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Journal of Social Science - Vol. 32 , No. 1

[ Article ]
Journal of Social ScienceVol. 31, No. 4, pp.69-88
Abbreviation: jss
ISSN: 1976-2984 (Print)
Print publication date 31 Jul 2020
Received 25 May 2020 Revised 28 Sep 2020 Accepted 19 Oct 2020
DOI: https://doi.org/10.16881/jss.2020.10.31.4.69

내면화된 수치심과 자기은폐의 관계: 자기비난과 정서표현양가성의 매개효과
차보영 ; 이아라
경상대학교 심리학과

Relationship between Internalized Shame and Self-Concealment: Mediating Effects of Self-Criticism and Ambivalence over Emotional Expressiveness
Bo Young Cha ; A Ra Lee
Department of Psychology, Gyeongsang National University
Correspondence to : 이아라, 경상대학교 심리학과 부교수, 경상남도 진주시 진주대로 501 사회과학대학 332호, E-mail : dreammaker@gnu.ac.kr


초록

본 연구는 자기은폐에 영향을 미치는 요인들을 확인하기 위한 목적으로, 내면화된 수치심과 자기은폐와의 관계에서 자기비난과 정서표현양가성이 매개하는지 검증하였다. 전국소재 291명의 대학생을 대상으로 수집된 데이터를 구조방정식 모델을 사용하여 분석하였다. 연구결과, 첫째, 내면화된 수치심은 자기비난, 정서표현양가성, 자기은폐와 정적상관을, 자기비난은 정서표현양가성, 자기은폐와 정적상관을, 정서표현양가성은 자기은폐와 정적상관을 나타냈다. 둘째, 자기비난과 정서표현양가성은 내면화된 수치심과 자기은폐 사이의 관계를 순차적으로 매개했다. 본 연구의 결과를 토대로 대학생 상담장면에서 자기은폐 문제를 줄이기 위해 자기비난과 정서표현양가성의 감소에 초점을 둔 개입방법을 제안하였다. 또한 연구의 의의 및 추후 연구를 위한 논의를 제시하였다.

Abstract

This study Focused on the relationship among internalized shame, self-criticism over emotional expressiveness, self-concealment, and, more specifically, the mediating effects of self-criticism and ambivalence over emotional expressiveness on the relationship between internalized shame and self-concealment. Data from a total 291 college students were analyzed using structural equation model testing. The results showed that internalized shame had positive correlations with self-criticism, ambivalence over emotional expressiveness, and self-concealment. self-criticism had positive correlations with ambivalence over emotional expressiveness, and self-concealment and ambivalence over emotional expressiveness had a positive correlation with self-concealment. Self-criticism and ambivalence over emotional expressiveness sequentially mediated the relationship between internalized shame and self-concealment. Overall, the results of this study can be applied in actual consultations for reduce the college students’ self-concealment in the form of training programs to reduce self-criticism and ambivalence over emotional expressiveness effectively.


Keywords: Internalized Shame, Self-Criticism, Ambivalence over Emotional Expressiveness, Self-Concealment
키워드: 내면화된 수치심, 자기비난, 정서표현양가성, 자기은폐

1. 서 론

다른 사람들에게 쉽게 이야기 할 수 없는 생각이나 경험을 가지고 있다는 것은 특별한 일이 아니다. 따라서 적절한 수준의 비밀을 갖는 것은 그 자체로 문제라고 볼 수 없을 뿐더러, 상황에 따라서는 적응적인 기능을 가진다. 그러나 이러한 비밀의 수준이 지나치게 높은 경우, 즉 자신의 부정적인 정보들을 과도하게 감추는 것은 부적응적인 측면을 가지고 있으며, 다양한 심리적 문제를 야기할 수 있다(박미란, 이지연, 2008; 서은주, 권경인, 2018).

이와 관련하여 Larson과 Chastain(1990)은 고통스럽거나 부정적으로 인식하는 자신의 정보를 타인에게 숨기는 적극적인 경향성을 자기은폐라는 용어로 정의하였다. 관련한 선행연구들에서 자기은폐는 신체적 증상 및 심리적 부적응과 유의미한 관련이 있었으며(박미란, 이지연, 2008; 최정아, 2015; 최희철, 김지현, 2009; Barbara & Gerard, 2017; Larson & Chastain, 1990; Michael, Lauren, Kellie, & Aditi, 2016), 대인관계와 정서표현과도 유의미한 상관이 있음이 보고되었다(김정애, 이민규, 2014).

특히 자기은폐는 전문적 도움추구에도 중요한 영향을 미치는 변인으로 관심을 받아왔다(박정언, 박은아, 2016; 서승아, 2014; 최영주, 2013; 최효진, 2010). 자기은폐 수준이 높을수록 자신의 문제를 드러내지 못하게 되어 문제해결을 위한 정보나 충고를 받을 수 있는 정보적 지지로부터 소외될 수 있고(장진이, 2000), 타인들로부터 적절한 도움을 받지 못해 더 많은 신체적 증상과 심리적 부적응을 경험한다는 것이다(김동민, 양대회, 2010; 김주미, 2002; 서승아, 2014). 이러한 연구 결과들은 자기은폐 수준이 높을수록 심리적 불편감이 증가하여 타인의 도움을 얻는 과정을 더욱 필요로 하지만, 자기은폐가 이러한 도움 요청과정을 방해할 수 있다고 제언한다. 또한 상담과정에서 자신의 정보를 상대에게 은폐하고자 하는 경향은 중요한 정보를 제공하지 않거나 상담수준을 피상적으로 만드는 등의 영향을 주어, 결국 상담자의 적절한 치료적 도움을 받는 것을 어렵게 만들 수 있다(서은주, 권경인, 2018).

지금까지의 자기은폐 연구는 주로 부적응적 특성들과의 관련성을 밝히는 것에 초점이 맞춰져 왔는데, 특히 종속 변수에 영향을 주는 독립변수나 매개변수로써 연구되어 왔다. 이에 따라 자기은폐성향이 높다는 것이 개인의 어떠한 부적응에 영향을 주는지는 검증되었으나, 한편으로는 어떠한 심리적 기제가 자기은폐의 수준에 영향을 미치는지를 밝힌 연구는 상대적으로 미흡하게 이루어졌다(손진희, 유성경, 2004). 즉, 기존의 자기은폐 연구들로는 개인의 어떠한 특성들이, 어떠한 과정을 거쳐 자기은폐의 수준을 높이거나 낮추는지 충분히 파악하기 어렵다. 본 연구에서는 자기은폐에 이르는 심리적 과정을 밝히는 연구가 부족하다는 것이 결국 자기은폐 수준을 사전에 경감시키기 위한 적절한 개입의 근거가 부족함을 시사한다는 제언(강지헌, 2018), 그리고 자기은폐가 높은 내담자에게 적절한 도움을 제공하기 위해서 이들의 개인 내적 특성을 이해할 필요가 있다는 제언(서은주, 권경인, 2018)에 기초하여, 관련 요인들이 자기은폐에 미치는 심리적 과정을 이해하고자 하는데 초점을 두었다.

자기은폐와 관련한 선행연구들은 다양한 변인들과 관련되어 연구되어 왔는데, 본 연구에서는 그 중에서 수치심에 관심을 두었다. 수치심이라는 변인은 그 자체로도 자기은폐와 밀접이 관련이 있을 뿐 아니라, 주요 원인이 될 수 있다고 강조되기 때문이다(서은주, 권경인, 2018; Pineless, Street, & Koenen, 2006). 이에 더해 자기은폐와 관련된 개인적 성격요인 중 가장 핵심적인 자기애 성향의 핵심정서 역시 수치심이라는 제언(McWilliams, 1994) 또한 수치심이 자기은폐와 밀접한 관련이 있음을 뒷받침한다.

이에 따라 본 연구에서는 수치심이라는 변인을 중심으로, 수치심이 어떠한 심리적 과정을 통해 자기은폐에 영향을 미치는지 확인하고자 하였다. 수치심이란 자신의 부족함이 드러나는 경우 스스로를 부적절하고 결핍된 존재로 인식함으로써 느끼는 고통스러운 감정으로(Kaufman, 1989), 자기에 대해 부정적으로 표상하는 정서적 자기개념이며(하은혜, 곽진영, 2010), 자신의 존재 자체에 대한 공허감과 부적절감을 포함하는 문제로 설명된다(이인숙, 최해림, 2005). 이러한 수치심은 생애 초기에 형성돼 한 생애에 걸쳐 성격적 특질로 자리 잡는, 개인의 내면화된 성격으로 여겨지기도 한다(이성원, 양난미, 2015). 이와 같은 내면화된 수치심은 수치심을 유발할 상황이 아님에도 불구하고 자신을 부정적으로 평가하고, 따라서 다른 사람에게 자신의 모습이 드러나는 것을 두려워하여 자기은폐의 수준을 높일 수 있다(한완규, 2017). 내면화된 수치심이 자기은폐에 유의미한 영향을 주는 연구 결과들(강지헌, 2018; 김민성, 김은정, 2019; 신지훈, 2020; 전진용, 2019) 역시 이러한 영향력을 뒷받침한다.

한편 내면화된 수치심이 자기은폐에 중요한 영향을 미친다고 하더라도, 내면화된 수치심을 일상이나 상담 장면에서 다루는 것은 쉬운 일이 아니다. 내면화된 수치심이 분노, 우울과 같은 2차 정서 아래에 있는 성격적 특질로 간주되기 때문이다(Cook, 2001). 또한, 상담과정에서 내담자의 내면화된 수치심을 직면하고 다루는 작업이 내담자의 준비도나 취약성 등에 따라 어떠한 내담자에게는 위험하거나 적절하지 않을 수 있다는 제언들(고나영, 2004; 장진아, 2006)도 고려할 필요가 있다. 이러한 제언들은 내면화된 수치심이 자기은폐에 미치는 영향에서 보다 효과적인 상담 개입 및 변화가 용이한 매개변인에는 무엇이 있는지 탐색해 볼 필요가 있음을 시사한다. 내면화된 수치심이 자기은폐에 미치는 간접효과가 유의미한 것으로 나타나 내면화된 수치심이 다른 심리적 요인들의 매개과정을 거쳐 자기은폐에 이르게 됨을 유추할 수 있다는 제언(강지헌, 2018) 역시 매개변인 탐색이 필요함을 시사한다.

한편 수치심과 관련하여 가장 연구가 많이 된 변인 중 하나는 바로 자기비난이나 정서조절 및 표현 문제와 관련된 것이다(홍지선, 김수임, 2017), 자기비난은 대표적인 역기능적 신념의 하나로, 자신에 대한 가혹하고 처벌적인 평가를 의미한다(손은정, 2010). 자기비난이 높은 사람들은 자신뿐만이 아니라 타인에 대해 판단적이고 타인의 비난에 대한 염려로 정서적인 면에 매우 민감하다(이문선, 2013). 이러한 자기비난이 수치심과 강한 정적 상관을 보인다는 연구들은 지속적으로 이루어져왔다(권희영, 홍혜영, 2010; 홍선혜, 2015; Jason & Melissa, 2015; Lutwak, Panish, & Ferrari, 2003). 내면화된 수치심이 높은 사람들은 수치심을 경험할 때 자신에 대해 부정하게 되고, 그러한 결과로 자기를 비난하게 된다는 것이다(이문선, 이동훈, 2014).

이러한 자기비난의 결과는 자기은폐에 유의미한 영향을 미칠 것으로 예측된다. 자신을 부정적으로 평가하는 사람은 자신의 모습을 드러내기보다 숨기고자 하는 방향으로 행동하는 것이 더 자연스러울 수 있다. 아직까지 자기비난과 자기은폐의 관련성을 직접적으로 살펴본 연구는 많지 않지만, 자신에 대해서 비판적일수록 스스로를 은폐하려는 성향이 높아진다는 연구결과(Richardson & Rice, 2015)나 자기 비판적 완벽주의 수준이 자기은폐에 직·간접적으로 영향을 미친다는 연구결과(김주영, 신희천, 김은하, 2018)들을 통해서 이러한 관련성을 유추해볼 수 있다.

한편 내면화된 수치심이 자기비난을 높이고, 이러한 자기비난이 자기은폐 수준을 높이는 과정을 설명함에 있어 발생 가능한 부정 정서를 함께 고려할 필요가 있다. 이는 자기비난이 심리적 부적응에 미치는 영향을 확인함에 있어, 자기비난으로부터 발생하는 부정정서에 어떻게 반응하느냐를 함께 살펴보아야 할 필요성이 있다는 제언(함성민, 현명호, 2015)과 맥락을 같이 하는 것이다. 특히 자기은폐가 단순히 낮은 표현성 보다 표현 욕구를 억제하는 것에 더욱 부정적 기능을 한다는 연구 결과(Pennebaker, Colder, & Sharp., 1990)에 기초했을 때, 해당 심리적 과정에서 발생하는 정서에 대한 반응, 그 중에서도 표현 욕구와 관련된 변인을 통합적으로 고려할 필요성이 보다 강조된다.

정서표현양가성은 자신의 감정을 표현하고 싶은 욕구를 억제하며 갈등하는 것과, 표현했을 경우의 위험에 대해 후회하는 경향성을 의미한다(신채영, 유순화, 윤경미, 2013). 정서표현양가성이 높은 경우 정서를 표현하고 싶은 상황에서도 그렇게 하면 안 될 것 같은 감정을 느끼기 때문에, 표현하는 것을 어려워하며(김미진, 2009; 유주현, 2000), 문제를 부정하고 회피하는 대처방식을 주로 사용하게 된다(Sarason et al., 1991). 이상의 연구들은 정서표현양가성이 자신에 대한 정보나 감정들을 회피하고 감추는 자기은폐 성향에 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 또한 수치심이 내면화된 사람은 타인과의 경험에서 자기에 대한 부정적 평가와 관계에서 거부당할 것이라는 두려움을 느끼거나(이지연, 2008), 긍정정서를 느낄 때도 수치심이 동반되기 때문에(김민경, 2008) 자신의 정서를 표현하는데 어려움을 경험한다는 연구를 함께 살펴보면, 내면화된 수치심이 정서표현양가성을 통해 자기은폐의 수준을 높일 것으로 예측할 수 있다.

요약하면 본 연구는 대학생의 내면화된 수치심이 자기은폐에 미치는 심리적 과정을 구체적으로 이해하고, 특히 그 과정에서 치료적 변화를 추구할 수 있는 인지적, 정서적 과정을 살펴보고자 하는 목적을 가진다. 이를 위해 관련된 선행연구들을 토대로, 수치심이 내재화되어 있는 사람들이 상황과 경험에 대해 자기비난적인 인지적 평가를 하고 이로 인해 정서표현양가성이 유발되며, 이러한 양가성이 자기은폐라는 회피 대처를 더욱 증가시킬 것으로 예상하였다. 이에 따라 대학생을 대상으로 내면화된 수치심이 자기비난과 정서표현양가성을 순서대로 매개하여 자기은폐를 높일 것으로 연구모형을 선정하였다. 이를 통해 확인하는 본 연구의 결과는 자기은폐 내담자가 평소 대인관계에서 보이는 반복되는 패턴과 그 안에서 나타나는 내담자의 인지와 정서를 함께 고려한 통합적인 이해가 필요하다는 제언(박소현, 2012)에 답할 수 있는 하나의 기초연구가 될 수 있을 것이다. 개인의 어떤 인지적, 정서적 특성이 자기은폐라는 행동경향성에 영향을 주는지 알 수 있다면 자기은폐 수준이 높은 내담자를 위한 효과적인 개입방법을 마련하는데 방향성을 얻을 수 있을 것으로 기대한다.

본 연구의 연구문제 및 연구가설은 다음과 같다.

  • ∙연구문제 1. 내면화된 수치심, 자기비난, 정서표현양가성, 자기은폐 간의 관계는 어떠한가?
  • - 가설 1-1. 내면화된 수치심은 자기비난, 정서표현양가성, 자기은폐와 정적 상관을 나타낼 것이다.
  • - 가설 1-2. 자기비난은 정서표현양가성, 자기은폐와 정적 상관을 나타낼 것이다.
  • - 가설 1-3. 정서표현양가성은 자기은폐와 정적 상관을 나타낼 것이다.
  • ∙연구문제 2. 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 자기비난, 정서표현양가성의 매개효과는 어떻게 나타나는가?
  • - 가설 2-1. 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 자기비난은 부분매개 할 것이다.
  • - 가설 2-2. 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 정서표현양가성은 부분매개 할 것이다.
  • - 가설 2-3. 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 자기비난과 정서표현양가성은 이중매개 할 것이다.

<그림 1> 
연구 모형


2. 방 법
1) 연구대상

서울, 울산, 경남 소재의 4년제 대학교 대학생 300명을 대상으로 설문을 실시하였다. 회수된 설문지 중 불성실한 응답이거나 결측치가 있는 자료 9부를 제외하고 총 291부의 자료를 분석에 사용하였다. 연구 참여자들의 인구통계학적 특성은 남자 108명(37.1%), 여자 183명(62.9%)이었고, 연령은 만 18세에서 만 27세 사이였으며, 평균 21.37세(SD=2.09)였다. 연구 참여자들의 학년별 분포는 1학년 72명(24.7%), 2학년 51명(17.5%), 3학년 70명(24.1%), 4학년 88명(30.2%), 5학년 이상 10명(3.4%)이었고, 전공별 분포는 인문사회계열 144명(49.5%), 자연과학계열 39명(13.4%), 예체능계열 9명(3.1%), 공학계열 35명(35%), 농학계열 22명(7.6%), 사범계열 7명(2.4%), 상경계열 12명(4.1%), 기타 23명(7.9%)이었다.

2) 연구절차

본 연구의 설문지는 각 변인들의 척도와 인구통계학적 정보가 포함된 자기보고식 문항으로 구성되어 있다. 설문지를 실시하기 전, 자료 수집 절차 및 연구 참여자의 안정성 보장을 위해 G대학교의 기관생명윤리위원회(IRB) 승인을 받았다(GIRB-A19-Y-0038). 수거된 설문지 300부 중 234부는 Google 온라인 설문지를 제작하여 연구자의 지인들에게 설문조사 URL을 전달하거나, 대학생들이 접근하기 용이한 도서관 등과 같은 장소에 모집문건을 게시하여 자료를 수집하였으며, 그 외의 66부는 연구 참여자와 직접 대면함으로써 설문조사를 실시하여 수집하였다. 설문을 실시하기 전에 연구 목적, 익명성 보장, 자료를 본 연구 이외의 목적으로 사용하지 않을 것, 자료 보관 및 폐기 그리고 연구 참여 여부에 따른 불이익 등에 대한 사항을 설명하였고, 이에 서면 동의를 받고 동의한 설문지만을 분석에 사용하였다. 온라인 설문조사의 경우, 연구자가 직접 연구에 대한 설명과 동의 절차를 시행하기 어렵기 때문에 온라인 설문을 제작할 때 연구 목적, 익명성 보장, 자료 보관 및 폐기에 대한 설명문을 포함하였다. 설문은 2019년 7~9월 세 달 동안 실시되었으며, 설문지에 응답하는 데 소요된 시간은 10~15분 정도였다. 참여자가 설문에 응답하는 도중에 중단을 원하는 경우, 바로 설문조사를 중단하였으며, 해당 자료는 폐기하였다. 설문에 참여한 대상자들에게 소정의 답례품을 지급하였고, 기타 문의사항이 있을 경우 연구자의 E-mail 주소로 연락할 수 있도록 안내하였다.

3) 측정도구
(1) 내면화된 수치심

본 연구에서는 내면화된 수치심을 측정하기 위한 도구로 Cook(2001)의 개발, 이인숙과 최해림(2005)의 번안·타당화된 내면화된 수치심 척도(Internalized Shame Scale)를 사용하였다. 원척도는 수치심을 측정하는 24개의 문항과 자존감을 측정하는 6개의 문항으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 수치심을 측정하는 24개의 문항만을 사용하였다. 24개의 수치심 문항은 부적절감(10문항), 공허(5문항), 자기처벌(5문항), 실수불안(4문항)의 4개 요인을 측정하고 있음을 확인하였다. 척도는 총 24문항에 5점 리커트 척도(1점 = 전혀 그렇지 않다, 5점 = 매우 그렇다)로 평정하도록 되어 있다. 척도 총점의 범위는 24점에서 120점까지로 점수가 높을수록 내면화된 수치심 수준이 높다는 것을 의미 한다(Cook, 2001). 원척도는 수치심을 측정하는 24개의 문항과 자존감을 측정하는 6개의 문항으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 수치심을 측정하는 24개의 문항만을 사용하였다. 24개의 수치심 문항은 부적절감(10문항), 공허(5문항), 자기처벌(5문항), 실수불안(4문항)의 4개 요인을 측정하고 있음을 확인하였다. 해당 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .93, 하위요인별로 부적절감 .89, 공허 .86, 자기처벌 .78, 실수불안은 .74로 나타났다. 본 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .96, 하위요인별로 부적절감 .94, 공허 .91, 자기처벌 .85, 실수불안이 .86으로 나타났다.

(2) 자기비난

본 연구에서는 자기비난을 측정하기 위한 도구로 Ishiyama와 Munson(1993)이 개발하고 이혜미(2009)가 번안하고 타당화한 자기비판적 인지 척도(Self-Critical Cognition Scale)를 사용하였다. 척도는 총 10문항에 5점 리커트 척도(1점 = 전혀 그렇지 않다, 5점 = 매우 그렇다)로 평정하도록 되어 있다. 척도 총점의 범위는 10점에서 50점까지로 점수가 높을수록 자기관련 정보에 더 많은 자기비판적 사고를 한다는 것을 의미한다. 이혜미(2009) 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .90으로 나타났다. 본 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .90으로 나타났다.

(3) 정서표현양가성

본 연구에서는 정서표현양가성을 측정하기 위한 도구로 King과 Emmons(1990)가 개발한 정서표현양가성 척도를(Ambivalence over Emotional Expressiveness Questionnaire), 최해연과 민경환(2007)이 번안하고 한국문화맥락에 맞게 타당화한 한국판 정서표현양가성 척도를(AEQ-K) 사용하였다. 척도는 총 21문항에 5점 리커트 척도(1점 = 전혀 그렇지 않다, 5점 = 매우 그렇다)로 평정하도록 되어 있다. 척도 총점의 범위는 21점에서 105점까지로 점수가 높을수록 정서표현양가성 수준이 높음을 의미한다. 척도는 ‘자기방어적양가성’을 측정하는 13개의 문항과 ‘관계관여적양가성’을 측정하는 8개의 문항으로 구성되어있다. 최해연과 민경환(2007) 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .90, 하위요인별로 자기방어적양가성 .89, 관계관여적양가성은 .78로 나타났다. 본 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .93, 하위요인별로 자기방어적양가성 .90, 관계관여적양가성이 .86으로 나타났다.

(4) 자기은폐

본 연구에서는 자기은폐를 측정하기 위한 도구로 Larson과 Chastain(1990)이 개발하고 박미란과 이지연(2008)이 번안하고 타당화한 자기은폐 척도(Self-Concealment Scale)를 사용하였다. 척도는 총 15문항에 5점 리커트 척도(1점 = 전혀 그렇지 않다, 5점 = 매우 그렇다)로 평정하도록 되어 있다. 척도 총점의 범위는 15점에서 75점까지로 점수가 높을수록 자기은폐 경향성이 높음을 의미한다. 척도는 ‘은폐 경향성’을 측정하는 5개의 문항, ‘비밀의 소유’를 측정하는 5개의 문항과 ‘비밀누설에 대한 두려움’을 측정하는 5개의 문항으로 구성되어있다. 박미란과 이지연(2008) 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .87, 하위요인별로 은폐경향성 .75, 비밀의 소유 .70, 비밀누설에 대한 두려움이 .79로 나타났다. 본 연구의 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 전체 .91, 하위요인별로 은폐경향성 .81, 비밀의 소유 .86, 비밀누설에 대한 두려움이 .87로 나타났다.

4) 자료분석

본 연구에서 설문자료의 통계분석은 SPSS 22.0과 AMOS 22.0을 사용하였다. 우선 각 변인들의 일반적 특성을 알아보기 위해서 기술통계를, 변인 간의 관계를 알아보기 위해서 상관분석을 실시하였고, 각 척도들의 신뢰도를 측정하기 위해 Cronbach’s α를 산출하였다. 또한, 모형검증에 앞서 변수들의 다변량 정규분포를 확인하고자 왜도, 첨도와 이상치를 확인하였다.

다음으로 모형의 구조적인 관계를 알아보기 위하여 구조방정식 모형 검증을 실시하였다. 이때, 자기비난은 단일 요인으로 Russell, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 제안에 따라 자기비난을 3개의 문항꾸러미로(Item-parcell) 나눠 측정변수를 만들어 분석하였다(배병렬, 2014). 이후 모형 검증을 위하여 Anderson과 Gerbing(1988)의 2단계 접근법을 사용하였다. 이 접근법 1단계에서는 각 척도별로 측정변수를 만든 후, 잠재변수를 측정변수들이 올바르게 측정하는지 확인하기 위해 측정모형의 검증을 실시한다. 다음으로 1단계를 통해 만들어진 측정변수와 잠재변수로 모형을 추정하는 2단계의 과정을 거치는데, 이는 측정모델에서 모형 적합도를 평가하고 이를 통해 측정모형과 구조모형을 추정한다(배병렬, 2014). 또한, 모형의 전반적인 적합도와 간명도, 해석가능성을 고려하고자 적합도 지수 GFI, TLI, CFI, RMSEA를 바탕으로 모형의 적합도를 검토한 후 구조모형 검증을 실시하였다(배병렬, 2014). 다음으로 구조모형의 간접효과가 통계적으로 유의미한지 확인하기 위해서 부트스트랩 절차를 실시하였고, 95%의 신뢰구간에서 표본추정치 10,000개가 사용되었다. 마지막으로 Chan(2007)의 방식을 통해 팬텀변수를 이용한 개별 간접효과 유의성을 검증하였다.


3. 연구결과
1) 예비분석

연구모형 검증 전, 변인들 간의 평균, 표준편차와 상관 분석을 실시하였다. 그 결과는 <표 1>에 제시하였다. 변인들 간의 상관관계는 모두 유의미했고, 내면화된 수치심은 자기비난(r=.80, p<.001), 정서표현양가성(r=.63, p<.001), 자기은폐(r=.69, p<.001)와 유의미한 정적 상관을 보였다. 자기비난은 정서표현양가성(r=.61, p<.001), 자기은폐(r=.63, p<.001)와 유의미한 정적 상관을 보였고, 정서표현양가성은 자기은폐(r=.65, p<.001)와 유의미한 정적 상관이 나타났다. 이는 내면화된 수치심이 높을수록 자기비난과 정서표현양가성, 자기은폐가 높아지는 것을 의미한다. 그리고 자기비난이 높을수록 정서표현양가성과 자기은폐가 높아지고, 정서표현양가성이 높을수록 자기은폐가 높아짐을 의미한다.

<표 1> 
변인별 평균, 표준편차, 상관계수 (N=291)
변인 내면화된 수치심 자기비난 정서표현양가성 자기은폐
내면화된 수치심 -
자기비난 .80*** -
정서표현양가성 0.63*** 0.61*** -
자기은폐 .69*** .63*** .65*** -
M 2.38 2.89 3.16 3.07
SD .87 .83 .75 .76
***p<.001

2) 측정모형 검증

예비분석 실시 후(변인들 간 평균, 표준편차, 상관분석), 측정변수들이 얼마나 잘 변인들을 설명하는지 확인하기 위해 평균, 표준편차, 왜도, 첨도와 상관을 분석하였고, 그 결과는 <표 2>에 제시하였다. 왜도는 -.39에서 .63사이로 나타났고, 첨도는 -.68에서 -.23사이로 나타나 West, Finch와 Curran(1995)의 기준(왜도≥2, 첨도≥7)에 충족되었음을 알 수 있다(배병렬, 2014).

<표 2> 
측정변수 간 평균, 표준편차, 상관, 왜도, 첨도 (N=291)
변인 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12
부적절감 -
공허감 .79*** -
자기처벌 .79*** .77*** -
실수불안 .65*** .62*** .66*** -
자기비난 A .63*** .59*** .58*** .55*** -
자기비난 B .74*** .68*** .71*** .72*** .75*** -
자기비난 C .67*** .58*** .62*** .59*** .64*** .82*** -
자기방어적
양가성
.57*** .56*** .58*** .63*** .51*** .66*** .50*** -
관계관여적
양가성
.41*** .42*** .41*** .53*** .37*** .52*** .39*** .69*** -
은폐경향성 .40*** .42*** .42*** .46*** .42*** .46*** .37*** .49*** .46*** -
비밀의 소유 .48*** .56*** .57*** .57*** .41*** .54*** .46*** .52*** .44*** .48*** -
비밀누설의
두려움
.59*** .55*** .56*** .65*** .46*** .60*** .49*** .58*** .47*** .52*** .59*** -
M 2.19 2.30 2.20 3.18 2.89 2.91 2.87 3.00 3.42 3.09 3.11 3.00
SD .93 1.05 .96 .99 .80 .98 .91 .81 .81 .85 .96 .94
왜도 .56 .47 .63 -.39 .01 -.09 .03 -.09 -.39 -.13 -.32 -.04
첨도 -.56 -.68 -.45 -.34 -.49 -.68 -.51 -.32 -.23 -.39 -.65 -.55
***p<.001

<표 3> 
측정모형 적합도
구분 CMIN df p CMIN/df GFI TLI CFI RMSEA
측정모형 133.942 48 .000 2.790 .926 .954 .967 .079

측정변수들이 변인들을 적절하게 측정하고 있는지 살펴보기 위해 χ2검정과 모형적합도 지수를 이용하였다. χ2검정에서는 표본의 크기가 클수록 χ2값이 커지면서 영가설을 기각할 가능성이 커지는 문제를 가지는데(배병렬, 2014), 이를 보완하기 위해 표준화 χ2값을 사용한다. 이는 χ2값을 자유도(df)로 나눈 것으로 표준화 χ2이 2~3의 범위를 가질 때 적절하고, 2~3이상 또는 보다 관대한 수준인 5이상이면 모델이 모집단을 잘 적합시키지 못한다고 평가한다(배병렬, 2014). 또한 본 연구에서는 여러 적합지수들을 함께 고려해 최종적인 결론을 내릴 필요성이 있다는 선행연구들의 제언에 따라 모형의 전반적 적합도를 평가하는 절대 적합지수인 χ2, GFI와 제안모델이 기초모델에 비해 어느 정도 향상되었는지를 측정하는 증분적합지수 TLI, CFI를 확인하였으며, 표본의 크기가 큰 제안모델을 기각하는 검증의 한계를 극복하기 위하여 개발된 적합지수 RMSEA를 사용하여 측정모형 검증을 실시하였다(배병렬, 2014).

일반적으로 GFI와 TLI, CFI 지수는 .90 이상이면 권장되는 좋은 적합도를 가지는 것으로, RMSEA의 경우 .10 이하는 적합한 것으로, .05 이하는 매우 잘 적합한 것, .01 이하는 가장 잘 적합한 것으로 해석한다(배병렬, 2014). 앞서 제시한 적합도를 이용하여 본 연구의 측정모형에 대해 확인적 요인분석을 실시한 결과, χ2(df=48,N=291)=133.942 (p<.001)로 나타났으며, GFI=.926, TLI=.954, CFI=.967, RMSEA=.079의 적합도를 나타내고 있어 측정변수들이 각 변인들을 적절히 측정하고 있는 것을 알 수 있다.

또한 각 잠재변인별 하위요인 요인부하량은 <표 4>와 같이 나타났다. 내면화된 수치심은 .78에서 .89, 자기비난은 .77에서 .98, 정서표현양가성은 .75에서 .93, 자기은폐는 .64에서 .81 사이의 값으로 나타났다. 모든 잠재변인의 하위 요인 요인부하량은 .001 수준에서 통계적으로 유의미한 결과를 나타냈다. 따라서 본 연구에서 나타난 12개의 측정변인들은 4개의 잠재변인들을 적절히 측정하고 있는 것을 알 수 있다.

<표 4> 
측정모형 요인부하량
잠재변인와 측정변인 B β S.E. C.R. p
내면화된
수치심
부적절감 1 .89
공허함 .97 .86 .05 20.28 ***
자기처벌 .99 .88 .05 21.15 ***
실수불안 .87 .78 .05 16.76 ***
자기비난 자기비난 A 1 .77
자기비난 B 1.27 .98 .07 18.52 ***
자기비난 C 1.09 .84 .07 15.82 ***
정서표현
양가성
자기방어적 양가성 1 .93
관계관여적 양가성 .80 .75 .06 13.46 ***
자기은폐 은폐경향성 1 .64
비밀의 소유 1.18 .74 .12 10.25 ***
비밀누설의 두려음 1.29 .81 .12 10.84 ***
n = 291, ***p < .001

3) 구조모형 검증

내면화된 수치심이 자기비난과 정서표현양가성을 매개로 자기은폐와 어떤 연관성이 있는지 확인하기 위해 구조모형 검증을 실시하였다. 구조모형의 적합도 검증 결과 χ2(df=48,N=291)=133.942 (p<.001), GFI=.926, TLI=.954, CFI=.967, RMSEA=.079로 자료가 본 연구의 모형을 잘 설명하고 있음을 알아볼 수 있었다. 각 경로의 모수추정치를 살펴본 결과, 자기비난에서 자기은폐로 가는 경로(β=.02, p<.001)를 제외한 모든 경로가 유의미하였다. 먼저 내면화된 수치심은 자기비난(β=.85, p<.001), 정서표현양가성(β=.37, p<.001), 자기은폐(β=.49, p<.001)에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자기비난은 정서표현양가성(β=.35, p<.001)에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났고, 정서표현양가성은 자기은폐(β=.28, p<.001)에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다.

4) 간접효과 검증

본 연구모형의 구조모형에서 각각의 변인들 간의 매개변인의 효과가 통계적으로 유의미한지 알아보기 위하여 부트스트랩 절차를 실행하였다. 이에 본 연구는 원자료(N=291)의 신뢰구간 95%에서 무선표집으로 생산된 표본 추정치 10,000개를 모수 추정에 사용하였고, 그 분석 결과는 아래의 <표 5>에 제시되었다.

<표 5> 
각 변인들의 직접효과, 간접효과, 총 효과
경로 직접효과 간접효과
(95% 신뢰구간)
총 효과
내면화된 수치심 자기비난 .85*** - .85***
내면화된 수치심 정서표현양가성 .40** .32**
(.10 ~ .51)
.72***
내면화된 수치심 자기은폐 .52*** .30**
(.11 ~ .49)
.82***
자기비난 정서표현양가성 .37** - .37**
자기비난 자기은폐 .02 * .15**
(.04 ~ .32)
.17 7
정서표현양가성 자기은폐 .39*** - .39***
N=291, **p<.01, ***p<.001

내면화된 수치심과 정서표현양가성(β=.32), 내면화된 수치심과 자기은폐(β=.30), 자기비난과 자기은폐(β=.15)는 유의수준 .01에서 모두 유의미하였다. 이는 내면화된 수치심과 정서표현양가성의 관계를 자기비난이 부분매개하고, 자기비난과 자기은폐의 관계를 정서표현양가성이 완전매개함을 의미한다.


<그림 2> 
구조모형 및 경로계수

***p<.001



5) 이중매개효과 검증

내면화된 수치심과 자기은폐 관계에는 이중매개 변인이 나타나, 개별 간접효과 유의성을 검증하기 위하여 Chan(2007)의 팬텀변수 방식으로 활용하였다. 그 결과 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 개별 간접효과는 <표 6>과 같이 나타났다.

<표 6> 
개별 간접효과의 유의성 검증
경로 Estimate Lower Upper p
내면화된
수치심
자기
비난
자기
은폐
.08 -.025 .211 .132
내면화된
수치심
정서표현
양가성
자기
은폐
.13 .071 .210 ***
내면화된
수치심
자기
비난
정서표현
양가성
자기
은폐
.08 .032 .149 ***
N=291, ***p<.001

내면화된 수치심에서 자기비난을 거쳐 자기은폐로 가는 경로의 간접효과는 유의미하지 않았고, 내면화된 수치심에서 정서표현양가성을 거쳐 자기은폐로 가는 경로의 간접효과와 내면화된 수치심에서 자기비난, 정서표현양가성을 차례로 거쳐 자기은폐로 가는 경로의 간접효과는 유의수준 .001에서 유의미함을 알 수 있었다.


4. 논 의

본 연구는 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계를 설명하는 기존의 연구들(강지헌, 2019; 김민성, 2019; 서은주, 권경인, 2018; 전진용, 2019; 한완규, 2017; 홍선혜, 2015)을 바탕으로, 내면화된 수치심과 자기은폐 사이에서 작용하고 있는 요인을 세밀하게 밝힘으로써 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계를 보다 심층적으로 이해하고, 치료적 개입을 위한 방향성을 마련하는데 그 목적이 있다. 이를 위해 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 인지적 변인인 자기비난과 정서적 변인인 정서표현양가성을 매개로 한 연구모형을 설정하였고, 예비분석 및 측정모형 검증을 통하여 각 변인들 간의 상관관계를, 측정 및 구조모형 검증을 바탕으로 매개효과를 검증하였다. 연구결과와 이에 대한 논의는 다음과 같다.

첫째, 내면화된 수치심, 자기비난, 정서표현양가성, 자기은폐가 각각 어떤 관련성이 있는지 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였는데, 분석결과 모든 변인 간의 정적 상관이 유의미한 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 내면화된 수치심과 자기비난의 정적 상관을 보고한 이문선, 이동훈(2014)의 연구, 내면화된 수치심과 정서표현양가성과의 관계를 살펴본 이성원, 양난미(2015)의 연구결과와 일치하는 결과이다. 또한 내면화된 수치심이 자기은폐에 유의미한 영향을 미친다는 서은주와 권경인(2018)의 연구결과를 뒷받침하며, 이외에도 자기비난과 자기은폐의 유의미한 정적 상관, 정서표현양가성과 자기은폐의 유의미한 정적 상관이 나타난 선행연구 결과들(강지헌, 2018; 이지원, 남숙경, 2016; 장희정, 2019; 홍선혜, 2015)과 맥을 같이 한다.

이에 더해 본 연구에서는 자기비난과 정서표현양가성의 유의미한 정적 상관이 나타났는데, 기존에 자기비난과 정서표현양가성의 관계를 살펴본 국외연구는 존재하지만(Mongrain & Zuroff, 1994), 이와 관련된 국내 연구는 거의 이루어지지 않았다. 본 연구의 결과를 통해 인지적인 변인인 자기비난과 개인의 정서표현과 관련된 갈등 정도의 관련성을 확인함으로써, 두 과정이 밀접한 관련성이 있음을 확인할 수 있었다.

둘째, 내면화된 수치심, 정서표현양가성과 자기은폐의 관계를 구조적으로 살펴본 결과, 내면화된 수치심과 자기은폐의 직접경로 뿐만 아니라 정서표현양가성을 통한 간접경로도 유의미하게 나타났다. 이는 내면화된 수치심이 직접적으로 자기은폐 수준을 높이기도 하지만, 정서표현양가성을 매개로 하여 자기은폐 수준을 높인다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 내면화된 수치심의 수준이 높은 사람이 정서표현에 대한 양가감정을 가지는 경우가 많았다는 이지연(2008)의 연구와 정서표현양가성이 높을수록 자기은폐를 더 많이 한다는 이지원, 남숙경(2016)의 연구결과와 유사한 맥락에서 이해된다. 즉, 수치심이 내면화된 사람들은 자신의 정서를 표현하고 싶은 욕구가 있지만, 자신을 방어하고자 하는 욕구 또한 크기 때문에 정서를 표현하지 않으려는 갈등 역시 경험하며, 이로 인해 자기은폐의 수준이 높아질 수 있다. 이러한 과정을 이지연(2008)은 수치심이 내면화된 사람은 자기(Self) 자체가 다른 사람에게 부정적으로 평가됨으로써 겪는 고통스러운 경험으로부터 자아를 보호하고자 하는 과정에서 고통스러운 정서를 비껴가기 위해 정서에 대한 표현의 망설임과 양가감정을 가지게 되는 것으로 설명하였다.

자기은폐 경향이 높은 사람들이 가지는 심리적 불편감이 단순히 낮은 표현성의 문제라기보다, 정서표현욕구를 억제하는 것과 관련 된다는 제언(Pennebaker, Colder, & Sharp., 1990)을 고려했을 때, 내면화된 수치심을 경험하는 사람들이 자기 방어로 사용하는 표현 욕구의 억제는 단기적으로는 자기보호에 효과적일 수 있으나, 정서적인 친밀감을 유지하는 기본 욕구를 충족시키지 못하게 함으로써(유지은, 박성옥, 2017), 장기적으로는 더욱 큰 불편함을 유래할 것으로 예상할 수 있다. 이러한 연구결과에 기초하면, 내면화된 수치심이 높은 내담자를 상담할 때, 내담자 스스로가 자신을 어떻게 지각하고 있는지 살펴보고, 자신을 드러내고자 하는 욕구를 타당화하면서 공감하며, 안전한 상황에서 자신을 표현할 수 있도록 돕는 작업을 진행할 수 있을 것이다.

셋째, 본 연구에서는 자신이 부정적으로 여기는 모습을 숨기는 자기은폐의 행동 경향성 이전에 스스로에 대한 가혹한 평가를 내리는 자기비난이 선행될 것으로 생각하여 자기비난이 자기은폐에 유의미한 영향을 미칠 것으로 생각하였다. 그러나 연구 결과 내면화된 수치심과 자기은폐의 관계에서 자기비난이 자기은폐에 미치는 직접효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 하지만 자기비난은 정서표현양가성을 통해 자기은폐에 영향을 미침으로써 해당 관계를 완전매개 하였고, 이를 통해 자기비난이 자기은폐에 직접적인 영향은 미치지는 않았으나 정서표현양가성을 통해 자기은폐에 영향을 미치고 있음을 알 수 있었다. 즉, 자기비난적 사고를 지닌 사람이 그러한 생각 때문에 바로 자기 자신을 숨기게 되는 것이 아니라, 자신의 정서를 표현하고자 하는 갈등이 높아져서 궁극적으로 스스로를 숨기게 된다는 것이다. 이러한 결과는 자신의 표현과 관련된 행동과 결과를 부정적으로 평가하는 사람들이 자신의 자발적인 표현욕구에 갈등을 일으키게 된다는 경로(Mongrain & Vattese, 2003)를 보다 강조하는 것이다. 또한 자기비난의 인지적 과정이 내적인 공허감, 실패에 대한 두려움(Blatt, Quinlan, & Chevron, 1990), 우울(김정미, 조현재, 2009) 등의 정서에 중요한 영향을 미친다고 밝힌 선행연구들과 유사하게, 자기비난이 자기은폐라는 행동적 특성으로 연결되는 과정에서 정서와 관련된 요인에 미치는 영향력을 분명히 한다. 특히 자기비난과 자기은폐의 관련성을 시사하는 선행연구들은 많았으나, 두 변인을 함께 탐색한 국내외 연구가 매우 부족한 상황에서 본 연구는 해당 변인들이 어떠한 과정을 통해 영향을 주는지 구체적으로 확인한 하나의 연구가 될 수 있다.

넷째, 내면화된 수치심이 자기비난과 정서표현양가성을 순차적으로 경유하여 자기은폐에 유의미한 영향을 미쳤다. 이는 내면화된 수치심과 자기은폐의 사이에서 자기비난과 정서표현양가성의 이중매개효과가 유의미하다는 것을 의미한다. 수치심이 내면화된 개인은 일상적인 상황에서도 빈번하게 수치심을 느낄 뿐 아니라, 수치를 경험하는 상황을 자신의 잘못으로 내부 귀인하게 되고(정남운, 유은영, 2015), 이러한 비난의 인지적 과정은 자신의 정서표현에 대해서도 부정적으로 평가하게 만들어(최해연, 민경환, 이동귀, 2008) 결국 자신이 부정적으로 여기는 모습들을 은폐하게 된다는 것이다.

이러한 연구결과는 자신에 대한 부정적 평가인 자기비난이라는 인지적 변인과 정서표현양가성이라는 정서적 변인의 영향을 통합적으로 확인함으로써 자기은폐의 심리적 기제에 대한 폭넓은 이해를 돕는다. 즉 도움이 필요한 사람들이 자신에 대해 적절하게 드러낼 수 있도록 돕기 위해서는 이들이 스스로에 대해 어떻게 생각하고 평가하는지에 대한 인지적 특성 뿐 아니라 스스로의 정서를 어떻게 지각하고 욕구를 다루고 있는지의 정서적인 측면도 함께 고려할 필요가 있다는 것이다.

이러한 연구 결과에 기반하여, 내면화된 수치심이 높은 내담자가 보이는 자기은폐를 줄이기 위해서 상담 및 심리치료 과정에서 개입할 수 있는 구체적인 방안은 다음과 같다. 먼저, 자기비난이 정서표현양가성을 경유해 자기은폐에 간접적으로 영향을 미친다는 본 연구의 결과를 통해, 상담 장면에서 내담자의 자기은폐를 감소시키기 위해서 자신에 대해 가혹하게 평가하는 인지적 과정인 자기비난을 감소시킬 수 있는 인지적 전략을 먼저 다룰 수 있다. 내면화된 수치심이 정서나 행동에 영향을 미치는 과정에 있어 인지적인 과정이 중요한 역할을 한다는 선행연구들의 제언(이문선, 이동훈, 2014)과 유사한 맥락으로, 해당 내담자들이 자신에 대해서 어떠한 평가를 내리고 있는지 파악하는 과정, 이러한 스스로의 신념이 자신의 정서와 행동에 미치는 영향을 이해하는 과정, 그리고 자신을 있는 그대로 바라보고 수용하며, 자신에 대한 도식을 변화시키는 과정들이 도움이 될 수 있다. REBT나 CBT와 같은 전형적인 인지치료 기법 뿐 아니라, 자기비난의 두려움 없이 자신을 명확하게 보는 것을 가능하게 해주는 자기자비(안양규, 2014)의 기반이 되는 MBCT(Mindfulness-Based Cognitive Therapy)등의 방법도 이들의 자기비난적 사고에 효과적으로 개입하는데 활용될 수 있을 것이다.

다음으로, 본 연구의 결과를 통해 내담자들이 가진 자기비난경향을 감소시키는 동시에, 이들의 정서표현과 관련한 정서개입이 중요할 수 있음을 알 수 있다. 자신의 정서를 어떻게 지각하고 수용하고 있는지 살펴보되, 특히 자기에 대한 평가가 자신의 정서와 정서표현에 대한 평가로 이어지고 있지 않은지에 대한 탐색이 필요하다. 이러한 과정에서 내담자가 경험하는 정서를 상담자가 충분히 타당화하고 공감하는 작업이 도움이 될 수 있다. 내담자가 가지는 자기 보호적 동기를 이해하면서도, 자신의 정서표현에 대한 욕구에도 불구하고 갈등을 경험하는 두려움을 심층적으로 탐색하는 과정이 필요하다. 내담자의 정서표현양가성을 감소시키기 위해서는 정서를 표현했을 때 내담자가 어떤 상황을 직면하게 되는지 전체적인 맥락을 검토하고, 객관적으로 상황을 지각할 수 있도록 도움을 주어야 한다는 제언(이건화, 2017)이나 정서자각에 기초하여 정서표현을 훈련함으로써 정서표현양가성을 낮출 수 있다는 연구결과(장정주, 김정모, 2011)도 참고할 수 있다.

요약하면 본 연구는 자기은폐에 영향을 미치는 기제를 확인하는데 있어 인지적 요인과 정서적 요인을 통합적으로 살펴보았다는 것에 의의가 있다. 이를 통해 내면화된 수치심이 높은 내담자들로 하여금 자기은폐 수준을 줄일 수 있는 개입의 방향성을 구체적으로 이해할 수 있었다. 특히 해당 과정에서 자기비난의 인지적 과정이 표현과 관련한 갈등을 불러일으킨다는 이중 매개를 확인함으로써, 기존 연구에서 거의 살펴보지 못한 요인들 간의 관련성과 순차적인 과정을 확인하였다는 점에서도 의의를 가진다.

본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 서울, 울산 및 경남 지역의 4년제 대학교 학생들을 대상으로 실시되었기 때문에 이를 통해 대학생 전체의 특성으로 일반화하기엔 한계가 있다. 둘째, 본 연구 결과 내면화된 수치심과 자기비난 사이의 상관계수가 .80으로 높은 상관관계를 보였다. 관련 연구들(강민철, 박은정, 김은하, 2016; 고나래, 이지연, 2017; 최수진, 2019)은 두 변인간의 높은 상관에도 불구하고, 두 변인을 개념적으로 개별적인 특성을 가진 것으로 보고 연구를 진행하였으며, 본 연구자들도 이러한 전제에 동의하였다. 이에 더해 본 연구에서는 두 변인의 다중공선성을 확인하기 위해 분산팽창계수(Variance Inflaction Factor)값을 비교하였다. 본 연구에서의 VIF는 3.04로, 해당 수치가 일반적으로 10을 넘지 않으면 다중공선성을 유발하지 않는 것으로 판단한다는 기준(김계수, 2004)에 따랐다. 이러한 노력에도 불구하고 변인간 상관관계가 매우 높다는 것은 두 변인간의 유사성을 시사하는 것이므로, 후속 연구에서는 내면화된 수치심과 자기비난이라는 변인간의 관계를 보다 구체적이고 분명하게 확인할 필요가 있을 것이다. 셋째, 본 연구에서는 경쟁모형 없이 제안모형만을 추정하는 단일연구 모형을 제안하였다. 하지만 제안모형을 추정하는 과정에서 자기비난에서 자기은폐로 가는 직접경로가 유의하지 않은 것으로 나타나 후속연구에서는 대안모형과의 비교분석을 통해 보다 최적의 모형을 구축할 필요가 있을 것으로 생각된다. 마지막으로, 연구에서 사용한 자기비난 척도(SCCS)는 자기보고식 척도로 자기 스스로 인지적으로 자신을 비판하는 정도를 측정할 수 있지만, 자기비난이 짧은 순간에 일어나는 무의식적인 정보처리 과정이라고 보았을 때(정현희, 조현주, 2018), 스스로가 인식하고 있지 못하는 경우는 이를 측정하지 못했을 수 있다(이해림, 2018). 이에 따라 후속연구에서는 자기비난에 대한 다차원적이고 심층적인 측정이 필요할 것으로 생각된다.


Acknowledgments

* 본 원고는 차보영(2020)의 석사학위논문 일부를 수정·보완한 것임.


References
1. 강민철·박은정·김은하 (2016). 자기비난이 자살사고에 미치는 영향: 내면화된 수치심과 우울의 매개효과. <한국웰니스학회지>, 11(4), 303-316.
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