The Effect of Emotional Expressive Ambivalence on Interpersonal Stress :The Mediating Effect of Social Support and Cognitive Emotion Regulation Strategy

직장인의 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 미치는 영향:사회적 지지와 인지적 정서조절전략의 매개효과

Abstract

The purpose of the research was to verify the mediating effect of social support and cognitive emotional regulation strategy when office worker's emotional expressive ambivalence influences on interpersonal stress. A survey was conducted with 422 office workers from August to September of 2018. SPSS, AMOS and Mplus were used for descriptive statistics, correlation analysis, verification of structural equation modeling and mediated effect. There was a partial mediating effect in emotional expressive ambivalence of self-defense model, a complete mediating effect in relational emotional expressive ambivalence model. In both self-defense and relational emotional expressive ambivalence model, double mediation effect of passing through support and cognitive emotional regulation strategy in the relationship between emotional expressive ambivalence and interpersonal stress was significant. This study sought ways to reduce interpersonal stress by increasing the level of perception of social support and using adaptive cognitive emotional control strategies for office workers.

본 연구는 직장인의 자기방어적/관계관여적 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 영향을 미치는데 있어 사회적 지지와 인지적 정서조절전략의 매개효과를 알아보고자 하였다. 이를 위하여 2018년 8-9월에 걸쳐 직장인 413명을 대상으로 설문조사를 실시하였고, 수집된 자료는 SPSS, AMOS, Mplus 프로그램을 사용하여 기술통계, 상관분석, 구조방정식 모형검증을 비롯하여 매개효과 검증 분석을 실시하였다. 분석 결과, 자기방어적 정서표현 양가성 모형에서는 부분매개효과가 유의하였고, 관계관여적 정서표현 양가성 모형에서는 완전매개효과가 유의하였다. 자기방어적 정서표현 양가성 모형과 관계관여적 정서표현 양가성 모형 모두에서 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 정서조절전략을 거쳐 가는 이중매개효과가 유의한 것으로 나타났다. 이러한 연구는 직장인의 사회적지지에 대한 지각수준을 높이고, 적응적 인지적 정서조절전략을 사용하게 함으로써 대인관계 스트레스를 낮추는 방법을 모색하였다.

I. 서론

1. 연구의 필요성

직장인들은 하루의 대부분을 직장에서 보내며 다양한 사람들과 상호작용하고 다양한 문제에 직면하며 스트레스를 겪게 된다. 만족스러운 대인관계를 형성하고 유지하는데 어려움이 있거나 부정적인 대인관계에 적절하게 대응하지 못했을 때 발생하는 부정적 심리적 반응을 대인관계 스트레스라고 한다[1]. Cooper와 Marshall[2]은 상사의 관심이 부족하다고 생각했을 때 부하직원이 느끼는 스트레스, 그리고 부하직원이 상사의 지시를 따르지 않거나 성과보고가 불안정한데서 오는 상사의 스트레스로 나누어 정의했으며, Matteson과 Ivancevich[3]는 동료 간의 목표나 욕구가 어긋나는 상황에서 발생할 수 있는 심리적 반응으로 정의하였다[4]. 이러한 스트레스는 직장인들의 신체적, 심리적 건강을 악화시키고 조직에도 손실을 가져올 수 있다[5]. 특히, 상사와 동료와의 갈등은 스트레스와 정신적 고갈의 가장 중요한 원천이라고 할 수 있다[6][7]. 이러한 직장인의 대인관계 문제는 개인차원에서는 스트레스나 우울로 발현될 수 있으며[8], 조직차원에서는 더 큰 부정적인 결과를 초래할 수도 있다. 대인관계 문제는 업무 성과나 이직으로 연결될 수 있기 때문에 조직의 원활한 운영을 위해 인적자원 관리의 필수적 사항으로 다루게 되었다[9][10].이처럼 대인관계 스트레스가 높아지면 조직구성원의 개인적 심리뿐 아니라 조직 전체에 부정적인 영향을 미치므로 직장 내 대인관계 스트레스에 영향을 미치는 원인에 대한 연구가 필요하다.

직장인 601명을 대상으로 조사한 결과[11], 화나는 상황에서 말 대신 표정과 같은 비언어적 행동으로 간접적으로 표현하는 경우가 61.8%로 가장 많았으며, 속으로 참는 경우가 35.7%로 두 번째로 많았다. 이처럼 직장인들이 자신의 정서를 솔직하게, 직접적으로 표현하는 것은 쉽지 않다. 자신의 감정이나 욕구를 드러내면 대인관계에서 갈등이 일어날 것이라고 예상하기 때문이다[12]. 이처럼 감정을 표현하고자 하는 욕구가 있는데도 이를 참고 억제하려는 과정에서 발생하는 내적 갈등을 정서표현 양가성(ambivalence over emotional expressiveness)이라고 정의할 수 있으며[13] 이는 대인관계에서 중요한 역할을 한다.

정서표현 양가성과 대인관계 문제에 대한 대부분의 선행연구들은 정서표현 양가성이 높을수록 정서의 의사소통 기능을 잘 활용하지 못하기 때문에 대인관계에 어려움을 겪을 수 있다고 보고하고 있다[14-16]. 이러한 정서표현 양가성을 연구한 최해연, 민경환[17]에 따르면, 정서표현 양가성은 자기방어적 정서표현 양가성과 관계관여적 정서표현 양가성으로 나뉘는데, 자기방어적 정서표현 양가성은 배척 또는 거절에 대한 두려움으로 인해 정서표현에 갈등을 느끼는 것이며, 관계관여적 정서표현 양가성은 자신이 표현하고자 하는 정서가 타인에게 어떠한 영향을 줄 것인지 고려하는 것으로 대인관계에서 발생할 수 있는 문제를 예방하는 기능을 뜻한다. 이러한 두 양가성이 대인관계에 미치는 영향이 다른데, 관계를 원만하게 유지하기 위해 발현되는 정서표현 양가성은 대인관계 문제에 유의미한 영향을 미치지 않는 반면, 자기방어를 목적으로 하는 정서표현 양가성은 대인관계 문제를 증가시킨다[18][19]. 따라서 자기방어적 정서표현 양가성은 대인관계 스트레스에 직접적인 영향을 미치고, 관계관여적 정서표현 양가성은 대인관계 스트레스에 직접적인 영향을 미치지 않을 것으로 유추해볼 수 있다. 지금까지 정서표현 양가성을 다룬 대부분의 연구에서는 자기방어적 정서표현 양가성과 관계관여적 정서표현 양가성의 두 하위요인을 나누지 않고, 통합적으로만 연구되었는데, 본 연구에서는 이 두 양가성의 영향을 각기 살펴보고자 한다.

일반적으로 스트레스에 노출되어 있을 때 대처자원이 있으면 이를 극복할 가능성이 높아지게 된다. 이러한 맥락에서 대인관계 스트레스에 대처하는 자원을 모색할 필요가 있다. 대처자원은 정서조절[15][20], 대인관계 유능성[21], 심리적 욕구만족[18], 부모애착[22], 갈등해결전략[23], 자아탄력성[24] 등의 개인 내적자원과 사회소속감[25], 사회적 지지[26][27] 등 개인의 외부로부터 얻을 수 있는 자원으로 구분할 수 있는데, 본 연구에서는 이러한 개인 내적자원과 외적자원 모두에 초점을 맞추고자 한다.

대인관계 스트레스에 대한 외적 대처자원 중 사회적 지지는 사람들과 맺는 대인관계에서 얻을 수 있는 모든 긍정적 자원을 의미하는데 친밀감이나 즐거움, 관심, 인정, 도움 등의 긍정적 자원을 포함한다. 이러한 사회적 지지는 재화나 서비스를 제공하는 실질적 도움이나 환경에 대한 정보교류, 정서적 관심으로 정의된다[28]. Rogers[29]는 타인의 지지를 지각하는 것을 원만한 대인관계의 주요한 요인으로 이야기 하였고, 사회적 관계 속에서 타인으로부터 심리적, 물질적 지원을 많이 받는다고 지각할수록 원만한 대인관계를 유지할 수 있다고 하였다[30]. 여러 직업군을 비교해 보았을 때 특히 사무직 종사자가 다른 직업군들 보다 사회적 지지를 가장 많이 추구하는 것으로 나타났다[31]. 이를 바탕으로 본 연구에서는 대인관계 스트레스에 대한 개인의 외적 대처자원 중 사회적 지지에 초점을 맞추고, 이 변인이 대인관계 스트레스에 미치는 영향이 선행연구들과 같은 양상을 띠는지 확인하고자 한다.

이러한 사회적 지지는 또한 정서표현 양가성에 영향을 받는다. 정서표현에 대해 갈등하고 습관적으로 정서를 억제하는 사람들은 자신의 감정이나 욕구, 생각을 솔직하게 드러내면 대인관계에서 문제가 생길 것이라고 예상하기 때문에[12] 타인과의 심리적 거리를 좁히는데 어려움을 겪게 된다. 결과적으로 정서표현 양가성이 높은 사람들은 타인으로부터 공감이나 지지를 덜 받는다고 생각하고[32], 타인의 지지적인 행동을 부적절하게 해석하며 사회적 지지를 낮게 지각한다. 정서표현 양가성의 두 하위요인이 사회적 지지에 각기 다른 영향을 미쳤다고 보고한 연구[33]에 기반해, 본 연구에서는 정서표현 양가성의 두 하위요인이 대인관계 스트레스에 미치는 영향에 있어 사회적 지지가 각기 매개 역할을 하는지 알아보고자 한다.

사회적 지지가 개인이 외부로부터 얻을 수 있는 자원이라고 한다면, 인지적 정서조절전략은 사회적 관계 발달에 매우 중요하다. Garnefski 등[34]은 인지가 정서를 조절할 수 있다는 전제하에 적응적 정서조절전략과 부적응적 정성조절전략으로 나누었는데 적응적인 인지적 정서조절전략은 조망확대, 긍정적 초점변경, 긍정적 재평가, 수용, 계획 다시 생각하기를 포함하는 개념이며, 부적응적인 인지적 정서조절전략은 자기비난, 타인비난, 파국화, 반추 등을 포함하는 개념이다. 이러한 인지적 정서조절은 정서를 조절하고 정서경험을 재평가하거나 경험의 강도를 변화시킴으로써 정서를 지속적으로 통제할 수 있게 하기 때문에 스트레스 관리에 있어서 매우 중요한 역할을 한다. 이를 바탕으로 대인관계 스트레스를 성공적으로 관리함에 있어서 인지적 정서조절전략이 핵심적인 변인이라고 볼 수 있으며, 따라서 본 연구에서는 직장인의 경우 대인관계 스트레스에도 영향을 미칠 수 있다는 것을 확인하고자 한다.

이러한 인지적 정서조절전략은 정서표현 양가성의 영향을 받는다. 엄정은[35]은 동기적 관점에서 정서표현 양가성을 정의하고 인지적 정서조절전략과의 관계를 밝혔다. 이 연구에서 정서표현 양가성의 동기가 자기보호적인 사람보다 관계보호적인 사람이 적응적 정서조절전략을 유의하게 많이 사용하였으며, 부적응적 정서조절전략의 경우 반대의 결과가 나타났다. 즉, 정서표현 양가성을 적게 경험할수록 직접적인 문제해결 방식을 사용하고, 스트레스 요인의 긍정적인 측면을 더 강조해서 받아들인다는 것을 의미하며, 정서표현 양가성을 많이 경험할수록 직접적으로 문제를 해결하기 보다는 피하거나 부인하며 다른 사람의 잘못으로 돌리는 경향을 보인다는 것을 의미한다. 따라서 인지적 정서조절전략이 개인의 동기나 사건을 재구성하는 기능을 한다는 것을 전제로 할 때, 정서표현 양가성이 인지적 정서조절전략에 영향을 미치고, 어떤 인지적 정서조절전략을 사용하는지에 따라 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 미치는 영향이 달라질 것으로 예상해 볼 수 있다.

스트레스에 대한 대처자원을 개인이 외부로부터 얻을 수 있는 사회적 지지와 개인의 내적인 측면에서 찾아볼 수 있는 인지적 정서조절전략으로 나누어 볼 때 이러한 사회적 지지와 인지적 정서조절전략은 밀접한 관련이 있다. 하지만 이 두 변인의 방향성에 대해서는 논란의 여지가 있으므로[36-38], 이 둘의 관계에 대해서 연구해 볼 필요가 있다. 본 연구에서는 개인의 심리적 측면은 개인을 둘러싼 환경으로부터 영향을 받을 수 있다는 Marroquin[39]의 이론에 근거하여 사회적 지지가 인지적 정서조절전략에 영향을 미칠 것으로 예상하며 이를 검증해 보고자 한다.

이러한 선행연구들을 종합할 때, 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 영향을 미치는데 있어 사회적 지지와 인지적 정서조절전략의 매개역할을 알아봄과 동시에 사회적 지지가 인지적 정서조절전략에 영향을 미치는지 밝힘으로써 직장인의 대인관계 스트레스를 줄일 수 있는 방안을 모색해보고자 한다. 특히 직장이라는 특수한 상황에서 발생할 수 있는 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 영향을 미치는 과정에서 이를 매개하는 심리적 변인을 밝힘으로써 직장인의 대인관계 스트레스를 낮추기 위한 방법을 모색하고자 한다.

2. 연구가설 및 모형

정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 미치는 영향에서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략의 매개효과를 알아보기 위한 연구가설은 다음과 같다.

1) 정서표현 양가성, 사회적 지지, 인지적 정서조절전략, 대인관계 스트레스는 유의미한 상관관계가 있을 것이다.

2) 자기방어적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략은 유의미한 매개효과를 가질 것이다.

3) 관계관여적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략은 유의미한 매개효과를 가질 것이다.

그림 1. 자기방어적 정서표현 양가성 모형

그림 2. 관계관여적 정서표현 양가성 모형

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상 및 자료수집

2018년 8~9월, 서울, 경기, 충청지역의 중소기업 및 대기업을 방문해 연구목적을 설명하고 기업 내에서 설문에 참여하기 원하는 일반 사무직 임직원을 모집하였다. 모집된 임직원을 대상으로 연구자가 직접 일대일 대면하여 다시금 연구목적을 설명하고 연구동의서를 받았으며 설문을 실시한 후 직접 회수한 결과 총 422명의 자료를 얻었고, 불성실 응답 9명을 제외하고 최종적으로 413명을 자료 분석에 이용하였다. 연구대상자들의 인구통계학적 특성은 [표 1]과 같다.

표 1. 연구대상자의 인구통계학적 특성

2. 연구 도구

2.1 대인관계 스트레스

대인관계 스트레스의 세 가지 하위요인을 측정하기 위해서, 부하와의 관계 스트레스와 상사와의 관계 스트레스는 Copper와 Marshall[2]이 개발하고 백종철[40]이 번안하여 사용한 5문항을 사용하고, 동료와의 관계 스트레스는 Matteson과 Ivancevich[3]가 개발하고 백종철[40]이 번안한 5문항을 사용하였다. 이 척도는 모두 Likert 5점 척도로 측정하며, 점수가 높을수록 대인관계 스트레스가 높은 것을 의미한다. 본 연구에서는 평균값이 분석에 사용되었다. 부하와의 관계 스트레스의 문항 예시로는 ‘나의 부하가 수행하는 업무는 왠지 불안한 느낌이 든다.’가 있고, 동료와의 관계 스트레스 예시는 ‘나는 동료들과 업무문제로 자주 마찰을 일으킨다.’, 상사와의 관계 스트레스 예시는 ‘나의 상사는 나의 능력을 존중하지 않는다.’가 있다. 기존 백종철 연구[40]에서 보고한 부하와의 관계 스트레스 신뢰도(Cronbach’s α)는 .80, 상사와의 관계 스트레스의 신뢰도는 .89, 동료와의 관계 스트레스의 신뢰도는 .87이 었다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach's α)는 부하요인이 .84, 동료요인이 .84, 상사요인이 .89이고, 전체 신뢰도는 .88으로 나타났다.

2.2 정서표현 양가성

King과 Emmons[13]가 개발한 정서표현 양가성 척도(Ambivalence over Emotional Expressiveness Questionnaire: AEQ)를 최해연, 민경환[17]이 번안한 후 요인분석을 통해 타당화한 한국판 정서표현 양가성 척도(AEQ-K)를 사용하였다. 본 척도는 자기방어적 정서표현 양가성과 관계관여적 정서표현 양가성의 두 하위요인으로 나뉘며 총 21문항으로 구성되었다. 이 척도는 5점 Likert식 척도로 응답하도록 되어 있으며, 점수가 높을수록 정서표현에 대한 양가성이 높다는 것을 의미하고, 분석에는 평균값이 사용되었다. 자기방어적 양가성의 문항 예시로는 ‘두려움이나 분노 같은 부정적인 감정을 표현하면 다른 사람들이 받아주지 않을까 걱정된다’가 있고, 관계관여적 양가성의 문항 예시로는 ‘누군가에게 화를 내고 나면 죄책감을 느낀다’가 있다. 기존 연구[17]에서의 전체 신뢰도(Cronbach’s α)는 .90이었고, 자기방어적 양가성 신뢰도가 .89, 관계관여적 양가성 신뢰도는 .78이었다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach's α)는 자기방어적 정서표현 양가성이 .88, 관계관여적 정서표현 양가성이 .81이고, 전체 신뢰도는 .91로 나타났다.

2.3 사회적 지지

박지원[41]은 사회적 지지를, 문제를 해결하는데 도움이 되는 정보를 타인으로부터 제공받을 수 있는 정도를 의미하는 정보적 지지, 타인으로부터 재화나 물건, 서비스를 직접 제공 받는 물질적 지지, 자신의 행동이나 생각을 인정 또는 비판하는 타인의 평가와 관련된 평가적 지지, 타인으로부터 받는 애정, 관심, 존경을 포함하는 정서적 지지로 구분하였다.

사회적 지지를 측정하기 위해 박지원[41]이 개발한 사회적 지지 척도를 김연수[42]가 수정 및 보완하여 재구성한 척도를 사용하였다. 이 척도는 정서적 지지 7문항, 정보적 지지 6문항, 물질적 지지 6문항, 평가적 지지 6문항의 총 25문항이다. 각 문항은 모두 주변 사람들로부터 얼마나 도움과 지지를 받고 있는가에 대한 것으로 5점 Likert 척도로 평정하며 점수가 높을수록 주변 사람들로부터 높은 사회적 지지를 받는 것으로 지각함을 의미한다. 본 연구에서는 평균값이 분석에 사용되었다. 정서적 지지의 문항 예시로는 ‘나의 주위 사람들은 언제나 나를 사랑해주고 보살펴준다’, 평가적 지지는 ‘나의 주위사람들은 내가 믿고 의지할 수 있는 사람들이다’, 정보적 지지는 ‘나의 주위사람들은 항상 나의 일에 관심을 갖고 염려해준다’, 물질적 지지는 ‘나의 주위 사람들은 내가 아플 때 나의 일을 대신 해준다’가 있다. 기존 김연수[42]의 연구에서 전체 신뢰도(Cronbach’s α)는 .94였으며, 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach's α)는 정서적 지지가 .87, 평가적 지지가 .89, 정보적 지지가 .93, 물질적 지지가 .88, 전체 신뢰도는 .96으로 나타났다.

2.4 인지적 정서조절전략

인지적 정서조절전략을 측정하기 위해 Garnefski, Kraaij와 Spinhoven[34]이 개발한 인지적 정서조절전략 척도(Cognitive Emotion Regulation Questionnaire: CERQ)를 김소희[43]가 번안하고 안현의, 이나빈, 주혜선[44]이 타당화 작업을 거친 한국판 인지적 정서조절 전략 척도(K-CERQ)를 사용하였다. K-CERQ는 총 35문항으로, 부정적인 일이나 불쾌한 일을 경험할 때 정서를 조절하는 인지적 전략을 측정하는 것으로 자기비난, 파국화, 타인비난, 반추, 수용, 균형있게 바라보기, 긍정적 재초점, 해결중심 사고, 긍정적 재평가의 하위요인으로 구성된다. 이는 5점 Likert 척도로 측정하며, 점수가 높을수록 각 정서조절전략을 많이 사용한다는 것을 의미하고, 분석에는 각 하위요인의 평균값이 사용되었다. 적응적 인지적 정서조절전략의 문항 예시로는 ‘그 상황에 대처할 수 있는 최선의 방법을 생각한다’가 있고, 부정응적 인지적 정서조절전략의 문항 예시로는 ‘기본적으로 그 일의 원인이 분명 나한테 있다고 생각한다’가 있다. 기존 안현의, 이나빈, 주혜선[44]의 연구에서 보고한 신뢰도(Cronbach’s α)는 자기비난 .83, 파국화 .79, 타인비난 .87, 반추 .76, 수용 .68, 균형있게 바라보기 .63, 긍정적 재초점 .89, 해결중심 사고 .84, 긍정적 재평가 .89이었다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach's α)는 균형 있게 바라보기가 .63, 해결중심 사고가 .78, 긍정적 재초점이 .84, 수용이 .55, 긍정적 재평가가 .76, 적응적 인지적 정서조절전략 전체가 .87으로 나타났으며, 부적응적 인지적 정서조절전략의 하위요인인 자기 비난은 .71, 타인비난은 .75, 반추는 .61, 파국화는 .77이었고, 부적응적 인지적 정서조절전략 전체는 .81으로 나타났다.

3. 자료분석

수집된 자료는 SPSS 21.0과 AMOS 21.0, Mplus 7.0 프로그램을 이용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 연구 대상자의 인구통계학적 특성을 알아보기 위하여 대상자들의 성별, 연령, 직위, 근무년수에 대한 빈도분석을 실시하였다. 둘째, 연구에 사용된 변인들의 기술통계를 살펴보기 위하여 응답점수의 평균, 표준편차, 왜도, 첨도를 산출하였다. 셋째, 변인들 간 관련성을 살펴보기 위해 SPSS 21.0을 이용하여, Pearson 상관분석을 실시하였다. 넷째, 변인들 간 구조적 관계를 살펴보기 위하여 AMOS 21.0 프로그램을 이용한 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling: SEM) 검증을 실시하였고, 이때 모수치 추정 방법으로 최대우도법(Maximum Likelihood)을 이용하였다. 다섯째, 구조적 관계를 가장 잘 설명하는 모형을 확인한 이후에는 변인 간 주요 경로와 영향력을 확인하였다. 여섯째, 변인들 간 직접효과, 간접효과, 총 효과의 유의성 검증을 위하여 Shrout와 Bolger[45]가 제안한 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 이용하였다. 이 방법은 동일한 표본 수의 반복적인 부트스트래핑을 통해 산출한 매개(간접)효과의 추정치에 대한 95% 신뢰구간을 구해서, 신뢰구간에 0이 포함되지 않으면 매개(간접)효과가 통계적으로 유의한 것으로 보는 방법으로 정상성 가정에 대한 제약이 있는 sobel 검증에 비해 높은 검증력을 가지는 장점이 있다[45][46]. 마지막으로 AMOS 21.0 프로그램은 개별 매개효과들과 이중매개효과를 검증하는 것이 복잡하기 때문에 Mplus 7.0 프로그램을 이용하여 개별 매개효과들과 이중매개효과를 분석하였으며, 유의성을 확인하기 위해 95% 신뢰구간 5000번의 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 이용하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 기술통계 및 상관분석 결과

주요 변인들의 정상성 가정 만족 여부를 왜도와 첨도를 통해 살펴본 결과, 모든 주요 변인들의 왜도가 ±2, 첨도가 ±7을 넘지 않았기 때문에 정상성 가정을 만족하는 것으로 확인할 수 있었다[47].

표 2. 주요 변인들의 상관분석 결과와 기술통계치

^*p < .05, ^**p < .01, ^***p < .001.

주요 변인들 간 관련성을 살펴본 결과, 자기방어적 정서표현 양가성의 경우 관계관여적 정서표현 양가성(r=.63, p<.001), 부적응적 정서조절전략(r=.44, p<.001), 대인관계 스트레스(r=.44, p<.001)와의 정적 상관이, 사회적 지지(r=-.27, p<.001), 적응적 정서조절전략(r=-.22, p<.01)과의 부적 상관이 통계적으로 유의하였다. 또한 관계관여적 정서표현 양가성의 경우 부적응적 정서조절전략(r=.24, p<.001), 대인관계 스트레스(r=.15, p<.01)와의 정적 상관이, 사회적 지지(r=-.12, p<.05)와의 부적 상관이 통계적으로 유의한 반면, 적응적 정서조절전략과의 상관은 유의하지 않았다. 매개변인인 사회적 지지의 경우 다른 매개변인인 적응적 정서조절전략(r=.38, p<.001)과의 정적 상관이 유의하였고, 부적응적 정서조절전략(r=-.25, p<.001)과의 부적 상관이 나타났다. 또한 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략(r=-.12, p<.05) 간 부적 상관도 통계적으로 유의하였다. 사회적 지지와 대인관계 스트레스(r=-.53, p<.001), 적응적 정서조절전략과 대인관계 스트레스(r=-.33, p<.001) 간 상관은 부적으로 유의하였고, 부적응적 정서조절전략과 대인관계 스트레스(r=.47, p<.001) 간 상관은 정적으로 유의하였다.

2. 측정모형 검증 결과

2.1 측정변수 생성과정

정서표현 양가성, 사회적 지지, 인지적 정서조절전략, 대인관계 스트레스의 잠재변수를 측정변수가 잘 구인하고 있는지를 확인하기 위하여 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis; CFA)을 실시하였다. 이때, 사회적 지지와 적응적 정서조절전략, 부적응적 정서조절전략, 대인관계 스트레스는 모두 3~5개의 하위 요인들을 가진 다요인 척도로 측정하였기 때문에 해당 요인들을 측정변인으로 이용하였다. 하지만 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략의 경우 내적 합치도가 .84인 긍정적 재초점을 제외한 나머지 8개 하위요인들은 모두 .55 ~ .78로 낮지 않았다. 현재 연구의 목적이 검사 개발이나 타당화와 같이 개별문항의 특성과 수행 정도를 파악하는 것이 아닌 구조적 관계를 살펴보는 모형의 적절성 검증과 추정에 있기 때문에 측정변수의 대표성과 모형적합도, 추정의 안정성과 정확성을 고려하여 문항묶음(Item Parceling) 방식을 이용하여 측정변수의 개수를 3개로 조정하였다[48-50]. 이를 통해 적응적 정서조절전략의 측정변인은 적응전략1, 적응전략2, 적응전략3을 생성하였고, 부적응적 정서조절전략의 측정변인은 부적응전략1, 부적응전략2, 부적응전략3을 생성하였다. 반면 나머지 사회적 지지와 대인관계 스트레스의 경우 해당 하위요인을 그대로 측정변수로 이용하였다. 더불어 자기방어적 정서표현 양가성과 관계관여적 정서표현 양가성의 경우 정서표현 양가성의 하위요인인 동시에 각 변인들 자체는 단일요인이기 때문에 요인 알고리즘(factorial algorithm)을 통한 항목과 구성개념간 균형(item-to-construct balance)을 이용한 문항묶음화(item parceling)를 실시하여 각각 2~3개의 측정변인들(자기방어적 양가성은 자기방어 1, 자기방어2, 자기방어3으로, 관계관여적 양가성은 관계방어1, 관계방어2)을 생성하여 분석에 이용하였다[49]. 각 측정변인의 정상성 가정 여부를 살펴보기 위하여 왜도와 첨도를 산출한 결과, 정상성 가정의 기준을 충족하였다.

2.2 측정모형 검증

먼저 자기방어적 정서표현 양가성 모형에서 각 측정변수들이 해당 잠재변수들을 잘 측정하고 있는지 확인적 요인분석을 통해 살펴보았다. 변인들 간 구조적 관계를 살펴보기 위하여 구조방정식 모형(Structural Equation Modeling: SEM) 검증을 실시하였고, 이때 모수치 추정 방법으로 최대우도법(Maximum Likelihood)을 이용하였다. Anderson과 Gerbing[51]의 제안에 따라 2단계 접근(Two-step approach)으로 먼저 측정모형의 검증에서는 측정변인들이 각 잠재변인들을 잘 측정하였는지를 확인적 요인분석으로 확인하였고, 측정모형이 만족된 이후에는 구조모형을 통해 변인들 간 구조적 관계를 검증하였다. 이때, 설정한 모형의 적합도를 평가하는 적합도 지수로는 측정모형과 구조모형 모두 표본 수와 모형의 간명성을 동시에 고려하며, 좋은 모형을 평가할 수 있는 기준이 있는 Comparative Fit Index(CFI), Tucker Lewis Index(TLI), Root Mean Square Error or Approximation(RMSEA)을 사용하였다. 적합도 지수인 TLI와 CFI는 .90 이상이면 좋은 모형[52], 동시에 RMSEA 값은 .06 이하이면 좋은 모형, .08 이하이면 적절한(reasonable) 모형, .10을 넘으면 나쁜 모형으로 평가하였다[53].

[표 3]의 측정모형 검증 결과를 살펴보면, 자기방어적 정서표현 양가성 모형의 경우 CFI가 .970, TLI가 .962로 좋은 적합도 기준을 만족하였고, RMSEA도 .058(90% 신뢰구간: .049 ~ .068)로 좋은 적합도 기준을 만족하였다[53].

표 3. 자기방어적 정서표현 양가성 측정모형의 적합도

측정모형들의 적합도가 좋은 적합도 모형의 기준을 만족하였으므로, 측정모형에서 나타난 잠재변수에 대한 측정변수들의 요인부하량(factor loading)을 살펴보았고, 그 결과를 [그림 3]에 제시하였다. 자기방어적 정서표현 양가성의 경우 .80~.89, 사회적 지지는 .84~.94, 적응적 정서조절전략은 .82~.89, 부적응적 정서조절전략 .75~.79, 대인관계 스트레스 .74~.91로 모두 통계적으로 유의하였으며, 동시에 .5 이상으로 나타나 측정변수들이 잠재변수의 구성개념들을 타당하게 설명하는 것을 알 수 있었다[54].

그림 3. 자기방어적 정서표현 양가성 측정모형의 확인적 요인분석 결과

^*p < .05, ^***p < .001.

마찬가지로 관계관여적 정서표현 양가성 모형에서 각 측정변수들이 해당 잠재변수들을 잘 측정하고 있는지 살펴보기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 이 모형의 경우에도 CFI가 .972, TLI가 .964, RMSEA가 .058(90% 신뢰구간: .047 ~ .068)로 좋은 적합도 기준을 만족하였다.

표 4. 관계관여적 정서표현 양가성 측정모형의 적합도

측정모형들의 적합도가 좋은 적합도 모형의 기준을 만족하였으므로, 이 측정모형에서 나타난 잠재변수에 대한 측정변수들의 요인부하량(factor loading)을 살펴보았고, 그 결과를 [그림 4]에 제시하였다.

그림 4. 관계관여적 정서표현 양가성 측정모형의 확인적 요인분석 결과

^*p < .05, ^***p < .001.

관계관여적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 잠재변수에 대한 측정변수들의 요인부하량(factor loading)을 살펴보면, 관계관여적 정서표현 양가성의 경우 .79~.97, 사회적 지지 .84~.94, 적응적 정서조절전략 .82~.89, 부적응적 정서조절전략 .74~.79, 대인관계 스트레스 .74~.92로 모두 통계적으로 유의하였으며, 마찬가지로 .5 이상으로 나타나 측정변수들이 잠재변수의 구성개념들을 타당하게 설명하는 것을 알 수 있다.

2.3 구조모형 검증

측정모형의 모든 적합도 지수가 기준치를 충족함과 동시에 요인부하량도 적절한 것으로 나타나 모형의 추정 가능성이 이론적으로 확인되었다. 이러한 결과를 바탕으로 연구문제인 자기방어적 정서표현 양가성, 관계관여적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스 간 관계에서 사회적 지지와 적응적 및 부적응적 정서조절전략이 매개하는지를 자기방어적 정서표현 양가성과 관계관여적 정서표현 양가성을 구분(자기방어적 정서표현 양가성 모형, 관계관여적 정서표현 양가성 모형)하여 따로 모형을 설정하여 검증하였다. 분석결과, 자기방어적 정서표현 양가성의 구조모형은 측정모형과 동치모형으로 적합도 지수가 동일하게 나타나 수용 가능한 것으로 판단하였으며, 본 연구의 구조모형의 적합도 지수는 [표 5]와 같다.

표 5. 자기방어적 정서표현 양가성 구조모형의 적합도

관계관여적 정서표현 양가성의 구조모형도 측정모형과 동치모형으로 적합도 지수가 동일하게 나타나 수용가능한 것으로 판단하였으며, 본 연구의 구조모형의 적합도 지수는 [표 6]과 같다.

표 6. 관계관여적 정서표현 양가성 구조모형의 적합도

3. 매개효과 검증 결과

3.1 경로검증

자기방어적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 잠재변인들 간 관계에 대한 경로들 중 변인들 간 직접적인 영향을 미치는 직접 경로들의 크기 및 이에 대한 유의성 검증 결과를 살펴보았고, 그 결과를 [표 7] 및 [그림 5]에 제시하였다. 자기방어적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 경로계수들을 살펴보면, 자기방어적 정서표현 양가성이 부적응적 정서조절전략(β = .46, p < .001)과 대인관계 스트레스(β = .17, p < .01)에 미치는 영향이 정적으로, 사회적 지지(β = -.29, p < .001)과 적응적 정서조절전략(β = -.15, p < .01)에 미치는 영향이 부적으로 유의하였다. 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 부적응적 정서조절전략과 대인관계 스트레스 수준이 높으며, 동시에 사회적 지지와 적응적 정서조절전략 수준이 낮은 것으로 나타났다. 다음으로 사회적 지지가 적응적 정서조절전략(β = .36, p < .001)에 미치는 영향이 정적으로, 부적응적 정서조절전략(β = -.15, p < .01)과 대인관계 스트레스(β = -.35, p < .001)에 미치는 영향이 부적으로 유의하였다. 즉, 사회적 지지가 높을수록 적응적 정서조절전략 수준이 높으며, 동시에 부적응적 정서조절전략과 대인관계 스트레스 수준이 낮은 것으로 나타났다. 또한 대인관계 스트레스에 대한 부적응적 정서조절전략(β = .34, p < .001)의 영향이 정적으로, 적응적 정서조절전략(β =-.13, p < .01)의 영향이 부적으로 유의하였다. 즉, 부적응적 정서조절전략 수준이 높을수록, 적응적 정서조절전략 수준이 낮을수록 대인관계 스트레스가 높은 것으로 나타났다. 반면, 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략 간 경로는 통계적으로 유의하지 않았다.

표 7. 자기방어적 정서표현 양가성 모형의 경로계수

^**p < .01, ^***p < .001.

그림 5. 자기방어적 정서표현 양가성 모형의 표준화 경로계수 결과

^**p < .01, ^***p < .001.

주. 잠재변인들 간 경로만 제시하였음. 유의한 경로는 실선으로, 유의하지 않은 경로는 점선으로 표시함.

또한 [표 8]을 통해 관계관여적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 경로계수들을 살펴보면, 관계관여적 정서표현 양가성이 부적응적 정서조절전략(β = .46, p < .001)에 미치는 영향이 정적으로, 사회적 지지(β =-.13, p < .05)에 미치는 영향이 부적으로 유의하였다. 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 부적응적 정서조절전략 수준이 높으며, 동시에 사회적 지지 수준이 낮은 것으로 나타났다. 반면, 관계관여적 정서표현 양가성은 적응적 정서조절전략에 영향을 미치지 않은 것으로 나타났다. 사회적 지지가 적응적 정서조절전략(β = .41, p < .001)에 미치는 영향이 정적으로, 부적응적 정서조절전략(β = -.25, p < .001)과 대인관계 스트레스(β = -.37, p < .001)에 미치는 영향이 부적으로 유의하였다. 즉, 사회적 지지가 높을수록 적응적 정서조절전략 수준이 높으며, 동시에 부적응적 정서조절전략과 대인관계 스트레스 수준이 낮은 것으로 나타났다. 또한 대인관계 스트레스에 대한 부적응적 정서조절전략(β = .41, p < .001)의 영향이 정적으로, 적응적 정서조절전략(β = -.15, p < .01)의 영향이 부적으로 유의하였다. 즉, 부적응적 정서조절전략 수준이 높을수록, 적응적 정서조절전략 수준이 낮을수록 대인관계 스트레스가 높은 것으로 나타났다. 반면, 자기방어적 정서표현 양가성 모형과 마찬가지로 관계관여적 정서표현 양가성 모형에서도 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략 간 경로는 통계적으로 유의하지 않았다.

표 8. 관계관여적 정서표현 양가성 모형의 경로계수

^*p < .05, ^**p < .01, ^***p < .001.

그림 6. 관계관여적 정서표현 양가성 모형의 표준화 경로계수 결과

^*p < .05, ^**p < .01, ^***p < .001.

주. 잠재변인들 간 경로만 제시하였음. 유의한 경로는 실선으로, 유의하지 않은 경로는 점선으로 표시함.

3.2 전체 매개효과 검증

자기방어적 정서표현 양가성 모형에서 나타나는 매개효과들을 검증하기 위하여 본 연구에서 설정한 독립변인과 매개변인, 매개변인과 종속변인 간 직접효과와 독립변인과 종속변인의 간접효과와 총효과를 분석하였으며, 그 결과를 [표 9]에 제시하였다.

표 9. 자기방어적 정서표현 양가성 모형의 직접효과, 간접효과, 총효과 및 유의성 검증

자기방어적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 매개모형의 직접효과, 간접효과, 총효과를 분석한 결과, 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 적응적 정서조절전략, 부적응적 정서조절전략에 미치는 직접효과가 유의하고, 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략을 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 간접효과가 모두 유의한 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지를 매개로 적응적 정서조절전략으로 가는 간접경로는 -.10(95% CI = -.19 ~ -.04)로 나타났고, 또한 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지를 매개로 부적응적 정서조절전략으로 가는 간접경로도 .04(95% CI = .01 ~ .09)로 나타났다. 동시에 사회적 지지가 적응적 정서조절전략을 매개로 대인관계 스트레스로 가는 간접경로는 -.05(95% CI = -.11 ~ -.01)로 나타났으며, 부적응적 정서조절전략을 매개로 대인관계 스트레스로 가는 간접경로도 -.05(95% CI = -.12 ~ -.01)로 나타나 세 경로 모두 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않기 때문에 간접효과가 유의한 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 사회적 지지와 적응적 정서조절전략, 부적응적 정서조절전략이 자기방어적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스 사이를 부분매개했다는 사실을 알 수 있다.

동일한 방법으로 관계관여적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 매개모형의 직접효과, 간접효과, 총효과를 분석한 결과를 분석하였으며, 그 결과를 [표 10]에 제시하였다. 관계관여적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 부적응적 정서조절전략으로 가는 직접효과는 유의하였으나 적응적 정서조절전략으로 가는 직접효과는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 또한 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략을 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 간접효과는 모두 유의한 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면 관계관여적 정서표현 양가성이 사회적 지지를 매개로 적응적 정서조절전략으로 가는 간접경로는 -.06(95% CI = -.12 ~ -.01)으로 나타났고, 또한 관계관여적 정서표현 양가성이 사회적 지지를 매개로 부적응적 정서조절전략으로 가는 간접경로도 .03(95% CI = .01 ~ .07)으로 나타났다. 동시에 사회적 지지가 적응적 정서조절전략을 매개로 대인관계 스트레스로 가는 간접경로는 -.07(95% CI = -.13 ~-.02)로 나타났으며, 부적응적 정서조절전략을 매개로 대인관계 스트레스로 가는 간접경로는 -.10(95% CI = -.18 ~ -.06)로 나타나 세 경로 모두 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않기 때문에 간접효과가 유의한 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 사회적 지지와 적응적 정서조절전략과 부적응적 정서조절전략이 관계관여적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스 사이를 완전매개 했다는 사실을 알 수 있다.

표 10. 관계관여적 정서표현 양가성 모형의 직접효과, 간접효과, 총효과 및 유의성 검증

3.3 이중 매개효과 검증

앞서 전체 매개효과 검증을 통해 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 인지적 정서조절전략들(적응적 정서조절전략, 부적응적 정서조절전략)을 통해 대인관계 스트레스에 미치는 간접경로가 통계적으로 유의하다는 사실을 확인하였다. 개별 매개효과들과 이중매개효과들을 검증하였고, 그 결과를 [표 11]에 제시하였다.

표 11. 자기방어적 정서표현 양가성 모형의 개별 매개효과와이중매개효과의 유의성 검증

주. 부트스트랩 표집은 5,000번, 부트스트랩 추정치는 비표준화된 자료임.

자기방어적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 개별매개효과와 이중매개효과를 살펴보면, 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지를 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .097, 95% Bias-corrected CI = .048 ~ .173). 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지가 낮아져서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다. 다음으로 자기방어적 정서표현 양가성이 적응적 정서조절전략을 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .018, 95% Bias-corrected CI = .002 ~ .050). 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 적응적 정서조절전략을 적게 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아진다고 할 수 있다. 자기방어적 정서표현 양가성이 부적응적 정서조절전략을 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .150, 95% Bias-corrected CI = .094 ~ .230). 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 부적응적 정서조절전략을 많이 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다.

이중매개효과의 경우, 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 적응적 정서조절전략을 연속적으로 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .012, 95% Bias-corrected CI = .002 ~ .036). 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지수준이 낮아지고, 사회적 지지 수준이 낮아지면 적응적 정서조절전략을 적게 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다. 마지막으로 자기방어적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 부적응적 정서조절전략을 연속적으로 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .014, 95% Bias-corrected CI = .004 ~ .034). 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지수준이 낮아지고, 사회적 지지 수준이 낮아지면 부적응적 정서조절전략을 많이 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아진다고 할 수 있다.

같은 방법을 통해 분석한 관계관여적 정서표현 양가성 모형에서 나타난 개별 매개효과와 이중매개효과를 살펴보면, 우선 관계관여적 정서표현 양가성이 사회적 지지를 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .052, 95% Bias-corrected CI = .011 ~ .109). 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지가 낮아져서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다.

다음으로 관계관여적 정서표현 양가성이 부적응적 정서조절전략을 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .109, 95% Bias-corrected CI = .052 ~ .179). 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 부적응적 정서조절전략을 많이 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다. 반면, 관계관여적 정서표현 양가성이 적응적 정서조절전략을 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우에는 신뢰구간에 0을 포함하여 매개경로가 유의하지 않음을 확인할 수 있었다.

이중매개효과의 경우, 관계관여적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 적응적 정서조절전략을 연속적으로 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .009, 95% Bias-corrected CI = .001 ~ .026). 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지수준이 낮아지고, 사회적 지지 수준이 낮아지면 적응적 정서조절전략을 적게 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다.

마지막으로 관계관여적 정서표현 양가성이 사회적 지지와 부적응적 정서조절전략을 연속적으로 거쳐 대인관계 스트레스로 가는 매개효과의 경우도 신뢰구간에 0이 포함하지 않은 것을 통해 매개경로가 통계적으로 유의한 것을 확인할 수 있었다(B = .015, 95% Bias-corrected CI = .003 ~ .033). 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지수준이 낮아지고, 사회적 지지 수준이 낮아지면 부적응적 정서조절전략을 많이 사용해서 대인관계 스트레스 수준이 높아지는 것을 확인할 수 있었다.

표 12. 관계관여적 정서표현 양가성 모형의 개별 매개효과와 이중매개효과의 유의성 검증

주. 부트스트랩 표집은 5,000번, 부트스트랩 추정치는 비표준화된 자료임.

Ⅳ. 논의 및 제언

1. 결론 및 논의

본 연구는 직장인을 대상으로 정서표현 양가성과 사회적 지지, 인지적 정서조절전략, 대인관계 스트레스가 어떠한 관계가 있는지 알아보고, 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에 있어서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략의 매개효과를 검증하였다. 이에 본 연구의 주요 분석 결과와 그에 따른 논의는 다음과 같다.

첫째, 자기방어적 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 미치는 영향에서 사회적 지지와 적응적, 부적응적인 인지적 정서조절전략이 부분매개효과가 있는 것으로 나타났고, 관계관여적 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 미치는 영향에서 사회적 지지와 적응적, 부적응적인 인지적 정서조절전략이 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이와 관련하여 정경아[18]와 정은미[19]는 관계를 원만하게 유지하기 위해 발현되는 관계관여적 정서표현 양가성은 대인관계 문제에 유의한 영향을 미치지 않는 반면, 자기방어적 정서표현 양가성은 대인관계 문제를 증가시킨다고 한 선행연구를 지지하며, 일반적으로 정서표현 양가성이 높은 사람들이 자기개방과 상호작용에 소극적인 태도를 보이기 때문에[55] 대인관계에서 바람직하지 못한 특성을 보인다[56]는 연구결과와는 일부 차이가 있었다.

둘째, 자기방어적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 적응적인 인지적 정서조절전략을 연속으로 거쳐 가는 이중매개 효과가 유의한 것으로 나타났다. 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지가 낮아지고, 사회적 지지가 낮아지면 적응적 정서조절전략을 적게 사용하여 대인관계 스트레스가 높아진다고 해석할 수 있다. 이러한 결과는 자기방어적 정서표현 양가성이 높은 사람은 타인으로부터의 거절을 두려워하고 점점 타인과의 관계를 회피하게 됨으로써, 다른 사람들로부터의 지지를 지각하지 못하고, 이러한 지지가 낮아지면 문제가 발생했을 때 균형있게 바라보거나, 긍정적인 측면에 다시 초점을 맞추거나 해결중심 사고를 하거나 상황을 있는 그대로 받아들이거나 긍정적으로 다시 평가하는 등의 적응적 정서조절전략을 사용하지 못하게 되어 결과적으로 대인관계 스트레스가 증가하게 되는 것이다. 또한 관계관여적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략을 연속으로 거쳐 가는 이중매개 효과도 유의한 것으로 나타났다. 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지가 낮아지고, 사회적 지지가 낮아지면 적응적 정서조절전략을 적게 사용하여 대인관계 스트레스가 높아진다고 해석할 수 있다. 관계관여적 정서표현 양가성이 높은 사람은 자신의 정서가 타인에게 어떠한 영향을 줄 것인지 고려하여 정서표현에 갈등을 겪기 때문에[17], 이 과정에서 타인과의 거리를 두고, 결국 타인으로부터의 지지를 지각하지 못하게 되어 적응적 정서조절전략을 사용하지 못하고, 결과적으로 대인관계 스트레스가 증가하게 되는 것이다. 앞선 분석에서 관계관여적 정서표현 양가성과 적응적인 인지적 정서조절전략의 유의미한 상관이 나오지 않았으며, 관계관여적 정서표현 양가성이 적응적인 인지적 정서조절전략에 유의미한 영향을 미치지도 않았다. 하지만 이중매개효과를 분석한 결과, 관계관여적 정서표현 양가성이 적응적인 인지적 정서조절전략에 직접적으로 영향을 미치는 것이 아니라 먼저 사회적 지지에 영향을 미치고, 사회적 지지가 높아지면 다시 적응적인 인지적 정서조절전략 사용이 높아졌다. 이는 자신이 표현하고자 하는 정서가 타인에게 어떠한 영향을 줄 것인지 고려하여 정서표현을 억제하는 관계관여적 정서표현 양가성의 개념을 고려할 때 관계관여적 정서표현 양가성이 높은 사람은 원만한 관계지속을 위해서 표현을 억제하기 때문에 한국사회와 같은 관계지향적 문화에서는 전반적으로 긍정적인 관계를 형성함으로써 사회적 지지를 높게 지각할 수 있다. 따라서 타인의 반응과 타인과의 관계를 민감하게 받아들이는, 관계관여적 정서표현 양가성이 높은 사람들은 사회적 지지가 선행되어야 대인관계에서 문제가 발생했을 시 적응적인 인지적 정서조절전략을 사용한다고 볼 수 있다.

셋째, 자기방어적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 부적응 정서조절전략을 거쳐가는 이중매개효과도 유의한 것으로 나타났다. 즉, 자기방어적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지가 낮아지고, 사회적 지지가 낮아지면 부적응적 정서조절전략을 많이 사용하여 대인관계 스트레스가 높아진다고 해석할 수 있다. 자기방어적 정서표현 양가성이 높은 사람은 타인과의 관계를 회피하고 이에 따라 다른 사람들로부터의 지지를 지각하지 못하고, 이러한 지지가 낮아지면 문제가 발생했을 때 자신이나 타인을 비난하거나 문제 사건을 계속해서 곱씹고, 결국에는 극도로 부정적인 상황을 상상하는 등의 부적응적 인지적 정서조절전략을 사용하게 되어 결과적으로 대인관계 스트레스가 증가하게 되는 것이다. 또한 관계관여적 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 부적응적 인지적 정서조절전략을 거쳐가는 이중매개효과도 유의한 것으로 나타났다. 즉, 관계관여적 정서표현 양가성이 높을수록 사회적 지지가 낮아지고, 사회적 지지가 낮아지면 부적응적 인지적 정서조절전략을 많이 사용하여 대인관계 스트레스가 높아진다고 해석할 수 있다. 마찬가지로 관계관여적 정서표현 양가성이 높은 사람은 자신의 정서표현보다 타인의 반응이나 관계를 더 중요시 하기 때문에, 정서표현을 함으로써 획득할 수 있는 타인과의 친밀함을 얻지 못하고, 결국 다른 사람들로부터의 지지를 지각하지 못하게 되어 부적응적 인지적 정서조절전략을 사용하고 결과적으로 대인관계 스트레스가 증가하게 된다고 볼 수 있다. 이러한 이중매개효과는 자기방어적 정서표현 양가성이나 관계관여적 정서표현 양가성이 동일한 패턴임을 확인해주는데, 이는 어떠한 동기이든 정서를 표현하지 않고 갈등하는 것이 동일하게 사회적 지지를 낮게 지각하게 하여 적응적 인지적 정서조절전략을 적게 사용하고, 부적응적 인지적 정서조절을 많이 사용하게 함으로써 대인관계 스트레스를 높인다는 것을 시사한다. 이러한 결과를 통해 정서표현 양가성이 높은 사람은 사회적 지지를 지각하지 못하게 되는데, 이때 어떠한 정서조절전략을 사용하는 지가 대인관계 스트레스로 이어지는 관문이라는 것을 알 수 있다. 선행연구들은 사회적 지지와 정서조절전략이 밀접한 관련이 있음을 밝혔지만[57] 이 두 변인의 인과관계의 방향성은 일관적이지 않았다. 본 연구 결과를 통해 사회적 지지가 인지적 정서조절전략에 영향을 미친다는 방향성이 밝혀졌고, 이는 지각된 사회적 지지가 개인의 주의에 영향을 미쳐 인지적 변화를 일으킨다는 Marroquin[39]의 모델을 지지한다. 따라서 정서표현 양가성이 높은 사람에게는 적응적 정서조절전략을 더 사용하고, 부적응적인 전략을 덜 사용하도록 하거나 그 이전에 사회적 지지를 높게 지각하도록 하는 등의 방법을 권유해 줄 수 있다.

이러한 연구결과를 대인관계의 어려움으로 인한 스트레스를 호소하는 직장인을 대상으로 하는 상담 장면에 적용해볼 수 있을 것이다. 대인관계 스트레스가 높은 직장인 내담자에게 주변에서 도움을 줄 수 있는 사람들을 떠올리게 하고 그들의 정서적, 평가적, 정보적, 물질적 지지를 고려해보도록 할 수 있다. 만약 지각하는 사회적 지지가 낮다면, 이를 높게 인식할 수 있는 사고 전환 등의 방법을 고민해 볼 수 있을 것이다. 또한 직장에서의 스트레스 상황에서 현재 사용하고 있는 인지적 정서조절전략을 점검하고, 이러한 정서조절전략이 스트레스에 어떠한 영향을 미치는지 상기시킴으로써, 적응적 인지적 정서조절전략을 권장하고, 자기나 타인을 비난하는 등의 부적응적 인지적 정서조절전략을 덜 사용하도록 권유하고 훈련하는 것이 중요할 것이다.

2. 연구의 의의 및 제언

논의된 연구결과를 바탕으로 본 연구가 갖는 의의는 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 기존 연구와는 달리 정서표현 양가성의 두 하위요인을 구분하여 연구하였다. 이는 한국 직장인이라는 대상의 특수성을 감안하여 직장이라는 상황에서 흔히 발생할 수 있는 두 양가성을 각기 모형으로 나누어 분석하여 두 하위요인을 깊이 있게 이해하는 기반을 제공한 데 그 의의가 있다.

둘째, 정서표현 양가성과 대인관계의 문제를 다룬 선행 연구는 상당수 있었지만, 이 관계에서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략의 매개효과를 하나의 모형에서 검증한 연구는 없었다. 특히 본 연구는 직장인의 대인관계 스트레스를 다룸에 있어서, 상담 장면에서 직장인들로 하여금 이를 낮추기 위해 사회적 지지 수준과 인지적 정서조절전략을 고려하게끔 하는 학문적 기반을 제공하는 데 그 의의가 있다. 또한 이를 바탕으로 직장인의 대인관계 스트레스를 낮출 수 있는 프로그램 개발의 기틀을 제공하고자 한다.

셋째, 본 연구는 직장인의 정서표현 양가성과 대인관계 스트레스의 관계에서 사회적 지지와 인지적 정서조절전략 각각의 매개효과를 확인하였을 뿐만 아니라 이중매개효과까지 밝혀냄으로써 직장인의 대인관계 스트레스를 완화시킬 수 있는 구체적인 경로를 확인하였다는 점에서 의의를 지닌다. 정서표현을 억제하거나 갈등하는 직장인의 경우 일차적으로 사회적 지지에 대한 지각 수준을 높이거나, 이차적으로 기존에 사용하고 있는 인지적 정서조절전략을 확인하고, 부적응적 전략보다 적응적 전략을 사용하게끔 함으로써 대인관계 스트레스를 낮추는 방법을 모색하였다.

또한 본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구의 대상에 있어 서울, 경기, 충청권의 직장인들을 대상으로 하였는데, 연구대상의 대부분이 30~40대의 정규직, 사무직이었다. 따라서 대상을 일반화하는 데는 다소 무리가 있으며, 후속 연구에서는 표집 지역을 전국으로 확대하고 다양한 연령과 다양한 고용형태 및 직무의 직장인들을 대상으로 연구를 이어 나가는 것이 필요하다.

둘째, 본 연구에서는 직장인을 대상으로 정서표현 양가성이 대인관계 스트레스에 미치는 영향을 알아보았다. 후속연구에서는 직장인의 정서표현 양가성에 영향을 미치는 원인 변수들을 모색함으로써 정서표현을 억제하고 갈등하는 것 자체를 낮추는 변인을 탐색하는 것도 중요할 것이다. 이런 추가적인 연구를 통해서 직장인이 정서표현을 하고자 하는 욕구가 있으나 이를 억제하며 갈등하는 원인을 밝힌다면, 대인관계 스트레스의 보다 근원적인 해결방법을 찾을 수 있을 것이다.

셋째, 본 연구에서는 자기보고식 설문지를 통하여 측정하였으므로 응답자가 보고한 내용이 실제보다 과장되거나 축소되었을 가능성이 있고, 변인의 특성이 정확히 반영되지 않았을 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 자기보고식 검사의 장단점을 모두 고려하여 이를 보완할 수 있는 다양한 방법을 동원하여 결과를 타당화 시킬 필요가 있다. 특히 직장인을 대상으로 한 연구에서는 직장인에 대한 상사, 부하 및 동료의 인식과 평가를 획득하는 것이 중요할 것이다.