대학생의 내현적 자기애가 우울에 미치는 영향: 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 매개효과 The Mediating Effect of Emotional Clarity and Ambivalence over Emotional Expressiveness in the Relationship between College Student's Covert Narcissism and Depression원문보기
본 연구는 내현적 자기애가 정서인식 명확성과 정서표현 양가성을 매개로 우울에 미치는 영향을 검증하였다. 이를 위해 중부권에 거주하고 있는 대학생 343명을 대상으로 내현적 자기애 척도(CNS), 우울척도(BDI), 특질-상위 기분 척도(TMMS), 정서표현 양가성 척도(AEQ-K)를 사용하여 설문을 실시하였다. 연구 결과, 첫째, 내현적 자기애는 정서인식 명확성과 부적 상관을, 정서표현 양가성, 우울과는 정적 상관을 보였다. 둘째, 내현적 자기애가 우울에 영향을 미치는 과정에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 이를 완전매개 하였다. 셋째, 내현적 자기애가 우울에 미치는 영향에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 간접효과는 유의미하였다. 이러한 연구 결과는 내현적 자기애 성향을 가지고 있는 대학생이 우울해 하는데 있어 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 영향을 미치는 변인임을 시사한다. 이러한 결과를 바탕으로 내현적 자기애성향의 대학생을 위한 효율적인 상담 개입방법과 연구의 시사점과 제한점, 추후연구를 위한 제언들에 대해 논의하였다.
본 연구는 내현적 자기애가 정서인식 명확성과 정서표현 양가성을 매개로 우울에 미치는 영향을 검증하였다. 이를 위해 중부권에 거주하고 있는 대학생 343명을 대상으로 내현적 자기애 척도(CNS), 우울척도(BDI), 특질-상위 기분 척도(TMMS), 정서표현 양가성 척도(AEQ-K)를 사용하여 설문을 실시하였다. 연구 결과, 첫째, 내현적 자기애는 정서인식 명확성과 부적 상관을, 정서표현 양가성, 우울과는 정적 상관을 보였다. 둘째, 내현적 자기애가 우울에 영향을 미치는 과정에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 이를 완전매개 하였다. 셋째, 내현적 자기애가 우울에 미치는 영향에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 간접효과는 유의미하였다. 이러한 연구 결과는 내현적 자기애 성향을 가지고 있는 대학생이 우울해 하는데 있어 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 영향을 미치는 변인임을 시사한다. 이러한 결과를 바탕으로 내현적 자기애성향의 대학생을 위한 효율적인 상담 개입방법과 연구의 시사점과 제한점, 추후연구를 위한 제언들에 대해 논의하였다.
This study examined the relationship between covert narcissism on depression for College students as a mediator Emotional Clarity and Ambivalence over Emotional Expressiveness through structural equation modeling. To this end, we conducted a survey of 343 university students living in central area o...
This study examined the relationship between covert narcissism on depression for College students as a mediator Emotional Clarity and Ambivalence over Emotional Expressiveness through structural equation modeling. To this end, we conducted a survey of 343 university students living in central area of Korea, a measure of CNS, BDI, TMMS, AEQ-K. The result of the study were as follows. First, all the variables had meaningful positive of negative correlations. Secondly, When Covert Narcissism affects Depression, Emotional Clarity and Ambivalence over emotional expressiveness were full mediated. Third, the indirect effects of Emotional Clarity, Ambivalence over Emotional Expressiveness on the effects of covert narcissism on depression were relevance. Finally, the implications and limitations of the study were discussed.
This study examined the relationship between covert narcissism on depression for College students as a mediator Emotional Clarity and Ambivalence over Emotional Expressiveness through structural equation modeling. To this end, we conducted a survey of 343 university students living in central area of Korea, a measure of CNS, BDI, TMMS, AEQ-K. The result of the study were as follows. First, all the variables had meaningful positive of negative correlations. Secondly, When Covert Narcissism affects Depression, Emotional Clarity and Ambivalence over emotional expressiveness were full mediated. Third, the indirect effects of Emotional Clarity, Ambivalence over Emotional Expressiveness on the effects of covert narcissism on depression were relevance. Finally, the implications and limitations of the study were discussed.
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문제 정의
본 연구에서는 대학생의 내현적 자기애 성향이 우울에 미치는 변인들의 구조적 관계를 확인하기 위해 정서 인식 명확성과 정서표현 양가성을 매개적 변인으로 상정 하여 구조모형을 확인하였다. 또한 이를 통해 내현적 자기애로 야기된 우울을 감소시킬 수 있는 치료적 요인을 모색하고자 하였다. 이를 통한 본 연구의 결과는 다음과 같다.
본 연구에서는 대학생의 내현적 자기애 성향이 우울에 미치는 변인들의 구조적 관계를 확인하기 위해 정서 인식 명확성과 정서표현 양가성을 매개적 변인으로 상정 하여 구조모형을 확인하였다. 또한 이를 통해 내현적 자기애로 야기된 우울을 감소시킬 수 있는 치료적 요인을 모색하고자 하였다.
이와 같이 살펴본 기존 연구에 따라 본 연구는 내현적 자기애와 우울의 관계에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 매개효과를 지닐 것으로 예상하고 이를 검증하려 한다.
제안 방법
셋째, 본 연구의 변인 중에서 단일요인인 정서인식 명확성을 요인분석을 실시하였다. 3개의 측정변인을 스크리 검정 결과를 기준으로 새로 생성하여 구조모형분석에 이용하였다. 문항과본 연구에서 측정하는 구성개념 간의 균형을 맞추기 위한 문항 묶음 설정을 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다.
주성분 요인추출을 통하여 요인 부하량의 절대값을 산출하였고, 이에 따라 상관이 높은 문항별로 나누어 세 개의 요인으로 분류하였다. 넷째, 연구 가설 검증을 위한 구조모형을 설정한 후, 매개효과를 분석하였고, 자료와 모형간의 적합도 지수와 각 경로계수의 유의도를 확인하였다. 다섯째, 본 연구에서 부트스트랩(Bootstrap)방식을 활용하여 설정된 매개변인의 간접효과가 통계적으로 유의한지 확인하였다.
넷째, 연구 가설 검증을 위한 구조모형을 설정한 후, 매개효과를 분석하였고, 자료와 모형간의 적합도 지수와 각 경로계수의 유의도를 확인하였다. 다섯째, 본 연구에서 부트스트랩(Bootstrap)방식을 활용하여 설정된 매개변인의 간접효과가 통계적으로 유의한지 확인하였다. 이 때, 재추출하는 표본수를 1,000개로 설정하고 유의도는 95% 신뢰도수준으로 설정하였다.
다음으로 본 연구에서 사용된 구조모형의 모수치를 측정하고 각각의 잠재변인 간 표준화된 회귀계수 (Standardized Regression Weights)를 확인하였다. 연구 모형에서 내현적 자기애에서 정서인식 명확성 (X2 =-.
이 때, 재추출하는 표본수를 1,000개로 설정하고 유의도는 95% 신뢰도수준으로 설정하였다. 마지막으로, 팬텀변수(phantom variable)를 사용하여 간접경로의 개별 매개효과를 확인하였다.
착취/자기중심성 (9문항)은 내현적 자기애의 공통요인이며, 목표불안정(9 문항), 과민/취약성(10문항), 소심/자신감 부족(8문항)은 내현적 자기애만의 고유요인으로 구성되어있다. 본 연구 에서 내현적 자기애만의 고유특성을 살펴보고자, 공통요인 2개를 제외한 고유요인만을 사용하였다. 척도 개발자 들이 보고한 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .
본 연구에서 측정한 내현적 자기애, 정서인식 명확성, 정서표현 양가성, 우울지표들이 이론적으로 잠재변인의 개념을 잘 측정하고 반영하는지 확인하기 위하여 측정모형 분석을 실시하였다. 측정모형의 적합도 지수는 X2(48)=147.
본 척도는 총21 문항, 3개의 하위요인으로 구성되어 있으며, 자기보고식 5점 척도이다. 본 연구에서는 2개의 하위요인은 자기방 어적 양가성 (11문항), 관계관여적 양가성(9문항)을 모두 사용하였다. 최해연(2007)의 연구에서 하위척도들의 총내적합치도(Cronbach’s α)는 .
본 연구의 가설을 검증하기 위하여 내현적 자기애와 우울과의 관계에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 완전 매개 효과의 검증을 위해 연구모형(완전매개모형)과 경쟁모형(이중매개모형)의 유의도 및 적합도 지수를 비교하였다. 연구모형의 적합도 지수는 X2(46)=171.
01) 정적상관을 보였다. 본 연구의 정상분포 가정의 충족을 검증하기 위하여 왜도와 첨도를 분석을 통하여 검토하였고, 본 연구에서 사용된 주요 변수의 평균값, 표준편차, 왜도와 첨도는 Table 1에 제시하였다.
자료 수집은 2018년 4월부터 5월까지 이루어졌다. 설문지는 지인들을 통해 직접 전하거나 연구자가 직접 배부하였으며, 연구자가 직접 배부하지 못하는 경우에는 서면으로 연구 목적과 취지를 밝혔으며, 연구 참여 동의를 받은 후 설문을 진행하였다. 구조화된 설문지를 이용하여 대상자가 직접 작성하도록 하고 설문지 작성 시 약 20분 정도 소요되었다.
둘째, 연구의 주요 변인들의 상관관계를 측정하기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다. 셋째, 본 연구의 변인 중에서 단일요인인 정서인식 명확성을 요인분석을 실시하였다. 3개의 측정변인을 스크리 검정 결과를 기준으로 새로 생성하여 구조모형분석에 이용하였다.
응답한 설문지는 연구자에 의하여 직접 수거되거나 지인을 통하여 우편을 통해 수거되었다. 총 349부가 배부 되었고 이 중 답변이 불성실한 설문지 6부를 제외하고 총 343부가 분석에 사용되었다.
각 진술문은 우울증 환자들에게 관찰 가능한 정서적, 인지적, 동기적, 생리적 증상들을 서술하는 문항들로 구성되어 있다[24]. 이영호와 송종용(1991)의 요인분석 결과인 정서, 사회적 활동에서의 위축(이하 위축), 신체증상, 자기비난/죄책감 요인으로 구조모형 분석을 위한 측정변인을 구성하였다. 점수가 높을수록 우울의 정도가 심함을 나타낸다.
정서에 대한 주의(5문항), 정서 조절 기대(5문항), 정서인식 명확성(11문항) 중 본 연구 에서는 ‘정서인식의 명확성’만을 사용하였다.
문항과본 연구에서 측정하는 구성개념 간의 균형을 맞추기 위한 문항 묶음 설정을 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 주성분 요인추출을 통하여 요인 부하량의 절대값을 산출하였고, 이에 따라 상관이 높은 문항별로 나누어 세 개의 요인으로 분류하였다. 넷째, 연구 가설 검증을 위한 구조모형을 설정한 후, 매개효과를 분석하였고, 자료와 모형간의 적합도 지수와 각 경로계수의 유의도를 확인하였다.
첫째, 내현적 자기애와 정서인식 명확성, 정서표현 양가성, 우울의 상관분석을 통해 주요변인 간의 상관관계를 확인하였다. 내현적 자기애와 정서인식 명확성은 부적상관을 정서표현 양가성과 우울은 정적상관을 보였으며 이는 내현적 자기애 성향이 강할수록 자신의 정서를 명확히 구분하고 이를 명명하는 것에 어려움을 갖고 있으며, 정서표현에 대한 욕구가 있음에도 불구하고 자신의 정서를 표현하려 하지 않는다는 것을 의미한다.
첫째, 본 연구에 사용된 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α(내적일관성계수)로 평가하였다.
대상 데이터
중부권에 거주하는 대학생 총 343명을 대상으로 설문지를 실시하였다. 자료 수집은 2018년 4월부터 5월까지 이루어졌다. 설문지는 지인들을 통해 직접 전하거나 연구자가 직접 배부하였으며, 연구자가 직접 배부하지 못하는 경우에는 서면으로 연구 목적과 취지를 밝혔으며, 연구 참여 동의를 받은 후 설문을 진행하였다.
중부권에 거주하는 대학생 총 343명을 대상으로 설문지를 실시하였다. 자료 수집은 2018년 4월부터 5월까지 이루어졌다.
응답한 설문지는 연구자에 의하여 직접 수거되거나 지인을 통하여 우편을 통해 수거되었다. 총 349부가 배부 되었고 이 중 답변이 불성실한 설문지 6부를 제외하고 총 343부가 분석에 사용되었다. 이 중 남성은 89명(25.
데이터처리
0을 통해 빈도분석, 각 변인 간의 상관분석, 척도의 신뢰도 분석, 요인분석을 실시하였다. 구조방정식 모형을 사용한 측정 모형 검증, 연구 모형 검증, 매개 효과검증을 위해 AMOS 22.0을 사용하였다. 첫째, 본 연구에 사용된 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α(내적일관성계수)로 평가하였다.
첫째, 본 연구에 사용된 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α(내적일관성계수)로 평가하였다. 둘째, 연구의 주요 변인들의 상관관계를 측정하기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다. 셋째, 본 연구의 변인 중에서 단일요인인 정서인식 명확성을 요인분석을 실시하였다.
3개의 측정변인을 스크리 검정 결과를 기준으로 새로 생성하여 구조모형분석에 이용하였다. 문항과본 연구에서 측정하는 구성개념 간의 균형을 맞추기 위한 문항 묶음 설정을 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 주성분 요인추출을 통하여 요인 부하량의 절대값을 산출하였고, 이에 따라 상관이 높은 문항별로 나누어 세 개의 요인으로 분류하였다.
본 연구에서의 주요 변인 간 상관관계를 확인하기 위하여 상관분석을 실시하였다. 내현적 자기애(Covert Narcissism, CNS), 정서인식 명확성(Emotional Clarity, EC), 정서표현 양가성(Ambivalence over Emotional Expressiveness, AEE), 우울(Depression) 간의 상관관계 분석 결과, 내현적 자기애는 우울(r=.
본 연구의 가설을 검증하기 위하여 SPSS 18.0을 통해 빈도분석, 각 변인 간의 상관분석, 척도의 신뢰도 분석, 요인분석을 실시하였다. 구조방정식 모형을 사용한 측정 모형 검증, 연구 모형 검증, 매개 효과검증을 위해 AMOS 22.
이론/모형
본 연구에서 사용된 정서표현 양가성 척도(Ambivalence over Emotional Expressiveness Questionnaire: AEQ-K) 는 King과 Emmons(1990)가 개발한 척도이다. 본 연구에 서는 최해연과 이동귀(2007)가 번안하고 타당화한 한국판 정서표현 양가성 척도를 사용하였다. 본 척도는 총21 문항, 3개의 하위요인으로 구성되어 있으며, 자기보고식 5점 척도이다.
본 연구에서 사용된 우울척도(Beck Depression Inventory: BDI)는 이영호와 송종용(1991)이 번안한 한국판 Beck 우울척도를 사용하였다. 총 21개의 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 0점에서 3점까지 4개의 진술문이 있다.
본 연구에서 사용된 정서인식 명확성 척도(Trait Meta-Mood Scale: TMMS)는 이수정과 이훈구(1995)가 Salovey, Mayer, Godman, Turvey와 Palfai(1995)이 개발한 척도를 번안, 타당화한 한국판 특질 상위 기분 척도를 사용하였다. 총 21문항 3개의 하위요인으로 구성된 자기 보고식 5점 척도이다[26].
본 연구에서 사용된 정서표현 양가성 척도(Ambivalence over Emotional Expressiveness Questionnaire: AEQ-K) 는 King과 Emmons(1990)가 개발한 척도이다. 본 연구에 서는 최해연과 이동귀(2007)가 번안하고 타당화한 한국판 정서표현 양가성 척도를 사용하였다.
연구모형의 매개효과 검증을 위해 부트스트랩 기법과 팬텀변수를 사용하였다. 부트스트랩 검증 결과, 내현적 자기애와 우울의 관계에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 매개하는 경로가 유의한 간접효과를 가지는 것으로 나타났다(p<.
성능/효과
첫째, 내현적 자기애로 유발되는 우울을 해결하기 위해 정서적 변인을 구조모형으로 살펴보았는데 의의가 있다. 결과에 따르면 내현적 자기애와 우울과의 관계에서 정서인식 명확성이 완전 매개효과를 나타냈다. 내현적 자기애 성향의 사람들은 기쁨, 슬픔, 우울과 같은 다양한 감정들에 수치심을 항상 같이 느끼고, 이로 인하여 다른 감정들을 억압하게 되어 자신의 정서를 인식함에 있어서 명확하지 않다는 선행연구를 지지하는 결과이다[29].
내현적 자기애(Covert Narcissism, CNS), 정서인식 명확성(Emotional Clarity, EC), 정서표현 양가성(Ambivalence over Emotional Expressiveness, AEE), 우울(Depression) 간의 상관관계 분석 결과, 내현적 자기애는 우울(r=.584, p<.01)과 정적 상관을 보였으며, 정서인식 명확성과는(r=-.526, p<.01) 부적상관을 보였고, 정서표현 양가성과는(r=.580, p<.01) 정적상관을 보였다.
둘째, 내현적 자기애에서 우울로 이어지는 경로를 확인하기 위해 정서인식 명확성과 정서표현 양가성을 통해 구조방정식을 살펴본 결과, 내현적 자기애와 우울 사이에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 경로가 완전 매개로 유의한 결과로 나타났다. 반면 경쟁모형인 이중 매개의 경로에서는 유의하지 않은 결과가 나타났다.
둘째, 내현적 자기애와 우울사이에서 정서표현 양가성 또한 완전 매개효과를 보였다. 자신의 정서를 명확히 인식하지 못하고 부적응적으로 대처하는 내현적 자기애 성향을 가진 사람의 경우 정서표현에 적극적이고 적응적인 방식보다는 무시하거나 회피하는 부적응적인 방식을 선택하게 되어 자신이 느끼고 있는 정서를 그대로 표현함에 있어서 어려움을 느끼게 된다는 선행연구를 지지하는 결과이다[30].
부트스트랩 검증 결과, 내현적 자기애와 우울의 관계에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성이 매개하는 경로가 유의한 간접효과를 가지는 것으로 나타났다(p<.001).
연구 모형에서 내현적 자기애에서 정서인식 명확성 (X2 =-.72, p<.001)은 부적인 영향을 정서표현 양가성(X2=.86, p<.001)은 정적인 영향을 미쳤으며, 정서인식 명확성에서 우울(X2=-.23, p<.01)은 부적인 영향을 미쳤으며, 정서 표현 양가성에서 우울(X2=.50, p<.001)은 정적인 영향을 가지는 것으로 나타났다.
096 으로 나타났다. 연구모형의 적합 도는 양호한 수준으로 적합도 기준을 충족한 것으로 나타났으며, 경쟁모형의 적합도는 연구모형의 적합도와 비교하여 적합하지 않은 구조 모형임을 나타내었다. 본 연구의 적합도는 Table 2에 제시되었다.
본 연구의 가설을 검증하기 위하여 내현적 자기애와 우울과의 관계에서 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 완전 매개 효과의 검증을 위해 연구모형(완전매개모형)과 경쟁모형(이중매개모형)의 유의도 및 적합도 지수를 비교하였다. 연구모형의 적합도 지수는 X2(46)=171.373, TLI=.909, CFI=.937, RMSEA=.089이고 경쟁모형의 적합도 지수는 X2(49)=204.944, TLI=.894, CFI=.921, RMSEA=.096 으로 나타났다. 연구모형의 적합 도는 양호한 수준으로 적합도 기준을 충족한 것으로 나타났으며, 경쟁모형의 적합도는 연구모형의 적합도와 비교하여 적합하지 않은 구조 모형임을 나타내었다.
001). 이후, 팬텀 변수를 활용하여 각각의 매개효과를 검증한 결과 정서인식 명확성과 정서표현 양가성의 간접효과가 유의한 것으로 나타났다. 이는 Table 3과 4에 제시되었다.
본 연구에서 측정한 내현적 자기애, 정서인식 명확성, 정서표현 양가성, 우울지표들이 이론적으로 잠재변인의 개념을 잘 측정하고 반영하는지 확인하기 위하여 측정모형 분석을 실시하였다. 측정모형의 적합도 지수는 X2(48)=147.783, TLI=.931, CFI=.950, RMSEA=.078으로 본 연구에서의 측정모형이 이론적으로 잠재 변인의 개념을 잘 반영하고 있는 것으로 나타났다.
후속연구
첫째, 한정된 지역 및 20 대 위주의 대학생을 중심으로 연구가 진행되었으므로 추후 다양한 연령대, 직업군, 거주를 대상으로 연구할 필요가 있다. 둘째, 병리적 수준의 자기애라기보다 전임상적 수준의 자기애라고 할 수 있는 대인관계, 정서, 자기 지각등 여러 기능 영역에서 유의미한 임상적 의미를 갖는 자기애적 성격으로써 내현적 자기애를 의미하기 때문에 병리적 내현적 자기애 집단으로 일반화시키기에는 한계가 있다. 셋째, 측정 시 구조화된 임상면담을 통해 이루어진 것이 아닌 자기보고식 질문지를 통해 이루어져 분석에서 비 일관적이거나 불성실한 반응을 제외했다 하더라도 실제 각 변인들의 수준을 정확하게 평가한 것인지에 대한 판단에서 한계가 있다.
셋째, 측정 시 구조화된 임상면담을 통해 이루어진 것이 아닌 자기보고식 질문지를 통해 이루어져 분석에서 비 일관적이거나 불성실한 반응을 제외했다 하더라도 실제 각 변인들의 수준을 정확하게 평가한 것인지에 대한 판단에서 한계가 있다. 마지막으로 본 연구에서 모든 변인들이 자기와 관련된 변인이므로 추후 연구에서는 환경 적인 변인과의 상호작용을 고려하여 내현적 자기애 성향과 우울의 관계를 더 깊이 있게 파악할 필요가 있다.
둘째, 병리적 수준의 자기애라기보다 전임상적 수준의 자기애라고 할 수 있는 대인관계, 정서, 자기 지각등 여러 기능 영역에서 유의미한 임상적 의미를 갖는 자기애적 성격으로써 내현적 자기애를 의미하기 때문에 병리적 내현적 자기애 집단으로 일반화시키기에는 한계가 있다. 셋째, 측정 시 구조화된 임상면담을 통해 이루어진 것이 아닌 자기보고식 질문지를 통해 이루어져 분석에서 비 일관적이거나 불성실한 반응을 제외했다 하더라도 실제 각 변인들의 수준을 정확하게 평가한 것인지에 대한 판단에서 한계가 있다. 마지막으로 본 연구에서 모든 변인들이 자기와 관련된 변인이므로 추후 연구에서는 환경 적인 변인과의 상호작용을 고려하여 내현적 자기애 성향과 우울의 관계를 더 깊이 있게 파악할 필요가 있다.
마지막으로 본 연구에서 제한점과 이후에 진행 될 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 한정된 지역 및 20 대 위주의 대학생을 중심으로 연구가 진행되었으므로 추후 다양한 연령대, 직업군, 거주를 대상으로 연구할 필요가 있다. 둘째, 병리적 수준의 자기애라기보다 전임상적 수준의 자기애라고 할 수 있는 대인관계, 정서, 자기 지각등 여러 기능 영역에서 유의미한 임상적 의미를 갖는 자기애적 성격으로써 내현적 자기애를 의미하기 때문에 병리적 내현적 자기애 집단으로 일반화시키기에는 한계가 있다.
질의응답
핵심어
질문
논문에서 추출한 답변
외현적 자기애와 내현적 자기애의 차이는 무엇인가?
2013년도 새롭게 개편된 정신질환의 진단 및 통계 편람 DSM-5(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders : DSM)에 따르면 내현적 자기애와 외현적 자기애를 웅대하지만 취약한 자기개념을 공통 핵심특성으로 가지고 있다고 기술 하였다. 하지만, 외현적 자기애는 웅대성을 밖으로 나타내고 오만하고 과시적인 반면, 내현적 자기애는 자신의 무의식적 웅대성을 드러내지 않고 억압하는 유형으로 나타나며 이는, 자기 확신과 주도성이 부족해 보이며 다양한 심리적 불편감과 모호한 우울감에 시달리게 된다. 그리고 내현적 자기애자는 자기상이 상처를 입는데 예민하고, 이 때문에 타인의 반응과 부정적 평가에 민감하다.
갑질이란 무엇인가?
최근 우리 사회에는 다양한 형태의 갑질 문제가 대두 되고 있다. 자신이 항상 최고이며, 나는 매우 특별한 사람이고, 우월하다는 독특한 신념과 사고를 바탕으로 상대 적으로 자신보다 낮은 권력구조를 가진 사람에게 자신의 지위를 이용하여 괴롭히는 행위를 ‘갑질’이라고 명명하고 있다. 다양한 갑질 문제가 끊임없이 나타나는 이유는 무엇일까? 이는 자기애적 성격의 특징과 가장 유사하며, 시간과 공간의 제약 없이 자신을 보여주고, 표현할 수 있도록 하는 휴대전화와 인터넷, 소셜 네트워크의 발달이 독특하게 자신을 표현하고자 하는 특징이 두드러지는 자기 애적 성격을 부채질할 수 있고[1], 현대사회의 기술 발달을 고려하면 자기애가 현대인들의 특징 중 하나라고 볼 수 있다[2].
다양한 갑질 문제가 끊임없이 나타나는 이유는 무엇인가?
자신이 항상 최고이며, 나는 매우 특별한 사람이고, 우월하다는 독특한 신념과 사고를 바탕으로 상대 적으로 자신보다 낮은 권력구조를 가진 사람에게 자신의 지위를 이용하여 괴롭히는 행위를 ‘갑질’이라고 명명하고 있다. 다양한 갑질 문제가 끊임없이 나타나는 이유는 무엇일까? 이는 자기애적 성격의 특징과 가장 유사하며, 시간과 공간의 제약 없이 자신을 보여주고, 표현할 수 있도록 하는 휴대전화와 인터넷, 소셜 네트워크의 발달이 독특하게 자신을 표현하고자 하는 특징이 두드러지는 자기 애적 성격을 부채질할 수 있고[1], 현대사회의 기술 발달을 고려하면 자기애가 현대인들의 특징 중 하나라고 볼 수 있다[2].
참고문헌 (30)
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E. H. Kim. (2013). Mediating Effects of Maladaptive Coping between Covert Narcissism on Hostility. Pusan National University, Pusan.
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J. W. Lee. (2011). Longitudinal Effects of Self-Enhancement Motive, Implicit and Explicit Narcissism on Depressive Mood. The Korean Journal of Clinical Psychology, 30(2), 441-458. DOI : 10.15842/kjcp.2011.30.2.005
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