지난호
ISSN : 1226-072X
독신됨의 두려움과 웰빙의 관계: 독신 동기를 통한 심리적 경로
Fear of Being Single and Well-Being: Psychological Pathways Through Singlehood Motivation
Lee, Jin Kyoung1; Jeon, Se Song1*
보건사회연구, Vol.46, No.1, pp.512-536, March 2026
https://doi.org/10.15709/hswr.2026.46.1.512
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 최근 다양한 유형의 독신 인구가 증가하고 있으나, 기존 연구들은 독신이 로맨틱 파트너가 있는 사람보다 웰빙 수준이 낮다는 점에 주목해 왔다. 이에 본 연구는 웰빙에 이르는 심리적 경로에서 독신됨의 두려움과 독신 동기의 역할을 살펴보고, 독신 인구가 증가하는 우리 사회에 독신의 웰빙을 도모하기 위한 실천적 의의를 모색하고자 한다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 본 연구는 무배우자 독신자를 대상으로 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 완전 매개 효과를 확인하였다. 독신됨의 두려움은 정신적 웰빙에 직접적인 영향을 미치지 않았으나, 자율적 독신 동기를 낮추고 통제적 독신 동기를 높이는 경로를 통해 웰빙에 간접적으로 영향을 미쳤다. 이는 독신의 웰빙이 독신됨의 두려움 자체보다 독신을 선택하고 유지하는 동기의 자율성과 통제성에 의해 설명될 수 있음을 보여준다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 독신의 웰빙에 대한 개입은 독신됨의 두려움을 감소시키는 데 그치기보다 개인의 자율적 선택을 지지하여 독신 동기를 재구성하는 방향으로 이루어질 필요가 있다. 독신의 웰빙 증진을 위한 지지적 개입은 자기결정성 이론에 기반한 훈련 프로그램을 제공하고 관계 자율성을 강화하는 공공 심리서비스로 확장될 수 있다.
Abstract
The purpose of this study was to examine the parallel mediating effects of singlehood motivation on the relationship between fear of being single and well-being. An online survey was conducted with adults aged 19 to 64 who were unmarried, divorced, or widowed. Of the 627 total responses, 13 cases were identified as univariate or multivariate outliers and excluded, leaving 614 cases for analysis. Data were analyzed using SPSS 25.0 to calculate Z-scores, Mahalanobis distance, reliability, descriptive statistics, and correlations. AMOS 23.0 was used to perform confirmatory factor analysis and structural equation modeling.
The results were as follows. First, the proposed structural model showed a good model fit. Second, both autonomous and controlled singlehood motivations fully mediated the relationship between fear of being single and well-being. Specifically, fear of being single was found to decrease autonomous motivation and increase controlled motivation, which in turn reduced the level of well-being among single individuals.
This study demonstrates that, in an era of increasing singlehood, how individuals perceive and accept their single status plays a crucial role in their well-being.
초록
이 연구는 독신됨의 두려움과 웰빙 간의 관계에서 독신 동기의 병렬 매개 효과를 검증하는 것을 목적으로 하였다. 온라인 설문조사는 현재 무배우자인 19세 이상 65세 미만의 미혼, 이혼, 사별 성인을 대상으로 실시되었다. 총 627부의 응답 중 일변량 및 다변량 이상치 13부를 제외한 614부가 최종 분석에 사용되었다. 자료 분석은 SPSS 25.0을 사용하여 Z점수, Mahalanobis 거리, 신뢰도, 기술통계 및 상관분석을 측정하였으며, AMOS 23.0을 활용하여 확인적 요인분석과 구조방정식 분석을 수행하였다. 연구 결과는 다음과 같다. 첫째, 제안된 구조모형은 양호한 적합도를 보였으며, 둘째, 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기는 독신에 대한 두려움과 웰빙 간의 관계를 완전 매개하였다. 즉, 독신됨의 두려움은 자율적 독신 동기를 낮추고 통제적 독신 동기를 높여 독신의 웰빙 수준을 낮추는 것으로 확인되었다. 본 연구는 독신이 증가하는 시대에 개인이 자신의 독신 상태를 어떻게 인식하고 수용하느냐가 독신의 웰빙에 중요한 영향을 미친다는 것을 밝혔다.
Ⅰ. 서론
최근 전 세계에서 독신과 1인 가구가 증가하고 있다. 2019년 미국 성인의 38%가 결혼하지 않았고 로맨틱 파트너와 동거하지도 않았으며 로맨틱 관계조차 맺지 않았다(Pew Research Center, 2021). 로맨틱 관계란 상대에 대한 감정적‧신체적 매력에 기반하여 친밀감을 공유하고, 장기적인 관계로 발전할 수 있는 잠재적 상태를 의미한다(Rus & Tiemensma, 2017). 이와 같은 관계가 상호 인식되고 유지될 때, 해당 관계의 상대를 로맨틱 파트너로 간주하며, 이러한 정의는 미혼, 이혼, 사별 등 현재 배우자가 없는 무배우자 상태의 개인에게 적용될 수 있다. 현재 유럽 가구의 35%가 1인 가구이며, 이러한 증가 추세는 20년 이상 지속되고 있다. 로맨틱 파트너가 없는 개인 혹은 1인 가구와 관련이 있는 독신은 서구 국가뿐만 아니라, 아시아, 중동, 남미 및 아프리카 일부 지역에서 점점 더 큰 비중을 차지하는 인구 구조 중 하나이다(Podhisita & Xenos, 2015). 한국 역시 1인 가구의 비율은 2000년 15.5%에서 2024년 36.1%로 급격히 증가하고 있다(통계청, 2025). 이는 혼인율 감소와 초혼 연령대 지연에 따른 미혼 독신가구의 증가, 이혼이나 별거, 고령화에 따른 단독 가구의 증가 등에서 기인한다. 또한 인구 보건복지협회(2022)가 제 1차 저출산 인식 조사 토론회에서 청년기본법상 비혼 청년(만 19~34세) 1,047명을 대상으로 진행한 ‘청년의 연애, 결혼, 그리고 성 인식’ 조사 결과에 따르면, 응답자의 65.5%는 연애하고 있지 않다고 답하였고, 이 가운데 70.4%는 자발적으로 연애를 하지 않고 있었다. 지금의 시대는 직업적 목표나 개인적 열망을 위해 로맨틱 관계를 미루는 청년이 늘어나고(Apostolou et al., 2024), 결별이나 이혼은 보편화되며(Buss et al., 2017), 한부모 양육(Rapoport, 2023), 독신 상태로 출산을 선택하는(Renvoize, 2023) 등 다양한 유형의 독신이 공존하고 있다.
이처럼 독신을 경험하는 인구의 증가는 다양한 국가와 문화권에서 보편적으로 나타나고 있으며, 성인기의 로맨틱 관계 경험은 더욱 유동적이고 불연속적인 패턴으로 나타난다. 현재 한국 사회 역시 독신 인구 증가와 혼인 및 출산율의 동시적 감소라는 구조적 변화를 경험하고 있다. 인구학적 위기에 대응하기 위해 결혼과 출산을 장려하는 정책도 중요하지만, 그에 앞서 독신인 개인이 안정적이고 만족스러운 삶을 영위할 수 있는 사회적 기반이 선행될 필요가 있다. 최근의 종단 연구에 따르면, 개인의 로맨틱 관계와 독신 경험은 고정된 상태가 아니라 생애 전반에 걸쳐 역동적으로 변하는 과정이었다. 성인들의 로맨틱 관계 생애사는 점점 더 복잡한 양상을 보이며, 관계의 형성과 해체가 반복적으로 일어난다(Rauer et al., 2024). 즉, 개인은 언제든지 독신에서 로맨틱 관계로, 혹은 로맨틱 관계에서 독신으로 관계 지위를 전환할 수 있다. 개인의 심리적 안정과 웰빙은 관계 형성과 더불어 관계 해체 이후의 적응에 영향을 주는 핵심 요인이다. 또한 독신인 개인이 심리적으로 안정되고 삶의 만족을 느낄 때, 이후 자발적이고 건강한 로맨틱 관계로 재진입할 가능성은 높아진다(Spielmann et al., 2013).
기존의 연구들은 독신과 커플 간의 웰빙 차이에 주목하여, 독신자가 결혼하거나 로맨틱 파트너가 있는 사람에 비해 삶의 만족도나 주관적 웰빙이 낮다는 점을 강조한다(Bühler & Orth, 2024). 그러나 최근 연구들은 결혼이 반드시 더 높은 웰빙을 보장하지 않으며, 결혼이나 이혼 등의 관계 사건보다 이에 따른 정서적 경험이 웰빙에 더 큰 영향을 미친다고 제시한다(Girme et al., 2022). 국내의 독신 연구는 종교적 사제 독신이나 노인, 여성 등 특정 집단에 국한되거나(김상훈, 2000; 김이정, 2007), 1인 가구의 생활양식과 가치관에 초점을 맞추는 등(김민정, 2020; 서진솔, 2021) 독신의 심리적 경험이 웰빙에 이르는 메커니즘을 탐색한 연구는 부족한 상황이다. 따라서 우리 사회의 구조적 안정과 기능적 발전을 위해 늘어나는 독신 인구의 웰빙과 삶의 질에 주목하고, 독신자가 어떻게 행복하고 만족스러운 삶을 영위할 수 있는지에 대한 탐색이 필요한 때이다.
최근 연구들은 독신의 웰빙을 설명하는 요인으로 ‘독신됨의 두려움’과 ‘독신 동기’를 보고한다. 독신됨의 두려움은 파트너가 없거나 앞으로도 로맨틱 관계를 형성하지 못할 가능성에 대해 개인이 느끼는 불안과 위협 지각을 의미하며, 낮은 삶의 만족도와 심리적 부적응과 관련이 있다(Spielmann et al., 2013; Adamczyk, 2017). 또한 독신을 자율적 선택으로 인식하는 개인은 높은 심리적 웰빙과 삶의 만족을 보이는 반면, 외적 압력이나 사회적 낙인에 의해 독신 상태에 놓였다고 인식하는 개인은 낮은 웰빙과 부정적 정서를 경험할 가능성이 높았다(Apostolou & Christoforou, 2022; MacDonald & Park, 2022). 이러한 선행 연구들은 독신의 웰빙이 단순한 관계 상태가 아니라, 독신의 삶을 어떻게 해석하고 선택하는지에 따라 달라질 수 있음을 보여준다.
이에 본 연구는 독신이라는 관계 지위에서도 자율성을 기반으로 한 긍정적 독신 경험을 통해 독신의 웰빙을 향상할 수 있다는 가능성에 주목하고자 한다. 독신의 웰빙에 대한 연구가 충분하지 않은 가운데, 선행 연구에 제시된 이론적 경로를 토대로 독신됨의 두려움과 자율적 및 통제적 독신 동기가 웰빙에 이르는 구조적 관계를 검증하고 그 심리적 경로를 확인하고자 한다. 이를 통해 독신의 사회적 지위, 태도, 정신 건강 등 다양한 심리‧사회적 요인에 대한 실증적 기반을 확장하고, 상담 및 정책 현장에서 독신이라는 삶의 방식과 가치관을 존중하는 개입 전략을 마련하는데 본 연구가 기초가 되고자 한다.
본 연구에서 설정한 연구 문제는 다음과 같다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 독신과 웰빙
20세기 들어 전 세계적으로 로맨틱 관계에 대한 법적‧사회적 관념이 크게 변화하면서, 한 번 결혼하면 평생을 지속해야 한다는 지배적 관념은 점차 약화하였고, 이혼과 재혼, 동거, 한부모 가정 등 다양한 관계 형태가 사회적으로 수용되기 시작하였다(Dierckx et al., 2016). 이러한 변화 속에서 최근 관계 연구의 초점은 결혼 중심의 삶에서 벗어나 독신(singlehood)이라는 새로운 삶의 형태로 이동하고 있으며, 학자들은 이를 서구 산업화 국가들을 중심으로 확산하고 있는 세계화 현상으로 규정한다(Esteve et al., 2020). 그러나 독신의 증가에 대한 사회적‧학문적 합의에도 불구하고, ‘독신’의 정의는 시대적 배경과 사회문화적 맥락에 따라 다양하고 모호하다.
첫째, 독신은 전통적으로 법적으로 배우자가 없는 상태를 의미하며, 결혼 여부를 기준으로 정의되어 왔다(Adamczyk, 2021). 한 번도 결혼한 적이 없거나, 이혼‧사별을 경험하였거나, 연애 중이지만 법적 배우자가 없는 사람을 포함하였다. 그러나 현대의 혼인율 저하와 이혼율 상승과 같은 변화 속에서 단순히 법적 결혼 여부만으로 독신을 정의하는 것은 현실을 충분히 반영하지 못할 수 있다. 특히 동성결혼이 불가능한 국가에서는 이성애 중심의 결혼제도가 특정 집단을 배제할 수 있는 상황이다(Bergström & Brée, 2023).
둘째, 독신은 가족 구성 차원에서 동거나 1인 가구 여부를 기준으로 정의되기도 한다. 결혼하지 않고 함께 거주하는 동거(cohabitation)는 결혼하지 않았더라도 결혼한 커플과 유사한 특성을 보인다(Lee & Ono, 2012). 또한 1인 가구의 여부는 로맨틱 파트너뿐 아니라 부모, 자녀, 친구 등과 함께 살지 않는 사람까지 포함하므로 실제 로맨틱 관계 상태를 정확하게 반영하지 못한다(Sandström & Karlsson, 2019). 더구나 국가의 주택 정책과 보조금 제도의 편의에 따라 1인 가구의 비율이 높아질 수 있어(Bordiec, 2013), ‘혼자 사는가’라는 기준만으로 독신을 정의하는 것은 개념적 혼란을 초래할 수 있다.
셋째, 독신은 로맨틱 파트너의 존재 여부라는 관계적 차원에서 정의되는 추세이다(Tessler, 2023). 결혼 여부나 거주 형태가 독신의 유효한 기준이 되지 못함에 따라, 학자들은 LAT(Living Apart Together)와 같은 새로운 관계 형태에 주목하고 있다(Rault et al., 2019). 실제로 혼자 거주하는 삶이 반드시 로맨틱 파트너의 부재를 의미하지 않으며, 비혼주의자 역시 연애 관계를 유지할 수 있다(van den Berg & Verbakel, 2022). 나아가 이혼, 별거, 사별 등의 이유로 기존의 로맨틱 관계가 해체되면서 다시 독신 상태가 되는 ‘관계 해체 후 독신 전환(transition to singlehood)’을 통해서도 개인은 독신의 범주에 포함될 수 있다(Wahring et al., 2024). 결국 독신은 결혼 상태, 거주 형태, 로맨틱 관계 유무, 그리고 관계 해체 경험 등 다양한 차원을 통해 정의될 수 있으며, 오늘날의 독신은 단순히 ‘결혼하지 않은 사람’이 아니라 ‘현재 로맨틱 파트너 관계에 있지 않은 사람’이라는 포괄적인 인식으로 변화하고 있다. 이는 개인의 법적‧사회적 상태를 넘어서 관계적‧정서적 삶의 양식으로 독신을 이해해야 할 필요성을 시사하며, 현대 사회에서 독신은 하나의 다차원적인 사회적 정체성으로 자리 잡아가고 있다.
이처럼 독신은 단순히 로맨틱 파트너의 부재를 의미하는 관계 상태를 넘어, 개인이 사회적 규범과 기대 속에서 자신을 어떻게 위치 짓고 해석하는지와 관련된 하나의 정체성으로 기능할 수 있다(Adamczyk, 2021; Beckmeyer & Jamison, 2023). 현대 사회에서 결혼이나 연애와 같은 로맨틱 관계는 성인의 정상 발달 경로이자 안정과 행복의 핵심 조건으로 간주하는 경향이 강하며, 이러한 사회‧문화적 맥락 안에서 독신이라는 관계 지위는 개인의 선택, 가치, 능력에 대한 평가와 밀접하게 연결된다(Bergström & Brée, 2023). 따라서 개인이 독신 상태를 자율적 선택으로 인식하는지 혹은 결핍이나 실패의 결과로 받아들이는지와 같은 자기규정은 독신 정체성의 양상을 달리하며, 정서적 안녕, 삶의 만족, 사회적 소속감 등 전반적인 심리적 기능에 영향을 미칠 수 있다(Apostolou & Christoforou, 2022). 지금까지 독신은 주로 외로움, 우울, 불안과 같은 부정 정서 경험과 관련하여 다루어져 왔으며, 특히 로맨틱 관계의 부재가 개인의 정신건강에 미치는 위험 요인을 규명하는데 초점이 맞추어져 왔다(Adamczyk & Segrin, 2015; Apostolou et al., 2019). 최근 일부 연구에서 독신이 반드시 낮은 삶의 만족이나 부정 정서로 귀결되지 않으며, 독신을 자율적 선택으로 인식하거나 사회적 지지와 의미 있는 관계망을 유지하는 경우 오히려 높은 삶의 만족과 긍정적 적응을 보일 수 있음이 보고되고 있다(Kislev, 2019, 2021; Apostolou & Christoforou, 2022). 이는 독신의 삶이 경험하는 정서나 동기 등과 같은 심리적 경험이 독신이라는 관계 지위 자체보다 개인의 웰빙을 더 잘 설명할 수 있음을 보여주며, 독신의 웰빙을 이해하는데 심리학적 요인을 함께 고려해야 할 필요성을 강조한다.
독신 생활은 개인의 행복과 웰빙, 낙인과 차별, 친밀한 관계, 성적 만족, 재정, 정신 및 신체 건강 등 삶을 구성하는 다양한 영역과 밀접하게 연관되어 있다(Girme et al., 2022). 독신의 웰빙에 영향을 줄 수 있는 요인은 다음과 같다. 첫째, 주택‧세금‧복지 정책의 차별, 의료 접근성의 제약 등 기혼자에 비해 독신자가 받는 사회적 대우는 독신의 삶 전반에 구조적 불평등을 초래한다(Cahn, 2023). 또한 독신자는 청결성, 신뢰성, 친절성, 행복감 등에 대한 부정적인 평가를 받고, 사회적 낙인과 배제에 놓이고는 한다(Morris & Osburn, 2016). 이와 같은 독신자에 대한 사회적 편견 즉, 싱글리즘(singlism)은 독신을 개인적 결핍이나 실패로 인식하게 하여 삶에 대한 자율적 선택을 제약하고 불안을 증폭시킬 수 있어 독신의 웰빙을 저해할 수 있다(Fisher & Sakaluk, 2020). 로맨틱 관계가 행복과 안정의 필수 요소라는 사회문화적 신념(DePaulo & Morris, 2005), 결혼 중심의 경제구조(Finkel et al., 2014) 그리고 특히, 가족이나 가까운 친구의 결혼 압박은 독신됨의 두려움을 높여(Sprecher & Felmlee, 2021) 독신이라는 관계 지위를 더욱 위협적으로 인식하게 만든다.
둘째, 이혼, 별거, 사별로 인한 ‘관계 해체 후 독신 전환’은 단순한 관계 상태의 변화가 아니라 개인의 웰빙에 중대한 영향을 미친다. 로맨틱 관계의 해체는 정서적 상실과 사회적 지지망 축소를 초래하며(Kalmijn, 2007), 우울 및 심리적 스트레스 등 장기적인 부정적 결과를 유발하여 로맨틱 관계 해체 후 독신의 웰빙에 영향을 준다(Vedder et al., 2024). 물론, 모든 독신 전환이 부정적 결과로 이어지는 것은 아니며, 일부는 자율성과 자기 돌봄 증진을 경험하고 시간이 흐름에 따라 삶의 만족도가 회복되기도 한다(Wahring et al., 2024).
셋째, 개인이 독신을 얼마나 자발적인 선택으로 인식하는가의 정도 역시 웰빙에 중요한 영향을 미친다. 독신 상태를 자율성에 기반한 선택으로 인식할수록 높은 삶의 만족도와 낮은 외로움을 경험하는 반면, 로맨틱 파트너의 부재를 개인적 결핍으로 받아들이는 비자발적인 독신자는 낮은 자존감과 심리적 불안을 겪을 가능성이 크다(Apostolou & Christoforou, 2022).
마지막으로 독신의 삶은 로맨틱 파트너의 정서적 지지와 돌봄이 부족하므로, 이를 대체할 수 있는 가족‧친구‧형제자매 등 사회적 관계망의 질이 웰빙 유지에 중요한 역할을 한다(MacDonald & Park, 2022). 질 높은 우정과 친밀한 가족 관계는 외로움을 완화하고 삶의 만족도를 높이며, 사회적 지지가 부족하다고 인식할수록 정신건강이 악화하고 웰빙이 저하되었다(Kislev, 2019). 따라서 독신의 웰빙은 로맨틱 관계 유무 이외에 사회적 인식, 제도적 지원, 독신 선택에 대한 자율성, 사회적 연결망의 질 등 복합적 요인에 의해 결정된다고 볼 수 있다.
Keyes(2002)는 정신적 웰빙(Mental Well-Being) 이론을 통해 인간의 적응적인 정신건강은 그저 정신질환(mental disorder)이 없는 상태가 아니라, 주관적‧심리적‧사회적 안녕을 통해 행복(happiness)을 느끼는 상태라고 설명하였다. 먼저, 주관적 안녕(Subjective Well-Being)은 개인이 자신의 삶 전반을 평가할 때 느끼는 만족감과 정서적 상태를 의미한다. 즐거움‧흥미‧평안 등과 같은 긍정 정서를 자주 느끼고, 슬픔‧불안‧분노 등과 같은 부정 정서를 덜 경험하는 상태이다. 다음으로, 심리적 안녕(Psychological Well-Being)은 자아 수용, 개인적 성장, 삶의 목적, 환경 통제, 자율성, 긍정적 대인관계 등 개인의 기능적 성장과 심리적 성숙을 강조하는 웰빙 개념이다. 마지막으로, 사회적 안녕(Social Well-Being)은 개인이 사회 속에서 느끼는 통합과 기여, 타인에 대한 신뢰와 수용, 사회적 적응과 같은 관계적 차원의 안녕을 의미한다. Keyes는 이러한 웰빙의 세 차원을 정신적 웰빙이라는 개념으로 통합하고, 개인이 정서적으로 안정되고 사회적 관계 속에서 적절한 기능, 의미와 소속감을 경험하며 스스로 삶에 만족하는 상태를 웰빙으로 정의하였다. 즉, 정신적 웰빙은 주관적‧심리적‧사회적 안녕을 모두 포함하는 다차원적 개념으로 개인의 전반적인 삶을 평가하는 핵심 지표가 될 수 있다. 이에 본 연구에서는 웰빙을 다층적 측면에서 이해하고자 주관적‧심리적‧사회적 안녕을 모두 포괄하는 정신적 웰빙 개념을 이용하여 독신의 웰빙에 대해 살펴보고자 한다.
2. 독신됨의 두려움, 독신 동기, 정신적 웰빙의 관계
현대의 로맨틱 관계는 과거보다 훨씬 더 유동적이며, 많은 사람이 인생에서 적어도 한 번 이상 일시적 혹은 장기적인 독신 상태를 경험할 가능성이 높아지고 있다. 이러한 사회적 변화 속에서도 여전히 독신에 대한 부정적 인식과 사회적 압력은 존재하며, 이는 독신의 웰빙에 영향을 미칠 수 있다. 특히 독신됨의 두려움은 개인의 관계 선택과 삶의 방향, 그리고 독신을 선택하는 동기에 변화를 일으켜 정신적 웰빙에 중요한 영향을 미칠 것으로 예상된다. 이에 본 연구는 독신됨의 두려움, 독신 동기, 정신적 웰빙이라는 변인에 초점을 두어 이들 관계를 탐색하고 독신의 웰빙에 이르는 심리적 경로를 살펴보고자 한다.
먼저, 독신됨의 두려움과 웰빙의 관계를 살펴보면 다음과 같다. 독신됨의 두려움(Fear of Being Single)이란, 연인이나 배우자가 없는 현재 또는 미래 경험에 대한 걱정, 불안, 괴로움으로 정의된다(Spielmann et al., 2013). 보통 사람들은 안정적이고 지속적인 관계 상태를 심리적 안정감의 근원으로 여기므로, 관계 상태의 부재는 그 자체로 고통과 불안감의 원천이 될 수 있다(Nkire et al., 2022). 만약 관계를 맺고자 하는 인간 본연의 욕구에 로맨틱 관계를 찾으라는 가족과 친구들의 압박이나 사회적 낙인과 같은 부정적 시선이 더해지면, 독신의 삶을 사는 개인은 다양한 심리적 어려움에 노출될 가능성이 커진다(Lavender-Stott et al., 2023). 인간의 정체성 결정에는 타인의 시선이나 사회의 가치관이 거울 자아(mirror self)의 형태로 반영되므로(Boyle, 2018), 독신에 대한 부정적 시선은 외로움이나 고립감, 독신이라는 지위에 대한 두려움과 불안정감 등 정서적 고통을 일으킬 수 있다. 최근 들어 독신을 삶의 한 유형으로 인식하고 수용하려는 분위기가 증가하는 추세이지만, 독신을 연구하는 학자들은 독신을 인간이라는 한 개체의 상태로 인식하기보다 관계가 결핍된 상태로 간주하는 경우가 많다고 지적한다(Kislev & Marsh, 2023). 우리 사회나 독신 생활 중인 개인이 독신을 관계 결핍으로 보는 선입견은 독신 상태를 걱정이나 불안, 두려움과 같은 부정적 정서 상태 즉, 독신됨의 두려움을 느끼게 만들 수 있다. 독신자는 결혼과 출산을 정상으로 여기는 문화로 인해 사회적 압박이나 낙인에 시달리고(Sharp & Ganong, 2011), ‘불완전한’ 혹은 ‘결혼하지 못한 실패자’로 여겨지는 시선을 특별히 자주 경험한다(DePaulo & Morris, 2006). 결국 사회문화적 규범과 개인의 생활 방식 간의 괴리로 인해 독신자는 독신이라는 관계 지위를 불안정하고 결핍된 상태로 인식할 가능성이 높아지는 것이다. 독신됨의 두려움은 개인 간 차이와 함께 현재 그 사람이 놓인 사회적 맥락이나 경험에 따라 달라지는 개인 내 특성으로 설명되는데(Spielmann et al, 2016), 정서적 안정감과 삶의 만족도를 낮추어 독신의 웰빙에 부정적 영향을 미칠 수 있다. 또한 이별하려는 결정을 내렸거나 이별한 직후에 증가하고 (Spielmann & Cantarella, 2020), 영화‧드라마‧연애 리얼리티 쇼와 같은 로맨틱 매체들이 로맨틱 관계를 행복의 주요 요인으로 이상화하는 과정을 통해 높아진다(Timmermans et al, 2019). Dennett과 Girme(2025)은 로맨틱 파트너를 삶의 중요한 목표로 여기는 ‘로맨틱 관계 이상화 신념(Relationship Pedestal Beliefs)’의 수용 정도가 현재 또는 잠재적인 독신됨의 두려움을 높인다고 하였다. 더불어 로맨틱 관계 이상화 신념은 독신과 커플인 개인 모두의 웰빙을 직접적으로 낮추었고, 독신됨의 두려움을 매개로 웰빙에 부정적 영향을 주었다. Adamczyk(2017) 역시 개인이 현재 독신인지, 커플 상태인지와 관계없이 웰빙을 훼손하는 요인으로 독신됨의 두려움을 지목하기도 하였다. 또한 로맨틱 관계 상태 자체보다 독신됨의 두려움, 외로움, 지각된 사회적 지지와 같은 다양한 요인들이 독신으로 사는 삶의 만족도나 정신건강, 독신의 웰빙 수준을 결정할 수 있다는 결과도 보고된 바 있다(Adamczyk & Segrin, 2015). 이러한 연구들은 독신됨의 두려움이 단순한 관계적 불안이 아니라, 부정적 정서를 강화하고 독신에 대한 인식을 왜곡시켜 독신의 웰빙을 낮추는 주요한 심리적 요인이 될 수 있음을 시사한다.
다음으로 독신 동기(Motivation for Singlehood)와 웰빙, 독신됨의 두려움의 관계를 살펴보면 다음과 같다. 독신 선택은 인간의 자율성에 얼마나 기반을 두는가에 따라 ‘자율적 동기’와 ‘통제적 동기’의 개념으로 설명할 수 있다. Deci와 Ryan(2000)의 자기결정성 이론(Self-Determination Theory, SDT)에 따르면, 인간은 환경과의 상호 작용에서 외부 요소를 받아들여 자신과 통합하고자 하는 경향성을 가진 존재이다. 이 이론은 인간 행동의 방향을 제시하고 시작 및 유지를 위한 노력을 부여하는 개인행동의 원동력으로 ‘동기’를 정의하며, 자율적 동기와 통제적 동기로 구분한다. 개인이 외부 동기를 어떻게 해석하고 자신의 가치 체계에 통합하느냐 따라 자율적 동기로 기능할 것인가, 통제적 동기로 기능할 것인가가 결정되는데, ‘자율적 동기’는 개인의 가치관, 흥미, 욕구 등과 같은 내적 요인에 따라 행동이 조절되는 상태이며, ‘통제적 동기’는 사회적 기대나 타인의 압력과 같은 외부 요인에 의해 행동이 조절되는 상태로 본다. Baltes(2024)는 자기결정성 이론에 따라 로맨틱 관계를 맺지 않는 이유를 ‘자율적 독신 동기(Autonomous Motivation for Singlehood)’와 ‘통제적 독신 동기(Controlled Motivation for Singlehood)’로 분류하였다. ‘자율적 독신 동기’는 혼자일 때의 자율성과 독립성을 즐기고 개인의 목표 달성이나 성취에 대한 만족 등과 같은 내적 요인에 따라 독신을 자발적으로 선택하는 경우이며, ‘통제적 독신 동기’는 좋은 로맨틱 파트너가 될 것이라는 확신이 없거나, 로맨틱 관계를 맺지 않는 이유에 대한 구체적 인식이 없으며, 상대적 박탈감 등과 같은 외부 요인에 의해 독신을 비자발적으로 선택하게 된 경우이다.
독신 동기와 웰빙에 관한 연구는 아직 충분히 진행되지 않은 상태이므로, 독신 동기가 웰빙에 미치는 영향을 자기결정성 동기의 관점에서 설명하고자 한다. 자율적 동기와 통제적 동기가 인간의 웰빙과 연관된다는 다수의 연구가 있다(Ryan, 2017). 자율적 동기는 자기 삶의 의미와 목적에 일치하므로, 더 낮은 스트레스, 긍정적 정서, 심리적 만족감 등 전반적인 웰빙 수준을 높인다. 창의성과 문제해결능력을 촉진하여 도전을 즐기고 새로운 환경에서 성장할 수 있도록 돕고, 진정성 있는 대인 관계로 안정적인 유대감을 형성하여 관계 웰빙 수준을 높였다(Steel et al., 2021). 반면, 통제적 동기는 행동을 일으키는 외부 요소와의 충돌로 내적 갈등과 스트레스가 증가해 심리적 부담이 커지고 만성적인 긴장과 불안을 유발하였다. 외적 요인이 사라지면 동기의 유지가 어려워져 행동에 대한 지속력이 떨어지고 목표 달성에 실패할 가능성이 높아진다. 외부의 기대를 충족시키기 위한 노력의 과정에서 자기결정성은 점점 약해지고 전반적인 웰빙 수준은 낮아졌다(Arvanitis & Stichter, 2023). 이외에도 자발적 독신자는 비자발적 독신자보다 현재 삶에 대한 만족도가 더 높았으며(김민정, 2020), 자율적으로 독신을 선택한 개인은 자신의 삶을 긍정적으로 수용하고 더 높은 웰빙 수준이 보였다(Pepping & MacDonald, 2019). 서진솔(2021) 은 미혼 청년을 독신 의향에 따라 네 유형으로 분류하였는데, 자발적 독신 상태인 ‘결단형’이 가장 높은 삶의 만족도를 보인 반면, 비자발적 독신 상태인 ‘체념형’은 삶의 만족도가 가장 낮았다. 이러한 결과는 독신 선택에 대한 자기결정성 인식이 웰빙에 직접적인 영향을 미친다는 점을 알려준다. 즉, 독신을 개인의 가치와 선택에 기반하였다고 인식하는 자율적 독신 동기는 독신의 웰빙을 높이고, 외부적 요인에 의해 선택하게 되었다고 인식하는 통제적 독신 동기는 독신의 웰빙을 낮출 것으로 예상된다.
Baltes(2024)는 독신됨의 두려움이 자율적 독신 동기를 낮추고 통제적 독신 동기의 상승을 예측할 수 있는 변인임을 밝히는 동시에, 독신 동기가 외부의 압력, 책임감, 죄책감, 두려움 등에 의해 형성될 수 있음을 설명하였다. 즉, 독신됨의 두려움은 독신을 개인의 자율적인 선택으로 여기기보다 불가피한 외부적 요인에 의해 강요된 것으로 인식하게 만들어, 자율적 독신 동기를 약화하고 통제적 독신 동기를 촉진할 가능성이 있다는 것이다. 이러한 경향은 인간이 본질적으로 ‘사회적 종’으로서 소속감과 유대의 욕구를 지니며, 로맨틱 관계를 삶의 핵심적인 요소로 인식하는 성향(DePaulo & Morris, 2005)과 관련된다. 따라서 로맨틱 파트너를 찾거나 그 관계를 유지할 수 없을 것이라는 독신됨의 두려움은 사랑과 돌봄을 나눌 대상의 부재, 혼자 늙어감, 관계나 재정 그리고 성적인 결핍에 대한 불안을 유발한다. 나아가 인간의 관계 선택은 경제적 여건, 가족의 기대, 사회문화적 규범 등 개인의 통제 범위를 넘어서는 다양한 외부 요소의 영향을 받는다(Askarshahi et al., 2019). 이와 같은 외적 압력은 독신됨의 두려움을 심화시켜 로맨틱 관계 선택에 대한 자율적 동기는 약화하고 통제적 동기를 강화하여 외부 기대에 순응하게 만든다. 즉, 독신됨의 두려움은 독신을 자율성과 내적 가치에 따른 선택이라기 보다 관계가 결핍된 부정적인 상태로 인식하게 만들어, 자율적 독신 동기를 약화하고 통제적 독신 동기를 강화하는 요인이 될 수 있는 것이다. 따라서 독신됨의 두려움은 자율적 또는 통제적 동기에 의한 독신 경험의 질적 차이를 만들고 독신의 웰빙에 중요한 영향을 미칠 것으로 예상된다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 분석 자료
본 연구를 위한 자료는 IRB(Institutional Review Board) 심의 및 승인(승인 번호, 2025-0387)을 통해 연구 목적, 방법, 연구 대상 보호 조치 등에 대한 적확성을 확보한 후 수집되었다. 이후 2025년 3월 27일부터 4월 30일까지 대한민국에 거주하는 만 19세 이상 65세 미만의 미혼, 이혼, 사별 즉, 무배우자 상태의 성인을 독신으로 정의하고 총 627명을 대상으로 온라인 설문(Google Survey)을 실시하였다. 19세 미만의 청소년은 가족 및 학업 중심의 생활을 하는 시기로 독신 상태에 대한 심리적 탐색이 충분히 이루어지기 어렵고(Erikson, 1959), 65세 이상의 노년층은 독신 상태가 주로 배우자 사망이나 건강‧경제적 요인에 영향받을 가능성이 높다(Rony et al., 2024). 이에 독신의 웰빙에 영향을 미치는 심리‧동기적 요인을 탐색하는 본 연구의 자료 수집 대상은 청소년과 노년층을 제외한 만 19세 이상 65세 미만의 연령으로 제한하였다. 설문에는 연구 목적과 절차, 비밀 보장, 응답 시 유의 사항 등이 포함되었으며, 연구 참여 전 모든 응답자에게 연구 참여 동의를 구하고, 참여에 대한 감사 표시로 소정의 답례를 지급하였다. 자료 분석 과정에서 모형 적합도와 모수 추정에 과도한 영향을 미칠 수 있는 일변량 이상치는 z 점수가 ±3.00을 초과하는 경우로, 다변량 이상치는 Mahalanobis 거리 값이 관측 변수 수(df=12)에 대해 χ² 분포 기준 p<.001에 해당하는 임계값 32.91을 초과하는 경우로 판별하였다(Tabachnick & Fidell, 2013; Kline, 2016). 이상치로 판명된 13명의 자료를 제외하고, 최종 614명의 자료가 분석에 사용되었다. 본 연구에 참여한 연구 대상자의 인구‧사회학적 특성은 다음의 <표 1>과 같다.
표 1
연구 대상자의 인구‧사회학적 특성
(N=614)
| 배경 변인 | 구분 | 빈도(명) | 비율(%) |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남 | 301 | 49.0 |
| 여 | 313 | 51.0 | |
| 연령구간 | 만 19∼29세 | 174 | 28.3 |
| 만 30∼39세 | 165 | 26.9 | |
| 만 40∼49세 | 145 | 23.6 | |
| 만 50∼59세 | 105 | 17.1 | |
| 만 60∼64세 | 25 | 4.1 | |
| 결혼상태 | 미혼 | 577 | 94 |
| 이혼 | 35 | 5.7 | |
| 사별 | 2 | 0.3 | |
| 과거연애경험 | 있다 | 533 | 86.8 |
| 없다 | 81 | 13.2 | |
| 현재동거상태 | 혼자거주 | 277 | 45.1 |
| 부모나형제자매 | 300 | 48.9 | |
| 배우자나자녀 | 10 | 1.6 | |
| 연인 | 12 | 2.0 | |
| 친구나동료 | 12 | 1.0 | |
| 기타 | 3 | 0.5 | |
| 현재관계상태 | 독신(연인이나배우자없음) | 425 | 69.2 |
| 연애(연인있음) | 189 | 30.8 | |
| 소득 | 100만원미만 | 68 | 15.6 |
| 100만원∼200만원미만 | 50 | 11.4 | |
| 200만원∼300만원미만 | 129 | 29.5 | |
| 300만원∼400만원미만 | 97 | 22.2 | |
| 400만원∼500만원미만 | 41 | 9.4 | |
| 500만원∼600만원미만 | 24 | 5.5 | |
| 600만원∼700만원미만 | 9 | 2.1 | |
| 700만원이상 | 19 | 4.3 | |
| 거주지역 | 수도권 | 351 | 57.3 |
| 영남권 | 158 | 25.7 | |
| 호남권 | 33 | 5.3 | |
| 충청권 | 61 | 9.9 | |
| 강원권 | 11 | 1.8 |
2. 측정 도구
영어로 작성된 척도는 영어 원문을 한국어로 번역한 후, 해당 번역이 원문의 의미를 충분히 반영하고 있는지 확인하기 위해 이중언어 사용자와 전문가 집단의 검토를 받았다. 이중언어 사용자는 원문과 번역문 간의 의미적 일관성을 검토하고, 전문가 집단은 해당 분야의 학문적 전문성을 기반으로 척도의 내용 타당성을 평가하였다. 이 과정에서 제기된 의견과 수정 사항을 반영하여 번역본의 정확성과 문맥 적합성을 확보한 최종 번역본을 설문 조사에 사용하였다.
먼저, 종속변인인 웰빙 측정을 위해 Keyes(2002)가 개발한 정신적 웰빙 척도(Mental Health Continuum Short Form, MHC-SF)를 임영진 등(2012)이 번안 및 타당화한 한국형 정신적 웰빙 척도(Korean version of the Mental Health Continuum Short Form, K-MHC-SF)를 사용하였다. 이 척도는 3 요인 총 14문항으로 “행복감을 느꼈다.”, “삶에 대한 흥미를 느꼈다.” 등의 정서적 웰빙 3문항, “사회에 기여할 수 있는 능력이 있다고 느꼈다.”, “사람들은 기본적으로 선하다고 느꼈다.” 등의 사회적 웰빙 5문항, “내 성격의 대부분을 좋아한다고 느꼈다.”, “내 삶이 방향성과 의미를 가지고 있다고 느꼈다.” 등의 심리적 웰빙 6문항으로 구성되며, 6점 Likert 척도로 측정한다. 문항의 총합이 클수록 정신적 웰빙 수준이 높다는 것을 의미하며, 정신적 웰빙 척도의 신뢰도(Cronbach α)는 .92로 나타났다.
다음으로, 독립변인인 독신됨의 두려움 측정을 위해 Spielmann(2013)이 개발 및 타당화한 독신됨의 두려움(Fear of Being Single) 척도를 한국어로 번안하여 사용하였다. Spielmann은 참여자 면접으로부터 얻은 독신됨의 두려움 관련 단일 요인 17문항을 5점 Likert 척도로 측정하였다. 이후 “세상에 나를 위한 누군가가 없을지도 모른다는 생각이 두렵다.”, “사랑을 찾기에 너무 늦었다고 느낄 때가 있다.”, “평생 혼자 살아야 할지도 모른다는 불안감을 느낀다.”, “아이를 낳고 기르기 위해서 연인을 빨리 찾아야 할 것 같다.”, “결국 혼자 남게 된다면, 아마 나에게 문제가 있다고 생각할 것 같다.”, “나이가 들수록 사랑하는 사람을 찾는 게 점점 어려워질 것 같다.”의 최종 6문항을 산출하고 Cronbach’s α는 .86으로 보고하였다. 본 연구에서는 척도의 문화 간 적합성 확보를 위해 (Behling & Law, 2000), 독신됨의 두려움 원전 17문항을 요인 분석하고 요인 부하량(factor lodaing) 값이 .06인 11번 문항을 삭제하여 척도의 내적 일관성을 확보하였다. 문항의 총합이 클수록 독신됨의 두려움 수준이 높다는 것을 의미하며, 독신됨의 두려움 척도의 신뢰도(Cronbach α)는 .91로 나타났다.
마지막으로, 매개변인인 독신 동기(Motivation for Singlehood) 측정을 위해 Blais et al.(1990)의 커플 동기 척도(Couple Motivation Questionnaire)를 Baltes(2024)가 수정 및 개발한 독신 동기 척도를 한국어로 번안하여 사용하였다. 이 척도는 총 2 요인 21문항으로 “혼자서도 충분히 만족스럽기 때문이다.”, “내 개성을 유지하며 사는 것이 중요하기 때문이다.” 등의 자율적 독신 동기 12문항과 “나와 연애(결혼)하고 싶어 하는 사람을 찾기 어렵기 때문이다.”, “내가 좋은 연애(결혼) 상대가 될 수 있을지 확신이 없기 때문이다.” 등의 통제적 독신 동기 9문항으로 구성되며 7점 Likert 척도로 측정한다. 독신 동기 원전 21문항을 요인 분석하여 자기결정성 이론과 요인 부하량, Baltes의 연구를 기준으로 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기로 각각 분류하였다. 각 하위 요인별 문항의 총합이 클수록 자율적, 통제적 독신 동기가 각각 높다는 것을 의미하며, 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기 척도의 신뢰도(Cronbach α)는 각각 .92, .79로 나타났다. 이상의 측정 도구를 사용한 연구 변인들은 평균 점수를 사용하였고, 각 척도의 문항 묶음 및 하위 요인의 신뢰도(Cronbach's α)를 <표 2>에 제시하였다.
표 2
문항 묶음 및 하위 요인의 신뢰도
*는 역채점 문항 (N=614)
| 변인 | 문항 묶음(하위 요인) | 문항 번호 | 문항 수 | Cronbach's α |
|---|---|---|---|---|
| 정신적웰빙 | 정서적웰빙 | 1,2,3 | 3 | .91 |
| 사회적웰빙 | 4,5,6,7,8 | 5 | .78 | |
| 심리적웰빙 | 9, 10, 11, 12, 13, 14 | 6 | .91 | |
| 독신됨의두려움 | 두려움 1 | 2, 10, 12, 13, 15 * | 5 | .78 |
| 두려움 2 | 3, 4, 5, 7, 17 | 5 | .78 | |
| 두려움 3 | 1, 6, 8, 9, 14, 16 * | 6 | .73 | |
| 자율적독신동기 | 자율동기1 | 2, 9, 13, 18 | 4 | .77 |
| 자율동기2 | 1, 14, 16, 20 | 4 | .76 | |
| 자율동기3 | 3, 12, 15, 21 | 4 | .79 | |
| 통제적독신동기 | 통제동기1 | 5, 8, 11 | 3 | .57 |
| 통제동기2 | 4, 10, 17 | 3 | .55 | |
| 통제동기3 | 6, 7, 19 | 3 | .56 |
3. 분석 방법
본 연구에서는 수집된 자료를 SPSS 25.0과 AMOS 23.0 프로그램을 사용하여 분석하였다. 분석에 앞서 z 점수(±3.00)와 Mahalanobis 거리(p<.001, df=12, χ²=32.91)를 활용하여 일변량 및 다변량 이상치를 제거함으로써 정규성을 확보하였다(Kline, 2016). 이후 SPSS를 활용하여 평균, 표준편차, 왜도, 첨도와 같은 기술통계량, 신뢰도(Cronbach’s α), 상관관계를 산출하였다.
주요 분석은 구조방정식모형(Structural Equation Modeling, SEM)을 통해 수행되었으며, 최대우도법(Maximum Likelihood, ML)을 사용하여 모수를 추정하였다. Anderson과 Gerbing(1988)의 2단계 접근법에 따라, 확인적 요인분석(CFA)으로 측정 모형의 타당성을 검증하고, 구조모형 분석을 통해 잠재 변인 간의 관계를 검증하였다. 단일 요인으로 구성된 변인의 안정적 추정을 위해서 문항 묶음(item parceling)을 적용하였으며, 모형의 적합도는 SRMR, RMSEA, GFI, NFI, TLI, CFI 등의 지수를 통해 평가하였다. SRMR, RMSEA는 일반적으로 .10 이하를, GFI, NFI, TLI, CFI는 .90 이상(Shi et al., 2019)을 수용 가능한 수준으로 설정하였다. 매개효과의 유의성 검증을 위해 95% 신뢰구간을 기준으로 2,000회 반복 추출하는 부트스트래핑(bootstrapping) 기법을 활용하고, 개별 간접효과 검증을 위해 팬텀 변인(phantom variable)을 활용하였다.
Ⅳ. 분석 결과
1. 측정 변인 간의 상관 및 기술 통계량
본 연구에서 사용한 측정 변인의 상관(correlation), 평균(mean), 표준편차(standard deviation), 왜도(skewness), 첨도(kurtosis)를 산출하여 <표 3>에 제시하였다. 구조방정식 모형의 다변량 정규성(multivariate normality) 가정 검토를 위해 왜도와 첨도 값을 확인한 결과, 모든 변인의 왜도 절대값이 2 미만, 첨도 절대값이 7 미만으로 나타나 정규성 가정을 충족하는 것으로 확인되었다(Curran et al., 1996).
표 3
측정 변인 간의 상관 및 기술통계량
(N=614)
| 측정 변인 | 두려움 1 | 두려움 2 | 두려움 3 | 자율동기 1 | 자율동기 2 | 자율동기 3 | 통제동기 1 | 통제통기 2 | 통제동기 3 | 정서적 웰빙 | 사회적 웰빙 | 심리적 웰빙 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 독신됨의 두려움 | 1 | 1 | |||||||||||
| 2 | .72** | 1 | |||||||||||
| 3 | .80** | .77** | 1 | ||||||||||
| 자율적 동기 | 1 | -.45** | -.26** | -.39** | 1 | ||||||||
| 2 | -.45** | -.30** | -.40** | .79** | 1 | ||||||||
| 3 | -.54** | -.34** | -.47** | .83** | .82** | 1 | |||||||
| 통제적 동기 | 1 | .04 | .18** | .06 | .37** | .30** | .35** | 1 | |||||
| 2 | .23** | .35** | .33** | .24** | .13** | .13** | .52** | 1 | |||||
| 3 | .14** | .29** | .28** | .27** | .16** | .24** | .48** | .62** | 1 | ||||
| 정신적 웰빙 | 정서 | -.25** | -.32** | -.34** | .29** | .34** | .33** | .03 | -.20** | -.12** | 1 | ||
| 사회 | -.08 | -.12** | -.18** | .21** | .21** | .23** | .17** | -.06 | .02 | .63** | 1 | ||
| 심리 | -.21** | -.25** | -.29** | .21** | .28** | .26** | .01 | -.22** | -.11** | .72** | .69** | 1 | |
| 평균 | 2.69 | 2.75 | 2.87 | 4.28 | 4.60 | 4.33 | 3.04 | 3.86 | 3.78 | 3.05 | 2.53 | 3.03 | |
| 표준편차 | .83 | .81 | .73 | 1.20 | 1.12 | 1.22 | 1.08 | 1.18 | 1.16 | .96 | .87 | .81 | |
| 왜도 | -.08 | .16 | -.20 | -.37 | -.39 | -.26 | .17 | -.30 | -.28 | -.36 | -.02 | -.12 | |
| 첨도 | -.71 | -.49 | -.49 | -.14 | .09 | -.05 | -.21 | .04 | -.08 | .29 | .11 | .15 | |
2. 측정 모형 검증
본 연구는 측정 문항이 잠재 요인을 적절히 반영하는지 알아보고자 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis)을 실시하였다. 그 결과, 모형 적합도는 x2=314.301, SRMR=.072, RMSEA=.095, GFI=.924, TLI=.925, CFI=.945, NFI=.936으로 수용 가능한 수준으로 확인되었다. 먼저, <표 4>와 같이 모든 잠재 변수의 요인부하량 임계비(C.R.)가 ±1.96을 초과하여 통계적으로 유의하였으며, 표준화 경로계수(β)가 .64~.94 범위로 나타났다. 또한 각 잠재 변인의 평균분산추출(AVE) 값이 .50~.84, 개념신뢰도(CR) 값이 .74~.94로, 기준값(AVE≥.50, CR ≥.70)을 충족하는 것으로 나타나 측정 모형의 집중 타당도가 확보되었다.
표 4
측정 모형의 집중 타당도
(N=614)
| 경로 | β | B | S.E. | C.R. | AVE | CR | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 독신됨의 두려움 | → | 두려움 1 | .87 | 1.07 | .04 | 31.03*** | .84 | .94 |
| → | 두려움 2 | .83 | .96 | .04 | 28.28*** | |||
| → | 두려움 3 | .93 | 1.00 | - | - | |||
| 자율적 독신동기 | → | 자율 동기 1 | .89 | .93 | .03 | 35.68*** | .76 | .90 |
| → | 자율 동기 2 | .87 | .86 | .03 | 33.85*** | |||
| → | 자율 동기 3 | .94 | 1.00 | - | - | |||
| 통제적 독신동기 | → | 통제 동기 1 | .64 | .79 | .06 | 14.46*** | .50 | `.74 |
| → | 통제 동기 2 | .80 | 1.07 | .06 | 16.95*** | |||
| → | 통제 동기 3 | .76 | 1.00 | - | - | |||
| 정신적 웰빙 | → | 정서적 웰빙 | .83 | 1.10 | .05 | 22.40*** | .73 | .89 |
| → | 사회적 웰빙 | .76 | .925 | .04 | 20.79*** | |||
| → | 심리적 웰빙 | .88 | 1.00 | - | - | |||
다음으로, 본 연구는 Fornell과 Larcker(1981)의 제안에 따라 각 잠재 변수의 평균분산추출(AVE) 값이 변수 간 상관계수의 제곱(r²)보다 큰지를 확인하고, Bagozzi와 Yi(1988)의 제안에 따라 각 잠재 변수 간 상관계수(r)에 표준오차(SE)의 2배를 ± 적용한 신뢰구간이 1을 포함하지 않는지를 검증하였다. 그 결과, <표 5>, <표 6>과 같이 모든 잠재 변수의 AVE가 상관계수의 제곱보다 크고, 상관계수 ± 2SE 값이 1을 포함하지 않는 것으로 나타나 측정 모형의 판별타당도가 확보되었다.
표 5
평균 분산 추출(AVE)와 상관 계수 제곱(r²)
(N=614)
| 변인 | r(r²) | AVE | |||
|---|---|---|---|---|---|
| 독신됨의 두려움 | 자율적 독신 동기 | 통제적 독신 동기 | 정신적 웰빙 | ||
| 독신됨의 두려움 | 1 | .84 | |||
| 자율적 독신 동기 | -.52(.27) | 1 | .76 | ||
| 통제적 독신동기 | .35(.12) | .32(.10) | 1 | .50 | |
| 정신적 웰빙 | -.33(.11) | .35(.12) | -.15(.02) | 1 | .73 |
표 6
상관계수(r) ± 2 표준오차(SE)
(N=614)
| 변인 | r | SE(2SE) | r+2SE(r-2SE) | ||
|---|---|---|---|---|---|
| 독신됨의두려움 | ↔ | 자율적독신동기 | -.52 | .04(.08) | -.44(-.60) ≠ 1 |
| 자율적독신동기 | ↔ | 통제적독신동기 | .32 | .05(.10) | .42(.22) ≠ 1 |
| 통제적독신동기 | ↔ | 정신적웰빙 | -.15 | .03(.06) | -.09(-.06) ≠ 1 |
| 독신됨의두려움 | ↔ | 통제적독신동기 | .35 | .03(.06) | .41(.29) ≠ 1 |
| 독신됨의두려움 | ↔ | 정신적웰빙 | -.33 | .02(.04) | .37(.29) ≠ 1 |
| 자율적독신동기 | ↔ | 정신적웰빙 | .35 | .04(.08) | .43(.27) ≠ 1 |
마지막으로, 본 연구는 이론적 배경을 바탕으로 설정한 구성개념 간 관계가 실제 상관관계를 통해 나타나 측정 모형의 법칙 타당도가 확보되었다(노경섭, 2019). 이와 같이 확인적 요인분석 결과, 측정 모형의 구성 타당도가 모두 검증되었으므로, 이후 구조방정식 모형 분석을 실시하였다.
3. 구조 모형 검증
본 연구는 선행 연구(Baltes, 2024; Spielmann et al., 2013)를 바탕으로 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 매개효과 검증을 위해 구조 모형을 분석하였으며, 최종 모형은 다음 [그림 1]과 같다.
초기 구조 모형에 대한 적합도 지수는 SRMR .145, RMSEA .122, GFI .883, TLI .876, CFI .908, NFI .899로 나타나, 대부분의 적합도 지수가 권장 기준을 충족하지 못하여 모형 수정이 필요한 것으로 확인되었다. 이에 AMOS의 수정 지수(Modification Index, MI)를 참고하여 모형 개선을 시도하였으며, 수정 지수가 10 이상으로 높은 항목들 중 이론적 정당성이 확보되는 오차항 간에 공분산을 추가하였다(Kline, 2016).
초기 구조 모형의 수정 지수를 분석한 결과, 자율적 독신 동기의 오차항(d1)과 통제적 독신 동기의 오차항(d2) 간 수정 지수(MI)가 147.14로 나타나 두 변인 간 공분산 경로를 추가할 경우에 모형 적합도가 유의하게 향상될 것으로 확인되었다. 자기결정성 이론에 따르면, 자율적 동기와 통제적 동기는 개념적으로 구분되지만 상호 독립적이지 않고 일부 공통 요인을 공유하며, 통제적 동기는 반복적 경험과 내면화(internalization) 과정을 통해 자율적으로 동기화될 수 있다고 한다(Ryan, 2017). 이러한 이론적 근거에 따라 두 요인 간 잠재적 관련성을 고려하여 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 오차항 간에 공분산(covariance)을 설정하였다. 그 결과, 수정된 구조 모형의 적합도는 SRMR .073, RMSEA .095, GFI .924, TLI .925, CFI .945, NFI .936으로 나타나 수용 가능한 수준으로 확인되었다. 이에 본 연구는 자율적 독신 동기의 오차항(d1)과 통제적 독신 동기의 오차항(d2) 간 공분산을 설정한 수정된 구조 모형을 최종 모형으로 확정하였다.
<표 7>과 같이 독립 변인인 독신됨의 두려움이 종속 변인인 정신적 웰빙으로 가는 직접 경로(β=.00, p>.05)는 유의하지 않았다. 그러나 매개 변인인 자율적 독신 동기(β=.44, p<.001)와 통제적 독신 동기(β=-.30, p<.001)가 종속 변인인 정신적 웰빙으로 가는 경로는 모두 유의하였다. 또한 독신됨의 두려움이 자율적 독신 동기로 가는 경로(β=-.52, p<.001)와 통제적 독신 동기로 가는 경로(β=.35, p<.001) 모두 유의미하였다. 마지막으로 각 변인들이 독립 변인들에 의해 얼마나 잘 설명되는지 알아보기 위해 다중상관자승 값(SMC, Squard Multiple Correlation) 을 산출하였다. 그 결과, 독신됨의 두려움은 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기에 대해 각 27%, 12%의 설명력을 보였으며, 독신됨의 두려움과 자율적 독신 동기, 통제적 독신 동기는 정신적 웰빙에 대해 20%의 설명력을 보이는 것으로 나타났다.
표 7
최종 구조 모형의 경로 계수 및 다중상관자승(SMC) 값
(N=614)
| 경로 | β | B | S.E. | C.R. | SMC | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 독신됨의 두려움 | → | 자율적 독신 동기 | -.52 | -.83 | .06 | -12.99*** | .27 |
| 독신됨의 두려움 | → | 통제적 독신 동기 | .35 | .46 | .06 | 7.41*** | .12 |
| 독신됨의 두려움 | → | 정신적 웰빙 | .00 | .00 | .08 | .04 | |
| 자율적 독신 동기 | → | 정신적 웰빙 | .44 | .33 | .06 | 5.91*** | .20 |
| 통제적 독신 동기 | → | 정신적 웰빙 | -.30 | -.26 | .07 | -4.10*** |
4. 최종 구조 모형의 매개효과 검증
<표 8>과 같이 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 매개효과를 검증하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping) 분석을 실시한 결과, 간접효과(β=-0.33, p<.001)가 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 최종 구조 모형의 매개효과는 유의한 것으로 나타났다. 또한 독립 변인인 독신됨의 두려움이 종속 변인인 정신적 웰빙에 미치는 직접 효과는 유의하지 않았으며, 매개 변인인 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기를 통한 간접 효과만이 유의하게 나타났다. 즉, 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기는 완전 매개효과를 가지는 것으로 확인되었다.
표 8
최종 구조 모형의 매개효과 검증
(N=614)
| 경로 | Bootstrapping | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| Total | Direct | Indirect | 95% 신뢰구간 | ||
| lower | upper | ||||
| 독신됨의 두려움 → 자율적 독신 동기 → 정신적 웰빙 | -.33*** | .00 | -.33*** | -.48 | -.21 |
| 독신됨의 두려움 → 통제적 독신 동기 → 정신적 웰빙 | |||||
AMOS에서 제공하는 부트스트래핑은 매개 변인이 2개 이상인 경우에도 각각의 매개 경로를 분리하지 않고 총 간접효과만을 산출한다. 따라서 다중 매개 모형에서 총 간접효과가 유의할 경우, 개별 매개효과의 유의성을 파악하기 위해서는 특정 간접효과를 별도로 확인해야 한다(MacKinnon, 2008). 이에 본 연구는 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기 각각의 매개 경로에 팬텀 변인(phantom variable)을 설정하여 부트스트래핑(bootstrapping)을 통한 개별 매개효과의 유의성을 검증하였다. 팬텀 변인에 의한 다중 매개 모형은 [그림 2]와 같다. AMOS의 팬텀 변인 분석은 비표준화 계수만 산출되고 표준화 계수는 제공되지 않는 한계가 있으므로, 비표준화 계수를 기준으로 한 개별 매개효과를 <표 9>에 제시하였다. 2,000회 반복 추출과 95% 신뢰구간을 기준으로 부트스트래핑을 실시한 결과, 두 매개 경로 모두 신뢰구간에 0이 포함되지 않아 유의한 것으로 확인되었다.
표 9
팬텀 변인에 의한 개별 매개효과 검증
(N=614)
| 경로 | B | S.E. | 95% 신뢰구간 | |
|---|---|---|---|---|
| lower | upper | |||
| 독신됨의 두려움 → 자율적 독신 동기 → 정신적 웰빙 | -.27*** | .05 | -.40 | -.17 |
| 독신됨의 두려움 → 통제적 독신 동기 → 정신적 웰빙 | -.12*** | .03 | -.21 | -.06 |
Ⅴ. 결론 및 논의
본 연구는 독신됨의 두려움이 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기를 매개로 독신의 웰빙에 이르는 경로를 확인하였다. 주요 분석 결과 및 논의는 다음과 같다.
첫째, 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 병렬 매개 효과를 살펴본 본 연구의 구조 모형은 양호한 적합도(SRMR=.073, RMSEA=.095, GFI=.924, TLI=.925, CFI=.945, NFI=.936)를 나타내었으며, 이를 통해 본 연구가 설정한 주요 변인 간의 구조적 관계는 통계적으로 타당하게 설명될 수 있음을 확인하였다.
둘째, 독신됨의 두려움이 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기를 병렬 매개하여 정신적 웰빙에 영향을 미치는 경로에서 완전 매개 효과가 나타났다. 즉, 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 직접 효과는 유의하지 않았으나(β=.00, p>.05), 독신 동기를 매개로 하는 간접효과는 유의하였다(β=−.33, p<.001, 95% CI[−.48, −.21]). 먼저, 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 직접 효과가 유의미하지 않은 결과는 다양한 대인관계 기반의 두려움이 웰빙의 여러 하위 영역에 부정적 영향을 미친다는 결과와 서로 다른 양상을 보인다. 예를 들면, 부정적 평가에 대한 두려움이 주관적 웰빙(양영옥, 이지연, 2022) 및 심리적 웰빙(장민지, 2025)에, 소외에 대한 두려움이 주관적 웰빙(김채량, 박영순, 2022)에, 친밀감에 대한 두려움이 심리적 웰빙(김진주, 2019)에 유의한 부적 영향을 주었다. 그러나 본 연구에서 사용한 정신적 웰빙 척도는 주관적, 심리적, 사회적 안녕 개념을 모두 포함하고 있어, 웰빙의 복합적 구성 요소 간 반응이 혼재되었을 가능성이 있다(Adamczyk, 2017). 이와 더불어 Lehmann(2015)은 관계 상태와 웰빙 간의 관계를 연구할 때 관계 상태 만족도를 함께 고려해야 할 필요성을 제기한 바, 독신의 웰빙은 관계 상태 만족도를 경유할 가능성 역시 있다. 또한 본 연구는 가족‧친구 등 사회적 관계 만족도나 사회적 지지를 통제하지 않았기 때문에, 독신됨의 두려움이 웰빙에 미치는 직접 효과가 통계적으로 약화하였을 가능성도 있다. 그러나 본 연구에서 독신됨의 두려움과 정신적 웰빙 간 직접 경로가 유의하지 않고 자율적 및 통제적 독신 동기를 통한 간접 경로만이 유의하게 나타난 것은 독신 동기가 독신됨의 두려움과 정신적 웰빙 간의 관계를 설명하는 핵심적인 심리 기제임을 보여준다.
다음으로, 자율적 독신 동기가 정신적 웰빙에 유의한 정적 직접 효과(β=.44, p<.001)를 그리고 통제적 독신 동기가 정신적 웰빙에 유의한 부적 직접 효과(β=−.30, p<.001)를 나타내었다. 이와 같은 결과는 독신 상태를 자기결정적 선택으로 수용할수록 삶의 만족과 안녕이 높아진다는 선행 연구(Beckmeyer & Jamison, 2023; Avilés, 2025), 그리고 비자발적 독신자가 높은 외로움과 낮은 삶의 만족도를 보고한다는 선행 연구 결과와 일치한다(Adamczyk, 2017; Lianda & Himawan, 2022). 독신을 학업‧직업‧성장 등 다른 삶의 목표에 집중하기 위한 자율적 선택으로 인식하는 개인은 높은 주관적 웰빙을 보고하였으며, 로맨틱 관계 욕구가 낮아 자발적으로 독신을 선택하였다고 인식하는 개인일수록 더 큰 삶의 만족을 경험하였다(Kislev, 2021). Apostolou 등(2019) 역시 비자발적 독신자가 자발적 독신자보다 더 많은 부정적 감정을 경험하고, 삶의 만족도가 유의미하게 낮다고 보고하였다. 비자발적 독신자들은 독신 상태를 자발적인 선택의 결과로 받아들이기보다 거절이나 기회 부족과 같은 외적 제약에 의해 어쩔 수 없이 처한 상태로 인식하는 경향이 있었으며, 이러한 인식이 심리적 통제감의 결여로 이어져 웰빙을 감소시켰을 가능성이 제시되었다. 결과적으로, 독신의 웰빙은 관계 유무 자체보다 독신 상태를 수용하는 동기의 자율성 수준에 의해 결정되며, 자율적 독신 동기는 웰빙을 강화하고, 통제적 독신 동기는 웰빙을 약화하는 경로로 작용한다는 점이 확인되었다.
마지막으로, 독신됨의 두려움은 자율적 독신 동기에 유의한 부적 직접 효과(β=−.52, p<.001), 통제적 독신 동기에는 유의한 정적 직접 효과(β=.35, p<.001)를 나타내었다. 이와 같은 결과는 독신됨의 두려움이 자율적 독신 동기를 약화하고 통제적 독신 동기는 증가시킨다는 Baltes(2024)의 연구와 그 맥을 같이한다. Spielmann 등(2013)의 연구 또한 독신됨의 두려움이 관계 종결에 대한 회피 동기를 증가시켜 낮은 로맨틱 관계 수준을 수용하게 만든다고 하였는데, 이는 두려움이 내면의 가치보다 외적 불안에 기반한 결정을 유도하여 자율적 관계 동기의 형성을 방해함을 알려준다. Bonarska 등(2025)은 독신됨의 두려움이 높은 개인이 파트너를 얻기 위해 과도한 자기희생적 연애 행동에 참여한다고 보고하였는데, 이는 외부 승인에 의존하는 통제적 관계 동기의 전형적인 사례이다. Tappolet(2016)은 두려움이 선택의 폭을 제한하고 자율성을 침해한다고 보았으며, Vandercammen 등(2014) 역시 부정 정서가 자율적 동기를 약화하고 외적 통제에 대한 민감성을 높인다고 보고하였다. 이와 같이 독신의 웰빙은 독신됨의 두려움 자체보다 그 두려움을 어떻게 해석하고 내면화하느냐 즉, 통제적 독신 동기의 수준을 낮추고 자율적 독신 동기의 수준을 높이는 심리적 자원에 핵심적인 영향을 받는다는 사실을 알 수 있다.
본 연구의 제한점과 이를 바탕으로 한 후속 연구에 대한 제언은 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 19세 이상 65세 미만의 무배우자 성인을 대상으로 하였으나, 미혼 참여자의 비율이 높고 횡단적 설계에 기반하였다는 점에서 결과의 일반화와 인과적 해석에 한계가 있다. 향후 다양한 로맨틱 관계 상태를 포함하는 표본을 확보하고, 종단 연구를 통해 독신됨의 두려움, 독신 동기, 웰빙 간의 변화 과정을 탐색하여 연구 결과의 일반화와 심층적 이해를 높여야 할 필요가 있다.
둘째, 본 연구는 사회적 지지나 관계 만족도 등 웰빙에 영향을 주는 요인을 통제하지 않았고, 미혼‧이혼‧사별 집단을 통합하여 분석했다는 점에서 해석에 유의가 필요하다. 이에 미혼(n=577), 이혼(n=35), 사별(n=2) 대상자를 ‘결혼 경험 없음(n=577)’과 ‘결혼 경험 있음(n=37)’ 집단으로 구분하여 추가 검토한 결과, 자율적 독신 동기에서만 평균 차이(t=2.48, p<.05)가 유의하게 나타났다. 또한 독신됨의 두려움이 자율적 및 통제적 독신 동기를 매개로 정신적 웰빙에 영향을 미치는 경로는 형태‧측정‧구조 동일성 모형 간 ΔCFI<.01 미만인 것으로 나타나, 결혼 경험 유무에 따른 집단 간 경로 차이는 유의하지 않은 것으로 해석할 수 있었다. 다만 ‘결혼 경험 있음’ 집단의 표본 수가 상대적으로 적어 모수 추정의 안정성과 집단 간 경로 차이의 검정력이 제한될 수 있으므로(Kline, 2016), 향후 연구에서는 집단 간 대상자를 균형 있게 모집하여 집단 간 경로 차이의 검정력을 제고할 필요가 있다. 아울러 외로움, 행복감, 자아존중감, 스트레스 등 독신의 웰빙에 영향을 줄 수 있는 주관적 정신건강 상태를 함께 고려하고, 다양한 로맨틱 관계 집단을 구분한 다집단 및 프로파일 분석 등을 통해 독신의 이질성을 반영한 정교한 모형 검증을 할 필요가 있다.
셋째, 본 연구는 독신됨의 두려움과 독신 동기를 측정하기 위해 타당화 과정을 거치지 않은 기존 원척도를 번안‧수정하여 사용하였다는 측정 도구의 한계를 지닌다. 독신이라는 개념은 사회적 맥락과 문화적 가치에 따라 다르게 인식될 수 있으므로, 한국 사회의 독신 경험에 적합한 문항 구성과 요인 구조에 대한 재검토가 필요하다. 특히 독신 동기 척도는 Blais 등(1990)의 커플 동기 척도를 Baltes(2024)가 수정한 것으로, 현대 한국 사회에서 변화된 독신의 사회문화적 의미와 가치관이 충분히 반영되지 않았을 가능성이 있다. 본 연구의 분석 결과에서도 통제적 독신 동기의 평균분산추출값이 낮게 나타나 구성 개념의 설명력이 다소 제한적인 것으로 확인되었다. 그럼에도 독신 동기는 독신됨의 두려움과 정신적 웰빙 간의 관계를 완전 매개하는 핵심 변수로 검증되었으며, 이는 독신자의 심리적 특성과 웰빙을 이해하는 데 있어 독신 동기가 가지는 중요성을 시사한다. 따라서 향후 연구에서는 한국 사회의 문화적 맥락을 반영한 독신 동기 및 독신됨의 두려움 척도를 새롭게 개발하고, 그 타당성을 체계적으로 검증할 필요가 있다.
넷째, 본 연구는 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 오차항 간 공분산이 유의하게 확인되었다. 이는 두 동기가 완전히 독립적인 개념이라기보다 구조 모형에 포함된 변수들로 설명되지 않는 공통 변량을 일부 공유하고 있을 가능성을 시사한다. 따라서 향후 연구에서는 두 동기 간 공유 분산을 설명할 수 있는 개인의 상황적 맥락, 경험, 성격, 정서적 요인 등을 포함한 확장 모형을 검증할 필요가 있다. 또한 종단 연구 설계를 통해 시간의 흐름에 따른 동기 구조가 어떠한 양상으로 변화하는지 탐색할 필요가 있다.
이러한 본 연구의 결과들을 바탕으로 살펴본 이론 및 실천적 의의는 다음과 같다.
첫째, 본 연구는 결혼과 연애를 ‘정상적’ 삶의 경로로 간주해 온 문화적 맥락 속에서 독신의 웰빙을 설명할 수 있는 심리적 요인을 실증적으로 검증함으로써, 관계 결핍 중심의 관점을 넘어 자율성과 심리적 맥락을 반영한 새로운 독신 연구의 틀을 제시하였다. 이러한 결과는 독신에 대한 사회문화적 인식 개선과 심리적 지원 정책의 필요성 즉, 독신됨의 두려움을 완화하고 자율적 삶의 의미 형성을 돕는 그리고 로맨틱 관계 선택의 다양성을존중하는 사회 및 정서적 교육을 요구한다. 아직 전 세계적으로 독신을 긍정적으로 조명하는 공공 캠페인이나 제도적 논의가 부족하지만, 미국은 2006년부터 매년 9월 셋째 주를 “Unmarried & Single Americans Week”으로 지정하여 독신의 삶을 기념하고, 다양한 독신자의 사회적 기여와 생활상을 조명하고 있다(U.S. Census Bureau, 2023). 이러한 사례는 독신을 결핍이 아닌 하나의 삶의 형태로 인정하고, 관계 선택의 자유와 웰빙을 지원하는 방향으로 사회의 분위기와 정책을 전환할 필요성을 보여준다.
둘째, 본 연구는 무배우자 독신자 집단을 대상으로 독신됨의 두려움이 정신적 웰빙에 미치는 영향에서 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기의 완전 매개 효과(β=−.33, p<.001, 95% CI[−.48, −.21])를 확인하였다. 분석 결과, 독신됨의 두려움은 정신적 웰빙에 직접적인 영향을 미치지 않았으나(β=.00, p>.05), 독신됨의 두려움은 자율적 독신 동기를 낮추고(β=−.52, p<.001) 통제적 독신 동기를 높이는(β=.35, p<.001) 경로를 통해 정신적 웰빙에 부정적인 영향을 미쳤다. 특히 자율적 독신 동기는 정신적 웰빙에 정적 영향(β=.44, p<.001)을 보인 반면, 통제적 독신 동기는 정신적 웰빙에 부적 영향(β=−.30, p<.001)을 나타내었다. 이는 독신의 웰빙이 독신됨의 두려움 그 자체보다 독신을 선택하고 유지하는 동기의 자율성과 통제성을 통해 설명될 수 있음을 보여준다. 이러한 결과는 독신의 웰빙에 독신됨의 두려움이 직접적인 영향을 미치기보다 자율적 독신 동기를 약화하고 통제적 독신 동기를 강화하는 경로를 통해 간접적으로 작용한다는 점에서 그 실천적 의의를 찾을 수 있다. 즉, 독신의 적응을 돕는 심리‧상담‧교육적 개입이 단순히 독신됨의 두려움을 완화하는 정서적 위기 지원에 초점을 맞추기보다 개인의 자율적 선택을 지지하고 외부로부터의 압력을 완화하여 독신 동기의 구조를 재조직하는 방향으로 설계될 때 독신의 웰빙 증진에 더욱 효과적일 수 있음을 시사한다. 실제 자기결정성 이론에 기반한 자기수용, 정서조절, 마음챙김, 자기연민 훈련은 개인의 자율성 지지를 통해 심리적 안정감과 삶의 만족도를 높인다는 연구들이 보고되고 있다(Ntoumanis et al., 2021). 독신 인구의 증가는 생애 전반에 걸쳐 누구나 경험할 수 있는 보편적 현상이 되고 있으므로, 독신을 위한 웰빙 프로그램은 특정 집단을 위한 보완적‧사후적 개입이 아니라 전 생애 발달적 관점에서 관계 자율성을 강화하는 공공 심리서비스로 확장될 필요가 있다.
셋째, 본 연구는 자율적 독신 동기와 통제적 독신 동기가 단절된 이분법적 개념이 아니라, 인간 내면에 상호 공존할 수 있는 심리적 구조임을 뒷받침한다. 구조 모형에서 두 동기 간 오차항의 상관(r=.63, p<.001)이 유의하게 나타난 것은 독신자의 두 동기 구조가 독립적으로 구분되기보다 동일한 개인 내에 동시에 존재할 가능성이 있음을 보여준다. 자기결정성 이론은 자율적 동기와 통제적 동기를 연속선상에 위치할 수 있는 질적 차원에서 이해하며, 통제적 동기가 개인의 동일시 및 통합 과정에서 자율성을 지지하는 경험을 거치며 자율적 동기의 형태로 이동할 수 있다고 한다(Ryan, 2017). 즉, 통제적 독신 동기가 상대적으로 높은 개인일지라도, 자율성을 지지하는 환경에서 동기 수준이 보다 자율적 독신 동기의 방향으로 조정될 가능성이 존재하는 것이다. 실제 자기결정성 기반의 심리 교육 프로그램이 자율적 동기를 강화하고 웰빙을 향상한다는 근거는 다수 보고된 바 있다(Neff & Germer, 2018). 본 연구와 자기결정성 연구의 결과들은 비자발적인 독신 상태에 있는 개인이 심리적 조절과 내면화 과정을 통해 독신 동기의 자율성을 강화하고 삶의 웰빙을 증진할 수 있다는 실천적 의의를 시사한다. 따라서 독신자를 대상으로 한 자율성 증진 프로그램은 자율적 독신 동기의 강화와 통제적 독신 동기의 완화를 통해 자신의 관계 상태에 대한 심리적 자율성을 회복하고 웰빙을 높일 수 있는 방향으로 설계할 필요가 있다.
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- 투고일Submission Date
- 2025-10-26
- 수정일Revised Date
- 2026-02-20
- 게재확정일Accepted Date
- 2026-03-03
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