The Mediated Effects of Ego-Resilience and Countertransference Management Ability in the Relationship Between Counselor's Adult Attachment and Development Levels of Counselors

상담자의 성인애착과 상담자 발달수준의 관계에서 자아탄력성, 역전이 관리 능력의 매개효과

Abstract

The purpose of this study was to examine the mediating effect of ego-resilience and countertransference management ability in the relationship between counselor's adult attachment and development levels of counselors. For this purpose, 389 counselors who conducted more than 5 times of verbal counseling per case were surveyed for 3 weeks using the online questionnaire function. Data were analyzed using SPSS 21 and AMOS 21, reliability analysis was conducted, and constructed structural equation model(SEM) and to verify validity, fitness, and mediating effects. The results of the analysis are as follows: First, counselor's attachment anxiety and attachment avoidance had indirect effects on the ability to manage countertransference through the medium of ego-resilience(p<.001). Second, counselor's attachment avoidance had an indirect effect on counselor's developmental level through countertransference management ability(p<.05). Third, it was confirmed that counselor's attachment anxiety and attachment avoidance had an effect on counselor's development level through double mediation of ego-resilience and countertransference management ability(p<.001). The significance and limitations of these results and suggestions for follow-up studies were discussed.

본 연구는 상담자의 성인애착과 상담자 발달수준의 관계에서 자아탄력성과 역전이 관리 능력의 매개효과를 검증하고자 하였다. 이를 위해 한 사례 당 5회기 이상 언어적 상담을 실시한 경험이 있는 상담자 389명을 대상으로, 온라인 설문지 기능을 이용하여 3주간 설문조사를 실시하였다. SPSS 21과 AMOS 21을 사용하여 자료를 분석하였으며, 신뢰도 분석을 실시하고 구조방정식 모형(SEM)을 구성하여 타당성과 적합도, 매개효과를 검증하였다. 분석결과는 다음과 같다. 첫째, 상담자의 애착불안과 애착회피는 자아탄력성을 매개로 역전이 관리 능력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(p<.001). 둘째, 상담자의 애착회피는 역전이 관리 능력을 통하여 상담자 발달수준에 간접적인 영향을 주었다(p<.05). 셋째, 상담자의 애착불안과 애착회피는 자아탄력성과 역전이 관리 능력의 이중매개를 통하여 상담자 발달수준에 영향을 주고 있음이 확인되었다(p<.001). 이러한 연구결과를 종합하여 의의와 한계 및 후속연구를 위한 제언을 논의하였다.

I. 서 론

최근 들어 심리상담에 대한 대중들의 인식이 긍정적으로 변화하면서 상담서비스를 이용하고자 하는 수요가 크게 증가하고 있다[1-3]. 또한 기술의 발달로 다양한 매체를 활용할 수 있게 되어 보다 쉽고 편리하게 서비스를 이용할 수 있는 시대가 도래했다. 이러한 변화와 함께 상담에 대한 요구와 중요성이 커지면서 상담자전문성 발달의 중요성은 더욱 강조되고 있다[4].

상담자는 자신이 도구가 되어 내담자의 문제해결에 주도적인 역할을 한다[5]. 그렇기에 상담의 효과적인 진행과 더불어 내담자에게 긍정적인 변화를 줄 수 있는 상담자의 발달은 가장 기본적이고도 주요한 주제이다 [1]. 이와 함께, 자신의 발달수준을 이해하는 것은 상담자의 정신건강에도 유익하다[6]. 이러한 중요성 때문에 국내에서도 상담자 발달에 관한 연구가 활발히 이루어지고 있고, 연구 동향 및 메타분석[1][2][7][8]으로도 정리되고 있다. 최근까지 국내 연구의 흐름을 살펴보면, 상담자 발달연구 초기인 1990년대 후반에는 상담자 발달 평가 기준 마련과 함께 발달에 따른 교육 내용을 제시하였고, 2000년대 이후에는 상담자의 전문성 영역별로 발달 단계에 따른 차이 확인 연구들이 주를 이루었으며, 2010년대 이후에는 발달수준과 다양한 성과 변인 간의 관계 연구들, 상담 분야별 상담자의 발달 연구들이 이루어졌다[2].

상담자 발달수준은 상담자의 인간적 자질과 상담 실습 및 수퍼비전에서의 교육내용에 대한 것으로 나눌 수 있는데[6], 그동안은 주로 발달 단계별 특성과 수퍼비전 [1], 수퍼비전에서 다루는 교육내용과 상담기술[7]을 주제로 한 연구가 많았다. 이는 상담자 양성과 훈련에 중점을 두었기 때문으로, 지금까지는 상담자 발달단계에 알맞은 교육과정을 개발하고, 어떻게 지도할 것인지가 중요했다. 하지만 과거에 비해 많은 수의 상담자가 배출되고 있는 현재는, 신규 상담자를 위한 교육뿐만 아니라 이미 활동하고 있는 상담자의 전문성 발달과 인간적 자질 향상을 위한 고민이 필요한 시점이다. 정문주, 조한익[1]은 메타분석 연구에서 상담자 발달요인은 애착, 역전이 활용, 탄력성 등의 상담자 요인과 가장 큰 상관을 나타냈음을 확인했다. 또 다른 선행연구들은 정서적 영역과 관계적 영역[8], 인성적 자질의 발달[7]의 중요성을 밝혔고, 상담자의 통합적 발달을 위한 연구가 필요[9]함을 강조하였다. 이와 같이 상담자의 인간적 자질에 대해 다양한 변인 탐색과 관계를 확인하는 시도는 있었지만, 변인 간의 영향을 확인한 연구는 부족하다. 그러므로 본 연구에서는 상담자의 개인적 특성[3]과 정서적 요인[2]에 해당하는 성인애착변인을 주목하여 살펴보고자 한다.

상담자의 성인애착 특성은 상담관계에 영향을 주는 중요한 변인으로, 내담자가 상담자와 안정된 애착을 맺음으로써 자신의 한계를 직면하고 수용하는 고통을 견뎌내는 교정적 정서체험을 통해 새로운 조망을 갖게 할 수 있다[10]. Brennan, Clark와 Shaver[11]는 성인 애착을 불안과 회피의 두 개 차원으로 나누었다. Kobak 와 Sceery[12]에 의하면 애착불안 유형은 애착 경험을 일관되게 통합하는 것을 어려워하며 충동적이고 무력하여, 타인에게 의존하거나 집착하는 관계로 이어질 수 있다고 하였다. 애착회피 유형은 애착경험을 떠올리는 것이 어렵거나 애착관계의 중요성을 평가절하하는 경향이 있고 분노나 고통에 관한 정서표현을 차단하기도 한다[12]. 상담자의 애착불안과 애착회피는 자기효능감을 매개로 발달수준을 높일 수 있고[9], 상담자 발달 수준과 공감을 통해서 내담자의 작업동맹과 상담 성과에 영향[13]을 줄 수 있다. 그러나 성인애착의 하위 요인인 애착 불안과 애착회피는 그 특성이 뚜렷하여 변인에 따라 영향이 상이할 수 있으며[13][14], 상담관계에 영향을 미치는 기제가 동일하지 않을 가능성이 존재[15]함을 고려해야 한다.

상담자 발달에 영향을 주는 또 다른 변인으로 자아 탄력성이 있다[1][2]. 자아탄력성이란 스트레스 상황에서도 좌절을 느끼지 않으며 유연하게 반응하는 경향성을 말한다[16]. 탄력성이 높은 사람은 현실통제력과 자존감, 사회적 유능감이 높기 때문에, 문제 해결이나 의사소통에서 뛰어난 능력을 보인다[17]. 상담자는 상담 중에 고도의 집중력, 인내력, 통제력을 발휘해야 한다. 그러다 보니 스트레스 상황에서도 융통성을 발휘하여 적절히 대처해야 하므로, 자아탄력성은 상담자 발달에 중요한 요인이라 볼 수 있다. 하지만, 관련 연구는 부족한 편이다. 상담자의 애착불안이 자아탄력성의 하위 요인 중 자신감, 대인관계 효율성, 낙관적 태도에 영향을 미친 반면, 애착회피는 자아탄력성의 모든 하위 요인에 전혀 영향을 주지 않았다[16]는 연구, 그리고 마음 챙김이 초보 상담자 발달에 미치는 영향[18]과 반추적 반응양식이 상담자 발달수준에 미치는 영향[4]에서 각각 조절 변인으로 작용하는 결과만이 확인되었다.

한편, 역전이는 상담자와 내담자의 상호작용에서 발생하는 상담자의 감정, 생각, 태도를 말하며[19], 역전이를 잘 관리할 수 있는 상담자의 능력을 역전이 관리능력이라고 한다[20]. 상담자는 자신의 역전이 반응으로 상담에 부정적인 영향을 끼치지 않도록 항상 주의해야 하며[19], 역전이 감정을 민감하게 인식하고 활용하여 상담성과에 긍정적인 영향을 미칠 수 있도록 해야 한다[5]. 그러나 불안정 애착 성향의 상담자는 애착 문제와 관련된 다양한 역전이 반응을 나타낼 가능성이 있다 [10]. 여러 메타분석 연구에서도 상담자 발달 관련 요인과 역전이 관리 능력은 큰 상관관계 크기를 나타냈고 [1][7][21], 성인애착과도 중간 효과 크기[21]를 보였음을 확인할 수 있다. 그러므로, 상담자의 성인애착과 역전이 관리 능력의 관계를 확인할 필요가 있다. 선행연구에서는, 상담자의 성인애착과 작업동맹의 관계[22][23], 상담자의 애착불안, 애착회피 모두와 소진의 관계[24], 긍정적인 원가족 경험과 상담자 발달수준의 관계[25]에서 각각 매개변인으로 작용하는 것을 확인할 수 있었다. 또한 상담자의 성인애착은 상담자의 역전이에 영향을 주며[21], 상담자의 불안정 애착으로 인한 역전이 상황에서 자신의 정서를 명확하게 인식하면 역전이 관리에 도움이 된다[26]고 한다. 한편, 조화진, 김민정[15] 의 연구에서는 상담자의 애착불안과 공감의 관계에서 역전이 관리 능력이 부분 매개하지만, 애착회피는 역전이 관리 능력, 공감 모두에 아무런 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이상을 요약하면, 상담자의 역전이 관리 능력이 좋을수록 자신의 애착문제에 대한 통제 수준이 높아져 내담자의 전이에 좌우되지 않고 상담을 유능하게 진행할 수 있음[21]을 알 수 있다. 하지만, 애착 불안, 애착회피에 미치는 영향은 연구마다 상이한 결과를 보이고 있다.

다음으로 상담자의 자아탄력성과 역전이 관리 능력의 관계에 대한 선행연구를 살펴보겠다. 아동상담자 대상 연구에서 자아탄력성의 하위 요인 중 자신감은 역전이 관리 능력의 모든 하위 요인에 영향을 미치고, 대인관계 효율성은 불안관리에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다[27]. 놀이치료자 대상 연구에서는 자아 탄력성의 하위 요인 중에서 자신감이 역전이 관리 능력의 하위 요인인 불안관리를 가장 잘 예측할 수 있는 변인임을 밝혔다[28]. 자아탄력성과 심리적 소진의 관계에서 역전이 관리 능력의 하위 요인인 공감능력은 매개 변인으로 작용하였고[29], 상담자의 정서인식명확성은 자아 탄력성을 매개로 하여 역전이 관리 능력을 높일 수 있었다[30]. 최근에는 성인애착과 역전이 관리 능력의 관계에서 자아탄력성의 매개효과[31-33]를 살펴본 연구도 확인되었다. 이들은 연구대상을 심리상담자[32], 음악치료사[31], 초보 상담자[33]로 구분하였으나 상담자 발달수준과의 관계를 고려하지 못한 아쉬움이 있다. 지금까지 살펴본 바와 같이, 심리상담에 대한 다양한 요구와 기대를 만족하기 위해서는 상담서비스의 질이 향상되어야 하고, 그러려면 상담자 발달수준을 높이는 것이 특히 중요하다. 그러나 관련 변인과의 영향에 대한 연구는 아직 부족한 상황이다. 따라서, 본 연구에서는 선행연구의 결과들을 종합적으로 고려하여 상담자의 성인애착을 애착불안과 애착회피로 구분하고 각각을 독립변인으로 설정하였다. 그리고 이들 독립변인이 자아 탄력성과 역전이 관리 능력을 매개로 상담자 발달 수준에 어떠한 영향을 주는지 확인하고자 한다. 이러한 내용을 다음과 같이 연구가설과 [그림 1]의 연구모형으로 나타내었다.

그림 1. 연구모형

첫째, 상담자의 애착불안과 애착회피는 자아 탄력성을 매개로 상담자 발달수준에 영향을 미칠 것이다. 둘째, 상담자의 애착불안과 애착회피는 역전이 관리 능력을 매개로 상담자 발달수준에 영향을 미칠 것이다. 셋째, 상담자의 애착불안과 애착회피가 상담자 발달 수준에 미치는 영향에서 자아탄력성과 역전이 관리 능력은 이중 매개하여 영향을 미칠 것이다.

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 14세(중학교 1학년) 이상의 내담자에게 한 사례 당 5회기 이상 언어적 상담을 실시한 경험이 있는 상담자를 대상으로 하였다. 5회기 이상으로 제한을 둔 것은, 상담 초기에는 역전이 관리 및 활용이 어려워 [34], 어느 정도 회기가 진행된 후에야 상담자가 역전이를 활용하고 성과를 낼 수 있기 때문이다[5]. 설문조사는 2021년 7월 12일부터 7월 31일까지 3주간 실시하였다. 온라인 설문지 기능을 이용한 자기보고식 응답 방식으로, 실시에 약 20분 정도 소요되었으며, 설문 완료 자에게는 소정의 사례를 제공하였다. 상담 관련 학회의 홍보게시판 등에서 연구참여자를 모집하여 405명이 자발적으로 설문에 답하였고, 응답이 비일관적이거나 불성실한 16부를 제외한 총 389부의 자료를 최종적으로 분석하였다. 연구대상자의 인구통계학적 특성을 [표 1]에 제시하였다. 이를 살펴보면, 여성 355명(91.3%), 남성 34명(8.7%)이었으며, 연령은 26세부터 63세까지로 전체 평균연령은 44.5세(SD= 11.11)였다. 최종학력은 대졸부터 박사졸업까지 다양했으며, 석사졸업이 255명(65.6%)으로 가장 많았다. 취득한 자격증은 상담 관련 1급 자격증(상담심리전문가, 전문상담사 1급, 임상 심리전문가, 발달심리전문가, 청소년상담사 1급, 전문 상담교사 1급, 정신건강임상심리사 1급) 60명(15.4%), 2급 자격증(상담심리사 2급, 전문상담사 2급, 임상심리사 2급, 청소년상담사 2급, 전문상담교사 2급, 정신 건강임상심리사 2급)은 273명(70.2%), 기타(청소년상담사 3급 및 그 외 민간자격증) 19명(4.9%)이며, 자격증 없음은 37명(9.5%)이었다. 상담경력은 1년 미만부터 20년 이상까지 분포했으며, 1년 이상 4년 미만이 161 명(41.4%)으로 가장 많았다.

표 1. 연구대상자의 인구통계학적 특성

2. 측정도구

2.1 친밀 관계 경험 검사 개정판 척도(Experience in Close Relationships-Revised: ECR-R)

상담자의 성인애착을 측정하기 위해 Fraley, Waller 와 Brennan[35]이 문항반응이론을 활용하여 개발한 ECR-R을 김성현[36]이 번안하여 타당화한 친밀 관계 경험 검사 개정판의 한국어판(ECRR-K)을 사용하였다. 총 36문항으로 불안 요인(18문항)과 회피 요인(18문항)으로 구성되어 있다. 7점 Likert 척도로 평가하며, 점수가 높을수록 불안과 회피의 애착특성이 강한 것으로 해석된다. 김성현[36]의 연구에서 문항6과 문항22 의 내용 번안에 대한 재검토가 필요하다는 제언을 수용하여, 대안으로 제시한 번역을 채택하였다. 이에 따라 문항 6은 “다른 사람들은 내가 화나 있을 때만 나에게 주목하는 것 같다.”를 “다른 사람들은 내가 화가 나 있을 때만 내 존재를 알아차리는 것 같다.”로 변경하였다. 문항22는 “매우 가까워지고 싶은 나의 욕구 때문에 사람들이 내게서 멀어지기도 한다.”를 “사람들과 매우 가까워지고 싶은 나의 욕구 때문에 사람들이 내게서 멀어지기도 한다.”로 수정하였다. 애착불안과 애착 회피는 단일요인이므로 구조방정식 모형을 적용하기 위해 각각 문항꾸러미(item parcel)를 만들었다. 먼저 탐색적 요인분석을 실시한 다음, 각 문항을 요인부하량에 따라 순서를 매기고 꾸러미에 할당하였다. 모든 문항 꾸러미가 잠재변인에 동일한 부하량을 가지도록 문항들을 묶는 방식[37]을 사용하여 애착불안(애착불안1, 애착불안 2, 애착불안3), 애착회피(애착회피1, 애착회피2, 애착 회피 3)가 각각 3개의 하위 요인이 되도록 재구성하였다. 김성현[36]의 연구에서 신뢰도 계수(Cronbach’s α) 는불안 .89, 회피 .85 이었다. 본 연구에서의 신뢰도는 불안 .93, 회피 .90 이었다.

2.2 상담자 발달수준 척도(Korean Counselor Level Questionnaire: KCLQ)

상담자의 발달수준을 측정하기 위하여 심흥섭[38]이 제작한 척도를 사용하였다. 총 50문항으로 상담 대화기술(10문항), 사례이해(11문항), 알아차리기(9문항), 상담계획(11문항), 인간적․윤리적 태도(9문항)의 5개 하위요인으로 구성되어 있다. 4점 Likert 척도로 평가하며, 점수가 높을수록 상담자 발달수준이 높다는 것을 의미한다. 심흥섭, 이영희[6]의 연구에서 신뢰도 계수 (Cronbach’s α)는 전체 .92이고 각 하위 요인별로는 상담 대화기술 .83, 사례이해 .84, 알아차리기 .86, 상담계획 .85, 인간적․윤리적 태도 .78 이었다. 본 연구에서의 신뢰도는 전체 .97, 상담대화기술 .89, 사례이해 .91, 알아차리기 .90, 상담계획 .91, 인간적․윤리적 태도 .83 이었다.

2.3 자아탄력성 척도(Ego-Resiliency Scale: ERK)

상담자의 자아탄력성을 측정하기 위하여 Klohnen [39]이 개발한 ERK를 박현진[40]이 번안한 것을 사용하였다. 총 29문항으로 자신감(9문항), 대인관계 효율성(8문항), 낙관적 태도(10문항), 분노조절(2문항)의 4 개 하위 요인으로 구성되어 있다. 5점 Likert 척도로 평가하며, 점수가 높을수록 자아탄력성이 높음을 의미한다. 박현진[40]의 연구에서 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .88 이었다. 본 연구에서의 신뢰도는 전체 .92, 자신감 .85, 대인관계 효율성 .84, 낙관적 태도 .82, 분노 조절 .57 이었다.

2.4 역전이 관리 능력 척도(Countertransference Factors Inventory: CFI)

상담자의 역전이 관리 능력을 측정하기 위해 Van Wagoner 외[20]가 개발한 CFI 질문지를 장세미[41] 가 번안한 것을 사용하였다. 총 50문항으로 자기 통찰 (11문항), 자기 통합(11문항), 공감능력(11문항), 불안 관리(8문항), 개념화 기술(9문항)의 5개 하위 요인으로 구성되어 있다. 5점 Likert 척도로 평가하며, 점수가 높을수록 역전이 관리 능력이 높다고 볼 수 있다. 장세미 [41]의 연구에서 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .93이고 각 하위 요인별로는 자기 통찰 .67, 자기 통합 .80, 공감능력 .84, 불안관리 .76, 개념화 기술 78 이었다. 본 연구에서의 신뢰도는 전체 .95, 자기 통찰 .72, 자기 통합 .83, 공감능력 .86, 불안관리 .84, 개념화 기술 .81 이었다.

3. 분석방법

수집된 자료를 분석하기 위하여 SPSS 21과 AMOS 21을 이용하여 다음과 같은 순서로 수행하였다. 첫째, 기술통계분석을 실시하여 평균, 표준편차를 산출하고 신뢰도 계수(Cronbach’s α)를 확인하였다. 둘째, 측정모형 평가를 위해 구조방정식 모형(SEM)을 구성하였다. 구조방정식 모형은 다변량 정규성을 기본으로 가정하고 있으며, 왜도, 첨도, 다변량 첨도 (Multivariate kurtosis)의 값으로 정규분포 여부를 알 수 있어[42] 이를 기준으로 정규성을 확인하였다. 셋째, 측정모형을 검증하기 위하여 모델적합도 지수를 살펴보고, 구성개념의 타당성을 확인하기 위하여 집중 타당성, 판별타당성, 법칙타당성을 검증하였다. 넷째, 연구모형의 적합도를 확인하여 최종모형을 선정하였다. 다섯째, 매개효과 분석을 위하여 부트스트래핑 (Bootstrapping)을 실시하였다. 재추출하는 표본의 수 (Number of bootstrap samples)는 5, 000개, 신뢰구간(Bias-corrected confidence intervals)은 95%로 설정하였다. 또한, 개별매개효과의 유의성을 검증하기 위해 배병렬[43]의 제안에 따라 팬텀변수(Phantom variable)를 이용하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 다변량 정규성 점검

측정모형의 다변량 첨도를 의미하는 Multivariate 값은 31.221, C.R. 값은 10.379로 나타났다. 이는 0.05 유의수준에서 ±1.96, 0.01 유의수준에서 ±2.58 을 초과하므로 분포가 정규성의 가정을 만족하지 못하였다[44]. 다변량 정규성을 충족하지 않는 자료를 사용할 경우 모델적합도나 개별 모수의 유의성 검증 시에 \(\chi^{2}\) 값이 과대 추정되거나 표준오차가 축소되는 등의 문제가 발생할 수 있다. 따라서 보다 안정적인 결과를 산출하기 위하여 부트스트래핑을 이용하였다[43].

2. 측정모형 검증

측정변인들이 잠재변인을 적절히 구인하고 있는지 확인하기 위하여 측정모형 검증을 실시하였다. 주요 적합도 지수는 \(\chi^{2}\)(df)=615.601(160), p-value=.000, RMSEA=.086, CFI=.936, TLI=.924로 나타났다. CFI, TLI가 .9이상이면 적합도가 좋은 모형, RMSEA<.08이면 양호한 모형, RMSEA<.10이면 보통의 적합도를 나타낸다[45]는 기준으로 볼 때, 측정모형은 보통 적합도를 나타내고 있다.

집중타당성(convergent validity)은 잠재변인을 측정하는 변인들의 일치성 정도를 나타내는 것으로, 표준화 계수(), 유의성(C.R.), 평균분산추출값(Average Variance Extracted: AVE), 개념 신뢰도(Construct Reliability: CR)로 검증한다[41]. 표준화계수는 최소 .5 이상이어야 하며 .7 이상이면 바람직하다. AVE는 .5 이상, CR은 .7 이상이면 집중타당성이 있는 것으로 볼 수 있다[43]. AVE와 CR은 표준화계수를 이용한 \(A V E=\frac{\sum \lambda^{2}}{\sum \lambda^{2}+\sum\left(1-\lambda^{2}\right)}\) , \(C R=\frac{\left(\sum \lambda\right)^{2}}{\left(\sum \lambda\right)^{2}+\sum\left(1-\lambda^{2}\right)}\) 으로 산출하였다[43]. 집중타당성 분석 결과는 [표 2] 와같다. 각 측정변인들의 표준화계수를 살펴보면, 애착 불안은 .898∼.944, 애착회피는 .860∼.901, 상담자 발달 수준은 .810∼.941, 자아탄력성은 .330∼.896, 역전이 관리 능력은 .701∼.907로 p<.001 수준에서 유의미하고 C.R.>1.965로 통계적인 유의성을 만족하였다. 다만, 자아탄력성의 하위 요인인 분노조절은 =.330으로 .5 미만이나, 자아탄력성의 AVE는 .565, 개념 신뢰도는 .858로 유의하기 때문에 집중타당성이 있다고 보았다. 판별타당성(discriminant validity)은 서로 다른 잠재변인 간 차이를 나타내는 것으로, 두 구성개념 간 AVE와 상관관계의 제곱 값을 비교하여 확인할 수 있으며 \(A V E>\Phi^{2}\) 으로 평가한다[42]. 구성개념 간 상관행렬은 [표 3]과 같고, AVE는 가장 작은 것만 검토한다[43]. [표 2]에서 AVE가 가장 작은 것은 자아탄력성의 .565 이다. 자아탄력성과 애착불안의 상관관계 제곱 값은 .510, 애착회피의 상관관계 제곱 값은 .314, 상담자 발달 수준의 상관관계 제곱 값은 .257, 역전이 관리 능력의 상관관계 제곱 값은 .335이다. 따라서 모두 \(A V E>\Phi^{2}\)을 만족하므로 판별타당성이 있다고 볼 수 있다. 법칙타당성(nomological validity)은 가설의 개념 간 관계의 방향과 자료의 관계의 방향이 일치하는가로 확인할 수 있다[43]. [그림 1]에서 설정한 연구모형 가설의 개념 간 관계의 방향과 [표 3]의 구성개념 간 상관행렬의 방향은 일치하므로 법칙타당성이 있다.

표 2. 집중타당성 분석 결과

N=389, ^***p<.001

표 3. 구성개념 간 상관행렬

N=389, ^***p<.001

한편, 자아탄력성의 하위 요인인 분노조절은 =.330 이다. 이를 분석에서 제외할지 여부를 결정하는 데 있어, 낮은 표준화계수만을 기준으로 항목을 제거하면 식별에 문제가 발생할 수 있다[42]는 점을 고려하였다. 또한, 자아탄력성 변인의 개념 신뢰도가 .858로 기준값인 .7보다 높고 집중타당성, 판별타당성 및 법칙 타당성에 문제가 없으므로 모든 측정변인을 그대로 분석에 사용하였다.

3. 최종모형 선정

상담자의 애착불안과 애착회피가 자아탄력성, 역전이 관리 능력을 통하여 상담자 발달수준에 영향을 미치는 연구모형은 보통의 적합도를 나타냈다([표 4] 참조). 이를 개선하고자 수정지수(Modification Indices: M.I.) 를 확인하였다. 그 결과, 역전이 관리 능력 변인의 불안 관리와 자기 통합의 오차항(M.I.=42.977), 불안 관리와 자기 통찰의 오차항(M.I.=22.285) 각각에 대해 순차적으로 공분산을 설정하였을 때 적합도가 향상되었다. 최종적으로 확인한 연구모형과 수정모형의 적합도 지수는 [표 4]와 같다. \(\chi^{2}\)의 차이가 74.201로 유의한 수준이고 수정모형의 적합도는 양호한 수준으로 개선되었으며 경로의 변화는 없으므로, 수정모형을 최종모형으로 채택하였다.

표 4. 연구모형과 수정모형의 적합도 지수

최종모형에서 잠재변인들 간의 경로계수는 [표 5] 와같으며, 이를 반영한 결과를 [그림 2]에 제시하였다. 상담자 애착불안은 자아탄력성(\(\beta\)=-.582, p<.001)에 부적인 영향을 주고, 상담자 애착회피는 자아탄력성(\(\beta\) =-.323, p<.001)과 역전이 관리 능력(\(\beta\)=-.155, p<.05) 에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자아 탄력성은 역전이 관리 능력(\(\beta\)=.540, p<.001)에 정적인 영향을 주며, 역전이 관리 능력은 상담자 발달수준(\(\beta\)=.826, p<.001)에 정적인 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 다중상관자승(Squared Multiple Correlation: SMC) 은 종속변인이 그 종속변인에 직접적인 영향을 미치는 독립 변인들에 의해 설명되는 양을 의미한다[42]. 이에 따르면 상담자 발달수준은 애착불안, 애착회피, 자아 탄력성, 역전이 관리 능력에 의해 72%가 설명되고 있어 상담자 발달수준은 각 변인들에 의해 잘 설명되고 있음을 알 수 있다[43].

표 5. 최종모형의 경로계수

주. B=비표준화계수, \(\beta\)=표준화계수, S.E.=표준오차, C.R.=유의성 N=389, ^*p<.05, ^***p<.001

그림 2. 최종모형 주. 제시된 계수는 표준화계수임.

N=389, ^*p<.05, ^***p<.001

4. 매개효과 분석

상담자의 애착불안, 애착회피와 상담자 발달 수준의 관계에서 자아탄력성과 역전이 관리 능력의 매개효과가 통계적으로 유의한지 확인하기 위해 부트스트래핑을 실시하고, 직접효과, 간접효과, 총효과로 분해하여 분석한 결과를 [표 6]에 제시하였다. 간접효과 경로를 살펴보면, 애착불안→역전이 관리 능력(\(\beta\)=-.314, p<.001), 애착불안→상담자 발달수준(\(\beta\)=-.202, p<.01), 애착회피→역전이 관리 능력(\(\beta\)=-.174, p<.001), 애착

표 6. 최종모형의 직접효과, 간접효과, 총효과

N=389, ^*p<.05, ^**p<.01, ^***p<.001

회피→상담자 발달수준(\(\beta\)=-.287, p<.001), 자아탄력성 →상담자 발달수준(\(\beta\)=.446, p<.001)으로 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

한편, AMOS에서 보고되는 간접효과는 총 간접효과이다. 그러므로 이를 각각 분리하여 경로의 유의성을 확인할 필요가 있다. 이렇게 개별매개효과를 얻기 위해서는 팬텀변수를 만들어 추정해야 하며, AMOS에서 표준화 계수가 제대로 계산되지 않는 문제가 있기 때문에비표준화계수(B)를 제시한다[43]. 팬텀변수를 통한 개별매개효과 유의성 검증 결과를 [표 7]에 나타내었다.

표 7. 팬텀변수를 통한 개별매개효과 유의성 검증

주. B=비표준화계수, X1=애착불안, X2=애착회피, M1=자아탄력성, M2=역전이 관리 능력, Y=상담자 발달수준 N=389, ^*p<.05, ^***p<.001

확인 결과, 애착회피→역전이 관리 능력→상담자 발달수준(B=-.071, p<.05), 애착 불안→자아탄력성→역전이 관리 능력→상담자 발달수준(B=-.124, p<.001), 애착 회피→자아탄력성→역전이 관리 능력→상담자 발달수준(B=-.081, p<.001)의 경로가 유의하였다. 특히, 상담자의 애착불안과 애착회피는 자아탄력성과 역전이 관리 능력을 연속적으로 매개하여 상담자 발달 수준에 영향을 미치는 것을 알 수 있었다.

Ⅳ. 논 의

본 연구는 상담자의 성인애착과 상담자 발달 수준의 관계에서 자아탄력성과 역전이 관리 능력의 매개효과를 검증하고자 하였다. 연구의 주요 결과는 다음과 같다. 첫째, 상담자의 애착불안과 애착회피는 자아 탄력성을 매개로 역전이 관리 능력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 상담자의 애착불안과 애착 회피가 강할수록 자아탄력성에 부정적인 영향을 주게 되고, 역전이 관리 능력에도 부정적 영향을 미치게 된다. 이러한 결과는 불안애착 또는 회피애착의 상담자는 상담 관계 속에서의 다양한 스트레스에 유연하게 대처하지 못하여 역전이 관리에 어려움을 겪는다는 선행연구[32]를 지지한다. 아울러 상담자의 성인애착과 역전이 관리 능력의 관계에서 자아탄력성이 매개한다는 연구들 [31][33]과도 흐름을 같이 한다. 그러나 애착불안은 자아 탄력성을 유의미하게 예측하지만, 애착회피는 영향을 주지 않았다는 연구[16]와는 다소 차이를 보였다. 둘째, 상담자의 애착회피는 역전이 관리 능력을 통하여 상담자 발달수준에 간접적인 영향을 주었다. 애착 회피가 높은 상담자는 내담자에게 거리를 두며 상담 과정의 스트레스를 회피하는 것으로 대처[32]한다. 그러다 보니 역전이를 인지하고 관리하는 능력의 발휘가 원활하지 않아 상담자 발달에 부정적인 영향을 주는 것으로 볼 수 있다. 이것은 애착회피를 보이는 상담자는 감정이 크게 요동치지 않고 인지적으로 대처하는 것에 보다 능숙하여 정서적 자각과 민감성에 좀 더 주의를 기울일 필요가 있다[14]는 선행연구와도 맥락을 같이 한다. 따라서, 역전이 관리 능력은 상담자의 애착회피와 상담자발달 수준의 관계에서 중요한 매개변인임이 확인되었다. 지속적인 상담자 발달을 이루기 위해서는 역전이 문제를 반드시 관리해야 하며[1], 역전이 반응을 스스로 인식하여 그 성격이 무엇인지를 파악하는 등의 방법으로 활용할 수 있어야 한다[19].

셋째, 상담자의 애착불안과 애착회피는 자아 탄력성 과 역전이 관리 능력의 이중매개를 통하여 상담자 발달 수준에 영향을 주고 있음이 확인되었다. 이는 상담자의 애착 불안과 애착회피의 정도가 약할수록 자아 탄력성 이잘 발휘되고, 역전이 관리 능력을 향상시켜 상담자 발달 수준을 높이는데 영향을 주는 것으로 볼 수 있다. 한편, 상담자의 성인애착은 상담자 발달수준에 직접적으로 영향을 미치지 않았고, 자아탄력성과 역전이 관리능력을 통한 간접효과만이 유의미했다. 그 이유를 유추해보자면, 상담자는 자신의 내적인 특성을 지속적으로관찰하며 다루는 훈련을 계속 한다[14]. 특히 본 연구의 대상은 상담자가 되기 위한 고등 교육 과정을 거쳐 실제 상담을 실시한 경험까지 있기 때문에, 성인애착 특성이 직접적으로 드러나지는 않은 것으로 볼 수 있다. 이러한 결과를 종합하여 본 연구의 의의를 다음과 같이 논의하고자 한다. 첫째, 상담자 발달을 위하여 상담자의 성인애착을 직접적으로 다루는 것보다는, 자아 탄력성과 역전이 관리 능력을 향상시킬 수 있도록 교육과 상담자 수련과정에 반영하는 것이 더 효과적일 것이다. 상담자가 되기 위해서는 대학원에서의 전공수업 뿐만 아니라 인턴쉽을 비롯한 수련과정 및 각종 교육을 이수해야 한다. 더불어 자격증 취득을 위해 오랜 기간 동안 상담 실무를 경험하는 등의 다양하고 심층적인 훈련을 거쳐야 한다. 이러한 과정에서 가장 먼저 자신의 애착 성향을 점검하고 그 특성을 이해할 필요가 있다. 그런 후에 자아탄력성을 높이고 역전이를 인식하여 관리할 수 있도록 한다면, 상담자 발달수준을 향상하는데 도움이 될 것이다. 좀 더 자세히 살펴보면, 애착불안 유형은 자아 탄력성의 하위 요인인 자신감, 대인관계 효율성, 낙관적 태도를 높일 수 있도록[16] 유의해야 한다. 역전이 관리 능력의 향상을 위해서는 자아탄력성의 하위 요인 중에서 자신감[27]을 기르도록 해야 하겠다. 애착 회피유형의 경우, 상대방을 바라보는 마음의 기저에 어떤 것이 있는지를 다루는 것이 필요하다[14]. 아울러, 상담자 자신의 어려움에 대해 다른 상담자에게 심리상담을 받는 교육분석, 상담 사례에 대해 수퍼바이저에게 전문적인 지도를 받는 수퍼비전을 통해서도 훈련이 이루어지는데, 이때에도 자아탄력성과 역전이 관리 능력에 좀 더 초점을 둔다면 상담자 발달에 도움이 될 것이다. 둘째, 애착불안과 애착회피가 상담자 발달에 미치는 영향은 다소 차이가 있음을 확인하였다. 성인애착은 불안과 회피라는 뚜렷한 특성을 가진 하위 요인으로 구분할 수 있으므로[13], 본 연구에서는 애착불안과 애착 회피의 2개 변인으로 나누어 각각을 살펴보았다. 그 결과, 상담자 애착불안은 자아탄력성과 역전이 관리 능력의 이중 매개를 통해서만 상담자 발달수준에 영향을 주지만, 상담자 애착회피는 이중매개 뿐만 아니라 역전이 관리 능력을 통해서도 상담자 발달수준에 영향을 미쳤다. 이는 불안애착보다 회피애착이 역전이 관리 능력에 더 큰 영향을 준다[21]는 결과와 일치한다. 또한, 불안과 회피는 그 특성이 뚜렷하여 변인에 따라 영향이 상이할 수 있으며[13][14], 상담관계에 영향을 미치는 원리가 동일하지 않을 가능성이 있다[15]는 연구와도 흐름을 같이 한다. 애착회피 상담자의 거리두기 전략 사용과 경계에 민감한 특성[14]은 역전이 반응의 인식을 방해하고 역전이 관리를 어렵게 만들 수 있다. 특히 수퍼비전 시에, 무던하게 넘어가는 것이 문제라는 지적을 받거나, 좀 더 정서적인 개입을 요구받기도 한다[14]. 이런 점으로 미루어볼 때, 애착회피 상담자는 역전 이에 대한 개선이 이루어지는 것만으로도 상담자 발달 수준을 어느 정도까지는 높일 수 있을 것이다. 반면에 애착 불안 상담자는 타인의 거절과 버림받음에 민감[16]하기 때문에, 정서에 좀 더 적극적으로 반응하는 면이 있어 역전이 관리능력과의 직접적인 관계는 나타나지 않았을 가능성을 생각해 볼 수 있다.

셋째, 상담자의 성인애착과 상담자 발달의 관계를 다룬 연구가 부족한 현실에서 상담자의 정서적, 인간적 자질과 관련한 변인들의 영향을 확인하였다. 상담자의 발달은 상담 분야 전반에 영향을 줄 뿐만 아니라 상담 효과에도 결정적인 역할을 한다[1]. 그렇기 때문에 여러 선행연구에서도 상담자 발달을 촉진할 수 있는 다양한 변인 연구[9], 상담자의 정서 및 관계적인 면에서의 발달 수준에 대한 관심[8], 상담자 발달과 관련한 일관적 특성과 비일관적 특성 확인[2], 상담과정에 영향을 줄 수 있는 다양한 상담자 변인 고찰[16]의 필요성을 언급하였다. 이러한 제언을 수용하여 본 연구에서는 상담자의 애착불안과 애착회피가 자아탄력성과 역전이 관리능력을 통해 상담자 발달수준에 어떠한 영향을 주는지 확인함으로써, 상담자의 성인애착과 발달 연구에 기여했다는 의의가 있다.

본 연구의 한계와 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 자기보고식 척도를 사용함으로써 실제와 다르게 과장 또는 축소하여 응답할 수도 있다는 한계가 있다. 특히, 초보 상담자의 경우 상담과정에 대한 자신 없음을 낮은 점수로 응답했을 가능성을 고려해야 할 것이다. 둘째, 상담자 발달수준과 역전이 관리 능력의 구성개념 상관이 .851로 높아 두 구성개념이 유사할 수도 있음을 생각해볼 수 있다. 그러나, 상담자 발달 수준의 설명력이 72%인 것에 비해 역전이 관리 능력의 설명력이 33%인 것을 보면 역전이 관리 능력 척도에 대한 응답이 실제의 역전이를 제대로 반영한 것인지에 대한 의문을 가져볼 수도 있다. 또한, 원척도인 CFI 질문지는 30년 전에 개발된 것으로, 현대의 기준에 맞지 않을 수 있음을 고려해보아야 할 것이다. 셋째, 각 변인 간의 영향이 선행연구와 상이한 부분이 확인되었다. 애착 불안과 애착회피가 상담자 발달수준으로 가는 직접 경로 [13], 애착불안이 역전이 관리능력으로 가는 직접 경로 [15][22][24], 자아탄력성이 상담자 발달수준으로 가는 직접 경로[18]는 선행연구에서 유의하였다. 본 연구는 설문에 응한 전체 상담자를 대상으로 하였기에, 교육 및 훈련의 정도나 경력 수준 등에 따른 차이가 있을 수 있음을 고려해보아야 한다. 따라서, 차후 연구에서는 상담경력과 자격증 등으로 상담자의 발달단계를 구분하여 집단 간 차이를 분석해보는 것도 의미가 있겠다.