모와 자녀가 지각한 우울, 자아존중감, 주관적 삶의 만족도 간의 종단적 관계: 잠재성장모형을 적용한 행위자 상대자 상호의존모형(APIM)의 적용

1. 서 론

누구나 행복하고 만족스러운 삶을 추구하며 더 나은 삶을 살아가길 원한다. 그러나 세계 주요 23개국 대상으로 ‘건강과 웰빙(Well being)’ 전반에 대한 인식을 알아보는 글로벌 헬스서비스기업 시그나그룹(Cigna Corporation)의 웰빙 지수 결과, 우리나라의 웰빙 지수는 조사 대상 주요 23개국 중 최하위인 것으로 나타났다(매일경제, 2018. 7. 10). 또 다른 연구인 우리나라 아동·청소년 행복지수 국제비교연구에서도 우리나라 아동·청소년의 주관적 행복감은 경제협력기구(OECD) 회원국 22개국 가운데 20위인 하위 수준을 기록하였다(염유식, 김경미, 이승원, 김수미, 2017). 이는 우리나라 국민의 삶에 대해 느끼는 주관적 만족과 행복이 심각한 수준임을 확연히 드러낸 결과라 할 수 있다. 자신의 삶의 다양한 영역에 대한 전반적인 만족 정도를 의미하는 삶의 만족은 개인의 삶의 질을 평가하는 대표적인 지표이며 궁극적으로는 삶의 목적으로 평가된다(Huebner, 2004; 김영민, 임영식, 2013). 사회 전반에 걸쳐 삶의 만족, 행복, 안녕감에 대한 관심은 높아졌지만 최근 다수의 연구결과에서 볼 수 있듯이 실질적인 우리나라 국민의 삶의 만족은 심각한 수준을 보이고 있다. 이러한 현실에서 우리나라 모든 개인의 삶이 행복하고 만족스러운 삶을 살아가기 위해서는 삶의 만족에 대한 관심이 촉구되고, 삶의 만족에 대한 주요한 영향요인이 무엇이고 어떤 경로에 의해 영향을 미치는지를 실증적으로 검증하는 작업이 필요할 것이다.

글로벌 헬스서비스기업 시그나그룹의 웰빙 지수 결과에서 특히 주목할 부분은 우리나라의 웰빙 지수는 가족 부문에서 작년대비 큰 폭으로 수치가 하락하여 인간관계에서 겪게 되는 어려움이 커진 것으로 조사됐다는 점이다. 더욱이 가족부문에서 응답자 대부분 가족과 보내는 시간이 부족하다고 인식하고 있었으며 부모의 부양과 자식의 양육에 대한 부담이 크게 증가하여 심리적, 재정적 어려움을 겪고 있는 것으로 나타났다(매일경제, 2018. 7. 10). 삶의 만족과 행복은 개인의 삶에 변화를 주기도 하며 개인 내적·외적 환경 요인에 따라 변화하기도 한다(Fujita & Diener, 2005). 특히 국내외 다수의 연구에서 가족관계나 또래관계가 아동의 행복에 영향을 주는 가장 큰 요인이라는 공통된 결과가 보고되고 있다. 한국방정환재단 및 교육부와 한국과학창의재단 등의 조사에서 공통적으로 우리나라 아이들은 행복을 위한 필요조건 1위로 ‘화목한 가정’을 선택하였으며(김희연, 김군수, 신기동, 송승현, 2015; 염유식 외, 2017) 부모, 친구와의 관계가 좋은 아이의 행복감이 큰 것으로 나타났다(동아일보, 2013. 5. 2). 이는 곧 자녀와 부모의 행복, 삶의 만족은 화목한 가정을 통해 형성되며 이에 가장 중요한 것은 부모와 자녀간의 긍정적인 유대관계, 즉 애착관계가 중요함을 방증하는 결과이다. 이처럼 부모에게는 자녀가, 자녀에게는 부모가 중요한 영향력을 행사하며 이들 간의 관계는 서로의 삶에 주요한 영향요인으로 작용하게 된다. 이에 본 연구에서는 개인의 삶의 만족의 영향요인을 가족관계에 초점을 맞추어 살펴보고자 하였다. 특히 어머니는 자녀의 행복감에 영향을 미치는 주 양육자로서 어머니의 영향력은 매우 크다고 보고되고 있다(Furnham & Cheng, 2000). 또한 아직까지 대부분의 가정에서는 어머니가 자녀의 양육을 담당하고 있으며 이에 따른 자녀와의 상호작용도 아버지보다는 어머니와 상대적으로 더 많게 된다. 이는 주 양육자의 역할을 어머니가 담당하고 있으리라 유추할 수 있으며 자녀의 심리적, 신체적, 사회적 변화는 어머니와의 관계와 밀접하게 관련되리라 가정할 수 있다. 이에 따라 삶의 만족에 대해 어머니와 자녀와의 관계 속에서 이루어지는 영향력을 중점적으로 살펴봄으로써 한 개인의 인생 전반의 삶의 만족에 가정이 갖는 역할을 면밀하게 살펴보고자 하였으며 이러한 어머니와 자녀와의 관계가 서로의 삶의 만족에 어떠한 영향을 미치는지를 검증함으로써 궁극적으로는 모든 개인의 삶의 만족을 향상시키고자 하는데 본 연구의 목적이 있다.

한편 개인의 주관적 삶의 만족은 결정되어 고정된 상태가 아니며 개인 내적 요인과 환경 요인에 의해 변화하는 특성이 있다(Fujita & Diener, 2005). 특히 삶의 만족은 개인 내적특성과 깊은 관련을 맺고 있다(김혜원, 홍미애, 2007; Diner & Seligman, 2002). 다양한 개인 내적특성 변인들 중 자신을 가치 있는 사람으로 인지하는 자아존중감(self-esteem)과 낮은 수준의 심리적 증상인 불안과 우울은 삶의 만족을 설명하는 대표적인 변인들이다(Coopersmith, 1975; Gilman & Huebner, 2006). 보편적으로 자아존중감과 우울은 각각 정신건강의 긍정적인 측면, 부정적인 측면을 나타내며 서로 상반된 개인 내적변인으로 대표된다. 더욱이 자기가치에 대한 평가로 볼 수 있는 자아존중감은 그 자체가 높아질수록 삶의 질이 높다고 느끼지만 반대로 낮아질수록 불안, 우울 등의 부정적 정서를 경험한다는 연구들이 보고되고 있어(Kessler, Turner & House, 1998; Rowely & Feather, 1987), 자아존중감과 우울, 삶의 만족도 간의 유기적 관계를 유추해 볼 수 있다.

기존의 연구들에서도 삶의 만족도에 대한 자아존중감과 우울의 영향력을 검증하여 보고하고 있다. 선행연구에서는 자기 자신에 대한 가치 평가로 스스로를 가치 있는 인간으로 인지하는 자아존중감(Rosenberg, 1965)이 삶의 만족도(구현영, 박현숙, 장은희, 2006; 김윤나, 박옥식, 2009; 박선영, 2005; 성은모, 김균희, 2013; Fujita & Diener, 2005)에 부정적 심리 정서인 우울이 삶의 만족도(문재우, 2012; 이보람, 박혜준, 2011; 홍연란, 장군자, 최청숙, 2016)에 영향을 미치는 요인으로 보고하고 있다. 또한 자아존중감과 우울 간의 관계에 대해서 조춘범과 김동기의 연구(2010)에서는 자아존중감과 우울이 쌍방향적인 서로 영향을 주고받는 관계임을 제시하였다. 그 외의 연구들에서도 우울과 자아존중감 간의 관계에 대해 보고하고 있다(양종국, 김충기, 2002; 최은영, 최인령, 2012; Rosenberg, 1965). 더불어 이용호, 김희경과 김낭송(2013)의 연구에서는 우울과 삶의 만족도와의 관계에서 자아존중감은 매개효과를 보였으며, 김욱(2017)도 우울이 높을수록 삶의 만족도가 낮아지는 동시에 간접적으로 자아존중감을 통해서도 삶의 만족도가 낮아지는 것으로 보고하고 있다.

그러나 기존의 자아존중감과 우울, 삶의 만족도 간의 관계를 분석한 연구는 한 개인에 대한 연구나 부모가 자녀에게 미치는 영향력에 초점을 맞추어 살펴본 연구들이 대부분이다(구현영, 박현숙, 장은희, 2006; 김윤나, 박옥식, 2009; 문재우, 2012; 박선영, 2005; 성은모, 김균희, 2013; 조춘범, 김동기, 2010; Fujita & Diener, 2005). 그러나 사회 구성원으로써 타인과의 관계는 상호의존적이며 특히 부모와 자녀는 유기적 관계를 갖고 있다(김희연 외, 2015). 즉 부모가 자녀에게 미치는 영향만큼 자녀도 부모에 영향을 주는 주요한 객체로써 작용할 것이다. 따라서 삶의 만족에 대해 어머니와 자녀와의 관계 속에서 이루어지는 우울과 자아존중감의 영향력과 관계에 대한 분석은 양방향의 상호적 분석이 이루어져야 할 것이다.

또한 기존의 자아존중감과 우울, 삶의 만족도 간의 관계를 분석한 연구들은 대부분 횡단자료를 바탕으로 한 연구들이다. 그러나 횡단자료를 기반으로 하여 분석한 연구는 변수들 간의 관계 정도는 추론할 수 있지만 변수들 간 인과적 관련성을 추정하기에는 한계를 지니며(윤태희, 조영일, 2014) 시간 흐름에 따른 변화 양상을 역동적으로 검증하지 못한다는 한계를 지니고 있다. 자아존중감과 우울, 삶의 만족도는 매년 변할 수 있는 시간의존적 요인(time-varying covariate)이므로 종단적으로 변화를 살펴보는 것이 보다 정확하다(김진호, 홍세희, 2012). 특히 타인과의 상호작용을 통해 변화되는 과정은 특정 한 시점에서 나타나는 것이 아니라 장기적 시간 흐름에 따라 축적되고 발달하게 될 것이며 개인 내적 특성 변인들은 시간의 흐름에 따라 형성되고 발달하게 된다. 따라서 본 연구는 시간이 지남에 따라 모와 자녀의 자아존중감과 주관적 삶의 만족도의 변화 양상을 확인하고 모와 자녀의 유기적 관계 속에 우울과 자아존중감, 주관적 삶의 만족도 간의 상호적 인과 관계 및 영향력을 검증하고자 한다. 즉 개인의 삶의 만족을 높이기 위한 추상적이고 광범위한 결과와 결론이 아닌 개인의 삶에 큰 영향력을 지닌 가정요인으로 초점을 맞추어 보다 구체적이고 세밀한 연구를 진행하였다. 이를 통해 모든 개인의 삶의 만족도를 향상시키기 위한 장기적 차원의 구체적이고 세분화된 근거기반이 마련될 수 있을 것이라 기대된다.

본 연구의 목적에 따른 구체적인 연구내용을 연구문제로 제시하면 다음과 같다.

첫째, 모와 자녀의 자아존중감, 주관적 삶의 만족도는 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화하는가?

둘째, 모와 자녀의 우울이 자아존중감에 미치는 행위자 효과 및 상대자 효과는 어떠한가?

셋째, 모와 자녀의 자아존중감이 주관적 삶의 만족도에 미치는 행위자 효과 및 상대자 효과는 어떠한가?

넷째, 모와 자녀의 자아존중감은 모와 자녀의 우울과 주관적 삶의 만족도 간의 관계를 매개하는가?

2. 이론적 배경

3. 연구 방법

4. 연구 결과

1) 기술통계 및 상관분석

본 연구에서 사용한 요인들의 5시점 기술통계치 및 상관분석은 <표 1>과 같다. 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도와 자아존중감은 정적으로 유의한 상관을 보였으며, 우울과는 부적으로 유의한 상관을 보였다.

<표 1>

기술통계치 및 상관분석

2) 자아존중감과 주관적 삶의 만족도 변화 양상 분석

(1) 주관적 삶의 만족도 변화 양상 분석

모와 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화 양상을 추정하기 위하여 독립변수가 없는 무조건 잠재성장모형을 분석하였다. 무변화 함수모형, 선형 함수모형, 비선형 함수모형의 순으로 분석을 실시하였으며, 비교의 기준으로는 χ² 검증을 실시하였는데 χ²은 표본수에 민감하므로 적합도지수 TLI, CFI, RMSEA를 이용하여 비교하였다(Hu & Bentler, 1999; Browne & Cudeck, 1993). 주관적 삶의 만족도의 무조건 잠재성장모형별 적합도는 <표 2>와 같다.

<표 2>

주관적 삶의 만족도 변화의 무조건모형 비교

무변화, 선형, 비선형 모형의 적합도를 비교한 결과, 모와 자녀는 비선형 함수모형이 변화를 가장 잘 설명하는 것으로 나타났다. 비선형의 경우 TLI와 CFI 값이 가장 높았고 RMSEA 값은 가장 낮았다. 그러나 본 연구에서는 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화 형태 함수로 선형 함수모형을 선택하였다. 선형 함수모형을 선택한 이유는 먼저 선형 함수모형의 TLI, CFI, RMSEA 값이 비선형 함수모형과 큰 차이를 보이지 않았으며, 적합도 기준에 비추어 보았을 때에도 좋은 모형으로 볼 수 있었기 때문이다. 또한, 본 연구는 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도와 뿐만 아니라 자아존중감도 변화 양상을 살펴 두 변인 간의 관계를 살펴보는 것을 목적으로 하고 있다. 비선형 함수모형으로 분석할 경우 초기치, 선형 변화율뿐만 아니라 비선형 변화율에 대해서도 해석해야 하므로 변수 간 관계 설명이 복잡해진다. 따라서 변인 간 관계 분석의 간명성을 도모하기 위해 본 연구에서는 선형 함수모형(모: χ²=36.801, df=10, CFI=.974 TLI=.974, RMSEA=.051, 자녀: χ²=21.970, df=10, CFI=.958, TLI=.958, RMSEA=.048)을 선택하여 변인의 종단적 관계를 살펴보았다.

최종적으로 선택된 선형변화 모형의 추정치는 <표 3>과 같다. 먼저 모의 주관적 삶의 만족도는 초기치와 변화율의 평균과 분산은 통계적으로 유의하였으나 초기치와 변화율의 평균 공분산은 통계적으로 유의하지 않았다. 이는 초기치가 3.525이고 선형으로 증가하는 형태를 보이는 것을 의미하며, 분산이 유의한 것으로 보아 변화 형태에 개인차가 존재한다는 것을 알 수 있었다. 다음으로 자녀의 경우 주관적 삶의 만족도 초기치와 변화율의 평균과 초기치의 분산은 통계적으로 유의하였다. 이는 초기치가 3.551이고 선형으로 증가하는 형태를 보이는 것을 의미하며 초기치에 개인차가 존재한다는 것을 알 수 있었다.

<표 3>

주관적 삶의 만족도의 선형 변화모형 추정치

(2) 자아존중감 변화 양상 분석

모와 자녀의 자아존중감 변화 양상을 추정하기 위하여 독립변수가 없는 무조건 잠재성장모형을 분석하였다. 무변화 함수모형, 선형 함수모형, 비선형 함수모형의 순으로 분석을 실시하였으며, 비교의 기준으로 χ² 검증, 적합도지수 TLI, CFI, RMSEA를 이용하여 비교하였다(Hu & Bentler, 1999; Browne & Cudeck, 1993). 자아존중감의 무조건 잠재성장모형별 적합도는 <표 4>와 같다. 무변화, 선형, 비선형 모형의 적합도를 비교한 결과, 모와 자녀는 는 비선형 함수모형이 변화를 가장 잘 설명하는 것으로 나타났다. 그러나 본 연구에서는 주관적 삶의 만족도와 마찬가지로 변인 간 관계 분석의 간명성을 도모하기 위하여 적합도 기준을 충족하는 선형 함수모형(모: χ²=23.778, df=10, CFI=.985 TLI=.985, RMSEA=.041, 자녀: χ²= 22.943, df=10, CFI=.952, TLI=.952, RMSEA= .050)을 선택하여 변인의 종단적 관계를 살펴보았다.

<표 4>

자아존중감 변화의 무조건모형 비교

최종적으로 선택된 자아존중감의 선형변화 모형의 추정치는 <표 5>와 같다. 모의 자아존중감의 초기치는 3.218이었고 자녀의 초기는 3.256으로 자녀가 좀 더 높았다. 모의 초기치와 선형 변화율, 자녀의 초기치의 분산이 통계적으로 유하였는데 이는 초기치와 변화율에 개인차가 존재함을 의미한다.

<표 5>

자아존중감의 선형 변화모형 추정치

<표 6>

연구 모형의 적합도

3) 연구 모형 분석

모와 자녀의 주관적 삶의 만족도, 자아존중감의 변화 형태를 선형 변화함수로 선택하여 8차년도의 우울과 5시점의 자아존중감 그리고 5시점의 주관적 삶의 만족도 간의 경로를 설정한 연구모형은 <그림 1>과 같다. 연구모형의 적합도를 분석한 결과 χ²=500.544, df=189, CFI=.925 TLI=.909, RMSEA=.045로 나타나 적합한 결과를 보였다.

<그림 1>

연구모형

(1) 우울과 자아존중감의 행위자-상대자 상호의존 모형 분석

상호의존모형에서 자신의 대한 효과를 ‘행위자 효과’라고 하며 상대방에게 영향을 미치는 효과를 ‘상대자 효과’라고 한다(Cook & Kenny, 2005). 이를 기반으로 모수 추정치를 해석하였다. 모와 자녀의 우울과 자아존중감에 대한 행위자 및 상대자 효과는 <표 7>과 같다.

<표 7>

우울과 자아존중감 간 모수 추정치

먼저 행위자 효과를 살펴보면 모의 우울은 모의 자아존중감 초기에 부적으로 유의한 영향을 미쳤다(β=­.523). 즉, 우울이 높을수록 자아존중감의 초기가 낮았다. 자녀의 우울도 자아존중감 초기치에 부적으로 유의한 영향을 미쳤는데(β=­.452), 마찬가지로 자녀의 우울이 높을수록 자아존중감 초기치가 낮음을 의미한다. 반면, 모의 우울은 모의 자아존중감 변화율(β=.063)에 그리고 자녀의 우울이 자녀의 자아존중감 변화율(β=.092)에 정적으로 유의한 영향을 미쳤는데 이는 우울이 자아존중감을 높인다고 해석될 수 있다. 그러나 이와 같은 결과는 종단연구에서 자주 발생되는 현상으로(Bray et al., 2003), 우울이 높을수록 자아존중감 초기치가 낮아 상대적으로 자아존중감이 감소하는 폭이 작아서 발생하는 현상으로 간주 해야 하며 우울이 자아존중감을 높인다고 해석될 수 없다. 즉, 자아존중감이 평균적으로 감소하는 추세이므로 우울이 높을수록 자아존중감이 빠르게 감소하는 것을 의미한다.

다음으로 상대자 효과를 살펴보면 모의 우울이 높을수록 상대자인 자녀의 자아존중감 초기치가 낮아짐을 알 수 있다(β=­.124). 이는 자녀의 자아존중감이 상대자인 모의 우울에 영향을 받는다는 결과를 보여준다.

(2) 자아존중감과 주관적 삶의 만족도의 행위자-상대자 상호의존 모형 분석

모와 자녀의 자아존중감과 주관적 삶이 만족도 사이의 행위자 및 상대자 효과를 분석한 결과는 <표 8>과 같다. 먼저 행위자 효과를 분석한 결과 모의 자아존중감 초기치는 자녀의 자아존중감 초기치에 정적으로 유의한 결과를 보였다(β=1.312). 이는 모의 자아존중감이 높을수록 주관적 삶의 만족도도 높음을 의미한다. 또한, 모의 자아존중감 변화율은 주관적 삶의 만족도 변화율에도 정적으로 유의한 결과를 보였는데(β=1.289), 이는 자아존중감이 빠르게 감소하는 모일수록 주관적 삶의 만족도가 느리게 증가함을 의미한다. 이러한 결과는 자녀의 경우에도 유사한 결과를 보였는데, 자녀의 자아존중감 초기치가 높을수록 주관적 삶의 만족도 초기치도 높았으며(β=1.498), 자아존중감이 크게 감소할수록 주관적 삶의 만족도는 소폭으로 증가함을 확인할 수 있었다(β=1.246).

<표 8>

자아존중감과 주관적 삶의 만족도 간 모수 추정치

다음으로 상대자 효과를 살펴보면, 모의 자아존중감 초기치가 높은 경우 상대자인 자녀의 주관적 삶의 만족도 초기치가 높게 나타났으며(β=.663), 모의 자아존중감 변화율은 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화율에도 영향을 미쳤다(β=.609). 즉, 모의 자아존중감이 빠르게 감소할수록 자신의 주관적 삶의 만족도 증가폭에 영향을 미치는 것에서 그치는 것이 아니라, 상대자인 자녀의 주관적 삶의 만족도의 증가를 더디게 하는 것을 확인할 수 있었다. 더불어 자녀의 자아존중감 초기치는 모의 주관적 삶의 만족도 초기치에 정적으로 유의한 영향을 미쳤는데, 자녀의 자아존중감이 높을수록 상대자인 모의 주관적 삶의 만족도도 높음을 알 수 있었다.

(3) 우울과 주관적 삶의 만족도에 대한 자아존중 감의 매개효과

다음으로 우울과 주관적 삶의 만족도에 대한 자아존중감의 매개효과를 분석하였다. 매개효과 분석을 위해 5,000번의 bootstrapping 표집을 실시하였고 계수의 유의성은 BC 95% 신뢰구간으로 검증하였다. 매개효과의 추정 계수는 정상분포를 가정할 수 없기 때문에 bootstrapping을 통해 도출한 신뢰구간을 가지고 추정 계수의 유의성을 검정하였다(Shrout & Bolger, 2002). 본 연구는 bootstrapping이 무한대의 표집을 한다고 가정 할 수 없으므로(김수영, 2016), 표집 횟수의 한계를 보완한 BC 95% 신뢰구간을 사용하였다(Efron & Tibshirani, 1994). 모와 자녀의 우울과 주관적 삶의 만족도 간 자아존중감의 종단적 매개효과 분석 결과는 <표 9>와 같다.

<표 9>

매개효과 검증

참고로 모의 우울, 자녀의 우울에서 모의 주관적 삶의 만족도, 자녀의 주관적 삶의 만족도 초기치와 선형 변화율로의 경로는 모두 유의하지 않았다. 따라서 모와 자녀 자아존중감의 초기치와 변화율은 모와 자녀의 우울에서 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화율로 향하는 경로를 완전 매개한다고 할 수 있다.

종단적 매개효과 분석 결과, 모의 우울은 모의 자아존중감 초기치를 매개로 모의 주관적 삶의 만족도 초기치에 부적으로 유의한 결과를 보였다(β=­.686). BC 95% 신뢰구간 하한 값과 상한 값이 (-.905, -.520)으로 0을 포함하지 않아 유의수준 5%에서 간접효과가 0이라는 영가설을 기각하였다. 즉, 모의 우울은 모의 주관적 삶의 만족도에 직접적인 영향을 미치지는 않지만 자아존중감을 매개로 하여 주관적 삶의 만족도에 종단적으로 영향을 미치게 되는데, 모의 우울이 높을수록 모의 자아존중감 초기치가 낮고, 자아존중감 초기치가 낮을수록 모의 주관적 삶의 만족도도 낮은 것으로 나타났다. 모의 우울은 모의 자아존중감 변화울을 매개로 모의 주관적 삶의 만족도 변화율에도 정적으로 유의한 결과를 보였다(β=.081, BC 95% 신뢰구간(.039, .139)). 이는 모의 우울이 높을수록 자아존중감이 급격하게 감소하고, 자아존중감이 급격하게 감소할수록, 모의 주관적 삶의 만족도는 느리게 증가하는 것으로 볼 수 있다.

또한, 모의 자아존중감은 모의 우울과 자녀의 주관적 삶의 만족도 간에도 완전 매개하였는데 모의 우울은 모의 자아존중감 초기치를 매개로 하여 자녀의 주관적 삶의 만족도 초기치에 부적인 영향을 미쳤고(β=­.347, BC 95% 신뢰구간(-.575, -.162)), 모의 우울은 모의 자아존중감 변화율을 매개로 하여 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화율에도 유의한 영향을 미치는 결과를 보였다(β=­.185, BC 95% 신뢰구간(-.385, -.050)). 즉, 모의 우울이 높을수록 모의 자아존중감 초기치가 낮아지고, 모의 자아존중감 초기치가 낮을수록 상대자인 자녀의 주관적 삶의 만족도 초기치도 낮았으며, 모의 우울이 높을수록 모의 자아존중감이 급격히 감소하고, 모의 자아존중감이 급격하게 감소할수록 자녀의 주관적 삶의 만족도는 더 느리게 증가하는 결과를 보였다.

다음으로 자녀의 자아존중감도 자녀의 우울과 자녀의 주관적 삶의 만족도 그리고 모의 주관적 삶의 만족도 사이를 완전 매개 하였다. 자녀의 우울은 자녀의 자아존중감 초기치를 매개로 자녀의 주관적 만족도 초기치에 부적인 영향을 미쳤고(β=­.677, BC 95% 신뢰구간(-1.158, -.391)), 자녀의 우울은 자녀의 자아존중감 변화울을 매개로 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화량에도 정적인 영향을 미쳤다(β=.114, BC 95% 신뢰구간(052, .237)). 즉, 자녀의 우울이 높을수록 자녀의 자아존중감 초기치가 낮았고 자녀의 자아존중감 초기치가 낮을수록 자녀의 주관적 삶의 만족도 초기치도 낮았고, 자녀의 우울이 높을수록 자녀의 자아존중감이 빠르게 감소하고, 자녀의 자아존중감이 빠르게 감소할수록 자녀의 주관적 삶의 만족도는 느리게 증가했다. 자녀의 자아존중감 초기기는 자녀의 우울과 상대자인 모의 주관적 삶의 만족도 초기치 사이도 부적으로 완전 매개하였다(β=­.219, BC 95% 신뢰구간(-.507, -.047)). 즉, 자녀의 우울이 높을수록 자녀의 자아존중감 초기치가 낮았으며, 자녀의 자아존중감 초기치가 낮을수록 상대자인 모의 주관적 삶의 만족도 초기치가 낮은 결과를 보였다.

5. 논의 및 결과

본 연구는 모와 자녀가 경험하는 자아존중감, 주관적 만족감의 변화 궤적을 살펴보고, 모와 자녀의 상호작용의 맥락에 따라 우울과 주관적 삶의 만족도 간 관계에서 자아존중감이 매개하는지 종단적으로 검증하였다. 대부분의 선행연구에서는 주양육자인 모와 자녀와의 관계에서 자녀의 자아존중감과 우울과의 관계를 살펴보았다. 특히 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도는 자신의 삶에 대한 전반적인 만족도를 평가한다는 측면에서 객관적 자료와 함께 중요한 정보를 제공한다. 이에 개인이 지각하는 주관적 삶의 만족도를 바탕으로 자아존중감과 우울의 관계를 탐색하였다. 따라서 본 연구에서는 모와 자녀의 종단적 변화사이의 관련성과 모와 자녀가 갖는 상호의존성, 즉 모와 자녀가 인식한 우울은 자아존중감을 매개로 자신과 자녀의 주관적 삶의 만족도에 유의한 영향을 미치는지 고려하였다. 이를 위하여 한국복지패널(KoWePS)의 모와 자녀 808쌍의 2013년부터 2017년까지 5년간 자료를 이용하여 사용하였다. 이러한 연구목적을 달성하기 위하여 잠재성장모형을 활용한 행위자-상대자 상호의존 모형(APIM)을 모형을 적용하여 분석을 실시하였으며, 이 연구의 결과와 시사점은 다음과 같다.

첫째, 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도와 자아존중감이 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화하는지 살펴보았다. 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도는 시간이 지날수록 선형으로 증가하는 것으로 나타났으며 통계적으로 유의한 영향을 미쳤지만, 모와 자녀의 자아존중감은 시간이 지날수록 선형의 감소를 나타냈지만, 통계적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 모와 자녀 모두 지각하는 주관적 삶의 만족도와 자아존중감이 시간이 흐름에 따라 동일한 형태로 변화를 나타내고 있음을 알 수 있다. 또한 모와 자녀의 삶의 만족도가 시간이 지남에 따라 높아지는 형태는 OECD 회원국 22개국 가운데 낮은 수준의 행복지수를 나타냈다고 보고한 염유식 외(2017)의 선행연구에서 확인 한 바와 다른 결과를 나타내었다. 이러한 행복지수, 즉 삶의 만족을 측정하는 대부분의 선행연구들은 하나의 시점에 주목한 것이 특징이며, 이는 다른 외적 요인의 영향력을 통제하지 못한 상태에서의 행복지수를 설명하고 있는 것으로 보인다. 특히 본 연구에서의 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도 지수는 시간이 흐름에 따라 점차 증가하는 형태를 지니고 있는 특성을 보였으며, 모와 자녀가 다른 유형의 삶의 만족도를 나타낸 것이 아닌 동일한 형태의 변화궤적을 보였다. 이러한 변화궤적의 특징은 하나의 주거공간에서 생활하는 모와 자녀의 관계는 동일한 생활환경 속에서 시간이 흐름에 따라 비슷한 형태의 삶의 만족도를 형성하는 것으로 이해 할 수 있다. 이는 모와 자녀의 ‘연결, 관계’에서 비롯된 것으로써 부모와 자녀 사이의 기대 및 대화 등을 통해 공유되고 구체화 될 수 있기 때문이다(김지환, 김지혜, 2011). 이러한 맥락에서 모와 자녀가 지각하는 공통의 이해관계 속에서 주관적 삶의 만족도의 변화도 시간이 흐름에 따라 동일한 형태를 지님을 이해할 수 있다.

둘째, 성장모형에서 행위자-상대자 상호의존 모형(APIM)을 적용하여 모와 자녀의 우울과 모와 자녀의 자아존중감의 변화궤적의 양자관계(dyadic relation) 상호의존성을 분석한 결과, 행위자 효과에서 모의 우울은 모의 자아존중감 변화율 그리고 자녀의 우울이 자녀의 자아존중감 변화율에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다. 하지만, 종단연구에서 종종 발생되는 현상의 하나이기 때문에(Bray et al., 2003), 우울이 높을수록 자아존중감 초기치가 낮아 상대적으로 자아존중감의 감소폭이 작기 때문에 발생하는 현상이며 우울이 자아존중감을 높인다고 해석하는데 주의가 필요하다. 즉, 자아존중감이 평균적으로 낮아지는 추세에서 우울이 높을수록 자아존중감이 더 빠르게 감소하는 것으로 해석가능하다. 이러한 결과는 주 양육자인 모와 자녀의 관계에서 모의 우울이 자신뿐만 아니라 자녀의 자아존중감에 영향을 미치는 것으로 이해할 수 있다. 특히, 우울은 자아존중감의 선행되는 원인이라고 주장하는 선행연구들(Garber, Weiss & Shanley, 1993; Laurent & Stark, 1993; Renouf & Harter, 1990)과 같이 우울한 감정은 낮은 자아존중감을 유발하며, 이는 현실에 대한 부정적 견해와 심리적으로 위축된 상황이 결국 자아존중감을 낮춘다는 오명희(2003)와 Wallerstein(1989)의 연구를 지지한다. 이와 더불어 부모와 자녀와의 관계에서 기존의 선행연구의 대부분은 상대자, 즉 모의 우울과 자녀의 자아존중감만을 다루어져 왔다. 하지만, 본 연구에서는 부모와 자녀와의 관계에서 이루어지는 특수한 관계에서 행위자와 상대자 효과를 동시에 확인하고, 우울이 높을수록 자아존중감을 감소시키는데 중요한 변인임이 이해 가능하다. 따라서 모와 자녀가 경험하는 우울 문제에 신속하게 개입할 수 있는 학교와 사회에 관련한 전문기관의 활성화 하고 전문인력을 양성하는 등 체계적인 서비스 전달체계 구축이 요구되며 학교와 지역사회는 이들이 처한 환경을 개선하기 위한 사회적 노력을 기울여야 할 것이다.

셋째, 성장모형에서 행위자-상대자 상호의존 모형을 적용하여 모와 자녀의 자아존중감 변화궤적이 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도 변화궤적의 양자관계를 분석한 결과, 행위자와 상대방 효과에서 모와 자녀의 자아존중감이 모와 자녀의 주관적 삶의 만족의 증가폭에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 모와 자녀의 자아존중감이 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도에 미치는 영향을 동일한 시점, 즉 초기치에서 초기치, 변화율에서 정적 영향을 미치고 있음을 확인하였다. 이러한 관계 중 행위자 및 상대자 효과에서 모와 자녀의 자아존중감의 변화율이 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도의 변화율에 미치는 영향은 모의 자아존중감이 더 크게 감소할수록 주관적 삶의 만족도는 더 적게 증가함을 의미하다. 이러한 맥락에서 볼 때 개인의 삶의 만족도에 영향을 미친다고 보고한 성은모와 김균희(2013), 자아존중감이 높을수록 삶의 만족도 역시 높아진다고 보고한 다수의 선행연구들(박선영, 2005; 성은모, 김균희, 2013; 윤숙진, 2008; Lyubomirsky, king & Diener, 2005)과 같이 높은 자아존중감이 형성되었을 경우 자신의 대한 긍정적 성향들이 발현되어 자신뿐만 아니라 상대방에게 영향을 미침으로써 결국 자신과 상대방의 삶의 만족도도 높이는 상승효과를 나타냄을 유추할 수 있다.

마지막으로 성장모형에서 모와 자녀의 우울이 모와 자녀의 주관적 삶의 만족도 간 관계에서 모와 자녀의 자아존중감이 매개하는지를 APIM 모형을 적용하여 분석한 결과, 모와 자녀의 우울이 자아존중감을 매개로 주관적 삶의 만족도에 미치는 영향이 동일한 시점, 즉 초기치에서 초기치, 변화율에서 변화율에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 초기치와 초기치에 미치는 영향 중 모의 우울-모의 자아존중감 초기치-모의 주관적 삶의 만족도와 자녀의 우울-자녀의 자아존중감 초기치-자녀의 주관적 삶의 만족도 초기치에 부적영향을 미치는 것으로 나타났다. 하지만, 변화율과 변화율에 미치는 영향 중 모의 우울-모의 자아존중감 변화율-모의 주관적 삶의 만족도 변화율과 자녀의 우울-자녀의 자아존중감 변화율-자녀의 주관적 삶의 만족도 변화율에서 증가하는 경향을 보였다. 즉, 행위자의 매개경로가 우울에서 자아존중감을 경유하여 초기의 주관적 삶의 만족도에 부적영향을 미치지만, 이후 증가하는 변화율을 나타내기 때문에 모의 주관적 삶의 만족도, 자녀의 주관적 삶의 만족도의 증가량이 둔감되는 것을 알 수 있다. 이러한 맥락에서 볼 때 개인의 다양한 욕구의 충족이 삶의 만족도를 이해 할 수 있으며(배정현, 2014), 공공서비스에 대한 만족도(Michalos, 2003), 의료제도 정립(Kirkcaldy, Furnham & Veenhoven, 2005) 등과 같은 제도적 요인의 긍정적 변화를 통하여 안정적인 환경을 조성하고 결국 개인 심리에 긍정적 영향을 미쳐 결국 삶의 만족도에 영향을 미칠 수 있을 것으로 유추할 수 있다.

이와 더불어 초기치와 초기치의 영향력 중 상대자의 매개경로에서 모의 우울이 모의 자아존중감을 경유하여 자녀의 주관적 삶의 만족도, 모의 우울이 자녀의 자아존중감을 경유하여 자녀의 주관적 삶의 만족도, 자녀의 우울이 자녀의 자아존중감을 경유하여 모의 주관적 삶의 만족도에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 특히 모의 우울과 모 자신의 낮은 자아존중감이 자녀의 낮은 주관적 삶의 만족도를 예측하는 결과에서 미루어 볼 때, 모와 자녀의 관계에서 우울과 자아존중감, 주관적 삶의 만족도를 파악하는데 모와 자녀사이에 상호관련성을 고려하는 것이 매우 중요하다는 것을 보여 준다. 다시 말하면, 자녀의 삶의 만족도나 모의 삶의 만족도를 향상시키기 위해서는 당사자가 지각하는 높은 자아존중감 뿐만 아니라 상대방이 지각하는 높은 자아존중감도 중요하게 고려되어야 할 요인이며, 어느 한 사람만의 영향이 아닌 두 사람이 동시에 낮은 우울과 높은 자아존중감을 형성하였을 때, 주관적 삶의 만족도를 높일 수 있음을 이해할 수 있다. 따라서 지역사회 내 교육기관, 공공·민간기관, 복지기관 등을 연계하여 자아존중감 향상 프로그램을 제공해야할 것이다. 그리고 자신에 대한 긍정적인 평가와 타인에 대한 친근감 확립은 자아존중감 향상에 중요한 영향을 미치므로(정인희, 2012), 자기표현의 기회확대, 무력감 극복, 연대감 증진, 인간관계 개선 등을 위한 프로그램개발도 필요하다. 또한 학교나 지역사회 관련기관이 적극 참여하여 심리적 강화를 위한 다양한 교육 및 상담, 프로그램을 실시하여 자아존중감을 제고시키는 것이 요구된다(김욱, 2017).

이와 같은 연구결과를 바탕으로 본 연구의 학문적 의의와 시사점을 제시하면 다음과 같다. 본 연구는 모와 자녀 모두에게서 수집된 종단 자료를 모-자녀의 상호의존성을 고려한 모형을 제기하여 분석하였다. 특히 짝을 이룬 쌍에 대한 상호의존모형이 소개되고 있지만, 성장모형과 결합된 행위자-상대자 상호의존모형의 분석이 미미한 실정에서 보건·복지 분야에 이러한 모형을 제안하였다는 점에서 의의가 있다. 즉, 이와 같은 행위자와 상대자 효과를 동시에 살펴봄으로써 모와 자녀의 우울, 자아존중감, 주관적 삶의 만족도와 같은 심리변인의 관계를 더욱 정확한 추정결과를 제시하고, 학문적 이해의 폭을 넓혔다는 점이다. 모와 자녀를 비롯한 남편과 아내 등 커플자료를 통해 가족 내 형성되는 다양한 심리 및 외부환경요인의 영향을 살펴보고 자료를 축적함으로써 복지정책의 방향설정과 실천을 위한 유용한 자료로 사용될 수 있을 것이다. 이와 더불어 모와 자녀가 지각한 우울과 자아존중감이 서로의 주관적 삶의 만족도에 미치는 종단적 관계를 확인함으로써, 가정 내 모와 자녀 서로 간 영향력이 존재함으로 확인할 수 있었다.

하지만, 이러한 연구결과에도 불구하고 본 연구에서는 모와 자녀의 커플자료를 활용하여 심리적 요인만을 고려하여 분석을 실시하였다는 점과 연령과 성별이 삶의 만족도에 중요한 영향을 미치는 변인이나 이를 통제하지 않았다는 제한점을 지닌다. 이에 추후 연구에서는 변인간의 관계를 정확하고 심적으로 분석하기 위해 이들 커플자료에 공통적 속성과 이에 영향을 미치는 인구통계학적 요인, 경제적 요인, 복지혜택과 같은 제 3의 변인이 모와 자녀 커플의 경험이나 지각 사이의 관련성에 직접적인 영향을 미침을 설명할 수 있는 공동운명모형(Common Fate Model: CFM)을 적용하여(Ledermann & Kenny, 2012) 분석이 요구되며, 빈곤층과 비빈곤층에 따른 커플자료를 기반으로 다집단 분석을 통하여 계층에 따른 특징을 살펴보고, 계층 간 모와 자녀의 심리 및 환경적 공통요인이 어떠한 관계를 지니고 있는지 함께 노력해야 할 것이 무엇인지를 살펴볼 필요성이 제기된다. 또한 우울의 경우 시점에 따라 변화가 발생할 것으로 예상되므로 변화율도 함께 고려한 연구를 진행하기를 바란다.

Acknowledgments

본 연구는 제11회 한국복지패널 학술대회에서 발표한 논문을 수정·보완한 것임.

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