본 연구의 대상은 서울, 경기, 인천 지역에 거주하는 30∼40대 기혼남녀 총 670명에게 설문지를 배부하여 646부를 수거하였다. 연구대상자의 인구통계학적 특성으로는 전체 646명 중 남자는 266명 여자는 380명이고, 지역별로는 서울지역 193명(남:86명, 여:107명), 경기지역 296명(남:112명, 여:184명), 인천지역 157명(남:68명, 여:89명)으로 구성되었으며, 학력은 중고졸 15.6%, 전문대졸 24.5%, 대졸 49.1%, 대학원졸 10.8%를 보였고, 결혼형태로는 연애결혼은 82.5%, 중매결혼은 17.5%로 나타났다.

내현적 자기애

강선희와 정남운(2002)이 Akhtar와 Thompson(1982)의 자기애적 성격장애의 임상적 특성을 참고하여 비 임상집단을 대상으로 요인분석결과 5개의 하위척도를 도출하여 개발한 척도이다. 총 45문항으로 구성되어 있으며, 인정욕구/거대자기환상 9문항, 착취/자기중심성 9문항, 목표불안정 9문항, 과민/취약성 10문항, 소심/자신감부족 8문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 리커트 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 내현적 자기애 성향이 높은 것으로 해석된다. 본 연구에서 전체척도의 신뢰도는 .93이고, 목표불안정의 신뢰도는 .76, 인정욕구/거대자기환상의 신뢰도는 .72, 착취/자기중심성의 신뢰도는 .71, 과민/취약성의 신뢰도는 .79, 소심/자신감부족의 신뢰도는 .71로 나타났다.

부부공감

공감적 이해척도인 Barnett-Lennard(1981)의 척도를 토대로 Yoon(1999)이 우리나라 실정에 맞게 개발한 척도로서 본 연구에서는 박선영(2003)이 사용한 설문지를 사용하였으며, 단일변인으로 구성되어 있고 총 8문항이다. 본 연구에서의 신뢰도는 .78로 나타났다.

결혼만족도

결혼만족도를 측정하기 위해서 Snyder(1979)의 결혼만족도 검사(Marital Satisfaction Inventory: MSI)를 한국 실정에 맞게 권정혜와 채규만(1999)이 번안하고 수정한 한국판 결혼만족도 검사(K-MSI)를 사용하였다. K-MSI는 총 160문항으로 14개의 소척도로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 그 중에서 연구의 목적과 일치하는 전반적 불만족 척도를 사용하였다. 대표적인 질문으로는 “우리는 매우 자주 말다툼을 한다”, “나는 배우자와 함께 있을 때에도 종종 외로움을 느낀다”, “만일 내가 결혼하지 않았다면 더 행복하게 느낄 것이다”, “우리 결혼생활에는 심각한 어려움들이 있다” 등을 들 수 있다. 전반적 불만족 척도는 배우자와의 관계에 대한 전반적인 결혼불만족 정도를 평가한 것으로 전반적인 부부관계에 대한 느낌이나 태도를 알 수 있는 지표로서 임상이나 상담장면에서 부부문제를 발견하기 위한 선별 검사로 사용할 수 있다(권정혜, 채규만, 1999). 척도는 총 22문항으로 구성되어 있으며 각 문항은 5점 리커트로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 결혼만족도가 높은 것으로 해석된다. 본 연구에서의 신뢰도는 .93으로 나타났다.

스마트폰 중독

본 연구에서는 스마트폰 중독을 측정하기 위해 한국정보화진흥원(2012)에서 개발한 성인 스마트폰 중독 자가진단용 스마트폰 척도를 사용하였다. 일상생활장애 5문항, 가상세계지향성 2문항, 금단 4문항, 내성 4문항의 네 가지 하위 요인을 포함하여, 총 15문항으로 구성되어 있다. 리커트식 4점 척도로 점수가 높을수록 스마트폰 중독이 높은 것으로 해석된다. 본 연구의 전체 신뢰도는 .92이고 일상장애 신뢰도는 .76, 가상세계지향성의 신뢰도는 .66, 금단의 신뢰도는 .81, 내성의 신뢰도는 .79로 나타났다.

본 연구의 자료 분석을 위해 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 통계 프로그램을 사용하였다. 연구변인들 간의 관계성을 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였고, 구조방정식 모형의 분석을 위한 기초자료로 각 변인의 왜도와 첨도의 값을 산출한 후 확인적 요인분석을 하여 측정모형의 타당성을 검증하였다. 내현적 자기애와 스마트폰 중독의 관계에서 부부공감과 결혼만족도의 매개효과를 알아보기 위해 구조방정식모형(Structural Equation Modeling: SEM)을 분석하였다. 또한 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트랩(bootstrap)을 실시하였다. 추가적으로 내현적 자기애에서 스마트폰 중독으로 가는 경로에 부부공감과 결혼만족도의 개별매개효과의 유의성을 검증하기 위해 팬텀변인(phantom variable)을 설정하고 가상변인의 경로에 대하여 부트스트랩을 실시하였다.

측정변인들 간의 상관관계, 평균, 표준편차 및 왜도와 첨도는 표 1과 같다. 내현적 자기애는 부부공감(r=-.23, p<.01), 결혼만족도(r=-.37, p<.01)에 유의미한 부적상관을, 스마트폰 중독(r=.42, p<.01)과 스마트폰 중독의 모든 하위변인(r=.33~.38)에는 유의미한 정적상관을 보였고, 부부공감은 결혼만족도(r=.64, p<.01)에 유의미한 정적상관을, 스마트폰 중독(r=-.14, p<.01)과 스마트폰 중독의 모든 하위변인(r=-.14~-.10)에는 유의미한 부적상관을 보였으며, 결혼만족도는 스마트폰 중독(r=-.22, p<.01)과 스마트폰 중독의 모든 하위변인(r=-.24~-.16)에 유의미한 부적상관을 보였다. 그리고 주요 변인들의 왜도가 2보다 작고 첨도가 7보다 작음으로 구조방정식모형을 적용하는데 필요한 정상분포조건을 충족시키고 있다.

본 연구에서는 내현적 자기애, 부부공감, 결혼만족도, 스마트폰 중독의 잠재변인과 해당 측정변수들과의 관계구조가 얼마나 경험적 자료와 일치하는지를 살펴보기 위해 수집된 자료를 대상으로 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis: CFA)을 실시하였다. 확인적 요인분석 결과 측정변수들의 요인부하량은 내현적 자기애가 .77~.89, 부부공감이 .59~.85, 결혼만족도가 -.94~.60, 스마트폰 중독이 .77~.87로 나타났다. 확인적 요인분석결과 요인부하량이 모두 p<.001 수준에서 유의하고 14개의 측정변인으로 4개의 이론적 잠재변인들의 구성개념을 타당하게 설명하는 것으로 나타났고, 각 변인간의 상관관계는 p<.01 수준에서 유의미한 결과를 나타났다.

구조방정식 모형의 적합도 평가 시 절대적 적합지수인 RMSEA와 상대적 적합지수인 TLI와 CFI를 이용하였다. 일반적으로 CFI, TLI가 .90이상이면 좋은 적합도이고, RMSEA는 .05이하이면 매우 좋으며 .08이하면 양호하고, .10이하면 보통인 것으로 판단한다(우종필, 2012). χ²값은 표본의 수와 경로의 수가 많아질 경우 가설이 기각될 확률이 높아 χ²값 이외에 다른 평가지수를 고려할 필요가 있다. 본 연구의 측정모형의 χ²의 검정결과는 가설이 기각되어 부적합하지만, 다른 적합도 지수에서 측정모형이 TLI=.95, CFI=.96, RMSEA(90% 신뢰구간)=.067이고 구조모형이 TLI=.97, CFI=.97, RMSEA(90% 신뢰구간)=.056의 수치로 기준을 충족하여 매우 양호한 결과로 측정모형이 적절한 것으로 판단되었다.

검증된 측정모형의 인과관계를 바탕으로 한 연구모형의 적합도는 표 2에 제시하였다.

연구모형의 경로와 경로계수는 그림 2와 같다. 연구모형에 대한 각 경로계수를 보면, 내현적 자기애가 결혼만족도에 -.24(p<.001), 내현적 자기애가 부부공감에 -.29(p<.001), 결혼만족도가 스마트폰 중독에 -.19(p<.01)로 부적경로를 보이고 있고, 부부공감이 결혼만족도에 .69(p<.001), 내현적 자기애가 스마트폰 중독에 .40(p<.001)로 정적 경로를 나타내고 있다. 그러나 부부공감과 스마트폰 중독의 관계는 유의하지 않았다.

다음으로 연구모형의 간접경로의 매개효과 검증을 위해 Shrout와 Bolger(2002)이 제안한 부트스트랩 방법을 사용하였다. 매개변수의 간접효과 검증을 위해 소벨 검증, Aroian 검증, 부트스트랩 등이 사용되는데, 소벨 검증이나 Aroian 검증은 간접효과의 표본이 정규분포를 하고 있다는 가정에 기초를 두고 있다. 또한 독립변인에서 종속변인으로 가는 경로의 값과 매개변인에서 종속변인으로 가는 경로의 개별 값이 정규분포를 이루더라도 곱의 형태인 매개효과는 대개 정상분포에서 벗어나는 경우가 많다. 따라서 정상분포를 가정하지 않는 부트스트랩 방법이 선호된다(Cheung & Lau, 2008). 또한 amos에서 다중매개모델인 경우에는 부트스트랩을 통해서 매개변수들 전체에 대한 간접효과만 도출하게 되고, 각각의 매개변수와 관련된 개별 간접효과의 신뢰구간을 얻는 것은 불가능하다(배병렬, 2011). 따라서 다중매개효과의 간접효과 검증을 위하여 각각의 간접효과를 분리하는 팬텀변수를 사용한 부트스트랩 방법을 사용하였다(홍세희, 2011). 연구모형의 직접효과, 간접효과, 총효과는 표 3에 제시하였고, 팬텀변인을 이용한 개별효과의 분석결과를 표 4에 제시하였다.

내현적 자기애가 부부공감을 매개로 하여 결혼만족도로 가는 경로(-.26~-.14), 부부공감이 결혼만족도를 매개로 하여 스마트폰 중독으로 가는 경로(-.24~-.04), 내현적 자기애가 부부공감과 결혼만족도를 매개로 하여 스마트폰 중독으로 가는 경로(.02~.10)가 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 간접효과의 유의성이 검증되었다. 또한 팬텀변수를 사용하는 부트스트랩 방법을 사용하여 내현적 자기애가 스마트폰 중독으로 가는 경로에서 부부공감과 결혼만족도의 개별매개효과를 검증한 결과, 내현적 자기애에서 부부공감을 매개로 하여 스마트폰 중독으로 가는 경로(-.38~-.20)와 내현적 자기애에서 결혼만족도를 매개로 하여 스마트폰 중독으로 가는 경로(-.51~-.37)는 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 각각의 개별간접효과의 유의성이 검증되었다.

본 연구는 30~40대 기혼남녀를 대상으로 내현적 자기애, 부부공감, 결혼만족도, 스마트폰 중독간의 관계를 살펴보고, 내현적 자기애와 스마트폰 중독의 관계에서 부부공감과 결혼만족도의 매개효과를 검증하였다. 본 연구를 통해 기혼남녀의 스마트폰 중독에 영향을 미칠 수 있는 변인들 중 내현적 자기애, 부부공감, 결혼만족도를 검증함으로써 기혼남녀의 스마트폰 중독의 예방에 필요한 기초자료를 제공할 뿐 아니라, 결혼만족도에 영향을 미치는 내현적 자기애와 부부공감을 연구함으로써 기혼남녀의 결혼만족도에 도움을 줄 수 있는 심리상담 및 프로그램에 기초자료를 제공하는 데 그 목적이 있다. 연구를 위하여 서울, 경기, 인천에 거주하는 30~40대 기혼남녀 646명을 대상으로 기초자료를 수집하였고, 내현적 자기애, 부부공감, 결혼만족도, 스마트폰 중독에 대한 연구의 주요 결과는 다음과 같다.

첫 번째로, 내현적 자기애는 스마트폰 중독에 정적영향을, 부부공감과 결혼만족도에 부적영향을 미치는 것으로 나타났다. 스마트폰 중독은 인터넷 중독과 맥락을 같이 한다는 근거로 하여(강희양, 박창호, 2012), 내현적 자기애 성향이 높을수록 인터넷 중독에 직접적으로 영향을 주어(제순하, 2011) 인터넷 중독에 빠지기 쉽다는(손정선, 2010) 선행연구와 맥락을 같이한다. 또한 내현적 자기애 성향이 강한 사람들은 즉각적인 피드백을 받을 수 있는 SNS에 몰입하게 되어 스마트폰 중독의 위험에 더 빠져들게 된다는(류경희, 홍혜영, 2014; 조다현, 2014; 강동주 등, 2013) 연구를 지지한다. 이는 내현적 자기애 성향이 높은 성인들의 경우에 오프라인의 불편한 대인관계 상황을 피하고 보다 편안한 온라인 대인관계를 맺기 위하여 스마트폰 사용에 몰입하게 된다는 것을 알 수 있다. 내현적 자기애가 부부공감에 부적영향이란 연구결과는 내현적 자기애 성향이 강한 경우 상대방을 인정하고 배려하거나 상대방의 입장을 이해하는 공감적 관계를 맺기는 어려울 수 있다는 연구결과와 맥을 같이한다(김우정, 2011). 또한 자기애 성향이 강할수록 자기중심적이고 과장된 자기개념으로 인하여 공감능력이 부족할 수밖에 없다는 선행연구결과와도 유사한 맥락으로 이해될 수 있다(Paulhus & Williams, 2002). 이는 내현적 자기애가 높은 성인의 경우에 배우자의 공감반응을 역기능적으로 인식할 가능성이 높다는 것을 예상할 수 있다. 내현적 자기애자들의 자기중심적인 성격은 타인의 정신건강이나 관계만족도를 떨어지게 할 수 있고(박준영, 2007), 삶의 만족도 또한 낮아진다는(황순택 등, 2010) 연구와 유사한 맥락이다. 또한 자기애 성향이 높은 기혼자의 경우에 배우자의 결혼만족도를 감소시킨다는 연구결과와 일치하는 결과로(김우정, 2011), 내현적 자기애 성향은 대인관계 만족이나 삶의 만족 뿐 아니라 결혼생활의 만족도를 떨어뜨릴 수 있다는 것을 알 수 있다.

둘째로, 부부공감과 스마트폰 중독의 관계에서 결혼만족도가 완전매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 공감은 상대 배우자의 관점을 이해하는 것으로 공감능력의 정도가 결혼의 안정성과 적응성 등의 결혼만족도를 예측하는 변인이 될 수 있다(Schutte, Malouff, & Bobik, 2001). 배우자의 지지 즉, 배우자로부터 공감을 받거나 배우자에게 많은 공감적 태도를 보일수록 심리적 안정감을 갖게 되고(김미옥, 2014), 자신 및 배우자의 자아강도를 유지하게 되어 현실검증, 지능, 창의력, 정서적 건강의 예방과 유지에 중요한 요소로서 작용하여 결혼생활을 원활하게 할 수 있도록 도움을 줄 수 있다(황순택 등, 2010). 결혼생활의 원활함은 부부간에 친밀감을 형성시켜 결혼만족도를 증진시키게 되어 결혼생활에 적응하지 못하여 발생할 수 있는 소통의 문제, 따분함, 우울함, 외로움 등의 불만족들을(이정은, 2005) 스마트폰 사용에 집중하여 해결하려는 것을 예방할 수 있다(강희양, 박창호, 2012). 특히 결혼생활로 인하여 외로움을 많이 느끼는 중년기 여성의 경우에는 결혼만족도를 높임에 따라 스마트폰 중독 가능성에서 멀어지게 될 수 있음을 시사한다.

셋째로, 내현적 자기애와 결혼만족도의 관계에서 부부공감이 매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 내현적 자기애 성향이 높을수록 배우자와 건강한 부부공감이 이루어지기 힘들고 이는 결혼만족도를 감소시키는 결과로 이어짐을 알 수 있다. 내현적 자기애자들은 자신들의 공감능력이 부족한 것에 대하여 내적갈등과 깊은 죄책감을 느끼기도 하여 표면적으로는 타인에게 더욱 공감하려고 애쓰지만(황순택 등, 2010) 내현적 자기애자들의 애쓰는 모습이 오히려 상대방에게는 부적절감으로 느껴지게 되는 악순환으로 이어지는 결과를 초래할 수 있다(최지영, 2013). 이는 배우자와 상호신뢰를 바탕으로 한 결혼생활에 영향을 주게 되어, 공감의 부족은 존중과 이해, 의사소통의 불능, 친밀감 형성을 어렵게 만들어 결혼만족도를 감소시킬 수 있다(김희진, 2005; 박남숙, 2005). 특히 부부간 의사소통이 중요한 중년기 부부의 경우에 내현적 자기애자들의 공감 능력 부족은 부부의 대화 단절이나 결혼불만족 문제들이 야기될 수 있어 결혼만족도를 낮추게 되는 결과(김선화, 2012)를 초래 할 수 있다는 것을 시사한다.

넷째로, 내현적 자기애와 스마트폰 중독의 관계에서 부부공감과 결혼만족도의 매개효과가 검증되었다. 내현적 자기애 성향이 높은 사람들은 감정이입 능력의 결여로 다른 사람의 감정이나 욕구를 인식하거나 확인하려 하지 않고(Kohut, 1991), 자기중심적이고 과장된 자기개념으로 인하여 공감능력이 부족하게 되어(Paulhus & Williams, 2002), 상대방을 인정하고 배려하거나 이해하려는 공감적 관계를 맺는 것이 어렵게 된다(김우정, 2011). 내현적 자기애자들의 공감적 관계 실패로 인하여 현실세계에서 타인을 공감하려는 노력을 철회하고 가상 세계인 스마트폰의 공간으로 자신들의 노력을 이동시키게 된다. 이는 내현적 자기애 성향이 높은 사람들은 자신들의 성격적 특성으로 인하여 배우자와의 공감적 관계를 맺는 것이 어려울 수 있고, 공감적 지지에 대한 내적 갈등으로 인하여 자신들의 욕구를 스마트폰 사용을 통해 해소하고 있다는 것을 알 수 있다. 내현적 자기애가 높은 사람들은 대인관계나 배우자와의 관계에서도 깊은 친밀감을 갖기 어려워 피상적인 관계를 맺을 가능성이 높은데(권석만, 한수정, 2000), 이러한 피상적인 관계가 결혼생활에 영향을 주어 부부갈등을 유발하는 요인이 되기도 한다(양은주, 우성범, 2014; 이정호, 2013). 내현적 자기애자들의 비합리적 신념은 배우자에게 자신의 엄격한 기준을 요구하여 부부간의 갈등이 잦아짐에 따라 삶의 만족도 뿐 아니라 결혼만족도를 감소시키게 되고(김우정, 2011; 황순택 등, 2010), 부부간 의사소통의 부재, 외로움 그리고 우울 등의 불만족감을 유발하기도 한다. 내현적 자기애자들의 성격적인 성향으로 인하여 결혼생활의 불만족을 배우자와 함께 해결해 나가려고 하는 것이 아니라 스마트폰의 공간에서 자신들의 불만족을 해결하려는 가능성이 높다(강희양, 박창호, 2012; 오윤경, 2012). 즉, 내현적 자기애 성향이 높아짐에 따라 결혼만족도를 낮추게 되고 이는 스마트폰 중독으로 까지 이어질 수 있음을 의미한다.

다섯째로, 내현적 자기애와 스마트폰 중독의 관계에서 부부공감과 결혼만족도의 이중매개효과가 검증되었다. 내현적 자기애 성향이 강한 사람들의 경우에는 타인을 자신의 자존감을 높여주는 수단적인 존재로 여겨 상대방을 이해하거나 배려하는 공감적 관계를 맺기 어렵게 된다(김우정, 2011). 또한 내현적 자기애가 높은 사람들이 자신들의 성격적 특성인 자기사랑, 자기찬미, 자기과장에 지나치게 몰두하게 되어(Freud, 1914), 배우자로부터의 공감에 불만족을 느낄 수 있고 여기에 “나는 상처받아서는 안 되고, 거절당해서도 안 된다”라는 비합리적인 신념이 더해져 부부간에 공감적 관계를 더 어렵게 만들기도 한다. 부부관계 형성의 기초가 되는 공감의 부족은 심리적 불안정감을 형성하게 되어(김미옥, 2014) 부부스트레스와 부부 갈등으로 이어져 결혼만족도를 감소시킬 뿐 아니라 파국적으로는 부부갈등이나 이혼으로 연결되는 결과를 초래하기도 한다(김선화, 2012). 문제는 내현적 자기애 성향이 높은 사람들의 경우, 부부간의 공감부족으로 인하여 결혼만족도가 낮아져서 나타난 불만족들을 자신들의 회피적인 성격적 특성으로 인하여 부부 상호작용으로 해결하기 보다는 현실을 회피할 수 있는 스마트폰의 공간에서 해결책을 찾으려 한다는 것이다. 특히 결혼생활에서 배우자의 공감을 적게 느껴 외로움을 많이 느낄 수 있는 중년기 여성의 경우에는 스마트폰 중독의 가능성이 높아질 수 있음을 예상할 수 있다(김명희, 2006).

본 연구는 다음과 같은 의의를 가진다. 첫째, 본 연구는 성인을 대상으로 스마트폰 중독에 영향을 주는 변인으로 내현적 자기애, 부부공감, 결혼만족도를 알아 본 국내 최초의 연구이다. 지금까지 내현적 자기애와 스마트폰 중독간의 관계를 밝힌 연구는 서울소재 중학생을 대상으로 한 류경희와 홍혜영(2014)의 연구가 유일하다. 하지만, 본 연구는 스마트폰 사용률이 높은 성인을 대상으로 내현적 자기애가 스마트폰 중독의 위험에 처하게 할 수 있는 심리적 변인이 될 수 있음을 확인하였다. 또한 결혼만족도와 중독에 관한 연구는 주부의 결혼만족도와 인터넷 중독의 관계에 대해서 이정은(2005)의 연구가 유일하다. 하지만, 본 연구에서는 주부를 포함한 기혼남녀를 연구대상으로 하여 결혼생활에서의 즐거움을 얻지 못하는 성인의 경우 스마트폰 중독의 위험에 처할 가능성이 높다는 것을 확인하였다. 따라서 본 연구 결과를 토대로 상담 장면에서 내현적 자기애가 높거나 결혼만족도가 낮은 내담자의 경우 본인의 문제 해결 방법 중 하나로 스마트폰을 사용할 수 있다는 것을 상담자가 인지하여 내담자가 스마트폰 중독에 노출되지 않도록 상담 장면에서 점검할 필요가 있을 것으로 사료된다. 둘째, 내현적 자기애는 부부공감과 결혼만족도에 영향을 미치는 변인임이 밝혀졌다. 지금까지 기혼남녀의 내현적 자기애와 공감과의 관계는 김우정(2011)의 연구가 유일하다. 하지만 김우정(2011)의 연구에서 사용한 공감의 척도는 연구대상자 본인이 지각하는 자신의 능동적 공감능력을 측정한 반면, 본 연구에서는 연구대상자가 배우자에게서 느끼는 공감의 정도를 측정도구로 사용하여 수동적인 공감의 정도를 확인하여 내현적 자기애가 높은 사람일수록 배우자의 공감반응에 둔감할 수 있음을 확인하였다. 또한 내현적 자기애가 결혼만족도에 영향을 미치는 연구로는 박준영(2007)의 자기애와 결혼만족도의 관계를 밝힌 연구로 부인의 자기애는 결혼만족도에 정적 영향을 미치고, 남편의 자기애는 결혼만족도에 영향을 미치지 못하는 결과를 보였다. 하지만 본 연구에서는 자기애 중더 역기능적인 성격특성을 보이는 내현적 자기애에 초점을 두어, 내현적 자기애가 높을수록 대인관계의 불편감이 높아짐에 따라 친밀한 관계여야 하는 배우자와의 결혼생활에서도 불편감을 느끼고 있다는 것을 확인하였다. 본 연구 결과를 기초로 하여 부부간 공감의 문제나 결혼 생활에서 만족도가 낮은 내담자를 상담할 때, 내현적 자기애 성향 사람들의 특성에 대해 이해를 시키는 것이 필요할 것으로 생각된다. 셋째, 부부공감과 스마트폰 중독의 관계에서 결혼만족도의 매개효과를 검증하였다. 성인의 스마트폰 중독을 예방하기 위해서 부부간의 공감적 태도를 촉진함으로써 결혼생활의 만족도가 높아지게 되고 이는 결혼생활의 집중으로 이어져 스마트폰 사용이 적어진다는 것을 입증하였다. 넷째, 내현적 자기애와 결혼만족도의 관계에서 부부공감의 매개효과를 검증하였다. 이는 내현적 자기애가 높은 성인의 경우 결혼생활의 만족도를 높이기 위해서 배우자의 공감이 중요한 역할을 하는 것으로 보여 진다. 이를 바탕으로 결혼만족도를 증진시키기 위하여 부부치료 상담이나 부부치료 프로그램에 적용하여 부부간의 공감훈련을 적용하여 진행한다면 결혼생활에 보다 긍정적인 결과를 기대할 수 있다는데 의의가 있다. 다섯째, 내현적 자기애와 스마트폰 중독의 관계에서 부부공감과 결혼만족도의 개별매개효과 및 이중매개효과를 검증하였다. 이는 내현적 자기애가 높은 기혼남녀의 경우에 배우자로부터 공감을 받지 못하면 결혼생활에서 흥미를 잃거나 만족감이 떨어지게 되고 이는 스마트폰 중독으로 이어질 가능성이 높다는 것을 시사한다. 따라서 본 연구는 스마트폰 중독의 위험에 빠져있거나 중독이 된 사람들 중 내현적 자기애 성향이 높은 사람의 치료 방법으로, 배우자의 지속적인 공감적 피드백은 스마트폰 중독에 빠졌거나 위험에 처한 사람들을 가정으로 관심을 돌리게 하여 결혼생활의 안정과 만족에 도움을 줄 수 있다는데 의의가 있다. 공감적 반응은 단지 스마트폰 중독을 치료하는데 국한되는 것이 아니라 다른 행위 중독의 상황에 빠져 있는 사람들에게도 적용할 수 있을 것으로 판단된다.

본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 서울, 경기, 인천 지역의 30~40대 기혼남녀만을 대상으로 하였기 때문에 전국의 기혼남녀를 대상으로 일반화하는 것은 무리가 있을 것이다. 따라서 보다 실증적인 연구가 되기 위해서는 연구지역과 연구대상의 표집을 확장할 필요성이 있다. 둘째, 본 연구에서 사용된 척도는 모두 자기 보고식 검사로 실시되어 연구대상의 주관성을 배제할 수 없으며, 피검자의 불성실한 응답과 고의적인 왜곡 응답의 가능성을 배제할 수 없다. 따라서 자기보고 형식의 제한점을 보완할 수 있는 방법이 요구된다. 셋째, 성인의 스마트폰 중독에 영향을 미치는 변인에 관한 연구는, 본 연구에서 검증한 변인들 관련 연구 뿐 아니라 그 외의 변인들과 스마트폰 중독 간의 관계에 관한 연구가 부족한 실정이다. 그러므로 이 사례를 좀 더 연구하여 성인들의 스마트폰 중독에 영향을 주는 다른 변인들에 관한 후속 연구가 필요할 것이다. 넷째, 부부공감과 스마트폰 중독의 관계를 분석한 결과, 분석 방법에 따라 일관적이지 않은 결과를 보였다. 이는 공감변인과 관련된 스마트폰 중독 뿐 아니라 중독과 관련된 연구가 부족한데서 그 원인을 찾을 수 있겠다. 따라서 공감변인과 중독변인들에 관한 후속 연구가 요구된다.