부모의 아동기 학대경험과 양육스트레스가 자녀 학대와 자녀 우울에 미치는 영향: 아동의 사회적 지지 인식에 따른 완충효과
Effects of Parental Experiences of Childhood Abuse and Parenting Stress on Offspring Abuse and Depression: The Buffering Role of Children’s Social Support
Lee, Juyeon1; Choi, Eunyoung2*
보건사회연구, Vol.42, No.1, pp.125-145, 31 March 2022
https://doi.org/10.15709/hswr.2022.42.1.125
알기 쉬운 요약
- 이 연구는 왜 했을까?
- 어린 시절 학대경험이 있는 부모가 자신의 자녀를 학대하거나 우울하게 할 위험을 낮추고 자녀를 보호할 수 있는 방법은 무엇이 있을까? 우리는 이 질문을 가지고 연구를 시작했다. 학대가 부모세대와 자녀세대에 어떠한 영향을 미치는지 알아보고, 자녀세대의 사회적 지지가 우울을 낮추는 데 긍정적인 영향을 미치는지를 살펴보았다.
- 새롭게 밝혀진 내용은?
- 우리나라 부모의 절반 이상이 어린 시절에 학대를 경험하였다. 부모가 어린 시절에 학대받을수록 자녀 양육에 스트레스가 컸고, 자녀학대도 늘었을 뿐 아니라 자녀가 더 우울하였다. 흥미로운 것은 이러한 학대의 부정적 영향은 자녀가 사회적 지지를 충분히 받지 못할 때 더욱 크게 나타났으며, 사회적 지지를 많이 받을 때 감소하는 양상이었다.
- 앞으로 무엇을 해야 하나?
- 따라서 이미 발생한 부모세대의 어린 시절 학대경험으로부터 오는 부정적 영향을 줄이기 위하여 부모의 양육스트레스를 낮출 수 있도록 도움을 줄 필요가 있으며, 자녀세대의 사회적 지지를 충분히 높여서 학대의 부정적 영향과 우울을 완화할 수 있도록 해야 할 것이다. 이러한 노력은 지금의 자녀세대가 자라서 성인이 되었을 때, 미래의 자녀학대를 예방하는 데에도 기여할 수 있을 것이다.
Abstract
This study aimed to analyze effects of parental experiences of childhood abuse and parental stress on offspring abuse and depression, as well as to examine the role of social support in relation to the offspring abuse and child’s depression. The data used in this study was selected from 2018 Childhood Life Experiences Survey, with a sample of 1,515 parent-child dyads. Descriptive, structural equation model and multi-group structural equation model analyses were conducted to evaluate research questions.
The results showed that parental experiences of childhood abuse had statistically significant direct effects on parental stress and offspring abuse, parental stress itself had statistically significant direct effects to offspring abuse and depression, and finally child’s current experience of abuse had statistically significant direct effect on their depression. The direct effects of parental experiences of childhood abuse and parental stress on offspring abuse and child’s depression were moderated by the offspring’s perception of social support. For the offspring with the low- and the medium-level of social support, the child abuse had a significant direct effect on depression, whereas for those with the high-level of social support it had no significant effect on the depression. Moreover, for children with low-level of social support, the effects of parental stress on offspring abuse and child’s depression were much stronger than those with medium- or high-level of social support.
The findings suggest that the child abuse can transmit through generations and have an adverse influence on depression in offspring in Korea, as has been confirmed in many other countries, which informs the validity of the social learning theory and family systems theory too. There is a need for family-centered and social interventions to break the cycle of abuse and to reduce depression in abused children.
초록
본 연구는 부모의 아동기 학대경험, 양육스트레스가 현재의 자녀 학대와 자녀 우울에 미치는 영향을 확인하고, 이러한 영향이 아동의 사회적 지지에 따른 집단별로 어떠한 차이가 있는지 살펴봄으로써 가족 내 학대의 세대 간 연속성을 약화시키고 학대피해아동의 심리정서적 건강을 도모하기 위한 개입의 근거자료를 제공하고자 하였다. 한국보건사회연구원의 2018년도 ‘아동기 생애경험 실태조사’ 자료를 활용하여 기술통계분석, 측정모형ㆍ구조모형분석, 매개효과분석, 다중집단분석 등을 수행하였다.
연구 결과 연구 대상 부모의 절반 이상이 아동기에 학대 피해를 경험한 것으로 나타났으며, 부모의 아동기 학대경험, 양육스트레스, 자녀 학대피해, 자녀 우울 간에 직간접적으로 유의한 영향관계가 나타났다. 부모의 아동기 학대경험과 양육스트레스는 자녀 학대와 자녀 우울에 위험요인으로 그 영향은 아동이 인지한 사회적 지지에 따른 집단별로 차이가 있었으며, 자녀의 학대피해가 자녀 우울에 미치는 영향은 특히 사회적 지지가 중간 이하인 집단에서 유의하게 나타났다. 이러한 결과에 기반하여 아동학대와 아동 우울의 위험요인을 완화하기 위한 가족 중심의 개입과 보호요인 강화를 위한 사회적 지지체계 강화 등의 개입 필요성을 제시하였다.
Ⅰ. 서론
국내 아동학대 사례 건수는 2015년 11,715건에서 2019년 30,045건으로 최근 4년 만에 2배 이상 급격히 증가하였다(보건복지부, 2020). 이러한 증가추세에 대응하고자 정부는 아동권리보장원을 설치하고 지방자치단체에 아동학대 전담공무원 배치하여 아동보호체계를 공공화해왔다(관계부처합동, 2019). 그럼에도 2020년 천안 아동학대 사망사건, 창녕 아동학대 사건, 16개월 입양아 학대사망 사건 등 사회적으로 충격을 안겨 준 심각한 사건들이 잇달아 발생하는 등 아동보호체계가 제대로 작동하지 못하였음을 보여주었다(최예린, 하어영, 장철규, 2020. 9. 12.; 김치연, 2021. 1. 7.). 뿐만 아니라 코로나19 발생 이후, 보육기관의 등원이 어려워지고 학교의 원격수업이 장기화되어 아동들이 집에 머무는 시간이 길어지게 되면서, 이전보다 부모의 가사노동 및 자녀돌봄시간, 양육스트레스의 수준은 높아지고 사회적으로는 고립되어(김선숙, 김세원, 박호준, 김성희, 문영은, 2021; 이봉주, 장희선, 2021), 학대의 발견이 쉽지 않은 상황이다.
아동학대를 예방하고 피해를 줄이기 위하여 이제까지 많은 연구들이 관련된 요인들을 규명하고, 학대피해로 인하여 아동이 갖게 되는 부정적 결과들을 다루어 왔다(Cicchetti & Toth, 2005; 김평화, 윤혜미, 2013; 백종림, 정익중, 2013; 박기원, 2014; 배화옥, 2010; 박재연, 2010). 그중 우울은 아동의 대표적 내재화 문제행동 중 하나로 아동학대 피해 경험은 우울 수준을 높이며(김현진, 최려나, 노충래, 2021; 이봉주, 김세원, 2014; 정익중, 이지언, 2012; 안혜진 2016; Çelik & Odacı, 2020; Infurna, Reichl, Parzer, Schimmenti, Bifulco & Kaess, 2016), 우울에 지속적으로 유의한 영향을 주는 것으로 알려져 있다(김세원, 2015; 성준모, 2016; Nanni, Uher & Danese, 2012). 통상 우울은 부모로부터 받는 유전적 영향이 크다고 알려져 있으나 학대와 같은 심각한 스트레스 사건은 유전적 요인만큼 우울에 큰 영향을 줄 수 있다고 보고되기도 하였다(Kendler et al., 2010). 아동기의 우울은 학업성취나 학교적응에도 부정적 영향을 줄 뿐 아니라 청소년기 자살생각, 성인기의 우울, 자살 등 정신건강 문제와도 이어지기 때문에 중요하게 다루어져야 할 문제이다(나은숙, 정익중, 2007; 안혜진, 2016; 홍세희, 정송, 노언경, 2016).
학대의 위험요인에 대한 연구들 중 부모의 아동기 학대피해경험은 자녀학대와 자녀의 우울을 증가시키는 것으로 알려져 있다(Enlow, Englund & Egeland, 2018; Roberts, Chen, Slopen, McLaughlin, Koenen & Austin, 2015). 그러나 아동기 학대피해경험이 있는 부모 중에 자녀를 학대하지 않는 경우도 많으며, 아동기 학대피해경험이 없이 자녀를 학대하는 경우도 있으므로(Thornberry, Knight & Lovegrove, 2012), 학대의 세대 간 전이의 작용방식을 파악하기 위하여 자녀학대에 기여하는 다른 요인들과 함께 연구될 필요성이 제기되어 왔다(Shelbe & Geiger, 2017, p.62). 본 연구는 아동학대의 세대 간 전이와 관련된 다양한 요인들 중 부모의 양육스트레스와 아동의 사회적 지지에 주목하고자 하였다. 부모의 양육스트레스는 자녀학대 위험요인이자 학대의 세대 간 전이의 매개요인으로 알려져 있으며(Pereira, Vickers, Atkinson, Gonzalez, Wekerle & Levitan, 2012; Niu, Liu & Wang, 2018), 사회적 지지는 학대의 세대 간 전이의 부정적 영향력을 완화할 뿐 아니라 학대와 같은 스트레스 상황에서 우울을 낮추는 데에 기여하는 주요 보호요인으로 알려져 있기 때문이다(Salazar, Keller & Courtney, 2011; Cohen & Wills, 1985; Pepin & Banyard, 2006; 주소희, 2019).
국외 연구에서는 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대를 매개하여 자녀의 우울을 악화시키며, 학대의 세대 간 전이가 부모의 스트레스를 매개하여 자녀우울에 부정적 영향을 준다는 결과가 밝혀진 바 있다(Enlow, Englund & Egeland, 2018; Negriff, Molina & Hackman, 2020; Roberts, Chen, Slopen, McLaughlin, Koenen & Austin, 2015; Warmingham, Rogosch & Cicchetti, 2020). 그러나 국내 선행연구들은 학대의 세대 간 전이를 한 축으로(이선화, 이주희, 2020; 김재엽, 류원정, 오세헌, 이현, 2014; 김재엽, 류원정, 김준범, 2016; 류정희, 이주연, 정익중, 송아영, 이미진, 2017), 자녀학대가 현 아동세대에 미치는 부정적 영향을 다른 축으로 하여(김평화, 윤혜미, 2013; 백종림, 정익중, 2013; 박기원, 2014; 배화옥, 2010; 박재연, 2010) 각기 분리된 연구를 수행해 왔으며, 이 두 영역을 하나로 아우르는 연구는 거의 없다. 류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상(2018)에서 부모의 아동기 부정적 경험(학대경험 포함)이 현재의 자녀학대를 증가시키며 자녀의 또래폭력과 비행 위험을 높인다는 분석을 한 바 있으나, 자녀의 우울과 같은 내재화 문제에 대해서는 분석이 이루어지지 않았다.
본 연구에서는 부모의 아동기 학대 경험이 자녀학대와 자녀 우울에 미치는 영향을 부모의 양육스트레스가 매개하는지 그리고 이러한 구조적 관계가 아동이 인지한 사회적 지지에 따른 집단별로 차이가 있는지 살펴보고자 한다. 이는 지금까지의 국내 선행연구들이 학대의 세대 간 전이와 자녀학대가 자녀의 우울에 미치는 영향을 구분하여 단편적으로 살펴본 데에서 한발 더 나아가, 한 연구 안에서 종합적으로 살펴볼 뿐 아니라 이러한 영향에 부모의 양육스트레스와 아동이 인지한 사회적 지지의 역할을 설명하는 데까지 연구의 범위를 확장하고자 한다. 이는 아동학대의 가해자 중 부모의 비율이 가장 높고(보건복지부, 2020, 학대피해아동의 원가정 보호를 원칙(「아동복지법」 제4조3항)으로 하고 있는 우리나라에서 아동학대의 장단기적 결과와 관련된 부모요인과 학대피해를 줄일 수 있는 아동요인 그리고 학대의 결과 간의 연관성을 확인할 수 있는 분석틀이 될 수 있다. 장기적으로는 학대피해아동을 보호하고 지원하는 데 필요한 요소들을 판단하고, 학대의 세대 간 연속성을 감소시키는 데 필요한 개입의 근거자료를 제공할 수 있을 것으로 기대한다. 연구모형은 아래 [그림 1]과 같다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대와 자녀우울에 미치는 영향
부모의 아동기 학대경험은 자녀학대와 자녀의 우울에 부정적인 영향을 주는 것으로 알려져 있다. 아동기 학대 피해 경험이 있는 성인의 자녀학대는 폭력의 순환(cycle of violence) 혹은 학대의 세대 간 전이(intergenerational transmission of abuse)로 일컬어지는데, 이는 아동학대의 피해자가 성인이 된 후 다음 세대의 가해자로 자녀를 학대하는 현상을 말한다(류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상, 2018). 사회학습이론은 이러한 현상을 뒷받침하는 이론으로 학대 피해 아동이 가해자의 폭력적 행동 양식을 학습하게 되며, 학습된 폭력적 행동 양식은 아동이 성장한 후 자신의 자녀에 대한 폭력적 가해행위로 발현된다고 설명한다(Bandura, 1971).
실증연구에서도 부모의 아동기 학대경험은 자녀학대의 확률을 높인다는 결과가 축적되어 왔다. Bartlett, Kotake, Fauth & Easterbrooks(2017)는 종단연구에서 자녀를 학대한 어머니들이 학대하지 않은 어머니들에 비하여 아동기 학대 피해 경험이 1.5배 더 높았다고 하였으며, 아동학대기관 데이터를 활용한 Widom, Czaja & DuMont(2015)의 연구에서도 아동기에 학대 피해 경험이 있는 부모가 그렇지 않은 부모보다 유의하게 더 자신의 자녀를 학대한다고 보고된 바 있다. 국내 연구에서도 아동기 학대 경험은 자녀를 학대하는 데 주요 요인으로 파악되었는데, 이선화, 이주희(2020)는 아동기 학대경험이 있는 어머니들을 대상으로 한 질적 연구에서 아동기에 자신을 학대하던 부모와 같은 방식으로 자신의 자녀들을 학대하는 학대의 세대 간 전이 양상을 보고하였다. 김재엽, 류원정, 오세헌, 이현(2014)과 김재엽, 류원정, 김준범(2016)은 아동기에 학대 경험이 있는 어머니들이 학대 경험이 없는 어머니에 비하여 자녀학대 가능성이 유의미하게 높다고 하였다. 아동기 학대피해경험이 있는 부모는 직접적으로 자녀를 학대하기도 하지만 배우자가 자녀를 학대할 위험 또한 증가시키는 것으로 알려져 있어(Madigan et al., 2019), 학대 가해부모뿐 아니라 가해하지 않은 부모의 아동기 학대피해경험 또한 주요하게 다루어야 할 필요가 있다.
자녀학대로 인한 다양한 부정적 영향 중 자녀의 우울은 아동의 대표적 내재화 문제행동 중 하나이다. 우울은 지속적으로 느껴지는 슬픔, 활동에 대한 흥미나 즐거움의 저하 등의 인식이 죄의식, 자살생각, 수면이나 식욕 저하 혹은 증가, 피로감 등의 생리적 현상과 연관되어 나타난다(Maughan, Collishaw & Stringaris, 2013). 제16차 청소년 건강 행태조사 결과(교육부, 보건복지부, 질병관리청, 2020) 우리나라 청소년의 우울감 경험률은 25.2%로 나타났으며, 학교급이 높을수록 그리고 여성일수록 우울감을 높게 경험하는 것으로 나타났다. 특히 아동ㆍ청소년기 우울은 성인기까지 지속될 가능성이 높으며(Pine, Cohen, Cohen & Brook, 1999), 유전적인 요인뿐 아니라 환경적 요인 특히 최근 경험한 스트레스 사건은 우울증에 주요한 영향을 미친다고 알려져 있다(Kendler et al., 2010). 다수의 선행연구에서 자녀학대는 자녀의 우울을 심화시키고(Çelik & Odacı, 2020; 김현진, 최려나, 노충래, 2021; 이봉주, 김세원, 2014; 정익중, 이지언, 2012; 안혜진 2016), 지속적으로 우울을 심화시키는 데에 영향을 준다고(Nanni, Uher & Danese, 2012; 성준모, 2016; 김세원, 2015)고 보고되어 왔다.
자녀학대가 자녀의 우울에 어떠한 방식으로 영향을 주는지에 대하여 Bradley et al.(2008)과 Weder et al.(2014)은 자녀의 우울과 관련된 신체적 특성에 영향을 주어 우울의 만성화에 기여한다고 보았다. 연구 결과에 따르면 자녀의 학대피해는 호르몬인자에 영향을 주거나(Bradley et al., 2008), 우울예측 유전자를 메틸화(methylation)시켜 우울할 확률을 높인다고 하였다(Weder et al., 2014). 이미 유전적으로 우울의 소인이 있는 경우에도 학대피해 등의 부정적 자극은 우울할 확률을 증폭시킬 수 있다고 보고된 바 있다(Kendler et al., 2010). 따라서 학대피해는 우울의 촉발이나 악화, 혹은 만성화에 영향을 주는 주요 요인이라고 볼 수 있다.
부모의 아동기 학대경험이 자녀학대와 자녀우울에 미치는 영향에 대한 연구 경향은 학대의 세대 간 전이에 대한 연구와 자녀의 현재 학대경험이 발달 결과에 미치는 영향에 대한 연구로 구분되어 따로따로 진행되어왔다. 그러나 최근에 이르러 이 두 영역을 아우르는, 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대를 매개로 자녀의 발달 결과에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 연구가 국외에서 이루어지고 있다. 대부분의 연구에서는 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대를 매개로 하여 자녀의 우울을 포함한 정서적 문제에 미치는 영향을 유의하게 보고하였다(Enlow, Englund & Egeland, 2018; Negriff, Molina & Hackman, 2020; Roberts, Chen, Slopen, McLaughlin, Koenen & Austin, 2015).
Enlow, Englund & Egeland(2018)는 출생 후 64개월까지의 기간 동안 수집된 187건의 모-자녀 쌍체자료를 활용하여 어머니의 아동기 학대경험이 자녀학대, 어머니의 스트레스 사건경험, 어머니의 사회적 지지 등을 매개로 자녀의 정신건강에 어떠한 영향을 미치는지 연구하였다. 연구 결과 어머니의 아동기 학대경험은 산후 24개월 이전의 자녀학대와 스트레스 사건경험에 정적인 유의한 영향을 주었고, 산후 24개월 이후의 자녀학대를 매개로 아동의 7세 시점의 정서행동문제를 높이는 것으로 나타났다(Enlow, Englund & Egeland, 2018). Negriff, Molina & Hackman(2020)은 부모의 아동기 학대경험이 부모의 성인기 심리정서적 스트레스 사건경험을 매개하여 자녀의 학대피해와 자녀의 내재화와 외현화 문제, 특히 우울에 유의한 영향을 준다고 하였다. 또한 Roberts, Chen, Slopen, McLaughlin, Koenen & Austin(2015)은 21년간 축적된 종단자료를 활용한 연구 결과, 어머니의 아동기 학대 피해 수준이 높을수록 현재 자녀학대 위험이 증가하고, 자녀의 학대 피해경험은 자녀의 우울 위험률을 30.3% 증가시킨다는 것을 밝혔다. Warmingham, Rogosch & Cicchetti (2020)는 부모의 아동기 학대경험이 자녀의 정서문제를 악화시키는 데에 있어 부모의 우울보다는 자녀학대가 매개한다고 하였다.
2. 자녀학대와 자녀우울의 위험요인으로 부모의 양육스트레스
Abidin(1995)에 따르면 양육스트레스는 부모가 자녀 또는 자녀와의 관계로부터 인지하게 된 부모의 역할과 실제 역할 수행에 필요한 자원 간의 차이에서 생기는 어려움을 일컫는다. 선행연구는 부모의 아동기 학대 피해경험이 부모의 양육스트레스를 높인다고 하였다(Ammerman, Shenk, Teeters, Noll, Putnam & Van Ginkel, 2013; Steele et al., 2016; 류정희, 이주연, 정익중, 송아영, 이미진, 2017). Ammerman, Shenk, Teeters, Noll, Putnam & Van Ginkel(2013)은 어머니의 아동기 트라우마 경험이 양육스트레스를 유의하게 높인다고 하였으며, Steele et al.(2016)과 류정희, 이주연, 정익중, 송아영, 이미진(2017)은 아동기 부정적 경험이 많은 어머니일수록 양육스트레스가 유의하게 높다고 하였다. Rodriguez (2011)는 아동기 학대경험이 부모-자녀 관계에 어려움이 있을 때 자녀의 탓으로 귀인하게 되어, 양육스트레스가 높아지고 자녀학대의 위험도 증가시킨다고 보고하였다.
부모의 양육스트레스와 자녀학대에 주는 영향에 대하여 Crouch & Behl(2001)과 Schaeffer, Alexander, Bethke & Kretz(2005) 등은 부모의 양육스트레스가 자녀학대의 가해확률을 높인다고 하였다. 국내에서도 양육스트레스가 비교적 높은 집단들을 ―영유아 부모(이재희, 김은영, 2019), 다문화 가정(이재경, 박명숙, 2014), 장애아동의 부모(김현주, 2014)―대상으로 한 연구에서, 양육스트레스는 자녀학대에 영향을 주는 유의한 요인이었다. 이는 학대가해 부모의 경우 양육스트레스 수준이 높을 뿐 아니라, 스트레스 상황에서 폭력적으로 반응하기 쉬운 특성이 있으며(Justice, Calvert & Justice, 1985), 높은 수준의 스트레스에 대한 대처가 미흡하기 때문인 것으로 보인다(Liu & Wang, 2015).
뿐만 아니라 부모의 양육스트레스는 학대의 세대 간 전이에서 매개역할을 하는 것으로 보고되어 왔다(Pereira, Vickers, Atkinson, Gonzales, Wekerle & Levitan, 2012; Niu, Liu & Wang, 2018). Pereira, Vickers, Atkinson, Gonzales, Wekerle & Levitan(2012)은 아동기에 학대와 방임 피해를 경험한 어머니를 대상으로 한 연구에서 양육스트레스가 학대의 세대 간 전이를 매개한다고 보고하였다. 또한 Niu, Liu & Wang(2018)의 연구에서는 부모 모두에게 있어서 양육스트레스가 높을수록 학대의 세대 간 전이가 발생하였으며, 부보다는 모에게 있어서 양육스트레스의 영향이 더 큰 것으로 나타났다.
양육스트레스는 일상에서 매우 빈번하게 경험되기 때문에 중요한 스트레스 사건경험 못지않게 부모와 자녀 모두에게 부정적 영향을 줄 수 있다(윤영현, 문혁준, 2008). 특히 부모의 양육스트레스는 자녀의 우울과 같은 직접적으로 부정적 영향을 주는 것으로 나타났다(Rodriguez, 2011; Costa, Weems, Pellerin & Dalton, 2006; 하민경, 2020). 선행연구에서는 부모의 양육스트레스가 자녀의 인지적 특성 중 부적응적 귀인방식(Rodriguez, 2011)과 양육자-아동 간 부정적 의사소통(홍순혜, 이숙영, 2009)을 높여서 자녀의 우울을 악화시키는 것으로 보고하였다.
3. 학대의 부정적 결과에 대한 보호요인으로 아동이 인지한 사회적 지지
사회적 지지는 개인의 사회적 관계망 속에서 상호작용을 통하여 얻을 수 있는 유무형의 도움이 되는 자원을 의미한다(Cobb, 1976; Cohen & Syme, 1985). 사회적 지지는 개인이 처한 상황이나 생애주기에 따라서 그 의미와 중요성에 차이가 있는데(Cohen & Syme, 1985), 아동기의 사회적 지지는 아동이 인접한 사회적 관계망 속에서 파악이 되므로 가족, 친구 그리고 교사 등이 지지를 제공하는 주요 주체가 되며, 아동이 성장하면서 사회적 관계의 범위는 점차 확장되고, 가족으로부터의 지지 중심에서 점차 친구와 그 밖의 사회적 관계로부터의 지지로 중심의 외연이 확대될 수 있다.
아동학대 관련 연구들은 아동이 인접한 환경의 중요성을 제기해왔다. 특히 학대와 같은 스트레스 상황에서 아동이 맺고 있는 지지적 관계는 학대의 부정적 효과를 감소시키는 주요한 보호요인으로 알려져 있다(Cohen & Wills, 1985; Salazar, Keller & Courtney, 2011; 주소희, 2019). Cohen & Wills(1985)가 제안한 사회적 지지의 완충모델(buffering model of social support: p.310)은 심각한 스트레스 상황에서 사회적 지지가 일반적으로 삶의 안정성과 건강을 증진하는 데에 직접적인 효과가 있을 뿐 아니라, 스트레스의 악영향이 클수록 이를 완화하는 조절효과가 크게 나타나는 것으로 보고하였다. 일차적으로 사회적 지지가 존재한다는 인식 자체가 심리적으로 부정적 영향을 낮추어주며, 이차적으로는 지지적 관계로부터 제공된 자원이 상황을 개선시켜 스트레스 상황이 개인에게 미치는 부정적 영향을 완화한다고 분석되었다.
그러나 학대피해아동의 우울 수준에 사회적 지지가 주는 영향에 대하여 선행 연구들은 혼합된 결과를 보고하고 있다. 다수는 사회적 지지가 학대피해아동의 우울 수준을 낮추는 데에 기여한다고 하였으나, 일부 연구에서는 유의미한 영향을 주지 못한다고 하였다. Salazar, Keller & Courtney(2011)의 연구는 학대피해경험이 우울에 주는 영향에 있어서 사회적 지지의 영향의 중요성을 잘 보여주고 있다. Salazar, Keller & Courtney(2011)은 학대판정 후 적어도 1년 이상 가정 외 보호경험이 있는 513명의 청소년을 대상으로 연구한 결과, 학대피해경험은 우울을 유의미하게 높였으나, 사회적 지지는 학대피해경험의 이러한 부정적 영향을 부분 매개하고 동시에 조절하는 것으로 나타났다. 학대의 수준에 따라 조절효과는 다르게 나타났는데, 학대 피해가 낮을수록 사회적 지지의 효과가 컸으며, 학대 피해가 심각할수록 사회적 지지의 조절효과는 사라지는 것으로 보고되었다(Salazar, Keller & Courtney, 2011). 또한 사회적 지지의 수준에 따라서도 조절효과는 상이하였는데, 사회적 지지가 낮은 집단은 학대 피해의 수준에 상관없이 우울하였으며, 사회적 지지가 중간 이상인 집단에서 우울에 대한 조절효과가 있었다(Salazar, Keller & Courtney, 2011). Pepin & Banyard(2006)의 연구에서는 학대 피해 경험이 없는 학생들과 비교할 때, 학대 피해 경험이 있는 학생들은 심리ㆍ사회적 발달 결과가 더 부정적이었으며, 사회적 지지 수준이 높을수록 학대 피해 경험이 심리ㆍ사회적 발달 결과에 미치는 부정적 영향이 완화되는 것으로 나타났다(Pepin & Banyard, 2006). 또한 주소희(2019)는 가정폭력 피해경험 등 대인 외상경험이 있는 아동의 우울과 행동문제에서 친구지지는 우울을 낮추는 데에 직접효과를 그리고 가족지지는 우울을 낮추는 데에 있어 유의미한 상호작용효과를 보인 것으로 보고하였다(주소희, 2019).
반면에 강현아 외(2012)는 494명의 12세 가정 외 보호 청소년을 대상으로 한 연구에서 과거 부정적 사건 경험이 청소년의 우울에 주는 부적인 영향은 유의미하였으나, 사회적 지지, 긍정적 친구관계, 양육자 관계 요인 등은 어떠한 유의미한 영향도 끼치지 않았다고 하였다. Negriff, Cederbaum & Lee(2019)의 연구에서도 아동학대 및 방임 피해 경험이 청소년의 우울에 주는 부정적 영향을 사회적 지지가 매개하는지 살펴본 결과 사회적 지지의 매개효과는 나타나지 않았다.
이와 같이 학대피해경험이 있는 아동의 사회적 지지가 아동의 우울에 주는 영향에 대한 선행연구들의 혼합된 연구 결과는 이 영역에서의 추가적인 연구의 필요성을 의미한다고 볼 수 있다. 따라서 본 연구는 아동의 사회적 지지가 학대피해경험과 우울로 이르는 경로에 어떠한 영향을 주는지 확인하고자 하며, 특히 Salazar, Keller & Courtney(2011)의 연구에서와 같이 아동의 사회적지지 수준에 따라서 이러한 경로의 영향력에 어떠한 차이가 있는지 살펴보고자 한다.
Ⅲ. 연구 방법
1. 연구 대상
본 연구는 2018년 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘아동기 생애경험 실태조사’ 원자료 중 부모-아동 자료를 활용하였다. 이 조사는 2018년 전국 1,515개의 만 9~17세 아동자녀가 있는 가구와 1,586명의 만 18~29세 미혼 청년을 대상으로 실시되었다(류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상, 2018). 이 중 부모-아동 조사는 부모의 아동기 학대 피해 경험, 아동기 부정적 경험, 성인기 폭력 가해 및 피해 경험, 아동의 학대 피해 경험, 부모 및 아동의 현재 심리정서와 행동문제, 가구 특성 등의 자료를 수집하여 부모의 아동기 학대 피해 경험과 자녀의 학대 피해 경험을 매칭하여 활용할 수 있게 구성되어 있다(류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상, 2018). 이 자료는 조사가구의 전국적으로 대표성이 있는 자료이며, 조사 모집단은 전국의 만 9~17세 아동과 주양육자인 부 또는 모이다(한국보건사회연구원 생명윤리위원회 승인번호 제2018-38호)(류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상, 2018). 본 연구의 분석에는 부모-아동 쌍체자료 1,515건 전체를 활용하였다.
2. 측정도구
본 연구에 사용된 도구는 부모의 아동기 학대 경험, 부모의 양육스트레스, 자녀학대, 자녀우울, 아동의 사회적 지지 등 총 5개이다. 각 도구의 구체적 문항과 신뢰도는 다음과 같다.
가. 부모의 아동기 학대 경험
부모의 아동기 학대 경험은 아동기 부정적 경험 국제 설문지(Adverse Childhood Experiences International Questionnaire, ACE-IQ)를 류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상(2018)이 번안 및 활용한 아동기 부정적 경험(adverse childhood experiences) 측정도구 중에서 아동기 신체학대와 정서학대 경험1)을 측정한 문항을 활용하였다. 이 도구는 성인을 대상으로 만 18세 미만의 아동기 동안의 경험을 회고하여 응답하는 자기보고식 문항으로 구성되어 있으며, 아동기 신체학대 경험 2개 문항, 아동기 정서학대 경험 2개 문항 등 총 4개 문항을 활용하였다. 각 문항은 4점 척도(1점=자주 그랬다, 2점=가끔 그랬다, 3점=한 번 정도 그랬다, 4점=전혀 없다)로 측정되었고, ACE-IQ 분석가이드(guidance for analysing ACE-IQ)의 지침을 따라 한 번이라도 피해 경험이 있는 경우를 있음(1), ‘전혀 없다’를 없음(0)으로 재코딩한 후 각 문항 값을 합산하여 사용하였다. 합산값은 점수가 높을수록 중복적으로 학대를 경험하였음을 의미한다. 본 연구에서 측정된 아동기 학대 경험의 Cronbach’s α는 .80이었다.
나. 부모의 양육스트레스
부모의 양육스트레스는 Abidin(1990)의 Parenting Stress Index–Short Form(PSI-SF) 중 부모의 고통(parental distress) 하위척도에 해당하는 12문항들 중에서 2013년 아동종합실태조사에서 수정 및 활용되었던 5개 문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 4점 척도(1점=매우 그렇다, 2점=그렇다, 3점=그렇지 않다, 4점=전혀 그렇지 않다)로 응답받은 값을 역코딩하여 사용하여, 점수가 높을수록 부모의 양육스트레스가 높음을 의미한다. 분석을 위하여 탐색적 요인분석을 통하여 추출된 2개 요인을 ‘역할제한’(2문항), ‘좌절’(3문항) 등으로 구성하였다. 역할제한은 자녀를 위해 생활의 많은 부분을 포기하였는지와 자녀로 인해 하고 싶은 일을 하지 못하는지 묻는 문항들로 구성이 되었고, 좌절은 자녀로 인하여 배우자와 문제가 생기는지, 자녀를 위한 노력이 인정받지 못하다고 느끼는지, 친밀하게 하려는 노력대로 되지 않아 괴로운지 묻는 문항들로 구성되었다. 하위 요인별로 문항값을 평균하여 활용하였으며, 하위 요인별 점수가 높을수록 양육스트레스가 심한 것을 의미한다. 부모의 양육스트레스의 신뢰도는 Cronbach’s α는 .76(역할제한)과 .80(좌절)이었다.
다. 자녀학대
자녀의 학대피해는 국제 아동학대 및 방임 예방 협회(International Society for the Prevention of Child Abuse and Neglect)에서 개발한 아동용 설문지인 ISPCAN Questionnaire for Children(ICAST-C)의 한국어버전 중 류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상(2018)에서 선정 및 수정한 도구이다. 아동을 대상으로 자기보고식으로 측정하는 이 도구는 신체적 학대, 정서학대, 방임, 성학대 등의 하위영역으로 구성되어 있으며, 본 연구에서는 이 중 신체적 학대(12문항)와 정서학대(11문항) 자료를 활용하였다. 각 문항은 지난 일 년 동안 아동이 얼마나 자주 경험하였는지를 6점 척도(1=일주일에 한 번 이상, 2=한 달에 두세 번, 3=한 달에 한 번, 4=일 년에 3~5번, 5=일 년에 한두 번, 6=지난 일 년간 없었음)로 응답받았다. 분석을 위하여 ‘지난 일 년간 없었음’을 0으로 재코딩하였고, 일 년에 한두 번부터 일 년에 3~5번을 1로, 한 달에 한 번과 한 달에 두세 번을 2로, 그리고 일주일에 한 번 이상을 3으로 재코딩하여, 문항별 값이 높을수록 피해빈도가 높았음을 의미하도록 하였다. 자녀학대 피해 변수는 각 문항의 응답값을 합산하여 활용하였으며, 값이 높을수록 학대피해 빈도가 잦거나 유형이 중복적임을 의미한다. 본 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 .68이었다.
라. 자녀우울
자녀의 우울은 Kovacs(1992)의 아동용 우울척도-축약본(Children’s Depression Inventory—Short Version, CDI-S)을 사용하였다. 이 도구는 만 7~17세까지 아동의 우울 수준을 자기보고식으로 측정하는 도구로 10개 문항별로 각 3개의 서술문으로 구성되며, 아동이 지난 2주 동안 자신의 상태를 가장 잘 대변하고 있다고 판단하는 서술문에 표시하는 방식으로 측정되었다. 분석을 위하여 탐색적 요인분석을 실시한 결과 2개의 요인이 추출되었다. 첫 번째 요인은 ‘무력감 및 슬픔’으로 슬픔, 울고 싶음, 외로움, 하는 일들이 잘 못한다는 느낌, 잘 되지 않을 것이라는 느낌, 그리고 성가신 느낌 등이 포함되었다. 두 번째 요인은 ‘부정적 자존감 및 관계’로 자신에 대한 미움, 자신의 외모에 대한 부정적 평가, 친구 없음, 좋아해 주는 사람 없음 등으로 구성되었다. 하위 요인별로 문항값을 평균하여 활용하였으며, 점수가 높을수록 우울이 심한 것을 의미한다. 본 연구에서 측정된 아동의 우울 신뢰도 Cronbach’s α는 .74(무력감 및 슬픔)와 .68(부정적 자존감 및 관계)이었다.
마. 사회적 지지
아동의 사회적 지지는 Lubben et al.(2006)의 사회적 관계망 척도 축약본(Abbreviated Version of Lubben Social Network Scale, LSNS-6)을 류정희, 전진아, 이상정, 이주연, 정익중, 유민상(2018)에서 번역 및 수정하여 활용한 척도이다. 이 척도는 자기보고식으로 측정되며, 하위영역은 가족 및 친척지지(3문항)와 친구 및 이웃지지(3문항) 등 총 6문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 척도로(0=없음, 1=1명, 2=2명, 3=3~4명, 4=5~8명, 5=9명 이상) 응답받았으며, 값이 높을수록 사회적 지지 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 측정된 사회적 지지의 Cronbach’s α는 .80이었다. 사회적 지지의 집단별 차이 분석을 위하여 전체 아동이 응답한 사회적 지지 합산값의 중위값(14점)을 기준으로 13점 이하 집단을 사회적 지지 저집단, 14~15점을 중집단, 16점 이상 집단을 고집단으로 구분하였다.
3. 자료분석
연구 대상자의 특성을 살펴보기 위하여 기술통계분석을, 그리고 측정도구의 신뢰도분석, 탐색적 요인분석을 실시하여 잠재변인 구성을 위한 문항묶음을 수행하였다. 왜도와 첨도로 정규성을 확인하였으며, 측정변인들 간 상관관계를 확인하였다. 측정모형 분석은 확인적 요인분석으로 측정변인들이 해당 잠재변인을 적절하게 측정하고 있는지 살펴보았다. 연구모형에 포함된 표본이 정규성 조건을 충족하였으므로 모수 추정은 최대우도법(Maximum Likelihood Method, ML)을 활용하였다. 모형 적합도는 카이제곱값과 RMSEA, TLI, CFI를 사용하였는데, 카이제곱값은 표본 크기에 민감하여 표본의 크기가 클수록 영가설을 기각하게 되기 때문에(홍세희, 2000), RMSEA(Root Mean Square Error Approximation), TLI (Tuker-Lewis Index), CFI(Comparative Fix Indes)를 함께 활용하여 적합도를 판단하였다.
변인 간의 매개효과를 확인하기 위하여 구조모형을 분석하였으며, 매개효과 검정은 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 활용하였다. 연속적으로 연결된 변인들 간의 간접효과는 팬텀변수를 활용한 연속다중매개효과 분석을 통하여 검증하였다. 매개효과가 확인된 변수 간 관계가 집단 구분변수인 사회적 지지 저집단, 중집단, 고집단 간에 차이가 있는지 확인하기 위하여 사회적 지지 다중집단 분석을 실시하였다. 먼저 다중집단 확인적 요인분석으로 다중집단의 교차타당성을 검증하였으며, 다중집단 구조모형 분석에는 경로에 동일성 제약을 둔 카이제곱 차이검증을 통하여 집단별 차이를 검증하였다. 기술통계, 신뢰도 분석, 문항묶음, 변인 간 상관분석 및 탐색적 요인분석 등은 SPSS 23.0을, 측정모형 및 구조모형 분석과 매개효과 및 다중집단 구조모형 분석은 AMOS 23.0을 활용하였다.
Ⅳ. 연구 결과
1. 연구 대상의 특성
연구 대상자의 일반적 특성을 살펴보면(표 1 참조) 아동의 평균 연령은 만 13.1세(SD=2.7)이며, 학교급별로는 초등학생이 41.7%로 가장 많았고, 중학생이 33.1%, 고등학생이 25.2%였다. 남아의 비율(52.1%)은 여아의 비율(47.9%)보다 다소 높았으며, 아동의 형제자매 수에 대해서는 외동이라고 응답한 아동이 30.6%였으며, 형제자매 수가 1명이라고 응답한 아동은 51.9%로 가장 높은 비율을 보였고, 형제자매가 2명 이상인 아동은 전체의 17.5%였다. 아동의 우울 수준은 평균 1.3점(SD=2.0)이었으며, 사회적지지 수준은 13.9점(SD=4.5)이었다.
표 1.
연구 대상자의 일반적 특성
| 구분 | 빈도(%), 평균(SD) | 구분 | 빈도(%), 평균(SD) | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 부모ㆍ가구 | 연령(만) | 43.5(4.9) | 아동 | 연령(만) | 13.1(2.7) | ||
| 성별 | 남성 | 168(11.1) | 성별 | 남아 | 789(52.1) | ||
| 여성 | 1,347(88.9) | 여아 | 726(47.9) | ||||
| 교육수준 | 고등학교 졸업 이하 | 699(46.1) | 학교급 | 초등학생 | 632(41.7) | ||
| 전문대 재학/졸업 | 572(37.8) | 중학생 | 501(33.1) | ||||
| 대학교 재학 이상 | 244(16.1) | 고등학생 | 382(25.2) | ||||
| 혼인상태 | 배우자 있음 | 1,417(93.5) | 형제자매 수 | 0명 | 464(30.6) | ||
| 배우자 없음 | 98(6.5) | 1명 | 786(51.9) | ||||
| 거주지역 | 대도시 | 678(44.8) | 2명 이상 | 265(17.5) | |||
| 중소도시 | 766(50.6) | 우울 | 1.3(2.0) | ||||
| 농어촌 | 71(4.7) | 사회적 지지 | 13.9(4.5) | ||||
| 월평균 가구소득 | 300만 원 미만 | 89(5.9) | |||||
| 300만~400만 원 미만 | 288(19.0) | ||||||
| 400만~500만 원 미만 | 521(34.4) | ||||||
| 500만~600만 원 미만 | 355(23.4) | ||||||
| 600만 원 이상 | 262(17.3) | ||||||
| 가구원 수 | 3.8(0.7) | ||||||
| 양육스트레스 | 2.2(0.6) | ||||||
응답부모의 평균 연령은 만 43.5세(SD=4.9)이며, 대부분 여성(88.9%)이었다. 교육수준은 고등학교 졸업 이하가 46.1%로 가장 많았으며, 전문대 재학/졸업이 37.8%, 대학교 재학 이상이 16.1%로 나타났다. 응답부모의 혼인상태는 배우자가 있는 비율이 93.5%로 대다수를 차지하였고, 이혼, 사별, 별거 등으로 응답 시점 현재 배우자가 없는 비율도 6.5%로 나타났다. 거주지역은 중소도시인 경우가 50.6%로 가장 많았으며, 대도시 44.8% 그리고 농어촌이 4.7%였다. 가구의 월평균 소득은 400만~500만 원 미만이 34.4%였으며, 500만~600만 원 미만이 23.4%, 300만~400만 원 미만이 19.0%, 600만 원 이상이 17.3% 그리고 300만 원 미만이 5.9% 순으로 나타났다. 평균 가구원 수는 3.8명(SD=0.7)이었고, 부모의 양육스트레스 수준은 평균 2.2점(SD=0.6)이었다.
연구 대상자의 학대피해 관련 특성을 살펴보면, 전체 응답부모 중 아동기 신체학대 피해 경험 비율은 30.6%였으며, 정서학대 피해 경험 비율은 52.3%였다. 아동기 신체학대와 정서학대 중 한 가지라도 경험한 비율은 전체의 55.1%로 절반이 약간 넘는 규모였다. 아동의 경우 지난 1년간 신체학대 피해 경험이 있는 비율은 전체의 30.2%로 나타났으며, 정서학대 피해 경험이 있는 비율은 전체의 53.4%로 나타났다. 신체학대와 정서학대 중 한 가지라도 피해를 경험한 비율은 전체의 57.0%로 나타났다.
표 2.
연구 대상자의 학대 관련 특성
| (단위: 명, %) | ||||
|---|---|---|---|---|
| 구분 | 경험함 | 경험하지 않음 | 계 | |
| 부모의 아동기 학대피해 | 신체학대 | 463(30.6) | 1,052(69.4) | 1,515(100.0) |
| 정서학대 | 792(52.3) | 723(47.7) | 1,515(100.0) | |
| 전체 | 835(55.1) | 680(44.9) | 1,515(100.0) | |
| 자녀의 학대피해 | 신체학대 | 458(30.2) | 1,057(69.8) | 1,515(100.0) |
| 정서학대 | 809(53.4) | 706(46.6) | 1,515(100.0) | |
| 전체 | 863(57.0) | 652(43.0) | 1,515(100.0) | |
2. 주요 변수의 기술통계
본 연구의 연구모형에 투입된 주요 변수 중 부모의 아동기 학대경험과 자녀의 학대피해 등 2개의 변수는 ‘학대를 실제 경험하였는지’ 여부와 빈도로 측정하였으므로 관찰변수로 투입하였다. 자녀우울 및 부모의 양육스트레스 변수는 잠재변수로 투입되었으며, 집단구분변수인 아동의 사회적 지지의 경우, 매트릭스변수를 사회적 지지 저집단, 중집단, 고집단으로 구분하여 비매트릭스 변수화한 관찰변수를 활용하였다. 분석을 실시하기 전에 투입된 변수들의 기술통계를 분석한 결과는 다음 <표 3>과 같다.
표 3.
주요 변수의 기술통계 N=1,515
| 변수명 | 평균 | 표준편차 | 최소 | 최대 | 범위 | 왜도 | 첨도 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 부모의 아동기 학대경험 | 1.2 | 1.4 | 0.0 | 4.0 | 0-4 | 0.9 | -0.6 | |
| 부모의 양육 스트레스 | 역할제한 | 2.4 | 0.7 | 1.0 | 4.0 | 1-4 | -0.9 | -0.5 |
| 좌절 | 2.1 | 0.6 | 1.0 | 4.0 | 1-4 | 0.0 | -0.4 | |
| 자녀학대 피해 | 2.1 | 3.1 | 0.0 | 30.0 | 0-69 | 2.5 | 9.8 | |
| 자녀우울 | 무력감 및 슬픔 | 0.1 | 0.2 | 0.0 | 1.3 | 0-2 | 2.7 | 7.9 |
| 부정적 자존감 및 관계 | 0.2 | 0.3 | 0.0 | 1.5 | 0-2 | 1.4 | 1.2 | |
| 아동 사회적 지지 | 13.9 | 4.5 | 0.0 | 30.0 | 0-30 | 0.2 | -0.1 | |
자녀우울을 측정하는 관찰변인 평균은 무력감 및 슬픔이 0.1점, 부정적 자존감 및 관계가 0.2점이었으며, 부모의 아동기 학대경험은 평균 1.2점으로 나타났다. 부모의 양육스트레스를 측정하는 관찰변인의 평균은 역할제한이 2.4점, 좌절이 2.1점이었다. 자녀학대피해는 평균 2.1점이었으며, 아동이 인식한 사회적 지지는 평균 13.9점로 나타났다. 투입된 변인의 정규성은 왜도와 첨도를 통하여 확인하였다. Kline(2011)은 왜도의 절댓값 3, 첨도의 절댓값 10 이내이면 정규성의 조건을 만족하는 것으로 제시하였다. 투입된 변인들은 왜도의 절댓값 0.0-2.7, 첨도의 절댓값은 0.1-9.8로 정규성의 기준을 충족하였다. 따라서 구조방정식 모형 분석에서는 정규성을 충족시키는 자료에서 사용되는 최대우도법(maximum likelihood method, ML)를 활용하였다.
변수 간 상관관계를 분석한 결과, 모든 상관관계가 유의한 것으로 나타났다(표 4 참조). 부모의 아동기 학대경험은 부모의 양육스트레스를 구성하는 역할 및 관계제한, 좌절 그리고 자녀학대 피해 등과 정적으로 유의한 상관을 보였다. 부모의 양육스트레스를 구성하는 역할제한과 좌절 간의 상관은 정적으로 유의하게 나타났으며, 역할제한과 자녀학대 피해, 좌절과 자녀학대 피해 등이 정적으로 유의한 상관을 보였다. 자녀우울을 구성하는 관찰변수들 간의 상관관계를 살펴보면 무력감 및 슬픔은 부정적 자존감 및 관계와 정적으로 유의한 상관을 보였다. 또한 무력감 및 슬픔, 부정적 자존감 및 관계 등의 변수들은 부모의 아동기 학대경험, 역할제한, 좌절, 자녀학대 피해 등과도 정적으로 유의한 상관을 보였다.
표 4.
주요 변수의 상관관계 N=1,515
| 변수명 | ① | ② | ③ | ④ | ⑤ | ⑥ | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 부모의 아동기 학대경험 | ① | 1 | |||||
| 부모 양육스트레스 | ② | .22*** | 1 | ||||
| ③ | .16*** | .61*** | 1 | ||||
| 자녀학대 피해 | ④ | .31*** | .20*** | .18*** | 1 | ||
| 자녀우울 | ⑤ | .14*** | 13*** | .21*** | .14*** | 1 | |
| ⑥ | .16*** | .14*** | .16*** | .12*** | .55*** | 1 | |
주: 1) ① 부모의 아동기 학대경험 ② 역할제한 ③ 좌절 ④ 자녀학대피해 ⑤ 무력감 및 슬픔 ⑥ 부정적 자존감 및 관계
2) *** p<.001
3. 측정모형 및 구조모형 분석
구조모형 분석에 앞서 잠재변수인 부모의 양육스트레스와 자녀우울을 관찰변수들이 적절하게 반영하고 있는지 확인하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과 잠재변수를 구성하는 각 관찰변수의 요인 표준적재치는 .64-.94로 나타났으며, 적합도 지수를 살펴본 결과 측정모형은 적절히 설정되었다(X2=4.36(p<.05), CFI=.99, TLI=.99, RMSEA=.04).
부모의 아동기 학대경험, 부모의 양육스트레스, 자녀학대, 자녀우울 간의 구조적 관계를 살펴보기 위하여 구조방정식 모형을 분석한 결과 연구모형의 적합도는 좋은 것으로 나타났다(X2=38.19(p<.001), CFI=.98, TLI=.95, RMSEA=.06). 구조모형의 경로계수와 추정 결과는 다음 <표 5>와 같다. 부모의 아동기 학대경험은 부모의 양육스트레스(β=.25, p<.001)와 자녀학대(β=.26, p<.001)에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타나 부모의 아동기 학대경험이 중복적일수록 부모의 양육스트레스가 높아지고 자녀학대가 심해지는 것을 알 수 있다. 부모의 양육스트레스는 자녀학대(β=.18, p<.001)와 자녀우울(β=.25, p<.001)에 유의한 정적 영향을 미쳤는데, 부모의 양육스트레스가 높을수록 자녀학대와 자녀우울 수준이 높아졌다. 또한 자녀학대는 자녀우울(β=.11, p<.05)에 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타나, 자녀학대의 수준이 높을수록 우울이 심해지는 것을 알 수 있다.
표 5.
구조모형의 경로계수 분석 결과
| 경로 | B | β | S.E. | t값 | p | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 부모의 아동기학대경험 | → | 부모 양육스트레스 | 0.09 | .25 | .00 | 8.16 | <.001 |
| 자녀학대 피해 | 0.57 | .26 | .06 | 10.33 | <.001 | ||
| 부모 양육스트레스 | → | 자녀학대 피해 | 1.08 | .18 | .18 | 6.09 | <.001 |
| 자녀우울 | 0.07 | .25 | .01 | 6.62 | <.001 | ||
| 자녀학대 피해 | → | 자녀우울 | 0.01 | .11 | .00 | 3.68 | <.001 |
4. 매개효과 분석
가. 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대에 미치는 영향에서 부모양육스트레스의 매개효과
부모의 양육스트레스의 매개효과를 검증하기 위하여 AMOS 23.0의 부트스트래핑(bootstrapping)을 이용하여 변수들의 효과를 분해하였고, 직접효과, 간접효과 및 총효과 결과치는 다음 <표 6>과 같다. 부모의 아동기 학대경험은 자녀학대에 통계적으로 유의한 직접적인 영향을 미쳤으며, 부모 양육스트레스의 매개효과를 통해 자녀학대에 유의한 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(간접효과=.05, p<.01). 즉, 부모 양육스트레스는 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대에 미치는 영향을 부분 매개함을 알 수 있다. 간접효과의 영향력은 총효과의 15% 수준으로 나타났다.
표 6.
부모 양육스트레스의 매개효과 분석 결과
| 경로 | 표준화계수(β) | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| 직접효과 | 간접효과 | 총효과 | |||
| 부모의 아동기학대경험 | → | 자녀학대 | .26** | .05** | .31** |
| 부모 양육스트레스 | .25** | - | .25** | ||
| 부모 양육스트레스 | → | 자녀학대 | .18** | - | .18** |
주: ** p<.01
나. 부모의 아동기 학대경험, 양육스트레스, 자녀학대, 자녀우울의 특정간접효과
부모의 학대경험, 양육스트레스, 자녀학대 및 자녀우울 간의 2개 이상의 간접경로에 대하여도 매개효과가 존재하는지 확인하기 위하여 팬텀변수를 이용한 특정간접효과를 추정하였다. 팬텀변수에 의한 특정간접효과 추정 방법은 기존 모형의 변수들을 연결하는 각 경로의 계수값을 문자(a,b,c 등)로 지정하고, 기존 연구모형에 모형의 적합도, 모수치 등에 영향을 끼치지 않는 팬텀변수(가상의 변수)를 추가하며, 팬텀변수에 연결되는 경로들은 기존 경로에서 문자로 지정된 계수값으로 지정한 후 간접효과를 분석한다(Perera, 2013). 팬텀변수에 의하여 확인되는 간접경로들의 유의성은 부트스트래핑 검증으로 실시하였다. 각 경로별 매개효과의 크기와 유의성은 다음 <표 7>과 같다.
표 7.
연속다중매개 경로별 매개효과의 크기 및 유의성 검정
| 경로 | B | β | 95% 신뢰구간(Lower-Upper) |
|---|---|---|---|
| ① 부모의 아동기 학대경험→자녀학대 피해→자녀우울 | 0.003 | .030 | 0.001-0.006 |
| ② 부모의 아동기 학대경험→양육스트레스→자녀우울 | 0.007 | .063 | 0.004-0.010 |
| ③ 부모의 아동기 학대경험→양육스트레스→자녀학대피해→자녀우울 | 0.001 | .005 | 0.000-0.001 |
분석 결과 부모의 학대경험, 양육스트레스, 자녀학대 및 자녀우울 간의 연속다중매개 경로들의 간접효과는 그 영향력은 약하지만 모두 유의하게 나타났다. 각 경로의 계수와 유의도를 살펴보면 부모의 아동기 학대경험→자녀학대 피해→자녀우울 경로의 비표준화계수는 0.003이고 신뢰구간은 0.001-0.006으로 유의하게 나타났으며, 부모의 아동기 학대경험→양육스트레스→자녀우울 경로의 비표준화계수는 0.007이고 신뢰구간은 0.004-0.010으로 역시 유의하였다. 부모의 아동기 학대경험→양육스트레스→자녀학대 피해→자녀우울 경로의 비표준화계수는 0.001, 신뢰구간은 0.000-0.001로 유의하게 나타났다. 이러한 결과는 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대를 거쳐 자녀우울 수준을 높일 뿐 아니라 부모의 양육스트레스를 거쳐 자녀우울 수준을 높이는 데에 영향을 주는 것을 알 수 있다. 또한 부모의 아동기 학대경험이 양육스트레스를 높이고, 이것이 자녀학대 피해를 높이며 이를 통해 자녀의 우울 수준을 높이는 데에도 유의한 영향을 미친다는 것을 확인할 수 있다.
5. 사회적 지지 수준에 따른 집단 차이 검증
가. 사회적 지지 수준에 따른 다집단 확인적 요인분석
아동의 사회적 지지 수준에 따른 집단별로(13 이하 저집단, 14∼15 중집단, 16 이상 고집단) 주요 변수를 동일하게 인식하고 있는지 확인하기 위하여 다중집단 확인적 요인분석을 통해 측정동일성 검정을 수행하였다. 그 결과 비제약모형의 적합도는 X2(15)=29.87(p<.05), TLI=.97, CFI=.99, RMSEA=.03 으로 나타나 형태동일성은 문제가 없는 것으로 나타났다. 비제약모형과 제약모형1의 검정 결과, 유의하지 않은 것으로 나타났다(p=.375). 따라서 형태동일성뿐 아니라 측정동일성이 확보되어 다중집단 간 경로분석을 수행할 수 있는 것으로 나타났다. 한편, 비제약모형과 제약모형2의 X2검정 결과는 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다(p<.001).
표 8.
사회적 지지 수준에 따른 다집단 확인적 요인분석 결과
| 구분 | X2 | df | p | ΔX2 | Δdf | p |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 비제약 | 29.87 | 15 | 0.012 | |||
| 제약모형11) | 34.07 | 19 | 0.018 | 4.21 | 4 | .379 |
| 제약모형22) | 90.96 | 39 | 0.000 | 56.89 | 20 | .000 |
주: 1) 요인계수를 집단 간 동일하게 제약한 모형
2) 요인계수, 공분산을 집단 간 동일하게 제약한 모형
나. 사회적 지지 수준에 따른 다집단 경로 차이 검증
아동이 인지한 사회적 지지 수준에 따라 집단별로 부모의 아동기 학대경험, 부모의 양육스트레스, 자녀학대 피해경험, 자녀우울 간의 경로에 유의한 차이가 있는지 살펴보았다. 먼저 집단별로 경로계수와 유의도를 살펴보았다. 사회적 지지 저집단에서는 부모의 아동기 학대경험이 부모의 양육스트레스와(β=.23, p<.001) 자녀학대 피해에(β=.28, p<.001) 유의한 영향을 주었으며, 부모의 양육스트레스는 자녀학대 피해(β=.17, p<.001)와 자녀우울에(β=.29, p<.001) 유의한 정적 영향을 주는 것으로 나타났다. 또한 자녀학대 피해는 자녀우울에 유의한 정적 영향을 주었다(β=.15, p<.001).
사회적 지지 중집단에서는 부모의 아동기 학대경험이 부모의 양육스트레스와(β=.24, p<.001) 자녀학대 피해에(β=.33, p<.001) 유의한 영향을 주었으나, 부모의 양육스트레스가 자녀학대 피해(β=.11, p>.05)에 미치는 영향은 유의하지 않았다. 부모의 양육스트레스가 자녀우울에(β=.15, p<.05) 주는 영향은 유의하였으며, 자녀학대 피해는 자녀우울에 유의한 정적 영향을 주었다(β=.21, p<.01).
사회적 지지 고집단에서는 부모의 아동기 학대경험이 부모의 양육스트레스와(β=.22, p<.001) 자녀학대 피해에(β=.22, p<.001) 유의한 영향을 주었으며, 부모의 양육스트레스는 자녀학대 피해(β=.22, p<.001)와 자녀우울에(β=.17, p<.01) 유의한 정적 영향을 주는 것으로 나타났다. 그러나 자녀학대 피해가 자녀우울로 가는 경로는 유의하지 않았다(β=.02, p>.05).
표 9.
사회적 지지 수준에 따른 집단별 경로계수
| 경로 | 사회적 지지 | ||||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 저집단 | 중집단 | 고집단 | |||||||||
| B | β | B | β | B | β | ||||||
| 부모 아동기 학대경험 | → | 부모 양육스트레스 | 0.08 | .23 | *** | 0.10 | .24 | *** | 0.08 | .22 | *** |
| 자녀학대 | 0.57 | .28 | *** | 0.77 | .33 | *** | 0.53 | .22 | *** | ||
| 부모 양육 스트레스 | → | 자녀학대 | 1.01 | .17 | *** | 0.62 | .11 | 1.49 | .22 | *** | |
| 자녀우울 | 0.14 | .29 | *** | 0.06 | .15 | * | 0.06 | .17 | ** | ||
| 자녀학대 | → | 자녀우울 | 0.01 | .15 | *** | 0.01 | .21 | ** | 0.00 | .02 | |
주: * p<.05, **p<.01, ***p<.001
이상에서 나타난 집단별 경로계수의 차이가 통계적으로 유의한 지 확인하기 위하여 경로에 동일성 제약을 활용한 X2차이검증을 수행하였다(표 10 참조). 전체 경로에 동일성 제약을 한 후 동일성 제약에 따른 X2 값 차이가 가장 큰 경로부터 제약을 풀어 X2 값 차이가 통계적으로 유의미하지 않게 될 때까지 이를 반복하는 방식이다. 4개 경로 중 사회적 지지 집단별 경로계수의 차이가 유의미한 경로는 부모의 양육스트레스가 자녀우울에 미치는 영향(p<.05)과 자녀학대가 자녀우울에 미치는 영향(p<.005)이었다. 그 밖의 경로는 집단 간 차이가 유의하지 않았다. 부모의 양육스트레스가 자녀우울에 미치는 영향은 저집단(B=.14)이 중집단(B=.06)이나 고집단(.06) 보다 유의하게 크며, 자녀학대 피해가 자녀우울에 미치는 영향은 고집단(B=.00)에 비해 저집단(B=.01)과 중집단(B=.01)이 큰 것으로 나타났다.
표 10.
사회적 지지 수준에 따른 집단 간 경로계수 차이 검증
| 경로 | X2 | df | ΔX2 | Δdf | Δp | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 자녀학대 | → | 자녀우울 | 59.73 | 30 | 12.25 | 2 | <.005 |
| 부모 양육 스트레스 | → | 자녀우울 | 52.66 | 28 | 7.07 | 2 | <.05 |
| 자녀학대 | 51.03 | 26 | 1.63 | 2 | >.05 | ||
Ⅴ. 결론
본 연구는 부모의 아동기 학대경험과 양육스트레스가 현재의 자녀학대와 자녀우울에 주는 영향을 확인하고 아동이 인지한 사회적 지지 수준에 따른 집단별로 이러한 영향이 차이가 있는지 검증함으로써 가족 내 학대의 세대 간 연속성을 단절하고 아동의 심리정서적 건강을 도모하기 위한 개입의 근거자료를 제공하고자 하였다. 분석에 활용된 자료는 한국보건사회연구원의 2018년도 ‘아동기 생애경험 실태조사’ 자료 중 만 9~17세 아동 1인과 부모 중 1인을 대상으로 수집된 1,515건의 부모-아동 자료이다. 연구 결과를 요약하면 첫째, 연구 대상 부모의 절반 이상(55.1%)에서 아동기 학대(신체 및 정서) 피해를 경험한 것으로 확인되었다. 이는 2019년 가정폭력 실태조사 연구에서 조사 대상자(성인)의 아동기 언어폭력 피해 비율이 27.4%, 신체적 체벌 경험이 42.9%였던 결과와 비교할 때에는 다소 높은 편이나(김정혜 외, 2019) 가정폭력 실태조사에서는 정서학대의 일부인 언어폭력만으로 측정되었기 때문에 본 연구 결과보다 다소 낮게 측정되었을 가능성이 있다. 본 연구의 결과는 류정희, 이주연, 정익중, 송아영, 이미진(2017)의 연구에서 부모의 아동기 학대 피해경험 비율을 신체학대 26.1%, 정서학대 53.5%로 보고했던 결과와는 유사한 편이었으며, 국외 연구 결과 중 Valentino, Nuttall, Comas, Borkowski & Akai(2012)의 연구에서 연구 대상 청소년의 어머니 중 66%가 신체학대, 정서학대 혹은 성학대 경험이 있는 것으로 보고한 것에 비해서는 다소 낮은 수준이었다.
또한 연구 대상 아동의 지난 1년간 학대피해 수준은 신체학대가 30.2%, 정서학대가 53.4% 수준으로 만 9~17세 아동의 절반 이상이 학대피해를 경험한 것으로 나타났다. 이를 2018년 아동종합실태조사 결과(신체학대 27.7%, 정서학대 38.6%)와 비교해 볼 때 본 연구에서 정서학대가 신체학대보다 높게 나타난 경향은 동일하나 유형별 피해아동의 비율은 다소 높게 나타났다. 이는 본 연구의 자녀학대척도가 ISPCAN Questionnaire for Children(ICAST-C)의 한국어버전을 활용한 데 비해 아동종합실태조사는 Straus의 척도를 활용하여 척도가 서로 상이하기 때문으로 추측한다. 국외 연구 중 ICAST-C를 활용하여 아동학대 피해비율을 측정한 Zolotor et al.(2009)의 연구 결과에서 4개국 아동들을 대상으로 측정한 결과 아동들의 신체학대 피해 비율은 55%로 나타났으며, 정서학대는 66%로 나타나 본 연구의 결과보다도 다소 높은 결과를 보인 바 있다.
둘째, 부모의 아동기 학대경험, 부모의 양육스트레스, 자녀학대, 자녀우울 간의 직접적 영향관계가 확인되었다. 부모의 아동기 학대경험은 양육스트레스와 자녀학대에 유의미한 정적 영향을 주었다. 우선 부모의 아동기 학대 경험이 자녀학대피해에 직접적인 정적 영향을 미친다는 결과는 국내외 여러 선행연구에서 확인된 결과들과 일치한다(Bartlett et al., 2017; 류정희 외, 2017; 김재엽 외, 2014; 김재엽 외, 2016). 이는 아동기 학대피해경험의 영향이 아동기뿐 아니라 성인기에 이르기까지 매우 장기적으로 영향을 미친다는 사실을 의미하며, 아동기 폭력의 피해경험이 성인기에 폭력의 가해로 나타나게 되는 사회학습이론을 지지하는 결과이다.
부모의 아동기 학대경험은 양육스트레스에 직접적인 유의미한 정적 영향을 주었다. 이는 Ammerman, Shenk, Teeters, Noll, Putnam & Van Ginkel(2013)의 연구에서 모의 아동기 트라우마 경험이 양육스트레스에 정적인 유의한 영향을 주었다는 결과와 Steele et al.(2016)과 류정희, 이주연, 정익중, 송아영, 이미진(2017)의 연구에서 아동기 부정적 경험이 많은 어머니일수록 양육스트레스가 유의하게 높다고 한 결과와도 일치한다. 이러한 결과는 부모의 아동기 학대경험이 성인기에 이르기까지 미치는 부정적 영향이 양육스트레스와 같은 심리정서적 영역에도 적용된다는 것을 의미한다. 또한 부모의 양육스트레스가 자녀의 학대 피해경험에 직접적인 유의미한 정적 영향을 주었다는 결과는 Clément & Chamberland(2009)의 연구에서 양육스트레스가 자녀의 체벌에 유의한 정적 영향을 주었다는 결과와 일관되며, 이재희, 김은영(2019)의 메타분석 연구에서 부모의 양육스트레스가 모든 유형의 자녀학대에 유의한 요인이었다는 결과와도 일치한다. 그리고 부모의 양육스트레스가 자녀의 우울에 직접적인 정적 영향을 미쳤다는 결과는 Rodriguez(2011)과 최정미, 우희정(2004)의 연구에서 모의 양육스트레스가 자녀의 우울에 정적 영향을 미친다고 한 결과와 맥락을 함께 한다. 이와 같은 부모의 양육스트레스가 자녀세대에 미치는 직접적이고도 부정적 영향들은 부모의 양육스트레스 수준을 낮추기 위한 개입의 중요성을 시사한다. 그리고 자녀의 학대 피해경험은 자녀의 우울 수준에 유의미한 정적 영향을 주었다. 이는 자녀학대가 자녀의 우울을 높인다고 한 Çelik & Odacı(2020)의 연구와 다수의 국내연구(김현진, 최려나, 노충래, 2021; 이봉주, 김세원, 2014; 정익중, 이지언, 2012; 안혜진, 2016) 결과와도 일치한다.
셋째, 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대에 미치는 영향을 부모의 양육스트레스가 부분 매개한 것을 확인하였다. 부모의 아동기 학대경험은 양육스트레스와 자녀학대에 각각 직접적인 유의미한 영향을 주었으며, 양육스트레스를 통해서 자녀학대로 가는 간접경로도 유의하게 나타났다. 이는 학대의 세대 간 전이에서 부모의 양육스트레스 수준이 매개효과를 보인다고 하였던 Pereira, Vickers, Atkinson, Gonzales, Wekerle & Levitan(2012)의 연구 결과와도 일치한다. 이러한 결과는 아동기에 학대경험이 있는 모든 부모가 자녀를 학대하는 것이 아니며, 부모의 양육스트레스에 따라 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대에 미치는 영향이 부분적으로 변화할 수 있다는 것을 보여준다. 따라서 위기가정, 특히 자녀학대 위기가정에서 부모들의 양육스트레스에 대한 개입이 반드시 필요할 것으로 판단된다. 다만 학대의 세대 간 전이에 있어서 양육스트레스의 간접효과가 그다지 높은 편이 아니므로 추후 본 연구에서 확인하지 못한 다른 변인들의 영향력을 확인할 필요가 있다..
넷째, 부모의 아동기 학대경험이 부모의 양육스트레스, 자녀학대 등을 거쳐 자녀우울을 높이는 간접경로의 유의성을 확인하였다. 부모의 아동기 학대경험은 자녀학대를 거쳐 자녀우울 수준을 높일 뿐 아니라, 부모의 양육스트레스를 통하여 자녀우울 수준에 부정적 영향을 끼쳤다. 또한 부모의 아동기 학대경험이 양육스트레스를 높이고, 이것이 자녀학대를 높이며 이를 통해 자녀우울 수준을 높이는 데에도 작지만 유의한 영향을 주었다. 이와 같은 결과는 국외 선행연구들 중 Enlow, Englund & Egeland(2018), Negriff, Molina & Hackman (2020) 그리고 Roberts, Chen, Slopen, McLaughlin, Koenen & Austin(2015) 등의 연구 결과와 일관된다. 즉, 아동기에 경험하는 학대피해는 다음 세대까지 장기적으로 부정적 영향을 주고, 그 범위는 심리정서적 영역인 부모의 양육스트레스와 자녀의 우울까지 확대될 수 있음을 의미한다. 또한 아동의 우울에 대한 개입에 있어서 아동 개인의 특성뿐 아니라 아동의 부모 특성, 부모와 아동의 관계 특성 등이 함께 고려되어야 할 것을 시사한다.
다섯째, 부모의 아동기 학대경험이 자녀학대를 거쳐 자녀우울에 미치는 영향은 아동의 사회적 지지에 따른 집단별로 차이가 있음을 확인하였다. 사회적 지지 수준이 중간 수준 미만인 저집단과 중간수준인 중집단 그리고 중간수준을 초과하는 고집단으로 구분하여 본 연구모형의 직접경로에서 영향력과 유의도에 차이가 있는지 살펴본 결과, 모든 집단에서 부모의 아동기 학대경험은 부모의 양육스트레스와 자녀학대 피해에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 부모의 양육스트레스는 아동의 사회적 지지 저집단과 고집단에서는 자녀학대와 우울에 정적인 영향을 미쳤으나 사회적 지지 중집단에서는 유의한 영향을 미치지 않았다. 또한 자녀학대가 자녀우울에 미치는 영향은 사회적 지지 저집단과 중집단에서 정적으로 유의한 영향을 주었으나, 고집단에서는 영향이 매우 미미하였으며, 유의하지 않았다. 이는 학대피해의 영향으로 사회적 지지가 낮은 집단에서 우울하였으며, 사회적 지지가 중간 이상인 집단에서 우울에 대한 조절효과가 있었던 Salazar, Keller & Courtney(2011)의 연구와 유사한 결과이다. 이와 같은 결과는 아동이 인지한 사회적 지지가 중간 수준 이하인 저집단 아동들의 우울 수준에 대응하기 위하여 이들의 학대피해와 부모의 양육스트레스에 대한 개입이 체계화되어야 함을 시사한다.
이제까지 연구 결과를 바탕으로 정책적ㆍ실천적 개입방안을 제시하면 다음과 같다.
첫째, 학대의 세대 간 전이를 단절시키기 위하여 자녀학대 예방과 아동보호에 있어서 가족 중심의 접근이 강화될 필요가 있다. 현재 자녀학대 예방과 관련하여 각 학교에서는 학령기 아동의 부모를 대상으로 인식개선을 위한 자녀학대 예방교육을 실시하고 있다. 그러나 대부분의 교육은 시청각 자료로 운영되고 있으며, 이마저도 자발적 참여로 이루어져 정작 필요한 부모들이 교육에 참여하지 못할 가능성이 있다. 영국의 스코틀랜드에서는 생애초기부터 발생할 수 있는 아동기 학대 및 부정적 경험을 줄이기 위한 목적으로 가정방문서비스, 간호 연계서비스, 모의 정신건강 지원 서비스, 부모교육서비스, 아동돌봄서비스 등을 임신기부터 지원한다(NHS Health Scotland, 2019). 아동의 생애 초기부터 학대경험에 노출되지 않기 위해서는 아동의 출생시점인 모의 임신과 출산 시기에서부터 보건 및 아동돌봄과 관련된 지원, 부모교육, 상담서비스 등이 학대예방 차원에서 강화될 필요가 있다.
또한 학대 위기가 있는 가정의 아동을 대상으로 가족 중심의 서비스가 지원될 필요가 있다. 현재 학대 신고가 있었으나 학대 사례로 판정되지 않은 경우에는 아동보호체계 내에서 보호되지 못한다. 미국의 경우 아동보호체계에 차등적 대응시스템을 도입하여 심각하지 않은 학대신고 건에 대해서는 가족욕구사정을 통한 사례관리와 가족지원서비스로 아동보호가 이루어지도록 하고 있다(이주연, 2016). 국내에서는 2019년부터 서울시 자치구 단위로 희망복지지원단 내에 위기가정통합지원센터를 설치하여 가정폭력과 학대 등의 위기가 있는 가정에 대하여 가족체계 중심의 상담 및 사례관리를 수행하고 있으나(서울복지포털, n.d.), 아직 일부 지역을 대상으로 한다. 학대위기 가정을 대상으로 부모의 양육스트레스를 낮추고 사회적 지지 수준을 확충하는 등 아동의 보호를 위한 지원이 확대될 필요가 있다.
둘째, 학대의 세대 간 전이를 단절할 수 있는 추가 방안으로 아동보호체계와 보건 영역에서 부모의 아동기 학대경험에 대한 민감성을 제고할 필요가 있다. 아직까지 국내에서는 아동보호체계나 보건영역에서 부모의 아동기 학대경험을 확인하도록 하는 지침이 없다. 그러나 영국에서는 의료기관을 포함한 보건분야에서 성인을 대상으로 아동기 트라우마에 대한 정보를 확인하여, 성인이 아동기 트라우마의 장기적이고도 부정적 영향으로부터 회복할 수 있도록 지원하고 있다(NHS Health Scotland, 2019). 미국에서도 성인의 아동기 학대피해경험을 포함한 부정적 경험을 확인하고 이에 따르는 부정적 영향을 줄이기 위하여 다수의 주(state)정부에서 성인의 아동기 트라우마를 스크리닝하고 이를 줄이기 위한 정책들을 입안한 바 있다(Prewitt, 2019). 또한 영국에서는 아동학대가 발생한 후 위험욕구사정 시에 학대피해아동의 가정에 거주하는 모든 사람들의 개인, 사회적, 건강 이력, 가족과 관련된 이력, 아동과의 관계의 질과 더불어 아동기 학대피해경험을 포함한 부정적 경험에 대하여 조사하도록 지침을 주고 있다(National Institute for Health and Care Excellence, 2017). 부모의 아동기 부정적 경험을 다룸으로 부모에게 나타나는 현재의 부정적 영향을 완화할 뿐 아니라 현세대의 아동들을 보호하고 건강하게 성장시키는 데에 도움을 주는 것을 목적으로 한다. 학대의 세대 간 전이의 관점에서 볼 때, 이는 장기적으로 미래세대의 아동학대를 예방하는 데에도 기여할 수 있을 것이다.
셋째, 현재 학대피해아동의 우울 수준을 낮추기 위한 심리정서적 지원과 사회적 지지 강화방안이 마련될 필요가 있다. 본 연구 결과 아동기 학대피해가 있는 경우 우울 수준을 높이며, 이러한 영향은 사회적 지지 저집단과 고집단 간에 차이가 유의하게 나타났다. 아동보호전문기관에서는 아동학대 가정의 재학대 예방을 위하여 사후관리 서비스를 제공하고 있으나, 사후관리기간 종료 후에는 지원이 어렵다. 필요시 학대피해아동의 우울 수준을 낮추기 위한 심리정서 상담서비스 등이 지속적으로 지원될 필요가 있다. 또한 아동의 사회적 지지 수준을 높일 수 있는 가족기능강화서비스, 친구 및 지지적 관계 강화를 위한 서비스들이 확충되어야 한다.
넷째, 부모의 양육스트레스를 감소시킬 수 있는 방안이 강화되어야 한다. 부모의 양육스트레스는 학대의 세대 간 연속성을 매개하고, 자녀학대와 우울에 직접적으로도 부정적 영향을 주는 요인이다. 부모의 양육스트레스를 완화하기 위한 서비스들은 부모교육, 부모상담서비스 및 사례관리서비스 등이 있으며, 부모를 대상으로 한 상담서비스와 사례관리서비스 등은 사회복지관, 희망복지지원단, 정신건강복지센터, 건강가정ㆍ다문화가족지원센터, 드림스타트, 상담기관 등에서 다양하게 제공되고 있다. 제공기관의 서비스 주 대상은 기관별로 차이가 있으나 사회복지영역에서는 주로 기초생활보장 수급가정, 차상위 빈곤가구 혹은 위기가구 등에 집중되어 있어(보건복지부, 2021a; 보건복지부, 2021b; 보건복지부, 2021c), 지역사회에서 일반가정을 대상으로 부모 양육스트레스가 자녀학대로 이어지는 경로에 정책적으로 개입할 수 있는 여지는 매우 부족하다. 가족센터(구 건강가정ㆍ다문화가족지원센터)에서 일반가정을 대상으로 교육 및 상담서비스들이 제공되고 있으나(보건복지부, 2021b), 서비스가 필요한 인구 대비 지원 가족의 수는 제한적이라고 볼 수 있다. 일반가족을 대상으로도 아동학대 예방 차원에서 부모의 양육스트레스를 줄일 수 있는 서비스들이 보편화ㆍ활성화될 필요가 있다.
다섯째, 아동의 사회적 지지 수준을 제고할 수 있는 방안이 필요하다. 본 연구 결과 아동에 대한 사회적 지지가 충분히 존재할 때, 학대피해와 부모의 양육스트레스 수준이 자녀우울에 미치는 영향력이 비교적 적었다. 아동이 인지한 사회적 지지는 가시적이지 않으므로 그 수준을 쉽게 알아차리기 어렵다. 그럼에도 불구하고 사회적으로 소외된 아동, 우울감이 있는 아동, 학대피해아동 등을 대상으로 이들의 사회적 지지 수준을 측정하고 사회적 지지 체계를 강화하여 우울 수준을 감소시킬 수 있도록 해야 한다. 친척 등 가족들의 지지와 친구 및 이웃의 지지를 제고할 수 있도록 가족강화프로그램과 긍정적 친구관계 맺기 프로그램 등이 지원될 필요가 있다. 또한 사회적 소외 아동, 우울감이 있는 아동, 학대피해아동 등에 대한 맞춤형 사례관리를 통해 아동의 상황을 면밀하게 사정(assessment)하고 욕구에 따른 사회적 지지체계 강화, 다양한 전달체계의 네트워크를 통한 포괄적 개입을 계획하는 등 지역사회의 체계적 지원이 필요하다.
본 연구의 제한점은 부모의 아동기 학대 경험을 회고적으로 수집하였기 때문에 부모의 응답 편향의 가능성이 존재하며, 부모의 아동기 학대경험과 현재의 자녀학대와의 관련성을 파악하는 데에 있어서 여러 관련된 변수들을 통제하기 어려웠다. 아동기 학대경험과 자녀학대에 주요한 영향을 미치는 변인들 중 형제관계, 부부관계 등이 포함되지 않았으며, 부모의 양육스트레스의 간접효과가 총효과의 15%로 나타난 것으로 볼 때, 본 연구에서 다루지 못한 위험요인들이 다수 있을 것으로 판단된다. 향후 종단자료를 통하여 부모의 아동기 학대경험을 측정하고, 관련된 다양한 변수들의 영향력을 확인할 필요가 있다.
또한 본 연구에서 활용한 자료에는 아동의 자기보고식 학대와 우울에 대한 자료를 활용하기 위하여 만 9세 이상 아동만을 대상으로 하였다. 또한 본 연구는 부부와 자녀로 이루어진 자료를 활용하였으므로 자료에 한부모가구와 조손가구 등이 포함하지 못하였다. 추후 만 9세 미만의 아동과 그 부모를 대상으로 한 연구, 한부모가구와 조손가구를 포함한 연구를 통하여 본 연구의 결과를 확장할 필요가 있다.
Notes
본 연구에서는 자녀학대를 신체학대와 정서학대만을 포함한 협의의 자녀학대로 조작적 정의함. 신체학대와 정서학대는 주로 행위의 가해로 발생하나, 방임은 행위의 누락으로 발생하여 발생의 양상이 상이하고(Krug, Mercy, Dahlberg, Zwi, 2002), 학대의 세대 간 전이 양상에서도 방임은 주로 방임으로 세대 간 전이가 이루어진다고 알려져 있기 때문임(Ney, 1988). 성학대는 분석 가능한 수준의 자료를 확보하기 어려워 제외함.
References
. 정인이 죽어가는데... “홀트ㆍ아동보호기관ㆍ경찰 모두 방치”. https://www.yna.co.kr/view/AKR20210107021800004?input=1195m에서 2021. 5. 30. 인출. 연합뉴스.
서울복지포털. (n.d.). 위기가정통합지원센터 운영. https://wis.seoul.go.kr/ hope/care/crisis.do에서 2021. 5. 7. 인출.
, , . (2020. 9. 12.). 그 아이는 살릴 수 있었다...천안 아동학대 사건의 재구성. https://www.hani.co.kr/arti/society/society_general/961866.html에서 2021. 5. 30. 인출. 한겨레.