서 론

통계청의 인구주택총조사에 따르면[1], 2022년의 한부모가구는 전체 가구 중 약 7%인 150만여 가구로 나타났고, 이 중 여성 한부모가구(한모가구)가 약 113만 가구로 남성 한부모가구(한부가구) 약 37만 가구보다 3배 가까이 많은 것으로 보고되었다. 일반적으로 한부모가구는 한부나 한모와 혼인 전의 자녀로 구성된 가구를 의미한다[2]. 모든 한부모가구가 사회적 지원이 필요한 것은 아니지만 많은 경우 그러하며, 특히 한모가구의 경우 삶에 있어 많은 어려움을 경험하는 것으로 알려져 있다. 한모가구의 어머니는 경제적 책임과 아동의 양육을 혼자서 감당해야 하며, 사회적으로 주어지는 편견으로 인해 심리적 어려움을 경험하는 것으로 보고되고 있다[3-6]. 혼인에 의한 부부가 친자녀를 양육하는 형태의 가족에서 점점 다양한 형태의 가족을 인정하는 사회적 분위기가 생겨나고 있지만, 여전히 한부모가구, 특히 한모가구는 사회적 약자로 인식되고 있다[7]. 게다가 한모가구는 2022년을 기준으로 지난 5년간 약 110만 가구로 규모가 지속적으로 유지되고 있어[1] 한모가구의 어머니가 안정적으로 생활할 수 있도록 사회적 지원을 강화하는 노력이 필요하다.

한모가구는 생활에 있어 복합적인 어려움을 경험하는데, 자녀가 있다는 점에서 무엇보다도 한모의 양육 스트레스를 해소하기 위한 노력이 우선되어야 한다. 일반적으로 한모가구의 어머니는 경제 활동과 양육 활동을 동시에 수행하게 된다. 하지만 한모가구의 어머니는 사회적 지지망이 부족하고, 노동시장에서의 차별로 인해 자녀양육에 필요한 충분한 심리적, 시간적, 물리적 자원을 확보하기 어렵다[3,8,9]. 따라서 한모가구의 어머니는 높은 수준의 양육 스트레스를 경험하게 되는데[3,4], 양육 스트레스가 아동학대를 포함하여 부정적인 양육 행동을 야기하는 주요인[10]이므로 이를 해소 및 예방하기 위한 개입이 반드시 필요하다.

본 연구에서 양육 스트레스라는 개념은 자녀 양육 과정에서 발생하는 심리적인 스트레스와 양육 비용과 정보 등으로 인한 경제적 및 질적 스트레스까지 포함한다[11,12]. 선행연구는 한모가구가 양부모가구[13]에 비해 그리고 한모가구 어머니가 기혼 여성[14]에 비해 양육 스트레스를 많이 받는다는 점을 보고하였다. 현재까지 한모가구 어머니의 양육 스트레스를 다룬 소수의 양적 연구들이 수행되어 양육 스트레스와 정신건강의 관계에 대한 연구[4], 우울 및 불안이 양육 스트레스에 미치는 영향에 대한 연구[3], 빈곤이 양육 스트레스에 미치는 영향에 대한 연구[15]가 존재한다. 이 같은 선행연구들은 마지막 연구를 제외하면 모두 소규모의 일 지역 표본이어서 결과의 대표성이 떨어지며, 한모가구 어머니의 양육 스트레스에 대한 영향요인을 살펴보는 연구가 부족함을 보여주고 있다.

이에 본 연구는 한모가구 어머니의 양육 스트레스에 영향을 미치는 요인을 살펴보고자 하는데, 다양한 요인 중 한모가 된 후 부정적 삶의 변화에 주목하고자 한다. 선행 연구에 따르면[16-18], 한부모는 한부모가 된 후 복합적으로 부정적인 삶의 변화를 경험하는데, 대표적으로 경제적 어려움 증가, 양육 부담 심화, 가사노동 증가, 건강 악화, 주변 사람과의 관계 악화, 미래에 대한 부담 증가 등을 포함한다. 특히 한모의 경우 한부와 비교하여 이 같은 복합적 어려움을 더 경험하는 것으로 보고되었다[19,20]. 한모가 된 후 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향은 가족 스트레스 이론(family stress theory)에 의해 설명할 수 있다. 가족 스트레스 이론은 어떤 가족이 다양한 스트레스 유발 사건을 경험하면, 해당 가족만의 대처 과정을 통해 부정적 역동이나 가족관계 악화와 같은 스트레스 결과물이 생성된다고 설명한다[21,22]. 이를 본 연구에 적용해보면, 한모가 된 후 어머니가 경험하는 복합적인 삶의 어려움은 스트레스 요인이 되어 자녀와의 관계에 있어 부정적 역동을 만들어내는 식으로 양육 스트레스를 증가시킨다고 이해할 수 있다.

아직까지 한모가구를 대상으로 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향을 규명한 연구는 수행되지 않았으나 한부모를 대상으로 한부모가 된 후 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스를 증가시킨다는 결과를 보고한 연구[17]가 존재한다. 또한 다른 선행연구[6]에서도 한부모가족이 코로나19로 인해 경험한 부정적 생활변화와 양육 스트레스 사이의 정적 관계가 보고되었다. 따라서 이상의 이론적, 경험적 근거를 기반으로 하여 본 연구는 한모가 된 후 경험한 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스를 증가시킬 것으로 예상하고자 한다.

한편, 한모가 된 후 경험하는 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향이 어떻게 전달되는지 이해하는 것을 통해 부정적 영향을 최소화하기 위한 보다 구체적인 개입 방안을 제안할 수 있다. 이를 위해 본 연구는 한모가 인지하는 우울 수준에 의한 매개효과에 주목하고자 한다. 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향에서 있어 우울의 매개효과는 가족 과정 모형(family process model)으로 설명할 수 있다. 해당 모형은 어떤 가정에서 스트레스를 야기하는 삶의 사건을 경험하면 부모의 심리ㆍ사회적 안녕이 저해되어 부정적인 양육 행동을 보이게 된다고 본다[23,24]. 즉, 본 연구에서 살펴보는 것처럼 한모가 된 후 복합적으로 경험하는 부정적인 삶의 변화들은 스트레스를 야기하는 삶의 사건들이 되어 한모의 우울의 증가와 같은 심리적 안녕의 문제를 야기하고, 이는 양육 스트레스를 증가시키는 부정적인 결과로 이어지게 되는 것이다.

선행연구를 살펴보면, 부정적인 삶의 변화는 한부모, 특히 한부에 비해 한모의 우울 수준을 증가시키는 요인으로 널리 알려져 있다[16,25-28]. 또한 한부모 및 한모를 대상으로 수행된 선행연구에서 우울이 양육 스트레스에 부정적인 영향을 미친다는 점도 규명되었다[4,6,29]. 하지만 이와 같은 개별적인 영향 관계를 하나의 모형 안에서 실증적으로 검증한 연구는 아직까지 수행되지 않고 있다. 따라서 본 연구에서 한모가 된 후 경험한 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 영향을 검증하고자 하며, 앞선 논의를 기반으로 부정적 삶의 변화가 우울의 수준을 높여 양육 스트레스의 수준을 높일 것으로 예상하고자 한다.

본 연구는 한모의 양육 스트레스에 대한 보다 특화된 개입 방안을 마련하기 위해 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과 검증에 더해 소득 수준이 해당 매개효과를 조절하는지 살펴보고자 한다. 가처분 소득을 기준으로 했을 때, 양부모가구에 비해 한부모가구는 절반 수준의 소득으로 살아가며[15], 한부가구에 비해 한모가구가 빈곤을 경험할 가능성이 높다[16]. 따라서 많은 경우 한모가구는 빈곤한 상황에서 살아갈 가능성이 크므로 한모가구 내에서도 소득 수준에 따라 부정적인 삶의 변화를 경험하는 정도가 다를 것으로 예상된다.

사회원인론(social causation theory)에 따르면[30], 어떤 개인의 빈곤은 스트레스의 증가, 열악한 삶의 환경, 건강하지 않은 행동 등 다양한 기제를 통해 정신건강의 악화를 야기한다고 설명한다. 즉, 빈곤이 정신건강 악화의 원인이라는 전통적인 이론인데, 이를 본 연구에 적용하면 한모의 소득 부족으로 인한 빈곤한 상태가 우울의 악화라는 정신건강상의 문제를 야기한다고 볼 수 있다. 실제로 코로나19 상황에서 저소득 한모를 대상으로 한 질적 연구에 따르면, 이들이 한모 집단 안에서도 저소득으로 인해 훨씬 더 많은 부정적인 삶의 변화를 경험한 것으로 나타났다[31]. 게다가 소득이 낮은 한모는 우울에 있어서도 보다 취약한 것으로 보고되었다[14,32].

따라서 이와 같은 설명을 기반으로 한모가 된 후 경험한 부정적인 삶의 변화가 우울에 영향을 미칠 때 이러한 영향이 중ㆍ고소득 한모에 비해 저소득 한모에게서 더 두드러질 것이라는 예상이 가능하다. 실제로 관련 선행연구[33]에서 자녀를 양육하는 어머니가 경험하는 생활사건 스트레스가 우울에 정적 영향을 미치는데, 이러한 영향이 소득이 높은 집단에서 더 작게 그리고 소득 수준이 낮은 집단에게서 더 크게 나타난다는 점을 보여주었다. 이에 본 연구는 부정적 삶의 변화가 우울에 미치는 영향에서 저소득 여부에 따른 조절효과를 기반으로 Process Macro의 조절된 매개효과 분석 방법을 적용하여 한모의 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과가 저소득 여부에 의해 조절되는지 분석해보고자 한다.

앞선 논의를 종합하여 본 연구는 한모가 된 후 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향과 저소득 여부에 따른 우울의 조절된 매개효과 검증을 목적으로 하고자 한다. 본 연구의 구체적인 연구질문은 다음과 같다.

첫째, 한모가 된 후 부정적 삶의 변화는 양육 스트레스에 영향을 미치는가?

둘째, 한모의 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향을 우울이 매개하는가?

셋째, 한모의 부정적 삶의 변화가 우울 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과는 저소득 여부에 의해 조절되는가?

연구방법

1. 연구설계

본 연구의 연구질문들을 토대로 분석하고자 하는 연구 모형을 도식화 하면 아래의 Fig. 1과 같다. 해당 모형이 보여주는 연구가설들은 다음과 같다.

연구가설 1. 한모가 된 후 부정적 삶의 변화 수준이 높아지면, 양육 스트레스 수준이 높아질 것이다.

연구가설 2. 한모의 부정적 삶의 변화 수준은 우울의 수준을 높이고, 이어서 양육 스트레스의 수준을 높일 것이다.

연구가설 3. 부정적 삶의 변화가 우울 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과는 중ㆍ고소득 한모에 비해 저소득 한모에게서 더 두드러질 것이다.

2. 연구대상

본 연구는 여성가족부에서 3년 주기로 구축하고 있는 한부모가족 실태조사의 공개 자료를 활용하여 2차 자료 분석을 수행하였다. 한부모가족 실태조사는 전국 단위의 대표성 있는 표본을 토대로 한부모가족의 실태를 파악하여 지원을 위한 기초 자료를 제공하기 위한 목적으로 여성가족부에서 3년마다 실시해오고 있다[34]. 본 연구는 2021년에 조사된 한부모가족 실태조사의 원자료를 활용하였다. 해당 조사의 최초 표본은 3,300명의 한부모를 포함했으나 본 연구의 분석을 위해 한부 1,095명을 제외했다. 또한 영유아 자녀가 있는 한부모 대상의 양육 스트레스 척도가 상이하여 230명을 제외했고, 자녀 연령 정보가 청소년을 벗어나는 14개의 사례도 제외하였다. 마지막으로 양육 스트레스 척도 문항에 응답하지 않은 5개의 사례를 제외하여 최종적으로 한모 1,938명을 분석 표본으로 선정하였다. 본 연구는 순천향대학교 생명윤리위원회를 통해 사전에 승인을 받고 진행되었다(IRB No. 202307-SB-079-01).

3. 연구도구

본 연구의 독립변수인 한모가 된 후 부정적 삶의 변화는 한부모가족 실태조사에 포함된 6개의 문항으로 측정하였다. 한부모가족 실태조사 연구진은 한부모가 된 후 경험할 수 있는 부정적 삶의 변화를 묻는 문항들을 자체적으로 개발하여 설문조사에 포함하였다[34]. 한부모는 경제적 어려움 증가 정도, 양육 부담 심화 정도, 가사노동 증가 정도, 건강 악화 정도, 주변 사람과의 관계 악화 정도, 미래에 대한 부담 증가 정도에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’로 응답하였다. 본 연구에서는 6개 문항의 평균점수를 활용하여 1점에서 5점의 범주를 지니며, 점수가 높으면 한모가 된 후 인식하는 복합적인 삶의 부정적 변화 수준이 높음을 의미한다. 6개 문항 간 내적 일치도는 .758로 안정적이었다.

본 연구의 종속변수인 양육 스트레스는 한부모가족 실태조사 연구진에 의해 구성된 8개 문항[34]을 활용하여 측정하였다. 실태조사에서 응답자는 부모-자녀 간 대화의 어려움 정도, 양육 스트레스 정도, 진로지도의 어려움 정도, 양육비용의 부담 정도, 생활지도의 어려움 정도 등의 8개 문항에 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’로 보고하였다. 8개 문항의 평균점수(범주 1점∼4점)를 분석에 사용하였고, 점수가 높으면 양육 스트레스의 수준이 높음을 가리킨다. 문항 간 내적 일치도는 .809였다.

매개변수인 우울은 한부모가족 실태조사에 포함된 Patient Health Questionnaire-9 (PHQ-9)으로 측정하였다[35]. PHQ-9은 우울해지는 정도, 자살생각을 하는 정도, 식욕이 없는 정도, 불면의 정도, 무기력한 정도 등의 9개 문항에 ‘전혀 아니다(1점)’에서 ‘거의 매일(4점)’로 응답한다. 본 연구에서는 9개 문항의 평균점수를 사용하여 1점에서 4점의 범주를 지니며, 점수가 높으면 우울의 수준이 높음을 의미한다. 9개 문항 간 내적 일치도는 .893이었다.

조절변수인 저소득 여부는 한부모가족 실태조사에 포함된 정부지원 대상 가구여부의 문항을 활용하여 측정하였다. 해당 문항에서 정부지원 대상인 저소득 한모가구를 1로, 지원 대상이 아닌 중ㆍ고소득 한모가구를 0으로 조작화 하였다.

한부모의 양육 스트레스를 다룬 선행연구들[5,6,14,15,17]을 기반으로 일련의 통제변수를 분석에 포함하였다. 먼저, 자녀 특성으로 성별(‘여자’ 0, ‘남자’ 1), 연령(연수), 형제/자매수(‘한 명’ 1, ‘두 명’ 2, ‘세 명 이상’ 3; 회귀분석에서는 범주 1을 제외하고 나머지 범주를 더미변수로 변환함)를 분석에 포함하였다. 또한, 한모의 특성으로 연령(연수), 건강상태(‘좋음’ 0, ‘좋지 않음’ 1), 장애 여부(‘없음’ 0, ‘있음’ 1), 한모가 된 기간(‘5년 미만’ 1, ‘5∼10년 미만’ 2, ‘10년 이상’ 3; 회귀분석에서는 범주 1을 제외하고 나머지 범주를 더미변수로 변환함), 동거 가구원 여부(‘없음’ 0, ‘있음’ 1), 교육수준(‘고등학교 졸업 이하’ 0, ‘대학교 재학 이상’ 1), 일평균 양육 시간, 일평균 가사노동 시간, 고용상태(‘상용근로자’ 1, ‘임시/일용근로자’ 2, ‘자영업/무급가족종사자’ 3, ‘비취업’ 4; 회귀분석에서는 범주 1을 제외하고 나머지 범주를 더미변수로 변환함)를 통제하였다.

4. 자료분석

본 연구는 SPSS (Ver. 27)를 활용하여 다음과 같이 자료를 분석하였다. 먼저, 기술통계 분석으로 모든 변수의 특성을 파악하였다. 다음으로 회귀분석을 기반으로 직접효과, 매개효과, 조절된 매개효과 등을 분석할 수 있는 Process Macro [36]를 활용하여 연구가설들을 검증하였다. 본 연구는 회귀분석에서 가외변수의 영향을 최소화하여 최대한 정확한 분석 결과를 얻기 위해 경험적 근거를 기반으로 자료에서 활용 가능한 모든 통제변수들을 모형에 포함하였다[37,38].

Process Macro의 Model 4를 통해 연구가설 1과 연구가설 2를 검증하였다. Model 4의 Total effect option을 통해 독립변수인 부정적 삶의 변화가 종속변수인 양육 스트레스에 미치는 전체효과(연구가설 1)를 확인하였다. 다음으로 Model 4의 2단계 분석으로 연구가설 2인 우울의 매개효과를 검증하였다. 1단계에서 독립변수가 매개변수인 우울에 미치는 영향, 2단계에서 독립변수와 매개변수가 종속변수에 미치는 영향을 분석하였다. 이어서 앞선 2단계 회귀분석을 기반으로 도출된 매개효과와 부트스트래핑(표본수 10,000개)에 의한 통계적 유의도를 확인하였다. Model 4의 회귀분석에는 저소득 여부를 포함하여 모든 통제변수를 포함하였고, Standardized effect option을 통해 표준화된 회귀계수를 보고하였다.

Process Macro의 Model 7의 2단계 분석을 활용하여 연구가설 3인 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과에서 저소득 여부에 의한 조절효과를 검증하였다. Model 7의 1단계에서 독립변수, 조절변수인 저소득 여부, 독립변수(평균중심화)와 조절변수의 상호작용항이 매개변수에 미치는 영향을 분석하였고, 2단계에서 독립변수와 매개변수가 종속변수에 미치는 영향을 확인하였다. 이어서 2단계 분석에 의해 산출된 중ㆍ고소득 한모 대 저소득 한모에 따른 우울의 조건부 매개효과와 조건부 매개효과 간 차이를 검증하는 조절된 매개지수, 부트스트래핑(표본수 10,000개)에 의한 통계적 유의도 결과를 확인하였다. 모든 회귀분석에 통제변수를 포함하였다. Process Macro의 조절효과 모형은 표준화된 회귀계수를 생성해주지 않아, 별도로 회귀분석을 수행하여 표준화된 회귀계수를 보고하였다.

연구결과

1. 연구대상의 특성

Table 1에는 기술통계 분석을 통해 모든 변수들의 특성을 파악한 결과가 제시되어 있다. 먼저, 자녀 특성 중 성별은 여자가 1,043명(53.8%), 남자가 895명(46.2%)으로 여자가 더 많은 것으로 나타났다. 자녀 연령은 평균 13.44세(SD=3.13, Range=7∼17)였다. 또한 형제/자매수의 경우한 명인 경우가 1,029명(53.1%)으로 절반이 넘었고, 이어서 두 명이 781명(40.3), 세 명 이상이 128명(6.6%)으로 보고되었다.

다음으로 한모의 특성 중 연령은 평균 44.52세(SD=5.24, Range=23∼62)였고, 건강상태는 518명(26.7%)이 좋지 않다고 보고하였다. 장애 여부의 경우 49명(2.5%)이 있다고 응답하였다. 한모가 된 기간은 5∼10년 미만이 861명(44.4%)으로 가장 많았고, 이어서 10년 이상 759명(39.2%), 5년 미만 318명(16.4%) 순으로 나타났다. 일평균 양육 시간은 2.90시간(SD=1.74, Range=0∼12)이었고, 일평균 가사노동 시간은 3.23시간(SD=1.09, Range=0.33∼12)으로 확인되었다. 교육수준은 고등학교 졸업 이하인 경우 1,170명(60.4%), 대학교 재학 이상인 경우가 768명(39.6%)이었다. 고용상태는 상용근로자가 770명(39.7%)으로 가장 많았고, 이어서 임시/일용근로자 534명(27.6%), 비취업 394명(20.3%), 자영업/무급가족종사자 240명(12.4%) 순으로 분석되었다. 마지막으로 저소득 여부의 경우 중ㆍ고소득 한모가 963명(49.3%)이었고, 저소득 한모가 975명(50.3%)으로 나타났다.

2. 주요변수의 특성

주요변수에 대한 기술통계 분석 결과가 Table 2에 제시되어 있다. 먼저, 독립변수인 한모가 된 후 부정적 삶의 변화는 평균 3.46점(SD=0.64, Range=1∼5)으로 중간 점수보다 다소 높은 수준으로 나타났다. 부정적 삶의 변화는 저소득 한모의 경우 평균 3.61점(SD=0.58)으로 중ㆍ고소득 한모의 평균 3.31점(SD=0.67)보다 통계적으로 유의한 수준에서 높게 나타났다. 다음으로 매개변수인 우울은 평균 1.47점(SD=0.51, Range=1∼4)이었는데, 저소득 한모의 경우 평균 1.57점(SD=0.57)으로 중ㆍ고소득 한모의 평균 1.38점(SD=0.41)보다 통계적으로 유의한 수준에서 높게 분석되었다. 종속변수인 양육 스트레스는 평균 2.38점(SD=0.52, Range=1∼4)으로 확인되었다. 이를 저소득 여부로 구분해서 살펴보면, 저소득 한모의 경우 평균 2.43점(SD=0.51)으로 중ㆍ고소득 한모의 평균 2.34점(SD=0.53) 보다 높게 보고되었다. 이 같은 차이는 통계적으로 유의했다. 모든 주요변수들의 첨도와 왜도 통계치를 통해 정규 분포를 크게 벗어나는 경우가 없음을 확인하였다.

다음으로 Table 2에서 상관관계 결과를 살펴보면, 한모가 된 후 부정적 삶의 변화는 우울(r=.221, p＜.001), 양육 스트레스(r=.309, p＜.001), 저소득 여부(r=.220, p＜.001)와 정적으로 유의한 관계를 가졌다. 또한 우울은 양육 스트레스(r=.257, p＜.001) 및 저소득 여부(r=.155, p＜.001)와 정적으로 유의한 상관관계를 보여주었다. 마지막으로 양육 스트레스는 저소득 여부(r=.086, p＜.001)와 정적으로 유의한 관계를 나타냈다.

3. 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향과 우울의 매개효과

Table 3에는 Process Macro Model 4를 활용하여 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향과 우울의 매개효과를 분석한 결과가 제시되어 있다. 먼저, Panel A와 같이 Model 4의 Total effect option을 통해 독립변수인 부정적 삶의 변화가 종속변수인 양육 스트레스에 미치는 전체효과를 분석한 결과, 모형의 설명력은 .146으로 유의했고(F=18.178, p＜.001) 부정적 삶의 변화(β=.293, p＜.001)는 양육 스트레스에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있었다. 즉, 한모가 된 후 부정적 삶의 변화 수준이 증가하면, 양육 스트레스 수준이 증가함을 알 수 있다. 이러한 결과는 본 연구의 첫 번째 연구가설이 지지됨을 보여준다.

다음으로 Panel B에 Model 4의 2단계 분석 결과가 제시되어 있다. Step 1의 독립변수가 매개변수인 우울에 미치는 영향에 대한 회귀분석 모형의 설명력은 .178로 유의했고(F=23.095, p＜.001), 부정적 삶의 변화(β=.102, p＜.001)는 우울에 정적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. Step 2의 독립변수와 매개변수가 종속변수에 미치는 영향에 대한 회귀분석 모형은 .185의 설명력을 보여주었고(F=22.987, p＜.001), 부정적 삶의 변화(β=.270, p＜.001)와 우울(β=.220, p＜.001) 모두 양육 스트레스에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있었다.

Table 3의 한단에 제시된 것처럼 앞선 2단계 분석을 토대로 산출된 우울의 매개효과는 0.018 (CI=0.010∼0.027)이었고, 통계적으로 유의했다. 즉, 한모가 된 후 부정적 삶의 변화 수준이 우울의 수준을 높여, 최종적으로 양육 스트레스 수준을 높이고 있음을 알 수 있다. 이를 통해 본 연구의 두 번째 연구가설이 지지되고 있음을 확인하였다. 또한 Panel A에서의 부정적 삶의 변화의 회귀계수(β=.293, p＜.001)가 Panel B의 Step 2에서 매개변수를 추가한 후 크기는 감소했으나 여전히 통계적으로 유의(β=.270, p＜.001)하여 우울의 부분 매개효과가 있음을 알 수 있다. 즉, 한모가 된 후 부정적 삶의 변화는 직접적으로 양육 스트레스에 영향을 미치는 동시에 우울의 증가를 통해 간접적으로도 영향을 미침을 이해할 수 있다.

4. 저소득 여부에 따른 우울의 조절된 매개효과

PROCESS macro Model 7을 사용하여 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향에서 저소득 여부에 따른 우울의 조절된 매개효과를 분석한 결과가 Table 4에 제시되어 있다. 먼저, Step 1에서 독립변수인 부정적 삶의 변화, 조절변수인 저소득 여부, 평균중심화된 독립변수와 조절변수의 상호작용항이 매개변수인 우울에 미치는 영향을 분석하였다. 해당 회귀분석 모형은 .180의 설명력을 나타냈고(F=22.184, p＜.001), 부정적 삶의 변화와 저소득 여부 사이의 상호작용항(β=.063, p＜.05)은 우울에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다. 또한 해당 상호작용항을 모형에 추가하는 것은 모형의 설명력을 .002 만큼 유의하게 증가시켰다(F=4.931, p＜.05).

보다 편리하게 상호작용항을 해석하기 위해 Step 1의 결과를 도식화하여 Fig. 2에 제시하였다. X축은 평균중심화된 부정적 삶의 변화 점수, Y축은 우울 점수, 점선은 중ㆍ고소득 한모, 실선은 저소득 한모를 가리킨다. Fig. 2를 통해 알 수 있듯이 부정적 삶의 변화는 우울과 정적 영향 관계를 보이는데, 이러한 영향의 기울기가 중ㆍ고소득 한모에 비해 저소득 한모의 경우 더 가파르게 나타나고 있다. 이는 해당 영향이 저소득 한모에게서 더 크게 나타나고 있음을 보여준다.

다음으로 Step 2의 독립변수와 매개변수가 종속변수에 미치는 영향에 대한 회귀분석은 .185의 설명력을 보여주었고(F=24.203, p＜.001), 부정적 삶의 변화(β=.273, p＜.001)와 우울(β=.221, p＜.001) 모두 양육 스트레스에 정적으로 유의한 영향을 보여주었다.

이상의 Model 7의 2단계 분석을 토대로 산출된 저소득 여부에 따른 우울의 조건부 매개효과가 Table 4의 하단에 제시되어 있다. 한모가 된 후 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과는 중ㆍ고소득 한모의 경우 0.011 (CI=0.003∼0.020)이었고, 저소득 한모의 경우 0.028 (CI=0.013∼0.044)이었다. 각각의 조건부 매개효과는 모두 통계적으로 유의했다. 또한 중ㆍ고소득 한모와 저소득 한모에 따른 우울의 조건부 매개효과 간 차이를 검증하는 조건부 매개지수는 0.017 (CI=0.001∼0.034)이었고, 통계적으로 유의했다. 이와 같은 결과는 한모가 된 후 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 매개효과가 저소득 여부에 의해 조절됨을 보여준다. 해당 매개효과는 저소득 한모에게서 더 크게 나타나 본 연구의 세 번째 연구가설이 지지되고 있음을 알 수 있다.

5. 강건성 분석

본 연구는 추가 분석을 수행하여 연구모형에 대한 강건성을 검증하였다. 첫째, 부정적 삶의 변화 척도에 포함된 경제적 어려움의 항목이 주관적 인식이지만 조절변수인 소득 수준과 상호 영향을 줄 수 있다. 이에 경제적 어려움과 소득 수준 사이의 상관관계를 확인해보니 .273으로 낮은 강도의 관계가 있음을 확인하였다. 이는 물질적 어려움과 같은 생활의 질적 측면에 대한 인식의 척도와 소득이 서로 상관관계가 강하지 않다는 점[39]과 일치하는 결과이다. 추가로 경제적 어려움 문항을 제외하고 나머지 5개 문항으로 부정적 삶의 변화 척도를 생성(내적 일치도 .758에서 .701로 감소)하여 모든 분석을 다시 수행하였는 데, 결과는 동일하였다.

둘째, 부정적 삶의 변화에 포함된 부와 모의 역할을 혼자서 감당한다는 문항이 종속변수이 양육 스트레스와 상호 영향을 줄 수 있다. 이에 두 변수 간의 상관관계를 분석하여 .131로 매우 약한 강도임을 확인하였다. 추가로 부와 모의 역할을 혼자서 감당한다는 문항을 제외하고 나머지 5개 문항으로 부정적 삶의 변화 척도를 생성(내적 일치도 .758에서 .691로 감소)한 후 분석을 다시 수행하였다. 조절된 매개지수가 유의도 90% 수준에서 유의한 것 외에는 모든 결과가 동일하였다.

셋째, 마지막으로 경제적 어려움과 부와 모의 역할 혼자서 감당의 두 문항을 제외하고 나머지 4개 문항으로 부정적 삶의 변화 척도를 생성(내적 일치도 .758에서 .612로 감소)한 후 분석을 다시 수행하였다. 분석의 결과는 조절된 매개지수가 유의도 90% 수준에서 유의한 것을 제외하고 본래의 결과와 동일하였다.

고 찰

본 연구는 한모가 된 후 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향과 저소득 여부에 따른 우울의 조절된 매개효과 검증을 목적으로 수행되었다. 분석을 통해 도출한 결과들에 대한 논의는 다음과 같다.

첫째, 한모가 된 후 부정적 삶의 변화는 양육 스트레스에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있었다. 이는 한부모를 대상으로 부정적 삶의 변화와 양육 스트레스의 관계를 살펴본 선행연구들[6,17]의 결과를 지지하고 있다. 나아가 본 연구는 한모만을 대상으로 해당 관계를 규명했다는 점에서 선행연구의 확장에 기여하고 있다. 또한 본 연구는 가족 스트레스 이론[21]을 기반으로 한모가 된 후 경험하는 부정적 삶의 변화가 스트레스 원인이 되어 양육 스트레스와 같은 부정적인 가족 역동을 만들어 낼 수 있음을 실증하였다는 점에서도 기여하고 있다. 특히 본 연구는 전국적 대표성을 지니는 한모 표본을 활용하여 분석 결과를 기반으로 정책적 개입을 위한 제안이 가능하다.

둘째, 본 연구는 한모가 된 후 부정적 삶의 변화가 우울을 통해 양육 스트레스를 증가시키는 부분 매개효과를 확인하였다. 이와 같은 결과는 한모를 대상으로 부정적 삶의 변화가 우울에 미치는 영향[16,26-28] 및 우울이 양육 스트레스에 미치는 영향[4,6]을 살펴본 선행연구들과 큰 맥락에서 일치하고 있다. 본 연구는 가족 과정 모형[24]을 기반으로 한모의 부정적 삶의 변화, 우울, 양육 스트레스라는 경로를 하나의 모형 안에서 실증하였다는 점에서 선행연구에 기여하고 있다. 특히 부분 매개효과가 확인되어 한모의 양육 스트레스를 예방 및 완화하기 위해 부정적 삶의 변화에 대한 개입과 동시에 우울을 다루는 개입도 병행되어야 함을 알 수 있다.

셋째, 본 연구는 한모가 된 후 부정적 생활 변화가 우울을 통해 양육 스트레스에 미치는 부정적 매개효과가 저소득 한모에게서 더 두드러지고 있음을 밝혀냈다. 이와 같은 한모의 부정적 삶의 변화가 양육 스트레스에 미치는 영향에서 저소득 여부에 따른 우울의 조절된 매개효과는 본 연구에서 처음으로 실증되었다. 특히 사회원인론[30]의 설명을 기반으로 부정적 삶의 변화가 우울에 미치는 영향에 있어 빈곤이 이러한 영향을 가중시키는 위험요인이 될 수 있음을 실증하였다는 점에서 기여하고 있다. 이와 같은 결과는 한모의 양육 스트레스 관련 지원을 위해 우울에 대한 개입을 고려할 때, 저소득 한모에게 특화된 접근이 필요함을 보여준다.

본 연구에서 밝혀낸 분석 결과들을 기반으로 한모의 양육 스트레스와 관련하여 다음과 같은 개입 방안을 제안하고자 한다. 첫째, 본 연구의 첫 번째 결과는 자녀를 양육하는 한모의 양육 스트레스를 예방하기 위해 한모가 된 이후 경험할 수 있는 부정적 삶의 변화를 방지하기 위해 보다 실효성 있는 지원이 필요함을 시사한다. 이를 위해 한부모 가족지원법을 개정하는 노력이 요구된다. 현재 한부모가 족지원법을 기반으로 하는 지원 제도의 경우 선정의 기준이 비현실적으로 낮아 지원 대상이 되는 것 자체가 쉽지 않은 상황이다. 또한 한부모 대상의 생활비와 양육비의 지원 금액이 턱없이 적어 실질적인 도움이 되지 못하고 있다. 더해서 한부모의 자립을 지원하기 위한 서비스도 양적, 질적으로 문제가 있다고 지적 받고 있다. 따라서 한모의 부정적 삶의 변화를 근본적으로 방지하기 위해 한부모 가족지원제도를 개선하는 것이 우선되어야 할 것이다.

둘째, 한모의 양육 스트레스를 감소시키기 위해 부정적 삶의 변화에 대한 개입과 동시에 우울을 다루는 개입을 병행해야 한다. 이를 위해 한부모 대상 서비스 제공의 주축 기관이 한부모가족지원센터의 역할 강화를 제안한다. 현재 센터에서는 한부모를 대상으로 상담 서비스를 제공하고 있는데, 이를 위한 사정 과정에 우울 문제에 대한 진단을 기본적으로 포함시킬 필요가 있다. 특히 저소득 한모의 경우 우울에 대한 개입에 있어 특화된 프로그램을 제공하여 효과를 극대화할 필요가 있다. 예를 들면, 자녀를 양육하는 저소득 한모를 대상으로 스트레스 관리 프로그램, 사회적 지지 체계 형성 프로그램, 건강 관리 프로그램 등을 제공할 수 있다. 더해서 저소득 한모의 경우 시간 부족으로 인해 지원 기관에 방문하는 것이 어려울 수 있으므로 찾아가는 상담을 제공하는 것도 고려해볼 수 있을 것이다.

Notes

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Soonchunhyang University Research Fund.

Fig. 1.

Research model.

Fig. 2.

Moderation effect of low-income status.

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References

Citations

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