데이팅 애플리케이션에서의 기만적 자기표현의 다차원적 구조와 주관적 인식에 대한 연구

Ⅰ. 서 론

소셜미디어가 이용자 상호작용의 중요한 채널로 자리 잡으면서, 온라인 환경에서 개인이 자신을 어떻게 표현하는가, 특히 소셜미디어에서 기만적 성격을 지닌 자기 이미지를 어떻게 나타내는가의 문제는 점차 학계의 핵심적인 연구 주제로 부상하고 있다[1],[2]. 관련 연구에 따르면 컴퓨터 매개 커뮤니케이션(Computer-Mediated Communication, CMC)의 확산은 개인이 자기 정보를 구성하고 관리하는 과정에 대한 통제력을 강화하여, 개인 이미지를 제시하는 방식에서 보다 높은 자유성과 유연성을 가능하게 한다[3]. 이러한 매체 환경에서는 개인 정보를 의도적으로 조작하거나 수정하는 것이 더욱 용이해졌으며[4], 소셜 플랫폼에서 온라인 기만적 자기표현은 점차 보편적으로 나타나는 현상이 되었다[5]. 또한 조작되거나 수정될 수 있는 자기 정보의 유형 역시 점차 다양해지고 있다.

그러나 기만적 자기표현에 대한 논의가 이미 상당히 축적되어 있음에도 불구하고, 기존 연구들은 이 현상을 대체로 단일 차원의 행동으로 간주하여 개인이 기만적 자기표현을 수행하는 전반적인 수준에 초점을 맞추는 경향을 보여 왔다. 이에 따라 서로 다른 유형의 기만적 자기표현을 구분하여 분석한 연구는 상대적으로 제한적이다[6]. 일부 연구에서는 이용자가 서로 다른 정보 범주에서 보이는 기만적 행동, 예를 들어 셀피를 편집하거나, 자신의 실제 가치관과 일치하지 않는 가치관을 제시하거나, 사회경제적 지위에 대해 기만적으로 자신을 나타내는 행위 등을 탐색한 바 있다[7]-[9]. 그러나 이러한 서로 다른 행동들이 통계적으로 안정적이며 서로 구분되는 잠재적 차원을 형성하는지에 대해서는 아직 체계적인 검증이 충분히 이루어지지 않았다. 실제로 서로 다른 유형의 기만적 자기표현은 종종 서로 다른 동기와 관련되며, 이러한 동기는 해당 행동에 대한 사회적 평가와 수용 가능성에도 영향을 미칠 수 있다[6]. 따라서 구조적 관점에서 서로 다른 유형의 기만적 자기표현을 구분하는 것은 이러한 행동을 보다 심층적으로 이해하는 데 중요한 의미를 가진다.

데이팅 애플리케이션의 빠른 확산과 함께 전 세계 데이팅 애플리케이션 이용자 수는 2024년에 약 3억 6,400만 명에 이르렀다[10]. 이러한 온라인 상호작용 환경의 확대 속에서 이용자들은 개인 프로필을 통해 인상 관리를 수행하는 데 점점 더 의존하게 되었으며, 이에 따라 온라인 자기표현과 그 진실성 문제 역시 더욱 중요한 연구 주제로 부상하고 있다[11]. 특히 다양한 온라인 상호작용 환경 가운데 데이팅 애플리케이션은 친밀한 관계 형성을 핵심 목표로 하는 플랫폼이라는 점에서, 그 자기표현의 맥락이 일반적인 소셜 플랫폼과 구별되는 특징을 지닌다[12]. 데이팅 애플리케이션에서 이용자는 온라인 프로필을 통해 잠재적 파트너의 관심을 끌고 호감을 얻어야 하며[13],[14], 동시에 제한된 개인 정보를 바탕으로 ‘가장 완벽한 자아’와 ‘가장 진실한 자아’ 사이의 균형을 유지해야 한다[15],[16]. 이처럼 매력성과 진실성에 대한 요구가 동시에 존재하는 상호작용 환경은 데이팅 애플리케이션에서의 자기표현이 보다 복잡한 인상 관리 요구에 직면하게 만든다[4]. 따라서 데이팅 애플리케이션에서 나타나는 온라인 기만적 자기표현은 다른 소셜 플랫폼과는 다른 행위적 구조적 특성을 가질 가능성이 있으며, 서로 다른 유형의 기만적 자기표현은 상호작용 과정에서 서로 다른 역할을 수행할 수 있다.

또한 기만적 자기표현은 단순한 행동적 표현에 그치지 않으며, 개인이 자신의 행동을 인지적 차원에서 어떻게 이해하고 평가하는가와도 밀접하게 관련된다. 기만적 자기표현은 이상화된 자기표현과 표현 방식에서 일정한 유사성을 지니며, 개인이 잠재적으로 비도덕적인 행동을 스스로 정당화하려는 경향을 가질 수 있기 때문에[1],[17], 객관적으로는 기만에 해당하는 행동이라 하더라도 주관적 차원에서는 반드시 ‘기만’으로 인식되지 않을 수 있다[18]. 다시 말해, 행동 차원의 기만과 개인이 주관적으로 인식하는 기만 사이에는 단순한 대응 관계가 존재하지 않을 가능성이 있다. 특히 데이팅 애플리케이션 맥락에서 서로 다른 유형의 기만적 자기표현은 행동 양식, 사회적 수용 가능성, 그리고 잠재적 관계 위험 측면에서 차이를 보일 수 있으며[6], 이러한 차이는 개인이 관련 행동을 기만으로 인식하는 과정에도 영향을 미칠 수 있다. 이러한 논의는 또 하나의 중요한 질문을 제기한다. 즉 서로 다른 유형의 온라인 기만적 자기표현이 어느 정도까지 개인에게 기만으로 주관적으로 인식되는가 하는 문제이다.

그러나 기존 연구는 일반적인 소셜미디어 환경을 중심으로 이루어져 왔으며, 친밀한 관계 형성을 핵심 목표로 하는 데이팅 애플리케이션 맥락에서 온라인 기만적 자기표현의 잠재적 구조뿐만 아니라, 서로 다른 기만적 자기표현 유형이 지각된 기만적 자기표현과 어떻게 관련되는지에 대한 논의는 상대적으로 제한적이다.

이상의 논의를 바탕으로 본 연구는 데이팅 애플리케이션 이용 맥락을 배경으로 온라인 기만적 자기표현을 체계적으로 고찰하고자 한다. 구체적으로 본 연구는 먼저 데이팅 애플리케이션 맥락에서 나타나는 온라인 기만적 자기표현의 잠재적 행위 유형을 식별하고, 이어서 서로 다른 유형의 행동이 지각된 기만적 자기표현을 설명하는 과정에서 어떠한 차별적 역할을 하는지를 분석한다. 온라인 기만적 자기표현의 행위적 차원과 이용자가 주관적으로 인식하는 심리적 차원 사이의 관계를 함께 검토함으로써, 본 연구는 온라인 기만적 자기표현의 다차원적 구조와 그 지각 차이에 대한 이해를 심화하고, 관련 연구에 보다 구조적인 경험적 근거와 이론적 시사점을 제공하는 것을 목적으로 한다. 특히 본 연구는 데이팅 애플리케이션이라는 로맨틱 상호작용 맥락에서 온라인 기만적 자기표현의 구조와 지각된 기만적 자기표현 간의 관계를 실증적으로 검증한다는 점에서 기존 연구를 확장한다.

Ⅱ. 이론적 논의

Ⅲ. 연구방법

본 연구는 온라인 설문조사를 통해 자료를 수집하였으며, SPSS 27.0과 Mplus 8.3을 사용하여 통계분석을 실시하였다. 구체적으로 SPSS 27.0은 기술통계분석, 신뢰도 분석, 탐색적 요인분석, Pearson 상관분석, 공통방법편의 검증 및 위계적 다중선형회귀분석에 사용하였으며, Mplus 8.3은 확인적 요인분석에 사용하였다.

3-1 연구대상

본 연구에서 제시한 연구 문제를 검증하기 위해, 본 연구의 조사 대상은 데이팅 애플리케이션 사용 경험이 있는 성인 이용자로 설정하였다. 여기에는 친밀한 관계의 형성이나 발전을 주요 목적으로 하지 않는 종합형 소셜 플랫폼 이용자(예: KakaoTalk, WeChat 등)는 포함되지 않았다. 자료 수집은 온라인 설문 플랫폼인 원쥐싱(Wenjuanxing, https://www.wjx.cn/)을 통해 이루어졌으며, 조사 대상은 중국 본토에 거주하는 만 18세 이상의 이용자(한국 기준으로는 만 19세 이상에 해당)였다.

결측치 또는 이상값이 포함된 무효 설문을 제외한 후, 최종적으로 423부의 유효 표본이 통계 분석에 사용되었다. 표본 구성에서 남성 응답자는 166명(39.2%), 여성 응답자는 257명(60.8%)으로 나타났다. 응답자의 평균 연령은 25.7세(SD = 4.3, 범위 19–53세)였다. 교육 수준의 중앙값은 2.00(학사 학위, SD=0.5)이었으며, 소득 수준의 중앙값은 2.00(월 소득 3,000–5,000위안, 약 570,000–950,000원, SD=1.3)으로 나타났다. 표본의 구체적인 인구통계학적 분포는 표 1에 제시되어 있다.

Table 1.

Demographic composition of the sample(N=423)

Ⅳ. 분석 및 검증결과

4-1 연구 문제 1 분석 결과

연구문제 1을 검증하기 위해 본 연구에서는 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis, EFA)을 실시하였다. 본 연구에서는 Wright 등[8]이 제시한 Fake Facebook Self-Presentation Behavior Inventory(FFSBI) 척도의 문항을 기반으로 하여, 총 19개의 행동 문항을 초기 분석에 포함하였다. 서로 다른 유형의 온라인 기만적 자기표현이 이론적으로 상호 관련성을 가질 가능성을 고려하여, 요인 추출에는 주축 요인추출법(Principal Axis Factoring, PAF)을 사용하였으며, 요인 구조의 해석 가능성을 높이기 위해 직접 사각회전(Direct Oblimin)을 적용하였다.

자료의 분석 적합성의 경우, 분석 결과 KMO 값은 0.947로 나타났으며, Bartlett 구형성 검정 역시 통계적으로 유의하게 나타났다(χ²=5066.649, df=171, p<.001). 이는 본 연구의 자료가 요인분석에 적합함을 의미한다.

표 2의 요인 적재 행렬에서 볼 수 있듯, 요인 선별 과정에서는 다음과 같은 기준에 따라 문항을 제거하였다. 요인 적재량이 .50 미만이거나 교차 적재가 존재하면서 주적재와 부적재의 차이가 .20 미만인 문항은 제거하였다. 이러한 기준에 따라 총 5개의 문항이 제거되었으며, 최종적으로 14개의 문항이 분석에 포함되었다. 이후 해당 14개 문항을 대상으로 다시 요인분석을 실시한 결과, KMO 값은 0.928로 나타났고 Bartlett 구형성 검정 또한 통계적으로 유의하게 나타났다(χ²=3529.219, df=91, p<.001). 이는 자료가 요인 추출에 적합함을 다시 한번 확인해 준다.

Table 2.

Structural extraction results of online deceptive self-presentation (3 factors, 14 items)

Kaiser 기준(고유값 1 이상)과 스크리 플롯(scree plot)의 구조적 변화 지점을 함께 고려한 결과, 최종적으로 세 개의 요인이 추출되었으며 누적 설명 분산은 60.23%로 나타났다. 모든 문항의 요인 적재량은 0.562에서 0.898 사이에 분포하였다. Comrey와 Lee가 제시한 요인 적재량 평가 기준(≥.55를 ‘양호’ 수준으로 간주)에 따르면[30], 본 연구에서의 문항 적재량은 전반적으로 양호 이상의 수준을 보였으며, 유의한 교차 적재 역시 나타나지 않았다. 이는 본 연구에서 도출된 세 요인 구조가 비교적 명확한 구조적 구분을 지니고 있음을 의미한다.

요인의 내용적 측면에서도 세 요인은 비교적 명확한 의미적 구분을 보였다. 요인 1(기만적 선호)은 총 8개 문항으로 구성되며, 주로 이용자가 관심사, 취향, 개인적 지향과 관련된 영역에서 자신의 실제 선호와 일치하지 않는 방식으로 기만적 자기표현을 나타내는 행동을 반영한다. 요인 2(기만적 프로필 정보)는 3개 문항으로 구성되며, 성 정체성, 성적 지향, 종교적 신념 등과 같은 핵심 신원 정보에 대해 기만적 자기표현을 나타내는 행동을 포함한다. 요인 3(기만적 이미지)는 3개 문항으로 구성되며, 개인의 성취를 과장하거나 감정 표현을 강조하거나 유리한 외적 이미지를 부각하는 방식으로 자신을 나타내는 기만적 자기표현을 반영한다.

4-2 신뢰도 및 타당도 검증

본 연구는 기만적 선호, 기만적 프로필 정보, 기만적 이미지, 지각된 기만적 자기표현의 네 가지 잠재변수에 대한 신뢰도와 타당도를 검증하였다.

확인적 요인분석 결과, 4요인 측정모형의 전체 적합도는 수용 가능한 수준으로 나타났다: χ²=440.021, df=129, χ²/df=3.411, CFI=0.933, TLI=0.920, RMSEA=0.076, SRMR=0.056[31]. 각 측정문항의 표준화 요인부하량은 0.510에서 0.881 사이로 나타나 전반적으로 수용 가능한 범위에 해당하였다[31]. 신뢰도 측면에서 각 잠재변수의 Cronbach’s α 값은 0.744에서 0.919 사이였으며, CR 값은 0.758에서 0.920 사이로 모두 0.70을 상회하였다. 수렴타당도 측면에서 각 잠재변수의 AVE 값은 0.521에서 0.665 사이로 모두 0.50을 상회하여, 본 측정모형이 양호한 신뢰도와 수렴타당도를 갖는 것으로 판단하였다[31],[32]. 관련 결과는 표 3에 제시하였다.

Table 3.

Results of confirmatory factor analysis, reliability, and validity

판별타당도 측면에서는 각 잠재변수의 AVE 제곱근 값이 해당 잠재변수와 다른 잠재변수 간의 상관계수보다 모두 크게 나타났다. 이는 네 잠재변수 간에 수용 가능한 수준의 판별타당도가 확보되었음을 의미한다[32]. 관련 결과는 표 4에 제시하였다.

Table 4.

Results of discriminant validity analysis

4-4 주요 변수의 기술통계 및 상관분석

주요 변수 간의 관계를 예비적으로 파악하기 위해, 본 연구는 주요 연구변수에 대한 기술통계분석과 Pearson 상관분석을 실시하였다. 각 변수의 점수는 해당 문항들의 평균값을 이용하여 계산하였다. 세 가지 유형의 온라인 기만적 자기표현은 점수가 높을수록 해당 행동의 발생 빈도가 높음을 의미하며, 지각된 기만적 자기표현은 점수가 높을수록 자신의 온라인 자기표현을 더 기만적으로 지각함을 의미한다. 기술통계 결과, 기만적 선호는 M=2.59, SD=1.35, 기만적 프로필 정보는 M=1.85, SD=1.22, 기만적 이미지는 M=3.52, SD=1.41, 지각된 기만적 자기표현은 M=2.90, SD=1.05로 나타났다.

상관분석 결과, 세 가지 유형의 온라인 기만적 자기표현은 서로 유의한 정적 상관을 보였으며(r=.398–.627, p<.001), 세 변수 모두 지각된 기만적 자기표현과도 유의한 정적 상관을 나타냈다(r=.307–.453, p<.001). 구체적인 결과는 표 5에 제시되어 있다.

Table 5.

Descriptive statistics and correlation analysis of the main study variables(N=423)

4-5 연구 문제 2 분석 결과

연구문제 2를 검증하기 위해 본 연구에서는 위계적 다중선형회귀분석(hierarchical multiple linear regression analysis)을 실시하여 서로 다른 유형의 온라인 기만적 자기표현이 지각된 기만적 자기표현을 설명하는 과정에서 어떠한 차이를 보이는지를 검토하였다. 분석의 첫 단계에서는 성별, 연령, 교육 수준, 소득 수준, 직업 유형을 통제변수로 모형에 투입하였다. 두 번째 단계에서는 이러한 통제변수를 포함한 상태에서 기만적 선호, 기만적 프로필 정보, 기만적 이미지의 세 가지 유형의 온라인 기만적 자기표현을 동시에 투입하였다.

표 6의 회귀분석 결과에서 볼 수 있듯, 통제변수만을 포함한 모형은 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다(Model 1: R²=.018, F(7, 415)=1.09, p=.369). 이는 인구통계학적 변수들이 전반적으로 지각된 기만적 자기표현을 설명하는 데 제한적인 설명력을 지닌다는 것을 의미한다. 반면 세 가지 유형의 온라인 기만적 자기표현을 추가한 이후 모형의 설명력은 유의하게 증가하였다(Model 2: R²=.275, ΔR²=.257, ΔF(3, 412)=48.77, p<.001). 또한 다중공선성 검정 결과 각 독립변수의 VIF 값이 모두 3 이하로 나타나 심각한 다중공선성 문제는 발견되지 않았다.

Table 6.

Hierarchical multiple linear regression analysis: Associations between different types of online deceptive self-presentation and perceived deceptive self-presentation(N=423)

Model 2의 결과를 살펴보면, 세 가지 유형의 온라인 기만적 자기표현은 지각된 기만적 자기표현을 예측하는 과정에서 서로 다른 영향을 보였다. 구체적으로 기만적 선호는 지각된 기만적 자기표현과 유의한 정적 관계를 보였으며(β=.276, p<.001), 기만적 이미지 역시 유의한 정적 예측 효과를 나타냈다(β=.259, p<.001). 반면 기만적 프로필 정보는 통계적으로 유의한 영향을 보이지 않았다(β=.062, p=.244). 이러한 결과는 서로 다른 유형의 온라인 기만적 자기표현이 지각된 기만적 자기표현을 설명하는 과정에서 뚜렷한 차이를 보인다는 것을 의미한다. 또한 Model 2에서 통제변수의 회귀계수는 모두 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 회귀분석의 구체적인 결과는 표 6에 제시되어 있다.

Ⅴ. 결 론

본 연구는 친밀한 관계 형성을 핵심 목표로 하는 사회적 상호작용 맥락인 데이팅 애플리케이션을 배경으로, 인상 관리 이론과 기만 합리화에 관한 논의를 바탕으로 온라인 기만적 자기표현의 행동 구조와 지각된 기만적 자기표현 간의 관계를 체계적으로 검증하였다. 본 연구는 온라인 기만적 자기표현의 다차원적 구조를 확인함으로써, 기존 연구에서 데이팅 애플리케이션 맥락에서 구조적 검증이 부족했던 한계를 보완하였다. 또한 실증 분석을 통해 “행동적 차원”과 “심리적 인식 차원”을 통합적으로 검토함으로써 두 차원 사이의 관계가 단순한 선형적 대응이 아니라 유형별 차이를 보인다는 점을 확인하였다.

먼저 본 연구는 탐색적 요인분석을 통해 데이팅 애플리케이션 맥락에서 세 가지 유형의 온라인 기만적 자기표현을 확인하였다. 특히 기만적 선호 차원이 다른 차원에 비해 더 많은 행동 문항으로 구성되었다는 점은, 데이팅 애플리케이션 환경에서 나타나는 기만적 자기표현이 핵심 신원 정보의 왜곡보다는 일상적 상호작용 과정에서 나타나는 미묘한 선호 표현의 조정 형태로 더 다양하게 나타날 가능성을 시사한다.

이 세 유형은 의미적으로 뚜렷한 구분을 보이며, 각각 기만적 선호, 기만적 프로필 정보, 기만적 이미지로 나타났다. 이는 로맨틱 상호작용 맥락에서 서로 다른 유형의 정보가 관계 형성 과정에서 서로 다른 기능을 수행할 가능성을 시사한다. 기만적 선호는 주로 콘텐츠 상호작용 과정에서 나타나는 전략적 표현을 의미하며, 기만적 이미지는 개인의 매력적 이미지를 구성하는 과정과 관련된다. 반면 기만적 프로필 정보는 핵심 신원 속성의 왜곡과 관련되며 상대적으로 높은 관계 위험을 수반할 가능성이 있다[2],[8],[35]. 주목할 점은 Wright, White와 Obst[8]가 일반적인 사회적 상호작용 맥락에서 온라인 기만적 자기표현을 두 가지 유형으로 구분하였다는 점이다. 하나는 허위 내용을 게시하는 방식의 직접적인 거짓 행동이며, 다른 하나는 자신의 실제 의견이나 선호를 정확히 반영하지 않는 방식으로 상호작용에 참여하는 행동이다. 본 연구의 결과는 이러한 분류 틀을 부분적으로 지지한다. 즉 실제 선호나 의견과 일치하지 않는 방식으로 상호작용에 참여하는 행동 유형, 즉 기만적 선호가 동일하게 확인되었다. 그러나 Wright 등[8]이 제시한 ‘거짓 행동’ 차원은 본 연구에서 두 가지 유형으로 더욱 세분화되었다. 하나는 핵심 신원 정보의 왜곡을 의미하는 기만적 프로필 정보이며, 다른 하나는 외모나 개인적 성취 등 이미지와 관련된 정보를 과장하여 표현하는 기만적 이미지이다. 데이팅 애플리케이션 맥락에서는 기존에 동일한 차원으로 간주되었던 이러한 기만 행동이 서로 다른 행동 패턴을 보였다. 이러한 결과는 온라인 데이팅 환경에서 외모나 개인적 성취와 같은 매력 관련 정보가 전략적 수정의 대상이 되기 쉽다는 기존 연구 결과와도 일정 부분 일치한다. 반면 핵심 신원 정보나 관계 관련 정보는 향후 상호작용에 영향을 미칠 수 있기 때문에 상대적으로 높은 위험을 수반하며 더 강한 진실성 요구를 받는 경향이 있다[2],[35]. 따라서 데이팅 애플리케이션 맥락에서는 “허위 내용 게시” 행동이 “신원 정보 왜곡”과 “이미지 강화 표현”이라는 두 가지 유형으로 분화되는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 상황적 맥락의 차이를 고려하여 온라인 기만적 자기표현의 행동 구조에 대한 기존 연구의 이해를 확장한다.

둘째, 분석 결과 서로 다른 유형의 행동이 지각된 기만적 자기표현을 예측하는 과정에서 유의한 차이를 보였다. 기만적 선호와 기만적 이미지는 모두 지각된 기만적 자기표현과 유의한 정적 관계를 보인 반면, 기만적 프로필 정보는 통계적으로 유의한 관계를 보이지 않았다. 이는 개인이 자신이 기만적 자기표현을 하고 있는지에 대한 판단이 단순히 행동이 사실에서 얼마나 벗어났는지에 의해 결정되는 것이 아니라, 해당 행동이 특정 상호작용 맥락에서 얼마나 자주 사용되는지와 개인이 자신의 행동을 어떻게 해석하는지와도 관련된다는 점을 시사한다. 먼저 데이팅 애플리케이션 맥락에서 선호와 관련된 표현(M=2.59)이나 이미지 구성(M=3.52)과 같은 행동은 비교적 일반적으로 나타나는 행동이기 때문에, 이러한 행동이 반복적으로 사용될수록 이용자 스스로도 그 안에 포함된 현실과의 괴리를 더 쉽게 인식할 가능성이 있다. 반면 핵심 신원 속성의 왜곡과 관련된 기만적 프로필 정보의 평균 수준은 본 연구에서 가장 낮게 나타났다(M=1.85). 이러한 낮은 발생 빈도는 개인의 전반적인 자기 인식에서 해당 행동의 두드러짐을 낮추어, “나는 기만적 자기표현을 하고 있다”는 전체적인 판단으로 이어질 가능성을 감소시킬 수 있다. 이는 단일 행동의 기만성 수준뿐만 아니라 해당 행동이 상호작용 맥락에서 얼마나 자주 발생하는지도 개인의 전체적인 기만적 자기표현 인식 형성에 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 또한 기만적 프로필 정보가 발생하는 경우, 높은 관계 위험과 도덕적 위반 가능성으로 인해[6] 개인은 기만 합리화 해석과 같은 인지적 방어 방식을 통해 자신의 행동을 정당화할 가능성이 있다[26],[36]. 이러한 해석 방식은 주관적 차원에서 해당 행동의 기만성을 약화시키는 결과로 이어질 수 있다. 따라서 본 연구의 결과는 온라인 기만적 자기표현이 단순한 행동의 문제가 아니라 행동의 발생 빈도, 플랫폼 규범, 그리고 개인의 인지적 해석과도 관련될 수 있음을 시사한다. 이러한 점에서 사회적 상호작용 맥락에서 나타나는 기만적 자기표현을 이해하기 위해서는 플랫폼 규범, 실제 행동 양상, 그리고 그 행동을 해석하는 심리적 과정이 함께 고려될 필요가 있다.

본 연구의 이론적 기여는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 기존 연구에서 주로 단일 차원으로 다루어져 온 온라인 기만적 자기표현이 데이팅 애플리케이션 맥락에서는 세 가지 행위 유형으로 구조화될 수 있음을 실증적으로 확인하였다.

특히 기존 연구에서 “허위 내용 게시를 통한 거짓 행동”으로 설명되던 행동이 로맨틱 상호작용 맥락에서는 기만적 프로필 정보와 기만적 이미지라는 두 가지 유형으로 세분화될 수 있음을 보여 주었다. 이는 서로 다른 유형의 온라인 기만 전략을 보다 정교하게 구분할 수 있는 실증적 근거를 제공하며, 온라인 기만적 자기표현의 행동 구조에 대한 기존 연구의 이해를 확장한다. 둘째, 본 연구는 “행동적 차원”과 “심리적 인식 차원”을 하나의 분석 틀 안에서 동시에 검토한 최초의 연구 중 하나이다. 분석 결과 두 차원 사이의 관계는 단순한 선형적 대응이 아니라는 점이 확인되었다. 또한 온라인 기만적 자기표현에 대한 지각은 단일 행동의 사실 왜곡 정도에 의해 완전히 결정되는 것이 아니라, 행동 유형에 따라 차이를 보일 수 있음을 보여 주었다. 이를 바탕으로 본 연구는 행동의 발생 빈도와 개인의 기만 행동에 대한 심리적 해석 방식이 이러한 관계를 이해하는 하나의 설명적 관점을 제공할 수 있으며, 향후 연구에서 관련 메커니즘을 추가로 검증하는 데 시사점을 제공한다고 볼 수 있다. 이러한 결과는 온라인 기만적 자기표현을 행동과 지각 등 여러 측면에서 이해할 수 있는 이론적·실증적 근거를 제공한다.

본 연구의 결과는 다음과 같은 실천적 시사점을 제공한다. 첫째, 데이팅 애플리케이션 플랫폼에서 이용자 자기표현 전략의 구조적 특성을 이해하고, 플랫폼 차원의 정보 신뢰성 관리 전략을 설계하는 데 중요한 시사점을 제공한다. 플랫폼이 핵심 개인 정보의 진위 여부만을 중심으로 관리 정책을 설계할 경우 실제 이용 환경에서 더 빈번하게 나타나는 기만적 선호와 기만적 이미지에 대한 관리가 상대적으로 간과될 가능성이 있다. 따라서 플랫폼은 진위 검증 시스템을 설계할 때 이러한 두 유형의 온라인 기만적 자기표현에 대해서도 보다 구체적인 관리 전략을 고려할 필요가 있다. 예를 들어 사진의 진위 여부를 검증하는 기술을 강화하거나, 관심사와 관련된 질문 및 선택 구조를 설계하여 이러한 유형의 기만적 자기표현 발생 가능성을 낮출 수 있다. 둘째, 연구 결과 서로 다른 유형의 기만적 자기표현이 서로 다른 수준의 지각된 기만적 자기표현과 관련된다는 점이 확인되었다. 지각된 기만적 자기표현은 이용자가 정보의 진실성을 판단하는 과정에 영향을 미칠 수 있기 때문에, 플랫폼은 서로 다른 유형의 기만적 자기표현에 맞추어 차별화된 이용자 교육과 위험 안내 전략을 설계할 필요가 있다. 이를 통해 이용자가 온라인 상호작용 과정에서 정보의 진실성을 보다 정확하게 판단할 수 있도록 돕고, 나아가 온라인 상호작용에서의 책임성과 진실성에 대한 인식을 강화할 수 있을 것이다.

본 연구는 몇 가지 한계를 지닌다. 첫째, 본 연구는 온라인 설문을 통해 참여자를 모집하였으며 자발적 참여 방식의 편의 표집을 사용하였다. 또한 표본이 중국 이용자에 한정되어 있어 연구 결과의 일반화 가능성에는 일정한 제한이 존재한다. 향후 연구에서는 보다 대표성이 높은 표집 방식을 활용하고 다양한 국가와 문화적 맥락에서 연구를 수행할 필요가 있으며, 문화적 차이와 플랫폼 차이가 온라인 기만적 자기표현에 미치는 영향도 추가로 고려할 필요가 있다. 둘째, 본 연구의 핵심 변수들은 모두 횡단적 자기보고 자료에 기반하고 있어 사회적 바람직성 편향이나 기억 오류, 공통방법편의 등의 영향을 받을 가능성이 있다. 이러한 점은 변수 간 인과 관계를 해석하는 데 일정한 제약을 줄 수 있다. 또한 본 연구의 논의 부분에서 언급한 심리적 해석이나 인지적 방어 방식은 본 연구에서 직접 측정한 변수가 아니라, 연구 결과를 바탕으로 제시한 하나의 이론적 해석 가능성에 해당한다. 향후 연구에서는 실험 설계나 종단 추적조사 방법을 활용하고, 심리적 해석 과정이나 인지적 방어 방식을 직접 측정하는 변수를 포함하여 변수 간 인과 관계를 보다 명확하게 검증함으로써 연구 결과의 견고성을 더욱 강화할 필요가 있다.

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