불안은 위협으로 지각한 상황에 대한 반응으로서, 특정한 순간의 '상태'와 개인이 가지고 있는 '성향'을 분리해서 측정해야 합니다. 측정 척도마다 평가의 대상과 기간, 점수 범위가 서로 다르기 때문에, 선행연구에서의 절단점을 그대로 사용한다면 측정값의 의미가 왜곡될 위험이 발생합니다. 간호학, 교육학, 심리학 분야에서 널리 활용하는 매우 중요한 변수입니다.
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‘불안(Anxiety)’은 위협으로 인식한 특정한 상황에 대해 긴장과 염려를 느끼고 자율신경계가 활성화되는 반응을 의미합니다. 불안은 측정한 순간의 ‘상태불안(state anxiety)’과 사람에 따라 일정하게 나타나는 ‘특성불안(trait anxiety)’으로 구분됩니다(Spielberger et al., 1983). 특히 특성불안은 특정한 상황을 위협으로 지각하는 범위와 그에 따라 상승하는 상태불안의 강도에서 나타나는 개인차를 뜻합니다.
개념의 등장 배경
1950년 무렵의 심리학계는 인간에게 나타나는 불안 현상을 연구 변수로 편입하지 못하고 있었습니다. Hoch & Zubin(1950)은 불안이 신경증과 기능성 정신증의 주된 증상임에도 불구하고 이론적인 정의에 대한 합의가 부족하며, 측정 방법에서도 진전이 없다고 지적한 바가 있습니다(Spielberger, 1966). 1950년 이전에는 개인의 불안을 다루는 실험 연구 자체가 매우 드물었으며, Mowrer(1950)는 불안을 다루는 실험심리학 분야가 존재하지 않으며 앞으로도 존재할지가 의심스럽다고 주장하였습니다(Spielberger, 1966). 동일한 명칭으로 혼용하던 2가지 속성, 즉 특정한 시점에 상승했다가 하락하는 ‘상태’와 사람마다 일정하게 다르게 나타나는 ‘성향’을 독립적인 측정 도구로 분리할 수 있는지가 당시 학계가 해결해야 할 과제였습니다.
1950년대에 개발된 척도들은 이 과제의 한쪽 측면만을 다루었습니다. Taylor(1953)는 성인의 불안에 관한 개인차를 평가하는 자기평가식 척도를 발표하였고, 이어서 IPAT 불안 척도가 등장하였습니다. Spielberger et al.(1972)의 문헌고찰에 따르면, 당시 성인을 대상으로 수행한 연구에서 주로 활용하던 도구들은 모두 성향을 측정하고 있었습니다. 그리고 특정한 순간의 불안 상태를 별도의 척도로 분리해 내는 방법론은 마련되지 않은 상태였습니다.
한편, 상태불안과 특성불안이라는 두 가지 성분(component)을 서로 구분해서 식별한 방법론은 바로 요인분석이었습니다. Cattell & Scheier(1958)는 814개의 변수를 포함한 13개의 다변량 분석 결과를 제시하였고, 이어진 후속 연구에서는 서로 구별되는 2개의 요인에 각각 상태불안과 특성불안이라는 명칭을 부여하였습니다(Spielberger, 1966). Spielberger(1966)는 이 두 요인을 이론적으로 체계화하였습니다. 그리고 특성불안을 객관적으로 위험하지 않은 상황조차 위협으로 지각하는 성향의 개인차로 정의하였습니다.
개념적인 정의가 논의된 후에 이를 평가하는 측정도구가 본격적으로 개발되기 시작하였습니다. Spielberger과 연구진은 1970년에 STAI Form X를 발표하였고, 이어서 1983년에는 Form Y로 개정하였습니다(Spielberger et al., 1983). 두 버전 사이에서 전체 문항의 37%가 교체되었고 평가 방식도 변경되었으므로, 두 척도의 분석 결과는 상호적으로 비교할 수 없습니다(González-Fraile et al., 2014).
불안의 이론적인 정의와 유사 개념의 구분
불안에 관한 정의는 학자마다 강조하는 관점이 다릅니다. 연대순으로 3가지 형태의 정의를 비교해서 살펴보겠습니다.
Freud(1936)는 불안을 위험 상황에 대한 반응으로 규정하고, 불안에 따른 증상은 불안이 알린 위험을 회피하려는 메커니즘으로부터 파생된다고 주장하였습니다. Spielberger et al.(1983)은 특정한 순간의 긴장과 염려를 상태불안으로, 그리고 위협 지각의 개인적인 차이를 특성불안으로 분리하였습니다. Barlow(2002)는 불안을 통제 불가능성과 예측 불가능성에 대한 주관적인 지각을 동반하는 미래 지향적인 정서로 정의하였습니다(Clark & Beck, 2010). 이 3가지 정의에서 볼 수 있는 공통적인 특징은 불안이 아직 닥치지 않은 위협을 향한 반응이라는 점입니다.
한편, 공포(fear)는 현재 눈앞에 존재하는 위험에 대한 원초적인 경보 반응이며, 생리적인 각성과 행동 경향을 동반합니다(Clark & Beck, 2010). 예를 들어서, 화재를 목격한 순간의 반응이 공포라면, 화재가 발생할지 모른다는 생각에 수면을 취하지 못하는 상태가 불안입니다.
걱정(worry)은 부정적인 정서를 띠고 통제하기 어려운 생각과 심상의 연쇄적인 과정을 의미합니다(Borkovec et al., 1983). Meyer et al.(1990)의 연구에서는 불안장애로 진단받은 34명의 걱정 수준이 다른 불안 측정값이나 우울 값과는 유의한 상관관계를 보이지 않은 것으로 나타났습니다.
Clark & Watson(1991)은 우울과 불안의 관계를 이해하기 위해 삼원모형(tripartite model)을 제시하였습니다. 우울과 불안은 모두 ‘고통’이라는 성분을 공유하지만, 불안 측면에서는 생리적인 과각성, 반면 우울 측면에서는 무쾌감 증상이 보인다는 점에서 구분될 수 있습니다.
| 개념 | 평가 및 판단 기준 | 불안과의 개념적인 차이 |
|---|---|---|
| 공포 | 현재 직면한 대상이 위험한가 | 불안은 아직 발생하지 않은 미래의 상황을 향한다 |
| 걱정 | 앞으로 발생할 일이 어떻게 전개될 것인가 | 불안은 인지적인 생각뿐만 아니라 자율신경계의 신체 반응을 포함한다 |
| 우울 | 과거의 사건과 현재의 상실 수준이 어떠한가 | 불안은 생리적인 과각성 측면에서 우울과 구분된다 |
| 신경증성향 | 부정적인 정서를 경험하는 성향이 어느 정도인가 | 불안은 그러한 성향이 특정한 상황과 결합하여 드러난 반응이다 |
불안 측정 척도의 차원에 따른 특징
불안의 수준을 측정하기 위해 다양한 척도가 개발되어 왔습니다. 하지만 평가하는 대상과 기간이 서로 다르다는 점에 유의해야 합니다. STAI Form Y는 상태불안을 측정하기 위한 20개의 문항과 특성불안에 관한 20개 문항을 4점 척도로 평가하며, 각 하위 척도의 점수 범위는 20점에서 80점입니다(Spielberger et al., 1983). BAI는 21개 문항으로 이루어져 있는데, 지난 1주일 동안 겪은 증상을 0점에서 3점 척도로 평가하고 총점은 0점에서 63점입니다. 문헌에서 널리 인용되고 있는 불안 단계를 구분하는 값은 1993년에 출판된 공식 매뉴얼의 기준입니다(Beck et al., 1988). GAD-7은 7개 문항으로 지난 2주간의 증상을 평가하며, 0점에서 21점의 총점 범위 내에서 5점, 10점, 15점을 각각 경도, 중등도, 중증의 분류 기준으로 적용합니다(Spitzer et al., 2006).
STICSA는 21개 문항을 현재의 상태와 평소의 성향이라는 서로 다른 2가지 지시문을 통해 반복 측정하고, 인지적 불안과 신체적 불안을 구분해서 평가합니다(Ree et al., 2008). 임상전문가가 평가하는 HAM-A는 14개 문항으로 불안 상태의 중증도를 진단하는 도구이며, 일반적인 자기평가식 척도와는 목적과 성격이 다릅니다(Hamilton, 1959).
| 척도의 명칭 | 대표적인 문헌 | 문항의 수 | 응답 형식과 측정 대상 |
|---|---|---|---|
| STAI Form Y | Spielberger et al.(1983) | 40문항 | 4점 척도, 상태 20-80점, 특성 20-80점 |
| BAI | Beck et al.(1988) | 21문항 | 0-3점, 총점 0-63점, 지난 1주 증상 |
| GAD-7 | Spitzer et al.(2006) | 7문항 | 0-3점, 총점 0-21점, 지난 2주 증상 |
| STICSA | Ree et al.(2008) | 42문항(21×2) | 4점 척도, 인지 10문항과 신체 11문항 |
| HAM-A | Hamilton(1959) | 14문항 | 임상가 평가 0-4점, 총점 0-56점 |
불안을 둘러싼 변수들의 구조와 관계
불안에 선행하는 변수는 크게 2가지 범주로 구분됩니다. 첫째는 개인의 기질적인 특성입니다. 175편의 연구에서 추출한 851개의 효과크기를 메타분석한 Kotov et al.(2010)의 연구 결과에 따르면, 불안장애, 우울장애, 물질사용장애 집단 모두에서 신경증성향의 점수가 높은 것으로 나타났으며, 집단 차이는 평균 d=1.65로 나타났습니다. 불확실성에 대한 인내 부족 역시 불안 증상과 r=.51의 상관관계를 가지는 것으로 나타났습니다(McEvoy et al., 2019). 다만, Gentes & Ruscio(2011)의 분석에서 불확실성 불인내 변수는 범불안장애(r=.57), 우울(r=.53), 강박(r=.50)과 고르게 상관관계를 보이는 것으로 조사되었는데, 불안 변수와는 유의한 상관관계가 나타나지 않았습니다.
두 번째 범주는 직무요구입니다. Gonzalez-Mulé et al.(2021)의 연구에 따르면, 직무요구와 직무자원은 긴장(strain)의 수준과 약하거나 중간 정도의 상관관계를 나타냈으며, 요구와 자원의 상호작용항으로 긴장을 설명하는 모형은 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났습니다. 그러나 직무요구를 성장을 위한 도전이 아니라 방해 요인으로 지각할 때, 직무요구 및 상호작용 모형 모두 긴장과 더욱 강한 연관성이 있는 것으로 분석되었습니다.
결과변수 영역에서는 직무수행 지표와 학업수행 지표가 다루어져 왔습니다. von der Embse et al.(2018)은 1988년부터 2017년까지 출판된 238편의 문헌을 분석하였는데, 시험불안이 시험 성적과 여러 성과 지표와는 부적(-)의 상관관계가 있으며, 이 경향은 중학교 학령기 단계에서 가장 뚜렷하게 관찰된다고 보고하였습니다. Caviola et al.(2022)의 메타분석 결과에서는 수학 불안과 수학 성취도 간의 상관계수가 r=-.30, 시험불안과 수학 성취도 간의 상관계수는 r=-.23으로 나타났습니다.
동일한 데이터를 활용하더라도 실험 조건에 따라 변수 간의 관계가 역전되는 사례도 존재합니다. 124명의 표본에게 풍선 위험 과제(BART)를 실시하게 하는 실험을 수행한 Smith et al.(2016)의 연구에서 불안의 주효과는 유의하지 않았으나(p=.46), 과제의 모호성과의 상호작용 효과는 유의한 것으로 관찰되었습니다(p=.016). 구체적으로, 모호성이 높게 통제된 조건에서만 불안이 높을수록 위험을 회피하는 경향이 나타났습니다. 394명의 간호사를 대상으로 AI에 의한 대체 지각이 혁신행동으로 이어지는 경로를 검증한 Fan et al.(2025)의 연구에서는, AI 불안과 인간-AI 협력 의도가 대체지각-혁신행동의 관계를 매개하는 것으로 나타났으며, 매개 효과가 총효과의 57.9%를 차지하는 것으로 조사되었습니다.
관련 이론의 적용 방식
불안 변수는 정신분석학의 신호 이론(signal theory)과 인지심리학의 주의(attention) 연구가 교차하는 영역에 위치합니다. Freud(1936)는 불안을 자아(ego)가 다가오는 위험을 알리기 위해 발산하는 신호로 이해하였습니다. 신호 이론은 불안이 발생하는 원인을 설명하는 데 집중하였으나, 불안이 개인의 과업 수행 역량을 어떻게 변화시키는지에 대한 구체적인 메커니즘은 설명하지 못하였습니다.
Eysenck & Calvo(1992)의 처리효율성이론(Processing Efficiency Theory)과 Eysenck et al.(2007)의 주의통제이론(Attentional Control Theory)이 Freud의 이론에서 나타나는 공백(gap)을 보완합니다. 두 이론은 불안이 미치는 부정적인 영향력이 과업 수행의 효과성보다 효율성 측면에서 더욱 두드러지게 나타난다고 주장하였습니다(Eysenck et al., 2007). 불안에 동반되는 걱정이 작업기억(working memory)의 처리와 저장 용량을 선점하는 한편, 불쾌한 심리적인 상태를 해소하려는 내적 동기가 추가적인 노력을 유발해서 최종 결과물의 정확성(효과성)을 유지한다는 논리입니다. 결과적으로 인지적인 보조 자원이 남아있다면 성과의 정확성은 유지되지만, 그 대가로 목표 달성에 투입된 자원의 효율성은 크게 하락합니다.
Carver & Scheier(1982)의 통제이론(Control Theory)에 따르면, 자기조절(self-regulation)은 목표 기준과 현재 상태 사이의 차이를 줄이는 되먹임 고리(feedback loop)로 작동하게 됩니다. 만약 차이를 좁힐 수 있다는 기대감이 떨어지면 과업으로부터 이탈하는 쪽으로 행동 경향이 기울어집니다. 위협이 지속될 때 노력을 추가로 투입할 것인지, 아니면 과업에서 물러설 것인지가 결정되는 임계점을 이 이론적 틀을 통해 모형화할 수 있습니다. 따라서 연구자는 불안을 측정하고 분석할 때 결과의 정확성과 그 정확성을 달성하기 위해 투입된 인지적인 노력을 반드시 분리해서 평가해야 합니다. 만약 학업 성적이나 과제 점수만을 하나로 종속변수로 설정한다면, 추가적인 노력을 투입해서 정확성을 방어한 대상자들의 내적인 효율성 저하 현상이 분석 자료에 반영되지 않는다는 한계가 발생합니다.
핵심 논문(Key Papers)
- Yerkes & Dodson(1908), Journal of Comparative Neurology and Psychology: 자극의 강도와 학습 속도 간의 비선형적인 관계를 최초로 보고한 연구입니다. 역-U자(inverted-U) 관계를 가설에 반영하는 연구에서 필수적으로 고찰해야 하는 문헌입니다.
- Taylor(1953), The Journal of Abnormal and Social Psychology: 성인의 불안에 관한 개인차를 평가하는 자기평가식 척도를 최초로 제시하였습니다. 특성불안 측정에 관한 출발점으로 인용합니다.
- Spielberger(1966), Anxiety and Behavior: 상태불안과 특성불안을 분리하는 개념적인 틀을 마련하였습니다. 두 성분을 구분해서 독립된 가설을 설정하는 연구에서는 반드시 인용해야 하는 논문입니다.
- Clark & Watson(1991), Journal of Abnormal Psychology: 불안과 우울이 공유하는 공통 성분과 각각의 특이 성분을 삼원 구조(tripartite structure)로 체계화하였습니다.
- Spitzer et al.(2006), Archives of Internal Medicine: 범불안장애 선별 척도인 GAD-7의 개발 및 타당화 검증 과정을 보고한 논문입니다.
- Eysenck et al.(2007), Emotion: 주의통제이론을 공식적으로 제안하였습니다. 불안 변수와 과업 수행 간의 인과관계를 모형화할 때 이론적인 근거로 활용합니다.
- Aktürk et al.(2025), Cochrane Database of Systematic Reviews: GAD-7 및 GAD-2 척도의 진단 정확도를 최신 데이터로 종합한 연구입니다. 절단점 기준을 인용하는 연구가 인용해야 하는 체계적 문헌고찰(systematic literature review)입니다.
척도 점수가 설명하지 못하는 한계와 맹점
측정 척도의 절단점을 해석하기 위해서는 측정 대상자의 임상적, 인구통계학적 특성과 결부시켜야 합니다. Spitzer et al.(2006)은 2,740명의 조사대상자 중에서 임상 전문가와 면담을 완료한 965명을 준거 집단으로 설정하고 절단점 10점 기준에서 민감도 89%, 특이도 82%를 보고하였습니다. 그러나 Aktürk et al.(2025)의 연구에서는 민감도가 0.64, 특이도가 0.91로 하락하였습니다. 불안장애 전체 범주로 질환의 범위를 확장하면 민감도는 0.48까지 하락합니다. 이는 전문 정신건강 기관을 내원한 환자와 초기부터 임상 증상을 호소하며 모집된 편향된 표본을 분석 대상에서 제외한 결과입니다. 이 2가지 수치를 유병률 5%인 일반 표본에 적용하면, 절단점을 초과한 대상자 가운데 실제 질환자는 4명 중 1명 수준에 불과하며, 1차 분석의 중위 유병률인 12% 조건에서도 실제 환자 비율은 절반 수준에 그칩니다.
척도에 부여된 명칭 자체가 측정 대상의 타당성을 보장하지는 않습니다. Bieling et al.(1998)은 STAI 특성불안 척도의 요인구조를 검증한 결과, 한쪽에 군집된 문항은 불안과 걱정을 평가하는 반면, 다른쪽의 문항은 슬픔과 자기비하를 혼재하면서 평가하고 있다고 보고하였습니다. Balsamo et al.(2013)이 정신과 외래환자 1,124명과 건강한 일반 성인 877명을 대상으로 분석한 결과에서도 특성 척도의 총점은 불안 척도보다 우울을 측정하는 척도들과 더욱 강한 연관성이 있는 것으로 나타났습니다. 이 두 선행연구가 주장하는 공통적인 결론은 STAI 특성 척도를 특정한 불안 지표가 아닌 일반적인 부정 정서를 나타내는 측정값으로 해석해야 한다는 점입니다.
자기평가식 점수와 생리적 신체 반응이 항상 일치하지 않는다는 결과도 보고되었습니다. Roos et al.(2021)의 메타분석 결과에 따르면, 시험불안 점수와 심박수 지표 간의 상관계수는 r=.246, 피부전도 수준은 r=.196, 코르티솔 분비량은 r=.114로 계산되었습니다. 생리적 지표의 측정 방식에 따라서도 값의 차이가 발생하였는데, 맥박을 수기로 측정한 연구군(r=.24)보다 심박 측정 기기를 사용한 연구군(r=.39)에서 상관계수가 더 높게 나타났습니다.
Yerkes & Dodson(1908)을 인용할 때 확인해야 하는 점
불안과 과업 수행 역량 간의 역U자(inverted-U) 관계를 설명할 때 Yerkes & Dodson(1908)의 연구가 널리 인용되고 있습니다. 하지만 이들의 문헌에서는 anxiety, arousal, emotion, stress와 같은 용어는 단 한 차례도 등장하지 않습니다. 실험에 참여한 대상은 일반적인 쥐가 아니라 무도병(dancing) 유전 형질을 가진 생쥐였고 통제 조건에는 4마리밖에 투입을 안했으며, 독립변수로 조작한 것은 전기충격의 물리적 강도였고 종속변수는 흑백 시각 변별 과제였습니다. 그리고 연구결과에서는 변별 난이도가 낮은 통제 조건에서는 자극의 강도가 강해질수록 학습 속도가 지속적으로 상승하기만 하였고 수행의 감소 구간은 관찰되지 않았습니다(Yerkes & Dodson, 1908). 연구자들은 생쥐에게 치명적인 해로운 강도까지 자극을 가하고 싶지 않았기 때문에 수행 감소가 시작되는 구체적인 임계점을 확인하지 않았다고 기술하였습니다.
자주 묻는 질문(FAQ)
Q. 연구 목적에 따라 상태불안과 특성불안 중에서 어느 차원을 평가해야 합니까?
A. 특정한 처치나 사건이 유발하는 일시적인 심리적인 효과를 검증하는 연구를 위해서는 상태불안을 평가하고, 개인 간의 기질적인 차이나 성향을 분석하는 연구에서는 특성불안을 평가합니다. 만약, 두 변수를 1-요인 분석 모형에 동시 투입한다면 동일방법편의(CMB)의 발생을 최소화하기 위해 반드시 측정 시점을 분리해야 합니다.
Q. STAI의 Form X와 개정된 Form Y 버전을 교차해서 사용하거나 비교해도 됩니까?
A. 두 버전은 전체 문항의 37%가 다르게 구성되어 있고 평가 방식의 가중치도 다릅니다. 따라서 측정값을 상호 비교할 수 없습니다(González-Fraile et al., 2014).
참고문헌
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