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Journal of Social Science - Vol. 30 , No. 3

[ Article ]
Journal of Social Science - Vol. 30, No. 3, pp.211-241
Abbreviation: jss
ISSN: 1976-2984 (Print)
Print publication date 30 Jul 2019
Received 30 May 2019 Revised 01 Jul 2019 Accepted 08 Jul 2019
DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2019.07.30.3.211

사회 관계망 크기가 대학생들의 안녕감에 미치는 영향: 지각된 시간 압박감과 경제적 지위의 조절효과
전혜빈 ; 박혜경
성신여자대학교 심리학과

The Effect of Social Network Size on the Well-Being Among University Students: The Moderation Effects of Perceived Time Pressure and Economic Status
Hyebin Cheon ; Hyekyung Park
Department of Psychology, Sungshin Women's University
Correspondence to : 박혜경, 성신여자대학교 심리학과 부교수, 서울특별시 성북구 보문로 34다길 2, E-mail : hpark@sungshin.ac.kr


초록

사회심리학에서는 사회적 소속과 사회적 관계의 중요성에 대한 연구가 활발하게 이루어져 왔다. 그러나 사회적 관계를 형성하고 유지하기 위해 필요한 자원들(시간과 돈)을 고려하였을 때, 어떠한 크기의 사회 관계망이 개인의 안녕감을 더 높이는지 검증한 연구는 드문 실정이다. 따라서 본 연구에서는 대학생들이 주관적으로 경험하는 시간 압박감과 경제적 지위에 따라, 이들의 사회 관계망 크기와 심리적 안녕감 사이의 관계가 달라지는지 살펴보았다. 이를 위해 4년제 대학 남녀 학부생 296명에게 사회 관계망 크기, 시간 압박감, 경제적 지위 및 심리적 안녕감에 대하여 온라인으로 응답하도록 하였다. 그 결과, 심리적 안녕감의 하위 요인들 중 하나인 긍정적 대인관계 안녕감에서 객관적 사회 관계망 크기, 시간 압박감 및 주관적 경제적 지위 간의 삼원 상호작용 효과를 관찰할 수 있었다(p=.050). 즉, 주관적으로 지각하는 시간압박감이 높고 경제적 지위가 낮을 경우, 객관적 사회 관계망 크기가 클수록 긍정적 대인관계안녕감 수준이 높아졌다. 이러한 결과는 대학생들에게 사회 관계망이 사회적인 자본으로 기능할 가능성을 시사한다. 마지막으로, 본 연구의 의의, 제한점 및 후속 연구 방향에 대하여 논하였다.

Abstract

Numerous studies in the field of social psychology have shown the importance of social belonging and social relationships. Yet few studies have examined the optimal social network size according to the resources (time and money) that people have for establishing and maintaining social relationships. The research presented herein examined the effect of the size of early-adulthood social network on the well-being as a function of an individual’s perceived time pressure and economic status. It was predicted that having a small social network size rather than a large social network size would be advantageous for well-being when the individual’s perceived time pressure is high and their economic status is low. Fourth-year undergraduate students (N=296) reported their social network sizes, time pressure, economic status and psychological well-being through an online survey. The results revealed a 3-way interaction between objective social network size, time pressure and economic status on positive relations with others, one of the six dimensions of psychological well-being (p=.050). However, the moderation effect was in the opposite direction to the hypothesis: having a large social network was more advantageous for positive relations with others well-being when the perceived time pressure is high and the economic status is low. This study’s results suggest the possibility that among university students their social network is considered as social capital. The implications, limitations and future directions of these results are discussed.


Keywords: Social Network Size, Time Pressure, Economic Status, Psychological Well-being
키워드: 사회 관계망 크기, 시간 압박감, 경제적 지위, 안녕감

1. 서 론

사회적 관계에 대한 그간의 심리학 연구들은 사회적 관계의 순기능과 사회적 고립이나 배제의 부정적인 결과들을 중심으로 이루어져 왔다(Baumeister, Brewer, Tice, & Twenge, 2007; Baumeister & Leary, 1995; Diener & Seligman, 2002; Holt-Lunstad, Smith, Baker, Harris, & Stephenson, 2015; Turner, 1981; Uchino, 2006). 구체적으로, 사회적 배제는 인지적 수행력을 저하시키고 (Baumeister, Twenge, & Nuss, 2002), 친사회적 행동은 감소시키는 반면(Twenge, Baumeister, DeWall, Ciarocco, & Bartels, 2007), 공격적인 행동은 증가시키는 것으로 보고되었다(Twenge, Baumeister, Tice, & Stucke, 2001). 심지어 사회적 배제를 경험한 개인은 추위를 더 느꼈다(Zhong & Leonardelli, 2008). 사회적 배제로 인한 위와 같은 부정적인 결과들은 역으로 사회적 관계 형성과 소속감의 중요성을 시사한다. 보다 직접적으로 사회적 관계의 중요성을 살펴본 연구에 따르면, 삶의 만족도와 정서 경험 등을 통해 얼마나 행복한 사람인지 측정하였을 때 상위 10%에 속하는 매우 행복한 사람들(very happy people)은 혼자 보내는 시간이 상대적으로 적었고, 대부분의 시간을 사회적 교류를 위해 사용하였으며, 긍정적인 대인관계를 이루고 있었다(Diener & Seligman, 2002). 종합하건대, 위의 연구들은 긍정적인 사회적 관계가 행복을 위해 필요한 조건임을 보여준다. 그러나 사회적 관계가 행복에 기여하는 바가 크다고 하여도, 사회 관계망의 확장이 항상 긍정적인 효과를 가져다주는 것은 아니다. 일례로, 사회 관계망의 크기와 우울의 관계는 비선형적으로 나타났는데, 이는 너무 작은 사회관계망뿐만 아니라 일정 수준을 넘어서는 너무 큰 사회 관계망 또한 높은 수준의 우울과 연관됨을 의미한다(이민아, 2013; Falci & McNeely, 2009). 근로자의 창의성에 있어서도 얕은 관계(weak ties)의 수가 최대로 많은 것보다는 적정한 수일 때 더욱 효과적이었다(Zhou, Shin, Brass, Choi, & Zhang, 2009). 또한 선행 연구들에 따르면, 사람들마다 선호하는 사회 관계망의 크기가 상당히 다른 것으로 나타났다(Adams & Plaut, 2003; Choi, 2018; English & Carstensen, 2014; Kim, 2015; Lang & Carstensen, 1994, 2002; Oishi & Kesebir, 2012; Pollet, Roberts, & Dunbar, 2011). 어떤 사람들은 많은 수의 친구를 가지는 넓은 사회 관계망을 선호하는 반면, 다른 사람들은 비교적 적은 수의 친구가 포함된 좁은 사회 관계망을 선호한다. 이러한 개인 간 차이를 무엇으로 설명할 수 있을까? 기존의 심리학적 연구들은 사회 관계망 크기의 개인차를 성격, 혹은 연령과 같은 변인들로 설명해 왔다(English & Carstensen, 2014; Lang & Carstensen, 1994, 2002; Pollet et al., 2011). 예컨대, 연령이 증가할수록 넓은 사회 관계망을 지니는 것보다 가까운 사람들로 구성된 좁은 사회 관계망을 지니는 것이 개인의 정서적 안녕감을 높이기 때문에(English & Carstensen, 2014), 나이가 들수록 친숙하고 가까운 대상에 대한 선호가 증가 한다(Fredrickson & Carstensen, 1990; Fung, Carstensen, & Lutz, 1999; Lang & Carstensen, 2002). 즉, 나이 듦에 따라 넓은 사회 관계망보다 좁은 사회 관계망이 지닌 효용이 더 커지기 때문에 좁은 사회 관계망을 더 선호하는 것이라 해석할 수 있다. 한편, 많은 수의 사회적 관계들이 축적될수록 이로 인한 이득뿐만 아니라 비용 또한 증가 하기 마련이다(Baer, 2010; Zhou et al., 2009). 그렇기 때문에 개인에게 보다 높은 효용 가치를 지니는 사회 관계망 크기를 알아보기 위해서는 사회 관계망을 생성하고 유지하기 위해 필요한 자원들을 함께 고려해 볼 필요가 있다. 따라서 본 연구에서는 개인이 시간적 자원과 경제적 자원을 얼마나 지니고 있는지에 초점을 맞추어 사회 관계망 크기와 안녕감 사이의 관계를 조명하였다. 개인에게 시간과 경제적 자원이 풍부할 때에는 넓은 사회 관계망을 지니는 것이 어렵지 않을 것이다. 그러나 두 자원이 모두 부족하다면 넓은 사회 관계망을 형성하고 유지하는 것이 어려울 것이므로, 두 자원이 모두 부족한 상황에서는 오히려 좁은 사회 관계망을 지닐 경우 상대적으로 더 높은 안녕감을 느낄 것이다. 이러한 가능성을 검증하기 위하여, 본 연구에서는 개인이 지닌 시간적 및 경제적 자원의 양에 따라 개인의 안녕감을 극대화하는 최적의 사회 관계망 크기(optimal social network size)가 다른지 살펴보았다.

1) 사회 관계망 크기

사회 관계망은 한 개인이 타인과 이루고 있는 연결 고리이다(Wellman, 2007). 사회 관계망에 대한 연구는 주로 크기(size)와 강도(tie)의 측면에서 이루어져 왔다(이민아, 2013; Baer, 2010; Falci & McNeely, 2009; Granovetter, 1983; Hill & Dunbar, 2003; Marsden & Campbell, 1984; McPherson, Smith-Lovin, & Brashears, 2006; Pollet et al., 2011; Roberts, Dunbar, Pollet, & Kuppens, 2009). 한편, Baer(2010)는 사회 관계망 연구들이 특정한 관계 유형의 수(e.g., number of weak-ties)를 다루거나 크기와 강도의 영향이 혼재된 결과들을 보여주었다는 한계를 지적하며, 크기와 강도를 구분하여 살펴볼 필요가 있다고 제안하였다. 더불어, 대부분의 심리학적 연구들이 관계의 질적인 측면(예컨대, 얼마나 지지적인 관계인지, 얼마나 심리적으로 가까운지)을 심도 있게 다룬 반면, 양적인 측면에는 다소 소홀했던 점을 고려하여 본 연구에서는 사회 관계망의 크기를 집중적으로 다루고자 하였다.

사회 관계망 크기는 개인이 이루고 있는 사회관계망에 속하는 사람들의 수로 측정된다(이민아, 2013; Baer, 2010; Falci & McNeely, 2009; Hill & Dunbar, 2003; McPherson et al., 2006; Pollet et al., 2011; Roberts et al., 2009). 이러한 사회 관계망 크기는 개인의 성격, 연령, 교육 수준과 같은 개인차 변수에 따라 달라진다. 일례로, 네덜란드인들을 대상으로 외향성과 사회 관계망크기의 관계를 살펴본 연구에 따르면, 외향적일수록 사회 관계망 크기가 컸다(Pollet et al., 2011). 연령에 따른 사회 관계망 크기를 살펴본 연구들에 따르면, 85세 이상인 노인 집단이 70-84세인 노인 집단보다 사회 관계망 크기가 약 절반 정도로 작았으며, 연령이 증가할수록 전반적으로 사회 관계망의 크기는 감소하였다(Lang & Carstensen, 1994). 다른 연구에서 연구 참가자의 연령대를 확장하여 20세 이상 성인을 대상으로 사회 관계망 크기를 살펴본 결과, 전술한 연구와 마찬가지로 연령 증가에 따라 사회 관계망 크기는 감소하였다(Lang & Carstensen, 2002). 최근의 연구에 따르면, 18세 이상의 사회 관계망 크기를 살펴보았을 때 약 50세를 기점으로 이 전 연령에서는 사회관계망 크기가 증가하다가 약 50세 이후부터 급격히 감소하는 비선형적 양상이 나타났다(English & Carstensen, 2014). 또한 교육 수준이 높을수록 사회 관계망 크기는 컸다(McPherson et al., 2006; Roberts et al., 2009).

사회 관계망은 신체적, 정신적 건강의 예측 변수가 되기도 한다. Litwin과 동료들은 약 60세이상의 노인들이 접촉하는 사람들의 수, 관계, 친밀감 등을 토대로, 이들을 다양한(diverse) 집단, 가족형(family) 집단, 친구형(friend) 집단, 이웃형(neighbor/congregant) 집단 및 폐쇄형(restricted) 집단과 같은 5개의 집단으로 구분하였다(Litwin, 2003; Litwin & Shiovitz-Ezra, 2006, 2010). 사회 관계망에 속하는 사람들의 수가 많은 다양한 집단에 속하는 노인들은 사회 관계망 크기가 작고 제한적인 폐쇄형 집단에 속하는 노인들보다 신체적 활동 수준이 높았다(Litwin, 2003). 반면에 폐쇄형 집단다양한 집단에 속하는 노인들보다 7년 후 사망률이 더 높았으며(Litwin & Shiovitz-Ezra, 2006), 높은 수준의 외로움과 불안감을 보고하였다(Litwin & Shiovitz-Ezra, 2010). 만 65세 이상인 한국인을 대상으로 살펴보았을 때에도 다양한 집단의 전반적인 신체적, 정신적 건강 상태 수준이 폐쇄형 집단보다 유의미하게 더 높았다(천의영, 2010). 이러한 결과는 사회 관계망의 크기가 작을 때에 비하여 클 때, 신체적, 정신적인 건강이 보다 양호한 수준으로 유지된다는 것을 의미한다. 건강을 예측하는 것에서 더 나아가, 사회 관계망의 크기가 크면서 강도는 약한(즉, “간헐적인 상호작용, 비교적 짧은 역사 및 제한적인 정서적 친밀감을 지닌 관계”, Baer, 2010, p. 592에서 인용), 넓고 얕은 사회 관계망이 창의성과 구직 활동에 더 효과적이라는 것을 보여준 연구들도 있다(Baer, 2010; Granovetter, 1983). 반면, 많은 수보다는 친밀한 관계(즉, 좁고 깊은 사회 관계망)의 중요성을 보여준 연구도 존재한다(Chou, Stewart, Wild, & Bloom, 2012). 더 나아가, 너무 작거나 큰 사회 관계망 모두 높은 수준의 우울과 연관됨을 밝힌 연구들도 있다(이민아, 2013; Falci & McNeely, 2009). 이처럼 어떤 크기의 사회 관계망(넓은 사회 관계망 vs. 좁은 사회 관계망)이 신체적, 정신적 건강과 긍정적으로 연관되는가와 관련하여 선행 연구의 결과 들이 일관되지 않다. 따라서 본 연구에서는 개인들의 사회 관계망 크기와 안녕감 사이의 관계를 조절하는 변수들이 존재할 가능성을 검증하고자 하였다. 조절변수들로는 개인이 지각하는 시간 압박감과 경제적 지위를 고려하였다.

2) 시간 압박감

현대 사회를 살아가는 우리는 과거 어느 때보다도 바쁘게 움직이고 있다. 산업화를 거치면서 사람들은 삶이 보다 여유롭고 풍요로워질 것이라 기대하였다. 그러나 역설적이게도, 빠른 사회 변화 속도를 따라잡는 과정에서 현대인들은 번아웃 증후군(burnout syndrome)에 시달리고 있다(Bertman, 1998; Weber & Jaekel-Reinhard, 2000). Stephen Bertman(1998)은 이러한 속도 경쟁문화를 ‘Hyper Culture’라고 명명하기도 하였다. 이러한 바쁜 현대인의 삶을 대변하는 또 다른 신조어는 ‘타임 푸어(time poor)’이다(Schulte, 2015). 타임 푸어[Overwhelmed: How to work, love, and play when no one has the time]의 저자인 Schulte(2015)는 만성적인 시간 부족에 시달리며 쫓기는 삶을 살아가는 현대인들이 시간 압박을 경험하며, 이러한 현상이 전 세계적으로 나타나고 있다고 주장하였다. 특히, 한국은 ‘빨리 빨리’를 강조하는 대표적인 국가이다(강준만, 2010). 국내에 1년 이상 거주한 외국인 43명에게 한국에서 생활하면서 느낀 한국과 한국 사람의 특성에 대하여 물어본 결과, ‘친근한(friendly)’ 다음으로 빈번하게 언급된 특성이 ‘급한(hurry)’이었다(유민봉, 심형인, 2013). 이러한 한국 사회 특유의 ‘빨리빨리’ 문화는 한국인이 일상적으로 시간 압박을 경험하고 있음을 드러낸다. 또한, 통계청(2014)의 생활시간조사에 따르면, 20대 한국인 중 평소 시간이 부족하다고 응답한 이가 71.3%였고, 피곤함을 느끼고 있다고 응답한 사람들은 84.1%였다. 요컨대, 현대 한국 사회는 시간 부족과 시간 압박에 시달리는 피곤한 사회이다.

시간 압박감(time pressure)에는 시간이 충분하지 않다고 지각하는 인지적 측면(time shortage)과 바쁜 속도, 서두름과 같이 불안과 좌절감을 동반하는 정서적인 측면(being rushed)이 포함된다(Szollos, 2009). 즉, 시간 압박은 시간이 충분하지 않기 때문에 조급함과 스트레스를 경험하는 상태이다. 일반적인 예로는 ‘시간이 부족하다’, ‘시간이 너무 빨리 지나간다’, ‘해야 할 일을 모두 하기에는 시간이 너무 짧다’와 같은 일상적인 대화들을 들 수 있다. 이러한 번아웃 증후군, 타임 푸어와 같은 사회 현상에 주목하여, 시간에 대한 주관적인 지각이 개인에게 미치는 영향에 대한 학술적 연구들도 최근 점진적으로 이루어지고 있다. 일례로, 시간 압박을 높게 지각하는 개인은 높은 수준의 스트레스를 보고하였으며(Robinson & Godbey, 1998), 우울 수준 또한 높았다(Roxburgh, 2004). 뿐만 아니라, 한국의 서울을 포함한 31개국의 대도시에서 사람들의 걸음걸이 속도, 우체국의 일처리 속도 및 은행 시계의 정확도를 통해 삶의 속도를 측정하였을 때, 삶의 속도가 빠른 도시에 거주하는 사람들은 심혈관 질환에 의한 사망률이 높았으며, 스트레스로 인하여 건강 위험 행동인 흡연을 하는 비율 또한 높았다(Levine & Norenzayan, 1999). 보다 최근 연구에 따르면, 시간에 쫓긴다고 느끼는 것은(being rushed for time) 식습관에도 부정적인 영향을 미쳤다(Venn & Strazdins, 2017). 그리고 시간 압박감은 만성적인 스트레스를 야기하는 것으로 나타났다(Maslach, Schaufeli, & Leiter, 2001). 국내 대학생 493명을 대상으로 시간 압박감과 주관적 안녕감의 관계를 살펴본 연구에서도, 시간 압박감 수준이 높을수록 삶의 만족도는 낮고 부적 정서는 높은 것으로 나타났다(윤정, 김정섭, 2017). 요컨대, 일련의 연구들을 통해 높은 수준의 시간 압박감이 스트레스, 우울, 삶의 만족도, 정서가와 같은 심리적 건강의 지표에서부터 사망률과 건강 위험 행동과 같은 신체적 건강의 지표에 이르기까지 개인의 삶 전반에 부정적인 영향을 끼침을 알 수 있었다.

한편, 시간은 사회 관계망을 형성하고 유지하는 데 필요한 자원이다(Falci & McNeely, 2009; Oishi & Kesebir, 2012). 그러므로 시간이 부족한 사람들은 많은 수의 관계를 형성하고 유지하기 어렵기 때문에 넓은 사회 관계망보다 좁은 사회 관계망을 가졌을 때 안녕감이 상대적으로 높을 것으로 예상할 수 있다. 시간 압박감 수준과 사회 관계망 크기의 관련성을 직접적으로 살펴본 연구가 매우 드문 한편, 시간적 자원이 사회적 관계에 미치는 영향을 다룬 연구로는 Carstensen의 사회정서적 선택 이론(socioemotional selectivity theory: SST)이 있다(Carstensen, 1993; Carstensen, Isaacowitz, & Charles, 1999; Fredrickson & Carstensen, 1990). 이 이론에 따르면, 사람들은 나이가 듦에 따라 자신에게 남은 미래의 시간이 한정적, 제한적이라 지각하여(즉, 제한적 미래 시간 조망), 자신에게 정서적 충만감을 줄 수 있는 가까운 관계에 집중하게 된다. 사회정서적 선택이론에서는 이와 같이 나이가 듦에 따라 자신과가까운 사람들과의 관계는 유지하는 반면, 비교적먼 사람들과의 관계는 자발적으로 ‘가지 치기’를 하기 때문에 전체 사회 관계망의 크기가 감소하는 것이라고 제안하였다(김민희, 민경환, 2004; 유경, 민경환, 2003). 사회정서적 선택 이론을 기반으로 65세 이상 노년층을 청년층, 중년층의 정서경험, 정서조절 및 사회적 목표 선호와 비교한 국내 연구에 따르면, 노년층에서는 다른 연령 집단과 달리 사회적 목표 중에서도 정서조절 목표를 가장 중요하게 생각하였다(김민희, 민경환, 2004). 이는 나이 듦에 따라 정서적 최적화를 우선시한다는 사회정서적 선택 이론을 지지하는 결과이다. 또한 노년층의 주관적 안녕감과 대인관계 만족도 수준은 젊은 연령층과 차이가 없었으며, 모두 평균 이상으로 만족하였다. 또 다른 연구에 따르면, 노년층은 젊은 청년층에 비하여 사회 관계망 구성원과의 상호작용에서 더 긍정적인 정서 상태(emotional tone)를 경험한다고 보고하였다(English & Carstensen, 2014). 요컨대, 노년층의 자발적인 사회 관계망 축소가 이들이 가장 우선시하는 정서조절의 목표를 충족시키기 때문에 긍정적인 결과를 가져온다는 것이 이 이론의 핵심이다. 한편, 이러한 사회 관계망 크기의 감소 및 가까운 관계에 대한 선호가 실제 연령의 증가로 인한 물리적 시간 제약에 기인한 것인지, 혹은 주관적으로 지각하는 미래 시간 조망 수준에 의한 것인지를 확인하기 위하여 일련의 연구가 수행되었다(Fredrickson & Carstensen, 1990; Fung et al., 1999; Fung, Lai, & Ng, 2001). 보다 구체적으로, 실제 연령이 낮은 젊은 청년층이라 할지라도 시간의 제약을 경험하도록 점화시켰을 때(예: 다른 나라로 이민하는 상황을 상상하게 함), 노년층과 마찬가지로 친숙하고 가까운 관계를 선호하였다(Fredrickson & Carstensen, 1990; Fung et al., 1999, 연구 1). 또한, 실제 연령이 높은 노년층에게 확장된 미래(expansive future)를 상상하게 하였을 때(예: 기대 수명보다 20년 더 길고 건강하게 살 수 있다는 정보를 듣게 된 상황), 친숙한 대상에 대한 선호(50%)는 기존의 선호도 (66%)에 비하여 유의하게 감소하였으며, 이는 젊은 청년층의 친숙한 대상에 대한 선호도(58%)와 유의한 차이를 보이지 않았다(Fung et al., 1999, 연구 1). 즉, 가까운 관계에 대한 선호는 실제 연령보다는 개인이 지각하는 미래 시간 조망 수준에 의한 것임을 알 수 있었다.

사회정서적 선택 이론에서는 주로 중노년층이 자신에게 앞으로 남은 시간을 어떻게 지각하는가에 초점을 두고, 이들의 사회 관계망 크기가 미래시간 조망 수준에 따라 달라지는지를 살펴보았다. 기존의 연구들에서 더 나아가 본 연구에서는 젊은 연령층이 현재 자신에게 남은 시간을 어떻게 지각하는지에 따라 사회 관계망 크기와 안녕감간의 관계가 달라지는지 탐색해보고자 하였다. 시간 압박감은 시간적 자원이 부족하다고 지각하는 데에 기인한다는 점에서 제한적 미래 시간 조망과 유사한 특징을 가지고 있다. 그렇다면 높은 수준의 시간 압박감을 느끼는 사람은, 시간적 자원이 부족하기 때문에 자신의 시간적 자원을 많은 사람들에게 배분하기보다는 소수의 친밀한 사람들에게 배분하는 것이 사회적 관계의 효용 가치를 높이는 선택일 것이다.

3) 경제적 지위

“사회경제적 지위란 소득으로 측정되는 경제적 지위, 교육 수준으로 측정되는 사회적 지위 및 직업으로 측정되는 직업적 지위를 포괄하는 통합 지표”이다(Dutton & Levine, 1989, p. 30; Adler, Boyce, Chesney, Cohen, Folkman, Kahn, & Syme, 1994에서 재인용). 이러한 사회경제적 지위는 개인이 살아가는 물리적 환경, 사회적 관계등과 같은 삶의 다양한 영역을 형성한다(Adler et al., 1994). 본 연구에서는 사회경제적 지위를 구성하는 요인들 중 물질적 자원이 풍족한지와 직접적으로 연관되는 소득(income)과 부(wealth)에 초점을 맞추었다. 그 이유는 개인이 사회적 관계를 형성하고 유지하는 데에는 시간적인 자원뿐만 아니라 경제적 자원이 필요하기 때문이다(Falci & McNeely, 2009; Oishi & Kesebir, 2012).

경제적 자원의 부족을 의미하는 빈곤(poverty, Duncan, Magnuson, & Votruba-Drzal, 2017)이 개인의 심리에 끼치는 영향을 다룬 연구들을 개관한 바에 따르면(Haushofer & Fehr, 2014), 빈곤의 증가나 감소에 따른 심리적인 안녕감을 다룬 25개의 연구들 중 23개에서 빈곤이 안녕감과 스트레스에 유의미하게 부정적인 영향을 미친다는 것을 확인할 수 있었다. 더 나아가, 실험연구들을 통해 스트레스와 부적 정서가 개인의 위험 회피 의사결정과 같은 행동에도 인과적인 영향을 끼침이 확인되었다. 정리하자면, 빈곤은 스트레스와 부적 정서를 야기하고, 이는 개인으로 하여금 근시안적이고 위험 회피적인 의사결정(short-sighted and risk-averse decisionmaking)을 내리도록 한다. 즉, 경제적 자원의 부족은 개인의 신체적 건강과 직결되는 한편, 심리적 건강과 의사결정에도 영향을 미친다.

한편, 어린 시절의 경제적 환경의 중요성을 다룬 심리학적 이론으로는 생애사 이론(life-history theory)이 있다. 생애사 이론은 진화심리학 관점을 바탕으로 인간을 포함한 유기체가 한정된 시간과 자원을 가장 전략적으로 할당하는 방법을 설명해준다(Kaplan & Gangestad, 2005). 한정된 시간과 자원을 할당하는 데 사용하는 전략을 생애사 전략(life-history strategy)이라 일컫는 데(Kaplan & Gangestad, 2005), 이 전략은 환경적 요인의 영향을 받아 채택된다(Belsky, Houts, & Fearon, 2010; Ellis, 2004). 이러한 생애사 이론을 바탕으로 하여 어린 시절 경제적 자원 수준이 개인의 성향 및 행동에 끼치는 영향을 살펴보는 연구들이 수행되었다(Ellis, 2004; Evans & Kim, 2007; Griskevicius et al., 2013; Griskevicius, Delton, Robertson, & Tybur, 2011; Griskevicius, Tybur, Delton, & Robertson, 2011; Mittal & Griskevicius, 2014). 일례로, 소득을 기준으로 산정한 경제적 지위에 따라 개인들의 충동성, 위험 감수 행동 및 만족 지연 능력이 달라진다(Griskevicius et al., 2013). 경제적으로 불확실한 조건 하에서 자란 사람들은 경제적으로 풍족한 환경에서 자란 사람들에 비하여 더 충동적이 었고 위험을 더 감수하는 경향을 보였으며 상대적으로 만족을 잘 지연시키지 못했다. 또한, 어린 시절의 불우한 경험(즉, 낮은 경제적 지위)은 높은 수준의 만성적인 스트레스, 낮은 스트레스 조절 능력으로 이어지는 등 건강에도 부정적인 영향을 끼쳤다(Evans, 2004; Evans & Kim, 2007). 이와 같이 물질적 자원이 풍족한 환경에서 성장하였는가 결핍된 환경에서 성장하였는가는 현재 개인의 건강과 행동에 유의미한 영향을 끼친다.

전술한 바와 같이, 경제적 지위는 삶의 여러 영역에 영향을 미친다. 이에 따라 본 연구에서는 삶의 영역 중에서도 사회적 관계가 심리적 안녕감에 미치는 영향을 경제적 지위가 조절하는지, 즉 경제적 지위에 따라 사회 관계망 크기와 심리적 안녕감의 관계가 달라지는지 검증해 보고자 하였다. 이 연구문제와 관련하여, Oishi와 Kesebir(2012)는 경제적 자원이 부족한 상황에서는 넓고 얕은 사회 관계망보다 좁고 깊은 사회 관계망을 가지는 것이 즉각적인 도움을 받을 수 있을 확률을 높여주며, 마찬가지로 경제적 자원이 부족하기에 여러 명에게 자원을 분배하는 것보다 소수의 사람들에게 자원을 분배하는 것이 개인의 적응에 보다 도움이 될 것이라고 제안하였다. 이 연구에서는 경제적 자원과 더불어 주거 유동성, 즉 개인이 주거지를 옮기는 빈도를 고려하여 개인의 적응 가능성을 높이는 사회 관계망 유형을 살펴보았다. 그 결과, 주거 유동성이 낮고 경제적 자원이 부족한 사람들은 넓고 얕은 사회 관계망보다 좁고 깊은 사회 관계망을 가질 때 주관적 안녕감 수준이 더 높았다. 반면, 경제적 자원이 풍족한 사람들은 주거 유동성 수준에 관계없이 좁고 깊은 사회 관계망보다 넓고 얕은 사회 관계망을 가질 때주관적 안녕감 수준이 더 높았다. 이러한 결과는 북미인에 비하여 상대적으로 주거 유동성 수준이 낮고 경제적 조건이 불안정한 가나인들이 좁고 깊은 관계를 보다 긍정적으로 바라보며, 넓은 사회 관계망을 가지는 것을 “foolish”라고 여기는 것과 일관된다(Adams & Plaut, 2003). 더 나아가 생애사 이론을 바탕으로 한 최근의 연구에 따르면, 자원이 풍부하고 안정적인 환경에서 성장한 성인들은 좁고 깊은 사회 관계망보다 넓고 얕은 사회 관계망을 더 선호한다(Kim, 2015). 요컨대, 이러한 연구들은 경제적 자원이 결핍되어 있을 경우, 필요 시 자원과 지지를 제공해 줄 수 있는 좁고 깊은 사회적 관계를 가지는 것이 개인의 적응 가능성을 높인다는 것을 시사한다(Adams & Plaut, 2003; Kim, 2015; Oishi & Kesebir, 2012).

4) 사회 관계망의 크기와 안녕감의 관계: 시간 압박감과 경제적 지위의 조절효과

사회 관계망을 형성하고 유지하기 위해서는 시간적 자원과 경제적 자원이 필요하다(Falci & McNeely, 2009; Oishi & Kesebir, 2012). 그러므로 사회 관계망의 크기와 개인의 안녕감 간의 관계는 시간 압박감의 수준 및 경제적 지위에 따라 달라질 가능성이 있다. 선행 연구들에 따르면, 경제적 자원이 부족할 때에는 넓은 사회 관계망보다는 좁은 사회 관계망이 보다 적응적이다(Adams & Plaut, 2003; Kim, 2015; Oishi & Kesebir, 2012). 이에 더하여 시간적인 자원까지 부족하다면, 넓은 사회 관계망을 가지는 것은 안녕감을 높이기보다 오히려 낮출 것이라고 예측 가능하다. 즉, 경제적 자원이 부족한 상황에서 높은 수준의 시간 압박감마저 느낀다면(즉, 시간적, 경제적 자원이 모두 부족한 상태일 경우), 넓은 사회 관계망을 형성하고 유지하는 것이 어렵기 때문에, 넓은 사회 관계망보다 좁은 사회 관계망이 그들의 안녕감에 상대적으로 더 긍정적인 영향을 미칠 것이다. 한편, 높은 수준의 시간 압박감을 느끼지만 경제적 지위가 높은 상황과 경제적 지위가 낮지만 시간 압박감을 적게 경험하는 상황에서는, 부족한 한 자원에 대하여 풍족한 다른 자원이 완충적인 역할을 할 것이라고 예상할 수 있다. 이와 관련하여, 시간 압박감이 우울에 미치는 영향을 경제적 자원이 조절하는지 살펴본 연구가 있다(Roxburgh, 2004). 이 연구에서 경제적 자원이 많은 높은 계층은 시간 압박을 더 느꼈지만, 경제적 자원이 충분하기 때문에 자원이 충분하지 못한 낮은 계층보다 시간 압박감으로 인한 우울 수준이 낮았다. 즉, 시간 압박감이 우울에 끼치는 부정적인 영향을 풍부한 경제적 자원이 감소시키는 완충 효과(buffering effect)가 나타났다. 따라서 한 자원이 부족할지라도 다른 자원이 풍족한 경우에는, 두 자원이 모두 부족할 때보다 넓은 사회관계망을 지니는 것이 수월할 것이라고 예상하였다. 종합하건대, 개인의 안녕감을 높이는 사회 관계망의 크기는 그 사람이 주관적으로 지각하는 시간 압박감 수준과 경제적 지위에 따라 달라질 것이라 기대하였다.

5) 심리적 안녕감

심리적 안녕감(psychological well-being)은 한 개인이 사회 구성원으로서 얼마나 잘 기능하고 있는지(well-functioning)를 기준으로 삶의 질을 측정한 지표이다(김명소, 김혜원, 차경호, 2001; Ryff, 1989). Ryff(1989)는 개인의 행복을 측정하기 위해 사용된 기존 지표들에 이론적 근거가 부족함을 비판하며, 여러 심리학 이론들을 기반으로 심리적 안녕감을 이루는 6가지 차원을 구성하였다. 구체적으로, 6가지 차원은 자아수용(self acceptance), 긍정적 대인관계(positive relations with other), 자율성(autonomy), 환경에 대한 통제력(environmental mastery), 삶의 목적(purpose in life), 개인적 성장(personal growth)이다. 이러한 6개의 측면들 각각이 제대로 기능하고 있는 지를 통해 개인의 삶의 질을 평가할 수 있다. 이에 따르면, 자기에 대하여 긍정적인 태도를 가지고 있고, 타인과 긍정적인 관계를 이루고 있으며, 높은 자율성과 통제감을 지니고, 자신의 삶에서 나아갈 목표를 가지고 있고, 자신의 잠재력을 실현하는 사람이 높은 삶의 질을 지녔다고 할 수 있다(김명소 외, 2001; Ryff, 1989; Ryff & Keyes, 1995).

본 연구에서는 개인의 안녕감을 심리적 적응의 지표로 간주하였다. 따라서 개인이 느끼는 시간압박감과 경제적 지위에 따라 개인의 안녕감을 높이는, 즉 개인의 적응을 극대화하는 사회 관계망의 크기가 달라지는지 알아보았다. 또한, 심리적 안녕감은 6개의 서로 변별되는 요인들로 구성된 만큼(김명소 외, 2001; Ryff, 1989; Ryff & Keyes, 1995), 자료 분석 시 심리적 안녕감 하위차원 별로 사회 관계망 크기, 시간 압박감 및 경제적 지위의 효과를 살펴보았다.

6) 통제변수: 성격 5요인, A유형 성격 및 인구통계학적 특성

한편, 본 연구에서는 사회 관계망 크기, 시간압박감 및 안녕감과 관련될 것으로 보였던 개인차 변수들을 통제하였다. 선행 연구들에 따르면, 성격 5요인(the Big Five)은 심리적 안녕감을 유의하게 예측한다(Hicks & Mehta, 2018). 그리고 외향성 수준이 높은 사람들일수록 사회 관계망 크기가 더 컸다(Pollet et al., 2011). 이와 같이 성격 5요인은 본 연구에서 다루는 안녕감 및 사회 관계망 크기와 밀접히 관련될 것으로 보였기 때문에 통제하였다. 또한, A유형 성격(Type A personality)을 측정하여 통제하였다. A유형 성격은 경쟁성, 충동성, 과도한 성취 욕구, 시간 강박, 적대감(공격성) 등의 경향이 높은 성격으로 정의된다(Hemingway & Marmot, 1999; Petticrew, Lee, & McKee, 2012). 이러한 A유형 성격을 가진 사람들은 더 많은 스트레스와 분노를 경험한다(천성민, 김병준, 2014; Kazmi, Amjad, & Khan, 2008). 따라서 A유형 성격이 강한 사람들은 약한 사람들에 비하여 시간 압박감을 더욱 크게 지각하여 안녕감이 상대적으로 낮을 가능성이 있다. 더불어, 연구 참가자들의 인구통계학적 특성인 성별과 연령을 통제하였으며, 시간 압박감과 안녕감 수준에 영향을 미칠 것이라 예상되는 개인의 신체적 건강 상태를 측정하여 통제하였다(e.g., English & Carstensen, 2014; Fung et al., 1999; Lang & Carstensen, 2002; Roxburgh, 2004). 마지막으로, 지난 한 주의 전형성, 즉 다른 이들과 연락을 주고받는 데 있어 지난 한 주가 여느 주간과 얼마나 비슷했는가가 객관적 사회 관계망 크기 측정에 영향을 끼칠 가능성이 있기에 이 또한 측정하여 통제하였다.

7) 연구 목적과 가설

본 연구의 목적은 개인의 사회 관계망 크기와 안녕감 간의 관계가 주관적으로 지각하는 시간압박감과 경제적 지위에 따라 달라지는지 살펴보는 것이었다(<그림 1> 참조). 구체적인 연구 가설은 다음과 같다.


<그림 1> 
연구 모형

∙가설 1: 시간 압박감 수준이 낮고 경제적 지위가 높을 때(즉, 두 자원이 모두 풍부할 때), 넓은 사회 관계망을 지닌 개인의 안녕감이 좁은 사회 관계망을 지닌 개인의 안녕감보다 더 높을 것이다.
∙가설 2: 시간 압박감 수준이 높고 경제적 지위가 낮을 때(즉, 두 자원이 모두 부족할 때), 좁은 사회 관계망을 지닌 개인의 안녕감이 넓은 사회 관계망을 지닌 개인의 안녕감보다 더 높을 것이다.


2. 방 법
1) 연구 참가자

전국 소재 4년제 대학교의 학부생 330명이 온라인 질문지 연구에 참여하였다. 이 중 왜도가 정상 분포로 여겨지는 한계인 1(Antonius, 2003)을 기준으로 응답 소요 시간이 너무 짧거나 긴(예컨대, 3분 미만이거나 9시간 이상인) 연구 참가자들을 제외한 총 296명의 자료가 분석에 포함되었다(남자 111명, 여자 185명, 평균연령 만 21.8세, 표준편차 2.35세). 연구 참가자들의 학년 분포는 1학년 26%, 2학년 22.3%, 3학년 23.6%, 4학년이상 28%로 대체로 균등하였다.

2) 측정 도구
(1) 사회 관계망 크기

① 객관적 사회 관계망 크기: 연구 참가자의 실제 사회 관계망 크기를 측정하기 위하여, 연구 참가자가 가장 빈번하게 사용하는 연락망(예: 전화 및 문자, 카카오톡, 페이스북 메시지 등)이 무엇인지 물은 후, 해당 연락망을 통해 지난 일주일 동안 개인적으로 안부를 묻거나 이야기를 나누었던 사람들의 수를 밝히도록 하였다. 구체적으로, 연구 참가자들은 ‘지난 일주일 동안, 해당 연락망을 통해 귀하와 개인적으로 안부를 묻거나 이야기를 나누기 위해 연락한 사람은 총 몇 명입니까?’라는 질문을 받았다. 연구 참가자는 이 질문에 대하여 단답형으로 응답하였다. 지난 일주일 동안 연락한 사람의 수가 많을수록 사회 관계망의 객관적 크기가 큰 것으로 간주하였다.

② 주관적 사회 관계망 크기: Oishi와 Kesebir(2012)의 조작적 정의를 기반으로 Choi(2018)Kim(2015)이 구성하고 사용한 문항을 수정하여 사용하였다. Choi(2018)Kim(2015)은 개인의 사회 관계망이 넓고 얕은지, 혹은 좁고 깊은지를 묻는 단일 문항을 사용하였으나, 본 연구에서는 사회 관계망 크기를 사회 관계망 강도와는 독립적으로 측정하기 위하여 개인의 사회 관계망이 넓은지, 혹은 좁은지를 물어보는 문항으로 수정하여 사용하였다. 구체적으로, ‘귀하는 현재 어떠한 종류의 대인관계를 가지고 계십니까?’라는 질문에 대하여 6점 척도를 사용하여 답하도록 하였다(1=넓은 대인관계, 6=좁은 대인관계). 연구 참가 자들의 응답은 결과 해석의 용이성을 위하여 역채점을 하였다. 따라서 점수가 높을수록 주관적사회 관계망이 넓은 것으로 간주되었다. 또한, 선행 연구들(e.g., Choi, 2018; Kim, 2015; Oishi & Kesebir, 2012)에서 사회 관계망을 넓고 얕은 관계와 좁고 깊은 관계로 구분함으로써 크기가 넓으면 강도는 얕아지는 관계를 가정한 것이 타당한지 검증하기 위하여, 본 연구에서는 사회 관계망의 강도를 물어보는 별도의 문항을 질문지에 제시하였다. 구체적으로, 연구 참가자들은 ‘귀하는 현재 어떠한 종류의 대인관계를 가지고 계십니까?’라는 질문에 6점 척도를 사용하여 답하였다(1=깊은 대인관계, 6=얕은 대인관계). 따라서 점수가 높을수록 사회 관계망의 주관적 강도가 약한 것으로 간주되었다.

(2) 시간 압박감

연구 참가자들이 느끼는 시간 압박감 수준을 측정하기 위하여, Roxburgh(2004)가 개발하고 윤정, 김정섭(2017)이 한국어로 번안한 시간 압박감척도(time pressure scale)를 사용하였다. 이 척도는 총 9문항으로 이루어져 있다(예시: ‘내가 많은 일을 다 하기에는 시간이 부족하다고 느낀다’). 연구 참가자들은 1점(전혀 동의하지 않는다)부터 6점(매우 동의한다)까지의 6점 척도를 사용하여 응답하였다. 9문항 중 1문항은 역문항이었으므로 (‘나에게는 나를 위한 시간이 충분히 있다’), 역채점되어 분석에 포함되었다. 따라서 시간 압박감 척도에 대한 응답 점수의 총합이 높을수록 시간 압박감을 높게 지각함을 의미한다. Roxburgh(2004)윤정, 김정섭(2017)의 연구에서 내적합치도 계수(Cronbach’s α)는 각각 .89, .74였다. 본 연구에서는 .81이었다.

(3) 경제적 지위

경제적 지위를 측정하기 위하여 총 세 개의 지표를 연구에 포함시켰다. 먼저 연구 참가자들의 현재 객관적 경제적 지위를 파악하기 위해 가계 월 평균소득을 측정하였다(1=150만원 이하, 9=851만원 이상, 10=모름). 또한 연구 참가자의 현재 주관적 경제적 지위를 측정하기 위하여 개인의 주관적 경제적 수준을 묻는 MacArthur의 10단계 사다리 그림을 제시하였다(Adler, Epel, Castellazzo, & Ickovics, 2000). 구체적으로, 가장 낮은 사다리칸인 1단계에는 경제적으로 매우 힘든 사람들이 위치하며, 가장 높은 사다리 칸인 10단계에는 가장 부유한 사람들이 위치할 것이라고 제시하였다. 그리고 연구 참가자들에게 현재 한국 사회의 다른 사람들과 비교하여 자신이 위치한다고 생각하는 곳의 번호를 선택하도록 하였다. 마지막으로, 연구 참가자들의 어린 시절 경제적 지위(Griskevicius, Delton et al., 2011; Griskevicius, Tybur et al., 2011)를 측정하는 3개의 문항을 제시하였다(예시: ‘나는 상대적으로 부유한 환경에서 자랐다’). 연구 참가자들은 각각의 문항에 대하여 1점(전혀 동의하지 않는다)부터 6점(매우 동의한다)까지의 6점 척도를 사용하여 답하였다. Griskevicius, Delton과 동료들(2011), Griskevicius, Tybur와 동료들(2011), Kim(2015)의 연구에서 어린 시절 경제적 지위 3문항의 내적합치도 계수는 각각 .84, .87, .86이었으며, 본 연구에서는 .89였다. 이와 같이 내적합치도의 수준이 높은 것으로 확인됨에 따라, 어린 시절 경제적 지위 3문항의 평균값을 산출하여 분석에 포함시켰다.

(4) 심리적 안녕감

Ryff(1989)가 개발한 심리적 안녕감(Psychological Well-being Scale: PWBS) 척도를 김명소, 김혜원, 차경호(2001)가 번안하고 타당화한 한국판심리적 안녕감 척도를 사용하였다. 총 54개의 문항 중 김명소와 동료들(2001)의 연구에서 최종 선택된 자아수용 8문항, 긍정적 대인관계 7문항, 자율성 8문항, 환경에 대한 통제력 8문항, 삶의 목적 7문항 및 개인적 성장 8문항의 총 46문항을 사용하였다. 연구 참가자들은 각각의 문항에 대하여 1점(전혀 그렇지 않다)부터 6점(매우 그렇다)까지의 6점 척도를 사용하여 답하였으며, 46개의 문항 중 22개의 역문항에 대한 응답은 역채점되어 분석에 포함되었다. 따라서 응답 점수가 높을수록 각각의 하위 차원에서의 안녕감이 높음을 의미한다. 김명소와 동료들(2001)의 연구에서 6개 차원의 내적합치도 계수는 각각 .76(자아수용), .72(긍정적 대인관계), .69(자율성), .66(환경에 대한 통제력), .73(삶의 목적), .70(개인적 성장)이었다. 본 연구에서는 각각 .86(자아수용), .85(긍정적 대인관계), .77(자율성), .71(환경에 대한 통제력), .83(삶의 목적), .71(개인적 성장)이었다.

(5) 성격 5요인

성격 5요인 수준을 측정하기 위하여 Donnellan, Oswald, Baird, Lucas(2006)가 기존 50-item International Personality Item Pool(IPIP-FFM; Goldberg, 1999)을 20문항으로 단축한 20-item Mini-IPIP 척도를 사용하였다. 성격 5요인은 한 요인 당 각각 4문항씩으로 이루어져 있으며, 1점(전혀 그렇지 않다)부터 6점(매우 그렇다)까지의 6점 척도를 사용하여 응답하도록 제시되었다(외향성: ‘나는 모임에서 분위기를 주도하는 인물이다’; 친화성: ‘다른 사람의 감정을 내 것처럼 느낀다’; 성실성: ‘어질러지면 즉각 청소한다’; 신경증: ‘감정의 기복이 심한 편이다’; 지성/상상1): ‘상상력이 풍부하다’). 본 연구에서는 유태용, 이기범, Ashton(2004)이 번안하고 이영란(2006)이 사용한 IPIP-FFM 척도에서 Mini-IPIP에 해당하는 문항 20개만을 선별하여 사용하였다. 본 연구에서 성격 5요인의 내적합치도 계수는 각각 .85(외향성), .73(친화성), .60(성실성), .53(신경증), .79(지성/상상)이었다.

(6) A유형 성격

A유형 성격 수준을 측정하기 위하여 Haynes, Levine, Scotch, Feinleib와 Kannel(1978)이 개발하고 Perlman, Hartman과 Lenahan(1984)이 사용하였으며, 손여진 등(2001)천성민, 김병준(2014)이 번안한 FTA(Framingham Type A Behavior) 척도를 본 연구자들이 수정하여 사용하였다. 이 척도는 총 10개의 문항으로 이루어져 있다. 이 중 다섯 문항은 1점(전혀 아니다)부터 4점(매우 그렇다)까지의 4점 척도로 이루어진 성격과 관련된 질문들이며, 이 문항들에 대한 응답은 각각 0, 0.33, 0.67, 1점으로 환산되어 분석에 포함되었다(예시: ‘아주 급하게 식사를 한다’). 나머지 5문항은 하루 일과를 마친 후 느끼는 감정을 물어보는 질문들로, 예, 아니오의 진위형으로 답하도록 구성되어 있다(예시: ‘어떤 것을 기다려야 할 때 안절부절 못한다’). 분석 시에는 각각 0점(아니오)과 1점(예)으로 환산되었다. 따라서 총 합산점수의 범위는 0점부터 10점으로, 점수가 높을수록 A유형 성격이 강한 것으로 간주되었다. 본 연구에서 진위형 문항에 대한 Kuder-Richardson 계수는 .68이었으며, 나머지 다섯 문항의 내적합치도 계수는 .52였다.

(7) 인구통계학적 특성

연구 참가자들의 인구통계학적 특성을 알아보기 위하여 성별(1=남자, 2=여자)과 연령을 측정하였다. 또한, 현재 앓고 있는 심각한 신체적 질병이 있는지 예, 아니오의 진위형 문항으로 측정하였다(e.g., English & Carstensen, 2014; Lang & Carstensen, 2002; Roxburgh, 2004). 더불어, 지난 한 주가 평소보다 연락이 더 많거나 적었는지를 7점 척도 상에 답하도록 하여(1=특별히 연락이 적었다, 4=평소와 같이 전형적이었다, 7=특별히 연락이 많았다) 통제하였다.

3) 분석 방법

SPSS 22.0을 사용하여 기술통계, 상관분석 및 t검증을 실시하였다. 다음으로, 본 연구의 핵심 문제로서 사회 관계망 크기가 심리적 안녕감에 미치는 영향을 시간 압박감과 경제적 지위가 조절하는지 살펴보기 위해 PROCESS macro(Hayes, 2017, model 3 for three-way interaction, model 1 for two-way interaction) 프로그램을 사용하여 조절효과를 분석하였다. 더 나아가, 사회 관계망 크기, 시간 압박감 및 경제적 지위가 심리적 안녕감 6요인에 미치는 각각의 주효과는 위계적 회귀분석을 통해 살펴보았다(모형 1: 통제변수; 모형 2: 예측변수 투입). 이 때, 사회 관계망크기의 경우 객관적 지표와 주관적 지표 간 상관이 .34로 작았기 때문에(Cohen, 1988) 각각 독립적으로 분석에 포함시켰다. 경제적 지위 3개의 지표들 간의 상관은 .60 이상으로 큰(Cohen, 1988) 한편, 현재 객관적 경제적 지위를 모른다고 응답한 연구 참가자들의 수가 42명으로 많았기 때문에, 나머지 두 지표인 현재 주관적 경제적 지위와 어린 시절 경제적 지위만을 z-표준화하여 평균 낸 값을 분석에 포함시켰다(e.g., 전혜빈, 박혜경, 2018; Kraus, Piff, & Keltner, 2009; Piff, Kraus, Cote, Cheng, & Keltner, 2010, 연구 3). 새로이 산출된 이 값은 현재 소득을 제외하고 연구 참가자들이 주관적으로 보고한 경제적 지위만을 포함하였기 때문에, 해석의 정확성을 위해 ‘주관적 경제적 지위’라 지칭하였다. 마지막으로, 위계적 회귀분석과 조절효과 분석에서 인구통계학적 특성(성별, 연령, 신체적 건강 및 지난 한 주 간의 연락 빈번도) 및 성격 요인(성격 5요인과 A유형 성격)은 모두 통제하였으며, 조절효과 분석을 위해 예측변수와 조절변수는 모두 평균중심화2) 하였다.


3. 결 과
1) 주요 변수들의 기술통계치, 상관 및 성차

주요 변수들의 평균 및 표준편차와 변수들 간의 단순상관관계를 <표 1>에 제시하였다. 먼저, 주요 변수들에 대한 기술통계치를 살펴보면 다음과 같다. 지난 일주일 동안 연락한 사람의 수인 객관적 사회 관계망 크기는 평균 18.2명(SD=13.34)이었으며, 최소 1명에서 최대 100명이었다. 주관적 사회 관계망 크기는 평균 3.22(SD=1.33)로 넓은 사회 관계망을 가지는 것에 보다 가까웠다. 다음으로, 조절변수인 시간 압박감과 경제적 지위를 살펴보면, 시간 압박감의 총합은 평균 36.83(SD=6.57)점으로 중간 점수인 27점보다 유의미하게 높아 연구 참가자들은 대체적으로 시간 압박감을 높은 수준으로 지각하고 있었다, t(295)=25.76, p<.001. 가계 월 평균 소득은 ‘모름’에 응답한 42명을 제외한 254명의 자료만이 분석에 포함되었으며 평균 5.49(약 451-550만원, SD=2.46)이었고, 가계 월 평균 소득이 851만원 이상이라고 응답한 수는 54명(21.26%)으로 가장 많았다. 현재 주관적 경제적 지위는 평균 5.45(SD=1.87)였으며, 6과 7에 응답한 수가 각각 60명, 61명(총 40.9%)으로 가장 많았다. 어린 시절 경제적 지위의 평균은 3.22(SD=1.30)였다. 마지막으로 심리적 안녕감 6요인의 기술통계치를 살펴본 결과, 삶의 목적(M=4.21, SD=0.92), 긍정적 대인관계(M=4.05, SD=0.90), 개인적 성장(M=4.03, SD=0.69), 자아수용(M=3.83, SD=0.84), 자율성(M=3.79, SD=0.73), 환경에 대한 통제력(M=3.78, SD=0.62) 순으로 높았다.

<표 1> 
변수들의 평균, 표준편차 및 상관관계 (N=296)

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

다음으로, 주요 변수들의 하위 지표 간 상관을 살펴보면, 객관적 사회 관계망 크기와 주관적 사회 관계망 크기는 유의미한 정적 상관을 보였다, r=.34, p<.001. 즉, 지난 일주일 간 연락한 사람들의 수가 많은 연구 참가자들일수록 주관적으로도 자신의 사회 관계망이 넓다고 지각하였다. 경제적 지위 하위 지표 간 상관을 살펴보면, 현재 개인이 지각하는 주관적인 경제적 지위가 높을수록 어린 시절 경제적 지위도 높았다고 지각할 뿐만 아니라 가계 월 평균 소득도 높았다, rs>.59, ps<.001. 마지막으로, 심리적 안녕감 하위 요인들 간에도 모두 유의한 정적 상관이 관찰되었다, rs>.21, ps<.01.

둘째, 사회 관계망 크기와 심리적 안녕감 간의 상관을 살펴보면, 자율성(rs>.01, n.s.)과 환경에 대한 통제력(rs>.06, n.s.)을 제외한 나머지 하위요인들에서 사회 관계망 크기와 전반적으로 유의미한 정적 상관을 보였다, rs>.11, ps<.05. 이는 사회 관계망의 크기가 클수록 자율성과 환경에 대한 통제력을 제외한 나머지 심리적 안녕감 4요인 수준이 높아짐을 의미한다.

셋째, 사회 관계망 크기와 시간 압박감 및 경제적 지위 간의 상관을 살펴보면, 사회 관계망 크기는 시간 압박감 수준과 유의미한 상관을 보이지 않았다, ps>.49. 주관적 사회 관계망 크기는 경제적 지위와 모두 유의미한 상관을 보이지 않은 반면 (ps>.16), 객관적 사회 관계망 크기는 현재의 객관적 경제적 지위(r=.18, p<.01) 및 어린 시절의 경제적 지위(r=.17, p<.01)와 유의미한 정적 상관을 보였다. 즉, 객관적 사회 관계망 크기가 클수록 현재의 가계 월 평균 소득과 어린 시절의 경제적 지위가 높았다. 마지막으로, 시간 압박감과 경제적 지위 간 상관은 모두 유의하지 않았다, ps>.08.

넷째, 시간 압박감과 심리적 안녕감 간 상관을 살펴보면, 시간 압박감이 높을수록 자율성(r=-.07, p=.21)을 제외한 심리적 안녕감 5개 요인의 점수가 낮았다, r자아수용=-.24, p<.001; r긍정적 대인관계=-.24, p<.001; r환경에 대한 통제력=-.33, p<.001; r삶의 목적=-.13, p<.05; r개인적 성장=-.19, p=.001. 즉, 시간압박감이 높을수록 전반적으로 안녕감 수준이 낮았다. 경제적 지위와 심리적 안녕감 간 상관을 살펴보면, 경제적 지위 3개 지표는 심리적 안녕감 중 자아수용 및 환경에 대한 통제력과 유의미한 정적 상관을 보였다. 구체적으로, 경제적 지위가 높을수록 자아수용과 환경에 대한 통제력 수준이 더 높았다, 자아수용: r현재 객관적 지위=.13, p<.05; r현재 주관적 지위=.18, p<.01; r어린 시절 경제적 지위=.18, p<.01; 환경에 대한 통제력: r현재 객관적 지위=.12, p<.05; r현재 주관적 지위=.15, p<.01; r어린 시절 경제적 지위=.17, p<.01.

더 나아가, 성별에 따라 인구통계학적 특성 및 주요 변수에서 유의미한 차이가 나타나는지 독립표본 t검증을 통해 살펴보았다. 그 결과, 남성의 연령(M=22.62, SD=2.48)이 여성(M=21.31, SD=2.12)보다 많았다, t(204.24)=4.63, p<.001. 또한 심리적 안녕감 6요인 중 자율성, 환경에 대한 통제력, 삶의 목적 및 개인적 성장에서 남성의 점수가 여성보다 더 높았다, t자율성(294)=3.95, p<.001; t환경에 대한 통제력(294)=3.44, p=.001; t삶의 목적(294)=3.55, p<.001; t개인적 성장(294)=2.31, p<.05. 그 외, 객관적 사회 관계망 크기, 주관적 사회 관계망크기, 시간 압박감 및 경제적 지위 3개 지표에서는 유의미한 성차가 나타나지 않았다, ps>.13.

2) 사회 관계망 크기와 심리적 안녕감의 관계에서 시간 압박감과 주관적 경제적 지위의 조절효과

사회 관계망 크기가 심리적 안녕감에 미치는 영향을 개인이 지각하는 시간 압박감 수준과 경제적 지위가 조절하는지 알아보기 위해 PROCESS macro(Hayes, 2017, model 3; 통제변수 투입: 인구통계학적 특성 및 성격 요인들) 프로그램을 사용하여 삼원 상호작용 효과를 살펴보았다. 그 결과, 심리적 안녕감의 하위 요인들 중 긍정적 대인관계에 대한 객관적 사회 관계망 크기, 시간 압박감 및 주관적 경제적 지위의 삼원 상호작용 효과가 통계적으로 유의하였다([부록 1] 참조), b=-0.001, p=.050, ΔR2=.007.3)

해석의 편의를 위하여, 특정값 선택방법(pick-a-point approach: Aiken et al., 1991; Hayes, 2017)에 따라 주관적 경제적 지위의 평균을 기준으로 1표준편차 높은 집단(+1SD)과 1표준편차 낮은 집단(-1SD)을 구분하였다. 그리고 주관적경제적 지위 수준에 따른 객관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 단순 이원상호작용 효과를 살펴보았다. 그 결과를 <그림 2>와 <그림 3> 및 [부록 2]에 제시하였다. 먼저, <그림 2>에 나타난 바와 같이, 주관적 경제적 지위가 높은 사람들에게서는 객관적 사회 관계망 크기와 긍정적 대인관계 안녕감의 관계에서 시간 압박감의 조절효과가 관찰되지 않았다, θXM->Y│(W=0.917)=0.000, F(1,278)=0.670, p=.414. 이에 따라 주관적 경제적 지위가 높은 집단의 객관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감 각각의 주효과를 살펴보았다. 그 결과, 주관적 경제적 지위가 높은 사람들은 시간 압박감 수준과 객관적 사회 관계망 크기에 따라 긍정적 대인관계 안녕감에서 유의한 차이를 보이지 않았다, B시간 압박감=-.022, SE=.016, β=-.167, t(51)=-1.359, p=.180; B객관적 사회 관계망 크기=.006, SE=.006, β=.129, t(51)=1.162, p=.250. 반면, <그림 3>에 제시된 바와 같이 주관적 경제적 지위가 낮은 사람들에게서는 객관적 사회 관계망 크기와 긍정적 대인관계 안녕감의 관계에서 시간 압박감의 조절효과(즉, 단순 이원상호작용 효과)가 나타났다, θXM->Y│(W=-0.917)=0.002, F(1,278)=7.180, p=.008. 이에 따라 주관적 경제적 지위가 낮은 집단의 시간 압박감 평균을 기준으로 1표준편차 높은 집단(+1SD)과 1표준편차 낮은 집단(-1SD)을 구분하여 객관적 사회 관계망 크기에 따른 긍정적 대인관계 안녕감의 수준을 살펴보았다. 그 결과, 주관적 경제적 지위가 낮으면서 시간 압박감 수준이 높을 때, 객관적 사회 관계망이 커질수록 긍정적 대인관계 안녕감이 유의미하게 높아지는 것으로 나타났다, B=.022, SE=.006, t(278)=3.368, p=.001. 그러나 주관적으로 지각하는 경제적 지위가 낮으면서 시간 압박감 수준이 낮을 때, 객관적 사회 관계망의 크기에 따라 긍정적 대인관계 안녕감이 유의하게 달라지지는 않았다, B=-.005, SE=.008, t(278)=-.580, p=.562.


<그림 2> 
주관적 경제적 지위가 높을 때, 긍정적 대인관계 안녕감에 대한 객관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과


<그림 3> 
주관적 경제적 지위가 낮을 때, 긍정적 대인관계 안녕감에 대한 객관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과

위의 결과는 주관적으로 지각하는 시간적 자원과 경제적 자원이 모두 부족할 때, 사회 관계망의 크기가 클수록 긍정적 대인관계 안녕감이 유의하게 높아짐을 의미한다. 이와는 반대로, 주관적 경제적 지위가 높으면서 시간 압박감 수준도 낮을 때(즉, 두 자원이 모두 풍부할 때)와 한 자원이 풍부한 반면 다른 한 자원이 부족할 때에는 객관적사회 관계망의 크기에 따라 긍정적 대인관계 안녕감 수준이 달라지지 않았다. 이 외, 유의미한 삼원 상호작용 효과는 없었다.4)

다음으로, PROCESS macro(Hayes, 2017, model 1; 통제변수 투입: 인구통계학적 특성 및 성격 요인들) 프로그램을 사용하여 시간 압박감의 조절 효과(즉, 사회 관계망 크기×시간 압박감의 이원 상호작용 효과)를 살펴보았다. 그 결과, 예측변수가 주관적 사회 관계망 크기일 때, 시간 압박감의 조절 효과가 심리적 안녕감의 하위 요인들중 긍정적 대인관계 안녕감(B=.012, p=.006)과 삶의 목적 안녕감(B=.011, p=.023)에서 통계적으로 유의하였다. 먼저, 긍정적 대인관계 안녕감에 대한 주관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과를 <그림 4>에 제시하였다. <그림 4>를 살펴보면, 시간 압박감 수준이 낮은 사람들에게서는 주관적 사회 관계망 크기에 따라 긍정적 대인관계 안녕감 수준이 달라지지 않았다, θX->Y│(M=-6.567)=-0.034, t(282)=-0.647, p=.518. 이와는 달리, 시간 압박감 수준이 높은 사람들에게서는 주관적 사회 관계망 크기에 따라 긍정적 대인관계 안녕감 수준이 유의미하게 달라졌다, θX->Y│(M=6.567)=0.124, t(282)=2.824, p=.005. 이러한 결과는 시간 압박감 수준이 높을 때, 주관적으로 지각하는 사회 관계망의 크기가 클수록 긍정적 대인관계 안녕감이 유의미하게 높아짐을 의미한다. 다음으로, 삶의 목적 안녕감에 대한 주관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과를 <그림 5>에 제시하였다. <그림 5>를 <그림 4> 긍정적 대인관계 안녕감에 대한 주관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과 <그림 5> 삶의 목적 안녕감에 대한 주관적 사회관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과 살펴보면, 시간 압박감 수준이 높은 개인들에게서는 주관적 사회 관계망 크기에 따라 삶의 목적 안녕감 수준이 달라지지 않았다, θX->Y│(M=6.567)=0.003, t(282)=0.066, p=.947. 이와는 달리, 시간압박감 수준이 낮은 개인들에게서는 주관적 사회관계망 크기에 따라 삶의 목적 안녕감 수준이 유의미하게 달라졌다, θX->Y│(M=-6.567)=-0.145, t(282)=-2.428, p=.016. 이러한 결과는 시간 압박감 수준이 낮을 때에만, 주관적으로 지각하는 사회 관계망의 크기가 클수록 삶의 목적 안녕감이 유의미하게 낮아짐을 의미한다. 이 외, 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 유의미한 이원 상호작용 효과는 없었다.5)


<그림 4> 
긍정적 대인관계 안녕감에 대한 주관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과


<그림 5> 
삶의 목적 안녕감에 대한 주관적 사회관계망 크기와 시간 압박감의 상호작용 효과

마찬가지로, PROCESS macro(Hayes, 2017, model 1; 통제변수 투입: 인구통계학적 특성 및 성격 요인들) 프로그램을 사용하여 주관적 경제적 지위의 조절 효과(즉, 사회 관계망 크기×주관적 경제적 지위의 이원 상호작용 효과)를 살펴보았으나, 유의미한 상호작용 효과는 없었다.6)

3) 심리적 안녕감에 대한 사회 관계망 크기, 시간 압박감 및 주관적 경제적 지위의 주 효과

마지막으로 인구통계학적 특성과 성격 요인들을 통제하였을 때, 심리적 안녕감에 대한 사회 관계망, 시간 압박감 및 주관적 경제적 지위 각각의 주효과를 살펴보기 위하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 그 결과, 객관적 사회 관계망 크기는 심리적 안녕감의 하위 요인들 중 긍정적 대인관계(B=.007, SE=.003, β=.101, p=.043)와 자아수용(B=.010, SE=.003, β=.161, p=.004)을 유의미하게 예측하였으나, 주관적 사회 관계망 크기는 안녕감을 유의미하게 예측하지 못하였다.7) 시간 압박감은 자율성(B=-.010, SE=.007, β=-.089, p=.174)과 삶의 목적(B=-.013, SE=.009, β=-.090, p=.144)을 제외한 긍정적 대인관계(B=-.017, SE=.008, β=-.124, p=.024), 자아수용(B=-.021, SE=.008, β=-.168, p=.007), 환경에 대한 통제력(B=-.010, SE=.005, β=-.111, p=.048) 및 개인적 성장(B=-.017, SE=.007, β=-.159, p=.013)을 유의미하게 부적으로 예측하였다. 주관적 경제적 지위는 자아수용(B=.156, SE=.045, β=.171, p=.001)과 환경에 대한 통제력(B=.091, SE=.030, β=.136, p=.003)만을 유의미하게 정적으로 예측하였다.8) 요컨대, 이러한 결과들은 인구통계학적 특성과 성격 요인들을 통제한 후에도 객관적인 사회 관계망의 크기가 클수록, 시간 압박감이 낮을수록, 주관적 경제적 지위가 높을수록 안녕감 수준이 대체로 유의미하게 높아짐을 의미한다.


4. 논 의

본 연구에서는 대학생들을 대상으로, 사회 관계망 크기가 안녕감에 끼치는 영향을 주관적으로 지각한 시간 압박감과 경제적 지위가 조절하는지살펴보았다. 구체적으로, 시간 압박감 수준이 높고 경제적 지위가 낮을 때, 넓은 사회 관계망보다 좁은 사회 관계망을 지니는 것이 개인의 안녕감에 긍정적으로 작용할 것이라고 예상하였다. 이러한 연구의 목적과 가설에 따른 주요 결과는 다음과 같다. 먼저, 주요 변수들 간 상관 분석 결과, 사회 관계망 크기가 클수록 전반적인 안녕감 수준이 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 크기가 작은 사회 관계망보다 큰 사회 관계망이 창의성, 구직 활동, 신체적 및 정신적 건강 등에 더 긍정적인 결과를 가져온다는 것을 보여준 선행 연구들과 맥을 같이 한다(천의영, 2010; Baer, 2010; Granovetter, 1983; Litwin, 2003; Litwin & Shiovitz-Ezra, 2006, 2010). 다음으로, 본 연구에서 관찰된 시간 압박감과 안녕감 간 유의한 부적 관계 및 경제적 지위와 안녕감 간 유의한 정적관계는, 높은 수준의 시간 압박감이 건강과 전반적인 안녕감에 미치는 부정적인 영향(윤정, 김정섭, 2017; Levine & Norenzayan, 1999; Maslach et al., 2001; Robinson & Godbey, 1998; Roxburgh, 2004)과 빈곤이 안녕감에 미치는 부정적 영향(Haushofer & Fehr, 2014)을 보고한 선행 연구들의 결과와 일관된 것으로 보인다. 셋째, 성격 요인들과 인구통계학적 특성이 통제되었을 때에도 객관적인 사회 관계망의 크기가 클수록, 시간 압박감이 낮을수록, 그리고 경제적 지위가 높다고 지각할수록 전반적인 안녕감 수준이 높아지는 것이 관찰되었다. 그러나 주관적으로 지각하는 사회 관계망의 크기는 성격과 인구통계학적 특성이 통제되었을 때 안녕감을 더 이상 유의미하게 예측하지 못하였다. 이러한 결과는 사회관계망 크기에 대한 개인의 주관적인 지각이 그사람의 성격 및 인구통계학적 특성과 긴밀하게 연결되었을 가능성을 시사한다. 이러한 가능성을 확인하기 위해 사회 관계망 크기와 성격 요인들 간의 상관 분석을 실시하였다. 그 결과, 성격 5요인은 객관적인 크기보다 주관적 크기와 더욱 밀접한 것으로 나타났다. 예컨대, 외향성은 객관적 크기(r=.32, p<.001)보다 주관적 크기(r=.61, p<.001)와 더 높은 상관을 보였다. 이러한 결과를 바탕으로 추론하면, 자신이 얼마나 넓은 사회 관계망을 지니고 있는지 주관적으로 지각하는 정도는 실재하는 관계의 수보다 개인의 성격 특성과 긴밀하게 연결되는 것으로 보인다. 따라서 안녕감에 미치는 성격 요인들의 효과를 제외한다면, 이후에 남은 주관적 크기의 효과는 미미해질 것이라 짐작할 수 있다. 이러한 추론은 추후 연구를 통해 검증될 필요가 있다. 넷째, 본 연구에서 다루었던 핵심적인 연구 문제와 관련하여, 주관적으로 지각하는 시간 압박감과 경제적 지위가 사회 관계망크기와 심리적 안녕감 간의 관계를 조절하는지살펴본 결과, 심리적 안녕감의 6가지 차원 중 긍정적 대인관계에 대한 객관적 사회 관계망 크기, 시간 압박감 및 주관적 경제적 지위의 유의미한 삼원 상호작용 효과를 관찰할 수 있었다. 보다 구체적으로, 경제적 지위가 낮고 시간 압박감 수준이 높다고 지각하는 사람들의 경우(즉, 두 자원이 모두 부족한 사람들), 사회 관계망 크기가 클수록 긍정적 대인관계 안녕감 수준이 유의하게 높아졌다. 이러한 결과는 시간 압박감과 경제적 지위가 안녕감에 대한 사회 관계망 크기의 영향을 유의하게 조절하지만, 그 효과의 방향은 가설과 반대임을 보여준다. 시간 압박감 수준이 높고 경제적 지위가 낮을 때(즉, 시간적 자원과 경제적 자원이 모두 부족할 때) 개인이 넓은 사회 관계망보다 좁은 사회 관계망을 지니면 더 높은 수준의 안녕감을 느낄 것이라고 예상했던 것과는 달리, 연구 결과 두 자원이 모두 부족한 사람들은 좁은 사회 관계망보다 넓은 사회 관계망을 가질 때 긍정적 대인관계 안녕감을 더 높게 경험함을 알 수 있었다. 반면, 시간적 자원과 경제적 자원 중 적어도 한 자원이 풍부한 경우에는 그 사람이 가진 사회 관계망 크기에 따라 긍정적 대인관계 안녕감 수준이 달라지지 않았다. 특히, 이러한 결과는 심리적 안녕감의 여러 하위 차원(자아수용, 긍정적 대인관계, 자율성, 환경에 대한 통제력, 삶의 목적, 개인적 성장) 중에서도 긍정적 대인관계 안녕감에서만 유의미하게 나타났다. 이는 시간 압박감 수준과 경제적 지위가 모두 고려되었을 때, 대인관계 차원에서의 안녕감(즉, 타인과의 관계가 원만하고 따뜻하며 신뢰롭다고 여기는 정도)이 사회관계망 크기의 영향을 가장 민감하게 받는 것이라고 해석할 수 있겠다. Ryff(1989, p. 1071)가 정리한 심리적 안녕감 하위 차원들의 정의를 살펴보면 긍정적 대인관계 안녕감을 제외한 다섯 개의 차원들 중 적어도 네 개(자아수용, 자율성, 삶의 목적, 개인적 성장)는 자기(self)에 초점이 맞추어졌음을 알 수 있다. 반면에 긍정적 대인관계 안녕감은 자기와 타인과의 관계를 통해 획득하는 것이기 때문에 다른 하위 차원들에 비하여 사회 관계망의 크기의 영향을 더 많이 받을 가능성이 있다.

주요 변수들 간의 관계가 선행 연구들과 일관된 방향으로 나타났음을 고려하였을 때, 위와 같이 예상과 일치하지 않는 조절효과가 우연히 나타난 것으로 간주하기는 어렵다. 예상과 반대 방향의 조절효과에 대해 가능한 해석은 다음과 같다. 대학생들에게 사회적 관계는 그 형성과 유지를 위해 시간 및 경제적 자원을 소비해야 하는 것으로 여겨지기보다 일종의 자원으로 여겨질 가능성이 있다. 이러한 가능성은 사회적 관계를 사회적 자본(social capital)으로 간주한 사회학자들의 관점과 맥을 같이 한다(Portes, 1998; Putnam, 2009). 사회적 자본 이론의 핵심은 사회적 접촉과 같은 사회적 네트워크(즉, 사회 관계망)가 개인과 집단의 생산성에 영향을 미치는 중요한 가치를 갖고 있다는 것이다(Putnam, 2009). 구체적으로, 사회적 자본은 “개인이 자신의 사회적 관계나 집단소속 여부를 이용하여 가치 있는 경제적, 상징적 자원을 획득하는 능력”으로 정의된다(이재열, 남은영, 2008, p. 179). 선행 연구(Granovetter, 1983)에 비추어볼 때, 대학생들의 취업 준비, 구직 활동에는 “당장 무엇을 손에 넣는 데 좋은 좁고 깊은 사회 관계망”보다 “앞으로 나아가는 데 아주 중요한 넓고 얕은 사회 관계망”이 보다 효과적일 것으로 사료된다(Putnam, 2009, p. 26에서 인용). 즉, 취업 준비와 구직 활동 때문에 시간 압박을 느끼는 대학생들에게는 다양하고 많은 정보를 얻을 수 있는 기회가 높은 넓은 사회 관계망을 가지는 것이 보다 효과적일 것이다. 즉, 좁은 사회 관계망보다 넓은 사회 관계망을 통해 얻는 사회적 자본이 더욱 풍부하기 때문에, 사회 관계망을 넓게 유지했을 때 상대적으로 더 큰 이득을 누릴 수 있고 안녕감을 높게 가질 수 있다는 것이다.

한편, 사회 관계망 크기와 심리적 안녕감 간의 관계를 주관적으로 지각하는 시간 압박감과 경제적 지위가 각각 조절하는지 살펴본 결과, 심리적 안녕감의 6가지 차원 중 긍정적 대인관계와 삶의 목적에서 주관적 사회 관계망 크기와 시간 압박감의 유의미한 이원 상호작용 효과를 관찰할 수 있었다. 구체적으로, 시간 압박감을 많이 느끼는 사람들은 주관적으로 지각하는 사회 관계망이 좁을수록 긍정적 대인관계 안녕감 수준이 낮아졌다. 이러한 결과는 시간 압박감을 많이 느끼는 사람들에게 사회적 관계가 긍정적 대인관계 안녕감을 높이는 자원이 될 수 있다는 추론을 지지한다. 반면, 높은 수준의 시간 압박감을 느끼는 사람들의 경우 사회적 관계는 삶의 목표를 계획하고 자신의 삶에 목적이 있다고 믿는 신념인 삶의 목적 안녕감(Ryff, 1989)에 영향을 미치지 않았다. 오히려, 시간 압박을 덜 느끼는 사람들의 경우, 풍부한 시간적 자원을 좁은 사회 관계망에 투자하는 것이 자신의 삶을 설계하고 목적에 집중할 수 있도록 하여 만족감을 이끌어냄을 알 수 있었다.

비록 연구 결과가 가설을 전반적으로 지지하지는 않았으나, 본 연구는 다음과 같은 의의를 가진다. 기존에 연구되어 온 성격(Pollet et al., 2011), 연령(English & Carstensen, 2014; Lang & Carstensen, 1994, 2002), 교육 수준(McPherson et al., 2006; Roberts et al., 2009)과 같은 개인차 변수들에서 나아가, 시간적 자원과 경제적 자원이 사회 관계망 크기와 어떠한 관계를 지니고 있으며, 사회 관계망 크기에 따라 안녕감이 달라진다고 할 때 이를 시간적 자원과 경제적 자원이 조절하는지 경험적으로 살펴보았다는 것이다. 그결과, 대학생들이 자신에게 시간적, 경제적 자원이 부족하다고 지각할 때, 좁은 사회 관계망보다 넓은 사회 관계망을 지니는 것이 긍정적 대인관계 안녕감을 고양시켜준다는 것을 알아낼 수 있었다. 더 나아가, 사회 관계망의 크기를 어떻게 측정하였는지에 따라(객관적인 크기 대 주관적인 지각) 사회 관계망 크기가 안녕감에 미치는 영향 및 시간 압박감과 경제적 지위의 조절효과 여부가 달랐다. 또한 사회 관계망 크기의 두 지표 간상관이 비교적 높지 않았기에, 이를 통해 사회 관계망 크기의 두 지표가 서로 변별되는 것일 가능성을 보여주었다.

그럼에도 불구하고, 본 연구는 몇 가지 제한점을 가진다. 첫째, 본 연구의 참가자들이 아주 넓은 사회 관계망을 가지기보다는 비교적 좁은 사회관계망을 지닌 사람들이었을 가능성이 있다. 본 연구에서 지난 일주일 간 연락한 사람들의 수가 1명부터 20명까지라고 응답한 연구 참가자들의 비율은 69.9%였으며, 이 중 10명이라 응답한 수가 26명(8.8%)으로 가장 많았다. 또한, 지난 일주일간 연락한 사람 수의 분포가 1.87의 왜도를 보여, 객관적 사회 관계망 크기에 대한 응답은 상대적으로 작은 크기에 밀집되었음을 알 수 있다. 마찬가지로 주관적 사회 관계망 크기에 있어 가장 넓은 사회 관계망에 해당하는 6점에 응답한 사람의 수는 17명(5.7%)으로 그 수가 적었다. 이를 통해 본 연구에서는 아주 넓고 큰 사회 관계망을 포괄하지 못했을 한계와 더불어 연구 참가자들의 사회 관계망 크기가 실제로 그다지 크지 않았을 가능성을 보여준다.

둘째, 본 연구에서 측정된 시간 압박감의 범위가 모집단 구성원들이 경험하는 시간 압박감을 모두 아우르지 못하였을 가능성이 있다. 예컨대, 시간 압박감이 어느 수준에 이를 때까지는 넓은 사회 관계망이 사회적 자본으로 기능하여 개인에게 이득으로 줄 수 있다. 그러나 시간 압박감이 어느 수준을 넘어서면, 넓은 사회 관계망이 더 이상 사회적 자본으로서의 역할을 하지 못할 가능성이 있다. 즉, 본 연구에 참가하였던 대학생들이 보고한 시간 압박감은 워킹맘 등 장기간 매우 높은 수준의 시간 압박감을 경험해온 사람들보다 낮은 수준이기 때문에, 시간 압박감으로 인한 사회 관계망 축소, 혹은 큰 사회 관계망에 따른 안녕감의 저하가 관찰되지 않았을 가능성도 있다.

셋째, 본 연구의 참가자들은 모두 대학생이었기 때문에 이들의 개인적인 소득을 측정하기 어려웠으며, 현재 객관적 경제적 지위의 지표로 사용된 가계 월 평균 소득에 대하여 정확하게 알지 못했을 가능성이 있다. 선행 연구(Oishi & Kesebir, 2012)와 달리, 사회 관계망 크기와 안녕감의 관계에서 경제적 지위의 조절 효과가 나타나지 않은 본 연구의 결과 또한 이러한 측정의 한계로 인한 것이었을 가능성이 있다. 그러므로 향후에는 시간압박감 수준이 비교적 낮고 소득이 불분명한 대학생보다 시간 압박감의 스펙트럼이 넓고, 실제 소득이 있는 사람들을 대상으로 연구를 수행할 필요가 있다. 높은 수준의 시간 압박감을 지속적으로 경험하는 사람들로는 고등교육을 받은 정규직 근로자, 여성, 25세에서 54세 연령 범위, 어린 자녀를 둔 부모 및 한 부모 가장이 있는데(Putnam, 2009), 이 중에서도 활발한 경제적 활동을 하고 있는 20-30대 정규직 근로자를 대상으로 연구를 수행해 볼 필요가 있다.

본 연구의 결과를 바탕으로, 다음과 같은 후속연구가 이루어질 수 있을 것이다. 첫째, 본 연구의 결과가 반복 검증되는지, 특히 대학생들의 사회관계망을 사회적 자본으로 해석한 결과가 타당한 지 등을 후속 연구를 통해 검증할 필요가 있다. 만약 대학생들에게 사회 관계망이 사회적 자본으로 받아들여진다면, 구체적으로 어떠한 사회적 자본으로 지각되는지 보다 면밀히 살펴봄으로써 연구 결과에 대한 보다 심도 깊은 이해와 해석이 가능할 것이다. 예컨대, 시간적 자원과 경제적 자원이 모두 부족한 상황에서 넓은 사회 관계망은 곤란한 상황에 대한 위로를 제공하는 정서적인 지지의 원천으로 받아들여지는지, 혹은 Granovetter(1983)의 연구 결과와 같이 여러 정보를 얻을 수 있는 정보적 지지의 원천으로 받아들여지는지 알아보아야 할 것이다.

둘째, 장기간 높은 수준의 시간 압박감을 경험하는 사람들은 단기적으로 시간 압박감을 경험하는 사람들보다 넓은 사회 관계망으로 인한 역할 긴장(role strain: for details, see Falci & McNeely, 2009), 상호호혜성의 부담(reciprocity burden: for details, see Adams & Plaut, 2003) 등에 더 취약할 수 있다. 본 연구에서는 얼마나 오랜 기간동안 시간 압박감을 경험해왔는지 살펴보지 못하였기 때문에, 추후 연구에서는 만성적인 시간 압박감을 경험하는 사람들(예컨대, 다자녀 부모, 중간 관리직)과 단기적인 시간 압박감을 경험하는 사람들을 비교할 필요가 있을 것이다. 장기간 시간 압박감을 경험해 온 사람들에게는 시간 압박감의 조절효과가 보다 크게 나타날 가능성이 있다. 즉, 사회 관계망이 사회적 자본으로서의 역할을 하지 못하여, 이들에게는 넓은 사회 관계망보다 좁은 사회 관계망이 안녕감 수준을 증진시키는 결과를 가져올 가능성이 있다.

셋째, 본 연구에서는 객관적 사회 관계망 측정에 있어 최근 일주일 간 연락한 사람의 수를 측정하여, 외생 변수의 영향을 최대한 배제하고자 하였다. 그러나 본 연구에서 사용된 객관적 사회 관계망 크기를 측정한 방식(가장 빈번하게 사용하는 하나의 연락망 내에서 일주일 간 연락한 사람의 수)은 두 개 이상의 연락망을 활발하게 사용하는 연구 참가자들에게는 실제로 연락을 주고받았던 것보다 적은 수의 사람들을 보고하게 함으로써, 결과적으로 이들의 사회 관계망 크기를 과소평가했을 가능성이 있다. 따라서 본 연구에서 사용된 객관적 사회 관계망 크기 측정 방식의 타당성이 추후 연구들을 통해 더 검증되고 보완될 필요가 있겠다. 한편, 사회 관계망의 성립, 유지 및 해체는 단기간에 이루어지지 않기 때문에 종단적인 관찰과 자료 수집이 필요하겠다. 예컨대, ‘친구’라고 여기는 사람의 수가 평소 10명이었던 한 개인이 시간 압박감이 높고 경제적으로 어려운 상황에 처하면 ‘친구’라고 여기는 사람의 수가 감소하거나 증가하는지, 그 변화 양상을 직접 살펴보아야 할 것이다.

넷째, 본 연구에서는 사회 관계망 크기와 강도 간의 관계를 관련 이론에 기반하여 넓고 얕은 관계와 좁고 깊은 관계로 구분하였던 선행 연구들(Choi, 2018; Dunbar, 2014; Kim, 2015; Oishi & Kesebir, 2012)과는 달리, 사회 관계망의 강도와 크기를 독립적으로 측정하여 둘 간의 관련성을 경험적으로 살펴보았다. 그 결과, 주관적 크기와 주관적 강도의 상관은 -.157(p<.01), 객관적 크기와 주관적 강도의 상관은 -.135(p<.05)로 유의미한 부적 상관을 보였다.9) 즉, 주관적 크기와 객관적 크기가 클수록 주관적 강도를 깊게 지각한 것이다. 그렇다면 과연 넓고 얕은 관계와 좁고 깊은 관계로 구분하는 것이 적절한가? 몇몇 선행연구들에서는 크기와 강도 간 부적 관계(즉, 넓을수록 얕은 관계)를 시사하는 결과를 보여주었다(Baer, 2010; Pollet et al., 2011; Roberts et al., 2009). 그러나 본 연구에서는 사회 관계망 크기가 클수록 강도 또한 깊어지는 관계가 관찰되었다. 이와 더불어, 본 연구에서는 크기와 강도 간 상관이 작은 수준(Cohen, 1988)에 머물렀기에, 사회관계망의 크기가 커지면 강도가 얕아지는 것과 같이 항상 일정한 관계를 지니는 것은 아닐 가능성을 보여준다. 요컨대, 본 연구의 결과는 Baer(2010)가 제안한 바와 같이, 사회 관계망 연구에 있어 크기와 강도 두 차원을 구분하여 측정하는 것이 보다 적절함을 시사한다. 이러한 결과는 후속 연구를 통해 사회 관계망 유형이 어떠한 기준으로 구분되는 것이 타당한지 살펴볼 필요성을 제기한다. 사회 관계망의 크기와 강도를 측정하는 데 있어, 학문 분야 및 학자들에 따라 다양한 측정 방법들이 혼용되어 왔다(Putnam, 2009). 예컨대, 사회학에서는 공공 업무의 참여, 공동체 자원봉사 활동, 일상적인 사교 활동 및 사회적 신뢰 등을 통해 사회적 자본을 측정한다(Putnam, 2009). 심리학을 포함한 여러 학문에서는 이웃과의 접촉 빈도, 연락 횟수 등을 토대로 사회 관계망의 크기를 측정하기도 하며(e.g., 이민아, 2013), Kahn과 Antonucci(1980)의 Convoy 모델, Oishi와 Kesebir(2012)의 Deep-Tie Index 등 그 방법이 무수히 다양하다. 이는 사회적 관계의 다양하고 복잡한 형태로 인해 필연적으로 생겨나는 한계로 받아들여진다. 그럼에도 불구하고, 사회적 관계 및 사회 관계망에 대한 심리학적 연구의 발전을 위해 그 측정 도구 및 측정 방법을 일관되게 정리할 필요가 있다.


Acknowledgments

본 연구는 제1저자의 석사학위논문의 일부로 수행되었음.


Notes
1) 성격 5요인 중 다섯 번째 요인을 나타내는 용어가 학자들 간에 일치하지 않는다. 구체적으로, 연구자들마다 사고/상상(Intellect/Imagination), 개방성(Openness), 경험에 대한 개방성(Openness to experience) 등과 같은 다른 용어로 이를 나타낸다(권석만, 2017; Donnellan et al., 2006). 본 연구에서는 Goldberg(1999)의 성격 5요인 분류에 따른 IPIP 척도를 사용하였기 때문에, 다섯 번째 요인을 지성/상상으로 지칭하였다.
2) 평균중심화는 다중공선성으로 인한 추정의 문제를 감소시키며(Aiken, West, & Reno, 1991 ), 가설 검증 및 회귀계수를 보다 의미 있고 실질적으로 해석 가능하도록 만드는 이점을 가진다(Hayes, 2017).
3) 본 분석에는 경제적 지위의 3개 지표들 가운데 무응답이 많았던 소득 수준을 제외한 두 개의 지표들만을 z-표준화하고 평균하여 포함시켰다. 그러나 경제적 지위의 3개 지표를 모두 z-표준화한 후 평균 낸 값을 분석에 포함시켰을 때에도 유의미한 삼원 상호작용 효과가 일관되게 나타났다, b=-0.001, p=.035, ΔR2=.008.
4) 객관적 사회 관계망 크기×시간 압박감×주관적 경제적 지위: b(Y=자아수용)=.000, p=.488; b(Y=자율성)=-.001, p=.224; b(Y=환경에 대한 통제력)=.000, p=.305; b(Y=삶의 목적)=.000, p=.508; b(Y=개인적 성장)=.000, p=.815; 주관적 사회관계망 크기×시간 압박감×주관적 경제적 지위: b(Y=긍정적 대인관계)=-.007, p=.120; b(Y=자아수용)=-.005, p=.344; b(Y=자율성)=-.002, p=.632; b(Y=환경에 대한 통제력)=.001, p=.785; b(Y=삶의 목적)=-.001, p=.800; b(Y=개인적 성장)=.005, p=.255.
5) 객관적 사회 관계망 크기×시간 압박감: B(Y=긍정적 대인관계)=.001, p=.056; B(Y=자아수용)=.001, p=.126; B(Y=자율성)=.000, p=.805; B(Y=환경에 대한 통제력)=.000, p=.351; B(Y=삶의 목적)=.000, p=.438; B(Y=개인적 성장)=.000, p=.880; 주관적 사회 관계망 크기×시간 압박감: B(Y=자아수용)=.003, p=.529; B(Y=자율성)=.003, p=.411; B(Y=환경에 대한 통제력)=-.005, p=.130; B(Y=개인적 성장)=.007, p=.057.
6) 객관적 사회 관계망 크기×주관적 경제적 지위: B(Y=긍정적 대인관계)=-.003, p=.315; B(Y=자아수용)=-.002, p=.474; B(Y=자율성)=-.001, p=.807; B(Y=환경에 대한 통제력)=.000, p=.834; B(Y=삶의 목적)=.001, p=.828; B(Y=개인적 성장)=-.003, p=.303; 주관적 사회 관계망 크기×주관적 경제적 지위: B(Y=긍정적 대인관계)=.000, p=.988; B(Y=자아수용)=.029, p=.388; B(Y=자율성)=-.010, p=.745; B(Y=환경에 대한 통제력)=.030, p=.182; B(Y=삶의 목적)=-.024, p=.527; B(Y=개인적 성장)=.039, p=.187.
7) 객관적 사회 관계망 크기: B(Y=자율성)=-.001, p=.642; B(Y=환경에 대한 통제력)=.003, p=.248; B(Y=삶의 목적)=.006, p=.129; B(Y=개인적 성장)=.004, p=.158; 주관적 사회 관계망 크기: B(Y=긍정적 대인관계)=.061, p=.118; B(Y=자아수용)=.039, p=.342; B(Y=자율성)=-.061, p=.102; B(Y=환경에 대한 통제력)=-.033, p=.223; B(Y=삶의 목적)=-.055, p=.216; B(Y=개인적 성장)=-.010, p=.778.
8) 주관적 경제적 지위: B(Y=긍정적 대인관계)=.045, p=.311; B(Y=자율성)=-.050, p=.238; B(Y=삶의 목적)=.030, p=.555; B(Y=개인적 성장)=.005, p=.899.
9) 본 연구에서는 사회 관계망 크기가 클수록 관계망 크기 점수가 높아지고, 사회 관계망이 깊을수록 관계망 강도 점수는 낮아지는 방식으로 측정이 이루어졌다.

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[ 부록 1 ] 객관적 사회 관계망 크기가 긍정적 대인관계 안녕감에 미치는 영향에 있어 시간 압박감과 주관적 경제적 지위의 조절 효과 (Moderated moderation regression analysis for PR)


Coefficient (B) SE t p
Intercept (Constant) 2.123 .7994 2.675** .008
객관적 사회 관계망 크기 (X) .007 .004 1.184 .066
시간 압박감 (M) -.018 .008 -2.334* .020
주관적 경제적 지위 (W) .033 .044 .744 .458
X * M .001 .000 2.466* .014
X * W -.002 .003 -.595 .552
M * W -.004 .007 -.587 .557
X * M * W -.001 .000 -1.965 .050
성별 .199 .090 2.208* .028
연령 .030 .018 1.652 .100
신체적 건강 -.491 .263 -1.867 .063
전형적 한 주 -.038 .046 -.809 .419
A유형 성격 -.023 .026 -.907 .365
외향성 .249 .047 5.340*** .000
친화성 .277 .050 5.529*** .000
성실성 .192 .050 3.808*** .000
신경증 -.149 .055 -2.698** .007
지성/상상 -.010 .057 -.179 .858
R2=.475, F(17,278)=14.805, p<.001.
p<.10, *p<.05, **p<.01, ***p<.001.

[ 부록 2 ] 시간 압박감과 주관적 경제적 지위 수준에 따른 객관적 사회관계망 크기가 긍정적 대인관계 안녕감에 미치는 조건부효과 (Moderated moderation analysis: Conditional effects of X on Y at values of the moderators M and W)


주관적 경제적 지위(W) 시간 압박감(M) Effect (B) SE t p 95% CI
LL UL
-0.917 -6.567 -.005 .008 -.580 .562 -.021 .011
-0.917 6.567 .022 .006 3.368 .001 .009 .035
0.917 -6.567 .002 .005 .477 .634 -.007 .011
0.917 6.567 .008 .005 1.413 .159 -.003 .018
주. 조건부효과는 두 조절변수의 평균으로부터 ±1 표준편차 수준을 기준으로 한 특정값 선택방법에 따라 추정되었다.(The conditional effects are estimated using a pick-a-point approach using ±1SD of the moderators.)