부모 치료 방해요인 척도 개발을 위한 예비연구

1. 서 론

가정은 인간 생활의 기본적인 장이자 가장 많은 시간을 보내게 되는 곳으로 가정에서 부모가 보이는 행동과 말이 유아의 발달에 체계적으로 관여한다는 것은 익히 알려져왔다(김대원, 양혜진, 2005; 나우열, 김민정, 2023; 현미숙, 2004). 부모의 정신건강이 한 가정에 미치는 중요성에도 불구하고, 자녀의 정신건강을 고려하여 진행된 연구들이 대다수로(김지현, 한준아, 조윤주, 2015; 김하얀, 심혜원, 2018; Gardner, F., Burton, J., & Klimes, I., 2006), 부모의 정신건강에 초점을 맞춘 연구는 드물다. 실제로, 25～44세의 연령대에서 성인 남녀가 결혼하고 자녀를 양육하고 새로운 역할을 수행하면서, 우울증 발병의 위험성이 높다(노은여, 권정혜, 1997). 특히, 기혼 여성은 가사노동, 자녀 양육과 직장 생활의 양립으로 인해 자신이 바라는 것을 수행하지 못한다는 점에 대한 욕구불만과 좌절감 등의 스트레스를 경험할 수 있다는 결과가 보고되기도 했다(최성희, 2001; 하오령, 권정혜, 2006). 기혼 남성의 개인적 삶에서도 가족 내 역할과 존재를 확인하고 수행하는 것이 자신의 정체성과 일상생활에 중요한 의미를 갖는다(정한나, 2012). 이정순 등(2005)은 현대사회에서 아버지들이 사회와 가정으로부터 요구되는 아버지로서의 역할과 일 사이에서 갈등을 경험하고 있다고 주장한다. 이상적이고 규범적인 아버지상과 일상적인 아버지 역할 간의 격차로 인해 나타나는 갈등은 가정에서 이들에게 요구되는 역할의 증가가 원인이 될 수 있으며, 이러한 강한 요구와 심리적 압박감은 심리적 안녕감과 정신건강에 부정적인 영향을 미칠 수 있다(김양희, 김진희, 박정윤, 2001). 그럼에도 불구하고, 아버지들은 어머니들에 비해 상담 치료를 받는 빈도가 낮다(Moller-Leimkuhler, 2002). 이는 아버지들에게 요구되는 전통적인 성 역할 행동, 제한된 정서 표현 방식, 타인에게 감정을 드러내는 것에 대한 두려움 등으로 인해 상담에 대한 부정적인 태도를 갖는 것과 관련이 있다(남숙경, 2012). 남성에게 정신건강에 문제가 있어 심리치료를 받는다는 것을 도움을 요청하는 나약함의 표시로 여기며, 그들은 자신이 가진 문제를 스스로 해결할 수 없다는 것에 크게 무능력감을 느끼는 것이다(안수정, 2017; 조현주, 임현우, 조선진, 방명희, 2008). 이와 같이 현대 사회의 부모들은 결혼하고 자녀를 양육하며, 새롭게 경험하는 제2의 역할에 치중하여 정작 본인의 정신건강은 중요시 여기지 못한다. 부모의 양육스트레스를 포함한 정신건강 문제는 본인뿐만 아니라 양육 행동과 자녀에게도 악영향을 미칠 수 있다(Deater-Deckard, 1998). 실제 부모가 기대되는 역할은 개인일 때보다 스트레스가 더 크고 부모 개인의 정신건강이 아동에게 미치는 영향이 크다(나우열, 김민정, 2023).

아동상담에서는 아동의 양육에 책임이 있는 성인이 상담을 의뢰하고 상담 과정에 참여하며 주호소 문제를 해결하는 데 중요한 역할을 담당한다. 대부분의 어머니들은 출산과 동시에 온전하게 자신을 위해 살아왔던 시간에서 자녀를 위한 삶으로 삶의 중심이 옮겨가게 되면서 ‘엄마’라는 역할에만 몰입된다. 이렇게 한 개인으로서 스스로의 존재에 대한 성찰이 되지 않은 채 자녀를 위해 상당한 에너지를 쏟게 되는 경우, 어머니들은 자신의 정체성에 대해 혼란을 느끼며 정서조절의 어려움과 양육 스트레스를 경험할 수 있다(이희정, 2015). 이렇듯 정서적 스트레스와 관련하여 자신에 대한 온전한 이해와 수용을 하기 위해서는 삶의 뿌리가 되는 원가족의 영향을 살피는 과정이 선행되어야 한다(정문자, 2004). 이러한 부모의 개인 내적 탐색은 아동 상담의 후속 면담에서 단시간 내 면담으로 해결하기에는 한계가 있다. 어머니의 원가족 경험이 현재 자신의 성격 및 양육행동에 미치는 영향을 깊이 이해할 때 비로소 어머니 자신에 대한 수용이 이루어질 수 있기 때문이다.

2023년 통계청에 따르면 국내 출산율은 0.77명에 그쳐 저출산 대응을 위한 분석과 대안을 제시하려는 시도가 늘어나고 있는 추세이다(통계청, 2023). 육아정책연구소의 영유아 부모 대상 심층면담에서의 부모들은 자녀양육은 가치있지만 힘들고, 자신 없으며, 혼자 감당하고 있다는 서운함과 고립감을 경험하는 것으로 나타났다(육아정책연구소, 2017). 미성년 자녀를 양육하는 어머니는 일상 속에서 자녀의 행동에 방향을 제시하며 정서적 안정을 도모하는 과정에서 상당한 내적인 스트레스를 경험한다(박지영, 2020). 이러한 상황에서 어머니의 양육 스트레스는 쉽게 줄어들기 어렵고, 우리나라 보육정책의 초점이 저출산 극복을 위한 방안의 일환이지만(Baek, 2015), 출산과 자녀양육을 둘러싼 현재의 환경은 출산율을 상승시키기 어렵게 만든다. 따라서 보다 명확하게 어머니의 양육 스트레스가 출산 이후 영아기까지 어떻게 변화하고, 이 같은 양육 스트레스를 예측하는 변인이 과연 무엇인가, 그리고 실제로 어머니의 양육 스트레스가 유아기 이후의 양육 행동과 또래 방해행동을 포함한 문제행동에 어떻게 영향을 주는가를 살펴보는 것은 한국의 어머니의 삶의 질 증진과 실효성 있는 보육정책 설계의 기초로서 매우 중요하다고 볼 수 있다.

따라서 미성년 자녀를 양육하는 어머니에게는 양육 스트레스를 효과적으로 다룰 수 있는 상담이나 심리치료가 절실히 필요하다. 그러나 실상은 어머니가 자녀를 양육하는 시간이 증가하면서, 오히려 부모상담이나 부모교육 참여를 위해 시간을 할애하기 더욱 어렵다(김미선, 2011). 이재연 등(2023)의 연구에서는 이러한 상황에서도 어머니의 심리적 어려움을 공감하고 돕기 위해서는, 부모교육 및 상담에 참여하기 어려운 미성년 자녀를 둔 어머니들에 대한 개입이 원활히 이루어질 수 있도록 효율적인 방안을 고민할 필요가 있다고 지적했다. 예컨대 이동과 시간적 제약 등 다양한 측면이 고려된 개별화 된 부모교육 및 상담 중재를 모색할 필요가 있을 것이라고 언급하였다.

상담 및 심리치료는 인간의 문제를 해결하는 데 있어서 매우 효과적인 방법이며(Wampold, 2000), 신경정신의학회는 정신건강 문제를 가진 자는 누구나 조기 치료가 필요하다고 주장하였다. 널리 알려진 치료의 효과(APA, 2007; Yatham et al., 2005)에도 불구하고, 심리적 문제를 지닌 사람들 또한 상담을 이용하는 비율이 매우 낮으며, 우울증 혹은 불안과 같은 정서적 어려움을 가진 사람 중에서도 전문적인 도움을 추구하는 사람은 부족한 실정이다(유성경, 2005; Roness, A., Mykletun, A., & Dahl, A., 2005, Wang et al., 2005). 인구보건복지협회의 2015년도 4차 ‘저출산 인식 설문 조사’에 따르면 기혼 여성 3명 중 1명은 산후우울증으로 인한 자살 충동을 느끼며, 2%는 실제로 자살 시도를 한 것으로 나타났다(최용준, 2018). 하지만 엄마들이 정신질환을 제대로 인식하는 경우가 적고, 증상이 의심돼도 병원을 찾지 않고, 치료를 꺼리기 때문에 기혼 여성의 산후우울증은 더욱 만연해진다(이소영, 임지영, 홍진표, 2017). 이와 더불어 남성은 심리적인 문제를 회피하고, 정서적 어려움을 겪어도 쉽게 도움을 추구하지 않는 성향이 있다는 연구 결과로 보았을 때(Moller-Leimkuhler, 2002), 부모 모두에서 치료를 찾지 않는 경향이 존재함을 시사한다. 유성경(2005)은 정신건강 서비스 영역의 사회적 책무성을 향상시켜야 한다고 주장하며, 도움을 요청하지 못하고 있는 사람들을 위해 구체적인 이해와 적절한 형태의 서비스 제공이 필요하다고 언급한다. 심리적 문제가 있어도 상담 및 심리치료에 접근하지 못하는 방해요인이 존재한다는 것은 상담에 대한 문화적인 거부감이 상대적으로 적은 미국에서도 중요한 문제로 다뤄지고 있으며, 치료에 가지 못하는 방해요인(Barrier to Treatment)에 대해 최근까지 활발한 연구가 이루어지고 있는 것이 이를 뒷받침해주고 있다(Andrade et al., 2014; Lindsey et al., 2014; Sareen et al., 2007).

심리치료에 참여하게 하는 요인으로서 대다수의 연구는 심리적 불편감, 이전 상담 경험과 같은 접근경향성을 중심으로 이루어져왔으나, 실제 행동으로 이어지는 경향을 설명하는 변량은 25% 미만으로 나타났다. 최근에는 회피요인 즉 방해요인에 대한 연구가 이루어져 실제로 잠재적 내담자들이 상담을 받으려는 결정을 하는데 중요한 역할을 하고 있다고 알려져 있으며 35% 이상의 더 높은 설명 변량을 나타낸다(Vogel & Wester, 2003).

‘심리적인 문제를 가지고 있으면서 전문적인 도움을 받지 않는 것’을 의미하는 서비스 갭(Service gap)(Kushner, M. G. & Sher, K. J., 1991)을 해결하기 위한 중요한 단계로서 치료에 오지 못하는 요인을 이해하고 그들의 욕구를 파악하는 것이 중요하다(Mojtabai et al., 2011). Bebbington (1990)과 Mechanic(2002)은 자신이 가진 방해요인을 인식하는 것만으로도 정신건강 서비스를 계획하는 데 중요한 역할을 한다고 언급하였으며, 내담자가 당장에 인식하는 눈앞의 방해요인은 무엇이고, 어떤 방해요인을 극복하기 위해 내담자와 상담자의 자원을 할당할 것인가를 결정하는 것을 주요 목표로 한다. 또한, Prochaska(1982)의 변화단계(Stage of Change) 모형의 개념을 빗대어 보았을 때, 치료에 오지 못하는 이유 혹은 자신의 문제를 인식함으로써, 치료 행동을 하는 단계로 나아갈 수 있는 원동력을 제공하는 기회가 될 수 있다. 이처럼 서비스 갭의 문제를 해결하는 데 있어서 방해요인이 무엇인지 파악하고, 이를 측정하는 작업이 선행될 필요가 있다.

미국에서 Lindsey 등(2014)이 가족의 정신건강을 위한 치료 참여를 증가시키기 위해 이에 효과적인 요소를 밝히기 위한 목적으로 관련 연구 간 무작위 대조군 연구를 실시하였을 때, 방해요인 평가(Assessment: treatment barrier)가 포함되었다. 이는 심리치료 서비스의 이용 증가에 방해요인 측정이 필수적인 요소로 자리매김했다는 것을 나타낸다. 뿐만 아니라, 방해요인을 측정하는 것은 이후 내담자의 치료 참여 촉진에 있어 서비스 이용을 계획하고, 이후 자원 할당에 대한 우선순위를 세팅하는 것에 도움을 줄 것이다. 이에 본 연구에서는 정신질환 진단을 받은 부모뿐만 아니라, 본질적으로 심리치료가 필요하다고 여겨지는 부모가 심리치료 서비스를 이용하지 못하게 하는 방해요인은 무엇인지 탐색하고 이에 대한 척도를 개발하는 것을 목적으로 한다.

2. 성인의 치료 참여 방해 요인

개인이 전문적인 정신건강 서비스를 이용하는 데는 다양한 변인이 있는데, 특히 국내에서는 ‘그러한 행동을 하려는 의도’라는 맥락으로서 어떤 행동을 예측하는 대상에 대한 ‘태도적(Attitudinal) 변인’이 있다(남숙경, 2012). 이와 관련된 변인 연구나 척도 번안이 최근까지도 활발히 수행된 것을 보면 상담에 대한 서비스 갭을 줄이기 위한 개인의 태도 변인이 치료를 찾는 행동에 직접적인 영향을 미치기 때문임을 알 수 있다(박준호, 서영석, 2009; 연규진, 이도형, 이지미, 이수정, 2015; 유성경, 이동혁, 2000; 최성인, 김창대, 2010). 그러나 관련 연구의 대부분에서 한계점으로 추가 변인을 탐색할 필요가 있다고 지적하였다. 세계보건기구(World Health Organization: WHO)에서는 세계 각국의 정신질환을 가진 성인을 대상으로 치료를 찾지 않는 이유를 구조적 및 태도적 변인으로 구분하여 연구한 바 있다. 일반적으로 상담과 관련된 환경적 요인은 잠재적 내담자가 전문적 상담 기관이나 치료 기관을 이용하기로 결정하는 과정에서 영향을 주는 구조적인 여건으로 알려져 있다(안수정, 서영석, 2017). 최난경 등(2013)은 문제 행동을 인식하고 상담에 대해 긍정적 태도를 가져도 상담을 받을 환경적 요건이 개인에게 다소 부적합하다면, 치료 추구 행동을 시작하는 데 어려움을 겪기 때문에 구조적 변인을 탐구할 필요가 있다고 제안하였다. 이에 태도적 변인과 더불어 구조적 변인을 함께 탐색하여 잠재적 내담자가 심리치료에 오지 못하는 방해요인을 포괄적인 관점으로 파악하는 것이 필요하겠다.

본 연구의 진행 과정에서 기초가 된 세계보건기구 연구는 63,678명 정신질환 진단을 받은 성인의 치료 참여 방해요인을 개방형 질문을 통해 측정하였다. 더불어, 지난 1년 이내에 정신건강 서비스를 이용한 개인과 그렇지 않은 개인을 구분하여 각각 치료를 찾지 않는 요인(barriers for not seeking treatment)과 치료 중단 요인(reasons for dropping out)에 대해 물었다(Andrade et al., 2014). 이 두 가지 요인에는 중복되는 부분이 존재하나, 본 연구에서는 잠재적 내담자의 치료 참여 촉진을 위한 목적으로 치료 전의 방해요인에 중점을 두었다. 치료 중단 요인은 치료에 참여하기 전의 막연한 인식과는 차이가 있으며, 치료의 실질적 중단 요인으로써 향후 연구될 필요가 있다. 본 연구에서는 이를 구분하여 치료 중 방해요인은 본 척도의 구인 선정 시 제외하였다.

상담과 심리치료에서 참여 요인 및 방해요인을 측정하는 것의 중요성으로 선행연구를 요약해보면, 일반 성인의 치료 방해요인을 면담을 통해 개방형 질문지로 측정하거나(Andrade et al., 2014; Mojtabai et al., 2011), 문제 행동을 보이는 아동을 중심으로 진행하는 치료에 부모가 참여하지 못하는 방해요인을 측정하거나(최난경, 정문자, 2013; Kazdin, A. E., Holland, L., Crowley, M., & Breton, S., 1997), 현재 이루어지고 있는 정신건강 서비스에 대해 긍정 및 부정적인 태도(연규진 외, 2015; Ægisdottir, S. & Gerstein, L. H., 2009; Fisher, E. H. & Turner, K. L., 1970)를 측정하였다.

선행 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 개발한 척도에서 필요한 모든 요인을 포괄하지 못하였다. 구조적 혹은 환경적, 태도적 변인 중 하나의 변인만을 측정한 연구들은 실질적인 개입을 도출하기에는 다소 단편적이라는 한계가 있다. 둘째, 기존에 부모가 참여한 척도 연구에서는 부모가 아동 중심의 치료에 참여하거나, 아동을 치료에 데려오는 방해요인을 답하기 때문에, 이는 본인 중심 치료에 참여하는 것과는 다른 방해요인으로 볼 수 있다. 셋째, 심리치료 참여 방해요인을 묻는 연구는 주로 인터뷰 형식으로 진행되었다. 방해요인이라는 개념이 생소한 일반인에게 주로 질적인 연구가 이루어졌지만, 이는 시간과 비용이 많이 들고, 보다 큰 표본을 대상으로 연구하기 어렵다는 제한점을 가진다. 넷째, 치료가 시작되고 난 후에 지속해서 참여하지 못하는 방해요인 측정이 주로 이루어졌다. 치료가 필요한 잠재적인 내담자를 참여시키는 것이 개인의 정신건강뿐만 아니라 상담 및 심리치료 분야의 발전을 위해서 중요하다고 여겨진다. 다섯째, 앞서 언급하였던 국내에서 번안된 BAPS, ATSPPH, BEACS와 같은 척도는 응답자가 상담 혹은 심리치료가 필요한가에 대한 기준점 없이 일반인을 대상으로 상담에 대해 전반적인 태도를 측정하였다. 이에 본 연구에서는 심리치료가 필요한 사람에게 왜 치료에 오지 않는지에 대해 물어야 보다 정확한 이유를 알 수 있다고 판단하였으며, 이에 ‘심리치료가 필요한 사람’에 대해 문헌을 고찰한 후, 다음과 같은 세 가지의 기준을 설정하였다. 이미 정신질환 진단을 받은 사람, 정신건강 관련 1차 선별 질문지에서 분할점을 넘은 사람, 마지막으로, 스스로 심리치료가 필요하다고 보고한 사람이다.

3. 방 법

연구자의 척도 개발 목적에 가장 부합되는 연구는 앞서 언급한 WHO에서 진행한 세계 각국의 정신질환을 가진 성인을 대상으로 심리치료에 참여하지 못하는 방해요인을 측정한 연구(Andrade et al., 2014)였다. 이를 포함하여 여러 연구를 바탕으로 다음과 같은 기준에 기초하여 구인을 선별하였다. 첫째, 구조적 또는 태도적 방해요인 중 하나에 속할 수 있는 요인을 선별한다. 둘째, 치료가 시작되기 전의 방해요인을 선별한다. 셋째, 부모의 방해요인을 기초로 하되, 아동 중심 치료 방해요인에 속하지 않는다. 이후 선별한 부모 중심 치료 참여 방해요인에 적합한 각 구성개념을 연구자가 조작적으로 정의하였다.

1) 연구 방법

(1) 연구 절차

상담 및 심리치료 참여 방해요인에 대한 개념과 이를 설명할 문항들을 선별하기 위해 국내외 관련 선행 연구를 검토한 후, 비교 기준을 설정하여 본 연구에서 개발할 척도의 목적과 부합하는지의 여부를 논의하였다. 부합 기준은 다음과 같다. 첫째, ‘방해요인을 측정하고 있는가.’ 즉, ‘상담의 접근 요인 혹은 긍정 태도를 측정하고 있지는 않은가.’ 둘째, ‘이미 치료에 참여한 사람에게 묻는 항목인가.’ 셋째, ‘아동 중심의 치료에 참여하는 요인에 관한 것인가.’ 넷째, ‘먼저 선별한 구인과 부합하는 문항인가.’에 관해 검토하여 기준에 적합한 문항을 척도의 문항 제작 과정에서 참고하였다. 비교 분석한 척도는 Kazdin 등(1997)의 Barrier Treatment Participation Scale(BTPS), 최난경 등(2013)의 아동상담 관련 환경적 요인 연구와 아동상담에 대한 태도 척도, 전문적 도움 추구 태도 척도(ATSPPH), 상담에 대한 태도 척도(K-BEACS), 상담에 대한 신념 척도(K-BAPS)이다.

문헌 연구를 바탕으로 요인의 세부 요인을 선정하였으며, 세부 요인과 기존의 척도를 분석하여 선별된 문항들을 비교하였다. 기존의 척도에서 본 연구의 목적과 부합하며 미리 선정한 세부 요인에 적절히 부합하는 문항을 우선적으로 선정하였으며, 총 56문항을 내용 타당도 검증에 사용하였다.

문헌 연구와 기존 척도의 분석을 통해 자료를 수집한 것을 기반으로 척도의 내용 타당도 검증이 총 세 차례에 걸쳐 이루어졌다. 척도 개발 경험이 있으며, 관련 분야 석사과정에 재학 중인 2명이 내용 타당도를 1차로 검증하였다.

먼저 본 척도의 주제와 목적, 핵심 선별 기준에 대해 설명한 후, 5점 리커트(Likert)형 척도(0=전혀 아니다; 1=조금 아니다; 2=그렇다; 3= 많이 그렇다; 4=완전 그렇다)로 평가하도록 하였다. 평가 항목은 요인이 연구의 목적을 대표하고 있는지, 문항이 구인을 적절히 설명하고 있는지, 문항의 표현이 적절한지에 관한 것이었으며, 평가 후 문항의 표현이 적절하지 않은 경우에는 그 이유와 대안이 되는 문항을 구체적으로 제시하도록 하였다. 문항 검토는 평가의 객관성을 위해 개별적으로 이루어졌다.

1차 검토 작업 후 평정 점수가 낮은 문항을 우선적으로 삭제하였으며, 대안 문항이 초기 문항보다 본 연구의 목적에 부합할 경우 수정하였다. 1차 검토자의 평정 결과, ‘자녀를 우선순위로 둠’ 요인이 태도적 방해요인에 속하게 되었으며, 5개의 문항이 삭제되고, 2개의 문항이 추가되어 총 30개의 문항이 추가, 수정 및 보완되었다. 더불어 반응 양식은 ‘예’와 ‘아니오’의 2가지 형식으로 정하였다. 이는 응답자가 양극단의 답변을 하고 중간의 민감한 반응을 측정하지 못한다는 위험성이 존재하지만, 응답자에게 생소한 ‘나의 방해물’이라는 개념을 이해하는 데 보다 중점을 두었기 때문이다.

1차 검토 이후 수정된 문항을 상담 및 심리치료 경력이 있고, 관련 분야 박사 학위 교수 3명이 2차로 내용 타당도를 검증하였다. 1차와 동일한 방식으로 평가하게 하였으며, 평가 항목은 문항이 구인을 적절히 대표하는지, 표현이 적절한지에 관한 것이었다. 점수를 낮게 평가하였을 때는, 대안 문항과 이유를 제시하도록 하였다. 2차 내용 타당도 검증 이후, 38개의 문항을 수정 및 보완하였고, 3개의 문항을 삭제하였다.

2차 척도 검토 후, 다수 척도 개발 경험이 있는 전공 교수 1인과 본 연구자가 최종 검토를 진행하였다. 응답자가 연구의 목적을 이해하고 문항에 응답할 수 있도록 돕기 위한 적절한 지시문을 3차 내용 타당도 검증 작업에서 논의하였다. 이와 더불어, ‘여러 가지 치료에 가지 않는 이유들 중, 나에게만 해당되는 방해요인’이라는 개념을 응답자가 충분히 이해할 수 없다고 판단하였으며, 문항을 명사형 어미로 수정하기로 결정하였다. 또한, 답변이 추가된 요인으로 인해 편향될 수 있다는 위험성이 있으나 이 역시 해당 문항이 방해요인이라는 점을 인식하는 것을 우선으로 하여 요인의 이름을 이해하기 쉽게 풀어 문항에 추가하였다. 예외적으로, ‘낮은 병식’ 요인만 실제 요인과 의미를 다르게 하였는데, 이는 김낭희(2015)의 연구와 같이, 문제가 있더라도 문제의 심각도가 낮다고 판단하는 것이 곧 병식이 낮은 것이기 때문에, 작성자의 입장에서 문항을 인식하도록 ‘문제의 심각도가 낮음’ 요인으로 변경하여 항목에 추가하였다. 총 3차례의 내용 타당도 검증 후 선정된 50문항으로 조사를 시행하였고, 요인별 한 방향 응답 경향성을 방지하기 위해 무작위로 문항의 순서를 배열하여 사용하였다.

(2) 연구 대상

본 연구는 2018년 10월 중 미성년 자녀(만 0세 ～ 만 19세 미만)를 둔 부모를 대상으로 실시하였다.¹⁾ 병원, 어린이집, 정신건강증진센터, 회사, 교회 등의 관계자에게 연구 참여 의사를 의뢰하여 동의할 경우, 온라인 설문지 링크를 전송하거나 종이로 작성된 설문지를 우편으로 배부하여 이후 설문이 완료되면 회수하였다. 관계자가 동의하였지만 참여 대상자가 미참여 의사를 밝힐 경우, 설문을 작성하지 않게 하였다. 또한, 부모를 대상으로 하는 인터넷 육아 카페 약 8곳에 온라인 설문지 링크를 게시하여 홍보하였다. 또한, 전단 홍보를 진행하여 QR코드를 통해 참여를 권유하였다.

부모 중심 치료 참여 방해요인 척도 대상자의 선별 과정은 본 연구자가 기존에 ‘심리치료가 필요한 사람’을 조작적으로 정의한 기준에 맞춰 이루어졌다. 그 기준은 다음과 같다. 첫째, 한국판 일반 정신건강 척도(the Korean General Health Questionnaire: KGHQ)에서 기준점을 넘는 사람을 대상에 포함하였다. 본 연구에서는 심리적 문제가 있어 심리치료가 필요한 사람의 기준을 신선인(2001)의 연구를 바탕으로 분할점 15점 이상으로 정의하였다. 둘째, 인구학적 정보를 묻는 설문에서 “귀하는 스스로 본인의 정신건강을 위한 상담이나 심리치료가 필요하다고 느낍니까?”문항에 ‘예’라고 표시한 사람이었다. 셋째, 인구학적 정보를 묻는 설문에서 “귀하는 지난 1년 내 상담/심리치료 센터에서 정신질환 관련 진단을 받은 적이 있습니까?” 문항에 ‘예’라고 표시한 사람이었다. 단, 현재 치료 중단(No continuation of Treatment) 혹은 중퇴(Mid-therapy Dropout) 요인을 배제하기 위해 현재 치료 중이라고 응답한 자는 제외하였다. 민법 제 913조에서 친권자는 자녀를 보호하고 교양할 권리 의무가 있다는 것을 바탕으로 자신의 정신건강을 돌보지 못하고 자녀에게 희생하는 것에 있어 미성년 자녀(만 0세 ～ 만 19세 미만)를 둔 부모가 연구의 목적에 부합하는 대상이라 판단하였다. 총 347명이 설문에 참여하였으며, 자녀가 미성년자가 아니거나, 현재 심리치료를 받고 있거나, 불성실하게 응답한 28명을 1차로 제외하였다. ‘심리치료가 필요한 사람’의 기준에 맞지 않는 167명을 2차적으로 제외하였으며, 총 152명의 자료를 분석에 사용하였다.

<표 1>

참여 대상자의 인구통계학적 특성

(3) 측정 도구

본 연구에서 개발한 부모 치료 방해요인 척도(Parent Treatment Barrier Scale: PTBS)를 사용하였으며, 척도의 신뢰도와 적절성을 검증하였다. 심리치료에 참여하지 못하는 방해요인에 해당하는 것에 ‘예’, 해당하지 않는 것에 ‘아니오’의 척도로 평정하도록 구성되어 있으며, ‘예’는 1점, ‘아니오’는 0점으로 평정한다. Cronbach’s α는 .67 ～ .85를 나타냈으며 전체 Cronbach’s α는 .91이었다.

심리치료가 필요한 사람의 선별 과정을 위해 Goldberg(1972)가 개발하고 신선인(2001)의 연구에서 표준화한 한국형 일반 정신건강 척도(The Korean General Health Questionnaire-30: K-GHQ-30)를 사용하였다. 응답자의 지난 2～3주간 심리적 상태를 평소 심리상태와 비교하며 어떻게 변화했는지 질문하는 자기 보고식 질문지이다. 4가지 응답 형식(매우 그렇다, 그렇다, 아니다, 매우 아니다)에 대한 배점은 0-0-1-1이며, 일부 다른 문항과 역방향을 이루는 문항은 역 채점 처리하였다. GHQ-30의 경우 총점은 30점이고, 점수가 높을수록 정신건강 상태가 나쁨을 의미한다. 신선인(2001)의 연구에서 Cronbach’s α는 .89 ～ .90이었다.

본 척도의 수렴 타당도 및 변별 타당도를 확인하기 위해 전문적 도움 추구 태도 단축형 척도(Korean Attitude Toward Seeking Professional Psychological Help Scale: K-ATSPPH)를 사용하였다. 초기 척도에서 Fisher와 Farina(1995)가 10문항으로 간소화하였고, 신연희 등(2005)이 수정하여 사용한 29개의 문항을 남숙경(2010)이 번안한 10문항을 본 연구에서 사용하였다. ‘긍정 태도와 필요성(1,3,5,6,7번 문항)’과 ‘부정 태도와 불필요성(2,4,8,9,10번 문항)’의 두 가지 요인으로 구성되어 있으며, 4점 척도(1=전혀 아니다, 4=매우 그렇다)로 응답하게 되어 있다. 각 요인에서 점수를 높게 받을수록 긍정-부정 태도가 높다는 것을 시사하며, 남숙경(2010)의 연구에서 Cronbach’s α는 .71이었다.

(4) 분석 방법

본 연구는 분석 방법으로 신뢰도 분석, 내용 타당도 분석, 구인 타당도 분석 구성 타당도 분석을 사용하였다.

타당도 분석을 위해 본 척도의 내용 타당도는 다음의 방법을 통해 검증하였다. 첫째, 본 척도의 하위 영역이 문항을 적절히 반영하고 있는지 평가한다. 둘째, 하위 요인과 문항이 심리치료에 참여하지 못하는 요인을 적절하게 반영하고 있는지 평가한다. 석사과정생 2명, 박사학위를 가진 관련 분야 교수 3명으로 이루어진 5명의 검토자가 하위 영역의 정의, 세부 영역과 문항을 검토한 후, 이를 5점 리커트(Likert)형 척도(0=전혀 아니다; 1=조금 아니다; 2=그렇다; 3=많이 그렇다; 4=완전 그렇다)로 문항의 적절성을 평가할 것이며, 문항의 표현이 적절치 않은 경우 그 이유와 대안이 되는 문항을 제시하도록 요청하였다. 5명 검토자의 평점 점수가 낮은 문항을 우선적으로 삭제하였으며, 연구자의 초기 목적에 따라 척도에 적절히 부합하는 항목은 제외하지 않았다.

본 척도의 요인 구조와 요인 타당도를 검증하기 위해 탐색적 요인분석(Exploratory Factor Analysis; EFA)과 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis; CFA) 단계를 진행하였다. 먼저 총 152명을 무작위로 나눠 요인분석을 실시하였다. 탐색적 요인분석을 위한 표본 1은 총 100명, 확인적 요인분석을 실시하기 위한 표본 2는 52명이었다. 자료의 분석은 모두 Mplus 7.2(Muthén, L. K. & Muthén, B. O., 2005)를 사용하여 이루어졌다. 범주 데이터를 처리할 때 권장되는 Weighted Least-Squares with Mean and Variance adjustment(WLSMV)를 사용하였고(Flora, D. & Curran, P., 2004; Muthén, B., Du Toit, S. H., & Spisic, D., 1997), 사각 회전 방식인 Geomin 회전방식을 사용하였다.

마지막으로, 본 척도의 타당도 분석을 위해 구성 타당도를 확인하였다. 수렴 및 변별 타당도 검증을 위해 기존의 전문적 도움 추구 태도 척도 단축형의 하위척도와의 상관관계를 분석하였다. 부정적인 태도의 불필요성 요인이 본 척도의 태도적 방해요인과 같은 개념을 측정하여 수렴 타당도가 나타날 것이라 가정하였으며, 긍정적인 태도의 필요성 요인은 본 척도의 구조적 방해요인과 다른 개념을 측정하여 변별 타당도가 나타날 것이라 가정하였다. 상관관계 분석에는 SPSS 21.0(IBM SPSS Statistics, IBM Corporation)을 사용하였다.

<표 2>

PTBS 3요인 모델의 요인 부하량(N=100)

4. 결 과

1) 척도의 검증 방법

(1) 탐색적 요인분석

부모 치료 방해요인 척도가 요인분석을 실시하기에 적합한지 확인하기 위해 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)와 Bartlett 구형성 검증을 실시하였다. PTBS의 KMO 적합도 지수는 .631이고, Bartlett 구형성 검정에서 χ²=2830.389, df=1225, p<.000 이었으므로 ‘자료의 상관행렬이 단위행렬이다.’, ‘상관관계가 없다.’는 영가설을 기각하여 요인분석에 적합한 자료라고 판단되었다.

본 척도 요인의 개수를 결정하기 위해 스크리 검사(Scree-test)를 실시하여 고유치(eigenvalues)를 고려하였다. 그 결과 고유치가 1.0 이상인 요인의 수는 10개로 나타났다. 따라서 3개의 하위 척도와 10개의 세부 척도를 본 척도의 요인으로 추정 가능함을 알 수 있다.

10개의 하위요인이 구조적 또는 태도적 방해요인의 2가치 차원에 속할 것이라고 가정하였으나, 탐색적 요인분석 결과, PTBS의 문항이 3가지 차원에 적재됨을 확인하였다.

탐색적 요인분석 결과로 요인 부하량을 확인한 결과, PTBS의 문항이 기존에 가정하였던 10요인보다 8요인에, 2차원보다 3차원에 적재됨을 확인하였다. 이에, 요인 부하량이 적합하다고 판명된 8요인과 3차원을 초기 가정한 요인과 경쟁모형으로 여겨, 모델 적합도를 비교하였다. 10요인 모델의 적합도 지수는 χ²(df)=789.748(770), 비표준화 적합 지수(Tucker-Lewis Index, TLI)= .987, 비교 적합도(Comparative Fit Index, CFI)= .992, 개략화 오차 평균(Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA)= .016, 표준화된 원소 간 평균 차이(Standardized Root-Mean-Square Residual, SRMR)= .062로 나타났다. 8요인 모델의 적합도 지수는 χ²(df)=894.019(853), TLI= .975, CFI= .982, RMSEA= .022이었다. TLI와 CFI 의 경우 .90 이상이면 적합한 모델임을 의미하며, 모두 .95 이상으로 나타나 모두 좋은 지수를 보였다. 또한, 본 연구의 모형이 자료와 얼마나 부합할 수 있는지를 평가하는 지수인 RMSEA는 .05 이하 이기 때문에 우수하다고 판단할 수 있다(엄명용, 조성우, 2005). SRMR은 .08 이하면 우수하다고 판단되는데, 두 모형 모두 .08 이하로 나타났다. 따라서 적합도 지수 결과로는 두 모델 모두 적합한 모형인 것으로 나타났다.

다음으로 2차원과 3차원의 모델 적합도를 비교하였을 때, 모두 양호한 지수를 보이는 모형이나, 3차원의 모형이 더욱 우수하다고 판단되었다.

본 연구자가 문헌 연구와 척도 분석을 통해 초기 가정했던 이론을 바탕으로 구조적 및 태도적 방해요인의 2차원에 각 5개의 요인, 총 10개의 요인이 나타날 것이라 가설을 세웠다. 탐색적 요인분석 결과로서 나타난 3가지 차원은 기존의 이론과 어느 정도 부합한다고 여겨졌으나, 10개 요인으로 구성될 것이라 가정한 하위요인 간 요인 분석 결과로서 8요인은 이전에 가정한 이론에 적합하지 않다고 판단되어 확인적 요인분석에서 다뤄보았다.

<표 3>

탐색적 요인분석 - 8요인과 10요인 모델 적합도 비교(N=100)

<표 4>

탐색적 요인분석 - 2차원과 3차원 모델 적합도 비교(N=100)

<그림 1>

3차원과 10가지 요인 모형

(2) 확인적 요인분석

10요인 모델의 적합도 지수는 χ²(df)=981.414 (944), TLI= .963, CFI= .966, RMSEA= .028이었다. 8요인 모델의 적합도 지수는 χ²(df)=1264.841 (1099), TLI= .849, CFI= .859, RMSEA= .054로 나타났으며, 탐색적 요인분석 결과와 같이 두 모형 모두 적합하나 10요인의 적합도 지수가 더 우수하였다. 또한, 2차원과 3차원의 모델 적합도 수준은 표에 제시되어 있으며, 2차원의 모델 적합도 지수는 χ²(df)=1248.390 (1033), TLI= .808, CFI= .816, RMSEA= .063 3차원의 모델 적합도 지수는 χ²(df)=1114.460 (986), TLI= .879, CFI= .885, RMSEA= .050으로서 나타났으며, 3차원이 보다 적합하다고 여겨진다.

탐색적 요인분석 결과로, 더욱 적합하다고 판단된 8요인 모델과 본 연구자가 기존에 가정하였던 10요인 모델을 비교하기 위하여 카이제곱 차이 검정(Chi-Square Difference Tests)을 실시하였으며, 그 결과 10요인 모델이 8요인 모델보다 본 척도를 측정하기에 유의미한 모형이라는 것을 확인하였다(Δχ²diff(110) = 192.258, p<.001). 이와 더불어 탐색적 요인분석 결과로서 보다 적합하다고 판단된 3차원 모델과 기존에 가정하였던 구조적 및 태도적 방해요인의 2차원 모델을 비교하기 위해 카이제곱 검정을 실시하였을 때에는 3가지 차원 모델이 적합하다고 판단되었다(Δχ²diff(2) = 81.404, p < .001). 이로써 확정된 3가지 차원과 10개의 요인 모형의 구성은 다음과 같다.

일부 문항을 제외한 대부분 문항의 표준화 추정치가 .60 ～.90으로 10요인이 적합한 것으로 나타났다.

고유 요인의 분산이 0보다 적거나 표준화된 요인 부하량이 1.0보다 큰 경우 이를 ‘Heywood Cases’라 일컫는데, 7번 ‘비용 관련 측면: 비싼 심리치료 비용’과 13번 문항 ‘시간의 부족: 다른 사적인 일정이 많음’이 이에 해당하였다. 이는 요인 모형이 잘못 추정되었거나, 작은 사례 수의 한계라고 보여질 수 있다. 하여 13번 문항을 삭제하였으며, 7번 문항은 내용적인 면을 검토해 보았을 때, 고비용 요인의 핵심적인 문항이라 고려되어 삭제하지 않았다. 또한, 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석 결과, 그리고 3요인 모델을 함께 고려하였을 때, 초기 이론적으로 설정한 구인에 적재되지 않거나, 문항의 내용이 구인을 적절히 설명하지 못하거나, 요인 부하량이 상대적으로 낮은 문항인 15번 ‘관련 정보의 부족: 심리치료를 받을 장소에 대한 정보’ 문항, 18번 ‘관련 정보의 부족: 대중 매체(TV, 인터넷 등)에서 접한 정보의 부족’ 문항과 24번 ‘주변의 지지가 부족함: 사회적 활동(동아리, 종교 활동 등)내 구성원’ 문항을 삭제하였다. 이로써, 하나의 요인당 문항 수가 최소 문항 개수인 3문항을 이루고 있으므로, 안정적인 결과가 도출될 수 있다고 말할 수 있다(MacCallum, R. C., Widaman, K. F., Zhang, S., & Hong, S., 1999).

하위요인 간 상관관계를 분석한 결과, 상관을 보이지 않거나 유의한 정적 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. PTBS의 하위요인은 부모가 치료에 가지 않는 다각적이고 복합적인 요인들로 구성되어 있기 때문에, 상관이 없거나, 정적 상관이 있는 것에 대해 어느 정도 예측 가능한 결과라고 말할 수 있으며, 특히 구조적 요인과 태도적 요인 간 상관은 선행 연구에서 상이한 연구 결과를 보이는 것과 맥락을 같이한다고 볼 수 있다(김낭희, 2015; Rapp et al., 2006). 또한, 사회적 낙인 요인과 낮은 개방성 요인이 .71의 상관관계를 보이나, 다중공선성의 기준인 .80보다 작으므로(김계수, 2008) 허용 가능한 결과라 여겨진다.

<표 5>

확인적 요인분석 - 8요인과 10요인 모델 적합도 비교(N=52)

<표 6>

확인적 요인분석 - 2차원과 3차원 모델 적합도 비교(N=52)

<표 7>

최종 10요인과 문항 구성

(3) 신뢰도 분석

신뢰도를 검증하기 위하여 내적 일관성 지수인 Cronbach’s α를 산출하였으며, .67에서 .85 사이의 신뢰도를 보이고 있으므로 높은 수치라고 말할 수 있다. 확인적 요인분석의 요인 부하량 또한, .40 이상을 보여 적합한 결과라 말할 수 있다.

(4) 변별 및 수렴 타당도 분석

3가지 차원으로 요인을 가정하였을 때, 치료 구조 차원에 속하는 세 가지 요인과 긍정 태도의 필요성 간 유의하지 않은 부적 상관관계를 나타내어 변별 타당도가 검증되었다고 말할 수 있으며, 이는 전문적 도움 추구 태도 척도의 긍정 태도의 필요성 요인과 PTBS의 구조적 요인이 다른 개념을 측정한다는 것을 의미한다.

PTBS의 치료 구조적 요인을 제외한 PTBS의 하위요인 7개와 ATSPPH의 부정태도 요인 간 수렴 타당도를 살펴보았다. 모두 정적 상관관계를 나타냈으나, 낮은 병식 요인과 자녀 양육에 우선순위를 두는 요인은 유의한 상관을 나타내지 않았다. 이로써, PTBS의 개인-환경과의 상호작용 요인과 전문적 도움 추구 태도 척도의 부정 태도 요인이 같은 개념을 측정하는 것을 확인하였다.

<표 8>

PTBS의 변별 타당도

<표 9>

PTBS의 수렴 타당도

5. 논 의

본 연구에서는 부모 치료 방해요인 척도를 개발하여 신뢰도와 타당도를 검증하고자 하였다. 본 연구에서는 부모 개인의 정신건강을 우선시했다는 점, 실제로 심리치료가 필요한 부모가 치료에 오지 못하는 요인을 구별하려 했다는 점, 부모가 치료에 참여하지 않는 태도, 주변을 둘러싼 구조적 요인, 환경과 상호작용하는 성향 등 다각적인 관점에서 측정하는 척도를 개발했다는 점에서 의의가 있다.

연구의 결과에 따라 세부적으로 변경된 사항을 살펴보면 다음과 같다. 탐색적 요인 분석 결과, 초기 가정하였던 2가지 차원은 구조적 및 태도적 방해요인이었던 반면, 개인-환경과의 상호작용 차원이 추가되어 3가지 차원이 더욱 적합한 것으로 나타났다.

신뢰도와 수렴 및 변별 타당도를 분석한 결과, 모두 그 적합함이 검증되었다. 그러나, 수렴 타당도 검증 과정에서, 기존에 가정하였던 태도적 방해요인 중 일부 요인이 유의한 상관이 나타나지 않은 것은 기존 29문항의 전문적 도움 추구 태도 척도(ATSPPH)가 필요성 인식, 낙인 인내력과 같은 요인에서 비롯되어 단축형으로 제작되었기 때문에 이에 해당하는 요인에만 정적인 상관을 보인 것으로 사료된다. 또한, 본 척도의 개인-환경 상호작용 요인과 필요성 인식 요인이 유의한 정적 상관관계를 보여, ATSPPH는 개인의 내적 동기보다는 개인과 환경이 상호작용하는 태도와 관련된 요인으로 이루어져, 본 척도의 개인-환경 상호작용 관련 태도적 방해요인과 같은 개념을 측정하는 것으로 보이며, 따라서 본 척도의 수렴 타당도가 검증되었다고 말할 수 있다. 이 과정에서 본 척도의 구성개념을 측정할 수 있는 도구가 부재하여 일부 요인과의 수렴 및 변별 타당도만을 검증하였다. 앞으로의 후속 연구를 통해 다양한 관련변인과 관계를 밝힌 연구가 진행되어 보다 신뢰롭고 타당한 척도로 사용될 수 있을 것이다.

각 요인별 문항 구성에서 요인분석에서 유의미하지 않은 결과를 보였던 4개의 문항이 삭제되었다. 이와 더불어, 41번 ‘문제를 드러내지 않는 성격: 심리치료 내에서 나의 이야기가 비밀 보장이 될지에 대한 의문’ 문항이 낮은 개방성 요인에서 사회적 낙인 요인에 속하게 되었다. 이는 나의 이야기가 밖으로 새어 나가면 안되는 이유로서 주변 사람들에게 좋지 않게 인식될까 두렵기 때문일 수 있다. 46번 ‘두려움: 나약한 사람으로 여겨짐’ 문항은 사회적 낙인 요인에서 부모로서 나약한 사람으로 여겨지는 것에 대한 두려움으로 자녀에게 우선순위를 둠 요인에 속하게 되었다. 이는 선행 연구에서 부모가 정신건강 문제로 인해서 심리치료를 받는 것이 자녀에게 나약한 부모로 여겨지는 것을 보다 꺼리는 성향이 반영된 것임을 시사한다. 50번 ‘자녀를 우선순위로 둠: 아이 돌보는 사람을 먼저 구해야 함’ 문항이 개인-사회와 상호작용하는 요인이자 사회적 지지 요인에 속하게 되었다. 이는 본 연구자가 초기에 구인을 정하기 위해 국외 선행 연구를 탐색하였을 때, 부모가 치료에 참여하지 못하는 이유로서 공통적으로 ‘Child Care’를 보고하는 것을 참고하였으나, 국외에서 이러한 요인의 의미는 보모(baby sitter)를 두는 외국의 문화에서 비롯되었을 것으로 보이며, 한국에서는 ‘가족이나 배우자 혹은 친인척이 아이를 돌봐주지 않아 치료에 갈 수 없다’, 즉 필요한 사회적 지지의 부족 요인으로 인식한 것으로 유추할 수 있겠다. 초기 가정하였던 2차원은 요인 분석 결과 적합하지 않다고 판명되었으며, 이는 토대가 되었던, 세계보건기구(WHO)에서 진행한 연구와 일치하지 않는 바이다. 이러한 결과는 앞서 언급하였듯, 아시아 문화권의 특성상 개인보다 집단주의 문화가 강할 뿐만 아니라, 심리치료에 대한 주변의 인식을 중요시 여기는 성향과(Chung, Y. Y., & Shek, D. T., 2008), 본 연구자가 기초 구인을 설정할 때, 국내에서 고려될 수 있는 사회적 상호작용 관련 요인(사회적 지지의 부족, 타인에게 낮은 개방성)을 추가하였던 것이 개인-환경 간 상호작용 관련 태도적 요인으로 나타난 것으로 사료된다. 이는 김낭희(2015)의 연구에서 치료를 찾지 않는 이유로서 사회 환경적 자원의 인식을 언급한 것, Allen(1994)의 여성 중독자를 대상으로 하는 치료 장벽 척도에서 사회환경적 요인을 포함한 3가지로 구분한 것과 일치하는 결과이다. 또한, 모집 과정에서 심리치료가 필요하다고 스스로 보고한 것에 응답한 비율이 남성보다 여성이 훨씬 월등한 것으로 보아 남성이 치료를 찾는 데 더 인색한 태도를 보인다는 안수정(2017)의 연구 결과와 일치한다. 이와 더불어 구조적 요인에 속했던 ‘정신건강 서비스 관련 정보의 부족’ 요인과 ‘사회적 지지의 부족’ 요인이 개인-환경 간 상호작용 차원으로 분리되었다. 이는 최난경(2013)의 아동상담관련 환경 척도에서 ‘상담 관련 정보’, ‘상담지지’ 요인이 포함되어 유의한 요인으로 자리 잡았던 것과 일치한다. 또한, Boydell 등(2006)이 진행한 가족이 정신건강 관련 서비스에 접근하지 못하는 환경적 요인을 인터뷰 형식으로 질문했던 연구에서 ‘정보의 부족(Lack of Information)’이 나타났던 기존의 결과와는 상반된다. 이러한 결과는 본 연구의 척도에서 치료 구조 차원에 속하는 접근성, 시간 부족, 고비용 요인과 달리, 사회적 지지의 부족 요인과 정신건강 서비스 관련 정보의 부족은 치료가 필요한 개인이 치료를 받기 위해 적절한 행동을 취하여 상호작용하여야 얻을 수 있는 것임을 나타내는 반면에, 최난경의 척도에서는 이를 모두 포괄하였기 때문에 나타난 결과로 추론할 수 있다.

본 연구에서 개발한 부모 치료 방해요인 척도를 상담 및 심리치료 관련 현장에서 활용할 수 있는 방안을 제시한다면 다음과 같다. 첫째, 단일 회기 집단 혹은 부모 워크숍에서 정신건강을 다루고자 하는 부모에게 치료 참여 방해요인을 파악하기 위해 실시할 수 있다. 치료에 대해 긍정적인 태도를 가진 사람에게 어떤 세부적인 걸림돌이 이들의 치료 참여 행동을 막고 있는지 파악해볼 수 있을 것이다. 둘째, 부모의 정신건강을 목적으로 본 척도를 개발하였으나, 부모 개인의 심리적인 문제는 불가피하게 자녀와 가정에 영향을 미친다. 정신건강 문제의 고위험군에 속해 있는 부모는 자녀에게 부정적 영향을 미칠 것을 고려해서라도 필수적으로 정신건강을 돌볼 필요가 있고, 본 척도는 해당 부모의 치료 참여 방해요인이 무엇인지 측정하고 극복할 초기 단계를 파악하는 데 도움을 줄 수 있을 것이다. 미국의 Chorpita 등(2009)이 진행한 아동 청소년 정신건강을 위한 필수적인 요소를 탐색하기 위한 무작위 대조군 연구(Randomized Controlled Trial; RCT)에서 ‘부모 대처(Parent Coping)’가 효과적인 요소로 포함된 것은 자녀의 정신건강을 위해 부모가 정신건강을 돌보는 것이 필수적임을 뒷받침해준다. 아동 상담의 회기 내에서 진행되는 부모 상담은 시간적 제약으로 인해 자녀의 상태와 양육에 집중된 내용으로 진행될 수 밖에 없다(이재연, 2023). 아동 상담과 더불어 이중적으로 효과를 발휘하게 하기 위한 방안으로 부모 상담 회기에서 활용할 수 있을 것이다. 또한, 부모 개인의 심리적 문제는 부부간의 갈등을 일으키며, 이러한 갈등과 마찰이 이혼을 초래한다(허미화, 2002). 국내 결혼율 대 이혼율의 비율은 48%에 육박하며(통계청, 2023), 여러 환경적, 심리적 요소들의 부부간의 갈등에 영향을 미칠 때, 이를 해결할 수 있는 적절한 개입이 필요해 보인다. 셋째, 앞서 언급한 것과 반대로 심각한 문제 행동을 보이는 자녀를 양육하는 부모는 이로 인해 심리적 문제를 겪고 있을 수 있다. 국내 아동의 문제 행동은 꾸준히 상승세를 보이는 추세이며(차윤희, 김영희, 2010; 모상현, 김형주, 이선영, 김정화, 윤경민, 2013), 아동 청소년 상담에 참여한 부모에게 간단한 정신 진단 평가와 함께 심리치료가 필요한지 파악하여 부모의 정신건강을 돌볼 수 있어야 할 것이다. 본 연구는 그러한 도약에 첫 단계를 제시하였다고 말할 수 있다.

본 연구가 가지는 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같이 말할 수 있다. 첫째, 본 연구는 충분한 모집단을 포함하지 못하고 있다는 근본적인 한계를 가지고 있다. 연구에 포함된 대상자 대부분이 여성이었으며, 수도권에 집중되었다. 이는 남성보다 여성이 상담 및 심리치료를 대하는 태도가 긍정적이라는 점과(안수정, 서영석, 2017), 스스로 심리치료가 필요하다고 보고한 여성이 연구 대상에 더욱 포함되었기 때문으로 보인다. 하지만, 아버지의 정신건강을 다루기 위한 추후 연구가 필요할 것으로 보인다. 후속 연구에서는 보다 큰 모집단을 포함한 타당화 검증 작업이 이뤄져야 할 것이다. 둘째, 총 347명이 설문에 참여했지만, 152명만이 자료 분석에 사용되었다. 치료 세팅에 부재한 잠재적인 사람들을 대상으로 하여 모집이 용이하지 않았으며, 모집 후에도 대상자에 해당하지 않는 경우가 많았다. 본 연구에서 기초로 삼은 세계보건기구(WHO)의 연구에서도 총 121,899명을 모집하여 63,678명이 연구 대상에 해당한 점을 보았을 때, 이는 예상 가능한 비율이라고 말할 수 있으나, 추후 연구에서는 기회비용을 적절히 고려하여 연구를 진행해야 할 것으로 보인다. 셋째, 본 연구는 ‘심리치료가 필요한 부모가 치료에 오지 못하는 방해요인’이라는 새로운 개념을 국내에 도입하여 척도를 개발한 것에 의의가 있으나, 이에 같은 구성개념을 측정하는 국내의 척도가 부재하기 때문에 타당도를 검증할 방법이 다소 부족하였다. 추후 연구에서는 동시 혹은 예측 타당도, 검사-재검사 신뢰도를 검증하여 표준화된 척도를 위한 연구를 지속할 필요가 있다. 넷째, 본 연구에서 요인 분석에 투입된 문항 수에 비해 표본의 수가 적어 전체적인 결과가 안정적이지 않을 수 있다는 점이 지적될 수 있다. 하지만 본 연구는 대규모 자료를 얻기 어려운 분야이고 척도 개발의 초기 단계의 연구라는 점에서 연구의 의의를 지닌다. 후속 연구에서는 보다 방대하고 체계적으로 자료를 수집하여 지속적으로 부모 중심 치료 참여 방해요인 척도를 보완해 나가길 기대한다.

위와 같은 제한점에도 불구하고, 본 연구가 지니는 의의는 다음과 같다. 부모는 자녀를 자신보다 우선순위로 하고 이로 인해 경력이 단절되거나, 아이를 낳기 전 자신의 모습보다 ‘OO의 엄마’, ‘OO의 아빠’인 제 2의 역할로 살아가는 경우가 많다. 자녀가 아닌 부모 개인의 정신건강을 위한 연구라는 점에 있어서 첫번째 의의가 있다. 둘째, 방해요인(Barrier)에 관한 연구가 많이 발달되어 있지 않은 국내에서 심리치료에 대한 방해요인을 탐색하였다. 치료 환경 및 개인 내적 동기, 환경 관련 상호작용의 관점에서 잠재적 내담자의 욕구를 탐색할 새로운 기회를 제공해 줌과 동시에, 초기 개입을 시도하기에 적합할 것으로 사료된다. 셋째, 향후 치료 참여를 증진시키기 위한 변인을 탐색하는 연구를 진행할 때, 개인에 따른 차별적 개입을 시도할 때 이를 측정하는 도구로 활용될 수 있을 것으로 보인다. 넷째, 보다 나은 정신건강을 도모하기 위해 효과적인 방법인 상담 및 심리치료를 권장하여 마케팅 해야 하는 상황에서 관련 전문가들이 본 척도를 사용하여 보다 적극적으로 상담과 심리치료를 어필할 수 있는 도구로써 도움이 될 수 있을 것으로 여겨진다.

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