서론

인간은 기본적으로 인정을 받고 싶은 욕구를 지니고 있어서 인정받지 못할 경우 좌절을 경험하기도 한다. 그러나 타인에게 인정을 받음으로써 자존감을 유지하고자 하는 심리가 지나쳐서 적응에 방해될 때 이를 ‘병리적 자기애’라고 한다(McWilliams, 1994). 자기애는 크게 외현적 자기애와 내현적 자기애로 나눌 수 있다. 두 유형의 자기애는 웅대하고 과장된 자기상을 방어적으로 사용한다는 점에서 기본적 역동은 같지만 손상된 자기상을 복구하기 위해 취하는 방어의 형태는 다르다(Kohut, 1977; Wink, 1991). 외현적 자기애자는 자신의 웅대성을 과시하고 자기중심적인 행동을 통해 취약한 자기를 방어한다. 따라서 상황이나 상대의 입장을 고려하지 않은 채 자신의 감정을 상대에게 직접 표현하고 지배적으로 행동한다(Robbins et al., 1992). 내현적 자기애자는 자기애적인 속성이 외부로 잘 드러나는 외현적 자기애자와 달리 표면적으로는 타인에게 순응하는 모습을 보이지만 실제로는 본인이 거부당하거나 비판을 받아서는 안 되는 존재라고 생각한다(Hart et al., 1996). 따라서 타인의 비난과 비판을 최대한 피하기 위해 타인의 반응에 민감하게 주의를 기울이며 자신의 정서를 드러내지 않으려 한다(Akhtar et al., 1982; Cooper, 1998).

이러한 회피적 대처방식은 고통을 감소시키기보다 오히려 더 증가시켜서 우울, 불안, 적대감 등 여러 심리적 괴로움을 일으킨다. 선행연구에서도 내현적 자기애자는 통제집단이나 외현적 자기애자보다 내면의 적대감과 분노가 높은데, 이를 표출하지 않고 쌓아 두다 보면 어느 순간 폭발하여 대인관계에 어려움이 생길 수 있다고 하였다(Baek SH et al., 2008). 실제로 내현적 자기애자의 대인관계 양상을 살펴보면, 상대와의 상호작용에 있어 자신감이 부족하고 소심한 모습을 보이며, 자신에 대한 타인의 평가를 지나치게 의식하여 회피적인 대인관계 양상을 띤다(Gang SH et al., 2002). 따라서 타인과 관계를 맺고 살며, 긍정적인 사회적 관계를 맺는 것이 인간의 행복에 있어 필수적인 현대사회에서 내현적 자기애자의 대인관계 형성 및 유지의 어려움을 살펴보는 것은 의미 있는 작업이라 사료된다.

지금까지 내현적 자기애자의 대인관계에 대한 선행연구는 대인관계문제에 관한 연구가 대부분이었다(Kim HW et al., 2017; Park Hk et al., 2017; Lee DR, 2018). 그러나 내현적 자기애 성향이 대인관계의 문제를 일으키기 이전에 개인이 인식하는 대인관계의 만족도나 질에 영향을 미칠 수 있다. 또한 우울증상의 부재가 행복하다는 것을 의미하는 것이 아닌 것처럼(Kim MK, 2011) 대인관계 문제의 부재가 대인관계 만족을 뜻하는 것은 아니기 때문에(Kim YS et al., 2012) 내현적 자기애와 대인관계 문제에 대한 연구결과를 대인관계 만족으로 일반화시킬 수는 없을 것이다. 대인관계 만족도는 자신을 둘러싼 중요한 타인과의 관계에서 어느 정도 만족하고 있는가를 의미하는 것으로, 실제 행동으로 나타나는 상호작용에서의 문제와 다르다. 즉, 대인관계에서 실질적인 갈등과 문제가 있다고 해서 만족도가 낮은 것도 아니며 반대로 문제가 없다고 해서 만족도가 높은 것이 아니다. 현재는 표면적으로 드러나는 문제가 없더라도 대인관계 만족감이 낮다면 추후 다양한 갈등상황을 일으킬 수 있으며 실제 대인관계에서의 불만족이 대인관계 문제의 중요한 원인이 될 수 있다(Eun HK, 2001).

이 둘의 관계에 자신을 드러내는 것에 대한 두려움으로 타인에게 자신의 정서를 표현하지 않는 모습이 개입할 가능성이 있다(Kang SY, 2009; Ben-Ari et al., 2011; Ku SH, 2011). 단순히 정서표현을 하지 않는다고 병리적이라고 볼 수는 없다. 정서표현의 부족 자체보다는 정서를 표현하고자 하는 욕구가 있으나 개인적인 이유나 사회적 규범과의 갈등으로 인해 억제하여 심리적, 신체적 어려움을 유발하는 것이 문제이다(Pennebaker, 1985). 이와 같이 자신의 감정을 표현하고 싶은 욕구가 있지만 이를 억제하며 갈등하는 것을 ‘정서표현양가성(ambivalence over emotional expressiveness)’이라고 한다(King et al., 1990). 정서표현양가성의 기저에는 자신이 정서를 표현하면 대인관계에 부정적인 결과를 가져올 것이라는 신념이 깔려 있다(Kennedy-Moore et al., 2001). 정서표현의 양가성은 이를 지각하면 무력감을 느낄 가능성이 높고 우울증과 연관성이 높다는 점에서 임상적으로 주목할 필요가 있다(King et al., 1990).

정서표현양가성은 내현적 자기애 성향인 사람에게서 자주 볼 수 있다(Kang MS, 2011). 자기애적 성격특성이 높은 사람은 타인에게 자신이 기대하는 대우를 받지 못한다고 느끼면 자신이 특별한 존재가 아니고 무능하다고 느끼게 되어 수치심과 심한 좌절감을 느낀다(Kitron, 1994). 이러한 수치심, 좌절감 및 분노를 느낄 경우 본인의 정서를 잘 표출하는 외현적 자기애자와 달리, 내현적 자기애자는 타인이 자신을 어떻게 생각하는 지에 신경을 많이 써서 동일한 상황이더라도 더 많은 수치심과 굴욕감을 느낄 수 있다(Cooper, 1998). 내면화된 수치심이 높을수록 자신의 정서를 지각하는 데 어려움을 느끼게 되는데 이러한 정서 인식의 어려움은 정서표현양가성과 연관이 높다(Kim SA et al., 2006). 또한, 이들은 타인이 자신을 거절하고 좋아하지 않는 것에 민감하므로 자신의 정서를 곧바로 표현하지 않으며, 정서를 표현하고 싶어도 거절을 당할까 두려운 마음에 정서를 표현할지 말지 갈등하고, 억제하는 과정을 한 번 더 거치게 된다(Kang MS, 2011). 이처럼 정서표현양가성은 내현적 자기애자가 자신의 정서를 인식하고 이를 언어로 표현하는 부분에서 어려움을 겪게 되어 나타날 수 있으며, 수치스러운 자신을 직면하는 것이 두려워 사용하는 방어 작용이 될 수 있다(Lee JY, 2008; Lee EY, 2013).

이렇게 대인관계에서 자신의 감정을 솔직하게 이야기하지 못하고 억압하거나 갈등하면 관계에서 친밀감을 느끼기 어렵고 만족스러운 대인관계를 유지하기 어렵다(Kang SY, 2009). 특히 이들은 자기애적 속성인 타인에게 인정받고 싶은 욕구가 강하게 내재되어 있지만(Hart et al., 1996) 이러한 감정을 직접 표현하지 못하는 것이므로 원하는 대우를 받지 못하는 현실에 불만을 가진 채 생활하여 대인관계에 만족하지 못할 수 있다. 이에 본 연구는 내현적 자기애자가 정서를 표현하는 데 있어 어려움을 느끼는 것이 대인관계에서 주관적인 불만족을 경험하는 것에 영향을 미칠 것이라 가정하고 이를 확인해보고자 한다.

정서표현의 경우 문화권에 따라 상대방에게 정서를 표현하는 표현규칙이 다른데, 이러한 점에서 유교적인 가치관과 권위주의 및 집단주의 문화를 가지고 있는 우리나라는 개인주의 문화를 가지고 있는 서구와 차이를 보인다(Lee HM et al., 2018). 즉, 우리나라 사람이 정서표현양가성을 느끼는 대상, 양가감정을 갖는 이유와 그 의미가 서구와는 다르다. 우리나라는 정서를 표현하는 데 있어 관계 양상에 따라 다른 태도를 취하는 특징이 뚜렷하다. 역사적으로 우리는 유교적 가치관과 예절을 바탕으로 하여 수직적인 인간관계를 강조하며 개인의 욕구 표현을 자제하는 것이 윗사람에게 예를 다하는 것이라 여겨왔다(Yi JH, 2000). 일차적인 집단인 가족 내에서는 부모를 섬기는 효(孝)의 실천이 근본이고 이는 충(忠)으로 확대되어 보다 넓은 범위의 조직 생활 및 사회생활에까지 적용되었다. 실제로 직장인의 경우에 공적 관계에서의 표현규칙과 조직 내 상하 관계라는 특수성 때문에 윗사람과의 갈등을 일으키고 싶지 않아 정서표현을 억제하는 경향이 있다(Rhee DW et al., 2014). 이렇게 우리에게는 집단 내에서 상하관계를 의식하여 수직적 위계 속에서 개인의 주장 및 감정을 강하게 표현하지 않는 것이 자연스러운 현상이다(Lee JI et al., 1999; Woo NH, 1999).

유교적인 가치관 외에도 집단주의라는 문화적 특징으로 인해 상대가 윗사람이 아니더라도 집단 내에서 본인의 주장과 감정을 내세우지 않는 경향이 있다. 그러나 최근에는 서구의 개인주의 문화의 영향을 받아 점차 개인주의적 성향으로 변화해가고 있다(Yi JH, 2000). 따라서 윗사람에게는 아직까지도 감정을 직접 표현하지 않는 것이 아랫사람의 도리이자 자연스럽다는 유교적 가치관이 뿌리 깊게 자리 잡고 있지만, 수평관계에 있는 상대에게는 개인주의의 영향으로 본인의 정서를 직접 표현하게 되었다. 수평관계는 크게 연인/배우자 관계와 친구/동료 관계가 있는데 연인과 친구에게 기대하는 역할이 다르고 사랑과 우정에서 오는 심리적, 기능적 차이가 있다는 점에서 서로 다른 관계적 규칙에 의해 지배된다고 할 수 있다(Paik HJ, 1989; Kwak SY et al., 2008). 따라서 크게는 수직관계와 수평관계로 나누고, 수평관계는 연인과 친구 관계로 세분화하여 정서표현양가성을 살펴보는 것이 우리나라 사람의 정서표현 규칙에 맞춘 특징을 깊이 있게 이해하는데 도움이 될 것이다.

기존 정서표현양가성 척도(King et al., 1990)는 행위자 중심에서 정서표현양가성을 갖게 되는 동기에 따라 자기방어적 양가성과 관계관여적 양가성으로 구분하였다. 그러나 수직과 수평적 구조 간에 뚜렷한 차이를 보이는 우리에게는 정서표현양가성을 동기에 따라 나누는 것 보다는 상대와의 관계적 특징에 따라 나눌 필요가 있다. 최근 Lee HM et al.(2018)은 한국사회 구성원이 정서표현 양가성을 느끼는 주 대상인 ‘윗사람’, ‘연인/배우자’, ‘친구/동료’로 정서표현양가성을 세 가지 하위 요인으로 나누어 측정하는 척도를 개발하였다. 연구 결과, 한국의 사회 통념상 수직 관계인 윗사람에게는 감정의 표현을 꺼리고 감정을 표현했을 때 입게 될 피해를 걱정하는 반면, 수평 관계인 연인이나 배우자, 친구나 동료의 경우에는 상대방의 관계를 고려하고 상대방의 반응으로부터 자신을 방어하기 위한 이유로 감정 표현을 억제하고 갈등하는 것으로 나타났다. 이와 같이 관계적 특징에 따라 정서표현양가성을 느끼는 이유가 달랐으며, 정서표현양가성이 대인관계에 미치는 영향 역시 다르게 나타났다. 이에 본 연구는 기존 정서표현양가성 척도가 아닌 우리나라의 사회문화적 맥락에 맞게 대상에 따라 달라지는 정서표현양가성의 차이를 고려한 새로운 척도를 사용하여 내현적 자기애자의 대인관계 만족도를 살펴보고자 한다.

내현적 자기애 성향이 높은 사람의 정서표현 특징과 이러한 특징이 대인관계 만족감에 어떠한 영향을 미치는지를 살펴봄으로써 이들의 관계를 이해하는 것은 내현적 자기애자의 사회적 적응에 도움을 줄 것으로 기대된다. 본 연구에서는 이러한 측면에서 자기애자의 정서표현 특성 중에서도 표현을 하고자 하는 과정에서 양가감정을 느끼는 정서표현양가성을 탐색적으로 확인하고, 내현적 자기애와 대인관계 만족도 사이의 관계에서 정서표현양가성이 매개하는지 알아본다. 이는 내현적 자기애와 대인관계 문제에서 자기자비와 정서표현양가성의 이중매개효과를 살펴본 최근 선행연구(Lee DR, 2018)와 달리, 내현적 자기애자가 정서를 직접 표현하지 못하여 대인관계를 불만스럽게 지각하는지의 여부를 살펴본다는 점에서 차이가 있다. 더 나아가, 본 연구는 관계를 맺는 대상을 관계적 특성에 따라 크게 수직관계인 윗사람, 수평관계인 연인 및 배우자, 친구 및 동료로 구조적으로 나눔으로써 선행연구가 고려하지 못한 한국문화에 맞는 정서표현양가성을 살펴보고자 한다. 특히 20대는 대학생, 군인, 취업준비생, 사회초년생 등으로서 다양한 변화를 겪으면서 다양한 대인관계를 경험하게 된다. 따라서 이들이 자신의 정서를 주변 사람에게 표현하는 것과 억제하는 것 중 어떤 것이 관계에 긍정적인 영향을 미치는지 알아보는 것은 앞으로의 사회생활에 있어 그들의 심리적, 사회적 적응에 중요한 역할을 할 것이다.

연구방법

1. 참가자 및 절차

서울 소재 대학교의 온라인 게시판 및 인터넷 커뮤니티 게시판에 20대 성인 남녀를 모집하는 공고를 올려 모집한 200명에게 설문을 실시하였다. 이 가운데 무성의하게 응답하거나 무응답이 많은 설문지는 제외하여 총 194부를 최종 분석하였다. 참가자로부터 연구에 대한 서면 동의서를 받은 뒤, 성별과 연령 등을 묻는 인구통계학적 질문과 내현적 자기애, 정서표현양가성, 대인관계 만족도를 측정하는 문항으로 구성된 설문지에 응답하도록 요청하였다. 연인이나 배우자가 없어서 연인 및 배우자 정서표현양가성에 응답하지 않은 사람은 8명이 있어, 이 척도에 응답한 사람은 186명이었다. 설문이 끝난 후에는 개별적으로 사례를 하였다. 이 연구는 중앙대학교 기관생명윤리위원회(IRB) 승인(1041078-201805-HRSB-099-01)을 받아 진행되었다.

2. 측정도구

1) 내현적 자기애

Akhtar et al.(1982)의 ‘자기애적 성격장애의 임상적 특성’을 참고하여 Kang SH et al.(2002)이 비임상집단을 대상으로 개발한 내현적 자기애 척도(Covert Narcissism Scale: CNS)를 사용하였다. 총 45문항이고, Likert 5점 척도로 응답하도록 되어 있으며 점수가 높을수록 내현적 자기애 성향이 강함을 의미한다.

본 척도는 5개 요인으로 구성되어 있는데, 이 중 인정욕구/거대자기 환상 요인과 착취/자기중심성 요인은 외현적 자기애와 공유하는 요인이라서 본 연구에서는 내현적 자기애 고유요인인 목표 불안정 요인, 과민/취약성 요인, 소심/자신감 부족 요인을 측정하는 총 27문항만을 사용하였다. 본 연구에서의 3개 하위요인 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .95이었다.

2) 정서표현양가성

Lee HM et al.(2018)이 한국문화에 적절한 정서표현양가성을 측정하기 위해 개발한 척도를 사용하였다. 이 척도는 King et al.(1990)이 제안한 정서표현양가성 개념을 토대로 심층면담한 내용을 분석하고 개발한 것으로 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 거쳐 윗사람 정서표현양가성 4문항, 연인 및 배우자 정서표현양가성 3문항, 친구 및 동료 정서표현양가성 4문항으로 3개 요인의 총 11개 문항으로 구성되었다. Lee HM et al.(2018)의 연구에서 내적 합치도 계수(Cronbach’s α)는 .90이었으며, 본 연구에서는 .91이었다.

3) 대인관계 만족도

대인관계 만족도를 측정하기 위하여 Moon SM(1980)가 번안한 Schlein et al.(1971)의 대인관계 척도(Interpersonal Relationship Scale)를 사용하였다. 이 척도는 총 25문항으로 구성되어 있으며, Likert 5점 척도로 평정하도록 하였다. 만족감, 의사소통, 신뢰감, 친근감, 민감성, 개방성, 그리고 이해성의 7가지 하위영역으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 전반적인 대인관계 수준을 알아보고자 전체 문항의 합산점수만을 사용하였다. Lee HM et al.(2018)의 연구에서 전체 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .97이었고, 본 연구에서도 .97이었다.

3. 자료 분석

본 연구에서는 SPSS 23을 사용하여 각 측정도구의 신뢰도와 구성개념의 타당성을 알아보기 위해 문항 내적일치도 Cronbach’s α계수를 산출하고, 수집된 자료의 일반적 경향성을 살펴보기 위해 기술통계 분석을 실시하였다. Pearson 상관분석을 통해 주요 변인 간의 상관을 알아보고 마지막으로 Hayes(2013)가 제시한 Process Macro를 이용하여 매개효과 분석을 하였다.

결과

1. 기술 통계 및 상관분석

설문 참여자의 평균 연령은 24.5세(SD=2.32), 남성은 69명(31.7%), 여성은 125명(57.3%) 이었다. 본 연구의 변인인 내현적 자기애 성향, 정서표현양가성, 대인관계 만족도의 평균과 표준편차 및 변인 간 상관은 Table 1과 같다.

Table 1

Correlations, means and standard deviations of variables

	1	2	3	4	5	6
1	-
2	.68***	-
3	.28***	.66***	-
4	.58***	.83***	.34***	-
5	.71***	.86***	.35***	.63***	-
6	−.68***	−.59***	−.26***	−.55***	−.59***	-
Mean	78.60	33.36	14.84	8.11	10.74	84.10
SD	22.69	8.67	2.81	3.27	4.46	20.91

1: Covert Narcissism, 2: Ambivalence over emotional expressiveness, 3: Ambivalence over emotional expressiveness to superior, 4: to lover/spouse, 5: to friends/colleagues, 6: Satisfaction of interpersonal relations.

^*** p<.001, N=194 (number of respondents on Lover/spouse=186).

내현적 자기애 성향과 정서표현양가성(윗사람, 연인 및 배우자, 친구 및 동료) 및 대인관계 만족도 간의 상관관계도 Table 1에 제시하였다. 내현적 자기애 성향과 전체 정서표현양가성(r=.68), 내현적 자기애 성향과 윗사람 정서표현양가성(r=.24), 내현적 자기애 성향과 연인 및 배우자 정서표현양가성(r=.61), 내현적 자기애 성향과 친구 및 동료 정서표현양가성(r=.72)은 모두 유의한 정적 상관이 있었다. 내현적 자기애 성향과 대인관계 만족도(r=−.72)는 부적 상관이 있었다. 한편 정서표현양가성과 대인관계 만족도(r=−.59)는 부적 상관이 있었고, 정서표현양가성의 하위요인 역시 대인관계 만족도와 부적 상관이 있었다(윗사람 정서표현양가성, r=−26, 연인 및 배우자 정서표현양가성, r=−.55, 친구 및 동료 정서표현양가성 r=−.59).

2. 내현적 자기애 성향과 대인관계 만족도 관계에서 정서표현양가성의 매개효과 분석

20대 성인 남녀의 내현적 자기애 성향과 대인관계 만족도와의 관계에서 정서표현양가성(윗사람, 연인 및 배우자, 친구 및 동료)의 매개효과를 살펴보기 위해 Hayes(2013)가 제시한 PROCESS Macro를 이용하여 단순매개효과 분석을 실시하였다. 신뢰구간은 95% 수준으로 설정하였으며, 부트스트래핑을 이용하여 5,000회 재표본 작업을 실행하였다.

분석결과(Table 2, Fig. 1), 내현적 자기애 성향은 정서표현양가성을 유의하게 예측하였으며(B=.259), 정서표현양가성도 대인관계 만족도를 유의하게 예측하였다(B=−.583). 내현적 자기애가 대인관계 만족도에 미치는 총 효과(B= −623)와 매개변수를 통제한 직접경로(B=−.472)도 모두 유의하였다. 정서표현양가성의 매개효과가 통계적으로 유의한지 검증한 결과, 내현적 자기애 성향이 대인관계 만족도에 미치는 간접효과가 유의한 것으로 나타났으며(B=−.151) 95% 신뢰구간에서 정서표현양가성에 대해 간접효과 계수의 상한값(−.247)과 하한값(−.062)이 0을 포함하고 있지 않아서 정서표현양가성이 부분적으로 매개하는 것을 보여주었다(Hayes, 2013).

Table 2

The mediating effect of ambivalence over emotional expressiveness in the relationship between covert narcissism and satisfaction of interpersonal relations

Direct effect	B	SE	t	p
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness	.2593	.0203	12.7865	.0000
Covert Narcissism → Satisfaction of interpersonal relations	−.4719	.0649	−7.2700	.0000
Ambivalence over emotional expressiveness → Satisfaction of interpersonal relations	−.5828	.1698	−3.4326	.0007
Indirect effect	B		95% Confidence Interval
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness → Satisfaction of interpersonal relations	−.1511		−.2465, −.0619

Fig. 1

Mediation model of ambivalence over emotional expressiveness.

다음으로, 정서표현양가성의 하위요인별로 매개효과를 살펴보았다. 윗사람 정서표현양가성의 매개효과 분석 결과(Table 3, Fig. 2), 내현적 자기애 성향은 윗사람 정서표현양가성을 유의하게 예측하였으나(B=.035), 윗사람 정서표현양가성은 대인관계 만족도를 유의하게 예측하지 못하였다(B=−.570). 따라서 정서표현양가성은 둘 간의 관계에서 매개효과를 가지지 못하고 내현적 자기애가 대인관계 만족도에 미치는 직접효과(B=−.603)만 존재하였다.

Table 3

The mediating effect of ambivalence over emotional expressiveness to superior in the relationship between covert narcissism and satisfaction of interpersonal relations

Direct effect	B	SE	t	p
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness to superior	.0352	.0086	4.1063	.0001
Covert Narcissism → Satisfaction of interpersonal relations	−.6029	.0510	−11.8200	.0000
Ambivalence over emotional expressiveness to superior → Satisfaction of interpersonal relations	−.5699	.4118	−1.3839	.1680
Indirect effect	B		95% Confidence Interval
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness to superior → Satisfaction of interpersonal relations	−.0201		−.0526, .0079

Fig. 2

Mediation model of ambivalence over emotional expressiveness to superior.

연인 및 배우자 정서표현양가성의 매개효과 분석 결과(Table 4, Fig. 3), 내현적 자기애 성향은 연인 및 배우자 정서표현양가성을 유의하게 예측하였으며(B=.083) 연인 및 배우자 정서표현양가성 역시 대인관계 만족도를 유의하게 예측하였다(B=−1.556). 내현적 자기애가 대인관계 만족도에 미치는 총 효과(B=−.626)와 매개변수를 통제한 직접경로(B=−.496)도 모두 유의하였다. 간접효과의 계수는 −.130이었으며, 95% 신뢰구간에서 윗사람 정서표현양가성에 대해 간접효과 계수의 상한값과 하한값은 −.208과 −.055이었다. 즉, 95% 신뢰구간에 0이 포함되지 않아서 연인 및 배우자 정서표현양가성이 내현적 자기애와 대인관계 만족도를 부분 매개하였음을 확인할 수 있었다.

Table 4

The mediating effect of ambivalence over emotional expressiveness to lover/spouse in the relationship between covert narcissism and satisfaction of interpersonal relations

Direct effect	B	SE	t	p
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness to lover/spouse	.0832	.0086	9.6538	.0000
Covert Narcissism → Satisfaction of interpersonal relations	−.4964	.0600	−8.2764	.0000
Ambivalence over emotional expressiveness to lover/spouse → Satisfaction of interpersonal relations	−1.5557	.4179	−3.7226	.0003
Indirect effect	B		95% Confidence Interval
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness to lover/spouse → Satisfaction of interpersonal relations	−.1295		−.2082, −.0545

Fig. 3

Mediation model of ambivalence over emotional expressiveness to lover/spouse.

마지막으로, 친구 및 동료 정서표현양가성의 매개효과 분석 결과(Table 5, Fig. 4), 내현적 자기애 성향은 친구 및 동료 정서표현양가성을 유의하게 예측하였으며(B=.140) 친구 및 동료 정서표현양가성도 대인관계 만족도를 유의하게 예측하였다(B=−1.047). 내현적 자기애가 대인관계 만족도에 미치는 총 효과(B=−.623)와 매개변수를 통제한 직접경로(B=−.477)도 모두 유의하였다. 간접효과의 계수는 −.146이었으며, 95% 신뢰구간에서 친구 및 동료 정서표현양가성에 대해 간접효과 계수의 하한값과 상한값이 −.237, −.056으로 0을 포함하지 않았다. 즉, 내현적 자기애와 대인관계 만족도의 관계를 친구 및 동료 정서표현양가성이 부분 매개한다는 결과를 얻었다.

Table 5

The mediating effect of ambivalence over emotional expressiveness to friends/colleagues in the relationship between covert narcissism and satisfaction of interpersonal relations

Direct effect	B	SE	t	p
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness to friends/colleagues	.1395	.0100	13.9351	.0000
Covert Narcissism → Satisfaction of interpersonal relations	−.4769	.0681	−7.0037	.0000
Ambivalence over emotional expressiveness to friends/colleagues → Satisfaction of interpersonal relations	−1.0473	.3463	−3.0247	.0028
Indirect effect	B		95% Confidence Interval
Covert Narcissism → Ambivalence over emotional expressiveness to friends/colleagues → Satisfaction of interpersonal relations	−.1461		−.2368, −.0563

Fig. 4

Mediation model of ambivalence over emotional expressiveness to friends/colleagues.

고찰

본 연구는 20대 성인 남녀를 대상으로 내현적 자기애 성향, 정서표현양가성 정도, 대인관계 만족도를 살펴보고, 내현적 자기애 성향이 대인관계 만족도에 영향을 미치는 과정에서 정서표현양가성이 매개효과를 보이는지 알아보았다. 이를 통해 내현적 자기애자가 정서표현에 있어 양가감정을 느끼는 것이 대인관계 만족도에 영향을 미치는지 확인해보고자 하였다. 본 연구에서는 한국 문화의 관계적 특징을 반영한 새로운 정서표현양가성 척도를 사용하여 내현적 자기애 성향이 있는 사람의 대인관계 만족도를 살펴보았다.

본 연구의 결과는 다음과 같다. 먼저, 내현적 자기애가 대인관계 만족도에 부적 영향을 미쳤다. 이는 내현적 자기애 성향자는 자신의 취약한 자존감을 감추고 자기 자신을 방어하고자 상대에게 예민하게 반응하게 되는데, 그 결과 대인관계에서의 불편함을 가져와 관계를 만족스럽다고 느끼지 못하는 것으로 볼 수 있다. 이러한 결과는 내현적 자기애 성향이 높을수록 대인관계에서 자기중심적이지만 높은 만족감을 갖기 어렵다는 선행 연구 결과와 일치하며(Kang SY, 2009; Choi MK et al., 2010; Choi JY et al., 2014), 대인관계 중에서도 이성관계에 초점을 맞춰 연구한 국내 선행연구 결과(Choi JH, 2011; Park HK et al., 2017)와 일치한다.

한편, 내현적 자기애와 대인관계 만족도 사이의 관계를 정서표현양가성이 매개하는 것으로 나타났다. 즉, 내현적 자기애 성향이 높을수록 정서표현양가성을 많이 느끼며 이러한 양가감정을 많이 가질수록 대인관계의 만족감이 낮았다. 이상의 결과는 내현적 자기애 성향이 높을수록 타인의 부정적 평가에 대한 두려움으로 타인의 반응에 민감하여 본인의 정서나 욕구를 그대로 표현하지 못하고 정서를 표현해도 괜찮을지 아니면 억제하는 것이 좋을지에 대한 양가감정을 느낀다는 연구결과와 일치한다(Lee JY, 2008; Kang MS, 2011). 그리고 이렇게 정서를 표현하고 싶어도 이를 직접 표현할지 말지 갈등하고 억제하는 것이 궁극적으로 대인관계에 있어서는 만족감을 주지 못한다는 것을 의미한다. 이는 우리나라 학생이 친구와의 갈등 해결 방식으로 자신의 의견이나 감정을 내세우기 보다는 친구의 의견 및 감정을 우선하는 양보의 방식을 사용하는 것이 궁극적으로 친구에 대한 불만족과 관련이 있다는 선행연구 결과와 그 맥을 같이 한다(Rhee UH et al., 2000). 또한 정서표현양가성이 높은 사람은 이성 관계나 전반적인 대인관계에서 만족도를 낮게 지각한다는 연구 결과(Kang SY, 2009)와도 일치한다.

정서표현양가성의 하위요인에 따라 매개효과를 살펴보면, 먼저 윗사람 정서표현양가성은 내현적 자기애 성향과 대인관계 만족도 사이를 매개하지 않았다. 이와 같은 결과는 수평적 관계인 연인 및 배우자, 친구 및 동료와 달리 수직적 관계인 윗사람과의 관계에서 정서표현양가성 점수가 높음을 고려하여 해석할 수 있을 것이다. 우리나라의 문화적 특징의 하나로 유교적 문화는 상하관계를 중시한다. 그 영향으로 우리는 어릴 때부터 윗사람에게는 자신의 정서를 그대로 표현하는 것이 예의에 어긋나는 것이라 배워왔다. 따라서 정서를 표현하기 보다는 억제하는 것이 미덕이라 보는 경향이 있어서 정서를 표현하지 않는다고 크게 불편해 하거나 불만스러워 하지는 않는 것으로 보인다(Hwang HS et al., 2016). 이는 윗사람에게 예의를 차리고 정서표현을 억제하는 것이 오히려 대인관계 만족도를 높힌다는 Lee HM et al.(2018)의 연구 결과와 부분적으로 일치한다.

반면 연인 및 배우자와 친구 및 동료 정서표현양가성은 내현적 자기애 성향과 대인관계 만족도 사이를 유의하게 매개하였다. 즉, 내현적 자기애 성향이 높을수록 연인 및 배우자에게, 그리고 친구 및 동료에게 정서표현양가성을 많이 느끼며 이것이 결국 대인관계에 있어 만족감을 낮추었다. 우리사회는 개인주의 문화가 연인 및 배우자, 친구 및 동료와의 관계에 점차 큰 영향을 미치고 있다. 이러한 수평관계에서는 내현적 자기애의 정도가 대인관계 만족도에 미치는 영향을 정서표현양가성이 설명한 것으로 이해할 수 있을 것이다. 본 연구에서의 연인 및 배우자 정서표현양가성의 매개효과는 미혼커플을 대상으로 내현적 자기애와 이성관계 만족도 사이에 정서표현양가성이 매개하는지 살펴본 Park HK et al.(2017)의 연구와는 다른 결과이다. 선행연구는 내현적 자기애가 이성관계 만족도에 미치는 직접효과만 나타났는데, 선행연구와 본 연구 간의 결과가 다르게 나온 이유는 두 연구에서 사용한 척도의 차이 때문으로 보인다. 선행연구는 Choi HY et al.(2007)이 번안한 King et al.(1990)의 정서표현양가성 척도를 사용하여 양가감정을 느끼는 대상이 누구인지에 관계없이 전반적인 정서표현양가성의 정도를 알아보았다. 반면 본 연구는 정서표현양가성을 느끼는 대상을 연인 및 배우자로 관계를 한정지어 살펴보았다는 차이를 가지고 있다.

본 연구의 의의 및 시사점은 다음과 같다. 첫째, 초기 성인기인 20대는 대학교 입학과 졸업, 군대, 사회생활의 시작과 적응 등 많은 변화를 경험하면서 또래와 가족과의 관계에서 벗어나 새로운 사람과 다양한 관계를 맺기 시작하는 시기이다. 이렇게 대인관계의 범위가 점차 확장되기 시작하면서 20대에는 앞으로의 삶에 있어 기본이 되는 대인관계적 요소가 정립된다. 따라서 대인관계에 있어 그 어느 때보다 중요한 시기인 20대에 초점을 맞춘 연구라는 점에서 향후 이들이 대인관계적 적응을 돕는 데 크게 기여할 것으로 보인다.

둘째, 내현적 자기애자의 대인관계문제에만 초점을 맞춰 살펴보았던 선행연구와 달리 내현적 자기애자가 느끼는 대인관계 만족도를 살펴보아 개인이 인식하는 주관적 만족도나 질에 대하여 살펴보았다. 대인관계 문제의 부재가 대인관계에 만족한다는 것을 의미하는 것이 아니라는 점에서 이는 또 다른 함의를 담고 있다고 볼 수 있겠다.

셋째, 유교와 집단주의 문화로 인해 우리나라는 관계의 특징에 따라 정서를 표현하는 규칙이 다르고, 양가감정을 가지는 이유가 다르다. 이에 본 연구는 개인주의 문화를 바탕으로 개발된 기존 정서표현양가성 척도(Choi HY et al., 2007)가 아닌 한국 문화에 맞게 관계적 특징을 ‘윗사람’, ‘연인/배우자’, ‘친구/동료’라는 하위 요인으로 나누어 측정하는 척도를 사용하여 상대가 누구냐에 따라 양상이 어떻게 다른지를 살펴보았다.

넷째, 이러한 점에서 만족스러운 대인관계 형성에 어려움이 있는 내현적 자기애 성향자를 상담 장면에서 마주하게 된다면 그 대상이 누구냐에 따라 상담 및 치료의 방향성을 잡는데 도움이 될 것으로 보인다. 즉, 내현적 자기애 성향의 내담자가 윗사람과의 관계에서 대인관계적인 불편감 및 어려움을 겪는다면, 우리나라 사람이 전반적으로 높은 정서표현양가성을 가지고 있기 때문일 수 있음을 시사한다. 반면 연인 및 배우자, 친구 및 동료와의 관계에서 어려움을 겪는다면, 내현적 자기애 특성의 영향으로 정서표현양가성이 높은 까닭일 수 있으므로 외부적인 원인을 탓하기 보다는 자신을 돌아볼 수 있는 기회를 제공할 수 있을 것이다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 연구 참여자 집단은 남성보다 여성의 비율이 높아서 연구 결과를 일반화하는 데 신중해야 할 것이다. 또한 연령분포가 만 20∼29세로 한정되어 있기에 연구 결과를 성인 남녀로 보다 일반화하기 위해서는 성별과 연령대를 확장시켜 좀 더 다양한 연구대상을 포함한 연구가 되어야 할 것이다.

둘째, 본 연구에서는 내현적 자기애를 양적으로 측정하여 성향으로 간주하였다. 그러나 내현적 자기애는 성격장애로 진단이 가능하기 때문에 향후 연구에서는 일정 점수 이상의 기준을 두고 실제 성격장애에 가까운 사람을 대상으로 연구하는 것이 필요할 것이다.

셋째, 본 연구는 자기보고식 설문지를 사용한 것이기에 응답자의 개인적 요인과 상황적 요인으로 인해 응답이 왜곡됐을 가능성이 존재한다. 내현적 자기애 성향자의 경우 부정적으로 평가 받는 것을 두려워하여 자신의 본래 모습 또는 당시의 상태와 관계없이 긍정적으로 응답했을 수 있다. 이와 마찬가지로 정서표현양가성에 방어적으로 반응하여 익명성이 보장되는 설문임에도 불구하고 사회적으로 바람직하다고 생각하는 반응을 했을 가능성을 배제하기 어렵다. 향후에는 자기보고식 설문 보다 자료의 객관성 및 신뢰성을 더욱 확보할 수 있는 측정 방법을 사용할 필요가 있겠다.

넷째, 정서표현양가성은 관계적 특징에 따라 윗사람, 연인 및 배우자, 친구 및 동료로 나누어 살펴봤지만 대인관계 만족도는 전반적인 대인관계 수준을 살펴보는 것에 그쳤다는 제한점이 있다. 향후에는 내현적 자기애 성향이 윗사람, 연인 및 배우자, 친구 및 동료 대인관계 만족도에 미치는 영향을 윗사람, 연인 및 배우자, 친구 및 동료 정서표현양가성이 각각 매개하는지 확인할 필요가 있어 보인다.

Notes

Conflicts of interest

The authors declared no conflict of interest.

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Figure & Data

References

Citations

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