본 연구에서는 관련 이론과 선행연구 결과를 토대로 성인애착이 관계진솔성을 매개로 관계만족에 영향을 미치는 인과적 구조모형을 설정하고, 연인들을 대상으로 자료를 수집하여 모형의 적합도 및 변인들의 직간접효과를 검증하였다. 우리나라에 관계진솔성을 변인으로 채택하여 다른 변인과의 관련성을 경험적으로 확인한 연구가 부재한 상황에서, 외국의 선행연구(Lopez & Rice, 2006)에서처럼 관계진솔성이 우리나라 연인들의 관계만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타난다면, 연인이나 부부의 관계만족도 향상을 위한 상담 시 보다 초점을 두고 개입해야 할 변인을 확인할 수 있다는 점에서 본 연구의 의의를 찾을 수 있다. 또한 본 연구에서는 성인애착과 관계진솔성 및 관계만족 간 인과적 관련성을 상호역동적인 관점에서 검증하고자 하였다. 그림 1에서 볼 수 있듯이, 연인관계의 상호역동성을 고려하여 자신의 선행변인(예: 남자 성인애착)이 자신의 후행변인(예: 남자 관계진솔성) 뿐 아니라 상대방의 후행변인(예: 여자 관계진솔성)에도 영향을 미친다고 가정하였다. 이를 통해 각 변인의 자기효과(예: 남자 성인애착 ⟶ 남자 관계진솔성)와 상대방효과(예: 여자 성인애착 ⟶ 남자 관계진솔성)를 함께 검증하였다. 본 연구를 통해 변인들의 자기효과와 상대방 효과를 동시에 확인할 수 있기 때문에, 관계만족도를 높이기 위해 누구의 어떤 변인에 초점을 두고 개입하는 것이 필요할지에 대한 보다 구체적인 정보를 얻을 것으로 기대된다.

본 연구의 가설모형은 그림 1과 같고, 구체적인 연구가설은 다음과 같다. 첫째, 나의 성인애착(애착불안, 애착회피)은 나와 상대방의 관계만족에 부적인 영향을 미칠 것이다. 둘째, 나의 성인애착은 나와 상대방의 관계진솔성에 부적인 영향을 미칠 것이다. 셋째, 나의 관계진솔성은 나와 상대방의 관계만족에 정적인 영향을 미칠 것이다. 넷째, 나의 성인애착은 나와 상대방의 관계진솔성을 매개로 나와 상대방의 관계만족에 영향을 미칠 것이다.

본 연구는 상호 동의하에 이성교제를 지속하고 있는 미혼 남녀 커플들의 참여로 이루어졌다. 자료 수집을 위해 6개 지역에 위치한 20여개 대학 홈페이지 및 주요 웹사이트에 설문 관련 홍보문을 탑재하였다. 참여를 희망하는 사람들은 온라인 광고 하단에 있는 링크를 통해 온라인으로 설문에 참여하였고, 설문 시 자신과 파트너의 휴대폰 번호를 기입하게 하여 자료 코딩 시 커플임을 확인할 수 있게 하였다. 커플이 함께 설문에 참여한 경우 5,000원 상당의 선물쿠폰을 휴대폰으로 전송하였다. 총 282명이 설문에 응답하였고, 이 중 불성실하게 응답한 3명, 커플 중 한 사람만 응답하였거나 짝을 확인할 수 없는 7명을 분석대상에서 제외하고 최종적으로 272명(136쌍)의 응답을 자료분석에 사용하였다. 본 연구에 참여한 커플들의 인구 통계학적 특성은 표 1에 제시하였다.

성인애착

성인애착을 측정하기 위해 김성현(2004)이 한국어로 번안하여 타당화한 친밀관계경험검사 개정판(ECR-Revised: ECR-R)을 사용하였다. ECR-R은 Brennan 등(1998)이 개발한 친밀관계경험검사(Experiences in Close Relationships Questionnaire: ECR)를 Fraley 등(2000)이 문항반응이론을 활용하여 개정한 것이다. ECR-R은 ‘애착불안’과 ‘애착회피’ 등 2개 하위차원 36문항으로 구성되어 있으며, 7점 척도로 평정한다(1점 = 전혀 그렇지 않다, 7점 = 매우 그렇다). ‘애착불안’은 관계에 지나치게 몰두하거나, 버림받고 거절당하는 것을 두려워하는 것을 의미하는데, 문항의 예로는 “사귀는 사람이 나를 진심으로 사랑하지 않을까봐 자주 걱정한다.” 등이 있다. ‘애착회피’는 친밀해지는 것을 꺼리거나 불편해하는 것을 의미하는데, 문항의 예로는 “사귀는 사람과 지나치게 가까워지는 것을 원치 않는 편이다” 등이 있다. 국내 대학생들을 대상으로 한 확인적 요인분석 결과, 애착불안과 애착회피 2요인구조가 적절한 것으로 나타났으며(김성현, 2004), ECR-R의 검사-재검사 신뢰도는 애착불안이 .68-.93, 애착회피가 .71-.95인 것으로 나타났다(Fraley & Waller, 1998; Lopez & Gormley, 2002). 김성현(2004)의 연구에서 내적 일치도(Cronbach’s )는 애착불안 .89, 애착회피 .85로 각각 보고되었다. 본 연구에서의 내적일치도는 애착불안 .91, 애착회피 .85로 나타났다.

관계진솔성

관계에서 진솔한 정도를 측정하기 위해 Lopez와 Rice(2006)가 개발하고 타당화한 관계진솔성 척도(Authenticity in Relationships Scale: AIRS)를 연구자들이 번역-역번역 절차를 거쳐 번안하여 사용하였다. 우선, 연구자들이 원문을 한글로 번역하였고, 이를 다시 이중 언어 구사자(영문학 학사 소지자)가 영어로 역번역을 실시하였다. 이중 언어 구사자인 상담전공 박사학위 소지자가 번역과 역번역한 내용을 비교 대조한 후, 의미상 차이가 없다고 판단하여 번안된 문항들을 사용하였다. 번안한 도구는 한국판 관계진솔성 척도(Korean Authenticity in Relationships Scale: K-AIRS)로 명명하였다. AIRS는 속임을 수용하지 않기(Unacceptability Of Deception: UOD)와 깊이 있게 위험 감수하기(Intimate Risk Taking: IRT) 등 2개 하위 척도 26문항으로 구성되어 있으며, 9점 척도로 평정한다(1점 = 전혀 그렇지 않다, 9점 = 매우 그렇다). ‘속임을 수용하지 않기’(14문항)는 자신과 파트너 사이에 부정확하거나 거짓된 표현을 받아들이지 않는 것을 의미하는데, 모두 역채점 문항들로 이루어져 있다. 문항의 예로는 “만약 내가 파트너의 진짜 감정을 알게 된다면, 아마도 나는 실망하거나 상처 받을지도 모른다.” 등이 있다. ‘깊이 있게 위험 감수하기’(12문항)는 위험을 감수하고 파트너에게 솔직하게 자신을 공개하는 것을 의미하는데, 문항의 예로는 “나는 이성 친구에게 나의 가장 사적인 부분들을 거리낌 없이 드러낸다.” 등이 있다. 선행연구에서 AIRS의 내적 일치도는 .70부터 .89까지 나타났고, 4주간 검사-재검사 신뢰도는 속임을 수용하지 않기가 .70, 깊이 있게 위험 감수하기가 .76으로 나타났다(Downing, 2008; Lopez & Rice, 2006). 본 연구에서 전체문항에 대한 내적 일치도는 .89, 하위요인인 속임을 수용하지 않기는 .88, 깊이 있게 위험 감수하기는 .89로 나타났다.

관계만족도

본 연구에서는 이성교제에서의 관계만족도를 측정하기 위해 Hendrick(1988)가 개발한 관계평가척도(Relationship Assesment Scale: RAS)를 관계진솔성 척도와 동일한 번역-역번역 절차를 거쳐 사용하였다. 번안한 도구는 한국판 관계평가 척도(Korean Relationship Assesment Scale: K-RAS)로 명명하였다. RAS는 단일 요인 7문항으로 구성되어 있으며 5점 척도로 평정한다(1점 = 전혀 그렇지 않다, 5점 = 매우 그렇다). 점수가 높을수록 현재 교제 중인 이성과의 관계에서 만족감을 느끼고 있음을 의미하며, 문항의 예로는 “당신의 파트너는 당신의 욕구를 얼마나 잘 충족시켜줍니까?” 등이 있다. 선행연구에서 RAS의 내적 일치도는 .86부터 .91까지 나타났고(Allemand, Amberg., Zimprich, & Fincham, 2007; Hendrick, Dicke, & Hendrick, 1998; Segrin, Taylor, & Altman, 2005), 본 연구에서는 .85로 나타났다.

본 연구에서는 성인애착이 관계진솔성을 매개로 관계만족에 영향을 미치는 가설모형을 검증함에 있어서 각 변인의 자기효과와 상대방효과를 확인하였다. 이를 위해, Kenny(1996)가 제안한 자기-상대방 상호의존 모형(Actor and Partner Independent Model: APIM)을 적용하였고, 구조방정식모형을 사용하여 자료를 분석하였다. 짝(dyad)을 구성하는 구성원들을 각각 독립된 자료로 가정한 후 분석하면 1종 오류가 증가할 뿐만 아니라 파트너 간 상호 영향에 대한 정보를 얻을 수 없기 때문에 연구결과의 타당도가 감소되는 단점이 있다. APIM은 부부나 연인과 같이 짝 관계(dyad)에 있는 당사자들이 서로에게 미치는 상호 영향을 평가하기 위한 분석방법으로서, 짝자료를 한 단위로 가정하고 분석하기 때문에 이러한 제한점을 극복할 수 있다. 구체적으로, APIM은 관계 내에서 자신의 특성이 자신의 결과에 미치는 영향(자기효과, actor effect)과 상대방 특성이 자신의 결과에 미치는 상대방효과(partner effect)의 상대적인 크기를 산출해주기 때문에, 연인이나 부부처럼 서로 영향을 주고받는 관계에서 대인 간 상호 영향력을 이해하는 데 중요한 시사점을 제공해준다(Cook & Snyder, 2005). APIM을 적용할 경우 짝자료에서 집단 간 동질성이 확보되어야 한다는 Kenny의 제안에 따라, 변인들을 Z점수로 변환하여 남녀집단의 평균점수를 비교한 결과 유의미한 차이가 나타나지 않아 동질성이 확보된 것으로 가정하였다.

한편, 본 연구에서 결측치를 해당 변인의 평균값으로 대체한 후(성태제, 시기자, 2006) 자료분석을 실시하였다. 우선, Russell, Kahn, Spoth와 Altmaier(1998)의 제안에 따라 단일 요인으로 구성된 애착불안, 애착회피, 이성관계만족 세 변인에 대해 각각 세 개의 문항꾸러미(item parcels)를 제작하여 자료분석에 사용하였다. 각 척도의 모든 문항을 모두 사용해서 잠재변수를 구인할 경우 추정해야 할 모수의 수가 많아져 다변량 정규분포 가정을 위반할 가능성이 높아지고, 또한 전체 문항의 합 또는 평균으로 잠재변수를 구인할 경우 한 개의 측정치로 잠재변수를 구인해야 하기 때문에 왜곡될 가능성이 높아진다. 따라서 추정할 모수의 수를 줄이면서 동시에 잠재변수 추정이 왜곡될 가능성을 줄이기 위한 방법으로써 Russell 등(1998)이 제안한 항목 묶기 방법을 채택하였다. 이를 위해, 변인 별로 최대우도법을 사용하여 단일 요인을 가정한 탐색적 요인분석을 실시한 후, 요인부하량의 절대값에 따라 가장 큰 부하량을 지닌 문항과 가장 작은 부하량을 지닌 문항을 짝으로 묶어 순서대로 세 꾸러미에 연속적으로 할당하였다. 모형의 적합도를 확인하기 위해 x² 뿐만 아니라 Tucker-Levis Index(TLI: .90이상일 경우 적합한 것으로 해석한다), Comparative Fit Index(CFI: .90이상일 경우 적합한 것으로 해석한다), Root Mean Square Error of Approximation(RMSEA: .10이하일 경우 적합한 것으로 해석한다)을 함께 살펴보았다(Bentler, 1990; Bentler & Bonett, 1980; Steiger, 1990).

AMOS에서는 다중 매개효과 검증 시 개별 간접효과에 대한 추정치를 제공해주지 않기 때문에, 본 연구에서는 팬텀변인(phantom variable)을 설정한 후 부트스트랩 절차를 통해 변인들의 개별 간접효과를 확인하였다(배병렬, 2011; 홍세희, 2009). 팬텀변인을 설정한 뒤 부트스트랩 절차를 적용하면, AMOS에서 곱의 형태로 된 간접효과를 하나의 단일계수로 표현해내 개별 간접효과의 크기를 추정할 수가 있다. 부트스트랩 절차는 Shrout와 Bolger(2002)가 제안한 방법으로, 모수의 분포를 알지 못할 때 모수의 경험적 분포를 생성시키는 방법이며, 근사 표준오차 및 신뢰구간, 유의확률을 구하는 유용한 방법이다. 본 연구에서는 2000개의 표본을 원자료(N = 136)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 간접효과의 유의도를 검증하였다.

마지막으로, 연인들의 교제 기간이 변인 간 관계에 영향을 미칠 수 있다는 주장에 따라Lopez & Rice, 2006), 교제기간과 측정변인들의 상관을 확인하였다. 그 결과, 교제기간과 남성의 관계만족 간에 유의미한 상관(r = -.24, p < .01)이 있는 것으로 나타나, 교제기간을 공변인으로 채택하고 남성의 관계만족으로 가는 직접경로를 설정하여 그 영향을 통제하였다.

모형검증에 앞서, 측정변인들의 평균 및 표준편차, 변인 간 상관계수를 산출하였다(표 2). 대체로 변인 간에는 유의미한 상관이 존재하는 것으로 나타났는데, 남성의 애착불안 수준이 높을수록 남성의 관계진솔성과 관계만족도, 여성의 관계진솔성 수준이 낮은 것으로 나타났다. 또한 남성의 애착회피 수준이 높을수록 남성의 관계진솔성과 관계만족도가 낮은 반면, 여성의 관계진솔성 및 관계만족도와는 상관이 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 여성의 경우, 애착불안이 높을수록 남성의 관계만족과 여성의 관계진솔성 및 관계만족 수준이 낮은 것으로 나타났다. 마지막으로, 여성의 애착회피는 남성의 관계진솔성과는 상관이 유의미하지 않은 반면, 남성의 관계만족도와는 대체로 부적 상관을, 여성 자신의 관계진솔성과는 정적 상관을, 그리고 자신의 관계만족과는 관련이 없는 것으로 나타났다.

구조모형 검증에 앞서, 22개 측정변인들이 남녀의 애착불안, 애착회피, 관계진솔성, 관계만족도 등 8개 잠재변인을 적절히 구인하는지 확인하기 위해 AMOS 18.0(Arbuckle, 2009)을 사용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과 측정모형이 자료에 적합한 것으로 나타났다, x²(195, N = 136) = 313.34, p < .001; CFI = .93; TLI = .91; RMSEA = .067(90% 신뢰구간 = .053-.081). 또한 관측변수들이 잠재변수에 .49-.94까지 적재된 것으로 나타났는데 모두 p < .001 수준에서 통계적으로 유의하였다.

본 연구의 가설모형인 다중 매개모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다, x²(203, N = 136) = 316.25, p < .001; CFI = .94; TLI = .92; RMSEA = .064(90% 신뢰구간 = .050- .078). 또한, 가설모형은 남자의 관계만족 변량의 58.2%, 여자의 관계만족 변량의 36.6%를 설명하는 것으로 나타났다. 총 20개의 직접경로 중 13개가 유의미하지 않은 것으로 나타나, Martens(2005)의 제안에 따라 유의미하지 않은 경로를 제거한 모형을 수정모형으로 설정하고 x² 차이검증을 통해 가설모형과 적합도를 비교하였다. 우선, 수정모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다, x²(216, N = 136) = 346.82, p < .001; CFI = .92; TLI = .91; RMSEA = .067(90% 신뢰구간 = .054-.080). x² 차이검증을 통해 가설모형과 수정모형의 적합도를 비교한 결과, 차이가 유의미한 것으로 나타났다, Δx²(13, N = 136) = 30.57, p < .01;ΔCFI = .02; ΔTLI = .01; ΔRMSEA = .003. 따라서 가설모형이 더 적합한 것으로 판단하고 최종모형으로 선정하였다. 그림 2에서 볼 수 있듯이, 7개의 직접경로가 유의미한 것으로 나타났다(남자 애착불안 ⟶ 남자 관계진솔성, 여자 관계진솔성; 남자 애착회피, 여자 애착불안 ⟶ 여자 관계진솔성; 여자 애착회피 ⟶ 남자 관계만족; 남자 관계진솔성 ⟶ 남자 관계만족, 여자 관계만족).

한편, 자기효과 또는 상대방효과가 성별에 따라 차이가 있는지 확인하기 위해 Kenny, Kashy와 Cook(2006)의 제안에 따라 12번의 등가제약을 실시했다. 이는 남자 자기효과와 여자 자기효과를 비교하여 성별에 따라 자신의 관계진솔성 및 관계만족에 미치는 영향이 달라지는 지를 살펴보는 것이며, 남자 상대방효과와 여자 상대방효과를 비교함으로서 성별에 따라 파트너의 관계진솔성 및 관계만족에 미치는 영향이 달라지는 살펴보기 위함이다. 이를 위해서 남녀의 자기효과(또는 남녀의 상대방효과)를 나타내는 두 경로계수를 같다고 제약한 뒤 모형의 적합도를 살펴봐야하는데, 만약 모형이 적합하다면 한 집단의 자기효과(또는 상대방효과)가 다른 집단의 자기효과(또는 상대방 효과)보다 더 크다는 것을 의미한다. 예를 들어, 자기효과의 두 경로계수(남자 애착불안 ⟶ 남자 관계진솔성, 여자 애착불안 ⟶ 여자 관계진솔성)를 같다고 제약했을 때 모형이 유의미하다면, 이는 남성의 성인애착불안이 남성의 관계진솔성에 미치는 영향이 여성의 성인애착불안이 여성의 관계진솔성에 미치는 영향보다 크다는 것을 뜻한다. 그러나 본 연구에서는 모든 경우에서 성별에 따라 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다.

매개효과 검증

최종모형에서 관계진솔성의 매개효과를 검증하기 위해, 팬텀변수를 설정한 뒤 부트스트랩 절차에 따라 2000개의 표본을 원자료(N = 136)로부터 생성하여 신뢰구간 95%에서 개별 간접효과의 유의도를 검증하였다. 즉, 간접효과의 신뢰구간이 0을 포함하지 않을 경우 α = .05 수준에서 유의한 것으로 판단하였다. 부트스트랩 절차에 따른 간접효과 검증 결과를 표 3에 제시하였다. 표 3에서 볼 수 있듯이, 16개 간접경로 중에서 2개의 간접경로가 유의미한 것으로 나타났다. 우선, 남성의 애착불안이 남성의 관계진솔성을 매개로 남성의 관계만족에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β = -.31, 95%신뢰구간[-.93,-.04]). 남성의 애착불안이 남성의 관계만족에 직접적인 영향을 미치지 않는다는 점을 고려했을 때, 이는 남성의 관계진솔성이 남성의 애착불안과 관계만족 간 관계를 완전 매개함을 시사한다. 즉, 관계에 지나치게 몰두하거나 버림받고 거절당하는 것을 두려워하는 남성일수록 관계에 있어서 진솔하지 못하고 결국 관계에 만족하지 못함을 의미한다. 또한 남성의 애착불안이 남성의 관계진솔성을 매개로 여성의 관계만족에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β = -.24, 95%신뢰구간[-1.02,-04]). 남성의 애착불안이 여성의 관계만족에 직접적인 영향을 미치지 않는다는 점을 고려했을 때, 이는 남성의 관계진솔성이 남성의 애착불안과 여성의 관계만족 간 관계를 완전 매개함을 시사한다. 즉, 애착불안 성향이 강한 남성들은 관계에서 진솔하지 않을 가능성이 높고, 이는 결국 여성파트너의 관계만족도를 감소시키는 것으로 이해할 수 있다.

본 연구에서는 성인애착과 관계만족 간 관계를 관계진솔성이 매개하는 인과적 구조모형을 설정하고, 136쌍의 커플 자료를 토대로 모형의 적합도와 변인들의 직간접 효과를 검증하였다. 이 과정에서 자기-상대방 상호의존 모형(APIM)을 적용하여 남성과 여성의 성인애착과 관계진솔성이 자신 뿐 아니라 상대방의 관계만족에 어떤 영향을 미치는지를 살펴보았다. 우선, 가설모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다. 이는 세 변인의 관계를 실증적으로 확인한 선행연구들을 토대로 성인애착, 관계진솔성, 관계만족 간 인과적 관계를 설정한 것이 타당함을 의미한다. 각 변인의 자기효과 및 상대방효과에 대한 검증 결과와 이에 대한 시사점을 논하면 다음과 같다.

첫째, 성인애착이 관계만족에 미치는 영향을 살펴본 결과, 여성 애착회피와 남성 관계만족 간에만 유의미한 관련성이 존재하는 것으로 나타났다. 즉, 남녀 관계에서 여성이 상대방과 친밀해지는 것을 꺼리거나 거리를 두는 행동을 보일 경우 남성의 관계만족도가 감소됨을 의미한다. 이러한 연구결과는 Brassard 등(2009)의 연구와 부분적으로 일치한다. Brassard 등의 연구에서는 남성의 성인애착 두 차원이 여성의 관계만족에 직접 영향을 미치지 않는 반면, 여성의 애착회피와 애착불안 모두 남성의 관계만족에 직접적으로 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 지각된 갈등을 매개변인으로 설정한 Brassard 등의 연구와 관계진솔성을 매개변인으로 설정한 본 연구를 단순 비교하여 연구결과의 차이 및 그 원인을 논하는 것은 적절하지 않을 수 있다. 그러나 두 연구에서 차이가 발생한 이유로 우리나라의 집단주의 문화와 전통적인 여성상을 고려해 볼 수 있다. 우선, Brassard 등의 연구에서처럼 본 연구에서도 여성의 애착회피가 남성의 관계만족에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이를 두 변인 간 관계에 대한 범문화적 현상으로 해석할 수 있다. 그러나 Brassard 등의 연구와는 달리 애착불안의 영향력이 무의미한 가운데 여전히 애착회피가 남성 관계만족에 영향을 미치는 데에는 우리사회의 문화적 특성이 부가적으로 영향을 미친 것으로 추론해 볼 수 있다. 우리나라 여성들은 집단의 가치와 집단의 화합을 우선시하고, 이러한 성격특성을 구비하는 것이 사회구성원으로서 바람직하다고 간주한다(최상진, 김시업, 김은미, 김기범, 2000). 특히, 관계에서의 배려와 돌봄, 상호의존성을 강조한다(조혜자, 방희정, 2005). 따라서 다른 사람과 친밀해지는 것을 꺼리고 거리를 두는 여성의 애착회피적 특성은 우리사회에서 더욱 바람직하지 않게 여겨질 가능성이 많고, 결국 상대 남성의 관계만족도를 감소시키는 것으로 이해할 수 있다. 반면, Brassard 등의 연구와는 달리 여성의 애착불안은 남성의 관계만족에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났는데, 이 또한 문화적 특성에 기인한 것으로 추론해 볼 수 있다. 즉, 우리나라에서 여성이 관계에서 매달리고 집착하는 애착불안 특성을 나타낼 경우 관계지향적이고 상호의존적인 행동으로 간주되어 수용가능한 것으로 인식될 가능성이 높다. 결국, 여성의 애착불안 수준에 따라 남성의 관계만족도가 달라지지 않는 것으로 추정해 볼 수 있다.

한편, 남성의 애착회피와 애착불안은 자신 뿐 아니라 상대방의 관계만족에 직접 영향을 미치지 않는 것으로 나타났는데, 한 가지 가능성은 관계진솔성의 영향력 때문인 것으로 추론해 볼 수 있다. 본 연구에서는 다른 변인들에 비해 남성 관계진솔성의 직접효과가 가장 큰 것으로 나타났을 뿐 아니라, 유의미하게 나타난 두 개의 간접경로(남성 애착불안⟶ 남성 관계진솔성⟶ 남성 관계만족; 남성 애착불안⟶ 남성 관계진솔성⟶ 여성 관계만족) 또한 관계진솔성을 매개변인으로 포함하고 있었다. 따라서 다른 변인들의 고유한 영향력을 무력화시킬 만큼 남성의 관계진솔성이 남성 자신과 상대 여성의 관계만족에 많은 영향을 미친다고 해석할 수 있다. 반면, 여성의 경우에는 관계진솔성 뿐 아니라 애착회피와 애착불안 모두 여성 자신의 관계만족에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 친밀한 관계에서 보이는 남녀의 행동 차이에 대한 Hook, Gerstein, Detterich와 Gridley (2003)의 주장과 이경성(2004)의 연구결과를 토대로 해석해 볼 수 있다. 우선, Hook 등은 친밀한 관계에서 남성은 행동을 지향하는 반면 여성은 존재를 지향한다고 주장하였다. 즉, 남성은 자신이 상대방에게 어떤 행동을 하는지를 토대로 상대방의 가치나 관계에서 자신의 만족도를 가늠하지만 여성은 자신이 상대방에게 어떤 존재로 비쳐지는지 그리고 상대방이 자신을 어떻게 대하는지를 토대로 상대방의 가치나 관계에서 자신의 만족도를 가늠한다는 것이다. 이경성의 연구에서도 이와 유사한 결과가 도출되었다. 이 연구에서 남성의 성격특성은 남성 자신과 상대 여성의 관계만족도에 영향을 미치는 반면, 여성의 성격특성은 자신과 상대 남성의 관계만족도에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다(이경성, 2004). 이처럼 본 연구결과는 Hook 등의 주장과 일맥상통하며 이경성의 연구결과와 유사하다. 본 연구에서도 남성의 경우 관계에 대한 자신의 생각과 느낌을 진솔하게 공유할 경우 남성 자신의 관계만족도가 향상될 뿐 아니라 상대 여성의 관계만족도 또한 향상시키는 것으로 나타났다. 반면, 여성의 관계진솔성은 자신의 관계만족도 뿐 아니라 남성 파트너의 관계만족도에도 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

둘째, 성인애착이 관계진솔성에 미치는 자기효과와 상대방효과를 검증한 결과, 우선 남녀 모두 애착불안은 자신의 관계진솔성에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 애착불안이 강한 사람들의 부정적인 자기상(像)과 관련지어 이해할 수 있다. 애착불안 수준이 높은 사람들은 타인에 대해서는 긍정적인 상을 지닌 반면, 자아상은 매우 부정적이다. 따라서 자신의 가치가 타인에게 인정받지 못할까봐 불안해하고 두려워하는 특징을 지니고 있다(Bartholomew & Horowitz, 1991; Hazan & Shaver, 1987). 따라서 애착불안이 강한 사람들은 상대방과 정서적으로 불편해지거나 관계가 불안정해지는 것을 극도로 두려워하고, 결국 자신의 경험을 상대방에게 솔직하게 표현하는 관계진솔성 또한 낮은 것으로 해석할 수 있다.

한편, 애착회피는 자신의 관계진솔성에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이는 애착회피 수준이 높은 사람들이 관계에서 정직하지 못하고(Cole, 2001), 애착불안보다 애착회피가 관계진솔성 관련 행동과 더 큰 부적 상관을 보인 외국의 선행연구(Gillath, Sesko, Shaver, & Chun, 2010)와 일치하지 않는 것이다. 이러한 차이가 무엇 때문에 발생했는지 현재로서는 명확히 설명할 수 없지만, 한 가지 가능성은 성인애착이라는 성격특성이 발현되는 문화적 맥락이 연구마다 서로 달랐기 때문일 것으로 추론해 볼 수 있다. 우선, 개인의 독특함과 독립성을 중시하는 개인주의 문화에서는 애착불안 뿐 아니라 애착회피 또한 존중되는 성격특성이다. 따라서 애착회피 성향이 강한 사람들, 즉 관계 맺는 것을 힘들어하고 친밀해지는 것을 두려워하는 사람들은 자신의 성향과 반대되는 행동(상대방에게 솔직하게 표현하는 것)을 하지 않을 가능성이 높다. 반면, 우리나라처럼 개인의 고유함이나 독립성보다는 관계에서의 상호의존을 강조하는 문화에서는(장수지, 2011), 친밀해지는 것을 두려워하고 관계에서 일정한 거리를 두려는 행동은 사회화 과정에서 강화 받지 못하고, 결국 관계진솔성과 같은 대인관계행동을 초래할 만큼의 영향력을 지니지 못한 것으로 이해할 수 있다. 즉, 개인의 성격특성과 대인관계 행동에 대한 사회문화적 규범의 차이로 인해 외국에서 이루어진 선행연구와 본 연구결과가 다른 것으로 추론해 볼 수 있다.

성인애착이 상대방의 관계진솔성에 미치는 영향을 살펴본 결과, 여성의 성인애착은 상대방의 관계진솔성에 영향을 미치지 않은 반면, 남성의 애착불안과 애착회피는 서로 다른 방향으로 여성의 관계진솔성에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 우선, 남성의 애착불안이 강할수록 여성의 관계진솔성이 감소하는 것으로 나타났는데, 그 이유는 애착불안이 강한 사람들이 관계를 유지하기 위해 사용하는 전략과 그 영향 때문인 것으로 해석할 수 있다. 일반적으로 애착불안이 강한 사람들은 애착 대상의 반응이 일관적이지 않을 때 거절의 신호에 극도로 예민해지고, 관심과 사랑을 얻기 위해 자신이 느끼는 고통을 상대방이 무시할 수 없을 만큼 과장해서 표현하는 등의 전략을 사용한다(Wallin, 2007). 이성 관계에서 남성이 이런 예민함을 보이고 위협적인 전략을 사용할 경우 여성은 두려움과 공포를 경험하기 쉽다. 따라서 여성은 이런 성향을 보이는 남성에게 진솔해지기 보다는 거짓말을 해서라도 갈등을 일으키지 않는 방향으로 행동할 가능성이 높다. 반면, 남성의 애착회피 성향이 강할수록 여성의 관계진솔성 수준이 높아지는 것으로 나타났는데, 이는 관계를 유지하고 회복하기 위해 사용하는 여성들의 관계 전략으로 이해할 수 있다. 즉, 남성이 관계에서 거리를 유지하려 하고 친밀감이나 보살핌을 표현하지 않을 경우, 여성은 관계를 유지하고 상대방과 가까워지기 위한 전략으로서 오히려 관계진솔성 수준을 증가시킨다고 해석할 수 있다. 비록 관계가 불안정해지고 불편함을 초래할 수도 있지만, 일정한 거리를 유지하려 하고 친밀감을 표현하기를 꺼려하는 남성 파트너에 대해 여성은 오히려 자신이 관계에서 경험하고 있는 것을 상대방에게 솔직하게 표현함으로써 관계 회복을 꾀하고 상대방과의 거리를 좁히려고 노력하는 것으로 이해할 수 있다. 이렇듯, 여성들은 관계 안에서 남성파트너의 애착패턴과 행동에 많은 영향을 받지만, 남성들의 경우에는 여성파트너의 대인관계패턴에 상대적으로 영향을 적게 받는다고 추론할 수 있다. Hook 등(2003)이 주장한 것처럼 남성들은 관계 안에서 상대방보다는 자신에게 더 많은 관심을 기울이기 때문에, 여성파트너의 애착패턴이 남성의 관계진솔성에 영향을 미치지 않는 것으로 해석할 수 있다. 애착패턴과 관계진솔성 간 관계에서 성차가 나타난 것과 이에 대한 해석의 타당성 여부는 후속연구들을 통해 재차 검증되고 확인될 필요가 있다.

본 연구결과가 상담 실제에 주는 시사점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 남성의 관계진솔성이 자신과 상대방의 관계만족에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 남성의 애착불안이 남성과 여성의 관계만족에 미치는 영향을 남성의 관계진솔성이 완전 매개하는 것으로 나타났다. 이는 애착불안 수준이 높은 남성내담자나 또는 이를 포함한 커플의 관계만족도를 향상시키기 위해서는 남성의 관계진솔성에 개입할 필요가 있음을 시사한다. 관계진솔성은 행동패턴으로서 비교적 쉽게 접근이 가능하며, 연습과 훈련을 통해 중단기적으로 변화시킬 수 있다. 상담자는 남성 파트너가 자신의 생각과 감정을 숨기거나 과장되게 표현하지 않고 진솔하게 표현할 수 있도록 다양한 기법들을 적용해볼 수 있다. 예를 들어, 거짓말 하지 않기, 민감한 주제를 피하지 않고 이야기하기, 자신과 상대방의 부정적인 감정을 분명하게 인식하기, 긍정적인 감정 표현하기 등 진솔성을 증진시키기 위한 구체적인 행동을 교육하고 훈련함으로써 실제 관계에 적용하도록 조력할 수 있을 것이다. 관계 안에서 남성이 스스로를 많이 개방할수록 관계가 오래 지속된다는 Sprecher와 Hendrick (2004)의 연구결과는 이러한 개입의 타당성을 뒷받침한다.

둘째, 본 연구에서는 여성의 애착회피 수준이 높을수록 남성의 관계만족도가 낮은 것으로 나타났다. 이는 남성의 관계만족도를 향상시키기 위해 여성의 애착회피에 개입할 필요가 있음을 시사하는 것이다. 애착회피 수준이 높은 여성은 자율성과 독립성을 유지하기 위해 관계에서 파트너와 일정한 거리를 두려하고, 친밀함을 덜 추구하며, 정서적 지지를 주고받지 않으려 하고, 자기 노출을 꺼릴 가능성이 높다. 커플 상담 시 여성 내담자가 이런 애착패턴을 보일 경우, 상담자는 우선 이런 애착 행동이 남성 파트너의 관계만족에 부정적인 영향을 미치고 있음을 인식하도록 도와줄 필요가 있다. 이 과정에서 상담자는 내담자의 회피적인 관계패턴이 연인관계를 포함한 대인관계에 어떤 영향을 미치고 있는지, 그리고 일반적인 적응에 어떤 순기능적․역기능적인 역할을 담당해왔는지를 파악하고 확인할 수 있도록 조력할 필요가 있다(안하얀, 서영석, 2010). 또한 상담장면에서 상담자와 친밀하고 안정적인 관계를 경험하는 것이 중요하다. 애착 회피 성향이 높은 내담자들은 부정적인 타인상으로 인해 관계를 회피하는 경향이 강하다. 따라서 상담자가 긍정적인 타인으로 경험될 때 내담자 자신이 지니고 있던 부정적인 타인상에 의문을 제기하고, 나아가 이를 수정할 수 있는 계기가 마련될 수 있을 것이다. 또한 치료적 관계 내에서의 안정적인 애착형성을 통해 내담자는 자신의 감정과 사고에 머무를 수 있고(Wallin, 2007), 관계에서의 친밀함이 중요하다는 사실을 깨달으며, 연인을 포함한 주변 사람들의 피드백에 주의를 기울여 자신의 정서적 반응을 적절히 표현할 수 있는 방법을 학습할 수가 있다(Daly & Mallinckrodt, 2009). 이를 통해 내담자는 관계에 대한 부정적인 사고체계를 점검하고 수정할 수 있는 기회를 갖게 된다. 마지막으로 상담자는 남성 파트너가 안정적인 애착 대상으로 기능할 수 있도록 도와줄 필요가 있다. 성인기에 맺는 이성관계는 이를 경험하는 개인에게 새로운 안전기지(safe base)로 인식되는데, 관계에서의 경험이 새로운 관계패턴을 형성하는 토대가 된다. 따라서 상담자는 남성 파트너가 반응적이고 수용적인 태도를 취하도록 격려함으로써 관계 안에 공감적이고 지지적인 안전기지를 구축하도록 조력하는 것이 필요하다. 이를 통해 애착회피 성향이 강한 여성 파트너는 보다 긍정적이고 안정된 자기상 및 타인상, 관계패턴을 학습할 수 있고, 이는 결국 남성 파트너의 관계만족도를 향상시킬 것으로 예상해 볼 수 있다.

본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 특정 시점에서 관계진솔성 및 관계만족에 대한 남녀 각자의 주관적 인식을 측정하였고, 성인애착과의 인과적 관련성을 검증하였다. 변인 간 관련성을 횡단설계로 검증한 모든 연구에서처럼, 관계가 지속되면서 나타날 수 있는 변인 수준 및 변인 간 관계 정도의 변화를 파악할 수 없다는 한계를 지니고 있다. 따라서 후속연구에서는 종단설계를 통해 시간에 따른 관계진솔성 및 관계만족도의 변화를 살펴보고, 성인애착과의 관련성 또한 어떤 양상으로 변화하는지를 확인할 필요가 있다. 둘째, 성인애착, 관계진솔성과 관계만족은 매우 밀접한 개념들이기 때문에, 본 연구에서 설정한 것과 다른 방향으로 영향을 주고받을 가능성이 있다. 본 연구에서는 선행연구들을 토대로 세 변인 간 인과적 선후관계를 가정하였으나, 개념상 역방향의 인과적 관련성(예: 관계만족⟶ 관계진솔성⟶ 성인애착) 또한 배제할 수 없다. 따라서 후속 연구를 통해 이러한 인과적 관계가 적합한지를 경험적으로 확인할 필요가 있다. 셋째, 본 연구에서는 다른 문화에서 수행된 연구들과 다른 결과가 나타났는데, 그 원인을 밝히는 후속연구가 필요하다. 연구자들은 이런 차이가 한국의 문화적 배경에서 비롯된 것으로 가정했으나, 구체적으로 어떤 변인이 이러한 차이를 가져오는지에 대해서는 경험적인 후속연구를 통해 확인할 필요가 있다. 넷째, 본 연구에서 수집한 짝 자료의 수(N = 136)가 상대적으로 작아 통계적 검증력의 문제가 의심되고, 실제로 존재하는 변인들의 효과를 감지하지 못했을 가능성을 배제할 수가 없다. 따라서 후속 연구에서는 더 많은 자료를 수집하여 충분히 큰 검증력을 확보하는 것이 필요하다. 다섯째, 본 연구에 참여한 커플들이 주로 20대 초중반에 집중되어 있는데, 후속연구에서는 보다 다양한 연령대로부터 자료를 수집하여 본 연구결과가 재현되는지를 확인할 필요가 있다. 마지막으로, 본 연구에서는 관계진솔성 척도와 관계만족도 척도를 번안하여 사용하였는데, 후속연구에서는 보다 엄격한 타당화 과정을 통해 외국에서 개발된 척도가 우리나라 성인 커플의 관계진솔성과 관계만족도를 타당하게 측정하는지를 확인할 필요가 있다.