중년여성의 자아정체감과 감사성향이 안녕감에 미치는 영향: 건강한 부부관계의 매개효과

1. 서 론

중년기는 생애 발달적 측면에서 성숙기와 노년기의 중간 지점에 위치한 시기로, 자기성찰과 내적 성숙이 일어나는 시기이다. 또한 자녀의 독립에 따른 가족의 재구조화, 남성과 여성에 대한 역할 변화 등으로 노부모와 성인 자녀에 대한 이중부양 부담이 증가할 뿐 아니라 질병 및 건강 등의 문제에 맞닥뜨리는 시기이기도 하다(이은아, 2006; Harkins, 1978). 이러한 중년기의 다양한 변화들에 있어서 성별 및 세대에 따른 연구 결과를 살펴보면 우리나라 인구의 정신 건강 지표에서 가장 높은 우울증 비율을 나타내는 집단이 바로 40～50대 여성이다(임영희, 2004). 중년 전환기에 여성은 남성보다 현실과 기대감의 차이로 인한 허탈감과 심리적 괴리감 등 정서적 혼란이 야기되는 위기감을 더 심하게 경험하는 경향이 있다(신기영, 옥선화, 1991). 따라서 이러한 어려움을 겪고 있는 중년기의 여성들이 정신적으로 행복할 수 있도록 지원하기 위한 방안을 모색하는 것이 필요하다고 하겠다.

오랜 기간 철학적 탐구의 대상이었던 행복이 심리학적 연구주제로 탐구되기 시작하면서 주관적 안녕감(subjective well-being; Diener, 1984)이라는 개념이 등장하였다. 주관적 안녕감은 삶에 대한 만족과 정서경험으로 정의되며, 한 개인이 자신의 삶에 만족하는 정도가 높고, 부적정서는 보다 적게, 정적정서는 보다 자주 경험한다면 주관적 안녕감이 높은 것으로 볼 수 있다(Diener, 2000). Diener(1984)의 주관적 안녕감이 행복의 정서적 측면을 강조하면서 쾌락적 행복(hedonic happiness)을 반영한다면, 심리적인 기능 측면을 강조하는 심리적 안녕감(psychological well-being; Ryff, 1989)은 고대 그리스 철학자 아리스토텔레스의 자기실현적 행복(eudaimonic happiness)을 반영한다고 볼 수 있다. 이 같은 자기실현적 행복은 자신의 잠재력을 온전히 발휘하는 과정에 도움이 될 때 쾌를 추구할 가치가 있는 것으로 간주한다(Keyes & Annas, 2009). 이와 더불어 진정한 행복은 개인의 행복과 만족만이 아니라 사회의 번영이 함께 충족될 때 가능하다는 사회적 안녕감(social well-being; Keyes, 1998) 개념이 등장하였고, 이후 널리 사용되고 있다. 이에, 본 연구에서는 중년여성의 행복, 즉 안녕감을 전술한 바와 같은 정서적, 심리적, 사회적 안녕감을 아우르는 통합적 개념으로 보고 탐구하고자 한다.

개인의 안녕감에 영향을 주는 것으로 알려진 대표적인 변인은 감사성향(Lambert & Fincham, 2011; Williams & Bartlett, 2015)과 자아정체감(김애순, 1993; 박주분, 2008; Waterman, 2007)이다. 감사성향이란, 자신이 경험한 긍정적 경험에서 타인의 기여를 기억하고 고마움을 느끼는 정서 상태의 일반화된 경향을 말한다(Ryff & Keyes, 1995). McCullough, Emmons, 그리고 Tsang(2002)의 연구에 따르면, 감사성향이 높은 사람들은 그렇지 않은 사람들에 비해 삶의 만족도가 높고 낙관적이었으며, 우울감과 스트레스가 낮았다. 대학생을 대상으로 한 국내 연구에서도 감사 경험을 실제로 매일 정기적으로 적었던 실험집단이 단순히 그날의 경험을 쓰도록 한 통제집단에 비해 높은 수준의 안녕감을 보고했다(노지혜, 이민규, 2011). 또한 감사성향과 배우자에 대한 감사표현이 남편과 아내 모두의 결혼만족도와 행복감에 정적 영향을 미친다는 연구 결과(Algoe, Haidt, & Gable, 2008; Lambert & Dollahite, 2008)는 감사성향이 관계를 증진하고 개인의 행복에 긍정적 역할을 하는 변인일 수 있다는 가설을 뒷받침한다.

자아정체감 또한 개인의 안녕감과 밀접한 관련이 있는 변인이라 할 수 있는데, 자아정체감과 심리적 안녕감과의 관련성을 알아본 국내 연구에 의하면, 개인의 위기감과 낮은 자아정체감은 중년기에 들어서 부정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다(김애순, 1993; 박주분, 2008). 반면, 높은 자아정체감은 자신을 확립하고 자기에 대한 긍정적인 자아상을 형성할 수 있으므로 정신 건강을 유지하는 데 중요한 요건이 될 수 있다.

자아정체감과 감사성향 외에도 중년여성의 안녕감에 영향을 미치는 변인에 대한 연구가 활발히 이루어져 왔는데, 국내에서는 주로 우울, 스트레스, 위기감 등에 초점을 맞춘 연구가 대다수를 이루어 왔다. 반면 중년여성의 안녕감에 정(+)적 영향을 미치는 변인에 대해서는 비교적 충분히 연구되지 않은 측면이 있다. 특히 부부관계는 개인의 안녕감과 밀접한 연관이 있을 것이라고 여겨지고, 또 그러한 경향성이 일부 연구(성윤주, 도민정, 2017)에서 나타남에도 불구하고, 경험적ㆍ실증적으로 이들 변인 간의 구조적 관계를 면밀히 밝혀낸 연구는 찾기 어렵다.

부부관계는 매우 친밀하고, 복잡하며, 꾸준히 변화하고 성장하는 역동적인 관계(조선경, 1989)로서, 부부간 소통과 배려, 정서적 지원은 결혼만족도 및 행복에 매우 중요한 역할을 한다(Walker & Luszcz, 2009). 특히 중년기에는 갈등과 변화로 인해서 인생의 동반자인 배우자와의 관계가 새롭게 중요해지는 시기가 된다. 중년기에 접어든 부부들은 서로에 대해 잘 안다고 생각하지만, 관계를 유지하기 위해서는 이 시기에 서로의 변화를 이해하고 상호 인식할 것이 요구되기 때문이다(정현숙, 2001). 즉, 중년기 여성의 부부관계는 주요한 사회적 관계로써 중년여성 개인의 안녕감을 논할 때 간과할 수 없는 요소이다.

요컨대, 자아정체감이나 감사성향과 같은 기존의 변인들과 더불어 부부관계가 중년여성의 안녕감과 어떠한 구조적 관련을 맺는지에 대한 심도 있는 연구가 필요하다고 할 수 있다. 특히 중년여성의 인간관계에 있어서 부부관계의 중요도를 고려할 때, 중년여성의 자아정체감, 감사성향과 안녕감 간 관계에서 부부관계의 매개효과를 탐색하는 것은 중년여성의 안녕감을 증진시키는 데 매우 중요한 의의를 지닐 것으로 여겨진다.

이에 본 연구는 선행연구 고찰을 토대로 중년여성의 안녕감에 영향을 미치는 주요 변인으로 밝혀진 변인들, 즉 중년여성의 자아정체감, 감사성향, 건강한 부부관계 그리고 안녕감 간의 구조적 관계를 설정하고 검증함으로써, 이들 주요 변인들이 중년여성의 안녕감에 미치는 영향력과 그 기제를 밝혀보고자 하는데 목적이 있다. 이를 통해 인생의 전환점에 서 있는 중년여성들의 안녕감 증진에 도움을 줄 수 있는 정보를 제공하고, 심리적 지원의 방향을 제시하고자 한다.

2. 이론적 배경

6) 연구가설 및 연구모형

• ∙ 가설 1. 중년여성의 자아정체감은 건강한 부부관계에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.
• ∙ 가설 2. 중년여성의 자아정체감은 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.
• ∙ 가설 3. 중년여성의 감사성향은 건강한 부부관계에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.
• ∙ 가설 4. 중년여성의 감사성향은 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.
• ∙ 가설 5. 중년여성의 건강한 부부관계가 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이다.
• ∙ 가설 6. 중년여성의 건강한 부부관계가 자아정체감과 안녕감 간의 관계를 매개할 것이다.
• ∙ 가설 7. 중년여성의 건강한 부부관계가 감사성향과 안녕감 간의 관계를 매개할 것이다.

<그림 1>

가설적 연구모형

3. 연구 방법

4. 연구 결과

1) 기술통계치

본 연구의 주요 변수의 기술통계치를 <표 1>에 제시하였다. 자아정체감의 하위요인으로는 친밀성, 주도성, 목표지향성, 정체감 유예, 정체감 혼미, 자기수용 등 6개 요인, 감사성향은 단일요인이며, 건강한 부부관계는 평등/가치관, 의사소통/친밀감 등 2개 요인, 안녕감은 정서적, 사회적, 심리적 안녕감 등 3개 요인으로 구성되어 있다. 정상분포조건(왜도<3, 첨도<7)을 고려했을 때, 본 연구에서 사용된 변인들은 정상분포조건을 충족하고 있음을 알 수 있다.

<표 1>

변인별 내용, 평균, 표준편차, 왜도와 첨도N=478

2) 측정모형 분석 결과

(1) 측정모형의 구성개념 간 상관분석

측정모형의 잠재변인 간 상관관계를 분석한 결과는 <표 2>에서 제시하였다. 변인 간의 상관관계를 살펴보면, 자아정체감과 감사성향(r=.45, p<.01), 자아정체감과 건강한 부부관계(r=.41, p<.01), 자아정체감과 안녕감(r=.59, p<.01)은 유의한 정적상관을 나타냈다. 감사성향과 건강한 부부관계(r=.43, p< .01), 감사성향과 안녕감(r=.48, p<.01), 건강한 부부관계와 안녕감(r=.50, p<.01)도 정적으로 유의한 상관을 보였다. 연구 단위들 간의 변별타당도는 상관계수로 판단할 수 있다는 Anderson과 Gerbing(1988)의 견해에 비추어 볼 때, 요인 간 상관계수들이 .4～.6 사이로 중등도의 적정 상관 크기로 나타나 본 연구모형의 구성개념들 간에 적절한 판별타당성이 있음을 확인하였다.

<표 2>

측정모형의 구성개념 간 상관분석N=478

(2) 확인적 요인분석 결과

설명력이 작은 자아정체감의 주도성, 정체감 혼미, 자기수용의 문항을 제거한 후에 측정모형을 분석하였다. 주요 변인 간의 적정한 상관 크기와 판별타당성이 확인되어 확인적 요인분석을 실시하였고, 그 결과는 <그림 2>와 <표 3>에 제시하였다.

<그림 2>

측정모형의 확인적 요인분석 결과***p<.001, 괄호 안은 표준화 계수

<표 3>

확인적 요인분석 결과

<그림 2>와 <표 3>에서 알 수 있듯이, 측정모형의 모든 측정변수들이 양호한 값을 나타냈으며, C.R. 값을 기준으로 볼 때 모두 p<.001에서 통계적으로 유의한 값을 나타내었다.

세부적으로 살펴보자면, 자아정체감은 정체감 유예를 고정지수 1로 했을 때 C.R. 값들이 친밀성은 9.77, 목표 지향성 12.46으로 나와 모두 통계적으로 유의한 값을 나타냈다. 감사성향은 문항꾸러미(parceling)를 만들어 감사성향 2를 고정지수 1로 했을 때, 감사성향 1의 C.R. 값이 14.72로 나타났으며, 건강한 부부관계는 의사소통/친밀감을 고정지수 1로 했을 때 평등/가치관 C.R. 값이 18.12로 나왔다. 또한 안녕감은 사회적 안녕감을 고정지수 1로 했을 때 C.R. 값들이 정서적 안녕감은 20.41, 심리적 안녕감은 23.70으로 나타나 모두 통계적으로 유의한 값을 나타냈다.

다음으로 측정모형의 적합도를 확인했고, 그 결과를 <표 4>에 제시하였다. 측정모형이 실제 자료와 부합되는 정도를 평가하기 위한 적합도 지수로는 표본의 크기에 비교적 덜 민감하고 모형의 간명성을 잘 반영하는 적합도 지수인 TLI(Tucker Lewis Index), CFI(Comparative Fit Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 사용하였다.

<표 4>

측정모형의 적합도 검증 결과

<표 4>에 제시했듯이, 본 연구모형에서 측정모형의 주요 적합도 지수는 χ²(df=29) =156.683, TLI=.921, CFI=.949, RMSEA=.096으로 TLI와 CFI는 좋은 적합도 판단기준인 .9 이상으로 나타났고, RMSEA는 보통의 적합도(mediocre fit) 판단기준인 .10 미만(홍세희, 2000)을 나타내었다. 따라서 본 연구의 측정모형이 실제 우리나라의 중년여성으로부터 수집된 경험적 자료에 잘 부합하는 것으로 확인되었다.

3) 구조방정식모형 분석 결과

(1) 가설적 연구모형의 검증

가설적 연구모형에 대한 구조방정식모형 분석 결과 <그림 3>과 같은 결과를 얻었다. 모형의 평가를 위해 표본 크기에 민감하지 않고, 모형의 간명성을 고려하여 적합도 평가 기준이 확립된 TLI, CFI와 RMSEA로 모형을 평가하였다.

<그림 3>

가설적 연구모형의 검증 결과***p<.001, **p<.01

<표 5>에서 제시하였듯이 가설적 연구모형의 적합도는 χ²(df=29)=156.683, TLI=.921, CFI=.949, RMSEA=.096으로 나타났다. 즉 이론적인 바탕 위에 경로를 연결한 본 연구의 가설적 연구모형의 적합도 지수들을 살펴보면 TLI와 CFI는 ‘좋은’ 적합도를, RMSEA는 ‘보통 수준’의 적합도(mediocre fit)를 보이고 있다. 따라서 본 연구의 가설적 연구모형은 보통 이상의 적합도를 나타냈다.

<표 5>

가설적 연구모형의 적합도

각 변수들의 경로계수는 위의 <그림 3>, 그리고 아래의 <표 6>과 같다. <표 6>에서 제시된 연구모형의 외생변수와 내생변수 사이의 추정치와 내생변수 사이의 추정치의 방향을 보면, 자아정체감에서 건강한 부부관계와 안녕감, 감사성향에서 건강한 부부관계와 안녕감, 그리고 건강한 부부관계에서 안녕감으로의 표준화계수는 모두 유의수준 .001 또는 .01에서 유의하였다.

<표 6>

가설적 연구모형의 경로계수

이를 세부적으로 살펴보면 다음과 같다.첫째, 자아정체감에서 건강한 부부관계로 가는 경로(가설 1)를 검증한 결과, 비표준화계수는 .49, 표준화계수는 .21, C.R.값은 3.23으로서 .001 수준에서 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 1은 수용되었다. 이로써 자아정체감은 건강한 부부관계에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.

둘째, 자아정체감에서 안녕감으로 가는 경로(가설 2)를 검증한 결과, 비표준화계수는 1.26, 표준화계수는 .51, C.R.값은 6.93으로서 .001 수준에서 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 2 역시 수용되었다. 이로써 자아정체감은 안녕감에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.

셋째, 감사성향에서 건강한 부부관계로 가는 경로(가설 3)를 검증한 결과, 비표준화계수는 .48, 표준화계수는 .39, C.R.값은 6.39로서 .001 수준에서 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 3 역시 수용되었다. 이로써 감사성향은 건강한 부부관계에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

넷째, 감사성향에서 안녕감으로 가는 경로(가설 4)를 검증한 결과, 비표준화 계수는 .20, 표준화 계수는 .15, C.R.값은 2.67로 .01 수준에서 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 4 역시 수용되었다. 이로써 감사성향은 안녕감에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

끝으로, 건강한 부부관계에서 안녕감으로 가는 경로(가설 5)를 검증한 결과, 비표준화 계수는 .25, 표준화계수는 .23, C.R.값은 4.65로서 .001 수준에서 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 5는 역시 수용되었다. 이로써 건강한 부부관계는 안녕감에 영향을 미치는 것으로 나타났다.

다음으로 내생변수에 대한 다중상관자승치(Squared Multiple Correlations; SMC)를 <표 7>에 제시하였다. 가설적 연구모형에서의 내생변수들에 대한 SMC는 그 내생변수가 외생변수 혹은 다른 내생변수들에 의해 설명되는 정도를 나타내는 것이다. 본 연구의 가설적 연구모형에서 내생변수인 건강한 부부관계와 안녕감은 SMC가 각각 .30, .55로 나타나 외생변수인 자아정체감과 감사성향에 의해 잘 설명된다고 볼 수 있다.

<표 7>

가설적 연구모형의 내생변수들에 대한 다중상관자승치(SMC)

이어서, 가설적 연구모형에 대한 측정변수의 SMC 결과를 <표 8>에 제시하였다. 측정변수의 SMC가 높다는 의미는 측정변수가 잠재변수에 대해 좋은 측정변수라고 해석할 수 있다. 표에서 친밀성이 .28로서 기준이 되는 .40에 미치지 못하는 값을 보이고 있어 잠재변수에 대한 측정변수로서의 신뢰도가 다른 변수들에 비해 상대적으로 낮게 나타났지만, 전반적으로는 본 연구의 가설적 모형에 대한 측정변수들의 SMC는 수용할 만한 수준으로 판단된다.

<표 8>

가설적 연구모형의 측정변수들에 대한 다중상관자승치(SMC)

(2) 매개모형 검증 결과

<그림 3> 연구모형의 잠재변인들 간 경로의 통계적 유의성을 검증하기 위하여 비표준화계수를 산출함으로써 총효과, 직접효과 및 간접효과를 산출하였고, 그 결과를 <표 9>에 제시하였다.

<표 9>

잠재변인 간 경로의 총효과, 직접효과 및 간접효과 검증 결과

자아정체감에서 건강한 부부관계에 이르는 경로는 총효과 .49(p<.01), 직접효과 .49(p<.01)였고, 자아정체감에서 안녕감에 이르는 경로는 총효과 1.38(p<.01), 직접효과 1.26(p<.01), 간접효과 .12(p<.01)로 통계적으로 유의했다. 감사성향에서 건강한 부부관계에 이르는 경로는 총효과 .48 (p<.01), 직접효과 .48(p<.01)로 통계적으로 유의했다. 감사성향에서 안녕감에 이르는 경로에서는 총효과 .32(p<.01), 직접효과 .20(p<.05), 간접효과 .12(p<.01)로 통계적으로 유의했다. 건강한 부부관계와 안녕감에 이르는 경로도 총효과 .25(p<.01), 직접효과 .25(p<.01)로 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

이상의 분석결과를 토대로, 간접효과의 통계적 유의성을 검증하기 위하여 부트스트래핑 분석을 실시하였으며, 분석결과는 <표 10>과 같다. 수치로 보듯이 ‘자아정체감 → 건강한 부부관계 → 안녕감’의 간접효과는 .12(p<.01)로서, 자아정체감과 안녕감에 이르는 경로에서 건강한 부부관계의 매개효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 6은 수용되었다. 또한 ‘감사성향 → 건강한 부부관계 → 안녕감’의 간접효과는 .12(p<.01)로서, 감사성향에서 안녕감에 이르는 경로에서의 건강한 부부관계 매개효과는 통계적으로 유의한 것으로 나타났으므로, 가설 7도 수용되었다. 이로써 본 연구의 모형에서 가설 6과 7이 모두 수용되어, 자아정체감과 감사성향이 건강한 부부관계를 매개로 안녕감에 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.

<표 10>

매개효과 분석 결과

5. 논의 및 제언

본 연구는 중년여성을 대상으로 하여 자아정체감, 감사성향, 건강한 부부관계 및 안녕감 간의 구조적 관계에 대해 밝혀보고자 하였다. 이를 위해 자아정체감과 안녕감 그리고 감사성향과 안녕감 사이의 관계를 건강한 부부관계가 매개하는 가설적 연구모형을 설정한 후, 이들 주요변인들의 측정모형 및 구조모형을 검증하였다. 본 연구의 결과는 다음과 같다.

첫째, 중년여성의 자아정체감은 건강한 부부관계에 정(+)적 영향을 미칠 것이라는 가설 1은 지지되었다. 이는 중년기 부부관계에 있어서 기혼여성의 자아정체감 확립이 배우자와의 관계를 보다 적합하고 친밀한 관계로 향상하게 한다는 이경혜(1997)의 연구와 일치한다. 또한 진정한 부부관계를 형성하기 위한 기본 조건으로, 개인이나 배우자의 건강한 자아정체성이 확립되어야 한다고 한 이경희(1998), 그리고 자아정체감이 높을수록 부부관계 친밀감이 높다는 것을 밝혀낸 김미라(2001)의 연구결과와 맥을 같이 하는 결과라고 하겠다.

둘째, 중년여성의 자아정체감은 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이라는 가설 2는 지지되었다. 이는 자아정체감과 다양한 층위의 안녕감 간 관계를 연구한 Waterman(2007)의 연구나 중년기 여성 수도자의 자아정체감을 연구한 홍지연(2007)의 선행연구에서 자아정체감 수준이 높을수록 심리적 안녕감이 높다는 연구 결과, 또 자아정체감이 심리적 안녕감에 유의한 영향을 미친다는 것을 밝혀낸 정이선(2010)의 연구와도 맥을 같이 한다고 하겠다.

셋째, 중년여성의 감사성향은 건강한 부부관계에 정(+)적 영향을 미칠 것이라는 가설 3도 지지되었다. 이는 25년 이상 결혼생활을 유지한 부부의 관계에서 감사가 가장 중요한 요인으로 나타난 Sharlin(1996)의 연구결과, 그리고 감사가 부부관계를 증진시키는 데 도움이 되는 중요한 요인임을 밝힌 Algoe 등(2008)의 연구결과를 뒷받침하는 결과라 하겠다.

넷째, 중년여성의 감사성향은 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이라는 가설 4는 지지되었다. 이는 윤성민, 신희천(2012)이 한국 수도권 중년여성을 대상으로 한 성격적 강점과 행복과의 관계의 연구에서 중년여성들의 성격강점 중 감사가 심리적 안녕감에 긍정적 기여하는 예측변인이라는 결과와 일치하며, 또한 감사성향이 높은 사람들이 삶의 만족도와 안녕감이 높다고 한 국내외 선행연구 결과들(김유리, 2009; 소은희, 신희천, 2011; Fredrickson, Tugade, Waugh, & Larkin, 2003; Wood et al., 2008)과도 일맥상통한다고 하겠다.

다섯째, 중년여성의 건강한 부부관계가 안녕감에 정(+)적 영향을 미칠 것이라는 가설 5는 지지되었다. 이는 부부간의 상호 관계에 대한 이해가 부부의 심리적 안녕감에 영향을 미친다는 김미경(2007)의 연구, 부부 친밀감과 안녕감 간 유의한 정적 상관이 있음을 밝혀낸 김대용(2014)의 연구, 그리고 부부의 친밀감과 심리적 안녕감의 관련성을 살펴본 결과 남편이 자신의 성격을 잘 파악하고 인식할수록 아내의 심리적 안녕감이 높게 나타났다는 이애리(2013)의 결과와도 연결되는 결과라고 하겠다.

여섯째, 건강한 부부관계가 중년여성의 자아정체감과 안녕감 간의 관계를 매개할 것이라는 가설을 검증하기 위해 분석한 결과, 자아정체감이 건강한 부부관계를 통해 안녕감이 증진되는 것이 검증되어 가설 6이 지지되었다. 이러한 결과는 중년 기혼여성을 대상으로 자아정체감, 부부친밀도, 심리적 안녕감에 대해 성윤주와 도민정(2017)의 연구가 제안한 내용을 뒷받침하는 결과라고 하겠다.

일곱째, 중년여성의 건강한 부부관계가 감사성향과 안녕감 간의 관계를 매개할 것이라는 가설을 검증하기 위해 분석한 결과, 감사성향이 건강한 부부관계를 통해 안녕감에 영향을 미치는 것이 검증되어 가설 7도 지지되었다. 이는 배우자에 대한 감사표현이 남편과 아내 모두의 결혼만족도와 행복감에 정적 관계를 보인다는 기존의 연구결과(Algoe et al., Gable, 2008; Lambert & Dollahite, 2008)를 뒷받침하는 결과라고 하겠다.

요약컨대, 중년여성의 자아정체감이 건강한 부부관계와 안녕감에 유의한 정(+)적 영향을 미치며, 감사성향 또한 건강한 부부관계와 안녕감에 정(+)적 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 이어서, 건강한 부부관계가 자아정체감과 안녕감에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 매개변인임이 밝혀졌으며, 또한 건강한 부부관계가 감사성향과 안녕감에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 매개변인임이 확인되었다. 즉, 자아정체감이 높을수록 건강한 부부관계와 안녕감이 증진되는 것으로 나타났고, 감사성향이 높은 중년여성들의 경우 건강한 부부관계와 안녕감이 높게 나타나는 것으로 나타났다. 또한 자아정체감과 감사성향이 높을수록 건강한 부부관계가 증진되며, 이는 다시 안녕감을 향상시키는 것으로 나타났다.

이상의 결과를 바탕으로, 본 연구의 의의를 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 그동안의 중년여성을 대상으로 한 대부분의 연구들이 우울이나 불안 등 부정적 심리상태나 위기, 문제와 관련된 연구들이 주를 이루었기에 심리적 건강이나 안녕감에 초점을 둔 연구가 부족하였다. 본 연구는 중년기의 여성에게서 나타나는 심리적 양상에 대하여 문제초점적 관점에서 벗어나, 전환기를 성숙의 기회로 만들어낼 수 있는 변인을 밝혀내고자 하였다. 따라서 결과적으로 안녕감을 증진시킬 수 있는 긍정적 변인인 건강한 부부관계의 매개효과를 입증했다는 점에서 그 의의가 있으며, 이는 긍정심리학에 기반한 최근 심리학의 연구동향 속에서도 여전히 미진한 중년여성을 대상으로 이루어졌다는 데 의의를 찾을 수 있을 것이다.

둘째, 중년여성의 자아정체감과 안녕감 간의 관계, 그리고 감사성향과 안녕감 간의 관계에서 각각 건강한 부부관계의 매개효과를 검증하였다는 점에서 의의를 지닌다. 자아정체감과 감사성향이 중년여성의 안녕감에 영향을 미치는 과정이 부부관계의 영향을 받는다는 가설은 그동안 학문적으로 면밀히 연구되고 검증된 바 없다는 점을 고려할 때, 본 연구가 구조방정식 모형분석을 통해 변인들 간 관계를 구체적으로 규명함으로써 그 가설에 대한 실증적 근거를 제공하였다는 데 의의가 있다. 이로써 기혼 중년여성의 행복을 증진하기 위한 프로그램을 구성할 때 건강한 부부관계를 주요 개입요소로 삼을 필요가 있음을 발견하였다는 데 의의가 있다고 하겠다.

셋째, 본 연구는 구조방정식모형 분석방법을 사용했는데, 이 분석은 상관연구나 회귀분석과는 달리 방법적인 문제인 오차를 고려한 분석이 가능하고 다중공선성문제를 배제할 수 있다. 따라서 방법적인 문제점을 최소화한 분석방법인 구조방정식모형 분석을 사용했다는 점에서도 본 연구의 의의를 찾을 수 있다.

마지막으로 본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 수도권에 거주하는 중년 여성들만을 대상으로 한 연구이다. 후속 연구에서는 전국 단위의 표본을 측정하여 보다 포괄적인 모형의 개발이 필요할 것으로 생각된다.

둘째, 본 연구에서는 연구모형 측정을 위하여 자기보고식 응답을 요구하는 척도들을 사용하였으므로 응답자 개인의 주관적인 판단에 의한 결과에 기초하였다는 점을 제한점으로 들 수 있다. 후속 연구에서는 이를 극복할 수 있는 객관적 측정도구를 활용한다면 바람직할 것이다.

셋째, 본 연구에서는 선행연구와 문헌을 바탕으로 중년여성의 안녕감에 영향을 미치는 주요변인으로 자아정체감과 감사 및 건강한 부부관계 간의 구조적 관계를 밝히는 모형분석을 실시하였다. 그러나 중년여성의 안녕감에 영향을 미칠 수 있는 제 3의 변인이 더 있을 가능성을 배제할 수 없을 것이다. 본 연구결과를 바탕으로 후속 연구에서는 좀더 섬세한 모형 설계와 검증이 가능하기를 기대한다.

넷째, 본 연구결과에서 측정변수들 중 중년여성의 자아정체감의 6개 요인 중에서 주도성, 정체감 혼미, 자기수용 등 세 요인의 다중상관자승치(SMC)가 특히 낮게 나왔는데 이는 주도성 문항이 한국의 문화 및 사회적 정서와 이질감이 있어 한국 중년여성들에게 적용되기 어려웠기 때문인 것으로 추정된다. 또한 정체감 혼미와 자기수용 문항은 각각 2문항씩으로만 구성되어 있어 중년여성의 특성을 면밀하게 반영하지 못했던 것으로 추정된다.

이에 본 연구에서 사용한 자아정체감 척도가 우리나라 중년여성의 문화적 상황에 적합하지 않았을 가능성을 고려하지 않을 수 없다. 따라서 후속연구에서는 우리나라 중년여성의 사회 문화적 특성에 알맞은 새로운 척도를 개발하는 것을 고려해볼 만하다. 끝으로 본 연구가 중년여성의 안녕감 증진에 기여할 수 있는 후속 연구나 중년여성의 심리적 지원을 위한 긍정개입프로그램의 기초자료로 활용되기를 기대한다.

Acknowledgments

이 논문은 제1저자(진신남)의 2019년 석사학위논문을 바탕으로 수정·보완한 것임.

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