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The Effects of Pathological Narcissism on Social Anxiety: Mediation Effects of Difference of Self-Presentational Motivation and Self-Presentational Expectation and Anger Rumination
Korean J Stress Res 2019;27:304-312
Published online December 31, 2019
© 2019 Korean Society of Stress Medicine.

Yong Hee Kim

Department of Psychology, Gwangju University, Gwangju, Korea
Correspondence to: Yong Hee Kim
Department of Psychology, Gwangju University, 277 Hyodeok-ro, Nam-gu, Gwangju 61743, Korea
Tel: +82-62-670-2539
Fax: +82-62-670-2539
E-mail: yngkim9@gwangju.ac.kr
Received August 14, 2019; Revised November 27, 2019; Accepted November 27, 2019.
Articles published in stress are open-access, distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0), which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.
Abstract

Background:

The purpose of this study was to examine the influence of pathological narcissism on social anxiety, and the dual mediating effects of difference of self-presentation motivation and self-presentation expectancies and anger rumination.

Methods:

A total of 307 college students participated in this study by completing the questionnaires and to solve the research questions, AMOS and bootstrapping analysis was employed.

Results:

First, pathological narcissism had a significant interrelation to self-presentation motivation, self-presentation expectancies, anger rumination, and social anxiety. Second, it was confirmed that pathological narcissism affected social anxiety by mediating both difference of self-presentation motivation and self-presentation expectancies and anger rumination. Third, the dual mediating effects of difference of self-presentation motivation and self-presentation expectancies and anger rumination on the relationship between pathological narcissism and social anxiety was found.

Conclusions:

Implication for empirical research and clinical practice regarding treatment of clients with pathological narcissism and social anxiety are discussed. Limitation of current research and suggestions for future study are discussed.

Keywords : Pathological narcissism, Social anxiety, Self-presentational motivation, Self-presentational expectation, Anger rumination
서 론

불안은 인간이 생활 속에서 흔히 경험하는 심리상태이며, 정신장애 전반에 상당히 연관이 있는 정서로 알려져 있다(APA, 2013). 불안은 미래에 대한 걱정과 신체적 긴장이라는 증상을 특징으로 하는 부정적인 기분상태이다(APA, 2013). 특히 사회불안은 지나친 수줍음 이상으로 타인에게 관찰될 가능성이 있는 하나 혹은 그 이상의 수행 상황에서 극심한 불안과 공포를 경험하는 것으로 특징지어지며, 주로 이러한 사회적 상황을 회피하는 부적 강화가 많이 일어난다(Rapee, 1995). 사회불안은 일반 인구의 12.1% 정도가 생애 중 어느 한 순간에 사회불안장애를 경험하고(Kessler et al., 2001), 청소년기에 시작되며 13세 전후가 발병이 가장 흔한 시기라고 알려져 있다(Kessler et al., 2001). 특히 2016년도 보건복지부 조사에 따르면 최근 5년간 가장 큰 폭으로 증가한 정신질환으로 사회불안을 거론하였다(Gim HY, 2019). 더욱이 사회불안장애 환자의 경우, 대부분 증상을 드러내지 못하거나 숨기려 하고, 우울증이나 알코올중독과 같은 다른 공존병리가 발생해야 전문적 도움을 받는 점을 감안할 때(Kim EJ, 2016), 조사보다 더 많은 수의 사람들이 이 장애로 고통받을 가능성이 있다. 따라서 이 질환의 특징에 대한 연구와 조사가 필요해 보인다.

사회불안을 설명하는 병인론 모형에 따르면, 일반적으로 억제나 수줍음의 기질과 같은 생물학적 취약성이나 사회적으로 억제된 경향성을 가진다. Kagan(2002)은 일부 유아의 경우 생후 4개월쯤 되면 이러한 억제나 수줍음의 기질이 관찰되며, 그 연령대에 적절한 자극이나 장난감이 제시되었을 때 다른 유아에 비해서 더 많이 동요하며 더 빈번하게 울었다. 이러한 행동억제 기질의 아기에게 사회불안과 관련된 행동이 나타날 가능성이 더 크다고 한다(Essex et al., 2010).

이러한 기질적 생물학적 원인과 함께 사회불안을 유발하는 성격변인으로 자기애성 성격이 있다. 사회불안자들이 주로 사회적 상황에서 수행을 할 때 불안을 경험하는 이유에는 이들이 타인의 외적인 피드백을 중요하게 생각하고, 비판적이거나 부정적 피드백에 대해서 충격을 받거나 상심하는 행동들이 있는데, 이는 자기애성 성격장애와 유사하기 때문이다. 한편 자기애성 성격장애를 설명하는 Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, Fifth Edition (DSM-5) (American Psychological Association, 2013)의 진단기준을 보면, 타인에게 자신의 웅대성에 대한 숭배를 요구하며, 타인의 찬사와 평가를 통해 자신의 자아감을 유지하는 것 같다. 따라서 이들의 자아감은 내적 참조기준보다는 타인의 평가라는 외적 참조기준에 주로 근거한다. 이들에게 타인의 존재는 자신의 자아감을 유지하기 위한 임시적인 방편이나 참조의 기능을 하는 것으로 보인다(Ackerman et al., 2012). 따라서 자기애성 성격장애자가 자신이 생각한 웅대성이 타인의 피드백을 통해 충족되지 못한다면 사회불안으로 이어질 가능성이 있다는 연구결과도 있다(Oh HY et al., 2012).

예전부터 자기애의 연구는 자기애의 두 가지 하위특징으로 웅대성을 강조하는 외현적 자기애와 취약성을 강조하는 내현적 자기애로 구분하여 이루어지고 있다. 특히 사회불안과 관련된 연구들은 주로 취약성을 특징으로 하는 내현적 자기애와 연관하여 살펴본 연구들이 주류를 이루고 있다(Oh HY et al., 2012; Gim HY, 2019). 이러한 연구결과들을 살펴보면 자기애의 웅대성과 취약성이 서로 다른 특징을 지니며 구분되어 연구되고 있다. 하지만 외현적 자기애가 웅대성을 지향하고 이상적 자아상을 견고하게 보여주는 것 같아도 실제로는 안정되거나 건강하지 못한 자존감을 가지고 있고 이들의 웅대성은 취약성을 기반으로 하고 있다. 그렇기 때문에 최근에는 웅대성과 취약성이라는 이질적인 구성요소가 동시에 공존한다는 의견이 주장되고 있고 이러한 공존하는 특성을 병리적 자기애라고 칭하며, 대체로 이에 동의하는 연구가 증가하고 있다(Fossati et al., 2005). 즉 병리적 자기애에서 나타나는 웅대성이란 자아의 취약성을 무의식적으로 분열(splitting)시켜 놓은 방어의 결과물이라는 것이다(Kernberg, 2008; Zeigler-Hill et al., 2011). 하지만 최근까지 자기애와 사회불안의 관계를 살펴본 연구들은 대부분 웅대성을 배제한 취약성에 근거한 내현적 자기애를 위주로 이루어져 왔으므로, 병리적 자기애와 관련된 개념을 충분히 반영하지 못하였다고 볼 수 있다. 이에 본 연구에서는 사회불안에 영향을 미치는 자기애성 성격에서 내현과 외현을 구분하지 않고 취약성과 웅대성을 모두 지닌 병리적 자기애로 통합하여 이에 대한 영향을 알아보고자 한다.

한편 병리적 자기애가 보이는 정서적 특징을 다룬 Yang JW et al.(2016)은 웅대성 집단은 취약성 집단보다 긍정정서의 점수가 높았고, 취약성 집단은 웅대성 집단보다 부정정서와 우울의 점수가 높았으며, 분노감은 두 집단 모두 높다고 보고하였다. Pincus et al.(2010)의 연구에서도 자기애적 취약성은 정서조절의 어려움, 분노, 공격성, 무기력감, 공허함, 수치심, 사회적 회피 등과 관련된다고 보았고, 웅대성은 부적응적인 자기고양, 오만함, 지배적 태도로 나타난다. 이들이 보이는 부정적 정서는 주로 타인으로부터 부정적 피드백을 받거나 인정받지 못하는 상황과 관련이 있다.

사회불안을 설명하는 원인으로 많은 연구들에서 인지의 역할을 강조하였다(Clark et al., 2005). 특히 사회불안의 핵심적 사고의 특징으로 부정적 평가에 대한 두려움이 있다(Gilbert & Andrews, 1998). 이러한 부정적 평가에 대한 불안을 설명하는 인지이론 중에서 Leary(1982)는 자기제시이론을 제안하였다. 자기제시이론(self-presentation theory; Leary, 1982)에 따르면 두 가지 조건이 동시에 발생하는 상황에서 사회불안이 증가된다고 설명한다. 즉, 타인에게 자신이 원하는 인상을 남기려는 동기인 자기제시동기가 크지만 과연 자신이 이를 성공적으로 수행할 수 있을지에 대한 자기제시기대에 확신이 서지 않을 때, 사회불안이 발생한다는 것이다.

자기제시동기는 자신이 목적한 인상으로 타인에게 자기 모습을 보여주고 싶어하는 것으로, 인상감찰, 원하는 산출물의 중요성, 자존감 및 인정추구의 요인들로 구성되어 있다. 인상감찰은 타인이 자신을 어떻게 지각하는지를 지속적으로 모니터링하고 주의를 기울이는 정도이며, 인상감찰을 많이 할수록 사회불안이 더 높아진다(Leary et al., 1995). 또한 원하는 산출물이 중요하고 더 가치가 있을수록, 자기의 정체감에 중요하거나 핵심적인 측면과 관련되는 사회적 상황일수록, 또한 타인에게 지지받고 인정받고 싶은 욕구가 높을수록 자기제시동기가 높아지며 사회불안이 증가된다(Leary et al., 1995).

자기제시기대는 자신이 목적한 인상을 타인에게 제시할 수 있는지에 대한 주관적 확률이며, 자기제시 효능감이라고도 한다(Leary et al., 1995). 여기에는 대인관계적 부담과 자원이라는 두 가지 요소로 구성되어 있다. 대인관계적 부담은 자신이 목표로 한 인상을 타인에게 제시하기 위해 본인이 해야 할 정신적 노력이나 주의기울임의 정도를 말한다. 따라서 노력을 많이 기울여야 한다고 지각할수록 부담이 커지며 사회불안으로 이어질 가능성이 높다(Leary et al., 1995). 한편 이러한 목표를 이루기 위해 자신이 관련된 특성들을 가지고 있는지 평가하는 것이 자기제시적 자원이다. 사회불안자일수록 자신에게 자원이 부족하다고 느끼고, 스스로 적절하게 대처할 수 없을 것이라 믿는 경향이 있다. 따라서 한 개인이 목적한 인상을 이루고자 하려는 자기제시동기가 높지만 실제로 이것을 이룰 수 있다는 자기제시기대가 낮을 때, 즉 이 두 점수들간의 차이가 클수록 사회불안은 심화된다고 설명하고 있다. 따라서 본 연구에서도 사회불안에 영향을 미치는 인지 변인으로서 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이가 영향을 미치는지 알아보고자 한다. 즉 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이가 클수록 사회불안이 클 것으로 예상한다.

Lee HY(2018)은 자기제시동기와 자기제시기대값이 차이가 클수록 긍정적 평가에 대한 두려움이 커지고 이는 사회불안에 영향을 미친다고 하였다. 이는 타인에게 목적한 인상을 주고자 하는 동기가 높지만 이를 잘 해 낼 수 있으리라는 기대감이 적을 때, 부정적 평가에 대한 두려움뿐만 아니라 긍정적 평가에 대한 두려움과 같은 긍정적인 피드백에 대해서도 사회불안을 지속적으로 높일 수 있는 요인임을 밝히고 있다. Jeong JW(2018)은 내현적 자기애와 사회불안의 관계에서 자기제시동기와 자기제시기대의 차이의 매개효과와 자기개념명확성의 매개된 조절효과를 제안하였다. 즉 내현적 자기애가 높을수록 자기제시동기와 기대간의 차이값이 커지며 사회불안에 영향을 미친다는 것이다. 특히 내현적 자기애와 자기개념명확성은 유의한 상호작용을 한다는 것은 자기개념명확성이 높을수록 내현적 자기애성향이 높더라도 자기제시동기와 기대간의 차이가 적어지며, 사회불안도 줄어든다는 것을 의미한다.

적대감이나 분노가 우울이나 불안같은 내재화 심리장애를 경험하는 사람에게도 흔히 발견될 수 있음에도 불구하고, 사회불안과 관련하여 분노감에 대한 연구는 많이 이루어져 있지 않다(Asberg, 2013). 주로 우울장애와 관련하여 분노의 역할이 많이 연구되어 왔으나(Rude et al., 2012), 사회불안과 관련하여 분노감의 영향은 연구가 미미한 상태이다. Lee HH(2017)는 사회불안과 분노의 관계에서 편집사고와 적대감의 매개효과를 알아보았다. 그 결과 사회불안은 편집사고와 적대감에 영향을 미치고 이는 분노감을 높이는 효과를 보였다. 이는 사회불안이 높을수록 증가된 편집사고와 적대감을 나타내어 결국 분노감으로 이어질 수 있음을 뜻한다. Kim EJ et al.(2008)의 연구에서 분노를 억제할수록 가해염려 사회불안이 높았으며, 분노표출과는 관련이 없었다. 즉 분노를 억제하거나 분노조절에 어려움이 있을수록 사회불안이 증가한다는 것이다. 이러한 결과들을 종합해 보면, 사회불안은 분노조절의 어려움과 연관되며 특히 분노의 억제나 비표출과 관련된다는 것을 알 수 있다.

최근 반추에 대한 연구가 지속적으로 증가하면서 반추가 분노와 관련된 경험에서 중요한 역할을 한다는 연구결과들이 보고되고 있다(Nolen-Hoeksema et al., 2008). 반추(rumination)는 일반적으로 자신의 심리적 고통의 증상들에 주의를 집중하고 이러한 증상의 가능한 원인과 결과에 대해 반복적이고 수동적으로 초점을 두면서 반응하는 인지 과정의 한 유형이다(Nolen-Hoeksema et al., 2008). 지금까지 반추의 역할에 대해 긍정적 결과와 부정적 결과가 혼재되어 있다. Martine et al.(1996)은 반추는 목표를 달성하기 위한 수단이 될 수 있으며, 개인을 자신의 내면에 집중하여 문제해결에 도움을 주는 역할을 한다고 하여, 긍정적 측면을 제안하였다. 그러나 많은 연구에서 반추가 부정적인 정서와 관련이 깊고 경험을 회피하는 정서조절전략으로 작용한다고 주장한다(Smith et al., 2009). 특히 분노와 관련하여 반추는 분노의 표출과 같이 외적으로 드러내는 것이 아니고, 속으로 계속 생각하고 억제하는 내재적 특징을 가졌으므로, 사회불안과 관련성이 있을 것으로 예상된다.

분노 경험과 관련된 연구에서 분노반추에 대한 연구가 증가하면서, 반추가 분노경험에서 중요한 역할을 한다는 결과들이 보고되고 있다. 즉 분노유발 자극에 대해 오랜 시간동안 반추하도록 지시받은 사람들일수록 갈수록 분노 경험 수준이 높아졌으며(Ray et al., 2008), 분노반추를 오래할수록 공격성이나 보복의 위험이 증가하는 것으로 나타났다(Bushman et al., 2005). 따라서 분노 반추는 분노라는 정서적 특징을 반추라는 인지적 과정으로 조절하는 현상으로 해석될 수 있다.

또한 자기애성향을 보이는 사람들은 웅대성의 특징으로 인해 자신을 향해 부정적 평가를 내리거나 부정적 피드백을 하는 사람에 대해 강한 분노감과 적대감을 느낀다고 알려져 있다(Bushman et al., 1998). 분노와 자기애성격은 많은 연구가 이루어져 왔으며, 자기애 성격이 높을수록 분노에 대한 통제력이 낮고 분노감을 더 자주 표현했으며, 경우에 따라서는 공격적으로 표현되는 경우가 있다고 일관되게 알려져 왔다(Connell et al., 1997; Rhodewalt et al., 1998). 이와 같이 병리적 자기애자가 사회불안에 영향을 미치는 데 있어서 분노반추는 매개 역할을 할 것으로 예상된다. 예를 들어 사회불안의 경우 분노의 외부적 표현보다는 내면적 억제와 관련된 경우가 많으므로, 본 연구에서는 분노의 다양한 경험 중에서 자기애성격이 분노반추에 영향을 미칠 것으로 가설을 설정하였다. 이는 병리적 자기애자가 자기제시동기와 기대간의 차이가 커짐에 따라 좌절감이 유발되며 이는 분노반추의 증가로 이어지며 사회불안을 유발한다는 경로를 가설로 설정하여 검증해 보고자 한다. 이처럼 사회불안을 높이는 다양한 성격적, 인지적, 정서적 경로로 이어질 것으로 예상하여, 이를 알아보고자 한다.

연구방법

1. 참가자

연구대상자는 광주광역시에 소재한 대학교에 재학 중인 대학생 307명이다. 성별의 분포는 남학생이 112명으로 37%에 해당되었고, 여학생이 195명으로 63%에 해당되었다. 연령 평균은 20.54세(SD=2.75)이고 범위는 18세부터 27세였다.

2. 연구절차

광주광역시 소재 대학에 재학 중인 대학생을 대상으로 연구에 대해 설명한 후 서면으로 연구 참여동의서를 작성하였다. 동의서에 서명한 318명의 대학생들을 대상으로 설문지를 실시하였다. 이들 중 누락된 응답이 많거나, 지나치게 극단치에 편중되어 응답한 자료로 분류된 11부를 제외하고 총 307명의 자료가 최종적으로 분석되었다.

3. 연구도구

1) 병리적 자기애 척도(Pathological Narcissism Inventory, PNI)

이 척도는 병리적 자기애를 측정하기 위해 Pincus et al.(2010)이 개발한 것을 Yang JW(2012)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 전체 52문항 6점 리커트 척도이고, 자기애적 웅대성과 자기애적 취약성의 두 개 하위요인으로 구성되어 있다. 이 척도의 점수가 높을수록 병리적 자기애 성향이 높다고 볼 수 있다. Yang JW et al.(2016)이 보고한 내적 합치도는 .92이고 본 연구에서는 .95였다.

2) 자기제시동기 척도(Self-Presentational Motivation Scale, SPMS)

본 연구에서는 Kim NJ(1998)가 개발한 자기제시동기척도를 사용하였다. “내가 만나는 사람에게 좋은 인상을 주려고 노력한다”와 같이 타인에게 자기제시를 긍정적으로 하고자 하는 동기를 측정하고자 하였으며, 전체 27개 문항이고 5점 리커트 척도이다. Kim NJ(1998)의 연구에서는 내적합치도가 .93이였고, 본 연구에서 내적 합치도는 .97였다.

3) 자기제시기대 척도(Self-Presentation Expectation Scale, SPES)

Kim NJ(1998)가 개발한 자기제시기대척도이며, 8가지 구체적 상황에 대해 11점척도(0: 목적한 인상을 전혀 주지 못할 것이다, 10: 목적한 인상을 주는데 완전히 성공할 것이다) 상에서 평정하도록 되어 있다. 전체 점수가 높을수록 자기제시에 대한 효능감이 높다고 해석할 수 있다. 본 연구에서의 내적 합치도 계수는 .88로 산출되었다.

4) 분노반추 척도(Anger Rumination Scale, K-ARS)

분노사건에 대한 반복적 사고경향을 측정하는 분노반추 척도는 Sukhodolsky et al.(2001)이 개발한 척도로 본 연구에서는 Lee GB et al.(2008)이 타당화한 것을 사용하였다. 전체 16문항이며 4점리커트 척도이고 점수가 높을수록 분노 반추가 강하다는 것을 의미한다. 본 연구에서의 내적 합치도 계수는 .93으로 산출되었다.

5) 사회적 상호작용불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale, SIAS)

본 연구에서는 사회불안을 측정하기 위해 Mattick et al.(1998)이 개발한 척도를 사용하였다. 본 척도는 사회불안을 느끼는 사회적 상호작용 상황을 측정하는 문항으로 구성되어 있다. Kim HS(2001)이 번안한 질문지를 사용하였다. ‘여러 사람들과 어울리는 것이 불편하다’와 같은 문항들로 총점이 높을수록 사회적 상호작용의 상황에서 불안감을 많이 느끼는 것을 의미한다. 전체문항은 20문항이며, 5점 리커트 척도로 이루어져 있고, 본 연구에서 내적 합치도는 .94이였다.

4. 자료분석

본 연구에서는 기술통계와 상관분석을 위해 SPSS Statistics 22.0을 사용하였고, 병리적 자기애가 사회불안에 미치는 영향과 두 변인의 관계에서 자기제시동기와 자기제시기대 간의 차이값과 분노반추의 매개효과를 검증하기 위해 Amos21.0을 사용하여 구조방정식 모형(structural Equatoin Modeling, SEM)을 실시하였다. 구조방정식 모형의 적절성을 평가하기 위해서 적합도 지수가 표본크기에 민감하게 영향을 받지 않아야 한다는 것과 적합도 지수가 자료에 잘 부합하면서도 간명한 모델을 선호한다는 Hong(2000)의 연구결과에 따라 모형 적합도를 평가하기 위해 비교부합치(Comparative Fit Index, CFI), 비표준 부합치(Tucker-Lewis Index, TLI), 표준부합치(Normed Fit Index, NFI)와 Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)를 사용하였다. CFI, TLI, NFI는 .90이상, RMSEA는 .10이하이면 적절한 모형으로 간주한다(Hong, 2000). 마지막으로 경로분석의 매개효과 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(Shrout et al., 2002)을 부가적으로 실시하였다.

결 과

1. 주요 변인들간의 상관 및 기술통계

주요 변인들 간의 관계를 살펴보기 위해 기술통계를 실시하였고, 그 결과는 Table 1에 있다. Table 1에 제시된 결과를 보면, 병리적 자기애는 자기제시동기와 정적 상관을 보였고(r=.61, p<.01), 자기제시기대와 부적인 상관을(r=−.17, p<.01), 분노반추(r=.59, p<.01)와도 중간 이상의 정적인 상관을 보였다. 또한 사회불안(r=.40, p<.01)과도 정적 상관을 보였다. 이는 병리적 자기애가 높을수록 자기제시동기가 크지만, 자기제시기대는 감소하는 경향이 있어, 타인에게 잘 보이고 싶은 마음은 크지만, 실제로 잘 할 수 없다고 생각하는 것을 의미한다. 이에 따라 분노반추가 증가하고 사회불안도 증가하는 것으로 나타났다.

Descriptive statistics and correlation among variables

Variable12345
1. Pathological Narcissism1
2. Self-Presentation Motivation.61**1
3 Self-Presentation Expectation−.17**−.18**1
4. Anger Rumination.59**.49**.56**1
5. Social Anxiety.40**.40**−.73**.55**1
M62.1481.4537.0233.6647.17
SD29.4323.209.1910.1315.57

**p<.01.


사회불안의 경우 자기제시동기와 유의한 정적 상관을 보이고(r=.40, p<.01), 자기제시기대와 중간이상의 유의한 부적 상관을 보이고(r=−.73, p<.01), 분노반추와 정적상관을 보였다(r=.55, p<.01). 이것은 자기제시동기가 클수록, 자기제시기대가 낮을수록, 분노반추를 많이 하는 것과 사회불안이 연관된다는 것이다. 즉 타인에게 좋은 인상을 남기고 싶은 기준이 높지만 이를 잘 해낼 수 없을 것 같고 분노반추를 많이 할 때 사회불안이 증가할 수 있음을 의미한다.

2. 측정모형분석

구조모형을 검증하기 전에 각 잠재변인을 측정하는 하위변인들이 잠재변인을 적절하게 측정하고 있는지 알아보기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과는 Table 2에 제시하였다.

Factor values of measurement models

Potential variableMeasurement variableNon-Standardization factorS.E.C.R.Standardization factor
Pathological narcissismPathological narcissism 11.897
Pathological narcissismPathological narcissism 21.284.06320.53***.942
Social anxietySocial anxiety 11.895
Social anxietySocial anxiety 21.202.06717.90***.953
Self-presentation motive– Self-presentation expectationSelf-presentation motive– Self-presentation expectation 11.906
Self-presentation motive– Self-presentation expectationSelf-presentation motive– Self-presentation expectation 21.029.04025.51***.934
Self-presentation motive– Self-presentation expectationSelf-presentation motive– Self-presentation expectation 31.114.05022.24***.865
Anger ruminationAnger rumination 11.284.07716.72***.918
Anger ruminationAnger rumination 21.852

***p<.001.


병리적 자기애는 .89에서 .94의 요인부하량을, 사회불안은 .89에서 .95의 요인부하량을 보였으며 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이값은 .86에서 .93 의 요인부하량을 보였으며, 분노반추는 .85에서 .91의 요인부하량을 보였다. 적합도 검증결과, CFI=.968, TLI=.932, NFI= .959, RMSEA=.100로 측정모형의 적합도는 대체로 그 기준을 충족하는 것으로 나타났다(Browne et al., 1993). 따라서 잠재변인에 대한 측정변인의 요인부하량이 .5이상의 수치를 보이고 모두 통계적으로 유의하였으며, 측정변인이 잠재변인을 잘 반영하는 것으로 나타났다.

3. 구조모형 분석

매개효과의 검증을 위해 Macro Process (Shrout et al., 2002; Hayes, 2013)를 활용하여 검증하였다. 병리적 자기애가 사회불안에 미치는 영향에서 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이와 분노반추의 매개효과 검증은 Table 3Fig. 1에 제시하였다.

The path coefficients of pathological narcissism, self-presentation motive-self-presentation expectation, anger rumination and social anxiety

PathBβS.Et
Pathological narcissismSelf-presentation motive– Self-presentation expectation.533.593.04013.05***
Self-presentation motive– Self-presentation expectationSocial anxiety.277.482.0338.28***
Pathological narcissismAnger rumination.025.599.01512.98***
Anger ruminationSocial anxiety.523.346.0925.67***
Self-presentation motive– Self-presentation expectationAnger rumination.125.329.0215.94***
Pathological narcissism (direct)Social anxiety−.035-.069.033−1.08
Pathological narcissism (total)Social anxiety.219.410.1637.62***

***p<.001.


Fig. 1.

Mediation model of self-presentation motivation, self-presentation expectation, and anger rumination and standiazed coefficients of pathological narcissism and social anxiety. ***p<.001.


Table 3에서는 각 변인들 간의 직접 경로를 살펴보았다. 이에 따르면, 병리적 자기애는 자기제시동기와 자기제시기대 간의 차이(β=.593, p<.001), 분노반추(β=.599, p<.001), 사회불안(β=.410, p<.001)을 유의하게 예측하였다. 이는 병리적 자기애가 높을수록 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이가 크며, 분노반추를 많이 하는 경향이 있고, 사회불안이 높음을 알 수 있다. 자기제시동기와 자기제시기대 간의 차이 점수는 사회불안(β=.482, p<.001)과 분노반추(β=.329, p<.001)에 유의한 영향이 있었다. 그리고 분노반추는 사회불안을 유의하게 예측하였다(β=.346, p<.001). 따라서 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이가 클수록 사회불안을 야기하고 분노반추를 일으킨다는 것을 알 수 있다. 한편 병리적 자기애와 사회불안만을 고려했을 때는 병리적 자기애가 사회불안을 유의하게 예측하였으나(β=.410, p<.001), 다른 변인들과 전체적으로 살펴보았을 때, 병리적 자기애가 사회불안에 미치는 효과는 유의하지 않았다(β=−.069, n.s.).

다음으로 불안애착과 사회불안 간의 관계에서 여러 변인들의 간접효과 및 매개효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑을 실시하였다(Table 4). 그 결과, 병리적 자기애가 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이를 거쳐 사회불안에 이르는 경로(병리적자기애→자기제시동기/자기제시기대→사회불안)의 신뢰구간은 .107, .193으로 유의하였다. 더불어 병리적 자기애가 분노반추를 통해 사회불안에 미치는 매개 경로(병리적자기애→분노반추→사회불안)도 신뢰구간 .043, .110으로 각각 유의하였다. 이는 병리적 자기애가 자기제시동기와 자기제시기대의 차이를 통해 사회불안에 미치는 단일매개경로와 병리적 자기애가 분노반추를 통해 사회불안에 이르는 단일매개경로가 모두 유의하다는 것을 의미한다.

The bootstrapping results for the mediation effect of self-presentation motive-self-presentation expectation, anger rumination in pathological narcissism and social anxiety

PathMediation effect (B)95% Confidence interval
Pathological narcissism → Self-presentation motive – Self-presentation expectation → Social anxiety.1480.1071 .1953
Pathological narcissism → Anger rumination → Social anxiety.0725.0430 .1104
Pathological narcissism → Self-presentation motive – Self-presentation expectation → Anger rumination → Social anxiety3.0349.0193 .0543

그리고 병리적 자기애가 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이와 분노반추를 통해 사회불안으로 가는 이중매개 경로(병리적자기애→자기제시동기/자기제시기대→분노반추→사회불안)도 신뢰구간 .019, .054로 유의하게 나타났다. 따라서 병리적 자기애가 높을수록 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이값이 크며, 이는 분노반추를 높이고, 사회불안을 증가시키는 것으로 나타났다. 이상의 결과를 종합해보면, 병리적 자기애가 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이와 분노반추를 통해 사회불안에 이르는 각각의 단일매개효과와 더불어 병리적 자기애가 자기제시동기와 자기제시기대의 차이와 분노반추를 통해 사회불안에 이르는 이중매개효과가 유의한 것을 알 수 있다.

고 찰

본 연구는 병리적자기애와 사회불안의 관계에서 자기제시동기와 자기제시기대간의 차이, 분노반추의 매개효과를 확인하고자 하였다. 그 중에서도 내현적 외현적 자기애를 통합한 병리적 자기애가 사회불안에 영향을 미치는 지와 자기제시동기와 기대간의 차이라는 인지적인 요인의 영향과 분노반추가 매개효과를 보이는지 알아봄으로써 사회불안의 유발에 영향을 미치는 다양한 요인들을 검증하고자 하였다. 연구의 결과를 논의하면 다음과 같다.

첫째, 병리적 자기애, 사회불안, 자기제시동기-기대의 차이 및 분노반추 간의 관계를 알아보고자 상관분석을 실시하였다. 그 결과, 병리적 자기애는 사회불안, 자기제시동기, 분노반추와 유의한 정적 상관을 보였고, 자기제시기대와 부적 상관이 나타났다. 이는 내현적 자기애와 사회불안의 관련성을 보인 선행연구들(Oh HY et al., 2012; Na HY et al., 2016)의 결과와 유사하다. 본 연구에서는 내현적 자기애와 외현적 자기애의 특징을 모두 반영하는 병리적 자기애의 경우에도 사회불안과 관련된다는 것을 알 수 있었다. 또한 병리적 자기애가 높을수록 자기제시동기가 높지만, 제대로 잘 해낼 수 없을 것이라는 자기제시기대가 낮다는 점도 알 수 있다. 이는 내현적 자기애 대학생일수록 자기제시동기가 높지만 기대는 낮다는 Na HY et al.(2016)의 연구결과와 일치한다. 그리고 사회불안과 자기제시동기, 분노반추가 유의한 정적 상관을 보였고, 자기제시기대와 중간이상의 유의한 정적 상관을 보였다. 이는 자기제시동기가 높지만, 자기제시기대가 낮을 때 사회불안이 발생한다는 Kim MK et al.(2013)의 연구결과와 동일하다. 그리고 사회불안과 분노반추가 중간정도의 유의한 정적 상관을 보인 점은 사회불안과 분노간에 관련성이 있음을 의미한다. 내현적 자기애자일수록 타인에게 자신이 완벽하지 못하다고 평가받는 것에 대한 걱정이 커지고, 이는 사회적 상호작용 시에 불안이 증가한다는 Park YJ(2013)의 연구와 유사한 결과로 해석될 수 있다.

둘째, 병리적자기애가 사회불안에 미치는 영향에서 자기제시동기-기대차이, 분노반추의 매개효과를 검증한 결과, 병리적자기애와 사회불안 간의 관계에서 자기제시동기-기대 차이가 매개하는 단일매개효과(병리적자기애→자기제시동기-기대차이→사회불안)와 분노반추가 매개하는 단일매개효과(병리적자기애→분노반추→사회불안)가 유의하게 나타났다.

Jeong JW(2017)의 연구에서 내현적자기애와 사회불안의 관계에서 자기제시동기-기대차이가 부분매개 효과를 제시한 것은 본 연구의 결과와 유사하다. 내현적자기애가 높을수록 역기능적 인지특성인 자기제시동기-기대 차이가 높아지고 그로 인해 사회불안이 더 증가하는 것으로 볼 수 있다. 자기제시 모델은 사회불안의 발생과 유지에 대해 인지적인 측면에서 접근하는 모형이며, 사회불안을 잘 설명한다고 평가받고 있다(Hong YG et al., 2010). 즉 사회불안을 경험하는 사람들은 원하는 목표가 있지만 이를 달성할 수 없다고 생각한다는 것이다(Leary et al., 1995). 이는 객관적인 수준에서는 사회적 과업을 수행하는데 결함이 없지만 사회불안을 경험하는 사람들에 대한 이유를 설명해 주고 있다. Schlenker et al.(1992)는 특정한 인상을 제시하는 것과 관련된 내재된 기준이 존재함을 주목하였는데, 아무리 긍정적인 반응을 받더라도 만족하지 못하고 불안해하는 사람은 내재된 기준과 긍정적인 반응이 일치하지 않았기 때문이라고 설명하였다. 즉 타인의 긍정적 반응 그 자체가 중요하다기 보다는 그 사람이 어떤 기준을 가지고 받아들이는가가 중요함을 시사한다. 즉, 한 개인이 타인에게 원하는 인상을 주고자 하는 동기가 크지만 내재적 기준이 지나치게 높기 때문에, 자신이 불가능하다고 판단하면 사회적인 상황을 회피하고 사회불안이 발전될 가능성이 높다고 볼 수 있다.

특히 이는 내현적 자기애자가 평가염려 완벽주의가 높으며, 이로 인해 사회불안에 영향을 미친다는 Park YJ(2013)의 연구결과와도 유사한 맥락에서 해석할 수 있다. 본 연구에서도 병리적 자기애자가 자기제시동기가 높지만 기대가 낮다는 것은 앞서 언급한 내재적 기준이 지나치게 높기 때문으로 본다면 부적응적인 완벽주의가 높음을 알 수 있다. 병리적 자기애자의 사회불안에 대한 개입에는 이들의 경직된 기준, 실수에 대한 염려, 자기 수행에 대한 의심 등에 대해 합리적이고 현실적인 기준을 새롭게 설정하는 인지행동치료나 자신의 심리적인 부족함이나 불편함을 수용할 수 있는 수용전념치료 등의 적용이 필요해 보인다.

또한 자기애성향자의 자동차 운전행동과 관련하여 분노반응을 연구한 Shin DH(2018)는 자기애가 높을수록 운전중 분노사건에 대해 지속적으로 분노감정을 곱씹는 분노반추가 높다고 하였는데, 본 연구에서 병리적자기애가 분노반추에 영향을 준 결과와 부분적으로 일치한다. 자기애성향자가 과시와 특권의식, 자기중심성을 특징으로 하면서 타인에게 자신이 어떻게 평가받는 지에 많은 신경을 쓰고 다른 사람을 통해서 자신의 가치를 확인하려는 성향으로 인해 타인의 시선에 예민하고 쉽게 상처를 받으며, 자신이 생각한 만큼 인정받지 못할 때 분노감이나 적대감을 느낄 수 있을 것으로 보인다. 특히 내현적 자기애가 높은 대학생이 분노반추를 많이 하며, 이는 반응적 공격성을 높인다는 결과(Hong HM, 2016)는 본 연구 결과와 부분적으로 일치하는 면이 있다. 그리고 Kim MJ(2018)는 취약성 자기애가 대인관계문제에 미치는 영향에서 분노반추를 통한 내면화된 수치심의 조절된 매개효과를 보인다고 제안하였다. 이는 타인의 평가에 예민한 자기애자가 자신이 무가치하다고 느끼는 수치심을 과거의 분노 사건에 대한 반추가 증가될수록 높아진다는 것을 의미하므로 본 연구의 결과와 부분적으로 유사하다. 반추는 ‘생각하고 싶지 않음에도 불구하고 자동적으로 반복되는 생각’들을 수반하는 부적응적인 인지적 정서조절전략(Nolen-Hoeksema, 1991)으로서 병리적 자기애성향과 관련이 있다. 반추의 인지적 과정이 부정적 정서를 유지하거나 심화시킨다는 연구결과(Miller et al., 2003)를 고려했을 때, 불쾌한 정서인 사회불안이 분노반추를 통해 유지될 수 있음을 의미한다. 본 연구에서 내현적자기애와 외현적자기애를 통합한 병리적 자기애의 경우에도 분노반추가 높아지는 결과를 보인 점은 병리적 자기애자들이 직접적인 분노표출도 많이 하지만, 분노관련사건을 재해석하고 곱씹어 반복적으로 생각하는 반추성향이 있으므로 이에 대한 개입이 필요함을 시사한다.

셋째, 병리적 자기애가 자기제시동기-기대간의 차이와 분노반추를 통해 사회불안으로 가는 이중매개 경로(병리적자기애→자기제시동기-기대→분노반추→사회불안)가 유의하게 나타났다. Morf & Rhodewalt(2001)는 자기애적 역동을 외부의 확인에 의해 자존감을 유지하는 자기조절방식을 사용함에 주목하였다. 이들은 다른 사람에게 어떻게 비춰질까 하는 점에 과도하게 신경쓰며, 의식하는 부적응적인 자기제시의 경향을 가지고 있음을 보여준다. 자기제시는 다른 사람이 자기자신에 대해서 갖게 되는 인상을 통제하려는 노력을 뜻하는 것으로(Leary & Kowalski, 1995) 지나치고 경직된 자기제시행동은 우울, 사회불안 등 다양한 심리적 어려움과 관련된다. 이와 같이 Kim YH(2019)는 사회불안을 일으킬 수 있는 자기애 성향은 성격적 특성이라는 점에서 직접적인 개입보다는 자기제시기대나 수치심, 분노반추와 같은 다른 변인들을 통한 간접적 경로 또는 매개변인들을 통한 간접적 경로를 통해 사회불안이 유발될 수 있다고 주장하였는데 본 연구에서도 이와 유사한 결과가 도출되었다. 본 연구의 결과를 통해 병리적 자기애자가 사회불안을 경험하는데 있어서 자기제시동기 및 기대가 클수록 분노반추가 증가하는 매개과정을 통해 이루어진다는 점을 알 수 있었다.

이와 같이 여러 기존 연구들은 자기애성향과 부적응적 자기제시가 관련이 있음을 밝혔으나(Mehdizadeh, 2010), 어떠한 인지정서적인 과정을 통해 자기애자가 부적응적인 자기제시를 하게 되는지에 대해 규명한 연구가 많지 않은 상황이다. Jang HJ(2012)는 병리적 자기애자가 완벽주의와 수치심을 매개로 하여 이상적 자기제시와 자기은폐를 포함한 부적응적 자기제시에 영향을 준다고 보았다. 후속되는 연구들에서 다양한 경로를 밝히는 것도 필요해 보인다.

종합하면 본 연구의 목적은 병리적 자기애적인 사람들이 사회불안으로 유발되는 맥락에서 다양한 정서적 인지적 과정을 기술함으로써 부적응적인 자기제시와 분노반추가 매개하는 지 알아보고자 하였다. 이를 위해 병리적 자기애의 개인내적인 역동에 대해 더 깊이 이해하는 계기가 되었다는 점에서 의의가 있다. 특히 최근 들어 급증하는 사회불안 더불어 병리적 자기애의 웅대성과 취약성을 통합적으로 고려하여 자기애의 인지 및 정서적 특징을 깊이 있게 살펴보았다는 점이다. 본 연구는 대부분의 기존 연구와 다르게 병리적 자기애를 하위유형으로 나누지 않고 두 특성이 공존하며 변동하는 것으로 가정하였다. 이는 여러 임상적 관찰에 부합하는 것으로 볼 수 있다. 또한 이들의 자기제시에서 동기가 크지만, 잘 할 수 없으리라는 기대가 낮음으로써 일어나는 자기불일치가 결국 분노반추와 연결되며 이는 사회불안으로 이어진다는 점을 알 수 있었다. 따라서 이들의 심리적 개입 및 치료에서 고려해야 할 다양한 인지정서적 측면을 시사한다는 점이 의의를 가진다.

본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 사회불안이나 병리적 자기애와 관련하여 일반인을 대상으로 질문지를 실시하여 연구되었기 때문에 임상군의 특징을 그대로 반영한다고 볼 수 없겠다. 따라서 병리와 관련된 경향성의 측면에서 해석될 수 있으며, 환자군에 직접 대응하기 어려운 측면이 있겠다. 따라서 후속 연구에서는 일반군과 심도가 있는 환자군까지 연구의 대상을 확장할 필요가 있어 보인다. 둘째, 병리적 자기애의 경우 정신역동적인 측면을 포함하고 있어서 자기보고식 척도로 측정하기 어려운 무의식적 과정들이 포함되어 있다. 그러므로 이를 포괄할 수 있는 다양한 연구방법이 후속연구에서는 구상되는 것이 도움이 될 것이다. 또한 본 연구에서는 다양한 인지정서적인 변인들의 매개효과를 살펴보았으나, 좀 더 자세히 다루지 못하였다는 한계가 있다. 병리적 자기애와 사회불안의 관계에도 관련 변인들이 많은 영향을 미칠 것으로 보인다. 따라서 애착이나 긍정적, 부정적 평가에 대한 두려움, 완벽주의 등 대인관계와 관련된 변인들의 매개나 조절효과를 검증하는 후속 연구를 통해 검증하는 것도 제언할 수 있겠다.

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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March 2020, 28 (1)

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