가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향: 레질리언스의 조절효과를 중심으로
The Effects of Depression and Anxiety on Happiness of Children in Out-of-Home Care: Focused on Moderating Effect of Resilience
Kim, Su Jeong1; Jung, Sun-Wook1*
보건사회연구, Vol.41, No.2, pp.157-177, 30 June 2021
https://doi.org/10.15709/hswr.2021.41.2.157
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 아동이 행복하고 건강하게 성장하는 것은 매우 중요하다. 그런데 원가정에서 적절한 보호를 받지 못하여 양육시설, 공동생활가정, 위탁가정 등의 보호체계 안으로 들어온 아동의 경우 행복에 있어 상대적으로 취약할 수 있다. 아동의 행복에는 여러 요인이 영향을 미치는데, 우울･불안은 행복감에 부정적인 영향을 미치는 대표적 요인이다. 반면 레질리언스는 부정적인 상황 속에서 긍정적인 힘을 제공하는 요인이다. 이에 가정외보호를 받는 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향, 그리고 레질리언스가 이 관계를 조절하는지를 알아보았다. 또한 보호유형에 따라 어떠한 차이가 있는지를 살펴보았다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 715명의 아동의 자료를 분석한 결과, 가정외보호 아동의 우울･불안은 행복감을 낮추고, 레질리언스는 행복감을 높이는 것으로 나타났다. 또한 레질리언스는 우울･불안이 행복감에 미치는 영향을 완충(조절)하는 것으로 나타났다. 즉, 우울･불안이 행복감에 미치는 부정적 영향은 레질리언스 수준에 따라 달라졌다. 레질리언스 수준이 높은 경우는 그렇지 않은 경우에 비해, 우울･불안이 행복감에 미치는 부정적 영향이 적었다. 그러나 레질리언스의 이러한 효과는 보호유형에 따라 차이를 보여, 가정위탁에서는 양육시설, 공동생활가정과 달리 레질리언스의 조절효과가 나타나지 않았다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 가정외보호 아동의 우울･불안 완화, 행복감 및 레질리언스 증진을 위해 노력해야 한다. 현재 정부는 가정외보호 아동의 심리･정서적 어려움을 고려하여 아동치료･재활 지원 사업, 심리정서치료비 지원 사업 등을 운영하고 있지만, 지원 수준은 충분하지 못하다. 따라서 보호조치를 결정하는 순간부터 아동의 개별적 필요를 파악하고, 필요에 기반한 충분한 서비스를 지원해야 한다. 또한, 레질리언스 증진을 위해 아동을 역량을 가진 존재로 바라보는 것, 장기적 개입 및 아동･청소년 중심의 참여 프로그램 운영 등이 필요하다.
Abstract
The purpose of this study is to demonstrate moderating effect of resilience on the effects of depression and anxiety on happiness and to identify the three different out-of-home care placement types-specific differences. For these purpose, the data were analyzed for 715 of the out-of-home care children. To verify the research hypothesis, a reliability test, descriptive statistics, correlation analysis, t-test, F-test, hierarchical regression analysis were conducted using SPSS 21.
The major findings of this research are as follows. First, a hierarchical regression analysis of all out-of-home care children showed that depression and anxiety had a negative(-) effect on happiness and resilience had a positive(+) effect on happiness. Also the interaction terms had a significant impact on happiness. This identified the function of the resilience as a moderating effect. Second, the results of hierarchical regression analysis by type of out-of-home care showed that in all types, depression and anxiety had a significant negative effect on happiness and resilience had a positive effect on happiness. However, moderating effect of resilience was significant only in child care facilities and group homes. The results of this study showed that efforts were needed to improve the happiness and resilience of out-of-home care children and the needs for psychological and emotional intervention that can reduce anxiety and depression.
초록
본 연구의 목적은 가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향에서 레질리언스가 조절효과를 갖는가를 검증하고, 이것이 보호유형에 따라 차이가 있는가를 탐색적으로 파악하는 것이다. 이를 위해 『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』 자료를 활용하여 가정외보호 아동 715명을 대상으로 분석하였다.
주요 분석결과를 요약하면 다음과 같다. 첫째, 전체 가정외보호 아동을 대상으로 위계적 회귀분석을 실시한 결과 우울･불안은 행복감에 유의미한 부적 영향을, 레질리언스는 행복감에 유의미한 정적 영향을 미쳤다. 또한, 레질리언스는 우울･불안과 행복감 간의 관계를 변형시키는 조절변수로 작용하였다. 둘째, 가정외보호 유형별 위계적 회귀분석을 실시한 결과, 모든 유형에서 우울･불안은 행복감에 유의미한 부적 영향을, 그리고 레질리언스는 행복감에 유의미한 정적 영향을 주는 것으로 나타났다. 그러나 레질리언스의 조절효과는 양육시설, 공동생활가정에서만 나타났다. 이러한 연구결과를 바탕으로 가정외보호 아동의 우울･불안 완화, 행복감 및 레질리언스 향상의 중요성과 실천적 고려사항 등을 제안하였다.
Ⅰ. 서론
2019년 아동에 대한 국가의 책임을 강조하며 발표한 ‘포용국가 아동정책’은 “아이는 양육의 대상이 아니라 현재의 행복을 누려야 할 권리의 주체이다”라고 명시하며 아동의 행복을 강조하였다. 또한, 제2차 아동정책기본계획(2020)에서도 ‘아동 최우선 원칙’, ‘아동 행복도 증진’을 아동정책의 목표로 설정하고 아동기가 가장 행복한 시기가 될 수 있도록 하는 정책 추진을 강조하였다. 이처럼 아동의 행복 증진은 아동정책의 목표로 언급될 만큼 매우 중요한 부분이다.
또한, 아동의 행복감은 아동의 현재 상태(well-being)뿐 아니라 미래의 성장(well-becoming)과도 중요하게 연결된다(유민상, 2016). 즉, 높은 행복감은 아동이 긍정적, 친사회적으로 성장할 수 있도록 돕지만(이윤정, 2018), 낮은 행복감은 아동의 생애주기에 있어 부정적으로 작용할 수 있기에(곽수란, 이경호, 2019; 서재욱, 정윤태, 2014), 아동의 행복에 주목할 필요가 있다.
본 연구는 가정외보호(out of home care) 아동의 행복에 초점을 맞추었다. 가정외보호 아동은 일반 가정의 아동에 비해 부정적인 경험, 스트레스 상황 등에 노출될 가능성이 더 크며, 이로 인해 일반가정에서 성장하는 아동에 비해 상대적으로 행복에 있어서 더 큰 격차를 경험하기 때문이다(유민상, 2020). 2019년에 보호조치된 아동 4,047명의 발생 원인을 살펴보면, 36.4%에 해당하는 1,484명은 아동학대로, 18.2%(736명)는 부모 이혼(국가통계포털, 2020)으로 보호조치 되었다. 이처럼 가정외보호 아동은 아동보호체계에 들어오기 이전에는 학대와 이혼 같은 가족관계 변화를 경험하고, 보호 중에도 원가정과의 관계, 불안정한 양육 환경에서 어려움을 겪는다(조수민, 김정화, 노충래, 2015). 또한, 이들은 혼란스러움, 두려움, 미지의 세계에 대한 불안감, 상실감, 슬픔, 불안, 공포, 그리고 스트레스를 경험할 가능성이 높다(Bruskas, 2008).
가정외보호 아동이 부정적인 가족 상황, 친부모와의 분리 등의 부정적인 사건들을 극복하고, 독립적이고 진취적으로 자신의 삶을 개척해나가기 위해서는 행복한 아동기를 보내는 것이 매우 중요하다(김선숙, 2018). 가정외보호 아동의 행복감을 증진하기 위해서는 우선 이들의 행복감에 대한 이해가 필요하며(김선숙, 2017), 아동기 행복의 격차에 대한 무관심, 특히 가정 밖 아동과 같이 사회적으로 배제된 아동･청소년의 행복 격차에 대한 무관심을 넘어, 이들의 삶의 현실을 진단할 필요가 있다(유민상, 2016). 그런데 가정외보호 아동에 관한 기존 연구의 초점은 주로 문제행동, 우울, 대인관계, 자아존중감 등 주로 심리정서발달 중 부족하고 결핍된 부분에 맞춰져, 이들의 행복감에 관한 관심은 상대적으로 부족하였다(김선숙, 2017). 행복감뿐 아니라, 삶의 만족, 삶의 질과 관련된 연구도 매우 제한적이다. 가정외보호 아동의 행복감에 관한 기존 연구는 양육시설, 가정위탁 아동을 대상으로 행복감 영향 요인을 분석하거나 일반아동의 영향 요인과 비교한 것이 전부이다(김선숙, 박호준, 2020; 김선숙, 2018; 김선숙, 2017). 본 연구는 이들 선행연구를 더욱 확장하여, 양육시설, 공동생활가정, 가정위탁에서 생활하는 모든 가정외보호 아동을 대상으로 행복감을 살펴보았고 특히, 행복감 증진을 위한 보호요인으로서의 레질리언스, 보호유형별 차이에 초점을 두었다.
아동의 행복에 영향을 미치는 요인들을 살펴보면 행복감을 저해하는 위험요인과 행복감에 긍정적으로 작용하는 보호요인이 공존한다(이난, 양경화, 2018). 본 연구에서는 이러한 위험요인과 보호요인으로서 각각 우울･불안, 레질리언스(resilience)에 주목하였다. 위험요인으로 우울･불안을 선택한 이유는 세 가지이다. 첫째, 일반적으로, 아동의 우울･불안이 행복감에 유의미하게 부정적인 영향을 미치기 때문이다(권용준, 윤현정. 2020; 한세영, 한아름, 2018; 정혜숙, 김영희, 2014; 김연화, 2010). 둘째, 일반가정 아동에 비해 높은 스트레스를 경험하는 가정외보호 청소년은 우울･불안과 같은 심리정서적 어려움을 더 많이 보이기 때문이다(강현아 외, 2012; 손경숙, 변상해, 2007; 정선욱, 2004; 정선욱, 2002). 셋째, 우울은 자아정체감이나 자아존중감 같은 자아 인식에 부정적인 영향을 미치기 때문이다. 보호대상아동의 특별한 욕구 중 하나는 자아정체감 형성(Thoburn, 1994)인데, 우울은 이러한 자아정체성 획득을 방해하는 문제 중 하나(안은미, 이정애, 정익중, 2019에서 재인용)이다. 또한, 자아존중감은 시설보호 청소년에 대한 지원에서 주요한 실천적 단서(황정하, 2018에서 재인용)가 되는데, 가정외보호 청소년의 경우 일반 청소년에 비해 우울이 자아존중감에 미치는 영향력의 크기가 더 컸다(안은미 외, 2019).
한편 레질리언스는 어떤 스트레스 상황 가운데에 있더라도 긍정적인 기능을 발휘하여 스트레스 이전의 적응 상황으로 되돌아오는 복귀능력(박래석, 2009)으로, 아동･청소년들이 위험요인으로부터 자신을 보호할 수 있는 긍정적인 힘과 능력을 제공한다(송희영, 임지영, 남경아, 2006). 즉, 레질리언스는 아동이 좌절감, 실패감, 스트레스 환경 등에 놓이게 되었을 때 무너지지 않고 긍정적인 정서로 극복해나갈 수 있도록 돕는다(이청, 문혁준, 2016). 이러한 레질리언스는 인간의 전 생애에 있어서 매우 중요한 의미가 있지만, 아동기에는 그 중요성이 더욱 크다(남현우, 김광수, 2015). 여타 아동･청소년 분야에서는 다양한 위험 상황에서의 보호 요인으로 레질리언스를 다룬 연구가 많은 것에 비해(김사라형선, 2020; 서보준, 2020; 장미경, 2020; 김좌겸, 장석진, 2019; 이륜경, 신경순, 2019; 강화, 배은경, 2018; 장미경, 2018; 손연지, 김진숙, 2015; 신성철, 2014; 김진숙, 조성우, 임영아, 2013), 가정외보호 아동에 관한 레질리언스 연구는 레질리언스에 영향을 미치는 요인 중심(이상정, 김지민, 2020; 김현진, 김선희, 2017; 이영호, 김주희, 2014; 김형태, 2012; 강현아, 2010)이나 보호종료 이후의 적응(Stein, 2006)을 중심으로 다루어졌다. 이에 본 연구는 보호 요인으로서의 레질리언스에 주목하였고, 가정외보호 아동의 우울･불안과 행복감 간의 관계에서 레질리언스의 조절효과를 고찰하였다.
다음으로 본 연구는 가정외보호 유형별 비교가 많지 않은 상황(김선숙, 박호준, 2020; 이상정 외, 2020; 강현주, 강현아, 2019; 김형태, 이수천, 2019; 박은미, 2017; 이상정 외, 2017; 강현아 외, 2015; 장혜진 외, 2014; 강현아 외, 2012)에서 보호유형별 차이에 주목하여 보호유형별로 행복감, 우울･불안, 레질리언스의 관계가 어떻게 다른가를 살펴보았다. 현재 우리의 가정외보호는 유형별로 보호조치되는 아동의 특성뿐 아니라, 아동 보호의 상황(국가의 지원), 서비스 제공 내용 및 형태 등에서 많은 차이가 있다(이상정 외, 2019; 이상정 외, 2017; 장혜진 외, 2014). 보호 환경의 차이에 따라 아동 발달에 영향을 미치는 부정적인 요인(위험 요인)이나 보호 요인의 양상, 아동의 보호 만족도 등이 다르기 때문에, 유형별 차이에 주목할 필요가 있다(강현주, 강현아, 2019).
보호유형별 차이를 발견한 기존 연구를 살펴보면, 1) 공동생활가정에 보호조치되는 아동이 다른 아동에 비해 조치 이전에 부정적 경험이 많으며, 그러기에 공동생활가정 청소년에 대한 관심이 필요하다는 연구(강현아 외, 2012), 2) 위탁가정 아동이 우울, 공격성에서 양육시설 아동보다 높은 수준을 보이며, 이는 위탁유형에 따라(대리양육, 친인척위탁, 일반위탁), 양육환경이나 보호조치되는 아동, 제공되는 서비스 등에서 차이가 있기 때문이라고 해석한 연구(장혜진 외, 2014), 3) 시설로 분류되는 공동생활가정에 비해 가정위탁에 대한 지원이 부족하고 가정위탁이 아동보호 및 양육에서 전문성이 떨어지며(김형태 외, 2019), 그로 인해 가정위탁의 보호만족도가 공동생활가정보다 낮다는 연구(이상정 외, 2017), 4) 가정외보호 유형별로 회복탄력성 수준에서 차이는 없지만, 개별화된 서비스가 가능한 위탁가정 아동의 회복탄력성이 일부 하위영역에서 다른 유형 아동보다 높다는 연구(이상정, 김지민, 2020) 등이 있다. 한편, 우울, 공격성, 자아존중감 등에서 보호유형별 차이가 나타나지 않은 연구(박은미, 2017)에서는 추후 구체적이고 충분한 연구의 필요성을 제안하기도 하였다. 이상의 결과를 보면, 대체로 보호유형별로 아동 발달, 보호 만족도, 아동 특성 등에서 차이가 있지만, 어떤 보호유형 간에 차이가 있는지를 두고서는 결과와 해석이 다르며, 때로는 모순적임을 알 수 있다. 이것은 보호유형별 연구가 더 많이 이루어지고 비교 검토될 필요가 있음을 반증한다. 이러한 상황에서 본 연구는 보호 환경의 차이에 주목하였고 선행연구에 나타난 보호유형별 다양한 차이를 고려할 때, 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향과 레질리언스가 갖는 조절 효과 부분에서도 보호유형별 차이를 가정할 수 있다.
이상의 논의를 바탕으로, 본 연구의 목적은 가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향에서 레질리언스가 조절효과를 갖는지를 검증하고 이것이 보호유형에 따라 차이가 있는지를 탐색적으로 살펴보는 것이다. 본 연구의 연구문제를 제시하면 다음과 같다.
가정외보호 아동의 레질리언스는 우울･불안과 행복감의 관계를 조절하는가? 이것은 보호유형에 따라 차이가 있는가?
Ⅱ. 문헌고찰
1. 가정외보호 아동의 행복감
행복에 대한 학계의 공통된 정의는 부재하다(정해식 외, 2019). 주관적 안녕감, 주관적 행복감은 대중적인 차원에서 일반적으로 행복으로 표현되어왔는데, 행복과 관련된 다학제간 연구가 시작되면서 학술적인 차원에서도 행복이라는 용어를 그대로 사용하는 경우가 늘어났다(유민상, 2016). 보통 행복의 객관적인 측면을 강조하는 경우에는 복지, 삶의 질 등의 용어를, 행복의 주관적인 측면을 강조하는 경우에는 주관적 복지감, 주관적 행복감, 생활만족도, 행복감 등의 용어를 사용한다(서정아, 2013). 본 연구에서 사용한 ‘행복감’도 행복의 주관적 측면에 주목한 용어로, 아동 스스로 평가한 삶에 대한 전반적인 만족을 의미한다.
가정외보호 아동과 같이 사회적으로 배제된 환경 속에 있는 아동은 일반 가정의 아동과 비교하여, 부정적 경험, 스트레스에 더 많이 노출되기 때문에 더 큰 행복 격차를 경험할 수 있다(유민상, 2020). 원가정에서 충분하고 적절한 돌봄을 받지 못했던 가정외보호 아동이 현재 자신의 삶에 얼마나 만족해하고 행복해하는지를 살피는 것은 가정외보호의 포괄적 목적 달성이라는 차원에서도 중요하다. 가정외보호 아동의 행복감과 관련된 제한된 연구를 통해 이제까지 알려진 것은 양육시설에서 생활하는 아동의 주관적 행복감의 영향 요인이 일반아동과 다르다는 점(김선숙, 2017), 가정위탁과 시설보호 아동의 주관적 행복감에 원가족과의 관계, 지역사회 요인이 중요하다는 점(김선숙, 박호준, 2020), 시설보호 아동의 연령(혹은 학교급별)에 따라 주관적 행복감에 영향을 미치는 요인이 다르다는 점(김선숙, 2018) 등이다.
일반아동과 가정외보호 아동의 행복을 직접 비교한 연구는 국내에 두 편 정도 있다. 우선, 위탁보호 아동과 양육시설 보호아동의 삶의 질1)은 일반가정의 아동에 비해 낮았고, 보호유형 별 차이에서는 위탁보호 아동이 양육시설 보호아동에 비해 전반적인 행복, 삶의 만족도가 높았다(이봉주 외, 2019). 다음으로, 주관적 행복감만을 비교했을 때는 일반아동과 양육시설 보호아동 간에 차이가 없었는데, 자신/가정/학교/지역사회 만족을 비교한 결과에서는 양육시설 보호아동이 일반아동에 비해 지역사회에 대한 만족은 더 높았고 가정에 대한 만족은 더 낮은 결과를 보였다(김선숙, 2017). 행복감 영향요인에서도 차이가 있어, 일반아동의 경우에는 자신에 대한 만족이, 양육시설 보호아동의 경우에는 학교에 대한 만족이 주관적 행복에 가장 큰 영향을 미쳤다(김선숙, 2017).
2. 위험요인: 우울･불안
행복에는 다양한 개인의 내적･심리적 특성, 외적･환경적 특성이 영향을 미친다(김지경, 2018). 행복감에 영향을 미치는 위험요인은 부적응적인 발달 산물과 관련되는 개인 또는 환경적인 특성을 의미하는데(전정화, 2019), 이러한 위험요인에는 부정적인 정서 및 다양한 스트레스 요인 등이 포함된다(노치경, 2018). 구체적으로 아동의 행복에 관련된 위험요인으로는 우울, 충동 성향 등과 같은 개인적 위험요인과 가족갈등, 가족의 경제적 어려움 등의 가족 관련 위험요인, 또래 괴롭힘, 학업 스트레스, 교사의 폭언 및 체벌 등의 학교 관련 위험요인 등이 있다(황혜원, 2011).
여러 선행연구에서 정서적 문제, 우울, 불안은 행복감에 부정적인 영향을 주는 것으로 나타났다(권용준, 윤현정, 2020; 박소연, 이홍직, 2013). 또한, 자존감이 높고, 우울･불안 수준이 낮은 청소년일수록 행복감이 높았으며(곽수란, 2015), 우울감과 스트레스를 덜 느끼는 청소년일수록 더 높은 수준의 주관적 행복감을 보였다(김영수, 윤수인, 이홍직, 2019). 정혜숙, 김영희(2014)는 우울, 불안, 공포 등이 아동의 부정적인 정서에 큰 영향을 주며, 이러한 정서가 행복감에 부정적인 영향을 주는 것을 확인하였다. 이들 연구를 통해, 우울감이 청소년의 행복감에 영향을 미치는 중요한 결정요인 중 하나임을 알 수 있다. 아동을 대상으로 한 연구 이외에 국내 대학생을 대상으로 한 연구에서도 우울은 행복감에 부적영향을 미치는 것으로 나타났다(손미라, 김신향, 2020; 김민경, 2011). 국외 대학생 대상 연구에서도 우울은 행복감에 부정적인 영향을 주는 변수였다(Baqer, 2016; Silva & Figueiredo-Braga, 2018).
가정외보호 아동과 일반가정 아동의 우울, 불안 등을 직접 비교한 연구에 의하면, 일반 청소년에 비해 가정외보호 청소년의 우울, 불안, 비행의 수준이 모두 높았다(양은별 외, 2015). 또한, 일반가정에서 생활하는 청소년에 비해 그룹홈에서 생활하는 청소년이 정서불안, 산만함 등에서 더 취약한 것으로 나타났다(손경숙, 변상해, 2007).
3. 보호요인: 레질리언스
일반적으로 레질리언스에 대한 개념은 두 가지로 요약해 볼 수 있다. 첫 번째는 역경 상황에서도 긍정적인 적응을 보이는 능력에 초점을 두는 것이고 두 번째는 긍정적인 발달 산물로 개념화하는 것이다(좌현숙, 2010). Garmezy(1993)는 첫 번째 관점에 따라 역경 및 어려움을 경험하였지만, 다시 이전의 적응수준으로 되돌아가고 회복할 수 있는 능력을 레질리언스라고 하였다. 그리고 Masten(2001)은 두 번째 관점에 초점을 맞추어서 레질리언스를 적응이나 발달상의 심각한 위험의 상황에도 불구하고 나타나는 긍정적인 산물이라고 정의하였다. 이처럼, 레질리언스와 관련하여 다양한 정의가 있지만, 결국 ‘위험상황에 대한 노출’과 이러한 어려움에도 불구하고 ‘긍정적인 발달 산물(positive outcome)’을 보이는 것이 레질리언스의 중요한 필수 구성요소라고 할 수 있다(좌현숙, 2010).
본 연구에서 사용한 『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』 자료의 레질리언스는 Block과 Kremen(1996)의 정의에 가깝다. 이들은 레질리언스를 환경적 요구에 따른 긴장을 인내하고 충동을 조절하는 능력이라고 정의하였으며, 스트레스나 위험 상황에서도 행동 및 정서적 문제를 보이지 않고 건강하게 성장하는 인간이 가진 속성으로 보았다. 본 연구에서 레질리언스는 대인관계 능력, 활력성, 감정통제, 호기심, 낙관성을 포함하는 개념이다.
기존 연구에서 아동･청소년의 레질리언스는 행복감과 통계적으로 유의미한 관계가 있었다. 즉 아동･청소년의 레질리언스 수준이 높을수록 행복감도 높았다(이청, 문혁준, 2016; 최아론, 이영순, 2015; 성은모, 김균희, 2013; 진은설, 2013; 권세원, 이애현, 송인한, 2012; 김연화, 2010; 유안진 외, 2005). 국외 연구에서도 레질리언스는 행복감에 긍정적인 영향을 미쳤다. 의대생과 치대생의 긍정적인 심리적 건강에 관한 연구(Aboalshamat, et al., 2018)에서 레질리언스와 행복감 간에 유의미한 상관관계가 있었다. 아동기의 부정적 경험(Adverse Childhood Experience), 레질리언스, 우울･불안, 주관적 행복 간의 관계에 관한 연구(Kelifa, et al., 2020)에서, 아동기의 부정적 경험은 레질리언스와 부적 관계에 있었고 레질리언스는 낮은 우울, 높은 주관적 행복과 관련되었다. 그러나, 레질리언스와 분노, 우울 등 부정적 감정과의 관계 분석에 관한 연구는 국외에서와 달리 국내에서는 미진한 상태이다(이정숙, 박현숙 2013).
한편, 보호요인의 효과로 대표적인 것은 위험요인의 부정적 영향을 완충하는 효과이다(강현아 외, 2012). 실제 여러 연구에서 회복탄력성, 적응유연성 등으로 명명되는 레질리언스의 스트레스 억제(혹은 제거) 효과가 입증되었다. 예를 들어, 부모의 폐쇄적인 의사소통, 스마트폰 중독, 학교스트레스 등이 스마트폰 과의존, 학교생활 적응 및 공격성, 대인관계 문제, 학교생활 적응, 주관적 안녕감에 미치는 부정적 영향에서 레질리언스가 조절효과를 보였다(김사라형선, 2020; 이륜경, 신경순, 2019; 손연지, 김진숙, 2015; 신성철, 2014). 이밖에, 다문화가정 청소년의 스트레스라는 위험요인에 대한 레질리언스의 보호효과를 살펴본 연구(서보준, 2020; 강화, 배은경, 2018), 언어적 학대 경험과 우울 간의 관계를 완화하는 회복탄력성의 영향을 분석한 연구(김좌겸, 장석진, 2019), 학교폭력 피해가 우울에 미치는 영향에서 학업 탄력성의 조절 효과를 분석한 연구(김진숙 외, 2013), 대학생의 아동기 학대 경험이 사회불안에 미치는 영향에서 레질리언스의 조절효과를 살핀 연구(장미경, 2020, 장미경, 2018) 등도 있다. 국외에서도 레질리언스의 조절효과를 다룬 연구가 많이 있다. 예를 들어, 우울과 자살 생각(Siegmann, et al., 2018), 정서적 소진과 심리적 건강(García-Izquierdo, et al., 2018), 과제 중심 대처 스타일과 삶의 만족도(주관적 행복)(Chen, 2016), 집단 괴롭힘 피해와 주관적 행복(Villora, et al., 2020), 코로나 19 상황에서의 소셜 미디어 사용과 주관적 행복 등의 관계(Khodabakhsh & Ahmadi, 2020)에서 레질리언스는 조절효과를 보였다. 여러 선행연구에 기반할 때, 가정외보호 아동의 행복감에 있어서도 우울･불안이라는 위험요인의 부정적 효과를 조절하는 레질리언스의 영향을 가정해 볼 수 있다.
그러나, 기존의 가정외보호 아동 관련 연구에서 레질리언스는 조절변수보다는 레질리언스에 영향을 미치는 요인 중심으로 다루어졌다(이상정, 김지민, 2020; 김현진, 김선희, 2017; 이영호, 김주희, 2014; 김형태, 2012; 강현아, 2010), 이상정, 김지민(2020)은 양육시설, 공동생활가정, 위탁가정에서 보호 중인 15세 이상 아동을 대상으로 회복 탄력성2)을 연구한 결과, 우울, 자기효능감, 사회적 지지 등이 회복 탄력성에 영향을 미쳤고 보호유형별로 회복 탄력성 수준에 유의미한 차이는 없었지만, 회복 탄력성 하위영역에서는 차이가 있다고 하였다. 이밖에 양육시설에서 퇴소한 청소년의 레질리언스(강현아, 2010), 특정 보호유형(양육시설, 공동생활가정)을 중심으로 분석한 레질리언스(김현진, 김선희, 2017; 김형태, 2012), 교류분석 프로그램과 레질리언스(이영호, 김주희, 2014) 등도 모두 레질리언스를 종속변수로 고찰하였다.
Ⅲ. 연구방법
1. 연구대상 및 자료수집방법
본 연구는 양육시설, 공동생활가정, 가정위탁에서 보호 중인 15세 이상 아동을 대상으로 하여 수집된 『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』자료(정선욱 외, 2019)를 사용하였다. 자료는 웹 설문 조사 및 우편조사를 통해 수집되었으며, 최종적으로 수집이 완료된 자료는 총 736명(양육시설 435명, 공동생활가정 128명, 가정위탁 173명) 이었다. 본 연구는 연장보호아동을 제외하고, ‘15세 이상 18세 이하’의 연령 조건에 맞는 715명의 자료를 분석에 활용하였다.
2. 측정도구
가. 독립변수: 우울･불안
『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』에서는 가정외보호 아동의 우울･불안을 이종원 외(2016)의 한국 아동･청소년 패널조사 Ⅶ에서 사용된 도구를 활용하여 측정하였다. 아동의 우울･불안에 대한 설문은 총 5개 문항으로, ‘매우 그렇다(4)’, ‘그렇다(3)’, ‘그렇지 않다(2)’, ‘전혀 그렇지 않다(1)’의 4점 척도로 측정되었다. 세부 문항은 ‘나는 모든 일에 관심과 흥미가 없는 편이다’, ‘나는 모든 일에 걱정이 많은 편이다’, ‘나는 때때로 아무런 이유 없이 무척 불안할 때가 있다’, ‘나는 때때로 아무런 이유 없이 무척 외로울 때가 있다’. ‘나는 때때로 아무런 이유 없이 무척 슬프고 울적할 때가 있다’ 이다. 총점이 높을수록 우울･불안 수준이 높음을 나타낸다(Cronbah’s α=.857).
나. 종속변수: 행복감
가정외보호 아동의 행복감 측정은 김미숙 외(2013)의 아동종합실태조사에서 활용된 척도를 사용하여 이루어졌다. 행복감에 관한 설문은 총 6개의 문항으로 지난 1년간을 기준으로 하여 자신의 모습과 일치하는 것을 선택하도록 하였다. 행복감은 ‘매우 그렇다(4)’, ‘그렇다(3)’, ‘그렇지 않다(2)’, ‘전혀 그렇지 않다(1)’의 4점 척도로 측정하였다. 구체적인 문항은 ‘나는 행복하다’, ‘나는 대체로 기분이 좋다’, ‘일기나 편지, 메모지 등에 자살에 대한 글을 자주 쓴다’, ‘나는 불행한 편이라고 생각한다’, ‘나는 평소에 즐겁게 생활한다’, ‘나는 스트레스를 많이 받는다’이다. 이러한 6개의 문항 중 3개 문항(‘일기나 편지, 메모지 등에 자살에 대한 글을 자주 쓴다’, ‘나는 불행한 편이라고 생각한다’, ‘나는 스트레스를 많이 받는다’)은 역환산하였다. 각 문항 점수를 합산한 총점이 높을수록 행복감이 높음을 의미한다(Cronbah’s α=.789).
다. 조절변수: 레질리언스
『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』는 레질리언스 측정을 위해 ‘이종원 외(2016)의 한국아동･청소년 패널조사 Ⅶ’에서 활용된 척도를 사용하였다. 레질리언스에 대한 설문은 ‘나는 내 친구에게 너그럽다’, ‘나는 갑자기 놀라는 일을 당해도 금방 괜찮아지고 그것을 잘 이겨낸다’, ‘나는 평소에 잘 해보지 않았던 새로운 일을 해보는 것을 좋아한다’, ‘나는 사람들에게 좋은 인상을 주는 편이다’, ‘나는 새로운 음식을 먹어보는 것을 즐긴다’, ‘나는 매우 에너지(힘)가 넘치는 사람이다’ 등의 13개 문항으로 ‘매우 그렇다(4)’, ‘그렇다(3)’, ‘그렇지 않다(2)’, ‘전혀 그렇지 않다(1)’의 4점 척도로 측정하였다. 각 항목의 점수를 모두 합한 총점이 높을수록 레질리언스의 수준이 높은 것을 뜻한다(Cronbah’s α=.916).
라. 통제변수: 성별, 연령, 직전 학기 성적에 대한 주관적 평가, 부모자녀 관계
아동의 행복감에 영향을 미치는 것으로 밝혀진 기타 변수를 통제변수로 설정하였다. 선행연구에 따르면 성별, 연령, 성적, 부모자녀 관계 등이 아동의 행복에 유의미한 영향을 주었다. 아동의 연령이 어릴수록(김선숙, 2018; 조은정, 2016; 이재경, 조혜정, 2012), 성적 수준이 높을수록(이진화, 조인경, 2018; 이청, 문혁준, 2016), 부모자녀 관계가 좋을수록(권용준, 윤현정, 2020; 이재경, 조혜정, 2012) 행복감이 높은 것으로 나타났다. 성별의 경우는 성별의 차이가 아동의 행복감에 유의미한 영향을 미친다는 입장(이상미, 임정하, 2015; 박소연, 이홍직, 2013)과 성별과 행복감은 관계가 없다는 입장(윤연정, 이미숙, 2019; 정혜숙, 김영희, 2014; 임미지, 문혁준, 2011; 이현주, 이미나, 최인수, 2008)등으로 나뉜다. 아동의 성별 요인이 행복감에 영향을 미치는가에 대해서는 이견이 있지만, 본 연구에서는 대상자의 특성을 고려한 개입을 계획할 때 성별과 같은 인구사회학적 요인이 중요하다는 점(이재경, 조혜정, 2012)을 고려하여 성별도 포함시켜 살펴보았다. 한편 김선숙(2017)의 연구에 의하면, 시설아동의 경우 학교에 대한 만족이 주관적 행복에 영향을 미치는 것으로 나타났지만, 『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』에는 학교에 대한 만족 관련 자료가 없어 포함하지 못했다.
성별은 ‘남자=0’, ‘여자=1’로 더미 변수를 만들어 투입하여 분석하였다. 직전 학기 성적에 대한 주관적 평가는 지난 학기 성적에 대해 묻는 질문으로 ‘매우 우수하다(4)’, ‘우수하다(3)’, ‘미흡하다(2)’, ‘매우 미흡하다(1)’의 4점 척도로 측정하였다. 부모자녀 관계는 ‘부모 유무’와 ‘부모님을 만나면 마음이 편안하다’라는 친밀도 문항을 중심으로 재구성하였다. 부모님이 있고, ‘부모님을 만나면 마음이 편안하다’라는 문항에 대해 ‘매우 그렇다’, ‘그렇다’라고 응답한 경우를 ‘부모자녀관계 좋음(1)’으로, 부모님이 있고, ‘부모님을 만나면 마음이 편안하다’는 친밀도 문항에 대해 ‘그렇지 않다’, ‘전혀 그렇지 않다’라고 응답한 경우는 ‘부모자녀관계 좋지 않음(2)’으로, 그리고 부모님이 계시지 않은 경우(모름 포함)는 ‘부모님 없음’(3)으로 구성하였다. 그리고 행복감에 대한 평균이 가장 낮았던 ‘부모자녀관계 좋지 않음’을 기준변수로 하여 더미 변수를 생성, 분석에 투입하였다.
3. 자료 분석 방법
본 연구는 자료 분석을 위해 SPSS 21 통계프로그램을 사용하였다. 조사도구의 신뢰도 확인을 위해 Cronbah’s α 값을 계산하였으며, 주요변수의 특성 및 변수 간 상관관계를 파악하기 위해, 빈도분석, 기술통계, Pearson 상관분석을 실시하였다. 행복감에 대한 주요 변수들의 집단 간 차이, 가정외보호 유형에 따른 주요 변수 간의 차이를 검증하기 위해, t-test, 일원배치분산분석(ANOVA)을 실시하였다. 가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향을 파악하고 이 관계에서 레질리언스의 조절효과를 검증하기 위해서 위계적 회귀분석을 실시하였으며, 보호유형별 분석을 통해 유형별 차이를 파악하였다. 본 연구에서는 다중공선성 문제를 해결하기 위해(Hayes, 2013) 독립변수와 조절변수를 평균중심화(centering)하여 이를 곱한 상호작용항 변수를 생성한 후 위계적 회귀분석을 실시하였다. 그리고 Hayes(2013)의 프로세스 매크로(PROCESS macro)를 이용하여 회귀선을 그려 조절효과 양상을 세부적으로 파악하였다.
Ⅳ. 연구결과
1. 연구 대상자의 인구통계학적 특성
본 연구 대상자의 인구통계학적 특성을 분석한 결과는 <표 1>과 같다. 본 연구에 참여한 아동은 남자가 358명(50.1%), 여자가 353명(49.4%)으로 비슷한 비율을 보였다. 또한, 가정외보호 아동의 연령은 18세가 200명(28.0%)으로 가장 많았고, 16세 188명(26.3%), 17세 178명(24.9%), 15세 149명(20.8%)순이었다. 연구에 참여한 아동 중 절반 이상인 425명(59.4%)의 아동이 양육시설에서 살고 있었으며, 가정위탁 170명(23.8%), 공동생활가정(그룹홈) 120명(16.8%) 순으로 나타났다. 부모자녀 관계의 경우는 부모님 없음(모름 포함) 251명(35.1%), 관계 좋음 243명(34.0%), 관계 좋지 않음이 198명(27.7%)순으로 나타났다.
표 1
연구 대상자의 인구통계학적 특성
| 구분 | 분류 | 빈도(명) | 백분율(%) |
|---|---|---|---|
| 성별 | 남자 | 358 | 50.1 |
| 여자 | 353 | 49.4 | |
| 결측값 | 4 | 0.6 | |
| 연령 | 15세 | 149 | 20.8 |
| 16세 | 188 | 26.3 | |
| 17세 | 178 | 24.9 | |
| 18세 | 200 | 28.0 | |
| 살고 있는 곳 | 양육시설 | 425 | 59.4 |
| 공동생활가정(그룹홈) | 120 | 16.8 | |
| 가정위탁 | 170 | 23.8 | |
| 부모자녀 관계 | 부모자녀 관계 좋음 | 243 | 34.0 |
| 부모자녀 관계 좋지 않음 | 198 | 27.7 | |
| 부모님 없음(모름 포함) | 251 | 35.1 | |
| 결측값 | 23 | 3.2 | |
| 전체 | 715 | 100.0 |
2. 주요 변수들의 기술통계 및 상관관계 분석
가. 주요 변수들의 기술통계
본 연구의 분석에 사용된 주요 변수들의 평균, 표준편차, 최소값, 최대값, 왜도, 첨도는 <표 2>와 같다. 먼저 우울･불안은 5~20까지의 범위에서 평균이 11.21(표준편차 3.52)로 나타났으며, 레질리언스는 16~52의 범위에서 평균이 39.25(표준편차 6.79)였다. 행복감은 6~24의 범위에서 평균이 18.33(표준편차 3.22), 직전 학기 성적에 대한 주관적 평가는 1~4의 범위에서 평균이 2.22(표준편차 .825)였다. 주요 변수에 대한 정규성을 살펴보기 위해서 왜도와 첨도를 분석한 결과, 정규분포를 충족하는 기준인 왜도 ±2 이하, 첨도 ±3이하의 기준을 충족하였다.
표 2
주요 변수들의 기술통계
| 변수 | N | 최소값 | 최대값 | 평균 | 표준편차 | 왜도 | 첨도 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 우울･불안 | 703 | 5 | 20 | 11.21 | 3.52 | .131 | -.297 |
| 레질리언스 | 714 | 16 | 52 | 39.25 | 6.79 | .147 | -.084 |
| 행복감 | 713 | 6 | 24 | 18.33 | 3.22 | -.209 | -.178 |
| 직전학기 성적에 대한 주관적 평가 | 711 | 1 | 4 | 2.22 | .825 | .243 | -.483 |
나. 주요 변수들 간의 상관관계분석
주요 변수들 간 상관관계분석을 실시한 결과는 <표 3>과 같다. 분석결과 모든 변수들의 Pearson의 r값이 .502 이하로 나타남에 따라 다중공선성 문제는 없는 것으로 나타났다. 행복감과 레질리언스의 상관관계는 r=.412(p<.01)로 가장 높은 정적(+) 상관관계를 보였다. 한편 행복감과 성적은 r=.168 (p<.01)로 가장 낮은 정적 상관관계를 보였다. 행복감과 우울･불안은 r=-.502(p<.01)로 가장 높은 부적(−) 상관관계를 보였다.
표 3
변수들 간 상관관계
| 변수 | 연령 | 직전학기 성적에 대한 주관적 평가 | 우울·불안 | 레질리언스 | 행복감 |
|---|---|---|---|---|---|
| 연령 | 1 | ||||
| 직전학기 성적에 대한 주관적 평가 | -.115** | 1 | |||
| 우울·불안 | -.044 | -.123** | 1 | ||
| 레질리언스 | .035 | .201** | -.262** | 1 | |
| 행복감 | .066 | .168** | -.502** | .412** | 1 |
* p<.05, ** p<.01, ***p<.001
3. 변수들의 집단 간 차이 검증
가. 행복감에 영향을 주는 변수들의 집단 간 평균 비교
행복감에 영향을 미치는 변수들의 집단 간 평균 차이를 살펴본 결과는 <표 4>와 같다. 먼저 성별은 행복감에 대한 t값이 4.342로 p<.001의 수준에서 유의미한 차이가 있었다. 즉 남자 아동의 행복감 평균이(18.84점) 여자 아동(17.80점)보다 높았다. 다음으로 성적에 대한 주관적 평가의 F값은 7.540(p<.001)로서 통계적으로 유의미하였다. Scheffe의 사후검증을 통해 세부적으로 집단 간 차이를 살펴보면, 자신의 성적이 매우 우수한 집단의 행복감(19.39점)이 우수한 집단(18.75점), 미흡한 집단(18.37점), 매우 미흡한 집단(17.30점)보다 높게 나타났으며, 우수한 집단(18.75점)은 매우 미흡한 집단(17.30점)에 비해 행복감이 높았다. 또한, 미흡한 집단(18.37점)의 행복감이 매우 미흡한 집단(17.30점) 보다 높았다. 부모자녀 관계에 따라서도 행복감에 차이가 나타나는 것으로 확인되었다. 부모자녀 관계는 F값은 8.545(p<.001)로 유의미한 평균 차이가 있었는데, 세부 집단 간의 차이를 살펴보면 부모님이 계시고 부모자녀 관계가 좋은 경우에는 행복감의 평균이 18.63점으로 부모자녀 관계가 좋지 않은 경우의 평균인 17.54점보다 높았다. 한편 부모님이 없는 경우(모름 포함)의 행복감의 평균은 18.65점으로, 부모님이 계시지만 관계가 좋지 않은 경우의 평균(17.54점)보다 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 부모가 없다(모른다)는 사실보다 부모자녀 관계 나쁨이 행복감에 더 부정적인 영향을 미침을 보여준다.
표 4
행복감에 영향을 주는 변수들의 집단 간 평균 비교
| 구분 | N | 평균 | 표준편차 | t or F | Scheffe | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 성별 | 남자 | 357 | 18.84 | 3.21 | 4.342*** | - |
| 여자 | 352 | 17.80 | 3.17 | |||
| 연령 | 15세(a) | 148 | 17.99 | 3.47 | 1.676 | - |
| 16세(b) | 187 | 18.12 | 3.35 | |||
| 17세(c) | 178 | 18.69 | 3.13 | |||
| 18세(d) | 200 | 18.47 | 2.97 | |||
| 성적 | 매우 미흡하다(a) | 135 | 17.30 | 3.95 | 7.540 | b, c, d>a, d>b, d>c |
| 미흡하다(b) | 326 | 18.37 | 3.05 | |||
| 우수하다(c) | 204 | 18.75 | 2.78 | |||
| 매우 우수하다(d) | 44 | 19.39 | 3.08 | |||
| 부모자녀 관계 | 부모자녀 관계 좋음(a) | 241 | 18.63 | 3.15 | 8.545*** | a>b, c>b |
| 부모자녀 관계 좋지 않음(b) | 198 | 17.54 | 3.18 | |||
| 부모님 없음(모름 포함) (c) | 251 | 18.65 | 3.16 |
* p<.05, ** p<.01, ***p<.001
나. 가정외보호 유형에 따른 주요 변수들 간 차이 검증
가정외보호 유형에 따른 주요변수 간 차이를 검증한 결과는 <표 5>와 같다. 먼저 행복감에서는 가정외보호 유형에 따른 통계적으로 유의미한 차이가 없었다. 그러나, 우울･불안과 레질리언스에서 유의미한 차이를 보였다. 우울･불안은 F값이 4.791로 p<.01 수준에서 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났는데, 가정위탁 아동(11.68점)이 양육시설 아동(10.88점)에 비해 우울･불안 평균이 높았다. 레질리언스의 경우는 F값이 5.309(p<.01)로서 보호유형별 레질리언스 평균의 유의미한 차이가 있는 것을 알 수 있었다. 사후검증을 통해 구체적으로 어느 집단 간 차이가 나타났는지 알아본 결과, 양육시설 아동의 레질리언스 평균(39.74점)이 공동생활가정 아동의 평균(37.46점) 보다 높았다.
표 5
가정외보호 유형에 따른 주요변수 차이
| 구분 | N | 평균 | 표준편차 | F | Scheffe | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 우울·불안 | 양육시설(a) | 420 | 10.88 | 3.50 | 4.791** | c>a |
| 공동생활가정(b) | 113 | 11.76 | 3.80 | |||
| 가정위탁(c) | 170 | 11.68 | 3.28 | |||
| 레질리언스 | 양육시설(a) | 425 | 39.74 | 6.81 | 5.309*** | a>b |
| 공동생활가정(b) | 119 | 37.46 | 6.85 | |||
| 가정위탁(c) | 170 | 39.29 | 6.55 | |||
| 행복감 | 양육시설(a) | 425 | 18.31 | 3.26 | 2.482(p=.084) | - |
| 공동생활가정(b) | 118 | 17.86 | 3.20 | |||
| 가정위탁(c) | 170 | 18.72 | 3.10 |
* p<.05, ** p<.01, ***p<.001
4. 가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향에 대한 레질리언스의 조절효과
가. 가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향에 대한 레질리언스의 조절효과
전체 가정외보호 아동을 대상으로 위계적 회귀분석을 실시한 결과는 <표 6>과 같다. 먼저 통제변수를 투입한 모델 1은 설명력이 6.3%로 나타났으며, F변화량은 10.008(p=.000)로 통계적으로 유의미하였다. 성별(β =−.133, p<.001), 성적(β =.170, p<.001), 부모자녀관계 좋음dummy(β =.153, p<.01), 부모님 없음dummy(β =.138 p<.01)가 행복감에 유의미한 영향을 미치는 변수로 파악되었다. 즉 남자 아동이 여자 아동보다 행복감이 높으며, 성적이 높은 아동이 낮은 아동보다 행복감이 더 높은 것으로 나타났다. 또한, 부모자녀관계가 좋은 아동이 그렇지 않은 아동보다 행복감이 더 높은 것을 알 수 있었으며, 부모님이 있지만 관계가 좋지 않은 경우보다 부모님이 없는 경우에 행복감이 높았다.
표 6
가정외보호 아동의 우울·불안이 행복감에 미치는 영향에 대한 레질리언스의 조절효과
| 구분 | 모델 1 | 모델 2 | 모델 3 | 모델 4 | |
|---|---|---|---|---|---|
| b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | ||
| 통제변수 | 성별 | -.850(-.133)*** | -.492(-.077)* | -.218(-.034) | -.173(-.027) |
| 연령 | .106(.036) | .075(.026) | .083(.029) | .081(.028) | |
| 직전학기 성적에 대한 주관적 평가 | .666(.170)*** | .451(.115)** | .266(.068)* | .244(.062)+ | |
| 부모자녀 관계 좋음(더미) | 1.031(.153)** | .548(.082) | .389(.058) | .323(.048) | |
| 부모님 없음(더미) | .914(.138)*** | .590(.089)* | .436(.066)+ | .386(.058) | |
| 독립변수 | 우울·불안 | -.420(-.457)*** | -.373(-.406)*** | -.400(-.435)*** | |
| 조절변수 | 레질리언스 | .124(.260)*** | .124(.260)*** | ||
| 상호작용 | 우울·불안 × 레질리언스 | .012(.104)** | |||
| R2 | .070 | .269 | .328 | .338 | |
| Adj-R2 | .063 | .262 | .321 | .330 | |
| R2 변화량 | .070 | .199 | .059 | .010 | |
| F | 10.008*** | 40.723*** | 46.283*** | 42.285*** | |
+ p<.10, * p<.05, ** p<.01, ***p<.001
Reference group: 성별(남성), 부모자녀 관계(부모자녀 관계 좋지 않음)
모델 2에서는 독립변수인 우울･불안을 추가로 투입하여 행복감에 미치는 영향을 살펴보았다. 우울･불안 변수가 투입되면서 모델의 설명력은 26.2로, R2 변화량이 .199로 나타났다. F변화량은 180.791(p=.000)로 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 독립변수인 우울･불안의 행복감에 대한 β값은 −.457(p<.001)로서 부적(−)으로 유의함에 따라 우울･불안이 높을수록 행복감은 낮아짐을 알 수 있다.
조절변수인 레질리언스가 투입된 모델 3은 32.1%의 설명력을 보였으며, R2변화량은 .059로 나타났다. 또한 F변화량은 58.513(p=.000)으로 통계적으로 유의미했다. 조절변수인 레질리언스(β =.260, p<.001)는 종속변수인 행복감에 유의미한 정적(+)영향을 미치는 것으로 나타남으로 레질리언스가 높을수록 행복감이 높은 것으로 확인되었다.
조절효과를 보기 위해, 우울･불안과 레질리언스의 상호작용 변수를 투입한 모델 4에서는 설명력이 33.0%로 R2변화량이 .010으로 나타났다. 모델 4의 F변화량은 9.935(p=.002)로 통계적으로 유의미했다. 모델 4에서 우울･불안과 레질리언스의 상호작용 효과는 통계적으로 유의미한 것으로 나타났다(β =.104, p<.01). 이를 통해 가정외보호 아동의 행복감은 우울과 불안에 의해 완전히 결정되는 것이 아니며, 레질리언스라는 요인이 이 관계를 조절함을 알 수 있다.
레질리언스의 조절효과 양상을 구체적으로 살펴보기 위해서 레질리언스 수준이 낮은 집단(평균-1SD)과 중간 집단(평균), 높은 집단(평균+1SD)으로 구분하여 회귀분석 라인을 [그림 1]과 같이 제시하였다. [그림 1]에서 우울･불안이 높아질수록 행복감이 낮아짐을 볼 수 있는데, 레질리언스의 점수가 낮은 집단의 경우 높은 집단에 비해 그 기울기가 가파른 것을 볼 수 있다. 즉 레질리언스 수준이 높을수록 우울･불안이 행복감에 미치는 영향 정도가 낮아짐을 알 수 있다. 이는 레질리언스가 우울･불안이 행복감에 미치는 부적 영향을 완충함을 보여준다.
나. 가정외보호 유형별, 아동의 우울･불안이 행복감에 미치는 영향에 대한 레질리언스의 조절효과
다음에서는 양육시설, 공동생활가정, 위탁가정 등의 보호유형에 따라 우울･불안이 행복감에 미치는 영향, 레질리언스의 조절효과에 대해 살펴보았다. 위계적 회귀분석 결과는 <표 7>과 같다.
표 7
가정외보호 유형별, 아동의 우울·불안이 행복감에 미치는 영향에 대한 레질리언스의 조절효과
| 구분 | 양육시설 | 공동생활가정> | 가정위탁 | ||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 모델 1 | 모델 2 | 모델 3 | 모델 4 | 모델 1 | 모델 2 | 모델 3 | 모델 4 | 모델 1 | 모델 2 | 모델 3 | 모델 4 | ||
| b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | b(β) | ||
| 통제변수 | 성별 | -.808(-.125) | -.513(-.079)+ | -.243(-.038) | -.208(-.032) | -.862(-.137) | -.023(-.004) | -.001(.000) | .043(.007) | -1.167(-.188) | -.982(-.158)* | -.627(-.101)+ | -.650(-.105)+ |
| 연령 | .304(.106)* | .187(.065) | .199(.069) | .191(.066) | -.335(-.112) | -.160(-.053) | -.184(-.062) | -.182(-.061) | -.254(-.085) | -.206(-.069) | -.221(-.074) | -.218(-.073) | |
| 직전학기 성적에 대한 주관적 평가 | .462(.116)* | .300(.075)+ | .164(.041) | .137(.034) | .080(.021) | .075(.020) | -.146(-.038) | -.225(-.059) | 1.408(.362)*** | .892(.229)** | .544(.140)* | .548(.141) | |
| 부모자녀 관계 좋음(더미) | 1.024(.155)* | .799(.121)* | .678(.103)+ | .643(.097)+ | .806(.113) | .100(.014) | .169(.024) | -.255(-.036) | 1.395(.199)* | .578(.082) | .089(.013) | .069(.010) | |
| 부모님 없음(더미) | .981(.147)* | .734(.110)+ | .557(.083) | .528(.079) | .647(.092) | .707(.100) | .482(.068) | .001(.000) | .887(.141)+ | .465(.074) | .496(.079) | .493(.079) | |
| 독립변수 | 우울·불안 | -.407(-.436)*** | -.376(-.403)*** | -.412(-.442)*** | -.480(-.563)*** | -.411(-.482)*** | -.435(-.511)*** | -.422(-.447)*** | -.348(-.368)*** | -.336(-.355)*** | |||
| 조절변수 | 레질리언스 | .108(.223)*** | .116(.241)*** | .101(.215)* | .095(.204)* | .190(.401)*** | .197(.416)*** | ||||||
| 상호작용 | 우울·불안 × 레질리언스 | .014(.118)** | .026(.236)** | -.005(-.038) | |||||||||
| R2 | .063 | .246 | .290 | .302 | .058 | .339 | .374 | .424 | .180 | .354 | .486 | .488 | |
| Adj-R2 | .051 | .234 | .278 | .288 | .006 | .295 | .325 | .371 | .155 | .330 | .464 | .462 | |
| R2 변화량 | .063 | .183 | .044 | .012 | .058 | .281 | .035 | .049 | .180 | .174 | .132 | .001 | |
| F | 5.324*** | 21.600*** | 23.180** | 21.429*** | 1.111 | 7.688*** | 7.606*** | 8.089*** | 7.191*** | 14.879***** | 21.913*** | 19.146*** | |
+ p<.10, * p<.05, ** p<.01, ***p<.001
Reference group: 성별(남성), 부모자녀 관계(부모자녀 관계 좋지 않음)
우선, 통제변수만을 투입한 모델 1에서, 양육시설과 가정위탁에서 생활하는 아동의 경우 여자 아동보다 남자 아동의 행복감이 높았으며, 성적이 좋지 않은 경우보다는 좋은 경우에 행복감이 높았다. 또한, 부모자녀관계가 좋지 않은 경우보다 좋은 경우에 행복감이 높았다. 특히 양육시설 아동은 부모님 없음이 관계가 좋지 않은 경우보다 행복감이 통계적으로 유의미하게 높았다. 연령의 영향은 양육시설의 아동에서만 발견되었는데, 연령이 높을수록 행복감이 높았다. 공동생활가정의 경우에는 모델 1이 유의미하지 않았다.
행복감 측정 도구, 조사 참여자 특성(예, 연령)의 차이로, 성별과 행복감 간의 관계를 다른 연구와 직접 비교하는 데 무리가 있으나, 남자 아동의 행복감이 더 높게 나온 본 연구결과는 남학생(중1-고3)의 주관적 행복감이 더 높았던 박소연, 이홍직(2013)의 결과와 같다. 그리고 양육시설 아동에서 연령에 따라 행복감이 높게 나타난 것도 특이하다. 양육시설 아동의 주관적 행복감을 다룬 김선숙(2018)에 따르면, 행복감을 측정하는 모든 문항에서 연령(초5, 중1, 고1)이 높을수록 행복감이 큰 폭으로 떨어졌다. 그러나 본 연구에서는 양육시설 아동(15세 – 18세)의 경우 연령과 행복감이 정적 상관관계를 보였다.
우울･불안 변수를 추가 투입한 모델 2의 경우, 모든 보호유형에서 우울･불안은 행복감에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 우울･불안이 높을수록 행복감이 낮아졌다.
조절변수인 레질리언스를 투입한 모델 3의 경우에도 모든 보호유형에서 레질리언스는 행복감에 정적 영향을 미쳤다. 즉, 레질리언스가 높을수록 행복감이 높은 것으로 나타났다.
마지막으로 우울･불안과 레질리언스의 상호작용항을 투입한 모델 4는 양육시설과 공동생활가정의 아동에서 유의미했다. 좀 더 구체적으로 살펴보면, 양육시설 아동의 경우 우울･불안과 레질리언스의 상호작용항이 행복감에 미치는 영향을 살펴보면 β값이 .118로 p<.01 수준에서 유의미한 것으로 나타났다. 즉, 가정외보호 아동의 우울, 불안이 행복감에 미치는 영향 관계에서 레질리언스가 조절효과를 갖는 것을 알 수 있다. 이러한 조절효과를 구체적으로 파악하기 위해서 회귀분석 라인을 그린 결과는 [그림 2]와 같다. [그림 2]를 통해 양육시설 아동은 우울･불안이 높을수록 행복감이 낮아짐을 알 수 있으며, 레질리언스가 높은 집단보다 낮은 집단에서 그 기울기가 더 가파른 것을 볼 수 있다. 따라서 양육시설 아동의 경우 레질리언스가 높을수록 우울･불안이 행복감에 미치는 영향이 낮아짐을 알 수 있다.
공동생활가정 아동의 경우에도 우울･불안과 레질리언스의 상호작용항은 유의수준 p<.01 수준에서 통계적으로 유의미한 결과를 보였다(β=.236, p<.01). 즉 레질리언스는 공동생활가정 아동의 우울, 불안이 행복감에 미치는 부적(−) 영향력을 완화시킴을 알 수 있다. 회귀분석라인 [그림 3]을 통해, 레질리언스가 낮은 집단이 높은 집단에 비해 기울기가 가파른 것을 확인할 수 있다. 공동생활가정 아동의 경우, 우울･불안이 행복감에 미치는 부정적인 영향에 있어서 레질리언스가 높을수록 그 부적 영향의 수준이 작아진다는 것을 알 수 있다.
그러나, 가정위탁 보호유형에서는 레질리언스의 조절효과가 나타나지 않았다. 우울･불안과 레질리언스의 상호작용 변수를 투입한 모델 4의 F변화량이 .370(p=.544)로 p<.05에서 유의미하지 않았다. 즉 모델 4는 유의미하지 않음을 알 수 있다. 우울･불안과 레질리언스 상호작용이 유의미하지 않아, 위탁가정에서 생활하는 아동의 경우, 우울･불안이 행복감에 미치는 부적 영향을 레질리언스가 완충하지 않았다.
Ⅴ. 논의 및 결론
본 연구의 목적은 가정외보호 아동의 우울･불안이 행복감에 영향을 미치는 관계에서 레질리언스가 조절효과를 갖는지를 검증하고, 이러한 관계 양상에 대한 보호유형별 차이를 탐색적으로 확인하는 것이다. 이에 본 연구는 『2018 자립 준비 실태 및 욕구조사』자료(정선욱 외, 2019)를 활용하여 가정외보호 아동 715명의 자료를 분석하였다. 분석결과를 정리하면 다음과 같다.
첫째, 가정외보호 아동의 행복감 수준은 4점 척도를 기준으로 환산하였을 때 3.055점이었다. 이러한 결과는 같은 측정도구를 사용한 2013년 아동종합실태조사의 결과(3.03점), 2008년 아동청소년종합실태조사의 결과(3.05점)와 비교할 때 비슷한 수준이다. 한편, 본 연구와 같은 척도를 사용하여 양육시설, 공동생활가정, 가정위탁에서 보호종료한 자립지원아동(종료 후 5년 이내 아동)의 행복감을 조사한 결과(진선미, 이주연, 주보라, 2016)에서 나온 행복감 평균 2.53점 보다 높았다.
둘째, 행복감에 대한 변수들의 집단 간 평균 비교를 통해 성별, 성적, 부모자녀관계에 따라 행복감에 차이가 있었다. 여자 아동(17.80점)보다는 남자 아동의 행복감 평균(18.84점)이 높았다. 또한, 성적이 매우 우수한 아동의 행복감 평균(19.39점)이 그렇지 않은 아동(매우 미흡: 17.30점, 미흡: 18.37점, 우수: 18.75점)보다 높았으며, 성적이 우수한 아동의 행복감(18.75점)이 매우 미흡한 아동(17.30점)보다 높았고, 성적이 미흡한 아동의 행복감(18.37점)이 매우 미흡한 아동(17.30점)보다 높은 것으로 밝혀졌다. 다음으로 부모자녀관계는 관계가 좋은 아동(18.63점)이 그렇지 않은 아동(17.54점)보다 행복감 수준이 높았고 부모님이 없는 아동(모름 포함)(18.65점)의 경우 부모자녀 관계가 좋지 않은 아동(17.54점)에 비해 행복감 평균이 높았다.
셋째, 가정외보호 유형에 따라 주요 변수들 간 차이를 검증해보았을 때 우울･불안과 레질리언스에서 유의미한 차이가 나타났다. 즉, 가정위탁 아동(11.68점)이 양육시설 아동(10.88점)에 비해 우울･불안 수준이 높았으며, 양육시설 아동(39.74점)이 공동생활가정 아동(37.46점)에 비해 레질리언스 수준이 높았다.
넷째, 전체 가정외보호 아동을 대상으로 위계적 회귀분석을 하였을 때 여자 아동보다는 남자 아동의 행복감이 높은 것으로 확인되었다. 이는 남자 아동의 경우 행복감이 높게 나타난다는 선행연구의 결과(서재욱, 정윤태, 2014; 박소연, 이홍직, 2013; 김연화, 2010)와 일치한다. 또한, 성적이 높은 아동이 행복감이 더 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 아동이 지각하는 학업성적 수준이 행복감에 미치는 유의미한 영향을 보고하는 선행연구 결과와 같다(이진화, 조인경, 2018; 이청, 문혁준, 2016). 한편, 부모자녀 관계에서는 부모자녀 관계가 좋은 아동이 그렇지 않은 아동보다 행복감이 높았으며, 부모님이 있지만 관계가 좋지 않은 경우보다 부모님이 없는 경우(모름 포함)에 행복감이 높았다. 이는 부모님과의 원만하지 않은 관계가 가정외보호 아동의 행복에 대한 위험으로 작용할 수 있음을 보여주며, 부모님과의 친밀한 관계가 행복감에 정적 영향을 미친다는 연구결과(권용준, 윤현정, 2020; 정혜숙, 김영희, 2014; 이재경, 조혜정, 2012)와 일맥상통한다.
또한, 가정외보호 아동의 우울･불안은 행복감에 유의미한 부적 영향력을 가지는 것으로 확인되었으며, 레질리언스는 우울･불안과 행복감 간의 관계를 변형시키는 조절변수로서 역할을 하였다. 회귀선 그래프를 그려 이를 살펴본 결과, 레질리언스가 높은 집단의 경우 우울･불안에 따른 행복감 수준의 차이가 크지 않았지만, 레질리언스가 낮은 집단의 경우 그 차이가 큰 것이 나타났다. 따라서 레질리언스가 우울･불안과 행복감의 관계를 완충하는 조절변수로서 기능한다는 것을 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 레질리언스가 위험요인에 직면한 아동에게 보호요인으로서 작용한다는 것을 보여준 선행연구 결과(서보준, 2020; 김좌겸, 장석진, 2019; 이륜경, 신경순, 2019; 강화, 배은경, 2018; 박기령, 신동윤, 2018; 손연지, 김진숙, 2015; 신성철, 2014)와 일치하는 것이다.
다섯째, 가정외보호 유형별로 위계적 회귀분석을 실시한 결과, 아동양육시설과 가정위탁의 경우, 남자 아동의 행복감이 더 높았으며, 성적이 좋을수록 행복감이 높았다. 부모자녀관계가 좋지 않은 경우보다 좋은 경우에 행복감이 높았다. 덧붙여 양육시설에서 연령이 높을수록 행복감이 높았으며, 부모자녀관계가 좋지 않은 경우보다 부모님이 없는 경우(모름 포함)에 행복감이 더 높은 것으로 나타났다. 공동생활가정의 경우, 성별, 연령, 성적, 부모자녀관계는 행복감에 영향을 미치지 않았다.
한편 양육시설, 공동생활가정, 가정위탁 유형 모두에서 아동의 우울･불안은 행복감에 대해 통계적으로 유의미한 부적 영향이 있었으며, 레질리언스는 행복감에 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 우울･불안과 레질리언스의 상호작용항은 양육시설, 공동생활가정 유형에서만 유의미한 영향이 있는 것으로 나타나, 두 보호유형에서 레질리언스의 조절효과가 있음을 확인하였다. 즉, 양육시설과 공동생활가정 모두에서 레질리언스가 높은 집단보다 낮은 집단의 경우 우울･불안 수준이 높아짐에 따라 행복감 수준이 더 급격하게 낮아지는 것으로 나타났다.
이러한 분석결과를 바탕으로 한 논의 내용은 다음과 같다.
첫째, 가정외보호 아동의 행복감 증진에 더 많은 주의를 기울여야 한다. 본 연구에 참여한 가정외보호 아동의 행복감 수준은 2008년, 2013년 아동종합실태조사와 비교할 때 비슷한 수준이었다. 이는 가정외보호 아동의 행복감도 모든 아동의 행복감 증진을 위한 노력 속에서 함께 고려될 여지가 있음을 보여준다. 그러나, 행복감 척도를 달리하여 조사한 2018년 아동종합실태조사의 경우, 빈곤 여부, 소득수준, 가구 형태에 따른 아동의 환경조건과 발달결과의 차이, 격차가 전반적인 삶의 만족도, 건강, 발달, 관계, 양육, 안전 및 위험 행동, 여가 및 활동 전반에서도 일관되게 발견되었다(류정희 외, 2019). 즉, 아동이 처한 상황의 차이(격차)가 행복감 등의 차이와 관련된다. 이것은 모든 아동의 행복감 증진을 위한 노력에 덧붙여, 취약집단 아동들의 전반적 삶의 질을 개선할 수 있는 적극적 방안이 마련되어야 함(류정희 외, 2019)을 의미한다. 또한, 본 연구와 같은 척도를 사용하여 양육시설, 공동생활가정, 가정위탁에서 보호 종료한 자립지원아동의 행복감은 보호 중 아동의 행복감 점수보다 낮았는데, 이러한 결과도 가정외보호 아동의 행복 증진을 위해 더욱 특별한 노력이 필요함을 시사한다.
둘째, 전체 가정외보호 아동을 대상으로 분석했을 때와 가정외보호 유형별로 나눠서 분석했을 때 모두 우울･불안이 행복감에 부정적 영향을 미치는 것으로 확인되었기 때문에 이와 관련된 서비스 제공을 확대하는 것이 필요하다. 아동기의 우울･불안은 가출, 비행, 자살 등의 문제와도 높은 관련이 있으며, 신체 증상, 주의집중문제 등의 다양한 어려움으로 나타날 수 있다(김현주, 2017; 한지현, 이진숙, 2007). 따라서 조기발견 및 치료가 매우 중요하다. 현재 정부도 이러한 점을 고려하여 가정외보호 아동의 심리･정서적 어려움과 관련한 지원을 하고 있다. 양육시설, 공동생활가정에서 생활하는 아동을 대상으로 한 ‘아동치료･재활지원 사업’(2012년 시작)과 과잉행동장애, 정서불안장애 등으로 상담, 치료가 필요한 가정위탁 아동에 대한 심리정서치료비, 검사비 지원 사업(2010년 시작)을 시행 중이다. ‘아동치료･재활지원 사업’ 에 참여한 아동은 2019년 기준으로 870명이다(한국아동복지협회 홈페이지, 접속일자: 2021년 1월 22일), 가정위탁아동으로 심리정서치료비의 지원을 받은 아동의 규모는 전체적으로 파악되지 않았는데, 서울시가정위탁지원센터가 홈페이지에 공고한 2021년도 예산서에 따르면, 심리검사는 4명, 심리치료비는 3명(1년 심리치료 기준)의 예산이 책정되어 있었다(서울시가정위탁지원센터 홈페이지, 접속일자: 2021년 1월30일). 가정위탁의 경우, 시도, 시군구 지자체 예산 범위 내에서 지원 규모가 결정되는 상황을 고려할 때, 심리정서치료비 지원을 받는 아동의 수는 많지 않을 것이다. 향후, 보호대상아동에 대한 개별보호관리계획을 세워 보호조치를 정하는 단계에서, 그리고 보호조치 이후의 양육상황점검 단계에서, 우울･불안과 같은 정서적 어려움을 가진 아동에 대한 “필요”에 기반한 충분한 서비스 지원이 이루어져야 할 것이다. 특히, 학대로 보호조치되는 보호대상아동의 수가 증가하는 상황을 볼 때, 우울･불안 등에 대한 심리정서적 지원이 개별적, 체계적, 지속적으로 강화되어야 할 것이다.
셋째, 가정외보호 아동의 높은 레질리언스는 우울･불안이 행복감에 미치는 부적 영향을 완화시키기 때문에 레질리언스 향상을 위한 노력이 필요하다. 우선 가장 바탕이 되어야 할 것은 아동을 역량을 가진 존재로서 바라보는 관점을 갖는 것이다(천정웅 외, 2009). 이는 아동을 자신의 삶에 능동적으로 참여하여 잠재력을 발휘할 수 있는 존재로서 바라보는 것을 의미한다(황옥경 외, 2018). 보호대상아동을 가능성과 역량을 가진 존재를 믿고 실천하기 위해서는 관련 종사자 대상 강점 관점 실천 및 관련 교육이 강화되어야 한다. 다음으로 다양한 프로그램을 활용하여 레질리언스 향상을 위해 노력해야 한다. 일반적으로 아동･청소년의 레질리언스를 증진하기 위해서는 단기적 개입이 아닌 장기적 개입이 필요하며, 전문가 중심의 실천이 아니라 아동･청소년이 스스로 중심이 되어 참여하는 것, 각자의 독특한 상황과 발달과정을 고려한 프로그램 기획이 중요하다(박기령, 신동윤, 2018). 이러한 점을 고려할 때 가정외보호 아동의 레질리언스를 증진을 위해서도 지속적인 개입 및 지원책을 마련하는 것이 중요하다. 또한, 프로그램 운영과 관련하여 전문가의 의견으로만 구성된 프로그램을 단순히 제공하고 끝나는 것이 아니라, 당사자인 아동의 의견을 반영한 프로그램 운영을 더욱 강조할 필요가 있다. 이를 통해 아동의 프로그램 참여도를 높일 수 있을 뿐만 아니라 과정을 통한 성장도 기대할 수 있다. 현재 레질리언스 증진을 위한 프로그램에는 스포츠 활동, 웃음치료, 미술치료 등이 활용되고 있는데(최아린 외, 2020; 이도영 외, 2015; 유상진 외, 2013), 이에 덧붙여, 프로그램 내용에서는 가정외보호 아동의 레질리언스 영향 요인으로 밝혀진 학업능력, 자아존중감, 자기효능감, 친구 지지, 사회적 지지(이상정, 김지민, 2020; 김형태, 2012) 등이 고려되어야 할 것이다. 또한, 가정외보호의 보호유형에 따라 실제 차이는 있지만, 가족 같은 환경의 제공을 강조한다. 그러기에 가족 레질리언스 증진을 위한 여러 제안도 참고할 여지가 있다(김명수 외, 2014; 최정숙, 2007). 역경에 대한 의미부여, 긍정적 시각, 가정외보호 양육자와 아동 상호 간의 사랑, 감사, 존중 같은 긍정적 감정의 개방적 표현 등도 레질리언스에 도움이 될 것이다.
넷째, 각각의 보호유형의 특성에 대한 정확한 파악이 필요하다. 본 연구에서 유형별로 행복감에 영향을 미치는 요인들의 차이가 나타났다. 레질리언스의 조절효과도 양육시설 및 공동생활가정에서는 나타났지만, 가정위탁에서는 나타나지 않았다. 특히, 가정위탁 보호대상아동의 우울･불안이 다른 보호유형에 비해서 높았고, 레질리언스의 조절효과는 나타나지 않았다. 가정위탁이 여타 보호유형과 다른 결과를 보인 것에 대한 기존의 해석은 가정과 유사한 환경으로서 가정위탁이 갖는 장점들이 유의미한 발달 산물로 이어지지 않은 것에 주목하여 이루어졌다. 이를테면, 가정위탁이 대리양육, 친인척위탁, 일반가정위탁 등으로 다양하다는 것(장혜진 외, 2014; 강현주, 강현아, 2019), 대리양육과 친인척위탁에 대한 사례관리가 어렵다는 것(이상정 외, 2017) 등의 해석이다. 이후 연구에서는 보호유형별 차이에 대한 지속적 검증에 덧붙여, 같은 보호유형 내에서도 보호 아동의 특징, 보호 환경 등에서 다양한 편차가 있음을 고려하여, 보호유형별 세부적 차이에 주목한 비교 연구가 필요하겠다.
다섯째, 전체 가정외보호 아동을 대상으로 하였을 때와 양육시설, 가정위탁 아동을 대상으로 하였을 때 행복감에 유의미한 영향을 주는 것으로 밝혀진 부모자녀관계에 주목할 필요가 있다. 특히, 양육시설 아동을 대상으로 하였을 때 부모자녀관계가 좋지 않은 경우가 부모님이 계시지 않거나 부모님에 대해 모르는 경우보다 행복감이 낮은 것으로 나타났는데, 이는 부모자녀 관계의 질이 매우 중요함을 시사한다. 즉 부정적인 지지체계는 지지체계가 부족하거나 없는 경우보다 좋지 않은 영향을 줄 수 있음을 보여주는 것이다. 이러한 결과를 볼 때 우선 아동과 부모의 관계가 개선되고 좋은 방향으로 유지될 수 있도록 지원해야 한다. 현재 아동복지법 제4조 제3항에서는 원가정 보호 원칙을 명시하고 있는데, 이러한 원칙에서도 원가정(부모)과의 관계를 회복, 유지하도록 지원하는 것이 중요함을 알 수 있다. 그러나 모든 아동의 상황이 원가정 복귀에 적합한 것은 아니다. 부모님이 없거나 심한 학대를 당한 아동의 경우 등에는 부모와 아동의 관계를 개선한다는 것이 현실적으로 불가능하거나 어려울 수 있다. 따라서 이런 경우에는 최대한 가정과 유사한 환경에서 대리양육자 등과 회복적･긍정적 지지체계를 형성할 수 있도록 지원해야 할 것이다. 친부모가 아니더라도 대리양육자 등과 같은 주변 사람과의 긍정적 관계를 유지하는 것은 아동의 행복과 건강한 삶에 있어서 중요하다(조수민 외, 2015; 정선욱, 2002). 따라서 아동의 상황에 따라 부모와의 관계 회복을 위한 지원이 가능한 경우에는 이에 집중하고, 그렇지 못한 경우에는 다른 긍정적 지지체계를 확립하기 위한 지원을 강화해야 할 것이다. 이러한 과정에서 무엇보다 아동의 상황을 개별적으로 신중하게 고려하며, 아동 중심에서 이들의 건강한 성장을 돕는 방안을 고민하는 것이 중요하다.
본 연구는 가정외보호 아동의 레질리언스를 다룬 연구가 제한된 상황에서 보호요인으로서의 레질리언스에 주목하여, 우울･불안과 행복감의 관계에서 레질리언스의 조절효과를 발견하였다. 또한, 레질리언스 조절효과가 가정외보호 유형에 따라 다름을 확인하였다.
이러한 성과에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 한계를 갖는다. 첫째, 본 연구는 2차 데이터를 사용하여 분석하였기 때문에, 변수 선정에서 제한이 있었다. 특히, 행복감에 영향을 미치는 다양한 위험요인과 보호요인을 충분히 고려하지 못했다. 따라서 후속연구에서는 가정외보호 아동의 행복감에 영향을 미치는 다양한 위험요인 및 보호요인이 다뤄져야 할 것이다. 둘째, 본 연구는 횡단적 자료를 사용하여, 변수 간 인과관계를 유추하는 데 제한이 있었다. 향후 가정외보호 아동의 행복감과 관련된 종단연구를 통해 이를 보완할 필요가 있다. 셋째, 가정외보호 아동의 우울･불안, 행복감 관계에서 레질리언스가 갖는 보호요인으로서의 기능이 이후 이론적･경험적으로 더 보완될 필요가 있다. 넷째, 보호유형별 차이 연구에서 양육시설 아동(425명)이 다른 보호유형의 아동(공동생활가정 아동 120명, 가정위탁 아동 170명)보다 많아 그룹 간 표본 수에 차이가 있다는 한계가 있다. 다섯째, 본 연구에서는 가정위탁의 세부 유형을 고려하지 않았는데, 후속연구에서는 사례 수의 제한을 극복하여 대리양육/친인척위탁과 일반가정위탁을 구분함으로써 위탁보호의 다양성을 반영한 연구가 필요하다. 마지막으로 본 연구에서는 보호유형별로 행복감, 우울･불안, 레질리언스 관계에서 차이가 있었는데 양적 자료만으로는 이러한 차이에 대한 심층적 이해가 부족했다. 측정도구상의 제한된 문항으로는 담기 어려운 행복감, 우울･불안 등의 개별적이고 주관적인 측면을 다룬 질적 연구, 보호유형 간 차이를 발생시킨 맥락, 보호 상황에서 경험하는 다양한 관계에 관한 질적 연구를 통해, 가정외보호 아동의 행복감에 대한 보다 역동적 이해를 높일 필요가 있다.
Notes
이봉주 외(2019)에서 삶의 질은 건강, 주관적 행복감, 관계, 물질적 상황, 위험과 안전, 교육, 주거환경, 바람직한 인성 등 8가지 영역의 46개 지표를 통해 다차원적으로 측정되었다.
References
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서울시가정위탁지원센터. (2021. 01. 07.). [예산] 2021년 세입세출예산 공고. http://www.seoul-foster.or. kr/bbs/notice_view.asp?num=383&GoTopage=1,에서 2021. 1. 30. 인출.
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