본 연구에는 여자 대학생 및 대학원생(대학생 538명, 대학원생 57명) 595명이 참여하였다. 이 중 570명은 서울 소재의 4년제 대학교(D대학, D여대 등)에 재학 중인 학생으로 직접 설문에 참여하였고, 나머지 25명은 온라인으로 참여하였다. 참여자들의 평균연령은 21.4세(SD = 2.22)였으며, 전공은 인문사회계열 403명(67.7%), 자연공과계열 132명(22.2%), 예술계열 56명(9.4%)으로 구성되었다. 총 610부의 설문지를 배부하여 586부가 수거되었고, 이 중 불성실하게 응답한 16명을 제외한 570명의 설문지와 25부의 온라인 설문지를 합하여 총 595부의 설문지를 자료 분석에 사용하였다.

다차원적 완벽주의 척도(Multidemensional Perfectionism Scale: MPS). 다차원적 완벽주의 척도(MPS)는 Hewitt과 Flett(1991)이 개발한 것으로, 본 연구에서는 한기연(1993)이 번안한 것을 사용하였다. MPS는 총 45 문항으로, 자기지향 완벽주의(15문항), 타인지향 완벽주의(15문항), 그리고 사회부과 완벽주의(15문항) 이렇게 3개의 하위척도로 이루어져 있다. MPS는 7점 리커트 형 척도로 평정하며, ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(7점)까지 체크하게 되는데, 점수가 높을수록 완벽주의 정도가 심한 것으로 해석된다. 본 연구에서는 완벽주의 척도의 세 하위 차원 중 이론적으로 사회불안과 관련이 있는 ‘사회부과 완벽주의’와 ‘자기지향 완벽주의’만을 사용하였다. Hewitt과 Flett(1991a)의 연구에서 내적 합치도(Cronbach's α)는 자기지향 완벽주의가 .82, 사회부과 완벽주의가 .87 이었다. 본 연구에서 측정한 각 하위 척도별 문항 분류는 Hewitt과 Flett(1991a)의 것을 따랐으며, 내적 합치도는 자기지향 완벽주의가 .88, 사회부과 완벽주의가 .80으로 나타났다.

자의식 척도(Self-Consciousness Scale: SCS). 자의식 척도(SCS)는 Feningstein 등(1975)이 개발한 척도로 평소 자신에 대해 어떻게 생각하고 있는지를 알아보는 검사이다. 5점 리커트형 척도로, 각 문항에 자신이 해당되는 정도에 따라 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘아주 그렇다’(5점)까지 표시하게 되어 있다. 총 23 문항으로 구성되어 있으며, 사적 자의식, 공적 자의식, 사회적 불안이라는 세 가지 하위영역으로 구성된다. 본 연구에서는 김은정(1993)이 번안한 것을 사용하였으며, 연구의 목적에 따라 ‘사적 자의식’과 ‘공적 자의식’만을 사용하였다. 김은정(1993)의 연구에서 내적합치도(Cronbach's α)는 사적자의식이 .81, 공적자 의식이 .76이었으며, 본 연구에서는 각각 .82와 .81로 나타났다.

정서표현갈등 척도(The Ambivalence Over Emotional Expressiveness Questionnaire: AEQ). 정서표현갈등 척도(AEQ)는 정서를 표현하는 것에 대한 갈등을 측정하고자 King 과 Emmons(1990)가 제작한, 정서표현에 대한 양면성 질문지(AEQ)를 하정(1997)이 번안한 것을 사용하였다. AEQ는 7점 리커트 형 척도로, ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(7점)까지 표시하도록 되어 있다. 전체 문항(28문항)은 긍정적 정서표현에 대한 갈등(10문항)과 부정적 정서표현에 대한 갈등(18문항)을 나타내는 문항으로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 긍정적 정서표현갈등과 부정적 정서표현갈등의 정도가 높음을 의미한다. 하정(1997)의 연구에서 내적 합치도(Cronbach's α)는 긍정적 정서표현에 대한 갈등이 .88, 부정적 정서표현에 대한 갈등이 .85였으며, 본 연구에서는 각각 .89와 .90으로 나타났다.

사회적 상호작용 불안 척도(Social Interaction Anxiety Scale: SIAS). 사회불안(사회적 상호작용 불안)을 측정하기 위해 Matticks와 Clarke(1998)가 개발한 사회적 상호작용 불안 척도(SIAS)를 김향숙(2001)이 번안한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 19문항으로 구성되어 있으며, 사회적 상호작용 과정에서 겪는 불안정도를 측정한다. 참여자들은 ‘전혀 그렇지 않다’(0점)에서 ‘매우 그렇다’(4점)까지 문항을 평정하며, 점수가 높을수록 사회적 상호작용에서 불안을 많이 느끼는 것을 의미한다. 김향숙(2001)의 연구에서 내적 합치도(Cronbach's α)는 .92로 나타났고, 본 연구에서는 .92로 나타났다.

사회 공포증 척도(Social Phobia Scale: SPS). 수행불안을 측정하기 위하여 Matticks와 Clarke(1998)가 개발한 사회 공포증 척도(SPS)를 김향숙(2001)이 번안하고 타당화한 척도를 사용하였다. 이척도는총20문항으로구성되어있으며, 사회적인 상황 특히 다른 사람들이 주시하는 상황에서 특정한 수행을 할때 느끼는 불안정도를 측정한다. 참여자들은 ‘전혀 그렇지 않다’(0점)에서 ‘매우 그렇다’(4점)까지 문항을 평정하며, 점수가 높을수록 수행 상황에서의 불안이 높음을 의미한다. 김향숙(2001)의 연구에서 내적 합치도(Cronbach's α)는 .92로 나타났고, 본 연구에서는 .94로 나타났다.

본 연구에서는 수집된 자료를 분석하기 위해 SPSS 18.0을 사용하여 측정도구의 신뢰도 분석 및 주요변인의 기술통계와 상관분석을 실시하였고, 연구 모형과 경쟁 모형의 적합도 비교 및 가설의 검증을 위해 AMOS 18.0 프로그램을 사용하였다. AMOS에서 모수추정은 최대우도법을 사용하였다.

연구모형을 검증하기에 앞서, 우선 측정모형의 검증을 통해 측정모형이 자료에 적합한지를 검증하였다. 이 때, 정서표현갈등 변인은 두 개의 하위척도(긍정 정서표현갈등, 부정 정서표현갈등)로 구성되어 있으므로 이것을 두 개의 측정변수로 사용하였고, 사회불안 변인은 상호작용불안 척도와 수행불안을 의미하는 사회공포증 척도를 두 개의 측정변수로 사용하였다. 그러나 사회부과 완벽주의와 자기지향 완벽주의, 그리고 공적자의식과 사적자의식은 단일변수로 구성되어 있어, Russell, Kahn, Spoth, 그리고 Altmaier(1998)의 제안에 따라 세 개의 문항꾸러미로 측정변수를 설정하였다. Russell 등(1998)은 개별항목을 측정변수로 사용했을 때 다변량 정상성의 추정이 침해받을 수 있고 많은 수의 모수 추정을 필요로 하게 된다고 하며, 개별항목 보다는 문항꾸러미 사용을 제안하였다. 이 때, 문항 꾸러미들이 잠재변수를 비슷한 수준으로 나타낼 때 꾸러미 효과가 최대화된다는 주장에 따라, 각 꾸러미들이 잠재변수에 동일한 부하량을 갖도록 하였다.

측정모형의 검증 다음으로 연구에서 설정한 연구모형이 자료에 적합한지를 확인하였다. 모형의 적합도를 평가하기 위해 본 연구에서는 홍세희(2000)의 연구를 바탕으로 CFI, NFI, TLI, RMSEA를 살펴보았으며, CFI, NFI 등이 .90 이상이거나 RMSEA가 .08보다 작으면 적절한 모형으로 해석하였다. 이를 바탕으로 경쟁모형과 적합도지수를 비교하여 연구모형의 우수성을 평가하였고, 연구모형에서의 경로계수(β)를 이용하여 가설을 검증하고 부트스트랩핑(bootstrapping)방법을 사용하여 매개효과의 유의성을 확인하였다.

본 연구에서는 자기지향 완벽주의, 사회부과 완벽주의, 공적자의식, 사적자의식, 정서표현갈등, 사회불안 간의 관계를 파악하고자 한다. 표 1에 각 변인들 간의 상관계수와 평균 및 표준편차를 제시하였다. 분석 결과, 사회부과 완벽주의는 모든 변인들과 유의미한 정적 상관을 나타낸 반면, 자기지향 완벽주의는 사회불안을 제외한 나머지 변인들과 유의미한 정적 상관을 보였다. 또한 공적자의식은 정서표현갈등, 사회불안과 유의한 정적 상관을 나타냈고, 사적자의식은 정서표현갈등과 유의한 정적상관을 나타냈다. 정서표현갈등은 사회불안과 유의미한 정적 상관을 나타냈다.

또한 구조 모형을 검증하기에 앞서 자료의 정상성을 검토하기 위해 각 변인들의 왜도와 첨도를 살펴본 결과, 왜도는 -.32 ∼ .84, 첨도는 -.41 ∼ .29의 범위로 나타나 정규성 가정을 충족한 것으로 판단되어 분석을 시행하였다.

구조모형 분석에 앞서 측정변인들이 잠재변인을 얼마나 잘 측정하고 있는지 알아보기 위해서 측정모형 검증을 실시하였다. 6개의 잠재변인(사회부과완벽주의, 자기지향완벽주의, 공적자의식, 사적자의식, 정서표현갈등, 사회불안)을 가진 측정모형을 검증하는데 16개의 요인 부하량이 선택되어 모형의 적합도를 검증하였다.

측정모형의 확인적 요인분석 결과, χ² = 389.287, df = 89, p < .01; CFI = .940; NFI = .924; TLI = .909; RMSEA = .075(90% 신뢰구간: .068∼.083)로 나타났다. 비록 χ² 검증은 모델이 적합하지 않음을 나타내지만, χ² 검증은 표본 크기에 민감하고 영가설이 상당히 엄격하므로 이에 전적으로 의존하여 모형을 평가하지는 않는다. 표본 크기에 민감하지 않고, 모형의 간명성을 고려한 RMSEA, TLI, CFI를 고려하였을 때 측정모형은 자료에 적합한 것으로 생각할 수 있다(홍세희, 2000).

또한, 사회부과 완벽주의의 측정변인들은 .77 ∼.86의 요인 부하량(β)을 보였으며, 자기지향 완벽주의의 측정변인들은 .78∼.87, 공적자의식의 측정변인들은 .67∼.83, 사적자의식의 측정변인들은 .73∼.87, 정서표현갈등은 .76∼.98, 사회불안은 .82 ∼.94의 요인부하량을 지닌 것으로 나타났다. 이들 요인부하량은 모두 p < .001 수준에서 유의하여, 잠재변인들이 각각의 측정변인들로 적합하게 조직화되었다고 볼 수 있다.

사회부과 완벽주의와 자기지향 완벽주의가 자의식과 정서표현에 대한 태도를 통해 사회불안에 어떤 영향을 미치는지 알아보고자 구조모형 검증을 시행하였다. 그림 3에 이미 제시된 바 있는 연구 모형의 적합도 지수는 전반적으로 양호하게 나타났다(χ² = 464.606, df = 95; CFI = .926; NFI = .910; TLI = .895; RMSEA = .081). 본 연구에서는 연구모형과 다른 경쟁모형들의 비교를 통해, 연구에 가장 적합한 모형을 찾고 그에 대한 가설을 검증해 나가고자 한다.

연구모형은 선행논문을 근거로 하여, 완벽주의가 자의식에 영향을 주고 완벽주의와 자의식이 정서표현갈등에 영향을 주는, 정서표현갈등에 대한 부분매개 모형이다. 첫 번째 경쟁모형은 이런 연구모형에서 간명성을 고려하여, 완벽주의에서 정서표현갈등으로 가는 직접경로를 제외한 완전매개 모형이다(그림 4). 두 번째 경쟁모형은 완벽주의가 사회불안에 직접 영향을 주는 경로가 포함되어 있다(그림 5). 즉, 연구모형은 완벽주의가 정서표현에 대한 태도를 통해 사회불안에 영향을 주는 반면, 경쟁모형2는 완벽주의가 직접적으로 사회불안에 영향을 줄 수 있음을 의미한다. 이론적으로는 완벽주의가 부적응적인 인지적 또는 정서적 과정을 통해 사회불안에 영향을 주는 연구가 많지만(Dunkley et al., 2000; Nepon et al., 2011; 김민선 외, 2009; 김성주 외, 2013 ; 송은영 외, 2008), 사회부과 완벽주의는 그 자체가 사회불안을 유발하는 요인 중 하나로 여겨져 왔기 때문에(Dunkley et al., 2003; Hewitt et al., 1991; 이정윤 외, 2001) 경쟁모형2의 모형을 고려해 볼 필요가 있다.

연구모형과 경쟁모형1의 적합도 지수 비교 결과, 전반적으로 연구모형이 더 양호한 것을 알 수 있다(표 2). 또한 그림 3에서와 같이 사회부과 완벽주의에서 정서표현갈등으로 가는 경로계수(β = .57, p< .001)와 자기지향 완벽주의에서 정서표현갈등으로 가는 경로계수(β = -.20, p<.001)가 유의미한 것으로 나타나, 이런 직접경로들을 포함시킨 연구모형이 더 적합하다고 할 수 있다.

연구모형과 경쟁모형2의 적합도 지수 비교 결과, 연구모형이 경쟁모형2 보다 더 좋은 적합도를 보이고 있다(표 2). 또한 완벽주의와 정서적 측면의 관계를 나타내는 선행연구(Aldea et al., 2006; Fedewa et al., 2005; Lundh et al., 2002)와 정서 표현에 대한 갈등이 사회불안을 유발하는 요인 중 하나라는 연구결과들(Lau, Fung, Wang, & Kang, 2009; Park 2011 et al., 2011; Turk et al., 2005)을 고려할 때, 정서표현갈등이 완벽주의와 사회불안 사이를 매개하는 연구모형이 더 우수하다고 생각할 수 있다. 따라서 완벽주의와 사회불안의 관계를 정서적 측면에서 살펴보고자 한, 본 연구의 목적을 잘 반영한 연구모형이 경쟁모형2보다 적합한 모형이라 판단할 수 있다.

그러나 경쟁모형2에서 살펴볼 수 있는 것처럼 완벽주의와 사회불안의 직접적인 관계가 유의미한 것으로 나타나, 비록 본 연구가 정서적인 측면에 초점을 두었지만 이를 포함시키는 것이 적합할 것으로 판단하였다. 이에 따라 연구모형에 경쟁모형2의 경로를 포함시킨 수정된 연구모형(그림 6)을 제안하였다.

분석 결과, 모형의 적합도 측면에서 수정된 연구모형이 전반적으로 더 양호한 것을 확인할 수있다(표 3). 또한 그림 6에서와 같이 각각의 완벽주의가 정서표현갈등을 매개로 하는 경로와 사회불안에 직접 영향을 미치는 경로가 모두 유의한 것으로 나타나, 수정된 연구모형을 채택한 후 이 두 가지 경로의 효과를 비교하는 것이 의미가 있을 것으로 생각하였다.

최종모형(수정된 연구모형)의 경로계수를 살펴 보면, 각각의 완벽주의에서 사회불안으로 가는 모든 경로가 유의한 것으로 나타났다(표 4). 즉, 사회부과 완벽주의는 정서표현갈등을 매개로 하여 사회불안의 증가를 예측할 뿐만 아니라 사회불안에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 또한 자기지향 완벽주의는 정서표현갈등과의 부적 관계를 통해, 그리고 직접적으로도 사회불안의 감소를 예측하였다.

완벽주의와 사회불안의 관계에서 정서표현갈등이 매개하는 모형이 자료에 적합한 것으로 나타났기 때문에 부트스트랩핑 방법에 따라 신뢰구간 95%에서 간접효과가 유의한지를 분석하였다. 그 결과, 사회부과 완벽주의가 사회불안에 미치는 간접효과는 .31(95% 신뢰구간 .22 ∼ .39), 자기지향 완벽주의가 사회불안에 미치는 간접효과는 -.12(95% 신뢰구간 -.20 ∼ -.07)로 유의수준 .01에서 모두 유의한 것으로 나타났다. 또한 최종모형의 총효과, 간접효과, 직접효과를 정리한 결과는 표 5에 제시하였다. 그 결과, 사회불안에 대한 사회부과 완벽주의와 자기지향 완벽주의의 총효과, 간접효과, 직접효과는 모두 유의한 것으로 나타났다. 사회불안에 대한 사회부과 완벽주의의 총효과는 .64, 자기지향 완벽주의의 총효과는 -.35로 사회부과 완벽주의의 영향이 더 큼을 알 수 있다.

본 연구에서는 완벽주의와 사회불안의 관계를 정서조절의 측면에서 살펴보았고, 이를 위해 자의식과 정서표현갈등을 매개변인으로 가정한 모형을 검증하였다. 특히 기존의 연구들이 사회부과 완벽주의나 평가염려 완벽주의와 같은 부적응적 완벽주의와 사회불안의 관계에만 초점을 두었다면, 본 연구는 비교적 적응적 차원이라 알려진 자기지향 완벽주의와 사회불안의 관계도 함께 검증해보았다. 즉, 사회부과 완벽주의와 자기지향 완벽주의라는 두 차원의 완벽주의가 사회불안을 어떻게 예측하는지를 하나의 구조모형에서 살펴봄으로써, 두 완벽주의의 주된 특성인 ‘높은 기준’ 이외에 다른 어떤 특성이 동반되었을 때 적응 또는 부적응이 나타나게 되는지 알아보고자 하였다. 연구를 통해 나타난 결과와 그 의의를 정리해 보면 다음과 같다.

첫째, 사회부과 완벽주의와 공적자의식이 정서표현갈등을 증가시켜, 결국 사회불안을 증가시킬 수 있음이 모형을 통해 확인되었다. 이는 사회부과 완벽주의와 공적자의식이 부적응적으로 기능할 수 있음을 보여주는 결과이며, 특히 완벽주의의 경우 자신을 향한 ‘완벽’이라는 높은 기준이 타인에 의해 세워질 때 그 부적응이 나타나는 것으로 생각할 수 있다.

또한 선행연구에서 사회부과 완벽주의는 부정적 평가에 대한 두려움, 반추 등과 같은 인지적 매개변인에 의해 사회불안의 증가를 예측했는데 (Nepon et al., 2011; 김민선 외, 2009; 김성주 외, 2013; 송은영 외, 2008), 이런 인지적 과정에서 더욱 관심을 확장하여 정서조절적 측면이 사회부과 완벽주의자들의 사회불안에 기여하는 측면을 살펴보았다는 것에 본 연구의 첫 번째 의의가 있다.

한편, 이렇게 높은 수준의 사회부과 완벽주의와 공적자의식이 사회불안의 증가를 예측하는 것은 ‘자기보호행동(self-protective behavior)’이라는 개념과 관련하여 생각할 수 있을 것이다. 즉 사회부과 완벽주의적인 특성을 지닌 사람들이 타인에게 완벽한 모습을 보여주려 하는 것은 일종의 자신을 보호하기 위한 행동으로 생각할 수 있는데(Hewitt et al., 2003), 이런 자기보호행동은 자신의 외적인 측면에 주의를 집중시켜 불안 관련 행동에 대한 판단을 증가시키므로 사회불안을 악화시킬 수 있다(Taylor & Alden, 2011). 또한 자기보호적인 행동(불안을 감추기 위해 말하기 전에 문장을 미리 생각하거나 행동을 통제하려고 하는 등의 행동)은 개인의 내적인 측면뿐 아니라 외적인 행동의 변화까지 일으켜, 방어적이거나 신경증적인 태도를 형성하고 오히려 부정적인 인상을 형성하여 실제로도 상대방의 부정적인 반응을 이끌어낼 수 있다고 한다(Taylor et al., 2011). 본 연구에서 사용된 정서표현갈등, 즉 정서표현을 억제하고 이로 인해 내적인 갈등을 겪는 것 또한 자기보호행동의 하나로 생각할 수 있다. 따라서 사회부과 완벽주의와 공적자의식이 높은 사람들은 스스로를 보호하기 위해 타인의 기대에 맞추려하고 자신의 외적인 모습에 신경쓰지만, 역설적이게도 이런 행동이 오히려 자신의 인상을 더 부정적으로 만들고 내적인 불안을 증가시킬 수 있음을 시사한다.

둘째, 자기지향 완벽주의와 사적자의식은 정서표현갈등을 감소시켜, 결국 사회불안을 감소시킬 수 있다는 것이 모형에 의해 확인되었다. 이는 자기지향 완벽주의와 사적자의식이 적응적으로 기능할 수 있음을 보여주는 결과로, 특히 그동안 주로 부적응적인 특성으로 인식되어온 완벽주의가 긍정적으로도 기능할 수 있음을 보여주었다는 것에 의의가 있다. 또한 이것은 본 연구가 처음 가정한 것처럼 ‘완벽’이라는 높은 기준이 부정적인 의미를 내포하긴 하지만, 기준을 설정하는 주체가 자신이라면 완벽주의도 적응적일 수 있음을 지지하는 결과이기도 하다.

하지만 자기지향 완벽주의가 다양한 심리적 기제 중 어느 범위까지 적응적으로 기능할 수 있을지에 대해서는 아직 연구들이 많이 이루어지지 않았고 불일치하는 부분도 있어, 자기지향 완벽주의의 적응적인 측면은 조심스럽게 다루어져야 할 것이다. 다만, 사회불안에 대해서는 본 연구의 결과를 비롯하여 다른 연구들(전명임 외, 2011; 하정희 외, 2011)에서도 자기지향 완벽주의가 적응적으로 작용할 수 있음이 시사되어 둘 사이의 유의미한 관계를 짐작케 한다. 자기지향 완벽주의적인 특성을 가진 사람들은 개인 내적인 기준을 가지기 때문에, 사회적인 요구나 타인의 시선을 의식하여 정서표현을 억제하고 이로 인해 갈등을 경험하는 것과는 거리가 있어 사회불안에 대해서도 비교적 자유로울 수 있을 것이라 추측할 수 있다. 또한 자기지향 완벽주의가 높은 사람들이 사회적 지지나 사회적 유대감을 더 많이 지각하여, 긍정 정서나 주관적인 행복을 더 많이 느낀다는 연구 결과도 보고되어(전명임 외, 2011; 하정희 외, 2011), 사회불안에 대한 자기지향 완벽주의의 긍정적인 기능을 시사한다.

따라서 첫 번째와 두 번째 결과를 통해 완벽주의자들이 사회불안에 취약한 이유가 ‘완벽’이라는 높은 기준 때문일 수는 있지만, 결정적으로 사회불안을 유발하는 이유는 그 기준이 타인에 의해 세워졌기 때문이며, 타인의 인정을 얻으려하기 때문임을 추측할 수 있다. 즉 자신에게 중요한 대상의 인정을 받기 위해 완벽주의적인 행동을 하는 사회부과 완벽주의는, 타인에게 좋은 인상을 주기 위해 정서를 억제하는 경우가 많고 이로 인해 사회불안을 경험할 수 있다. 반면, 자신의 내적인 만족을 위해 완벽을 추구하는 자기지향 완벽주의는 상대적으로 타인의 영향력을 적게 인식하므로 정서를 표현하는 데 갈등을 느낄 가능성이 적어 사회불안과도 부적인 관계를 나타낼 수 있다.

셋째, 완벽주의와 정서표현갈등의 관계에서 자의식의 부분매개 효과가 확인되었고, 두 차원의 완벽주의가 각기 다른 차원의 자의식을 통해 정서표현갈등을 상반되게 예측하였다. Tangney(2002)에 의하면 완벽주의적인 개인은 자기평가에 상당한 에너지를 집중하기 때문에 수치심, 죄책감과 같은 감정을 경험하기 쉽다. 그러나 그럼에도 본 연구에서 자기지향 완벽주의는 정서표현갈등과 부적인 관계를 나타냈기 때문에, 이는 상당히 주목할 만하다. 자기지향 완벽주의는 자신에 대한 엄격한 평가를 하지만 그 기준 자체가 자신에 의한 것이기 때문에 자율성을 갖고 스스로의 생각이나 감정에 집중할 수 있다. 따라서 타인의 시선에 의한 정서표현의 억제에 대한 필요성을 느끼지 않으며, 이는 정서조절의 측면에 긍정정인 영향을 미치는 것으로 추론가능하다. Aldea와 Rice(2006)의 연구에서도 자기지향 완벽주의적인 특성을 포함하는 적응적 완벽주의가 낮은 정서조절곤란의 수준을 보여 이를 지지하였다. 또한 정서표현갈등이 적응적 완벽주의와 정서조절곤란 간의 관계를 부적으로 매개하는 결과도 보고되었는데(김정화 외, 2013), 이는 자기지향 완벽주의가 비교적 정서를 표현하는데 갈등을 적게 경험하여 정서조절에 긍정적인 영향을 미치고 있음을 시사한다.

또한 본 연구결과는 두 완벽주의가 동일하게 ‘높은 기준’을 추구함에도 정서표현에 있어 상반된 태도를 나타내는 것에 대한 설명으로, 두 완벽주의가 서로 다른 차원의 자의식과 관련이 있기 때문이라는 가정을 지지한다. 즉, 사회부과 완벽주의는 공적자의식과의 관계를 통해 정서표현갈등의 증가를 예측하였고, 자기지향 완벽주의는 사적자의식과의 관계를 통해 정서표현갈등의 감소를 예측하였다. 선행 연구에서도 공적자의식이 높은 사람들은 타인의 반응에 민감하게 반응하고 자신의 주장을 쉽게 포기하는 등 내적으로 과도하게 억압할 수 있음이 나타나(Fenigstein, 1975; 김현진, 한종철, 2004), 공적자의식과 정서표현갈등의 정적인 관계가 지지되었다. 반면 사적자의식이 높은 사람들은 자신의 정서를 더 잘 지각하고 스스로를 다른 사람들과의 관계를 떠나 독립적으로 인식할 수 있으므로 정서표현을 덜 억제한다는 결과(Lalwani, Shrum, & Chiu, 2009; Park et al., 2011; 이하나, 2006; 조긍호, 명정완, 2001)가 나타났는데, 이 또한 본 연구의 결과와 일치하게 사적자의식과 정서표현갈등의 부적 관계를 시사하는 것으로 볼 수 있다.

넷째, 정서표현갈등이 사회불안의 증가를 예측하였고, 이를 통해 사회불안에 대한 정서적 측면의 영향을 살펴보았다는 것에 의의가 있다. 여기서 말하는 ‘정서표현갈등’이란 King과 Emmons(1990)가 언급한 것처럼, 개인이 이미 내적으로 정서를 느끼고 표현하고자 하는 욕구가 있음에도 다른 상황적 요인에 의해 이를 표현하지 않으려고 노력함에 따라 내적인 갈등을 경험하는 것을 의미한다. 따라서 ‘정서표현갈등’이라는 개념에서는 정서표현의 ‘억제’가 중요한 부분을 차지하며, 이는 사회불안의 기질적 요인으로 지적되어온 행동의 ‘억제’ (West & Newman, 2007)와 관련하여 생각할 때, 정서표현이라는 행동을 억제하는 현상으로 해석할 수 있다.

또한 많은 연구들은 정서의 표현적 억제가 의사소통을 방해하고 대인관계에 부정적인 영향을 미치며, 사회불안을 증가시킬 수 있음을 보고하고 있다(Butler et al., 2003; English & John, 2013; Srivastava, Tamir, McGonigal, John, & Gross, 2009). English와 John(2013)은 억제의 습관적 사용이 내적인 정서경험과 외적 행동 사이의 불일치를 유발할 수 있다고 하였는데, 이로 인해 사회적인 관계에서 진실된 자신을 표현하지 못하게 된다고 하였다. 하지만 진실성이 사회적 기능에 필수적임을 고려할 때, 이런 진실성이 결여된 개인은 자기개방을 하지 못하고 친밀한 관계를 형성하지 못해 더 낮은 사회적 만족감을 느끼는 것으로 나타났다. Srivastava 등(2009)도 정서를 억제하는 것이 상대방으로 하여금 서로 정서를 공유하고 이해받는다는 느낌을 받을 수 없게 하여, 정서억제가 더 낮은 수준의 사회적지지, 친밀감, 사회적 만족감을 예측한다고 주장하였다. 따라서 이러한 연구결과들은 정서의 표현적 억제가 실제의 대인관계에 부정적인 영향을 줄 수 있고, 이에 따라 억제를 하는 개인이 부정적인 사회적 피드백을 지각하여 사회불안을 느낄 수 있음을 시사한다. 또한 부정적인 정서를 억제하려고 시도할 때 역설적이게도 더 큰 부정적 정서를 더 오랫동안 경험하는 것으로 나타났는데(Dalgleish et al., 2009; Laura et al., 2006), 이는 억제를 하는 개인이 사회적 상황에서 느낄 수 있는 정상적인 불안도 더 크게 지각할 수 있음을 시사한다.

결론적으로, 이와 같은 연구 결과들은 완벽주의적인 특성을 가진 개인이 사회불안에 대해 취약할 수 있음을 나타내는 동시에 다음과 같은 치료적 시사점을 제시한다.

우선, 개인이 정서의 표현을 억제하고 이로 인해 내적인 갈등과 긴장감을 느끼는 것은 사회불안을 증가시킬 수 있으므로, 치료 장면에서 정서적인 부분에 대한 접근이 필요하다고 할 수 있다. 즉 개인이 자신의 정서를 충분히 느끼고 표현할 수 있도록 치료자는 지지적인 태도를 보여야 하며, 자유롭게 정서를 표현해도 사회적으로 안전하게 받아들여질 수 있음을 경험하게 하는 것이 사회불안을 감소시키는 데 도움이 될 수 있을 것이다. 특히 완벽주의적인 행동을 추구하는 개인이 사회불안을 나타내는 경우, 정서를 표현하는 것에 대한 어려움을 경험하고 있을 수 있으므로 이에 대한 접근이 이루어져야 할 것이다.

또한 사회불안에 있어서 자기지향 완벽주의와 사적자의식은 정서표현태도를 통해 이를 경감시키는 모습을 나타내어, 자기지향 완벽주의와 사적자의식의 치료적 의미가 시사되었다. 즉 완벽주의의 경우 사회불안에 취약할 수 있는 ‘완벽’이라는 비현실적인 기준을 갖고 있지만, 그 높은 기준을 정하는 주체가 자기 자신이라면 사회불안을 오히려 감소시키는 적응적인 모습을 나타낼 수도 있다는 것이다. 사적자의식의 경우도 마찬가지로, 자신의 생각, 감정과 같은 내적 측면에 집중하는 경향은 정서표현을 자유롭게 할 수 있어 사회불안을 감소시킬 수 있다. 따라서 사회불안을 나타내는 개인에게는 자신의 기준을 우선시하고 내적 측면에 초점을 두는 것이 도움이 될 수 있으며, 특히 완벽주의적 특성이 있는 사람에게는 완벽을 추구하는 행위 자체를 포기하게 하는 것보다 자신의 기준을 갖도록 하는 것이 더 현실적으로 사회불안을 감소시킬 수 있을 것이다.

본 연구의 제한점 및 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다.

첫째, 본 연구는 연구대상이 주로 서울 지역에 거주하는 여자 대학생으로 국한되었기 때문에, 이 결과를 일반화하는 것에는 한계가 있을 수 있다. 따라서 나이, 성별, 직업 등에 따른 다양한 대상에 대한 검증을 통해 본 연구의 모형이 적합한지 확인해 볼 필요가 있다.

둘째, 모든 변인을 자기보고식 질문지를 통해 측정하였기 때문에, 각 변인들의 측정치가 개인적 성향에 따라 과장되거나 축소되었을 수 있다. 따라서 후속연구에서는 보다 신뢰로운 연구를 위해, 자기보고식 설문조사 이외에 관찰자에 의한 평가, 실험 등의 다양한 측정방법을 함께 사용하는 것이 필요할 것으로 생각된다.

셋째, 본 연구에서는 모든 변인을 동일한 시점에서 측정하였기 때문에, 연구결과를 인과적으로 해석하는 것에 제한이 있을 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 변인들 간의 시간적 관계를 고려한 종단적 연구를 설계하거나 또는 통제된 환경에서 인과관계를 관찰할 수 있는 실험 연구를 설계함으로써, 변인들 간의 인과관계를 보다 명확하게 확인할 필요가 있다.

넷째, 본 연구에서는 자기지향 완벽주의가 정서표현갈등과 부적 관계를 나타내어 사회불안의 감소를 예측할 수 있는 것으로 나타났다. 이것은 자기지향 완벽주의적인 특성을 가진 사람들이 정서를 표현함에 있어 억제하거나 이로 인해 내적 갈등을 경험하지 않는다는 것을 의미하는데, 따라서 후속 연구는 이들이 어떻게 정서를 표현하고 조절하는지에 대해 알아볼 필요가 있다. 이를 통해 자기지향 완벽주의의 적응적인 측면을 더 자세히 살펴볼 수 있을 것이라 생각된다.