만족스러운 대인관계는 개인의 삶의 질과 행복을 예측하는 중요한 요인이며(Reis, Collins, & Berscheid, 2000; Ryff, 1995) 건강하고 만족스러운 삶의 유지를 위한 기본적이고 필수적인 욕구이다(Baumeister & Leary, 1995). 특히 발달 단계상 친밀감의 욕구가 높아지는 결혼 전 성인 초기에 경험하는 만족스럽고 안정적인 이성 관계는 심리적 적응 및 신체적 건강과 직간접적인 관련이 있고(Braithwaite, Delevi, & Fincham, 2010), 이성 관계에서의 문제와 불만족은 우울, 불안과 같은 정신 건강의 문제와 관련이 있다(Whitton & Kuryluk, 2012). 또한, 성인 초기 이성 관계 만족은 미래의 배우자 선택, 결혼 후 생활양식 및 결혼 관계 만족을 예측하는 중요한 요인이다(홍대식, 2005; Kelly, Huston, & Cate, 1985). 이에 본 연구는 성인 초기에 건강하고 만족스러운 이성 관계를 형성하고 유지하는데 관여하는 요인에 관한 이해를 넓히기 위해 실시되었다. 구체적으로 본 연구에서는 성인기 애착과 긍정 정서로서의 감사가 어떻게 이성교제 중인 성인 미혼 남녀의 관계 만족을 예측하는지 살펴보았다. 이때, 감사를 자신이 상대방에게 느끼고 표현하는 주는 감사 (appreciative)와 상대방이 자신에게 전하는 감사의 마음을 지각하는 받는 감사(appreciated)로 구분하여 성인 애착과 관계 만족의 관계에서 주는 감사와 받는 감사의 매개효과를 확인하고자 했다. 또한, 자기-상대방 상호의존 모형(Actor-Partner Interdependence Model: APIM)에 근거해 자기효과뿐만 아니라 상대방 효과도 함께 확인함으로써 쌍방향의 관계를 이루는 이성 관계에서의 애착, 감사 그리고 관계 만족의 상호역동적인 관련성을 검증하고자 했다.

애착은 생애 초기 주 양육자와 형성하는 사회 정서적 관계이다. 양육자와의 관계 경험으로부터 발달된 내적 작동 모형은 자신과 타인 및 환경을 이해하는 도식으로 생애에 걸쳐 새로운 관계를 형성할 때마다 지속적으로 영향을 미친다(Hazan & Shaver, 1987; Rothbard & Shaver, 1994). 생애 초기 주 양육자와 형성한 애착이 성인기까지 지속되어 계속해서 영향을 미치지만, 애착 대상이 개인의 성장에 따라 또래와 연인으로 확대될 수 있는 것처럼 성인기의 애착은 영유아기 때 양육자와의 관계보다 더 다양하고 복잡하다. 실제로, 후기 청소 년기부터 자녀에 대한 부모의 영향력이 감소하는 대신 연인이 지지와 친밀감의 원천이 되어 청년기 및 성인기의 애착 대상 및 애착 유형은 이전 발달시기보다 더 다양하고 복잡 해진다(Overbeek, Vollebergh, Engels, & Meeus, 2003). 즉, 성인기에 형성하는 친밀한 대상과의 애착은 발달 초기에 형성된 부모와의 애착에서 영향을 받지만, 부모 애착과는 확실히 구별되는 성인 애착을 형성하게 되는 것이다. 그러므로 성인기 애착에 관한 연구는 부모와의 애착과 성인 애착을 구분하여 현재의 성인 애착에 초점을 두고 이해하는 것이 적절하다 (조화진, 서영석, 2011).

초기에는 성인 애착을 안정, 불안-양가, 회피 애착의 3범주 유형(Hazan & Shaver, 1987)과 안정형, 거부형, 두려움형, 몰두형의 4범주 유형(Bartholomew & Horowitz, 1991)으로 설명했다. 그러나 애착을 범주적으로 분류하는 것은 애착 개념에 대한 왜곡된 이해나 공통 변량, 측정의 정확성, 통계적 검증력에서의 문제를 야기할 수 있다는 지적이 제기되었다(Brennan, Clark, & Shaver, 1998; Fraley & Waller, 1998). 이에 Brennan 등(1998)이 관련 이론 및 척도들을 종합적으로 분석하여 성인 애착을 애착 구성 개념의 기저에 있는 불안 애착과 회피 애착의 두 차원으로 설명하기 시작했다(Brennan et al., 1998; Fraley, Waller, & Brennan, 2000). 애착의 차원적 접근은 전반적인 애착에만 국한 되지 않고 관계-특정적인 영역(예: 어머니, 아버지, 연인)에도 적용될 뿐만 아니라 관계의 종류(예: 장기간[부모] 대 단기간[연인])에 상관없이 모두 적용되는 것으로 밝혀졌다(Fraley, Hudson, Heffernan, & Segal, 2015).

친밀한 이성 관계에서의 성인 애착은 관계 만족을 예측하는 가장 대표적인 변인이다(Hazan & Shaver, 1987; Mikulincer & Shaver, 2003). 불안 애착과 회피 애착은 모두 불안정 애착으로 관계 만족과 부적으로 관련되어 있지만, 애착 차원에 따라 심리정서 경험과 행동 양식에 차이가 있다. 불안 애착 수준이 높은 경우, 상대방이 자신을 싫어해서 떠나지않을까 끊임없이 염려하여 상대방에게 과도하게 집착하고 매달리며 관심을 얻기 위해 과장된 정서나 도움 추구 행동을 보인다. 하지만, 불안 애착 수준이 높은 사람은 관계 초기에 상대방에 대한 높은 관심, 상대방의 욕구와 정서에 대한 민감성, 그리고 반응적인 경향성으로 인해 관계 안에서의 만족도가 높을 가능성이 있다(Hazan & Shaver, 1987). 회피 애착 수준이 높은 개인은 이성 관계에서 관여 수준이 낮고 상대방과 심리정서적으로 거리를 유지하며 친밀한 관계의 중요성을 과소평가하는 경향이 있다(Mikulincer & Shaver, 2003). 불안 애착과 회피 애착 수준이 모두 낮은 안정 애착은 자신은 물론 상대방을 안정적이고 지지적인 존재로 지각하여 특히 이성 관계에서 더 친밀하고 온정적이며 적절하고 높은 수준의 관여를 보인다. 또한, 이성과의 관계를 신뢰롭고 상호의존적이며 헌신할 수 있는 것으로 받아들인다(Hazan & Shaver, 1987; Simpson, 1990). 최근 부부 및 이성 관계를 대상으로 애착과 관계 만족에 관한 메타 분석을 실시한 국외 연구에 의하면 불안 애착(r=-.29)과 회피 애착 (r=-.43)은 관계 만족과 중간 이상의 부적인 효과 크기를 보인 반면, 안정 애착은 관계 만족과 r=.41의 중간 이상의 정적인 효과 크기를 보였다(Hadden, Smith, & Webster, 2014). 애착이 관계 만족에 미치는 주 효과에 관한 탐색 이외에도 1990년 중반부터 애착과 관계 만족을 매개하는 변인에 관한 많은 연구가 이루어지기 시작했다. 그 중에서도 이성교제 중인 성인 남녀의 애착과 관계 만족을 매개하는 주요 변인으로 대인관계 지각의 정확성(Tucker & Anders, 1999), 지지추구와 돌봄(Collins & Feeney, 2000), 지각된 갈등(Brassard, Lussier, & Shaver, 2009), 그리고 접근적인 헌신과 회피적인 헌신(Dandurand, Bouaziz, & Lafontaine, 2013) 등이 연구되었다.

국내에서도 성인 애착은 부부 및 이성 관계 만족을 설명하는 주요 변인으로 연구되어 왔다. 또한, 애착과 결혼 만족의 관계를 매개하는 변인에 관한 연구가 활발히 이루어져 왔다 (예: 우수정, 이영, 2010; 이희숙, 박경, 2008; 임성문, 김영일, 2010 등). 이에 반해 이성교제 중인 성인 남녀의 애착과 관계 만족의 관계를 설명하는 매개변인에 관한 탐색은 최근에서야 시작되었다(예: 김희경, 심혜숙, 이동훈, 2012; 최바올 등, 2013). 예를 들어, 김희경 등(2012)의 연구에서는 정서 인식과 정서 표현 억제가 대학생의 성인 애착과 이성 관계 만족을 매개했고, 최바올 등(2013)의 연구에서는 남성의 불안 애착이 관계진솔성(관계에서 진짜 자기와 일치되는 태도와 행동을 보이는 것)을 매개로 자신의 관계 만족뿐 아니라 여성의 관계 만족과도 관련이 있는 것으로 나타났다. 이처럼 애착과 관계 만족의 관계를 매개하는 변인에 관한 연구는 안정적인 개인내적 특성으로 자리 잡아 개선 및 변화가 쉽지 않은 애착 변인보다 상대적으로 개입이 용이한 매개변인에 관한 탐색과 이해를 가능하게 하기 때문에 중요하다(조화진, 서영석, 2011). 특히, 이성 관계를 대상으로 한 국내 연구가 활발히 진행되지 않은 상황에서 이성교제 중인 성인남녀의 애착과 관계 만족의 관계를 매개하는 변인에 관한 연구는 높은 필요성을 갖는다. 이에 본 연구에서는 이성 관계 만족에 중요한 역할을 하고 현실적인 개입이 가능하며 개선 및 변화 가능성이 높은 변인 중 하나인 감사(Lambert & Fincham, 2011)를 애착과 관계 만족의 관계를 설명하는 매개변인으로 설정하고 이것의 역할에 대해 밝히고자 했다.

감사는 오랫동안 많은 이들에게 익숙한 개념으로 도덕 철학, 신학적 관점에서 주로 이해되어 왔다. 비교적 최근에서야 감사는 긍정 심리학의 한 연구 영역으로 대두되었고, 성격 특성과 정서적 경험으로서의 상태로 구분되어 심리적 구인으로 개념화 되었다(Adler & Fagley, 2005; Peterson & Seligman, 2004). 성격특성으로서 감사는 기질적인 감사(dispositional gratitude) 혹은 감사 성향(gratitude disposition)으로 연구되어 왔는데, 이는 개인이 획득한 긍정적인 경험에서 타인의 기여를 인식하고 고마움을 느끼는 안정적이고 일반적인 경향성(McCullough, Emmons, & Tsang, 2002) 또는 감사를 경험하기 쉬운 성격 특성을 의미한다 (Watkins, Woodward, Stone, & Kolts, 2003). 국내 외 감사 연구 동향을 정리한 임경희(2009)의 문헌에서 밝혔듯이 국내 대부분의 연구는 주로 감사를 성격 특성으로 이해하여 감사 성향의 측정과 기능 및 역할에 대해 탐색했다. 하지만 감사를 기질적인 성격 특성으로 이해하는 것뿐 아니라 이성 관계와 같은 특별한 상황에 따라 변화하는 정서적 경험으로서의 상태로도 이해하는 것이 필요하다. 예를 들어, 감사 성향이 높은 사람도 이성 관계에서는 상대방의 영향으로 인해 감사를 느끼지 못할 수 있는 반면, 감사 성향이 낮은 사람도 이성 관계에서는 상대방에게만 해당하는 감사가 나타날 가능성이 있기 때문이다(Adler & Fagley, 2005).

정서 상태의 경험과 표현은 친밀한 관계에서의 상호작용을 위한 필수 구성요소로서(Berscheid, 1983; Buck, 1989) 관계 안에서 순간 순간 나타나는 상대방의 기대나 욕구 혹은 관계를 위한 목표나 필요를 알리거나 조정하는 역할을 한다(Kelley, 1984). 정서 상태로서 감사는 도덕적 정서, 귀인-의존적 정서 그리고 공감적 정서의 특성을 갖는데, 이 중 공감적 정서는 사건, 사람, 사물, 그리고 행동 등의 가 치와 의미를 인식하고 그에 관한 긍정적인 정 서를 경험하는 것을 의미한다(Adler & Fagley, 2005). 즉, 감사는 상대방이 자신을 위해 제공해준 것에 국한되는 좁은 의미뿐 아니라 타인의 존재 자체에 관한 고마움까지 포함하는 더 넓은 의미의 일반화된 감사(generalized gratitude)로써(Lambert, Graham, & Fincham, 2009) 대인관계적인 정서로 이해할 수 있다 (Gordon, Impett, Kogan, Oveis, & Keltner, 2012; Kubacka, Finkenauer, Rusbult, & Keijsers, 2011). 최근 연구에서는 이러한 감사 정서를 느끼고 표현하는 것이 신체적, 정신적 건강 및 전반적인 삶의 만족감을 증가시키는 것은 물론 친밀한 관계 내에서의 만족감을 증진시키고 유지하는데 기여하는 것으로 밝혀졌다(Gordon et al., 2012; Kubacka et al., 2011; Lambert & Fincham, 2011).

연인 간의 상호 교류와 공유가 중요한 이성 관계에서의 감사는 단순히 자신이 느끼고 표현하는 감사 뿐 아니라 상대방에게서 받는 감사도 중요한 역할을 한다(Littman-Ovadia & Lavy, 2012). 최근, Gordon과 그의 동료들(2012) 은 주는 감사와 받는 감사를 구분하여 관계에서의 기능 및 역할에 대해 탐색했다. “주는 감사(appreciative)”는 상대방에게 감사하는 마음을 갖는 것으로 교제 중인 연인의 고유한 가치와 중요성을 긍정적으로 평가하고 자신이 좋은 사람과 관계를 형성하고 있다는 확신을 제공해준다. 반면에 “받는 감사(appreciated)”는 상대방에게 감사 받고 있음을 느끼는 것으로 연인이 자신을 가치 있고 고마운 존재로 바라본다고 지각할 때 증가하며 연인의 감사를 받는 개인은 안정감과 연인이 보내는 관심과 배려에 신뢰감을 느끼게 된다. 즉, 주는 감사는 자신이 상대방에게 감사를 느끼고 표현하는 것을, 받는 감사는 상대방이 자신에게 보내는 감사한 마음을 본인이 지각하는 것을 의미한다. 지금까지 국내외에서 실시된 이성 관계에서의 감사 연구는 이성 관계에서 나타나는 정서 상태로서의 감사가 아닌 전반적인 감사 성향에 관한 연구가 대부분이었고, 감사 정서에 대해 탐색한 소수의 연구에서도 주는 감사와 받는 감사를 구분하여 살펴본 연구가 거의 없다. 더욱이 국내에는 정서 상태로서의 감사, 특히 이성 관계에서의 주는 감사와 받는 감사를 구분하여 탐색한 연구가 아직 없다 (예: 김경미, 류승아, 최인철, 2014; 노지혜, 이민규, 2011; Berger & Janoff-Bulman, 2006; Lambert & Fincham, 2011 등). 이에 본 연구에서는 이성 관계에서의 주는 감사와 받는 감사에 초점을 맞춰 주는 감사와 받는 감사가 애착과 관계 만족의 관계를 매개하는지 살펴보고자 했다.

이성 관계에서 나타나는 감사에 관한 설명을 종합해보면, 감사는 친밀한 대상과의 상호작용에서 나타나는 사회적인 긍정 정서이자 상대방, 상대방의 좋은 의도, 그리고 좋은 의도로 인한 개인적 이익 혹은 긍정적인 결과에 관한 전반적인 지각 및 평가와 관련된 높은 수준의 복합적인 인지-정서 상태로 이해할 수 있다(Emmons & McCullough, 2003). 이때, 상대방에 관한 전반적인 지각과 평가는 유아기에 민감하고 반응적인 양육자와의 상호작용에서 영향을 받는다는 애착 이론(Bowlby, 1973; Klein, 1957)을 통해 애착과 감사의 관련성에 관한 추정이 가능하다. 우선, 안정애착과 주는 감사의 정적인 관련성은 자신을 만족스럽고 행복하게 만들어주는 애착 대상(object)과의 동화(assimilation)과정을 통해(Klein, 1957) 자신에게 긍정적인 것을 베풀어준 애착대상에게 그가 자신을 위해 했던 것처럼 그를 위한 감사의 마음을 갖게 되는 것으로 이해할 수 있다. 받는 감사 역시 안정 애착과 정적인 관련성을 보일 것으로 추정 가능하다. 애착 대상과의 관계에서 자신의 욕구가 민감하고 일관되게 충족된 아동은 애착 대상과 안정적인 애착을 형성하고 자신은 사랑받을 만하고 존재 자체만으로도 가치 있고 소중한 존재임을 느끼게 된다. 즉, 안정적인 애착을 통해 스스로를 감사 받을만한 가치있는 존재로 여기게 되는 것이다. 또한, 애착 대상이 자신에게 제공하는 감사를 지각하게 되면 감사를 표현하는 애착 대상을 지지적이고 반응적이며 온정적인 대상이라고 인식하는 타인에 대한 긍정적인 내적 작동 모형이 활성화되기도 한다 (Bowlby, 1973). 선행 이론에 따르면 애착과 받는 감사는 서로에게 영향을 줄 것으로 예상 가능하나 애착과 받는 감사에 관한 경험적인 연구의 부재로 인해 아직까지 두 변인 간 영향력의 방향은 명확하지 않다. 따라서 본 연구에서는 성인 애착이 초기 애착보다 더 다양하고 복잡하지만, 초기 주 양육자와의 애착에서부터 영향을 받았다는 사실에 근거해 성인 애착이 받는 감사에 선행할 것이라 가정했다.

불안정 애착은 하위 차원에 따라 주는 감사 그리고 받는 감사와의 관계가 다를 수 있다. 먼저 주는 감사에 있어 불안 애착이 높은 개인은 양가적인 형태를 보일 수 있다. 불안 애착이 높은 개인은 상대방의 친절과 호의를 당연히 받아야 한다고 생각하는 경향이 있어 이러한 경우, 진정으로 감사할 줄 모르고 감사함을 느끼더라도 감사한 마음을 잘 표현하지 않는다. 또한, 상대방의 기대와 요구를 충족시켜주고 싶어 하지만 만족시켜줄 수 없을 것이라는 걱정과 불안 때문에 상대방에 대한 감사의 마음이 반감되기도 한다(Mikulincer, Shaver, & Slav, 2006). 다른 한편으로 불안 애착이 높은 개인은 상대방의 욕구나 감정에 민감하고 반응적이어서 관계에서 긍정적인 영향력을 발휘하기도하며 상대방의 사랑을 갈구하고 자신을 떠나지 않기를 바라기 때문에 상대 방을 향한 감사의 표현 빈도가 높을 수 있다 (Hazan & Shaver, 1987). 이에 반해, 타인에 대한 부정적인 내적 작동 모형을 형성하여 상대방의 호의를 믿지 않고 상대에게 의존하지 않으며 도움받길 원하지 않는 회피 애착은 주는 감사와 부적인 관련이 있다(Mikulincer & Shaver, 2003; Pietromonaco & Barrett, 2000). 회피 애착 수준이 높은 개인은 이성 관계에서의 애정과 보상에 둔감한 경향이 있어(Feeney & Collins, 2001) 상대방의 애정표현과 그들이 제공하는 것에 대해 감사를 느끼고 표현하는 것이 적을 수 있다. 또한, 감사를 표현하는 것은 상대방에 관한 친밀감의 지표로 해석될 수 있어 정서적인 거리 유지를 선호하는 회피 애착은 감사한 마음의 표현을 주저할 수 있다.

받는 감사에 있어 불안 애착이 높은 개인은 자신이 상대방의 사랑을 받을 만큼 가치 있는 사람이 아니라는 자신의 존재에 대한 부정적 인내적 작동 모형이 활성화되어(Bowlby, 1973; Pietromonaco & Barrett, 2000) 상대가 전하는 감사에 관한 지각, 즉 받는 감사의 수준이 낮을 수 있다. 또한, 회피 애착은 억압이나 차단의 방식으로 정서를 처리하기 때문에(Wei, Vogel, Ku, & Zakalik, 2005) 상대방이 전하는 감사를 지각하지 못할 수 있다. 최근 Gordon과 동료들 (2012)은 불안 애착 및 회피 애착과 주는 감사 및 받는 감사의 관계를 경험적으로 확인했는데, 불안 애착이 받는 감사와만 부적인 관련성을 보인 반면, 회피 애착은 주는 감사뿐 아니라 받는 감사 모두와 부적인 관련이 있는 것으로 나타났다. 즉, 상대방에게 더 많은 애정을 갈구하는 불안 애착 수준이 높은 개인의 경우 상대방에게 받은 감사의 정도를 적게 느낀다고 보고했지만, 자신이 상대방을 감사하게 여기는 것과는 어떠한 관련도 없었다. 이와 달리, 상대방과의 깊이 있는 관계를 원하지 않는 회피 애착 수준이 높은 개인의 경우 상대방에게 감사함을 느끼거나 그러한 마음을 표현(주는 감사)하지 않을 뿐만 아니라 자신을 향한 상대방의 감사한 마음(받는 감사)도 덜 지각하는 것으로 나타났다.

감사의 주요 기능은 원만한 대인관계를 형성하고 유지하는 것으로 관계에서 나타나는 감사의 순간은 관계를 더 긍정적이고 친밀하게 형성할 수 있도록 하는 촉진제(booster shots) 역할을 한다(Algoe, Gable, & Maisel, 2010). 감사를 느끼고 표현하는 것(주는 감사)은 상대방에 대한 관심과 민감성에 바탕을 두고 있으며(McCullough et al., 2002), 상대방에 대한 관심과 민감성은 부부 그리고 이성 관계와 같은 친밀한 관계에서 관계 만족 및 유지를 예측하는 요인이다(Kubacka et al., 2011). 감사는 상대방에 대한 믿음, 존중, 칭송과 같은 긍정적인 감정을 갖게 하며(Emmons & Shelton, 2002; McCullough et al., 2002; Watkins et al., 2003) 상대방을 향한 자신의 감정을 상기시키도록 도와주고 서로에게 더 많이 반응적이 되도록 고무시킨다(Algoe et al., 2010; Algoe, Hadit, & Gable, 2008). 실제, 이성교제 중인 성인 미혼 남녀를 대상으로 감사와 관계만족의 관계를 살펴본 국외 연구에서는 개인이 상대방에게 감사를 표현할 때 상대방을 더 가깝게 느낀다고 보고했으며 관계에 더 만족하는 것으로 나타났다(Algoe et al., 2010). 또한, 신혼부부를 대상으로 한 연구에서는 배우자에게 감사를 표현하는 것이 더 높은 결혼 만족도 및 신혼 생활 적응과 관련이 있었다(Gordon, Arnette, & Smith, 2011; Schramm, Marshall, Harris, & Lee, 2005). 받는 감사 또한 친밀한 관계에 영향을 미치는 변인으로(Berger & Janoff-Bulman, 2006; Murray, Bellavia, Rose, & Griffin, 2003) 상대방의 욕구를 충족시켜주기 위해 시간, 노력, 그리고 자원을 소모하는 공동 행동과 관계 만족 사이에서 받는 감사의 조절효과를 탐색한 선행 연구를 통해 받는 감사와 관계 만족의 관련성을 이해할 수 있다. 이성교제 중인 대학생을 대상으로 실시한 Berger와 Janoff-Bulman(2006)의 연구에 의하면, 자신이 상대방으로부터 많이 감사 받고 있다고 느끼는 경우, 상대방의 욕구를 충족시켜주기 위해 더 노력했고 이러한 노력은 관계를 위한 가치 있는 투자로 여겨져 자신의 관계 만족과 정적인 관련이 있었다. 반면에 상대방으로부터 감사를 받고 있다고 느끼지 못하는 경우 이러한 노력은 단순히 소모되는 비용으로 여겨져 관계 만족과 부적인 관련성을 나타냈다.

성인 애착과 관계 만족, 성인 애착과 감사, 감사와 관계 만족간 관련성은 선행 이론과 경험적 연구를 통해 각각 입증되었지만, 세변인이 통합적으로 어떠한 관련성을 갖는지, 특히 감사가 성인 애착과 관계 만족의 관계를 매개하는지에 대한 탐색은 아직 이루어지지 않았다. 하지만, 애착 특성에 따라 정서 그리고 인지적 과정이 다르게 나타나며 각기 다른 정서 및 인지적 과정은 다양한 결과를 이끈다는 선행연구를 통해 세 변인 간 관련성을 이해할 수 있다. 구체적으로, 애착은 관계 안에서 나타나는 정서를 경험하고 이해 및 조절 하는 방식에 관여하며 정서의 이해와 조절은 관계 만족에 핵심적인 역할을 한다(김희경 등, 2012; Kobak & Sceery, 1988). 앞서 설명했듯이 애착이 안정적일수록 정서 경험과 정서 표현을 편안하게 느끼고 자신의 정서를 잘 알아차리는 반면, 애착이 불안정할수록 자신의 정서를 제대로 인식하고 이해하지 못한다. 불안 애착의 경우 격렬한 정서 경험과 과도한 표현, 회피 애착의 경우 정서에 주의를 기울이지 않고 오히려 정서 경험을 차단하며 표현을 억제하는 모습을 보이기 쉽다(이시은, 이재창, 2005; Searle & Meara, 1999; Wei et al., 2005). 애착은 또한 관계에 관한 개인의 기대, 믿음 그리고 태도와 같은 도식을 형성하고, 이러한 도식은 관계내에서 개인의 지각 방식 및 반응 행동에 영향을 미친다(Mikulincer & Shaver, 2007). 즉, 초기 애착 대상과의 경험으로 인해 형성된 자신과 상대방에 관한 도식인 내적 작동 모형은 자신과 상대를 인지하는 방식과 연인 관계에서의 자신의 행동을 조절하는 기초가 된다(Bretherton & Munholland, 2008). 마지막으로 정서 경험 및 조절 능력과 지각 방식은 관계 만족에 영향을 미치는 주요 요인이다(Bloch, Haase, & Levenson, 2014; Tucker & Anders, 1999). 결국, 감사는 애착 특성에 영향을 받는 인지-정서 상태(긍정적인 결과에 관한 지각과 관련된 긍정 정서 상태)로서 관계에서의 만족과 관계 유지를 결정하는데 중요한 역할을 할 것이라 예상할 수 있다. 따라서 본 연구의 목적은 감사가 불안 애착 및 회피 애착과 관계 만족의 관계를 매개하는지 확인 하는 것이며 이때, 감사를 주는 감사와 받는 감사로 구분하여 각각의 매개효과에 대해 살펴보았다.

이성 관계와 같은 친밀한 관계에서는 어느 한 개인의 특성, 생각 그리고 행동이 자신뿐 아니라 상대방에게도 영향을 주고 받을 수 있기 때문에 관계 내 한 사람만을 택하여 개인의 특성 변인으로 관계 만족을 설명하는 것은 한계가 있다(박영화, 고재홍, 2005; Acitelli, Douvan, & Veroff, 1997). 이에 따라 본 연구에서는 Kenny(1996)가 제안한 자기-상대방 상호 의존 모형(APIM)을 적용하여 개인이 아닌 한 쌍의 연인을 대상으로 자료를 수집하고 분석 했다. 이를 통해 개인과 관련있는 상대방의 영향력까지 함께 고려하여 관계의 현상과 역동을 더욱 분명하고 포괄적으로 이해하고자 했다(Kenny, Kashy, & Cook, 2006). 본 연구에서는 성인 애착이 관계 만족과 직접적인 관련성을 갖는 동시에 두 변인 간 관계를 주는 감사와 받는 감사가 매개할 것이라고 가정했으며, 각 변인의 자기효과와 상대방효과를 확인할 수 있는 APIM을 적용하여 다중 매개모형을 설정했다. 본 연구의 연구 모형은 그림 1과 같고, 주는 감사와 받는 감사 각각의 매개모 형을 개별적으로 설정하여 검증했다. APIM을 이용하여 성인 애착과 관계 만족 사이의 주는 감사와 받는 감사의 매개효과에 관한 구체적인 관련성을 가정할 만큼 선행연구가 진행되지 않아 연구 모형은 그림 1에서와 같이 변인들 간 모든 경로를 가정한 탐색적인 성격을 갖는다. 따라서 본 연구에서는 그림 1의 연구 모형을 다음의 연구 문제로 접근하여 성인 애착과 관계 만족 사이의 주는 감사와 받는 감사의 매개효과에 관한 가장 적합한 모형을 찾는 것을 연구 목적으로 설정했다. 연구 문제 1. 성인 애착과 관계 만족의 관계에서 주는 감사의 매개효과가 나타나는가? 연구 문제 2. 성인 애착과 관계 만족의 관계에서 받는 감사의 매개효과가 나타나는가?

현재 이성교제 중인 만 18세 이상 성인 미혼 남녀 295쌍을 대상으로 설문을 실시했다. 남녀 중 한 사람만 설문을 완료한 47명의 자료를 제외하여 총 248쌍(남녀 총 496명)을 대상으로 분석을 실시했다. 최종 분석에 포함된 496명의 자료와 분석에서 제외된 47명의 자료 간 주요 변인들의 유의한 차이가 존재하는지 확인하기 위해 평균 차이 검증(Independent Sample t-test)을 실시했고 그 결과, 두 집단 간에 불안 애착 및 회피 애착, 주는 감사 및 받는 감사 그리고 관계 만족에서 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않았다. 또한, 연구 대상자 중 대학생 및 대학원생인 학생(353명)과 일반인(138명)의 자료 간 주요 변인들의 차이를 확인했으며, 그 결과 불안 애착을 제외한 회피 애착, 주는 감사 및 받는 감사 그리고 관계 만족에서 유의한 차이가 나타나지 않았다. 학생의 불안 애착 평균은 2.90(SD= 1.01), 일반인의 불안 애착 평균은 2.66(SD=.89)으로 학생의 불안 애착 수준이 더 높았다(t=2.39, p<.05). 연구에 참여한 남성의 평균 연령은 24.37(SD=3.69)세, 여성의 평균 연령은 22.69 (SD=2.91)세였다. 평균 교제 기간은 16.8개월 (SD=16.87)이었다. 이는 미혼 남녀 커플 136쌍 을 대상으로 한 최바올 등(2013)의 연구에서 남성 평균 연령 24.99(SD=3.73)세, 여성 평균 연령 23.23(SD=3.55)세와 비슷한 수준이고, 18.06(SD=16.99)개월의 평균 교제 기간보다 비교적 낮은 수치이다.

자료 수집은 서울 소재 대학의 심리학 관련 강의를 수강하는 학생들 그리고 대학 온라인 및 오프라인 게시판에 이성 관계 관련 설문을 공고하여 자발적으로 연구 참여를 신청한 참여자와 그들의 연인을 대상으로 이루어졌다. 설문 참여는 온라인과 오프라인을 통해 진행 되었다. 이메일을 통해 참여 의사를 밝힌 커플에게 설문 링크를 전달하여 참여할 수 있도록 안내했으며 인터넷을 통한 설문 응답이 불가능한 경우, 설문지를 통해서도 설문에 참여 할 수 있도록 했다. 설문 참여시, 각자 분리된 장소에서 실시하고 서로의 설문 내용에 대한 질문을 삼가도록 지시했다. 남녀 모두 설 문을 완료한 커플에게는 설문 참여에 대한 답례로 3,000원 상당의 기프티콘을 휴대폰으로 전송했다.

성인 애착

Brennan 등(1998)이 개발한 Experiences in Close Relationships Questionnaire(ECR)를 Fraley 등(2000)이 문항반응이론을 활용하여 개정한 ECR-Revised(ECR-R)를 김성현(2004)이 번안하고 타당화한 척도를 사용했다. ECR-R은 불안 애착과 회피 애착의 2개 하위 차원으로 이루어져 있으며 각각 18문항씩 총 36문항으로 구성되어 있고 7점 척도 상에 평정하도록 되어 있다(1=전혀 그렇지 않다, 7=매우 그렇다). 불안 애착은 관계에 지나치게 몰두하거나 버림받고 거절당하는 것을 두려워하는 정도를 측정하며 문항의 예로는 “연인의 사랑을 잃을까봐 두렵다.” 등이 있다. 회피 애착은 친밀해지는 것을 꺼리거나 불편해하는 정도를 측정하며, “연인과 지나치게 가까워지는 것을 원하지 않는 편이다.” 등의 문항을 포함한다.

ECR-R은 개발 및 개정 과정에서 제시한 것처럼 불안과 회피의 2개 하위 차원으로 이루어져 있으며, 국내 대학생을 대상으로 확인적 요인분석을 실시한 결과에서도 2개의 하위 차원이 적절한 것으로 나타났다(김성현, 2004). 이에 본 연구에서도 각 애착 차원을 단일 요인으로 가정하고 문항꾸러미(Item parceling) 제작을 통해 세 개의 꾸러미로 구성했다(Russell, Kahn, Spoth, & Altmaier, 1998). 이때 단일 요인을 가정한 탐색적 요인분석을 실시한 후, 요인부하량의 절댓값이 .3 이하인 문항을 제외하고 가장 큰 부하량을 지닌 문항과 가장 작은 부하량을 지닌 문항을 짝지어 순서대로 세 꾸러미에 연속적으로 할당했다.

척도의 신뢰도(Cronbach’s α)는 대학생 남녀를 대상으로 타당화 한 김성현(2004)의 연구에서 불안 애착 .89, 회피 애착 .85로 측정되었다. 본 연구에서 남녀 전체의 불안 애착은 .89, 회피 애착은 .90이었으며 남성의 불안 애착은 .90, 회피 애착은 .90, 여성의 불안 애착은 .89, 회피 애착은 .90으로 나타났다. 또한, 본 연구에서 구성한 문항 꾸러미의 신뢰도는 다음과 같다. 남녀 전체의 불안 애착 꾸러미 1은 .71, 꾸러미 2는 .74, 꾸러미 3은 .73이었으며, 회피 애착 꾸러미 1은 .74, 꾸러미 2도 .74, 꾸러미 3은 .72였다. 남성의 불안 애착 꾸러미 1은 .73, 꾸러미 2는 .75, 꾸러미 3은 .78이었으며, 회피 애착 꾸러미 1은 .76, 꾸러미 2는 .72, 꾸러미 3은 .73이었다. 여성의 불안 애착 꾸러미 1은 .70, 꾸러미 2는 .73, 꾸러미 3은 .71이었으 며, 회피 애착 꾸러미 1은 .74, 꾸러미 2는 .77, 꾸러미 3은 .72였다.

주는 감사와 받는 감사

이성 관계 안에서 느끼는 감사의 정도를 측정하기 위해 Gordon 등(2012)이 제작한 Appreciation in Relationships(AIR) 척도를 번안하여 사용했다. AIR 척도는 연인 관계를 형성한 개인이 상대방에게 감사를 느끼는 정도 (appreciative)와 상대방에게 감사 받고 있다고 느끼는 정도(appreciated)를 측정한다. 우선, 본 연구의 저자들은 박사 그리고 석사 전공자로 구성된 연구팀과 함께 원문을 한글로 번역했고, 이를 다시 이중 언어 구사자(국외 대학 학사 소지자)가 영어로 역번역을 실시했다. 이후, 역번안된 척도와 원척도를 비교하여 차이가 있는 문항을 수정했다. 번안 과정에서 개인이 상대방을 감사하게 느끼고 표현하는 것은 “주는 감사”로 명명했으며 상대방으로부터 감사 받는다고 느끼는 것은 “받는 감사”로 명명했다. 본 척도는 주는 감사 9문항(예: “나는 내 연인에게 감사한다.”)과 받는 감사 7문항(예: “내 연인은 내가 그/그녀에게 고마운 존재라는 것을 확신시켜준다.”)의 총 16개 문항으로 이루어져 있으며 ‘매우 동의하지 않는다’에서부터 ‘매우 동의한다’까지 7점 척도 상에 평정하도록 되어있다.

본 척도가 Gordon 등(2012)에 의해 개발된 것처럼 주는 감사와 받는 감사의 두 하위 차원으로 타당하게 적용되는지 확인하기 위해 본 연구에 참여한 남녀 496명과 현재 이성교제 중인 남녀 205명의 응답 자료를 합하여 총 701명을 대상으로 사각회전을 이용한 주축요인분석과 보다 객관적인 요인수 확보를 위해 parallel 분석(Wood, Tataryn, & Gorsuch, 1996)을 실시했다. 그 결과, 본 감사 척도는 Gordon 등(2012)이 개발한 것처럼 해당 문항이 두 하위 차원을 잘 설명하는 것으로 보였으며, 단 주는 감사의 3번 문항과 7번 문항의 요인 부하량이 .3 이하로 나타나 주는 감사 요인에서 제외시켰다. 결과적으로, 주는 감사는 요인 부하량의 절댓값이 .3 이하인 3번(“나는 내 연인이 내게 해주는 것들을 당연하게 여길 때가 있다.”)과 7번(“내 연인은 자신이 잘 해준 것들을 내가 알아주지 않는다고 말할 때가 있다.”) 문항을 제외한 7문항이 해당되며, 받는 감사는 척도 개발자가 제시한 문항과 동일하게 총 7개의 문항으로 구성되어 있음을 확인했다.

현재 이성교제 중인 남녀 커플을 대상으로 한 Gordon 등(2012)의 연구에서 AIR의 신뢰도 (Cronbach’s α)는 주는 감사 .82, 받는 감사 .86 으로 나타났으며, 본 연구에서 남녀 전체의 주는 감사는 .78, 받는 감사는 .82로 나타났고 남성의 주는 감사는 .81, 받는 감사는 .82, 여성의 주는 감사는 .75, 받는 감사는 .82로 나타났다.

이성 관계 만족

이경성과 한덕웅(2003)이 결혼한 부부의 관계 만족도를 측정하기 위해 개발한 척도의 문항을 결혼 전 관계에 적합하도록 수정한 이경성, 이경성과 한덕웅(2005)의 관계 만족 척도를 사용했다. 본 척도는 단일 요인 9문항(예: “나의 연인과 함께 하는 동안은 행복하다.”)으로 구성되어 있으며 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’에 서 ‘매우 그렇다’까지 7점 척도 상에 평정하도록 되어있다. 교제 중인 남녀 대학생 및 대학원생을 대상으로 한 이경성과 한덕웅(2005)의 연구에서 관계 만족의 신뢰도는 .89로 나타났으며, 본 연구에서의 신뢰도는 전체 .91, 남성 .91, 여성 .90으로 나타났다. 본 연구에서는 문항꾸러미(Item parceling) 제작을 통해 이성 관계 만족을 세 개의 꾸러미로 구성했으며 문항 꾸러미의 신뢰도는 다음과 같다. 남녀 전체의 관계 만족 꾸러미 1은 .73, 꾸러미 2는 .76, 꾸러미 3은 .78이었다. 남성의 관계 만족 꾸러미 1은 .75, 꾸러미 2는 .72, 꾸러미 3은 .79였으며, 여성의 관계 만족 꾸러미 1은 .70, 꾸러미 2는 .79, 꾸러미 3은 .76이었다.

수집된 자료는 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 프로그램을 이용하여 다음과 같은 과정으로 분석했다. 첫째, 탐색적 요인분석을 통해 감사 척도의 타당성을 검증했고 성인 애착(불안 애착 및 회피 애착), 감사(주는 감사 및 받는 감 사), 관계 만족 척도의 신뢰도를 확인하기 위해 Cronbach’s α 계수를 산출했다. 둘째, 연구변인의 경향성과 정상성을 살펴보기 위해 기술 통계분석을 실시하여 주요 변인의 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도를 확인했다. 또한, 연구 변인의 평균 점수에 관한 최종 분석 대상과 분석 제외 대상의 차이, 학생과 일반인의 차이를 확인하기 위해 평균 차이 검증을 실시 했다. 셋째, 연구 변인 간 상관관계를 알아보기 위해 상관 분석을 실시하여 Pearson 적률 상관계수를 산출했다. 넷째, 자기-상대방 상호 의존 모형(APIM)을 기반으로 성인 애착과 관계 만족의 관계를 주는 감사와 받는 감사가 각각 매개하는지 확인하기 위해 구조 모형 검증을 실시했다. 본격적인 모형 검증에 앞서, Russell 등(1998)의 제안에 따라 단일 요인인 불안 및 회피 애착과 관계 만족에 대해 각각 3개의 문항 꾸러미를 제작하여 자료를 분석했다. 문항 꾸러미 제작은 정보가 손실될 가능성이 높고 요인의 차별적인 특징이 사라질 수 있는 문항의 총합 방법과 측정 오차에 민감하고 만족할만한 모형 적합도를 얻기 어려우며 많은 모수를 추정하기 위해서는 표본의 크기가 커야 하는 전체 비 총합 방법(개별 문항 전체를 이용)의 단점을 보완해준다. 즉, 문항 꾸러미 제작은 측정 오차를 최소화하고 모형의 적합도(예: CFI와 RMSEA)를 개선시키는 장점이 있다(Bandalos, 2002).

구조 모형 검증은 구조방정식의 2단계 접근법(Anderson & Gerbing, 1988)에 따라 진행했다. 우선, 측정변인들이 잠재변인을 적절히 구인하는지 확인하기 위해 확인적 요인분석을 통한 측정 모형 검증을 실시했다. 다음으로, 구조 모형의 전체 적합도 및 각 경로의 유의도를 확인했다. 모형의 적합도는 표본의 크기에 민감하여 영가설을 쉽게 기각할 수 있는 χ²값 이외에 상대적 적합도 지수인 CFI(Comparative Fit Index)와 TLI(Tucker-Lewis Index), 절대적 적합도 지수인 RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 함께 확인했다. 이때, CFI와 TLI가 .90 이상이고(Bentler, 1990), RMSEA가 .08 이하이면 적합한 모형인 것으로 판단했다(홍세희, 2000).

성인 애착과 관계 만족 사이에서 주는 감사 및 받는 감사의 간접효과와 매개효과에 관한 통계적 유의성을 검증하기 위해 부트스트랩(Shrout & Bolger, 2002)과 Sobel 검증(Sobel, 1982)을 실시했다. 구조방정식 모형 분석에서는 다중 매개효과 검증 시 개별 간접효과에 관한 추정치를 제공하지 않기 때문에 필요한 경우 팬텀변인(phantom variable)을 설정한 후 부트스트랩 절차를 통해 변인들의 개별 간접 효과를 확인했다(배병렬, 2011). 부트스트랩 절차는 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 방법에 따라 본 연구의 원자료(N=248)로부터 무선할당으로 만들어진 2000개의 표본에서 간접효과를 추정했다. 간접효과의 95% 신뢰구간이 0을 포함하지 않을 때, α=.05 수준에서 통계적으로 유의한 것으로 판단했다.

마지막으로, 매개 모형 검증에 있어 APIM의 기본 가정에 따라 외생변인 그리고 매개변인을 포함한 내생변인의 오차 간 상관을 설정하고 분석했다(Ledermann, Macho, & Kenny, 2011). 또한, 교제 기간이 변인 간 관계에 영향을 미칠 수 있다는 주장에 따라(Lopez & Rice, 2006) 교제 기간과 변인들의 상관을 확인 했다. 그 결과, 교제 기간과 여성의 회피 애착, 남성의 주는 감사 및 받는 감사, 그리고 남성의 관계 만족 간 유의한 상관이 있는 것으로 나타났다(표 1). 이에 교제 기간을 공변인으로 선택하고 유의한 상관이 존재하는 각 변인들과 상관 및 직접 경로를 설정하여 그 영향을 통제하고 연구 모형을 검증했다.

자료의 일반적인 경향성과 정상성 확인을 위해 평균, 표준편차, 왜도 및 첨도를 분석 했다. 기술 통계 분석 결과, 각 변인의 왜도와 첨도의 절댓값이 각각 2와 7을 넘지 않아 다변량 정상성 가정이 충족됨을 확인했고(Curran, West, & Finch, 1996) 평균과 표준편차를 표 1에 제시했다. 본 연구에 참여한 남성의 불안 애착 평균은 2.85(SD=1.00), 회피 애착 평균은 2.41(SD=.87)로 나타났으며 여성의 불안 애착 평균은 2.82(SD=.97), 회피 애착 평균은 2.44 (SD=.88)로 나타났다. 이러한 결과는 126쌍의 캐나다 커플을 대상으로 한 연구에서 남성의 불안 애착 평균 2.66(SD=1.02), 회피 애착 평균 2.30(SD=.89)과 비슷한 수준이며 여성의 불안 애착 평균 3.22(SD=1.20)보다 조금 낮은 수치이고 회피 애착 평균 2.15(SD=1.00)와는 비슷한 수준이다(Peloquin, Brassard, Lafontaine, & Shaver, 2014). 또한, 본 연구에서 남성과 여성의 주는 감사 평균은 5.61(SD=.89)과 5.40(SD= .85), 받는 감사 평균은 5.49(SD=.95)와 5.51 (SD=.99)로 나타났으며 이는 Gordon 등(2012)의 연구에서 이성교제 중인 남녀 전체의 주는 감사 평균 5.60, 받는 감사 평균 5.36과 비슷 한 수준이다. 남성의 관계 만족 평균은 5.47 (SD=.67), 여성의 관계 만족 평균은 5.30 (SD=.72)으로 이는 교제중인 남녀를 대상으로 한 이경성과 한덕웅(2005)의 연구에서 남성 관계 만족 평균 5.63(SD=.80), 여성 관계 만족 평균 5.62(SD=.87)와 비슷한 수준이다. 상관 분석 결과, 대체로 변인 간에는 유의한 상관이 존재하는 것으로 나타났다(표 1). 남성의 불안 애착은 남성의 회피 애착과 정적 상관, 남성의 주는 감사 및 받는 감사 그리고 관계 만족과 부적 상관을 보였으며 여성의 불안 애착 및 회피 애착과 정적 상관을 보였고, 여성의 주는 감사 및 관계 만족과 유의한 부적 상관을 보였다. 남성의 회피 애착은 남성의 주는 감사 및 받는 감사, 그리고 관계 만족과 모두 유의한 부적 상관을 보였으며, 여성의 불안 애착과 정적 상관을 보였고, 여성의 받는 감사 및 관계 만족과 부적인 관련성을 보였다. 남성의 주는 감사는 남성의 받는 감사 및 관계 만족과 유의한 정적 상관을 보였고 여성의 주는 감사 및 받는 감사, 그리고 관계 만족과도 정적인 상관을 보인 반면, 여성의 불안 애착과 부적인 관련성을 보였다. 남성의 받는 감사는 남성의 관계 만족뿐 아니라 여성의 주는 감사 및 받는 감사 그리고 관계 만족과도 유의한 정적 상관을 보였다. 이에 반해, 여성의 불안 및 회피 애착과 유의한 부적 상관을 나타냈다. 남성의 관계 만족은 부적 상관을 보인 여성의 불안 애착을 제외하고 여성의 주는 감사, 받는 감사, 그리고 관계 만족 모두와 정적인 관련성을 보였다. 다음으로, 여성의 불안 애착은 여성의 회피 애착과 정적인 관련성을 나타낸 반면, 여성의 주는 감사 및 받는 감사, 관계 만족과 유의한 부적 상관을 보였다. 여성의 회피 애착도 여성의 주는 감사, 받는 감사 그리고 관계 만족과 유의한 부적 상관을 나타냈다. 여성의 주는 감사는 여성의 받는 감사, 관계 만족과 유의한 정적 상관을 나타냈으며 여성의 받는 감사는 여성의 관계 만족과 유의한 정적 상관을 나타냈다. 마지막으로, 여성의 관계 만족은 남성과 여성의 불안 애착 및 회피 애착과 부적인 상관을 나타낸 반면, 남성과 여성의 주는 감사 및 받는 감사 그리고 남성의 관계 만족과 정적인 상관을 나타냈다.

불안 애착과 부적인 관련성을 보였다. 남성의 받는 감사는 남성의 관계 만족뿐 아니라 여성의 주는 감사 및 받는 감사 그리고 관계 만족과도 유의한 정적 상관을 보였다. 이에 반해, 여성의 불안 및 회피 애착과 유의한 부적 상관을 나타냈다. 남성의 관계 만족은 부적 상관을 보인 여성의 불안 애착을 제외하고 여성의 주는 감사, 받는 감사, 그리고 관계 만족 모두와 정적인 관련성을 보였다. 다음으로, 여성의 불안 애착은 여성의 회피 애착과 정적인 관련성을 나타낸 반면, 여성의 주는 감사 및 받는 감사, 관계 만족과 유의한 부적 상관을 보였다. 여성의 회피 애착도 여성의 주는 감사, 받는 감사 그리고 관계 만족과 유의한 부적 상관을 나타냈다. 여성의 주는 감사는 여성의 받는 감사, 관계 만족과 유의한 정적 상관을 나타냈으며 여성의 받는 감사는 여성의 관계 만족과 유의한 정적 상관을 나타냈다. 마지막으로, 여성의 관계 만족은 남성과 여성의 불안 애착 및 회피 애착과 부적인 상관을 나타낸 반면, 남성과 여성의 주는 감사 및 받는 감사 그리고 남성의 관계 만족과 정적인 상관을 나타냈다.

연구 모형 검증에 앞서 2단계 접근법 (Anderson & Gerbing, 1988)에 따라 측정 모형에 대한 확인적 요인분석을 실시했다. 그 결과, 자료의 측정변인들이 잠재변인을 적절하게 설명하고 있으며 측정 모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다: χ²(120, N=248)=266.479, CFI=.96, TLI=.942, RMSEA=.07(90% 신뢰구간=.059~.082). 측정변인에 대한 잠재변인의 요인부하량은 남성의 불안 애착이 .85~.89 (p<.001), 남성의 회피 애착이 .88~.92(p<.001), 남성의 관계 만족이 .86~.93(p<.001), 여성의 불안 애착이 .85~.89(p<.001), 여성의 회피 애착이 .85~.92(p<.001), 여성의 관계 만족이 .90~.93(p<.001)으로 모두 유의했으며, 각각의 요인부하량은 표준화된 계수를 사용했다.

주는 감사

성인 애착과 이성 관계 만족의 관계에서 애착이 관계 만족에 직접적인 설명력을 갖는 동시에 두 변인의 관계를 주는 감사가 매개하는 연구 모형을 검증한 결과, χ²는 328.52, 자유도 (df)는 161, CFI는 .957, TLI는 .939, RMSEA는 .065(90% 신뢰구간=.055~.075)로 좋은 적합도를 보였다. 총 20개의 직접 경로 중 11개가 유의하지 않은 것으로 나타나 Martens(2005)의 제안에 따라 유의하지 않은 경로를 제거한 수정 모형을 설정하고 검증했다. 수정 모형 검증 결과, 수정 모형도 자료에 적합한 것으로 나타났다: χ²(172, N=248)=342.23, CFI=.957, TLI=.942, RMSEA=.063(90% 신뢰구간=.053~ .073). χ² 차이 검증을 통해 연구 모형과 수정 모형을 비교한 결과, △χ²(11, N=248)=13.71로 p<.05 수준에서 자유도 차이 11일 때의 임계 값 19.68보다 작아 연구 모형과 수정 모형의 차이가 통계적으로 유의하지 않았다(표 2). 결과적으로, 간명성이 높은 수정 모형을 최종 모형으로 선정했으며, 주는 감사 최종 구조 모형의 표준화된 경로계수와 모수 추정 결과를 그림 2에 제시했다. 남성 관계 만족의 Adj-R²은 .47, 여성 관계 만족의 Adj-R²은 .59로 성인 애착과 이성 관계 만족의 관계를 주는 감사가 매개하는 본 최종 모형은 남성 관계 만족 변량의 46.60%, 여성 관계 만족 변량의 59.41%를 설명하는 것으로 나타났다.

주는 감사의 간접효과를 검증하기 위해 부트스트랩 절차에 따라 2000개의 표본을 원자료(N=248)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 개별 간접효과의 유의도를 검증했다. 부트스트랩 절차에 따른 간접효과의 검증 결과를 표 3에 제시했다. 남성의 불안 애착과 여성의 관계 만족 사이에서 여성의 주는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계수는 -.03으로 p<.01 수준에서 유의했으며, 남성의 회피 애착과 남성의 관계 만족 사이에서 남성의 주는 감사의 간접효과 비표준화 계수는 -.09로 p<.01 수준 에서 유의했다. 또한, 여성의 불안 애착과 남성의 관계 만족 사이에서 남성의 주는 감사의 간접효과 비표준화 계수는 -.02로 p<.01 수준 에서 유의했고, 여성의 회피 애착과 여성의 관계 만족 사이에서 여성의 주는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계수는 -.11로 p<.01 수준에서 유의했다. Sobel 검증을 통해 성인 애착과 관계 만족의 관계에서 주는 감사가 갖는 매개효과의 유의성을 검증했다. 개별 경로의 매개효과에 관한 Sobel 검증 결과도 표 3에 제시했다. 검증 결과, 남성의 주는 감사는 남성의 회피 애착과 남성의 관계 만족의 관계를 부분 매개했으며(z=-4.85, p<.001) 여성의 불안 애착과 남성의 관계 만족의 관계를 완전 매개했다(z=-2.65, p<.01). 또한, 여성의 주는 감사는 남성의 불안 애착과 여성의 관계 만족의 관계를 부분 매개했고(z=-2.88, p<.01), 여성의 회피 애착과 여성의 관계 만족의 관계를 부분 매개하는 것으로 나타났다(z=-5.40, p<.001).

받는 감사

받는 감사의 매개 모형 검증에서도 성인 애착이 이성 관계 만족에 미치는 직접적인 효과 뿐 아니라 받는 감사를 통한 간접효과를 포함한 연구 모형을 검증한 결과, χ²는 334.99, 자유도(df)는 161, CFI는 .955, TLI는 .936, RMSEA 는 .066(90% 신뢰구간=.056~.076)으로 좋은적 합도를 나타냈다. 받는 감사의 연구 모형에서 유의하지 않은 직접 경로는 총 20개 중 7개로, 유의하지 않은 7개의 경로를 제거한 수정 모형을 설정하고 검증했다. 그 결과, 수정 모형도 자료에 적합한 것으로 나타났다: χ²(168, N=248)=342.09, CFI=.955, TLI=.939, RMSEA= .065(90% 신뢰구간=.055~.075). 두 모형의 χ² 차이검증을 실시한 결과, △χ²(7, N=248)=7.10 으로 p<.05 수준에서 자유도 차이 7일 때의 임계값 14.07보다 작아 연구 모형과 수정 모형의 차이가 통계적으로 유의하지 않았다(표 4). 결과적으로, 간명성이 높은 수정 모형을 최종 모형으로 선정했으며, 받는 감사 최종 구조 모형의 표준화된 경로계수와 모수 추정 결과를 그림 3에 제시했다. 남성 관계 만족의 Adj-R²은 .41, 여성 관계 만족의 Adj-R²은 .54로 성인 애착과 이성 관계 만족의 관계를 받는 감사가 매개하는 최종 모형은 남성 관계 만족 변량의 41.17%, 여성 관계 만족 변량의 54.08%를 설명하는 것으로 나타났다.

받는 감사의 간접효과를 검증하기 위해 부트스트랩 절차에 따라 2000개의 표본을 원자료(N=248)로 부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 개별 간접효과의 유의도를 검증했다. 이때, 남성의 회피 애착과 여성의 관계 만족, 여성의 회피 애착과 여성의 관계 만족 사이에서 남성 및 여성의 받는 감사가 갖는 개별적인 간접효과를 확인하기 위해 팬텀변인을 설정했다. 부트스트랩 절차에 따른 간접효과의 검증 결과를 표 5에 제시했다. 검증 결과, 남성의 불안 애착과 남성의 관계 만족 사이에서 남성의 받는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계수는 -.02로 p<.01 수준에서 유의했다. 또한, 남성의 회피 애착과 남성의 관계 만족 사이에서 남성의 받는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계 수는 -.03으로 p<.01 수준에서 유의했고, 남성의 회피 애착과 여성의 관계 만족 사이에서 여성의 받는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계수는 -.02로 p<.01 수준에서 유의했다. 다음으로, 여성의 불안 애착과 여성의 관계 만족 사이에서 여성의 받는 감사가 갖는 간접 효과의 비표준화 계수는 -.03으로 p<.01 수준에서 유의했다. 마지막으로, 여성의 회피 애착과 남성의 관계 만족 사이에서 남성의 받는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계수는 -.02 로 p<.01 수준에서 유의했으며, 여성의 회피 애착과 여성의 관계 만족 사이에서 여성의 받는 감사가 갖는 간접효과의 비표준화 계수는 -.01로 p<.05 수준에서 유의한 것으로 나타났다. Sobel 검증을 통해 애착과 관계 만족의 관계에서 받는 감사가 갖는 매개효과의 유의성을 검증했다. 개별 경로의 매개효과에 관한 Sobel 검증 결과 또한 표 5에 제시했다. 그 결과, 남성의 받는 감사는 남성의 불안 애착과 남성의 관계 만족의 관계를 완전 매개했고 (z=-3.07, p<.01) 남성의 회피 애착과 남성의 관계 만족의 관계를 부분 매개했으며(z=-3.01, p<.01) 여성의 회피 애착과 남성의 관계 만족의 관계를 완전 매개했다(z=-2.28, p<.05). 또한, 여성의 받는 감사는 남성의 회피 애착과 여성의 관계 만족의 관계를 완전 매개했으며 (z=-2.33, p<.05) 여성의 불안 애착과 여성의 관계 만족의 관계를 부분 매개했다(z=-2.84, p<.01). 표 5의 결과를 보면, 부트스트랩 결과와 Sobel 검증 결과가 일치하지 않은 부분이 있음을 확인할 수 있는데, 이러한 결과가 나타난 이유는 Sobel 검증은 표본 분포가 정규분포를 이루고 있다는 가정에 기초하지만 부트스트랩 절차는 이러한 가정을 하고 있지 않기 때문이다. 이러한 경우, 부트스트랩 결과를 참고하는 것이 더 바람직하므로(Cheung & Lau, 2008) 부트스트랩 결과에 따라 논의를 작성했다.

본 연구는 이성교제 중인 성인 초기 미혼 남녀를 대상으로 불안 및 회피 애착과 관계 만족의 관계에서 감사의 매개효과를 검증했다. 특별히 본 연구에서는 상대방에게 감사를 표현하는 주는 감사와 상대방의 감사를 느끼고 지각하는 받는 감사의 매개효과를 확인했다. 결과의 요약과 논의는 다음과 같다.

첫째, 주는 감사 모형에서 남녀 모두 자신의 주는 감사는 상대방의 불안 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 매개하는 것으로 나타났다. 이때, 남성의 주는 감사는 여성의 불안 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 완전 매개했다. 즉, 여성의 불안 애착은 남성의 관계 만족과 직접적인 관련성을 갖기보다 남성의 주는 감사를 통해 관련이 있었다. 이는 남성의 관계 만족이 여성의 불안 애착보다 자신이 상대방에게 감사한 마음을 갖고 그 마음을 표현하는지의 주는 감사와 더 직접적인 관련이 있는 것으로 이해할 수 있다. 반면에, 여성의 주는 감사는 남성의 불안 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 부분 매개했다. 다시 말해, 여성의 관계 만족은 상대의 불안 애착과 함께 상대를 향한 자신의 감사와도 관련이 있었다. 이렇게 불안 애착이 높은 상대방에게 고마움을 느끼지 못해 자신의 관계 만족도가 떨어지는 이유는 상대의 불안 애착으로 인해 자신이 고마움을 느낄 정도로 좋은 사람과 연애를 하고 있다는 것에 대한 확신이 없어지고 관계에서의 불만과 실망감이 커져 만족감이 줄어드는 것으로 해석할 수 있다(Gordon et al., 2012).

또한, 남녀 모두 자신의 주는 감사는 자신의 회피 애착과 관계 만족의 관계를 부분 매개했다. 즉, 남녀 모두 자신의 회피 애착은 자신의 관계 만족과 직접적인 관련성을 갖는 동시에 자신의 주는 감사를 통해서도 관련이 있었다. 회피 애착은 타인에 대한 부정적인 내적 작동 모형을 형성하는 것과 관련이 있어 (Pietromonaco & Barrett, 2000) 회피 애착 수준이 높은 개인은 상대방을 소중하게 생각하고 좋아하며 그들에게 친밀하게 다가가고자 하는 마음이 적을 수 있다. 상대방의 관심과 도움 없이 스스로 해결하려는 경향이 강하기 때문에 상대방이 자신을 위해 노력하려는 기회조차 제공하지 않을 수 있으며 이로 인해 상대방이 해주는 것에 대해 감사를 느끼지 못할 가능성이 높다. 결국, 상대방의 존재를 소중하고 고맙게 여기지 않게 되면서 관계 만족도가 감소할 수 있다(Mikulincer & Shaver, 2003). 또한, 대인관계 내에서 정서 표현과 자기 노출 수준이 낮으므로(Mikulincer & Nachshon, 1991; Searle & Meara, 1999; Tucker & Anders, 1999) 회피 애착인 남녀는 상대방에게 감사의 마음을 느끼더라도 그러한 마음을 잘 표현하지 않게 되면서 낮은 관계 만족을 경험한 것으로도 해석할 수 있다.

둘째, 받는 감사 모형에서 남녀 모두 자신의 받는 감사는 자신의 불안 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 매개하는 것으로 나타났다. 이때, 남성의 받는 감사는 남성의 불안 애착과 관계 만족의 관계를 완전 매개한 반면, 여성의 받는 감사는 여성의 불안 애착과 관계 만족의 관계를 부분 매개했다. 이러한 결과는 애착 특성과 관련된 정서 조절 전략을 통해 설명이 가능하다. 이성 관계와 같은 친밀한 사회적 상호작용에서 발생하는 개인적인 정서 경험에 있어 불안과 회피 애착은 각기 다른 전략을 취한다. 불안 애착이 상대방에게 과도한 애정과 지지를 요구하는 과잉활성화 (hyperactivating) 전략을 주로 사용하는 반면, 회피 애착은 관계에서의 긍정 정서와 부정 정서의 경험을 모두 억제하는 비활성화(deactivating) 전략을 취해 관계에서의 만족감과 상호작용의 질을 낮춘다(Mikulincer, 1998). 불안 애착인 사람은 그들의 연인을 이상화하여 그들을 비현실적으로 긍정적인 관점에서 보는데(Feeney & Noller, 1990, 1991) 이러한 이상화는 연인의 사랑, 헌신 그리고 관계 만족에 대한 과도하게 낙관적인 지각을 형성하고 결국 기대한 만큼 감사 받지 못하게 하여 불만족과 실망감을 증가시킨다. 즉, 불안 애착이 높은 사람은 현실적으로 얻을 수 있는 정도보다 더 높은 수준의 감사를 요구하고 받길 기대하지만 자신이 실제로 받게 되는 감사와 불일치하며, 결국 받는 감사의 감소로 인해 관계에서의 만족감이 낮아지게 되는 것이다. 또한, 불안 애착 수준이 높은 사람은 자신에 대한 부정적인 내적 작동 모형을 형성하여 자신은 사랑과 보살핌을 받을 수 있는 존재가 아니라고 생각할 가능성이 높다(Pietromonaco & Barrett, 2000). 비슷한 맥락에서, 불안 애착 수준이 높은 사람은 자존감이 낮고 이렇게 자존감이 낮은 경우 자신이 사랑 받지 못하고 버림받을 수 있다는 것에 대한 두려움을 형성하기 쉽다(Collins & Read, 1990; Murray, Rose, Bellavia, Holmes, & Kusche, 2002). 그러므로 불안 애착 수준이 높은 사람은 낮은 자존감으로 인해 상대가 자신의 존재를 감사하지 않는다고 여길 수 있으며, 자신을 향한 상대방의 긍정적인 정서를 과소 평가할 수 있다. 그러나 여성의 불안 애착이 자신의 받는 감사를 통해 관계 만족과 부적인 관련성을 갖는 것과 달리, 여성의 불안 애착과 자신의 관계 만족의 직접적인 관계는 정적으로 나타났다. 이는 여성의 불안 애착이 자신의 관계 만족에 부정적인 영향을 미치기보다 상대방의 욕구나 감정에 민감하고 반응적인 경향으로 인해 긍정적인 영향을 미칠수도 있음을 나타낸다(Hazan & Shaver, 1987). 하지만, 상관 분석에서는 여성의 불안 애착과 관계 만족의 상관이 부적으로 나타났으며(r=-.30) 주는 감사 모형에서 여성의 불안 애착과 관계 만족간 유의한 결과가 나타나지 않았기 때문에 여성의 불안 애착과 관계 만족의 정적인 관련성에 대해서는 단정짓기 어렵다. Brassard 등(2009)의 연구에서도 여성의 불안 애착과 남성의 관계 만족은 상관 분석 결과에서 두 변인 간 부적 상관이 나타난 반면, 매개변인을 포함한 구조 모형에서는 두 변인 간 정적인 직접효과가 나타났고 매개변인인 지각된 갈등을 통해서는 부적인 간접효과를 보였다. 그들은 이러한 연구 결과에 대해 구조 모형에서 지각된 갈등이 개입되지 않을 때는 여성의 불안 애착이 관계에 대한 헌신과 상대방에 대한 관심으로 작용하여 상대방의 긍정적인 반응을 이끌게 된 것이라 설명했다. 하지만, 지각된 갈등이 개입되면 불안 애착은 지각된 갈등에 정적인 영향을 미치고 지각된 갈등은 관계 만족에 부적인 영향을 미쳐 결과적으로 부적인 간접효과를 나타냈다. Brassard 등(2009)의 연구는 미혼과 기혼자를 모두 포함하고 있으며 여성의 불안 애착이 남성의 관계 만족에 미치는 상대방효과가 유의하게 나타났기 때문에 그들의 결과를 본 연구 결과와 동일하게 이해하는 것은 적절하지 않을 수 있다. 그러나 그들의 결과에 대한 해석을 본 연구 결과에 적용해본 다면, 여성의 불안 애착 자체는 자신의 관계 만족에 긍정적인 영향을 미칠 수 있지만, 감사가 매개변인으로 투입되면 불안 애착이 감사에 부적인 영향을 미치고 감사가 관계 만족 에 정적인 영향을 미쳐 결국에는 부적인 간접 효과를 나타낸 것이라고 이해할 수 있다. 결과적으로, Brassard 등(2009)의 연구와 본 연구 결과를 통해 유추할 수 있는 것은 두 변인 간 관계는 매개변인 및 다른 변인의 투입 여부에 따라 정반대의 결과를 이끌 수 있다는 것이다. 그러므로 매개변인으로 투입된 자신과 상대방의 받는 감사와 이외 다른 변인들(상대방의 애착 및 관계 만족)의 영향으로 인해 전체적인 구조 모형에서 여성의 불안 애착과 여성의 관계 만족간 직접효과와 간접효과가 다르게 나타난 것으로 이해할 수 있다.

또한, 남녀 모두 자신의 받는 감사는 자신의 회피 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 부분 매개했다. 이는 관계에서의 신뢰감과 친밀감 형성을 피하고 관계의 중요성을 평가절하하는 회피 애착 특성이 관계 만족과 직접적으로 부적인 관련성을 갖는 것과 동시에, 관계에서 상대방과 심리적인 거리를 유지하려고 하는 회피적인 애착 특성으로 인해 상대방이 자신에게 해주는 것들을 민감하게 지각하지 못하고 상대방이 자신에게 표현하는 감사와 고마움을 느끼지 못하게 되면서 낮은 수준의 관계 만족을 보이는 것으로 이해할 수 있다 (McCullough et al., 2002). 실제로, 회피 애착 수준이 높은 사람들은 대인관계 내에서 민감성이 부족할 뿐만 아니라(Mikulincer & Nachshon, 1991) 상대방의 감정을 지각하고 이해 및 해석하는 능력이 저조하여(Li & Zheng, 2014) 만족스러운 관계 형성에 어려움을 겪을 가능성이 높았다.

마지막으로, 남녀 모두 자신의 받는 감사는 상대방의 회피 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 완전 매개하는 것으로 나타났다. 다시 말해, 남성의 받는 감사는 여성의 회피 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 완전 매개했으며 여성의 받는 감사도 남성의 회피 애착과 자신의 관계 만족의 관계를 완전 매개했다. 이러한 결과는 상대방이 관계 안에서 보이는 회피적인 모습보다 상대의 회피적인 특성으로 인해 자신이 상대방으로부터 감사 받을만한 존재로 인식되지 못하고 있음을 느끼는 것이 관계 만족을 결정하는 요인임을 보여준다.

종합하면, 불안 애착과 관계 만족간 부적인 직접효과는 두 감사 모형 모두에서 남성의 불안 애착과 여성의 관계 만족 간 부적인 상대방효과만이 유의했고, 오히려 받는 감사 모형에서는 여성의 불안 애착과 여성의 관계 만족간 정적인 직접효과가 나타났다. 이러한 결과는 앞서 설명했듯이 불안 애착이 관계 만족에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 일부의 주장과 일치하지만(Hazan & Shaver, 1987), 여성의 불안 애착과 관계 만족의 정적인 직접효과와 다르게 받는 감사를 통한 간접효과는 부적으로 나타났기 때문에 두 변인의 정적인 직접 효과를 단정 짓기에는 아직 이르다. 반면에, 관계 만족에 관한 회피 애착의 부적인 직접 효과는 두 감사 모형 모두에서 자기효과만이 유의했다. 이는 자신의 불안 애착보다 회피 애착이 자신의 관계 만족에 더 부정적인 영향을 미치는 요인임을 보여주는 선행 연구 결과와 일치한다(Hadden et al., 2014). 또한, 불안 애착은 주는 감사의 상대방효과와 관련이 있고 받는 감사의 자기효과와 관련이 있는 반면, 회피 애착은 주는 감사 및 받는 감사 모두에서 자기효과가 나타났고 받는 감사의 상대방 효과도 존재했다. 이는 자기효과만을 살펴본 선행 연구에서 불안 애착은 받는 감사와 부적인 관련이 있는 반면, 회피 애착은 주는 감사 및 받는 감사 모두와 부적인 관련성이 있는 것으로 나타난 연구 결과와 일치한다(Gordon et al., 2012). 마지막으로, 주는 감사와 받는 감사 모두 관계 만족에 정적인 자기효과를 보였다. 결국, 불안 애착이 높은 경우 자신이 상대 에게 받는 감사가 부족하다고 생각하여 관계에 만족하지 못하게 되고 자신의 불안 애착으로 인해 상대방의 주는 감사가 낮아져 상대방의 관계 만족 역시 낮아지는 것으로 나타났다. 반면에, 회피 애착 수준이 높은 사람은 타인의 존재와 그들이 제공하는 이득과 혜택에 관한 자신의 감사를 표현하는 것과 자신이 타인에게 받은 감사를 지각하는 것이 힘들 수 있으며 이러한 어려움이 자신의 관계 만족을 저하시키는 것으로 나타났다. 또한, 회피 애착 수준이 높은 사람과 관계를 형성한 상대방도 감사 받지 못하고 있다고 느껴 관계 만족이 낮아졌다.

본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 이성교제 중인 성인 미혼 남녀를 대상으로 감사 성향이 아닌 관계 특정적인 감사의 효과에 대해 탐색한 국내 첫 연구로서 의의를 갖는다. 본 연구는 감사 성향이 아닌 관계에 특정적인 정서 상태로서의 감사를 탐색함으로써 관계 내에서의 감사에 관한 이해를 넓혔다. 특히, 대인관계 안에서 나타나는 감사는 특정한 타인을 대상으로 하기 때문에 자신이 타인에게 표현하는 감사와 함께 타인에게서 받는 감사의 지각도 중요하다. 이에 따라 본 연구에서는 주는 감사뿐 아니라 받는 감사를 함께 탐색함으로써 감사의 개념을 확장시켜 이해하고자 했다. 둘째, 본 연구는 애착이 감사를 통해 관계 만족과 어떻게 관련이 있는지 살펴봄으로써 세 변인 간 통합적인 관련성, 특히 애착과 관계 만족을 매개하는 감사의 역할에 대해 확인했다. 이를 통해, 안정적인 개인내적 변인인 불안정 애착이 관계 만족에 미치는 부적인 영향에서 비교적 개입이 쉽고 변화 가능성이 높은 변인인 감사의 역할을 밝혔다는데 의의가 있다. 셋째, 남녀의 개인적인 특성이 자신의 결과에 미치는 영향력뿐만 아니라 자기-상대방 상호의존 모형(APIM)을 적용하여 이성 관계에서의 애착, 감사 그리고 관계 만족 간 관계를 상호역동적인 관점에서 이해했다는데 중요한 의미를 가진다. 다시 말해, 세 변인에 관한 구조적인 이해와 더불어 이성교제 중인 남녀의 심리정서적인 상호작용에 대해 규명함으로써 변인 간 관련성이 남녀 사이에서 어떻게 나타나는지 구체적으로 확인할 수 있었다.

본 연구 결과는 상담 및 임상 실제에서 다음과 같이 적용될 수 있다. 실제 상담 장면에서 감사를 통한 개입은 관계 만족을 증가시키고, 불안정한 애착으로 인한 관계에서의 부정적인 측면을 해결할 수 있는 하나의 효과적인 방안으로 작용할 수 있다. 특히, 본 연구에서는 감사를 안정적이고 지속적인 개인의 성격 특성이 아니라 이성 관계와 같은 특정한 상황에서 달라질 수 있는 정서 상태로 연구했는데, 관계 특정적인 정서 상태로서의 감사는 감사의 마음을 표현하는 사람과 감사한 마음을 받는 분명하고 구체적인 대상이 존재한다(Algoe et al., 2008). 이렇게 변화 가능하며 구체적인 대상이 존재하는 감사는 상담에서 개입 및 변화의 목표를 설정하는데 용이하고, 감사 수준의 변화를 통해 불안정 애착과 관련된 관계의 불만족이나 역기능을 감소시키는데 효과적일 수 있다. 또한, 본 연구는 자신이 상대방에게 감사한 마음을 갖고 그러한 마음을 표현하는 것과 상대방으로부터 받은 감사를 지각하는 것이 관계 만족을 증가시키는데 긍정적인 역할을 할 것이라는 근거를 제시했다. 이렇게, 감사하기 위해 상대방의 좋은 점에 대해 생각 하고 상대가 주는 고마움을 지각하기 위해 상대방의 반응에 주의를 기울이는 노력을 하다 보면, 상대방과 더 가까워지고 깊이 있는 관계를 형성할 수 있는 기회와 가능성이 높아질 것이다. 즉, 꾸준히 감사를 표현하고 받고 있는 감사를 지각하기 위해 노력한다면, 불안과 회피 애착의 부정적인 영향에도 불구하고 남녀의 관계 만족이 유지되거나 증가할 수 있을 것이다. 더 나아가, 더 많이 감사하는 것이 세상을 보는 관점을 더욱 긍정적이고 이 타적이게 한다는 주장에 따라(Wood, Froh, & Geraghty, 2010) 주는 감사와 받는 감사를 높이 려는 노력은 연인과 관계에 관한 개인의 도식과 관점까지 변화시킬 수 있을 것이며 이를 통해 이성 관계에서의 불안정한 애착 수준까지도 낮출 수 있을 것이라 예상된다. 비록 받는 감사에 관한 처치가 없고 성인 애착을 고려하지 않은 차이가 있지만, 주는 감사와 관계 만족의 관계를 살펴본 국외 실험 연구에서는 동거중인 미혼 남녀를 대상으로 오늘 하루 얼마나 상대방에게 감사했는지 2주 동안 매일 평가하도록 했으며, 그 결과 감사는 그 전날에 비해 증가된 현재의 관계 만족을 유의하게 예측하는 것으로 나타났다(Algoe et al., 2010).

본 연구가 가지는 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 불안 애착 및 회피 애착, 주는 감사 및 받는 감사 그리고 관계 만족에 관한 포괄적인 이해를 위해 실시되었으나 설문지의 단일 방법으로만 각 개념을 측정했다는데 한계가 있다. 후속 연구에서는 일회적인 설문 조사 이외의 일지 기록 혹은 심층 면접 등의 다양한 연구 방법 을 통해 본 연구 모형을 확인할 필요가 있다. 둘째, Lambert와 그의 동료들(2009)이 설명하는 일반화된 개념으로서의 감사는 타인이 제공한 것에서 비롯된 감사뿐 아니라 소중한 타인의 존재 자체에 관한 고마움도 포함한 개념으로 상대방과 관계 자체에 관한 만족감에 의해서도 예측될 수 있다. 즉, 감사가 관계 만족에 영향을 미칠 수도 있는 반면, 관계 만족이 감사에 영향을 미칠 수도 있다. 그러므로 감사와 관계 만족 사이의 명확한 인과관계를 확인하기 위해 실험 연구를 통한 세밀한 탐색이 필요하다. 셋째, 종단 연구를 통해 시간이지남에 따라 나타나는 변화를 살펴볼 필요가 있다. 제도적인 제한이 더 높은 부부 관계와는 다르게 미혼의 이성 관계는 관계 유지와 종결이 비교적 자유롭다. 또한, 불안과 회피 애착이 관계에 미치는 영향력은 관계 지속 기간에 따라 매우 다르다. 불안 애착은 결혼 관계와 오래된 이성 관계에서 더 크게 영향을 미치는 반면(Feeney, 1994, 2002), 회피 애착은 성인 초기 미혼의 이성 관계처럼 비교적 단기간의 관계에서 관계 질과 부적인 관련성이 높게 나타났다(Shaver, Schachner, & Mikulincer, 2005). 또한, Hadden 등(2014)의 연구에서는 부부 관계와 미혼의 이성 관계를 대상으로 관계 기간이 불안 및 회피 애착과 관계 만족 사이의 관계를 조절하는지 살펴보았고, 그 결과 남녀 모두 시간이 지남에 따라 불안 및 회피 애착과 관계 만족 사이의 관련성이 부적으로 더 강해지는 것을 확인할 수 있었다. 그러므로 애착, 감사, 관계 만족 간 구조적인 관계에 관한 정확한 탐색과 이해를 위해 가까운 미래에서의 추후 탐색뿐 아니라 결혼 이후에도 세 변인 간 관계가 어떻게 나타나는지 연구할 필요가 있다.