최근호

가정과삶의질연구(Journal of Families and Better Life) - Vol. 40 , No. 2

[ Article ]
Journal of Families and Better Life - Vol. 40, No. 2, pp. 71-89
Abbreviation: JKHMAJFBL
ISSN: 2765-1932 (Print) 2765-2432 (Online)
Print publication date 30 Jun 2022
Received 14 Mar 2022 Revised 14 May 2022 Accepted 16 Jun 2022
DOI: https://doi.org/10.7466/JFBL.2022.40.2.71

중년기 부부의 성인애착과 우울증상의 관계에서 결혼만족도의 매개효과: 자기-상대방 상호의존모형(APIM)의 적용
이연정1 ; 최은실2, *

The Mediational Effect of Marital Satisfaction in the Relationship between Middle-aged Couples’ Adult Attachment and Depressive Symptoms: Focusing on Actor and Partner Effects
Yeounjung Lee1 ; Eunsil Choi2, *
1Department of Family and Housing Studies, Yeungnam University, Ph.D.
2Department of Family and Housing Studies, Yeungnam University, Professor
Correspondence to : *Eunsil Choi, Department of Family and Housing Studies, Yeungnam University, 280 Deahak-ro, Gyeoungsan 38541, Korea. Tel: +82-53-810-2861, Email: echoi@yu.ac.kr


초록

본 연구의 목적은 중년기 부부의 성인애착의 두 차원, 애착불안과 애착회피가 각각 우울증상에 미치는 영향에서 결혼만족도가 매개하는 경로를 자기-상대방 상호의존모형(APIM)을 통해 살펴보는 데 있다. 연구대상은 자기보고식 설문지를 사용하여 온라인과 오프라인을 통해 수집한 중년기 40~60세에 해당하는 현재 혼인을 유지하고 있는 부부 309쌍(618명)을 대상으로 하였다. 본 연구에서는 중년기 부부의 자기-상대방 효과를 검증하기 위해 AMOS 24.0을 이용한 구조방정식을 사용하여 자기-상대방 상호의존모형 분석을 실시하였다. 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째, 중년기 부부의 애착불안이 결혼만족도의 매개를 통해 우울증상에 미치는 경로의 자기효과와 상대방효과를 살펴본 결과, 남편과 아내 모두 자기효과의 직접효과와 간접효과는 유의미한 것으로 나타났다. 반면, 남편과 아내 모두 상대방효과의 간접효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 둘째, 중년기 부부의 애착회피가 결혼만족도의 매개를 통해 우울증상에 미치는 경로의 자기효과와 상대방효과를 살펴본 결과, 아내의 자기효과의 직접효과와 간접효과는 유의미하였고, 남편은 자기효과의 간접효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 반면, 상대방효과는 남편과 아내 모두 유의미하지 않았다. 즉, 중년기 남편과 아내의 우울증상은 상대 배우자의 성인애착 차원과 결혼만족도보다는 자신의 성인애착 차원과 결혼만족도에 의해 더 많은 영향을 받는 자기효과가 주를 이루고 있다는 것을 확인하였다. 본 연구는 중년기 부부의 성인애착의 두 차원, 애착불안과 애착회피가 결혼만족도의 경로를 거쳐 우울증상에 미치는 영향의 자기효과와 상대방효과를 같이 살펴보는 것에 의의가 있다.

Abstract

This research aimed at examining where marital satisfaction mediates the respective effects of the attachment anxiety and attachment avoidance on depressive symptoms, using the Actor-Partner Interdependence Model(APIM). The subjects of this research were 309 pairs of couples(n = 309) of age 40∼60. The Actor-artner Interdependence Model (APIM) analysis was conducted using the AMOS 24.0. First, the analysis of the actor and partner effects in the path where the couples’ attachment anxiety affected their depressive symptoms by the medium of their marital satisfaction found the significant direct and indirect actor effects in both husbands and wives, whereas the indirect partner effects were not significant in either husbands or wives. Second, as for the actor and partner effects in the path where the couples’ attachment avoidance affects their depressive symptoms by the medium of their marital satisfaction, wives’ direct and indirect actor effects were significant, whereas husbands’ indirect actor effects were not significant. In contrast, the direct and indirect partner effects were not significant in either husbands or wives. Also, in overall paths, neither husbands’ nor wives’ partner effects were significant.


Keywords: married couple, adult attachment, marital satisfaction, depressive symptoms
키워드: 부부, 성인애착, 결혼만족도, 우울증상

Ⅰ. 서 론

중년기는 신체에 대한 민감한 반응이 일어나는 갱년기와 함께 오며 인생관과 부부관계에 대한 인식변화 및 다양한 신체적⋅정신적 변화가 나타나는 시기이다(정현숙, 2019). 이와 같은 중년기의 여러 변화는 우울증상과 같은 심리적 위기로 이어질 수 있으며 적절한 치료 없이 장기간 방치되면 식욕감소, 체중 변화, 두통 등의 신체적 변화와 함께 죄의식, 무가치감, 불면, 집중력의 저하, 자살사고를 동반하여 일상생활 및 사회생활에 심각한 지장을 초래할 수 있다(허명륜, 임숙빈, 2012). 그리고 가족 중 심각한 우울증을 경험한 사람이 있는 경우 그렇지 않은 사람에 비해 우울 발병 가능성이 1.5∼3배 높아진다(권석만, 2013). 정신건강 질환 진료현황 보고에 따르면, 40∼69세 중년기 성인의 정신건강의학과 질병 중에 우울은 가장 흔한 증상으로 나타났다(건강보험심사평가원, 2019). 따라서 중년기 우울증상은 부부와 가족의 문제를 넘어 사회적으로 관심을 가지고 개입해야 할 중요한 정신건강 문제이다.

중년기 기혼남녀의 우울증상을 예측하는 중요한 요인으로 부부관계를 들 수 있다. 기혼자의 가장 강력한 심리적 행복의 예측 변인은 양질의 결혼생활이라 보고되었고(Russell & Wells, 1994), 좋은 부부관계 자체가 중년기 정신건강을 높이는 효과가 있었다(이미숙, 2003). 반면, 부부관계 불만족은 남편 또는 아내의 우울증을 비롯한 정신 건강문제와 정적 상관이 있었으며(Grames et al., 2008), 부부관계 불만족이 높을수록 중년기의 심리적인 적응력이 떨어졌다(이은아, 2006). 친밀한 대인관계에서 발생하는 문제는 개인의 인지⋅정서⋅행동에 영향을 미치며, 특히 우울과 불안 등의 정신건강 지표들에 상당한 영향을 미치는(Bartholomew & Horowitz, 1991) 것으로 보고되었다. 따라서 결혼생활과 부부관계 불만족은 기혼자에게 여러 가지 역기능적 문제와 정신 병리적인 문제를 일으킬 수 있고(Coie et al., 1993), 어떠한 대인관계 보다 정서적인 개입이 큰 부부관계 문제는 남편과 아내 서로에게 상당한 우울증상을 초래하는 것으로 확인되었다(김사라형선, 2010; 장문선, 2006). 이러한 부부관계 문제와 우울증상의 밀접한 관련성에 주목한 연구자들은 부부관계와 우울증상의 원인 규명을 시도하였다.

여기서 나아가 연구자들은 인지-대인관계 접근에 기반하여 부부관계 불만족과 우울증상의 원인으로 애착을 가정함으로써 부부관계와 우울증상의 관계를 더욱 잘 밝히고자 하였다(Gotlib & Hammen, 1992; Whisman, 1999). 애착(attachment)이란 개인이 가까운 사람과 맺고 있는 강하고 지속적인 정서적 유대로, 유아와 양육자의 상호작용과 사회적 발달의 관련성을 이해하기 위해 고안된 개념으로(Bowlby, 1973), 개인의 모든 대인관계와 정서에 주요한 영향을 미친다(권정혜, 2002; 김미정, 조영주, 2017; 연수진, 서수균, 2013; 원진희, 장문선, 2014; 이경숙 외, 2004; Bifulco et al., 2002). 특히 기혼자에게 있어 부부관계는 가장 핵심적인 인간관계이며 우울은 가장 흔한 정서적 문제다(최규련, 2015). 이에 본 연구에서는 대인관계와 정서의 근원적 뿌리인 애착이 중년기 부부의 결혼 불만족과 우울증상에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보고자 하였다.

인간은 유아⋅아동기에 친밀한 사람과의 관계를 통해 형성된 자신과 타인에 대한 표상들을 조합하여 관계에서 애착정보를 처리하는 방식인 내적 작동모델(internal working model)을 형성하게 된다(Bartholomew & Horowitz, 1991; Bretherton, 1995). 유아기의 애착경험으로 형성된 내적 작동모델은 성인기의 대인관계 및 상호작용까지 영향을 미치는 안정성이 있지만 새로운 긍정적인 애착경험을 통해 개선될 가능성이 있다(Bowlby, 1980). 이러한 관점을 이어받은 Hazan과 Shaver(1987)는 초기 애착이 성인기의 연인관계까지 영향을 미쳐 연인관계 또한 ‘애착과정’이라는 점과 연인 간 애착과 유아와 양육자 간의 애착이 유사하다는 점을 발견하였다. 이들은 Bowlby의 생애 초기 애착을 성인기로 확장하여 개인의 친밀한 관계(친구, 동료, 연인, 부부 등)가 형성되고 유지되는 과정 자체를 ‘성인애착(adult attachment)’이라고 정의하였다.

최근 연구자들은 성인애착을 분류하고 평가하는 방식으로 범주체계보다는 연속적인 차원인 불안(anxiety)과 회피(avoidance)로 구분하여 분석하는 것이 더 정확할 수 있다는 주장을 제기하였다(Fraley & Waller, 1998). 애착불안 차원은 관계에서 친밀감에 대한 욕구가 강하여 상대방에게 집착하고 지나치게 의존하고 거절과 유기에 대한 불안과 두려움을 느끼며 급격한 감정변화를 겪는다. 반면, 애착회피 차원은 타인과 가까워지고 친밀해지는 것을 불편해하며 상대방과의 정서적 교류를 차단하고 타인에 대한 낮은 의존성을 보이고 신뢰하지 못한다(Brennan et al., 1998; Mikulincer et al., 2003; Schachner et al., 2005). 이렇듯, 애착불안과 애착회피는 정서적으로 관계적으로 서로 다른 특성을 가지기 때문에 두 차원이 중년기 부부에게 미치는 차별적인 영향을 살펴볼 필요가 있다.

애착불안이 높은 사람들의 경우 관계에 대해 과도하게 집착하게 되어 상대방이 자신의 기대만큼 반응해 주지 않는 경우 상대에게 사랑받지 못한다고 생각하기에 관계에서 경험하는 부정적인 인지와 정서에 반복적인 주의를 기울여 우울증상을 호소할 가능성이 높아진다. 반면 애착회피가 높은 사람들의 경우 관계에서 미리 거절당할 것을 예상하여 자신의 애착 욕구를 부정하고 정서를 억제하면서 상대방과 상호작용을 회피하다가 결국에는 친밀한 관계 형성과 유지에 실패하여 우울증상을 경험할 가능성이 높다고 하였다(김병직, 오경자, 2013; 김영숙 외, 2011; 이주영, 최희철, 2012; Blatt & Levy, 2003; Hankin et al., 2005; Wei et al., 2005).

이와 같은 불안정한 성인애착과 우울증상의 관련성 연구들이 증가되는 동시에 성인애착과 우울증상 사이를 중재 또는 매개하는 변인을 밝히려는 연구들이 시도되었다. 그 예로 성인애착이 우울증상에 미치는 영향에서 인지적 역기능 요소(김정란, 이은희, 2007; 전혜경, 2014; 정연옥, 이민규, 2005; Roberts et al., 1996; Wei et al., 2004)나 정서적인 요인(김누리, 신나나, 2017; 이지연, 임성문, 2006; 한기백, 2013; Mallinckrodt & Wei, 2005; Wei et al., 2005)에 관한 매개효과를 다룬 연구들이 주를 이루었다. 하지만 우울의 애착이론을 토대로 볼 때, 성인애착이 인지적⋅정서적 변인을 매개로 우울증상으로 가는 경로 외에 성인애착이 관계변인의 매개를 통해서도 우울증상에 영향을 미칠 수 있을 것으로 예측할 수 있다.

애착이론에 따르면 과거 양육자와의 관계에서 형성된 불안정한 애착경험이 부정적인 인지적 표상과 대인관계 행동을 야기하여 성인기 가장 친밀한 관계인 부부관계에서 문제를 일으킬 수 있다고 한다(정재완, 2016; Carnelly et al., 1994; Gotlib & Hammen, 1992). 불안정한 애착을 지닌 사람들은 타인과 깊이 있는 친밀한 관계를 유지하는 기술이 부족하여 기혼자의 경우 가장 중요한 부부관계에서 배우자로부터 지지나 사회적 강화를 받는 것이 힘들어 우울증상이 악화될 수 있다(Carnelley et al., 1994). 더욱이 중년기는 부부관계가 다시 중요한 가족 하위체계로 부상하기 때문에(김민녀, 채규만, 2006), 불안정한 성인애착을 가진 부부는 부부관계 만족이 낮아지고 이로 인해 우울증상을 경험할 수 있다. 따라서 성인애착이 중년기의 주요 관계인 부부관계를 통해 우울증상에 영향을 미치는지 그 경로를 면밀하게 살펴볼 필요성이 확인되는 바 본 연구에서는 부부의 결혼만족도를 살펴보았다.

결혼만족도는 부부관계의 주관적 질과 특징을 나타내는 결혼생활에 대한 부부의 전반적인 평가로써(Fincham, 1998), 결혼생활에서 부부관계의 질이나 상태를 파악하기 위해 가장 많이 사용하는 개념이다(정현숙, 2019). 부부의 결혼만족도를 예측하는 중요한 요인으로서 성인애착은 국내 연구뿐만 아니라 국외 연구들에서도 입증되었다(서혜석, 정민, 2012; 제주현, 김영근, 2018; 한혜영, 현명호, 2006; 현미나, 채규만, 2012; Castellano et al., 2014; Gallo & Smith, 2001; Heresi-Milad et al., 2014). 이들 중 애착불안과 애착회피 차원을 나누어 결혼만족도에 미치는 영향을 살펴본 결과들은 차이가 있었다. 기혼남녀의 애착불안과 애착회피 차원 모두 부부친밀감과 결혼만족도는 부적 상관관계가 나타난 연구(노미희, 최은실, 2018)가 있는 반면, 부부의 애착회피 차원만 결혼만족도와 관계가 있다는 연구도 있었다(Hersi-Milad et al., 2014). 그리고 기혼남녀의 애착이 보살핌과 성적 친밀감을 통하여 결혼만족도에 미치기보다 결혼만족도로 직접 영향을 미치는 것으로 나타나(이희숙, 박경, 2008), 애착이 결혼만족도에 직접적인 영향을 끼친다는 것을 알 수 있다.

이상에서 고찰한 선행연구를 바탕으로 본 연구에서는 중년기 부부의 성인애착의 두 차원, 애착불안과 애착회피가 관계변인인 결혼만족도의 매개를 통해서 우울증상에 영향을 미칠 것이라는 가정하에 성인애착과 우울증상의 관계에서 나타나는 차별적 경로를 탐색해 보고자 한다. 본 연구와 중요하게 관련된 애착불안 및 애착회피 차원과 우울증상의 관계를 설명하는 선행연구 중에서 관계변인의 매개역할에 중점을 두고 살펴본 연구들이 있었는데 이를 구체적으로 살펴보면 다음과 같다.

애착불안과 애착회피가 사회적 상호작용 불안을 통해 각각 우울증상에 영향을 미쳤고(김병직, 오경자, 2013), 애착불안이 관계변인 결혼만족도를 통해 우울증상으로 이어지는 가능성이 제시되었다(김영숙 외, 2011). 또한 사회적 유대감이 애착불안과 우울수준 사이에서 부분매개효과가 있었으며, 애착회피와 우울수준 사이에서는 완전매개효과가 있던 결과를 근거로 불안정한 애착과 우울증상의 사이를 매개하는 관계변인의 중요성을 조명하였다(이지혜 외, 2014). 한편 여러 선행연구에서 중년기 우울증상을 다루었지만(박지현, 김태현, 2011; 조준배, 2009; 최미경, 이영희, 2010), 기혼자의 경우 남편과 아내 개인을 독립적인 대상으로 분석하여 부부간의 유사성이 존재하는 상호의존적인 변수들의 영향력을 고려하지 못하는 한계점을 갖고 있을 수 있다.

부부는 서로 의미 있는 타인이면서 친밀한 관계를 형성하고 있는 양방향적이며 상호의존적인 관계이다(최효식, 연은모, 2014). 더욱이 중년기 부부는 장기간의 결혼(long-term marriage)을 통해 생애사 변화를 함께 경험하며 부부 공동의 역사를 내재화하고 있다(Singer & Skerrett, 2014). 따라서 부부와 같이 친밀한 관계에서 쌍(dyad)을 이루는 대상자들의 심리적⋅관계적 요인들은 서로 간에 영향을 주고받을 가능성이 높기 때문에 양방향적 상호관계를 함께 살펴보는 것이 필요하다(배주영, 2019; 양유정, 신성희, 2014; 연은모 외, 2016; 이주연, 정혜정, 2013; 차근영 외, 2017; Desai et al., 2012). 특히, 가까운 사람과의 관계에서 느끼는 성인애착은 자신의 관계만족도 뿐만 아니라 상대방의 관계만족도에 영향을 미친다는 연구들과(백상은, 설경옥, 2021; Candel & Turliuc, 2019), 부부의 결혼만족도는 자신의 우울증상뿐만 아니라 상대방 배우자의 우울증상에 영향을 미친다는 것이 많은 연구들을(Beach et al., 2003; Choi & Jung, 2021; Whisman et al., 2004)을 토대로 본 연구는 성인애착과 우울증상간의 관계에서 결혼만족도가 매개효과가 있는지 살펴보기 위해 부부를 쌍으로 상호관계분석을 시행하고자 하였다. Kenny (1996)는 양방향적 관계에 있는 부부와 커플의 상호관계 분석을 위한 방법으로 자기-상대방 상호의존모형(Actor-Partner Interdependence Model: APIM)을 제시하였다. APIM은 커플 관계에 있는 부부의 자료를 하나의 분석모형을 통해 함께 고려할 수 있으며, 커플 간의 상호의존성을 직접 확인하는 과정에서 상호의존적인 부부관계 내 두 배우자 중 어떤 사람이 더 큰 영향력을 미치는지와 같은 정보를 제공하기 때문에 대인 간의 과정을 이해하는 데 중요한 시사점을 제공할 수 있다(Cook & Kenny, 2005; Cook & Snyder, 2005; Kenny, 1996).

따라서 본 연구는 중년기 부부의 성인애착의 두 기제, 애착불안과 애착회피가 우울증상에 차별적 영향을 미치는 과정에서 관계변인 결혼만족도가 매개하는지 살펴보고자 하였다. 특히, 남편과 아내의 커플 자료를 수집하여 자기-상대방 상호의존모형을 적용하여 자기효과와 상대방효과를 통합적으로 살펴보고자 하였다. 이에 따른 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 성인애착(애착불안)이 우울증상에 미치는 영향에서 결혼만족도의 매개효과에서 자기효과와 상대방효과는 어떠한가?

둘째, 성인애착(애착회피)이 우울증상에 미치는 영향에서 결혼만족도의 매개효과에서 자기효과와 상대방효과는 어떠한가?


그림 1. 
연구모형 1


그림 2. 
연구모형 2


Ⅱ. 연구방법
1. 연구대상

본 연구는 Erickson(1956)Levinson(1978)의 관점을 적용하여 중년기를 만 40∼60세로 보고 중년기에 해당하는 부부 309쌍을 연구대상으로 하였다. 본 연구를 위한 자료수집은 예비조사를 거친 후 2020년 3월부터 2020년 6월까지 중년기 부부를 대상으로 4개월 동안 진행되었다. 자료수집은 연구자의 가족, 친구, 친척, 종교단체, 교육장 등을 통해 알고 있는 40∼60세 혼인을 유지하고 있는 중년기 부부를 대상으로 시작하였으며, 다시 이들의 주변 사람들로 확대해서 수집하는 눈덩이 표집을 이용하였다. 연구참여자들에게 구두 혹은 전화통화, 이메일, 문자를 통해 연구의 목적을 충분히 설명하였고, 설명을 듣고 이에 동의하는 연구참여자들을 대상으로 설문을 진행하였다. 설문지 배부는 온라인과 오프라인을 통해 참여할 수 있었으나, 코로나-19로 인해 대면 조사가 어려워져 이메일과 스마트폰의 대화창을 통해 온라인으로 진행되었다. 설문지는 연구자의 주변 인물이나 지인을 통해 소개받은 부부에게 연구 안내문과 설문지의 링크를 보내면 각자 전달하는 방식으로 진행되었다. 온라인 설문지는 설문을 시작하기 전 연구참여자가 동의여부를 체크하도록 하여 연구동의서 작성을 대신하였고, 아내의 핸드폰 번호 뒷자리 4개를 입력하도록 하여 수집된 자료가 부부임을 확인할 수 있도록 하였다. 온라인 설문으로 수집된 자료 409부 중 부부 쌍 자료를 확인하기 위한 아내의 핸드폰 번호가 누락 된 63부와 다수의 문항을 빠뜨리거나 무작위로 응답한 것으로 보이는 설문지를 37부를 제외하고 부부 309쌍 총 618명의 설문지를 연구결과 분석 시 사용하였다. 본 연구의 자료수집과 절차는 생명윤리위원회의 심의를 거쳐 승인을 받았다(IRB 승인번호: YU 2019-10-006-002).

연구대상의 사회인구학적 특성은 <표 1>에 제시하였다. 중년기 부부 309쌍(618명)의 연령은 남편은 40∼49세 183명(59.2%), 50∼59세 115명(37.2%), 60세 11명(3.6%)으로 평균 48.6세였으며, 아내는 40∼49세 219명(70.9), 50∼59세 89명(28.8%). 60세 1명(0.3%)으로 평균 46.2세였다. 부부의 결혼 기간은 평균 18.0년이었고, 자녀 수는 1명에서 4명이었으며 평균 1.8명이었다.

표 1. 
부부의 사회인구학적 특성 (N = 309쌍)
변인 구분 N (%)
남편 아내
연령 40세∼49세 183(59.2) 219(70.9)
50세∼ 59세 115(37.2) 89(28.8)
60세 11(3.6) 1(0.3)
최종학력 고등학교 졸업 이하 43(13.9) 43(13.9)
전문대학 졸업 63(20.4) 76(24.6)
대학교 졸업 149(48.2) 129(41.8)
대학원 이상 54(17.5) 61(19.7)
직업 사무직 100(32.4) 64(20.7)
자영업, 전문직, 경영관리 88(28.5) 54(17.5)
서비스, 단순노무, 기타(주부) 46(14.8) 177(57.3)
기능 및 기술직 75(24.3) 14(4.5)
월평균 소득 200만원 미만 8(2.6)
201∼400만원 미만 79(25.6)
401∼500만원 미만 60(19.4)
501∼700만원 미만 93(30.1)
701만원 이상 69(22.3)
자녀수 1명 이하 94(30.5)
2명 179(57.9)
3명 이상 36(11.6)
최소값 최대값 N M
결혼기간 1 35 309 18.0

2. 측정 도구
1) 성인애착 척도

성인애착을 측정하기 위해 친밀관계경험검사 개정판(Experiences in Close Relationships-Revised: ECR-R)을 사용하였다. Brennan et al.(1998)은 몇 개의 유형으로 성인애착을 구분한 기존의 방식과 다르게 애착유형 측정도구의 323개 문항을 요인분석하여 불안과 회피를 연속적인 차원으로 개념화한 친밀관계경험척도(Experiences in Close Relationship Scale: ECR)를 개발하였다. 이를 Fraley와 Waller와 Brennan(2000)이 문항반응 이론과 확인적 요인분석을 통해 개정한 친밀관계경험검사(Experiences in Close Relationships-Revised: ECR-R)을 김성현(2004)이 한국어로 번안하고 타당화한 것을 사용하였다. 이 척도는 총 36문항으로 애착불안(18문항)과 애착회피(18문항) 2개의 하위요인으로 이루어져 있다. 애착불안은 관계에 대해 지나치게 몰입하거나 거절 또는 버림받는 것에 대한 두려움을 특징으로 하며, 애착회피는 타인과 관계를 맺고 친밀해지는 것에 관한 꺼림이나 불편함을 특징으로 한다. ‘버림 받을까봐 걱정하는 일은 별로 없다’, ‘다른 사람들의 기대에 못 미칠까봐 걱정된다’를 포함한 애착불안(18문항), ‘다른 사람들이 내게 너무 가까워지려고 하면 불안하다’, ‘다른 사람들을 의지하는 것이 어렵다’를 포함한 애착회피(18문항)으로 이루어져 있다. 문항은 7점 Likert 척도이며 각 하위차원의 18개 문항의 평균을 분석에 사용하였다. 점수가 높을수록 애착불안과 애착회피의 수준이 높은 것을 의미하며, 두 점수가 낮을수록 안정애착을 의미한다. 김성현(2004)의 국내 타당화 연구에서 애착불안과 애착회피의 내적합치도(Cronbach’s α)는 각각 .89, .85였으며, 본 연구의 내적합치도는 남편은 각각 .92, .85, 아내는 각각 .91, .88로 나타났다.

2) 결혼만족도 척도

결혼만족도를 측정하기 위해 Schumm과 동료들(1983)이 개발한 결혼만족도 척도(Kansas Marital Satisfaction Scale: KMSS)를 정현숙(1996)이 처음 수정하고, 이후 정현숙(2004)이 우리나라 문화실정에 맞게 표준화한 것 개정판 결혼만족도 척도(Revised Form Kansas Marital Satisfaction Scale: RKMSS)를 사용하였다. 이 척도는 우리나라가 유교적 영향으로 부모-자녀 관계가 중요시하며, 여성의 역할을 아내의 위치보다 어머니의 지위를 더욱 중요하게 평가하는 실정을 반영한 척도이다. 결혼만족도 문항은 ‘귀하는 배우자로서의 남편(아내)에 대하여 얼마나 만족하십니까?’, ‘귀하는 결혼생활에 얼마나 만족하십니까?’, ‘귀하는 남편(아내)과의 관계에 얼마나 만족하십니까?’, ‘귀하는 아버지(어머니)로서의 남편(아내)에 대해 얼마나 만족하십니까?’의 총 4문항으로 구성되어 있다. 문항은 5점 Likert 척도이며 매우 만족(5)에서 매우 불만족(1)까지 남편과 아내가 각각 응답할 수 있다. 총점수가 높을수록 남편과 아내가 지각하는 결혼만족도가 높음을 의미한다. 도구개발 당시 내적합치도(Cronbach’s α)는 남편은 .92, 아내는 .94였으며, 본 연구의 내적합치도는 남편 .90, 아내는 .92로 나타났다.

3) 우울증상 척도

우울증상을 측정하기 위해 Radloff(1977)가 개발한 역학 조사센터 우울척도(Center for Episodemiological Studies Depression Scale: CES-D)를 전겸구 외(2001)가 우리나라 상황에 맞게 표준화한 한국판 CES-D를 사용하였다. 이 척도는 신체저하, 긍정정서, 대인관계, 우울정서의 4개 하위요인으로 이루어져 있다. 신체저하는 귀찮음과 식욕부진, 힘듦, 말 없음, 기운 없는 것이고, 긍정정서는 능력이 있고 희망적이고 행복이나 즐거움을 느끼는 것이고, 대인관계는 실패나 외로움, 차가움, 싫어함을 느끼는 것이고, 우울정서는 두려움이나 슬픔을 느끼고 울음이나 수면에 문제를 나타내는 것이다. ‘도무지 무엇을 시작할 기운이 나지 않았다’를 포함한 신체저하(4문항), ‘미래에 대하여 희망적으로 느꼈다’를 포함한 긍정정서(8문항), ‘사람들이 나에게 차갑게 대하는 것 같았다’를 포함한 대인관계(4문항), ‘평소에는 아무렇지도 않던 일들이 귀찮게 느껴졌다’를 포함한 우울정서(8문항)로 이루어져 있다. 문항은 4점 Likert 척도이며 총점을 전체 20문항으로 나눈 평균 점수를 분석의 단위로 사용하였다. 점수가 높을수록 우울증상이 심함을 의미한다. 도구개발 당시 내적합치도(Cronbach’s α)는 .91이며, 본 연구에서 내적합치도는 남편 .92, 아내 .93으로 나타났다.

3. 자료분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS 25.0과 AMOS 24.0 프로그램을 사용하여 분석하였다. 첫째, SPSS 25.0을 사용하여 각 측정도구의 신뢰도 검증과 연구 변인들의 경향성과 정규성을 검증하기 위해 평균 및 표준편차, 최소값 및 최대값, 왜도 및 첨도 등을 구하기 위해 기술통계 분석을 하였다. 그리고 Pearson의 상관분석을 통해 각 주요 변인 간의 상관관계를 살펴보았다. 둘째, 측정모형의 검증을 통해 측정변수들이 잠재변수를 잘 대표하는지를 확인하였다. 이를 위해 잠재변수를 측정하기 위해 사용된 개별 문항들을 모두 처리하는 것은 무수히 많은 모수 추정이 필요하므로 표본 수에 비해 많은 모수의 수를 줄여 분석하는 것이 전체적인 자료의 모형의 적합도를 증가시킨다(Russell et al., 1998)는 제안에 따라 문항 꾸러미(item parcels)를 제작하여 자료를 분석하였다. 부연하면 성인애착척도(ECR-R)의 불안과 회피 차원은 하위요인이 없는 단일 차원의 척도이므로 SPSS 25.0을 이용하여 요인부하량에 따라 항목합산을 위해 먼저 최대우도법(maximum likehood estimate)을 이용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 가장 높은 요인부하량을 보이는 문항과 가장 낮은 요인부하량을 보이는 문항을 묶어 각 합성지표에 속한 문항들의 요인부하량 평균이 비슷하게 되도록 항목 합산하여 각 변수마다 3개의 지표(꾸러미)를 만들었다. 결혼만족도는 기존 문항 4개를 그대로, 우울증상은 척도의 하위변인 신체저하, 긍정정서, 대인관계, 우울정서 4개를 측정변인으로 이용하였다.

즉, SPSS 25.0을 이용하여 요인부하량에 따라 항목합산을 위해 먼저 최대우도법(maximum likehood estimate)을 이용하여 탐색적 요인분석을 하였으며 가장 높은 요인부하량을 보이는 문항과 가장 낮은 요인부하량을 보이는 문항을 묶어 각 합성지표에 속한 문항들의 요인부하량 평균이 비슷하게 되도록 꾸러미를 만들어 측정모형을 확인하였다. 셋째, AMOS 24.0을 이용한 구조방정식을 사용하여 APIM 모형을 검증하였다. 검증절차는 먼저, 모형의 적합도를 확인하기 위해 표본의 크기에 민감한 χ2값 외에 RMSEA, TLI, CFI지수를 확인하였다. 다음은 Cook과 Kenny(2005)의 견해에 따라 등가제약모형을 설정하여 기본모형과 경로계수를 비교 분석하는 방식으로 진행하였다. 마지막으로 매개효과의 유의성을 검증하기 위해 Sobel test를 실시하였다.


Ⅲ. 연구결과
1. 사전분석
1) 주요 변인들의 기술통계 및 상관분석

연구모형을 검증하기 전에 연구변인들의 일반적인 경향성과 정규성을 확인하기 위해 기술통계분석을 통해 평균, 표준편차, 최소값 및 최대값, 왜도 및 첨도를 산출하였다. 결과는 <표 2>에 제시하였다. 분석결과 연구 변인들의 왜도는 절대값 2, 첨도는 절대값 7을 초과하지 않아 변인들이 정규분포를 따르는 것으로 확인되었다(West et al., 1995).

표 2. 
연구 변인들의 일반적인 경향
변인 M SD 최소값 최대값 왜도 첨도
애착
불안
남편 2.80 .96 1.06 5.56 .43 -.40
아내 2.78 .93 1.11 5.78 .44 -.33
애착
회피
남편 3.87 .79 1.44 7.00 .20 1.15
아내 3.89 .86 1.28 6.06 -.03 -.02
결혼
만족도
남편 3.91 .72 2.00 5.00 -.45 -.09
아내 3.63 .84 1.00 5.00 -.55 .24
우울
증상
남편 1.77 .49 1.00 4.00 .83 1.47
아내 1.85 .53 1.00 3.40 .34 -.63

309쌍의 중년기 부부를 대상으로 연구 변인 간의 상관관계를 알아보기 위해 잠재변인들의 상관계수를 산출하였으며, 연구결과는 <표 3>에 제시하였다.

표 3. 
잠재변인들의 상관계수 행렬 (N = 309쌍)
1 2 3 4 5 6 7 8
1. 남편
애착불안
1
2. 아내
애착불안
.26*** 1
3. 남편
애착회피
.07 -.02 1
4. 아내
애착회피
.06 .16*** .18*** 1
5. 남편
결혼만족도
-.18*** -.15*** -.01 -.06 1
6. 아내
결혼만족도
-.08 -.15** -.01 -.14*** .28*** 1
7. 남편
우울증상
.28*** .09*** .06** .04 -.14*** -.07** 1
8. 아내
우울증상
.14*** .28*** .05* .13*** -.12*** -.21*** .08*** 1
*P < .05, **P < .01, ***P < .001

2) 인구통계학적 특성에 따른 우울증상의 차이

중년기 부부의 우울증상에 영향을 미치는 인구통계학적 변인을 통제하기 위해 사전분석을 하였다. 결혼기간, 연령, 최종학력, 직업, 월평균 소득, 자녀수에 따라 부부의 우울증상이 차이가 있다는 선행 연구들(Choi, 2016; Choi & Jung, 2021; Hollist et al., 2007)에 근거하여 인구통계학적 특성에 따른 우울증상의 차이를 일원분산분석(ANOVA)과 Scheffe 사후 검증을 통해 살펴보았다. 결과는 <표 4>에 제시하였다. 국내 선행연구들에 의하면 월수입 및 가구소득이 우울수준 증가에 영향을 미치는 중요한 요인으로 나타났으나(강상경, 권태연, 2008; 박선영, 이충기, 2016; 허준수, 유수현, 2002), 본 연구에서는 월평균 소득에 따른 우울증상의 차이가 없는 것으로 나타났다. 이에 우울증상의 유의한 차이가 나타난 인구통계학적 변인을 정리하면 다음과 같다. 최종학력에 따른 중년기 부부의 우울증상의 차이를 분석한 결과, 남편의 우울증상(F = 3.17, p < .05)과 아내의 우울증상(F = 2.73, p < .05)은 최종학력에 따른 차이가 있는 것으로 나타났다. 직업에 따른 중년기 부부의 우울증상의 차이를 분석한 결과, 남편의 우울증상(F = 5.79, p < .01)은 직업에 따른 차이가 있는 것으로 나타났다. 자녀수에 따른 중년기 부부의 우울증상의 차이를 분석한 결과, 아내의 우울증상(F = 3.42, p < .05)은 자녀수에 따른 차이가 있는 것으로 나타났다. Scheffe 검증을 실시한 결과 특정 집단 간 차이는 없는 것으로 나타났다. 이에 본 분석에서는 중년기 부부의 우울증상에 영향을 미치는 남편의 직업과 최종학력, 아내의 최종학력과 자녀수를 통제변인으로 사용하였다.

표 4. 
인구통계학적 요인에 따른 우울증상의 차이 (N = 309쌍)
변인 남편 F 아내 F
N M SD N M SD
최종학력 고등학교 졸업이하 43 1.89 .54 3.17* 43 1.80 .45 2.73*
전문대학 졸업 63 1.66 .45 76 1.86 .45
대학교 졸업 149 1.81 .51 129 1.77 .55
대학원 이상 54 1.66 .40 61 1.62 .46
직업 사무직 100 1.92 .51 3.54** 64 1.77 .53
자영업, 전문직,
경영관리
88 1.74 .49 54 1.77 .51
서비스, 단순노무,
기타(주부)
46 1.65 .40 177 1.79 .48
기능 및 기술직 75 1.66 .46 14 1.49 .48
자녀수 1명 이하 94 1.81 .47 94 1.88 .51 3.03*
2명 179 1.75 .51 179 1.72 .50
3명 이상 36 1.74 .46 36 1.76 .50
*P < .05, **P < .01

3) 측정동일성 검증

구조방정식 모형의 잠재변수를 측정하기 위해 여러 문항들을 통합하여 사용하게 되면 개별문항을 그대로 사용하는 것보다 지표변수가 연속성이나 정규성 가정을 더 잘 만족시킬 수 있기 때문에 문항묶음(item parceling)이 필요하다(배병렬, 2009; Russell et al., 1998). 이러한 견해에 따라 4문항인 결혼만족도와 우울증상을 제외한 성인애착의 회피와 불안의 변수들은 요인부하량에 따라 문항묶음하여 각 변수마다 3개의 지표(꾸러미)를 만들었다. 본 연구에서는 요인 알고리즘 방법을 사용하여 지표 간의 오차를 균등하게 나누었다. 성인애착 불안과 회피 두 요인을 각각 단일요인 확인적 요인분석을 하여 요인부하가 가장 큰 문항과 가장 작은 문항을 차례대로 짝지어 형성된 지표에 속한 문항들의 요인부하량 평균이 비슷하게 되도록 하였다. 그 결과 애착불안 꾸러미1은 2, 6, 14, 22, 26, 36번 문항으로, 애착불안 꾸러미2는 10, 12, 15, 20, 21, 23번 문항으로, 애착불안 꾸러미3은 8, 13, 17, 24, 25, 31번 문항으로 묶었다. 애착회피 꾸러미1은 3, 9, 18, 19, 28, 33번 문항으로, 애착회피 꾸러미2는 4, 5, 11, 16, 27, 29번 문항으로, 애착회피 꾸러미3은 1, 7, 30, 32, 34, 35번 문항으로 묶었다. 결혼만족도의 경우 척도문항의 내용에 따라 4개 요인으로 나누어 꾸러미1에서 4까지 4개의 측정변수를 설정하였다. 우울증상은 전겸구 외(2001)가 우리나라 상황에 맞게 표준화한 한국판 CES-D의 하위척도 4개를 바탕으로 꾸러미1은 신체저하, 꾸러미2는 긍정정서, 꾸러미3은 대인관계, 꾸러미4는 우울정서로 측정변수를 설정하였다.

구조모형 검증에 앞서, 중년기 부부의 애착불안과 애착회피 각각 3개, 결혼만족도 4개, 우울증상 4개의 측정변인들이 성인애착, 결혼만족도, 우울증상 총 6개의 잠재변인을 적절하게 구인하는지를 확인하기 위해 AMOS를 사용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과 애착불안 측정모형<그림 3>과 애착회피 측정모형<그림 4>는 자료에 적합한 것으로 나타났다. 애착불안 모형을 검증한 결과, χ2 = 385.05(df = 194, N = 309, p < .001), CF I = .963, TLI = .951, RMSEA = .057(90% 신뢰구간 .048∼.065)이다. 또한, 측정변수에 대한 요인부하량 값은 남편 애착불안이 .88∼.93, 아내 애착불안이 .86∼.90, 남편 결혼만족도가 .66∼.92, 아내 결혼만족도가 .76∼.92, 남편 우울증상이 .54∼.91, 아내 우울증상이 .63∼.89였다. 일반적으로 요인부하량은 .30 이상이면 유의하다고 판단하는데 보수적인 기준은 .40이상 이라는 견해(Hair et al., 1998)에 따라 이상의 결과는 측정변수에 대한 요인부하량 값은 유의하다고 볼 수 있다.


그림 3. 
애착불안 모형 확인적 요인분석


그림 4. 
애착회피 모형 확인적 요인분석

애착회피 모형을 검증한 결과, χ2 = 392.52(df = 194, N = 309, p < .001), CF I= .955, TLI = .941, RMSEA = .058(90% 신뢰구간 .049∼.066)이다. 또한, 측정변수에 대한 요인부하량 값은 남편 애착회피가 .80∼.83, 아내 애착회피가 .80∼.86, 남편 결혼만족도가 .65∼.92, 아내 결혼만족도가 .76∼.92, 남편 우울증상이 .54∼.90, 아내 우울증상이 .63∼.87이었다. 일반적으로 요인부하량은 .30 이상이면 유의하다고 판단하는데 보수적인 기준은 .40이상 이라는 견해(Hair et al., 1998)에 따라 이상의 결과는 측정변수에 대한 요인부하량 값은 유의하다고 볼 수 있다. 일반적으로 TLI와 CFI는 .90 이상이면 좋은 적합도로 보고, RMSEA의 경우는 .05 이하인 경우는 좋은 적합도, .08 이하이면 괜찮은 적합도, .10 이하이면 보통의 적합도, 그리고 .10 이상이면 나쁜 적합도라 할 수 있다(홍세희, 2000). 본 측정모형의 적합도는 TLI = .94, CFI = .96로 좋은 적합도를 나타냈으며, RMSEA = .06으로 양호한 수준을 나타내 측정모형의 적합도는 수용 가능한 것으로 나타났다.

2. 애착불안과 우울증상의 관계에서 결혼만족도의 매개효과에 대한 자기효과와 상대방효과

<그림 5>와 같이 구조모형을 설정하여 검증한 결과, 자기효과의 부분매개모형은 통계적으로 적합한 것으로 나타났다(χ 2= 543.76(df = 273, p < .001), CFI = .95, TLI = .93, RMSEA = .06). 구체적으로 연구모형의 경로를 분석한 결과를 살펴보면, 남편 애착불안에서 자신의 결혼만족도(β = -.22, p < .001), 남편 결혼만족도에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 부적으로 유의미한 자기효과를 보였으며(β = -.27, p <.001), 남편 애착불안에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 정적으로 유의미한 자기효과를 보였다(β = .62, p < .001). 아내 애착불안에서 자신의 결혼만족도(β = -.18, p < .01), 아내 결혼만족도에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 부적으로 유의한 자기효과를 보였으며(β = -.42, p < .001), 아내 애착불안에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 정적으로 유의미한 자기효과를 보였다(β = .49, p < .001). 남편 애착불안에서 아내 우울증상으로 가는 직접경로는 정적으로 유의미한 상대방효과를 보였고, 아내 애착불안에서 남편 결혼만족도로 가는 직접경로는 부적으로 유미의한 상대방효과를 보였다(β = -.15, p < .05). 남편 애착불안에서 아내 결혼만족도(β = -.06, ns), 아내 애착불안에서 남편 우울증상으로 가는 직접경로는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다(β = -.04, ns). 남편 결혼만족도에서 아내 우울증상(β = .004, ns), 아내 결혼만족도에서 남편 우울증상으로 가는 직접경로는 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다(β = .02, ns). 남편과 아내의 결혼만족도가 추가되었을 때, 자기효과 즉 남편과 아내 모두 자신의 애착불안이 자신의 결혼만족도를 거쳐 자신의 우울증상에 영향을 미치는 간접효과는 유의미하였다. 부부 모두 상대방효과 즉 애착불안이 남편과 아내의 결혼만족도를 매개로 상대방의 우울증상에 영향을 미치는 간접효과는 유의미하지 않았다.


그림 5. 
애착불안 모형 검증결과

이에 Martens(2005)의 제안에 따라 이 네 개 경로를 제거한 수정모형을 경쟁모형으로 설정하고 적합도를 다시 살펴보았다. 그 결과(χ2 = 545.46(df = 277, p < .001), CF I= .95, TLI = .94, RMSEA = .06)는 적합한 것으로 나타났지만 본 연구모형의 적합도와 큰 차이가 없는 것으로 나타났다. 이처럼 적합도 간의 차이가 거의 나타나지 않는 경우 간명성의 원리에 따라 더 간명한 모형을 선택함으로(홍세희, 2000), 본 연구에서는 수정모형을 <그림 6>과 같이 최종모형으로 설정하였다.


그림 6. 
수정된 애착불안 모형 검증결과

최종모형의 간접효과를 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과는 <표 5>와 같다. 구체적으로 살펴보면, 남편과 아내 모두 애착불안이 우울증상에 미치는 자기효과가 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 또한 최종모형의 총 2개의 간접경로 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 남편의 애착불안이 자신의 결혼만족도를 거쳐 남편의 우울증상에 미치는 간접경로는 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 아내의 애착불안이 자신의 결혼만족도를 거쳐 아내의 우울증상으로 가는 간접경로는 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다.

표 5. 
직, 간접 자기효과 및 상대방효과 검증
경로 B(β) Sobel test(Z)
직접 효과 자기 효과 남편 남편애착불안→남편우울증상 .31(.61) -
아내 아내애착불안→아내우울증상 .27(.50) -
간접 효과 자기 효과 남편 남편애착불안→남편결혼만족도→남편우울증상 .03(.05) 2.96**
아내 아내애착불안→아내결혼만족도→아내우울증상 .04(.08) 2.93**
상대방 효과 남편 남편애착불안→아내결혼만족도→남편우울증상 .03(.06) -0.43
아내애착불안→남편결혼만족도→남편우울증상 .02(.04) 0.51
아내 아내애착불안→남편결혼만족도→아내우울증상 .04(.08) -0.55
남편애착불안→아내결혼만족도→아내우울증상 .01(.02) 0.52
총 효과 남편 남편애착불안→남편 우울증상 .34(.67) -
아내애착불안→남편 우울증상 .02(.04) -
아내 아내애착불안→아내 우울증상 .31(.58) -
남편애착불안→아내 우울증상 .06(.10) -
**P < .01

3. 애착회피와 우울증상의 관계에서 결혼만족도의 매개효과에 대한 자기효과와 상대방효과

<그림 7>과 같이 구조모형을 설정하여 검증한 결과, 아내 애착회피가 결혼만족도를 통해 우울증상으로 가는 경로에서 자기효과의 부분매개모형은 통계적으로 적합한 것으로 나타났다(χ2 = 549.48(df = 273, p < .001), CFI = .94, TL I = .92, RMSEA = .06). 구체적으로 연구모형의 경로를 분석한 결과를 살펴보면, 남편 결혼만족도에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 부적으로 유의한 자기효과를 보였으며(β = -.44, p < .001), 남편 애착회피에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 정적으로 유의한 자기효과를 보였다(β = .16, p < .05). 아내 애착회피에서 자신의 결혼만족도(β = -.22, p < .001), 아내 결혼만족도에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 부적으로 유의한 자기효과를 보였으며(β = -.43, p < .001), 아내 애착회피에서 자신의 우울증상으로 가는 직접경로는 정적으로 유의한 자기효과를 보였다(β= .20, p < .001).


그림 7. 
애착회피 모형 검증결과

남편 애착회피에서 자신의 결혼만족도(β = .01, ns), 남편 애착회피에서 아내의 결혼만족도(β = .04, ns), 남편 애착회피에서 아내 우울증상(β = -.05, ns), 남편 결혼만족도에서 아내 우울증상으로 가는 직접경로는 통계적으로 유의하지 않았다(β = -.10, ns). 아내 애착회피에서 남편 우울증상(β = .02, ns), 아내 애착회피에서 남편 결혼만족도(β = - .11, ns), 아내 결혼만족도에서 남편 우울증상으로 가는 직접경로는 통계적으로 유의하지 않는 것으로 나타났다(β = .04, ns). 이러한 결과는 앞서 살펴본 각각의 연구변인들 간의 자기효과와 상대방효과 검증결과와 일치하였다. 남편과 아내 결혼만족도가 추가되었을 때, 자기효과 즉 아내 애착회피가 자신의 결혼만족도를 거쳐 자신의 우울증상에 영향을 미치는 간접효과는 유의하였고, 남편 애착회피가 자신의 결혼만족도를 거쳐 자신의 우울증상에 영향을 미치는 간접효과는 유의미하지 않았다. 부부 모두, 상대방효과 즉 애착회피가 남편과 아내의 결혼만족도를 매개로 상대방의 우울증상에 영향을 미치는 간접효과는 유의미하지 않았다.

이에 Martens(2005)의 제안에 따라 이 일곱 개 경로를 제거한 수정모형을 경쟁모형으로 설정하고 적합도를 다시 살펴보았다. 그 결과(χ 2= 556.12(df = 280, p < .001), CF I= .94, TLI = .92, RMSEA = .06)는 적합한 것으로 나타났지만 본 연구모형의 적합도와 큰 차이가 없는 것으로 나타났다. 이처럼 적합도 간의 차이가 거의 나타나지 않는 경우 간명성의 원리에 따라 더 간명한 모형을 선택함으로(홍세희, 2000), 본 연구에서는 수정모형을 <그림 8>과 같이 최종모형으로 설정하였다.


그림 8. 
수정된 애착회피 연구모형 검증결과

최종모형의 간접효과를 검증하기 위해 Sobel test를 실시한 결과는 <표 6>과 같다. 구체적으로 살펴보면, 남편과 아내 모두 애착회피가 우울증상에 미치는 자기효과가 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다. 최종모형의 총 1개의 간접경로 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 아내의 애착회피가 자신의 결혼만족도를 거쳐 아내의 우울증상에 미치는 간접경로는 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다.

표 6. 
직, 간접 자기효과 및 상대방효과 검증결과
경로 B(β) Sobel test(Z)
직접 효과 자기 효과 남편 남편애착회피→남편우울증상 .10(.16) -
아내 아내애착회피→아내우울증상 .13(.20) -
간접 효과 자기 효과 남편 남편애착회피→남편결혼만족도→남편우울증상 -.002
(-.003)
아내 아내애착회피→아내결혼만족도→아내우울증상 .07(.11) 2.76**
상대방 효과 남편 남편애착회피→아내결혼만족도→남편우울증상 02(.03) -0.44
아내애착회피→남편결혼만족도→남편우울증상
아내 아내애착회피→남편결혼만족도→아내우울증상 -.01
(-.02)
-0.50
남편애착회피→아내결혼만족도→아내우울증상
총 효과 남편 남편애착회피→남편 우울증상 09(.16) -
아내애착회피→남편 우울증상 .03(.05) -
아내 아내애착회피→아내 우울증상 .19(.30) -
남편애착회피→아내 우울증상 .02(.03) -
**P < .01


Ⅳ. 결론 및 논의

본 연구는 중년기 부부 309쌍(618명)을 대상으로 자기-상대방 상호의존모형(APIM)을 적용하여 중년기 부부의 성인애착의 두 기제인 애착불안과 애착회피가 우울증상에 영향을 미치는 과정에서 결혼만족도가 매개하는 모형을 검증하였다. 본 연구는 정확한 분석을 위하여 남편의 직업과 최종학력, 아내의 최종학력과 자녀 수를 통제하였다. 주요 연구결과를 선행연구와 비교해서 논의하면 다음과 같다.

첫째, 애착불안이 우울증상에 미치는 영향에서 결혼만족도의 매개효과에 대한 자기효과는 부부 모두 유의미하였다. 이를 구체적으로 살펴보면 남편과 아내의 결혼만족도는 애착불안이 우울증상에 미치는 영향을 부분매개하였다. 즉, 남편과 아내의 애착불안은 자신의 우울증상에 직접적인 영향을 미치고, 자신의 결혼만족도를 통해서도 우울증상에 간접적인 영향을 미쳤다. 이는 대학생 자신의 애착불안이 우울증상에 미치는 영향에서 사회적 상호작용불안의 부분매개효과가 유의미한 연구(김병직, 오경자, 2013)와 성인남녀의 애착불안이 우울수준에 미치는 영향에서 사회적 유대감의 부분매개효과가 나타난 연구(이지혜 외, 2014)의 결과와 맥을 같이 한다. 이러한 결과는 애착불안이 높은 남편과 아내는 배우자에게 강한 심리적 의존과 집착을 보이며 매사를 간섭하는 태도를 보이고 이를 배우자가 수용해주지 않고 불편해하면 자신에 대한 거부 경험으로 해석한다. 이러한 남편과 아내의 높은 애착불안 경향성이 자신의 우울증상에 직접적 영향을 미치는 것으로 볼 수 있다. 따라서 애착불안이 높은 남편과 아내는 친밀한 부부관계에 과도하게 집착하여 상대방이 자신의 기대와 요구를 충족해 주지 않는다고 해석함으로써 결혼생활에 대한 만족도가 낮아지고 이러한 결혼에 대한 불만족을 통해 우울증상을 경험하는 것으로 유추해 볼 수 있다.

한편 애착불안이 우울증상에 미치는 영향에서 상대방의 결혼만족도의 매개효과에 대한 상대방효과는 부부 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 즉, 애착불안이 높은 중년기 남편과 아내는 상대방의 결혼만족도보다 자신의 결혼만족도에 의해서 우울증상을 경험하는 것을 의미한다. 이는 47∼55세 중년기 부부의 직무 경험, 부부간 긴장과 행복감의 관계에서 본인의 행복은 자신이 인식하는 부부관계에 달려있다는 결과(손정연, 한경혜, 2015)와 노년기 부부의 결혼적응과 정신건강의 관계를 살펴본 연구에서도 정신건강에 대한 책임이 상대 배우자의 결혼적응도보다는 자기 자신이 지각하는 결혼적응도에 달려있다는 것을 보고한 결과(이주연, 정혜정, 2013)를 지지한다.

이러한 결과는 결혼생활에서 부부가 밀접하게 연결되어 있지만, 배우자보다는 개인의 결혼생활에 대한 불만족스러운 지각이 자신의 우울증상을 초래한다는 견해(Beach et al., 1990)를 통해 설명할 수 있다. 즉 결혼생활과 부부관계에서의 비합리적인 기대, 요구, 의존, 집착 및 상대방으로부터 거부당하는 느낌과 같은 불안한 애착 특성이 상대방보다는 자신의 결혼만족도와 우울증상에 영향을 미친다는 것을 아는 것이 중요하다는 것을 알 수 있다. 따라서 상담 및 치료자가 우울증상을 경험하는 기혼 남녀를 만날 때 애착불안적인 특성으로 인한 내담자 본인의 결혼만족도 저하를 적절하게 다룸으로써 우울증상을 감소시킬 수 있음을 시사한다.

둘째, 애착회피가 우울증상에 미치는 영향에서 결혼만족도의 매개효과에 대한 자기효과는 아내만 유의미하였다. 남편의 애착회피는 자신의 결혼만족도에 미치는 영향이 나타나지 않아 결혼만족도의 매개효과에 대한 자기효과는 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 이를 구체적으로 살펴보면 아내의 결혼만족도는 애착회피가 우울증상에 미치는 영향을 부분매개하였다. 즉, 아내의 애착회피는 자신의 우울증상에 직접적인 영향을 미치고, 자신의 결혼만족도를 통해서도 우울증상에 간접적인 영향을 미쳤다. 이는 성인남녀의 애착회피가 우울수준에 미치는 영향에서 사회적 유대감의 완전매개효과가 나타난 연구(이지혜 외, 2014)결과와 부분적으로 일치한다. 또한 남편의 애착회피는 자신의 결혼만족도에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 애착회피 성향을 가진 사람들은 애착과 관련된 문제들을 최소화하고 관여하지 않기 때문에 독립적인 모습을 나타내며(Bartholomew & Horowitz, 1991), 애착회피가 높은 사람들은 상대와의 관계에서의 불만족을 크게 호소할 가능성이 높지 않다고 예측한 연구결과(김영숙 외, 2011)를 지지한다. 이러한 결과는 중년기 아내가 자신의 높은 애착회피 차원의 특성으로 인하여 본인의 애착욕구를 부정하고 정서를 억제하여 남편과 친밀한 관계에 관심을 두지 않음으로써 남편의 위로와 안정을 얻지 못해 본인의 결혼불만족과 우울증상을 경험할 수 있음을 의미한다.

한편 애착회피가 우울증상에 미치는 영향에서 상대방의 결혼만족도의 매개효과에 대한 상대방효과는 부부 모두 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 즉 애착회피가 높은 중년기 남편과 아내는 상대방의 결혼만족도보다 자신의 결혼만족도에 의해서 우울증상을 경험하는 것을 의미한다. 이는 애착회피가 사회적 상호작용불안을 통해서만 우울증상에 영향을 미친 연구(김병직, 오경자, 2013)와 결혼기간이 평균 13.9년인 부부 120쌍을 대상으로 부부의 자존감, 의사소통 방식, 및 갈등대처 행동과 결혼만족도 간의 관계에서 상대방효과보다 자기효과가 더 크게 나타난 연구(박영화, 고재홍, 2005)들의 결과를 부분적으로 지지한다. 이러한 결과는 애착회피가 높은 중년기 남편과 아내들의 경우 본인이 배우자에게 거리 두기를 하여 정서적 교감을 하지 못하고 외로움을 혼자 감수하는 특성 때문에(정은정, 서미아, 2020), 배우자의 애착회피보다 자신의 애착회피가 결혼만족도에 부정적인 영향을 미침으로써 우울증상을 경험하는 것으로 볼 수 있다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 본 연구결과 중년기 부부의 애착불안과 애착회피의 차별적인 영향을 확인할 수 있었다. 애착불안이 결혼만족도의 매개를 통해 우울증상에 미치는 직⋅간접효과는 부부 모두 유의미하였고, 한편 애착회피가 결혼만족도의 매개를 통해 우울증상에 미치는 직⋅간접효과는 아내만 유의미하였으며, 남편의 경우 애착회피는 자신의 결혼만족도에 영향을 주지 않음으로써 우울증상에 미치는 직접효과는 유의미하고 간접효과는 유의미하지 않았다. 이는 애착불안과 애착회피가 독립적 요인으로 작용한다는 주장을 지지한다(김영숙 외, 2011; Brennan et al., 1998). 애착불안이 높은 기혼자는 배우자에게 높은 기대와 요구를 함으로써 상대방이 이를 충족시켜 주지 못한다고 여겨 자신이 결혼생활에 불만족하면서 우울증상이 높아지는 결과를 통해 중년기 기혼자의 애착회피보다 애착불안이 결혼만족도와 우울증상에 미치는 영향이 크다는 것을 확인할 수 있었다. 특히 애착불안 및 애착회피가 높은 아내의 경우 결혼생활과 관계에 불만족하고 그 원인이 남편에게 있다고 지각하면 남편의 태도가 달라져도 우울증상을 경험할 수 있다. 따라서 중년기 부부의 우울증상 상담 개입에 있어서 본인의 애착불안 및 애착회피 차원에 대한 이해를 바탕으로 결혼만족도를 개선하는 일이 선행되어야 함을 시사한다.

둘째, 중년기 부부의 상대방효과가 유의하지 않고 자기효과만 유의하여 배우자의 영향보다 자신의 영향이 크다는 것을 확인할 수 있었다. 더하여 중년기 부부를 대상으로 자기-상대방효과의 구체적 검증을 통해 부부가 우리(We) 안에 존재하는 개인(I)으로, 즉 부부는 상호의존적인 동시에 충분한 개별성을 확보하고 있다(Singer & Skerrett, 2014)는 것을 확인하였다. 흔히 부부는 시간이 지남에 따라 서로 영향을 더 많이 받게 된다고 하지만(이주연, 정혜정, 2013; 차근영 외, 2017; Beach et al., 2003), 본 연구는 부부를 대상으로 APIM을 적용한 결혼만족도와 우울증상 관련 연구에서 부부간 자기효과가 유의한 연구결과(Beach et al., 2003; Miller et al., 2013; Sandberg et al., 2012)와 부부의 자기효과가 상대방효과보다 큰 연구결과(정은정, 서미아, 2020; Whisman et al., 2004)를 지지한다. 즉 중년기 남편과 아내는 상대방 영향보다는 자신의 성인애착 특성에 따라 독립적으로 결혼생활 및 관계를 평가하는 결혼만족도에 따라 우울증상을 경험하며, 남편과 아내가 경험하는 결혼만족도 또한 상대방에게 영향을 받기보다 자신의 내적 작동모델에 의해 영향을 받는 상당히 독립적인 프로세스라는 것을 유추해 볼 수 있다.

따라서 본 연구의 결과는 부부상담 개입전략 수립에 도움이 될 수 있을 것이다. 예를 들어 본 연구결과는 중년기 부부의 우울증상의 취약요인인 애착불안과 결혼불만족을 파악함으로써 우울증상을 가진 남편과 아내를 위한 효과적인 상담 개입을 위한 기초자료로 활용할 수 있을 것이다. 특히, 자신의 애착 특성이 본인의 결혼만족에 대한 지각과 우울증상에 주요한 영향을 미친다는 점을 지각하게 하여 결혼불만족과 우울증상에 대한 자신의 기여도를 인지하게 하는 한편 결혼만족도에 영향을 미치는 다양한 다른 요인들 즉, 부부의 여가활동 시간, 관계에 대한 합의, 배우자 간 지지와 부부관계 몰입에 대한 태도 등의 요인(정현숙, 2001)을 살펴 개입함으로써 결혼만족도가 다시 상승하는 기회를 마련한다면 중년기 우울증상을 감소하고 예방할 수 있을 것이다.

중년기는 남편과 아내 모두 신체적, 심리적, 사회적으로 변화가 많으며 이로 인하여 신체적 노화, 노후에 대한 불안감, 실직과 은퇴와 같은 직장에 대한 스트레스, 자녀양육과 노부모부양의 이중부담에 대한 스트레스가 많아지는 시기다(신은희, 정현숙, 2019; 정현숙, 유계숙, 2001; Livson, 1981). 여러 학자들은 가족생활 주기에 따라 결혼만족도는 U자 곡선을 나타내며, 청소년 자녀가 있는 중년기 부부의 결혼만족도가 가장 낮은 패턴을 보이다가 회복하는 것을 강조한 바가 있다(서동인, 정현숙, 1994; Lupri & Frideres 1981; Vaillant & Vaillant, 1993). 이처럼 중년기 부부는 여러 스트레스 원에 의해 결혼불만족을 경험할 수 있고, 결혼불만족은 우울증상으로 이어질 수 있다. 본 연구결과를 기반으로 중년기 남편과 아내가 우울증상을 예방하기 위해서는 배우자보다 본인이 자신의 성인애착 차원의 특성을 이해하고 본인이 결혼관계에 얼마나 만족하느냐가 핵심이라는 점을 알 수 있었다.

끝으로 본 연구의 제한점과 후속 연구의 방향을 제언하자면 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 변인들은 자기 보고식 설문지를 통해 조사되었으므로 응답에서 방어나 회피적인 태도로 보고하거나 사회적 바람직성을 개입하여 응답이 왜곡될 수 있는 제한점이 있다. 특히 성인애착은 개정판 친밀한 관계경험척도(ECR-R)를 사용하여 측정하였는데 후속연구에서는 성인애착면접(AAI)을 통해 심층적으로 아동기의 애착경험과 현재의 애착관계를 같이 살펴볼 필요가 있겠다. 둘째, 본 연구 대상인 중년기 남편과 아내의 연령이 40대에 치중되어 있고 일부 지역에 거주하는 부부를 대상으로 조사를 진행하여 표집이 골고루 분포되지 않았다는 점에서 연구결과를 일반화하는 데 한계가 있다. 이후 후속연구에서는 인구통계학적 특성을 고려하여 다양한 부부를 대상으로 성인애착과 결혼만족도 및 우울증상 간의 경로를 살펴볼 필요가 있다. 셋째, 애착불안과 애착회피 모두가 결혼만족도 및 우울증상에 영향을 미치는 본 연구결과를 고려할 때, 이 두 효과를 동시에 살펴보지 못한 제한점이 있으므로 후속연구에서는 애착불안과 회피를 공변량으로 투입하여 이 효과를 통제할 필요가 있다.


Acknowledgments

본 연구는 제1 저자의 박사학위 논문 중 일부를 수정 및 보완한 것임.


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