서 론

한부모가족은 어머니가 혼자 자녀를 양육하거나 아버지가 혼자 자녀를 양육하는 가족으로 정의된다[1]. 많은 경우 한부모가족은 경제적 어려움에 더해 자녀를 양육함에 있어서 어려움을 겪는 것으로 알려져 있는데[2,3], 미취학 자녀를 둔 경우 돌봄에 대한 부담으로 인해 생활상의 어려움이 더 심각한 것으로 나타났다[4]. 특히 코로나 바이러스 감염증-19 (코로나19)가 장기화되면서 대부분의 가족은 경제적이든 가족생활에 있어서든 부정적 변화를 경험했는데, 한부모가족의 경우 그 정도가 더 심각했다[5-7]. 게다가 코로나19의 장기화로 인해 부정적인 생활의 변화가 쉽게 회복되지 못하면서 전체 사회 구성원에게서 우울의 문제가 심각하게 증가했는데[8], 한부모의 경우 사회적 고립 속에서 경제 및 돌봄의 과도한 부담으로 인해 보다 더 심각한 수준의 우울을 경험한 것으로 나타났다[9,10]. 이 같은 한부모의 우울 문제에 개입하는 것은 매우 중요한 데, 그 이유는 부모의 우울이 코로나19 이전에도 그리고 코로나19 이후에도 자녀를 양육하는 기능을 직접적으로 약화시키는 요인으로 지적되기 때문이다[11-13]. 특히 한부모가족은 대부분의 경우 아버지나 어머니가 유일한 양육자이기 때문에 이들의 우울 문제는 자녀의 발달에 치명적일 수밖에 없다.

한편, 미취학 자녀를 둔 부모의 양육 스트레스는 우울을 심화시키는 핵심적인 위험요인으로 알려져 있다[14,15]. 양육 스트레스는 자녀를 돌보는 과정에서 발생하는 심리적 스트레스뿐만 아니라 양육비용 관련 경제적 측면 및 양육의 질적 측면과 관련된 스트레스를 아우르는 개념이다[16]. 코로나19가 지속되면서 미취학 자녀를 둔 한부모가 족은 소득의 감소로 인한 생활고에 더해 어린 자녀를 하루 종일 돌봐야 하는 상황에 처한 경우가 많았다[10,17]. 한부의 경우 양육 기술이 부족한 경우가 많고, 한모의 경우 경제적 어려움으로 양육의 시간이 충분치 않아 코로나19 이전에도 양부모가족에 비해 더 두드러졌던 한부모가족의 양육 스트레스는 코로나19 상황에서 더 악화되는 것으로 나타났다[10,17,18]. 생활 스트레스 이론에서는 삶에서 발생한 부정적인 변화가 기존의 삶을 유지할 수 없게 하면 스트레스가 발생하여 우울과 같은 부정적 양상을 야기한다고 본다[19,20]. 따라서 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모가족이 겪은 돌봄 부담의 심화는 이들에게 스트레스원이 되어 우울이라는 문제를 야기할 것이라는 예상이 가능하다.

전술한 것처럼 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모가 겪는 양육 스트레스가 우울을 심화시킨다면, 이러한 부정적 영향이 언제 더 두드러지는 가를 확인하여 보다 효과적인 개입의 방향을 제안할 수 있다. 이를 위해 본 연구는 한부모의 주관적 건강상태에 주목하고자 한다. 주관적 건강상태는 어떤 개인이 자신의 건강을 어떻게 인지하는가를 의미하는 것으로 자신의 과거 건강을 고려한 현재의 건강상태, 자신의 연령을 고려한 건강상태, 비슷한 연령대의 타인과 대비한 자신의 건강상태, 자신이 처한 어려운 상황에 따른 건강상태 등 임상적 건강상태를 넘어서서 다양한 사회적 맥락과 요인들을 두루 반영하는 건강상태를 가리키는 개념이다[21,22]. 즉, 주관적 건강상태는 넓은 맥락에서 질병의 유무보다는 삶의 질적 측면에 대한 주관적인 평가를 의미하는 것인데, 단일 문항의 자가보고식 주관적 건강상태 지표가 어떤 개인의 건강상태를 측정함에 있어 타당성이 확보되었다는 점은 선행연구들에서 충분히 입증되었다[23,24]. 더해서 부모의 주관적 건강상태가 나쁜 경우 이는 우울 및 양육행동에 부정적인 영향을 미치고[22,25], 궁극적으로 자녀의 부정적인 발달 양상을 초래하는 것으로 알려져 있다[26]. 또한 코로나19 상황에서 주관적 건강상태가 좋지 않은 경우 더 심각하게 부정적인 생활변화를 겪은 것으로 보고되었다[27].

역할 이론을 기반으로 한부모의 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향에서 주관적 건강상태의 차이를 예측할 수 있다. 해당 이론은 어떤 개인이 자신에게 부여된 역할에 대한 주관적인 평가를 통해 정체성을 형성하게 되는데, 주어진 역할을 원만하게 수행할 수 있는 역할증대의 상황은 심리적 포만감을 형성하나 새롭거나 변화된 역할로 인해 수행에 있어 어려움을 경험하는 역할긴장의 상황은 심리적 불안정을 야기한다고 설명한다[21,28,29]. 이를 적용해보면, 코로나19 상황에서 한부모는 실직이나 사회적 거리두기 등에 의해 자녀 돌봄에 있어서 예상치 못했던 역할긴장을 겪을 수 있는데, 이 때 스스로 건강상태가 좋지 않다고 인식하는 경우 좋다고 인식하는 경우에 비해 자신이 역할을 제대로 수행할 수 없을 것이라는 역할긴장이 더 크게 형성되어 더 심각한 수준의 심리적 불안정을 겪을 수 있을 것이다. 이러한 이론적 설명과 관련하여 실제로 부모가 자신의 주관적 건강상태가 좋지 않다고 인식하는 것은 자녀의 양육행동을 부정적으로 변화시키고[30-32], 우울 문제의 발현으로 이어진다는 점[26]이 실증연구를 통해서 확인되었다. 따라서 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 양육 스트레스가 우울을 증가시키는 영향은 주관적 건강상태에 따라 차이가 날 것으로 예상할 수 있다.

앞선 선행연구의 검토를 기반으로 미취학 자녀를 둔 한부모를 대상으로 코로나19 하에서의 양육 스트레스와 우울의 관계 및 조절 요인을 살펴보는 연구는 부족한 상황임을 알 수 있다. 따라서 본 연구는 이 같은 주제에 대한 실증적 검증을 통해 코로나19와 같은 재난 상황에서 미취학 자녀를 양육하는 한부모를 지원하기 위한 방안의 근거를 제시하고자 한다. 이에 본 연구는 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향 및 주관적 건강상태의 조절효과의 검증을 목적으로 하고자 한다. 이를 위해 본 연구에서 살펴보고자 하는 연구의 구체적인 질문은 다음과 같다.

첫째, 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 양육 스트레스는 우울에 영향을 미치는가?

둘째, 한부모의 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향은 주관적 건강상태에 의해 조절되는가?

연구방법

1. 연구설계

본 연구에서 검증하려는 연구 질문을 개념적 연구 모형으로 표현하면 Fig. 1과 같다.

2. 연구대상

본 연구에서 사용한 자료는 2021 한부모가족 실태조사의 원자료에서 추출하였다. 여성가족부에서 3년을 주기로 하여 실시하는 한부모가족 실태조사는 대표적인 취약 집단인 한부모가족에 대한 지원의 근거를 만들기 위한 목적을 지니고 있다[6]. 한부모가족 실태조사는 인구센서스에서 파악된 한부모가구를 지역 및 가구유형에 따라 층화표집에 의해 전국적으로 대표성을 지니는 표본을 추출하였다. 전국에서 한부모가족 표본을 선정하여 대표성이 높다는 점과 코로나19 시기에 구축되었다는 점에서 본 연구에 적합한 자료로 판단되었다. 원자료에는 총 3,300명의 한부모에 대한 정보가 포함되어 있는데, 본 연구에서는 이 중 7세 이하의 미취학 영유아 자녀를 둔 경우만 선별하여 최종적으로 335명의 한부모를 연구대상으로 활용하였다. 본 연구를 진행하기 위해 소속 기관의 연구윤리위원회를 통해 승인을 받았다(IRB No. 202212-SB-137-01).

3. 연구도구

한부모가족 실태조사에서 부모의 우울은 9개 문항으로 측정되었다[6]. 응답 대상 한부모는 하는 일에 흥미가 없는 정도, 절망감의 정도, 잠을 자기 어려운 정도, 피곤한 정도, 식욕이 저하되거나 과해지는 정도, 자신을 비난하는 정도, 무언가에 집중하지 못하는 정도, 초조한 정도, 자살생각을 하는 정도에 대해 4점 리커트 척도로 응답하였다. 본 연구에서는 평균점수를 활용하였고, 점수가 높으면 우울의 수준이 높음을 가리킨다. 9개 문항 간 내적 신뢰도는 .883으로 안정적이었다.

한부모가족 실태조사에서 양육 스트레스는 돌봄 시간이 부족한 정도, 생활 지도가 어려운 정도, 양육 비용이 부담되는 정도, 자녀를 돌볼 사람을 구하기 어려운 정도, 일반적인 양육 스트레스의 정도, 생활습관 지도가 어려운 정도, 양육 관련 정보가 부족한 정도의 8개 문항으로 측정하였다[6]. 응답자는 각 문항에 4점 리커트 척도로 보고하였다. 평균점수가 높으면 스트레스의 수준이 높음을 나타낸다. 문항 간 내적 신뢰도는 .798로 안정적이었다.

한부모가족 실태조사에서 부모의 주관적 건강상태는 자기기입식 단일 문항으로 조사되어 응답자는 ‘매우 좋다’, ‘좋은 편이다’, ‘나쁜 편이다’, ‘매우 나쁘다’로 보고하였다[6]. 해당 문항은 연속변수가 아니므로 본 연구에서는 매우 좋거나 좋은 편을 ‘건강상태 좋음(0)’, 매우 나쁘거나 나쁜 편을 ‘건강상태 나쁨(1)’으로 더미변수로 조작화 하였다.

통제변수는 가장 어린 자녀의 성별(여자=0, 남자=1)과 연령(연수), 자녀수(한 명=1, 두 명=2, 세 명 이상=3; 회귀분석 시 1번을 기준으로 제외하고 나머지 범주 각각을 더미변수화 함)를 포함하였다. 또한 한부모의 성별(한모=0, 한부=1), 연령(연수), 한부모가 된 기간(5년 미만=0, 5년 이상=1), 동거 가구원(없음=0, 있음=1), 자녀 돌봄 유형(유치원, 어린이집 등=1, 조부모/친척=2, 부모=3; 회귀분석 시 1번을 기준으로 제외하고 나머지 범주 각각을 더미변수화 함), 학력(고졸 이하=0, 대재 이상=1), 고용 상태(상용직=1, 임시일용직=2, 자영업=3, 비취업=4; 회귀분석 시 1번을 기준으로 제외하고 나머지 범주 각각을 더미변수화 함), 소득 수준(200만 원 미만 저소득=1, 200∼300만 원 미만 중소득=2, 300만 원 이상 고소득=3; 회귀분석 시 2번을 기준으로 제외하고 나머지 범주 각각을 더미변수화 함)을 분석에서 통제하였다.

4. 자료분석

본 연구에서 자료의 분석을 위해 SPSS (Version 25) 통계 패키지가 사용되었다. 먼저, 분석에 포함된 모든 변수들의 일반적 특성의 파악을 위해 기술통계 분석을 수행하였다. 다음으로 첫 번째 연구 질문을 검증하기 위해 모든 통제변수를 포함한 상태에서 독립변수인 양육 스트레스가 종속변수인 우울에 미치는 영향에 대한 선형 회귀분석을 수행하였다. 마지막으로 두 번째 연구 질문을 검증하기 위해서 모든 통제변수와 평균중심화된 양육 스트레스, 조절변수인 주관적 건강상태, 양육 스트레스와 주관적 건강상태 사이의 상호작용항이 우울에 미치는 영향에 대한 선형 회귀분석을 실시하였다. 상호작용항의 투입 전후의 모형의 설명력 변화를 검증하였고, 상호작용 분석 결과를 그래프로 시각화 하였다.

결 과

1. 기술통계 분석 결과

Table 1은 분석 대상의 일반적 특성을 보여준다. 먼저, 가장 어린 미취학 자녀의 연령은 평균 4.45세(Standard Deviation=1.45)였고, 여아가 175명(52.2%)으로 남아 160명(47.8%) 보다 조금 더 많았다. 자녀수의 경우 한 명이 232명(69.3%)으로 대부분이었고, 두 명인 경우는 70명(20.9%)이었다. 분석 대상 한부모의 평균 연령은 35.79세(SD=5.82)였고, 한모가 246명(73.4%)으로 한부 89명(26.6%) 보다 현저하게 많았다. 한부모가 된 기간은 5년 미만이 227명(67.8%)이었고, 다른 가구원이 함께 사는 경우는 90명(26.9%)이었다. 아동 돌봄의 유형은 기관 기반 서비스가 290명(86.6%)으로 대부분이었고, 조부모나 친척이 돌보는 경우가 17명(5.1%), 부모가 돌보는 경우가 28명(8.4%)이었다. 부모의 교육 수준은 대학교를 재학했거나 그 이상의 학력인 경우가 206명(61.5%)으로 보고되었다. 부모의 고용상태는 정규직 고용이 139명(41.5%)으로 가장 많았고, 일을 하지 않는 경우가 99명(29.6%)으로 이어서 많게 나타났다. 다음으로 임시일용직 고용이 68명(20.3%)으로 많았고, 자영업이 29명(8.7%)으로 가장 적었다. 마지막으로 가구 소득은 200만 원 미만인 저소득인 경우와 300만 원 이상인 고소득인 경우가 각각 118명(35.2%)과 115명(34.3%)으로 비슷하게 분포했고, 200만 원에서 299만 원의 중소득인 경우는 102명(30.4%)으로 나타났다.

주요변수들의 특성이 Table 2에 정리되어 있다. 양육 스트레스는 1점에서 4점의 분포를 가지는데, 평균점수는 2.69점(SD=0.57)으로 중간점수에 가깝게 분석되었다. 이를 주관적 건강상태에 따라 비교해보면, 양육 스트레스는 건강상태가 좋은 경우 평균 2.68점(SD=0.56)으로 건강상태가 좋지 않은 경우의 평균 2.75점(SD=0.62)과 비슷하게 나타났다. 우울은 4점의 분포에서 평균 1.45점(SD=0.51)으로 중간점수 보다 상당히 낮게 나타났다. 우울은 주관적 건강상태가 좋은 경우 평균 1.34점(SD=0.37)으로 건강상태가 좋지 않은 경우의 평균 2.02점(SD=0.74) 보다 통계적으로 유의하게 낮은 것으로 분석되었다(t=−9.943, p＜.001). 주관적 건강상태는 건강한 경우가 248명(84.8%)으로 대부분인 것으로 나타났다. 상관관계의 경우 우울이 양육 스트레스(r=.170, p=.002) 및 주관적 건강상태(r=.478, p＜.001)와 정적으로 유의한 관계를 보여주었다.

2. 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향과 주관적 건강상태의 조절효과

Table 3의 분석 1 패널은 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향을 보여주는데, 해당 분석 모형은 통계적으로 유의했다(F=3.067, p＜.001). 모든 통제변수가 포함된 상태에서 독립변수인 양육 스트레스(B=0.209, p＜.001)는 종속변수인 우울에 정적으로 유의한 영향을 미쳤다. 즉, 코로나19 상황에서 미취학 아동을 둔 한부모의 양육 스트레스가 증가하면, 이들의 우울의 수준이 높아짐을 알 수 있다.

다음으로 Table 3의 분석 2 패널에 조절효과 분석의 결과가 제시되어 있다. 해당 모형은 통계적으로 유의했고 (F=7.792, p＜.001), 통제변수를 포함한 상태에서 평균중심화된 양육 스트레스와 주관적 건강상태 사이의 상호작용항(B=0.334, p=.003)은 우울에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있었다. 또한 해당 상호작용항을 모형에 추가하는 것이 모형의 설명력을 통계적으로 유의하게 증가시켰다(F=8.971, p=.003).

상호작용 분석의 결과를 그래프로 표현하면 Fig. 2와 같다. 그래프에서 X축은 양육 스트레스를 가리키고, Y축은 우울을 나타낸다. 또한 점선은 주관적 건강상태가 좋지 않은 경우이고, 실선은 주관적 건강상태가 좋은 경우이다. 그래프가 보여주는 것처럼 양육 스트레스가 증가할 때 우울이 증가하는 정적 영향의 관계가 나타났는데, 이러한 영향의 기울기가 주관적 건강상태가 좋은 경우에는 완만했으나 주관적 건강상태가 좋지 않은 경우에는 가팔랐다. 즉, 주관적 건강상태가 좋은 경우에 비해 좋지 않은 경우에 양육 스트레스의 우울에 대한 영향이 커지는 강화 조절 효과가 있음을 알 수 있다. 이 같은 결과는 코로나19 상황에서 한부모의 양육 스트레스가 우울에 미치는 부정적인 영향이 이들의 주관적 건강상태가 좋지 않을 때 더 두드러짐을 의미한다.

고 찰

본 연구는 2021년에 수행된 한부모가족 실태조사의 원자료를 활용하여 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향과 해당 영향에서의 주관적 건강상태에 따른 차이를 검증하였다. 분석을 통해 먼저 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 양육 스트레스가 우울에 정적으로 유의한 영향을 미치고 있음을 밝혀냈다. 이와 같은 결과는 생활 스트레스 이론[19,20]으로 설명한 바와 같이 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 자녀 돌봄에 대한 부담이 증가했고, 이로 인해 우울과 같은 심리적 문제를 겪을 가능성이 높아졌음을 보여준다. 또한 본 연구의 결과는 선행연구들과 일치하는데[14,15], 미취학 자녀를 둔 한부모가족을 대상으로 일반화가 가능한 결과를 실증적으로 규명하였다는 점에서 선행연구를 확장하고 있다. 더해서 본 연구의 결과는 코로나19 상황에서 한부모가 경험하는 양육 스트레스와 우울의 관계를 규명하여 코로나19의 장기화로 자녀 양육에 있어 어려움을 겪은 취약 집단[33] 대상의 양육 스트레스 완화 개입을 위한 경험적 근거를 제시하였다는 점에서도 의의를 지닌다.

다음으로 본 연구는 코로나19 상황에서 미취학 자녀를 둔 한부모의 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향이 주관적 건강상태가 좋지 않은 경우에 더 두드러짐을 밝혀냈다. 이 같은 결과는 부모가 인식하는 주관적 건강상태가 좋지 않은 경우 이는 부정적인 양육태도 및 우울과 정적인 관련이 있다고 보고하는 선행연구들[22,26]과 동일한 맥락에 놓여있다. 특히 코로나19 상황에서 한부모가족의 자녀 돌봄의 어려움이 두드러지게 심화되었는데[9,10], 미취학 자녀를 둔 한부모[3,4]의 경우 그러한 어려움이 더 크게 나타났을 것이다. 이러한 상황에서 역할 이론[28,29]으로 설명한 바와 같이 스스로 인식하는 건강상태가 좋지 않은 한부모는 코로나19로 인해 증가한 자녀 돌봄의 부담이 우울의 문제를 더욱 심화시켰을 것이다. 이와 같은 본 연구의 결과는 양육 스트레스에 대한 개입에 있어서 주관적 건강 상태가 좋지 않은 한부모에 대한 보다 집중된 지원이 필요함을 시사한다.

앞서 논의한 본 연구의 핵심 결과들을 기반으로 다음과 같은 개입의 방향을 제안한다. 먼저, 무엇보다도 코로나 19와 같이 미취학 자녀를 둔 한부모에게 자녀 돌봄의 부담을 가중시키는 상황에서 이들의 양육 스트레스를 완화 및 해소하기 위한 개입이 제공되어야 한다. 이를 위해 코로나19와 같이 특수한 상황에서는 한부모가 미취학 자녀를 원하는 시간에 어린이 집 등의 돌봄 서비스 제공 기관에 맡길 수 있도록 하는 제도적 지원 체계를 구축할 필요가 있다. 이와 관련하여 지역사회의 공동육아 프로그램을 구축하여 활용하는 방안도 고려할 수 있을 것이다. 더해서 한부모가족 지원 센터 등을 중심으로 양육 스트레스를 호소하는 한부모를 대상으로 이를 완화할 수 있는 상담 프로그램 및 집단 자조 활동 프로그램 등을 제공할 필요가 있다. 나아가 자녀 돌봄의 부담은 양육의 비용 측면도 큰 영향을 미치므로 아이를 양육하지 않는 배우자로부터의 양육비를 강제할 수 있는 제도가 실제 목표한 역할을 할 수 있도록 해야 할 것이다.

다음으로 미취학 자녀를 둔 한부모 중 건강상태가 좋지 않은 경우에는 이를 개선하기 위한 개입이 반드시 필요하다. 대부분의 한부모는 경제적 여건이 좋지 않아 건강상태가 나쁜 상황에서도 이를 돌보지 못하고 계속 일을 하며 어린 자녀를 양육하게 된다. 따라서 한부모 대상의 건강검진을 의무화하고, 건강이 좋지 않은 경우 긴급 경제 지원 등을 통해 일을 쉬며 건강을 회복할 수 있도록 해야 할 것이다. 더해서 스스로 건강을 관리할 수 있도록 건강 관리 교육 프로그램도 제공할 수 있을 것이다. 특히 코로나19와 같은 국가적 재난 상황이 발생했을 때, 한부모가 보건소의 가정관리 서비스를 비대면의 방식으로 활용하거나 비대면 진료 시설이 갖추어진 차량을 활용한 가정방문 의료 서비스 등을 활용할 수 있도록 지원하는 방안도 고려해 보아야 할 것이다.

본 연구는 한부모가족 실태조사의 원자료를 사용하여 미취학 자녀를 둔 한부모가족이라는 희소한 연구 대상에 대한 양적 연구를 수행할 수 있었으나 횡단 자료이기 때문에 연구에서 살펴본 주요 변수 사이의 관계는 인과성을 담보할 수 없다. 또한 간단한 질문을 사용하는 실태조사의 특성으로 본 연구의 주요변수 척도들은 실태조사를 위해 자체적으로 구성된 질문들로 구성되었다. 본 연구의 분석 표본에서 해당 척도들은 안정적인 내적 신뢰도를 보여주었으나 후속 실태조사에서는 내적 타당도가 확보된 척도를 사용하거나 내적 타당도를 확보하는 작업이 필요해 보인다.

이와 같은 연구의 몇몇 한계점에도 불구하고, 본 연구는 희소한 연구대상인 미취학 자녀를 둔 한부모를 대상으로 하여 코로나19 상황에서의 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향을 처음으로 실증하여 일반화가 가능한 결과를 도출하였다. 또한 본 연구는 양육 스트레스가 우울에 미치는 영향의 기제로서 한부모의 주관적 건강상태에 따른 차이를 처음으로 규명하였다는 점에서도 기여하고 있다. 본 연구를 필두로 미취학 자녀를 둔 한부모가족 대상의 후속연구들이 이어질 수 있기를 기대해본다.

Notes

Conflicts of interest

The author declared no conflict of interest.

Funding

This work was supported by the Soonchunhyang University Research Fund.

Fig. 1.

Conceptual research model.

Fig. 2.

Moderating effect of self-rated health.

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