최근호

가정과삶의질연구(Journal of Families and Better Life) - Vol. 42 , No. 1
[Paper List]

[ Article ]
Journal of Families and Better Life - Vol. 39, No. 3, pp. 67-89
Abbreviation: JKHMAJFBL
ISSN: 2765-1932 (Print) 2765-2432 (Online)
Print publication date 30 Sep 2021
Received 15 Jun 2021 Revised 15 Aug 2021 Accepted 17 Sep 2021
DOI: https://doi.org/10.7466/JFBL.2021.39.3.67

노년기 부부의 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향에서 우울의 매개효과: 자기-상대방 상호의존 매개모형(APIMeM)의 적용
김혜수1 ; 어성연2, *

Health, Depressive Symptoms, and Life Satisfaction among Elderly Married Couples: An Application of Actor-Partner Interdependence Mediation Model (APIMeM)
Hyesoo Kim1 ; Seongyeon Auh2, *
1Department of Social Services Policy Research, Korea Institute for Health and Social Affairs, Researcher
2Department of Early Childhood Education, Chung-Ang University, Associate Professor
Correspondence to : *Seongyeon Auh, Department of Early Childhood Education, Chung-Ang University, 84 Heukseok-ro, Dongjak-gu, Seoul 06974, Rep. of Korea. Tel: +82-2-820-5156, E-mail: sauh@cau.ac.kr

Abstract

This study examined the structural model of health, depressive symptoms, and life satisfaction among elderly married couples by applying the Actor-Partner Interdependence Mediation Model (APIMeM). The secondary data set was produced based on the original study, the 2017 National Survey of Older Koreans conducted by MHW and KIHASA. A total of 2,140 married couples aged above 65 and living in their own homes in Korea were analyzed in terms of reliability test, descriptive statistics, Pearson’s correlations, confirmatory factor analysis, path analysis, and Bootstrapping method, by using SPSS and AMOS programs. The results are as follows. All direct relationships between the major variables were significant. Also, the actor effect and the partner effect of elderly married couples were also significant except for the husband’s indirect partner-partner effect, husband’s indirect partner-actor effect, and wife’s indirect partner-actor effect, confirming the interdependence between elderly married couples. A gender difference was found only in the indirect partner-partner effect out of the six pairs of the actor effect and the partner effect, which shows elderly married couples generally influence each other in a similar way. The interdependence of elderly married couples was most powerful between the relationship of depressive symptoms and life satisfaction, followed by health and life satisfaction, and the smallest between the relationship of health and depressive symptoms. The findings imply the need to consider the influence of not only the individual but also his/her spouse on the life satisfaction of elderly married couples. This study helps academia to understand the interdependence between elderly married couples and can contribute to planning policies and social services for them.

Keywords: life satisfaction, health, depressive symptoms, elderly married couples, actor-partner interdependence mediation model
키워드: 삶의 만족도, 건강상태, 우울, 노년기 부부, 자기-상대방 상호의존 매개모형
I. 서 론

통계청(2020)에 따르면, 2018년 기준 우리나라의 기대수명은 남성이 79.7세, 여성이 85.7세로 나타났으나, 유병기간을 제외한 건강수명은 64.4세에 불과한 것으로 밝혀졌다. 이는 남성의 경우 삶의 마지막 15년, 여성의 경우 21년에 해당하는 기간을 질병이나 부상으로 인해 건강하지 않은 상태로 살아가야 함을 의미한다. 즉, 수명이 끝없이 길다는 의미의 만수무강(萬壽無疆)보다는 무병장수(無病長壽)를 기원해야 하는 것이 오늘날의 현실이다.

노년기에는 질병으로 인한 건강의 악화뿐만 아니라 노화의 진행에 따라 불가피하게 신체 및 인지기능의 저하를 경험하게 되며, 이는 개인의 삶에 필연적인 영향을 미친다(Hsu, 2009; St. John & Montgomery, 2010). 이러한 맥락에서 다수의 선행연구에서는 노인의 건강상태와 삶의 만족도 간 관계에 주목하여, 노인의 건강상태가 좋을수록 삶의 만족도가 높아지는 관계가 있음을 확인하였다(김수희, 정종화, 송진영, 2018; 김철수, 유성호, 2009; 윤현숙, 허소영, 2007; Dumitrache, Rubio, & Rubio-Herrera, 2017; Gana, Bailly, Saada, Joulain, & Alaphilippe, 2012).

그 밖에도 기존 연구들은 노인의 건강상태가 개인의 심리적 차원인 우울과도 밀접한 연관이 있으며, 노년기의 우울과 삶의 만족도 간에도 부적인 연관성이 있음을 밝혔다. 즉, 노인의 건강상태가 좋을수록 우울 수준이 낮아지는 관계와(김수린, 김주현, 주경희, 2018; 박영옥, 홍귀령, 2013; 백종태, 이후연, 조영채, 2016; 오인근, 2017; 윤현숙, 구본미, 2009; 이미숙, 2010; 전해숙, 강상경, 2009; Black, Goodwin, & Markides, 1998; Jang & Chiriboga, 2011), 노인의 우울 수준이 높을수록 삶의 만족도가 낮아지는 관계가 있음이 다수의 연구를 통해 확인되었다(Adams et al., 2016; Liu & Guo, 2008; Pinto, Fontaine, & Neri, 2016; Roh, Lee, Lee, Shibusawa, & Yoo, 2015; St. John & Montgomery, 2010).

일부 선행연구에서는 노년기의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 직접적인 영향력을 규명하는 것에서 한 단계 더 나아가, 세 변인 간의 구조적 관계를 설정하여 검증하였다. 예컨대, 염동문과 정정숙(2011), 차은진과 김경호(2015)는 노인 또는 중·고령자의 주관적 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향에서 우울의 매개효과를 살펴보았으며, 우울은 주관적 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향을 부분적으로 매개하였다. 노인의 객관적 건강상태에 해당하는 일상생활 수행능력 또는 만성질환 유무와 삶의 만족도 간 관계에서도 우울은 유의한 매개역할을 수행하는 것으로 밝혀졌다(김용탁, 이남, 2019; 김홍남, 차은진, 김경호, 2017).

한편, 노년기는 은퇴와 자녀 독립을 경험한 이후의 시기로 이전보다 부부가 함께 보내는 시간이 많아지며 배우자에 대한 의존이 증가한다(김태현, 2007; 이민아, 2010; Hooyman & Kiyak, 2008). 즉, 부부가 오랜 기간 동일한 생활환경을 공유하고 한 배우자에게 반복적으로 노출되면서 남편은 아내의 영향을, 아내는 남편의 영향을 받게 된다(Ruthig, Trisko, & Stewart, 2012). 배우자의 영향은 오늘날 자녀에게 경제적 부양과 신체적 돌봄에 대한 부담을 지우지 않으려는 노인이 증가함에 따라 중요성이 더욱 커지고 있다(정경희 외, 2017; 진윤아, 정민혁, 2014). 이를 고려할 때, 배우자가 있는 노인의 삶의 만족도에 있어 본인의 건강상태와 우울뿐만 아니라 배우자의 건강상태와 우울도 중요하게 작용할 것으로 추측된다.

그러나, 지금까지 노년기 부부를 대상으로 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계를 통합적으로 살펴본 연구는 극히 드물며 변인 간 직접적인 영향력을 파악하는 수준에 그치고 있다. 또한, 기존 연구의 결과가 일관적으로 제시되고 있지 않아 관련 연구의 축적이 필요한 상황이다. 노년기 부부의 건강상태와 우울 간 관계에 관한 기존 연구의 경우, 남편의 건강상태가 나쁠수록 아내의 우울 수준이 높아지는 결과(황지선, 2016; Ayotte, Yang, & Jones, 2010), 배우자의 건강상태가 나쁠수록 본인의 우울 증상이 감소하는 결과(Siegel, Bradley, Gallo, & Kasl, 2004), 남편의 건강상태는 아내의 우울에 유의한 영향을 미치지 않은 반면 아내의 건강상태가 좋을수록 남편의 우울이 증가하는 관계가 유의하게 나타난 결과(Ruthig et al., 2012), 배우자의 건강상태가 본인의 우울에 유의한 영향을 미치지 않은 결과(Bookwala & Schulz, 1996)가 혼재하고 있다.

노년기 부부의 건강상태와 삶의 만족도 간 관계 또는 우울과 삶의 만족도 간 관계에 관한 연구는 더욱 제한적으로 수행되었을 뿐만 아니라 성별에 따른 영향력이 연구마다 다른 양상을 보인다. 염지혜와 전미애(2018), 변지혜(2020)의 연구에서는 삶의 만족도의 하위 구성 요소로 볼 수 있는 배우자관계 만족도에 대한 건강상태의 영향력을 검증하였는데, 배우자의 주관적 건강상태가 좋을수록 본인의 배우자관계 만족도가 높게 나타나는 관계가 있음을 밝혔다. 반면, Guo(2019)의 연구에서는 남편의 건강상태가 아내의 삶의 만족도에 미치는 영향력만 유의하게 나타나고 반대의 경우는 성립하지 않았다. 마지막으로, 우울과 삶의 만족도 간 관계에서도 남편의 우울만 아내의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미친 연구(Stimpson, Peek, Markides, 2006)와 아내의 우울만 남편의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미친 연구(Guo, 2019)로 정반대의 결과를 보고하고 있어 성별에 따른 영향력의 확인이 필요하다.

한편, 부부간의 상호적인 영향력을 검증하기 위한 효과적 모형으로 자기-상대방 상호의존모형(Actor-Partner Interdependence Model: APIM)이 빈번히 활용되고 있다. 자기-상대방 상호의존모형은 Kenny와 Cook(1999)이 제안한 것으로, 서로 관계를 맺고 있는 두 사람을 대상으로 하여 자기효과(본인의 독립변인이 본인의 종속변인에 미치는 영향)와 상대방효과(상대방의 독립변인이 본인의 종속변인에 미치는 영향)를 나누어 검증할 수 있다. 따라서 변인 간 관계에서 자신과 상대방의 영향을 각각 확인할 수 있다는 장점이 있으며, 가족 연구 분야에서 커플 관계(연수진, 서수균, 2013; Paradis, Hébert, & Fernet, 2017), 부모-자녀 간 관계(Connell, McKillop, Patton, Klostermann, & Hughes-Scalise, 2015), 부부 관계(Chung, Moser, Lennie, & Rayens, 2009) 등 연구에 다양하게 활용되고 있다.

Ledermann, Macho와 Kenny(2011)는 기존 모형에 매개변인을 추가하여 자기-상대방 상호의존 매개모형(Actor-Partner Interdependence Mediation Model: APIMeM)을 제안하였고, 이를 통해 양자 간 상호의존성에 대한 더욱 심층적인 고찰이 가능해졌다. 국외 연구와 비교할 때 현재까지 국내에서 자기-상대방 상호의존 매개모형을 적용한 연구는 소수에 해당하나 점차 관련 연구가 증가하는 추세이다(나남숙, 이인수, 2017; 임정하, 김경민, 강현지, 조은영, 2017; 하용길, 함경애, 천성문, 2018).

이상의 내용을 정리하면, 노인 개인에 대해서는 노인의 건강상태가 삶의 만족도에 중요한 영향을 미치며 우울이 두 변인 간 관계에서 유의한 매개역할을 수행함을 기존 연구를 통해 확인할 수 있다. 그러나, 노년기의 삶의 만족도에 대한 배우자의 영향력을 살펴본 연구는 상대적으로 적은 비중을 차지하며, 특히 연구 단위를 부부로 하여 상호 간의 영향력을 검증한 연구는 미미한 실정이다. 노년기 부부간 상호의존성을 파악하는 것은 가족관계가 자녀중심에서 부부중심으로 변화하는 노년기의 생애주기적 특성을 고려할 때 중요성이 매우 크다.

이에 본 연구에서는 서로 연관된 두 개인의 상호의존성 파악에 적합한 자기-상대방 상호의존 매개모형(APIMeM)을 적용하여 노년기 부부의 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향과 변인 간 관계에서의 우울의 매개효과를 검증하고자 한다. 이러한 노력의 결과로 노년기 부부간 상호의존성에 관한 학계의 이해를 돕고 나아가 노년기 부부 대상의 정책 및 서비스를 마련하는 데 있어 기초자료로 활용이 가능할 것으로 기대한다.

본 연구의 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

  • 연구문제 1. 노년기 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계에서 부부의 자기효과와 상대방효과는 어떠한가?
  • 연구문제 2. 노년기 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계에서 부부의 자기효과와 상대방효과는 성별에 따라 다른 양상을 보이는가?
Ⅱ. 선행연구 고찰
1. 노년기 삶의 만족도, 우울, 건강상태
1) 노년기 삶의 만족도

삶의 만족도(life satisfaction)란 개인이 인생의 전반에서 느끼는 만족감, 욕구가 충족될 때의 감정 상태, 행복의 상태를 의미하는 포괄적인 개념으로, 1970년대 전후로 관련 연구가 시작되었다(염동문, 정정숙, 2011). 삶의 만족도는 측정할 수 있는 객관적인 수준이라기보다는 개인의 판단에 중심을 두는 주관적인 영역이며(권현수, 2009), 개인에게 중요한 삶의 영역들에 대한 정보를 내포한다(Pavot & Diener, 2008). 또한, 삶의 만족도는 주관적 안녕감(subjective well-being)의 하위 요소 중 하나로(Vittersø, Biswas-Diener, & Diener, 2005), 삶의 질(quality of life)이나 행복감(happiness)과도 구성 개념을 부분적으로 공유한다(Medvedev & Landhuis, 2018). 국내 연구의 경우에는 ‘life’라는 단어의 번역에 따라 삶의 만족도와 생활 만족도라는 용어가 혼재하여 쓰이고 있다. 본 연구에서는 삶의 만족도를 삶의 중요한 영역인 가족 영역(배우자와 자녀), 사회 활동 및 관계 영역(여가·문화·사회활동, 친구 및 지역사회 관계), 경제 영역, 공공서비스 등에 대해 개인이 주관적으로 평가한 만족감으로 정의한다.

지금까지 여러 선행연구를 통해 노년기 삶의 만족도와 관련된 인구사회학적 변인이 확인되었으며, 이를 크게 개인 변인, 가족 변인, 사회·경제적 변인으로 분류할 수 있다. 먼저, 개인 변인으로는 교육수준이 높을수록(박순미, 2011; Ng, Tey, & Asadullah, 2017), 종교활동에 활발히 참여할수록(윤현숙, 원성원, 2010), 인지기능의 상태가 좋을수록(St. John & Montgomery, 2010), 자아존중감이 높을수록(연은모, 최효식, 2018) 삶의 만족도의 수준이 높은 연관성을 보였다. 개인 변인 중 성별과 연령에 대해서는 기존 연구의 결과가 일치하지 않았는데, 여성이 남성보다 삶의 만족도 수준이 높게 나타난 연구(김철수, 유성호, 2009; Hsu, 2009; Ng et al., 2017)와 그 반대의 결과를 보고한 연구(Borg, Hallberg, & Blomqvist, 2006; Kudo et al., 2007)가 공존하였고, 연령이 높은 경우 삶의 만족도 수준이 높다고 보고한 연구(박순미, 2011; Hsu, 2009)와 연령이 증가할수록 삶의 만족도가 낮게 나타난 연구(Meléndez, Tomás, Oliver, & Navarro, 2009)가 공존하였다. 다음으로, 가족 변인으로는 자녀 수 및 배우자의 지지(나예원, 김형수, 2016), 자녀와 주고받는 지원과 부모-자녀 갈등(최해경, 김정은, 2018), 가구형태(정재훈, 2013) 등이 연관된 변인으로 밝혀졌고, 사회·경제적 변인의 경우 친구나 이웃의 사회적지지(Dumitrache et al., 2017; Roh et al., 2015), 사회적 자본의 질(Berg, Hassing, McClearn, & Johansson, 2006), 사회참여(권현수, 2009) 등의 사회활동과 사회적 경제적 지위(김수희 외, 2018), 소득(남상권, 심옥수, 2011), 경제력(노재현, 2018)이 노년기의 삶의 만족도와 연관이 있다고 확인되었다.

2) 노년기 우울

우울은 연구마다 용어의 정의와 측정이 다르며, 크게 우울 장애(depressive disorder)와 우울 증상(depressive symptom)으로 구분된다. 먼저, 흔히 우울증(depression)으로 불리는 우울 장애는 정도에 따라 경도우울장애(minor depressive disorder)와 주요우울장애(major depressive disorder)로 구분되며, 불안 장애, 인격 장애와 함께 노년기에 일반적으로 발생하는 정신 장애에 해당한다(Hooyman & Kiyak, 2008). 우울 장애의 진단은 주로 특정 절단점을 기준으로 이루어지고 이분변수의 형태로 분석에 활용된다.

우울 증상은 개인이 일정 기간 슬프고 울적하고 처진 기분을 경험하고 일상적인 활동에 흥미나 기쁨을 잃는 것을 의미한다(Olfson & Klerman, 1992). 우울 증상은 인지적 기능(비관적 사고, 이분법적 사고), 정서적 기능(슬픔, 좌절감, 상실감), 동기적 측면(무력감, 의욕상실), 그리고 생리적 기능(식욕 부진, 불면증, 피로감, 체중감소)을 포괄하며, 일반적으로 연속변수로 측정되어 우울 증상의 적고 많은 정도를 파악한다(김현순, 김병석, 2007).

George(1993)는 임상연구(clinical research)의 경우 우울 장애를 진단하는 것이 효과적이나, 지역사회 노인은 우울 장애보다 우울 증상을 훨씬 빈번하게 경험하므로 이들을 대상으로 한 연구에서는 우울 증상을 측정하는 것이 효과적이라 역설하였다. 이에 본 연구에서는 지난 일주일간 개인이 보고한 우울 증상의 수준으로 우울을 정의하며, 구체적으로 과거·현재·미래에 대한 개인의 부정적인 판단, 저하된 정동(a lowered affect), 동기 결여의 특성이 나타나는 정도를 의미한다(Bae & Cho, 2004).

노년기의 우울과 연관이 있는 인구사회학적 변인 중 개인 변인은 연령(강은나, 최재성, 2014; 황지선, 2016; Hsu, 2009), 성별(이현주, 2013; Djernes, 2006), 종교 활동(윤현숙, 원성원, 2010), 교육수준(박영옥, 홍귀령, 2013; 백종태 외, 2016), 자아존중감(연은모, 최효식, 2018), 인지기능(정은주, 최기홍, 2013), 거주지역(이미애, 2011) 등 다양하였다. 가족 변인으로는 결혼상태 또는 배우자의 유무가 노인의 우울을 예측하는 중요한 변인으로 나타났고(박영옥, 홍귀령, 2013; Jang & Chiriboga, 2011; Zhang & Li, 2011), 가족관계(강은나, 최재성, 2014; 전해숙, 강상경, 2009)와 가구형태(이은령, 강지혁, 정재필, 2013)도 노인의 우울과 유의한 연관성을 보였다. 사회·경제적 변인으로는 사회적 참여가 활발한 집단에서의 우울 증상이 낮게 나타났고(Glass, De Leon, Bassuk, Berkman, 2006), 직업 유무(전해옥, 김옥수, 2012), 사회적 지지(고민석, 서인균, 2011; 백종태 외, 2016), 친구, 이웃, 지인과의 왕래정도(신환호 외, 2017), 소득(Guo, 2019)과 노년기 우울의 연관성이 확인되었다.

3) 노년기 건강상태

건강상태는 일반적으로 개인의 건강을 판단하는 주체에 따라 크게 주관적 건강상태와 객관적(임상적) 건강상태로 구분되며(유재남, 2015; Huber et al., 2011; Linn & Linn, 1980), 선행연구마다 다른 정의를 사용하고 있다. 먼저, 주관적 건강상태(subjective health)란 자신의 전반적인 건강 수준에 대한 주관적인 인지를 의미하며, 자가측정 건강상태(self-rated health)나 지각된 건강상태(perceived health) 등의 용어와 유사한 맥락에서 사용된다(김수린 외, 2018).

주관적 건강상태는 개인의 주관적 판단에 근거하면서도 과거 만성질환의 유무나 의료이용 경험을 토대로 직·간접적으로 평가된 것이라는 특징이 있다(김남진, 2000; 송미숙, 송현종, 목진용, 2003). 일반적으로 주관적 건강상태는 ‘당신은 현재 당신의 건강상태가 어떻다고 생각합니까?’와 같은 단일 문항으로 측정되며, 조사가 간단하면서도 개인의 전반적인 건강 수준을 파악하기 용이하다는 점에서 대부분의 패널 조사나 국가 단위의 연구에서 사용되고 있다(최요한, 2018; Idler & Benyamini, 1997).

객관적 건강상태(objective health)는 의사나 개인이 보고한 질환의 유형과 심각성, 입원이나 수술을 요하는 건강문제의 발생으로 정의된다(Mossey & Shapiro, 1982). 노년기에 경험하는 건강문제는 급성질환보다 대부분 만성질환에 해당하고, 다양하면서도 단계적인 증상이 발생하며, 장기간에 걸쳐 건강상태가 악화되는 양상을 보인다는 점에서(남상권, 심옥수, 2011), 만성질환은 노인의 건강상태를 구성하는 중요한 변인으로 여겨진다.

노년기 건강상태의 측정에 있어 기존의 연구들은 주관적 건강상태를 단일 지표로 설정하거나(김수영, 허성희, 장수지, 2018; Bookwala, 2014; Gana et al., 2012), 만성질환의 수나 유무, 장애 유무, 일상생활수행능력(ADL), 도구적 일상생활수행능력(IADL)과 같은 객관적 지표를 활용하거나(윤현숙, 구본미, 2009; 전해숙, 강상경, 2009; Hagedoorn et al., 2001), 주관적 건강상태와 객관적 건강상태를 혼합하여(고민석, 서인균, 2011; 박소영, 2018; Korporaal, Broese van Groenou, & Tilburg, 2013) 건강상태 개념을 구성하고 있다. 주관적 건강상태와 객관적 건강상태의 연관성을 메타분석한 Pinquart(2001)는 두 개념 간 서로 높은 연관성이 있고, 연령에 따라 주관적 건강상태가 측정하는 건강의 측면이 달라지는 특성이 있음을 밝히면서 두 개념을 혼합하여 활용할 필요성을 언급하였다. 따라서 본 연구에서는 노인의 건강상태를 단일 개념으로 측정할 경우 발생가능한 왜곡을 방지하기 위해 노인 스스로 평가한 주관적 건강상태와 의사의 진단에 따른 객관적 건강상태를 함께 고려하고, 신체 건강과 정신 건강을 포괄하는 총체적인 개념으로 노년기 건강상태를 정의하고자 한다.

노년기 건강상태와 연관이 있는 인구사회학적 변인 중 개인 변인으로는 성별(노재현, 2018; 염지혜, 박준식, 김동현, 2012; 유재남, 2015), 연령 및 교육수준(김수영 외, 2018), 개인의 성실성(conscientiousness) 및 신경증(neuroticism)적 성격(Roberts, Smith, Jackson, & Edmonds, 2009) 등이 확인되었다. 가족 변인의 경우 노인의 주관적 건강상태와 관련된 변인을 메타분석한 이옥진(2017)의 연구에서 배우자 지지와의 연관성이 가장 크게 나타났으며, 배우자의 긍정성(Kim, Chopik, Smith, 2014), 혼인 상태 및 자녀 동거 여부(노재현, 2018)에 따라서도 노인의 건강상태에 차이가 있는 것으로 밝혀졌다. 사회·경제적 변인의 경우 월평균 가구 총소득이 많은 집단과 현재 경제활동을 하는 집단에서 주관적 건강상태를 긍정적으로 평가하였고(남연희, 남지란, 2011), 직업 유무(전해옥, 김옥수, 2012), 친구·이웃 만남 빈도 및 참여하는 단체 수(손정연, 한경혜, 2012), 지역활동 및 외출 빈도(송미숙 외, 2003)도 노인의 건강상태와 관련이 있는 변인으로 확인되었다.

2. 노년기 부부의 삶의 만족도, 우울, 건강상태 간 관계
1) 노년기 부부의 건강상태와 삶의 만족도

앞서 언급하였듯이 노년기 부부를 대상으로 배우자의 건강상태가 본인의 삶의 만족도에 미치는 영향을 검증한 연구는 미미한 실정이다. 염지혜와 전미애(2018)는 만 45세 이상 부부 3,908쌍을 대상으로 본인의 주관적 건강상태가 배우자가 지각한 배우자관계 만족도에 미치는 영향을 살펴보았으며, 그 결과 만 65세 이상 노년 집단에서 남편의 주관적 건강상태는 아내가 지각한 배우자관계 만족도에, 아내의 주관적 건강상태는 남편이 지각한 부부관계 만족도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이와 유사하게 변지혜(2020)의 연구에서는 만 65세 이상 노년기 부부 791쌍을 대상으로 주관적 건강상태가 배우자관계 만족도에 미치는 영향에서 종단적 자기효과와 상대방효과를 검증하였다. 연구 결과, 본인의 주관적 건강상태가 본인의 배우자관계 만족도에 미치는 영향을 의미하는 자기효과는 남편에게만 나타났고, 배우자의 주관적 건강상태가 본인의 배우자관계 만족도에 미치는 영향을 의미하는 상대방효과는 남편과 아내에게 모두 유의하게 나타났다. 이상의 연구들을 통해 노년기 부부의 주관적 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향을 직접적으로 파악할 수는 없으나, 배우자관계 만족도를 삶의 만족도의 하위 구성 요소로 이해할 때 변인 간 영향력에 대한 유추가 가능하다.

Guo(2019)는 중국 패널 자료(CFPS)에서 노년기 부부 1,107쌍을 추출하여 부부의 건강과 삶의 만족도 간 관계를 분석하였는데, 남편의 건강은 아내의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미친 반면, 아내의 건강은 남편의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 정리하면, 선행연구를 통해 건강상태와 삶의 만족도 간 관계에서 부부간 상호적인 영향력이 나타날 수 있다는 추측이 가능하나, 아직까지 관련 연구가 부족하여 변인 간 영향력과 성별에 따른 차이를 검증할 필요가 있다.

2) 노년기 부부의 우울과 삶의 만족도

King, Canham, Cobb과 O'Rourke(2016)는 결혼 기간이 20년 이상인 만 50세 이상 부부 125쌍을 대상으로 부부 중 한쪽의 우울과 삶의 만족도가 상대방의 우울과 삶의 만족도에 미치는 영향을 분석하였다. 그 결과, 아내의 우울은 남편의 우울에 유의한 영향을 미치고, 아내의 삶의 만족도는 남편의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 비록 King 외(2016)의 연구에서는 남편이나 아내의 우울이 상대방의 삶의 만족도에 미치는 영향을 검증하지 않았으므로 이를 통해 변인 간 직접적인 영향력을 파악할 수는 없으나, 노인 자신의 우울이 자신의 삶의 만족도에 부적인 영향을 미친다고 밝힌 선행연구들(Adams et al., 2016; Liu & Guo, 2008; Pinto et al., 2016; Roh et al., 2015; St. John & Montgomery, 2010)의 결과를 고려해볼 때, 아내의 우울이 남편의 우울에 영향을 미쳐 결과적으로 남편의 삶의 만족도에 영향을 미칠 가능성이 있음을 유추해볼 수 있다.

다음으로, Stimpson 외(2006)는 만 65세 이상 멕시코계 미국인 553쌍을 대상으로 우울과 삶의 만족도 간 관계에서 남편과 아내의 영향력을 검증하였는데, 아내의 우울은 남편의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치지 않은 반면, 남편의 우울은 아내의 삶의 만족도에 유의한 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이와 반대로, 노년기 부부 1,107쌍을 대상으로 한 Guo(2019)의 연구에서는 아내의 우울은 4년 후 남편의 삶의 만족도에 유의한 부적 영향을 미친 반면, 남편의 우울은 4년 후 아내의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치지 않았다.

3) 노년기 부부의 건강상태와 우울

노년기 부부의 건강상태와 우울에 관한 선행연구 중 아내가 남편보다 배우자의 특성에 민감하다고 보고한 연구를 우선 살펴보면, Hagedoorn 외(2001)는 노년기 부부 995쌍을 대상으로 만성질환 상태와 심리적 디스트레스 간 결합관계를 살펴보았다. 그 결과, 남편의 심리적 디스트레스는 남편과 아내가 모두 아픈 집단에 비해 아내는 건강한 반면 남편은 아픈 집단에서 유의하게 높게 나타난 반면, 아내의 심리적 디스트레스는 아내의 건강상태와 상관없이 남편이 아픈 집단에서 유의하게 높게 나타났다.

다음으로, 만 65세 이상 부부 2,184쌍을 대상으로 한 Ayotte 외(2010)의 연구에서 남편의 뇌졸중과 고혈압은 아내의 우울 증상의 증가와 연관이 있었으나, 아내의 건강은 남편의 우울과 연관이 없었다. 또한, 황지선(2016)은 주관적 건강상태가 우울에 미치는 영향에서 노년기 부부의 자기효과와 상대방효과를 검증하였는데, 남편의 주관적 건강상태가 아내의 우울에 미치는 영향은 유의한 반면, 아내의 주관적 건강상태가 남편의 우울에 미치는 영향은 유의하지 않았다.

이와 상반되게, 만 51~61세를 대상으로 한 Siegel 외(2004)의 연구에서는 배우자의 신체기능 제한 증가와 배우자가 앓고 있는 만성질환 수의 증가가 본인의 우울 증상의 감소와 연관이 있었다. 또한, 지역사회에 거주하는 만 54세 이상 부부 71쌍을 대상으로 한 Ruthig 외(2012)의 연구에 의하면, 남편의 기본적·도구적 일상생활수행능력은 아내의 우울에 유의한 영향을 미치지 않은 반면, 아내의 기본적·도구적 일상생활수행능력은 남편의 우울에 유의한 영향을 미쳐 아내의 건강상태가 좋을수록 남편의 우울 증상이 증가하는 관계가 확인되었다. 한편, Bookwala와 Schulz(1996), 변지혜(2020)는 아내와 남편의 주관적 건강상태가 배우자의 우울에 유의한 영향을 미치지 않는다고 보고하였다. 이와 같이, 기존 연구에서 밝혀진 변인 간 관계는 영향력이 상반되어 나타나거나 성별에 따른 양상도 다르므로 본 연구에서 변인 간 관계를 검증하고 그 결과를 기존 연구와 비교해볼 필요가 있다.

3. 자기-상대방 상호의존 매개모형(APIMeM)

자기-상대방 상호의존 매개모형은 Kenny와 Cook(1999)이 제안한 자기-상대방 상호의존모형에 매개변인을 추가하여 확장한 모델이므로(Ledermann et al., 2011), 자기-상대방 상호의존모형을 먼저 살펴볼 필요가 있다. 자기-상대방 상호의존모형은 <그림 1>과 같이 2개의 독립변인(X, X′)과 종속변인(Y, Y′)으로 구성된다(Cook & Kenny, 2005). 이때, 자기효과(actor effect)는 본인의 독립변인이 본인의 종속변인에 미치는 영향(a: X→Y, X′→Y′)을, 상대방효과(partner effect)는 상대방의 독립변인이 본인의 종속변인에 미치는 영향(p: X′→Y, X→Y′)을 의미한다. 자기-상대방 상호의존모형은 종속변인의 오차항(U, U′) 간 공분산을 설정함으로써 모형에서 설명하지 못하는 다른 변인에 의한 영향의 연관성까지 반영한다는 장점이 있다(Kenny & Cook, 1999).


그림 1. 
자기-상대방 상호의존모형(Cook & Kenny, 2005)

다음으로, 자기-상대방 상호의존 매개모형은 <그림 2>와 같이 두 쌍의 독립변인(X1, X2), 종속변인(Y1, Y2), 매개변인(M1, M2)으로 구성된다(Ledermann et al., 2011). 자기-상대방 상호의존 매개모형에서는 기본 모형에 매개변인이 추가됨에 따라 6개의 자기효과(An)와 6개의 상대방효과(Pn)를 확인할 수 있다. 자기효과는 본인의 독립변인이 본인의 종속변인에 미치는 영향에 대한 총효과로, 두 쌍의 직접 자기효과, 간접 자기-자기효과, 간접 상대방-상대방효과로 구분된다. <그림 2>에서 직접 자기효과는 X1→Y1과 X2→Y2의 경로에서, 간접 자기-자기효과는 X1→M1→Y1과 X2→M2→Y2의 경로에서, 간접 상대방-상대방효과는 X1→M2→Y1과 X2→M1→Y2의 경로에서 나타나는 영향력을 의미한다.


그림 2. 
자기-상대방 상호의존 매개모형(Ledermann et al., 2011)

상대방효과는 상대방의 독립변인이 본인의 종속변인에 미치는 영향에 대한 총효과를 의미하며, 두 쌍의 직접 상대방효과, 간접 자기-상대방효과, 간접 상대방-자기효과로 나뉜다. 직접 상대방효과는 X1→Y2와 X2→Y1의 경로에서, 간접 자기-상대방효과는 X2→M2→Y1과 X1→M1→Y2의 경로에서, 간접 상대방-자기효과는 X2→M1→Y1과 X1→M2→Y2의 경로에서의 영향력을 의미한다. 자기-상대방 상호의존 매개모형에서는 매개변인과 종속변인의 오차항(E1과 E2, E3와 E4) 간 공분산을 설정하여 기본모형의 경우와 마찬가지로 모형에 포함되지 않으나 두 사람에게 공통적으로 영향을 미칠 수 있는 변인의 연관성을 반영한다. 자기-상대방 상호의존 매개모형을 본 연구에 적용하면 <표 1>과 같다.

표 1. 
자기-상대방 상호의존 매개모형의 적용
구분 APIMeM(그림 2) 본 연구에의 적용
남편
자기효과
(총효과)		 　직접 자기효과 　X1 → Y1 남편 건강상태　　　 → 　　　남편 삶의 만족도
　간접 자기-자기효과 　X1 → M1 → Y1 남편 건강상태 → 남편 우울 → 남편 삶의 만족도
　간접 상대방-상대방효과 　X1 → M2 → Y1 남편 건강상태 → 아내 우울 → 남편 삶의 만족도
아내
자기효과
(총효과)		 　직접 자기효과 　X2 → Y2 아내 건강상태　　　 → 　　　아내 삶의 만족도
　간접 자기-자기효과 　X2 → M2 → Y2 아내 건강상태 → 아내 우울 → 아내 삶의 만족도
　간접 상대방-상대방효과 　X2 → M1 → Y2 아내 건강상태 → 남편 우울 → 아내 삶의 만족도
남편
상대방효과
(총효과)		 　직접 상대방효과 　X2 → Y1 아내 건강상태　　　 → 　　　남편 삶의 만족도
　간접 자기-상대방효과 　X2 → M2 → Y1 아내 건강상태 → 아내 우울 → 남편 삶의 만족도
　간접 상대방-자기효과 　X2 → M1 → Y1 아내 건강상태 → 남편 우울 → 남편 삶의 만족도
아내
상대방효과
(총효과)		 　직접 상대방효과 　X1 → Y2 남편 건강상태　　　 → 　　　아내 삶의 만족도
　간접 자기-상대방효과 　X1 → M1 → Y2 남편 건강상태 → 남편 우울 → 아내 삶의 만족도
　간접 상대방-자기효과 　X1 → M2 → Y2 남편 건강상태 → 아내 우울 → 아내 삶의 만족도

Ⅲ. 연구방법
1. 연구자료 및 연구대상

본 연구에서는 보건복지부가 주관하고 한국보건사회연구원에서 실시한 2017년도 노인실태조사 자료를 활용하였다. 노인실태조사는 노인복지법 제5조에 따라 2008년부터 3년마다 실시되며 조사 자료는 조사기준년도 익년 6월에 공표된다. 본 연구는 2020년도 노인실태조사가 공표되기 이전에 수행된 연구로, 연구 시점에서 가장 최신 자료인 2017년도 노인실태조사 원자료를 조사수행기관의 승인을 거쳐 제공받아 분석에 활용하였다.

2017년도 노인실태조사의 전체 표본은 2017년 기준 전국 17개 시·도의 일반주거시설에 거주하는 만 65세 이상 노인 10,299명이다. 본 연구의 대상은 노년기 부부이므로 전체 표본 10,299명 중에서 ‘배우자의 노인조사 실시 여부’ 변수를 기준으로 4,452명의 자료를 추출하였다. 이후 추출된 자료에 대해 부부ID를 부여하여 커플 자료(dyadic data)로 재정렬하였으며, 대리응답한 경우와 본 연구에서 활용하는 변수에 결측치가 있는 경우를 제외하고 최종적으로 2,140쌍(4,280명)의 자료를 분석에 활용하였다. 정리하면, 본 연구의 대상은 전국 17개 시·도의 일반주거시설에 거주하는 만 65세 이상 부부 2,140쌍으로, 총 4,280명에 해당하는 개인 단위의 자료를 남편과 아내로 구성된 커플 자료(dyadic data)로 변환하여 분석하였다.

2. 측정도구
1) 건강상태

(1) 주관적 건강상태

주관적 건강상태는 ‘귀하께서는 귀하의 평소 건강 상태가 어떻다고 생각하십니까?’라는 단일 문항으로 측정하였다. 문항은 ‘매우 건강하다(1점)’부터 ‘건강이 매우 나쁘다(5점)’까지 5점 Likert 척도로 측정하였으며, 본 연구에서는 해당 문항을 역채점하여 점수가 높을수록 개인이 자신의 건강을 긍정적으로 지각함을 의미한다.

(2) 만성질환(객관적 건강상태)

만성질환은 ‘의사에게 진단을 받고 3개월 이상 앓고 있는 만성질환이 있습니까?’라는 문항에 대한 응답으로 측정하였다. 질환의 종류는 순환기, 내분비계, 근골격계, 호흡기계, 감각기, 암, 소화기, 비뇨·생식기, 기타로, 총 32개 항목에 대해 ‘예(1점)’, ‘아니오(2점)’로 측정하였다. 본 연구에서는 각 문항의 응답을 ‘예(1점)’, ‘아니오(0점)’로 재점수화한 후 질환 중에서 우울증을 제외하고 점수를 합산하였다. 또한, 주관적 건강상태와 변인 간 방향성을 일정하게 맞추기 위해 합산한 점수를 역채점하였으며, 잠재변수를 구성하는 측정변수 값의 범위가 클 경우 오차분산이 커지는 문제를 방지하기 위해 점수를 5점 만점으로 환산하였다. 따라서, 최고점인 5점은 현재 앓고 있는 만성질환이 하나도 없는 상태를 의미하며, 점수가 높을수록 의사로부터 진단받은 만성질환의 수가 적어 건강한 상태를 의미한다.

2) 우울

우울은 단축형 한국판 노인우울 척도(SGDS-K)를 사용하였다. 이 척도는 Yesavage 외(1982)가 30문항으로 개발한 GDS의 단축형 척도인 SGDS를 Bae와 Cho(2004)가 한국어로 번역하여 신뢰도와 타당도를 검증한 것으로, 노인의 우울에 관한 국내 연구에서 널리 사용되고 있다(윤서영, 임재형, 한창수, 2012). 총 15문항으로 과거·현재·미래에 대한 부정적 판단, 저하된 정동, 동기 결여라는 3가지 하위요인으로 구성된다(Bae & Cho, 2004). 구체적인 문항 내용으로는 ‘자신이 헛되이 살고 있다고 느끼십니까?’, ‘바깥에 나가기가 싫고 집에만 있고 싶습니까?’ 등이 있다. 본 연구에서는 ‘예(1점)’, ‘아니오(2점)’로 측정한 문항을 ‘예(1점)’, ‘아니오(0점)’로 재점수화한 뒤 일부 문항(1, 5, 7, 11, 13번)을 역채점하여 점수를 합산하였다. 점수가 높을수록 우울 증상이 많아 우울의 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 남편의 경우 .89, 아내의 경우 .88로 나타났다.

3) 삶의 만족도

삶의 만족도는 ‘귀하께서는 다음과 같은 삶의 부분에 대하여 어느 정도 만족하십니까?’라는 문항을 통해 측정하였다. 본인의 건강상태, 경제 상태, 배우자와의 관계, 자녀와의 관계, 사회·여가·문화 활동, 친구 및 지역사회와의 관계라는 6가지 삶의 영역 중에서 건강상태에 대한 만족도를 제외한 나머지 영역을 3가지 하위요인으로 구성하였다. 경제 상태 만족도는 그대로 활용하고, 배우자와의 관계와 자녀와의 관계에 대한 만족도는 ‘가족관계 만족도’로, 사회·여가·문화 활동과 친구 및 지역사회와의 관계에 대한 만족도는 ‘사회활동 및 관계 만족도’로 재항목화하였다. 각 문항은 ‘매우 만족함(1점)’부터 ‘전혀 만족하지 않음(5점)’까지 5점 Likert 척도로 측정하였다. 본 연구에서는 측정된 문항을 역채점하여 점수가 높을수록 경제 상태, 가족 관계, 사회활동 및 관계에 대한 만족도가 높음을 의미한다. 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 남편과 아내 모두 .68로 나타났다.

4) 통제변인

본 연구에서는 연령, 교육년수, 가구 형태, 자녀 수, 연간 가구 총소득, 종교, 취업 여부, 인지기능 저하 여부를 통제변인으로 설정하였다. 측정된 항목은 표 2와 같이 재구성되었고, 분석 시에는 더미변수를 생성하여 활용하였다. 더미변수 생성 시 가구 형태 중에서는 부부가구를, 종교 중에서는 무교를, 취업 여부에서는 미취업을, 인지기능 저하 여부에서는 인지기능 정상을 기준변수로 지정하여 분석하였다.

표 2. 
통제변인 재구성
구분 내용
가구 형태 부부가구=1, 자녀동거가구=2, 손자녀동거가구=3, 기타(혼합)가구=4
자녀 수 동거 자녀 수와 비동거 자녀 수를 합산한 총 자녀 수
연간 가구 총소득 본인과 그 외 가구원의 연간 총 소득을 합산한 금액(단위: 만 원)
종교 무교=1, 불교=2, 기독교=3, 천주교=4, 기타=5
취업 여부 미취업=0, 취업=1
인지기능 저하 여부 MMSE-DS 진단검사 의뢰점수표(보건복지부, 2017)에 따른 분류
인지기능 정상=0, 인지기능 저하 있음=1

3. 자료분석방법

본 연구에서는 SPSS statistics 23.0 프로그램과 AMOS 25.0 프로그램을 활용하여 다음과 같이 자료를 분석하였다.

첫째, SPSS statistics 23.0 프로그램을 통해 Cronbach’s α계수를 산출하여 측정도구의 신뢰도를 검증하고, 연구대상자의 인구사회학적 특성과 주요 변인들의 특성을 파악하기 위해 빈도 분석과 기술통계 분석을 실시하였다. 또한, Pearson의 적률상관계수를 통해 주요 변인 간 상관관계를 살펴보았다.

둘째, AMOS 25.0 프로그램을 통해 측정모형과 구조모형을 검증한 후 변인 간 경로의 유의성과 영향력의 크기를 파악하였다. 이후 부트스트래핑(Bootstrapping)을 실시하여 직접효과와 간접효과로 효과를 분해한 후 간접효과의 유의성을 검증하였다.

마지막으로, 본 연구의 모형은 다중매개모형에 해당하므로 개별매개효과의 유의성을 검증하기 위해 구조모형에 16개의 팬텀변수(phantom variable)를 추가한 후 부트스트래핑을 다시 실시하였다.

Ⅳ. 연구결과
1. 연구대상자의 인구사회학적 특성

연구대상자의 인구사회학적 특성은 표 3과 같다. 남편과 아내의 연령 평균은 각각 75.87세, 72.25세로 남편은 후기노인(58.5%)의 비율이, 아내는 전기노인(67.2%)의 비율이 더 높은 특성을 보였다. 교육년수의 경우 남편과 아내 모두 초등학교 졸업이 가장 큰 비중을 차지하였고, 교육년수 평균은 남편(8.82년)이 아내(6.47년)보다 길었다. 가구 형태는 부부가구(81.4%)의 비율이 가장 높고 평균 자녀 수는 3.44명으로 나타났다. 남편과 아내의 자녀 수 빈도에서의 미세한 차이는 재혼에 따라 나타난 것으로 추측된다.

표 3. 
연구대상자의 인구사회학적 특성
구분 남편 (N=2,140) 아내 (N=2,140)
N (%) N (%)
연령 전기노인 (65-74세) 889 (41.5) 1,438 (67.2)
후기노인 (75세 이상) 1,251 (58.5) 702 (32.8)
M (SD) 75.87 (5.35) 72.25 (5.13)
교육년수 0년 (무학) 154 (7.2) 352 (16.4)
1~6년 (초등학교) 726 (33.9) 1,035 (48.4)
7~9년 (중학교) 443 (20.7) 387 (18.1)
10~12년 (고등학교) 532 (24.9) 298 (13.9)
13~16년 (대학교) 260 (12.1) 64 (3.0)
17년 이상 (대학원) 25 (1.2) 4 (0.2)
M (SD) 8.82 (4.31) 6.47 (3.99)
가구형태 부부가구 3,486 (81.4)
자녀동거가구 (2) 672 (15.7)
손자녀동거가구 (2) 58 (1.4)
부모동거가구 (2) 40 (0.9)
기타(혼합)가구 (2) 24 (0.6)
자녀 수 1~2명 538 (25.1) 540 (25.2)
3~4명 1,211 (56.5) 1,209 (56.4)
5명 이상 396 (18.5) 396 (18.5)
M (SD) 3.44 (1.36) 3.44 (1.36)
연간 가구 총 소득 1,000만 원 이하 446 (10.4)
1,000만 원 초과 2,000만 원 이하 1,812 (42.3)
2,000만 원 초과 3,000만 원 이하 826 (19.3)
3,000만 원 초과 4,000만 원 이하 480 (11.2)
4,000만 원 초과 716 (16.7)
M (SD) 2,570.09 (1986.15)
종교 무교 1,038 (48.5) 722 (33.7)
불교 488 (22.8) 674 (31.5)
기독교 398 (18.6) 506 (23.6)
천주교 165 (7.7) 201 (9.4)
기타 51 (2.4) 37 (1.7)
취업 여부 취업 816 (38.1) 695 (32.5)
미취업 1,324 (61.9) 1,445 (67.5)
인지기능 저하 여부 인지기능 저하 있음 344 (16.1) 227 (10.6)
인지기능 정상 1,796 (83.9) 1,913 (89.4)

다음으로, 연간 가구 총소득 평균은 2,570.09만 원으로, 1,000만 원 초과 2,000만 원 이하(42.3%)가 가장 많았다. 남편과 아내의 종교는 세부적인 비율에는 차이가 있으나 무교, 불교, 기독교, 천주교, 기타 순을 보였다. 남편과 아내의 취업 비율은 각각 38.1%, 32.5%로 남편이 아내보다 취업한 비율이 높았다. 마지막으로, 인지기능 저하 여부에서 인지기능이 정상인 비율은 남편의 경우 83.9%, 아내의 경우 89.4%로 나타났다.

2. 주요 변인들의 기술통계 및 상관관계 분석
1) 주요 변인들의 기술통계 분석

노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도의 정도를 파악하기 위한 기술통계 분석 결과는 표 4와 같다. 주관적 건강상태 평균은 남편의 경우 3.06점, 아내의 경우 2.88점으로 남편이 아내보다 자신의 건강을 긍정적으로 지각하는 것으로 나타났고 성별에 따른 평균의 차이는 통계적으로 유의하였다(t=7.228, p<.001).

표 4. 
주요 변인들의 기술통계 (N=2,140)
구분 최소값 최대값 평균 표준편차 왜도 첨도 t
주관적 건강상태 남편 1.00 5.00 3.06 1.00 -.23 –1.10 7.228***
아내 1.00 5.00 2.88 .97 .05 -1.16
만성질환 남편 0.33 5.00 4.19 0.58 –0.97 1.74 9.445***
아내 0.67 5.00 4.05 0.59 -0.72 1.29
우울 남편 0.00 15.00 3.49 3.87 1.15 .44 -2.616**
아내 0.00 15.00 3.71 3.84 1.04 .22
삶의 만족도 남편 4.00 15.00 10.33 1.58 -.50 .19 3.414**
아내 4.50 15.00 10.24 1.58 -.40 .14
*p < .05, **p < .01 ***p < .001

만성질환은 의사의 진단을 받고 3개월 이상 앓고 있는 질환의 수를 합산하여 역채점한 후 다시 5점 만점으로 환산한 것으로, 최저점(0.33점)은 14개의 만성질환을 동시에 앓고 있는 상태를, 최고점(5점)은 만성질환이 하나도 없는 상태를 의미한다. 만성질환 평균은 남편이 4.19점, 아내가 4.05점으로 나타나, 연구대상자는 대체적으로 2~3개의 만성질환을 앓고 있는 것으로 확인된다. 만성질환 점수 평균의 차이는 남편이 아내보다 유의하게 높았다(t=9.445, p<.001).

우울의 경우 남편의 우울 평균은 3.49점, 아내의 우울 평균은 3.71점으로, 우울증후군 진단의 기준이 되는 6점보다 낮아(이성찬 외, 2013), 대체적으로 우울 수준이 낮은 편에 해당하였다. 또한, 부부의 우울 평균의 차이는 아내가 남편보다 우울 수준이 유의하게 높았다(t=-2.616, p<.01).

마지막으로, 삶의 만족도 평균은 남편이 10.33점, 아내가 10.24점으로 중간값인 8점보다 높아 대체적으로 높은 편이었다. 부부의 삶의 만족도 평균의 차이는 통계적으로 유의하여, 남편이 아내보다 삶의 하위 영역들에 대한 만족감이 큰 것으로 밝혀졌다(t=3.414, p<.01). 한편, 주요 변인들의 왜도와 첨도를 살펴본 결과, |왜도|<2, |첨도|<7의 조건을 충족하여 정규분포의 가정을 위배하지 않음을 확인하였다(Curran, West, & Finch, 1996).

2) 주요 변인들의 상관관계 분석

노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 상관관계를 파악하기 위해 Pearson의 적률상관계수를 산출하였으며, 주요 변인 간 상관관계 결과를 <표 5>에 제시하였다.

표 5. 
주요 변인 간 상관관계
구분 1 2 3 4 5 6 7 8
남편 1. 삶의 만족도 1
2. 주관적 건강상태 .355*** 1
3. 만성질환 .152*** .537*** 1
4. 우울 -.487*** -.494*** -.283*** 1
아내 5. 삶의 만족도 .698*** .245*** .117*** -.355*** 1
6. 주관적 건강상태 .247*** .304*** .168*** -.209*** .318*** 1
7. 만성질환 .141*** .189*** .272*** -.132*** .207*** .537*** 1
8. 우울 -.361*** -.210*** -.107*** .477*** -.438*** -.450*** -.327*** 1

분석 결과, 주요 변인 간 상관관계는 모두 유의하였고 남편의 삶의 만족도는 본인의 주관적 건강상태(r=.355, p<.001), 본인의 만성질환(r=.152, p<.001)과는 정적 상관을, 본인의 우울(r=-.487, p<.001)과는 부적 상관을 보였다. 마찬가지로, 아내의 삶의 만족도는 본인의 주관적 건강상태(r=.318, p<.001), 본인의 만성질환(r=.207, p<.001)과는 정적 상관을, 본인의 우울(r=-.438, p<.001)과는 부적상관을 보였다.

다음으로, 남편의 삶의 만족도와 아내의 주요 변인 간 상관성을 살펴보면, 남편의 삶의 만족도와 아내의 삶의 만족도는 비교적 높은 수준의 정적 상관을 보였다(r=.698, p<.001). 또한, 남편의 삶의 만족도는 아내의 주관적 건강상태(r=.247, p<.001), 아내의 만성질환(r=.141, p<.001)과는 정적 상관을, 아내의 우울(r=-.361, p<.001)과는 부적 상관을 보였다. 아내의 삶의 만족도와 남편의 주요 변인 간 상관성의 경우, 아내의 삶의 만족도는 남편의 주관적 건강상태(r=.245, p<.001), 남편의 만성질환(r=.117, p<.001)과는 정적 상관을, 남편의 우울(r=-.355, p<.001)과는 부적 상관을 보였다. 한편, 모든 변인 간의 상관관계가 0.8을 넘지 않고 분산팽창지수(VIF)값이 10 미만으로 나타나 변인 간 다중공선성의 문제가 없음을 확인하였다.

3. 자기-상대방 상호의존 매개모형(APIMeM) 검증
1) 측정모형 및 구조모형 검증

구조모형의 검증에 앞서 측정변인들이 각각의 잠재변인을 잘 측정하는지를 확인하기 위해 <그림 3>과 같이 측정모형을 구성하였다. 측정모형 구성 시, 남편과 아내의 삶의 만족도의 하위요인 중 가족관계 만족도와 경제상태 만족도의 잔차항 간에 공분산을 허용하였다. 그 이유는 본 연구의 대상이 상호독립적인 개인이 아닌 부부라는 점에서 가족관계 만족도(배우자 관계 만족도와 자녀 관계 만족도)가 서로 연관될 확률이 크기 때문이다. 마찬가지로, 경제상태 만족도의 경우에도 부부는 소득과 소비를 공유하는 하나의 경제 단위로서 기능하기 때문에 경제상태에 대한 만족도가 연관될 수 있음을 고려하여 잔차항 간 공분산을 허용한 후 측정모형을 검증하였다.


그림 3. 
측정모형

측정모형은 적합도 지수, 집중타당도, 판별타당도의 확인을 통해 검증하였다. 첫째, 측정모형의 적합도 지수는 χ2=1191.445, df=87, p=.000, GFI=.935, CFI=.924, NFI=.918, SRMR=.043, RMSEA=.077로 나타났다. 절대적합지수인 χ2 값의 유의확률은 p<.001 수준에서 유의하여 측정모형이 적합하지 않게 나타났으나, 이는 큰 표본크기에 의한 χ2 인플레이션 현상으로 여겨진다. 나머지 적합도 지수의 값은 .9 이상으로 수용가능한 수치를 보여주고 있으며, 오차항 관련 지표 역시 기준치보다 작은 수치를 보여 본 연구의 측정모형은 수용 가능한 수준으로 확인되었다.

둘째, 잠재변수에 대한 집중타당도 검증을 위해 측정모형의 요인부하량을 측정하고 개념신뢰도 값을 산출하였다. 일반적으로 요인부하량의 경우 .5를 기준으로 타당도를 판단하는데, 측정변수 중 가족관계 만족도의 요인부하량이 기준치에 미치지 못하였다(남편: .425, 아내: .473). 그러나, 가족관계 만족도가 삶의 만족도라는 잠재변수를 구성하는 데 중요한 변수로 판단되어 이를 삭제하지 않고 분석을 진행하였다. 가족관계 만족도 외의 측정변수들의 요인부하량은 .5 이상의 값을 보였으며(.562~.955), 집중타당도의 또 다른 판단 기준인 개념신뢰도 값을 산출한 결과 모든 값이 .7 이상으로 나타나 집중타당도가 있다고 판단하였다(우종필, 2012).

셋째, 판별타당도 검증을 위해 잠재변수 간 상관이 가장 높게 나타난 남편의 삶의 만족도와 아내의 삶의 만족도에 대해 비제약모델과 제약모델 간 χ2의 차이를 비교하였으며, Δχ2(1) = 573.525로 두 모델이 유의한 차이를 보여 판별타당도가 있음을 확인하였다.

다음으로, 주요 변인 간 관계를 파악하기 위해 구조모형의 적합도를 검증하였다. 구조모형의 적합도 지수는 χ2=2940.290, df=353, p=.000, GFI=.935, CFI=.912, NFI=.902, SRMR=.035, RMSEA=.059로 나타났다. 본 연구에서는 구조모형의 적합도 지수가 앞서 제시한 통계학적 기준을 모두 충족하므로 구조모형을 수용 가능하다고 판단하였다.

2) 구조모형 분석 결과: 부부의 직접 자기효과 및 직접 상대방효과 검증

구조모형 분석 결과, 주요 변인 간 직접적인 영향력은 모두 통계적으로 유의하게 나타났다(<그림 4>, <표 6>). 즉, 노년기 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계에서 남편과 아내의 직접 자기효과와 직접 상대방효과가 유의하였다. 이에 (1) 성별에 따른 직접 자기효과의 크기 차이, (2) 성별에 따른 직접 상대방효과의 크기 차이, (3) 남편의 직접 자기효과와 직접 상대방효과의 크기 차이, (4) 아내의 직접 자기효과와 직접 상대방효과의 크기 차이가 통계적으로 유의한지 확인하기 위해 등가제약을 실시하였다<그림 5>. 본 연구에서는 구조모형 검증 시 통제변인의 영향력도 고려하였으나, 통제변인의 영향력 및 그 외 변인 간 영향력에 대한 서술은 간략히 언급하고 부부의 직접 자기효과(본인 건강상태 → 본인 삶의 만족도)와 직접 상대방효과(배우자 건강상태 → 본인 삶의 만족도)의 검증 결과를 위주로 결과를 제시하고자 한다.


그림 4. 
구조모형 검증 (표준화 계수)

표 6. 
구조모형 검증 결과 (N=2,140)
구분 Estimate S.E. C.R. SMC
B β
남편의 우울에 대한 경로
　　남편 건강상태 → 남편 우울 -.436 -.454 .026 –16.544*** .364
　　아내 건강상태 → 남편 우울 -.042 -.051 .020 -2.083*
아내의 우울에 대한 경로
　　아내 건강상태 → 아내 우울 -.407 -.506 .025 –16.167*** .352
　　남편 건강상태 → 아내 우울 -.046 -.048 .021 -2.172*
남편의 삶의 만족도에 대한 경로
　　남편 건강상태 → 남편 삶의 만족도(남편 직접 자기효과) .080 .128 .020 3.961*** .566
　　아내 건강상태 → 남편 삶의 만족도(남편 직접 상대방효과) .046 .086 .021 2.211*
　　남편 우울 → 남편 삶의 만족도 -.278 -.429 .030 -9.428***
　　아내 우울 → 남편 삶의 만족도 -.082 -.124 .030 -2.729**
아내의 삶의 만족도에 대한 경로
　　아내 건강상태 → 아내 삶의 만족도(아내 직접 자기효과) .103 .187 .021 4.794*** .473
　　남편 건강상태 → 아내 삶의 만족도(아내 직접 상대방효과) .045 .070 .021 2.201*
　　아내 우울 → 아내 삶의 만족도 -.217 -.316 .031 -6.941***
　　남편 우울 → 아내 삶의 만족도 -.113 -.168 .029 -3.856***
*p < .05, **p < .01 ***p < .001


그림 5. 
등가제약 모형

먼저, 직접 자기효과의 경우 아내(β=.187, p<.001)가 남편(β=.128, p<.001)보다 크고, 직접 상대방효과의 경우 남편(β=.086, p<.05)이 아내(β=.070, p<.05)보다 크게 나타났으나, 이러한 차이는 통계적으로 유의하지 않았다. 즉, 본인의 건강상태가 좋을수록, 배우자의 건강상태가 좋을수록 본인의 삶의 만족도가 높아지는 각각의 관계에서 남편과 아내는 유사한 크기의 영향을 받는 것으로 나타났다.

다음으로, 남편의 직접 자기효과(β=.128, p<.001)가 직접 상대방효과(β=.086, p<.05)보다 크고, 아내의 직접 자기효과(β=.187, p<.001)도 직접 상대방효과(β=.070, p<.05)보다 크게 나타났으나 마찬가지로 통계적으로 유의한 차이에 해당하지 않았다. 즉, 부부의 삶의 만족도에 있어서 본인의 건강상태와 배우자의 건강상태가 유사한 비중으로 영향을 미치고 있어 부부간 상호적인 영향력이 있음이 확인되었다.

그 밖의 구조모형 및 등가제약 모형의 검증 결과를 경로별로 간략히 살펴보면, 첫째, 노년기 부부의 건강상태에 유의한 영향을 미친 통제변인은 남편의 경우 본인의 취업 여부, 아내의 교육년수, 본인의 교육년수, 연간 가구 총소득으로 나타났고, 아내의 경우 본인의 취업 여부, 본인의 교육년수, 연간 가구 총소득, 본인의 연령, 가구형태로 나타났다. 부부의 건강상태에 대한 통제변인의 설명력은 남편의 경우 11%, 아내의 경우 12.6%에 해당하였다.

둘째, 부부의 건강상태는 본인의 우울에 부적인 영향을 미쳤는데, 등가제약 실시 결과 배우자의 건강상태보다 본인의 건강상태가 본인의 우울에 더 큰 비중으로 작용하는 것으로 나타났다. 부부의 우울에 대한 통제변인의 영향력은 남편의 경우 본인의 취업 여부, 본인의 교육년수, 본인의 연령, 본인의 인지기능 저하 여부, 가구형태, 연간 가구 총소득, 종교, 자녀 수가 유의하게 나타났고, 아내의 경우 가구형태, 연간 가구 총소득, 본인의 연령, 본인의 교육년수, 남편의 인지기능 저하 여부, 본인의 취업 여부, 종교로 나타났다. 남편의 우울에 대한 통제변인과 부부의 건강상태의 설명력은 36.4%, 아내의 우울에 대한 변인들의 설명력은 35.2%로 확인되었다.

셋째, 부부의 우울은 본인의 삶의 만족도에 부적인 영향을 미쳤는데, 등가제약 실시 결과 성별에 따른 영향력의 차이가 유의하게 나타났다. 이는 남편의 경우 본인의 삶의 만족도에 있어 배우자의 우울보다 본인의 우울의 영향을 더 크게 받는 반면, 아내는 본인과 배우자의 우울의 영향이 비슷하게 작용함을 의미한다. 부부의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미친 통제변인은 남편의 경우 연간 가구 총소득, 가구형태, 자녀 수, 본인의 교육년수이고, 아내의 경우 연간 가구 총소득, 자녀 수, 가구형태로 확인되었다. 부부의 삶의 만족도에 대한 통제변인 및 주요 변인의 설명력은 남편의 경우 56.6%, 아내의 경우 47.3%에 해당하였다.

3) 효과분해 및 간접효과 검증

노년기 부부의 간접 자기효과와 간접 상대방효과의 유의성을 개별적으로 살펴보기에 앞서, 남편과 아내의 건강상태가 삶의 만족도에 미치는 영향에서 ‘부부의 우울’을 매개로 한 간접효과의 유의성을 확인하고자 효과분해 및 간접효과 검증을 실시하였다. 구체적으로, 주요 변인 간 경로에 따른 효과를 분해한 후 원자료로부터 5,000개의 표본을 무작위로 생성하여 신뢰구간 95%에서 부트스트래핑을 시행하였다. 부트스트래핑을 통한 효과분해 결과는 <표 7>에, 간접효과의 유의성 검증 결과는 <표 8>에 제시하였다.

표 7. 
효과 분해
경로 직접효과 간접효과 총효과
남편 건강상태 → 남편 우울 -.454*** - -.454***
아내 건강상태 → 아내 우울 -.506*** - -.506***
아내 건강상태 → 남편 우울 -.051 - -.051
남편 건강상태 → 아내 우울 -.048* - -.048*
남편 우울 → 남편 삶의 만족도 -.429*** - -.429***
아내 우울 → 아내 삶의 만족도 -.316*** - -.316***
아내 우울 → 남편 삶의 만족도 -.124* - -.124*
남편 우울 → 아내 삶의 만족도 -.168*** - -.168***
남편 건강상태 → 남편 삶의 만족도 -.128** .201*** -.329***
아내 건강상태 → 아내 삶의 만족도 -.187*** .169*** -.355***
아내 건강상태 → 남편 삶의 만족도 -.086* .084** -.170***
남편 건강상태 → 아내 삶의 만족도 -.070* .091*** -.162***
표준화계수. *p < .05, **p < .01 ***p < .001

표 8. 
간접효과 유의성 검증
경로 β S.E. 95% C.I.
(Bias-corrected bootstrap)
남편 건강상태 → 남편 삶의 만족도 .201 .024 .156 ~ .253
아내 건강상태 → 아내 삶의 만족도 .169 .025 .121 ~ .220
아내 건강상태 → 남편 삶의 만족도 .084 .026 .032 ~ .134
남편 건강상태 → 아내 삶의 만족도 .091 .022 .050 ~ .138

첫째, 남편의 건강상태가 남편의 삶의 만족도에 미치는 영향에서 부부의 우울을 매개로 한 간접효과는 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아(.156~.253) p<.05 수준에서 유의하였다. 즉, 남편의 삶의 만족도에 대한 남편의 건강상태의 직접효과(β=.128, p<.01)와 부부의 우울을 매개로 한 간접효과(β=.201, p<.001)가 모두 유의하였으며, 직접효과보다 간접효과가 더 크게 나타났다.

둘째, 아내의 건강상태가 아내의 삶의 만족도에 미치는 영향에서 부부의 우울을 매개로 한 간접효과는 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아(.121~.220) p<.05 수준에서 유의하였다. 즉, 아내의 건강상태는 아내의 삶의 만족도에 직접적으로 영향(β=.187, p<.001)을 미칠 뿐만 아니라, 부부의 우울을 통해 간접적으로 영향을 미치는 것으로 확인되었다(β=.169, p<.001). 마찬가지로, 아내의 삶의 만족도에 대한 아내의 건강상태의 직접효과가 간접효과보다 더 컸다.

셋째, 아내의 건강상태가 남편의 삶의 만족도에 미치는 영향에서 부부의 우울을 매개로 한 간접효과는 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아(.032~.134) p<.05 수준에서 유의하였다. 즉, 아내의 건강상태는 남편의 삶의 만족도에 직접적인 영향(β=.086, p<.05)을 미치기도 하고 부부의 우울을 통해 간접적으로 영향(β=.084, p<.01)을 미치기도 하였다. 이때 남편의 삶의 만족도에 대한 아내의 건강상태의 직접효과와 간접효과의 크기는 비슷한 수준을 보였다.

넷째, 남편의 건강상태가 아내의 삶의 만족도에 미치는 영향에 있어 부부의 우울을 매개로 한 간접효과는 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아(.050~.138) p<.05 수준에서 유의하게 나타났다. 즉, 아내의 삶의 만족도에 대한 남편의 건강상태의 직접효과(β=.070, p<.05)와 부부의 우울을 통한 간접효과(β=.091, p<.001)가 모두 유의하였고, 간접효과가 직접효과보다 약간 크게 나타났다.

4) 개별매개효과 검증: 간접 자기효과 및 간접 상대방효과 검증

앞서 구조모형의 효과를 분해하고 부트스트래핑을 실시하여 노년기 부부의 건강상태가 부부의 우울을 통해 삶의 만족도에 미치는 영향(간접효과)의 유의성을 검증하였다. 그런데 본 연구에서 자료 분석에 활용한 AMOS 통계 프로그램은 매개변인이 2개 이상인 다중매개모형에서 나타나는 각각의 매개변인의 효과를 제시하지 못하고 이를 합산한 결과값만 제시할 수 있어 남편과 아내의 우울의 매개효과를 나누어 확인할 수 없다는 한계가 있다. 이에 본 연구에서는 남편의 우울과 아내의 우울의 개별매개효과를 확인하기 위해 기존의 구조모형에 16개의 팬텀변수(phantom variable)를 추가한 모형을 생성하여 부트스트래핑을 한 번 더 실시하였고 그 결과를 <표 9>에 제시하였다.

표 9. 
개별매개효과 검증 결과
경로 B S.E. 95% C.I.
(Bias-corrected bootstrap)
남편 자기효과
　남편 건강상태 → 남편 우울 → 남편 삶의 만족도 (간접 자기-자기효과) .121 .016 .093 ~ .154
　남편 건강상태 → 아내 우울 → 남편 삶의 만족도 (간접 상대방-상대방효과) .004 .003 .000 ~ .011
아내 자기효과
　아내 건강상태 → 아내 우울 → 아내 삶의 만족도 (간접 자기-자기효과) .088 .014 .062 ~ .118
　아내 건강상태 → 남편 우울 → 아내 삶의 만족도 (간접 상대방-상대방효과) .005 .003 .001 ~ .012
남편 상대방효과
　아내 건강상태 → 아내 우울 → 남편 삶의 만족도 (간접 자기-상대방효과) .033 .013 .008 ~ .060
　아내 건강상태 → 남편 우울 → 남편 삶의 만족도 (간접 상대방-자기효과) .012 .006 .000 ~ .024
아내 상대방효과
　남편 건강상태 → 남편 우울 → 아내 삶의 만족도 (간접 자기-상대방효과) .049 .014 .023 ~ .078
　남편 건강상태 → 아내 우울 → 아내 삶의 만족도 (간접 상대방-자기효과) .010 .005 .000 ~ .022

먼저, 부부의 간접 자기효과 중 간접 자기-자기효과는 남편과 아내 모두 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아(남편: .093~.154, p<.05, 아내: .062~.118, p<.05) 통계적으로 유의하였다. 즉, 남편과 아내 모두 본인의 건강상태가 좋을수록 본인의 우울 수준이 낮아져 삶의 만족도가 높아지는 관계가 나타났다. 반면, 간접 자기효과 중 간접 상대방-상대방효과는 남편의 경우 유의하지 않고 아내의 경우에서만 유의하게 나타나 성별에 따른 양상의 차이를 보였다(남편: .000~.011, p>.05, 아내: .001~.012, p<.05). 즉, 아내의 경우 본인의 건강상태가 좋을수록 남편의 우울 수준이 낮아져 본인의 삶의 만족도가 높아지는 관계가 밝혀졌으나, 남편의 경우에는 성립하지 않았다.

다음으로, 부부의 간접 상대방효과 중 간접 자기-상대방효과는 남편과 아내 모두 유의하게 나타난 반면(남편: .008~.060, p<.05, 아내: .008~.060, p<.05), 간접 상대방 자기효과는 남편과 아내 모두 유의하지 않아(남편: .000~.024, p>.05, 아내: .000~.022, p>.05) 노년기 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 관계에서 나타나는 상대방효과는 부부가 유사한 양상을 보였다. 즉, 남편과 아내 모두 배우자의 건강상태가 좋을수록 배우자의 우울 수준이 낮아져 본인의 삶의 만족도가 높아지는 관계는 성립하였으나, 배우자의 건강상태가 좋을수록 본인의 우울 수준이 낮아져 본인의 삶의 만족도가 높아지는 관계는 성립하지 않았다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계를 자기-상대방 상호의존 매개모형(APIMeM)의 적용을 통해 검증함으로써 부부간에 나타나는 상호의존성과 성별에 따른 자기효과와 상대방효과의 양상 차이를 확인하고자 하였다. 본 연구의 주요 결과를 요약하고 중요한 시사점을 제공하는 현상들을 논의하면 다음과 같다.

첫째, 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 관계에서 변인 간 직접적인 영향력이 통계적으로 모두 유의하여 부부간 상호의존성이 확인되었다. 지금까지 선행연구에서 제시된 변인 간 직접적인 영향력은 크기나 방향이 상이하여 일치된 결과를 확인할 수 없었으므로 본 연구와 선행연구의 결과를 비교하여 논의할 필요가 있다. 먼저, 노년기 부부의 건강상태와 삶의 만족도 간 관계가 유의한 것은 배우자의 건강상태가 본인의 부부관계 만족도에 정적 영향을 미친다고 밝힌 염지혜와 전미애(2018), 변지혜(2020)의 연구와 맥을 함께 하는 반면, 남편의 건강상태가 아내의 삶의 만족도에 미치는 영향만 유의하였던 Guo(2019)의 연구와는 다른 결과에 해당하였다. 다음으로, 본 연구에서는 부부 모두 배우자의 건강상태와 본인의 우울, 배우자의 우울과 본인의 삶의 만족도 간 부적인 관계가 나타나 기존 연구와는 차이를 보였다. 즉, 본 연구의 결과는 선행연구 중 남편의 건강상태가 아내의 우울 수준에 미치는 영향만 유의한 연구(황지선, 2016; Ayotte et al., 2010)와는 영향력의 방향성이 일치하나 성별에 따른 유의성에 차이를 보였고, 배우자의 건강상태가 본인의 우울에 정적인 영향을 미친다고 보고한 연구(Ruthig et al., 2012; Siegel et al., 2004), 변인 간 관계가 유의하지 않은 연구(Bookwala & Schulz, 1996)와는 상반된 결과를 보였다. 배우자의 우울과 본인의 삶의 만족도 간 관계의 경우에도 본 연구에서는 부부 모두 유의한 부적 영향이 나타났으나, 기존 연구에서는 아내의 경우에만 유의하거나(Stimpson et al., 2006) 남편의 경우에만 유의하게 나타나(Guo, 2019) 성별에 따른 영향력이 부분적으로만 일치하였다. 현재까지 노년기 부부를 대상으로 주요 변인 간 영향력을 살펴본 연구가 제한적으로 수행되었기 때문에 향후 다양한 대상과 문화권에 걸친 지속적인 연구를 통해 변인 간 관계를 명확히 하고, 선행연구 간 결과의 차이가 무엇으로부터 기인하는지를 파악할 필요가 있다.

둘째, 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계에서 나타나는 3쌍의 자기효과 중에서 직접 자기효과와 간접 자기-자기효과는 부부 모두에게 유의하여 부부가 유사한 양상을 보였다. 이러한 결과는 노인 개인을 분석 단위로 하여 건강상태가 삶의 만족도에 직접적인 영향을 미침을 밝힌 선행연구(김수희 외, 2018; 김철수, 유성호, 2009; 박순미, 2011; 윤현숙, 허소영, 2007; 허성호, 김종대, 2011; Dumitrache et al., 2017; Gana et al., 2012; Pinto et al., 2016)와 노년기 건강상태와 삶의 만족도 간 관계에서 우울이 유의한 매개역할을 수행한다고 밝힌 선행연구(김용탁, 이남, 2019; 염동문, 정정숙, 2011; 차은진, 김경호, 2015)와 맥을 함께 한다. 노인의 주관적 건강상태와 현재 앓고 있는 만성질환의 수가 개인의 삶의 만족도에 직접적인 영향을 미침을 고려할 때, 노인이 자신의 건강을 긍정적으로 지각할 수 있도록 돕고 보건의료서비스를 확충하여 지속적이고 체계적인 건강관리가 이루어지도록 지원해야 한다. 또한, 간접 자기-자기효과가 유의하게 나타난 본 연구의 결과는 노년기에 속한 개인의 삶의 만족도 향상을 위해 건강관리뿐만 아니라 우울 수준에 대한 개입도 필수적임을 시사한다. 특히, 본 연구에서 본인의 삶의 만족도에 대한 본인의 건강상태의 효과를 분해한 결과, 아내의 경우 건강상태의 직접효과가 간접효과보다 약간 크게 나타났으나 남편의 경우 우울을 매개로 한 간접효과가 더 크게 나타나 우울에 대한 사후치료적 개입은 남성 노인에게 더 효과적일 것으로 사료된다.

셋째, 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 관계의 자기효과 중에서 간접 상대방-상대방효과는 남편과 아내가 다른 양상을 보였다. 아내의 경우 간접 상대방-상대방효과가 유의하여 아내가 건강할수록 남편의 우울 수준이 낮아져 아내의 삶의 만족도가 높아지는 관계가 성립하였으나, 남편의 경우에는 성립하지 않았다. 이러한 차이가 나타난 이유는 아내가 남편보다 상대적으로 배우자의 심리적인 특성에 더 많은 영향을 받기 때문으로 해석해볼 수 있다. 즉, 본인 건강상태 → 배우자 우울의 경로보다는 배우자 우울 → 본인 삶의 만족도의 경로에서 나타난 차이로 추측된다. 본 연구에서 남편의 경우 본인의 삶의 만족도에 있어 배우자의 우울보다 본인 우울의 영향을 더 크게 받았으나, 아내의 경우 본인의 우울과 배우자의 우울이 본인의 삶의 만족도에 유사한 수준으로 작용한 것은 아내가 남편에 비해 배우자의 심리적 특성의 영향을 상대적으로 더 많이 받음을 시사한다. 간접 상대방-상대방효과에서 나타난 부부의 양상 차이는 성별에 따른 공감능력의 차이와 부부간의 감정 전염(emotional contagion) 개념으로도 해석이 가능하다. Hoffman(1977)에 따르면 공감능력은 타인의 감정을 대신하여 나타나는 정서적인 반응으로 여성이 남성보다 더 높은 수준의 공감능력을 보인다고 나타났다. 우울 증상의 정의가 개인이 일정한 기간 동안 슬프고 울적하고 처진 기분을 경험하며 일상적인 활동에 흥미나 기쁨을 잃는 것임을 고려해볼 때(Olfson & Klerman, 1992), 아내는 남편보다 배우자의 감정과 기분에 더 많은 공감을 할 것이며 이에 따라 자신의 우울 증상이 증가하는 결과가 나타났을 가능성이 있다. 이와 유사하게, 감정 전염은 한 사람의 감정이 주변에 있는 다른 사람에게 옮아가 유사한 반응을 보이는 것으로, 여성이 남성보다 타인의 감정에 더 민감한 특성이 있다(Hatfield, Cacioppo, & Rapson, 1992). 선행연구에서는 부부간에 나타나는 감정 전염 중에서 주로 우울의 전염을 살펴보았는데, 남편의 우울 수준이 높을수록 아내의 우울 증상이 증가한 반면, 아내의 우울 수준은 남편의 우울 수준에 유의한 영향을 미치지 않았다(Kouros & Cummings, 2010; Monin et al., 2015; Peek, Stimpson, Townsend, & Markides, 2006). 본 연구에서는 아내 건강상태 → 남편 우울 → 아내 삶의 만족도의 경로를 설정하여 그 유의성을 검증하였으므로 남편이 우울이 아내의 우울로 이어져 아내의 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치는지를 확인하기 위해서는 추가적인 연구가 필요할 것이다.

넷째, 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 관계에서 나타나는 3쌍의 상대방효과 중에서 부부 모두 직접 상대방효과와 간접 자기-상대방효과는 유의하였으나, 간접 상대방-자기효과는 유의하지 않게 나타났다. 먼저, 직접 상대방 효과가 유의하게 나타난 결과는 노년기 부부 중 한쪽의 건강상태가 본인의 삶의 만족도뿐만 아니라 배우자의 삶의 만족도에도 영향을 미치므로 노년기 부부가 함께 질병을 관리하고 건강한 생활습관을 유지하도록 하여 삶의 만족도를 향상시킬 필요가 있음을 시사한다. 다음으로, 본 연구에서 부부의 간접 자기-상대방효과가 유의하게 나타난 결과는 배우자의 건강상태가 배우자의 우울에 미치는 영향력이 강력하고, 배우자의 우울이 본인의 삶의 만족도에 미치는 영향력의 크기도 비교적 큰 편에 해당하였기 때문으로 해석된다. 이러한 결과는 본인의 건강상태가 본인의 우울에 유의한 영향을 미친다고 보고한 다수의 선행연구들(김수린 외, 2018; 박영옥, 홍귀령, 2013; 백종태 외, 2016; 오인근, 2017; 윤현숙, 구본미, 2009; 이미숙, 2010; 전해숙, 강상경, 2009; Black et al., 1998; Jang & Chiriboga, 2011)과 맥을 함께 한다. 본 연구의 결과에 따르면, 노년기 부부 중 한쪽이 건강상태로 인한 우울을 경험할 경우 이는 본인의 삶의 만족도뿐만 아니라 배우자의 삶의 만족도에도 직접적인 타격을 입히므로, 우울감을 느끼는 당사자와 그 배우자에 대한 개입이 반드시 동반되어야 한다. 마지막으로, 본 연구에서 부부의 간접 상대방-자기효과가 유의하지 않게 나타난 결과는 배우자의 건강상태가 본인의 우울에 미치는 영향력이 통계적으로는 유의하였으나 그 크기가 미미한 수준에 해당하였기 때문으로 해석된다. 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적 관계에서 나타나는 상호의존성을 종합하여 비교해보면, 부부간 상호의존성은 우울 → 삶의 만족도의 경로에서 가장 강하게 나타났으며, 그 다음으로 건강상태 → 삶의 만족도의 경로에서 크게 나타났고, 건강상태 → 우울의 경로에서 상대적으로 가장 작게 나타났다. 이는 노년기 부부의 삶의 만족도를 증진하기 위한 방안을 모색하는 데 있어, 개인 및 배우자의 건강상태를 증진시키는 접근보다 우울 수준을 낮추기 위한 개입이 더 효과적이며 우선적으로 검토될 필요가 있음을 시사한다.

본 연구는 다음과 같은 의의가 있다. 첫째, 본 연구는 기존 연구에서 잘 다루어지지 않은 노년기 부부간 상호의존성을 검증하였고, 특히 변인 간 단편적인 관계가 아닌 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 구조적인 관계를 살펴봄으로써 부부의 상호의존성이 나타나는 경로를 보다 심도있게 파악하였다. 또한, 본 연구에서 검증된 부부간의 상호의존성은 가족관계가 자녀중심에서 부부중심으로 변화하는 노년기 생애주기적 특성을 잘 반영한 것으로, 이후 노년기 가족생활교육 프로그램 개발이나 노인의 우울 완화 및 삶의 만족도 증진 프로그램의 개발에 있어 기초자료로 활용될 가능성이 있다.

둘째, 본 연구에서는 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도 간 관계를 검증하는 데 있어 인구사회학적 변인의 영향력을 통제하여 분석함으로써 주요 변인의 상대적인 영향력을 엄밀히 검증하였다는 의의가 있다. 또한, 연령, 교육년수, 가구 형태, 자녀 수, 연간 가구 총소득, 종교, 취업 여부, 인지기능 저하 여부가 노년기 부부의 건강상태, 우울, 삶의 만족도에 미치는 영향을 파악함으로써 기존 연구를 통해 밝혀진 결과를 더욱 공고히 하고 노년기 부부에 대한 개입이나 정책 및 서비스 개선방안에 대한 기초자료를 제공하였다.

셋째, 본 연구는 전국에 거주하는 노인을 대상으로 하는 2차 자료를 분석함으로써 자료의 대표성을 확보하였다는 데에 의의가 있다. 비록, 전체 표본 10,299명 중에서 배우자가 있는 노인 4,280명을 추출하였기 때문에 원자료의 대표성을 유지하지는 못하였으나, 여전히 거대 자료를 활용하였기 때문에 소표본을 대상으로 한 조사 연구에 비해 연구결과의 일반화가 용이할 것으로 사료된다.

마지막으로, 본 연구의 한계점을 제시하고 이를 보완하는 방향으로 후속 연구에 대한 제언을 하면 다음과 같다. 먼저, 노인의 우울과 삶의 만족도의 궤적을 살펴본 선행연구에 따르면, 현재 시점의 우울 수준과 삶의 만족도는 과거의 우울 수준과 삶의 만족도에 의해 상당 부분 설명되는 것으로 나타났으나(Djernes, 2006; Guo, 2019; Russell & Cutrona, 1991; Wurm, Tomasik, & Tesch-Römer, 2008), 본 연구는 노년기 부부의 이전 시점의 우울 수준과 삶의 만족도 수준을 통제하지 않았고 단일 시점에서의 변인 간 관계를 검증하였으므로 본 연구에서 설정한 인과관계의 결과를 해석함에 있어 주의를 요한다. 이와 관련하여, 후속 연구에서는 변인 간 측정 시점을 다르게 두어 이전 시점에서의 노년기 부부의 건강상태가 이후 시점의 우울 수준에 영향을 미치고, 우울 수준이 그 다음 시점의 삶의 만족도로 이어지는 관계를 검증함으로써 변인 간 인과관계를 엄밀히 할 필요가 있다.

다음으로, 본 연구에서는 2차 자료를 사용하였기 때문에 문항의 수가 압축적인 경우가 많아 측정하고자 하는 개념을 충실히 반영하지 못하였을 가능성이 있다. 따라서, 추후에는 주관적 건강상태, 우울, 삶의 만족도 개념을 보다 충실하게 반영할 수 있도록 문항의 수가 적절히 구성되어 있고 타당화된 척도를 사용하여 변인 간 관계를 다시 검증해볼 필요가 있다.

Acknowledgments

본 논문은 주저자의 석사학위논문의 일부를 수정, 보완한 것임

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