# 핵심 요약 이 연구는 청소년기 narcissism(자기애)이 왜 시간에 걸쳐 유지되는지를 social comparison(사회비교)과 temporal comparison(시간비교)이라는 자기조절 과정으로 설명하고자 했다. 저자들은 자기애가 높은 청소년이 자신을 타인보다 우월하게 보는 downward social comparison(하향 사회비교)과 현재의 자신을 과거의 자신보다 낫게 보는 downward temporal comparison(하향 시간비교)을 모두 더 자주 하지만, 타인에 대한 우월성을 직접 부각하는 하향 사회비교만 자기애의 순위 안정성을 매개할 것이라고 가정했다. 네덜란드 중등학교의 11–15세 청소년을 대상으로 한 횡단 연구 Study 1과 5일간 daily diary 및 3개월 추적조사를 결합한 Study 2에서, 자기애는 두 종류의 하향 비교와 모두 정적으로 관련되었다. 그러나 종단적으로는 하향 사회비교만 기저선 자기애와 3개월 후 자기애의 관계를 부분 매개했다. 자기존중감이 높은 청소년은 주로 상향 비교를 덜 했으며, 그중 upward social comparison(상향 사회비교)의 감소만 자기존중감의 3개월 안정성을 매개했다. 저자들은 청소년기 자기애가 단순히 현실 경험에 의해 약화되는 것이 아니라, 자신을 타인보다 낫게 보는 반복적인 사회비교를 통해 능동적으로 유지될 수 있다고 결론지었다. # 연구의 성격과 공개성 원고는 2024년 7월 12일자 초안으로, 아직 동료평가를 받거나 출판되지 않았으며 공식 기록 문서가 아니라고 명시되어 있다. 두 연구 모두 사전등록되지 않았다. 연구 자료, 프로토콜, 코드북, 데이터와 분석 코드는 OSF에 공개되어 있다. 연구비 제공자는 연구 설계, 자료 수집·분석·해석, 원고 작성 및 투고 결정에 관여하지 않았다. # 청소년기 비교 환경과 자기애의 유지라는 연구 문제 저자들은 현대 청소년이 사회비교 정보에 지속해서 노출된다는 점에서 논의를 시작한다. 학교에서는 규준화된 성적과 성적 경쟁을 경험하고, 소셜미디어에서는 타인의 성취뿐 아니라 좋아요, 공유, 팔로워 수와 같은 수치화된 평가 정보에 노출된다. 이러한 환경은 유능감과 사회적 지위 정보에 민감해지는 청소년기의 발달 특성과 맞물린다. 초등학교 말부터 청소년은 외모, 운동능력, 지적 능력 등 자신이 중요하게 여기는 특성에서 타인보다 우월하거나 열등한지를 평가하기 위해 비교 정보를 자주 찾는다. 중등학교 진학 후에는 새로 형성된 또래집단 안에서 자신의 위치를 판단해야 하며, 표준화 시험, 학업 순위, 교육과정 분화와 경쟁이 사회비교를 더 촉진할 수 있다. 자기애는 자신이 타인보다 중요하고 특별하며 더 많은 것을 누릴 자격이 있다는 믿음을 특징으로 하는 성격특성이다. 자기애 수준은 청소년기에 높으며 불안, 우울, 공격성 및 문제적 또래관계와 관련될 수 있지만, 개인 간 자기애 수준의 차이가 발달 과정에서 어떻게 유지되는지는 충분히 알려지지 않았다. 본 연구에서 ‘유지’는 집단 평균이 유지되는 mean-level stability(평균수준 안정성)가 아니라, 어떤 청소년이 계속 또래보다 더 혹은 덜 자기애적인지를 나타내는 rank-order stability(순위 안정성)를 뜻한다. 어떤 심리 과정이 자기애를 유지한다면, 그 과정은 초기 자기애와 이후 자기애 사이의 순위 안정성을 매개해야 한다. # 자기애와 하향 사회비교에 대한 이론적 근거 하향 사회비교는 자신을 타인보다 유리하게 평가하는 비교이다. 저자들은 여러 자기애 이론이 자기애가 높은 사람이 하향 사회비교를 더 자주 할 가능성을 제시한다고 설명한다. Dynamic self-regulatory processing model(역동적 자기조절 처리 모형)은 자기애가 높은 사람이 과대화된 자기관을 유지하기 위해 개인 내·대인 간 전략을 사용한다고 보며, 하향 사회비교가 개인 내 전략 중 하나일 수 있다. Extended agency model(확장된 행위성 모형)은 이들이 우월감과 자부심에서 정서적 고양을 얻는 narcissistic esteem을 추구한다고 본다. Status Pursuit In Narcissism, 즉 SPIN 모형은 자기애의 핵심 동기를 사회적 지위에 대한 우세한 욕구로 설명한다. Self-verification theory(자기검증 이론)에 따르면 사람은 기존 자기관과 일치하는 정보를 찾고 받아들이므로, 자기애가 높은 사람에게는 자신이 타인보다 낫다는 정보가 자기관을 검증해 준다. 성인 연구에서는 자기애가 높은 사람이 자신을 평균 이상으로 보거나 하향 사회비교를 더 자주 한다는 상관 및 일상기록 증거가 있었다. Narcissistic Personality Disorder가 있는 성인은 타인을 깔보거나 자신이 타인보다 낫다는 믿음을 고수하고, 자기정의를 위해 타인을 과도하게 참조하는 것으로 기술된다. 그러나 청소년에서 이러한 관계와 그 종단적 역할은 직접 검증되지 않았다. 저자들은 하향 사회비교를 할 때 청소년이 자신과 타인 사이의 유리한 격차를 지각하고, 이 격차가 과대화된 자기관을 강화하며 격차를 유지하거나 확대하기 위한 경쟁을 촉발할 수 있다고 보았다. 선행 실험에서는 하향 사회비교가 아동·청소년의 자부심을 높이고 자기향상보다 타인에 대한 우월성을 원하게 했으며, 일상기록 연구에서도 하향 사회비교를 더 많이 한 날에 자부심과 우월성 욕구가 더 높았다. 자부심과 타인보다 우월해지고자 하는 욕구가 자기애의 중심 특징이므로, 하향 사회비교가 자기애의 시간적 유지를 매개할 수 있다는 것이 핵심 가설이었다. # 시간비교는 자기애와 관련되지만 유지 기제는 아닐 수 있다는 예측 시간비교는 타인이 아니라 서로 다른 시점의 자기 자신을 비교하는 과정이다. 하향 시간비교는 현재의 자신을 과거의 자신보다 낫게 보는 것이고, upward temporal comparison(상향 시간비교)은 현재의 자신이 과거보다 못해졌다고 보는 것이다. 선행 연구에 따르면 시간비교는 사회비교보다 더 빈번할 수 있고, 사회비교 정보가 उपलब्ध한 상황에서도 자주 일어나며, 청소년기에도 흔하다. 저자들은 자기애가 높은 청소년도 하향 시간비교를 자주 할 것으로 보았다. 역동적 자기조절 처리 모형에 따르면 자기애가 높은 사람은 현재의 자신을 더 긍정적으로 보기 위해 과거의 자신을 재구성할 수 있다. Temporal self-appraisal theory(시간적 자기평가 이론)도 사람들이 현재 자기를 긍정적으로 만들기 위해 과거 자기를 평가절하할 수 있다고 제안한다. 하향 시간비교가 청소년의 자부심을 높인다는 선행 결과를 고려하면, 자기애가 높은 청소년이 자기고양을 위해 이런 비교를 사용할 수 있다. 그러나 하향 시간비교는 자기애를 유지하지 않을 것으로 예측했다. 이 비교는 타인보다 자신의 과거를 기준으로 하므로 타인과의 경쟁이 아니라 자기 자신과의 경쟁을 유도하고, 개인 특성이 변화 가능하다는 점과 시간에 따른 향상에 주의를 돌리게 할 수 있다. 선행 실험에서 하향 시간비교는 우월성 목표를 촉발하지 않고 자기향상 욕구, 진전감과 통찰을 높였다. 일상기록 연구에서도 하향 시간비교가 많은 날에는 자부심이 높았지만 우월성보다 향상 목표를 더 채택했고 타인과의 유대감도 높았다. 따라서 하향 시간비교는 순간적인 긍정 정서를 줄 수 있어도 타인에 대한 우월감이라는 자기애적 성향을 장기적으로 강화하지 않을 것으로 보았다. # 자기애와 자기존중감의 구분 및 가설 저자들은 narcissism과 self-esteem(자기존중감)을 분리해야 한다고 강조한다. 두 구성개념 모두 긍정적 자기평가를 포함하지만 개념적·경험적으로 구별되며, 청소년기 상관은 약한 정적 수준이다. 자기애가 높은 청소년은 자신을 타인보다 우월하다고 보지만 반드시 가치 있는 사람이라고 느끼는 것은 아니다. 반대로 자기존중감이 높은 청소년은 자신을 가치 있다고 보지만 반드시 타인보다 우월하다고 여기지는 않는다. 저자들은 자기애가 주로 self-enhancement(자기고양), 즉 자신에 관한 긍정적 정보를 찾고 수용하려는 동기와 연결되는 반면, 높은 자기존중감은 self-protection(자기보호), 즉 부정적 자기정보를 피하려는 동기와 더 관련될 수 있다고 설명한다. 따라서 자기존중감이 높은 청소년은 하향 사회·시간비교를 특별히 더 많이 하기보다 상향 비교를 덜 할 것으로 예상했다. 성인 연구에서도 자기존중감이 높은 사람은 하향 사회비교를 더 많이 하지는 않았지만 상향 사회비교를 덜 했다. 반대로 자기존중감이 낮은 청소년은 부정적 자기관을 검증하는 상향 비교 정보를 찾고 받아들일 수 있으며, 사회·시간 상향 비교가 자부심을 낮추고 수치심을 유발한다는 실험 결과를 고려하면 이러한 비교가 낮은 자기존중감을 유지할 수 있다. 이에 따라 연구의 사전 이론적 예측은 두 가지였다. 첫째, 자기애가 높은 청소년은 하향 사회비교와 하향 시간비교를 더 많이 하되, 하향 사회비교만 자기애의 순위 안정성을 매개할 것이다. 둘째, 자기존중감이 높은 청소년은 상향 사회비교와 상향 시간비교를 덜 하며, 이 두 상향 비교의 감소가 자기존중감의 순위 안정성을 매개할 것이다. # Study 1: 자기애·자기존중감과 비교 성향의 횡단적 관계 ## 참가자와 절차 Study 1은 네덜란드에 거주하는 11–15세 청소년 382명을 대상으로 했다. 여학생은 53.7%였고, 평균 연령은 12.46세, SD = 1.23이었으며, 97.1%가 네덜란드계였다. 자료는 2017년 2월부터 7월까지 중하층에서 중상층 가정을 포괄하는 네덜란드 중등학교에서 수집되었다. 적극적 부모 동의율은 67%였고 모든 절차는 소속 기관 연구윤리심의 승인을 받았다. 참가자는 교실에서 설문을 작성했다. 선행 연구의 효과크기 |ρ| = 0.18, 양측 α = .05, 검정력 .80을 기준으로 G*Power 분석을 실시했을 때 필요한 표본은 237명이었다. 부모 동의율을 사전에 알 수 없었기 때문에 이를 초과 모집했다. 분석은 양측검정 α = .05를 사용했다. ## 측정 모든 문항은 0점인 ‘전혀 그렇지 않다’부터 3점인 ‘완전히 그렇다’까지의 4점 척도로 평가했고, 척도별 문항 평균을 사용했다. - 자기애는 10문항 Childhood Narcissism Scale로 측정했다. 예시 문항은 ‘나는 매우 특별한 사람이다’, ‘나 같은 아이는 특별히 더 많은 것을 받을 자격이 있다’였다. M = 1.13, SD = 0.47, Cronbach’s α = .78이었다. - 자기존중감은 10문항 Rosenberg Self-Esteem Scale로 측정했다. 예시 문항은 ‘전반적으로 나는 나 자신에게 만족한다’, ‘나는 여러 좋은 자질을 지니고 있다고 느낀다’였다. 부정문항 5개를 역채점했다. 본문에는 M = 2.73, SD = 0.46, α = .81로 제시되지만 보충표 S2에는 M = 2.23, SD = 0.46으로 기재되어 있다. - 비교 성향은 본 연구를 위해 구성한 Social and Temporal Comparison Tendencies Scale로 측정했다. 각 유형당 3문항이었다. 하향 사회비교의 예시는 ‘나는 내가 반 친구들보다 어떻게 더 나은지를 자주 생각한다’였고 M = 0.82, SD = 0.65, α = .84였다. 상향 사회비교는 ‘나는 내가 반 친구들보다 어떻게 더 못하는지를 자주 생각한다’였고 M = 0.74, SD = 0.67, α = .86이었다. 하향 시간비교는 ‘나는 어렸을 때보다 지금 어떻게 더 나아졌는지를 자주 생각한다’였고 M = 1.38, SD = 0.78, α = .80이었다. 상향 시간비교는 ‘나는 어렸을 때보다 지금 어떻게 더 못해졌는지를 자주 생각한다’였고 본문 기준 M = 0.57, SD = 0.64, α = .83이었다. 보충분석의 CFA에서는 비교 유형별 잠재요인 네 개를 설정하고 요인 간 공분산을 허용했다. 비교척도를 완료하지 않은 23명을 제외한 N = 359에서 모형 적합도는 χ²(48) = 149.298, p < .001, RMSEA = .077, 90% CI [.063, .091], CFI = .948, TLI = .928, SRMR = .039였다. 하향 사회비교 3문항의 표준화 적재치는 .73, .84, .82, 상향 사회비교는 .80, .84, .81, 하향 시간비교는 .73, .78, .73, 상향 시간비교는 .78, .76, .84였다. ## 예비분석 하향 사회비교에서 4개, 상향 사회비교에서 6개, 상향 시간비교에서 4개의 단변량 이상치가 있었고 모두 z > 3.29였다. 자기존중감에는 z < −3.29인 이상치 2개가 있었다. 그러나 Cook’s distance가 모두 1 미만이었고 이상치를 제외해도 결과 패턴이 달라지지 않아, 저자들은 이상치를 포함한 분석을 보고했다. 기저 상관에서 자기애와 자기존중감은 약한 정적 상관을 보였다. 보충표 S2의 값은 r = .18, p < .001이었다. ## 자기애와 비교 성향 가설대로 자기애는 하향 사회비교와 강한 정적 상관을 보였다, r(375) = .56, p < .001. 자기애가 높은 청소년일수록 자신이 반 친구보다 낫다고 생각하는 경향이 컸다. 자기애는 하향 시간비교와도 정적으로 관련되었다, r(375) = .26, p < .001. 즉 자기애가 높을수록 현재 자신이 과거보다 나아졌다고 생각하는 경향도 컸다. 자기애와 상향 사회비교의 관계는 기본 분석에서 유의하지 않았다, r(361) = .09, p = .095. 반면 예상과 달리 자기애는 상향 시간비교와도 정적으로 관련되었다, r(361) = .17, p = .001. 따라서 횡단적으로 자기애가 높은 청소년은 두 종류의 하향 비교를 더 많이 했고, 과거보다 현재가 못해졌다고 보는 상향 시간비교도 다소 더 많이 보고했다. ## 자기존중감과 비교 성향 가설대로 자기존중감은 상향 사회비교와 강한 부적 상관을 보였다, r(361) = −.53, p < .001. 자기존중감이 높은 청소년일수록 자신이 반 친구보다 못하다고 생각하는 경향이 적었다. 자기존중감은 상향 시간비교와도 부적으로 관련되었다, r(361) = −.30, p < .001. 즉 자기존중감이 높을수록 자신이 과거보다 못해졌다는 비교를 덜 했다. 자기존중감은 하향 사회비교와 관련되지 않았고, r(375) = −.01, p = .847, 하향 시간비교와도 관련되지 않았다, r(375) = −.03, p = .502. 이는 자기존중감이 높은 청소년이 긍정적 비교를 더 많이 하기보다 부정적인 상향 비교를 덜 한다는 예측에 부합했다. ## 연령과 성별을 통제한 견고성 분석 연령과 성별을 동시에 통제한 편상관에서도 대부분의 결론이 유지되었다. 자기애와 하향 사회비교의 편상관은 .527, p < .001, 하향 시간비교는 .205, p < .001, 상향 시간비교는 .170, p < .01이었다. 기본 분석에서 유의하지 않았던 자기애와 상향 사회비교의 관계는 통제 후 유의해졌다, r = .109, p = .039. 자기존중감과 하향 사회비교의 편상관은 −.061, 하향 시간비교는 −.084로 유의하지 않았고, 상향 사회비교는 −.527, p < .001, 상향 시간비교는 −.320, p < .001로 유의했다. ## Study 1의 해석 저자들은 이 결과를 자기애가 높은 청소년이 성인 자기애 연구에서와 마찬가지로 타인에 대한 하향 사회비교를 더 많이 하며, 동시에 과거 자기와의 하향 시간비교도 더 많이 한다는 초기 증거로 해석했다. 이 패턴은 높은 자기존중감과 구별되었다. 자기존중감이 높은 청소년은 하향 비교를 더 많이 하지 않았고, 대신 사회적·시간적 상향 비교를 덜 했다. # Study 2: 일상 비교가 3개월 자기애와 자기존중감 안정성을 매개하는가 ## 설계와 참가자 Study 2는 Adolescents’ Social and Temporal Comparisons Study라는 더 큰 종단 프로젝트의 일부였다. North Holland의 중하층부터 중상층 가정을 포괄하는 한 공립 중등학교의 1–3학년 학생 전체가 참여 대상이었다. 적극적 부모 동의율은 58%였다. 학년 시작 1주 후인 2017년 9월 18일 월요일에 389명이 교실에서 기저선 자기애와 자기존중감 설문을 작성했다. 연령 범위는 11–15세, 평균 연령은 12.69세, SD = 0.97이었고 여학생은 41.4%, 네덜란드계는 98.9%였다. 이어 9월 18일부터 22일까지 월요일에서 금요일까지 매일 방과 후 집에서 온라인 daily diary를 작성했다. 약 3개월 뒤인 2017년 12월 19일부터 2018년 1월 1일 사이에 201명이 온라인 추적설문을 완료했다. 추적표본도 11–15세였고 평균 연령은 12.79세, SD = 0.97, 여학생 45.3%, 네덜란드계 100%였다. 간접효과를 위한 Monte Carlo 검정력 분석은 1,000회 반복, random seed = 1234, 95% 신뢰수준, 반복당 20,000 Monte Carlo draws와 N = 389를 사용했다. Figure 1과 Figure 2의 모형을 기준으로 주요 가설의 통계적 검정력은 1이었다. ## 자기애와 자기존중감 측정 각 시점에서 청소년은 ‘지난 3개월 동안’ 자신을 어떻게 지각했는지 보고했다. 자기애는 Study 1과 같은 Childhood Narcissism Scale을 0–3점으로 측정해 문항 평균을 산출했다. 기저선은 M = 1.01, SD = 0.44, α = .79였고, 3개월 추적은 M = 1.02, SD = 0.50, α = .84였다. 자기존중감은 Self-Perception Profile for Children의 6문항 Global Self-Worth 하위척도로 측정했다. 예시 문항은 ‘어떤 아이들은 자신이 어떤 사람인지 좋아한다’였다. 0점인 ‘나는 이런 아이들과 전혀 같지 않다’부터 3점인 ‘나는 이런 아이들과 정확히 같다’까지 평가했으며, ‘어떤 아이들은 자기 자신에 대해 자주 불만족한다’와 같은 부정문항 3개를 역채점했다. 기저선은 M = 2.23, SD = 0.51, α = .82였고, 추적은 M = 2.18, SD = 0.59, α = .84였다. ## 5일간 일상 비교 측정 참가자 부담을 줄이기 위해 비교 유형별로 하루 한 문항을 사용했고, 5일 평균으로 각 개인의 비교 성향 점수를 구성했다. - 하향 사회비교: ‘오늘 학교에서 나는 반 친구들보다 낫다고 생각했다.’ M = 1.40, SD = 0.47, 5일에 걸친 α = .82. - 상향 사회비교: ‘오늘 학교에서 나는 반 친구들보다 못하다고 생각했다.’ M = 1.34, SD = 0.43, α = .74. - 하향 시간비교: ‘오늘 학교에서 나는 얼마 전과 비교해 더 나아졌다고 생각했다.’ M = 2.18, SD = 0.70, α = .84. - 상향 시간비교: ‘오늘 학교에서 나는 얼마 전과 비교해 더 못해졌다고 생각했다.’ M = 1.28, SD = 0.39, α = .78. 모든 일상 문항은 1점인 ‘전혀 그렇지 않다’부터 4점인 ‘완전히 그렇다’까지 평가했다. 보충표 S4에서 비교자료 유효 표본은 사회비교 두 유형이 각각 N = 317, 시간비교 두 유형이 각각 N = 316이었다. ## 종단 매개분석 저자들은 structural equation modeling을 사용해 비교가 자기애와 자기존중감의 순위 안정성을 매개하는지 검증했다. 자기애와 자기존중감에 대해 별도 모형을 적합했으며, 하향·상향 사회비교와 하향·상향 시간비교 네 유형을 한 모형에 동시에 후보 매개변수로 투입했다. 이에 따라 각 비교 유형의 고유 효과를 보수적으로 추정했다. 각 모형은 기저선 자기관이 네 비교 유형을 예측하는 a 경로, 각 비교 유형이 기저선 자기관을 통제한 3개월 후 자기관을 예측하는 b 경로, 네 비교 유형을 통제한 기저선 자기관의 추적 자기관 직접효과, 그리고 a×b 간접효과를 추정했다. 직접효과와 모든 간접효과의 합을 총효과로 정의했다. 표준오차의 견고한 추정을 위해 1,000회 bootstrap을 사용했다. 분석은 R 3.6.2, RStudio 1.2.5033 및 lavaan으로 실시했고 양측 α = .05를 적용했다. ## 결측과 탈락 저자들의 기술에 따르면 Little의 MCAR 검정은 결측 패턴이 완전무작위가 아니라고 나타냈다, χ²(38) = 53.12, p = .053. 추적시점 결측은 기저선 자기애, χ²(1) = 11.508, p = .001, 및 기저선 자기존중감, χ²(1) = 9.935, p = .002에 의해 예측되었으나 비교 점수와는 관련되지 않았다, ps > .106. 추적조사에서 이탈한 청소년은 유지된 청소년보다 기저선 자기애가 높았다, t(384) = 3.84, p < .001. 다만 본문의 별도 비교에서는 이탈 여부가 기저선 자기존중감으로 예측되지 않았다, t(381) = 0.62, p = .54. 저자들은 결측에 두 방식으로 대응했다. 첫째, full information maximum likelihood, 즉 FIML을 사용했다. 둘째, daily diary를 전혀 완료하지 않았거나 기저선 또는 추적 자기애·자기존중감이 결측인 참가자를 제외한 완전사례 분석을 반복했다. 두 방식에서 결과 패턴이 같았기 때문에 검정력을 최대화하는 FIML 결과를 본문에 보고했다. Figure 1의 자기애 모형은 N = 388, Figure 2의 자기존중감 모형은 N = 387이었다. # Study 2 결과: 하향 사회비교만 자기애 안정성을 매개함 기저선 자기애와 기저선 자기존중감은 다시 약한 정적 상관을 보였으며 보충표 S4의 단순상관은 r = .08이었다. 기저선과 추적 자기애의 단순상관은 r = .68, p < .01로 제시되었다. 네 비교 유형을 모두 통제한 상태에서도 기저선 자기애는 3개월 후 자기애를 강하게 예측했다, b = 0.719, β = 0.617, SE = 0.059, p < .001, 95% CI [0.603, 0.836]. 이는 비교과정을 고려한 뒤에도 상당한 직접적 순위 안정성이 남아 있음을 뜻한다. ## 하향 사회비교의 부분 매개 기저선 자기애는 이후 5일간의 하향 사회비교를 정적으로 예측했다, b = 0.306, β = 0.285, SE = 0.058, p < .001, 95% CI [0.197, 0.416]. 자기애가 높은 청소년은 학교생활에서 자신이 반 친구보다 낫다고 더 자주 생각했다. 하향 사회비교는 기저선 자기애를 통제한 뒤에도 3개월 후 자기애를 정적으로 예측했다, b = 0.234, β = 0.215, SE = 0.073, p = .001, 95% CI [0.081, 0.373]. 이에 따라 기저선 자기애가 하향 사회비교를 거쳐 추적 자기애로 이어지는 간접효과가 유의했다, b = 0.072, β = 0.061, SE = 0.026, p = .006, 95% CI [0.021, 0.128]. 저자들은 이를 하향 사회비교가 자기애의 3개월 순위 안정성을 부분 매개하며 자기애를 유지한다는 가설의 지지로 해석했다. ## 상향 사회비교는 자기애를 매개하지 않음 기저선 자기애는 5일간 상향 사회비교를 유의하게 예측하지 않았다, b = 0.085, β = 0.087, SE = 0.050, p = .093, 95% CI [−0.022, 0.183]. 상향 사회비교도 기저선 자기애를 통제한 추적 자기애를 예측하지 않았다, b = −0.048, β = −0.040, SE = 0.073, p = .511, 95% CI [−0.192, 0.094]. 간접효과 역시 유의하지 않았다, b = −0.004, β = −0.003, SE = 0.008, p = .602, 95% CI [−0.022, 0.009]. ## 하향 시간비교는 자기애와 관련되지만 장기 유지를 예측하지 않음 기저선 자기애는 이후 5일의 하향 시간비교를 유의하게 예측했다, b = 0.240, β = 0.151, SE = 0.090, p = .008, 95% CI [0.053, 0.406]. 즉 자기애가 높은 청소년은 자신이 과거보다 나아졌다고 더 자주 생각했으며 Study 1의 횡단 결과가 일상자료에서 재현되었다. 그러나 하향 시간비교는 기저선 자기애를 통제한 3개월 후 자기애를 유의하게 예측하지 않았다, b = 0.043, β = 0.059, SE = 0.041, p = .296, 95% CI [−0.043, 0.117]. 간접효과도 유의하지 않았다, b = 0.010, β = 0.009, SE = 0.011, p = .363, 95% CI [−0.010, 0.036]. 따라서 자기애가 높은 청소년이 하향 시간비교를 더 많이 하더라도, 이 비교는 자기애의 3개월 안정성을 설명하지 않는다는 가설이 지지되었다. ## 상향 시간비교도 자기애를 매개하지 않음 기저선 자기애는 5일간 상향 시간비교를 예측하지 않았다, b = 0.013, β = 0.014, SE = 0.050, p = .799, 95% CI [−0.088, 0.102]. 상향 시간비교도 기저선 자기애를 통제한 추적 자기애와 관련되지 않았다, b = −0.073, β = −0.056, SE = 0.080, p = .359, 95% CI [−0.208, 0.103]. 간접효과는 b = −0.001, β = −0.001, SE = 0.005, p = .859, 95% CI [−0.010, 0.012]로 유의하지 않았다. 기저선 자기애가 추적 자기애에 미치는 모든 직접·간접효과를 합한 총효과는 유의했다, b = 0.796, β = 0.683, SE = 0.056, p < .001, 95% CI [0.687, 0.905]. Figure 1 캡션도 표준화 총효과 β = 0.683, SE = 0.061, p < .001을 제시한다. # Study 2 결과: 자기존중감 안정성은 상향 사회비교 감소가 매개함 기저선과 추적 자기존중감의 단순상관은 r = .72, p < .001이었다. 네 비교 유형을 통제한 직접효과에서도 기저선 자기존중감은 추적 자기존중감을 강하게 예측했다, b = 0.722, β = 0.652, SE = 0.055, p < .001, 95% CI [0.601, 0.824]. ## 하향 사회비교는 자기존중감과 무관함 기저선 자기존중감은 이후 5일간 하향 사회비교를 예측하지 않았다, b = 0.020, β = 0.022, SE = 0.055, p = .713, 95% CI [−0.090, 0.135]. 하향 사회비교도 기저선 자기존중감을 통제한 추적 자기존중감을 예측하지 않았다, b = 0.009, β = 0.008, SE = 0.074, p = .899, 95% CI [−0.136, 0.153]. 간접효과는 b = 0.000, β = 0.000, SE = 0.004, p = .966, 95% CI [−0.007, 0.012]였다. 이는 하향 사회비교가 자기존중감 유지와 관련되지 않는다는 Study 1의 패턴과 일치했다. ## 상향 사회비교의 매개 기저선 자기존중감은 이후 5일간 상향 사회비교를 부적으로 예측했다, b = −0.251, β = −0.295, SE = 0.044, p < .001, 95% CI [−0.333, −0.157]. 자기존중감이 높은 청소년은 자신이 반 친구보다 못하다고 생각하는 일이 더 적었다. 상향 사회비교는 기저선 자기존중감을 통제한 3개월 후 자기존중감을 부적으로 예측했다, b = −0.198, β = −0.152, SE = 0.089, p = .026, 95% CI [−0.379, −0.024]. 두 부적 경로의 곱인 간접효과는 정적이었고 유의했다, b = 0.050, β = 0.045, SE = 0.025, p = .045, 95% CI [0.004, 0.102]. 저자들은 자기존중감이 높은 청소년이 상향 사회비교를 덜 하고, 이러한 비교의 감소가 높은 자기존중감의 3개월 유지를 부분적으로 설명한다고 해석했다. 반대로 표현하면 상향 사회비교가 낮은 자기존중감의 유지를 매개한 것이다. ## 하향 시간비교는 자기존중감을 예측하지 않음 기저선 자기존중감은 예상과 달리 5일간 하향 시간비교를 정적으로 예측했다, b = 0.189, β = 0.137, SE = 0.067, p = .005, 95% CI [0.061, 0.318]. 그러나 하향 시간비교는 기저선 자기존중감을 통제한 추적 자기존중감을 예측하지 않았다, b = −0.004, β = −0.005, SE = 0.054, p = .936, 95% CI [−0.114, 0.101]. 간접효과도 유의하지 않았다, b = −0.001, β = −0.001, SE = 0.011, p = .940, 95% CI [−0.024, 0.022]. ## 상향 시간비교의 감소는 자기존중감을 매개하지 않음 가설대로 기저선 자기존중감은 이후 5일간 상향 시간비교를 부적으로 예측했다, b = −0.207, β = −0.268, SE = 0.040, p < .001, 95% CI [−0.286, −0.131]. 그러나 상향 시간비교는 기저선 자기존중감을 통제한 추적 자기존중감을 예측하지 않았다, b = 0.044, β = 0.031, SE = 0.096, p = .643, 95% CI [−0.167, 0.223]. 따라서 가설과 달리 간접효과도 유의하지 않았다, b = −0.009, β = −0.008, SE = 0.020, p = .644, 95% CI [−0.046, 0.036]. 기저선 자기존중감의 추적 자기존중감에 대한 총효과는 b = 0.762, β = 0.688, SE = 0.052, p < .001, 95% CI [0.655, 0.860]으로 유의했다. Figure 2 캡션도 β = 0.688, SE = 0.053, p < .001로 보고했다. # 비교 유형 간 공분산과 견고성 분석 자기애 다중 매개모형에서 비교 유형 사이의 공분산은 모두 유의했다, ps < .005. 하향 사회–상향 사회비교는 .381, 하향 사회–하향 시간비교는 .401, 하향 사회–상향 시간비교는 .200, 상향 사회–하향 시간비교는 .160, 상향 사회–상향 시간비교는 .441, 하향 시간–상향 시간비교는 .195였다. 자기존중감 모형에서도 모든 비교 유형 사이 공분산이 유의했다, ps < .001. 각각 하향 사회–상향 사회 .423, 하향 사회–하향 시간 .426, 하향 사회–상향 시간 .218, 상향 사회–하향 시간 .237, 상향 사회–상향 시간 .405, 하향 시간–상향 시간 .247이었다. 저자들은 첫째, 비교 유형을 하나씩 별도 매개변수로 투입한 개별 매개모형을 분석했다. 자기애와 자기존중감 모두에서 주된 결론은 유지되었다. 둘째, 연령과 성별을 통제한 네 비교 유형 동시 매개모형과 개별 매개모형을 분석했다. 대부분의 유의·비유의 패턴은 유지되었지만 두 가지 예외가 있었다. 기저선 자기애가 이후 5일의 상향 사회비교를 유의하게 예측하게 되었고, 상향 사회비교가 기저선 자기존중감과 3개월 후 자기존중감의 관계를 매개하는 간접효과는 경계선 수준으로 약화되었다. 다만 자기존중감은 여전히 상향 사회비교를 유의하게 부적으로 예측했고, 상향 사회비교도 추적 자기존중감을 유의하게 부적으로 예측했다. 보충표 S5의 연령·성별 통제 개별 모형에서 자기애의 하향 사회비교 경로는 a 경로 β = .266, p < .001, b 경로 β = .208, p < .001, 간접효과 β = .055, p = .006, 총효과 β = .654, p < .001이었다. 상향 사회비교에서는 기저선 자기애의 a 경로가 β = .110, p = .044로 유의해졌지만 b 경로는 β = .025, p = .671, 간접효과는 β = .003, p = .719로 유의하지 않았다. 하향 시간비교에서는 a 경로 β = .134, p = .024, b 경로 β = .121, p = .053, 간접효과 β = .016, p = .170이었다. 상향 시간비교에서는 a 경로 β = .045, p = .399, b 경로 β = −.009, p = .882, 간접효과 β ≈ 0, p = .924였다. 자기존중감의 통제 개별 모형에서 하향 사회비교의 a 경로는 β = .012, p = .834, b 경로는 β = −.047, p = .423, 간접효과는 β = −.001, p = .891이었다. 상향 사회비교의 a 경로는 β = −.274, p < .001, b 경로는 β = −.129, p = .035였지만 간접효과는 β = .035, p = .063으로 경계선 수준이었다. 하향 시간비교에서는 a 경로 β = .111, p = .040, b 경로 β = −.047, p = .417, 간접효과 β = −.005, p = .493이었다. 상향 시간비교에서는 a 경로 β = −.241, p < .001, b 경로 β = −.016, p = .788, 간접효과 β = .004, p = .795였다. # 일반 고찰: 사회비교가 자기애를 유지하는 방식 두 연구를 종합하면, 자기애가 높은 청소년은 타인보다 자신이 낫다는 하향 사회비교와 과거보다 현재 자신이 낫다는 하향 시간비교를 모두 더 자주 한다. 그러나 3개월 뒤 자기애를 예측한 것은 하향 사회비교뿐이었다. 저자들은 이를 청소년기 자기애가 현실의 실패, 배제, 거절에 노출되면서 자연스럽게 사라지는 것이 아니라, 자기애가 높은 청소년이 자신의 우월한 자기관을 유지하는 정보를 능동적으로 생성·선택하는 자기조절 과정으로 해석했다. 이는 자기애를 고정된 자기평가가 아니라 지속적인 자기조절 과정으로 보는 역동적 자기조절 모형, 확장된 행위성 모형 및 SPIN 모형과 일치한다. 하향 사회비교를 반복하면 청소년은 자신과 타인 사이에서 자신에게 유리한 차이를 자주 발견하고, 자신이 안정적으로 우월한 특성을 가졌다고 결론 내릴 수 있다. 이러한 비교는 ‘나는 타인보다 낫다’라는 자기애적 믿음과 ‘나는 타인보다 더 나아야 한다’라는 우월성 동기를 함께 강화할 수 있다. 저자들은 이러한 과정이 자기애가 아직 발달 중이고 유능감과 사회적 지위 단서에 대한 민감성이 높은 청소년기에 특히 중요할 수 있다고 보았다. # 시간비교의 의미 연구는 상대적으로 덜 연구된 시간비교의 역할도 보여주었다. 자기애가 높은 청소년은 자신이 향상되었다고 자주 생각했으므로 타인뿐 아니라 과거의 자신도 평가절하하는 경향을 보였다. 저자들은 이를 자기애가 높은 사람은 스스로를 완벽하다고 생각하므로 향상을 상상하지 않을 것이라는 통념에 도전하는 결과로 설명한다. 완벽하다면 더 좋아질 수 없어야 하지만, 실제로는 자기애가 높은 청소년도 과거보다 현재가 나아졌다고 생각했다. 그럼에도 하향 시간비교는 자기애를 유지하지 않았다. 선행 실험과 일상기록 연구에서 이 비교는 자부심을 높였지만 타인보다 우월하다는 믿음이나 우월성 목표를 촉발하지 않고 자기향상 욕구와 진전감을 높였다. 본 종단자료에서도 하향 시간비교는 3개월 뒤 자기존중감 증가를 예측하지 않았다. 저자들은 시간비교가 순간적으로 자신에 대해 좋은 기분을 느끼게 할 수는 있지만 장기적인 전반적 자기 가치감의 변화를 만들지는 않는 것으로 해석했다. # 자기애와 자기존중감의 서로 다른 비교 전략 자기애와 자기존중감은 두 연구에서 약한 정적 관계만 보였고, 비교와의 관계는 뚜렷하게 달랐다. 자기애가 높은 청소년은 하향 비교를 더 많이 했고, 자기존중감이 높은 청소년은 상향 비교를 덜 했다. 저자들은 이 차이가 자기애에서는 긍정적 자기정보를 적극적으로 찾는 자기고양 동기가, 높은 자기존중감에서는 부정적 자기정보를 피하는 자기보호 동기가 상대적으로 더 중요하기 때문일 수 있다고 설명한다. 특히 자기애와 하향 사회비교의 관계는 사회관계를 zero-sum game(제로섬 게임)으로 보는 관점, 즉 자기가 우월하려면 타인은 열등해야 한다는 경쟁적 사회관을 반영할 수 있다. 반면 자기존중감의 안정성은 자신이 타인보다 우월하다는 생각을 더 많이 하는 것보다, 자신이 타인보다 못하다는 생각을 피하는 것과 관련되었다. # 일반화 범위 저자들은 두 가지 일반화 제약을 명시했다. 첫째, 연구는 자기애와 자기존중감이 변화 중이고 사회·시간비교가 흔한 청소년기에 집중했다. 발달 후기에는 이러한 비교가 자기관 유지에 덜 중요할 수 있으므로 다른 연령집단으로 결과를 바로 일반화할 수 없다. 둘째, 연구는 서구사회인 네덜란드에서 수행되었다. 비서구 문화에서는 사회비교가 타인에 대한 우월성을 확인하기보다 자기향상을 위한 도구로 간주되는 경우가 많으므로, 사회비교가 자기애에서 덜 중심적일 수 있다. 따라서 다른 문화에도 결과를 직접 일반화할 수 없다고 밝혔다. # 개입에 대한 저자들의 함의 자기존중감을 높이는 근거기반 개입은 존재하지만 자기애를 낮추는 방법은 충분히 알려지지 않았다. 저자들은 사회비교가 변화 가능한 발달기제로서 자기애를 줄이는 개입의 표적이 될 수 있다고 제안한다. 특히 중등학교에는 성적과 경쟁 등 사회비교 정보가 편재하므로, 개입은 청소년의 초점을 타인과의 비교에서 시간에 따른 자기향상 비교로 이동시킬 수 있다. 예를 들어 성적표와 피드백에서 또래 순위보다 개인의 향상 궤적을 두드러지게 제시할 수 있다. 저자들은 이러한 전략의 자기애와 자기존중감에 대한 장기 효과를 검증해야 하며, 이 연구가 인과성을 확립하는 동시에 실제 개입 설계에 정보를 줄 수 있다고 보았다. # 저자들이 제시한 강점, 한계와 후속 연구 저자들이 제시한 강점은 횡단 연구와 daily diary를 포함한 종단 연구를 결합한 다중방법 설계, 청소년기라는 핵심 발달시기에 대한 집중, 그리고 사회비교와 시간비교가 자기관의 발달적 유지에 서로 다른 역할을 한다는 새로운 제안이다. 첫 번째 한계는 횡단 및 종단 관찰설계가 인과성을 입증할 수 없다는 점이다. 저자들은 비교를 실험적으로 조작하고 자기애와 자기존중감에 대한 장기 효과를 조사해야 한다고 제안했다. 두 번째로 종단기간이 3개월에 불과했다. 사회비교 효과가 더 오래 지속되거나 시간이 지나며 확대될 수 있으므로, 자기애와 자기존중감을 수년에 걸쳐 추적해야 한다. 세 번째로 자기애를 단일 구성개념으로 측정해 agentic feature와 antagonistic feature를 분리하지 않았다. 성인에서는 두 특징이 사회비교와 비슷한 정도로 관련된다는 연구가 있으므로, 청소년에서도 이를 검증할 필요가 있다. 저자들은 자기애가 높은 사람이 변화에 저항하고 치료를 조기에 중단하는 경향과 시간비교를 연결한 후속 질문도 제시했다. 흔한 설명은 이들이 자신을 이미 완벽하다고 믿어 향상이 바람직하지도 가능하지도 않다고 생각한다는 것이지만, 시간비교는 향상이 바람직하고 즐거울 수 있음을 깨닫게 할 가능성이 있다. 시간비교가 청소년의 자기향상 욕구를 높이고 growth mindset(성장 마인드셋)을 가진 사람이 자주 사용한다는 선행 결과에 근거해, 시간비교가 자기애가 높은 사람의 변화 저항을 낮출 수 있는지 연구해야 한다고 제안했다. 또한 자기애가 높은 사람이 사회비교 성향을 어떻게 습득하는지도 후속 질문으로 제시했다. 한 가능성은 부모가 앞서 나가고 돋보이는 것을 강조하는 환경이다. 자기애가 높은 아동의 부모는 자녀가 두드러지고 앞서기를 원하며, 흔하지 않은 이름을 지어주거나 행위적 성취를 자주 칭찬하는 경향이 있다. 정신생리 연구에서는 이러한 부모가 자녀의 지위 상승과 하락에 빠르고 미묘하며 자동적인 정서 반응을 보이는 것으로 나타났고, 저자들은 이러한 민감성이 자녀에게 전달될 수 있다고 설명했다. 향후 연구는 그 사회화 기제를 규명해야 한다. 마지막으로 비교가 자기관의 사회경제적 격차에 기여하는지도 제기했다. 사회경제적 지위가 높은 청소년은 자기애와 자기존중감이 모두 더 높은 경향이 있는데, 이들이 하향 사회비교를 더 많이 하고 상향 사회비교를 덜 하기 때문일 수 있다. 높은 사회경제적 지위의 가정에서는 입학 면접을 준비시키거나 경쟁 중심의 과외활동에 참여시키는 방식으로 자녀의 경쟁 성향을 양성할 수 있다. 저자들은 이러한 경쟁 강조가 사회비교 정보에 대한 관심을 키우고 자기관의 사회경제적 격차에 기여하는지 검증할 필요가 있다고 밝혔다. # 결론 청소년기는 자기애 수준이 상승하는 시기이며, 자기애가 높은 청소년은 일상에서 자신이 타인보다 낫다는 하향 사회비교와 과거의 자신보다 나아졌다는 하향 시간비교를 모두 더 많이 한다. 그러나 자기애의 시간적 유지를 설명한 것은 하향 사회비교뿐이었다. 하향 시간비교는 자기애와 관련되지만 타인에 대한 우월성을 직접 강화하지 않아 3개월 후 자기애를 예측하지 않았다. 자기존중감 역시 하향 비교가 아니라 상향 사회비교를 덜 하는 과정을 통해 유지되었다. 저자들은 사회비교 기회가 편재한 서구사회의 문화적 관행이 청소년의 자기관 발달, 특히 자기애의 유지에 관여할 수 있다고 결론지었다.

Better Than You or Who I Used to Be: Social Comparison, but Not Temporal Comparison, Maintains Narcissism in Adolescence