유한 간접효과의 값이 -.093으로 유의수준

    .05에서 통계적으로 유의하였다.

    최종 연구모형의 경로

    *p< .05, **p< .01

  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 203

    요컨대, 성인애착(애착불안/애착회피)은 용서에 모두 직접적인 부적 경로를 갖지만, 부

    분적으로는 성인애착의 두 가지 애착차원에 따라 애착불안의 경우 반추를 통해, 애착회피

    의 경우 공감의 결여에 관여하여 용서에 부적 영향을 미치게 되는 것으로 판단할 수 있다.

    Ⅳ. 논 의본 연구의 목적은 전통적인 애착이론을 바탕으로 애착, 반추, 공감, 용서의 전반적인 경

    로를 검토하는 것이었으며, 특히 성인애착의 두 하위차원(애착불안, 애착회피)이 가지는

    특성에 따라 애착불안의 경우 과도한 반추를 통해, 애착회피의 경우 공감의 결여를 통해

    용서에 영향을 미친다는 차별적 경로를 경험적으로 확인하기 위한 것이었다. 이에 따른

    결과와 관련 시사점에 대해 논의해 나가면 다음과 같다.

    첫째, 성인의 애착불안정은 낮은 용서성향으로 이어지는 공통적인 경로를 가지고 있었다.

    이는 애착불안이나 애착회피와 같은 불안정 애착이 용서성향과 유의미한 부적 상관을 보인

    다는 선행연구의 결과를(전은숙, 홍혜영, 2012; 정명선, 2013; Webb et al., 2006) 지지

    하였다. 한편 안정 애착을 가진 사람과 용서성향이 높은 사람의 특성이 유사하고(McCullough,

    Fincham, & Tsang, 2003; Webb et al., 2006), 불안정 애착을 가진 사람과 용서성향

    이 낮은 사람의 성향이 유사하다는(Berry et al., 2005; Burnette et al., 2007) 점에 비

    추어 보아 애착과 용서의 평행적 관계가 간접적으로 확인되었고, 이를 통해 애착은 일생

    동안 인간관계의 질을 좌우하는 초석이 될 수 있다는 전통적인 애착이론을 확인한 셈이다.

    이러한 애착의 지속적이고 광범위한 파급효과, 더불어 성인의 애착불안정은 애착불안과

    애착회피로 서로 구별되는 특성을 가진 체계임에도 공통적으로 낮은 용서성향을 예측할

    수 있도록 해 준다는 것은 시사하는 바가 크다. 불안정 애착유형은 양육환경이 예측할 수

    없을 만큼 불안정하거나 관계에서의 정서적 질이 부정적일 때 발달하며, 인간의 용서성향

    은 인생 초기부터의 경험과 교육을 통해 오랜 시간에 걸쳐 형성되기 때문이다(정명선,

    2013). 따라서 유아기의 건강한 애착형성은 아무리 강조해도 부족함이 없을 것이다.

    둘째, 본 연구는 성인의 애착불안정 자체는 용서에 부적 영향을 끼쳤으나 성인애착의

    하위차원에 따라 용서에 이르는 차별적인 경로를 가지고 있음을 확인하였다. 즉 애착불안

    차원의 경우 과도한 반추를 통해, 애착회피 차원의 경우 공감의 결여를 통해 낮은 용서로

    연결되었다. 이러한 본 연구의 결과는 불안정 애착 중에서도 애착불안은 반추와 더 높은

    정적 관계를(김병직, 오경자, 2013; 전은숙, 홍혜영, 2012; 정명선, 2013), 애착회피는

    공감과 더 높은 부적 관계를(정경아, 김봉환, 2010; 정명선, 2013) 가진다는 상관연구에서

  • 특수교육재활과학연구(제53권 제3호)204

    한 단계 더 나아간 것으로, 인과적인 보다 구체적인 경로를 제시했다고 볼 수 있다. 또한

    불안정한 애착을 통해 우울(Burnette et al., 2009) 및 결혼만족을(Chung, 2014) 설명

    하면서 애착불안은 반추에 의해, 애착회피는 공감의 부족에 의해 용서성향이 중재된다고

    제시한 연구와 일치하였다. 이에 따르면, 애착불안을 지닌 사람들이 용서하기 어려운 것은

    관계의 불확실성, 즉 관계를 덜 안전한 것으로 인식하고 이러한 관계적 어려움의 부정적

    결과를 증폭함으로써 두려움을 기반으로 한 반추에 관여하기 때문으로 볼 수 있다. 애착

    회피를 지닌 사람들의 경우에는 관계의 가치를 폄하하거나 가해자를 배려할 가치가 없다

    고 인식함으로써 신체적ㆍ심리적 거리감을 모색하려는 공감의 부족으로 설명할 수 있다.요컨대, 애착과 용서 간을 설명하는 본 연구의 경로모형은 직접효과뿐 아니라 간접효과

    를 통해 애착특성에 따른 반추 및 공감의 매개효과를 보다 정확히 확인하였다. 이러한 결

    과는 애착으로 용서성향을 예측할 수 있고, 애착이 불안정하다 하더라도 반추나 공감을

    통해 용서를 향상시킬 수 있음을 반영한다. 선행연구 역시 용서가 구조적 접근을 통해 얼

    마든지 함양 가능하다는 데 대부분 동의하고 있고(김광수, 김경집, 2007; 김광수, 양곤성,

    2012; 김은설, 2010; 문경희, 2012; Enright & Human Development Study Group,

    1994; Freedman & Enright, 1996), 여기서 매개변인은 기초적인 개입전략 수립에 요구

    되므로(이문정, 박봉길, 2014) 반추 및 공감은 효과적인 주요기술로 용서에 기여할 수 있다.

    그러나 흔히 용서의 순기능으로 알려져 있는 분노, 불안, 우울 등과 같은 부정적 정서의

    완화에 있어 용서프로그램의 효과를 증명한 연구가 있는가 하면, 일관성이 없거나 분명히

    결론을 내리기 어려운 경우도 분명 존재한다(김희영, 김정희, 이연숙, 2004). 이는 본 연구

    의 결과와 연결시켜 볼 때, 용서프로그램의 구성이 애착특성의 고려 없이 반추적 사고의

    건강한 방식으로의 대체훈련 또는 공감연습이라는 어느 한 쪽에 편중된 데서 일부 원인을

    찾을 수 있으며, 애착유형에 따른 차별화된 접근이 필요함을 제안한다. 다시 말해 반추와

    공감은 별개의 것으로 용서에 각기 독특한 영향력을 가지는 것으로 파악해야 할 것이다.

    한편, 향후연구를 위한 제안과 함께 본 연구의 제한점을 제시하면 다음과 같다. 첫째,

    본 연구의 주요변인인 애착이나 반추, 공감, 용서 등은 범문화적으로 발견되는 특성이기는

    하지만 성별이나 세부문화, 소속군에 따라 관계의 강도나 역동은 다를 수 있다. 이러한 경

    로의 일반화를 위해서는 연구 대상의 확대, 집단간 측정동일성 검증 등 통계적 방식의 활

    용을 통해 추가적으로 반복 검증될 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 성향적 속성에 중점을

    두고 주요변인의 정확한 관계보다는 전반적인 구조모형의 검증에 주목적이 있어, 각각의

    변인에 대한 통제가 미흡하였다. 예컨대, 연령이나 관계를 저해하는 상처의 유무 등 경험

    에 영향을 미치는 개인 및 환경의 속성은 용서를 조절하는 역할로 기능할 수 있다. 애착

    에서 용서에 이르는 경로가 보다 확실시된다면 이후에는 좀 더 통제된 연구모형의 구축과

    측정을 통해 조절변인의 역할까지도 밝힐 수 있을 것이므로, 이는 후속 연구를 통해 보다

  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 205

    심도 있게 다루어져야 할 것이다.

    그럼에도 본 연구는 애착차원에 따른 용서로의 차별적 경로를 증명하면서 교육 및 치료

    장면에서의 효과적인 개입 가능성을 내포하고 있다는 데 의의가 있다. 현재 용서관련 훈

    련은 초등학생부터 성인에 이르기까지 사용되고 있고, 장애아동 형제자매 프로그램의 일

    환으로도 용서집단상담이 확산되고 있다. 이러한 시점에서, 비록 생애초기 애착이 안정적

    으로 형성되지 못했다 할지라도 애착불안이 높을 경우 반추에 관여함으로써, 애착회피가

    높을 경우 공감촉진적 개입을 함으로써 용서를 증진할 수 있다는 제안은 임상현장의 상담

    사, 특수교육 및 발달재활서비스 제공자에게 의미 있는 단서가 될 것으로 판단된다.

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  • 애착, 반추, 공감, 용서의 관계 경로분석 연구 209

    A Path-analytic Study of Associations between Attachment,

    Rumination, Empathy, and Forgiveness

    Chung, Myung Sun ㆍ Lee, Kyong Jun

    This study investigated the associations between attachment, rumination, empathy,

    and forgiveness via attachment theory. For this purpose, a sample of 283 undergraduates

    completed a survey on adult attachment, rumination, empathy, and forgiveness including

    Experience in Close Relationship Scale (ECRS), Rumination Questionnaire, Korean-

    Balanced Emotional Empathy Scale (K-BEES), and Trait Forgivingness Scale-

    Korean (TFS-K). Through structural equation modeling (SEM), the hypothetical model

    explaining the structural paths and the fit of models are evaluated. This study

    found a common path where adult attachment (anxious/avoidant attachment) negatively

    leads to dispositional forgiveness. It also found a distinctive path of attachment

    orientations that anxious attachment and avoidant attachment negatively affect

    forgiveness through excessive rumination and lack of empathy, respectively. In

    addition, this study presented a more accurate path by analyzing direct and indirect

    effects in the structure of related variables. Finally, implications, limitations, and

    suggestions for future studies are discussed based on these results of this study.

    Key Words : Attachment, Rumination, Empathy, Forgiveness, Mediating Effects

    논문접수 : 2014. 07. 07 / 논문심사일 : 2014. 08. 18 / 게재승인 : 2014. 08. 21