[ Article ]

KJHE - Vol. 23, No. 4, pp.633-652

ISSN: 1226-0851 (Print) 2234-3768 (Online)

Print publication date Aug 2014

Received 24 Apr 2014 Revised 09 Jun 2014 Accepted 21 Jul 2014

DOI: https://doi.org/10.5934/kjhe.2014.23.4.633

Effect of Personality Traits of the Middle Aged on Quality of Life

ShinHakgene^*

Dept. of Social Welfare and Counseling, Jeonju Kijeon College

중년의 성격특성이 삶의 질에 미치는 영향

Correspondence to: * Shin, Hakgene Tel: 82-63-280-5216, Mobile: 82-10-3675-8903 E-mail: shin@kijeon.ac.kr

The purpose of this study was to investigate the effect of personality traits of the middle aged on quality of life while mediated by self-concepts such as self-efficacy and self-derogation, as well as while moderated by subjective socio-economic variables such as economic status, social activities and employment. To verify the conceptual causality model and moderating effects of contextual variables, we analysed 353 cases out of purposively collected 400 cases from a medium sized city. As results, first, conscientiousness of personality traits positively affected quality of life of the middle aged while mediated by self-concepts. Second, neuroticism of personality traits negatively affected quality of life while mediated by self-concepts. Third, agreeableness of personality traits did not eventually affect quality of life, although affected negatively on self-efficacy and positively on self-derogation. Fourth, socio-economic variables such as economic status, social activities and employment moderated various paths in the model, which indicated dynamics of internal variables were affected by contextual variables.

Keywords:

personality traits, self-efficacy, self-derogation, economic status, social activities, employment, 성격특성, 자기효능감, 자기폄하, 사회활동, 경제수준, 취업

Ⅰ. 서 론

자연, 사회, 인간의 삶을 설명해 온 체계이론(systems theory)은 인간을 상위체계의 일부로 볼 뿐 아니라 개방성(openness)을 가진 체계로 환경과 상호작용을 통해서 존립한다고 밝혔다(Pollock, 2013; Von Bertalanffy, 1950). 즉 인간의 행동은 개인의 내적요인의 역동과 환경요인의 상호작용으로 결정된다. 또한 체계이론은 인간의 욕구와 사회문제에 대한 개입 및 실천 그리고 정책의 기틀을 제시했으며, 그 필요성과 포괄성 때문에 꾸준한 관심을 받아 왔다.

체계이론의 광범위한 활용에 불구하고 인간의 삶의 질(quality of life)에 관한 기존연구들은 개인의 내적요인이 삶의 질에 미치는 영향 즉 내적요인의 역동에 초점을 두거나, 외적요인이 삶의 질에 미치는 영향에 초점을 두고 진행된 것들이 많았다(Bensi et al., 2010; Mo et al., 2013; Park et al., 2010; Parker et al., 2008; Schyns & Sanders, 2007). 또한 내적요인과 외적요인을 동시에 고려한다고 하더라도 삶의 질에 영향을 미치는 선행요인을 단일차원에서 병렬적 처리하여 유의미한 요인을 찾아내는 탐색적 연구들이 많았다(Auh & Cook, 2009; Kim, 2012; Parker et al., 2008; Rho & Mo, 2007; Rode, 2004). 이와 같은 접근은 내적요인과 환경 또는 외적요인의 상호작용을 통해서 인간의 삶이 결정된다는 체계의 역동성이나 동태적인 측면이 간과되는 결과를 가져왔다(Heller et al., 2004; Pollock, 2013). 따라서 본 연구는 체계의 개방성 관점에서 내적요인의 역동과 외적요인의 일부로 알려진 사회경제적 조절요인이 어떻게 중년층의 삶의 질에 영향을 미치는가를 확인하고자 한다(Bronfenbrenner, 1987; Zastrow & Kirst-Ashman, 2009).

내적요인의 역동성을 검증하기 위해서 삶의 질에 영향을 미치는 다양한 요인이 탐색되었지만, 본 연구는 Bensi et al.(2010), Franken과 Mûris(2005)의 성격특성(personality traits)이 생각하는 방식이나 심리적 현상의 형성 및 유지와 관련 있다는 주장을 기반으로 성격특성을 포함하고자 한다. 또한 심리적 현상과 관련 있으며, 삶의 질을 선행하는 변수로 알려진 상황적인 특성(domain-specific traits)인 자기개념(self-concept)을 포함하고자 한다(Marsh et al., 2006). 특히 Parker et al.(2008)은 환경이나 상황에 민감한 자기개념의 모든 하위요인이 삶의 질의 선행변수는 아니라고 했다. 따라서 자기개념에서 선별적으로 상황에 민감한 자기효능감(self-efficacy)과 자기폄하(self-derogation)를 매개변수로 하고자 한다.

한편 다양한 환경적 조절변수가 있지만 비교적 대상자와 직접적 관계가 있으며, 내적요인의 역동에 영향을 미치는 사회경제적이며 맥락요인(contextual variables)으로 한정한다(Bronfenbrenner, 1987; Pollock, 2013; Sheffield, 1931). 따라서 본 연구는 Auh와 Cook(2009), Kim(2012), Rho와 Mo(2007), Rode(2004) 등의 연구에서 지적한 사회활동, 경제수준, 취업여부를 조절변수(moderator)로 포함하고자 한다.

이상의 내적변수와 조절변수를 포함한 연구모형을 35세-50세 사이의 중년남녀를 대상으로 검증하고자 한다. 중년은 가정에서는 가구주이거나 부모이며, 사회적으로는 능동적이고 가장 영향력이 크다(Chang, 2010). 또한 2010년 통계청 자료에 따르면 다른 연령 보다 인구가 가장 많고, 소득 역시 가장 높았다. 즉 중년은 가정과 사회에 대한 책임과 영향이 다른 출생코호트보다 크다고 하겠다. 따라서 중년의 성격특성, 자기개념, 삶의 질에 대한 역동과 이들이 처한 사회경제적 요인의 조절효과를 확인하는 것은 가정과 사회의 중추적 구성원에 대한 이해를 넓히는 것이 될 것이다. 또한 연구결과는 중년에 대한 입체적인 이해를 기반으로 가족상담, 가족치료, 가족생활교육 프로그램 등의 실현가능성을 높이게 될 것으로 기대한다.

Ⅱ. 이론적 배경과 가설

1. 내적변인의 역동과 사회경제적 요인의 조절모형

본 연구의 개념적 연구모형을 [Figure 1]과 같이 도시했다. 모형은 Bensi et al. (2010), Kim(2012), Park et al.(2010), Parker et al.(2008) 등의 지적에 따라서 개인의 가장 내면의 근저에 있으면서 고정적이고 안정적인 성격특성을 내적요인의 선행변수로 했다. 주목할 점은 Egan et al.(2000)의 성격특성 측정에 대한 광범위한 검증에서 성실성(conscientiousness), 신경증(neuroticism), 친화성(agreeableness)은 비교적 안정적이지만 개방성(openness)과 외향성(extraversion)은 요인수렴의 안정성에 관한 추가적인 검증이 필요하다고 했다. 따라서 연구모형은 성실성, 신경증, 친화성을 선별적으로 포함했다. 또한 Bensi et al.(2010), Franken과 Mûris(2005), Schyns과 Sanders(2007)는 성격특성이 생각하는 방식이나 심리적 현상의 형성 및 유지에 영향을 미친다는 지적과 Halama(2008), Judge et al.(2002) 그리고 Parker et al.(2008)의 주장에 따라서 다양한 다차원적 자기개념(self-concept) 중에서 상황에 민감한 자기효능감(self-efficacy)과 자기폄하(self-derogation)라는 서로 상반되는 두 가지 자기개념을 매개변수로 포함하여 삶의 질(quality of life)에 미치는 영향을 모형화 했다. 끝으로 체계적 관점에서 모형에 포함된 내적변수의 역동 경로에 대한 사회경제적 요인의 조절효과를 검증하기 위해서 Auh와 Cook(2009), Kim(2012), Rho와 Mo(2007), Rode (2004)의 주장에 따라서 사회활동(social activity), 경제수준(economic status), 취업(employment) 여부를 고려했다.

[Figure 1]

Conceptual research model: Dynamics of internal variables and moderation of socio-economical variables

2. 성격특성과 자기개념

인간의 내적요인인 성격특성은 인간행동으로부터 추론될 수 있는 비교적 안정되고 일관성 있는 반응 경향성이다(Lee & Ahn, 1996). 성격특성에 관한 다양한 연구가 있지만 본 연구는 성실성, 신경증, 친화성, 개방성, 외향성으로 구성된 5요인(big five factors) 모형을 사용하고자 한다(Costa& McCrae, 1992; Lee & Ahn, 1996; Parker et al., 2008). 주목할 점은 Egan et al.(2000)는 NEO-FFI(NEO Five Factor Inventory)를 이용한 5요인에 대한 검증과정에서 개방성과 외향성의 측정이 불안정하다고 지적했다. 따라서 본 연구는 성실성, 신경증, 친화성을 선택적으로 포함했으며, 각각의 정의는 다음과 같다. Thompson(2008)과 Park et al.(2008)는 성실성이사회적 규칙, 규범, 원칙들을 기꺼이 지키려는 정도를 의미하며, 이것이 높은 사람들은 열심히 일하고, 철저하며, 책임감이 강하고, 계획성이 있는 등 신뢰감을 주는 특성이라고 정의했다. 신경증은 정서적으로 얼마나 안정되어 있는지, 자신이 세상을 얼마나 통제할 수 있는지의 정도를 측정하는 것으로, 이것이 낮은 사람들은 걱정이 많고, 긴장되어 있고, 의기소침하며, 화를 잘 내는 등의 특성이라고 했다. 주목할 점은 기존 연구에서 신경증과 동일한 개념으로 자의식(Ahn & Chae, 1997)과 신경증의 반대개념으로 정서적 안정성을 사용하고 있다(Park et al., 2010). 본 연구에서는 신경증으로 통일해서 사용한다. 또한 친화성은 타인과 편안하고 조화로운 관계를 유지하는 정도를 나타내는 것으로 이것이 높은 사람들은 예의가 바르고, 협조적이고, 양보심과 인내심이 많을 뿐만 아니라 세심한 배려를 해주는 등 이타적인 특성을 가지고 있다.

자기개념은 Marsh et al.(2006), McAdams과 Pals(2006), Parker et al.(2008), Rode (2004), Schyns과 Sanders(2007) 등의 정의에 따르며, 특히 Parker et al.(2008)은 다차원적 자기개념은 정직, 영성, 배움, 관계, 육체적 심리적 기능, 자존감(self-esteem)을 포함한다고 했으며, 개인에게 중요한 타인평가 요인으로 학업성취, 나이, 성별, 조절력(locus of control)을 포함한 개념이라고 했다. 본 연구에 포함된 다차원적 자기개념의 하위개념으로 자기폄하는 Cramerus(1989)의 정의에 따른다. Cramerus(1989)는 자기폄하를 낮은 자존감의 부산물이 아니라 심리적 문제, 적대성, 실패나 수치의 경험에 대한 대응전략(coping strategy)이고 밝혔다. Halama(2008)는 자존감에 광범위한 확인요인분석에서 자기폄하 또는 자기비하가 자기방어(self- defense)와 함께 자존감(self-esteem)의 부정적 하위개념이라고 보고했다. 이는 자존감이 자기폄하의 부정적인 상위 개념이며, 자기폄하와 자기효능감, 삶의 질의 관계에서 자존감의 중요성을 시사하고 있다. 또한 본 연구에 포함된 다차원적 자기개념의 하나로 자기효능감을 Bandura(1977)와 Ormrod(2006)는 과정을 완성하고 목표에 도달하는 자신의 능력에 대한 믿음정도라고 정의했으며, Judge et al. (2002)은 자기효능감이 조절력(locus of control)과 같은 개념을 측정하고 있다고 했다. 따라서 자기개념인 자존감과 조절력은 본 연구에서 포함된 자기폄하와 자기효능감에 상반되거나 유사한 개념이라고 할 수 있다.

Franken과 Mûris(2005)는 성격특성과 생각하는 방식은 관계가 있다고 지적했으며, 또한 Bensi et al.(2010)은 생각하는 방식은 심리적 현상의 형성 및 유지와 관련 있다고 했다. 즉 성격특성이 자기개념과 관련 있음을 시사했다. 구체적으로 Park et al.(2010)은 성격특성의 하나인 성실성이 학업 무능감에 부적 영향을 미친다고 했다. Kim et al.(2011) 역시 성실성은 높은 적응력을 예측하는 요인이며, 적응력은 조절력과 관련 있다고 했다. 또한 Judge et al.(2002)은 자기효능감이 조절력과 같은 개념을 측정하고 있다고 했다. 이런 연구를 통해서 성실성이 자기효능감에 정적인 영향을 미칠 수 있는 개연성을 확인할 수 있다.

한편 Thompson(2008)은 성실성이 치밀하고, 주의 깊으며, 행동하기 전에 생각하는 경향을 가진 신중한 성격특성이라고 정의했다. Kim et al.(2006)는 성실성이 자기폄하의 하위개념인 적대성 혹은 냉담에 강한 부적 영향을 미친다는 지적을 통해서 자존감의 하위요인인 자기폄하와 성실성의 부적상관관계를 시사하고 있다. Lee et al.(2013)은 자기폄하가 자존감의 하위개념이며 성실성과 근접한 개념이라고 했다. 하지만 성실성은 안정적이고 지속적인 성격특성의 하나이고, 자기폄하는 상황에 따라서 가변적인 상황적 특성이다(Parker et al., 2008). 결과적으로 성실성은 자존감에는 정적인 영향을 미치며, 자기폄하에 부적 영향을 미칠 개연성을 가진다(Halama, 2008). 따라서 본 연구는 중년의 성실성과 자기효능감, 자기폄하의 관계를 다음과 같은 확인하고자 한다.

H1-1. 중년의 성격특성인 성실성은 자기효능감에 영향을 미칠 것이다.

H1-2. 중년의 성격특성인 성실성은 자기폄하에 영향을 미칠 것이다.

Thompson(2008)은 신경증은 오랫동안 부정적인 상태에 있는 경향이며, 불안하고 기분변화가 심하며 걱정하거나 부러워하며 시샘이 많은 성격특성으로 정의했다. Yoo와 Lee(2005)는 정서적 영역을 통칭하는 개념인 정서지능이 자기효능감과 유의미한 상관에 있다고 했다. 또한 Park과 Lee(2007)가 정서지능이 자기효능감에 미치는 영향을 검증했으며, Park et al.,(2010) 역시 정서지능은 정서적 안정을 포함하고 있으며, 정서적 안정은 신경증과 상반된 개념이라고 했다. 따라서 신경증이 자기효능감에 미치는 영향의 개연성을 확인했다.

한편 Chung(2001)은 신경증과 과민성 자기애는 정적상관을 보였고, 과민성 자기애는 자존감과는 부적 상관을 보였다고 했다. 따라서 신경증이 자존감과는 부적상관을 보이고 자기폄하와는 정적 상관을 보이는 것으로 해석된다. 따라서 성격특성의 하나인 신경증이 상황적 자기개념인 자기폄하에 정적인 영향을 미칠 개연성을 시사한다. 이 같은 개연성을 지지하는 연구로 Marsh et al.(2006) 역시 신경증과 정서적 자기개념은 강한 부적상관을 보인다고 했다. 즉 자기폄하와는 정적 상관을 가진 것으로 해석된다. 따라서 본 연구는 이상의 연구를 기반으로 신경증과 자기효능감, 자기폄하의 관계를 다음과 같이 검증하고자 한다.

H2-1. 중년의 성격특성인 신경증은 자기효능감에 영향을 미칠 것이다.

H2-2. 중년의 성격특성인 신경증은 자기폄하에 영향을 미칠 것이다.

Thompson(2008)과 Park et al.(2010)은 친화성이 타인과 편안하고 조화로운 관계를 유지하는 정도를 나타내는 것으로, 친화성이 높은 사람들은 예의가 바르고, 협조적이고, 양보심과 인내심이 많을 뿐만 아니라 세심한 배려를 해주는 등 이타적인 특성을 가지고 있다고 했다.

Mo et al.(2013)은 성격특성의 하나인 친화성이 자기효능감과 유의미한 정적 상관을 나타냈다고 했으며, Park et al.(2010)은 친화성이 자기효능감과 상반된 개념인 학업 무능감에 부적 영향을 미치는 것으로 보고했다. 따라서 친화성은 자기효능감에 정적인 영향을 미칠 수 있음을 시사했다. 또한 Kim(2013)은 친화성이 인상관리 행동을 매개하여 자기효능감에 영향을 미친다고 했다. 하지만 Saleem, et al.(2011)이 성격특성이 자기효능감에 미치는 영향을 검증하면서 여성의 경우 친화성은 자기효능감에 부정적인 영향을 미친다고 보고했다. 이와 같이 친화성과 자기효능감의 관계에 관한 연구에는 상반된 결과가 공존하고 있다.

한편 친화성과 자기폄하와의 관계에 관한 연구는 매우 제한적이며, 친화성과 자기폄하의 반대 개념인 자존감과의 관계에 관한 연구도 역시 매우 제한되어 있다. 인접한 연구로 자신의 생각과 다른 생각이나 태도 및 행동에 대한 용서(forgiving) 개념이 있으며, 용서는 적응성 또는 친화성의 하위개념이다(Luchies et al., 2010). 또한 Luchies et al.(2010)은 용서가 가해자(perpetrator)와의 관계가 안전하고 지속적으로 존중되는 방식 즉 친화적 관계(agreeableness)로 남을 때, 용서자(forgiver) 또는 희생자(victim)의 자존감이나 자기개념이 강화되고, 그 반대의 경우 즉 가해자가 친화적 관계를 존중하지 않는다면 자존감을 상실하게 된다고 했다. 따라서 친화성은 상황에 따라서 자존감을 강화하거나 상실하는 상반된 영향을 미친다고 이해된다. 또한 Grant(2014)는 친화성이 강한 제공자(giver)는 극단적으로 두 유형으로 나뉘며, 한쪽은 끝없는 희생으로 불행 즉 자기폄하를 경험하지만, 다른 한편은 제공자의 덕목을 기반으로 극단적인 사회적 성공 즉 자기효능감에 이른다고 했다. 즉 친화성이 정적이든 부적이든 자기효능감과 관계가 있으며, 자존감 또는 자기폄하에 영향을 미칠 개연성을 시사했다. 따라서 본 연구는 다음과 같은 가설을 검증하고자 한다.

H3-1. 중년의 성격특성인 친화성은 자기효능감에 영향을 미칠 것이다.

H3-2. 중년의 성격특성인 친화성은 자기폄하에 영향을 미칠 것이다.

3. 성격특성과 삶의 질

Revicki et al.(2000)는 삶의 질을 개인의 전반적인 웰빙과 관련된 주관적 기능과 경험을 포함하는 가치라고 정의했으며, 본질적으로 개인에 따라 독특하지만 보통사람들이 의미를 부여하고 이해할 수 있어야 한다고 했다. 본 연구는 Flanagan(1982)이 개발하고 Burckhardt and Anderson(2003)이 검증한 삶의 질 개념을 수용한다. 이들의 삶의 질의 조작적 정의에는 물질과 신체적 웰빙, 타자와의 관계, 사회적 활동, 자기개발과 성취, 여유 및 레저를 포함하고 있다.

성실성과 삶의 질에 근접한 연구로 Kim et al.(2006)은 계획적이고 성실할수록 자신의 문제를 잘 조정하고 통제하여 생활에 대한 만족감이나 행복감의 수준이 높다고 기술했으며, 이는 성실성이 삶의 질에 영향을 미치고 있음을 시사하고 있다. 성실성과 삶의 질에 관련된 직접적인 연구로 Hayes와 Joseph(2003), Parker et al.(2008)은 성실성이 삶의 질에 대한 중요한 선행변수라고 했다.

또한 Deiner et al.(2003), Parker et al. (2008), Schimmack et al.(2004)등의 연구에서 신경증이 주관적 웰빙이나 삶의 질의 강한 선행변수라고 밝히고 있다. Marsh et al.(2006) 역시 신경증과 대척점에 있는 정서적 안정성과 자기개념이 가장 중요한 삶의 질의 선행변수라고 했다. 신경증과 삶의 질의 관계에 관한 인접한 연구로 Park et al.(2010)은 신경증이 탈진 또는 소진을 가장 잘 설명한다고 했으며, Deary et al.(2003)은 신경증이 소진에 정적인 영향을 미치는 것으로 보고했다. Joo와 Kim(2008)은 소진은 삶의 질과 깊은 역상관을 보인다고 했다. 즉 정서불안 또는 신경증은 소진에 정적 영향을 미치고, 소진은 삶의 질에 부적 영향을 미쳤다. 따라서 신경증은 삶의 질에 부정적인 영향을 미치는 것으로 이해된다.

Mo et al.(2013)은 삶의 질과 유사한 개념인 주관적 안녕감과 신경증은 부적 상관을 나타낸 반면에, 친화성 및 성실성 요인은 정적 상관을 나타냈다고 했다. 따라서 안정적이고 지속적인 선행변수인 성실성과 친화성은 삶의 질에 정적인 영향을 미칠 수 있음을 시사했다. 또한 자기효능감은 신경증과 주관적 안녕감 간의 관계에서 완전매개효과를 나타냈고, 성실성과 친화성이 주관적 안녕감에 미치는 영향에서는 부분매개효과를 나타냈다고 했다. 따라서 성실성, 신경증, 친화성이 모두 직접 또는 간접적으로 삶의 질에 영향을 미치고 있다고 확인되었다. 이상의 연구를 기반으로 중년을 대상으로 성격특성인 성실성, 신경증, 친화성이 삶의 질에 미치는 영향을 다음과 같이 확인하고자 한다.

H1-3. 중년의 성격특성인 성실성은 삶의 질에 영향을 미칠 것이다.

H2-3. 중년의 성격특성인 신경증은 삶의 질에 영향을 미칠 것이다.

H3-3. 중년의 성격특성인 친화성은 삶의 질에 영향을 미칠 것이다.

4. 자기개념과 삶의 질

Bandura(1977)는 자기효능감의 개념에서 효능기대(efficacy expectation)과 결과기대(outcome expectation)을 사용했으며, 결과기대와 효능기대가 모두 높은 때, 삶의 만족을 얻고, 결과기대가 높지만 효능기대가 낮을 때 자기비하를 보인다고 했다. 즉 가지비하 또는 자기폄하와 자기효능감이 부정 상관을 가지고 있음을 시사했다. 자기폄하의 극복에 관한 Cramerus(1989)의 연구는 모방이나 학습의 초기에서 일반적으로 경험하는 좌절로 인한 자기폄하를 극복하여 성취를 이룰 때, 자기효능감이 제고된다고 지적했다. 또한 근접한 연구로 Kaplan과 Liu(2000) 역시 자기폄하는 자기고양(self-enhancement)을 통해서 긍정적 자기개념을 상승시킨다고 했다. 즉 자기폄하가 자기효능감에 미치는 부정적인 영향을 시사했다.

또한 Heller et al.(2004)과 Mo et al.(2013)은 자기폄하나 자기효능감과 같은 상황적 자기개념들은 삶의 질에 영향을 미친다고 했으며, 자존감은 안녕감과 정적 상관을 보인다고 했다. 즉 자존감과 상반된 개념인 자기폄하는 삶의 질과 부적 상관을 시사했다. 본 연구는 이와 같은 논거를 기반으로 다음 가설을 검증하고자 한다.

H4-1. 중년의 자기개념인 자기폄하는 자기효능감에 영향을 미칠 것이다.

H4-2. 중년의 자기개념인 자기폄하는 삶의 질에 영향을 미칠 것이다.

Kim(2011)은 자기효능감과 삶의 질 사이에 정적상관이 있다고 보고했다. Heller et al.(2004)은 자기폄하나 자기효능감과 같은 상황적 자기개념들이 삶의 질에 영향을 미친다고 했다. 또한 Kim과 Park(2006)은 삶의 질의 선행변수로 다양한 요인들과 함께 자기효능감을 확인했으며, Bae와 Park(2009) 역시 삶의 질의 영향요인 중에 자기효능감이 있다고 검증했다. 근접한 연구로 Lee와 Im(2007)은 주관적 행복과 자기고양(self-enhancement)의 정적관계를 검증했으며, 주관적 행복은 삶의 질과 유사개념으로, 자기고양은 자기효능감과 근접한 개념으로 해석된다. 즉 삶의 질과 자기효능감의 정적 상관을 시사하고 있다. 또한 Mo et al.(2013)은 자기효능감은 신경증과 주관적 안녕감 간의 관계에서 완전매개효과를 보였으며, 성실성과 친화성과 주관적 안녕감 간의 관계에선 부분매개효과를 나타냈다고 했다. 따라서 본 연구는 다음 가설을 검증하고자 한다.

H5-1. 중년의 자기개념인 자기효능감은 삶의 질에 영향을 미칠 것이다.

5. 내적요인의 역동과 사회경제적 요인의 조절

일반적으로 인간은 상위체계의 일부일 뿐 아니라 개방성(openness)을 가진 체계로 환경과 상호작용을 통해서 존립한다(Pollock, 2013). Bronfenbrenner(1987)와 Zastrow & Kirst-Ashman(2009)은 인간의 환경을 미시(micro), 중간(mezzo), 거시(macro) 그리고 외체계(exosystem) 또는 사회력(social force)로 구분했다. 특히 Bronfenbrenner(1987)는 가족의 생태학에 관한 메타 연구에서 인간과 환경의 역동에 관한 다양한 모형을 제시했다. 주목할 점으로 과정-맥락(process-context) 모형은 가족의 (성장)과정에 미치는 환경적 영향요인으로 부모의 취업을 지적했다. 또한 외체계모형(exosystem model)은 부모의 취업과 사회적지지 등을 외체계의 영향으로 기술했다. 따라서 본 연구는 내적역동에 영향을 미치는 조절변수로 대상자의 주관적 사회경제적 요인을 포함하고자 한다. 하지만 다양하고 광범위한 체계나 체계의 영향을 모두 측정하거나 확인하는 것이 단일 연구의 범위를 벗어난다고 판단된다. 따라서 본 연구는 환경적 조절변수로 연구대상과 인접하고 직접적인 영향을 미치는 주관적(subjective)이고 인지되는(perceived) 사회경제적 맥락(context)으로 한계를 둔다.

이상의 체계적인 관점 이외에 관련된 연구로 Heller et al.,(2004)과 Parker et al.(2008)은 성격특성이 삶의 질에 중요한 영향을 미치지만, 삶의 질을 예측하는 다른 요인으로 상황변수(situational variable)가 있다고 했다. 특히 Heller et al.(2004)은 상황과 성격특성의 복잡한 관계가 삶의 질에 미치는 영향을 이해하는 수단으로 성격특성과 상황이론을 통합하는 방식으로 배경에 따른 개인의 차이를 이해해야 한다고 했다. 유사하게 Schyns와 Sanders(2007)는 성격특성과 인지(perception)의 관계에 맥락(context)의 영향이 중요하다고 지적했으며, Park et al.(2010) 역시 성격특성이 삶의 질에 미치는 영향을 상황이나 환경과 같은 맥락이 조절할 개연성을 지적했다. 따라서 본 연구는 상황, 맥락, 환경 등의 변인이 내적요인의 역동을 어떻게 조절하는가를 검증하려고 한다.

본 연구는 이상의 지적과 Kim과 Park(2006)이 기술한 삶의 질에 영향요인으로 경제력, 인간관계 등에 대한 검증과 Bae와 Park(2009)이 보고한 노인의 삶의 질에 영향을 미치는 요인 중 생활수준과 지역사회환경의 확인을 기반으로 사회경제적 요인의 조절효과를 검증하고자 한다. 특히 중년의 사회활동, 경제수준, 취업여부가 성격특성이 자기개념과 삶의 질에 미치는 영향을 어떻게 조절하는가를 다음과 같이 확인하고자 한다.

H6-1. 중년의 경제수준은 성격특성이 자기개념과 삶의 질에 미치는 영향을 조절할 것이다.

H6-2. 중년의 사회활동은 성격특성이 자기개념과 삶의 질에 미치는 영향을 조절할 것이다.

H6-3. 중년의 취업여부는 성격특성이 자기개념과 삶의 질에 미치는 영향을 조절할 것이다.

Ⅲ. 연구 방법

1. 연구대상과 조사

본 논문은 인구 60만 정도의 중소도시에 거주하는 35세에서 50세 사이의 중년을 모집단으로 했다. 중년은 가정과 사회의 책임과 영향이 다른 출생코호트보다 크지만, 내면의 역동에 대해서는 상대적으로 관심이 적었다. 따라서 중년의 성격특성, 자기개념과 삶의 질에 대한 역동과 이들이 처한 환경의 의미를 확인하는 것은 가정과 사회의 중추적 구성원에 대한 이해를 넓히는 것이 될 것이다. 이들의 사회적 영향력을 나타내는 인구 및 사회경제적 지표로 2010년 통계청의 인구분포 자료를 보면 35-39세가 4백9만, 또는 40-44세가 4백13만, 45-49세가 4백7만으로 다른 나이 집단보다 인구가 많은 것으로 집계되었다. 또한 경제활동인구에서도 40-49세가 8백46만으로 다른 출생코호트 보다 많은 것으로 집계되었다. 소득수준에서도 역시 베이비부머보다 40-49세가 가구당 월평균소득이 약 40만원이 높았다(Shin, 2013).

한편 다양한 연구나 실천현장에서 중년에 대해 엄격한 나이 구분을 하지 않고 있는 현실에서 본 연구는 베이비 부머와 구별하기 위해서 중년을 앞서 기술한 이유를 기반으로 35세에서 50세 사이로 정의했다. 표본추출은 400명의 중년을 추출하기 위해서 조사대상자가 거주하는 도시에서 20개 ‘동’을 무작위 추출한 뒤에, 각 동에서 20명을 편의 추출하여 조사원이 설문지를 제시하고 답변을 얻었다. 표본추출에서 통제한 변수는 나이 이외에 편향을 배제하기 위해서 표본을 남성 50%, 여성 50%로 구성하고자 했다.

2. 변수의 측정

본 연구에서 검증대상이 된 주요 개념의 측정문항은 성격특성이 60문항, 자기효능감이 10문항 , 자기폄하가 7문항, 삶의 질이 15문항으로 구성되었으며, 각각의 검증과 신뢰도는 다음과 같다.

첫째, Fiske(1949)는 5요인 성격특성의 측정을 최초로 확인했고, 이를 기반으로 Costa와 McCrae(1992)는 240문항으로 구성된 NEO-PI-R을 개발했으며, Lee와 Ahn(1996)이 한국어로 번안하고 검증했다. 한편 Costa와 McCrae(1992)는 60문항으로 단축한 NEO-FFI(NEO Five Factor Inventory)를 역시 제안했다. Egan et al.(2000)은 NEO-FFI에 대한 광범위한 검증에서 성실성, 신경증, 친화성은 비교적 안정적이라는 주장했다. 본 연구에서는 NEO-FFI(NEO Five Factor Inventory)의 60문항을 번안해서 사용했으나, Egan et al.(2000)의 주장에 따라서 36문항으로 구성된 성실성, 신경증, 친화성을 연구대상으로 한정했다. 사용된 측정은 5점 척도(1: 전혀 그렇지 않다, 5: 매우 그렇다)를 사용했으며, 성실성의 Cronbach α=.748, 신경증의 Cronbach α=.805, 친화성의 Cronbach α=.752로 각각 확인되었다.

둘째, 자기효능감의 측정은 Sukmak et al.(2001)이 일반적으로 인지된 자기효능감 타당성 연구에서 제시한 10문항을 번안하여 사용했다. 요인분석 결과 9문항이 2개의 하위요인(자신감 7문항: 신뢰도=.832, 자기조절 2문항: 신뢰도=.655)으로 수렴되었고, 1문항(뜻밖의 결과를 접해도 나는 잘 대처해 나갈 수 있다고 믿는다.)이 어느 요인으로도 수렴되지 않고 크로스로딩(cross loading) 되었다. 사용된 문항은 5점 척도(1: 전혀 그렇지 않다, 5: 매우 그렇다)를 사용했으며, 자기효능감의 Cronbach α=.851로 확인되었다.

셋째, Kaplan과 Liu(2000)은 자기폄하를 측정하기 위해서 부정적인 자기감정의 정도를 반영하는 7문항을 사용했다. 본 연구는 Kaplan과 Liu(2000)의 7문항을 사용했고, 요인분석 결과 2개의 하위요인(자기비하 5문항: 신뢰도=.805, 만족평가(역) 2문항: 신뢰도: .687)으로 수렴되었다. 사용된 문항은 5점 척도(1: 전혀 그렇지 않다, 5: 매우 그렇다)를 사용했으며, 자기폄하의 Cronbach α=.817로 확인되었다.

넷째, Flanagan(1982)이 개발했고, Burckhardt과 Anderson(2003)이 재검증한 삶의 질 척도(quality of life scale)는 15문항으로 구성되었다. 하위요인은 물질과 신체적 웰빙, 가족과의 관계, 지역사회와 시민활동, 자기개발과 성취, 여가로 구성되었다. 본 연구에서는 요인분석 결과 유사한 개념들이 3개의 하위요인으로 수렴되었다. 세부적으로는 물질, 신체적 웰빙과 여가요인(8문항: 신뢰도=.790), 가족관계와 사회관계 요인(5문항: 신뢰도=.676), 자기개발과 성취요인(2문항: 신뢰도=.659)으로 수렴되었다. 사용된 문항은 5점 척도(1: 전혀 그렇지 않다, 5: 매우 그렇다)를 사용했으며, 자기폄하의 Cronbach α=.816로 확인되었다.

다섯째, 조절변수인 사회활동, 경제수준, 취업여부는 모두 자기보고식 단일문항으로 측정했다. 단일문항 측정의 당위성은 Nagy(2002)의 연구를 기반으로 했다. 사회활동은 5점 척도(1: 매우 적다, 5: 매우 넓다)를 사용했으며, 경제수준도 5점 척도(1: 매우 나쁘다, 5: 매우 좋다)를 사용했다. 취업은 2점 척도(1: 취업, 2: 미취업)으로 측정했다.

3. 분석방법

회수된 사례 중에서 종속변수에 결측값이 있거나 한 사례에 복수의 결측값이 있는 경우는 제거했으며, 결측값이 무선(random)이거나 복수가 아닌 경우는 평균대치법을 사용했다. 응답 이상치는 먼저 이상치 식별규칙(outlier labeling rule)을 이용해서 잠재변인인 성실성, 신경증, 친화성, 자기효능감, 가기폄하, 삶의 질을 개별적으로 분석 후 이상치로 판별된 응답은 제외시켰다. 주요변수의 정규분포를 진단했으며, 상관관계와 다중공선성을 확인했다. 최종적으로 353사례가 유용한 분석대상이 되었다.

잠재변인은 각 변인별 전체 측정문항의 항목묶기(item parceling)를 이용하여 산출했다. 또한 신뢰도, 타당도 분석 등을 거쳐 문항과 요인을 확정한 뒤 요인간의 관계를 확인하기 위해서 구조방정식을 적용했다. 끝으로 구조방정식 모델을 통해서 연구모형의 적합성, 잠재변인 사이의 역동, 조절효과를 검증했다. 조절효과의 검증은 Amos가 제공하는 critical ratios (z-scores) 값을 사용했으며, 집단 간 경로계수 모수추정치의 차이의 유의성을 확인했다(Byrne, 2009; Gaskin, 2012). 분석에 사용된 도구는 SPSS, AMOS, EXCEL이었다.

Ⅳ. 분석결과

1. 응답자의 일반적 특성

데이터클리닝을 통과한 응답자의 사회인구학적 특성은 <Table 1>과 같이 나타났다. 응답자의 성별은 남성이175명(49.6%)이고 여성이 178명(50.4%)으로 비교적 균형을 갖추었다. 응답자의 대부분인 293명(83.0%)이 취업상태였으며, 나머지 60명(17.0%)은 미취업으로 응답했다. 응답자의 나이분포는 35-39세가 81명(22.9%), 40-44세가 115명(32.6%), 44-50세는 157명(44.5%)으로 파악되었으며, 평균나이는 43세로 확인되었다. 소득수준은 매우 나쁨이 3명(.8%), 나쁨이 45명(12.7%), 보통이 253명(71.7%), 좋음이 50(14.2%), 매우 좋음이 2명(.6%)로 확인되었다. 또한 교육수준은 중졸이 1명(0.3%), 고졸이 112명(31.7%), 전문대졸이 93명(26.3%), 대졸이상이 147명(41.6%)으로 조사되었다. 종교는 개신교가 129명(36.5%), 불교가 34명(9.6%), 천주교가 48명(13.6%), 무종교가 130명(36.8%), 기타종교가 12명(3.4%)이었다. 결혼 상태는 응답자의 대다수가 기혼자로 320명(90.7%)이었고, 미혼, 사별 등이 33명(9.3%)로 집계되었다.

Socio-demographic characteristics of the respondents (n=353)

2. 주요변수의 기술통계

Egan et al.(2000)의 검증에 따라서 성격특성에 성실성, 신경증, 친화성을 포함했다. 자기개념에는 자기효능감과 자기폄하, 그리고 삶의 질을 포함했으며, 조절변수로는 사회활동, 경제수준, 취업여부를 이용했다. 주요변수의 기술통계 값은 <Table 2>와 같이 나타났다. 주요변수 중 성실성이 비교적 높은 평균을 보였고, 자기폄하는 가장 낮은 평균을 보였다. 취업여부는 이분변수라 표에 포함하지 않았다. 또한 변수의 왜도와 첨도가 임계치(|왜도|=3, |첨도|=8 or 10)를 넘지 않아 정규분포의 가정을 지지했다(Kline, 2011).

Descriptive statistics of variables (n=353)

3. 주요변수의 관계

주요변수들의 상관관계는 <Table 3>과 같이 확인되었다. 연구모형에 포함된 모든 잠재변인의 상관계수가 자기효능감과 삶의 질을 제외하고, 대체로 낮아 변인간의 변별력은 높은 것으로 확인되었다. 또한 자기효능감과 삶의 질을 포함한 잠재변인들의 다중공선성 진단을 위해서 공차한계(tolerance)와 분산팽창요인(VIF)을 확인했다. 공차한계는 .268~.897사이에 분포하여 임계치인 .1보다 크고, VIF는 모두 1.114~3.731사이에 분포하여 임계치인 10보다 작았다. 따라서 자기효능감과 삶의 질의 상관계수가 다소 높더라도 다중공선성에는 문제가 없었다.

Correlation of internal variables

4. 내적요인의 인과성 검증

1) 경로모형 적합성

경로모형의 적합성은 χ² =2.880(df=2, p=.237)이며, NC(χ² /DF)=1.440으로 적절했다. 절대적합지수인 SRMR=.029로 양호하며, RMSEA는 평균이 .035로 적절했다. 상대적합지수인 TLI(NNFI)=.995, CFI=.999로 양호했다.

<Table 4>). 따라서 본 연구를 위해서 수집된 데이터를 기반으로 구조방정식 경로모형을 분석하는 것은 적절하다고 판단된다.

Model fit summary

2) 경로계수와 매개효과

변수간의 경로계수 모수추정치는 [Figure 2]와 <Table 5>와 같이 확인되었다.

[Figure 2]

Standardized path coefficients of the verified model(** p<.01)

Estimates and mediating effects

첫째, 중년의 성격특성인 성실성이 자기효능감에 미치는 정적인 총영향(β=.905, p<.01)은 통계적으로 유의미한 것으로 확인되었다(H1-1). 성실성이 자기효능감에 미치는 정적인 직접영향(β=.755, p<.01) 역시 통계적으로 유의했으며, 자기폄하를 매개로한 정적인 간접영향 즉 매개효과(β=.150, p<.01)도 통계적으로 유의미했다. 따라서 성실성이 자기효능감에 미치는 영향을 자기폄하가 부분매개하고 있다. 둘째, 중년의 성격특성인 성실성이 자기폄하에 미치는 부적인 영향(β=-.565, p<.01)은 통계적으로 유의했으며, 검증모형에 매개변수는 없었다(H1-2). 셋째, 중년의 성격특성인 성실성이 삶의 질에 미치는 정적인 총영향(β=.683, p<.01)은 통계적으로 유의미한 것으로 확인되었다(H1-3). 성실성이 삶의 질에 미치는 부적인 직접영향(β=-.159, p<.01)이 통계적으로 유의했으며, 자기폄하와 자기효능감을 매개로한 정적인 간접영향 즉 매개효과(β=.842, p<.01)도 통계적으로 유의미했다. 따라서 성실성이 삶의 질에 미치는 영향을 자기폄하와 자기효능감이 부분매개하고 있다.

넷째, 중년의 성격특성인 신경증이 자기효능감에 미치는 정적인 총영향은 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 확인되었다(H2-1). 하지만 신경증이 자기효능감에 미치는 정적인 직접영향(β=.105, p<.01)은 통계적으로 유의했으며, 자기폄하를 매개로한 부적인 간접영향 즉 매개효과(β=-.060, p<.01)도 비교적 약하지만 통계적으로 유의미했다. 다섯째, 중년의 성격특성인 신경증이 자기폄하에 미치는 정적인 영향(β=.225, p<.01)은 통계적으로 유의했으며, 검증모형에 매개변수는 없었다(H2-2). 여섯째, 중년의 성격특성인 신경증이 삶의 질에 미치는 부적인 총영향(β=-.218, p<.01)은 통계적으로 유의미한 것으로 확인되었다(H2-3). 주목할 점은 신경성이 삶의 질에 미치는 부적인 직접영향(β=-.191, p<.01)은 통계적으로 유의했으나, 자기폄하와 자기효능감을 매개로한 부적인 간접영향 즉 매개효과는 통계적으로 유의미하지 않았다.

일곱째, 중년의 성격특성인 친화성이 자기효능감에 미치는 부적인 총영향(β=-.238, p<.01)은 통계적으로 유의미한 것으로 확인되었다(H3-1). 친화성이 자기효능감에 미치는 부적인 직접영향(β=-.140, p<.01) 역시 통계적으로 유의했으며, 자기폄하를 매개로한 부적인 간접영향 즉 매개효과(β=-.098, p<.01)도 통계적으로 유의미했다. 따라서 친화성이 자기효능감에 미치는 영향을 자기폄하가 부분매개하고 있다. 여덟째, 중년의 성격특성인 친화성이 자기폄하에 미치는 정적인 영향(β=.370, p<.01)은 통계적으로 유의했으며, 검증모형에 매개변수는 없었다(H3-2). 아홉째, 중년의 성격특성인 친화성이 삶의 질에 미치는 총영향(β=-.001, p=not sig.)은 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 확인되었다(H3-3). 주목할 점은 친화성이 삶의 질에 미치는 정적인 직접영향(β=.283, p<.01)이 통계적으로 유의미했으며, 자기폄하와 자기효능감을 매개로한 부적인 간접영향 즉 매개효과(β=-.282, p<.01) 역시 통계적으로 유의미했다. 하지만 직접영향은 간접영향에 의해서 상쇄되어 총영향은 통계적으로 유의미하지 않았다.

열째, 중년의 자기개념인 자기폄하가 자기효능감에 미치는 부적인 영향(β=-.265, p<.01)은 통계적으로 유의미했으며, 검증모형에 매개변수는 없었다(H4-1). 열한째, 중년의 자기개념인 자기폄하가 삶의 질에 미치는 부적총영향(β=-.473, p<.01)은 통계적으로 유의미했다(H4-2). 부분적으로 살펴보면 자기폄하가 삶의 질에 미치는 부적인 직접영향(β=-.272, p<.01)이 통계적으로 유의했으며, 자기효능감을 매개로한 부적인 간접영향 즉 매개효과(β=-.202, p<.01)도 역시 통계적으로 유의미했다. 따라서 자기폄하가 삶의 질에 미치는 영향을 자기효능감이 부분매개하고 있다. 열두째, 중년의 자기개념인 자기효능감이 삶의 질에 미치는 영향(β=.761, p<.01)은 통계적으로 유의미했으며, 검증모형에 매개변수는 없었다(H5-1).

5. 경로모형에 대한 사회경제적 요인의 조절효과

성격특성이 자기개념을 매개로 삶의 질에 미치는 영향 즉 내적요인의 역동에 대한 맥락요인의 조절효과 검증결과는 다음과 같다.

첫째, Kim과 Park(2006)이 지적한 경제수준이 검증모형의 경로를 어떻게 조절하는지 확인했다(H6-1). 검증을 위해서 응답자의 자기평가를 통한 주관적 경제수준을 이용했으며, 경제수준이 낮은 집단과 높은 집단으로 구분했다. 집단에 따라서 경로모형의 각각의 경로가 유의미한 차이 즉 조절효과가 있는지 확인한 결과는 <Table 6>과 같다(Byrne, 2009; Gaskin, 2012)

Moderating effect of economic status

경제수준에 따른 경로계수의 유의미한 차이의 해석과 통계적 유의성은 다음과 같았다. 1) 경제수준은 중년의 성실성이 자기효능감에 미치는 영향을 조절했다(성실성→ 자기효능감, z-score=-2.116, p<.05). 경제수준이 낮은 경우에 중년은 성실성을 통해서 자기효능감을 더 많이 형성하고, 경제수준이 높은 경우에 중년의 성실성이 자기효능감에 미치는 영향은 낮았다. 2) 경제수준은 중년은 신경증이 삶의 질에 미치는 부적인 영향을 조절했다(신경증 → 삶의 질, z-score=-1.785, p<.10). 즉 경제수준이 높은 경우에 중년의 신경증이 삶의 질을 더 심하게 저해하는 것으로 검증되었다. 3) 경제수준은 중년의 친화성이 자기효능감에 미치는 부적인 영향은 조절했다(친화성 → 자기효능감, z-score=2.090, p<.05). 즉 경제수준이 낮은 경우에 중년의 친화성이 자기효능감을 저해하는 정도가 심한 것으로 확인되었다. 4) 경제수준은 중년의친화성이 삶의 질에 미치는 영향을 조절했다(친화성 →삶의 질, z-score=2.398, p<.05). 주목할 점은 경제수준이 낮은 집단의 친화성이 삶의 질에 미치는 정적인 영향은 경제수준이 높은 집단보다 약할 뿐 아니라 통계적으로 유의미하지도 않은 것으로 확인되었다. 즉 경제수준이 높은 경우에 중년의 친화성은 삶의 질에 긍정적인 영향을 더 미쳤다. 나머지 경로에 대해서는 경제수준의 조절효과를 보이지 않는 것으로 나타났다.

둘째, Kim과 Park(2006)이 지적한 상황요인으로 사회활동이 검증모형의 경로를 어떻게 조절하는지 확인했다(H6-2). 검증을 위해서 응답자의 자기평가를 통한 사회활동수준을 이용했으며, 교류수준 낮은 집단과 높은 집단으로 구분했다. 집단에 따라서 경로모형의 각각의 경로가 유의한 차이가 있는지 확인한 결과는 <Table 7>과 같다.

Moderating effect of social activity

사회활동 수준에 따른 경로계수의 유의미한 차이의 해석과 통계적 유의성은 다음과 같았다. 1) 사회활동은 중년층의 성실성이 자기폄하에 미치는 영향을 조절하는 것으로 확인되었다(성실성 → 자기폄하, z-score=2.378, p<.05). 즉 사회활동이 적은 경우에 중년의 성실성이 자기폄하에 미치는 부정적 영향이 심하며, 사회활동이 많은 경우에 중년의 성실성이 자기폄하에 미치는 영향이 약한 것으로 해석된다. 2) 사회활동은 중년의 신경증이 자기폄하에 미치는 영향을 조절하는 것으로 확인되었다(신경증 → 자기폄하, z-score=1.923, p<.10). 즉 사회활동이 높은 경우에 중년의 신경증이 자기폄하에 더 심한 영향을 미치는 것으로 해석된다. 3) 사회활동은 중년의 친화성이 자기폄하에 미치는 정적인 영향을 조절했다(친화성 → 자기폄하, z-score=-4.309, p<.10). 사회활동이 낮은 경우에 중년의 친화성이 자기폄하에 미치는 영향이 사회활동이 높은 경우보다 매우 큰 것으로 확인되었으며, 주목할 점은 사회활동이 높은 경우에 친화성이 자기폄하에 미치는 영향이 통계적으로 유의미하지 않았다.

셋째, 경제수준과 사회활동에 직간접적으로 영향을 미치는 취업여부는 중년의 성격특성이 자기개념과 삶의 질에 미치는 영향을 조절할 개연성이 있고, 이를 검증했다(H6-3). 검증을 위해서 응답자는 취업과 미취업으로 구분했으며, 집단에 따라서 경로모형의 각각의 경로가 유의한 차이가 있는지 확인한 결과는 <Table 8>과 같다.

Moderating effect of employment

취업여부에 따른 경로계수의 유의미한 차이의 해석과 통계적 유의성은 다음과 같았다. 1) 취업은 성실성이 자기효능감에 미치는 영향을 조절하는 것으로 확인되었다(성실성 → 자기효능감, z-score=2.337, p<.05). 즉 중년이 취업 중인 경우에 성실성이 자기효능감을 더 형성하는 것으로 이해된다. 2) 또한 중년의 취업은 신경증이 자기효능감에 미치는 영향을 조절했다(신경증 → 자기효능감, z-score=-1.991, p<.05). 주목할 점은 미취업 중일 때, 신경증이 자기효능감에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않았고, 취업 중인 경우에 중년의 신경증은 자기효능감에 부정적 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 즉 중년이 취업 중인 경우에 신경증이 자기효능감에 미치는 부정적인 영향이 더 심했다. 3) 중년의 취업은 친화성이 삶의 질에 미치는 부정적인 영향을 조절하는 것으로 확인되었다(친화성→ 삶의 질, z-score=1.809, p<.10). 즉 중년이 취업 중인 경우에 친화성이 삶의 질을 덜 약화시키는 것으로 이해된다. 4) 중년의 취업은 자기폄하가 자기효능감에 미치는 부정적 영향을 조절하는 것으로 확인되었다(자기폄하 → 자기효능감, z-score=2.333, p<.05). 즉 중년이 미취업 중인 경우에 자기폄하가 자기효능감에 미치는 부정적 영향은 더 심했다. 5) 중년의 취업은 자기폄하가 삶의 질에 미치는 부정적 영향을 조절했다(자기폄하 → 삶의 질, z-score=-3.239, p<.01). 주목할 점은 미취업 중일 때, 자기폄하가 삶의 질에 미치는 부정적 영향은 통계적으로 유의미하지 않으며, 취업한 중년의 자기폄하가 삶의 질에 미치는 부정적 영향은 통계적으로 유의미했다. 즉 중년이 취업 중일 경우에 자기폄하가 삶의 질에 미치는 부정적 영향은 더 심한 것을 해석된다. 6) 취업은 중년의 자기효능감이 삶의 질에 미치는 영향을 조절했다(자기효능감 → 삶의 질, z-score=-2.708, p<.01). 주목할 점은 자기효능감이 삶의 질에 미치는 영향을 취업여부가 조절하는 방향은 예상과는 다르게 미취업 중년에서 더 심한것으로 나타났다. 나머지 경로에 대해서는 취업여부가 조절효과를 보이지 않는 것으로 나타났다.

Ⅴ. 결론 및 제언

본 연구는 중년의 삶의 질을 결정하는 내적요인의 역동과 내적요인의 역동에 대한 주관적 사회경제적 요인의 조절효과를 검증했다. 검증을 위해서 우리사회에서 인구통계적, 사회적, 경제적 비중이 가장 높은 중년층의 성격특성이 자기폄하와 자기효능감을 매개로 삶의 질에 미치는 영향과 조절변수로 사회활동, 경제수준, 취업으로 구성된 사회경제적 요인을 포함한 연구모형을 설계했고, 이를 구조방정식을 이용해서 검증했다. 내적요인의 역동에 관한 주요 결과는 다음과 같다.

첫째, 중년의 성격특성 중 성실성은 자기효능감이나 자기폄하에 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 성실성은 성취경험이나 적응 또는 조절 등의 역동을 통해서 자기효능감을 높이는 것으로 이해된다. 이와 같은 결과는 성실성과 자기효능감의 관계에 관한 기존 연구(Judge et al., 2002; Kim et al., 2011; Park et al., 2010)와 유사한 결과이다. 한편 성실성은 긍정적인 경험과 역동을 통해서 자기폄하를 완화시키는 것으로 이해된다. 성실성은 안정적이고 지속적이며, 신중한 성격으로 Lee et al.(2013)의 지적처럼 자존감과 근접한 개념이다. 따라서 자존감과 상반된 개념인 자기폄하를 완화하는 것이며, 이와 같은 접근은 Halama(2008), Kim et al. (2006), Lee et al.(2013), Thompson (2008)의 연구와 맥을 같이하고 있다.

둘째, 중년의 성격특성인 성실성이 삶의 질에 강한 정적 영향을 미치는 것으로 검증되었다. 주목할 점은 성실성이 삶의 질에 미치는 직접적인 영향은 부정적인 것으로 성실성 자체는 삶의 질을 떨어뜨리고 있다. 다만 성실성이 자기개념을 매개로 구체화될 때 비로소 강한 간접적 영향이 나타나며, 그 결과 전체적으로 성실성은 삶의 질에 긍정적인 영향을 미친다. 즉 자기폄하와 자기효능감이라는 매개변수가 있을 때, 직접영향과 간접영향은 서로 다른 방향으로 삶의 질에 영향을 미치며, 간접효과가 직접영향의 영향력보다 커서, 총영향은 정적으로 나타나고 있었다. 결과적으로 성실성이 자기개념의 변화로 구체화될 때, 삶의 질에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 이해되며, 이러한 결과는 Kim et al.(2006), Hayes와 Joseph (2003), Parker et al.(2008) 등의 성실성과 삶의 질이 정적 상관을 보인다는 기존 연구와 맥을 같이 하는 것이다.

셋째, 자기폄하가 포함된 연구모형에서 중년의 성격특성인 신경증이 자기효능감에 변화를 가져오지는 않는 것으로 확인되었다. 주의할 점은 신경증이 자기효능감을 직접적으로는 높이지만, 자기폄하를 매개하는 경우에는 오히려 신경증이 자기효능감을 낮추는 것으로 검증되었다. 즉 신경증은 자기폄하를 심화하고 자기폄하는 자기효능감을 낮추는 것으로 확인되었다. 이와 같이 직접영향과 간접영향은 서로 다른 방향으로 작용하며, 자기폄하를 매개로한 간접효과가 직접영향을 상쇄하면서 총영향은 매우 미약해졌다. 따라서 연구모형에 포함된 변수들의 역동 안에서 신경증이 자기효능감에 미치는 영향은 큰 의미가 없는 것으로 이해되며, 중년의 자기효능감 향상을 위한 개입에서 자기폄하의 해소가 효과적일 수 있음을 시사하고 있다. 이런 결과는 Chung(2001), Park과 Lee(2007), Marsh et al.(2006), Yoo와 Lee(2005)의 신경증과 자기폄하와는 정적 상관을 가진다는 연구와 맥을 같이한다.

넷째, 중년의 신경증은 삶의 질을 저하시키는 것으로 확인되었다. 하지만 자기폄하와 자기효능감을 매개로한 간접영향은 큰 의미를 갖지 못했다. 즉 신경증이 자기개념인 자기효능감에 긍정적인 영향을 주지만, 자기폄하가 미치는 부정적인 영향을 통해서 상쇄되었으며, 결과적으로 자기개념의 매개효과는 의미가 약화되는 것으로 확인되었다. 그럼에도 불구하고 미약하지만 매개효과가 직접영향에 추가되어 전체적으로 신경증은 삶의 질을 저하시키는 것으로 확인되었다. 이런 결과는 Mo et al.(2013)의 주관적 안녕감과 신경증은 부적 상관을 보인다는 지적과 맥을 같이하고 있다.

다섯째, 중년의 성격특성인 친화성이 자기효능감을 저하시키는 것으로 확인되었다. 이는 일반인들의 친화성과 자기효능감의 관계에 대한 이해와는 다소 차이를 보이는 것이지만 완전히 새로운 결과는 아니다. 이런 결과를 지지하는 연구로 Saleem, et al.(2011)는 성격특성이 자기효능감에 미치는 영향에 관한 연구에서 여성의 경우 친화성은 자기효능감에 부정적 영향을 미친다고 보고한 바 있다. 하지만 Mo et al.(2013), Park et al.(2010)은 친화성이 자기효능감과 정적인 상관을 보인다고 했다. 따라서 Park et al.(2010), Mo et al.(2013)의 연구는 Saleem, et al.(2011)이나 본 연구의 결과는 상반된 것으로 확인되었다. 이런 불일치는 추가적인 변수인 자기폄하에 대한 연구로 설명이 가능하다. 즉 Luchies et al.(2010)은 친화성을 보이는 사람의 경우 타인과의 관계가 지속될 때, 자존감이나 자기개념이 강화되고, 친화성이 존중받지 못하는 경우 자존감을 상실하게 된다고 했다. 즉 친화성은 상황에 따라서 자기폄하를 강화할 수 있다고 했다. 또한 Grant(2014)는 친화성이 강한 사람은 친화를 위한 끝없는 자기희생으로 불행을 경험하거나, 친화성의 덕목을 기반으로 극단적인 사회적 성공에 이른다고 했다. 즉 Grant(2014) 역시 친화성이 자기폄하에 이를 수 있음을 시사했고, 자기폄하는 궁극적으로 자기효능감을 저하시킨다. 따라서 본 연구의 결과는 자기폄하라는 변수를 포함하는 모형에서 정당한 것으로 이해된다.

여섯째, 중년의 성격적 특성인 친화성이 삶의 질에 미치는 영향은 크지 않거나 없는 것으로 확인되었다. 이런 결과는 Mo et al.(2013)은 삶의 질과 유사한 개념인 주관적 안녕감과 친화성은 정적 상관을 보인다는 지적과 다소 차이를 보인다. 이와 같은 차이는 역시 모델에 포함된 자기개념의 매개효과를 통해서 이해할 수 있다. 즉 친화성이 삶의 질에 미치는 직접적인 영향은 정적으로 유의미하지만, 친화성이 자기개념에 미치는 부적인 영향이 구체화될 때, 부적 매개효과는 친화성이 삶의 질에 미치는 정적인 영향을 상쇄하고 있음이 확인되었다. 따라서 친화성이 삶의 질로 구체화(externalization)되는 과정에서 상황적 변수인 자기개념의 양면성이나 상황적 특성의 영향을 비교적 많이 받고 있는 것으로 이해할 수 있다.

일곱째, 중년의 자기개념인 자기폄하는 자기효능감을 저해하며, 삶의 질에도 부정적인 영향을 미쳤다. 하지만 자기효능감은 삶의 질을 크게 개선하는 효과를 보였다. 이런 결과는 자기폄하와 상반된 개념인 자존감이나 자기효능감과 같은 자기개념이 삶의 질에 긍정적인 영향을 미친다는 Heller et al.(2004), Kim(2011), Kim과 Park(2006)의 연구와 맥을 같이하고 있다.

주관적 사회경제적 요인의 조절효과가 보여준 시사점과 함의는 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 개인의 내면근저에 있으면서 고정적이고 안정적인 성격특성이 구체화 또는 외현화(externalization) 과정을 통해서 삶의 질에 영향을 미치는 것을 확인했다. 주목할 점은 외현화 과정에서 자기개념인 자기효능감과 자기폄하는 본질적으로 상황에 영향을 받는다는 것이다. 따라서 내적요인의 외현화 과정에서 성격특성이 자기개념을 매개로 삶의 질에 미치는 영향을 사회경제적 요인인 사회활동, 경제수준, 취업여부가 다양한 영역에서 조절하는 방향을 확인했다. 결과적으로 가족상담, 가족치료, 가족생활교육 프로그램에서 활용 가능한 사회경제적 변수가 내적요인의 외현화 과정에 미치는 영향을 이해했다. 예컨대, 친화성이 삶의 질에 미치는 영향을 기반으로 개입계획을 수립하는 과정에서 조절변수인 대상자의 경제수준은 매우 중요한 변수이며, 낮은 경제수준의 집단에서는 친화성이 삶의 질에 미치는 영향이 사실상 없다는 점을 반영해야 한다. 즉 자기효능감과 자기폄하와 같은 자기개념이 가지는 상황 민감성을 고려해야 함을 시사하고 있다. 유사한 결과가 친화성 → 자기폄하, 신경증 → 자기효능감, 자기폄하 →삶의 질의 경로에서 발견되고 있으며, 이런 결과는 민감한 실천적 함의를 제공하고 있다.

둘째, 조절변수의 변화가 성격특성의 외현화 과정에서 효과적인 개입 포인트가 된다는 것이다. 검증된 모형에서 비교적 안정적인 성격특성이 외현화 과정에서 상황적 변수인 자기개념을 매개로 삶의 질로 나타난다. 또한 성격특성은 비교적 안정적이기 때문에 가족상담, 가족치료 등에서 개입 포인트로는 부적절한 것으로 판단된다. 따라서 상황적 변수인 자기개념에 대한 개입이 효과적일 것으로 보인다. 즉 외현화 과정에서 조절변수의 낮음 또는 높음이 성격특성이 자기개념에게 미치는 영향을 의미있게 또는 없게 만들기도 한다. 예컨대, 대상자의 사회활동이 낮을 때, 친화성이 자기폄하에 유의미한 영향을 미치지만, 사회활동이 높을 때는 그렇지 않다. 따라서 자기폄하를 낮추거나 또는 상반된 개념인 자존감을 높이는 개입에서 사회활동의 크기는 매우 중요한 조절 포인트가 되는 것이다. 즉 사회활동의 크기를 넓이는 것은 친화성이 자기폄하에 미치는 영향을 무력화시키는 효과를 얻을 수 있음을 시사하고 있다. 따라서 이 경우 사회활동을 넓이는 방향의 개입프로그램이 효과적임을 시사하고 있다.

셋째, 검증된 경로모형의 매개변수인 자기효능감과 자기폄하는 삶의 질에 영향을 미치고 있다. 또한 상황적 특성인 자기효능감과 자기폄하는 모형에 포함되지 않은 외적 영향요인의 영향을 받기도 한다. 특히 자기효능감의 외적 영향요인에는 성취경험(performance accomplishment), 대리경험(vicarious experience), 설득, 결기(emotional arousal) 등이 있으며(Bandura, 1977), 영향요인 중에서 수행성취나 대리경험을 제공하는 다양한 프로그램이 자기효능감을 향상 시킬 수 있다. 이는 검증된 경로모형을 좀 더 효과적으로 실천현장에 적용하고자 할 때, 외적 영향요인을 주제로 하는 개입프로그램의 활용이 유용하다는 점을 시사하고 있다. 예컨대, 친화성이 삶의 질에 미치는 직접적인 영향은 정적으로 유의미하다. 하지만 친화성이 외현화 되는 과정에서 자기개념에 부정적인 영향이 구체화될 때, 부정적 매개효과는 친화성이 삶의 질에 미치는 정적인 영향을 상쇄한다. 따라서 친화성과 관련된 삶의 질 개선을 위한 개입에서 자기개념인 자기폄하를 감소시키거나 자존감을 제고하는 프로그램과 더불어 자기효능감은 증가시키는 방향의 개입프로그램이 병행될 때 효과적일 수 있음을 시사하고 있다.

다음과 같은 후속연구를 제안한다. 첫째, 본 연구는 중소도시에 거주하는 중년층을 대상으로 하였다. 연구결과는 이들에 한정되며 그들의 특성이 반영되었다. 따라서 본 연구를 일반화하기 위해서는 대도시나 농어촌 지역의 중년층에 대한 추가검증이 권고된다. 둘째, 본 연구모형에 포함되지 않은 자기효능감과 자기폄하의 영향요인이나 영향요인을 주제로 하는 개입프로그램이 본 연구모형에 어떤 영향을 미치는가에 대한 추가 연구가 유익할 것이다. 셋째, 연구대상의 사회인구학적 변수에 따른 차이 특히 교육수준이나 연령별 집단간 비교는 흥미로운 결과를 도출 할 수 있을 것으로 사료된다. 넷째, 인용한 기존연구 중에서는 성별에 따른 차이를 지적하고 있으며, 지적에 따라서 이들 변수를 통제했을 때 연구결과는 더 개선될 여지를 가지고 있다.

본 연구의 제한점은 첫째, 표본의 추출에서 동단위의 행정구역을 무작위 추출했지만, 선정된 행정구역에서 응답자의 선정은 편의추출에 의존했다. 따라서 연구 결과에 대한 해석에서 편향성에 대한 주의가 필요함을 밝힌다. 둘째, 연구대상의 연령대별 특성을 기술하였지만, 여전히 연령별 범주가 너무 커서 세대 간 차이가 발생할 수 있다는 점에서 연구결과의 해석에 주의가 필요하다. 셋째, 본 연구의 변수측정은 응답자의 주관적 인지에 의존하고 있다. 즉 중년층의 주관적 인지에 따른 자기효능감, 자기폄하, 삶의 질과 조절변수인 사회활동, 경제수준, 취업여부의 측정이 이루어졌다. 따라서 응답의 객관성이 부족할 수 있으며, 사회에서 바라는 방향으로 응답이 이루어졌을 가능성을 배재할 수 없다.

끝으로 본 연구는 한 가정의 가구주이고 부모이며, 사회적 중추인 중년의 성격특성을 기반으로 하는 내적역동의 이해를 넓혔다. 또한 가족상담, 가족치료, 가족교육프로그램 등을 구현할 때, 내면적 역동에 대한 개입과 사회활동, 경제수준, 취업과 같은 사회경제적 요인에 대한 개입프로그램이 병행되면 효과성을 제고 할 수 있음을 확인했다는 의미를 갖는다.

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Group	Variables	Min	Max	Avg	SD	Skewness	Kurtosis
Internal Variables	Conscientiousness	2.620	5.150	3.813	.470	-.090	.115
	Neuroticism	.750	3.830	1.976	.574	.462	.031
	Agreeableness	2.330	4.590	3.470	.423	-.192	.006
	Self-efficacy	1.880	4.290	3.043	.432	-.357	.086
	Self-derogation	.250	1.900	.995	.342	.102	-.074
	Quality of life	1.490	3.720	2.456	.319	-.020	.446
Moderators	Economic status	1.000	5.000	3.008	.572	-.091	1.718
Moderators	Social activities	1.000	5.000	3.144	.665	-.229	.891

Internal variables	Conscientiousness	Neuroticism	Agreeableness	Self-efficacy	Self-derogation
Neuroticism	-.084
Agreeableness	.547**	-.019
Self-efficacy	.773**	-.026	.257**
Self-derogation	-.379**	.264**	.055	-.535**
Quality of life	.693**	-.272**	.374**	.849**	-.647**

Direct Paths / (Mediators)	Standardized path coefficients(β)
Direct Paths / (Mediators)	Total effects	Direct effects	Indirect effects
Conscientiousness → (Self-derogation) → Self-efficacy	.905**	.755**	.150**
Conscientiousness → ( ) → Self-derogation	-.565**	-.565**	-
Conscientiousness → (Self-derogation, Self-efficacy) → Quality of life	.683**	-.159**	.842**
Neuroticism → (Self-derogation) → Self-efficacy	.045***	.105**	-.060**
Neuroticism → ( ) → Self-derogation	.225**	.225**	-
Neuroticism → (Self-derogation, Self-efficacy) → Quality of life	-.218**	-.191**	-.027***
Agreeableness → (Self-derogation) → Self-efficacy	-.238**	-.140**	-.098**
Agreeableness → ( ) → Self-derogation	.370**	.370**	-
Agreeableness → (Self-derogation, Self-efficacy) → Quality of life	.001***	.283**	-.282**
Self-derogation → ( ) → Self-efficacy	-.265**	-.265**	-
Self-derogation → (Self-efficacy) → Quality of life	-.473**	-.272**	-.202**
Self-efficacy → ( ) → Quality of life	.761**	.761**	-

Path	Low economic status group		High economic status group		z-score
Path	B	p	B	p	z-score
Conscientiousness → Self-derogation	-.234	.086	-.425	.000	-1.346
Conscientiousness → Self-efficacy	.942	.000	.664	.000	-2.116**
Conscientiousness → Quality of life	-.075	.379	-.103	.000	-.306
Neuroticism → Self-derogation	.121	.063	.138	.000	.231
Neuroticism → Self-efficacy	.043	.474	.089	.000	.704
Neuroticism → Quality of life	-.059	.034	-.114	.000	-1.785*
Agreeableness → Self-derogation	.344	.011	.282	.000	-.430
Agreeableness → Self-efficacy	-.408	.002	-.125	.002	2.090**
Agreeableness → Quality of life	.054	.414	.218	.000	2.398**
Self-derogation → Self-efficacy	-.368	.005	-.337	.000	.224
Self-derogation → Quality of life	-.311	.000	-.238	.000	1.042
Self-efficacy → Quality of life	.498	.000	.547	.000	.668

Path	Low social activity group		High social activity group		z-score
Path	B	p	B	p	z-score
Conscientiousness → Self-derogation	-.438	.000	-.224	.004	2.378**
Conscientiousness → Self-efficacy	.719	.000	.639	.000	-.900
Conscientiousness → Quality of life	-.127	.000	-.086	.026	.791
Neuroticism → Self-derogation	.091	.004	.207	.000	1.923*
Neuroticism → Self-efficacy	.089	.000	.059	.264	-.492
Neuroticism → Quality of life	-.101	.000	-.096	.000	.195
Agreeableness → Self-derogation	.394	.000	-.020	.806	-4.309***
Agreeableness → Self-efficacy	-.150	.000	-.169	.032	-.214
Agreeableness → Quality of life	.207	.000	.229	.000	.562
Self-derogation → Self-efficacy	-.304	.000	-.440	.000	-1.224
Self-derogation → Quality of life	-.249	.000	-.225	.000	.470
Self-efficacy → Quality of life	.563	.000	.543	.000	-.386

Variables	Items	Frequency	Percentage
Gender	Male	175	49.6
Gender	Female	178	50.4
Employment	Employed	293	83.0
Employment	Unemployed	60	17.0
Age	35-39	81	22.9
	40-44	115	32.6
	45-50	157	44.5
Economic Status	Very Bad	3	.8
	Bad	45	12.7
	Moderate	253	71.7
	Good	50	14.2
	Very Good	2	.6
Education	Middle School	1	.3
	High School	112	31.7
	Junior College	93	26.3
	University	147	41.6
Religion	Protestantism	129	36.5
	Buddism	34	9.6
	Catholicism	48	13.6
	Atheism	130	36.8
	Others	12	3.4
Marriage	Married	320	90.7
Marriage	Not married or others	33	9.3

Indices of model fit
Indices	χ²	DF	SRMR	RMSEA	TLI(NNFI)	CFI
Indices	2.880*	2	.029	.035	.995	.999