사회적 선호와 행복의 관계에서 공감과 주관적 지위의 상호작용 효과

1. 서 론

우리가 일상에서 내리는 많은 의사결정은 다른 사람과 직접적이거나 간접적인 상호작용을 하는 가운데 이뤄진다. 이런 상황에서 사람들이 내리는 선택은 자신의 안녕뿐만 아니라 타인의 안녕에도 영향을 미칠 수 있다. 이렇게 서로의 안녕이 연결되어 있는 상호의존적인 상황에서 사람들이 보여주는 선호를 사회적 선호(social preference)라고 한다(Fehr & Fischbacher, 2002). 사회적 선호는 주어진 자원을 둘 이상의 사람들이 나누어 가지는 방식을 결정하는 경제적 게임 패러다임(economic game paradigm)을 통해 주로 측정된다. 예를 들어, 다양한 조건에서 참가자에게 돈이나 보상을 주고, 이를 다른 사람과 어떻게 나눌지 결정하게 한다. 이를 통해 관대함이나 공정함 추구, 신뢰, 협력과 같은 다양한 친사회적 행동에 어떠한 개인차가 있는지를 추정할 수 있다(Fehr & Camerer, 2007; Krueger, Heck, Evance, & DiDonato, 2020; Sanfey, 2007). 사회적 선호는 행동 경제학의 게임 패러다임과 경제적 효용 모델(economic utility model)을 통해 정량화될 수 있다. 잘 통제된 실험 상황에서 간단한 숫자로 정량화되는 기초적 행동 경향성임에도 불구하고, 사람들이 일상에서 보이는 다양한 사회적 행동을 신뢰롭게 예측하는 중요한 지표로 여겨진다(Epper et al., 2024; Fehr & Charness, 2023; Lucas, Rudolph, Zhdanova, Barkho, & Weidner, 2014; Van Lange, Agnew, Harinck, & Steemers, 1997; Van Lange, Bekkers, Chirumbolo, & Leone, 2011). 더불어, 사회적 선호는 개인의 행복과도 밀접하게 연관되어 있으나, 그 관계는 사회적 선호의 유형에 따라 상반된 양상으로 보고되고 있다(Fehr & Charness, 2023; Hui, Ng, Berzaghi, Cunningham-Amos, & Kogan, 2020; Iwasaki, 2023; Krettenauer, Bauer, & Sengsavang, 2019; Scher, 1997). 예를 들면, 타인의 행복을 증진시키려는 친사회적 선호는 더 큰 만족감과 긍정 정서(Aknin, Dunn, & Norton, 2012; Aknin, Broesch, Hamlin, & Van de Vondervoort, 2015; Hui et al., 2020; Kim & Sul, 2023)로 이어지는 반면, 불공정성에 민감하게 반응하는 분배 정의 선호는 오히려 낮은 정신건강과 관련될 수 있다는 결과도 제시된다(Tanaka, Yamamoto, & Haruno, 2017; Zhu et al., 2025). 선행 연구들에서는 사회적 선호에 영향을 미치는 주요 요인들로 개인의 공감 성향(설선혜, 이민우, 김학진, 2014; Lu & McKeown, 2018; Niemi & Young, 2017; Urbanska, McKeown, & Taylor, 2019)이나 사회 계층(Côté, Piff, & Willer, 2013; Fisman, Jakiela, Kariv, & Markovits, 2015; Guinote, Cotzia, Sandhu, & Siwa, 2015; Schunk & Zipperle, 2023)과 같은 심리사회적 요인들이 제안되어 왔다. 그러나 이러한 개인차 요인들과 사회적 선호, 행복이 서로 어떻게 관련되어 있는지는 아직 명확하게 알려진 바가 없다. 본 연구에서는 공감과 사회 계층 같은 심리사회적 요인들이 사회적 선호와 어떤 방식으로 관련되는지를 살펴보면서 최종적으로 이러한 관계가 사람들의 행복에 어떻게 기여하는지 규명하고자 한다. 특히 사회적 선호 중에서 행복과 상반된 관련성을 보이는 것으로 알려져 있는 친사회적 선호와 분배 정의 선호에 주목하여, 사회적 선호가 행복을 예측하는 양상이 공감 및 사회 계층에 따라 어떻게 달라지는지 알아보고자 한다.

2. 방 법

1) 연구 참가자

만 19세 이상 대한민국 성인의 연령, 성별, 거주지역을 고려한 인구비례샘플 1,000명(남성: 514명, 51.4%; 연령 평균: 44.45세, 표준편차: 13.34)을 패널기반 조사 전문 업체인 인바이트를 통해 모집하였다. 연구 참가자의 연령대 및 지역별 분포는 <그림 1>에 제시되어있다. 연구 참가자들은 온라인으로 연구에 참여하였다.

<그림 1>

참가자 연령 및 거주지 분포

3) 측정 도구

(1) 분배 정의 선호

참가자들이 자원의 총합을 고려하는 공리주의와 최소 기부금의 크기를 극대화하는 최소극대화 원칙 중 어떤 분배 원칙을 더 선호하는지 측정하기 위하여, Kameda 등(2016)이 사용한 분배 과제와 경제적 효용 모형(economic utility model; Charness & Rabin, 2002)을 사용하였다. 참가자들은 제 3세계 아동 3명에게 기부금을 나누어 주는 상황을 가정하고, 제시된 두 가지 분배 옵션 중 하나를 선택하였다(<그림 2> 참조).

<그림 2>

분배정의 및 사회가치지향성 과제

옵션 하나는 총 기부금의 크기를 중시하는 공리주의 분배 방식, 다른 하나는 최소 수혜자의 기부금 크기를 우선시하는 최소극대화 분배 방식을 나타냈다. 두 옵션은 각각의 분배 방식을 막대그래프 형태로 시각화했으며, 세 가지 색상으로 각 아동에게 주어질 기부금의 크기를 표시하였다. 기부금의 총합과 최소 기부금의 수준을 시행마다 체계적으로 달리하였으며, 참가자들은 총 36회의 선택을 했다. 시행 순서는 무선적으로 제시되었다. 참가자의 분배 정의 선호는 참가자의 선택을 예측하는 주관적 효용이 기부금의 총합과 최소 기부금의 크기에 영향을 받는 정도를 추정하는 모형을 사용하여 정량화하였다. 모형의 구체적인 수식은 다음과 같다.

$\[ \begin{array}{c}{U}_i\left(X\right)={\alpha }_i\times Min\left({\pi }_1,{\pi }_2,{\pi }_3\right)\\ +\left(1-{\alpha }_i\right)\times \left({\pi }_1+{\pi }_2+{\pi }_3\right)\end{array} \]$

<수식 1>

여기서 기부 방식 X가 세 아동에게 제공하는 기부금을 각각 π₁, π₂, π₃라 할 때, X의 효용은 기부금의 총합과 최소 기부금의 상대적인 중요도를 반영하여 산출되며, 이는 모형 파라미터 α_i에 의해 조절된다. α_i는 0과 1사이의 값을 가진다. 이 값이 1에 가까울수록 최소 기부금액을 더 중시하는 최소극대화에 대한 선호를, 0에 가까울수록 총합을 더 중시하는 공리주의적인 경향을 나타낸다. 각 참가자의 α_i는 참가자의 실제 응답에 기반하여, 두 분배안 중 하나를 선택할 확률을 로짓 함수(logit, <수식 2>)를 통해 계산한 후, 이론적 확률과 실제 선택 사이의 차이를 최소화하는 값을 최대우도법(maximum likelihood estimation, MLE)을 통해 추정하였다. 최대우도추정에는 L-BFGS-B 알고리즘이 사용되었으며, 모든 계산 모델링 과정은 R의 optimx 패키지를 이용해 진행하였다(Nash & Varadhan, 2011).

$\[ \text{Pr}\left(X\right)=\frac{e^{U_i\left(X\right)}}{e^{U_i\left(X\right)}+e^{U_i\left(Y\right)}} \]$

<수식 2>

(2) 친사회적 선호

친사회적 선호는 Murphy 등(2011)이 개발한 과제를 사용하여 측정하였다. 참가자들은 자기 자신과 타인에게 다양한 비율로 보상이 분배되는 아홉 개의 옵션 중에서 가장 선호하는 것을 선택하도록 안내받았다(<그림 2> 참조). 참가자들은 각기 다른 조합의 옵션에 대하여 여섯 번의 선택을 했다. 친사회적 선호의 정도는 참가자의 응답을 바탕으로 <수식 3>에 따라 사회가치지향성 점수로 계산되었다.

$\[ SV{O}^{\circ }=\text{arctan}\left(\frac{\stackrel{-}{O}-50}{\stackrel{-}{S}-50}\right) \]$

<수식 3>

참가자의 사회가치지향성 점수는 자기 보상과 타인 보상을 각각 x와 y축으로 한 원형 좌표계 상의 각도로 표현된다. 참가자들이 선택한 여섯 개의 응답으로부터 자기 보상과 타인 보상의 값을 평균하여 하나의 평균 좌표를 먼저 계산한 뒤, 평균 좌표를 기준으로 좌표계 상 자신과 타인 보상이 중간인 (50, 50) 지점과 벡터를 형성하고, 이 벡터가 x축과 이루는 각도로 사회가치지향성을 수치화하였다. 각도가 클수록 평균 자기 보상 대비 평균 타인 보상의 비율이 높아지므로, 이 점수를 개인의 친사회적 선호의 정도로 해석할 수 있다.

(3) 삶의 만족도

참가자들의 행복은 삶의 만족도(Satisfaction with Life Scale: SWLS; Diener, Emmons, Larsen, & Griffin, 1985)를 사용하여 측정하였다. 삶의 만족도는 자신의 삶에 전반적으로 만족하는 정도를 묻는 다섯 개 문항에 7점 척도(1 = 전적으로 동의하지 않는다, 7 = 전적으로 동의한다)로 응답한 값을 합산하여 구했고, 내적일치도는 .89였다.

(4) 공감적 염려

Davis(1980)의 대인관계반응성 척도(Interpersonal Reactivity Index: IRI)의 하위 척도인 공감적 염려(empathic concern: EC) 문항을 사용하였다. 공감적 염려는 타인의 고통에 대하여 동정심이나 염려와 같은 타인 지향적 정서를 경험하는 정서적 공감을 측정한다. 7개 문항에 대해 5점 척도(0 = 나를 잘 표현하지 못한 문장이다, 4 = 나를 아주 잘 표현한 문장이다)로 응답한 점수를 합산하여 사용했으며, 공감적 염려의 내적일치도는 .69였다.

(5) 주관적 지위

본 연구에서는 측정 방법의 간결함과 높은 예측력을 바탕으로 MacArthur 주관적 사회적 지위 척도(MacArthur Scale of Subjective Social Status; Adler et al., 2000)를 사용하여 참가자들의 주관적 지위를 측정하였다. 열 개의 칸이 있는 사다리 그림에서 맨 위 칸에 경제적, 교육적, 직업적 상태가 가장 좋은 사람들이 위치하고 맨 아래 칸에 경제적, 교육적, 직업적 상태가 가장 좋지 않은 사람들이 위치한다고 할 때, 자신의 상대적 위치를 표시하도록 하였다.

4) 분석방법

주요 변인들의 기술통계치는 <표 1>에 제시되었다. 이후의 통계분석에서는 자료 해석의 용이함을 위하여 모든 연속형 변인을 평균 0, 표준편차 1의 표준점수로 변환하여 사용하였다. 먼저 변인들 간의 단순 상관을 확인한 후, 매개모형과 조절된 매개모형을 구성했다. 구체적으로, 매개모형에서 공감적 염려를 예측변인, 삶의 만족도를 결과변인, 최소극대화 점수와 사회가치지향성 점수를 병렬적 매개변인으로 투입하여 간접효과를 확인하였다. 조절된 매개모형(모형7; Hayes, 2017)에 공감적 염려를 예측변인, 삶의 만족도를 결과변인, 최소극대화 점수와 사회가치지향성 점수를 병렬적 매개변인, 주관적 지위를 공감적 염려와 최소극대화 점수, 공감적 염려와 사회가치지향성 점수의 관계에 영향을 미치는 조절 변인으로 투입하여 조절된 간접효과의 유의성을 확인하였다. 모든 간접효과 분석은 Rstudio(ver 4.4.2)에서 Hayes(2017)의 PROCESS macro(ver 4.3.1)를 활용하여 수행했으며, 부트스트랩은 5000회 실시했다. 성별과 연령은 공변인으로 통제하였다.

<표 1>

기술통계치

3. 결 과

1) 공감적 염려, 분배 정의 선호, 친사회적 선호, 삶의 만족도의 관련성

공감적 염려, 최소극대화 점수, 사회가치지향성 점수, 삶의 만족도 간의 Pearson 상관을 계산한 결과, <표 2>와 같은 결과를 얻었다. 공감적 염려와 최소극대화 점수(r = .07, p < .05), 공감적 염려와 사회가치지향성 점수(r = .12, p < .001)가 유의한 정적 상관을 나타냈다. 예상대로 공감적 염려가 높을수록 가장 적게 분배 받는 사람의 몫을 극대화하려는 최소극대화 분배를 선호하는 것으로 나타났으며, 공감적 염려가 높을수록 타인에게 더 많은 자원을 나누어주려는 친사회적 선호가 높게 나타났다. 최소극대화 선호는 삶의 만족도(r = -.12, p < .001)와 유의한 부적 상관이 있었으나, 예상과 달리 친사회적 선호와 삶의 만족도 사이에는 유의한 상관이 관찰되지 않았다.

<표 2>

변인 간 상관관계

3) 공감적 염려, 분배 정의 선호와 친사회적 선호, 삶의 만족도의 관계에서 주관적 지위의 조절효과

위의 분석에서 확인한 간접효과가 주관적 지위에 따라 조절되는지 알아보기 위하여 공감적 염려를 예측변인, 최소극대화 점수와 사회가치지향성 점수를 매개변인, 삶의 만족도를 결과변인, 주관적 지위를 조절변인으로 투입한 조절된 매개모형을 검증하였다. 그 결과, 최소극대화 선호를 거치는 간접경로의 조절된 매개효과가 유의하였다(<그림 4>, <표 3> 참조). 공감적 염려와 최소극대화 점수의 관련성이 주관적 지위가 높을수록 더 강하게 나타났고(<그림 3> 참조), 그 결과 공감적 염려의 삶의 만족도에 대한 부정적 간접효과가 증가하는 것으로 나타나 가설 2가 지지되었다. 구체적으로, 주관적 지위가 평균보다 1SD 낮을 때는 공감적 염려와 최소극대화 선호의 관계가 유의하지 않았으나, 주관적 지위가 평균 이상일 때는 간접효과가 유의했다.

<표 3>

조절된 매개모형 결과

<그림 3>

분배 정의 선호에 대한 주관적 지위와 공감적 염려의 상호작용 효과

주관적 지위의 조절 효과를 구체적으로 알아보기 위하여 Johnson-Neyman 기법을 적용한 결과, 주관적 지위가 -0.42 표준편차(원점수 5.28)에서 0.08 표준편차(원점수 5.5)로 증가하는 지점에서부터 공감적 염려가 최소극대화 선호에 영향을 미치는 정도가 유의해지는 것을 확인할 수 있었다. 즉, 자신의 주관적 지위가 중간 이하라고 생각하는 사람들의 경우 공감적 염려가 분배 정의 선호에 영향을 미치지 않지만, 중간 이상이라고 생각하는 사람들의 경우 공감적 염려가 높을수록 약자를 배려하는 최소극대화 분배를 더 강하게 선호하고, 이러한 선호가 삶의 만족도를 감소시키는 것으로 나타났다.

<그림 4>의 경로 2가 주관적 지위에 의해 조절되는지 또한 확인하였다. 공감적 염려가 높을수록 사회가치지향성 점수가 유의하게 높아졌으나, 사회가치지향성 점수와 삶의 만족도의 관계는 유의하지 않았다. 공감적 염려와 삶의 만족도의 관계에서 친사회적 선호를 거치는 간접 경로의 조절된 매개효과도 유의하지 않았다(<표 3> 참조).

<그림 4>

조절된 매개 모형

4. 논 의

자신뿐만 아니라 타인의 안녕을 함께 고려해야 하는 사회적 의사결정 상황에서 개인이 가지는 사회적 선호는 공감 수준과 사회 계층에 따라 달라진다(설선혜 외, 2014; Côté et al., 2013; Fisman et al., 2015; Guinote et al., 2015; Lu & McKeown, 2018; Niemi & Young, 2017; Schunk & Zipperle, 2023; Urbanska et al., 2019). 사회적 선호가 개인의 사회 정서적 경험에 영향을 미쳐 궁극적으로 행복과도 관련될 수 있음을 시사하는 선행 연구 결과들을 바탕으로(Aknin et al., 2012; Aknin et al., 2015; Hui et al., 2020; Kim & Sul, 2023; Tanaka et al., 2017; Zhu et al., 2025), 본 연구에서는 공감적 염려와 주관적 지위가 분배 정의 선호와 친사회적 선호를 통해 삶의 만족도에 영향을 미치는 양상을 탐색하였다. 성별, 연령, 지역을 고려하여 층화 표집된 대한민국 인구비례표본 1,000명을 대상으로 수집된 자료를 분석한 결과, 공감적 염려가 최소극대화 분배 선호를 통해 삶의 만족도에 간접적으로 영향을 미치며, 이 경로는 주관적 지위에 따라 조절됨을 확인하였다. 구체적으로, 공감적 염려가 높을수록 전체의 몫을 극대화하여 효율성을 높이는 공리주의적 분배보다는 최소 수혜자의 몫을 극대화하여 형평성을 지향하는 최소극대화 분배를 선호하였으며, 이러한 분배 선호는 낮은 삶의 만족도로 연결되는 간접효과가 나타났다. 공감적 염려가 최소극대화 선호를 통해 삶의 만족도에 부정적 영향을 주는 정도는 주관적 지위가 높을수록 강화되었다.

본 연구에서 관찰된 공감적 염려와 최소극대화 분배 선호의 관계는 공감과 공리주의적 도덕 판단, 분배 정의 선호의 관련성을 다룬 선행연구 결과들과 일치한다. 예를 들어, 공감 수준이 낮은 사람들은 공리주의적 도덕 판단을 내리는 경향이 있으며(Gleichgerrcht & Young, 2013; Takamatsu, 2018), 반대로 공감 수준이 높은 사람은 약자를 배려하는 형평성 중심의 사회적 선호를 보이고(Kamas & Preston, 2020; Niemi & Young, 2017), 불공평한 분배 상황에서 제3자의 개입을 더 자주 선택하는 경향이 있음이 보고되어 왔다(Leliveld et al., 2012; Lu & Mckeown, 2018). 이러한 결과들은 본 연구에서 확인된 공감과 분배 정의 선호의 관련성을 뒷받침한다.

더 나아가, 공감적 염려와 최소극대화 분배 선호의 관계는 주관적 지위에 따라 조절되는 것으로 나타났다. 구체적으로, 두 변수 간의 정적 상관은 주관적 지위가 5.28 이하인 경우에는 통계적으로 유의하지 않았으나, 5.5 이상부터는 유의하게 나타났다. 주관적 지위를 1(최하위 계층)에서 10(최상위 계층)까지의 척도로 측정하였다는 점을 고려할 때, 자신의 사회적 위치를 중간 이상이라고 생각하는 사람들에게서만 공감적 염려가 최소극대화 분배에 대한 선호를 증가시키는 경향이 관찰된 것으로 볼 수 있다. 사회 계층이 높을수록 도덕 판단과 자원 분배 상황에서 모두 공리주의 선호를 보인다는 선행 연구들(Côté et al., 2013; Fisman et al., 2015; Schunk & Zipperle, 2023)에서는 하위 계층의 경우 공리주의보다는 최소극대화 분배가 자신의 이해관계에 더 부합하므로 공감 수준과 무관하게 일관된 분배 선호를 나타낼 가능성이 높다고 제안한다. 반면, 상위 계층에게 최소극대화 분배는 자신이 속한 계층의 이익과 상충될 수 있으므로, 이러한 분배 원칙을 지지하기 위해서는 공감적 염려와 같은 심리적 요인이 보다 강하게 작용해야 할 수 있다. 이러한 맥락에서 본 연구의 결과는, 공감과 사회 계층 간의 상호작용이 어떻게 분배 정의 선호에 영향을 미치는지 보여준다. 구체적으로, 공감적 염려가 상위 계층 사람들에게 최소 수혜자의 입장에 공감하도록 하여, 결과적으로 형평성을 중시하는 최소극대화 분배 선호를 유도하는 데 기여한 것으로 해석할 수 있다.

최소극대화 선호가 낮은 삶의 만족도로 이어진다는 본 연구의 결과는, 그동안 명확히 규명되지 않았던 분배 정의 선호와 행복의 관련성에 대한 중요한 경험적 근거를 제공한다. 최소극대화 선호는 가장 적은 몫을 받는 이들을 고려하는 태도, 즉 사회적 약자에 대한 배려와 깊이 연관되며, 자원 분배의 격차를 줄이려는 형평성의 원리에 기반한 분배 정의의 한 형태다. 이러한 선호는 불공평함에 대한 민감도와 밀접한 관련이 있다. Nezlek(2022)은 개인 간 친사회성(interpersonal prosociality)이 행복을 증진시키지만, 이념적 친사회성(ideological prosociality)은 오히려 행복을 낮출 수 있음을 보여주었다. 이는 개인이 추구하는 이상과 실제 사회적 현실 사이의 괴리로부터 정서적 부담을 겪는 것에서 비롯될 수 있다. 이러한 관점에서 볼 때, 제3자의 불공정한 처우에 민감하게 반응하여 최소극대화 분배를 선호하는 사람들은 이념적 친사회성을 추구하지만, 현실에서 그 이상을 실현하기 어려운 상황에 직면하면서 낮은 삶의 만족도를 경험할 가능성이 있다. 불공평함에 대한 민감성이 우울장애나 부정정서 경험, 불안증상과 관련된다는 선행 연구 결과들(Tanaka et al., 2017; Zhu et al, 2025) 역시 이러한 해석을 뒷받침한다. 특히, 공감이 높은 개인의 경우, 이러한 공감이 최소극대화 선호를 매개로 삶의 만족도를 감소시키는 효과는 상위 계층에서 더욱 두드러질 수 있다. 상위 계층에서는 공리주의적 분배 선호가 지배적이므로(Côté et al., 2013; Fisman et al., 2015; Schunk & Zipperle, 2023), 이로 인해 공감이 높은 개인이 최소극대화 분배를 지지할 경우, 자신의 계층적 위치와 부합하지 않는 선택을 한다는 인식이나 주변 집단의 동의를 얻기 어려운 상황에 직면할 수 있다. 이러한 맥락은 공감이 분배 선호에 미치는 영향이 삶의 만족도에 부정적인 결과를 초래할 수 있는 구조적 조건이 될 수 있다. 본 연구에서 이를 간접적으로 확인해 보고자, 주관적 지위를 최소극대화와 삶의 만족도 사이에서의 조절 변인으로 분석해보았지만, 유의미한 조절효과는 나타나지 않았다(조절효과의 신뢰구간: [-.0359, .0658]). 주관적 지위가 분배 정의 선호와 행복에 미치는 영향을 명확하게 이해하기 위해서는 추후 연구에서 최소극대화와 삶의 만족도의 관계를 조절하는 심리적, 사회적 변인들을 탐색할 필요가 있다.

한편, 공감적 염려가 친사회적 선호를 통해 삶의 만족도에 영향을 미치는 간접효과는 예상과 달리 유의하지 않았다. 공감적 염려가 높을수록 사회가치지향성이 증가한다는 가설은 지지되었으나, 사회가치지향성이 삶의 만족도의 증가로 이어지는 경로는 유의하지 않아 가설의 나머지 일부가 지지되지 않았다. 공감과 친사회적 선호 사이의 정적 상관은 선행 연구 결과들과 일치하여(설선혜 외, 2014; Berry et al., 2018; Saulin, Ma & Hein, 2024), 공감이 타인을 고려하는 친사회적 행동을 유도한다는 기존의 이론적 관점을 지지한다(설선혜 외, 2014; Berry et al., 2018; Eisenberg & Miller, 1987). 반면, 친사회적 선호가 행복에 긍정적 영향을 미친다는 선행 연구들(Aknin et al., 2015; Hui et al., 2020; Kim & Sul, 2023; Krettenauer et al., 2019; Moynihan et al., 2013)과는 달리, 본 연구에서는 사회가치지향성과 삶의 만족도 간에 유의한 정적 관계가 관찰되지 않았다. 공감적 염려에서 사회가치지향성을 거쳐 삶의 만족도로 이어지는 간접경로 또한 유의하지 않았다. 이러한 결과는 본 연구에서 사용된 삶의 만족도 지표가 행복의 정서적 측면을 반영하지 못했기 때문일 수 있다. 친사회적 선호는 나눔의 즐거움(예를 들어, warm glow; Andreoni, 1990; Harbaugh et al., 2007)이나 사회적 지지와 같은 심리적, 사회적 자원의 확충을 통해 행복 증진에 기여하는 것으로 알려져 있으며(Kim & Sul, 2023; Nezlek, 2022), 특히 긍정 정서의 향상과 부정 정서의 감소라는 정서적 측면과 더 밀접하게 관련될 수 있다. 그러나 본 연구에서 사용한 삶의 만족도 척도는 전반적 행복에 대한 인지적 평가에 초점을 둔 것으로, 친사회적 선호와 연관된 행복의 정서적 측면을 포착하지 못했을 가능성이 있다.

공감적 염려와 사회가치지향성의 관계에서 주관적 지위의 조절 효과 또한 유의하지 않았다. 친사회적 선호를 매개로 한 간접경로에서 주관적 지위의 조절 효과에 대한 명확한 가설을 사전에 수립하지 않았던 이유는, 사회 계층과 친사회적 선호의 관계에 대한 연구 결과들이 일관되지 않았기 때문이다. Wu 등(2025)의 메타분석은 두 가지 상이한 관점을 소개하였다. 하나는 하위 계층이 직면하는 높은 환경적 불확실성으로 인해 상호의존성과 공존성이 강화되어 친사회성이 증가한다는 ‘위험 관리 관점(risk management perspective)’이며, 다른 하나는 상위 계층이 보유한 풍부한 자원이 친사회 행동을 촉진한다는 ‘자원 관점(resource perspective)’이다. 해당 메타분석에서는 후자, 즉 자원 관점을 지지하는 증거가 우세하였으나, 전자의 관점을 지지하는 경험적 증거들도 지속적으로 보고되어 왔다(Andreoni, Nikiforakis, & Stoop, 2021; Elbæk, Mitkidis, Aarøe, & Otterbring 2023; Liebe, Schwitter, & Tutić, 2022; Piff, Kraus, Côté, Cheng, & Keltner, 2010; Piff & Robinson, 2017). 이처럼 분배 정의 선호와 달리, 친사회적 선호와 사회 계층의 관계는 상대적으로 약하거나 비일관적일 수 있으며, 이러한 특성으로 인해 공감적 염려와 사회가치지향성의 관계가 주관적 지위와 무관하게 유지되었을 가능성이 있다. 공감과 친사회적 선호의 관계에 영향을 미치는 다른 더 중요한 변인이 존재할 가능성도 배제할 수 없다.

본 연구의 한계점 및 이와 관련된 추후 연구 제안은 다음과 같다. 첫째, 연구 결과의 일반화를 위해, 본 연구에서 사용된 변수의 조작적 정의와 측정 방식을 넘어서는 다양한 접근법을 통해 동일한 결과가 재현되는지 확인할 필요가 있다. 본 연구에서는 공감과 사회적 선호, 그리고 행복의 관계를 탐색하기 위해, 이들을 각각 공감적 염려와 최소극대화 분배 및 사회가치지향성, 삶의 만족도로 정의하고 측정하였으나, 이러한 정의는 해당 개념들의 다층적이고 복합적인 측면 중 일부만을 반영한 것일 수 있다. 예를 들어, 공감의 정서적 측면에는 타인 지향적인 공감적 염려뿐만 아니라 자기중심적인 개인적 괴로움(personal distress)도 포함되며, 관점 취하기와 같은 인지적 차원의 공감이나 감정 이입 등 다양한 하위 구성 요소를 포함하는 다차원적 개념으로 공감을 정의할 수 있다(Batson, 2009). 삶의 만족도 또한 주관적 차원의 행복(subjective well-being)의 대표적인 지표로 활용되지만, 긍정적, 부정적 정서 경험이나 심리적 안녕(psychological well-being, Ryff, 1989)과 같은 자기실현적(eudaimonic) 측면 등 다양한 요소들이 행복을 정의하는 데 포함될 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 공감과 행복을 다차원적으로 측정하여 본 연구에서 탐색적으로 확인한 공감과 사회적 선호, 행복의 관계가 개념의 정의나 측정 도구의 차이를 넘어 일반화될 수 있는지 검증할 필요가 있다. 둘째, 공감과 사회적 선호, 행복의 인과적 관계에 대한 보다 직접적인 탐색이 필요하다. 본 연구에서는 인구 비례 표본을 활용하여 참가자들의 공감, 사회적 선호, 행복을 측정하고, 경로 모형을 통해 변인들 간의 관련성만을 확인하였다. 후속 연구에서는 종단 연구 설계나 실험적 접근법을 통해 공감과 사회적 선호가 행복에 미치는 인과적 영향을 직접적으로 확인할 필요가 있다. 이를 통해 본 연구에서 제안한 공감과 사회적 선호, 행복 간 관계에 대한 모델의 타당성을 확인하고 행복을 증진하기 위한 개입 연구로 확장할 수 있는 가능성을 제시할 수 있을 것으로 기대한다.

공감과 행복의 관계는 오랫동안 다양한 연구에서 탐색되어 왔지만, 여전히 상반된 결과들이 혼재한다(조명현, 2022; Depow et al., 2025; Katsumi et al., 2021; Nakagawa et al., 2019; Pollerhoff et al., 2022). 본 연구는 공감과 사회적 선호의 관련성에 주목하고, 공감적 염려가 분배 정의 선호와 친사회적 선호라는 성격이 다른 두 유형의 사회적 선호를 통해 행복에 차별적인 영향을 미칠 수 있으며, 그 정도가 주관적 지위에 따라 달라질 것이라는 가설을 검증하였다. 본 연구는 이러한 가설의 일부를 지지하는 근거를 제시하였다. 공감은 분배 정의 선호와 친사회적 선호 모두와 관련되어 있었으나, 삶의 만족도에 영향을 미치는 경로는 분배 정의 선호를 통한 경로에 국한되었고, 이 경로의 효과는 주관적 지위에 따라 조절되었다. 이러한 결과는 공감이 행복에 미치는 영향이 다양한 유형의 사회적 선호 중 어느 경로를 거치는지에 따라서 달라질 수 있음을 시사한다. 다만 본 연구에서는 최소극대화 분배 선호를 통한 삶의 만족도 감소 경로만을 확인하였다는 제한점을 갖는다. 분배 정의 선호는 공리주의적 분배 대 최소극대화 분배 이외에도, 분배 공정성의 다양한 차원이나, 제3자 분배 상황이 아닌 자기 자신이 직접 개입하는 공평성 판단 등 여러 맥락에서 측정될 수 있다. 친사회적 선호 또한 자신의 자원을 타인과 나누는 관대함에 바탕을 둔 사회가치지향성 뿐만 아니라 협력이나 신뢰와 같은 다양한 차원에서 측정할 수 있다. 일상의 많은 의사결정이 사회적 상호작용 맥락에서 상호의존적 결과를 전제로 이루어진다는 점을 고려할 때, 개인이 가지는 사회적 선호는 대인관계 양상이나 다양한 사회적 행동을 결정짓고, 궁극적으로 행복에 영향을 미칠 수 있다. 따라서 추후 연구에서는 사회적 선호의 다양한 영역을 포괄적으로 포함하고, 삶의 만족도뿐 아니라, 긍정 및 부정 정서, 자기실현적 행복, 스트레스, 건강, 사회적 안녕감 등 보다 폭넓은 차원의 웰빙을 통합하여 사회적 선호와의 관련성을 정교하게 규명할 필요가 있을 것이다.

Acknowledgments

본 연구는 부산대학교 기본연구지원사업(2년)의 지원을 받았음.

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