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Original Article
부부의 일상 스트레스와 공동대처가 결혼만족에 미치는 자기 효과와 상대방 효과
Actor and Partner Effects of Couple's Daily Stress and Dyadic Coping on Marital Satisfaction
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1마인드드림 심리상담 센터
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2이화여자대학교 심리학과
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1Mind Dream Psychological Counselling Center, Seoul, Korea.
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2Department of Psychology, Ewha Womans University, Seoul, Korea.
Address reprint requests to: Seol, Kyoung Ok. Department of Psychology, Ewha Womans University, 52 Ewhayeodae-gil, Seodaemun-gu, Seoul 03760, Korea. Tel: +82-2-3277-3918, Fax: +82-2-3277-3918,
Email: koseol@ewha.ac.kr
Received July 21, 2020; Revised October 14, 2020; Accepted October 22, 2020.
This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution NoDerivs License. (http://creativecommons.org/licenses/by-nd/4.0/) If the original work is properly cited and retained without any modification or reproduction, it can be used and re-distributed in any format and medium.
Purpose
This study aimed to identify the actor and partner effects of daily stress and dyadic coping on marital satisfaction using the Actor-Partner Interdependence Mediational Model (APIeM).
Methods
Participants were 314 couples who met the study's eligibility criteria. Data were collected from March to April 2016 through apartment and cooperative company communities in Seoul. Two APIeMs of positive and negative dyadic coping were analyzed using SPSS 20.0 and Mplus 7.4. All measures were self-administered.
Results
Daily stress and positive and negative dyadic coping in both spouses had direct actor effects on their marital satisfaction. Daily stress in both spouses had an indirect actor effect on marital satisfaction through their positive and negative dyadic coping. The husband's daily stress had an indirect partner effect on the wife's marital satisfaction through his positive dyadic coping, while the wife's positive dyadic coping had a direct partner effect on the husband's marital satisfaction. The husband's daily stress had an indirect partner effect on the wife's marital satisfaction through his negative dyadic coping, while the wife's negative dyadic coping had a direct partner effect on the husband's marital satisfaction.
Conclusion
Dyadic coping is an effective way to deal with couple's daily hassles as it increase their satisfaction in marriage.
1. 연구의 필요성
행복한 결혼은 부부의 스트레스에 대한 대처능력을 향상시켜 부부의 정신건강뿐 아니라 신체 건강 증진에 영향을 준다[1]. 결혼관계 내에서 개인 스트레스는 부부 공동의 스트레스로 전이되기 때문에 상대 배우자의 스트레스에 부부가 함께 대처하는 것이 중요하다. Bodenmann [2]은 Lazarus와 Folkman [3]의 개인 스트레스 대처이론을 커플이 상호작용하여 공동으로 대처하는 조직교류(system-transactional)모형으로 확장한 공동대처(dyadic coping)이론을 제시하였다.
Bodenmann [2]은 공동대처를 긍정적 공동대처와 부정적 공동대처로 나누었다. 긍정적 공동대처는 스트레스를 겪고 있는 배우자를 정서 및 문제 중심적으로 돕는 지지적 공동대처, 배우자의 스트레스를 직접적으로 감소시키기보다 배우자가 해야 할 다른 일을 대신해 줌으로써 스트레스를 스스로 해결할 수 있도록 돕는 위임적(delegated) 공동대처를 포함한다. 부정적 공동대처는 배우자의 스트레스를 감소시키려는 목적이 있지만 배우자가 겪고 있는 스트레스를 과소평가하거나, 비난, 비웃음, 빈정댐과 같이 적대적이거나, 마지못해 도움을 제공하는 양가적이며 피상적인 방법의 공동대처이다.
부부의 공동대처는 개인대처보다 결혼만족에 미치는 영향력이 더 크다[4, 5]. 그 이유는 공동대처의 본질이 스트레스 상황에서도 부부가 “우리”라는 공동체 의식을 잃지 않고, 긍정적인 관계를 유지하려는 노력을 지속하는 것이기 때문이다[6]. 공 동대처는 친 관계(pro-relationship)행동에 속하는데, 친관계행동은 배우자나 애인과 만족스런 관계를 유지 및 증진시키기 위해 반복적으로 하는 행동으로 경청, 지지, 양보가 그 예이다[6]. 따라서 공동대처를 통해 상대 배우자가 스트레스에 적절하게 대처하도록 돕는 동시에 스트레스 상황에서도 관계가 나빠지는 것을 막을 수 있다.
스트레스와 결혼만족의 관계에서는 개인의 대처보다 공동대처가 더 중요하지만, 국내에서는 Woo와 Yoo [7]의 공동대처가 결혼만족과 이혼의도에 미치는 영향에 대한 논문 한 편이 존재한다. 그러나 이들은 공동대처와 결혼만족 모두 부부간 상호작용을 반영하는 변수임에도 불구하고 쌍자료로 분석하지 않은 한계가 있다. 쌍자료를 이용한 공동대처와 결혼만족에 대한 국외 선행 연구는 스트레스 종류를 특정하지 않거나[4, 5] 암투병 환자 부부에 한정되어 연구되어 왔다[8]. Falconier 등[9]의 공동대처와 결혼만족에 대한 메타분석에 의하면 암과 같은 심각한 신체질병이 있는 부부들의 공동대처는 그렇지 않은 부부에 비해 결혼만족에 미치는 영향이 더 약했다. 일예로, Rottmann 등[8]의 종단 연구에서는 유방암 환자 부부의 부정적 공동대처가 결혼만족에 미치는 부정적 영향의 자기, 상대방효과가 모두 유의하였으나 긍정적 공동대처의 자기, 상대방효과는 모두 유의하지 않았다. 이는 암과 같은 심각한 신체질병은 주요 스트레스로서 보다 직접적으로 결혼만족 저하에 영향을 주기 때문일 수 있다[8].
스트레스는 스트레스의 강도에 따라 주요함 대 사소함, 노출 기간에 따라 급성 대 만성, 그리고 발생 기원에 따라 내적 대 외적 스트레스로 나뉜다. 본 연구는 부부관계 밖에서 겪는 외적이고 만성적이며 사소한 스트레스로 정의되는 일상 스트레스[10]와 부부의 공동대처가 결혼만족에 미치는 영향을 알아보기 위해 실시되었다. 일상 스트레스는 사소하고 경미하여 잘 인지되지 못하고, 제때 처리되지 못해 축적되어 개인의 신체 및 정신건강을 악화시킨다[11]. 자신이 처리하지 못한 일상 스트레스는 배우자에게 전이되어 공동스트레스가 되기 쉽다[2]. 일상 스트레스의 지속성과 축적성으로 인해 결혼만족 감소에 미치는 영향은 주요 스트레스보다 더 강하게 나타남에도[12, 13, 14] 불구하고 아직 일상 스트레스와 공동대처 그리고 결혼만족의 상호작용에 대한 연구는 없다. 따라서 본 연구는 자기 상대방 상호의존 매개모형(Actor-Partner Interdependence Mediational Model [APIeM])으로 일상 스트레스가 부부의 결혼만족에 미치는 자기효과와 상대방 효과를 공동대처가 매개하는지 검증하기 위해 실시되었다.
2. 연구의 목적
본 연구의 목적은 APIeM을 이용하여 부부의 일상 스트레스가 결혼만족에 미치는 영향을 긍정적 그리고 부정적 공동대처가 매개하는지 검증하는 것이고, 구체적인 목적은 다음과 같다.
1) 부부의 일상 스트레스, 긍정적 공동대처가 결혼만족에 미치는 자기효과와 상대방효과를 확인한다.
2) 부부의 일상 스트레스, 부정적 공동대처가 결혼만족에 미치는 자기효과와 상대방효과를 확인한다.
3. 연구의 가설적 모형
본 연구는 부부의 일상 스트레스와 공동대처가 아내와 남편의 결혼만족에 미치는 자기효과와 상대방효과를 확인하기 위하여 Bodenmann [2]의 공동대처 이론과 Ledermann 등[15]이 제안한 APIeM 분석방법을 적용하여 가설적 모형을 구축하였다. 문헌과 선행 연구를 토대로 긍정적 공동대처 그리고 부정적 공동대처 각각에 대한 가설적 모형을 설정하였다. A PIeM에서는 자신의 독립변수가 자신의 종속변수에 미치는 영향을 자기효과(actor effect)라고 하며, 상대방의 독립변수가 자신의 종속변수에 미치는 영향을 상대방효과(partner effect)라고 한다. 공동대처는 부부가 상대의 스트레스에 반응하는 상호작용의 과정이기 때문에 부부를 독립적인 변인으로 볼 수가 없다. APIeM은 비독립적인 부부 자료에서 개인 내 특성과 부부의 대인 간 특성을 반영하는데, 아내와 남편의 일상 스트레스는 아내와 남편 각각 자신의 공동대처 그리고 결혼만족에 직접적인 영향을 주는 자기효과가 있을 뿐 아니라, 일상 스트레스가 공동대처를 매개로 결혼만족도에 영향을 주는 간접적인 자기효과가 있는 것으로 가정하였다. 또한 아내와 남편의 일상 스트레스는 자신과 상대방의 공동대처를 매개로 상대방의 결혼만족에 영향을 주는 간접적인 상대방효과가 있는 것으로 가정하였다.
1. 연구설계
본 연구는 부부의 일상 스트레스가 공동대처를 매개로 결혼만족에 미치는 영향에 대해 APIeM으로 자기효과와 상대방효과를 분석하기 위한 서술적 조사연구이다.
2. 연구대상
대상자는 서울시에 거주하고 자녀가 있는 30~40대 부부 314쌍(아내 314명, 남편 314명)이었다. 대상자 선정 기준은 남편과 아내 모두 30세 이상 49세 미만이고 심각한 신체 혹은 정신질환이 없고 자녀가 미성년이며 연구의 목적을 이해하고 부부가 함께 자발적 참여를 동의한 부부로 하였다. 총 807명이 설문에 응답하였고, 이 중 불성실하거나 무작위로 응답한 36명, 배우자 한 사람만 설문에 답한 137명을 제외하고, 연구의 조건에 맞지 않은(부부 나이, 자녀 연령) 3쌍을 제외한 628명(314쌍)의 자료를 최종 분석 대상으로 선정하였다. 본 연구에서 추정 모수는 긍정적 공동대처 모형 51개, 부정적 공동대처 모형 47개이다. 구조방정식 분석에서 표본은 추정 모수당 표본 5 그리고 이상적인 표본의 크기가 150~400을 고려할 때[16] 본 연구의 표본인 314쌍은 가설 검증이 가능한 충분한 크기이다.
3. 연구도구
본 연구에서는 일상 스트레스와 결혼만족 척도는 타당화된 한국어판을 사용하였고, 공동대처 척도는 원저자에게 승인을 받은 후 이 중 언어가 가능한 심리학 전공자가 한국어로 번역을 한 후, 심리학 석사과정의 한국어, 영어 이중언어 구사자에게 역번역을 의뢰하고, 역번역된 도구는 연구자와 번역자가 영문 원도구와 비교하며 각 문항들의 의미가 달라지지 않았는지 확인하였다. 번역된 설문지는 심리학과 교수 1인, 박사 과정생 5인이 감수하여 최종 수정하였다. 번역된 공동대처 척도의 타당도는 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 실시하여 검증하였고, 집중타당도는 .40 이상을 최소기준으로 하였다[17]. 대상자 부부의 일반적 특성은 연령, 학력, 직업, 자녀 수와 나이, 수입, 결혼기간으로 확인하였다.
1) 일상 스트레스
일상 스트레스는 DeLongis 등 [18]의 Hassles and Uplifts Scale을 Kim [19]이 한글로 번역한 일상적 스트레스 척도로 측정하였다. 총 36문항으로 원가족, 가사노동, 대인관계, 업무 스트레스 등 일상생활에서 경험할 수 있는 지속적이며 사소한 스트레스 문항으로 구성되었다. 이 중 부부관계 내 스트레스를 묻는 문항 1개를 제외하고, 1번 “부모” 문항을 “나의 부모님과의 관계”, “배우자의 부모님과의 관계”에서 겪는 스트레스를 묻는 2문항으로 나누어 총 37문항을 4점 리커트 척도 ‘전혀 아니다(1)’에서 ‘아주 많이 그렇다(4)’로 평정하게 하였다. 점수가 높을수록 스트레스 수준이 높음을 의미한다. Kim [19]의 연구에서 Cronbach's α는 .92였고, 본 연구에서는 남편과 아내 모두 .92였다.
2) 공동대처
스트레스 상황에서 부부의 공동대처를 측정하기 위하여 Bodenmann [14]이 개발한 부부 공동대처 척도(Dyadic Coping Inventory)의 37문항을 번역하여 사용하였다. 본 척도는 5점 리커트 척도로 스트레스 의사소통, 지지적 공동대처, 위임적 공동대처, 부정적 공동대처, 합의적 공동대처의 5개 하위 요인으로 구성된다. 이 중 본 연구에서는 부정적 공동대처 하위 영역과, 긍정적 공동대처의 지지적 그리고 위임적 공동대처 하위 영역을 배우자의 스트레스에 대한 자신의 대처에 대한 질문으로 측정하였다. 지지적 공동대처는 스트레스를 받는 배우자에게 정서적 지지와 문제 해결 방법에 대해 도움을 제공하는 문항(예: “내가 항상 배우자의 편이라는 것을 표현한다.”), 위임적 공동대처는 배우자의 스트레스를 줄여주기 위해 배우자가 해야 할 일을 대신해주는 문항(예: “나는 배우자가 할 일이 너무 많을 때 도와준다.”), 그리고 부정적 공동대처는 배우자의 스트레스에 악의적이고 양가적이며 피상적인 행동이나 말을 하는 문항 (예: “나는 배우자가 스트레스에 잘 대처하지 못할 때 비난한다.”)으로 구성되었다. CFA 결과, 요인부하량은 긍정적 공동대처 척도는 .59~.89이었고 부정적 공동대처는 .73~.88이었다. Cronbach's α는 남편의 지지적 공동대처 .86, 위임적 공동대처 .63, 부정적 공동대처 .81이었고, 아내의 지지적 공동대처 .83, 위임적 공동대처 .68, 부정적 공동대처 .79이었다.
3) 결혼만족
Spanier [20]의 부부 적응 척도(Dyadic Adjustment Scale [DAS]) 32문항을 Cho 등[21]이 한글판으로 단축하여 타당화한 DAS-10 문항을 사용하였다. 1~9번 문항은 5점 리커트 척도로 부부갈등, 만족도, 결속력에 대한 문항이고, 마지막 10번 문항은 6점 리커트 척도로 앞으로 결혼생활에 대한 계획 혹은 다짐에 대한 문항이다. 본 연구에서는 10번 문항을 제외하고 결혼관계의 질에 대한 질문인 1~9번 문항의 총점을 사용하였고 점수가 높을수록 결혼만족이 높음을 의미한다. Cronbach's α는 남편이 .81, 아내가 .86이었다.
4. 자료수집 방법
자료수집 전 이화여자대학교 연구윤리위원회의 승인을 얻은 후 (IRB No. 110-1), 2016년 3월 1일부터 4월 30일까지 서울 소재 대규모 아파트 단지 및 기업 온라인 커뮤니티를 통해 자료를 수집하였다. 온라인 게시판 모집공고를 통해 자발적으로 참여 의사를 밝힌 대상자에게 윤리적 고려를 위하여 본 연구의 목적, 대상, 연구 절차, 연구 참여 시 얻을 수 있는 이점, 자료에 대한 비밀보장, 연구의 자발성 등이 안내된 연구 설명문을 온라인으로 제시했고, 동의한 경우 온라인 설문 사이트를 전송하여 자기보고식 설문지를 작성하도록 했다. 설문지 작성에는 25~35분 정도 소요되었다. 비밀보장을 위해 부부가 각자 설문 사이트에 접속하여 설문을 작성하였고, 연구자가 부부 고유식별번호로 부부별 자료를 매칭했다.
5. 자료 분석
수집된 자료는 SPSS 18.0과 Mplus 7.4 프로그램으로 분석하였다. 부부의 일반적 특성과 측정변수의 서술적 통계는 평균, 표준편차를 산출하였고, 연구 변수의 부부간 차이는 paired t-test로 검증하였다. 자료의 정규성 검증을 위해 측정변수들의 왜도와 첨도를 확인하였으며, 상관분석으로 측정변수의 다중공선성 여부를 확인하였다. 측정도구의 신뢰도는 Cronbach's α 계수로 확인하였다. 부부의 일상 스트레스와 결혼만족 간의 관계를 공동대처가 매개하는지 알아보고, 자기효과와 상대방효과를 확인하기 위해 APIM을 확장한 분석 방법인 Ledermann 등[15]이 제안한 APIeM을 적용하여 긍정적 공동대처 모형과 부정적 공동대처 모형을 각각 분석하였다.
측정변수는 다변량 정규분포 가정을 만족시키고 추정의 정확도를 높이기 위해 Russell 등[22]의 제안에 따라 문항 꾸러미로 구성했다. 일상 스트레스와 결혼만족은 각 3개의 문항 꾸러미 그리고 긍정적 공동대처는 지지적 공동대처에서 2개의 문항 꾸러미, 위임 공동대처에서 하나의 문항 꾸러미로 총 3개의 문항 꾸러미를 구성했다. 4문항으로 구성되어 있는 부정적 공동대처는 2개의 문항 꾸러미를 구성하여 자료를 분석했다. 모형적합도는 χ2, Comparative Fit Index (CFI), Root Mean S quare Error of Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR)로 검증했다. CFI는 .95 이상, RMSEA와 SRMR은 .08 이하이면 괜찮은 적합도로 판단했다[23]. 자기효과와 상대방효과에서 남편과 아내의 차이는 등가제약 모형을 설정하여 기저모형과 χ2값의 차이로 검증하였다. 매개 효과는 Shrout와 Bolger [24]가 제안한 부트스트래핑법에 따라 무선표집으로 만들어진 5,000개 표본에서 간접효과를 추정하였고, 간접효과의 95% 신뢰구간이 0을 포함하지 않을 때, .05 수준에서 통계적으로 유의한 것으로 판단했다.
1. 대상의 일반적 특성
남편의 평균 연령은 38.6세(SD = 4.00), 아내의 평균 연령은 36.3세(SD = 3.92)였고, 평균 결혼기간은 7.40년(SD = 3.92)이었다. 학력은 남편은 대졸(66.2%), 대학원졸(27.1%), 초대졸(3.8%), 고졸(2.9%), 아내 역시 대졸(62.4%), 대학원졸(27.7%), 초대졸(8.0%), 고졸(1.9%) 순이었다. 고용상태에 있어 남편은 대 부분이 전일제(93.0%)근무, 아 내는 대 부분 고용상태 아님(43.3%)과 전일제(31.9%)로 보고하였다. 가 구 월수입은 6 00~799만원(26.1%), 400~599만원(23.2%), 800~999만원(19.4%), 200~399(14.1%), 200만원 미만(1.9%) 순이었다. 자 녀의 수 는 1명(49.4%), 2명(46.5%), 3명(4.1%) 순이었다.
2. 부부의 일상 스트레스, 공동대처, 결혼만족의 정도와 차이
부부의 일상 스트레스는 4점, 공동대처 그리고 결혼만족은 평균 평점 5점 만점으로 일상 스트레스는 아내가 2.24점으로 남편의 2.11 점보다 높았고(p < .001), 긍정적 공동대처에서 지지적 공동대처와 위임적 공동대처는 아내가 각각 4.29, 4.32이었고 남편이 각각 4.30, 4.32로 유의한 차이가 없었다. 부정적 공동대처도 아내 2.56, 남편 2.55로 유의한 차이가 없었다. 결혼만족은 아내가 3.65로, 남편의 3.83보다 낮았다(p < .001)(Table 1).
Table 1
The Level of Daily Stress Marital Satisfaction, Positive and Negative Dyadic Coping (N = 314 pairs)
3. 측정동일성 검증을 위한 χ2차이검증
일상 스트레스(Δχ2 = 34.83, p = .175), 긍정적 공동대처(Δχ2 = 1.05, p = .304)와 부정적 공동대처(Δχ2 = 0.23, p = .893)는 기저모형과 제약모형이 유의한 차이가 없어 아내와 남편의 자료가 동일한 것으로 확인되었다. 결혼만족도(Δχ2 = 42.28, p < .001)는 기저모형과 제약모형이 유의한 차이가 있었으나, χ2은 표본 크기에 민감하여 표본 크기가 커지면 유의한 결과가 나올 가능성이 크다는 점[17]과 Cho 등[21]의 부부를 대상으로 실시한 타당화 연구에서 성차의 제약없이 동일한 개념을 측정한다고 밝혀진 결과를 근거로 결혼만족도 척도를 사용하였다.
4. 측정모형과 구조모형 검증
연구 변수가 정규분포의 조건을 충족하는지 알아보기 위하여 기술적 통계분석을 하였고, 왜도와 첨도의 절댓값이 각각 2와 7을 넘지 않아 다변량 정규성 가정이 충족됨을 확인할 수 있었다[23]. 상관분석 결과, 변수 간 상관계수는 .12~.55로 다중공선성의 문제가 없음을 확인하였다. 본 연구의 측정모형과 연구모형의 χ2과 자유도(df)가 동일하므로 구조모형 적합도는 측정모형 적합도와 같다. 긍정적 공동대처 모형의 측정모형과 구조모형의 적합도 지수는 χ2 = 231.33 (p < .001), df = 120, CFI는 .94, RMSEA는 .05, SRMR은 .05로 적절한 수준으로 나타났다. 부정적 공동대처 모형의 측정모형과 구조모형의 적합도 지수는 χ2 = 151.05 (p < .001), df = 89, CFI는 .96, RMSEA가 .05, SRMR도 .04로 적절한 수준으로 나타났다. 내생변수의 변량이 외생변수에 의하여 설명되는 정도를 의미하는 다중상관가중치(Squared Multiple Correlation)는 긍정적 공동대처 구조모형에서 아내와 남편의 결혼만족을 설명하는 정도는 각각 54%, 58%였고, 부정적 공동대처 구조모형에서 아내와 남편의 결혼 만족을 설명하는 정도는 각각 59%, 56%였다(Table 2).
Table 2
Direct, Indirect, Total Effects for the Positive and Negative Dyadic Coping Models (N = 314 pairs)
5. 일상 스트레스와 공동대처가 결혼만족에 미치는 자기 효과와 상대방효과
일상 스트레스, 긍정적 공동대처가 부부의 결혼만족에 미치는 영향에 대한 경로계수는 Figure 1과 같다. 자기효과를 분석한 결과, Table 2와 같이 아내의 일상 스트레스는 결혼만족에 직접적 자기효과가 있었고(β = − .32, p < .001), 긍정적 공동대처를 매개로 결혼만족에 간접적인 자기효과(β = − .13, p = .001)도 있었다. 남편의 일상 스트레스는 결혼만족에 직접적 자기효과가 있었고(β = − .36, p < .001), 긍정적 공동대처를 매개로 결혼만족에 간접적인 자기효과(β = − .10, p = .003)도 있었다. 상대방효과를 분석한 결과 아내의 일상 스트레스는 자신의 긍정적 공동대처를 매개로 남편의 결혼만족에 간적접인 상대방효과(β = − .08, p = .009)가 있었다. 남편의 긍정적 공동대처는 아내의 결혼만족(β = .26, p < .001)에 직접적인 상대방효과가 있었으나 부트스트래핑 분석 결과 남편의 일상스트레스가 자신의 긍정적 공동대처를 매개로 아내의 결혼만족에 미치는 간접적인 상대방 효과(β = − .07, p = .060)는 유의하지 않았다(Table 2).
일상 스트레스, 부정적 공동대처가 부부의 결혼만족에 미치는 영향에 대한 경로계수는 Figure 2와 같다. 자기효과를 분석한 결과, Table 2와 같이 아내의 일상 스트레스는 결혼만족에 직접적인 자기 효과가 있었고(β = − .40, p < .001), 부정적 공동대처를 매개로 결혼만족에 간접적인 자기효과(β = − .08, p = .034)가 있었다. 남편의 일상 스트레스도 결혼만족에 직접적인 자기효과가 있었고(β = − .34, p < .001), 부정적 공동대처를 매개로 결혼만족에 간접적인 자기효과 (β = − .13, p = .004)가 있었다. 상대방효과를 분석한 결과, 남편의 일상 스트레스는 자신의 부정적 공동대처를 매개로 아내의 결혼만족에 간적접인 상대방효과(β = − .07, p = .030)가 있었다. 아내의 부정적 공동대처는 남편의 결혼만족에 직접적인 상대방효과(β = − .20, p = .006)가 있었으나 부트스트래핑 분석결과 아내의 일상 스트레스가 자신의 부정적 공동대처를 매개로 남편의 결혼만족에 미치는 간접적인 상대방효과(β = − .04, p = .100)는 유의하지 않았다.
등가제약 모형을 설정하여 기저모형과의 χ2값의 차이검증을 한 결과 부정적 공동대처 모형에서 일상 스트레스가 결혼만족에 미치는 자기효과에서만 통계적으로 유의한 성차가 나타났다(Δχ2 = 15.31, p < .001). 아내의 일상 스트레스가 자신의 결혼만족(β = − .40)에 미치는 부정적인 영향력이 남편(β = − .34)보다 더 컸다(Figure 2).
본 연구는 일상 스트레스와 공동대처가 결혼만족에 미치는 자기효과와 상대방효과를 검증하고자 실시되었다. 공동대처는 긍정적 공동대처 그리고 부정적 공동대처로 나눠 각각 검증하였다. 본 연구에서 아내는 남편과 비교해 일상 스트레스는 더 높고, 결혼만족은 더 낮았다. APIeM모형에서 등가제약으로 성차를 검증했을 때 역시 일상 스트레스가 결혼만족 감소에 미치는 자기효과가 남편보다 아내에게 더 강력하게 나타났다. 선행 연구에서도 일관되게 남편보다 아내의 결혼만족은 더 낮게 보고되었다[25, 26]. 가부장적 문화권에서 여성은 직장 유무와 상관없이 대부분의 집안일을 담당하고, 자신의 원가족은 물론이고 배우자의 원가족에 대한 보살핌을 담당해야 하는 과정에서 여성의 일상 스트레스 수준이 더 높게 나타난 것일 수 있다[27]. 또한 본 연구의 대상인 30~40대 아내의 양육에 대한 부담[28], 일-가정 병행의 스트레스가 남성보다 더 강하게 결혼만족에 부정적 영향을 미친 것으로도 해석 가능하다[29].
긍정적 공동대처 모형에서 자기효과는 부부 모두에게 나타났다. 일상 스트레스는 자신의 결혼만족 감소에 직접적 영향이 있었고, 긍정적 공동대처의 감소를 매개로 결혼만족 감소에 간접적으로 영향을 주었다. 즉, 일상 스트레스 자체가 자신의 결혼만족을 감소시키기도 하지만, 자신의 스트레스로 인해 상대 배우자의 스트레스에 긍정적으로 반응해 주지 못하게 되어 자신의 결혼만족이 감소하게 된다. 긍정적 공동대처는 배우자의 스트레스 감소를 돕는 목표와 함께 근본적으로는 배우자와 긍정적 상호작용을 하고 싶은 동기가 바탕이 된 친관계행동이다[10]. 친관계행동을 하기 위해서는 상대가 보내는 신호에 민감해야 하는데, 스트레스로 인해 자기중심적인 사고와 행동은 증가하지만 상대 배우자가 필요한 지지 행동이나 배우자와 함께 하는 시간은 줄어들게 되어 결혼만족이 감소하게 된다[11, 28].
긍정적 공동대처에서 상대방효과는 아내의 일상 스트레스가 자신의 긍정적 공동대처를 매개로 남편의 결혼만족에 미치는 간접효과만 유의했다. 아내의 스트레스가 높아지면 남편을 위한 지지행동이 줄어들어 남편의 결혼만족이 감소되었음을 의미한다. 배우자에게 받는 사회적 지지가 심리적 안녕감에 미치는 영향력은 여성보다 남성에게서 더 크게 나타난 것과 유사한 결과[30]이다. 이는 남편의 주요 사회적 지지원은 아내인데 반해, 아내의 사회적 지지원은 더 다양하기 때문인데[30] 스트레스로 인해 아내가 남편의 지지원이 되어주지 못하여 남편의 결혼만족이 감소한 것으로 이해할 수 있다.
부정적 공동대처 모형에서 역시 자기효과는 부부 모두에게 나타났다. 자신의 일상 스트레스가 증가할수록 자신의 결혼만족은 감소하는 직접효과와 일상 스트레스가 부정적 공동대처를 매개로 자신의 결혼만족에 미치는 간접효과가 유의했다. 이 결과는 스트레스가 높을수록 배우자와의 부정적 의사소통은 증가하고[5, 6, 13] 부부의 갈등대처 방법이 부정적일수록 부부 각자의 결혼만족은 계속 낮아진다는[4, 5] 선행 연구 결과와 유사하다. 부정적 공동대처는 배우자의 스트레스를 줄여주고자 하는 의도와는 상관없이 친관계행동과 반대되는 행동이다[2, 4, 6]. 배우자의 스트레스의 심각성을 평가절하하거나 피상적이고 적대적인 태도로 도움을 주고자 할 때 자신의 결혼만족 역시 감소한다는 것을 확인하였다.
부정적 공동대처 모형에서 남편의 스트레스가 자신의 부정적 공동대처를 매개로 아내의 결혼만족 감소에 간접적으로 영향을 미치는 상대방효과가 유의했다. 아내의 스트레스가 남편의 결혼만족에 미치는 직접효과는 없었으나, 아내의 부정적 공동대처 역시 남편의 결혼만족 저하에 영향을 미쳤다. 이는 남녀 모두 배우자의 회피, 비아냥, 무시와 같은 부정적인 상호작용에 취약함을 의미한다[2, 5, 13]. 긍정적 공동대처 모형에서 상대방효과는 아내의 스트레스가 긍정적 공동대처 감소를 통해 남편의 결혼만족 감소에 간접적 영향을 주는 것으로 나타났지만, 부정적 공동대처 모형에서는 남편의 스트레스가 부정적 공동대처의 증가를 통해 아내의 결혼만족 감소로 나타났다. 이러한 결과는 남편에 비해 아내가 남편의 스트레스에 더 민감하게 반응하고 결혼생활에서 부정적 상호작용에 더 영향을 받는 선행 연구 결과를 반영하며[26], 남성은 아내의 긍정적 행동의 감소로 상대의 스트레스에 간접적 영향을 받는 반면에 여성은 남편의 부정적 행동의 증가로 상대의 스트레스에 간접적 영향을 받는 것으로 해석할 수 있다.
본 연구는 Bodenmann [2]의 공동대처 이론을 국내 부부를 대상으로 APIeM을 이용하여 처음 검증했다는데 의의가 있다. 개인의 일상 스트레스는 자신의 결혼만족에 직접효과가 있었던 반면, 배우자의 결혼만족에는 공동대처를 통해 간접효과만 나타났다. 이는 자신의 일상 스트레스는 보다 직접적으로 자신의 결혼만족에 영향을 미치지만, 부부가 적절하게 공동 스트레스에 대처하면 상대방에게는 나의 스트레스가 부정적으로 작용하지 않을 수 있음을 시사한다. 국내에서는 아직 스트레스 대처 행위 중 부부의 공동대처에 관한 연구가 부족하고 부부의 일상 스트레스와 공동대처의 관계를 상대방효과까지 살펴본 연구는 없었다. 본 연구는 부부관계에 있어서 스트레스에 대한 대처는 개인 수준보다 부부의 상호작용 수준을 측정하는 공동대처가 결혼만족의 주요 예측 변수임을[5] 국내 자료로 검증한 의의가 있다.
본 연구는 30, 40대 부부의 일상 스트레스, 공동대처가 결혼만족에 미치는 자기효과와 상대방효과를 확인하기 위하여 자기-상대방 상호의존 매개모형을 적용하여 분석하였다. 본 연구를 통해 개인의 일상 스트레스는 배우자에게도 영향을 주는 공동의 스트레스로 전이될 수 있고, 배우자의 현재 어려운 상황을 이해한다는 공감과 배우자가 자신의 문제를 스스로 해결할 수 있도록 돕는 긍정적 공동대처는 배우자를 위한 대처 행동임과 동시에 자신의 결혼의 질과 배우자와의 친밀감을 향상시키는 기능이 있음이 밝혀졌다. 이상의 결과를 바탕으로 추후 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째 종단 연구를 통해 스트레스와 공동대처행동, 결혼만족의 시간의 흐름에 따른 누적 효과에 대한 연구가 가능하다. 둘째, 본 연구는 온라인 자기보고 설문으로 실시하였다. 대면 인터뷰를 통한 자료수집이나, 실험실 연구를 통해 공동대처행동을 직접 관찰한 객관적 자료로 본 연구의 모형을 반복 연구할 필요가 있다. 셋째, 본 연구 대상은 서울거주, 국가 평균 소득 이상이거나 고소득자들로 구성되었다. 본 연구 결과의 일반화를 위해서는 저소득층 부부를 포함하고 전국단위에서 표집하여 본 연구 모형을 재검증할 필요가 있다.
이 논문은 제1저자 원수경의 박사학위논문을 수정하여 작성한 것임.
This manuscript is a revision of the first author's doctoral dissertation from Ewha Womans University. Year of 2016.
CONFLICTS OF INTEREST:The authors declared no conflict of interest.
AUTHOR CONTRIBUTIONS:
Conceptualization or/and Methodology: Won SK & Seol KO.
Data curation or/and Analysis: Won SK.
Funding acquisition: None.
Investigation: Won SK.
Project administration or/and Supervision: Seol KO.
Resources or/and Software: Won SK.
Validation: Won SK & Seol KO.
Visualization: Won SK.
Writing original draft or/and Review & editing: Seol KO.
Please contact the corresponding author for data avaliability.
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