교신저자: 최희정, 충북 충주시 단월동 322번지
380-701, 건국대학교 간호학과
Tel: 043-840-3954, E-mail: [email protected] 접수: 2011년 5월 10일, 심사: 2011년 5월 15일 게재승인: 2011년 5월 20일
This work was supported by the Korea Research Foundation Grant funded by the Korean Government (MOEHRD, Basic Research Promotion Fund) (KRF-2008-321-B00129).
자아분화와 미혼 성인자녀의 동거가 부모의 정신건강에 미치는 영향
*건국대학교 사회복지학과, †서울대학교 간호대학, ‡건국대학교 간호학과
이 영 분 *ㆍ김 성 재†ㆍ이 용 우 *ㆍ최 희 정‡
The Influence of Self Differentiation and Coresidence with Unmarried Adult-child on Parent’s Mental Health
Youngboon Lee*, Sungjae Kim
†, Yongwoo Lee*, Heejung Choi
‡*Department of Social Welfare, Konkuk University, Chungju, †College of Nursing, Seoul National University, Seoul, ‡Department of Nursing, Konkuk University, Chungju, Korea
This study aims to investigate the influence of self differentiation and coresidence with unmarried adult-child on parent’s mental health. A total of 406 parents (193 parents who coreside with unmarried adult-child and 213 parents who do not) completed the questionnaire. Self differentiation, coresidence with unmarried adult-child, family relationship, and parent’s perceived stress and mental health were included in the hypothetical path model, and this model was tested using AMOS version 19.0. The goodness fit of the model was acceptable with various indices (GFI=0.99, AGFI=0.99, RMSEA＜0.01, NFI=0.99). Self differentiation was found to have a significant direct effect on coresidence with unmarried adult-child and family relationship, although it only affected parent’s perceived stress and mental health indirectly. It was identified that the family relationship could be a significant factor connecting self differentiation and parent’s mental health. However, contrary to previous studies, coresidence did not have any influence on family, parent’s stress and mental health. No effect of coresidence on parent’s psychological aspect might be due to Korean culture which is common for parent to live with unmarried adult-child. (Korean J Str Res 2011;19:137∼145)
Key Words: Mental health, Self differentiation, Family relationship, Stress, Adult-child
서 론
1. 연구의 필요성
범세계적 현상인 청년실업과 미혼율의 증가로 말미암아, 독립할 시기가 지난 성인임에도 불구하고 결혼을 하지 않 은 채 부모의 집에서 거주하면서 생활의 많은 부분을 부모 에 의존하는 미혼 성인자녀를 둔 가정이 증가하고 있다.
부모와 동거하는 미혼 성인자녀에 대한 명칭은 각 나라마 다 다르지만,1) 이들의 공통점을 찾아보면 대체로 최종 학 교를 졸업한 이후 학업 중에 있지 않으면서 경제적으로 독
1) 일본에서는 ‘학교 졸업 후에도 계속 부모와 동거하고, 기초 적 생활조건을 부모에게 의존하고 있는 미혼자(남녀)’를 パラ サイト シングル (parasite single)이라는 부정적 용어로 정의하 고 있다. 이러한 형태의 성인 자녀는 부모-자녀의 관계가 보다 독립적이고 자조 노력을 강조하고 있는 미국과 캐나다에서도 존재하며 중간에 낀 세대라는 의미의 ‘twixter’, 안정적인 직장 없이 원 가정으로 돌아와 생활한다는 의미의 ‘boomerang kids’
라는 단어로 불리기도 한다. 또한 독일에서는 집에 눌러 앉아 있는 사람이라는 의미로 ‘nesthocker’, 이탈리아에서는 덩치 큰 소년이라는 의미의 ‘bamboccioni’ 또는 ‘mammone’과 같은 용어 로 동거 성인자녀를 부르기도 한다.
립하지 않고, 부모의 집에 살면서 기본적인 의식주를 부모 에 의지하여 생활한다는 공통점이 있다. 이러한 가족구조 의 변화는 성인자녀 본인은 물론 가족 구성원 사이의 관계 에 부정적인 영향을 미칠 뿐만 아니라, 사회경제적으로도 중요한 손실을 초래할 수 있다는 점에서 사회문제로 인식 해야 한다는 의견이 제시되고 있다(Lee J, 2001).
기대이론의 관점에서 볼 때, 부모는 자녀양육의 성공을 성인이 된 자녀의 독립과 경제적 자립으로 판단하기 때문 에(Schnaiberg et al., 1989), 성인이 되었음에도 불구하고 결 혼하지 않고 부모와 동거하면서 경제적으로 의존하는 자 녀는 부모의 심리적 스트레스, 가족갈등 및 가족기능 약화 의 요인으로 작용할 뿐만 아니라(Aldous, 1987; Menaghan, 1989; Aquilino, 1990 & 1991; Mitchell et al., 1996), 부모의 삶 의 질에 부정적인 영향을 미친다(McLanahan et al., 1987;
Unberson et al., 1989).
서양에서 이루어진 여러 연구결과, 성인자녀와의 동거는 부모의 행복과 생활만족의 수준을 낮추며, 심리적 고통과 관련 있는 반면(McLanahan et al., 1987; Ward et al., 1992), 성 인자녀의 독립ㆍ출가는 부모의 심리적 행복을 상승시키는 것으로 조사되었다(McLanahan et al., 1987; Menaghan, 1989;
Umberson et al., 1989). 이에 건강한 가족관계와 구성원의 정 신건강을 위해 성인자녀의 결혼 및 이를 통한 독립은 매우 중요한 문제라고 볼 수 있다.
그러나 미혼 성인자녀와의 동거에 대한 관점은 사회문 화적 환경에 따라 차이가 있을 수 있다. 서양의 관점에서 는 고등학교를 졸업하면 곧바로 부모의 집을 떠나 스스로 의 힘으로 대학생활을 하거나 직업을 구하여 독립하는 것 이 일반적이다(Seiffge-Krenke, 2006). 이와는 달리 한국에서 는 결혼을 하고 난 후에야 독립을 하거나 혹은 결혼을 하 더라도 부모 부양을 목적으로 한 부모-자녀의 동거가 흔하 였다. 그러나 점차 결혼 연령이 높아지면서 미혼 성인자녀
와 동거하는 가족이 증가되고 있으며 이는 사회와 부모에 게 부담을 작용할 수 있다(Lee J, 2001). 실제 가구주의 연령 이 50∼70세 사이인 가구의 약 34%가 미혼 성인자녀와 동 거하고 있는 것으로 보고되고 있어(Lee YB et al., 2011) 이들 의 동거가 가족 관계 및 가족 구성원의 심리적 측면에 미 치는 영향에 대한 연구의 필요성이 있다.
한편, 성인기에 접어든 자녀가 건강하게 독립하기 위해 서는 취업 환경과 같은 사회적 시스템뿐만 아니라 부모와 자녀가 독립에 대해 정서적으로 준비되어야 하므로 성인 자녀가 적절한 시기에 부모로부터 독립을 하기 위해서는 부모와의 관계에서 친밀성과 개별적 존재감 간의 균형을 습득해야 한다고 하였다(Seiffge-Krenke, 2006). 이렇듯 가족 체계 내 연결성과 분리성 정도를 조정하는 상호작용 유형 으로서 가족 구성원이 자신의 원가족으로부터 심리적 및 관계적으로 분리되는 것을 자아분화라 한다. 자아분화는 Bowen(1978)의 가족치료이론의 핵심 개념 중 하나로, Bowen(1978)은 가족 구성원 사이의 자아분화가 이루어 지 지 못한 경우 가족관계에 부정적 영향을 미칠 뿐만 아니라 개인적으로는 정서적 평형을 이루지 못하고 불안 및 스트 레스를 초래하는 등 정신건강 및 생활만족도를 저하시키 는 요인으로 작용한다고 하였고 여러 선행연구들(Tuason et
al., 2000; Skowron et al., 2003; Miller et al., 2004; Kim CY et al., 2008)이 이러한 주장을 지지하였다. 반대로 자아분화가
잘 이루어진 가족의 경우 구성원이 자율적이면서도 친밀 한 정서적 접촉을 하는 등 긍정적 가족관계를 유지하며 (Hwang KS et al., 2002; Kim T et al., 2004; Kim CY et al., 2008), 나아가 정신건강에 긍정적 영향을 미치는 것으로 보 고되었다(Aquilino et al., 1991; Doh BN, 2004; Kim CY et al., 2008).이상과 같은 선행연구들을 요약하면, 성인자녀의 독립은 가족관계와 부모의 정서에 중요한 요인이며, 또한 성인자 녀의 독립에 필요한 주요 개념인 자아분화 역시 가족관계 및 정신건강과 관련이 있음을 알 수 있다. 이를 바탕으로 본 연구에서는 현 시점에서 사회적 이슈가 된 미혼 성인자 녀와의 동거 및 이와 관련된 자아분화가 가족관계 및 부모 의 스트레스와 정신건강에 미치는 영향을 분석하고자 경 로모형을 설정한 후 이를 경로분석을 통해 검증하였다.
2. 연구목적
본 연구는 가족 내 부모의 정신건강에 미치는 영향을 분 석하기 위한 경로모형을 설정한 후 이를 검증하고자 한 연
2) 2008년 주민등록 인구현황 자료를 근거로 지역ㆍ성ㆍ연령 별 인구 구성비에 따른 비례할당추출을 통해 총 대상자 2001 명을 표출함. 조사지역은 서울과 부산ㆍ대구ㆍ광주ㆍ대전광 역시로 한정하였는데 그 이유는 농촌지역의 경우 청년층의 도 시유입/이농현상 등으로 인하여 부모와 동거하는 성인자녀가 적을 것으로 예상되기 때문이며, 또한 농촌지역의 미혼원인이 본질적으로 도시지역과 다르기 때문이다. 이들 중 독신 성인
자녀와 동거하는 대상자는 총 670명이었다.
Fig. 1. Test result of path model.
구로 구체적인 연구목적은 아래와 같다.
1) 자아분화를 외생변수로 하고, 미혼 성인자녀와의 동 거, 가족관계 및 지각된 스트레스를 매개변수로 하여 부모 의 정신건강에 대한 가설적 경로모형을 설정한다.
2) 부모의 정신건강에 대한 가설적 경로모형과 실제 자 료 간의 적합성을 검증한다.
재료 및 방법
1. 연구설계
본 연구는 Bowen(1978) 이론 내 핵심개념들인 자아분화, 가족관계, 정신건강과의 관련성과, 현재 증가되고 있는 가 족형태인 미혼 성인자녀와의 동거, 가족관계 및 구성원 스 트레스와의 관련성에 대한 선행연구들을 바탕으로 하여 이 변수들이 부모의 정신건강에 미치는 영향에 대한 가설 적 경로모형을 설정하고 모형의 부합도와 제시된 가설을 검증하는 횡단적 조사 연구이다.
2. 연구대상자 및 자료수집 방법
본 연구의 대상자는, 한국사회의 부모의존 독신성인 가 구의 규모와 이들의 생활실태를 파악하고자 50세 이상 70 세 미만의 가구주를 대상으로 실시한 조사 대상자2) 2001명 중 본 연구의 미혼 성인자녀에 대한 조작적 정의에 따라 미혼 성인자녀와 동거하는 부 혹은 모 670명 중 250명을, 나머지 1,331명 중250명을 무작위 추출하였다(Lee YB et al., 2011). 미혼 성인자녀는 선행연구와 한국의 문화적 상황을 고려하여 다음의 4가지 조건을 동시에 모두 만족하는 사람 으로 정의하였으며 조건은 다음과 같다: ① 만 25세 이상 40세 이하의 연령 ② 현재 학업 중이지 않음 ③ 미혼 상태
④ 경제적으로 부모에게 의존하고 있음.
자료수집은 사회조사 전문기관인 한국리서치에 의뢰하 여 전화면접을 통해 이루어졌다. 표출된 총 500명의 대상 자 중 자발적 의사에 따라 연구참여에 동의하고 설문에 끝 까지 응답한 대상자 406명의 자료가 최종 분석에 이용되었
다.
3. 가설적 경로모형 및 연구가설
가설적 경로모형은 Bowen(1978)의 이론과 선행연구들에 근거하여 외생변수인 자아분화가 매개변수인 동거여부, 가족관계, 지각된 스트레스를 거쳐 종속변수인 정신건강 으로 이어지는 직접 및 간접경로를 가설적 연구모형으로 설정하였다(Fig. 1).
가설 1. 부모의 자녀에 대한 자아분화는 미혼 성인자녀 의 동거에 영향을 미친다.
가설 2. 부모의 자녀에 대한 자아분화는 가족관계에 영 향을 미친다.
가설 3. 부모의 자녀에 대한 자아분화는 스트레스에 영 향을 미친다.
가설 4. 미혼 성인자녀의 동거는 가족관계에 영향을 미 친다.
가설 5. 미혼 성인자녀의 동거는 부모의 스트레스에 영 향을 미친다.
가설 6. 가족관계는 부모의 스트레스에 영향을 미친다.
가설 7. 가족관계는 부모의 정신건강에 영향을 미친다.
가설 8. 부모의 스트레스는 부모의 정신건강에 영향을 미친다.
가설 9. 부모의 자녀에 대한 자아분화는 미혼 성인자녀 의 동거와 가족관계를 매개로 스트레스에 영향을 미친다.
가설 10. 부모의 자녀에 대한 자아분화는 미혼 성인자녀 의 동거, 가족관계, 스트레스를 매개로 정신건강에 영향을 미친다.
가설 11. 미혼 성인자녀의 동거는 가족관계를 매개로 스 트레스에 영향을 미친다.
가설 12. 미혼 성인자녀의 동거는 가족관계와 스트레스 를 매개로 정신건강에 영향을 미친다.
4. 측정도구
1) 자아분화: 가족 관계 내에서 부모의 자녀에 대한 자 아분화 정도를 측정하기 위해 Anderson et al.(1992)가 개발 한 가족체계분화 척도(Differentiation In the Family System, DIFS)를 이용하였다. 자아분화란 가족체계 내의 연결성과 분리성의 균형 정도를 조정해 주는 가족 내 거리조절 유형 또는 상호작용 유형을 의미한다. 연결성이란 ‘의미 있는 타인과 정서적 유대감을 유지할 수 있는 능력’을 말하며 분리성은 ‘의미 있는 타인과 구별되는 자아를 유지하는 능 력’을 말하는 것이다(Anderson et al., 1992). 11문항의 Likert 5점 척도로 구성되어 있으며 점수가 높을수록 부 혹은 모 의 자녀에 대한 자아분화의 정도가 높음을 의미한다. 본 연구의 내적 일관성 신뢰도(Cronbach’s alpha)는 .66이었다.
2) 가족관계: 가족 구성원 사이의 관계와 상호작용을 의 미하며, 구성원 간 정서적 지지, 친밀감의 정도 등을 포함 한다. 가족기능평가척도(Family Assessment Device, FAD) 중 가족 구성원 사이의 정서적 경험과 표현, 그리고 이에 대 한 반응을 평가하는 정서적 반응 차원(Aarons et al., 2007) 7 문항과 가족 구성원이 서로에게 관심을 보이고 가족의 일 에 관여하는 정도와 빈도를 평가하는 정서적 관여 차원 (Aarons et al., 2007) 8문항을 이용하여 측정하였다. 4점 척도 로 점수가 높을수록 가족 간 애정표현을 잘 하고 자신의 감정을 솔직하게 표현하며 상호 관심이 높고 관여를 많이 함을 의미한다. 본 연구에서의 내적 일관성 신뢰도(Cronba- ch’s alpha)는 .75이었다.
3) 지각된 스트레스: 지각된 스트레스척도(Perceived Str- ess Scale, PSS)를 이용하여 측정하였다. 이 도구는 Cohen et
al.(1983)이 고안한 것으로, 개인의 일상생활에서 건강을 위
협하거나 특별한 대처를 요구하는 스트레스에 대한 개인 의 인지를 측정하는 Likert식 측정도구이다. 5점 척도의 10 문항으로 구성되어 최소 10점에서 최고 50점까지의 점수 범위를 가지고 있으며 점수가 높을수록 지각된 스트레스 가 높음을 의미한다. 측정 결과 내적일관성 신뢰도(Cron- bach's α)는 .63이었다.4) 정신건강: 개인의 정서 상태에 초점을 두고 일반 성 인의 정신건강을 측정하는 도구인 정신건강척도(Mental Health Index II)를 이용하였다. 총 17개 문항으로 구성되어 있으며 각 문항을 100점으로 환산한 후 17개 문항의 평균 을 구하므로 점수의 범위는 0∼100점이며 점수가 높을수 록 정신건강 상태가 좋음 의미한다. 본 연구에서의 내적
일관성 신뢰도(Cronbach’s alpha)는 .90이었다.
5. 자료분석방법
수집된 자료들은 SPSS 19.0과 AMOS 19.0을 이용하여 분 석하였다. 연구대상자의 일반적 특성은 기술통계분석을 이용하였으며 측정변수의 신뢰도 검증은 내적일관성 신뢰 도 검증(Cronbach’s alpha)을 이용하였다. 경로모형 내에 이 산변수인 미혼 성인자녀와의 동거여부가 포함되어 있으므 로, 다변량 정규성 가정이 위배되는 경우 혹은 순위변수나 이산변수인 경우에 적용할 수 있는 WLS (weighted least square) 방식(Joreskog et al., 1989) 중 asymptotically distribu- tion-free estimation 추정방식(Browne, 1984; Bollen, 1989)을 적 용하여 모형의 적합성 및 가설을 검증하였다.
결 과
1. 연구대상자의 일반적 특성 및 연구변수의 서술통 계
미혼 성인자녀와 동거하는 부 혹은 모는 47.5% (193명), 동거하지 않거나 미혼 성인자녀가 없는 부 혹은 모는 52.5% (213명)이었다. 동거 부모 중 부가 83명(39.0%), 모는 130명(61.0%)이었으며, 그렇지 않은 경우 부는 91명(47.2%), 모가 102명(52.8%)이었다. 이들 406명의 평균 연령은 약 57 세이었으며 40.9% (166명)가 50∼54세, 28.6% (116명)가 55∼59세로 나타났다. 92.6% (376명)이 기혼상태를 유지하 고 있으며, 교육 수준은 고등학교 졸업의 학력이 37.5%
(152명)로 가장 높았고, 49.5% (201명)이 현재 직업을 가지 고 경제활동을 하고 있다고 응답하였다(Table 1).
특히 부 혹은 모의 연령과 교육 정도는 미혼 성인자녀와 의 동거여부에 따라 유의한 차이를 보였다(Table 1). 미혼 성인자녀와 동거하는 부모의 평균 연령이 유의하게 높았 다(t=2.39, p=.017). 교육 역시 미혼 성인자녀와 동거하는 부모의 경우 고졸이 가장 높은 비율(42.5%)을 차지한 반면, 그렇지 않은 부모의 경우 전문대학 졸업 이상의 학력을 소 유한 경우(44.6%)가 가장 많아(χ2=22.16, p＜.001) 미혼 성 인자녀와 동거하는 부모의 학력이 유의하게 낮은 것으로 나타났다.
한편 본 연구에서 사용된 측정변수들의 평균, 표준편차 와 같은 서술적 통계분석 결과 자아분화는 45.79 (3.00), 가 족관계는 2.79 (0.36), 지각된 스트레스는 24.98 (4.31), 그리 고 정신건강은 67.15 (13.92)이었다.
Table 1. Sociodemographic characteristics of subjects.
(N=406)Variables Total n (%)
Coresidence with
Unmarried adult-child χ2 or t (p-value)
No n (%) Yes n (%)
Gender Male Female Age (years) 50∼54 55∼59 60∼64 65∼69 Mean (SD) Marital status Married
Widowed, divorced, or separated Education
Under high school graduate High school graduate Above high school graduate Having a job
Yes No
174 (42.9) 232 (57.1)
166 (40.9) 116 (28.6) 77 (19.0) 47 (11.6) 56.8 (5.57)
376 (92.6) 30 (7.4)
119 (29.5) 152 (37.5) 134 (33.1)
201 (49.5) 205 (50.5)
91 (47.2) 102 (52.8)
103 (53.4) 28 (14.5) 37 (19.2) 25 (13.0) 56.0 (6.4)
176 (91.2) 9 (8.8)
45 (23.3) 62 (32.1) 86 (44.6)
95 (49.2) 98 (50.8)
83 (39.0) 130 (61.0)
63 (29.5) 88 (41.3) 40 (18.8) 22 (10.3) 57.4 (6.06)
200 (93.9) 13 (6.1)
74 (34.9) 90 (42.5) 48 (22.6)
106 (49.8) 107 (50.2)
2.77 (.096)
49.26 (＜.001)
2.39 (.017) 1.08 (.298)
22.16 (＜.001)
0.13 (.913)
SD: standard deviation.
Table 2. Standardized regression weights in study variables.
Path Standardized estimate Standard error Critical ratio p-value
Coresidence ← Differentiation −.15 .01 −3.13 .002
Family relationship ← Coresidence −.03 .03 −0.71 .475
Family relationship ← Differentiation .26 .01 5.09 ＜.001
Perceived stress ← Family relationship −.32 .71 −5.33 ＜.001
Perceived stress ← Coresidence −.03 .41 −0.70 .485
Perceived stress ← Differentiation −.05 .07 −1.04 .297
Mental Health ← Perceived stress −.61 .12 −15.94 ＜.001
Mental Health ← Family relationship .21 1.24 6.49 ＜.001
2. 가설적 경로모형의 적합성과 가설검증
모형의 적합성 검증을 위해서는 적합도 지수를 확인하 고 가설검증을 위해서는 가설적 모형의 경로계수와 그 유 의성을 확인하였다. 그 결과 연구모형이 조사된 자료와 얼 마나 일치하는지를 나타내는 적합도 지수들은 다음과 같 이 산출되었다: χ2=0.85, df=2, p=.656, χ2/df=0.42, 그리 고 GFI=0.99, AGFI=0.99, RMSEA＜0.01, NFI=0.99. GFI, AGFI, NFI 등과 같은 적합도 지수에서 모두 0.99 이상을 나 타냄으로써 모형의 적합성이 검증되었다.
연구모형에 포함된 가설을 검증하기 위해 산출된 변인
들 간의 경로계수와 그 유의도를 살펴보면 다음과 같다.
자아분화에서 동거여부(t=−3.13, p=.002), 가족관계(t=5.09, p＜.001)로 향하는 직접경로는 통계적으로 유의하였으나, 지각된 스트레스(t=−1.04, p=.297)로의 직접경로는 유의하 지 않았다. 동거여부에서 가족관계(t=−0.71, p=.475) 및 지 각된 스트레스(t=−0.70, p=.485)로 향하는 직접경로는 모두 통계적 유의성이 검증되지 않았다. 한편 가족관계에서 지각 된 스트레스(t=−5.33, p＜.001)와 정신건강(t=6.49, p＜.001) 으로 향하는 직접경로와 지각된 스트레스에서 정신건강에 이르는 직접경로(t=−15.94, p＜.001)는 모두 통계적으로 유의하였다(Table 2).
3) Standardized direct effect.
4) Standardized indirect effect.
Table 3. Standardized direct, indirect, total effects for the path model.
Endogenous variables Indicators
Standardized direct effect
(p-value)
Standardized indirect effect (p-value)
Standardized total effect
(p-value) Coresidence
Family relationship
Perceived stress
Mental Health
Differentiation Coresidence Differentiation Family relationship Coresidence Differentiation Perceived stress Family relationship Coresidence Differentiation
−.15 ( .002)
−.03 ( .475) .26 (＜.001) −.32 (＜.001)
−.03 (.485)
−.05 (.297) −.61 (＜.001) .21 (＜.001)
- -
- - .01 (.534)
- .01 (.649)
−.08 (.005)
.19 (.004)
− .01 (.741) .13 (.008)
−.15 (.002)
−.03 (.475) .27 (.004) −.32 (＜.001)
−.02 (.582)
−.13 (.006) −.61 (＜.001)
.40 (.004) .01 (.741) .13 (.008)
가설에 포함된 경로의 표준화된 직접효과, 간접효과 및 총 효과를 살펴보면 Table 3과 같다. 자아분화는 동거여부 (SDE3)=−.15, p=.002)와 가족관계(SDE=.26, p＜.001)에 유 의한 직접효과가 있었으나, 스트레스에 미치는 직접경로 는 유의하지 않고(SDE=−.05, p=.297), 간접효과만 유의한 것으로 나타났다(SIE4)=−.08, p=.006). 동거여부의 경우 가 족관계(SDE=−.03, p=.475) 및 스트레스(SDE=−.03, p=.485)에 미치는 직접 경로뿐만 아니라 스트레스(SIE=.01, p=.649) 및 정신건강(SIE=−.01, p=.741)에 미치는 간접경 로 역시 유의하지 않았다. 그러나 가족관계는 스트레스 (SDE=−.32, p＜.001)와 정신건강(SDE=.21, p＜.001)에 유 의한 직접효과를 보였으며 특히 스트레스를 매개로 한 정 신건강에 대한 간접효과(SIE=.19, p=.004) 또한 유의한 것 으로 나타났다(Fig. 1).
위의 결과를 바탕으로 한 연구가설의 검증결과는 아래 와 같다.
가설 1. 부모의 자녀에 대한 자아분화가 미혼 성인자녀 의 동거에 미치는 영향은 통계적으로 유의하여(SDE=−.15, p=.002) 지지되었다.
가설 2. 부모의 자녀에 대한 자아분화가 가족관계에 미 치는 영향은 통계적으로 유의하여(SDE=.26, p＜.001) 지지 되었다.
가설 3. 부모의 자녀에 대한 자아분화가 부모의 스트레 스에 치미는 영향은 통계적으로 유의하지 않아(SDE=−.05, p=.297) 기각되었다.
가설 4. 미혼 성인자녀의 동거가 가족관계에 미치는 영
향은 통계적으로 유의하지 않아(SDE=−.03, p=.475) 기각 되었다.
가설 5. 미혼 성인자녀의 동거가 부모의 스트레스에 미 치는 영향은 통계적으로 유의하지 않아(SDE=−.03, p=.485) 기각되었다.
가설 6. 가족관계가 부모의 스트레스에 미치는 영향은 통계적으로 유의하여(SDE=−.32, p＜.001) 지지되었다.
가설 7. 가족관계가 부모의 정신건강에 미치는 영향은 통계적으로 유의하여(SDE=.21 p＜.001) 지지되었다.
가설 8. 스트레스가 정신건강에 미치는 영향은 통계적으 로 유의하여(SDE=−.61, p＜.001) 지지되었다.
가설 9. 부모의 자녀에 대한 자아분화가 스트레스에 미치 는 간접적 영향은 통계적으로 유의하여(SIE=−.08, p=.005) 지지되었다.
가설 10. 부모의 자녀에 대한 자아분화가 정신건강에 미 치는 간접적 영향은 통계적으로 유의하여(SIE=.13, p=.008) 지지되었다.
가설 11. 미혼 성인자녀의 동거가 가족관계를 매개로 스 트레스에 미치는 영향은 통계적으로 유의하지 않아(SIE=.01, p=.649) 기각되었다.
가설 12. 미혼 성인자녀의 동거가 정신건강에 미치는 간 접적 영향은 통계적으로 유의하지 않아(SIE=−.01, p=.741) 기각되었다.
고 찰
본 연구는 현재 증가하고 있는 가족의 형태인 미혼 성 인자녀와의 동거여부가 가족 구성원 특히 부 혹은 모의 정 신건강에 미치는 영향을 확인하기 위해 선행연구를 바탕
으로 경로모형을 설정하고 이를 검증하였다.
분석 결과, 자녀에 대한 부모의 분화정도는 미혼 성인자 녀와의 동거에 유의한 영향을 주는 것으로 나타났다. Allen
et al.(1995) 연구에서는 자녀의 자아분화 정도가 자녀의 독
립에 영향을 미치는 것으로 나타나 부모의 관점과 자녀의 관점에서 모두 자아분화가 자녀의 독립에 영향을 미침을 지지해 주고 있다. 이는 부모의 자아분화가 자녀의 자아분 화에 영향을 미친다는 Bowen(1978)의 주장을 고려할 때 두 연구결과는 서로 연관성이 있는 것으로 보인다.자아분화가 가족관계에 미치는 영향을 나타내는 직접경 로와 정신건강에 대한 간접경로가 통계적으로 유의함으로 써 자아분화 수준이 높을수록 가족 구성원의 관계가 건강 한 기능적 가족을 이루며, 나아가 건전한 가족관계는 부모 의 스트레스 지각과 정신건강에도 긍정적인 영향을 미침 을 알 수 있었다. 이러한 결과는 자아분화와 가족기능 (Hwang KS et al., 2002; Kim T et al., 2004; Kim CY et al., 2008), 그리고 가족기능과 정신건강(Aquilino et al., 1991;
Doh BN, 2004; Kim CY et al., 2008)에 대해 상관분석 및 회 귀분석을 실시한 선행연구들의 결과와 일관성을 보이는 것이다.
그러나 선행연구와는 달리, 본 연구에서는 자아분화가 스트레스와 정신건강에 직접적인 영향을 미치지는 않고 가족관계를 매개로 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타 났다. 이러한 결과는 자아분화와 정신건강의 직접적인 관 계를 검증한 기존의 연구(Bohlander, 1999; Tuason et al., 2000; Skowron et al., 2003)들과 차이를 보이는데, 그 이유는 선행연구들에서는 가족관계의 개념을 포함시키지 않은 채 자아분화와 정신건강 간의 상관분석이나 회귀분석을 함으 로써 이들 사이에 가상적 관계(spurious relations)가 나타날 수 있기 때문이다. 그러므로 본 연구와 같이 경로나 인과 적 효과를 검증할 수 있는 설계의 반복연구가 필요하다.
그럼에도 불구하고 본 연구결과와 같이 자아분화가 가족 기능을 매개로 정신건강에 영향을 미침은 상담 및 정신치 료 과정에서 가족의 개입이 매우 중요하다는 Bowen(1978) 의 주장과 현재 진행되고 있는 가족치료의 흐름을 지지하 는 결과로 볼 수 있겠다.
한편, 사회적 기대와 달리 독립할 나이가 지난 미혼 성 인자녀와의 동거가 가족 구성원 간의 갈등이나 가족기능 의 약화요인이 된다고 한 Aquilino(1990 & 1991)의 주장을 바탕으로 미혼 성인자녀와의 동거여부가 가족관계 및 부 모의 스트레스에 미치는 영향을 분석하였으나 이는 통계
적으로 유의하지 않았다. 이러한 결과는 미혼 성인자녀와 의 동거가 부모의 심리적 스트레스나 삶의 질에 부정적 영 향을 미치는 요인으로 설명한 외국의 여러 선행연구 결과 (McLanahan et al., 1987; Aquilino, 1990 & 1991)와 차이가 있 다. 그 이유를 서양과 우리나라의 문화적 차이에서 비롯된 것으로 추론해 볼 수 있다. 즉 한국의 경우 결혼 전에는 부 모와 동거하다가 결혼을 하면서 비로서 독립을 하거나 결 혼 이후에도 부모 부양을 이유로 함께 동거하는 경우가 흔 한 반면에 서양에서는 고등학교 졸업이나 대학 진학과 동 시에 부모로부터 독립하는 현상이 흔하여(Seiffge-Krenke, 2006), 이를 받아들이는 부모의 태도가 다를 수 있다는 것 이다. 한국의 미혼 성인자녀와 동거하는 부모를 대상으로 한 조사연구(Lee YB et al., 2011)에서 자녀가 결혼하지 않았 기 때문에 동거한다는 응답이 78.4%로 나타나 동거하는 주된 이유가 자녀의 미혼이며, 이들 사이의 관계만족도가 비교적 높게 보고되고 있다는 사실도 이를 뒷받침 해준다.
결국 한국 사회에서는 자녀가 결혼할 때까지 부모가 자녀 를 책임지는 것이 여전히 일반적인 사회, 문화적 통념으로 작용하기 때문에(Lee YB et al., 2011) 미혼 성인자녀와의 동 거가 가족관계를 악화시키고 부모의 스트레스에 영향을 미칠 만큼 부정적으로 받아들여지지는 않는 것으로 보인 다. 한편, 부모와 동거하는 미혼 성인자녀의 측면에서 이들 이 지각하는 가족관계, 스트레스 및 정신건강에 대한 연구 도 필요하다.
본 연구는 현대 사회의 사회, 경제적 문제로 대두되고 있는 미혼 성인자녀의 동거 여부 및 이와 관련된 자아분화 가 가족관계 및 부모의 스트레스와 정신건강에 미치는 영 향을 확인하고자 한 연구로서 몇 가지 제한점이 있다. 우 선, 자아분화, 가족관계를 측정함에 있어 가족 전체의 현상 이 아닌 부 혹은 모가 주관적으로 지각하고 있는 차원 만 을 측정하였다는 점이다. 자아분화의 경우 가족수준에서 가족 전체의 분화 정도를 측정하는 것이 필요하며 가족관 계 또한 정서적 유대뿐만 아니라 의사결정, 문제해결 등과 같은 행위적 측면을 포함하여 보다 객관적이면서도 가족 전체 수준에서의 측정이 필요할 것으로 보인다. 또한 연구 의 결과 미혼 성인자녀와의 동거가 가족관계나 부모의 스 트레스, 나아가 부모의 정신건강에 직접, 간접적 영향을 미 치지 않는 것으로 나타났는데 이는 단순하게 동거여부 만 을 분석에 포함시켰기 때문이라고 생각된다. 즉 동거의 이 유나 자녀의 연령, 경제활동 여부, 부모 의존도 등과 같은 다양한 상황을 포괄적으로 평가하는 것이 필요하다고 판
단된다.
Bowen(1978)의 가족치료이론이 제시된 이후 가족 구성원 의 정신건강을 위해 가족관계적 접근과 중재가 필요하다 고 인식되고 임상에서 적용되어 왔었으나 이 개념들을 포 괄적으로 다룬 연구는 제한적이었다. 따라서 본 연구는 Bowen(1978)이 제시한 핵심개념들이 어떻게 정신건강에 영 향을 미치는지에 대한 경로를 모형을 통해 검증하였다는 데 의의가 있다고 본다. 특히 실업률 증가와 만혼으로 빚 어진 가족구조의 변화를 가족 구성원이 어떻게 받아들이 고 있으며 이는 구성원의 정신건강에 어떤 영향을 주는 지 확인하고자 한 연구로서 의의가 있다고 생각한다.
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= 국문초록 =
본 연구는 현재 증가되고 있는 가족형태인 미혼 성인자녀와의 동거와 Bowen(1978)의 핵심개념인 자아분화가 가족 구성원 간의 관계, 부모의 스트레스와 정신건강에 미치는 영향을 확인하고자 부모의 정신건강을 최종 종속변수로 하는 가설적 경로모형을 설정하고 모형의 부합도와 가설을 검증한 횡단적 조사 연구이다. 연구대상자는, 한국사회의 부모의존 독신성인 가구의 규모와 생활실태를 파악하고자 50세 이상 70세 미만의 가구주 2001명을 대상으로 한 조 사 대상자 중 미혼 성인자녀와 동거하는 부 혹은 모 250명, 그리고 미혼 성인자녀가 없는 부 혹은 모 250명을 무작위 추출하였고 이들 중 연구참여에 동의하고 모든 문항에 응답한 총 406명의 자료가 분석에 이용되었다. 분석 결과, 자아분화는 미혼 성인자녀와의 동거 및 가족관계에 유의한 직접효과를 나타냈으나 스트레스와 정신건강에 대해서 는 간접효과만 유의한 것으로 나타났다. 이는 부모의 자녀에 대한 자아분화 수준이 높을수록 자녀의 독립 가능성이 높을 뿐만 아니라, 가족 구성원 간의 관계가 건강한 기능적 가족을 이루며, 나아가 부모의 스트레스 지각과 정신건 강에 긍정적인 영향을 미치는 것이라 볼 수 있다. 그러나 동거여부가 가족관계와 스트레스 및 정신건강에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 이러한 결과는 미혼 성인자녀와의 동거가 부모의 심리적 스트레스나 삶의 질에 부정적 영향을 미친다고 설명한 외국의 여러 선행연구 결과와 차이가 있다. 그 이유 중 하나는, 고등학교 졸업과 동시에 부모로부터 독립하는 서양 문화와는 달리 결혼을 계기로 독립하거나 혹은 결혼 이후에도 부모 부양을 이유로 함께 동거하는 경우가 일반적인 한국적 상황에 기인하는 것으로 유추할 수 있다. 본 연구는 자아분화 및 가족관계를 측정 함에 있어 부 혹은 모가 주관적으로 지각하고 있는 차원만을 측정하였으나 가족수준에서 가족 전체의 분화 정도를 측정하고, 가족관계 또한 정서적 측면뿐 만 아니라 의사결정, 문제해결 등과 같은 행위적 측면을 포함하여 보다 객 관적이면서도 가족 전체의 수준에서 측정하는 추후 연구가 필요할 것으로 보인다.
중심단어: 정신건강, 자아분화, 가족관계, 스트레스, 성인자녀
