서론

한국은 2008년부터 노인장기요양보험제도를 시행하고 있다(이하 ‘장기요양제도’라고 함). 이 장기요양제도는 고령이나 노인성 질병 등의 사유로 일상생활을 혼자서 수행하기 어려운 노인 등에게 신체활동 또는 가사활동 지원 등의 장기요양급여를 지급함으로써 노후의 건강증진과 생활안정을 도모하고, 그 가족의 부담 완화를 목적으로 한다(노인장기요양보험법 제1조). 이것은 장기요양제도가 노인의 건강증진을 추구하는 것은 물론 그 노인의 가족을 지원한다는 점을 명시하고 있는 것이다. 여기에는 가족 내에서 돌봄 역할의 대부분을 수행하던 여성들이 사회활동 참여가 증가함으로써 여성들이 가족 내 돌봄을 전적으로 담당하기 어려워졌으며, 가족을 통한 노인 돌봄문제 해결이 한계점에 봉착한 현실적인 문제가 반영된 것이다(Jeon BJ et al., 2016). 현재는 65세 이상 노인 중에서 46만 7천명(7%)이 장기요양제도를 이용하고 있으며, 제도 초기에 15만명이 제도를 이용했었던 것과 비교해 3.2배 증가하였다(National Health Insurance Service, 2015). 장기요양제도의 이용자 수가 급증하면서 요양보호사도 크게 증가하였다. 현재는 29만5천명의 요양보호사가 근무하는 것으로 나타나(National Health Insurance Service, 2015) 전문직업인으로서의 요양보호사가 노인 돌봄의 중추적 역할을 수행하고 있음을 알 수 있다.

최근 장기요양제도의 운영과 관련해서 흥미로운 점은 가족요양보호사의 비율이 높아진다는 점이다. 2015년 말 기준으로 가족요양보호사는 4만9천명이 활동하고 있어 2010년의 1만4천명보다 3.5배 증가하였다(National Health Insurance Service, 2015). 이런 현상은 한국에서 장기요양제도가 시행되고 10여년이 경과했지만, 돌봄에 있어서 가족 중심의 전통적 돌봄문화와 사회제도에 의한 돌봄문화가 여전히 공존하고 있기 때문에 나타난 결과라고 볼 수 있다(Jeon BJ et al., 2016). 특히, 부모에 대한 돌봄은 효(孝) 사상을 기반으로 하는 우리의 전통적인 생활양식 때문에 이 제도를 설계할 당시 존재하지 않았던 가족요양보호사가 크게 증가하였으며, 정부는 특별 방침을 통해 가족요양보호사의 현실적 존재성을 인정하게 되었다. 더욱이 노인돌봄을 탈가족화 함에 있어 가족주의적 돌봄을 무시할 수 없기 때문에 가족요양보호사에 의한 돌봄은 앞으로도 지속될 것이다.

현재까지 장기요양제도에서 서비스 이용자, 요양보호사의 관계에 대한 특별한 규정은 없다. 단지, 노인장기요양보험법 제24조에서 서비스 제공기관을 통해 서비스가 이루어지기 어려운 경우에는 가족요양비를 지급할 수 있다고 규정하고 있을 뿐이다. 그러나, 가족관계에 있는 구성원이 서비스를 제공하고 가족요양비를 청구하는 것이 아니라, 요양보호사의 자격증을 취득하고 서비스를 제공할 수 있는 기관에 등록하여 급여를 받는 방식이 장기요양제도의 재가서비스 부문에서 급속하게 확대되기 시작하였다(National Health Insurance Service, 2015). 이는 결과적으로 가족돌봄을 보상하는 성격을 갖는 것이다(Choi IH et al., 2013). 이와 같이 가족요양보호사라는 새로운 제도가 출현하고, 그 인원이 급격히 증가한 현상은 장기요양제도의 의도하지 않은 결과이다.

이러한 가족요양보호사들은 일반요양보호사들이 경험하지 못하는 상황에 직면해 있어 서로 다른 모습을 경험하게 되며, 양자 간에 역할스트레스, 서비스에 대한 인식과 그 수준이 매우 다르게 나타날 것이다(Jeon BJ et al., 2016). 가족요양보호사는 그 동안 축적되어온 경험 및 가치관이 그들이 돌보는 노인 등과 유사하기 때문에 상호 간의 의사소통이 원활하며, 정서적 유대가 보다 돈독할 수 있다. 반면에, 장기요양제도를 이용한다는 것은 가족 구성원 중에 질병을 앓거나 장애인이 발생한 것이므로 그 환자뿐만 아니라 가족 구성원의 역할과 기능에 변화를 초래할 수 있으며, 가족의 상호 의존적 특성으로 인하여 가족체제가 불안정해지고 상호 간 갈등이 표출될 수 있다(Yoo SY, 2015). 더욱이, 가족요양보호사가 가족의 일원인 환자에게 적절한 서비스를 제공하지 못한다고 인식하거나, 반대로 가족인 환자가 과도한 서비스를 요구하는 상황에서 가족요양보호사는 요양보호사라는 전문 직업인으로서의 회의감과 무기력감을 경험하며 역할수행에 한계가 나타날 수밖에 없다(Jeon BJ et al., 2016).

이와 같이 가족요양보호사는 가족의 구성원이면서 요양보호사의 지위에 있기 때문에 상반된 역할기대에 동시에 직면하는 상황을 경험할 수 있으며, 그 기대를 모두 충족하지 못했을 때는 역할갈등을 경험할 수 있다(Babin BJ et al., 1996). 또한, 가족요양보호사는 요양보호사로서 돌봄이 필요한 노인과 접촉하는 시간이 길거나, 돌봄 업무 이외의 일상적이고 부수적인 일까지 담당하는 경우가 많기 때문에 역할과부하를 경험하기도 한다(Miller KI et al., 1989). 이러한 가족요양보호사들의 역할갈등과 역할과부하 등의 역할스트레스는 신체적으로 만성피로를 유발하고, 심리ㆍ정서적 안녕을 저해할 수 있다. 물론, 돌봄 역할을 수행함에 있어서 어느 정도의 갈등은 문제를 해결하고 새로운 변화를 만들어내는 긍정적인 역할을 기대할 수 있지만, 가족 내 돌봄에서의 갈등이 심각하거나 스트레스가 지속되는 경우에는 정신적 위기감이 높아지고 우울을 초래하여(Chun KI et al., 2008; Lee YB et al., 2015) 요양보호사로서의 적절한 역할 수행을 기대할 수 없게 된다. 소질-스트레스 모델(diathesis-stress model)에서는 스트레스와 우울 간의 관계를 설명하면서 상황적인 스트레스 요인과 개인이 지니는 심리적 취약성이 상호작용하여 불안과 무기력감을 유발하고 우울 증상이 나타날 수 있다고 하였다(Abramson et al., 1989). 결국, 가족요양보호사에게 과도한 역할스트레스는 긴장과 불안을 야기하고 돌봄에 대한 책임을 약화시키며(Szilagyi et al., 1990), 가족요양보호사는 부모 또는 배우자인 노인과의 갈등 속에서 심리적 취약성을 경험하며 스트레스와 복합적으로 작용하여 우울 증상이 나타날 수 있다(Abramson et al., 1989).

지금까지 요양보호사와 관련된 선행연구는 일반요양보호사(가족요양보호사 이외의 요양보호사)가 경험하는 직무스트레스, 직무만족 및 이직 등에 대해서 주로 보고되었으며, 요양보호사의 직무환경과 여건에 대한 문제가 일부 진행되었다(Seo SH et al., 2012; Hwang BR et al., 2014). 가족요양보호사에 대한 연구는 매우 제한적으로 진행되었다. 최근에 이르러 가족요양보호사의 발생(Yang NJ, 2013)과 그 역할(Lee JS, 2014), 그리고 돌봄에서의 부담(Choi IH et al., 2013)에 대한 연구들이 문헌연구 형태로 보고되었을 뿐이다. 기본적으로 정책이란, 문제해결을 위한 처방을 제시함에 있어서 경험적 근거를 바탕으로 이루어지는 집합적인 노력을 의미하므로(Choi EY et al., 2012) 실증적 분석결과를 토대로 가족요양보호사들이 경험하는 스트레스 요인과 그 영향력에 대해 규명하고, 그에 따른 개선방안을 제시하는 것이 바람직할 것이다.

더욱이, 가족요양보호사의 과도한 업무와 이중적 지위에서 나타날 수 있는 스트레스에 대해 그것을 감소하거나 완화하려는 연구는 보고된 적이 없다. 가족요양보호사의 스트레스를 사전에 차단하고 정신적 건강을 유지하는 것이 가장 바람직하겠지만, 이것은 현실적으로 불가능하다. 따라서 역할스트레스가 우울에 미치는 부정적 영향을 완화할 수 있는 요인을 찾아내고, 그것을 강화하는 것도 대안이 될 수 있다. 여기서 주목할 수 있는 것이 가족건강성(family strength)이다. 가족건강성은 가족 단위에서 경험하는 위기, 변화, 스트레스원에 적응하고 대응하는 가족의 잠재력 또는 가능성을 말한다(Lee SY, 2016). 가족은 오랜 시간 돌봄 역할을 수행하는 과정에서 가족 구성원의 건강문제를 노출하거나 상호 관계가 악화되어 가족 위기상황이 발생할 수 있기 때문에(Yoo SY, 2015) 가족건강성은 매우 중요하다. 가족의 건강성은 환경 변화 속에서 가족이 겪게 되는 긴장과 갈등에 대해 보다 긍정적인 변화와 적응을 유도할 수 있으며, 가족 내 부정적 영향을 중재하고 완화시켜 개인의 성격차원뿐만 아니라 직면한 문제의 해결을 도모할 수 있다(Park JH et al., 2011). 또한, 건강한 가족은 가족 구성원 간의 심리적ㆍ사회적 적응에도 도움을 줄 수 있어 가족의 안정성을 유지하는데 기여할 수 있다(Lee SM et al., 2012; Lee SY, 2016). 더욱이 가족 이외의 환경체제에 대해서도 적극적으로 대응하고 상호작용하는 보호요인으로 작용할 수 있기 때문에 개인차원에 국한하지 않고 가족차원의 문제 상황까지 극복하여 가족의 전반적인 행복 수준에 긍정적인 역할을 할 수 있다(Park JH et al., 2011).

따라서 본 연구에서는 가족요양보호사가 증가하는 현실을 반영하여 가족요양보호사의 역할스트레스와 우울과의 관계를 규명하고자 하며, 이 과정에서 가족건강성의 완충효과를 검증하고자 한다. 이러한 실증적 분석결과를 토대로 가족요양보호사들의 우울을 감소하고 가족건강성을 강화할 수 있는 실천적인 전략을 제시하며, 한국적 상황에 맞는 가족요양보호사들의 역할을 정립하는데 유용한 기초자료를 제공하고자 한다.

재료 및 방법

1. 연구고안방법

본 연구는 한국에서 가족요양보호사가 증가하는 현실을 반영하여 가족요양보호사의 역할스트레스와 우울 간의 관계를 규명하고, 이 과정에서 가족건강성의 완충효과를 검증하기 위한 서술적 조사연구이다.

2. 연구대상 선택 및 선택기준

본 연구의 조사대상자는 충남ㆍ북 지역에서 근무하는 168명의 가족요양보호사이다. 본 연구에서의 자료를 수집하기 위해 지역의 재가요양기관, 복지시설 등의 협조를 통해 임의표집과 눈덩이표집의 방법으로 조사대상자를 확보하였다. 또한, 조사대상자들에게 연구의 취지를 충분히 설명하고, 구조화된 설문지를 이용하여 조사하였다. 이 과정에서 조사대상자들의 질문에 대한 이해도를 점검하고 조사의 정확도를 높이기 위해서 2016년 5월에 예비조사를 실시하였고, 이를 토대로 문항을 보완하여 2016년 5∼7월에 본조사를 실시하였다. 본 연구를 위해 설문지는 총 230부를 배포하여 187부가 회수(회수율: 81.3%) 되었으며, 이 중에서 응답이 불성실한 것을 제외한 168부를 최종분석에 사용하였다.

3. 연구방법

1) 측정 도구

(1) 역할스트레스: Lee CH et al.(2006)의 연구에서 사용한 척도를 수정하여 이용하였다. 이 척도는 ‘나는 업무와 관계없는 일을 수행하기도 한다’, ‘나의 생각과 다른 업무를 해야 하는 경우가 있다’ 등의 역할갈등(6문항)과 ‘내가 혼자 감당하기에 어려운 업무가 주어지는 경우가 있다’, ‘내가 하는 업무가 매우 힘들다’ 등의 역할과부하(7문항)로 이루어졌다. 각 하위요인의 응답범주는 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지의 5점 리커트 척도로 구성되었다. 이 척도에 의해 측정한 점수의 합이 높을수록 역할갈등의 인식 정도가 높거나, 역할과부하의 인식수준이 높음을 뜻하는 것이며, 전체적으로는 조사대상자들의 역할스트레스가 높다는 것을 의미한다. Lee CH et al.(2006)의 연구에서 각 요인별 Cronbach’s α값은 .83∼.87이었으며, 본 연구에서의 요인별 Cronbach’s α값은 역할갈등 .79, 역할과부하 .81로 나타났다.

(2) 우울: Radloff(1977)에 의해 개발된 CES-D (The Center for Epidemiological Studies Depression Scale)를 토대로 Chon KK et al.(1992)가 한국판으로 수정한 CES-D10을 사용하였다. 이 척도는 우울 증상과 관련된 10개 문항으로 이루어져 있으며, 각 문항의 응답범주는 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지의 5점 리커트 척도로 구성되어 있다. 여기서 측정한 점수의 합이 높을수록 조사대상자들의 우울 수준이 높다고 할 수 있다. Chon KK et al.(1992)의 연구에서 Cronbach’s α값은 .89 이었으며, 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .78로 나타났다.

(3) 가족건강성: Eo EJ et al.(1997)의 연구에서 사용한 척도를 이용하였다. 이 척도는 4개 영역에서 34개 문항으로 구성되어 있다. 구체적으로 ‘가족은 서로에 대해 충분한 관심을 보인다’ 등의 가족원 간의 유대, ‘서로의 말을 주의 깊게 듣는다’ 등의 의사소통, ‘가족은 서로 비슷한 가치관과 신념을 가지고 있다’ 등의 가치체계 공유, ‘어려운 일이 있을 때 가족에게 도움을 요청할 수 있다’ 등의 문제해결능력으로 이루어져 있다. 각 하위요인의 응답범주는 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지의 5점 리커트 척도로 구성되었으며, 척도에 의하여 측정한 점수 합이 높을수록 가족건강성이 양호함을 의미한다. Eo EJ et al.(1997)의 연구에서 Cronbach’s α값은 .94 이었고, 본 연구에서의 Cronbach’s α값은 .88로 나타났다.

2) 분석방법

본 연구에서 수집된 자료를 분석하기 위해서 IBM SPSS Statistics ver. 18.0을 이용하였다(IBM Corp., Armonk, NY, USA). 본 연구의 모형에 포함된 주요 변수의 정규성을 확인하였고, 조사대상자들의 특성, 역할스트레스, 우울 및 가족건강성에 대한 전반적인 내용을 파악하기 위해 빈도분석, 기술통계를 실시하였다. 그리고 역할스트레스, 가족건강성이 우울에 미치는 영향력을 살펴보기 위해 위계적 회귀분석을 실시했으며, 마지막 단계에서 역할스트레스와 가족건강성과의 상호작용 항을 투입하여 역할스트레스와 우울과의 관계에서 가족건강성의 조절효과를 검증하였다. 이 과정에서 변수들 간의 다중공선성 문제를 해결하기 위하여 평균 중심화(mean centering) 기법을 이용하였다.

결과

1. 조사대상자의 일반적 특성

본 연구에서 조사대상자들의 인구사회학적 특성은 다음 Table 1과 같다. 우선, 조사대상자들의 연령은 ‘51세 이상∼60세 이하’가 67명(39.9%)으로 가장 많았고, 그 다음이 ‘61세 이상∼70세 이하’가 49명(29.2%)으로 나타났다. 거주하는 지역은 시 지역이 94명(56.0%)으로 조사되어 군 지역보다 더 많았으며, 교육수준은 ‘고등학교 졸업 이하’가 77명(45.8%)으로 조사되어 가장 많은 것으로 나타났다. 그리고 조사대상자들이 인식하는 주관적인 건강상태에 대해 조사한 결과, ‘보통이다’, ‘대체로 좋지 않다’라고 응답한 경우가 58명(34.5%), 53명(31.5%)으로 조사되어 다른 집단보다 더 많은 것으로 나타났으며, 경제상태는 ‘대체로 좋지 않다’, ‘보통이다’라고 응답한 경우가 53명(31.6%), 50명(29.8%)으로 조사되어 다른 집단보다 더 많은 것으로 나타났다. 요양보호사로서 근무한 기간은 ‘3년 이상∼5년 미만’이 61명(36.3%)으로 가장 많았고, 사회복지사 자격증은 ‘없다’라고 응답한 경우가 128명(76.2%)으로 조사되었으며, 정기적으로 참여하는 모임 내지 단체에 대해서도 ‘없다’라고 응답한 경우가 112명(66.7%)으로 나타났다.

Table 1

Characteristics of the subjects.

Category		N (%)
Age (yr)	41~50	39 (23.2)
	51~60	67 (39.9)
	61~70	49 (29.2)
	≥71	13 (7.7)
Area	Country	74 (44.0)
	City	94 (56.0)
Education level	≤High school	77 (45.8)
	College	53 (31.5)
	University	28 (16.7)
	≥Graduate course	10 (6.0)
Health status	Very poor	26 (15.5)
	Poor	53 (31.5)
	Fair	58 (34.5)
	Good	21 (12.5)
	Very good	10 (6.0)
Economic status	Very poor	35 (20.8)
	Poor	53 (31.6)
	Fair	50 (29.8)
	Good	19 (11.3)
	Very good	11 (6.5)
Career (yr)	<1	40 (23.8)
	1~3	50 (29.8)
	3~5	61 (36.3)
	≥5	17 (10.1)
License	No	128 (76.2)
	Yes	40 (23.8)
Self-help group	No	112 (66.7)
	Yes	56 (33.3)

2. 조사대상자의 역할스트레스, 가족건강성 및 우울 수준

본 연구에서 주요 변수들의 수준을 살펴본 결과는 다음 Table 2와 같다. 역할스트레스에서의 역할갈등은 3.25 (SD=.727)로 조사되어 보통수준보다 더 높은 것으로 나타났으며, 역할과부하는 2.92 (SD=.686)로 조사되어 보통수준보다 다소 낮은 것으로 나타났다. 그리고 조사대상자들의 가족건강성은 2.86 (SD=.591)으로 조사되어 보통수준보다 낮은 것으로 나타났으며, 우울 수준은 3.57 (SD=.752)로 조사되어 보통수준보다 더 높은 것으로 나타났다.

Table 2

Level of role stress, family strength and depression.

Variables	M (SD)	Min	Max
Role stress
Role conflict	3.25 (.727)	1.00	5.00
Role overload	2.92 (.686)	1.29	5.00
Family strength	2.86 (.591)	1.00	4.00
Depression	3.57 (.752)	1.70	4.50

3. 주요 변수의 상관관계

본 연구에서 주요 변수들 간의 상관관계를 분석한 결과, 역할스트레스에서의 역할갈등(r=.315, p<.01)과 역할과부하(r=.358, p<.01)는 우울과 정적관계로 나타났고, 가족건강성(r=−.327, p<.01)은 우울과 부적관계로 나타났다. 즉, 가족요양보호사들이 역할갈등과 역할과부하가 크다고 인식할수록 우울 수준이 높아지며, 가족건강성이 높다고 인식할수록 우울 수준은 낮아지게 된다.

4. 우울에 영향을 미치는 요인 및 가족건강성의 조절효과

본 연구에서는 우울을 종속변수로 하여 인구사회학적 특성, 역할스트레스, 가족건강성 및 역할스트레스의 하위요인과 가족건강성의 상호작용 항 등을 차례로 투입하여 4단계의 위계적 회귀분석을 실시하였으며, 분석 결과는 다음 Table 3과 같다. 이 과정에서 변수들 간의 다중공선성 발생 여부를 알아보기 위해 VIF (Variance Inflation Factor)값을 확인한 결과 모두 2.0 이하인 것으로 나타나 변수들 간에 다중공선성이 없는 것으로 확인되었다.

Table 3

Influencing factors associated with depression and moderating effects of family strength.

		Model I		Model II		Model III		Model IV
		β	t	β	t	β	t	β	t
Age		.147	1.996*	.136	1.852*	.128	1.827*	.125	1.811*
Area		.069	1.029	.046	.752	.041	.704	.038	.613
Education level		.078	1.175	.068	.995	.065	.987	.059	.823
Health status		−.258	−3.580***	−.222	−3.257***	−.205	−2.978**	−.196	−2.824**
Economic status		.095	1.319	.085	1.268	.078	1.172	.075	1.110
Career		.190	2.783**	.166	2.472**	.153	2.270*	.132	1.841*
Social worker license		−.108	−1.477	−.099	−1.388	−.091	−1.295	−.088	−1.237
Self-help group		−.181	−2.689**	−.176	−2.580**	−.164	−2.411**	−.155	−2.326*
Role stress	Conflict			.219	3.184***	.196	2.882**	.191	2.803**
	Overload			.267	3.849***	.230	3.371***	.207	3.048***
Family strength						−.219	−3.194**	−.209	−3.103**
Interaction	Conflict*Strength							−.113	−1.654
	Overload*Strength							−.170	−2.532**
R2		.184		.321		.365		.391
Adj. R2		.142		.278		.320		.340
R2 change				.138***		.044**		.026**
F		4.445***		7.384***		8.108***		7.568***

Dummy variable: Area (country-0), License (no-0), Self-help group (no-0).

^* p<.05,

^** p<.01,

^*** p<.001.

우선, 모델 I에서는 조사대상자들의 연령, 건강상태, 근무기간, 자조모임 참여 여부가 우울에 영향을 미치는 것으로 조사되었고, 이 모델에서의 설명력은 14.2%인 것으로 나타났다(F=4.445, p<.001). 모델 II에서는 조사대상자들의 연령, 건강상태, 근무기간, 자조모임 참여 여부, 역할스트레스에서의 역할갈등과 역할과부하가 우울에 영향을 미치는 것으로 조사되었고, 이 모델의 설명력은 모델 I에서 13.8% 유의미하게 증가한 27.8%로 나타났다(F=7.384, p<.001). 모델 III에서는 조사대상자들의 연령, 건강상태, 근무기간, 자조모임 참여 여부, 역할스트레스에서의 역할갈등과 역할과부하, 가족건강성이 우울에 영향을 미치는 것으로 조사되었고, 이 모델의 설명력은 모델 II에서 4.4% 유의미하게 증가한 32.0%로 나타났다(F=8.108, p<.001). 마지막으로 모델 IV에서는 연령, 건강상태, 근무기간, 자조모임 참여 여부, 역할스트레스에서의 역할갈등과 역할과부하, 가족건강성이 우울에 영향을 미치는 것으로 조사되었고, 역할스트레스의 하위요인과 가족건강성의 상호작용 효과는 역할과부하에서만 통계적으로 유의미한 것으로 나타나(p<.01) 역할과부하가 우울에 미치는 부정적인 영향력은 가족건강성에 의해 완충될 수 있는 것으로 나타났다. 역할 갈등과 가족건강성의 상호작용 효과는 유의미한 결과가 나타나지 않았다. 모델 IV의 설명력은 전 단계에 비해 2.6% 유의미하게 증가하였으며, 총 설명력은 34.0%로 나타났다(F=7.568, p<.001).

이러한 연구결과에 의해, 가족요양보호사들은 연령이 적을수록, 건강상태가 양호할수록, 근무기간이 짧을수록, 자조모임에 참여하는 경우, 역할갈등과 역할과부하가 적을수록, 가족건강성이 양호한 경우에 우울 수준이 낮아지는 것으로 나타났다. 특히, 조사대상자들의 역할과부하, 가족건강성, 건강상태, 역할갈등, 자조모임, 근무기간 등이 우울 수준에 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한, 역할스트레스의 하위요인 중에서 역할과부하가 우울에 미치는 부정적인 영향력은 가족 건강성에 의해 완충될 수 있는 것으로 나타났으나, 역할갈등이 우울에 미치는 영향력에 대해서는 가족건강성이 완충역할을 하지 못하는 것으로 나타났다.

고찰

본 연구는 한국 사회의 장기요양제도에서 가족요양보호사가 지속적으로 증가하는 현실을 반영하여 충남ㆍ북 지역에서 근무하는 가족요양보호사를 대상으로 역할스트레스, 우울 및 가족건강성의 관계에 대해 분석하였다.

우선, 조사대상자들의 역할스트레스에 있어서 역할갈등에 대해 5점 리커트 척도를 이용해 조사한 결과 평균 3.25로 나타났으며, 역할과부하에 대해서는 평균 2.92로 나타났다. 일반요양보호사와 간호사를 대상으로 역할갈등에 대해 5점 리커트 척도를 이용하여 조사한 결과, 모두 3.0 이하로 나타나(Shin EH, 2013; Lee YB et al., 2015) 본 연구에서의 가족요양보호사들의 역할갈등 수준이 높음을 확인할 수 있다. 또한, 일반요양보호사를 대상으로 5점 리커트 척도를 이용하여 역할과부하를 측정한 결과, 평균 3.41로 나타나(Jeon BJ et al., 2016) 본 연구결과와 상반된 결과를 보여주고 있다. 이와 같이 가족요양보호사들은 일반요양보호사 또는 간호사와 달리 역할갈등 수준은 높은 것으로 나타났고, 역할 과부하는 상대적으로 낮은 것으로 나타나 가족요양보호사들에 대한 역할 정립이 조속이 이루어져야 함을 시사한다. 역할갈등은 서비스 제공자와 이용자 간에 전반적인 서비스 수준이 상호 불일치할 때 발생하므로(Jeon BJ et al., 2016) 가족요양보호사가 요양보호사로서 제공할 수 있는 서비스를 규정하고 적절한 직무분장을 통해 가족요양보호사의 역할을 재정립하며, 가족요양보호사 스스로 전문직업인으로서의 정체성을 확립해야 할 것이다.

그리고 본 연구에서 5점 리커트 척도를 이용하여 측정한 가족건강성 수준은 평균 2.86으로 나타났다. 장애아동을 양육하는 부모를 대상으로 한 연구(Lee GH et al., 2016)와 다문화가족을 대상으로 한 연구(Park SM et al., 2013)에서 5점 리커트 척도를 이용해 그들의 가족건강성 수준을 측정한 결과, 평균 3.5 이상으로 나타나 본 연구에서 가족요양보호사의 가족건강성 수준이 낮음을 간접적으로 확인할 수 있다. 가족 부양자들은 부양관계에서 환자보다 삶의 질이 더 악화되는 경우가 있으며(Kornblith et al., 1994), 장기요양제도를 이용하는 가족들은 제도에 대한 적응과정에서 새로운 스트레스를 받으며 장기적으로는 또 다른 정서적 부담을 갖는 것으로 보고되었다(Davis et al., 2011). 따라서 본 연구결과는 질병 또는 장애가 있는 가족원에게 필요한 전반적인 지원이 가족 차원에서 이루어지고, 그 과정에서 가족이 경험하는 육체적ㆍ정신적 피로, 가족 구성원 간의 갈등으로 가족 부양자들의 삶의 질이 더 악화되었다고 볼 수 있으며, 다른 한편으로 요양보호사로서의 돌봄을 수행하며 또 다른 스트레스를 경험하는 등 가족요양보호사들은 이중적 위험에 직면에 있어 가족건강성이 상대적으로 낮은 것으로 볼 수 있다.

반면에, 조사대상자들의 우울 수준에 대해 5점 리커트 척도를 이용해 측정한 결과, 평균 3.57로 나타났다. 노인요양기관에 근무하는 일반요양보호사들을 대상으로 최근 1년 동안 2주 이상의 우울을 경험했는지 조사한 결과, 26%가 우울을 경험한 것으로 나타났으며(Hwang JH et al., 2015), 종합병원에 근무하는 간호사들 대상으로 우울 수준을 측정한 결과, 간호사들은 ‘우울 없음’ 수준으로 나타났다(Lee AS et al., 2012). 더욱이 본 연구와 동일한 척도를 이용하여 성인 441명의 우울 수준을 측정한 결과(Lee SM et al., 2012), 우울 수준이 보통수준 이하(M=2.66)로 나타나 본 연구에서의 가족요양보호사 우울 수준과 큰 격차가 있음을 알 수 있다.

다음으로, 가족요양보호사들의 우울 수준에는 역할과부하, 가족건강성, 건강상태, 역할갈등, 자조모임, 근무기간 등이 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다. 우울 수준은 단일한 요인에 의해서 영향을 받는 구조가 아니라 관련 요인들이 연관된 구조 속에서 복합적 요인이 형성되고 상호 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 그리고 역할스트레스와 우울의 관계에서 가족건강성의 조절효과를 검증한 결과, 가족건강성은 역할스트레스와 우울의 관계에서 부분적으로 완충역할을 하는 것으로 나타났다. 즉, 역할스트레스에서의 역할과부하는 가족건강성과 상호작용하여 역할과부하가 우울에 미치는 부정적 영향력을 유의미하게 완화할 수 있는 것으로 나타났으나, 역할스트레스에서의 역할갈등은 가족건강성과의 상호작용 효과가 유의미한 역할을 하지 못하는 것으로 나타났다.

이에 대해 구체적으로 살펴보면, 본 연구에서 역할과부하와 가족건강성의 상호작용 항이 우울에 미치는 효과가 부적(−)인 것으로 나타났다. 이것은 가족건강성이 양호할수록 역할과부하가 우울에 미치는 정적(＋) 영향의 정도가 낮아지며, 반대로 가족건강성이 좋지 않을수록 역할과부하가 우울에 미치는 정적(＋) 영향의 정도가 높아지는 것을 의미한다. 또한, 역할과부하는 다른 요인들을 통제한 경우에도 우울에 정적 영향을 미치는 독립변수로 나타나 역할과부하가 높을수록 우울 수준 역시 높아졌다. 하지만, 역할과부하와의 상호작용은 다른 양상을 보이고 있다. 이러한 맥락에서 역할과부하가 높더라도 가족건강성을 강화하여 우울 수준이 낮아지는 것을 기대할 수 있다. 중년의 기혼여성을 대상으로 한 연구에서 가족건강성은 우울에 대해 통계적으로 유의한 부의 영향을 미치는 것으로 나타났고, 일상에서의 스트레스가 우울에 미치는 영향에 대해서도 가족건강성은 조절효과가 있는 것으로 나타났다(Lee SY, 2016). 장애아동 부모를 대상으로 한 연구에서도 가족건강성은 우울을 설명하고 예측하는데 중요한 요인으로 나타나(Keum HS et al., 2016) 본 연구의 결과를 뒷받침하고 있다. 즉, 가족요양보호사들이 역할과부하를 많이 경험할수록 우울 수준은 증가하지만(주효과), 역할과부하가 우울에 미치는 부정적인 영향력에 대해서 가족건강성이 완충역할을 하므로(조절효과) 가족건강성이 양호한 가족요양보호사의 경우에는 역할과부하를 많이 경험하더라도 가족건강성이 좋지 못한 가족요양보호사보다 우울 수준이 낮아지게 된다.

반면에, 역할갈등은 우울에 대해 직접적으로 부정적인 영향을 미치고 있지만, 역할갈등과 가족건강성과의 상호작용은 우울에 대해 완충역할을 하지 못하는 것으로 나타났다. 따라서 가족요양보호사들의 역할갈등을 직접적으로 감소시키거나, 역할갈등이 미치는 부정적 영향력을 완화하고 중재할 수 있는 새로운 요인에 대한 연구가 필요함을 알 수 있다. 장기요양서비스를 이용하는 가족들은 노인에게 제공되는 요양서비스에 대한 만족도가 높은 경우에 가족들의 삶의 질이 개선되는 것으로 나타났고(Ross et al., 2001), 장기요양제도에 의해 제공되는 서비스에 만족하는 경우에는 노인뿐만 아니라 그 가족들의 우울감이 감소되는 것으로 나타났다(Schulz et al., 2004). 또한, 다른 가족 구성원들의 지원은 돌봄을 직접적으로 수행하는 가족 구성원의 부담을 경감하고 요양서비스에 대한 의존을 줄이는 것으로 보고되었다(Lee SM, 2012). 이러한 선행연구를 종합할 때, 가족요양보호사들의 역할갈등을 감소하기 위해서는 노인 돌봄에 있어 주부양자뿐만 아니라 다른 가족 구성원들의 역할 분담이 전제되어야 한다. 그리고 가족요양보호사들의 정체성이 확립되어 역할갈등으로 인한 스트레스를 차단하며, 가족요양보호사들의 역량과 전문성이 강화되어 장기요양제도에 의해 제공되는 서비스의 질적 개선이 이루어져야 할 것이다.

이러한 연구결과와 논의를 토대로 가족요양보호사들의 우울을 감소하고 가족건강성을 향상하기 위한 몇 가지 제언을 하면 다음과 같다.

첫째, 가족요양보호사들의 가족건강성을 향상하기 위해서 개방적인 의사소통으로 가족 구성원 간 상호작용을 촉진하여 가족 내 갈등을 최소화 하며, 가족의 가사분담과 돌봄 정보를 공유하여 가족 중심의 지원체계를 구축해야 할 것이다. 가족건강성은 약화되기 전에 그 건강성을 유지하고 강화하는 것이 효과적이므로(Lee SM et al., 2012) 정부와 지방자치단체는 돌봄이 필요한 가족들의 건강성 악화를 사전에 방지하고 일상생활에서의 위기 대처능력을 강화하기 위한 프로그램을 운용해야 할 것이다. 또한, 가족요양보호사들의 근무기간이 우울에 영향을 미치고 있으므로 근무기간에 따른 차등화된 급여를 지급하고, 적절한 처우개선이 있어야 한다. 이를 통해 가족의 경제적인 안정이 향상되어 보다 건강한 가족생활을 향유할 수 있을 것이다.

둘째, 가족요양보호사들의 우울에 영향을 미치는 역할과부하를 감소하기 위해 돌봄이 필요한 노인의 등급, 가족유형 및 주거형태 등을 종합적으로 고려하여 가족요양보호사들의 업무량을 진단하고 적절한 직무분장이 이루어져야 한다. 이런 과정에는 요양보호사에 대한 전반적인 실태조사가 전제되어야 한다. 이를 토대로 요양보호사들의 신체적 기능을 강화할 뿐만 아니라 심리ㆍ정서적 영역을 진단하고 개선할 수 있는 통합적 프로그램을 함께 보급함으로써 우울을 예방하는 효과도 기대할 수 있을 것이다. 또한, 노인들의 특성을 고려하여 간호사 또는 간호조무사, 사회복지사와 함께 진행되는 방문서비스를 확대함으로써 보건과 복지서비스를 통합적이고 전문적으로 제공하는 것은 물론 상호 업무분담을 통해 역할과부하 감소를 기대할 수 있다. 나아가 정부와 지방자치단체는 사회적 인식의 변화를 주도하여 건강한 시민의식을 형성하고, 지역사회의 자원과 연계함으로써 돌봄의 부담과 고통을 사회적 차원에서 분담해야 할 것이다.

셋째, 가족요양보호사들의 우울에 영향을 미치는 역할갈등을 감소하기 위해 가족요양보호사의 역할에 대해 정립할 필요가 있다. 노인들의 서비스 요구에 대해 요양보호사는 그가 보유한 능력과 자원이 부족하거나, 가치관이 상호 불일치할 때 역할갈등이 발생하므로(Jeon BJ et al., 2016) 일상생활에서 전적으로 도움이 필요한 상태에 있는 노인들은 가족요양보호사에 의한 돌봄을 제한하고, 보다 전문적인 요양보호사에 의해 관련 서비스를 제공하는 것이 바람직하다. 또한 가족요양보호사들의 자조모임을 활성화하여 효율적인 치료기법과 상호간의 애로사항을 교류함으로써 자신의 역할에 대한 스트레스를 줄이고 자신의 역량과 전문성을 강화할 수 있을 것이다. 이런 과정에서 가족요양보호사의 이중적 지위에서 발생하는 상반된 기대에 대해서도 가족요양보호사가 충분히 충족시킬 수 있으므로 역할갈등은 감소하고 보다 양질의 서비스를 제공할 수 있을 것이다.

이상에서 살펴본 바와 같이, 본 연구는 가족요양보호사가 지속적으로 증가하는 현실을 반영하여 가족요양보호사들을 대상으로 실증적 분석을 처음으로 시도했으며, 분석결과를 기초로 하여 가족요양보호사들의 우울을 방지하고 가족건강성을 강화하기 위한 구체적인 실천전략을 제시하였다. 나아가, 가족요양보호사가 증가하는 한국 사회에서 가족요양보호사의 역할 정립을 위한 기초자료를 제공했다는데 연구의 의의를 찾을 수 있다.

다만, 본 연구는 일부 지역에서 근무하는 가족요양보호사들을 대상으로 하였기 때문에 연구결과를 일반화하기에 주의를 요하며, 우울과 가족건강성에 대한 주제는 양적연구뿐만 아니라 심도 있는 질적 연구가 함께 이루어진다면 더욱 정확한 결과가 도출될 수 있을 것이다. 또한, 돌봄을 필요로 하는 노인의 특성을 고려하거나 가족형태 등을 포함한 비교연구가 진행된다면 가족요양보호사들의 스트레스를 줄이고 정서적ㆍ심리적 건강상태를 개선하기 위한 보다 효과적인 방안을 수립할 수 있을 것이다.

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Citations

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