1. 연구의 필요성

사람의 생애주기를 살펴보면 누구나 성인기를 지나 중년이 되며 노년기를 앞두게 된다. 현재 기대수명 연장에 따라 노년기가 길어지고 있으며 이에 따른 국내 노인의 수와 비율은 지속적으로 증가하여 2026년에는 천만 명이 넘고 그 비율이 20%에 해당된다[1]. 중년 대상자들은 이런 노년기를 앞두고 있으면서, 경제적 상실로 의존적이고 융통성이 없어지며 건강하지 못한 노년의 부정적인 이미지로 인해 나이를 먹는 것에 대한 심리적 불안을 경험하게 된다[2]. 노화가 진행되는 과정 중에 발생 가능한 모든 위험에 대한 근심걱정의 상태는 노화불안으로서[3], 인구의 고령화에 따라 과거에 비해 점점 그 의미가 중요하게 부각되고 있다[4].

중년여성과 남성 모두 노화불안에 영향을 주는 주요 요인은 건강문제이며[2], 개인차가 있으나 중년의 불안 증상은 노년기에 이어질 수 있어[5] 중년기부터 노화불안에 대한 관리가 요구된다. 중년은 생애 전환기로 풍요로운 삶을 보내기도 하지만 신체의 호르몬변화로 갱년기 증상이 동반되면서[6, 7], 노화불안을 일으키는 적신호로 작용한다. 갱년기증상은 중년에 있어 여성에게만 있는 것이 아니라 남성에게도 발생하는데[8], 최근 중년 갱년기증상을 극복하는데 있어서 그 무엇보다 상호의존적인 부부의 개입을 강조하고 있다[9]. 중년부부에서 갱년기 치료 시 부부공동의 문제로 접근하지 않으면 개인의 갱년기증상을 극복하지 못하고 때로는 부정적인 결과가 초래될 수 있음이 확인되었다[9]. 이는 부부 중 누구라도 갱년기증상을 겪게 되면 서로 상호역동적인 관계의 영향으로 배우자에게 영향을 주고받으며 노화불안이 시작될 수 있다.

중년이 겪는 갱년기증상은 대표적으로 신체적, 정신적, 성적 건강문제로써 결국 노화불안에 영향을 미치게 되는데[10], 어려움을 극복하는 데는 자기효능감이 중요하게 작용한다[11]. 자기효능감은 인생에서 부딪히는 여러 문제에 있어서 잘 대처할 수 있는 자신의 능력에 대한 믿음으로 노화과정속에서 발생하는 모든 위험 및 노화불안의 두려움을 적절하게 대처할 수 있는 자신감으로 작용한다[11]. 자기효능감은 사회인지이론(Social-cognitive theory)을 구성하는 핵심개념으로[12], 어떤 행위가 결정되는데 있어서 발생된 어려움을 성공적으로 극복하는 신념이나 개인적 기대감으로 중요한 매개효과가 있으나[13], 아직까지 부부간 상호역동적으로 노화불안에 미치는 영향을 확인해 본 연구는 없었다. 또한 선행 노화불안 연구에서는 사회적 지지의 원천이라 할 수 있는 배우자의 영향요인은 중요하며[10, 14], 서로 지지적인 관계성이라는 것은 확인하였으나 단순상관관계 분석에 그쳐 중년부부간 상호역동적인 관계를 파악하지 못했다는 제한점이 있었다. 따라서 부부의 갱년기증상의 환경적 요인이 자기효능감을 매개하여 부부간 노화불안에 교차전이하여 영향을 미치는지까지 알아보고자 하였다.

이에 본 연구에서는 부부등과 같이 상호의존적 관계에 있는 사람들의 관계분석방법을 적용하였으며, Kenny [15]가 제안한 자기-상대방 상호의존모형(Actor and Partner Interdependence Model, APIM)에서 한단계 확장된 방법[16]인 자기-상대방 상호의존 매개모형(Actor and Partner Interdependence Mediation Model, APIMeM)을 적용하였다. 부부의 상호의존적 분석방법에 앞서 Bandura [12]의 사회인지이론과 Westman [17]의 교차전이(crossover)개념을 토대로 한 APIMeM방법을 적용하였다. 즉, 중년 노화불안 연구에서 배우자와의 관계 및 지지와 자기효능감은 중요하다고 하였으나 지금까지 중년부부를 대상으로 상호관계성을 알아보고자 한 국내외 연구는 없어 본 연구를 통해 노화불안을 부부공동의 문제로 접근해 자기효과와 상대방효과를 확인하고자 하였다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 APIMeM방법에 근거하여 부부의 노화불안을 확인하기위한 모형을 구축하고 중년부부의 갱년기증상인지, 자기효능감이 남편과 아내의 노화불안에 영향을 미치는 자기효과와 상대방효과를 확인하는 것이다.

3. 이론적 기틀 및 가설적 모형

Bandura [12]의 사회인지이론은 개인적요인과 환경적 영향에 의해 행위의 상호영향적 관계성을 말하며[18], 본 연구에서 개인적 요인으로 자기효능감을, 환경적 영향으로 부부의 갱년기증상 및 배우자가 겪고 있는 갱년기 증상을 어느정도 인지하고 있는지에 따라 행위 영향인 노화불안의 상태를 결정한다고 보았다. 자기효능감은 사회인지이론의 핵심적인 개인적요인의 개념으로 행위변화를 할 수 있는 능력의 개인적 신념을 내포하고 있으며[13], 어떤 행위가 결정되는데 있어서 자기효능감은 중요한 매개효과 및 자기효능감 구성 개념들 간의 조절관계가 확인되었다[19, 20, 21]. 본 연구에서 자기효능감을 노화불안의 행위변화에 상호영향을 주는 매개요인으로 보았으며, 건강상태에 따라 자기효능감을 매개해 결과변수에 영향을 주는 선행연구[20]를 통해 부부의 갱년기증상 및 인지가 자기효능감을 매개하여 노화불안에 영향을 미치는 매개경로를 설정하였다(Figure 1). Westman [17]의 교차전이개념은 한 개인의 경험이 다른 환경의 영역에도 영향을 끼친다는 전이(spillover)의 개념을 넘어서, 다른 환경에 존재하는 구성원에게도 어떤 영향을 미친다는 것이다. 부부의 정서는 배우자에게 교차된다는 것이 증명되었고[22], 중년부부의 스트레스, 결혼만족도가 우울에 교차전이 되는 선행연구[23]를 바탕으로 중년부부는 오랜 기간 함께 생활하면서 상호 의존적인 관계 안에서 개인의 노화불안뿐만 아니라 배우자의 노화불안에도 영향을 미칠 것이라고 상대방효과를 가정하였다(Figure 1).

Figure 1
The conceptual framework.

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APIMeM모형을 적용함에 있어서 모든 변수는 짝을 이루고 있다는 가정하에 변수에 대한 동일한 도구 즉 설문항목이 동일해야 하나[15], 외생변수인 갱년기증상은 여성과 남성이 서로 다른 바 하나의 통합된 갱년기 증상 도구로 측정될 수 없어 현재 가장 많이 사용되는 여성 갱년기증상 도구[24]와 남성 갱년기증상 도구[25]를 각각 사용하였다. 이는 갱년기증상에 대한 도구가 서로 다르므로 하나의 가설적 모형으로 구축될 수 없으며, 서로 짝을 이루는 두 개의 APIMeM모형으로 적용되어야 한다[16]. 즉, 갱년기증상 변수 측정에 동일한 도구의 적용이 아닌 바 부부 갱년기증상의 통합적 모형 구축이 적절하지 않으며, 아내 갱년기증상 가설모형과 남편 갱년기증상 가설모형으로 나누어 구축하였다.

1. 연구설계

본 연구는 중년부부의 갱년기증상 인지와 노화불안의 관계에서 자기효능감의 매개효과를 파악하는 것으로 중년부부의 노화불안에 미치는 자기효과 및 상대방효과를 가설적 모형을 통해 분석하기 위한 횡단적 조사연구이다.

2. 연구대상

중년은 청년과 노년의 사이에 해당되는 시기로 만 40세부터 65세 미만에 해당되며[26, 27], 법적으로 결혼상태를 유지중인 D시와 C도에서 거주하는 중년기 부부를 대상으로 하였다. 아내나 남편 중 갱년기증상이 있거나, 의사소통이 가능하고 설문을 읽고 응답할 수 있어서 연구참여에 동의한 부부이며, 주말 부부인 경우나 별거 상태의 부부 등 현재 동거하지 않는 부부와 아내 또는 남편이 연구참여 동의를 하지 않았을 경우는 제외하였다. 구조방정식 연구에서 표본의 크기는 모델검증에 권장할만한 수준은 최소 200정도이며[28], 최대우도법 추정의 경우 다변량정규성을 충족시키면 표본크기 150~200도 받아들여져[29] 수집된 192쌍의 자료를 구조방정식 검증에 적용하였다.

3. 연구도구

연구도구는 원저자 4인으로부터 도구사용에 대한 승인을 받았으며, 연구도구의 타당도 확보를 위해 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis, CFA)에서 표준화 회귀 계수(Standard Rgression Weight, SRW)가 .50 이하인 개별 관측 변수는 삭제하였다[28].

4. 자료수집

자료수집은 2019년 12월부터 2020년 3월 초까지 D시와 C도에서 진행되었다. 설문지는 아내용, 남편용으로 따로 제작되어 총 2부를 밀봉 처리된 봉투에 담아 총 300쌍의 부부에게 편의표본 추출방법으로 배포하였다. 설문지 회수율은 79.3%로 총 238쌍 부부의 설문지가 회수되었다. 그 중 배우자만 작성된 경우와 갱년기증상에 대한 응답이 부분적으로 누락된 경우 등 불성실한 응답이 포함된 46쌍의 자료를 제외하고, 최종 192쌍이 대상자로 선정되었다. 공고문을 제작하여 병원, 기관 및 교회 등에서 자료수집을 하였으며, 부부사이의 예민한 문항 내용 등을 서로 의논하거나 보지 않도록 설문작성 후 바로 설문지를 밀봉 처리하고, 회수용 봉투에도 밀봉처리 하였다. 부부 중 한 명만 자료수집한 경우는 전화로 배우자에게 연구동의를 물어본 후 동의한 경우에만 배우자의 설문지와 설명문을 봉투에 넣어 제공하고 가정에서 작성한 후 다음 약속된 방문기간에 회수하였다.

5. 윤리적 고려

연구에 참여하는 부부 대상자의 보호를 위해 대학기관생명윤리 심의위원회의 연구승인(EU 19-101)을 얻은 후 진행하였다. 대상자에게 서면으로 연구목적과 비밀보장에 설명하고 자료수집에 동의한 부부에게 연구참여기간 중 언제라도 중도에 철회를 할 수 있음을 설명하고 연구목적이외에는 사용되지 않음을 설명한 후 동의를 받아 진행하였다.

6. 자료분석

수집된 부부의 자료는 SPSS/WIN 26.0 프로그램과 AMOS 23.0 프로그램으로 분석하였다. 중년부부의 일반적 특성과 측정변수들의 서술적 통계는 기술통계로 확인하였다. 중년부부의 변수간 차이검증은 Paired t-test로 확인하였으며, 측정 변수의 상관관계 및 다중공선성은 Pearson's correlation coefficient로, 표본의 정규성 검증은 왜도, 첨도로 확인하였다[28]. 측정 도구의 신뢰도는 Cronbach's α계수로 확인하였으며 남편 갱년기증상 도구는 하부요인이 없는 단일 항목의 도구로서, 항목 합산(item parceling)을 통해 문항 꾸러미를 구성하였다[35]. 하부요인이 없는 단일항목의 도구는 하나의 구성개념을 완벽히 나타내는 것이 어렵고 구조방정식 분석에서 집중타당성 검증이나 신뢰도 검증이 불가능하여[35], 주성분 분석의 베리멕스 요인회전으로 탐색적 요인분석을 진행하였다. 노화불안 도구는 전체 연령대를 대상으로 한 국외번역도구[3]가 아닌 우리나라 중년을 대상으로 한 도구를 적용하였다. 하지만 중년여성이 아닌 남편에게 적용하는 것은 신중함을 기하여야 하며, 남편의 노화불안 적용에 앞서 이러한 제한점을 해결하고자 측정동일성 검증을 하였다. 측정동일성 검증은 기저모형과 표준화 회귀 계수에 동일화제약을 가한 제약모델과의 χ² 차이검증을 통해 자유도에 따른 χ² 분포표를 이용하여 판단하였다[35]. 유의 확률 .05기준으로 자유도에 따른 χ² 차이보다 높아 유의한 경우 부부간 구성개념을 다르게 인식하는 것으로 APIMeM분석 적용에 의미가 없다고 하겠다[35]. 본 연구에서 기저모형과 제약모형에서 자유도에 따른 χ² 차이가 낮아 아내와 남편이 도구에 대해 동일하게 인식한다는 것으로, APIMeM을 통한 분석을 진행하였다. 측정모형분석을 통해 각 모형의 측정변수들이 6개의 잠재변수를 충분히 대표하고 있는지 CFA을 시행 후, 개념 신뢰도(Construct Reliability, CR)는 .70, 평균분산추출지수(Average Variance Extracted, AVE)는 .50 이상[36]인지 확인하였다. 이미 하부요인이 검증된 도구로 SRW가 .50 이하일 때 무조건 제거하는 것보다 연구에서 얼마나 중요한 의미를 내포하는가를 검토해야 하므로[35], 본 연구에서 APIMeM적용에 따라 부부의 하부요인이 항상 짝이 이룬다는 핵심구성[15]을 고려하여 삭제하지 않았다. 연구모형의 적합도는, 절대적합지수인 표준카이자승치(χ²/df), 근사오차평균제곱의 제곱근(Root Mean Squared Error of Approximation, RMSEA), 표준평균 제곱잔차제곱근(Standardized Root Mean Square Residual, SRMR)과 증분적합지수인 비교적합지수(Comparative Fit Index, CFI), 터커-루이스 지수(Turker-Lewis Index, TLI)로 확인하였다[28]. 본 연구는 이중매개를 포함하는 모형으로 다중 매개변수 유의성을 부트스트래핑(bootstraping)결과로 종합하여 확인할 수 있지만 개별 매개변수에 대한 유의성은 정확히 알 수 없으며, 이때 보수적인 테스트(conservative test)에 속하는 소벨 테스트(sobel test)가 아닌 현재 많이 사용되는 팬텀 모델링을 통해 확인하였다[36]. 연구결과 유의한 자기-상대방 효과에 대한 등가제약모형(Equivalent Constrained Model)을 검증하였다.

1. 부부대상자의 일반적 특성

부부의 연령대는 남편은 50~59세(48.4%), 아내는 40~49세(51.5%)가 가장 많은 비율을 차지하였다. 부부의 결혼만족도는 남편에서 만족 67.2%, 아내에서 만족 49.5%가 확인되었다. 월소득은 남편이 500만원 이상(28.6%), 아내는 100~200만원(28.7%)이 가장 높은 비율이었다. 학력은 부부 모두 동일한 비율로 대졸(65.6%)이 가장 많았고, 2명의 자녀를 둔 경우(67.7%)가 가장 많았다.

2. 부부대상자의 변수 간 차이

남편 갱년기증상은 아내의 남편 갱년기증상 인지보다 유의하게 높았다(p=.019). 자기효능감은 남편이 아내보다 유의하게 높았다(p<.001). 부부의 노화불안과 아내 갱년기증상에 대한 부부의 인지는 통계적 유의한 차이가 없었다. 일변량 정규성 검증으로 왜도는 아내와 관련된 변수 0.05~0.93, 남편과 관련된 변수는 −0.01~0.60으로 확인되어 절댓값 2를 넘지 않았으며, 첨도는 아내 관련 변수 0.09~1.93, 남편 관련 변수 0.00~−1.79로 절댓값 4를 넘지 않아 자료의 정규성이 만족되었다(Table 1). 본 연구의 아내 갱년기모형과 남편 갱년기모형의 하부요인에 대한 상관계수도 −0.72~0.71이며, 절댓값 0.90 이하로 확인되었다. 종속에 대한 독립측정 하부요인 변수들 간 공차한계(tolerance)가 0.43~0.63이며, 분산확대인자(Variance Inflation Factor, VIF)는 1.60~2.53으로 10을 넘지 않아 독립변수 간 다중공선성의 문제가 없음도 확인하였다.

Table 1
Level of Climacteric symptom, Self-efficacy, and Aging anxiety

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3. 측정모형 분석과 측정동일성 검증

아내 갱년기와 남편 갱년기 측정모형분석에서 각각 20개 측정변수들이 6개의 잠재변수를 충분히 대표하고 있는지 CFA을 시행하였다. CFA결과 적합도지수는 아내 갱년기모형은 χ²=256.88, df=144, SRMR=.06, CFI=.93, TLI=.91, RMSEA=.06이며, 남편갱년기모형 χ²=241.52, df=143, SRMR=.06, CFI=.94, TLI=.92, RMSEA=.06이다. 잠재변수의 측정변수들이 아내 갱년기모형에서 CR .80~.93, AVE .59~.82, 남편 갱년기모형에서 CR .80~ .94, AVE .59~.83으로 개념타당도가 검증되었다. 측정동일성 검증결과 기저모형과 제약모형에서 자유도에 따른 χ²차이는 아내 갱년기모형(df=7, χ²=8.30)과 남편 갱년기모형(df=7, χ²= 8.54)에서 각각 χ²차이가 14.07보다 작아 통계적으로 유의하지 않았다. 즉, 측정도구에 대해 아내와 남편이 동일하게 인식한다는 것으로, APIMeM을 통한 분석을 진행하였다.

4. 아내 갱년기모형과 남편 갱년기모형의 검증

아내 갱년기모형 적합도지수는 χ²/df=1.49, SRMR=.06, CFI= .96, TLI=.95, RMSEA=.05이며, 남편 갱년기모형 적합도지수는 χ²/df=1.59, SRMR=.06, CFI=.95, TLI=.93, RMSEA=.06이었다. 아내 갱년기모형에서 아내의 노화불안은 아내 갱년기 증상(β=.31, p=.008), 아내 자기효능감(β=−.57 p=.001), 남편 자기효능감(β=−.18, p=.009)과의 경로가 유의하였으며, 설명력 68.1%였다. 남편의 노화불안은 아내 자기효능감(β=−.19, p=.025), 남편 자기효능감(β=−.75, p=.001)과의 경로가 유의하였으며(Figure 2-A), 이들 변수에 의하여 67.6%가 설명되었다(Table 2). 남편 갱년기모형에서 남편의 노화불안은 남편 자기효능감(β=−.71, p=.001), 아내 자기효능감(β=−.19, p=.029)과의 경로가 유의하였으며, 설명력은 70.5%였다. 아내의 노화 불안은 아내 자기효능감(β=−.66, p=.001) 과의 경로가 유의하였으며(Figure 2-B), 이 변수에 의하여 62.8%가 설명되었다(Table 2). 아내 갱년기모형에서 아내 갱년기증상은 아내의 노화불안에 영향을 주는 직접, 간접, 총 효과(β=.65, p=.006)가 유의하였고, 남편의 아내 갱년기증상 인지는 남편의 노화불안에 영향을 주는 직접효과는 유의하지 않았으나 간접효과와 총효과(β=.46, p=.009)는 유의하였다. 남편 갱년기모형에서 남편 갱년기증상은 남편 노화불안에 영향을 미치는 직접효과는 없었고 간접효과와 총효과(β=.64, p=.010)가 유의하였고 아내의 남편 갱년기증상 인지는 아내 노화불안에 영향을 미치는 직접효과는 없었고 간접효과와 총효과(β=.48, p=.010)가 유의하였다(Table 2).

Figure 2
The result of testing hypothetical model.

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Table 2
Effect Coefficients of Model

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부부의 노화불안에 영향을 미치는 이중매개의 통계적 유의성을 검증하기 위해 팬텀변수를 사용해 경로의 간접효과 크기가 95% 신뢰 구간에서 유의한지 검증하였다(Table 3). 아내 갱년기증상과 아내 노화불안 간의 관계에서 아내 자기효능감이 매개하는 자기효과 경로가 유의하였고(B=.51, p=.000), 남편의 아내 갱년기증상 인지와 남편 노화불안 간의 관계에서 남편 자기효능감이 매개하는 자기효과 경로가 유의하였다(B=.53, p=.001). 남편 갱년기증상과 남편 노화불안 간의 관계에서 남편 자기효능감이 매개하는 자기효과 경로가 유의하였고(B=.94, p=.002), 아내의 남편 갱년기증상 인지와 아내 노화불안 간의 관계에서 아내 자기효능감이 매개하는 자기효과 경로가 유의하였다(B=.89, p=.001). 즉 아내와 남편 모두 자신의 갱년기증상 및 배우자의 갱년기증상을 어떻게 인지하느냐에 따라 자기효능감을 매개하여 자신의 노화불안에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 아내 갱년기증상과 남편 노화불안 간의 관계에서 아내 자기효능감이 매개하는 상대방효과 경로가 유의하였고(B=.12, p=.018), 아내의 남편 갱년기증상 인지와 남편 노화불안 간의 관계에서 아내 자기효능감이 매개하는 상대방효과 경로가 유의하였다(B=.23, p=.048). 또한 남편의 아내 갱년기증상 인지와 아내 노화불안 간의 관계에서 남편 자기효능감이 매개하는 상대방효과 경로가 유의하였다(B=.13, p=.013). 즉 남편과 아내 모두 배우자의 갱년기증상을 심하다고 인지하는 것이 자신의 자기효능감을 통해 상대방의 노화불안에 영향을 미치는 것을 알 수 있다. 특히 아내 갱년기증상이 심해 아내의 자기효능감이 낮아지면 남편의 노화불안에 영향을 미친다는 것을 알 수 있다.

Table 3
Test Mediating Effects

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마지막 단계인 자기-상대방효과의 검증을 위한 등가제약 모형분석결과 유의한 자기효과 결과중에서 아내 갱년기증상이 아내 자기효능감에 미치는 자기효과(β=−.60, p=.001)가 남편의 아내 갱년기증상 인지가 남편 자기효능감에 미치는 자기효과(β=−.45, p=.001)보다 더 큰 영향을 미쳤으며, χ² difference값은 χ²(1)=6.19, p<.05였다. 즉 남편이 아내갱년기를 심하다고 인지해 남편의 자기효능감이 낮아지지만 아내가 자신의 갱년기증상으로 본인의 자기효능감이 낮아지는 게 더 크다는 것을 의미한다.