본 연구는 자기애적 성격 성향의 발현시기가 초기 성인기에 시작된다는 점에 초점을 맞추어 서울에 소재한 3개의 대학교와 경기도 소재의 1개의 대학교에서 담당 교수의 승인을 받아 수업시간을 이용하여 질문지에 응답하는 자기보고 형태로 연구를 실시하였다. 총 483명의 남녀 대학생을 대상으로 실시하였으며 불성실하게 응답한 33명의 자료를 제외한 총 450명의 사례가 최종 분석에 사용되었다. 설문에 참여자는 총 참여자는 450명 중 남자 160명(35.6%), 여자 290명(64.4%)이었으며, 평균연령은 22.23(SD=3.04)였다.

내현적 자기애 척도

내현적 자기애를 측정하기 위해서 강선희와 정남운(2002)이 Akhtar와 Thomson(1982)의 ‘자기애적 성격장애의 임상적 특성’에 기초하여 비임상집단을 대상으로 개발한 척도를 사용하였다. 총 45문항으로 구성되어 있고 그 중 3문항은 역채점 문항이다. 5점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다(1)’와 ‘매우 그렇다(5)’사이에서 응답하도록 되어 있다. 점수 범위는 45점에서 225점이며 점수가 높을수록 내현적 자기애 성격 성향이 강함을 의미한다. 강선희와 정남운(2002)은 요인분석을 통해 5개의 하위요인을 확인하였으며, 이를 외현적 자기애와 내현적 자기애의 공통요인과 내현적 자기애만의 고유요인으로 분류하였다. 외현적 자기애와 내현적 자기애의 공통요인 2개는 인정욕구/거대자기 환상(9문항), 착취/자기 중심성(9문항)으로 명명하였으며, 내현적 자기애만의 고유요인 3개는 목표불안정(9문항), 과민/취약성(10문항), 소심/자신감 부족(8문항)으로 명명하였다. 대학생을 대상으로 한 강선희와 정남운(2002)의 연구에서 내적 합치도(Cronbach’s α)는 .91로 보고하였다. 본 연구에서 산출된 내적 합치도는 .81인 것으로 나타났다.

사회적으로 부과된 완벽주의 척도

완벽주의를 측정하기 위해서, Hewitt과 Flett(1991)이 자기 지향적 완벽주의, 타인 지향적 완벽주의, 사회적으로 부과된 완벽주의의 3차원으로 분류하여 개발한 다차원적 완벽주의 척도를 한기연(1993), 홍혜영(1995) 등이 번역하고 김연수(1998)가 재번안한 척도를 사용하였다. 본 연구에서는 완벽주의의 하위 3가지 차원 중 내현적 자기애와 관련이 깊다고 알려진 ‘사회적으로 부과된 완벽주의’ 척도만을 사용하였다. 총 15문항으로 구성되어 있고 그 중 5문항은 역채점 문항이다. 7점 Likert척도로 ‘전혀 그렇지 않다(1)’와 ‘매우 그렇다(7)’ 사이에서 응답하도록 되어 있다. 점수 범위는 15점에서 105점이며 점수가 높을수록 완벽주의 성향이 높음을 의미한다. 대학생들을 대상으로 한 Hewitt와 Flett(1991)의 연구에서 각 하위요인의 내적 합치도(Cronbach’s α)는 자기지향적 완벽주의 .86, 타인지향적 완벽주의 .82, 사회적으로 부과된 완벽주의 .87이었다. 이 척도를 재타당화 한 한기연의 연구(1993)에서의 내적합치도는 자기지향적 완벽주의 .84, 타인지향적 완벽주의 .73, 사회적으로 부과된 완벽주의 .76으로 보고되었다. 본 연구에서 사회적으로 부과된 완벽주의의 내적 합치도는 .84로 나타났다.

내면화된 수치심 척도

수치심을 측정하기 위해서 Cook(1987)이 개발하고 이인숙과 최해림(2005)이 번역하여 타당화한 내면화된 수치심 척도를 사용하였다. 총 30문항으로 수치심을 측정하는 24문항과 자존감 척도 6문항으로 구성되어 있다. 응답방식은 5점 Likert척도로 ‘전혀 경험하지 않는다(1)’와 ‘거의 항상 경험한다(5)’ 사이에서 응답하도록 되어 있다. 수치심 점수는 자존감 6문항을 제외한 24문항의 총합으로 측정된다. 총 4가지 하위요인으로 구성되었는데 부적절감(10문항) 영역은 자기 자신에 대해 평가절하하고, 타인 역시 자신을 무시하고 얕볼 것이라고 생각하며 소외감을 느끼는 특성을 측정하고, 공허(5문항) 영역은 내적으로 채워지지 않은 느낌과 자신의 신체와 감정에 대한 통제감을 잃은 것처럼 느끼는 특성을 측정한다. 자기처벌(5문항) 영역은 완벽을 추구하지만 부족함을 느끼고, 고통스러운 사건에 대해 반추하며, 타인에게 과도하게 노출되었다고 느낄 때 자신의 존재감을 없애고 싶어 하거나 실수했을 때 자신을 공격하고자 하는 특성을 측정한다. 실수불안(4문항) 영역은 타인의 평가를 두려워하며, 자신의 결점이 타인에게 노출되는 것을 두려워하는 특성을 포함한다. Cook(1987)의 연구에서 내적합치도(Cronbach’s α)는 임상집단이 .96, 비임상집단이 .95로 나타냈다. 이인숙과 최해림(2005)의 연구에서 내적합치도는 .93으로 보고되었고 본 연구에서는 산출된 내적 합치도는 .87로 나타났다.

자기비난 척도

자기비난을 측정하기 위해 Blatt, D’Afflitti와 Quinlan(1976)이 개발하고, 조재임(1996)이 번안하고 타당화한 우울경험질문지(Depressive Experiences Questionnaire: DEQ)를 사용하였다. DEQ는 의존성 22문항, 자기비난 22문항, 효능감 22문항으로 총 66문항으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 척도의 하위 요인 중 자기비난척도 만을 사용하였다. 자기비난 척도는 죄책감, 내적 공허감, 자신의 잘못으로 인한 관계 악화, 자신에 대한 엄격한 기준에서 오는 불만, 실패에 대한 두려움 정도를 측정한다. 7점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다(1)’와 ‘매우 그렇다(7)’ 사이에서 응답하도록 되어 있다. 점수 범위는 22점에서 154점이며 점수가 높을수록 자기비난의 정도가 높음을 의미한다. 조재임(1997)의 연구에서의 내적합치도(Cronbach’s α)는 .83으로 보고되었고, 본 연구에서 산출된 내적 합치도는 .88로 나타났다.

본 연구의 인구 통계학적 특성 분석과 기술통계 분석, 연구 도구의 신뢰도 검증을 위하여 SPSS 18.0 프로그램과 매개효과의 검증과 모형 평가를 위해서 AMOS 18.0을 사용하여 분석하였다. 통계적 분석 절차는 다음과 같다. 첫째, 자료가 정규분포 가정을 충족하는지를 확인하기 위해서 각 측정변인의 왜도와 첨도의 절대 값이 각각 2와 7을 넘지 않는지 검토하였다(West, Finch, & Curran, 1995). 둘째, 측정도구들의 신뢰도 검증을 위해 신뢰도 계수(Cronbach’s α)를 산출하여 각각 영역별로 내적합치도를 알아보았다. 셋째, 변인 간의 관계와 영향력을 알아보기 위해서 상관분석을 실시하였다. 넷째, 본 연구에서는 Bandalos와 Finney(2001)의 제안에 따라 단일 요인으로 이루어진 자기비난과 사회적으로 부과된 완벽주의 두개의 변인에 대해 각각 세 개의 꾸러미(item parcels)를 제작하였다(조현철, 강석후, 2007). 이를 위해 우선 변인 별로 최대우도법을 사용하여 단일 요인을 가정한 탐색적 요인분석을 실시하였다. 이 후 문항들을 요인부하량 절대값에 따라 순위를 매긴 후에 가장 큰 부하량을 지닌 문항과 가장 작은 부하량을 지닌 문항을 짝으로 묶어 순서대로 세 꾸러미에 연속적으로 할당하였다. 다섯째, 각 모형의 적합도 평가를 위해서 상대적 적합도 지수(Relative fit index)인 TLI(Tucker Lewis Index)와 CFI(Comparative Fit Index), 그리고 절대적 적합도지수(Absolute fit index)인 RMSEA(Root mean square error of approximation)를 사용하였다. 여러 적합도 지수 중에서 위의 지수들을 사용한 이유는 위의 지수들이 표본크기에 민감하게 영향을 받지 않고, 특히 TLI와 RMSEA는 모형의 설명력을 포함하여 간명성도 고려하기 때문이다(홍세희, 2000). 또 연구모형과 경쟁모형의 우수성을 비교하기 위해서 X² 차이검증을 실시하였다. 마지막으로, 매개효과의 유의를 검증하기 위해 부트스트랩을 실시하였다. 부트스트랩은 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 것으로 모수의 분포를 알지 못할 때 모수의 경험적 분포를 생성시키는 방법으로써, 근사 표준오차 및 신뢰구간, 유의확률을 구하는 방법이다. 본 연구에서는 1000개의 표본을 원자료(N=450)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 간접효과의 유의도를 검증하였다.

측정변인들의 평균과 표준편차, 첨도 및 왜도, 그리고 변인 간의 상관계수를 표 1에 제시하였다. 측정변인들의 왜도의 경우 .93으로 절대 값 2를 넘지 않았고, 첨도의 경우 절대값이 1.74으로 절대값 7보다 작게 나타나 정규분포성의 기본 가정을 충족하고 있는 것으로 나타났다. 상관분석 결과, 내현적 자기애는 사회적으로 부과한 완벽주의(r=.36, p<.01)와 유의미한 정적상관을 보였고, 수치심(r=.65, p<.01)과 자기비난(r=.62, p<.01)과도 유의미한 정적 상관을 보였다. 한편, 수치심은 자기비난과 매우 높은 정적인 상관(r=.80, p<.01)을 보이는 것으로 나타났고, 사회적으로 부과된 완벽주의는 내현적 자기애뿐만 아니라 수치심(r=.43, p<.01), 자기비난(r=.43, p<.01)과도 유의미한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다.

측정변인들이 해당 잠재변인을 적절하게 구인하는지를 확인하기 위해서 확인적 요인분석을 실시하였다. 분석결과 측정모형의 적합도는 TLI=.906, CFI=.925, RMSEA=.094로 나타났다. TLI와 CFI는 .90이상이면 좋은 적합도이고, RMSEA는 .10미만이면 보통 적합도로 해석된 다(홍세희, 2000). 따라서 본 연구에서 사용된 측정모형이 자료를 잘 반영한다고 할 수 있다. 또한 모든 측정변인들의 표준화된 요인부하량은 .53에서 .94 사이에 분포하여 잠재변인이 α = .001 수준에서 모두 유의하였다. 따라서 15개의 측정변인으로 4개의 이론적 잠재변인을 구인한 것이 타당함을 알 수 있다.

본 연구에서는 변인들 간의 관계를 잘 설명해주는 최적의 모형을 밝히기 위해서 단일모형 평가와 경쟁모형 평가의 두 가지 방법 중 더 바람직한 방법으로 권장되는 경쟁모형 평가(Kline, 2005)를 채택하였다. 선행연구들에서 내현적 자기애가 사회적으로 부과된 완벽주의에 미치는 직접적인 영향에 대한 연구는 많이 이루어져 왔으므로(김은혜, 2012; 김현정, 손정락, 2007; Burns, 1980; Frost et al, 1993; Hewit & Flett, 2002; Pacht, 1984), 본 연구에서는 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의와 의 관계에서 수치심과 자기비난의 영향을 살펴보는 데 초점을 두었다. 구체적으로 내현적 자기애가 사회적으로 부과된 완벽주의의 직접적인 경로로 영향을 미치고, 수치심과 자기비난이 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의 관계에서 매개하는 동시에 수치심이 자기비난을 이중매개 하는 경로를 포함한 매개모형을 연구모형(그림 2)으로 가정하였다. 반면에 Lutwak, Panish 및 ferrari(2002)과 Lutwak 등(2007)은 수치심이 성격적 자기비난과 행동적 자기비난과 상관을 보인다는 연구를 근거로 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의 사이에서 수치심과 자기비난이 완전매개로 이어질 가능성을 고려하여 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의의 직접경로를 설정하지 않은 완전매개 모형을 경쟁모형(그림 3)으로 채택하였다. 연구모형과 경쟁모형의 X² 값과 적합도 지수가 표 2에 제시되어 있다.

연구모형과 경쟁모형의 X² 차이 검증 결과 X² 차이 값은 23.132로 나타났다. 자유도의 차이가 값이 1일 때, 유의수준 .05 수준에서 두 모형의 적합도가 통계적으로 유의하기 위한 차이 값인 3.84보다 큰 값을 나타내었으므로, 통계적으로 유의한 차이가 있음을 알 수 있다. 연구모형은 경쟁모형보다 자유도가 1만큼 감소하였으나 X² 값의 감소폭이 자유도 감소를 상쇄시킬만큼 충분히 감소했으므로 경쟁모형보다 우수한 것으로 나타났다. 적합도 지수와 X² 값을 고려하였을 때, 연구모형이 경쟁모형보다 적합한 모형으로 판단되므로 본 연구에서는 연구모형을 채택하였다.

채택된 연구모형의 전반적 적합도 지수의 값은 CFI=.925, TLI=.907으로 CFI와 TLI .90이상으로 좋은 적합도를 보이며 RMSEA도 .093으로 보통의 적합도로 나타나 통계적으로 적합한 모형인 것으로 평가되었다. 연구모형 검증 결과를 그림 4로 제시하였다. 본 연구의 최종 선택 모형인 연구모형의 모수 추정치를 표 3에서 살펴보면 모형에서 설정한 4개의 경로계수 가운데 내현적 자기애가 수치심과 자기비난으로 가는 경로가 통계적으로 유의하였다. 또한 수치심과 자기비난이 사회적으로 부과된 완벽주의로 가는 경로도 통계적으로 유의하였다. 수치심에서 자기비난으로 가는 경로 또한 통계적으로 유의하였다.

본 연구는 내현적 자기애와 사회적으로 부과한 완벽주의의 관계에서 수치심과 자기비난의 매개효과에 대한 유의미성을 확인하기 위하여 부트스트랩 절차에 따라 1000개의 표본을 원자료(N = 450)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 간접효과 및 직접효과의 유의도를 검증하였다. 내현적 자기애가 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미치는 과정에서 매개변인을 거쳐 간접적으로 영향을 미치는지 판단하기 위해, 간접효과 크기가 95% 신뢰구간에서 영가설이 설정한 0을 포함하는지 그 여부를 확인하였다. 매개효과 검증결과를 표 4에 제시하였다. 표 4에 제시된 바와 같이, 내현적 자기애에서 수치심을 거쳐 자기비난으로 가는 경로(.520-.733), 내현적 자기애에서 수치심과 자기비난을 거쳐 사회적으로 부과된 완벽주의로 가는 경로(.181-.451), 수치심에서 자기비난을 거쳐 사회적으로 부과된 완벽주의로 가는 경로의 매개효과(.169-.472)가 각각 95% 신뢰구간에서 영가설이 설정한 0을 포함하지 않는 것으로 나타났다.

이는 내현적 자기애가 사회적으로 부과된 완벽주의에 직접적인 영향을 줄 뿐만 아니라, 자기비난과 수치심을 매개로 하여 영향을 준다는 것을 의미한다. 또한 내현적 자기애에서 수치심과 자기비난이 이중매개하여 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 주는 것으로 나타났다.

본 연구에서는 대학생을 대상으로 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의의 관계에서 부정적 정서요인인 수치심과 인지적 취약요인인 자기비난의 관련구조를 알아보고자 하였다. 이를 위해 각 변인들이 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미치는 직접적인 경로와 간접적인 경로를 설정하여 구조모형을 검증하였다. 그 결과, 수치심과 자기비난이 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의와 정적 상관관계를 갖고 있는 것으로 나타났다. 또한 수치심과 자기비난이 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의를 매개하지만 여전히 내현적 자기애 성향이 사회적으로 부과된 완벽주의에 미치는 직접효과가 존재하는 부분매개 효과가 있는 것으로 나타났다.

본 연구의 결과를 선행연구와 관련하여 논의하면 다음과 같다. 첫째, 내현적 자기애 성향이 사회적으로 부과된 완벽주의에 정적인 영향을 미쳤다. 이는 타인의 평가와 반응에 민감성과 취약성을 특징으로 하는 내현적 자기애 성향이 높을수록 의미 있는 타인이 자신에게 부과하는 기대와 기준을 충족시켜야만 인정받는다는 사회적으로 부과된 완벽주의 성향 또한 높아진다는 것을 의미한다. 이러한 결과는 내현적 자기애 성향이 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미친다는 김은혜(2012)의 연구와 내현적 자기애 성향 중 과민성과 사회적으로 부과된 완벽주의 사이에 가장 많은 설명량을 지닌 것으로 나타난다는 이원희와 안창일(2005)의 연구를 지지한다. 이는 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의가 서로 관련성을 갖고 영향을 미친다는 선행연구(Hewitt & Flett, 1991; Lutwak & Ferrari, 1996)와도 맥을 같이한다. 이와 같은 결과는 내현적 자기애 성향이 사회적으로 부과된 완벽주의와 연관성이 크다는 것을 입증하며 이것은 내현적 자기애 성향자들이 완벽주의 성향을 갖는 과정에 대한 설명을 가능하게 한다. 또한 상담장면에서 역기능적인 특성을 상당부분 내포하고 있는 내현적 자기애 성향과 사회적으로 부과된 완벽주의 사이의 관계를 보다 심층적으로 이해함으로써 상담개입을 하고자 하는데 의의가 있다.

둘째, 내현적 자기애 성향은 직접적인 경로로 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미칠 뿐만 아니라, 수치심과 자기비난을 매개로 하여 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 내현적 자기애의 타인에 대한 강한 민감성은 그 내부의 취약성과 대립하는 상태에서 드러나게 되며, 특히 자신이 중요한 존재로 타인에게 비춰지기를 원할때 오히려 타인의 기준에 자신을 맞추는 등의 행동을 할 가능성이 높아지면서 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미친다는 것을 시사한다. 이는 내현적 자기애 성향자들이 타인에게 자신을 과장하여 보이려는 소망을 갖고 있으며, 이러한 자기애적 욕구가 좌절되는 상황에서 수치심의 감정과 자기비난을 경험한다는 선행연구(권희영, 홍혜영, 2010; 한혜림, 2004; Cooper & Ronningstam, 1992; Kohut, 1979)와 맥을 같이하는 결과라고 할 수 있다. 즉, 내현적 자기애 성향을 가진 사람이 타인의 기대나 기준에 대해서 실패하거나 좌절되는 경험을 하게 되면 자기 전체에 대한 수치심과 자기비난을 경험하게 되고 이로 인하여 사회적으로 부과된 완벽주의로 이어지는 경로에 대해서 확인할 수 있었다. 이는 내현적 자기애와 수치심, 자기비난, 사회적으로 부과된 완벽주의의 관련성을 밝힌 연구(곽진영, 하은혜, 2010; 김은혜, 2012; 박세란, 신민섭, 이훈진, 2005; 윤성민, 신희천, 2007; 이원희, 안창일, 2005; 한혜림, 2004; Kohut, 1977; Morrison, 1989; Mullins & Kopelman 1988; Nathanson, 1987)와 일치하는 결과이다. 하지만 선행연구에도 내현적 자기애와 사회적으로 부과한 완벽주의의 관계에서 정서적 요인과 인지적 요인을 적용한 연구는 많이 존재하지 않았다. 따라서 본 연구는 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의와 관련해서 정서적 요인인 수치심과 인지적 요인인 자기비난이 중요한 역할을 하고 있음을 밝힘으로써 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의의 관계에서 부적응적인 요인을 이해하고, 그 경로를 확인하였다는데 의의가 있다.

셋째, 내현적 자기애와 완벽주의 사이의 관계에서 수치심은 자기비난을 거쳐서 유의미한 이중매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 내현적 자기애에서 사회적으로 부과된 완벽주의로 가는 직접적인 경로도 유의한 것으로 나왔지만, 수치심을 통해 이중매개 되었을 때 더 강한 정적상관이 있는 것으로 밝혀졌다. 이러한 결과는 자기비난과 수치심이 상관이 있다는 선행연구(김선은, 2011; 이항순, 2012; Dunkley & Blankstein, 2000; Zuroff, Koestner, & Powers, 1994)와 일치하는 결과이다. 이는 내현적 자기애가 인지적 변인인 자기비난 보다 정서적 취약 변인인 수치심의 경로를 거쳐 갈 때에 사회적으로 부과된 완벽주의가 강력하게 나타남을 의미하며, 내현적 자기애의 성격구조가 정서적 취약성인 수치심에 직접적인 영향을 준다는 것을 확인할 수 있었다. 이는 내현적 자기애 성향자들이 정서적으로 수치심을 경험할 때 자신의 전체에 대한 부정을 하게 되고 이후에 인지적으로는 자기 전체에 대한 자기비난을 하게 되면서 영향을 미친다는 것을 알 수 있었다.

내현적 자기애 성향을 가진 사람들은 타인의 평가에 대한 민감성과 취약성으로 인해서 실수를 하거나, 자신의 웅대한 자기상을 충족시키려고 하는 상황에서 좌절되었을 때 먼저 정서적으로는 수치심을 느끼고 이후에 인지적으로는 자기비난을 경험한다는 것을 확인할 수 있었는데 이는 자기애적 욕구가 좌절되는 상황에서 수치심의 감정을 경험한다는 선행연구(이항순, 2012; 한혜림, 2004; Kohut, 1977)와 맥을 같이 하는 결과라 할 수 있다. 본 연구는 내현적 자기애라는 성격특성이 사회적으로 부과된 완벽주의라는 신념으로 나타나는 과정에서 정서적인 측면인 수치심이 선행되고 인지적인 측면인 자기비난이 뒤따라 일어나는 경로를 밝혔다는 데 의의가 있다. 이는 내현적 자기애 성향자들이 다른 사람들의 반응에 민감하며, 쉽게 감정에 상처를 입고, 수치심이나 굴욕감을 쉽게 느끼게 된다는 선행연구결과에 기초하여(강선희, 정남운, 2002; 곽진영, 하은혜, 2010; Mcwilliams, 1994; Morrison, 1989), 정서적 측면인 수치심이 선행되고, 이후에 인지적 측면인 자기비난이 일어나는 것으로 보았다. 반면에 심리적 부적응 관계에서 자기비난이 수치심에 선행하는 매개변인으로 나타나는 주장(김정미, 2009; 권희영, 홍혜영, 2010; 정형수, 2008)도 있으므로 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의의 관계에서 인지적 측면인 자기비난이 선행되고, 정서적인 측면인 수치심이 일어나는 이중매개모형에 대해서도 추후 연구에서 살펴볼 필요가 있다.

본 연구는 내향성이나 집단주의적인 문화성향으로 인해 개인의 상호 의존성 및 집단의 통합과 조화를 강조하고 겸손을 사회적인 미덕으로 여기는 한국 사회에서 내현적 자기애 성향과 사회적으로 부과된 완벽주의가 보다 두드러지는 특성일 수 있고(김은혜, 2012), 이두 변인 모두 우울이나 불안 등과 같은 부적 응적 심리 특성(박세란, 신민섭, 이훈진, 2005: Rathvon & Holnstrom, 1996)과 연관되어 있어 실제 상담 장면을 찾을 가능성이 많다는 점을 고려했을 때, 내현적 자기애와 사회적으로 부과된 완벽주의의 관계를 확인하는 것은 현대사회의 개인을 이해하는데 있어서도 중요한 시사점을 준다는 의의가 있다. 또한 내현적 자기애가 취약한 성격구조로 인해서 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미친다기보다는 수치심과 자기비난이라는 매개변인을 통해 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미친다는 것을 보여주었고, 정서적 변인인 수치심이 인지적 변인인 자기비난에 선행하여 사회적으로 부과된 완벽주의에 영향을 미친다는 것을 입증하였다. 이러한 결과는 내현적 자기애 성향자들의 심리적 상담의 문제에 있어서 정서적 변인인 수치심과 인지적 변인인 자기비난이 사회적으로 부과된 완벽주의에 이르게 하는 경로에 중요한 변인임을 의미한다. 따라서 내현적 자기애 성향과 사회적으로 부과된 완벽주의를 가지는 내담자의 상담과정에서 수치심과 자기비난에 초점을 둔 개입이 더 중요하고 효과적일 수 있음을 시사한다.

마지막으로 본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구의 참여자가 서울과 경기도의 수도권 지역의 대학생으로만 제한되어 있으므로 결과를 일반화하는데 신중할 필요가 있다. 또한 자기애적 성격 성향의 발현 시기가 초기 성인이라는 점(김은혜, 2012 재인용)을 근거로 하여 대학생 참여자들에게서 이러한 특성을 확인하고자 하였다. 그러나 본 연구에 참여한 대학생 피험자의 평균 연령이 만 22세를 전후하여 분포하고 있고, 이들이 임상 집단이 아니라 비교적 생활을 잘 기능하고 있는 건강한 집단이었기 때문에 본 연구의 결과를 일반화 하기에는 한계가 있을 것이다. 따라서 참여자의 연령을 다양화 하거나, 실제 자기애성 성격장애를 가진 집단을 대상으로 본 연구의 결과를 검증하는 것도 의의가 있을 것이다.

둘째, 본 연구는 자기보고식의 설문지를 통해서 자료를 수집하였는데, 이는 반응태도에 따라서 연구 결과가 왜곡될 가능성이 있다. 특히 자기애적 성향의 사람들은 억압이나 부인과 같은 방어기제를 사용하는 경향이 있는데(Freud, 1953; Kernberg, 1975), 타인의 평가에 민감하고 취약성을 지니는 내현적 자기애 성향자의 경우 타인에게 사회적으로 바람직하고 긍정적으로 보이고자 하여 자기보고식 검사가 왜곡될 수 있다. 따라서 추후 연구에서는 행동 관찰법, 사회측정법, 실험 등 객관적이고 다양하게 측정할 수 있는 방법을 병행할 필요성이 있다.