과거에는 인간이 추구하는 목표가 경제적 풍요로움이었으나, 현재는 행복, 웰빙, 높은 수준의 삶의 질이 최고의 목표로 여겨지고 있다(보건복지부, 2006). 긍정 심리학 분야에서는 긍정적 정신건강이 심리적 안녕, 자아실현, 성격특질, 생애발달과 같은 다양한 관점에서 고려될 수 있다고 하였다. Seligman(2002)은 긍정적 정신건강을 진정으로 행복하고 충만한 삶의 상태와 동일한 개념으로 간주하면서 ‘즐거운 삶, 적극적인 삶, 의미 있는 삶’이라는 세 가지 구성요소를 강조하였다(권석만, 2008). 더불어 최근에는 연구가 ‘누가’ 행복한가에 서 ‘왜’, ‘어떻게’ 행복한가로 초점이 변하고 있으며(Lucas, Diener, Grob, Suh, & Shao, 2000; 원두리, 김교헌, 2006에서 재인용), 영향을 미치는 다양한 심리 변인에 대한 연구가 이루어지고 있다.

이와 관련하여, 억제 혹은 심리적 은폐가 정신건강을 해친다는 사실은 여러 연구에서 증명되어 왔다. 자기은폐(self-concealment)를 Larson와 Chastain(1990)은 ‘고통 혹은 부정적인 개인적 정보를 타인에게 적극적으로 숨기는 성향’이라고 정의하였다. Pennebaker(1999/1997)의 연구에서는 심리적으로 충격적인 사건들에 대해 친구나 가족에게 말하지 않는 것은, 계속해서 그 사건들에 대해 생각하게 만들며, 높은 수준의 불안, 우울, 불면증 등 다수의 건강 문제와 관련됨을 보여주어, 자기은폐가 웰빙을 저해한다는 것을 발견하였다. 한편 Kelly(2002)는 사람들이 경험하는 것들 중 밝히기 곤란하고, 불온하며, 외상적인 것들이 종종 은폐되며, 이것은 비밀을 가진 사람 자신과 관련된 부정적이거나 수치스러운 것인 경우가 많다고 하였다. 이처럼 자기은폐는 상황적으로 비밀을 지키는 것 보다는 다른 사람들에게 어떠한 정보를 숨기는 안정적인 특성이다. 자기-은폐된 개인적 정보는 사적인 정보의 부분집합으로, 의식적으로 접근하기 쉽고, 다른 사람이 알아채지 못하도록 적극적으로 지켜지며, 본래 부정적이며, 내적인 것이기 때문에 만약 노출하는 경우에도 아주 적은 사람들에게만 털어놓게 된다(Larson & Chastain, 1990).

자기은폐를 ‘노출에 대한 적극적인 억제(Pennebaker, 1989) 행위’로 정의하는 측면에서는 두 개념이 역함수의 관계를 가진 것처럼 보이지만, 최초로 자기은폐의 개념을 정의하고 척도를 개발한 Larson와 Chastain(1990)은 자기은폐를 더 역기능적 의미로 보았다. 그리고 인간의 본성인 개방의 욕구를 억제하려는 과정에서의 인지 및 정서적 부담에 초점을 둔 개념으로 보고 정신건강과의 관계를 탐색하였다. 자기은폐의 개념은 전통적으로 자기노출에 대한 연구와 관련하여 발달하였지만, 타인과의 상호작용의 상황적 요인에 대한 반응이 자기노출인 것과 달리, 비밀을 유지하기 위하여 인지적 자원을 사용해야 하는 더 적극적이며 부담이 되는 기제이다(Wegner & Erber, 1992). 또한 Larson과 Chastain(1990)이 자기은폐와 자기노출의 관계를 검증한 결과, 부정적 결과와 자기은폐의 관계는 유의한 반면 자기노출과는 상관이 유의하지 않음을 발견했다. 뿐만 아니라 요인 분석을 통해 이 두 개념이 심리 측정적으로 상이함을 밝혔다. 따라서 자기은폐와 자기노출은 개념 및 경험적으로 서로 구별되는 것으로 보인다. 본 연구에서는 자신에 대한 비밀을 유지하는 것이 심리건강을 저해하는지 탐색하기 위해 더 적극적이고 인지적인 개념인 ‘자기은폐를 하는 것’에 초점을 두었다.

개인의 웰빙에 영향을 미치는 또 다른 성향으로 완벽주의(Perfectionism)가 있다. 한국 사회에서는 우수한 성적과 학벌이 성공의 지표로 인식되고 있어 학교와 직장에서는 유능함과 완벽함을 요구한다. 따라서 개인은 자연스럽게 성공 지향적이며 경쟁적인 문화 속에서 성장하게 되고, 자신 및 주변 사람들의 기대와 평가 속에서 스스로 완벽함을 추구할 가능성이 높아진다. 미국 ‘고등교육에 대한 상담과 심리 서비스 연구(1995)에 따르면, 대학 상담소를 이용한 경험이 있는 대학생 중 여자의 26%, 남자의 21%가 완벽주의 경험이 “심한 혹은 극도의 심리 고통”을 준다고 하였다(Ashby & Bruner, 2005).

초기 완벽주의 연구에서는 ‘지나치게 높은 자신에 대한 평가를 설정하고 평가의 기준에 부합하기 위해 과도한 수행을 하는 것’(Frost, Marten, Lahart, & Rosenblate, 1990), ‘상황이 요구하는 것 이상의 높은 수준의 수행을 자신이나 타인에게 요구하는 것’;(Hollander, 1965) 등으로 정의하였다. 이 같은 개념 정의에서 추론할 수 있는 것처럼, 초기 연구에서는 완벽주의가 부정적이며 병리적인 것으로 받아들여졌다. 이후 다차원적 관점이 제안되었으나, 문제가 되며, 바람직하지 못한 속성으로 완벽주의를 바라보는 관점(Frost, Marten et al., 1990; Hewitt & Flett, 1991)은 여전했다(LoCicero & Ashby, 2000). 우리나라의 신어 자료집(2004)에서도 완벽주의(完璧主義)라는 용어를 ‘모든 일을 다 완벽하게 해 내야 한다는 생각’이라고 정의(국립국어원, 2004)하고 있는 것을 보아, 여전히 완벽주의는 부적응적인 것으로 인식되고 있다. 그러나 현대 사회와 ‘완벽’이라는 단어는 밀접한 관계를 맺고 있으며, 치열한 경쟁사회에서 살아남기 위해서는 자신이 맡은 일을 완벽하게 수행해야 하며 작은 실수도 용납되지 않는 사회 분위기가 점점 더 완벽을 추구하는 사람들로 바꾸어 놓고 있다(김윤희, 서수균, 2008). 이같이 무결점의 수행이 개인의 능력을 반영하는 지표가 되고 있는 현대사회에서, 자칭 및 타칭 완벽주의자가 점점 늘어나고 있는 것은 당연한 결과일 것이다.

다차원적 완벽주의의 개념 정의에 따르면 적응적 완벽주의자는 긍정적 성취를 위해 최선의 노력을 하는 사람들이다. 따라서 이들이 심리 고통보다는 노력을 통한 성취감을 얻게 될 가능성이 더 높아진다는 측면에서 완벽주의의 기능적 속성을 발견할 수 있다. 그렇지만 부적응적 완벽주의자는 성취 지향적이고 경쟁적인 현대사회에서 자신의 이상적 기준이나 사회가 부과한 비현실적 기준에 도달하지 못함으로써 불안, 우울, 낮은 자아존중감 등 다양한 심리적 어려움을 경험하고 있다(김민선, 최영희, 석분옥, 백근영, 이동귀, 2009). 김윤희와 서수균(2008) 또한 완벽주의자는 비현실적인 높은 기준으로 인해 쉽게 좌절하고 자기비하감에 빠질 수 있으며, 지금-여기에서 누릴 수 있는 만족감을 외면하고 현실에 대한 수용적인 태도를 갖기 힘들게 된다고 논증하였다.

이같이 자기은폐, 완벽주의가 개인의 웰빙에 영향을 미치는 요인임이 연구를 통해 확인되고 있으나 일반화하기에 부족하고, 관계의 기저에 어떤 요인이 작용하고 있는지는 명확하게 밝혀지지 않았기 때문에 잠재된 매개 변인에 대한 실증적 연구가 필요하다. 이와 관련하여, Kelly(2002)는 자기은폐가 낮은 웰빙과 연관되는지에 대한 연구들을 정리한 바 있다. 이들 중 집착모형에 따르면 비밀을 지키는 것은 인지적 노력을 필요로 하는 생각 억제를 요구하게 되고, 이러한 생각 억제는 오히려 더 침투적이거나 과접근적으로 만드는 역설적 결과를 야기한다. 따라서 생각 억제를 더 많이 시도하도록 하고, 그 결과 생각 억제와 침투의 부정적 순환이 발생하게 되어, 지속된 정신적 불안과 강박적 집착을 경험하게 된다고 하였다. 결국 이러한 부정적 순환이 개인적 성장, 통합 및 심리 건강에 있어 필수적이라고 할 수 있는 기본심리 욕구인 자율성, 효능감 및 관계성에 대한 만 족(self-determination theory: SDT; Deci & Ryan, 1985, 2000)을 저해할 것으로 보고, 본 연구에서는 자기결정 이론에 따른 변인들의 관계를 가정하였다.

Deci와 Ryan(1985, 1994)은 행동과 처리 과정에 기초가 되는 동기 유발에 기반을 두고 행동을 시도하고 조절하는데 영향을 주는 일들을 인지하고 평가함으로 자기결정을 탐구했다. 자기결정의 구조가 내적, 외적 동기 유발의 매개변인에서 잘 묘사된다고 보았으며, 자기결정의 기본요소는 가장 높은 수준의 외적 동기 유발과 그에 조화된 내적 동기 유발이라고 했다(김정권, 김혜경, 2001). 내적으로 동기가 유발된 행동은 활동 자체가 목적이 되는 행동을 말하며, 반면에 외적으로 동기가 유발된 행동은 보상의 획득이나 처벌의 회피와 같이 일정한 목적을 달성하기 위한 수단으로 이루어진 행동을 말한다(한덕웅, 2004). 자기결정이론에서는 기본 심리 욕구의 만족이 방해받을 때 낮은 동기 유발로 수행이 저하되며, 웰빙이 감소하는 반면, 사회적 맥락 및 개인에서 이러한 기본 심리 욕구가 만족되는 정도에 따라 내적으로 동기가 유발된 행동 및 외적으로 유발된 동기의 통합을 포함하는 근본적 성장과정이 촉진된다고 제안하였다. 또한 Deci와 Ryan(2002)은 이러한 기본 심리 욕구 만족은 습득되는 것이 아니라 본래 타고난 필수조건이며, 개인의 생산적인 사회성 발달 및 내적 안녕 같은 성장과 통합을 촉진할 수 있음을 제안하였다.

이처럼 기본 심리 욕구 만족의 추구는 인간의 본성이므로 이것이 충족되지 않을 때 높은 고통과 낮은 안녕을 경험할 것이다. 이에 본 연구에서는 자유롭게 하고자 하는 내적 심리욕구인 자율성이 자기은폐와 완벽주의라는 요인 때문에 방해를 받을 것이고, 이 때문에 효능감과 관계성도 저해될 것이라 가정하였다. 따라서 자기은폐와 완벽주의의 성향에 따라, 그리고 일일 상태에 따라 개인의 심리 건강이 어떻게 달라지는지, 그리고 기저에 기본 심리 욕구 만족은 어떠한 관계를 맺고 있는지 알아보고자 하였다.

심리 욕구 만족은 심리적 성장 및 모든 사람들에게 있어 필수적이며(Deci & Ryan, 2000), 인간이 지닌 자율성, 효능감 및 관계성의 만족은 삶의 만족과 웰빙의 증진에 있어 꼭 필요한 요소이다. 본 연구에서는 기본 심리 욕구 만족을 저해하는 요인으로 자기은폐와 부적응적 완벽주의를 가정하였다. 자신에게 있어 고통스러운 정보를 적극적으로 감추는 경향인 자기은폐, 그리고 과도하게 높은 기준을 설정하고 자신을 가혹하게 비판하는 것으로 정의되는 부적응적 완벽주의라는 두 성향이 인간의 삶에 있어서 필수적인 기본 심리 욕구 만족을 저해하여, 안녕은 낮아지며 심리 고통으로 인한 증상이 발생할 것이라고 보았다. 연구 1에서는 자기은폐와 부적응적 완벽주의 성향으로 인해, 심리건강에 필수적인 기본 심리 욕구 만족이 저해되는 억제의 과정 및 이에 지속적으로 집착하는 부적응적 순환이 야기된다고 보고 자기결정이론에 따라 매개모형을 검증하였다.

부산 및 경남 지역의 대학생 및 일반인 421명을 대상으로 설문을 실시하여, 인구통계학적 질문을 제외한 문항에 하나라도 응답하지 않은 경우를 제외하고 386명의 자료를 최종 분석하였다. 설문지 중 일부는 개별 실시 후 회수 하였으나 대부분의 자료는 담당 교수의 허락을 구하여 강의시간을 이용하여 응답하도록 하였다. 연구자나 담당 교수가 연구의 취지를 간단히 설명한 후 동의하면 질문지 묶음에 응답하였다. 참가자의 성별은 여성이 287명(74.4%), 남성이 99명(25.6%)이고, 연령은 20대가 302명(78.33%)로 가장 많고, 30대 38 명(9.8%), 40대 44명(11.4%) 순이었다. 직업은 학생 292명(75.7%), 직장인 87명(22.5%) 등이다.

자기은폐 척도, 주관 행복 척도, 증상척도 등 3개의 질문지는 연구자가 번안하였고, 기본 욕구 만족 척도는 우리말로 번안되어 있는 것을 사용하되 의미가 잘 전달 되도록 원 척도 문항을 참고하여 수정하였다. 안녕은 Keyes와 Lopez(2002)의 정신건강 모델에서 제안한 정서‧심리 안녕의 측면에 해당하는 개념을 차용하여, 정서 측면의 안녕은 긍정정서, 행복감, 삶의 만족을 포함하고, 심리 측면의 안녕은 자아수용과 개인적 성장을 포함하였다. 심리적 안녕 중 기본 심리 욕구 만족과 유사한 측면의 요인들을 제외하고 다차원적 안녕 측정 개념을 구성하였다. 한편 심리적 문제와 신체적 문제는 분리될 수 없고, 심리고통으로 인해 증상이 야기된다는 보편적 사실에 근거하여 심리고통을 반영하는 변인으로 신체증상을 포함하였다. 구조방정식 모형 분석에 앞서 척도의 타당성을 검증하기 위해 모든 척도 문항에 대해 탐색적 요인분석 및 확인적 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석에서는 공통요인분석에서 요인추출모델로 주축 요인법을 사용하고, 요인 부하량의 단순화를 위해 직각회전에서 Varimax 방식을 통해 Eigenvalue>1을 기준으로 요인을 추출하였다. 그리고 양병화(2006)가 소개한 모델 가꾸기의 과정에 따라 요인적으로 순수하지 못한 문항 및 그 문항에 대한 공통분을 평가하여 부적절한 문항을 제거하는 과정을 반복하면서 각 요인별 최종 문항을 결정하였다. 다음으로 탐색적 요인분석으로 결정된 최종 요인에 대한 각 문항들이 타당한지 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 모 형의 적합도 지수를 평가한 결과, 기본 심리 욕구 만족 척도를 제외한 모든 척도들에서 수용할 만한 적합도를 보였다. 기본 심리 욕구 척도의 적합도를 개선하기 위해 수정지수(modification index: M.I)를 참고하여 관계성과 유능감 잠재변인에서 두 측정변인들의 오차항(e1-e2, e10-e11)을 연결하여 모델을 수정하였다. 이는 관계성과 유능감에 속하는 것으로 탐색된 문항들 간에는 상관이 있을 것이라는 가정에 근거한 것이다. 모델 수정 결과 적합도는 수용할 만한 것으로 나타났다.

자기은폐척도(Self-Concealment Scale: SCS). Larson과 Chastain(1990)이 개발한 10문항의 자기은폐척도를 번한하여 사용하였으며, 역 채점 되는 문항은 없다. 점수가 높을수록 자기은폐성향이 높은 것으로 해석한다. 요인분석 결과, 제외되는 문항 없이 단일 요인으로 확인되었고, 내적일치도 Cronbach's α =.891 이다.

다차원적 완벽주의 척도(Frost Multidimensional Perfectionism Scale: FMPS). Frost, Marten 등(1990)이 개발하고 현진원(1992)이 번안한 35문항의 다차원적 완벽주의 척도를 사용하였다. 실수에 대한 염려(CM), 개인적 기준(PS), 부모의 기대(PE), 부모의 비난(PC), 행동에 대한 의심(D), 조직화(O) 등 6개 하위 요인으로 구성된다. 역 채점 되는 문항은 없으며, 점수가 높을수록 완벽주의 성향이 높은 것으로 해석한다. 본 연구에서는 부적응적 완벽주의를 반영하는 4개 하위 영역에 속하는 문항만을 사용하였다. 요인분석에서 4요인 전체에서 8개 문항이 제외되어 최종 14개 문항을 사용하였다. 부적응적 완벽주의 내적일치도 Cronbach's α = .825 이고, 각 하위요인 CM, PE, PC, D의 Cronbach's α = .783, .770, .744, .657 이다. 전반적 기본 욕구 만족 척도(Basic Need Satisfaction in General Scale: BNSGS). Deci와 Ryan(2000)의 전반적 기본 욕구 만족 척도를 일부 수정하여 사용하였다. 척도는 삶의 일반적 영역에서 자율성, 효능감 및 관계성을 측정하는 3개의 하위 요인으로 구성된다. 역 채점 되는 9문항을 포함하고 있으며, 점수가 높을수록 기본적인 심리 욕구 만족이 충족된 것으로 해석한다. 요인분석에서 3요인 전체에서 9개 문항이 제외되어 최종 12개 문항을 사용하였다. 전체 척도의 내적일치도 Cronbach's α = .810 이고, 세 하위요인 자율성, 효능감, 관계성 각각의 Cronbach's α= .624, .681, .739 이다.

긍정 및 부정 정서 척도(Positive Affect and Negative Affect Scale: PANAS). 긍정정서를 측정하기 위하여 Watson, Clark와 Tellegen(1988)이 개발하고 권석만(2008)이 번안한 20문항의 긍정 및 부정 정서 척도를 사용하였다. 다양한 정서를 기술하는 형용사에 대해 5점 척도로 평정하였으며, 정적 정서와 부적 정서를 기술하는 형용사가 각 10문항씩 포함되어 있다. 본 연구에서는 긍정정서 문항만을 사용하여 점수가 높을수록 긍정정서를 많이 경험하는 것으로 해석한다. 내적일치도 Cronbach's α = .886 이다.

주관 행복 척도(Subjective Happiness Scale: SHS). 행복을 측정하기 위하여 Lyubomirsky와 Lepper(1999)가 개발한 4문항의 주관 행복 척도를 사용하였다. 척도는 전반적 주관 행복에 관한 질문에 7점 척도로 답하도록 되어 있으며, 역 채점되는 1문항을 포함하고 있다. 총점이 높을수록 더 행복하다고 느끼는 것으로 해석한다. 내적일치도 Cronbach's α = .829 이다.

삶의 만족 척도(Satisfaction With Life Scale: SWLS). 삶의 만족을 측정하기 위하여 Diener, Emmons, Larsen와 Griffin(1985)이 개발하고 권석만(2008)이 번안한 5문항의 삶의 만족 척도를 사용하였다. 각 문항은 5점 척도로 평정하였으며, 역 채점 되는 문항은 없다. 점수가 높을수록 자신의 삶에 대해 만족을 느끼는 것으로 해석한다. 내적일치도 Cronbach's α = .819 이다. 심리적 안녕 척도(Psychological Well-Being Scale: PWS). 자아수용과 개인적 성장을 측정하기 위하여 Ryff(1989)가 개발하고 김명소, 김혜원 및 차경호(2001)가 번안한 46문항의 심리적 안녕 척도를 사용하였다 각 문항은 5점 척도로 평정되었으며, 역 채점 되는 22문항이 있다. 원척도는 6개 하위 요인으로 구성되고, 본 연구에서는 하위 요인들 중 자아수용과 개인적 성장에 해당하는 문항만을 사용하였다. 역 채점 후 척도의 총점이 높을수록 결단력이 있고 심리적 만족이 높은 것으로 해석한다. 요인분석에서 개인적 성장 하위 요인의 3문항이 제외되어 최종 13문항이 분석에 포함되었다. 자아수용과 개인적 성장 각각의 내적 일치도 Cronbach's α = .824 과 .645 이다.

단축 증상 질문지(Brief Symptom Inventory). Derogatis(2000)가 개발한 18문항의 단축 증상 질문지를 번안하여 사용하였다. 5점 척도로 평정하였으며 역 채점 되는 문항은 없다. 점 수가 높을수록 증상을 자주 그리고 많이 경험하는 것으로 해석한다. 요인 분석 결과, 5문항이 제외되어 최종 13문항이 분석에 포함되었으며, 3개 요인이 산출되었다. 증상 13문항에 대한 내적일치도 Cnonbach's α = .914이며, 하위 세 요인 각각의 내적일치도 Cronbach's α = .845, .845, .794이다.

자기은폐와 완벽주의가 심리건강에 미치는 영향에서 기본 심리 욕구 만족이 매개하는지를 검증하기 위해 상관분석, 요인분석, 신뢰도분석, 정상성 검증 및 매개분석을 실시하였다. 모든 분석은 SPSS 18.0 for windows와 AMOS 18.0 프로그램으로 수행하였다. Mulaik와 Millsap(2000)이 two-step 보다 더 엄격한 방법으로 제안한 four-step 접근법에 따라 구조모형을 검증하였다. four-step 접근법은 잠재변인에 대한 공통 요인분석 실시, 측정 모형을 확인하기 위한 확인적 요인 분석 실시, 구조 모형 검증, 내재된 모형 혹은 다 른 연구의 결과나 이론적 근거가 있는 대안모형을 검증하는 방법이다.

변인 간 관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시하였다. 모든 변인들의 상관관계는 유의했다. 구조방정식 모형분석을 실시하기 앞서 척도의 타당성을 검증하기 위하여 모든 문항들에 대해 탐색적 요인분석 및 확인적 요인분석을 실시하였다. 그리고 자료의 정상성을 검증하기 위해 분포가 비정상성을 나타내게 할 수 있는 두 가지 요인인 왜도와 첨도를 검토하기 위해 기술통계분석을 실시한 결과, 보수적 기준(Curran, West & Finch, 1996)을 적용하더라도 모든 문항이 정상성 가정을 만족하였다. 다음으로 단일 요인으로 확인된 잠재 변인인 자기은폐를 측정하는 10문항에 대해 부하량을 기준으로 문항 묶음을 하여 3개의 측정변인을 구성하였다.

연구모형을 검증하기 앞서, 수집된 자료의 적합도 지수를 검토하였다(McDonald & Ho, 2002). 잠재 및 측정변인, 오차를 포함한 연구모형을 그림 1에, 모형에 대한 적합도 산출 결과를 표 1에 제시하였다. 연구모형의 적합도를 개선하기 위해 상관이 유의한 두 독립변인 간 공변량을 설정하고, 수정지수를 참고하여 ‘증상’ 잠재변인의 두 측정변인들의 오차항(e21-e23)을 연결하였다. 수정지수를 참고함과 동시에 실제적으로도 증상 질문지의 경우 본래 단일 요인을 가지므로 요인분석을 통해 만들어진 측정변인들의 오차 간 상관을 가정 하는데 무리가 없어 오차항 연결이 가능한 것으로 생각된다. 모델 수정 결과, 연구모형의 적합도는 χ²=430.769(df=129, p=.000), SRMR=.062, GFI=.883, TLI=.901 CFI=.916, RMSEA=.078(90% C.I.: .070-.086)로 대체적으로 수용할 만한 수준이었다.

적합도 지수 평가 후 각 변인들에 대한 경로계수를 검토하였다. 기본 심리 욕구 만족에 영향을 미치는 자기은폐 및 부적응적 완벽주의의 경로계수가 유의하고, 기본 심리 욕구 만족이 안녕과 증상에 미치는 영향을 나타내는 경로계수도 유의한 것으로 나타났다. 결과를 표 2와 그림 2에 제시하였다. 모든 경로가 유의하므로, 자기은폐와 부적응적 완벽주의가 심리건강에 미치는 영향을 기본 심리 욕구만족이 매개하는지 알아보기 위해 Sobel 검증(Kline, 2005)을 수행하였다. 검증 결과, 자기은폐와 부적응적 완벽주의가 안녕 및 증상에 미치는 영향에 대한 기본 심리 욕구 만족의 매개효과가 모든 경로에서 유의했다.

four-step approach(Mulaik & Millsap, 2000)에 따르면, 대안모형으로 내재된 모형을 검증하거나 대안적으로는 선행 연구에 기반한 모형을 검증할 수 있다. 본 연구에서는 앞서 개관한 선행 연구들(Frost, Heimberg et al., 2003; Kawamura & Frost, 2004)에서의 발견에 근거하여, 부적응적 완벽주의와 심리건강 간 관계를 자기은폐가 매개하는 경로를 분석하였다. 따라서 대안모형은 ‘부적응적 완벽주의 → 자기은폐 → 기본 심리 욕구 만족 → 안녕 및 증상’의 경로를 갖는 이중 매개모형이다. 연구모형과 대안모형은 내재 관계가 아니므로 χ² 차이검증에 의해 직접적으로 비교할 수 없어, 모형의 적합도와 경로계수를 통해 두 모형을 비교하였다. 대안모형의 적합도가 연구모형과 비교해 나쁘며 지수도 만족할 만한 수준이 아니었다(표 3). 따라서 연구모형이 대안모형에 비해 더 우수한 모형인 것으로 나타났다.

사람들에게 있어 ‘잘 먹고 잘 사는 것’의 개념이변하면서 심리건강에 대한 관심은 매우 높아졌고, 그 변화는 현재도 계속되고 있다. 이에 심리학 분야에서 심리건강과 정신건강 및 웰빙에 대해 다양한 대상과 방법으로 활발한 연구가 수행되고 있다(이철호 & 이민규, 2006; 오수성 & 신현균, 2007, et. al.). 또한 많은 연구에서 자기은폐와 건강(Cepeda-Benito & Short, 1998; Kelly & Achter, 1995; Wallace & Constantine, 2005; Larson & Chastain, 1990; Pennebaker et al., 1990 et al.) 및 완벽주의와 건강(Frost, Heimberg, et. al., 1993; Norman, Davis, Nicholson, Cortese & Milla, 1998)과의 관계에 대한 관심이 반영되고 있다. 따라서 자기은폐, 부적응적 완벽주의 및 심리건강의 새로운 모형에 대한 연구는 매우 흥미로운 주제라고 생각한다. 따라서 연구에서는 ‘높은 안녕, 낮은 증상’으로 심리건강을 정의하고 자기은폐와 부적응적 완벽주의가 심리건강에 미치는 영향에 있어 기본 심리 욕구 만족이 매개하는지를 알아보았다. 모형검증 결과, 자기은폐와 부적응적 완벽주의가 심리건강에 미치는 영향을 기본 심리 욕구 만족이 매개하는 경로는 유의하였다. Deci와 Ryan(2000)은 자기결정 이론에서 세 가지 기본 심리욕구가 만족될 때 개인의 내적 동기가 유발되며, 이는 스스로 원하는 삶을 살 수 있게 하는 원동력이 된다고 하였다. 그리하여 기본 심리 욕구 만족은 개인의 심리적 안녕에 중요한 요인이라고 하였다. 본 연구에서도 자기은폐 및 부적응적 완벽주의가 개인의 자율성, 효능감, 관계성을 저해하게 되고, 그로 인해 심리건강에 부정적 영향을 미치는 것임을 확인하였다. 따라서 자기은폐나 부적응적 완벽주의 성향을 지니고 있는 사람들에게 안정되고 다양한 상호작용의 기회를 제공하고, 성공 경험을 많이 할 수 있도록 도움을 준다면 그들의 심리 건강에 긍정적 영향을 미칠 수 있을 것이다.

Kelly와 Yip(2006)은 중요한 비밀을 지키는 것은 9주 후의 부정적 증상에 영향을 미치지 않는 반면, 자기은폐는 영향을 미친다는 것을 발견하였다. 이는 중요한 비밀을 지키는 것과 자기은폐는 다른 개념이며, 비밀을 지키는 것이 부정적 심리 건강과 연결되지 않을 수도 있다는 것을 보여주는 결과이다. 따라서 이와 반대의 경우도 성립할 수 있을 것으로 보이는데, 즉 자기은폐 및 부적응적 완벽주의 성향을 갖지 않은 사람이라도 생활 속에서 자기은폐나 부적응적 완벽주의가 높아진다면 부정적 결과를 경험할 수 있다. 이에 따라 연구 2에서는 연구 1에서 검증하였던 변인들을 재구성하였다.

모형 검증에서는 모든 변인들이 개인의 지속적이고 안정된 ‘특성’을 반영하였으나, 연구 2에서는 ‘오늘 하루’만을 고려해서 답하도록 함으로써 일시적인 ‘상태'를 반영하도록 고안하였다. 연구에서는 일일 상태에 따른 자기은폐 및 부적응적 완벽주의가 심리건강에 영향을 미치는지 검증하고자 한다. 그러나 사람들이 어떤 행동을 하는데 있어 개인의 특성이 전혀 반영되지 않을 수는 없을 것이다. 따라서 상태 자기은폐와 부적응적 완벽주의가 개인의 특성과 독립적이라고 말할 수 없다. 이에 본 연구에서는 특성을 통제하였을 때, 상태 자기 은폐 및 부적응적 완벽주의에 따라 상태 기본 심리 욕구 만족이 달라지고 결국 심리건강에 영향을 미칠 것이라고 가정하고 이를 검증하였다. 모형 검증만으로는 한계가 있는 변인들 간의 인과 관계를 밝히기 위해 단기 종단 연구를 수행하였다. 연구 2의 가설은 다음과 같다.

경남 G 대학교에서 심리학 과목을 수강하는 학부생 50명이 연구에 참여했다. HLM 분석은 결측 자료가 있어도 분석이 가능하므로 무응답 사례를 포함하였다. 참여자의 성별은 여성 38명(76%), 남성 12명(24%),이고, 연령은 20대 이하 49명(98%), 40대 1명(2%)이다

모형 1에서 사용된 자기은폐 척도(SCS), 다차원적 완벽주의 척도(FPMS), 전반적 기본 욕구 만족 척도(BNSGS), 긍정 및 부정 정서 척도(PANAS), 주관 행복 척도(SHS), 삶의 만족 척도(SWLS), 심리 안녕 척도(PWS), 지각된 스트레스 척도(PSS), 자기보고 증상(BSI-18), 및 특성 불안 척도(STAI-Trait) 등을 일일 상태에 따라 평가할 수 있는 형태로 재구성하였다. 각 문항에 대하여 “오직 오늘”만을 고려하여 응답하도록 하였다.

일일 상태 자기은폐(Daily State Self-concealment). 연구 1에서 사용한 척도 내용에 따라 10문항을 구성하였다. 척도 내용의 예를 들면, “나는 오늘 내 비밀 때문에 정말 괴로웠다” 등의 문항이다.

일일 상태 부적응적 완벽주의(Daily State Maladaptive Perfectionism). 연구 1에서 사용한 척도 내용에 따라 18개 문항을 구성하였다. 척도 내용의 예를 들면, “나는 오늘 남들만큼 잘하지 못해 열등감을 느꼈다” 등이다.

일일 상태 기본 심리 욕구 만족(Daily State Basic Psychological Need Satisfaction). 연구 1에서 사용한 척도 내용에 따라 9개의 문항을 구성하였다. 심리 욕구 만족에서 자율성, 효능감 및 관계성이라는 세 하위요인에 각 3문항씩 포함되며, 역 채점 되는 4 문항을 포함한다. 척도 내용의 예를 들면, “오늘 내가 한 일로 인해 성취감을 느꼈다” 등이다.

일일 상태 심리건강(Daily State Psychological Health). 연구 1에서 사용한 척도 내용에 따라 안녕과 심리고통에 대한 문항을 고안하였다. 분석을 위해 각 변인들의 점수를 합산하여 심리건강이라는 측정변인을 구성하였다. 일일 상태 안녕(Daily State Well-Being)은 긍정정서, 행복, 삶의 만족, 개인적 성장 및 자아수용 등 5가지 측정개념을 포함하여 13문항으로 구성하였다. 척도 내용의 예를 들면, 긍정정서 - “신나는”, 삶의 만족 - “오늘 하루는 만족스러웠다” 등의 문항이다. 일일상태 심리고통의 변화를 측정하기 위하여, 일일 상태 증상(Daily State Symptom)을 사용하여 4문항으로 구성하였다. 척도 내용의 예를 들면 “메스꺼움 혹은 소화불량(을 경험)” 등의 문항이다.

경남 소재 G 대학교의 심리학과 2학년 전공과목을 담당하는 교수의 허락을 구하여 자료를 수집하였다. 담당교수가 심리학 연구 참여에 따른 추가 학점을 부여하기로 하였고 이를 공지한 후 동의한 학생만이 참여하였다. 취침 전 설문을 작성하여야 하므로 주생활 공간에서 인터넷 접속이 용이한지 확인하였다. 연구에 참여하기를 원하는 학생들 모두 매일 일정한 시간에 인터넷을 사용하는데 문제가 없었다. 가설에 따라, 개인의 특성을 통제하기 위하여 연구 1 모형검증에서 사용한 질문지로 자기은폐, 부적응적 완벽주의, 기본 심리 욕구 만족 및 심리건강 변인들에 대한 참여자의 특성을 측정하였다. 연구 1에 참여한 학생은 연구 2에 참여할 수 없었다.

사전모임에서 연구의 절차에 대해서 설명하고 참여 신청을 받았고, 참여자 모두 동의서를 제출하였다. 이메일 주소를 활용하여 매일 일정한 시간에 개인에게 설문지를 보내고, 휴대폰 알림 메시지를 참여자의 희망시간에 맞추어 발송하였다. 모든 문항에는 설문에 참여하는 ‘오늘 하루’ 만을 고려하여 응답하도록 하였고, 설문을 작성하지 못한 경우 다음 날 정오 까지는 작성이 가능하였다. 익일 정오가 초과되면 접속하더라도 설문에 참여할 수 없었다. 연구의 편의와 안정성을 위해 온라인 설문조사 사이트를 활용하여 자료를 관리하였다.

일일 상태 자기은폐와 부적응적 완벽주의가 심리건강의 변화에 미치는 영향, 그리고 그 관계에서 기본 심리 욕구 만족이 매개하는지를 검증하기 위해 위계선형모형(Hierarchical linear model; HLM) 분석을 실시하였다. HLM은 각 수준의 무선 효과들이 정상 분포를 이루는 둘 혹은 세 수준의 자료에 적합하며, 분석 전 기초 자료 검증이 필요하다. 기초적 자료 검증은 기초통계 계산, 정규성 검증, 극단치 검증 등을 포함해야 하고, 각 집단별 회귀 분석을 통해 자료가 나타내는 경향성에 대한 탐구를 해야 한다(Raudenbush & Byrk, 2002). 이에 따라 SPSS 18.0 for windows을 사용하여 자료를 점검하고, HLM 6.0 for windows를 사용하여 null 모형 검증, HLM 2 수준 분석 및 매개분석을 실시하였다.

반복측정변인과 개인수준변인들의 기술통계치를 분석하였다. 본 일일 상태 변화 모형을 추정하는데 사용된 개인수준변인은 50사례이고 반복측정변인의 사례수는 1,050개 이다. 반복측정변인은 참여자들이 21일 동안 일일상태를 측정하도록 고안된 질문지에 반복 응답 것으로 개인당 21번의 측정치를 갖는다. 각 수준을 측정하는 변인들의 질문지의 점수 범위가 상이하므로 산출된 점수범위가 동일하지 않다. 분석 전 자료의 정상성을 검증하기 위해 변인들의 왜도와 첨도를 검토한 결과, 모든 변인들이 정상성을 만족하는 것으로 나타났다.

본 연구에서는 변화성장모형의 관점에서 21일 동안의 심리건강 변화를 독립변인의 특성에 따라 추정하였다. 특성변인이 통제되었을 때 상태 변인에 따른 변화를 알아보기 위해 독립변인으로 특성 및 상태 변인 모두를 고려하였다. 분석에 앞서 ICC를 계산하여 개인차가 존재하는지를 검증하였다. ICC가 0일 때 값은 매우 독립적이고, 1일 때는 매우 종속인 것으로 해석된다(Carvajal, Baumler, Harrist, & Parcel, 2001). 기본 심리 욕구 만족과 심리건강 변화 값이 차이가 있는지를 검증한 결과를 표 4에 제시하였다. 기본 심리 욕구 만족과 심리건강에 대한 개인 간 변량은 유의한 차이가 있었다. 한편 변량성분을 기준으로 ICC를 계산한 결과, 기본 심리 욕구 만족의 ICC ρ =0.45, 심리건강의 ICC ρ =0.46 이었다. 따라서 기본 심리 욕구 만족과 심리건강에서 변화 값이 통계적으로 유의한 것으로 나타났으므로 가설 검증을 위한 분석을 실시하였다.

참가자 간 차이가 분석결과에 미치는 영향을 통제하기 위해 분석에 투입하는 일일 상태 자기 은폐와 일일 상태 부적응적 완벽주의는 중심화한 점수를 사용했다. 먼저 일일 상태 자기은폐와 일일 상태 부적응적 완벽주의가 일일 상태 기본 심리 욕구 만족에 영향을 미치는지 알아보았다(가설 1). 특성 자기은폐를 통제한 후 일일 상태 자기은폐에 따른 기본 심리 욕구 만족 변화를 알아보기 위해 2 수준의 독립변인에 특성 자기은폐 변인을 포함한 모형을 검증하였다. 방정식은 다음과 같다.

이러한 방정식을 결합하여 구성된 모형의 방정식은 다음과 같다.

한편, 일일 상태 부적응적 완벽주의를 SMP, 특성 부적응적 완벽주의를 TMP라고 할 때의 방정식은 다음과 같다.

특성 자기은폐를 통제한 후 참여자 개인의 일일 상태 자기은폐에 따른 일일 상태 기본 심리 욕구 만족의 변화를 나타내는 참가자 내 효과 및 참가자 간 효과를 함께 표 5에, 부적응적 완벽주의를 독립변인으로 하여 동일한 절차로 분석한 결과를 표 6에 제시하였다. 분석 결과, 특성 자기은폐가 통제 되었을 때 일일 상태 자기은폐가 일일 상태 기본 심리 욕구 만족에 미치는 영향은 유의하지 않았고(표 5, G₁₀), 특성 부적응적 완벽주의가 통제되었을 때 일일 상태 부적응적 완벽주의가 일일 상태 기본 심리 욕구 만족에 미치는 영향은 유의했다(표 6, G₁₀). 따라서 가설 1은 부분적으로만 지지되었다.

다음으로 두 번째 가설인 특성 자기은폐 및 특성 부적응적 완벽주의를 통제하였을 때, 일일 상태 자기은폐와 일일 상태 부적응적 완벽주의가 일일 상태 심리 건강에 미치는 영향이 유의한지 검증하기 위해 가설 1을 검증하였던 동일한 절차를 실시하였다. 일일 상태 심리건강(SPH)의 변화에 대한 일일 상태 자기은폐(1 수준)와 특성 자기은폐(2 수준)의 영향을 나타내는 방정식은 다음과 같다.

이를 조합하여 구성된 방정식은 다음과 같다.

동일한 절차로 구성한 부적응적 완벽주의에 대한 방정식은 다음과 같다.

먼저 특성 자기은폐를 통제한 후 일일 상태 자기은폐에 따른 일일 상태 심리건강의 변화를 나타내는 참가자 내 효과 및 참가자 간 효과를 함께 표 7에, 부적응적 완벽주의를 독립변인으로 하여 동일한 절차로 분석한 결과를 표 8에 제시하였다. 특성 자기은폐가 통제되었을 때 일일 상태 심리 건강에 영향을 미치는 일일 상태 자기은폐의 영향은 유의하지 않고(표 7, G₁₀), 특성 부적응적 완벽주의가 통제되었을 때 일일 상태 부적응적 완벽주의가 일일 상태 심리 건강에 미치는 영향도 유의하지 않았다(표 8, G₁₀). 따라서 가설 2는 지지되지 않았다.

많은 심리학 연구에서 매개효과 검증을 위해 선형회귀와 경로 분석을 사용하고 있으나, 그 방법은 분석되는 자료의 성질이 위계적일 때는 적절하지 못하다. 위계적 자료는 예언변인이 자료의 각 다른 수준에 놓이게 된다(Bauer, Preacher, & Gil, 2006). 단순 매개모형에서 인과 효과가 고정되어 있는 것과 달리, 1→1→1 매개에서는 세 인과관계 모두 무선효과로 가정 되는 차이가 있다. Bauer 등은 선택 변인들을 사용함으로써 단일 1수준으로 검증하는 모형에 따라 다음과 같이 방정식을 구성하였다.

이 방정식은 j 참가자 내 각 단위 i에 대해 배열된 종속변인(Y)와 매개변인(M)에 의해 새로운 종속변인(Z로 표기)을 형성한다. Z에 배열된 두 변인을 구별하기 위해서 먼저 두 개의 선택 변인(S_M, S_Y)을 만들었다. 구체적으로, S_M은 Z가 M을 나타낼 때 1로 고정되어 나머지인 S_Y는 0이 된다. 마찬가지로 Z이 Y를 나타낼 때 S_Y가 1로 고정되어 나머지인 S_M은 0이 된다(Bauer, Preacher, & Gil, 2006). 이에 따라 HLM 분석을 실시하기 위한 자료를 재구성하였다. 이 방정식은 자기은폐(X1)과 부적응적 완벽주의(X2)에 모두 적용된다. 따라서 자기은폐가 독립변인인 경우 X에 X1을, 부적응적 완벽주의가 독립변인인 경우 X에 X2를 투입하였다. 방정식은 다음과 같다.

일일 상태 자기은폐(X1)가 일일 상태 심리건강에 미치는 영향에서 일일 상태 기본 심리 욕구 만족이 매개하는지를 검증한 결과를 표 9에 제시하였다. 일일 상태 자기은폐(X1)→ 일일 상태 기본 심리 욕구 만족(SM)의 경로와 일일 상태 기본 심리 욕구 만족(SM) → 일일 상태 심리건강(SY)의 경로는 유의하나, 일일 상태 자기은폐(X1) → 일일 상태 심리건강(SY)의 경로는 유의하지 않았다. 따라서 일일 상태 자기은폐가 일일 상태 심리건강에 미치는 영향을 일일 상태 기본 심리 욕구 만족이 완전 매개하는 것으로 나타났다. 또한 일일 상태 부적응적 완벽주의(X2)가 일일 상태 심리건강에 미치는 영향에서 일일 상태 기본 심리 욕구 만족이 매개하는지를 검증한 결과를 표 10에 제시하였다. 일일 상태 부적응적 완벽주의(X2) → 일일 상태 기본 심리 욕구 만족(SM)의 경로, 일일 상태 기본 심리 욕구 만족(SM) → 일일 상태 심리건강(SY)의 경로, 그리고 일일 상태 부적응적 완벽주의(X2) → 일일 상태 심리건강(SY)의 경로 모두 유의했다. 따라서 일일 상태 부적응적 완벽주의가 일일 상태 심리 건강에 미치는 영향을 일일 상태 기본 심리 욕구 만족이 부분 매개 하는 것으로 나타났다. 모든 매개 경로가 유의하므로 Sobel 검증을 수행하였다. 검증 결과 일일 상태 자기은폐와 일일 상태 부적응적 완벽주의가 일일 상태 심리 건강에 미치는 영향에 대한 일일 상태 기본 심리 욕구 만족의 매개효과가 유의하므로 가설 3이 지지되었다.

연구 2에서는 자기은폐가 심리건강에 미치는 영향에 대한 종단적 연구(Kelly & Yip, 2006; Wismeijer, Assen, Sijtsma, & Vingerhoets, 2009; Uysal, Lin, & Knee, 2010)를 바탕으로, 개인의 안정된 특성 뿐 아니라 변화하는 일일 상태에서도 모형이 적용되는지 검증하였다. 즉 자기은폐 및 부적응적 완벽주의 성향을 갖지 않은 사람이라도 일상에서 자기은폐나 부적응적 완벽주의가 높아진다면 부정적 결과를 경험할 수 있는지 연구하였다. 위계선형모형 분석 방법으로 일일 상태 자기은폐, 부적응적 완벽주의, 심리욕구만족 및 심리건강의 변화를 측정하였다.

선행 연구에서는 일일 상태 자기은폐가 일일 상태 웰빙에 미치는 영향이 유의한 것으로 나타났으나(Wismeijer, 2009), 본 연구에서는 일일 상태 자기은폐의 경우 개인의 특성을 통제했을 경우 일일 상태 기본 심리 욕구 만족과 일일 상태 심리 건강에 미치는 영향이 유의하지 않았다. 한편 일일 상태 부적응적 완벽주의의 경우 특성 부적응적 완벽주의를 통제했을 때 일일 상태 기본 심리 욕구 만족에 미치는 영향이 유의했다. 부적응적 완벽주의의 경우 이러한 형태의 선행연구가 없어 비교하기 어려우나, 일치하지 않는 연구 결과는 자기은폐와 부적응적 완벽주의 및 심리 건강에 대한 더 많은 종단적 연구가 실시되어야 확인될 수 있을 것으로 보인다. 한편, 가설 3에 대한 검증을 통해 기본 심리 욕구 만족의 매개효과는 유의함을 알 수 있다. 이러한 결과는 일일 상태 자기은폐가 일일 상태 심리 건강에 미치는 영향을 일일 상태 기본 심리 욕구 만족이 매개한다고 밝힌 선행연구(Uysal, Lin, & Knee, 2010)와 일치하는 결과이다. 기본 심리 욕구들의 만족이 방해받을 때 낮은 동기가 유발되고, 수행이 저하되며, 웰빙이 감소하는 반면, 사회적 맥락 및 개인들에서 이러한 기본 심리 욕구가 만족되는 정도에 따라 내적으로 동기가 유발된 행동 및 외적으로 유발된 동기의 통합을 포함하는 근본적 성장과정이 촉진된다고 제안하는 자기결정이론(Deci & Ryan, 2000)을 실증한 것으로 볼 수 있다.

Deci와 Ryan(2000)은 자율성, 효능감 및 관계성이라는 인간의 세 기본 심리 욕구 만족이 동기유발과 수행, 안녕에서 매우 중요하다고 주장하였는데, 본 연구의 결과는 그러한 주장을 실증하였다. 자기은폐는 전반적인 심리 고통 및 웰빙과 관련된 변인으로 연구되었으나, 그 기저에 존재하는 매개 변인에 대한 연구는 많지 않다. 본 연구에서는 Pennebaker(1997)의 논의에 따라, 자신에 대한 비밀을 말하지 않으려는 적극적인 노력은 인간이 가진 기본 심리 욕구인 자율성의 만족을 방해하고 이 때문에 효능감과 관계성도 저해되어 부정적 심리건강이 야기될 것이라는 매개 경로를 검증하였다. 자기은폐가 심리건강에 미치는 부정적 영향은 자기은폐로 인한 기본 심리 욕구 만족의 매개에 의한 것으로 생각된다. 한편, 현대에는 다차원적인 속성을 가진 개념으로 완벽주의를 이해하고 있다(송민정, 2010; Frost, Heimberg et al., 1993; Norman et al., 1998, Stoeber & Otto, 2006). 이 중 부적응적 완벽주의는 부정적 심리 결과를 야기하는 변인으로 인식되어 왔으나, 상대적으로 그 기저에 있는 매개 변인에 대한 탐색은 적은 편이다. 자기은폐가 완벽주의와 상관이 있다는 선행 연구(Frost, Heimberg et al., 1993, Kawamura & Frost, 2004)에 근거하여, 앞서 제안한 모형에 따라 부적응적 완벽주의를 분석하였다. 결과, 부적응적 완벽주의 때문에 자율적으로 행동하지 못하게 되고, 따라서 효능감과 관계성의 만족도 저해되어 결국 부정적 심리 경험을 하게되는 것으로 생각된다.

선행 연구들에서는 자기은폐와 부적응적 완벽주의 모두 부정적 심리 결과를 야기하는 변인으로 논의되었으나, 본 연구에서 일일 상태에 따라 측정했을 때는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 이는 Kelly와 Yip(2006)의 자기은폐와 비밀을 지키는 것은 다른 개념이며 비밀을 지키는 것이 부정적 심리 건강과 관련되지 않음을 보여준 연구결과와 유사한 맥락에서 이해될 수 있다. 즉, 개인의 어떤 경험에는 안정된 특성이 강하게 영향을 미치지만, 일일 상태에 따른 변화도 개인의 경험에 영향을 미칠 수 있으며, 또한 안정된 ‘특성’과 일일의 ‘상태’가 독립적일 수도 있음을 보여주는 결과이다. 한편, 연구 1에서 검증된 모형에 대해 재구성한 일일 상태 변인들로 매개 분석을 실시한 결과, 일일 상태 기본 심리 욕구 만족이 매개하는 경로가 일일 상태 자기은폐와 일일 상태 부적응적 완벽주의 모두에서 유의했다. 개인의 특성과는 별개로 매일의 경험이 심리 건강에 영향을 미칠 수 있다고 논의한 위의 결과와 통합하여 생각해 보면, 기본 심리 욕구 만족은 특성 및 일일 상태 모든 경우에서 심리 건강을 예언하는 강력한 변인인 것으로 생각된다. 다시 말해, 개인의 특성과 일일 상태에 따른 결과가 독립적일 수 있으므로 자기은폐 및 부적응적 완벽주의의 특성을 가지지 않은 개인들도 일상 경험에서 자기은폐 및 부적응적 완벽주의 경험을 하게 될 때 심리 건강이 저해될 수 있다. 그러나 자율성, 효능감, 관계성이라는 기본 심리 욕구 만족은 측정 수준이 특성일 때와 일일 상태일 때 모두에서 유의한 매개 역할을 하는 강력한 변인인 것이다. 따라서 임상에서는 자기은폐 혹은 부적응적 완벽주의 성향을 지닌 내담자, 혹은 상황적으로 말하기 어려운 문제가 있거나 완벽주의적 태도로 부적응을 경험하고 있는 내담자의 심리건강을 향상하기 위한 개입을 함에 있어 기본 심리 욕구 만족을 높이는 것이 도움이 될 것이다. 내담자들이 다른 사람의 시선이나 상황에 따라 행동하기 보다는 자율성에 따라 스스로 선택하고 실행할 수 있다고 느끼며, 자신의 역할과 행동에 대한 효능감을 경험하고, 의미있는 관계에서 긍정적인 상호작용을 경험할 때 안녕이 높아지고 증상은 감소할 것으로 생각된다. 따라서 자기은폐 및 부적응적 완벽주의로 인한 어려움을 지니고 있는 개인에게 안정된 상호작용, 성공 경험, 자유로운 선택의 기회를 제공한다면 기본적 심리 욕구 만족을 통해 심리건강이 향상될 것이다.

연구의 결과는 다음의 의의를 가진다. 첫째, 사회 및 행동 과학 분야의 많은 연구는 횡단적으로 측정한 결과를 바탕으로 논의가 이루어지는 한계가 있으나, 본 연구에서는 종단적 방법을 사용함으로써 연구 모형의 인과관계를 실증적으로 논의하였다. 둘째, 세계보건기구 설립 헌장 서문(1946)에 따르면 건강을 “단지 질병이 없는 것이 아니라, 완전한 신체적, 정신적 및 사회적 안녕 상태를 의미한다.”라고 정의하고 있다. 이에 따라 본 연구에서는 심리건강의 개념을 부정적 상태까지도 고려한 다차원적 속성으로 개념화 하였다. ‘안녕을 많이 경험하고 심리적 고통으로 인한 증상은 적게 경험하는 상태’로 심리 건강을 개념화함으로써 통합적 관점에서 심리 건강을 측정하였다. 셋째, 본 연구에서는 완벽주의의 다차원적 속성 중 부적응적 완벽주의가 자기은폐와 관련이 있으며 동시에 이 둘이 안녕과 증상에 영향을 미친다는 증거를 제공하였다. 완벽주의와 자기은폐 및 심리 건강과의 관련성에 대한 연구의 필요성을 제기하고 변인들 간의 기능을 이해하는데 보다 더 타당한 설명을 제공할 수 있을 것으로 기대된다. 넷째, 개인의 심리 건강을 증진시키는 것은 임상 영역에서 중요한 주제이다. 연구 결과 누구에도 말하지 못하는 자신에 대한 비밀을 지키려고 하는 인지적 노력, 실제보다 과도하게 인지함으로써 야기 되는 부적응적 완벽주의로 인해 기본 심리 욕구 만족이 저해되어 결국 심리 건강이 나빠질 것으로 생각된다. 이러한 결과는 심리 치료 장면에서 유용한 정보가 될 것이다.

마지막으로 본 연구의 제한점 및 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 일일 상태 측정의 경우 참여자가 모두 대학생이었기 때문에 일반화하는데 어려움이 있다. 추후 청소년부터 일반 성인까지 다양한 연령 및 직업을 가진 대상을 고려하여 연구 결과를 확증할 필요가 있다. 둘째, 본 연구에서는 변인을 측정하기 위해 자기보고식 질문지를 사용하였다. 이러한 자기보고식 질문지를 사용하는 경우 응답자들이 방어적이거나 사회적 바람직성에 따라 긍정인상을 주려는 시도를 할 가능성이 있다. 따라서 검사태도를 선별할 수 있는 추가 문항을 설문지에 포함하면 연구의 신뢰도를 높이는데 도움이 될 것으로 생각된다. 셋째, 본 연구에서는 기본 심리 욕구 만족을 매개로 하여 심리 건강에 영향을 미치는 변인으로 부정적 속성을 가진 독립변인만을 고려하였다. 기본 심리 욕구 만족을 충족하게 함으로써 심리건강을 높이는 긍정적인 심리 변인들이 모형에 적용되는지 검증해 보는 것은 향후 연구에서 흥미로운 주제가 될 것이다.