본 연구는 서울과 목포 지역에 거주하는 자녀가 있는 40세 이상 64세 이하의 중년기 성인을 대상으로 임의표집하였다. 자료 수집은 도서관과 관공서 이용자, 문화센터와 체육센터 이용자, 회사원 등을 대상으로 하였다. 설문조사는 자기보고 방법으로 실시되었다. 총 460부를 배부하여 390부가 회수 되었으나, 연구대상의 조건에 충족되지 않았거나 미응답이 많은 설문지를 제외하고 364부를 최종분석에 사용하였다. 연구대상자들의 사회인구학적 특성은 표 1과 같다. 성별은 남성 46.7%, 여성 53.3%이고, 연령은 40대 58.2%, 50대 36.5%, 60에서 64세까지 5.0%로 평균 연령은 48.42세이다. 응답자의 학력은 중년 대상인 이유리(2009)의 연구와 마찬가지로 대부분 고졸 이상으로 나타났다. 정여진 등(2012)의 노인 대상 연구에서는 초졸(11.6%)과 중졸(24.6%)이 작지않아, 본 연구대상자들의 학력은 노인들과 차이가 있음을 알 수 있다. 종교는 기독교가 43.7%로 가장 많았으며, 가정의 한 달 평균소득은 대부분 삼백만원 이상으로 나타났다.

부부친밀감

부부관계를 나타내는 부부친밀감을 측정하기 위해 정현숙(2001)이 개발한 한국형 결혼만족도 척도를 정여진 등(2012)의 연구에서 수정한 것을 사용하였다. 결혼만족도 척도는 결혼생활의 총체적이고 전반적인 측면에 관한 주관적인 평가로, 부부의 정서적인 측면을 잘 나타내고, 깊이 있는 관계를 적절하게 포착하였다(정여진, 안정신, 2012). 본 연구에서 사용한 척도는 정현숙의 한국형 결혼 만족도 3개 하위차원 중 정서적 차원을 나타내는 친밀감에서 존중 8문항과 배려 8문항, 총 16문항으로 구성되었다. 각 문항은 5점 Likert 척도로 구성되었으며 점수가 높을수록 부부친밀감이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서 사용된 존중과 배려 문항의 신뢰도(α)는 .943과 .921이며, 전체 신뢰도(α)는 .959이다.

자녀 애착회피

부모자녀관계를 측정하기 위해 Brennan 등(1998)이 제작(친밀관계경험 검사: ECR)하고, Fraley, Waller와 Brennan(2000)이 개정한 성인애착 유형검사(ECR-R: Experiences in Close Relationships-Revised)를 김성현(2004)이 한국어로 번안하여 타당화한 것을 사용하였다. 본 연구에서는 정여진 등(2012)의 연구와 마찬가지로 문항에서 대상을 ‘자녀’로 바꾸어 사용하였다. 이 척도는 애착불안 및 애착회피의 2개 하위차원으로 이루어져 있으며, 두 요인 간 상관은 매우 낮아(Brennan et al., 1998) 각 하위요인은 상호 독립적으로 볼 수 있다(김성현,2004). 선행연구(정여진, 안정신, 2012)는 자녀애착회피 요인을 성공적 노화에 중요한 변인으로 보고하였고, 자녀애착불안은 성공적 노화에 유의한 설명력을 보이지 못하였다. 따라서 본 연구에서는 애착회피(Avoidance) 요인만을 연구모형에 포함하였다. 애착회피는 친밀함에 대한 꺼림이나 불편을 의미한다. 이 척도는 18문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 7점 Likert 척도를 사용하였다. 점수가 높을수록 친밀관계가 낮은 불안정한 애착패턴을 지니고 있음을 나타낸다. 본 연구에서 신뢰도(α)는 .870이다.

노화불안

노화불안을 측정하기 위해 Lasher와 Faulkender(1993)가 개발한 AAS(Anxiety about Aging Scale)를 김숙남, 최순옥, 신경일과 이정희(2008)가 한국어로 번안하고 타당화한 척도를 사용하였다. 이 척도는 4개 하위요인으로 구성되어 있다. 그런데 선행 연구(김숙남 외, 2008; Lasher & Faulkender, 1993)에서 두 번째 하위요인과 나머지 세 요인간의 상관이 상당히 낮았으며, 본 연구의 자료에서도 같은 결과를 얻었다. 또한 각 요인 점수를 통해 내적일치도를 살펴보니 두 번째 요인을 제거할 경우 내적일치도가 현저하게 상승하였다. 따라서 본 연구에서는 두 번째 요인을 제외한 상실에 대한 두려움과 신체적 외모에 대한 두려움, 심리적 불안정에 관한 3개의 하위요인만을 노화불안을 측정하기 위해 사용하였다. 상실에 대한 두려움은 나이가 들면서 무엇인가를 잃거나 떠나버리는 것에 대한 불안을 말한다. 친구관계, 신체적 건강, 의사결정권, 타인으로부터 받는 존경이 여기에 속한다. 신체적 외모에 대한 걱정은 노화로 인한 신체적 변화에 따라오는 두려움을 말한다. 심리적 불안정은 좀 더 개인적이고 내적인 문제에 관한 것으로 개인이 노화에 좀 더 긍정적으로 적응하기 위해 당면해야 할 심리적 과제를 나타낸다. 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하였으며, 총점이 높을수록 노화불안이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서 각 하위요인에 대한 신뢰도(α)는 .802, .794, .756이고, 전체 신뢰도(α)는 .826이다.

본 연구는 중년기 성인의 부부친밀감과 노화불안 간 관계가 자녀애착회피에 의해 매개되고 있는가를 검증하고자 한다. 이를 위해 각 변인들의 기술통계와 상관관계 분석, t-test는 SPSS 18.0을 사용하였고, 각 변인들 간 구조모형은 AMOS 21.0을 사용하여 분석하였다. 매개효과의 유의도를 검증하기 위해서 ‘Bootstrapping method’를 사용하였다.

본 연구를 위해 활용한 자료가 구조모형을 검증하기에 적합한지 확인하기 위하여 각 측정변인들의 평균과 표준편차를 구하였다. 그리고 정규성을 확인하기 위하여 왜도와 첨도를 알아보았다. 표 2에 제시된 바와 같이 각 변인들의 왜도는 절대값이 3을 넘지 않고, 첨도 또한 절대값 10을 넘고 있지 않기 때문에 구조방정식 모델 분석에서 기본적으로 요구하는 정규성이 충족되고 있는 것으로 보인다.

본 연구에서 제시한 구조모형을 분석하기에 앞서, 측정모형의 타당성을 검증하였다. 각 측정변수들의 신뢰도와 타당도를 검증하기 위하여 모형들의 적합도, 요인부하량을 구하였다. 일반적으로 모형의 적합성을 판단하는 기준은 x²의 유의확률(p-value), TLI, CFI, RMSEA등을 많이 사용하는데, x²의 유의확률(p-value) >.05, TLI >.90, CFI >.90, RMSEA <.08(또는 .10)이면 수용할 수 있다(이학식, 임지훈, 2008). 본 연구에서의 적합도 지수는 표 3과 같다. x²은 유의하지 않지만, 다른 지수들은 수용할만한 수준이므로 본 연구에서의 측정모형은 적합하다고 볼 수 있다.

표 4는 측정모형의 표준화회귀계수를 추정한 결과이다. 노화불안 변인의 심리적 불안정요인은 표준화 계수가 상대적으로 낮지만, 문항 내용이 노화불안을 나타내는 심리적인 상태을 잘 반영하고 있다고 생각되어 측정 변인으로 포함되었다.

부부친밀감, 자녀애착회피, 노화불안의 상관관계를 Pearson 상관분석을 통해 알아보았다. 분석 결과 부부친밀감은 자녀애착회피, 노화불안과 유의한 부적 상관이 있는 것으로 나타났다. 즉 부부친밀감이 좋을수록 자녀애착회피는 낮게 지각하고, 노화불안도 덜 느끼고 있는 것으로 나타났다. 자녀애착회피는 노화불안과 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 이것은 자녀와 애착이 잘 형성된 사람일수록 노화를 덜 불안하게 생각하고 있음을 보여준다(표 5 참조).

본 연구에서 설정한 연구모형의 적합도 지수를 구한 결과는 표 6과 같다. RMSEA 값이 비교적 높으나 수용하지 못할 정도는 아니며 CFI, TLI 등의 적합도 지수는 비교적 양호하다. 따라서 본 연구에서는 연구모형을 최종모형으로 선택하였다(표 7, 그림 3 참조).

구조모형의 직·간접 효과와 총효과는 표 8과 같다. 본 연구에서는 외생변수인 부부친밀감과 내생변수인 노화불안 간에 매개효과(간접효과)가 있는지를 알아보기 위하여 ‘Bootstrapping method’를 이용하여 통계적 유의성을 검증하였다. 일반적으로 이 방식에서는 간접효과의 상한 값과 하한 값이 0을 포함하지 않을 때 간접효과가 통계적으로 유의미함을 나타낸다. 부부친밀감에서 자녀애착회피를 경유하여 노화불안으로 가는 경로에서 간접효과는 -.063이며 95% 신뢰수준에서 0을 포함하지 않아 매개효과가 있는 것으로 검증되었다. 한편 노화불안에 대한 부부친밀감의 직접효과도 유의하여 자녀애착회피는 부부친밀감과 노화불안간의 관계를 부분 매개한다고 할 수 있다.

또한 연령에 따른 조절효과가 있는지를 알아보기 위해 다집단분석을 수행하였다. 각 경로별 동일성 제약을 가했을 때, 그리고 전체 경로에 동일성 제약을 가했을 때 모두 기저모형과 적합도에서 의미 있는 차이를 보이지 않아 본 연구에서 연령은 조절 작용을 하지 않는 것으로 나타났다.

본 연구는 자녀가 있는 중년기 성인에게 부부친밀감과 자녀에 대한 애착회피가 앞으로 다가올 노년기의 불안과 관련이 있는지 알아보고자 하였다. 주요 연구결과를 요약하고 논의를 제시하면 다음과 같다.

첫째, 주요 변인들의 평균과 표준편차를 살펴본 결과, 본 연구 대상자들의 부부친밀감 수준(2.72-4점 만점)은 중간값 이상으로 나타났으며 자녀애착회피(3.13-7점 만점)는 중간보다 낮은 수준이다. 또한 노화불안(1.61-4점 만점)은 중간보다 약간 낮은 수준을 보였다.

연령에 따른 주요 변인들의 차이를 살펴보면 40대 집단과 50대 이상 집단 간 통계적으로 유의미한 차이는 자녀애착회피에서만 나타났다. 즉 연구대상자 중 50대 이상의 중년 성인은 40대보다 자녀애착회피를 더 지각하고 있는 것으로 보인다. 이것은 자녀가 성장함에 따라 부모의 통제나 권위를 받아들이려 하지 않고, 부모의 도움이나 간섭 없이 독립적으로 자신의 일을 처리하고자 하는 경향이 짙어지는 시기와 관련이 있는 것으로 보인다. 중년기는 자녀에 대한 도움이나 통제의 한계가 분명히 드러나기 시작하는 시기(김명자, 1989)로, 성인 자녀의 자기주장이나 비판적 태도는 중년 부모에게 자신의 가치관이 거부당하는 느낌을 줄 수 있다. 이 결과는 부모의 연령이 높아질수록 16세 이상의 자녀와 갈등이 낮아진다는 Umberson(1996)의 연구와는 차이가 있다.

둘째, 중년기 성인의 부부친밀감, 자녀애착회피, 노화불안과의 관계를 살펴본 결과 부부친밀감은 자녀애착회피와 노화불안과 부적인 상관을 보였다. 부부친밀감이 좋을수록 자녀애착회피는 낮아지고, 노화불안은 덜 느끼는 것으로 볼 수 있다. 또한 자녀애착 회피는 노화불안과 정적인 상관을 보였다. 이것은 자녀와의 애착회피 수준이 낮을수록 노화불안이 낮게 나타나고 있는 것으로, 자녀와 애착이 잘 형성된 사람일수록 노화를 덜 불안하게 생각하고 있는 것으로 볼 수 있다.

셋째, 중년기 성인의 부부친밀감과 노화불안과의 관계에서 자녀애착회피의 매개효과를 살펴본 결과, 자녀애착회피는 부부친밀감과 노화불안과의 관계에서 부분 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 중년기 성인의 부부친밀감은 노화불안에 직접적인 영향을 미치며, 동시에 부부친밀감이 좋을수록 자녀애착회피가 떨어져, 그로인해 간접적으로 노화불안이 다소 낮아지는 것으로 볼 수 있다.

선행연구에 따르면 부부관계는 자녀와의 관계에 영향을 미치는 것으로 나타나고 있다. 원만한 부부관계는 긍정적인 양육행동을 보여 부모자녀관계를 애정적·수용적으로 만드는 반면, 부부갈등 정도가 심할수록 자녀양육에도 소홀하게 되어 부모자녀관계가 부정적으로 나타나게 된다(장선웅 외, 2011; 정화용, 2000; 홍은영, 2010). 즉 부부간 갈등이 있어 부부친밀감이 낮으면 자녀애착에 부정적 영향을 미친다. 이 경우 노화불안에 대한 부부 갈등의 부정적 영향을 어느 정도 차단하려면 자녀애착을 안정적으로 형성하도록 개선하는 것이 필요하다. 부부는 법적인 관계로 이혼할 경우 친밀감이 상실된다. 하지만 부모와 자녀는 핏줄로 이루어진 관계로, 소수의 절연하는 경우를 제외하고는 부부관계보다 더 끈끈하게 연결되어 있다. 이혼이나 사별 또는 다른 사유 등으로 부부친밀감을 개선할 수 없는 환경이라면 상담이나 교육을 통해 자녀와 안정적인 애착을 형성하는 것이 필요하다. 부부친밀감이 없거나 낮을 때라도 자녀와 안정적인 애착이 형성된 경우라면, 부모는 자원이 빈약해지는 노년기에 자녀로부터 유형, 무형의 자원을 지원받을 수 있다는 기대를 할 수 있고, 이것은 노화불안을 감소시킬 것이다.

넷째, 부부친밀감과 노화불안간의 관계에서 자녀애착회피의 매개효과가 연령에 따라 달라지는지 알아보았다. 다집단분석을 실시한 결과, 본 연구모형에서 연령은 조절변인 역할을 하지 못하였다.

연구 결과 부부친밀감은 자녀애착회피와 노화불안에 유의미한 영향을 미치며, 특히 자녀애착회피는 부부친밀감이 노화불안에 이르는 과정에서 부분 매개역할을 하는 것으로 밝혀졌다. 본 연구는 중년기 성인의 부부관계와 자녀관계가 노화불안에 미치는 영향을 교환이론 관점에서 살펴보았다. 무형의 교환자원인 부부친밀감과 자녀애착이 노화불안을 감소시키는데 영향을 주어, 건강하고 성공적인 노화를 준비할 수 있게 한다는 점에서 본 연구의 의의가 있을 것이다. 특히 부부친밀감과 자녀애착은 단기간에 형성되는 것이 아니므로, 노년기에 이르기 전에 부부관계·부모자녀관계를 돈독히 하는 상담·교육 프로그램을 실시하는 것이 필요하다.

본 연구의 제한점 및 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 우선 40세에서 64세를 중년기로 보았지만, 첫 자녀의 성장을 기준으로 설정된 가족생활주기 관점(Duvall, 1977)에서 보면 상이한 집단으로 나누어 질 수 있으므로, 추후 연구에서는 자녀의 나이를 감안하여 살펴보는 것이 필요하다. 둘째, 대상자들을 임의표집하여 실시한 것이므로 연구를 일반화하여 해석하는 데는 한계가 있다. 추후 연구에서는 종교 등 다양한 인구학적 계층을 대표하는 표집이 이루어지고, 여러 특성변인을 고려한 분석을 통해 같은 결과가 반복되는지 볼 필요가 있다. 셋째, 자녀애착회피의 간접효과가 유의하긴 하지만 효과 크기가 크지 않아 연구결과 해석 시 유의해야 할 것이다. 추후 연구를 통해 다양한 표집에서도 부부친밀감과 노화불안간 관계에서 자녀애착의 유의한 간접효과가 있는지 확인하여야 한다. 넷째, 본 연구에서는 선행 연구 및 교환 이론 등을 통해 각 변인간 인과관계를 가정하고 횡단적 자료를 통해 모형을 검증하였다. 그러나 변인 간 인과관계를 엄정하게 검증하기 위해서는 종단 자료를 활용할 필요가 있다. 다섯째, 노화불안의 다양한 측면을 고려하지 않고 정서적 측면에서만 파악했다는 제한점을 가지고 있다. 여섯째, 부부친밀감은 결혼만족도를 측정하는 척도 중한 하위요인으로만 측정하여 이의 해석에 유의하여야 한다. 이 경우 제한된 수의 문항을 사용함으로써 피험자의 응답 피로를 감소시킬 수 있으나 부부친밀감을 구성하는 다양한 요소를 모두 반영하기 어렵기 때문이다. 한편 노화불안 척도의 경우, 선행연구 및 본 연구에서 한 하위요인이 다른 하위요인과 낮은 상관을 보이거나 전체 척도의 내적 신뢰도를 감소시켜 최종 분석에서는 이 하위 요인을 제외하였다. 이를 통해 노화불안 척도의 일관성을 향상시켰으나 척도 제작자들이 노화불안과 관련하여 제안한 구성개념을 모두 반영하기 어려울 수 있다. 본 연구에서의 결과 해석 시이를 고려하여야 할 것이다.

이러한 한계에도 불구하고, 본 연구는 중년기 성인을 대상으로 노화불안에 대한 가족관계의 영향을 파악하고자 하였다. 그 중 핵심적 관계인 부부관계와 부모자녀관계가 노인의 성공적 노화에 영향을 줄(정여진, 안정신, 2012)뿐 아니라, 중년기 성인의 경우 다가올 노화불안에 영향을 주고 있다는 것을 알 수 있었다. 부부친밀감과 자녀에 대한 애착은 그 특성상 단기간에 형성되는 것이 아니다. 따라서 중년기에 이른 사람들에게 부부관계·부모자녀관계에 대한 관심을 보다 고취시킬 필요가 있다. 중년기의 노화불안은 다가올 노년기의 안정과 노화 준비, 성공적 노화에 방해가 될 수 있다. 본 연구의 결과는 이 같은 노화불안을 줄이기 위한 노력이 가족관계를 확고히 하는 것에서부터 시작할 수 있음을 보여준다. 지금까지 행해진 노화관련 연구는 경제적 측면과 신체적 노화에 주로 관심을 보였다. 본 연구는 경제적·신체적인 것뿐 아니라 정서적인 측면·관계적인 측면에서의 투자도 필요함을 말하고 있다. 이를 위해 개인적인 노력과 더불어 사회 정책적인 상담·교육 프로그램이 개발되고 보급·실시되어야 할 것이다.