* 본 논문은 용문상담심리대학원대학교의 석사학위논문 중 일부임 (IRB 승인번호: 2016-19).
** 교신저자 : 양혜정 / 용문상담심리대학원대학교 상담심리학과 / (03136) 서울특별시 종로구 율곡로 154 Tel : 02-763-7448 / E-mail : [email protected]
가족과 가족치료
자기자비와 부부관계의 질 :
부부 조망수용과 역기능적 의사소통을 매개변인으로
*변 지 영 양 혜 정**
(용문상담심리대학원대학교 상담심리학과)
본 연구는 자기자비 수준이 낮은 사람들이 부부관계 질이 낮다는 선행연구를 기반으로, 자기자비와 부부관계 질의 관계를 알아보고 이 둘의 관계에서 부부 조망수용과 역기능적 의사소통이 매개변인으 로서 역할을 하는지 검증하고자 하였다. 통계청(2016) 자료에 근거하여 최근 10년간 가장 높은 이혼율 을 보이고 있는 만 35세에서 54세 사이의 서울, 경기지역의 기혼남녀 338명의 자료를 분석하였다. 수 집된 자료는 SPSS 21.0과 Mplus 7을 사용하여 기술통계분석, 상관관계분석, 구조방정식모형 검증을 하 였으며, 매개효과 검증을 위해서는 다변량 델타방법을 사용하였다. 연구결과, 자기자비가 부부관계 질 에 미치는 효과는 부부 조망수용과 역기능적 의사소통 각각에 의해 매개될 뿐만 아니라, 부부 조망수 용과 역기능적 의사소통에 의해 순차적으로 매개되는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 자기자비가 부 부 조망수용을 촉진하고 이로 인해 역기능적 의사소통이 줄어들면서 부부관계에 긍정적 영향을 미치 게 됨을 의미한다. 본 연구는 부부관계 질을 평가함에 있어, 개인의 인지적 지향과 부부관계에 대한 사회적 규준을 포함하는 구조적 교환이론의 관점을 채택하였고, 자기자비라는 개인의 내적 변인이 어 떻게 부부관계 질을 예측하는지 부부 조망수용과 역기능적 의사소통의 매개모형을 통해 살펴보았다.
자기자비가 부부관계 질에 영향을 미치는 경로를 탐색함으로써 자기자비의 맥락에서 부부관계에 대한 이해를 돕고 부부관계 개선을 위한 자비 초점 개입의 가능성을 제안하였다는 데에 그 의의가 있다.
. 서 론
통계청(2017)에 따르면 우리나라에서 2005년 부터 최근까지 해마다 30여 만 쌍이 결혼하고, 10여 만 쌍이 이혼했다. 2015년 기준으로 남자 의 연령별 이혼 구성비는 40대 후반이 18.6%
로 가장 높고, 그 다음으로 40대 초반(17.9%), 50대 초반(15.7%) 순이다. 여자의 경우 연령별 이혼 구성비는 40대 초반이 19.1%로 가장 높 게 나타났고, 40대 후반(17.1%)과 30대 후반 (15.6%)이 뒤를 잇는다. 남녀 통틀어 30대 후 반에서 50대 초반까지 중년의 나이에 이혼을 가장 많이 한다고 볼 수 있다.
많은 사람들에게 결혼은 삶에 대한 기대감 과 만족감을 주는 원천으로 시작되지만 종국 에는 고통과 절망을 가져다주는 문제로 추락 하기도 한다. 부정적인 사건을 겪더라도 부부 관계가 좋은 경우에는 부부관계가 고통을 줄 여주는 역할을 하지만, 붕괴된 관계는 부부에 게 고통과 불행을 가중시키는 결과를 초래한 다(Bloom, Asher, & White, 1978). 또한 부부관 계에 만족하지 않는 사람은 만족하는 사람에 비해 우울 관련 증상이 높게 나타났고(Dekel, Vilchinsky, Liberman, Khaskia, & Mosseri, 2014;
Miller et al., 2013), 최근의 메타분석 결과들 (Proulx, Helms, & Buehler, 2007; Robles, Slatcher, Trombello, & McGinn, 2014)은 부부관계 질이 배우자 각각의 삶의 질은 물론 여러 가지 신 체 건강 지표에도 영향을 미칠 수 있음을 보 여주고 있다.
결혼과 부부관계 전반에 대한 주관적 평가 (Spanier & Lewis, 1980)를 뜻하는 부부관계 질 (marital quality)은 비단 부부에게만 영향을 끼 치는 것이 아니다. 빠른 사회문화적 변화로 가족의 기능과 형태도 지속적으로 달라지면서
핵가족이 보편화된 시대에 부부관계는 가족 구성원 전체에게 지대한 영향을 끼친다. 선행 연구는 부모의 결혼생활의 질이 높을수록 자 녀의 결혼생활의 질도 높다는 것을 보여주고 있다(김병수, 정혜정, 2007; 김영희, 1999). 한 편 부부갈등이 자녀에게 미치는 부정적인 영 향에 대한 연구들도 많이 이루어졌다. 부부갈 등은 자녀의 공격성(계정숙, 2003), 주의력 결 핍과 과잉행동(김은숙, 2001)을 비롯한 다양 한 행동문제(한인숙, 양혜정, 2015), 수치심(박 보현, 양혜정, 2017), 부정적 자아형성(홍명선, 2013) 등과 관련이 있는 것으로 알려졌다. 이 처럼 부부관계의 질은 부부뿐만 아니라 가족 구성원 모두의 삶의 질에 영향을 미치는 중요 한 요소이기에(김남진, 2010), 부부관계에 대한 연구는 다양한 관점에서 지속적으로 이루어져 왔다.
부부의 행복이 부부 각자의 성격적 특성 과 어떤 관련이 있는지에 관한 Terman과 Buttenwieser(1935)의 초기 연구 이래로, 개인의 특성이 결혼의 질, 부부갈등이나 이혼에 미 치는 영향에 대한 최근 연구들(Iveniuk, Waite, Laumann, McClintock, & Tiedt, 2014; Solomon, &
Jackson, 2014)에 이르기까지, 그간 부부관계 질 에 기여하는 요인에 대한 연구는 다각도로 이 루어졌다. 최근에는 부부 간의 상호작용을 통 해 이루어지는 부부관계의 특성 연구들(고재 홍, 전명진, 2003; 김은지, 박재호, 2010)도 늘 어나면서 부부의 개인적 특성이나 내적 변인 에 초점을 맞춘 연구와 부부간 상호작용에 관 한 연구, 크게 두 가지 방향으로 부부관계에 관한 연구가 활발히 이루어지고 있다. 그간 부부관계 질에 영향을 미치는 개인 변인으로 알려진 것으로는 자존감, 원가족 건강성, 부모 효능감, 직업만족도 등이 있었고(김효민, 2010),
상호작용 변인으로는 부부간 의사소통(오현주, 2013)과 부부 조망수용(오세선, 2009), 결혼대 안수준의 차이(김효민, 2010) 등이 연구되어 왔다.
부부관계의 질이란 다양한 차원과 기준에 의거한 부부 관계에 대한 개인의 주관적 평가 를 말한다(Spanier, & Lewis, 1980). 그간 부부 관계의 질은 결혼적응도(marital adjustment), 결 혼행복도(marital happiness), 결혼만족도(marital satisfaction), 그리고 결혼안정성(marital stability) 등 다양한 용어로 연구되어 왔고, 그 개념과 측정 방법, 분석 대상에 대해서는 연구자의 이론적 배경에 따라 시각차가 존재했다. 그리 고 부부관계에 대해 얼마나 만족하는지, 전반 적 만족도나 개인의 행복 정도를 평가하는 수 준을 넘어서 다각도, 다차원적 평가에 관한 연구들이 꾸준히 늘어나고 있다.
결혼이나 부부관계에 대한 평가는 진공 상 태에서 생겨나는 것이 아니다. 부부는 각자 개인의 내면화된 기준에 의거해 현재의 부부 관계를 만족스럽게 느끼거나 혹은 문제가 있 다고 여기게 된다(Sabatelli, 1984). 이처럼 개인 의 인지적 지향과 부부 관계에 대한 내면화된 사회적 규준은 부부 관계에 대한 주관적 평가 에 직접적으로 영향을 미치기 때문에, 부부 관계의 질 측정에 있어서 이러한 요소들이 포 함되어야 한다고 보는 것이 구조적 교환이론 (McDonald, 1981)의 골자다. 즉 구조적 교환이 론은 기존 사회교환이론이 부부관계를 설명함 에 있어 간과하고 있는 개인의 내면화된 역할 기대에 대한 사회구조적 영향과 장기간에 걸 쳐 진행되는 교환관계의 특수성을 반영하여 보완한 것이다. 본 연구에서는 구조적 교환이 론의 관점에서 부부관계 질을 구인하기 위해 의사소통과 관계의 동등성, 성생활 만족이나
가사 노동 분담에 대한 정도 등 부부관계의 세부항목들이 자신의 기대수준에 비해 어떠한 지 측정하는 부부관계 비교수준과, 부부관계 에 대한 전반적 만족도를 측정하는 부부관계 만족, 두 가지 변인을 가지고 잠재변인인 부 부관계 질을 구인하였다. 또한 부부관계 질을 예측하는 개인의 특성에 대한 연구와 상호작 용에 관한 연구라는 이분법적 구분을 넘어, 과연 어떠한 개인적 특성이 부부의 상호작용 에 직접적으로 영향을 미쳐 부부관계 질을 긍 정적으로 유지하거나 발전시킬 수 있을까라는 문제의식 하에, 최근 임상 및 연구 영역에서 관심이 급증하고 있는 자기자비 개념을 부부 관계 맥락에서 살펴봄으로써, 자기자비가 부 부관계에 어떤 영향을 미치는지 알아보고자 하였다.
Neff(2003a)가 개념화한 자기자비(self- compassion)는 자기친절(self-kindness)과 인간보 편성(common humanity), 마음챙김(mindfulness)의 세 가지 요소로 구성된다. 첫째, 자기친절은 고난이나 실패를 경험하더라도 자신을 몰아세 우거나 비난하기보다는 스스로를 판단하지 않 고 친절하게 대하는 것이다. 둘째, 인간보편성 이란 자신이 겪는 고통을 나만 겪는 것으로 보는 것이 아니라 누구나 인생에서 겪을 수 있음을 인식하는 것으로 타인과의 연결감을 의미한다. 마지막으로 마음챙김은 자기자비의 전제 조건으로, 모든 것을 있는 그대로 보는 것이다. 이 세 가지 요소는 개념적으로 구별 되고 현상적으로 다르게 경험되지만 상호 촉 진하는 관계를 이룬다.
자기자비는 자신이 겪는 고통이나 부정적 경험에 대해 비판단적으로 균형 잡힌 태도로 대하기 때문에 자신의 감정에 지나치게 매몰 되거나 빠져들지 않게 되어 자신의 경험을 더
큰 맥락 안에서 조망할 수 있게 한다(Neff, Hsieh, & Dejitterat, 2005). 자기자비가 높은 사 람들은 타인의 평가나 이상적인 기준, 비난 등에 영향을 덜 받기 때문에 자신의 가치를 높이려고 애쓰거나 자아를 방어할 필요가 없 다(Neff & Vonk, 2009). 따라서 자기자비 수준 이 높을 경우 불편한 대인관계를 경험하더라 도 높은 수준의 평정심이 유지되어 긍정적 대인관계를 경험할 가능성이 높다(Leary, Tate, Adams, Batts Allen, & Hancock, 2007).
이처럼 선행연구 결과들을 통해 밝혀진 자 기자비의 긍정적 요소에도 불구하고 자기자비 를 부부관계 맥락에서 살펴본 연구는 매우 부 족한 실정이다. 부부관계에 관한 직접적 연구 는 아니지만, Neff와 Beretvas(2013)는 자기자비 수준이 높은 사람은 그렇지 않은 사람에 비해 연인과의 관계를 더 긍정적으로 경험한다고 보고하였다. 자기자비 수준이 높은 사람은 자 기 자신이 가치 있다고 느끼고 행복해하며 연 인과의 관계에서 자신의 의견을 잘 표현해 관 계에 대한 만족감이 높았다. 반면 자기자비 수준이 낮은 사람은 관계에 더 집착하고 연인 을 더 지배하려는 성향을 보였다. 국내 연구 에서도 자기자비는 긍정적 대인관계와 정적 관련을 보였으며(진현정, 이기학, 2009), 적응 적인 갈등해결전략을 선택하게 함으로써 관계 만족에 간접적인 영향을 미치는 완전매개효과 가 있음이 드러났다(방초아, 2014). 또한 자기 자비는 불안정 애착과 대인관계능력의 관계에 서 매개효과를 갖는 것으로 나타났고(황윤정, 2016), 애착불안이 대인관계에 미치는 영향을 부분매개 하는 것으로 나타났다(이은지, 서영 석, 2014).
이처럼 자기자비는 자신의 고통스런 경험을 균형 잡힌 정신적 조망으로 바꾸어 고통의 정
도를 명료하게 바라보고(김경의, 이금단, 조 용래, 채숙희, 이우경, 2008), 자신의 경험을 분리하기보다는 보편적인 인간 경험의 일부 로 인식하게 하기 때문에(Neff, 2003b) 자신 과 타인을 있는 그대로 바라보는 조망수용 (perspective taking)을 촉진할 수 있다. 조망수용 이란 타인의 생각이나 느낌, 행동을 판단하는 사회 인지 능력 중 하나로, 타인을 이해하고 받아들이는 데 있어서 매우 중요한 인지적 활 동이다(Iannotti, 1978). 이를 부부관계 맥락에 적용한 개념인 부부 조망수용(dyadic perspective taking)은 자신을 배우자의 입장에 두어 생각 해보려는 인지적 경향을 뜻한다(Long, 1990).
조망수용은 일반적인 대인관계에서도 중요하 지만 특히 부부관계 질에 영향을 미치는 중요 한 요인으로(오세선, 2009), 부부 조망수용은 부부간의 갈등을 효과적으로 해결할 수 있게 하고(Corcoran & Mallinckrodt, 2000), 부정적 상 황에서도 분노를 조절할 수 있게 한다(Mohr, Howells, Gerace, Day, & Wharton, 2007).
한편 부부간 의사소통은 부부의 상호작용에 관한 변인들 중에서도 부부관계 질을 잘 예 측하는 변인으로 밝혀져 왔다(Gottman, 1993;
Levenson & Gottman, 1985). Stanley, Markman과 Whitton(2002)에 따르면, 부부가 말다툼을 하는 상황에서 무엇에 대해 다투는가보다는 어떻게 다투는가가 이혼 가능성과 더 많은 관련이 있 었다. Gottman은 여러 차례에 걸친 종단연구 를 통해 부부의 이혼 여부를 상당한 정확도 로 예측할 수 있는 네 가지 역기능적 의사소 통방식을 발견했고, 이를 각각 비난(criticism), 방어(defensiveness), 경멸(contempt), 담쌓기 (stonewalling)라 명명했다(Gottman, 1999). 손숙 자(2015)의 연구에서 부부 조망수용은 남편과 아내 모두의 역기능적 의사소통에 영향을 미
쳤는데, 조망수용이 높을수록 특히 방어와 담 쌓기 행동이 유의하게 줄어드는 것으로 나타 났다.
자기자비를 부부관계 맥락에서 살펴본 류석 진과 조현주(2015)에 따르면, 자기자비는 부부 갈등과 부적상관을 나타냈으며, 결혼만족도와 정적상관, 그리고 배우자간 역기능적 의사소 통과는 부적상관을 나타냈다. 특히 자기자비 척도의 하위요인 중 자기판단(self-judgement)과 고립(isolation)이 부부갈등과 정적상관을, 그리 고 결혼만족도와 부적상관을 보였다. 성인애 착과 결혼만족의 관계에서 자기자비의 조절효 과를 살펴본 양영미와 박경(2016)의 연구에서 는 자기자비가 애착불안이 결혼만족도에 미치 는 부적영향을 줄여주는 보호요인으로 작용하 는 것으로 나타났다. 특히 불안애착이 결혼만 족도에 미치는 부적 영향을 자기자비가 줄여 주는 역할을 하였고, 자기자비의 하위요인 중 에서 자기판단이 조절효과를 갖는 것으로 나 타났다. 즉, 애착불안 수준이 높더라도 자기판 단을 적게 할 경우 부부관계 질이 나아질 수 있다는 것을 의미한다. 두 연구 결과 모두 자 기판단이 부부관계 질을 떨어뜨릴 수 있음을 보여준다.
자기판단, 혹은 자기비판 경향이 높은 사람 은 자신을 주위 사람들로부터 고립된 존재로 지각하여 자기 자신에게로 시야가 한정되는 경향이 있으며(Gilbert & Choden, 2014), 이로 인해 상대편 배우자의 입장에서 생각해보는 부부 조망수용이 어려워질 수 있다. 또한 자 기비판 경향이 높은 사람은 타인과의 친화에 대한 동기가 낮고 공격적으로 대하는 경향이 있기 때문에(Zuroff, Moskowitz, & Côté, 1999) 역기능적 의사소통을 할 가능성이 높다. 종합 하면, 자기판단/자기비판 경향성은 각각 부부
조망수용과 역기능적 의사소통에 영향을 끼칠 수 있다. 동시에 자기비판 경향으로 인한 낮 은 부부 조망수용은 부부 갈등을 효과적으로 해결하기 어렵게 해(Corcoran & Mallinckrodt, 2000) 역기능적 의사소통(손숙자, 2015)의 빈도 를 높이며, 결과적으로 부부관계 질에 부정적 인 영향을 미칠 것으로 추론할 수 있다.
따라서 본 연구는 부부관계에 영향을 미치 는 개인적 특성으로서의 자기자비가 상호작용 에 관한 인지적 측면인 부부 조망수용과 행동 적 측면인 역기능적 의사소통과 어떤 관련성 을 가지는지 살펴보고, 이들이 어떠한 경로를 통해 부부관계 질을 예측하는지 살펴봄으로써 부부관계 질에 대한 이해를 돕고, 이를 통해 부부관계 질 개선을 위한 자비 초점 개입의 가능성에 대해 제안하고자 한다.
본 연구의 구체적인 연구가설은 다음과 같 고, 연구모형은 그림 1에 제시하였다.
1. 자기자비가 높을수록 부부관계 질이 높 을 것이다.
2. 자기자비와 부부관계 질의 관계는 부부 조망수용에 의해 매개될 것이다.
3. 자기자비와 부부관계 질의 관계는 역기 능적 의사소통에 의해 매개될 것이다.
4. 자기자비와 부부관계 질의 관계는 부부 조망수용과 역기능적 의사소통에 의해 순차적 으로 매개될 것이다.
. 연구방법
본 연구는 통계청(2017) 자료에 근거해 최근 10년간 가장 높은 이혼율을 보이고 있는 만 35세에서 54세 사이의 서울, 경기지역의 기혼 남녀를 대상으로 하였다. 연구에 대한 설명문 과 동의서를 첨부한 설문지 400부를 배포하였 고, 이중 370부가 회수되었다. 불성실하게 응 답한 32부를 제외하고 총 338명의 자료를 최 종 분석하였다.
연구참여자의 인구통계학적 특성을 살펴보 면, 총 338명 중 남자가 168명(49.7%), 여자가 170명(50.3%)이었다. 평균 연령은 42.58세(표 준편차: 5.35)였으며, 이중 35-44세가 212명 (62.7%), 45-54세가 126명(37.3%)이었다. 월 평 균 가계수입은 300만원 미만이 42명(12.4%), 300-400만원 65명(19.2%), 400-500만원 79명 (23.4%), 500-600만원 72명(21.3%), 600만원 이 상이 80명(23.7%)으로 전반적으로 고르게 분포 하였다. 거주지는 서울이 181명(53.6%), 경기도 가 157명(46.4%)이었으며, 학력은 대졸 203명 (60.1%), 전문대졸 56명(16.5%), 대학원졸 이상 47명(13.9%), 고졸이하 32명(9.5%) 순으로 나타 났다. 자녀는 2명이 155명으로 가장 많았으며 (45.9%), 1명 119명(35.2%), 없음 42명(12.4%), 3 명 이상 22명(6.5%) 순으로 나타났다. 결혼기 간은 10년 이하가 151명(44.7%)으로 가장 많았 으며, 11-20년이 137명(40.5%), 21-30년이 50명
(14.8%)이었다.
1) 자기자비
Neff(2003b)가 개발하고 김경의 등(2008)이 번안하고 타당화한 한국판 자기자비 척도 (Korean version of the Self-Compassion Scale)를 사 용하였다. 자기자비 척도는 자기친절(예: 나는 정말로 힘든 시기를 겪을 때, 내게 필요한 돌 봄과 부드러움으로 나를 대한다.)과 자기판단 (예: 나는 내 성격 중에서 마음에 들지 않는 점을 견디거나 참기 어렵다.), 인간보편성(예:
나는 상황이 나에게 좋지 않게 돌아갈 때, 그 러한 어려움은 모든 사람이 겪는 인생의 한 부분이라고 여긴다.)과 고립(예: 나는 중요한 어떤 일에서 실패하면, 나 혼자만 실패한 기 분이 든다.), 마음챙김(예: 나는 뭔가 고통스러 운 일이 생기면, 그 상황에 대해 균형 잡힌 시각을 가지려고 노력한다.)과 과잉동일시(예:
나는 어떤 일로 기분이 상하거나 화가 날 때, 내 감정에 휩싸이는 경향이 있다.) 등 쌍을 이 루는 상반된 개념들로 구성된 6요인, 26개의 문항으로 이루어져 있다. 어려운 상황에 처해 있을 때 각 문항 내용대로 얼마나 자주 행동 하는지를 1~5점 사이의 5점 척도로 평정하며, 점수가 높을수록 자기자비 수준이 높은 것을 의미한다. 각 하위척도의 신뢰도 계수 α는 자 기판단 .78, 고립 .78, 마음챙김 .73, 인간보편 성 .70, 자기친절 .69, 과잉동일시 .68로 나타났 다. 요인분석 결과 .21~.39의 매우 낮은 부하 량을 보인 세 하위척도를 제외한 자기판단, 고립, 과잉동일시 척도를 사용하였다.
2) 부부관계의 질
(1) 부부관계 비교수준 척도(Korean Marital Comparison Level Index)
부부관계의 특정 측면에 대해 개인이 느끼 는 만족감 수준을 평가하기 위해 Sabatelli(1984) 가 개발하고 Yang(2004)이 한국판으로 번안하 고 수정한 척도를 사용했다. 개인의 기대수준 을 0으로 놓고 현재 결혼생활을 -3에서 +3 사 이로, 7점 척도 상에서 평정하도록 하는 20개 문항(예: 배우자가 결혼관계 유지를 위해 노력 하는 정도, 돈과 관련된 갈등의 정도, 성격상 조화되는 정도 등)으로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 부부관계의 여러 측면에서 개인의 기대수준보다 높음을 나타낸다. 신뢰도 계수 α는 .97이었다.
(2) 캔자스 부부관계 만족 척도(Kansas Marital Satisfaction Scale)
Schumm 등(1986)이 개발하고 Yang(2004)이 번안한 척도를 사용했다. 1~7점 사이의 7점 척도로 평정하는 3개 문항(귀하는 결혼생활에 얼마나 만족하십니까, 귀하는 배우자로서의 아내나 남편에게 얼마나 만족하십니까, 귀하 는 아내나 남편과의 관계에 얼마나 만족하십 니까)으로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 전 반적인 부부관계 만족도가 높음을 의미한다.
신뢰도 계수 α는 .97이었다.
3) 부부 조망수용
Long과 Andrews(1990)가 개발한 부부 조망수 용 자기보고 척도(The Self Dyadic Perspective- Taking Scale)의 13개 문항 중 내용이 중복되는 6문항을 제거해 재구성한 손숙자(2015)의 척도 를 사용하였다. ‘나는 배우자의 문제를 잘 이해 한다’, ‘나는 어떤 결정을 내리기 전에 배우자
의 입장을 고려해보려고 노력한다’, ‘나는 배우 자와 다투었을 때 잠시 배우자의 입장이 되어 보려 한다.’ 등의 문항을 포함한다. 1~5점 사이 의 5점 척도로 평정하는 총 7문항의 단일요인 으로 구성되어 있으며, 점수가 높으면 배우자 에 대한 조망수용이 높음을 반영한다. 신뢰도 계수 α는 .85였다.
4) 역기능적 의사소통
부부간 사용하는 역기능적 의사소통 행동을 측정하기 위해 권윤아와 김득성(2008a)이 개발 한 역기능적 의사소통 행동 척도를 사용하였 다. Gottman(1999)이 제시한 네 가지 역기능적 의사소통을 기반으로 만들어진 이 척도는 비 난(예: ‘당신은 항상, 또 문제’라는 식으로 말한 다.), 방어(예: 내 입장만 반복해서 설명한다.), 경멸(예: 가시 돋친 욕설과 모욕을 주는 말을 한다.), 담쌓기(예: ‘됐으니까 그만 말하라’고 한 후 더 이상 듣지 않는다.) 등 4요인, 19개 문항 으로 이루어져 있다. 1~5점 사이의 5점 척도 로 되어 있고, 점수가 높을수록 역기능적 의사 소통을 많이 사용하는 것으로 볼 수 있다. 각 하위척도의 신뢰도 계수 α는 비난 .90, 방어 .88, 경멸 .88, 담쌓기 .87로 나타났다.
종속변인에 영향을 미치는 가외변인의 유무 를 확인하기 위해 성별, 연령, 자녀유무, 결혼 기간, 가계수입, 교육수준 등의 인구통계학적 변인에 따른 부부관계 질의 차이를 t-검증 또 는 일원변량분석(one-way ANOVA)을 통해 분석 하였다. 또한 주요 연구변인에 대한 기술통계 분석과 변인들 간의 관련성을 살펴보기 위해 Pearson 상관분석을 실시하였다.
변인 최소값 최대값 평균 표준편차 왜도 첨도
자기자비 1.73 4.50 3.19 .43 .11 .94
자기친절 1.60 5.00 3.18 .49 -.03 1.04
자기판단 1.40 5.00 3.21 .67 .20 -.35
인간보편성 1.75 5.00 3.40 .55 -.11 .12
고립 1.00 5.00 3.10 .73 .12 -.29
마음챙김 1.75 5.00 3.43 .57 -.13 -.05
과잉동일시 1.25 5.00 2.85 .67 .17 -.17
부부 조망수용 1.86 5.00 3.50 .55 -.44 .22
역기능적 의사소통 1.00 4.37 2.35 .74 .09 -.55
경멸 1.00 4.20 2.10 .79 .45 -.64
담쌓기 1.00 5.00 2.54 .88 .01 -.55
비난 1.00 5.00 2.47 .85 .05 -.56
방어 1.00 4.60 2.31 .77 .19 -.38
부부관계 비교 -2.65 2.85 .49 1.14 -.40 -.21
부부관계 만족 1.00 7.00 4.58 1.33 -.57 -.18
본 연구의 가설검증을 위한 주요 분석으로 변인들 간의 구조 및 경로를 검증하는 구조방 정식 모형(structural equation modeling)을 사용하 였다(김수영, 2016). 연구모형 분석에 앞서 측 정모형의 타당성 검증을 위해 확인적 요인분 석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 단 일요인인 부부 조망수용 잠재변인의 경우 문 항꾸러미 방식을 통해 두 개의 측정변인으로 구성하였다. 모형의 적합도는 RMSEA(root mean square error of approximation), CFI (comparative fit index), TLI(Tucker-Lewis fit index), SRMR (standardized root mean square residual)을 통해 평가하였다. RMSEA의 경우 대체로 .05이하는 좋은 적합도, .08이하는 적절한 적합도, .10이 하일 때 보통 적합도, 1.0이상일 때 나쁜 적합 도로 간주된다(Browne & Cudeck, 1992). CFI와
TLI의 경우 .90이상이면 좋은 적합도로 볼 수 있고(Bentler, 1990), SRMR은 .05이하면 적합도 가 좋다고 볼 수 있다(Hu & Bentler, 1999).
간접효과의 유의성 검증을 위해서는 다변량 델타 방법(Preacher, Rucker, & Hayes, 2007)을 사 용하였다. 통계분석은 SPSS 21.0과 Mplus 7을 사용하였고, 모든 검증은 .05 수준에서 유의성 을 확인하였다.
. 연구결과
주요 연구변인에 대한 기술통계는 표 1에
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14
1 -
2 .34** - 3 .44** .08** - 4 .22** .69** .19** - 5 .64** .27** .51** .27** - 6 .24** .63** .09 .67** .29** - 7 .15** .19** .12* .17** .26** .21** - 8 .15** .16** .12* .14** .25** .16** .79** - 9 -.03 -.35** .01 -.28** -.12* -.29** -.35** -.36** - 10 -.02 -.32** .07 -.26** -.07 -.32** -.36** -.39** .80** - 11 -.11* -.33** .02 -.26** -.08 -.27** -.36** -.41** .72** .75** - 12 -.04 -.42** .03 -.32** -.13* -.31** -.39** -.40** .75** .76** .68** - 13 .13* .21** .04 .29** .14** .22** .52** .53** -.40** -.50** -.52** -.42** - 14 .12* .19** -.02 .27** .12* .20** .48** .49** -.32** -.46** -.47** -.41** .84** - 1: 자기친절, 2. 자기판단, 3. 인간보편성, 4. 고립, 5: 마음챙김, 6: 과잉동일시, 7: 부부 조망수용 1,
8. 부부 조망수용 2, 9: 방어, 10: 비난, 11: 담쌓기, 12: 경멸, 13: 부부관계 비교수준, 14: 부부관계 만족.
**p < .01.
제시한 바와 같다. 각 변인의 정규성 가정 충 족여부를 검토하기 위해 산출한 왜도와 첨도 의 절대값이 각각 3과 10을 넘지 않아, 본 연 구의 측정변인들은 정규성 가정을 충족한다고 판단하였다(Kline, 2005).
종속변인인 부부관계의 질이 인구통계학적 변인에 따라 차이가 있는지 알아보기 위하여 t-검증 또는 일원변량분석을 실시하였다. 그 결과 성별, 가계수입, 교육수준에 따른 부부관 계 질의 차이는 나타나지 않았다(p > .05). 결 혼기간(p = .046)과 연령(p = .017)에 따른 차 이는 부부관계 만족에서만 유의하였다. 자녀 유무(유자녀 1/ 무자녀 0)만 종속변인의 측정 변인인 부부관계 비교(p < .001)와 부부관계 만족(p = .001)에 모두 유의한 영향을 미치는
것으로 나타남에 따라 연구모형 검증에서 자 녀유무를 통제변인으로 포함하였다.
변인들 간의 상관계수를 표 2에 제시하였 다. 모든 상관계수는 유의수준 1% 수준에서 유의하였다. 같은 구인에 속하는 측정변인들 간 상관은 매우 높은 수치를 보였는데, 자기 자비에 대한 측정변수가 .63 .69, 부부 조망수 용이 .79, 역기능적 의사소통이 .68 80, 부부 관계의 질이 .84의 상관을 나타냈다.
자기자비는 부부 조망수용과 정적 상관을 보였고(r = .14 .21), 역기능적 의사소통과는 부적 상관을 보였다(r = -.26 -.35). 즉 자기자
비표준화 추정치
표준화
추정치 표준오차 t SMC
자기자비 자기판단 1.00 .81 .03 30.82** .66
자기자비 고립 .91 .84 .03 34.03** .71
자기자비 과잉동일시 .78 .88 .03 28.63** .62
부부 조망수용 부부 조망수용 1 1.00 .88 .03 33.72** .77
부부 조망수용 부부 조망수용 2 .89 .91 .03 35.61** .82
역기능적 의사소통 방어 1.00 .87 .02 53.92** .76
역기능적 의사소통 비난 1.15 .91 .01 67.34** .82
역기능적 의사소통 담쌓기 .87 .83 .02 41.40** .68
역기능적 의사소통 경멸 .99 .84 .02 44.51** .71
부부관계의 질 부부관계 비교수준 1.00 .96 .02 49.91** .92
부부관계의 질 부부관계 만족 .16 .88 .02 41.65** .77
표준오차와 t 통계량은 표준화 추정치에 대한 것임.
** < .01.
RMSEA RMSEA
90% 신뢰구간 CFI TLI SRMR
원 모형 400.00(df = 71) .12 (.11, .13) .87 .84 .08
수정 모형 93.78(df = 38) .07 (.05, .08) .98 .97 .03
비 수준이 높은 사람은 부부 조망수용이 높고 역기능적 의사소통은 덜 사용하는 경향이 있 었다. 또한 자기자비는 부부관계의 질과 정적 상관을 보였다(r = .19 .29). 한편 부부 조망 수용은 역기능적 의사소통과 부적 상관(r = -.35 -.41)을, 부부관계의 질과는 정적 상관을 보였다(r = .48 .53). 역기능적 의사소통은 부 부관계의 질과도 부적 상관(r = -.32 -.52)을 나타냈다. 이를 종합해 볼 때, 부부관계의 질 은 자기자비와 부부 조망수용이 높을수록 높 아지며, 역기능적 의사소통이 많을수록 낮아 짐을 확인할 수 있다.
구조모형을 검증하기에 앞서, 측정변인들이 자기자비, 부부 조망수용, 역기능적 의사소통, 부부관계의 질 등의 잠재변인을 타당하게 구 인하는지 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, 요인부하량이 일반적인 수용 기준인 .40(Ford, MacCallum, & Tait, 1986) 을 충족하지 못하는 자기친절(.38), 인간보편성 (.21), 마음챙김(.39)을 제거하였다.
측정모형에 대한 적합도 지수를 표 3에, 요 인부하량에 대한 정보를 표 4에 제시하였다.
적합도 지수는 원모형과 수정된 모형 모두에 대해 제시하였으나 표현의 간결성을 위해 요 인부하량에 대한 정보는 수정된 모형에 대해 서만 제시하였다. 원모형의 모든 적합도가 일 반적인 수용기준을 충족하지 못하는 반면에 수정된 모형의 적합도는 RMSEA = .07, CFI = .98, TLI = .97, SRMR = .03으로 일반적인 수 용기준을 충족하였다. 또한 표준화 요인부하 량 역시 가장 낮은 수치가 .81로 일반적인 수 용기준을 충족하고 있다. 다중상관자승(squared multiple correlation)은 .62 .92의 범위를 보였다.
이상의 결과를 바탕으로 잠재변수에 대한 측 정이 적절하게 이루어졌다고 판단할 수 있다.
측정모형 분석에 이어 매개효과 검증을 위 한 구조모형 분석을 실시하였다. 연구모형과 경쟁모형은 다음과 같다(그림 2-5). 먼저 모든 모형에서 선행연구 결과를 바탕으로 부부 조 망수용이 역기능적 의사소통을 통해 부부관계 질에 미치는 간접효과를 상정하였다. 자기자 비와 부부관계 질의 관계에서는 간접효과 연 구가 거의 없어 연구모형에서는 가능한 모든 직접효과와 간접효과를 상정하였고, 이후 경 쟁모형들에서 완전매개와 부분매개, 자기자비 에서 역기능적 의사소통에 이르는 직접효과여 부를 검증하였다.
표 5에는 연구모형 및 경쟁모형에 대한 적 합도 지수가 제시되어 있다. 척도보정계수를 반영한 변환 (scaled difference in : TRd) 검증결과가 매우 유의하여(p < .01) 연구모형 이 경쟁모형 1과 3에 비해 우수한 모형임을 알 수 있다. 하지만 연구모형과 경쟁모형 2를 비교해보면, 변환 검증결과가 유의하지
않으며(p > .05), RMSEA, CFI, TLI, SRMR이 소 수점 두 자리에서 서로 일치하였다. 따라서 절약성 원칙에 따라 보다 간명한 모형인 경쟁 모형 2를 최종모형으로 선택하였다.
최종모형의 적합도는 RMSEA .06, CFI .98,
모형 TRd RMSEA CFI TLI SRMR
연구모형 86.17(df = 38) - .06 .98 .97 .03
경쟁모형 1 120.90(df = 39) 47.23** .08 .96 .95 .09 경쟁모형 2 87.19(df = 39) 1.41 .06 .98 .97 .03 경쟁모형 3 121.74(df = 40) 33.29** .08 .96 .95 .10 모든 TRd 검증은 연구모형과의 비교임.
** < .01.
주. 괄호 안 숫자는 표준화 계수임.
**p < .01.
TLI .97 SRMR .03으로 적절한 수준이었다. 이 는 본 연구에서 수집된 자료가 최종 선택된 모형을 지지하고 있음을 의미한다. 최종모형 에 대한 경로계수는 그림 6 및 표 6과 같다.
먼저 직접효과에 대해 기술하면, 자기자비 는 부부 조망수용에 유의한 정적 영향을 미쳤 으며( = .17, p < .01), 부부 조망수용의 총 변량 중 약 6%가 자기자비에 의해 설명되었 다. 자기자비는 역기능적 의사소통에 유의한 부적 영향을 미쳤으며( = -.42, p < .01), 부 부 조망수용 역시 역기능적 의사소통에 유의 한 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다(
= -.70, p <. 01). 역기능적 의사소통 총 변량 의 약 34%가 자기자비와 부부 조망수용에 의 해 설명되는 것으로 나타났다. 통제변수인 자
녀유무는 부부관계의 질에 부적인 영향을 미 쳤다( = -9.27, p < .01). 부부 조망수용은 부부관계의 질에 정적 영향을 미쳤으며( = 5.13, p <. 01), 역기능적 의사소통은 부부관계 의 질에 부적 영향을 미쳤다( = -2.03, p <
.01).
다음으로 간접효과에 대한 결과를 제시하면 다음과 같다. 간접효과의 표준오차는 델타방 법을 이용하여 구하였으며, 편이교정 부트스 트랩 신뢰구간을 함께 제시하였다. 부트스트 랩 신뢰구간이 0을 포함하지 않으면 간접효과 가 통계적으로 유의함을 나타낸다. 먼저 자기 자비가 부부 조망수용을 통해 부부관계의 질 에 영향을 미치는 간접효과는 매우 유의하였 으며(.× , p < .01), 자기자비가 역기
직접효과 비표준화 추정치
표준화
추정치 표준오차 t SMC
(R2) 자기자비 부부 조망수용 () .17 .24 .05 3.64** .06 자기자비 역기능적 의사소통 () -.42 -.34 .07 -5.79**
부부 조망수용 역기능적 의사소통 () -.70 -.41 .10 -6.92** .34
자녀유무 부부관계의 질 () -9.27 -.14 2.65 -3.50**
.48 부부 조망수용 부부관계의 질 () 5.13 .46 .67 7.77**
역기능적 의사소통 부부관계의 질 () -2.03 -.32 .39 -5.19**
간접효과 비표준화
추정치
표준화 추정치
표준
오차 t
95%
부트스트랩 신뢰구간 자기자비 부부 조망수용
부부관계의 질 ( X ) .88 .11 .27 3.26** (.39, 1.46) 자기자비 역기능적 의사소통
부부관계의 질 ( X ) .85 .11 .19 4.49** (.53, 1.28) 자기자비 부부 조망수용 역기능적 의사
소통 부부관계의 질 ( X X ) .24 .03 .09 2.74** (.11, .49)
** < .01.
능적 의사소통을 통해 부부관계의 질에 영향 을 미치는 간접효과 역시 매우 유의하였다 (× , p < .01). 마지막으로 자기자비 가 조망수용과 역기능적 의사소통을 통해 부 부관계의 질에 영향을 미치는 간접효과 역시 통계적으로 유의하였다(×× = .24, p
< .01).
. 논 의
본 연구결과에 기초한 논의는 다음과 같다.
첫째, 자기자비는 부부관계 질에 유의한 정적
영향력을 나타냈다. 즉 자기판단, 고립, 과잉 동일시가 덜 일어날수록 부부관계에 보다 만 족하고 기대수준 이상으로 높게 지각했음을 의미한다. 이는 자기자비 수준이 높을수록 관 계에 대한 만족이 높았던 선행연구 결과(방초 아, 2014; 황윤정, 2016; Neff & Beretvas, 2013;
Yarnell & Neff, 2013)와 일치하는 것이다. 또한 자기자비가 결혼만족도를 예측했던 양영미와 박경(2016)의 결과와 일치하며, 자기자비 수준 이 높은 집단의 경우 자기자비 수준이 낮은 집단보다 결혼만족도를 높게 보고했던 류석진 과 조현주(2015)의 연구 결과와도 일치한다.
둘째, 부부 조망수용은 부부관계 질에 유의
한 정적 영향력을 나타냈으며, 자기자비와 부 부관계 질의 관계를 매개하였다. 즉 자기자비 가 높을수록 자신을 배우자의 입장에 두어 생 각해보려는 경향이 증가하였고, 이러한 부부 조망수용이 높을수록 부부관계 질을 높게 지 각하였다는 것이다. 자기자비는 자신의 역경 이나 고통에 대해 인간이라면 누구나 겪을 수 있는 일이라는 시각으로 바라보게 하기 때문 에 타인의 입장에서 바라보는 조망수용을 촉 진할 수 있다(Tirch, Schoendorff, & Silberstein, 2014).
셋째, 역기능적 의사소통은 부부관계 질에 유의한 부적 영향력을 나타냈으며, 자기자비 와 부부관계 질의 관계를 매개하였다. 이는 자기자비가 높을수록 비난, 방어, 경멸, 담쌓 기 같은 역기능적 의사소통방식을 덜 사용하 였으며, 역기능적 의사소통을 덜 사용할수록 부부관계 질을 높게 지각하였음을 의미한다.
이는 비난, 방어, 경멸, 담쌓기 등의 역기능적 의사소통 행동이 결혼만족도나 부부적응도와 부적 관계가 있음을 보였던 여러 선행연구(권 윤아, 김득성, 2008b; 홍순건, 채규만, 2010;
Gottman, 1999)와 일치한다. 또한 자기자비는 관계에서 어려움을 겪더라도 적응적인 갈등해 결전략을 선택하게 함으로써 관계를 개선하고 유지할 수 있게 한다는 방초아(2014)의 연구결 과와 .맥을 같이 한다.
넷째, 부부 조망수용과 역기능적 의사소통 이 자기자비와 부부관계 질의 관계를 순차적 으로 매개하는 것으로 나타났다. 이는 자기자 비가 높을수록 배우자의 입장에서 생각해보는 경향이 높았으며, 이와 같이 높은 부부 조망 수용은 역기능적 의사소통을 덜 사용하도록 하였고, 결과적으로 부부관계 질을 높게 지각 하도록 하였다는 것이다. 이러한 결과는 조망
수용이 높을수록 역기능적 상호작용이 줄어들 고 부부문제에 대한 갈등도 적었다는 선행연 구(손숙자, 2015; 정문자, 전영주, 김수지, 정수 빈, 2010)와 일치하는 것이다. 조망수용이 잘 되면 상대방의 장점과 단점 양면을 모두 볼 수 있게 됨으로써 상대에 대한 비난을 유발하 는 사고가 줄어들어(Mohr et al., 2007) 부부관 계 질이 높아질 수 있을 것으로 보인다. 이로 써 자기자비는 부부 조망수용과 역기능적 의 사소통을 통해서 부부관계 질에 영향을 미치 며, 이와 더불어 자기자비가 부부 조망수용을 촉진하고 이로 인해 역기능적 의사소통이 줄 어들면서 부부관계에 긍정적 영향을 끼칠 수 있음을 확인할 수 있다. 특히 부부 조망수용 과 역기능적 의사소통에 의해 설명되는 부부 관계 질의 변량이 48%로 매우 컸다는 점은 본 연구의 최종모형의 타당성을 지지하는 결 과이다.
마지막으로, 자기자비 개념에 관한 논의가 필요하다. 잠재변인 자기자비를 구인함에 있 어서 총 여섯 개의 하위요인 중 자기친절, 인 간보편성, 마음챙김의 요인부하량이 낮아 최 종 분석에는 자기판단, 고립, 과잉동일시의 세 가지 하위요인만 포함되었다. 따라서 본 연구 에서 자기자비란, ‘자기판단’과 ‘고립’, 그리고
‘과잉동일시’가 덜 일어난다는 것을 의미한다.
본래 자기자비 개념은 자기친절-자기판단, 인 간보편성-고립, 마음챙김-과잉동일시의 세 가 지 쌍으로 구성되어 있어, 이론대로라면 이 각각의 쌍을 이루는 변인간의 상관이 높게 나 오리라 예상할 수 있다. 실제로 원척도를 개 발한 Neff(2003b)에 따르면 자기친절과 자기판 단의 상관계수가 -.81로 매우 높은 부적 상관 을 보였고, 인간보편성과 고립이 -.50, 마음챙 김과 과잉동일시 역시 -.77로 높은 상관을 보
였다. 하지만 본 연구에서는 이와 달리 자기 친절-자기판단의 상관계수가 -.34, 인간보편성- 고립이 -.19, 마음챙김-과잉동일시의 경우 -.32 에 그쳐 원척도에 비해 관련 하위요인 간 상 관이 현저하게 낮게 나왔다. 반면 자기친절과 인간보편성, 마음챙김 간의 상관계수가 .44-64 로, 자기판단과 고립, 과잉동일시 간의 상관계 수가 .63-69로 높게 나타났다. 이는 대학생을 대상으로 한국판 자기자비 척도를 타당화한 김경의 등(2008)의 연구에서 자기친절-자기판 단의 상관계수가 -.24, 인간보편성-고립의 경우 -.06, 마음챙김-과잉동일시가 -.20으로 매우 낮 게 나온 반면, 자기친절, 인간보편성, 마음챙 김 간의 상관계수가 .49-.55, 자기판단, 고립, 과잉동일시 간의 상관계수가 .63-.68로 높게 나타난 결과와 유사하다.
이는 자기자비와 그 하위 개념들을 이해하 는 데 있어 문화적 차이가 있을 수 있으며, 한국인의 맥락에서 자기자비 개념을 이해하고 적용하는 데 있어서 각 하위요인이 무엇을 의 미하는지 좀 더 구체적으로 파악해야 할 필요 가 있음을 시사한다. 동시에, 자기친절이 높다 고 해서 자기판단을 덜 하는 것이 아니고 인 간보편성을 높게 지각한다고 해서 반드시 고 립을 덜 느끼는 것이 아니며, 마음챙김 수준 이 높다고 해서 과잉동일시를 덜 한다고 볼 수 없음을 뜻한다. 이에 대해서는 자기자비에 관한 후속 연구를 통해 보다 깊이 있는 탐색 이 필요할 것으로 보인다.
본 연구의 의의는 다음과 같다. 첫째, 최근 심리학계와 임상 모두에서 많은 관심을 받고 있는 자기자비 개념을 부부관계 맥락에 적용 해 살펴봄으로써 부부관계 질을 발전시키거나 유지하는 데 자기자비 개념이 유효할 수 있음 을 밝혔다. 그간 부부관계에 대한 연구들은
개인의 특성 변인에 관한 연구나 부부 상호작 용에 관한 연구로 나뉘어, 어떠한 개인적 특 성이 상호작용에 영향을 끼치는지 전체적 이 해를 하기에 부족함이 있었다. 본 연구에서는 자기자비라는 개인의 내적 변인이 부부 조망 수용이라는 상호작용의 인지적 측면과 역기능 적 의사소통이라는 행동적 측면에 영향을 끼 쳐 부부관계 질에 긍정적 영향을 끼칠 수 있 음을 밝혔다.
부부상담 장면에서 부부 간의 상호작용에 직접 개입하는 것은 가능하지만, 이러한 상호 작용의 변화를 지속시키는 것은 쉽지 않다.
본 연구는 개인의 자기자비 수준을 높이는 개 입을 통해 부부간 상호작용을 변화시키고 이 로써 부부관계 질을 개선시킬 수 있는 부부자 비초점 프로그램 개발에 대한 하나의 근거로 제시될 수 있다. 수치심과 자기비판의 수준이 높은 만성 기분장애 환자들에게 자비마음훈련 (Compassion Mind Training) 실시 후, 우울, 불안, 열등감, 자기비난 등이 유의하게 낮아졌다는 Gilbert와 Procter(2006)의 파일럿 연구를 시작으 로 최근 심리치료 및 상담적 개입에 ‘자비’를 중심으로 놓는 시도가 활발히 이루어지고 있 다(Gilbert & Choden, 2014; Tirch et al., 2014).
자비는 관계성을 강조한다는 측면에서 어느 관계보다 소통과 화합이 강조되는 부부관계 맥락에서 특히 중요한 역할을 한다고 볼 수 있다(양영미, 박경, 2015). 선행연구를 토대로 향후 자기자비를 증진시키는 실험연구를 통해 부부상담 장면에서의 개입 가능성에 대한 기 초를 제시하는 것이 필요하다.
둘째, 부부관계 질을 구인함에 있어서 단순 히 전반적 만족도를 묻거나 부부간 행위에 대 한 평가에 그치는 것이 아니라, 내면화된 부 부관계 비교수준이라는 개념을 채택했다는 것
이다. 일반적 관계와 달리 부부관계는 만족 여부와 관계없이 지속되는 특성을 가지며, 부 부의 개인적 특성과 상호작용 맥락에 따라 관 계의 질을 좌우하는 우선순위 항목이 달라질 수 있다. 무엇이 부부관계 질에 영향을 끼치 는지 알아보려면, 부부관계 질이 각 부부에게 무엇을 의미하는지부터 살펴야 한다. 이처럼 부부관계의 질을 평가함에 있어 개인의 인지 적 지향과 부부 관계에 대한 사회적 규준을 포함하는 구조적 교환이론의 관점에서 부부관 계 질에 대해 살펴본 국내 연구는 많지 않다.
다만 본 연구에서 부부관계 질 구인을 위해 사용된 두 척도 간 상관이 .84로 적정수준보 다 높았던 점을 감안하여 향후 보다 적절한 측정변인 선정을 고려할 필요가 있을 것이다.
셋째, 배우자를 이해하는 데 가장 중요한 개념 중 하나인 조망수용을 자기자비와 관련 지어 살펴보았다는 점이다. 조망수용은 자기 중심적 관점을 벗어나 타인의 관점을 수용하 며 상대의 기대에 부합하는 행동을 할 수 있 게 하고(Piaget, 1932), 타인의 행위를 예측하고 적절한 반응을 하게 함으로써 대인관계의 상 호작용을 긍정적으로 촉진시킨다(Turner, 1978).
타인의 관점에 대한 충분한 이해가 없을 경우, 특별한 의도가 없더라도 타인이 부적절하게 느끼는 방식으로 상호작용할 수 있으며(Long
& Andrews, 1990), 이기적인 인지편향을 극복 할 수 있어야 조망수용이 가능하다(Welton, Hill, & Seybold, 2008). 자기자비는 자기중심적 편향을 낮추고(Neff, 2011), 관계에서 일어나는 갈등에 대처할 때 자신과 타인의 요구를 균형 있게 조절하게 하기 때문에(Yarnell & Neff, 2013), 결과적으로 조망수용을 촉진할 수 있다.
넷째, Gottman의 기념비적 연구 결과들로 인해, 부부 간 역기능적 의사소통을 줄이는
것이 부부관계 질을 건강하게 유지시키는 것 에 매우 중요하다는 사실은 널리 알려져 있다.
부부 간 의사소통과 결혼만족 간의 관계를 다룬 연구들은 국내에도 다수(모의희, 김재환, 2002; 박상화, 하창순 2016; 오현주, 최승미, 조현, 권정혜, 2012; 장문선, 김영환 2003) 존 재한다. 하지만 과연 무엇이 역기능적 의사소 통과 관련이 있으며, 어떤 개인의 내적 변인 들이 이에 영향을 끼치는지에 관한 연구는 부 족하다.
본 연구에서는 자기자비와 부부 조망수용 수준을 높이는 것이 부부 간 역기능적 의사소 통을 줄이고 결과적으로 부부관계 질을 높이 는데 도움이 될 수 있음을 밝혔다. 이는 배우 자의 관점에 대한 수용과 의사소통 개선을 위 한 개입에 초점을 맞추고 있는 인지행동부부 치료(Cognitive Behavioral Couple Therapy; Epstein
& Baucom, 2002)나 통합적 행동부부치료 (Integrative Behavioral Couple Therapy; Jacobson, Christensen, Prince, Cordova, & Eldridge, 2000) 접 근에 자기자비 촉진을 위한 치료요소를 추가 함으로써 부부치료의 효과를 더욱 높이고 지 속시킬 수 있음을 시사하는 것이다. 자기자비 촉진 개입을 통해 있는 그대로 자신이 받아들 여지거나 충분히 존중받는 경험을 하게 되면 배우자에 대한 조망수용이 개선되고 그로 인 해 역기능적 의사소통이 줄어들 수 있기 때문 이다. 이처럼 부부관계 문제나 어려움에 대한 개인적 접근과 관계적 접근을 통합하는 작업 에 자기자비 개념이 구심점이 될 수 있다.
마지막으로 본 연구의 제한점을 살펴보고, 이를 근거로 향후 연구 방향에 관한 제안을 하고자 한다. 첫째, 변인이 종단적 설계에 의 해 시간순서로 측정된 것이 아니기 때문에
“참(true)” 인과성에 대한 추론은 제한적이어야
