본 연구는 강원도 W시에 소재하고 있는 육군 ○○부대와 공군 ○○부대의 병사 340명을 대상으로 하였다. 총 340부의 설문 중에서 불성실하게 응답한 29부를 제외한 311부를 최종분석에 사용하였다. 연구대상의 계급을 살펴보면, 이병 41명(13.2%), 일병 90명(29.0%), 상병 135명(43.4%), 병장 45명(14.4%)으로 나타났다. 본 설문의 실시를 위하여 사전에 군부대의 담당자에게 연구목적을 설명한 후 허락을 받고 연구자가 방문하여 담당자와 같이 설문을 실시하였다. 설문은 병사들이 점심식사 후 휴식 시간에 식당에서 설문요령에 대해 설명한 뒤 실시하였고, 완료된 설문지는 연구자가 바로 수거하였다. 설문지는 자기복잡성 척도, 대인존재감 척도, 조망수용 척도 그리고 군생활 적응 척도로 구성되었으며, 전체 설문지 작성시간은 30분 정도 소요되었다.

자기복잡성 척도(Self-Complexity Scale)

Linville(1985, 1987)이 사용한 성격특성 분류기법을 활용하여 김완일(1997)이 제작한 자기복잡성 과제를 사용하였다. 설문을 실시하는 요령은 다음과 같다. 먼저 응답자에게 자기-측면을 기록할 수 있는 용지를 제시하여 자기측면(예: 아들, 군인, 친구 등)을 모두 적도록 하였다. 그 후에 33가지의 성격특성 형용사들 중에서 각각의 자기측면에 해당하는 성격특성을 골라 모두 기재하도록 하였다. 이때 응답자들에게 33개 형용사들을 모두 다 한 번씩 사용할 필요는 없으며, 동일한 형용사가 각기 다른 모습에 반복해서 사용해도 된다고 알려주었다. 본 연구에서는 자기복잡성 점수를 산출하기위하여 Scott, Osgood과 Peterson(1979)의 H통계치 공식이 포함된 컴퓨터 프로그램을 사용하였다. 자기복잡성에 대한 측정은 H점수1)와 H-P(긍정 자기복잡성), H-N(부정 자기복잡성) 점수2)로 계산이 되며, 자기복잡성 점수는 최저 0점에서 최고 5.14점까지 산출된다. 점수가 높게 나타날수록 자기복잡성이 높다고 할 수 있다.

대인존재감 척도(Mattering Scale)

대인존재감의 정도를 측정하기 위하여 Elliott 등(2004)이 개발하고 최한나와 임윤선(2013)이 번안ㆍ타당화한 한국판 대인존재감 척도를 사용하였다. 대인존재감 척도는 알아봄, 상호의지, 관심 등의 3가지 하위요인으로 구성되어 있다. ‘알아봄’은 다른 사람들이 자신의 존재를 알아보는 정도를 의미한다. 그리고 ‘상호의지’는 다른 사람과의 관계에서 다른 사람들이 나에게 의지한다고 느끼는 정도를 의미한다. 마지막으로 ‘관심’은 한 개인이 다른 사람에게 중요하게 인식되는 정도를 의미한다. 이 척도는 총 18문항으로 구성되어 있으며 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지로 5점 Likert식 척도이다. 이 척도의 점수가 높을수록 대인존재감이 높음을 의미한다. 본 척도의 문항 내적합치도(Cronbach's α)를 살펴보면, 최한나, 임윤선(2013)의 연구에서는 전체 .92, 각 하위요인들의 문항 내적합치도는 알아봄 .87, 상호의지 .87, 관심 .87로 나타났다. 본 연구에서는 전체 .90으로 나타났으며, 각 하위요인별 문항 내적합치도는 알아봄 .88, 상호의지 .77, 관심 .80으로 나타났다.

조망수용 척도(Perspective-Taking Scale)

조망수용 능력을 측정하기 위해서 Long과 Andrews(1990)가 개발한 부부 조망수용 척도(SDPT: The Self Dyadic Perspective-Taking Scale)를 한혜영(2005)이 번안하고, 김지현(2006)이 수정한 척도를 사용하였다. 김지현(2006)의 연구에서는 이성 간의 조망수용 능력을 측정하였기 때문에, 본 연구에서는 원래 문항의 의미가 바뀌지 않도록 하여 군 병사의 조망수용능력을 측정할 수 있도록 문항을 수정하였다(예: 부부를 전우로 바꿈). 문항수정은 군 상담관련학회의 수련전문가 자격증 소지자로서 20년 이상의 군 상담 경력이 있는 군 상담전문가 1인과 1급 군상담심리사 자격증 소지자로서 군 상담 5년 이상의 경력을 가진 군 상담전문가 2인의 검수 절차를 거쳤다. 원 척도는 13문항인데, 문항 내용상 중복되는 1문항은 설문 문항에서 제거하였다. 문항 내용의 예를 들면, “나는 전우와의 관계에 있어서 모든 문제에는 두 가지 측면이 있다고 생각하고, 그 두 가지 측면에 대해 생각해보려고 한다”, “나는 다른 전우의 상황을 그 전우의 입장에서 보면 어떨 것인가를 상상해봄으로써 전우를 더 이해하려고 노력하는 편이다” 등이다. 설문문항은 총 12문항으로 단일요인으로 구성이 되어 있으며, 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지로 5점 Likert식 척도이다. 이 척도의 점수가 높을수록 조망수용 능력이 높음을 의미한다. 척도의 문항 내적합치도(Cronbach's α)를 살펴보면, 김지현(2006)의 연구에서의 문항 내적합치도는 .80이었으며, 본 연구에서는 .87로 나타났다. 구조모형 검증절차에서 단일요인인 조망수용을 2개의 요인으로 문항꾸러미를 만들어 분석하였다. 조망수용 1의 문항 내적합치도는 .85로, 조망수용 2의 문항 내적합치도는 .80으로 나타났다.

군 생활 적응 척도(Military Life Adjustment Scale)

군 병사들의 군 생활 적응 측정을 위하여 김옥란과 김완일(2014)이 개발하여 타당화한 군 생활 적응 척도를 사용하였다. 이 척도는 척도의 개발절차, 즉 개방형질문, 예비설문, 본 설문, 추후검사를 통한 재검사 신뢰도 검증 절차를 거쳐 추출된 6개의 하위요인으로 구성되어 있다. 각 하위요인은 군 생활 가치, 애인관계, 심신건강, 업무능력, 동료관계, 선임관계 등이다. 이 척도는 총 32문항으로 구성되어 있으며, 전혀 그렇지 않다(1점)에서 매우 그렇다(5점)까지로 5점 Likert식 척도이다. 이 척도의 점수가 높을수록 군 생활 적응 수준이 높음을 의미한다. 김옥란과 김완일(2014)의 척도의 문항 내적합치도(Cronbach's α)는 전체 .94로 나타났다. 각 하위요인별 문항 내적합치도는 군 생활 가치 .89, 애인관계 .87, 심신건강 .86, 업무능력 .77, 동료관계 .86, 선임관계 .80이었으며, 4주 후의 재검사 신뢰도는 .86이었다. 본 연구에서의 문항 내적합치도는 전체 .91로 나타났으며, 각 하위요인들의 문항 내적합치도는 군 생활 가치 .72, 애인관계 .88, 심신건강 .77, 업무능력 .70, 동료관계 .82, 선임관계 .73으로 나타났다.

본 연구에서의 자료 분석은 다음과 같은 절차로 이루어졌다. 첫째, 전체 변인들인 자기복잡성, 대인존재감, 조망수용 및 군 생활 적응 등의 상관관계를 알아보기 위하여 SPSS/WIN 19.0 프로그램을 이용하여 상관분석을 실시하였다. 둘째, 자기복잡성과 군 생활 적응의 관계에서 대인존재감과 조망수용이 매개역할을 하는지를 알아보기 위해 AMOS 20.0을 사용하여 구조회귀(Structural Regression: SR)3)모형 검증을 실시하였다. 마지막으로 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 부트스트랩(bootstrap)절차에 따라 대인존재감과 조망수용의 매개효과를 검증하였다.

1)H = log₂n - (Σni log₂ni) / n, n은 성격특성 형용사의 총 개수(33개), ni는 각각의 특정 집단(i번째) 조합에 나타난 형용사의 개수 (따라서 n=Σni)  2)H-P = log₂np - (Σnpi log₂npi) / np, / H-N = log₂nn - (Σnni log₂nni) / nn H 점수와 계산 방식 동일, np는 긍정적 형용사의 개수 / nn는 부정적 형용사의 개수를 의미함  3)구조회귀(SR)모형: 구조회귀모형은 경로모형과 측정모형을 합성한 모형으로 혼성모형 또는 LISREL모형이라고도 한다. 이 혼성모형은 잠재변수와 측정변수가 모형에 같이 포함된 모형을 의미한다. 이 모형은 구조관계와 측정관계에 대한 가설을 하나의 모형에서 동시에 검증할 수 있다는 점에서 매우 유연한 모형이라고 할 수 있다(Kline, 1998/2010).

본 연구에서는 각 변인들 간에 유의한 상관이 있는지 확인하기 위하여 단순 상관분석을 실시하였다. 분석결과는 표 1에 제시하였다.

표 1에 제시한 각 변인들의 상관을 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 긍정 자기복잡성은 군 생활 적응과 정적으로 유의하게 나타났으며(ｒ=.24, p <.01), 부정 자기복잡성은 군 생활 적응과 부적으로 유의한 상관이 나타났다(ｒ=-.14, p <.05). 둘째, 대인존재감과 군 생활 적응은 유의한 정적인 상관(ｒ=.62, p <.01), 조망수용과 군 생활 적응은 정적으로 유의한 상관(ｒ=.55, p <.01)이 나타났다. 각 변인들 간의 상관이 비교적 높게 나타났기 때문에 Amos모형에서의 판별타당성 검증절차(우종필, 2013)에 의해 검증한 결과, 각 변인들이 독립된 변인임을 확인하였다4). 셋째, 긍정 자기복잡성은 대인존재감과 정적으로 유의한 상관을 보였으며(ｒ=.26, p <.01). 조망수용과도 정적인 상관이 나타났다(ｒ=.16, p <.01). 그리고 부정 자기복잡성은 대인존재감(ｒ=-.13, p <.05) 및 조망수용(ｒ=-.24, p <.01)과 부적으로 유의한 상관이 나타났다. 마지막으로 조망수용과 대인존재감은 정적으로 유의한 상관이 나타났다(ｒ=.50, p <.01). 본 연구에서 나타난 각 변인들의 상관 결과를 종합해보면, 긍정 자기복잡성은 조망수용과 대인자존감과 정적으로 상관이 있는 반면에, 부정 자기복잡성은 조망수용과 대인자존감에 부적으로 상관이 있음을 알 수 있다. 그리고 대인존재감과 조망수용은 군 생활 적응과 정적으로 상관이 있었다.

구조모형 검증에 앞서 각 측정변인들이 잠재변인을 적절히 구인하는지를 확인하는 확인적 요인분석을 통한 측정모형의 검증을 해야 한다. 본 연구에서 독립변인인 자기복잡성은 측정변인이 없는 하나의 값으로 계산이 되는 변인이기 때문에 측정모형 검증절차는 생략하였다.

자기복잡성을 제외한 다른 잠재변인들, 조망수용, 대인존재감, 군 생활 적응에 대한 정상분포가정을 확인하기 위해 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도를 산출하여 표 2에 제시하였다. 측정변인들의 왜도와 첨도의 절대 값이 각각 2와 7을 넘지 않을 때, 정상분포가정을 충족시킨다는 제언(Finch, West, & MacKinnon, 1997)에 따라 왜도와 첨도를 계산한 결과, 모든 변수들의 절대 값이 2를 넘지 않아 정상분포가정을 충족하는 결과를 나타내었다. 그리고 구조방정식 분석에서는 각 잠재변인에 대한 측정변인을 산출해야 한다. 따라서 본 연구에서는 문항 꾸러미(item parcels)를 제작하여 자료 분석에 사용하였다(Russel, Kahn, Spoth, & Altmaier, 1998). 이를 위해 단일요인으로 구성된 조망수용 변인에 대하여 단일요인을 가정한 탐색적 요인분석을 실시하였다. 분석결과를 토대로 요인부하량의 절대 값이 높은 순서대로 각 문항별 순위를 매긴 후, 부하량이 높은 문항과 낮은 문항을 짝지어 꾸러미에 할당하였다. 이는 각 꾸러미들이 잠재변인에 동일한 부하량을 갖도록 하기 위한 것으로, 해당 잠재변인을 같은 수준에서 반영해야 한다는 Russel 등(1998)의 주장에 근거한 것이다.

구조방정식 모형은 관련 이론과 사전 연구를 토대로 연구모형을 구축하고, 이러한 모델을 다른 이론적 명제, 기타 문헌에서의 반박주장 및 간명도의 원리에 따라 다른 경쟁모형과 비교 검증하는 경쟁모형 접근법이 바람직하다(김계수, 2007). 이에 본 연구에서는 변인들의 관계성에 대한 검증을 위해 두 개의 모형, 즉 연구모형과 대안모형(경쟁모형)을 설정하여 χ² 차이검증을 실시하였다. χ² 차이검증은 유의한 적합도 지수를 보인 완전매개모형과 부분매개모형 중 상대적으로 자료의 특성을 잘 반영하는 모형이 무엇인가를 검증하기 위한 위계적 모델 비교 분석방법이다. 또한 다른 적합도 지수들, 상대적합도 지수인 TLI(.90 이상)와 CFI(.90이상), 그리고 절대적합도 지수인 RMSEA(.10이하) 등을 함께 살펴보았다(홍세희, 2000).

본 연구에서의 연구모형인, 긍정ㆍ부정 자기복잡성이 대인존재감과 조망수용을 거쳐 군생활 적응을 예측하는 순차적 완전매개모형이다. 연구모형(완전매개)과 대안모형(부분매개)은 그림 3과 그림 4와 같다. 구체적인 적합도 지수는 표 2에 제시하였다.

표 2에서 보듯이 χ² 차이 값을 통해 두 모형 간을 비교한 결과, 연구모형(완전매개)과 대안모형(부분매개)의 χ² 차이 값은 3.175이다. 이 두 모형은 자유도 2가 차이가 있으므로 임계값인 5.99 이상의 차이가 나야 한다. 그런데 χ² 차이 값이 3.175로 나타났기 때문에, 간명도를 고려한 예측적합도 지수 비교를 통해 모형 채택을 하여야 한다. 예측적합도 지수는 연구자의 표본과 동일한 크기를 가지면서 이 표본이 추출된 전집과 동일한 전집으로부터 무선으로 추출되었다고 가정한 가상적 표본에서 모형이 적합한가를 평가하는 것이다(Kline, 1998/2010). 가장 보편적으로 사용되는 예측적합도 지수는 AIC(Akaike information criterion)로서 간명도를 고려한 AIC값이 상대적으로 작은 모형이 전집을 가장 잘 반영하는 모형으로 선택된다. 따라서 AIC값을 중심으로 비교한 결과, 연구모형(완전매개모형)이 더 간명한 것으로 나타났다(대안모형: 274.789, 연구모형: 273.964). 최종적으로 채택된 연구모형의 적합도 지수를 구체적으로 살펴보면, 절대적합도 지수인 RMSEA(.10 이하이면 적합)가 .091로 나타났다. 그리고 상대적합도 지수인 CFI(.90 이상이면 적합)는 .914로, TLI(.90 이상이면 적합)는 .885로 나타났다.

연구모형을 채택할 때 기준이 되는 각 적합도 지수들은 표본의 크기와 간명도를 고려하여 여러 가지 계산 방식에 의해 산출되기 때문에, 가급적 여러 가지 적합도 지수들을 함께 고려하는 것이 좋다(Marsh, Balla, & McDonald, 1988). 본 연구모형은 TLI 지수가 .885로 .90 이상이어야 적합하다는 모형 채택의 기준에 미치지 못하였다. 하지만 TLI는 상대적합도 지수로서 추정방법에 따라 수치가 변할 수 있어서 안정적이지 못하고, 신뢰구간의 설정이 불가능하다는 한계가 있으므로 다른 상대 적합도 지수나 절대적합도 지수를 함께 고려할 필요가 있다(홍세희, 2000). 본 연구 모형은 상대적합도 지수인 CFI가 .90 이상의 기준을 충족하고, 신뢰구간이 제시되는 절대적합도 지수인 RMSEA가 .10 이하로 나타났기 때문에 최종 모형으로 채택하였다.

채택된 연구모형(완전매개)의 긍정 자기복잡성, 부정 자기복잡성, 대인존재감, 조망수용, 군 생활 적응 간의 경로계수는 표 3과 같다.

표 3에 제시한 연구모형의 경로계수를 살펴보면, 긍정 자기복잡성은 대인존재감에 정적인 영향을 미치며(β=.32, p＜.001), 부정 자기복잡성은 대인존재감에 부적인 영향을 미치고 있다(β=-.19, p＜.001). 그리고 긍정 자기복잡성은 조망수용에 직접효과는 유의미하지 않은 것으로 나타나며(β=.10, n.s.), 부정 자기복잡성은 조망수용에 직접효과가 유의미한 것으로 나타났다(β=-.22, p＜.001). 대인존재감은 조망수용에 정적인 영향을 미치며(β=.52, p＜.001), 군 생활 적응에도 정적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.52, p＜.001). 조망수용은 군생활 적응에 정적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다(β=.44, p＜.001).

매개효과의 검증 결과인 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 표 4에 제시하였다. 또한 긍정ㆍ부정 자기복잡성, 대인존재감과 조망수용을 순차적으로 거쳐 군 생활 적응에 영향을 미치는 간접효과의 통계적인 유의성검증을 하기 위해 부트스트랩(bootstrapping)방법을 사용하여 신뢰구간을 추정하였다.

표 4를 살펴보면, 긍정 자기복잡성과 조망수용의 경로에서 대인존재감의 간접효과가 유의하게 나타났으며(β=.16, p <.05), 부정 자기복잡성과 조망수용의 경로에서도 대인존재감의 간접효과가 유의하게 나타났다(β=-.10, p <.01). 그리고 긍정 자기복잡성과 군 생활 적응의 경로에서는 대인존재감과 조망수용을 순차적으로 매개하여 유의한 간접효과가 있는 것을 볼 수 있다(β=.28, p <.05). 또한 부정 자기복잡성과 군 생활 적응의 경로에서도 대인 존재감과 조망수용의 순차적인 간접효과가 유의하게 나타났다(β=-.24, p <.05). 매개변인으로 설정한 조망수용은 대인존재감과 군 생활 적응의 관계를 매개하는 것으로 나타났다(β=.23, p <.05).

4)우종필(2013)의 Amos에서의 판별타당성검증 절차(비제약모델 & 제약모델 간의 χ² 차이 비교)에 따라 검증하였다. 가장 상관이 높게 나타난 대인존재감과 군 생활 적응 간을 제약, 즉 공분산을 1로 고정하여 비교한 결과, 자유도 1에 따른 차이 값이 69.25로서 판별타당성이 있는 것으로 나타났다(df 1=일 때, Δχ² =3.84보다 크면 유의).

본 연구의 목적은 군 병사들의 긍정ㆍ부정 자기복잡성과 군 생활 적응의 관계에서 대인존재감 및 조망수용의 매개효과를 밝히는데 있다. 본 연구의 결과를 토대로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 각 변인들의 상관분석 결과는 다음과 같다. 먼저, 긍정ㆍ부정 자기복잡성, 대인존재감 및 조망수용 각각과 군 생활 적응과의 관계를 살펴보면, 긍정 자기복잡성은 군 생활적응과 유의한 정적상관으로, 부정 자기복잡성은 부적상관으로 나타났다. 이는 자기복잡성의 측정에 있어서 긍정과 부정으로 구분하여야 한다는 연구들(김옥란 등, 2013; Woolfolk et al., 1995)을 지지하는 결과이다. 이러한 결과는 긍정 자기복잡성은 자신의 모습을 다양하고 긍정적으로 인식하고 있기 때문에 군 생활에서의 스트레스를 완충해주며, 부정 자기복잡성은 자신의 모습을 부정적으로 인식하고 있기 때문에 스트레스 완충기능을 하지 못하는 것으로 여겨진다. 대인존재감과 군 생활적응은 정적으로 유의한 상관이 나타났다. 이는 대인존재감이 낮은 우울, 높은 자존감과 관련 있다는 연구들(차미희, 2013; Elliott et al., 2004; Taylor & Turner, 2001)을 지지하고 있다. 이와 같은 결과는 상ㆍ하 관계로 이루어진 군 조직에서 동료나 상급자에게 인정을 받게 되면, 자신을 중요한 사람이라고 인식하기 때문에 군 생활 적응을 잘하는 것으로 해석할 수 있다. 조망수용과 군 생활 적응도 유의한 정적상관이 나타났다. 이는 조망수용이 관계 만족, 낮은 우울과 관련이 있다는 연구들(김은정, 2013; 장경숙, 2013; Zechmeister, Garcia, Romero, & Vas, 2004)과 같은 맥락이다. 이와 같은 결과는 조망수용 능력이 높으면 전우들의 입장이나 감정을 잘 이해할 수 있기 때문에 전우들과의 관계가 좋아지게 되고 군 생활도 잘하게 되는 것으로 여겨진다. 다음으로 긍정ㆍ부정 자기복잡성, 대인존재감 및 조망수용 간의 관계를 살펴보면, 긍정 자기복잡성과 대인존재감 및 조망수용은 유의한 정적상관이 나타났다. 반면에, 부정 자기복잡성과 대인존재감 및 조망수용은 유의한 부적상관이 나타났다. 이러한 결과가 나타난 이유는 자신의 다양한 모습을 긍정적으로 지각하는 병사들은 타인들도 자신을 중요한 사람이라고 인식할 뿐만 아니라 타인에 대한 이해능력도 높다는 것이다. 하지만 자신의 모습을 부정적으로 지각하는 병사들은 타인들 역시 자신을 중요하게 여기지 않는다고 인식하고, 타인들을 이해하는 능력도 낮은 것으로 해석할 수 있다. 마지막으로 대인존재감과 조망수용의 관계는 정적상관을 보였다. 이러한 결과는 대학생들이 다른 학생들에게 자신들이 중요한 존재라고 인식할수록 타인을 이해하고 지지하는 능력이 높다는 연구(임윤선, 2012)와 교사나 가족들의 관심을 받고 있다고 느끼는 유아들은 친구들의 생각이나 감정도 잘 알아차려 유치원 생활에 적응을 잘한다는 연구(김은영, 2007)와 같은 맥락이다. 이러한 결과는 병사들의 경우 같이 생활하는 부대원들이 자신의 존재에 대해 관심을 가지고 있다는 것을 알게 되면, 타인의 입장이나 감정을 더 잘 살필 수 있게 된다고 해석할 수 있다.

둘째, 긍정ㆍ부정 자기복잡성과 군 생활 적응의 관계에서 대인존재감 및 조망수용이 완전매개 하는 것으로 나타났다. 이는 자기복잡성이 군 생활 적응에 직접적으로 영향을 미치는 것이 아니라 대인존재감과 조망수용의 경로를 거쳐서 군 생활 적응에 영향을 줄 수 있음을 의미한다. 이러한 결과는 군 병사들을 대상으로 한 연구(김옥란 등, 2013)에서 자기결정성이 자기복잡성과 우울의 관계를 매개하였다고 보고한 결과를 지지해준다. 그 이유는 자기결정성의 하위요인인 관계성은 타인과의 관계에서 관심을 받고 있는 정도를 의미하는 것으로 대인존재감과 유사한 특성으로 볼 수 있기 때문이다. 그리고 자기조망이 군 병사의 자기복잡성과 심리적 건강의 관계를 매개한다고 보고한 김완일(2012)의 연구를 지지하는 결과이다. 왜냐하면 자기조망은 한 가지 조망이 아닌 다양한 관점으로 바라볼 수 있다는 측면에서 조망수용의 특성과 유사하기 때문이다. 이러한 연구결과는 병사의 군 생활 적응을 돕기 위해서는 서로 다른 자기모습을 다양하게 갖도록 도와주는 것으로는 효과가 없으며, 자신이 타인들에게 중요한 사람이라는 내적 인식과, 타인의 입장이나 감정을 이해하는 능력을 높여줄 필요가 있음을 시사한다. 즉 병사들은 주어진 계급이나 역할로서의 자신의 모습을 주로 인식하기 때문에 자신의 모습을 다양하게 인식하는 정도인 자기복잡성이 군 생활 적응에 직접적인 도움이 되지 않을 가능성이 있다. 반면에, 병사들이 전우들 속에서 자신이 중요하다고 생각하는 대인존재감이나, 전우들의 입장을 잘 이해하는 인지적 변인인 조망수용 능력이 군 생활 적응에 중요한 역할을 하고 있는 것으로 여겨진다.

본 연구의 의의는 다음과 같다.

첫째, 그동안 병사들의 군 생활 적응에 영향을 미치는 요인에 대한 연구들은 많이 이루어졌으나, 자기개념의 구조적인 측면과 기능적인 측면의 변인들을 함께 고려한 연구는 거의 없는 실정이다. 본 연구는 자기개념의 구조적인 측면인 자기복잡성과 기능적 측면인 대인존재감 및 조망수용을 함께 고려하여 군생활 적응에 미치는 영향을 알아보았다는 점에서 의의가 있다. 뿐만 아니라 병사들의 군생활 적응에는 자기개념의 구조적인 측면인 자기복잡성보다 기능적 측면인 대인존재감과 조망수용이 더 중요하다는 것을 밝혔다는 점에서 의의가 있다.

둘째, 지금까지 군 병사의 적응에 대한 연구에서 대인관계 측면과 관련된 인지적인 변인들에 초점을 둔 연구는 거의 이루어지지 않았다. 군대는 다른 조직과는 달리 계급이 중시되며, 24시간 단체생활을 해야 하기 때문에 병사들은 같이 생활하는 동료나 선ㆍ후임병 그리고 간부들과 원만한 대인관계를 유지하지 못하면 부적응을 초래할 수가 있다. 이런 맥락에서 본 연구는 대인관계와 관련된 인지적 변인인 대인존재감과 조망수용 능력이 군 생활 적응에 영향을 미친다는 점을 밝힌데 의의가 있다.

본 연구의 결과들은 군 병사들을 관리할 때, 다음과 같은 시사점을 제공한다.

첫째, 본 연구는 대인존재감과 조망수용 능력이 낮은 병사들을 사전에 식별하는 것의 중요성을 시사하고 있다. 대인존재감이 낮은 병사들은 같이 생활하는 부대원들이 자신을 알아주지도 않고 또한 관심이 없다고 느끼기 때문에 매사에 소극적이고 자신감이 없으므로 위축된 행동특성을 보일 수 있다. 그리고 조망수용 능력이 낮은 병사들은 전우들의 입장이나 감정을 잘 알아차리지 못하기 때문에 눈치가 없이 행동하여 다른 전우들에게 따돌림을 당하거나 동료들과 어울리지 못할 가능성이 있다. 군 간부들은 병사들의 이와 같은 특성에 관심을 가질 필요가 있으며, 이러한 특성을 보이는 병사들을 시전에 식별하여 집중적으로 관리함으로써 적응을 도울 수 있다.

둘째, 본 연구는 군 간부나 병영생활 전문상담관들이 군 생활 적응에 어려움을 호소하는 병사들을 상담할 때, 먼저 병사가 전우들과의 관계 속에서 자신이 중요하다고 인식하고 있는지를 살펴보고, 다음으로 상담적 개입을 통해 대인존재감의 수준을 높여줌으로써 군 생활 적응을 도울 수 있음을 시사한다. 또한 부적응 병사를 상담할 때, 병사들이 타인의 입장에서 생각할 수 있는 능력인 조망수용 수준을 향상시켜줌으로써 군 생활 적응을 도울 수 있음을 시사한다.

셋째, 본 연구에서 군 생활 적응에 영향을 미치는 변인으로 확인된 대인존재감과 조망수용 능력은 타인과의 관계적인 측면과 관련이 있기 때문에 다수의 병사가 참여할 수 있는 집단상담 프로그램이 효과가 클 것으로 여겨진다. 따라서 대인존재감과 조망수용 능력을 키워줄 수 있는 집단상담 프로그램을 개발하여 실시할 필요가 있다. 프로그램의 구체적인 내용을 제안하면, 먼저 대인존재감을 증진하기 위한 활동으로, 타인에게 비추어진 나, 인생의 변환자 되어보기, 타인과의 관계 속에서 존재감 찾기 등이 있다. 다음으로 조망수용능력을 증진하기 위한 활동으로 내가 네가 되어 살아보기, 전우의 마음 들여다보기, 역지사지 대화 등이 있다.

넷째, 본 연구는 병영생활 전문상담관이나 외부의 상담전문가를 초빙하여 간부대상 특강시간이나 병사대상 정신교육시간에 대인존재감과 조망수용 능력을 증진시키는 방안에 대한 교육을 할 필요가 있음을 시사해준다. 개인의 가치보다는 조직전체의 목표가 우선시되며, 상명하복이 중요한 군대의 특성상 병사들이 집단생활 속에서 자신의 존재감을 낮게 지각하고, 서로의 입장을 잘 이해하지 못할 가능성이 있으며, 이로 인해 군 생활의 부적응으로 이어질 수 있기 때문에 군에서는 대인존재감과 조망수용 능력을 증진시킬 수 있는 교육을 지속적으로 실시할 필요가 있다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 연구결과에 대한 일반화의 문제이다. 본 연구는 공군과 육군의 일부 병사들만을 대상으로 하였기 때문에, 연구결과를 전 군의 장병들에게 일반화시키기에는 한계가 있다. 따라서 추후의 연구에서는 육ㆍ해ㆍ공군 등 전군을 대상으로 연구할 필요가 있으며, 병사들뿐만 아니라 군 간부들을 대상으로 연구가 이루어졌으면 한다.

둘째, 본 연구에서 사용한 군 생활 적응 척도에 대한 검증의 문제이다. 본 연구에서 사용된 군 생활 적응 척도는 군 병사들을 대상으로 최근에 개발하여 타당화 하였으며, 본 연구에서 척도의 문항 내적합치도는 양호하게 나타났다. 추후에는 본 연구에서의 군 생활적응 척도를 활용한 연구들이 지속적으로 이루어져서 군 생활 적응 척도의 타당성 여부에 대한 연구 자료가 축적될 필요가 있다.

셋째, 자기복잡성 측정도구에 대한 문제이다. 본 연구에서 사용한 자기복잡성 척도는 일반인들이 주로 사용하는 성격특성 형용사들로 구성되었기 때문에, 군 병사들의 자기복잡성을 정확하게 측정하지 못했을 가능성이 있다. 자료 분석 과정에서 자기복잡성 설문에 응답한 결과를 살펴보면, 전혀 사용되지 않거나, 아주 낮은 빈도로 사용되는 성격특성 형용사들을 볼 수 있었다. 따라서 추후의 연구에서는 군 병사들이 주로 사용하는 성격특성 형용사들을 추출하여 자기복잡성을 측정할 필요가 있다.

마지막으로 본 연구에서는 병사들의 군 생활 적응과 관련이 있는 대인관계 측면에 초점을 두고, 대인관계에 도움이 되는 인지적인 변인들을 밝히고자 하였다. 군 병사들은 다양한 대인관계 속에서 생활하기 때문에, 타인들과의 대인관계가 군 생활 적응에 중요하다. 따라서 추후에는 대인관계를 어렵게 하는 요인인 관계적 공격성(Crick & Grotpeter, 1995)이나 거부민감성(Downey & Feldman, 1996) 등과 같은 개인 내적 변인들이 자기복잡성과 군 생활 적응의 관계를 매개하는지에 대한 연구가 이루어졌으면 한다.