의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향risers.daegu.ac.kr/common/fileDown.aspx?f=07-%B1%E... · 표현갈등에는 ‘회피분산’과

특수교육재활과학연구

Journal of Special Education & Rehabilitation Science

Vol. 52, No. 2, pp. 117~141, 2013.

의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는

영향*

김 옥 경** ㆍ 황 경 열***

< 요 약 >

본 연구는 의사소통 유형이 정서조절방략을 매개로 정서표현갈등에 미치는 영향을 알아보

고자 하였다. 18세 이상의 남, 여 432명을 대상으로 자료를 수집하였고 SPSS 15.0과 AMOS

7.0을 활용 다중회귀분석, 경로모형 분석을 하였으며, 연구 결과는 다음과 같다. 의사소통유형

중 회유형, 비난형, 일치형의 수준이 높을수록 부정적 정서표현갈등에 직접적인 영향을 미치

고 회유형과 일치형수준이 높을수록 재해석 조절방략을 매개로 부정적 정서표현갈등에 간접

적으로 영향을 미치는 경로를 가지고 있음을 확인하였다. 의사소통유형과 정서표현갈등에 대한

정서조절방략의 매개효과 결과를 통해, 의사소통유형과 정서표현갈등을 매개하는 정서조절방

략들로는 부정적 정서의 표현갈등에는 ‘인식과 이해’와 ‘재해석’ 방략이었으며, 긍정적 정서의

표현갈등에는 ‘회피분산’과 ‘능동대처’ 방략이 매개하였다. 의사소통유형이 정서표현갈등에

대부분의 영향을 직ㆍ간접적으로 미치고 있는 것을 알 수 있었다. 본 연구를 통하여 의사소통

유형이 정서조절방략을 매개로 하여 정서표현갈등 대부분에 영향을 직ㆍ간접적으로 미치고

있는 것을 확인하였으며, 연구 결과는 본 연구가 지닌 한계점을 고려하여 이해되어야 하며,

후속적인 제언이 논의되었다.

핵심어 : 의사소통유형, 정서조절방략, 정서표현갈등

* 이 논문은 2012년 대구대학교 대학원 박사학위논문을 수정ㆍ보완하였음.

** 대구대학교 재활과학대학원 재활심리학과 강사(제1저자 : [email protected])

Lecturer of Department of Rehabilitation Psychology, Graduate School of Rehabilitation Sciences,

Daegu University

*** 대구대학교 재활과학대학 재활심리학과 교수(교신저자 : [email protected])

Professor of Department of Rehabilitation Psychology, Daegu University

특수교육재활과학연구(제52권 제2호)118

Ⅰ. 서 론

정서의 표현과 함께 삶의 수단인 의사소통(communication)은 타인을 이해하고 자신을

상대방에게 이해시키는 과정이다. 단순한 언어소통만이 아니라 몸짓, 표정, 말하지 않는

의미 등을 포함하는 것으로 서로를 이해하고 정서를 공유하는 중요한 정신적 개념이자 인

간관계의 매개를 의미한다(연문희, 2000). 의사소통은 계획적이고, 의식적이며 성공적으

로만 일어나는 것이 아니다. 전혀 의도하지 않고도 이루어지며, 심지어 자신이 하고 있다

는 것을 언제나 깨닫거나 상대방에 의해서도 항상 지각되는 것도 아니며 우리가 인식하지

못하는 사이에도 이루어지고 있는 것이다.

Satir(1972)는 정서표현이 의사소통 과정에서 발달하며, 정서표현의 개인차는 타고난

자질과 환경 영향의 산물이라고 보았다. 정서는 개인의 감각경험, 지각양식, 신체적 특성,

학습경험, 성숙정도, 문화양식 등에 따라 차이가 나기 때문에 이를 표현하는 의사소통도

이들 요인에 의해 영향을 받는다(신자은, 2002).

오랫동안 정서표현의 부정이나 억압된 성장환경에서 획득된 의사소통유형은 개인의 일

상생활을 방해하고 신체적인 질병 또는 심리적인 어려움으로 개인 내부에 자리 잡으며 마

치 성격의 일부분인 것처럼 자리하기도 한다(송성자, 정문자, 1994). 자신의 경험하는 정

서를 솔직하게 표현하기 힘들어지거나 긴장이 있는 상황에서 자신을 방어하기 위한 기제

형태의 의사소통유형을 사용하여 정서표현을 하게 된다. 이때 사용하는 의사소통유형을

Satir(2000)는 회유형, 비난형, 산만형, 초이성형의 4가지로 구분하였고, 이를 역기능적인

의사소통유형이라 하였다. 다른 사람과 자신의 가치에 대해서 확고하지 못할 때나 자신의

가치를 갖지 못하고 타인의 행동과 반응에 따라 또는 타인과의 관계가 깨어질 것을 지나

치게 염려하거나 자기 약점이 노출되는 것을 염려하여 정서조절의 하나로 역기능적인 의

사소통유형을 사용하여 정서표현을 하는 것으로 보고되었다(송민선, 송준, 1991). 더불어

정서표현갈등이 높을수록 의사소통의 정도가 낮고, 역기능적 의사소통 정도가 높은 것으

로 조사되었다(오지현, 2010). 그러나 역기능적인 의사소통유형이 항상 부정적인 면만 갖

고 있는 것은 아니다. 예컨대 비난형은 자기주장을 할 수 있는 힘이 있고, 회유형은 다른

사람을 배려할 수 있는 능력이 있으며, 초이성형은 지적 능력 그리고 산만형은 즐거움과

유머, 자발성과 창의성이라는 긍정적 자원이 있다(Satir, 2000).

전통적으로 한국사회는 타인을 배려하기 위해 자신을 억제하고 하기 싫거나 하기 어려

운 일을 할 것을 요구받는 상황에서도 자신이 느끼는 정서를 그대로 표현하기보다 자신의

욕구를 억제하여 감추거나 고통스러운 시간을 참고 견디는 것을 미덕으로 여겨왔다(최상

진, 정태연, 2001). 이는 자유로운 정서표현을 한다는 것은 버릇없거나, 예의 바르지 못한

의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향 119

사람이라고 비난의 대상이 되기도 하며, 관계 유지를 중요하게 여겨 부정적인 의사소통을

억제하는 것을 선호하고, 다른 사람들에게 경험하는 정서를 솔직히 표현하여 상대방의 나쁜

감정을 발생시키기보다 상대방이 듣기 원하는 말이나 우회적인 표현 또는 내면에 차곡차곡

쌓아두고 참아내길 바라는 사회문화적 요구가 반영된 결과이다(최상진, 1997; Triandis,,

1994). 개인의 특성보다 사회적 상황에 맞게 정서를 표현하는 문화적 특성은 어떻게 표현

하고 행동하는 것이 상황에 적절하며, 사회적으로 바람직한가에 대하여 하위문화 신념을

따르도록 한다고 하였다(조긍호, 1997; McNeal, 1999; 정옥분, 정순화, 임정하, 2007).

한국사회가 가지는 정서표현이나 의사소통의 문제는 체면, 권위라는 고유의 문화적 변

수와 밀접하게 연관되어 있다. 문화적 변수는 개인에게만 국한된 것이 아니라 개인이 소

속된 내집단에까지 확장되어 적용되고 있다(최상진, 김기범, 2000). 문화적 변수는 어떻

게 표현하고 행동하는 것이 상황에 적절하며, 사회적 관계형성 및 유지에 영향을 미치고

정서표현과 정서조절 및 의사소통을 어렵게 하는 요인으로 작용하고 있음이 보고되고 있

다(김영욱, 2008). 일찍이 정서표현갈등의 영향과 문화에 따른 특성에 대해 많은 연구가

이루어진 서구와는 달리, 우리나라에서는 정서표현갈등에 대한 연구는 아직 미흡하다.

최근까지 정서 조절을 활발하게 연구중인 미국의 심리학자 Gross는 정서조절을 정서를

조절하는 것과 정서에 의해 조절되는 것, 자신의 정서를 조절하는 것과 타인의 정서를 조

절하는 것 그리고 의식적인 정서조절과 무의식적인 정서 조절 과정이 정서조절에 포함된

다고 하였다(Gross, 1998a; Gross, 1999b).

사람들은 일상생활에서 경험하는 부정적인 정서를 감소시키기 위한 방법으로 다양한 방법

들을 사용한다. 정서조절방략의 종류에 관심을 가진 일부 연구자들은 각기 다른 기준에서

긍정적 초점변경(positive refocusing), 긍정적 재평가(positive reappraisal), 조망확대

(putting into perspective), 계획 다시 생각하기(refocus on planning), 수용(acceptance)

이 있다. 그리고 덜 적응적인 방략으로는 반추(rumination), 자기비난(self blame), 타인

비난(blaming other), 파국화(catastrophizing)등 다양한 방략의 종류를 제안하였다(이지

영, 권석만, 2006). 정서조절방략에 관한 초기 연구에 많은 영향을 미친 Folkman과 Lazarus

(1985)는 스트레스 대처 모델에서 문제중심적 대처방략(Problem-focused coping Strategies)

을 문제 및 상황 자체를 변화시키기 위한 시도로 ‘정보 수집하기’, ‘계획세우기’, ‘문제해결

에 도움이 되는 정보나 기술 획득하기’ 등을 제안하였다. 이와 달리 정서중심적 대처방략

은 스트레스 상황과 관련된 정서적 반응을 조절하기 위한 활동들에 참여하는 것으로서 ‘정서적 지지를 추구하는 것’, ‘위협을 최소화하기’, ‘소망적 사고’, ‘선택적 주의’, ‘회피’, ‘긍정

적으로 생각하기’, ‘인지적 재평가’ 등을 포함 시켰다. 심리치료 영역에서 인지적, 행동적

접근에 대한 대안모델로서 소위 ‘제3의 세력’이라 일컬어지는 체험적 접근이 대두되고

있다.


정서조절방략은 개인의 정서표현갈등과 심리적 적응에 매우 중요한 역할을 한다(이지영,

권석만, 2009). 정서조절의 실패 측면에서 정신병리를 설명하고자 하는 연구자들은 범불

안장애(Mennin, Heimberg, Turk, & Fresco, 2005), 외상후스트레스장애(Price, Monson,

Callahan, & Rodriguez, 2005), 경계선 성격장애(Herpetz 등, 1997; Rosemthal 등, 2005),

섭식장애(Guertin & Conger, 1999), 통증(Paquet 등, 2005), 불안, 우울, 분노 및 스트

레스(Martin & Dahlen, 2005; Granefski & Kraaij, 2006) 그리고 불안장애 및 기분장애

(Campbell-Sills 등, 2006)를 경험하는 사람들 대부분이 불쾌한 정서를 그때그때 적절히

해소하지 못하고 오히려 이를 누적하거나 악화하는 경향이 있다고 하였다. 대학살 생존자

들을 대상으로 한 연구에서도 정서표현이 심리적 안정과 높은 관련성이 있고, 정서표현갈

등이 낮은 집단이 긍정적인 지지체계를 보였으며, 정서표현갈등이 높은 사람들은 삶의 만

족감의 수준이 낮다고 밝혔다(Emmons & Colby, 1995). 불쾌한 감정을 조절하기 위해

개인이 사용하는 구체적인 정서 조절 방법이 얼마나 다양하고 적절한가에 따라서, 부정적

정서를 해소하는 정도뿐만 아니라 궁극적으로는 그 사람의 정신 건강 상태가 결정될 수

있다. 문제가 생겼을 때 이를 부정하고 회피하는 정서조절방식은 도움 요청이나 정서적

지지를 얻기 힘든 반면, 부정적인 정서를 잘 표현하는 것은 정서적 지지를 얻는 데는 유

리하다고 하였다(한정원, 1997; 하창순, 박주하, 2012). 그러나 부정적인 정서를 잘 표현

하는 것은 적응적이라 볼 수 없다. 이는 의사소통유형과 정서조절방략 그리고 정서표현

갈등이 서로 밀접한 연관성을 지니며, 의사소통의 유형에 따라 사용하는 정서조절방략의

종류가 다르고 이들 정서조절방략이 정서표현 갈등을 매개하고 있다고 보았기 때문이다.

이에 본 연구에서는 부정적 상황에서 정서조절방략의 사용과 정서조절방략이 정서표현갈

등을 구조모형과 경로분석을 이용하여 살펴보고자 하였다.

또한 관련 연구들이 좀 더 많이 이루어지고 그 결과들을 일반화 할 경우 상담 장면에서

정서표현갈등을 경험하는 내담자들에 정서적 지원 뿐 아니라 이를 지원하는 상담자들에게

도 도움을 줄 수 있을 뿐만 아니라 선행 연구로서도 의의가 있을 것으로 생각된다. 구체

적인 연구 문제는 다음과 같다.

첫째, 정서표현갈등과 의사소통유형 정서조절방략의 하위요인 간의 상관관계를 알아본다.

둘째, 정서표현갈등에 영향을 미치는 의사소통유형과 정서조절방략의 영향을 알아본다.

셋째, 의사소통유형이 정서표현갈등에 영향을 미침에 있어서 정서조절방략의 매개효과

를 알아본다.


연구를 위한 연구모형은 <그림 1-1>과 같다.

<그림 1-1> 연구모형

Ⅱ. 연구 방법

1. 연구 대상

본 연구는 D광역시와 S특별시 소재의 대학교, 병원, 공공기관, 언론사의 18세 이상의

남, 여를 대상으로 하였다. 총 550부 설문지를 배부 후, 수거한 설문지 461부 중 불성실

한 응답 설문지 29부를 제외한 총 432명이 최종 분석 대상이 되었다.

2. 연구 도구

1) 정서표현갈등 척도

King과 Emmons(1990)가 개발한 정서표현양가성질문지(Ambivalence over Emotional

Expressiveness Questionnaire: AEQ)를 한정원(1997)이 한국형으로 번안한 것을 사용


하였다. 총 28문항의 자기보고식 질문지로 7점 척도(1=전혀 그렇지 않다, 7=매우 그렇

다)로 반응하도록 되어있으며, 긍정적 정서표현 갈등 10문항과 부정적 정서표현 갈등 18

문항으로 구성되어 있다.

한정원(1997)의 연구에서 각 하위요인의 신뢰도 계수는 긍정적 정서표현갈등의 Cronbach’s

α 는 .88, 부정적 정서표현갈등의 Cronbach’s α 는 .86, 전체척도의 내적 일치도 계수는

.91이였다. 본 연구에서 신뢰도 계수는 Cronbach’s α 는 .88을 나타냈다. 정서표현갈등

척도의 각 하위척도별 문항과 신뢰도 계수는 <표 2-1>과 같다.

<표 2-1> 정서표현갈등 척도의 각 하위척도별 문항 구성과 신뢰도 계수

하위영역 문항번호 문항수 Cronbach’s α긍정적 정서표현 갈등 1, 8, 11, 14, 15, 17, 18, 22, 24, 27 10 .82

부정적 정서표현 갈등2, 3, 4, 5, 6, 7, 9, 10, 12, 13, 16,

19, 20, 21, 23, 25, 26, 2818 .79

전체 28 .86

2) 의사소통유형 검사

의사소통 유형 검사는 Satir의 이론을 바탕으로 작성한 의사소통유형 검사지를 사용하

였다. 의사소통 유형 검사는 총 40문항(회유형, 비난형, 초이성형, 산만형, 일치형 각 8문

항)으로 각 문항은 ‘그렇다’, ‘아니다’로 반응하도록 하였다. ‘그렇다’라고 반응 하였을 때

1점을 주고 ‘아니다’라고 반응하였을 때는 0점을 주어 각 유형별 점수를 합산하여 가장

높은 점수를 받은 유형을 그 검사자의 의사소통 유형으로 처리하였다. 본 연구에서의 신

뢰도 계수는 Cronbach’s α 는 .84이며 의사소통 유형 검사의 하위척도와 신뢰도는 <표

2-2>과 같다.

<표 2-2> 의사소통 유형 검사의 하위척도와 신뢰도

하위 척도 문항 번호 문항수 Cronbach’s α회유형 1, 6, 11, 16, 21, 26, 31, 36 8 .70

비난형 2, 7, 12, 17, 22, 27, 32, 37 8 .78

초이성형 3, 8, 13, 18, 23, 28, 33, 38 8 .71

산만형 4, 9, 14, 19, 24, 29, 34, 39 8 .72

일치형 5, 10, 15, 20, 25, 30, 35, 40 8 .75

전체 40 .84


3) 부정적 정서유발 상황에서 정서조절방략

일상생활에서 경험할 수 있는 성적저조, 지갑분실, 비밀 누설, 발표 미숙, 실연과 관련된

1부터 상황 5까지 부정적 정서유발 상황으로 구성하였다. 그리고 회피 또는 분산, 정서의

인식과 이해, 능동적 대처, 사회적지지 추구, 재해석의 5가지 정서조절방략유형 각각 2개

씩 10문항으로 구성하였다(옥수정, 2001).

기술된 부정적 정서유발 상황을 읽고 각 상황별 정서조절방략의 사용에 대해 ‘그렇다’ 또는 ‘아니다’로 응답하도록 하여, ‘그렇다’라고 반응 하였을 때 2점을 주고 ‘아니다’라고

반응하였을 때는 1점을 주어 상황 1부터 상황 5까지의 각각의 정서조절방략 유형 점수를

합산 하였다.

본 연구에서의 정서조절방략 질문지의 하위정서조절방략 구성과 신뢰도는 <표 2-3>과

같다.

<표 2-3> 정서조절방략 질문지의 하위정서조절방략과 신뢰도

정서조절 방략 문항번호 문항수 Cronbach’s α회피 또는 분산 3, 5 2 .77

정서인식과 이해 2, 7 2 .81

능동적 대처 8, 10 2 .76

사회적지지 추구 4, 6 2 .84

재해석 1, 9 2 .74

전체 10 .90

3. 자료의 처리 및 분석

본 연구에서 측정도구의 신뢰도 분석과 연구 문제의 해결을 위하여 SPSS 15.0과 AMOS

7.0 통계프로그램을 이용하였다.

의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향을 알아보기 위하여 정서

표현갈등을 부정적 정서에 대한 표현갈등과 긍정적 정서에 대한 표현갈등으로 구분하여

종속변수로 두고 의사소통유형과 정서조절방략을 독립변수로 하는 다중회귀분석을 실시하

였다. 그리고 여기에서 유의하게 나타난 의사소통유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이

매개하는 경로모형을 제시하고 검증하였다.


Ⅲ. 연구 결과

1. 주요변인들의 기술통계와 상관관계

본 연구에서 사용된 주요변인들의 평균 및 표준편차 왜도 및 첨도와 같은 기술통계 결과

들은 다음의 <표 3-1>과 같다.

<표 3-1> 주요 변인들의 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도

변인 하위영역 평균표준

편차

왜도

(표준오차)

첨도

(표준오차)

정서표현

갈등

긍정적정서표현갈등 37.91 8.50 -.24(.12) .59(.24)

부정적정서표현갈등 73.37 12.45 .14(.12) .83(.24)

계 111.17 18.78 -.05(.12) 1.01(.24)

정서조절 방략

회피 또는 분산 13.66 2.74 .35(.12) -.75(.24)

재해석 12.64 2.38 .79(.12) -.01(.23)

정서의 인식과 이해 12.93 2.72 .68(.12) -.50(.24)

능동적 대처 12.70 2.55 .71(.12) -.39(.24)

사회적 지지 추구 13.42 2.89 .49(.12) -.73(.23)

의사소통유형

회유형 3.39 1.78 .29(.12) -.57(.23)

비난형 5.24 2.41 1.69(.12) .13(.23)

초이성형 3.78 1.83 .09(.12) -.62(.23)

산만형 4.36 1.83 -.21(.12) -.59(.23)

일치형 4.75 1.92 -.35(.12) -.57(.23)

각 변수들의 왜도가 절대값이 3 이상, 첨도는 10 이상이면 정규성에 문제가 있는 것으로

판단할 수 있으나(오혜경, 이희숙, 2011), 본 연구 자료의 왜도의 범위는 .04 ~ 1.69의

사이였고, 첨도의 범위는 .01 ~ 2.82의 사이로 정규분포를 훼손하지 않는 것으로 나타났다.

정서표현갈등에 대한 의사소통유형과 정서조절방략의 영향을 알아보기 위하여 먼저 의사

소통유형과 정서조절방략 간의 이변량 상관분석을 <표 3-2>와 같이 실시하였다.

상관분석 결과 정서표현 갈등은 의사소통유형 중 회유형 및 산만형과는 부적인 상관이

유의하게 나타난 반면 일치형과는 정적인 상관이 유의하게 나타났다. 정서표현갈등은 정서

조절방략 중 재해석과는 부적인 상관이 유의하게 나타났다.


<표 3-2> 정서표현갈등과 의사소통유형, 정서조절방략 간의 이변량 상관분석표

의사소통유형 조절방략 정서

표현

갈등회유형 비난형

초

이성형산만형 일치형

회피

분산

인식

이해

능동

대처

사회적

지지해석

의사소통

_회유형1.00

의사소통

_비난형.22 *** 1.00

의사소통

_초이성형.27 *** .33 *** 1.00

의사소통

_산만형.21 *** .49 *** .21 *** 1.00

의사소통

_일치형-.22 *** -.02 .11 * .09 1.00

조절방략

_회피분산.11 * -.01 .10 * .11 * 0.20 *** 1.00

조절방략

_인식이해.04 -.12 * .19 *** -.06 .18 *** .35 *** 1.00

조절방략

_능동대처-.01 -.18 *** .14 ** -.13 ** .21 *** .41 *** .55 *** 1.00

조절방략

_사회지지.13 ** -.00 .11 * .06 .12 * .36 *** .35 *** .30 *** 1.00

조절방략

_재해석.08 -.02 .17 *** .01 .17 *** .47 *** .50 *** .46 *** .26 *** 1.00

정서표현

갈등-.34 *** -.01 -.09 -.10 * .30 *** -.08 -.06 .00 -.06 -.11 * 1.000

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

다음으로 정서표현갈등을 부정적 정서표현갈등과 긍정적 정서표현갈등으로 구분하여 종

속변수로 두고 의사소통유형과 부정적 정서 조절방략을 독립변수로 하는 다중회귀분석을

실시하였다. 본 연구의 다중회귀분석에서의 독립변수, 즉 5가지의 의사소통유형과 5가지의

정서조절방략이 나타낸 공차한계는 .79 ~ .99 사이였고, 분산팽창요인은 1.00 ~ 1.27로 다

중공선성 문제는 존재하지 않는 것으로 나타났고, 잔차의 독립성 검정값인 Durbin-

watson 값이 1.92로 잔차는 독립적이라고 볼 수 있다. 다중공선성은 공차한계(tolerance)

가 .1 이하이거나 분산팽창요인(VIF)이 10 이상이면 다중공선성이 존재한다고 볼 수 있다


(김구 등, 2008). 잔차검증에서 Durbin-watson 값인 d-통계량이 2에 가까울수록 자기

상관이 없고 0이나 4에 가까울수록 자기상관이 크다(김구, 2008). 따라서 본 연구의 다중

회귀분석 방법은 타당하다고 할 수 있다.

이러한 상관관계를 기초로 정서표현갈등을 종속변수로 하는 다중회귀분석을 실시하였으

며, 의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향과 의사소통유형과 정서표

현갈등에 대한 정서조절방략의 매개효과를 살펴보고자 하였다.

2. 의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향

1) 부정적 정서표현갈등에 대한 영향

의사소통유형과 정서조절방략이 부정적 정서표현갈등에 미치는 영향을 알아보기 위하여

부정적 정서표현갈등을 종속변수로 하고 의사소통유형과 정서조절방략을 독립변수로 하는

다중회귀분석을 실시하였고, 분석방법은 단계적 회귀분석법(stepwise)을 이용하였다. 부

정적 정서표현갈등에 대한 의사소통유형과 정서조절방략의 영향에 대한 다중회귀분석의

분산분석표는 다음의 <표 3-3>과 같다.

<표 3-3> 부정적 정서표현갈등에 대한 회귀모형 분산분석표 (n=432)

제곱합 자유도 평균제곱 F

선형회귀분석 12248.45 5 2449.69 18.85 ***

잔 차 52766.76 406 129.97

합 계 65015.20 411

(수정된 )=.188(.178)

***p< .001

각각 5개의 의사소통유형과 정서조절방략유형을 독립변수로 부정적 정서표현갈등에 대한

영향을 측정하는 모형에 대한 통계적 검정 결과, 의사소통유형 중 회유형, 비난형, 일치형

그리고 정서조절방략 중 인식과 이해, 재해석 등 5개의 변수가 포함된 모형이 F=18.85

(p<.001)로 유의하였고, 부정적 정서표현갈등 총변화량의 18.8%가 이들 독립변수에 의

해 설명되는 것으로 나타났다. 이들 개별 독립변수들의 부정적 정서표현갈등에 대한 기여

도와 통계적 유의성 검정결과는 다음의 <표 3-4>와 같다.

<표 3-4>에서 볼 수 있듯이, 의사소통유형 중 회유형(t=-6.09, p<.001)은 부정적

정서표현 갈등에 부적으로 유의한 영향을 미치고, 일치형(t=4.53, p<.001)과 비난형(t


=3.27, p<.01)은 정적인 영향이 유의한 것으로 나타났다. 또한 정서조절방략 중 인식이

해(t=-1.88, p<.05)와 재해석(t=-2.04, p<.05)의 부적인 영향이 유의미한 것으로 나

타났다. 즉, 회유형의 의사소통유형수준이 높을수록 부정적 정서표현갈등이 낮고 일치형과

비난형의 수준이 높을수록 정서표현갈등이 높은 것을 의미하며, 정서조절방략 중 인식 및

이해, 재해석의 정서조절방략을 사용할수록 부정적 정서표현갈등이 낮다는 것을 의미하는

결과이다.

<표 3-4> 부정적 정서표현갈등에 대한 다중회귀분석 (n=432)

비표준화 계수표준화 계수(β) t

B 표준오차

(상수) 82.88 6.50 12.76 ***

의사소통유형-회유형 -2.04 .33 -.29 -6.09 ***

의사소통유형-일치형 1.40 .31 .21 4.53 ***

의사소통유형-비난형 .79 .24 .15 3.27 **

정서조절방략-인식이해 -.47 .25 -.10 -1.88 *

정서조절방략-재해석 -.54 .26 -.11 -2.04 *

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

2) 긍정적 정서표현갈등에 대한 영향

의사소통유형과 정서조절방략이 긍정적 정서표현갈등에 미치는 영향을 알아보기 위하여

다중회귀분석을 실시하였고, 분석방법은 단계적 회귀분석법(stepwise)을 이용하였다. 긍

정적 정서표현갈등에 대한 의사소통유형과 정서조절방략의 영향에 대한 다중회귀분석의

분산분석표는 다음의 <표 3-5>와 같다.

<표 3-5> 긍정적 정서표현갈등의 영향에 대한 회귀모형의 분산분석 (n=432)

제곱합 자유도 평균제곱 F

선형회귀분석 5900.47 5 1180.09 19.96 ***

잔 차 23947.54 405 59.13

합 계 29848.01 410

(수정된 )=.198(.188)

***p< .001


의사소통유형 중 회유형, 비난형, 일치형 그리고 정서조절방략 중 인식과 이해, 재해석

등 5개의 변수가 포함된 모형이 F=19.96(p<.001)로 유의하였고, 긍정적 정서의 표현갈

등 총변화량의 19.8%가 이들 독립변수에 의해 설명되는 것으로 나타났다. 이들 개별 독

립변수들의 긍정적 정서의 표현갈등에 대한 기여도와 통계적 유의성 검정결과는 다음의

<표 3-6>과 같다.

<표 3-6>에서 볼 수 있듯이, 의사소통유형 중 일치형(t=6.25, p<.001)은 긍정적 정

서표현 갈등에 정적으로 유의한 영향을 미치고, 산만형(t=-3.17, p<.01)과 회유형(t

=-3.42, p<.01)은 부적인 영향이 유의한 것으로 나타났다. 또한 정서조절방략 중 회피

분산(t=-3.09, p<.01)은 긍정적 정서표현갈등에 부적인 영향이 유의미한 것으로 나타났고,

능동대처(t=2.40, p<.05)는 정적인 영향이 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다.

<표 3-6> 긍정적 정서의 표현갈등에 대한 다중회귀분석 (n=432)

비표준화 계수표준화 계수(β) t

B 표준오차

(상수) 41.795 4.50 9.29 ***

의사소통유형_일치형 1.33 .21 .298 6.25 ***

의사소통유형_산만형 -.70 .22 -.148 -3.17 **

의사소통유형_회유형 -.78 .23 -.163 -3.42 **

정서조절방략_회피분산 -.47 .15 -.155 -3.09 **

정서조절방략_능동대처 .41 .17 .120 2.40 *

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

즉, 일치형의 수준이 높을수록 긍정적 정서표현갈등이 높은 것으로 나타났고 산만형과

회유형의 수준이 높을 수록 긍정적 정서표현갈등이 낮은 것을 의미한다. 그리고 회피 또

는 분산의 정서조절방략을 사용할수록 긍정적 정서표현갈등이 낮고, 능동적 대처 정서조

절방략을 사용할수록 긍정적 정서표현 갈등이 높다는 것을 의미하는 결과이다.

3. 의사소통유형과 정서표현갈등에대한 정서조절방략의 매개효과

다중회귀분석에서 유의하게 나타난 의사소통유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매

개하는 경로모형을 제시하고 검증하였는데, 정서표현갈등의 하위영역인 부정적 정서 표현

갈등과 긍정적 정서표현갈등으로 구분하여 분석하였다. 이는 정서표현의 갈등은 유발된

정서가 부정적 또는 긍정적인가에 따라 그에 따른 갈등양상이 다를 것이기 때문이다.


1) 부정적 정서표현갈등에 대한 매개효과

의사소통유형(회유형, 비난형, 일치형)과 부정적 정서의 표현갈등을 정서조절방략(인식

및 이해, 재해석)이 매개하는 기초모형은 <그림 3-1>과 같다.

의사소통_일치형

정서표현갈등_부정적

0,

e31

0,

e61

조절방략_재해석

0,

e5

의사소통_비난형

0,

e21

의사소통_회유형

0,

e11

조절방략_인식이해

0,

e4

1

1

<그림 3-1> 의사소통유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매개하는 경로모형(기초모형)

기초모형의 적합도를 평가하기 위하여 RMSEA 값과 절대부합지수인 값, 증분합지수

인 NFI, TLI, RFI, CFI 값을 중심으로 살펴보았다. 기초모형의 경우, RMSEA=.29, =

152.85(df=4, p<.001), NFI=.86, TLI=.84, RFI=.84, CFI-=.83으로 모든 지수값이

최적모형에 이르지 못하는 것으로 나타나 적합한 모형으로 판단할 수 없었다. 이에 다음

의 <표 3-7>과 같이 수정모형을 제안하였다. 기초모형과 수정모형의 적합도 지수는 <표

3-7>과 같다.

<표 3-7> 연구모형 및 수정모형의 적합도 지수

모형 df p Q RMSEA NFI TLI RFI CFI

기초모형 152.85 4 .000 38.21 .29 .86 .84 .84 .83

수정모형 .23 1 .63 .23 .00 .99 .99 .98 .99

최적모형 .05 이상 .05 이하 1 1 1 1


<표 3-8>에서 볼 수 있듯이, 수정모형의 적합도는 연구모형에 비해 적합도 지수가 현

저하게 증가하였는데, RMSEA=.00, =.23(df=1, p>.05) NFI=.99, TLI=.99, RFI

=.98, CFI=.99로 모든 지수값이 좋은 적합도의 기준에 부합하는 것으로 나타났다.

<표 3-8> 수정모형의 경로계수와 다중상관자승값

경로비표준화

계수S.E. C.R.

표준화

계수SMC

의사소통유형(회유형) ↘정서조절방략

(인식이해)

.17 * .08 2.33 .12

.06의사소통유형(비난형) → -.16 ** .05 -2.89 -.14

의사소통유형(일치형) ↗ .28 *** .07 4.12 .20


(재해석)

.18 ** .07 2.67 .13

.05의사소통유형(비난형) → -.04 .05 -.89 -.04

의사소통유형(일치형) ↗ .26 *** .06 4.08 .20

의사소통유형(회유형) ↘

부정적

정서표현갈등

-2.03 *** .33 -6.23 -.29

.18

의사소통유형(비난형) ↘ .75 ** .24 3.17 .14

의사소통유형(일치형) → 1.35 *** .30 4.49 .21

정서조절방략(인식이해) ↗ -.40 .24 -1.69 -.09

정서조절방략(재해석) ↗ -.58 * .26 -2.28 -.12

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

의사소통유형(회유형, 비난형, 일치형)과 부정적 정서표현 갈등을 정서조절방략(인식과

이해, 재해석)이 매개하는 수정된 경로모형의 경로계수와 다중상관자승값은 <표 3-8>과

같다.

정서조절방략 중 부정적 정서유발 상황에 대한 ‘인식 및 이해’를 살펴보면, 회유형 의사

소통(B=.17, p<.05)과 일치형 의사소통(B=.28, p<.001)이 정적으로 유의한 영향을 미

치는 것으로 나타났고, 비난형 의사소통(B=-.16, p<.01)은 부적인 영향이 유의한 것으

로 나타났다. 즉, 의사소통유형이 일치형이나 회유형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한

인식과 이해의 수준이 높은 반면에, 비난형일수록 정서유발 상황에 대한 인식 및 이해가

낮은 것을 알 수 있다. 표준화 계수를 살펴보면, 정서유발 상황에 대한 인식 및 이해의 정

서조절방략에 대한 영향 중 일치형 의사소통유형(β=.20)이 가장 높았고, 그 다음으로 비

난형(β=-.14), 회유형(β=.12)의 순으로 나타났다.


정서조절방략 중 정서유발 상황에 대한 ‘재해석’을 살펴보면, 회유형 의사소통(B=.18,

p<.01)과 일치형 의사소통(B=.26, p<.001)이 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로

나타났고, 비난형 의사소통(B=-.04, p>.05)은 영향이 유의하지 않은 것으로 나타났다.

즉, 의사소통유형이 일치형이나 회유형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한 재해석의 수

준이 높은 것을 알 수 있다. 표준화 계수를 살펴보면, 정서유발 상황에서의 재해석 조절방

략에 대한 영향 중 일치형 의사소통유형(β=.20)의 영향이 회유형(β=.13)보다 높은 것

으로 나타났다.

부정적 정서표현갈등을 살펴보면, 의사소통유형 중 회유형(B=-2.03, p<.001)이 부적

으로 유의한 영향을 나타내었으며, 비난형(B=.75, p<.01)과 일치형(B=1.35, p<.001)은

정적인 영향이 유의하게 나타났다. 부정적 상황에서의 정서조절방략 중 상황에 대한 인식

및 이해는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났고, 재해석(B=-.58, p<.05)은 부적

인 영향이 유의하게 나타났다. 즉, 회유형의 수준이 높은 의사소통유형일수록 부정적 정서

표현갈등이 낮았으며, 비난형과 일치형의 수준이 높은 의사소통유형일 수록 부정적 정서

표현갈등이 높은 것을 알 수 있다. 그리고 부정적 정서유발 상황에 대한 정서조절방략 중

재해석 수준이 높을수록 부정적 정서표현 갈등은 낮은 것을 알 수 있다.

이러한 결과를 통해, 의사소통유형 중 회유형, 비난형, 일치형의 수준이 높을수록 부정

적 정서표현 갈등에 직접적인 영향을 미치는데 반해, 회유형과 일치형의 수준이 높을수록

재해석 조절방략을 매개로 하여 부정적 정서표현 갈등에 간접적으로 영향을 미치는 경로

를 가지고 있음을 확인하였다.

(1) 매개효과의 분해

변수들 간의 직접효과, 간접효과, 총효과로 나누어 살펴본 결과는 다음의 <표 3-9>과

같다.

<표 3-9> 부정적 정서표현갈등에 대한 매개효과 분해

매개변수를 통한 경로 직접효과 간접효과 총효과

의사소통유형

(회유형) → 정서조절방략

(재해석)→ 부정적

정서표현 갈등

-2.03(-.29) -.18(-.03) -2.21(-.32)

의사소통유형

(일치형)1.35 (.21) -.26(-.04) 1.09 (.17)

추정치 : 비표준화계수(표준화계수)


회유형 의사소통과 부정적 정서표현갈등을 재해석 방략이 매개하는 경로에서 직접효과는

-.29, 간접효과는 -.03, 총효과는 -.32로 나타났다. 이때 간접효과가 총효과에 차지하는

비율은 -.03/-.32=.09로 약 9%인 반면에 직접효과의 비율이 91 %로 직접효과에 비해

간접효과는 미미한 것으로 나타났다. 일치형 의사소통과 부정적 정서표현 갈등을 재해석

방략이 매개하는 경로에서 직접효과는 .21, 간접효과는 .04, 총효과는 .17로 나타났다.

2) 긍정적 정서표현갈등에 대한 매개효과

의사소통유형(회유형, 산만형, 일치형)과 부정적 정서표현갈등을 정서조절방략(회피분

산, 능동대처)이 매개하는 기초모형은 <그림 3-2>와 같다.

기초모형의 적합도를 평가하기 위하여 RMSEA 값과 절대부합지수인 값, 증분합지수인

NFI, TLI, RFI, CFI 값을 중심으로 살펴보았다. 기초모형의 경우, RMSEA=.27, = 124.66

(df=4, p<.001), NFI=.85, TLI=.84, RFI=.83, CFI-=.82로 모든 지수값이 최적모형에

이르지 못하는 것으로 나타나 적합한 모형으로 판단할 수 없었다. 이에 이론적인 배경과

논리적인 타당성을 유지하면서 수정모형을 제안하였다. 본 연구의 연구모형에서 e1과 e2,

e1과 e3, e4과 e5의 오차항들을 곡선으로 연결하여 이들 오차항 사이의 공변량을 자유화

시킴으로써 부합도를 증가시켰다.

의사소통_일치형

정서표현갈등_긍정적

0,

e31

0,

e61

조절방략_능동대처

0,

e5

의사소통_산만형

0,

e21

의사소통_회유형

0,

e11

조절방략_회피분산

0,

e4

1

1

<그림 3-2 > 의사소통유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매개하는 경로모형(기초모형)


기초모형과 수정모형의 적합도 지수는 다음의 <표 3-10>과 같다.

<표 3-10> 연구모형 및 수정모형의 적합도 지수

모형 df p Q RMSEA NFI TLI RFI CFI

기초모형 124.66 4 .000 31.17 .27 .85 .84 .83 .82

수정모형 3.08 1 .08 3.08 .07 .99 .93 .87 .99

최적모형 .05 이상 .05 이하 1 1 1 1

<표 3-10>에서 볼 수 있듯이, 수정모형의 적합도는 연구모형에 비해 적합도 지수가 현

저하게 증가하였는데, RMSEA=.07, =3.08(df=1, p>.05) NFI=.99, TLI=.93, RFI=

.87, CFI=.99로 RMSEA 값과 RFI 값을 제외한 모든 지수값이 좋은 적합도의 기준에 부합

하는 것으로 나타나 수정모형은 대체로 적합한 것으로 수용 가능한 것으로 나타났다.

의사소통유형(회유형, 산만형, 일치형)과 긍정적 정서표현 갈등을 정서조절방략(회피분

산, 능동대처)이 매개하는 수정된 경로모형의 경로계수와 다중상관자승값은 <표 3-11>과

같다.

<표 3-11> 수정모형의 경로계수와 다중상관자승값

경로비표준화

계수S.E. C.R.

표준화

계수SM


(회피분산)

.24 ** .08 3.11 .15

.07의사소통유형(산만형) → .09 .07 1.21 .06

의사소통유형(일치형) ↗ .33 *** .07 4.72 .23


(능동대처)

.12 .07 1.80 .09

.08의사소통유형(산만형) → -.22 *** .07 -3.36 -.16

의사소통유형(일치형) ↗ .32 *** .06 5.06 .24

의사소통유형(회유형) ↘

긍정적

정서표현갈등

-.75 *** .22 -3.38 -.16

.20

의사소통유형(산만형) ↘ -.73 *** .21 -3.43 -.16

의사소통유형(일치형) → 1.30 *** .21 6.23 .29

정서조절방략(회피분산) ↗ -.44 ** .15 -2.91 -.14

정서조절방략(능동대처) ↗ .39 * .16 2.32 .12

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


정서조절방략 중 정서유발 상황에 대한 ‘회피분산’을 살펴보면, 회유형 의사소통(B=.24,

p<.01)과 일치형 의사소통(B=.33, p<.001)이 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나

타났고, 비난형 의사소통의 영향은 유의하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 의사소통유형이

회유형이나 일치형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한 회피분산의 수준이 높은 것을 알

수 있다. 표준화 계수를 살펴보면, 정서유발 상황에서 회피분산의 정서조절방략에 대한 영

향 중 일치형 의사소통유형(β=.23), 회유형(β=.15)의 순으로 나타났다.

부정적 정서유발 상황에 대한 정서조절방략 중 ‘능동대처’를 살펴보면, 산만형 의사소통

(B=-.22, p<.001)은 부적으로 유의한 영향을 미치고, 일치형 의사소통(B=.32, p<.001)

이 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 회유형 의사소통의 영향은 유의하지

않은 것으로 나타났다. 즉, 의사소통유형이 산만형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한 능

동대처의 수준이 낮고, 일치형일수록 능동대처의 수준은 높은 것을 알 수 있다. 표준화 계

수를 살펴보면, 정서유발 상황에서 능동대처의 조절방략에 대한 영향 중 일치형 의사소통

유형(β=.32)의 영향이 산만형(β=-.22)의 영향보다 높은 것으로 나타났다.

긍정적 정서표현갈등을 살펴보면, 의사소통유형 중 회유형(B=-.75, p<.001), 산만형

(B=-.73, p<.001)이 부적으로 유의한 영향을 나타내었으며, 일치형(B=1.30, p<.001)

은 정적인 영향이 유의하게 나타났다. 부정적 상황에서의 정서조절방략 중 상황에 대한

회피분산(B=-.44, p<.01)은 부적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 능동대

처(B=.39, p<.05)은 적적인 영향이 유의하게 나타났다. 즉, 회유형과 산만형의 의사소통

유형일수록 긍정적 정서표현갈등이 낮았으며, 일치형은 긍정적 정서표현갈등이 높은 것을

알 수 있다. 그리고 부정적 정서유발 상황에 대한 정서조절방략 중 회피분산이 높을수록

긍정적 정서표현 갈등은 낮은 반면에, 능동대처의 수준이 높을수록 긍정적 정서표현 갈등

의 수준이 높은 것을 알 수 있다.

이러한 결과를 통해, 의사소통유형 중 회유형, 산만형, 일치형이 부정적 정서표현 갈등

에 직접적인 영향을 미치는데 반해, 회유형과 일치형은 회피분산 조절방략을 매개로 하여

긍정적 정서표현 갈등에 간접적으로 영향을 미치는 경로를 가지고 있고, 산만형과 일치형

은 능동대처의 조절방략으로 매개로 긍정적 정서표현 갈등에 간접적으로 영향을 미치는

경로를 가지고 있음을 확인하였다.

(2) 매개효과의 분해

변수들 간의 직접효과, 간접효과, 총효과로 나누어 살펴본 결과는 다음의 <표 3-12>와

같다.


<표 3-12> 긍정적 정서표현갈등에 대한 매개효과 분해

매개변수를 통한 경로 직접효과 간접효과 총효과

의사소통유형

(회유형)

→ 정서조절방략

(회피분산/

능동대처)

→ 긍정적

정서표현 갈등

-.75(-.16) -.06(-.01) -.81(-.17)

의사소통유형

(일치형)1.30( .29) -.01(-.00) 1.29 ( .29)

의사소통유형

(산만형)-.73(-.16) -.13(-.03) -.86(-.19)

추정치 : 비표준화계수(표준화계수)

회유형 의사소통과 긍정적 정서표현 갈등을 정서조절방략(회피분산, 능동대처)이 매개

하는 경로에서 직접효과는 -.16, 간접효과는 -.01, 총효과는 -.17로 나타났다. 이때 간접

효과가 총효과에 차지하는 비율은 -.01/-.17=.06로 약 6%인 반면에 직접효과의 비율이

94%로 직접효과에 비해 간접효과는 미미한 것으로 나타났다. 일치형 의사소통과 긍정적

정서표현 갈등을 정서조절방략(회피분산, 능동대처)이 매개하는 경로에서 직접효과는 .29,

간접효과는 -.00, 총효과는 .29로 나타났다. 산만형 의사소통과 긍정적 정서표현갈등을

정서조절방략(회피분산, 능동대처)이 매개하는 경로에서 직접효과는 -.16, 간접효과는

-.03으로 나타났다.

이러한 결과를 통해, 의사소통유형과 정서표현갈등을 매개하는 정서조절방략들로는 부

정적 정서표현갈등에는 ‘인식과 이해’,와 ‘재해석’ 방략이었으며, 긍정적 정서표현갈등에는

‘회피분산’과 ‘능동대처’ 방략이 매개하는 반면에, 이들 매개변수들의 매개효과는 비교적

적은 것을 알 수 있고, 의사소통유형이 정서표현갈등에 대부분의 영향을 직ㆍ간접적으로

미치고 있는 것을 알 수 있다.

Ⅳ. 논의 및 제언

본 연구는 의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향을 알아보았다.

한국 문화ㆍ사회적 맥락을 고려하여 의사소통유형과 정서조절방략의 사용 수준에 따라 긍

정적 정서표현 갈등과 부정적 정서표현갈등이 다를 수 있음을 가정하고 그 과정에서 의사

소통유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매개하는 경로를 검정하였다. 본 연구의 주요

결과를 요약하면 다음과 같다.


1. 정서표현갈등과 의사소통유형, 정서조절방략의 하위요인 간의 상관관계

본 연구에서 사용된 주요변인들의 왜도 범위는 .04 ~ 1.69, 첨도의 범위는 .01 ~ 2.82의

사이로 정규분포를 훼손하지 않는 것으로 나타났다.

정서표현갈등에 대한 의사소통유형과 정서조절방략간의 이변량 상관분석에서 정서표현

갈등은 의사소통유형 중 회유형 및 산만형과는 부적인 상관이 유의하게 나타난 반면, 일

치형과는 정적인 상관이 유의하게 나타났다. 정서표현갈등은 정서조절방략 중 재해석과는

부적인 상관이 유의하게 나타났다.

다음으로 정서표현갈등을 부정적 정서표현갈등과 긍정적 정서표현갈등으로 구분하여 종

속변수로 두고 의사소통유형과 부정적 정서 조절방략을 독립변수로 하는 다중회귀분석에

서의 다중공선성 문제는 존재하지 않는 것으로 나타났고, 잔차 또한 독립적으로 다중회귀

분석 방법은 타당하였다. 이러한 상관관계를 기초로 정서표현갈등을 종속변수로 하는 다

중회귀분석을 실시하였으며, 의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향

과 의사소통유형과 정서표현갈등에 대한 정서조절방략의 매개효과를 살펴보고자 하였다.

2. 의사소통 유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향

의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향에 대한 다중회귀분석 연구

결과는 다음과 같다.

첫째, 의사소통유형이 부정적 정서표현갈등에 대하여 미치는 영향에서 회유형의 의사소

통유형 수준이 높을수록 부정적 정서표현갈등이 낮고 일치형과 비난형의 수준이 높을수록

정서표현갈등의 수준이 높았다.

둘째, 의사소통유형이 긍정적 정서의 표현갈등에 대하여 미치는 영향에서 일치형의 수

준이 높을수록 긍정적 정서표현갈등이 높은 것으로 나타났고 산만형과 회유형의 수준이

높을수록 긍정적 정서표현갈등이 낮았다.

정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향에 대한 다중회귀분석 연구 결과는 다음과

같다.

첫째, 정서조절방략이 부정적 정서표현갈등에 미치는 영향에서 정서조절방략 중 ‘인식

및 이해’, ‘재해석’의 정서조절방략을 사용할수록 부정적 정서표현갈등이 낮았다.

둘째, 정서조절방략이 긍정적 정서표현갈등에 미치는 영향에서 ‘회피 또는 분산’의 정서

조절방략을 사용할수록 긍정적 정서표현갈등이 낮고, 능동적 정서조절방략을 사용할수록

긍정적 정서표현 갈등이 높았다.


의사소통 유형이 부정적 정서유발상황에서 부적 정서를 조절하기 위한 정서조절방략의

사용에 대한 다중회귀분석 연구 결과는 다음과 같다.

첫째, 일치형, 회유형, 산만형 의사소통유형이 부정적 정서유발상황에서 ‘인식 및 이해’, ‘재해석’의 정서조절방략을 사용 할수록 부정적 정서표현 갈등이 낮았다.

둘째, 산만형의 경우 부정적 정서유발상황에서 일치형이나 회유형보다 ‘회피와 분산’의

정서조절방략사용 수준이 높았다. 또한 ‘회피 또는 분산’의 정서조절방략을 사용수준이 높을

수록 긍정적 정서표현갈등이 낮았고 ‘능동적 대처’의 정서조절방략을 사용수준이 높을수록

긍정적 정서표현 갈등이 높았다.

3. 의사소통유형과 정서표현갈등에 대한 정서조절방략의 매개효과

다중회귀분석에서 유의하게 나타난 의사소통유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매

개하는 경로모형을 제시하고 검증하여, 정서표현갈등을 하위영역인 부정적 정서표현갈등과

긍정적 정서표현갈등으로 구분하여 분석하였다. 이는 정서표현의 갈등은 유발된 정서가

부정적 또는 긍정적인가에 따라 그에 따른 갈등양상이 다를 것이기 때문이다. 의사소통유

형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매개하는 경로를 검정결과는 다음과 같다.

첫째, 의사소통유형 중 회유형, 비난형, 일치형과 부정적 정서표현갈등을 정서조절방략

중 인식 및 이해, 재해석이 매개하는 모형을 살펴본 결과, 의사소통유형이 일치형이나 회

유형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한 ‘인식과 이해’의 정서조절방략 수준이 높은 반

면, 비난형일수록 정서유발 상황에 대한 ‘인식 및 이해’ 정서조절방략 수준이 낮은 것을

알 수 있었다. ‘재해석’의 경우, 일치형이나 회유형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한

‘재해석’의 정서조절방략 수준이 높은 것을 알 수 있다.

의사소통 유형 중 회유형의 수준이 높을수록 부정적 정서표현갈등이 낮았으며, 비난형

과 일치형의 수준이 높을 수록 부정적 정서표현갈등이 높은 것을 알 수 있다. 그리고 부

정적 정서유발 상황에 대한 정서조절방략 중 재해석 수준이 높을수록 부정적 정서표현 갈

등은 낮은 것을 알 수 있다.

이러한 결과를 통해, 의사소통유형 중 회유형, 비난형, 일치형의 수준이 높을수록 부정

적 정서표현 갈등에 직접적인 영향을 미치는데 반해, 회유형과 일치형의 수준이 높을수록

‘재해석 정서조절방략을 매개로 하여 부정적 정서표현 갈등에 간접적으로 영향을 미치는

경로를 가지고 있음을 확인하였다.

둘째, 의사소통유형 중 회유형, 산만형, 일치형과 긍정적 정서표현갈등을 정서조절방략

중 ‘회피 및 분산’, ‘능동대처’가 매개하는 모형을 살펴본 결과, 의사소통유형이 회유형이나

일치형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한 ‘회피분산’의 수준이 높은 것을 알 수 있었다.


‘능동대처’의 경우 의사소통유형이 산만형일수록 부정적 정서 유발상황에 대한 ‘능동대처’의 수준이 낮았고, 일치형일수록 ‘능동대처’의 수준은 높은 것을 알 수 있었다.

의사소통유형 중 회유형과 산만형의 수준이 높을수록 긍정적 정서표현갈등이 낮았으며,

일치형은 긍정적 정서표현갈등이 높은 것을 알 수 있었다. 그리고 부정적 정서유발 상황

에 대한 ‘회피분산’의 정서조절방략 수준이 높을수록 긍정적 정서표현 갈등은 낮은 반면에,

‘능동대처’의 정서조절방략 수준이 높을수록 긍정적 정서표현 갈등의 수준이 높은 것을 알

수 있다.

의사소통유형 중 회유형, 산만형, 일치형과 긍정적 정서표현갈등을 정서조절방략 중 회

피 및 분산, 능동대처의 매개 모형 결과, 의사소통유형 중 회유형, 산만형, 일치형이 부정

적 정서표현 갈등에 직접적인 영향을 미치는데 반해, 회유형과 일치형은 회피분산 조절방

략을 매개로 하여 긍정적 정서표현 갈등에 간접적으로 영향을 미치는 경로를 가지고 있고,

산만형과 일치형은 능동대처의 조절방략으로 매개로 긍정적 정서표현 갈등에 간접적으로

영향을 미치는 경로를 가지고 있음을 확인하였다.

위의 연구 결과를 통해 의사소통유형과 정서표현갈등을 매개하는 정서조절방략들로는

부정적 정서표현갈등에는 ‘인식과 이해’,와 ‘재해석’ 방략이었으며, 긍정적 정서표현갈등에

는 ‘회피분산’과 ‘능동대처’ 방략이 매개하는 반면에, 이들 매개변수들의 매개효과는 비교적

적은 것을 알 수 있고, 의사소통유형이 정서표현갈등에 대부분의 영향을 직ㆍ간접적으로

미치고 있는 것을 알 수 있다.

그러나 이러한 결과의 해석은 몇 가지 제한점을 갖는다. 첫째, 선행연구의 부족으로 연

구 결과 비교와 일반화의 어려움을 지니며, 둘째, 자기보고형 척도를 사용하여 개인의 주

관적 평가를 전적으로 배제할 수 없으며, 셋째, 정서표현갈등과 의사소통유형, 정서조절방

략 사이에 있는 다양한 매개변인에 관한 연구가 이루어져야 한다는 것이다. 이러한 제한

점에도 불구하고 의사소통유형과 정서조절방략이 정서표현갈등에 미치는 영향과 의사소통

유형과 정서표현갈등을 정서조절방략이 매개하는 경로를 검증하였다는 의의를 지닌다. 또

한 본 연구를 기반으로 다양한 후속 연구가 진행되기를 기대한다.

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<Abstract>

The Effects of Communication types and emotion regulation

strategy for emotional expression conflict

Kim, Ok Kyoung ㆍ Hwang, Kyoung Ryoul

Communication types had direct effects on negative emotional expression

conflict as the levels of conciliation, criticism, and agreement grew, while having

indirect effects on negative emotional expression conflict as the levels of conciliation

and agreement grew by the medium of reinterpretation regulation strategy.

From the results of mediation effects of emotion regulation strategy on communication

type and emotional expression conflict, emotion regulation strategies mediating

communication type and emotional expression conflict included “recognition and

understanding” and “reinterpretation” as expression conflict of negative emotion,

and “avoidant distraction” and “active coping” as expression conflict of positive

emotion. However, the mediation effects of such parameters were relatively lower,

and communication type had mostly direct and indirect effects on emotional

expression conflict.

However, the results of this study should be understood within the limitations

in this study, and further studies may be needed to complement the results.

Key Words : Communication types, emotion regulation strategy, emotional expression conflict

논문접수 : 2013. 04. 29 / 논문심사일 : 2013. 05. 08 / 게재승인 : 2013. 05. 22

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