1. 코로나19와 아동 삶의 변화

재난이 발생했을 때 아동은 성인에 비해 스스로를 보호하거나 공포에 적응하는 능력이 부족하기 때문에 재난으로 인해 받는 영향이 크고 장기적이다(Kousky, 2016; 정익중 외, 2020). 아동의 기본 권리 중에서 생존권과 보호권, 발달권을 중심으로 코로나19로 인해 아동이 받은 영향을 보면, 우선, 생존권 차원에서 가장 빈번하게 제기되는 문제는 부모 부재로 인한 결식에 관한 것이다(Dunn, Kenney, Fleischhacker, & Bliech, 2020). 코로나19 이전 1.3%였던 아동 결식률은 코로나19 이후 7.6%로 증가하였고, 저소득층 아동의 경우 결식비율이 더 높다(이정연 외, 2020; 정익중 외, 2020). 또한 아동 가구는 경제적 영역에서도 영향을 받았는데, 코로나19 이후 경제 상황이 악화되었다는 응답이 40% 안팎으로 나타났고, 빈곤가구에서는 이 수치가 무려 70%까지 육박한다(김선숙 외, 2020; 이봉주 외, 2020). 아동가구로 국한하지 않고 전체 인구를 대상으로 한 연구에서도 코로나19 이후 가구소득의 감소가 저소득 집단에서 가장 큰 것으로 나타났으며(이승호, 2020), 자녀를 양육하는 경우 소득이 줄고 지출은 늘어났으며, 저소득층일수록 가계소득 감소에 대한 체감이 큰 것으로 나타났다(최윤경 외, 2020).

둘째, 아동의 보호권 차원에서 가장 강조되는 이슈는 방임과 학대, 돌봄에 관한 이슈이다(최아라, 2020). 평일에 보호자 없이 아동끼리 있는 경우는 코로나19 이후 30.3% 증가하였고(이세원, 2020), 초등학생 중에서 절반가량(46.8%)이 등교하지 않는 날 낮 시간대에 성인 없이 집에 있으며, 혼자 있는 경우도 9.2%에 달하였다(정익중 외, 2020). 여기서 주목해야 하는 부분은 저소득층이거나 한부모가구일수록 아동방임 비율이 더 높다는 것이다(최윤경 외, 2020; 이정연 외, 2020; 정익중 외, 2020). 방임뿐만 아니라 학대 역시 코로나19로 인해 아동이 받은 주요한 영향 중의 하나로 거론되는데, 미국과 영국, 일본 등의 보도에 의하면 재난 발생의 위기 상황이나 락다운(lockdown) 상황에서 아동학대를 비롯하여 가정폭력이 30% 증가한 것으로 보고된다(윤혜미, 2020; End Violence Against Children, 2020; Ghosh, Dubey, Chatterjee, & Dubey, 2020; Supplee & Crowne, 2020). 국가별 비교 결과, 이동제한령을 시행한 국가에서 코로나19 이후 가정폭력이 급증한 것으로 나타났고, 특히 여아와 빈곤가구, 장애아동이 폭력 위험에 더 크게 노출되는 것으로 나타났다(세이브더칠드런, 2020; 김진리, 2020). 한편, 보호권 차원에서 아동이 경험하는 스트레스도 거론되는데 코로나19 상황에서 아동이 느끼는 불안이나 염려가 증가하였고, 특히 가구의 경제적 수준이 낮거나 빈곤가구 아동에게서 부정적 정서의 강도가 더 높은 것으로 나타났다(이정연 외, 2020; 정익중, 2020; Masonbrink & Hurley, 2020; Tummala & Muhammad, 2020).

셋째, 발달권 차원에서 보면 가장 핵심은 등교 중단과 온라인 학습환경에 대한 것인데, 충분히 준비되지 않은 상태로 시작한 온라인 수업의 부정적 영향은 취약계층 아동에게 더 큰 것으로 나타났다. 가구소득이 낮을수록 온라인 수업 환경이 더 열악하다고 인식하고 있었고, 인터넷 속도가 느리거나 온라인 수업내용이 이해가 안 되고 불편한 경험, 수업에 집중하기 어려운 상황 등 온라인 학습환경에서 소득계층 간 교육 격차가 심각한 것으로 나타났다(박미희, 2020; 최아라, 2020; Masonbrink & Hurley, 2020). 특히 조손가정의 경우 디지털 기기가 충분하지 않고 기기 접속 등의 기술적 문제도 경험하기 쉬운데, 이러한 상황으로 인하여 아동들이 학습을 수행하는 과정에서 어려움과 스트레스를 경험하는 강도가 높은 것으로 나타났다(최혜정, 김형관, 2021). 결국 공교육이 중단되는 과정에서 양육과 교육환경에 따라 아동의 학습 격차가 심화하였고, 부모가 아동의 발달에 미치는 영향은 이전보다 더 증가했다고 할 수 있다(Fegert, Vitiello, Plener, & Clemens, 2020). 이처럼 온라인 학습환경과 학습지도의 한계는 아동의 학업성취도를 낮추는 요인이 되는데, 아동의 나이가 많고 빈곤가구일수록 코로나19 이후 학업성적이 하락했다고 응답하였다(김선숙 외, 2020; Levine, Morton, & O’Reilly, 2020; Kuhfeld, Soland, Tarasawa, Johnson, Ruzek, & Jing, 2020).

코로나19 이후 아동이 경험한 변화와 영향에 대한 국내외 연구 결과를 검토한 결과를 보면, 다양한 영역에서 아동에게 부정적인 변화가 발견되는 가운데, 공통점은 빈곤가구 아동이 코로나19로 인해 받은 영향이 더 크다는 것이다. 그런데 코로나19로 아동이 받은 영향과 변화를 정확하게 측정하기 위해서는 종단적 설계가 전제되어야 하는데, 아동을 대상으로 한 다수의 패널데이터는 코로나19 이후에 조사된 자료가 공개되지 않은 상황이다. 패널데이터를 통하여 코로나19 이전과 이 후의 변화를 측정하는 것이 어려운 상황이고, 이 과정에서 주요 아동단체에서 설문조사 방식으로 코로나19 이후의 변화를 질문하는 방식으로 조사가 진행되었다. 그로 인해 응답한 결과가 코로나19 이전과 비교하여 정확히 어느 정도의 차이인지 객관적으로 파악하기 어렵고, 그것이 코로나19로 인한 영향이라고 정확히 말하기 어려운 한계가 존재한다.

2. 코로나19와 아동을 양육하는 부모의 변화

앞서 코로나19 상황에서 아동이 경험한 변화를 정리하였다. 선행연구에서는 가족이 함께 집에 머무는 시간이 길어짐에 따라 아동이 경험하는 변화에 부모의 영향력이 증가했을 것으로 보고있다. 코로나19 이후 부모의 변화에 주목한 국내외 연구는 부모의 돌봄, 양육스트레스, 정신건강 등의 주제에 초점을 맞추고 있다. 첫째, 돌봄과 관련하여 코로나19가 발생함에 따라 공적 영역의 돌봄 서비스가 중단되면서 돌봄은 재가족화 되었고, 돌봄의 여성화가 가속화되면서 돌봄의 사회화 수준이 퇴보하고 있다(김송이 외, 2021). 코로나19 확산 이후 부모의 자녀 돌봄과 가사노동 시간이 증가했다는 응답이 상당히 높게 나타나 가정 내 부모들의 양육부담이 늘었난 것으로 보인다(진미정 외, 2020). 이와 같이 가정 내 돌봄이 증가하는 상황에서 부모들이 신체적 부담과 정서적 소진을 경험하는 것으로 나타났는데, 특히 돌봄의 어려움에 대한 강도는 자녀가 어리고 빈곤가구의 경우 더 큰 것으로 나타났다(문설화 외, 2021; 석민아, 문인경, 이병호, 2021; 김선숙 외, 2020).

둘째, 부모가 느끼는 돌봄의 어려움에 대한 인식의 증가는 양육 스트레스로 이어진다. 아동을 양육하는 보호자 중에서 73.2%가 코로나19 이후 양육 스트레스가 증가했다고 보고했다(이봉주 외, 2020). 특히 저소득가구와 미취학 자녀나 초등학생 자녀 등 자녀가 어릴수록 부모의 양육 스트레스가 더 높은 것으로 나타났다(장희선, 2020). 또한 맞벌이 부모의 경우에도 가사노동시간과 다중역할에 대한 부담이 증가하는 과정에서 일가족 갈등이 심화되면서 양육스트레스가 증가한 것으로 나타났다(Fontanesi et al., 2020; Halvorsen et al., 2020; Wang et al., 2020). 부모의 양육 스트레스에 주목해야 하는 이유는 그것이 아동학대로 이어질 가능성이 크기 때문이다. 양육 스트레스가 증가하면 부모가 신체적, 심리적 소진을 경험하게 되고, 그것이 가구주의 실직이나 폐업과 맞물릴 때 아동학대를 일으키는 요인이 될 수 있다(김영란, 2020; 김유식, 정병철, 2020; 서한욱, 2020; Bartlett, Griffin, & Thomson, 2020; Brown, Doom, Lechuga-Peña, Watamura, & Koppels, 2020; Chung, Lanier, & Wong, 2020; Lawson, Piel, & Simon, 2020; Masonbrink & Hurley, 2020).

셋째, 부모의 정신건강은 주로 우울감과 불안을 중심으로 연구가 이루어지고 있다. 보육시설과 교육기관이 운영되지 않으면서 24시간 동안 자녀를 돌봐야 하는 부담, 공중보건의 위기와 이어진 고용 및 경제 상황의 악화, 자녀의 교육을 부모가 담당해야 하는 압박 등으로 인해 심화된 양육스트레스는 2차 스트레스원으로 작용하여 부모의 정신건강에 부정적 영향을 초래하였다(진미정 외, 2020). 코로나19 이후 정신건강의 변화를 탐색한 연구결과를 보면, 불안과 우울을 경험했다는 비율이 코로나19 이전보다 3배 증가한 것으로 나타났다(Bueno-Notivel et al., 2021; Deng et al., 2020; Pera, 2020; Wang et al., 2020). 아동을 양육하는 부모를 대상으로 한 연구 역시 코로나19 이후 가사노동 시간이 증가하고 일가족 갈등 수준이 심화되면서 불안이나 우울 등 정신건강이 더 나빠졌다는 응답이 22.1%에서 31.4%로 증가하였다(Patric, Henkhaus, Zickafoose, Lovell, Halvoson, Loch, Latterie, & Davis, 2020; Fontanesi et al., 2020). 이러한 정신건강의 악화는 맞벌이가구이거나 자녀가 어릴수록 더 높았다. 코로나19 이후 부모의 정신건강 변화를 탐색한 국내 연구에서도 우울감이 증가했다는 응답이 62.0%이고, 불안이 증가했다는 응답이 60.5%로 나타났다(조현섭 외, 2021). 부모의 우울감은 부모 자신의 정신건강뿐만 아니라 부모자녀관계, 전체 가구원의 정신건강에 영향을 미치면서 자녀의 발달에 부정적 영향을 초래하고 문제행동을 일으키는 요인이 될 수 있기 때문에 주의 깊게 살펴볼 필요가 있다(박정현, 이미숙, 2019; 이태인, 박경현, 최세나, 2020; Mazza et al., 2020; Bruffaerts et al., 2021). 특히 코로나19 이후 부모와 자녀가 함께 있는 시간이 길어지는 상황에서 부모의 정신건강이 아동의 발달에 미치는 영향은 이전보다 더 커졌다고 할 수 있다.

아동을 양육하는 부모가 자기 자신을 돌보는 시간을 확보하고 정신건강을 보호하는 것은 아동보호의 중요한 전략이다(Bartlett, Griffin, & Thomson, 2020). 그러나 코로나19 이후 부모의 변화에 주목한 국내 연구는 돌봄이나 양육스트레스에 초점을 맞추고 있고, 정신건강의 변화를 다룬 국내 연구는 거의 없는 상황이다. 더불어 돌봄과 양육 스트레스 문제를 다룬 연구 역시 아동 대상 연구과 마찬가지로 코로나19 이후의 변화를 질문하는 형태로 조사를 함에 따라 이전과 이후의 상태를 객관적으로 측정했다고 보기 어려운 한계가 존재한다. 이에 본 연구에서는 우리나라에 코로나19가 확산된 이후 시점인 2020년 6월부터 9월 사이에 조사된 한국복지패널을 활용하여 아동을 양육하는 부모의 우울 상태가 코로나19 이전과 이후에 어떻게 변화하는지를 객관적으로 분석하고자 한다.

3. 부모의 우울에 영향을 미치는 요인

자녀를 출산한 여성을 대상으로 출산 이후 5년간 우울 수준을 분석한 국내 연구 결과를 보면, 1회 이상 우울 위험 상태를 경험했다는 응답이 59.9%로 나타났다. 이는 자녀를 출산한 여성 10명 중 6명이 출산 이후 적어도 5년 이내에 한 번 이상의 우울을 경험했다는 것을 의미하며, 이러한 수준은 계속 증가하는 추세이다(이완정, 김균희, 2015). 국외 연구에서도 아동을 양육하는 여성 중에서 8~12%가 우울증을 겪는 것으로 보고되고 있다(Horwitz, Briggs-Gowan, Storfer-Isser & and Carter, 2007). 부모의 우울에 영향을 미치는 요인은 부모 개인요인과 부부 및 가족요인, 그리고 자녀 요인 등으로 구분할 수 있다. 첫째, 부모 개인요인은 인구학적 속성과 정서적 상태와 근로 상태를 중심으로 검토할 수 있는데, 우선 성별을 보면 우울 증상의 유병률 자체는 연령대에 관계없이 일관적으로 여성이 남성보다 높다(이연정, 최은실, 2019; Girgus, Yang, & Ferri, 2017; Hoebel et al., 2017). 여성이 우울경험률이 더 높기는 하지만, 자녀의 성장과 발달에 어머니와 아버지의 우울이 모두 영향을 미친다는 연구 결과가 제시되면서 최근에는 아버지의 영향력에 대한 인식도 부각되고 있다(Wilson & Durbin, 2010). 연령이 증가할수록 우울 수준이 높은 것이 일반적이지만, 성별에 따라 다소 상이한 부분도 존재한다(고아라, 정규형, 신보경, 2018; 보건복지부, 질병관리본부, 2019). 남성의 경우 나이가 들면서 점차 늘어나고, 여성의 경우 35~45세 사이에 가장 높은 것으로 알려져 있다. 또한 고학력 일수록 우울감이 낮고 삶의 만족도가 높은 것으로 나타났다(이연정, 최은실, 2019; 한준 외, 2014).

부모의 우울에 영향을 미치는 개인적 요인은 인구학적 속성 외에 근로 여부나 근로 형태, 정신건강에도 주목하고 있다. 일반적으로 일을 하는 상황은 가사와 양육의 책임을 기본적인 역할로 인식하는 여성에게 죄책감을 느끼게 하는 것으로 나타났다(조윤진, 2012). 이 과정에서 취업모들의 경우 우울감이 더 높고, 일과 가족 간 갈등이 높을 때 우울도 증가하는 것으로 나타났다(하용상, 하문선, 2021). 일가족 갈등은 근로시간 형태에 따라 다를 수 있는데, 전일제 근무를 하는 부모의 양육 스트레스가 시간제 일자리에 있는 부모보다 더 높았다. 근로 상태 다음으로 정신건강 측면에서는 주로 자아존중감의 영향력이 강조되고 있는데, 자아존중감은 우울을 유발하는 대표적인 취약요인으로 보고되고 있으며, 부모의 자아존중감이 낮을때 자신에 대해 부정적 평가를 하면서 우울 정도가 높고, 특히 스트레스원에 직면할 때 우울에 취약해지는 것으로 나타났다(Werner, Afzali, Chapman, Sunderland, & Slade, 2017).

둘째, 부모 개인 속성에 이어 부부와 가족 상황도 자녀를 양육하는 부모의 우울에 영향을 미치는 요인으로 작용한다. 우선 부부에 대해서는 결혼만족도에 주목하고 있는데, 부부의 결혼만족도가 높을수록 삶의 만족도가 높고 부모의 우울감도 낮은 것으로 나타났다(Hoebel et al., 2017; 박보경, 이선희, 노지운, 2018). 결혼만족도가 우울에 미치는 영향을 21년간 검토한 종단연구의 결과를 보면 부부갈등은 배우자의 우울장애를 3배 이상 높이는 것으로 나타났다(Whisman, 2001). 결혼만족도에 이어 혼인 상태도 우울에 영향을 미치는데, 사별이나 이혼 등의 스트레스 상황에서는 남성이 여성보다 우울에 노출될 가능성이 큰 것으로 나타났다(Cacioppo, Hughes, Waite, Hawkley, & Thisted, 2006). 다음으로 가족 상황에서 가장 강조되는 것은 가구소득의 영향력이다. 일반적으로 소득수준이 높을수록 삶의 만족도가 높고 우울감이 낮고 빈곤 상태일 때 우울 수준이 더 높은 것으로 나타났다(이연정, 최은실, 2019; Hoebel et al., 2017). 코로나19 상황에서도 저소득은 삶의 만족도를 낮춘 요인으로 입증되었고(Mikocka-Walus, Stokes, Evans, Olive, & Westrupp, 2021), 아동과 청소년을 양육하는 부모 중에서 빈곤가구에게서 부모의 우울 수준이 더 높은 것으로 나타났다(백혜영, 2017). 가구소득뿐만 아니라 빈곤의 다차원성을 고려하여 박탈이나 배제를 중심으로 살펴보더라도 사회경제적 박탈 수준과 사회적 배제 수준이 높을수록 우울 수준도 높은 것으로 나타났다(고아라, 정규형, 신보경, 2018; 이정화, 오영은, 2016).

셋째, 부모의 우울에 영향을 미치는 요인으로써 자녀에 관한 부분도 존재한다. 유아기 자녀를 양육하는 부모들은 양육에 대한 책임과 부담이 상대적으로 크고, 이것은 심리적 우울로 이어진다(김선희, 2014). 특히 자녀가 영유아기일 때 부모의 우울 발생 빈도가 높은 것으로 나타났고, 영유아기가 아니더라도 자녀의 연령이 어리거나 미취학 자녀가 있는 경우 양육스트레스가 더 높아짐에 따라 우울 수준이 높은 것으로 나타났다(김민선, 주수산나, 2021; Dave, Peterson, Sherr & Nazareth, 2010). 자녀의 연령 외에 부모의 우울에 영향을 미치는 또 다른 자녀속성은 자녀의 장애이다. 자녀가 장애가 있을 경우 그렇지 않은 경우와 비교해 부모의 우울 수준이 높다는 것은 충분히 추론 가능하기 때문에 관련 연구는 장애 여부에 따른 우울을 비교하기 보다 장애 유형별로 우울의 정도를 비교하는 방식으로 수행되고 있다(이안나, 박경아, 2020; 박태경, 박재연, 2017). 연구 결과를 보면 발달장애 자녀의 부모가 타 장애유형 자녀의 부모보다 우울 수준이 높은 것으로 나타났다(임현승, 김범준, 2017; Resch, Elliott & Benz, 2012).

1. 분석 대상과 자료

코로나19 이후 아동가구 부모의 우울변화를 분석하기 위하여 본 연구는 한국복지패널조사 자료를 활용하였다. 한국복지패널조사는 국내에서 수행 중인 가구 단위 패널조사 중에서 한국의료패널조사 다음으로 규모가 큰 패널조사이다. 전국을 대표하는 패널조사이면서 표본추출 시 중위소득 60% 미만 저소득층에 전체 표본의 약 50%를 할당하였기 때문에 저소득층 연구에 적합한 패널이라는 특징이 있다. 특히 2020년도에 수행된 15차 조사는 2020년 6월부터 9월 사이에 조사가 이루어짐에 따라 코로나19를 전후한 변화궤적을 객관적으로 파악하기에 적합하다는 장점이 있다. 무엇보다 한국복지패널조사는 우울뿐만 아니라 개인의 심리 정서 상태나 만족도 관련 변수에 대하여 조사 시점을 기준으로 응답하도록 설계되었기 때문에 아동을 양육하는 부모가 경험하는 우울의 변화궤적과 영향 요인을 살펴보기에 적합하다.

아동을 양육하는 부모의 우울감 변화의 양상과 궤적을 확인하기 위해서는 최소 3개 시점 이상의 종단 자료가 필요하다. 이에 따라 본 연구에서는 한국복지패널조사의 12차 조사(2017년)부터 15차 조사(2020년)까지 가장 최근의 4개 시점 자료를 활용하였다. 본 연구의 연구 대상은 2020년도를 기준으로 18세 미만 아동을 양육하는 가구의 가구주와 배우자 1,878명이다. 분석 기간이 4개년도이기 때문에 모든 시점에 아동이 있는 경우로 대상을 설정하기 위하여 2020년을 기준으로 3세 이상 아동이 있는 가구로 사례를 제한하였다. 다음으로 연구 결과를 다각도로 검토하기 위한 방안으로써 아동과 동거하지 않는 가구의 가구주와 배우자 6,692명을 참고 대상으로 선정하였다.1)

2. 주요 변수

본 연구의 종속변수는 우울감이다. 한국복지패널에서는 우울을 조사일 시점을 기준으로 CESD-11을 활용하여 11개 문항으로 우울감을 느끼는 횟수와 빈도에 대해 4점 척도로 조사하고 있다. 우울 문항의 보기는 ① 극히 드물다(1주일에 1일 미만)’, ‘② 가끔 있었다(일주일에 1~2일간)’, ‘③ 종종 있었다(일주일에 3~4일간)’, ‘④ 대부분 그랬다(일주일에 5일 이상)’으로 구분되어 있고 계산된 값이 높을수록 우울감이 높다고 평가할 수 있다(한국보건사회연구원, 서울대학교 사회복지연구소, 2020). 계산된 값이 16보다 높으면 우울증을 의심할 수 있는데, 본 연구에서는 11개 문항의 합산값을 활용하였다. 우울의 신뢰도 분석 결과는 12차는 .886, 13차 .889, 14차 .881, 15차 .866으로 양호한 수준이다.

선행연구의 결과를 바탕으로 본 연구에서 주목하고자 하는 주제는 빈곤 여부에 따른 차이이며, 이에 빈곤 여부를 독립변수로 설정하였다. 가구소득은 조사 시점을 기준으로 전년도 1년간의 소득을 파악하는데, 본 연구에서는 가처분소득을 기준으로 중위소득 60% 이하를 빈곤가구로 명명하였다. 본 연구와 같이 상대적빈곤으로 빈곤 여부를 결정하는 경우 주로 중위소득의 50~60%를 기준선으로 설정하고 있는데, 50%가 빈곤을 엄격하게 측정하고 빈곤가구의 규모를 줄인다는 비판에 유럽연합에서는 공식통계에서 중위소득의 60%를 기준으로 제시하고 있다. 빈곤 관련 연구의 대다수가 본 연구와 같이 중위소득의 특정 비율을 기준으로 빈곤 여부를 구분하지만, 이러한 방식은 이분법을 바탕으로 하기 때문에 기준을 어떻게 설정하느냐에 따라 결과가 달라질 수 있다는 한계가 있다. 이에 빈곤 여부 외에 가구소득을 가구원 수의 제곱근으로 균등화하는 OECD 방식을 적용하여 가구소득의 영향력도 함께 검토하였다.

다음으로 통제변수의 구성은 선행연구 검토 결과를 바탕으로 부모 개인요인, 부부 요인, 그리고 자녀요인을 중심으로 구성하였다. 우선 부모 개인 요인에서는 성별과 연령, 교육 수준, 근로 여부와 자아존중감을 포함하였는데, 교육수준은 총 교육년수로 지수화하였고 근로상태는 주당 평균근로시간을 지수화하였고, 미취업의 경우 0으로 투입하였다. 복지패널에서 자아존중감은 Rosenberg의 Self-Esteem Scale을 활용하여 10개 문항으로 4점 척도로 조사하고 있는데, 본 연구에서는 10개 문항의 평균값으로 투입하였으며 점수가 높을수록 자아존중감이 높다고 평가할 수 있다. 둘째, 부부 요인에는 혼인상태와 결혼만족도를 투입하였다. 혼인상태는 유배우와 무배우로 구분하였고 결혼만족도는 7점 척도로 구성된 배우자와의 관계에 대한 만족도 문항을 활용하였다. 마지막으로 자녀요인에서는 막내 자녀 연령을 모형에 포함하였다.

3. 분석 방법

본 연구는 아동을 양육하는 부모 우울 상태가 코로나19를 경험하면서 시간에 따라 어떠한 양상으로 변하는지 검토하기 위해 잠재성장모형(Latent Growth Modeling, LGM)을 활용하였다. 잠재성장모형은 기본적으로 두 단계에 걸쳐 분석이 진행되는데, 1단계에서는 무조건 잠재성장모형(unconditional LGM)을 적용하여 평균과 공분산을 도출하고, 우울 정도에 대한 평균 변화 곡선을 추정한다. 평균 변화 곡선은 초기치와 변화율의 잠재성장요인으로 구성되며, 초기치와 변화율의 유의성을 검증하여 우울 정도가 변화하는 궤적이 개인차에 따라 다른지를 확인한다. 2단계에서는 우울 정도에 영향을 미치는 요인을 투입함으로써 1단계에서 추정한 초기치와 변화율에서 개인차를 검증하기 위해 다양한 영향요인을 투입한 조건 잠재 성장모형(conditional LGM)을 실시한다. 본 연구의 모형은 [그림 1]과 같다.

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그림 1.

연구모형

자료의 분석은 SPSS 28.0을 사용하였고, 모형의 적합도는 χ2, TLI(Tucker-Lewis Index), CFI(Comparative Fit Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 검토하여 평가하였다. 일반적으로 모형의 적합도는 TLI와 CFI는 .95 이상일 때와 RMSEA가 .05 이하일 때 좋은 것으로 평가된다(남예지 외, 2019).

1. 기술통계 분석

본 연구에서 분석 대상으로 설정한 아동가구의 인구통계학적 결과는 <표 2>와 같다. 개인 속성을 중심으로 보면 성비는 거의 비슷하고, 평균 연령은 45.4세이며 교육연수는 약 14년이다. 분석 대상 중에서 78.6%가 경제활동을 하고 있다. 가족에 관한 특성을 보면 이혼이나 사별 등 무배우 상태는 3.6%이고, 근로 상태에 있는 비율이 78.6%에 달함에 따라 상대적으로 가구소득이 중위소득 60% 이하인 빈곤 상태에 있는 비율은 6.5%로 높지 않은 수준이다. 다음으로 자녀에 관한 특성을 보면 막내 자녀 연령의 평균값은 10.2세이다. 자녀의 연령을 보다 구체적으로 보면 막내 자녀가 초등학교에 입학하지 않은 미취학 연령대인 경우가 전체 집단 중에서 32.7%를 차지하고 있고, 막내 자녀가 초등학생인 비율이 30.1%로써 학령기를 중심으로 고르게 분포되어 있다.

더불어 기술통계분석을 통해 본 연구에서 핵심적으로 주목하는 우울 상태에 대해 4년간 변화추이를 검토하였다. <표 3>을 보면 아동가구 양육자의 우울증 평균값은 2017년 12.91점이고, 2년 사이에 증가와 감소를 보이다가 2020년 13.14점으로 다소 증가하였다. 복지패널에서 우울을 측정하는 CESD-11 척도는 16점을 기준으로 그보다 높으면 우울증으로 평가한다. 아동을 양육하는 부모 중에서 우울증으로 볼 수 있는 집단의 비율은 2020년에 전년 대비 0.5%p 증가하기는 했지만, 최근 4년간 감소 추세인 것을 확인할 수 있다.

2. 우울 변화궤적의 무조건 모형

2017년부터 2020년까지 4년 동안 측정된 아동가구 부모의 우울이 어떤 형태로 변화하였는지 분석하기 위해 선형모형(1차 함수)과 2차 함수 모형을 설정하여 모형적합도를 비교 분석하였다. 각 모형에 대한 결과는 <표 4>와 같다. 모형의 적합도는 χ²와 NFI, CFI, RMSEA 값을 종합적으로 살펴보았다. χ²는 표본 수에 따라 크게 영향을 받지만, TLI, CFI, RMSEA는 모형이 얼마나 간결한지와 현상을 얼마나 잘 설명하는지를 동시에 고려하는 적합도 지수이다. 일반적으로 잠재성장모형에서는 CFI와 TLI가 .90 이상이면 좋은 적합도로 볼 수 있고, RMSEA는 .05 이하이면 연구모형이 적합하다고 본다(홍세희, 2000). <표 4>에 제시한 바와 같이 1차 함수와 2차 함수 모형 모두 NFI, CFI, RMSEA를 기준으로 한 적합도 기준은 충족한다.

무조건 모형의 적합도를 파악한 후에 성장 모수 추정치를 검토하였다. <표 5>에 제시한 바와 같이 우울의 초기치 평균은 12.90, 분산은 .064로 모두 통계적으로 유의하였다. 이는 아동가구가 최초 측정 시점인 2017년에 12.90점 수준으로 우울을 경험하였고, 개인별로 우울감 수준이 유의하게 다른 것으로 해석할 수 있다. 같은 맥락에서 일차변화율 또한 평균이 .064, 분산이 .625로 유의하였다. 이는 지난 4년간 아동가구 부모의 우울이 증가하였으며, 증가하는 속도에 있어서 개인차가 존재했다고 할 수 있다. 2차 함수 모형을 보면 우울의 초기치 평균은 12.924, 분산은 5.985로 모두 통계적으로 유의하였다. 그러나 선형 변화율이나 비선형 변화율 모두 평균과 분산이 유의하지 않아 시간이 지남에 따라 아동가구 부모의 우울감 변화의 패턴이나 증가 속도에 개인차가 있다고 가정하기 어렵다. 이에 본 연구에서는 4개 시점 간 아동가구 부모의 우울감 변화를 선형모형으로 설정하였다. 한편, 성인가구의 무조건 모형과 비교한 결과를 보면, 우울감의 초기치와 변화율의 크기 모두 아동가구보다 성인가구에서 더 크게 나타났다[부표 1].

3. 우울의 변화에 영향을 미치는 요인 추정

앞서 무조건모형이 유의미한 것으로 나타나 예측요인이 포함된 조건모형의 분석이 가능해졌다. 이에 본 절에서는 아동 가구 부모의 우울감 변화궤적에 어떠한 요인이 영향을 미치는 지 검증하기 위해 조건 잠재성장모형에 적용하였다. 조건 잠재성장모형은 모델을 3개로 구분하였다. 모델1에서는 빈곤의 영향력을 검증하였고, 모델 2에서는 빈곤 여부가 아니라 가구 소득의 영향력을 검증하였다. 모델3에서는 모델1에 투입한 변수에 부모의 자아존중감과 가족관계 만족도 등 기존 연구에서 우울감과 밀접하다고 평가된 정신건강 관련 변수를 삭제하였다. 아래 <표 6>과 같이 모델1과 모델2, 모델3 모두 아동가구를 대상으로 한 조건모형 분석 결과 모델의 적합도가 양호하게 구성되었다.

조건모형을 통해 예측요인이 아동가구 부모의 우울감 변화 궤적의 초기치와 변화율에 미치는 영향은 표 7과 같다. 우선 아동가구를 대상으로 모델1을 중심으로 보면, 부모 우울감의 초기치에 영향을 미치는 요인은 자아존중감과 결혼만족도, 막내 자녀의 연령으로 나타났다. 자아존중감이 높을수록(-3.415) 부모가 느끼는 우울감의 초기치가 낮았으며, 결혼만 족도가 높을수록(-.336) 우울감의 초기치가 낮았고 이러한 결과는 선행연구의 결과와 동일하다(박보경, 이선희, 노지운, 2018; Hoebel et al., 2017; Werner, Afzali, Chapman, Sunderland, & Slade, 2017). 또한 막내 자녀의 연령이 높을수록(-.038) 우울감의 초기치가 낮은 것으로 나타났는데, 이는 자녀가 영유아기일수록 돌봄과정에서 수행해야 하는 역할과 부담이 커져서 우울감이 커진다는 선행연구의 결과와 일치하는 부분이다(김민선, 주수산나, 2021; Dave, Peterson, Sherr & Nazareth, 2010). 우울감의 변화율에 영향을 미치는 요인은 빈곤 여부와 교육 수준, 자아존중감으로 나타났다. 구체적으로 보면 비빈곤 가구와 비교하여 빈곤가구일 때(.604) 우울감의 변화 속도가 더 빠르고, 부모의 교육 수준이 높을수록(-.039) 우울감의 증가가 둔화되는 것으로 나타났다. 또한 비근로를 기준으로 근로 상태에 있을 때(-.184) 우울감의 증가속도가 둔화되는 반면, 자아존중감이 높을수록(.958) 우울감의 증가가 빠르게 진행되었다. 우울감의 변화율과 관련하여 주목할 부분은 빈곤과 교육 수준의 영향력이다. 일반적으로 잠재성장모형을 적용할 경우 초기값이 이미 높게 형성되어 있으면 상대적으로 증가 속도가 더디고, 반대로 초기값이 낮으면 증가속도가 빨라서 초기치와 변화율의 방향은 반대로 나타나는 것이 일반적인 현상이다(Bray, Adams, Gets, & McQueen, 2003). 그럼에도 불구하고 빈곤가구일 때 초기값도 높고 변화율도 빠르며, 교육 수준이 높을 때는 초기값도 낮고 변화율도 더디다는 것은 빈곤과 교육 수준 요인이 부모가 느끼는 우울감의 격차를 심화시키는 요인이 되고 있음을 함의한다고 할 수 있다. 뿐만 아니라 본 연구가 분석 기간으로 설정했던 2017년부터 2020년 사이에 코로나19라는 재난 상황이 발생했음을 고려해볼 때 빈곤과 저학력 부모의 경우 코로나19 상황에서 정신건강 측면에서 매우 취약한 상태였을 수 있음을 보여주는 부분이다. 이는 코로나19 상황에서 저소득이 삶의 만족도를 낮춘 요인이 되었다는 국외연구의 결과와 상응하는 지점이라고 할 수 있다(Mikocka-Walus et al., 2021).

다음으로 빈곤 여부가 아니라 가구소득을 투입한 모델2를 보면 우울감의 초기치와 변화율에 미치는 영향요인이 모델1과 모두 동일하다. 다만 가구의 경제적 상황이 우울감의 초기치와 변화율에 미치는 영향을 분석하는 과정에서 빈곤 상태가 우울의 변화율을 가속시킨 것과는 다르게 가구소득 수준은 초기치와 변화율 모두에 유의미한 영향을 끼치지 않았다.

우울감은 개인의 정신건강을 가늠할 수 있는 대표적인 척도이지만, 개인의 심리정서적인 인식을 측정한다는 측면에서 자아존중감이나 결혼만족도와 매우 밀접한 관계에 있을 수 있다. 그로 인해 인식을 측정하는 변수가 모형에 투입될 경우 해당변수의 영향력이 과도하게 나타날 가능성이 있다. 이에 모델3에서는 자아존중감과 결혼만족도를 제외한 상태에서 모형을 분석하였다. 모델1과 비교할 때 모델3에서는 우울감 초기치에 빈곤과 성별, 교육 수준, 근로 여부, 혼인 상태, 막내 자녀 등 다수의 변수가 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이를 구체적으로 보면 빈곤가구(.718)의 부모가 우울감의 초기치가 높고, 남성에 비해 여성(.271)의 우울감 초기치가 높았으며, 교육 수준이 높을수록(-.113) 우울감의 초기치가 높다. 저학력과 빈곤가구 부모, 여성의 우울감 수준이 높다는 결과는 기존 연구와 일치하는 부분이다(이연정, 최은실, 2019; Hoebel et al., 2017). 또한 무배우 가구를 기준으로 배우자가 있을 때(.722) 우울감의 초기치가 높은 반면, 일을 하고 있을 때(.133)와 막내 자녀의 나이가 많을수록(-.030) 우울감의 초기치가 높은 것으로 나타났다. 모델3에서 우울감의 변화율에 영향을 미치는 요인은 빈곤과 근로 상태로 나타났다. 이는 빈곤가구 부모가 2017년도에 우울감이 0.68점 높은 수준에서 출발하였는데, 비빈곤 가구에 비해 매년 0.54점씩 더 증가한다고 해석할 수 있다.

한편, 모델3에서 주목해서 볼 필요가 있는 부분은 근로 상태의 영향력이다. 자아존중감과 결혼만족도가 통제되었던 모델1에서 근로 상태 자체는 우울의 초기치에 영향을 미치지 않지만 우울의 증가를 늦추는 요인이었으나, 자아존중감과 결혼만족도가 통제되지 않은 상태에서는 일을 하고 있는 상태가 우울의 초기치뿐만 아니라 증가속도도 빠르게 하는 요인이 되고 있다. 부모의 우울에 영향을 미치는 요인에 대한 선행연구를 검토해보면, 근로 자체가 우울을 심화시키기보다 일가족 갈등이 중요한 요소로 보고되고 있으며, 장시간 근로는 일반적으로 일가족 갈등을 심화시켜 양육 스트레스를 높이는 요인으로 평가되어 시간제 근로보다 전일제 근로 상태의 부모가 삶의 만족도가 더 낮다고 보고하고 있다(Booth & Van Ours, 2013). 이는 근로 자체가 우울을 심화시킨다기보다 일가족 갈등과 같이 그것이 2차 스트레스원이 될 때 정신 건강에 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 의미한다. 본 연구에서도 자아존중감과 결혼만족도가 증가할수록 우울이 감소하는 상황에서는 근로 상태가 우울의 증가를 늦추는 긍정적인 역할을 할 수 있으나, 이것이 통제되지 않을 경우에는 오히려 우울 상태뿐만 아니라 변화에 부정적인 요인이 될 수 있음을 보여주었다.2)

이러한 결과를 아동이 없는 성인가구와 비교해보면(부표 2), 연령, 혼인 상태의 영향력을 주의 깊게 살펴볼 필요가 있다. 일반 성인에게서는 남성에 비해 여성인 경우와 나이가 많을수록 우울감의 초기치가 높았지만, 아동가구에서는 전술한 바와 같이 성별의 영향력은 오차범위 10% 안에서 유의할 정도로 크지 않았고 연령의 영향력이 없었다. 일반적으로 우울에 대한 연구에서는 남성에 비해 여성의 우울감이 높지만(이연정, 최은실, 2019; Girgus, Yang, & Ferri, 2017; Hoebel et al., 2017), 아동을 양육하는 부모를 대상으로 한 본 연구의 분석모형에서는 성별이 유의미하지 않게 나타났다. 또한 일반적으로 나이가 많을수록 우울수준이 높은 것으로 나타났는데(보건복지부, 질병관리본부, 2019), 이러한 결과가 본 연구에서도 전체 인구집단을 대상으로 할 때는 동일하게 나타났지만, 상대적으로 연령이 낮은 집단으로 구성된 아동가구에서는 연령 효과가 유의미하지 않았다. 한편 혼인상태의 경우 아동가구와 성인가구에게서 방향이 반대로 나타났다. 자아존중감과 결혼만족도를 제외한 모델을 중심으로 볼 때, 유배우 상태가 아동가구에게는 우울증 초기치를 높이는 요인이지만, 성인가구에서는 우울 초기치를 낮추는 요인이었다. 아동가구에서는 배우자 간 돌봄역할 및 가사노동의 분배가 양육스트레스와 부부갈등을 유발하는 요인이 되기 때문에 유배우 상태가 우울에 영향을 끼쳤을 가능성이 존재하기는 하지만, 이에 대해서는 추후 정교한 분석이 추가되어야 할 것으로 보인다.

한편, 자녀의 성장과 발달에 어머니와 아버지의 우울이 모두 영향을 미친다는 결과와 함께 아버지만 대상으로 하거나 부모를 구분하여 우울의 경로를 파악하는 연구가 증가하고 있다(Wilson & Durbin, 2010; 김숙령, 조수경, 김미정, 2014; 김민선, 주수산나, 2021, 하용상, 하문선, 2021). 이에 본 연구에서도 모델3을 기준으로 성별로 구분하여 아동가구 부모의 우울감 변화궤적의 초기치와 변화율에 미치는 영향을 분석하였다. <표 8>을 보면 교육 수준(남성 -.134, 여성 -.096)과 유배우 상태(남성 .928, 여성 .589)가 우울의 초기치 영향을 미치고, 빈곤 상태가 우울의 변화율에 영향을 미치고 있는 결과는 남성과 여성 모두 동일하다. 다만 근로 상태(.169)가 우울의 증가속도를 빠르게 하는 현상은 남성에게서만 발견되고, 빈곤 상태(1.182)가 우울의 초기치를 높이고 막내 자녀의 나이가 많을수록(-.054) 우울의 초기치를 낮추는 효과는 여성에게서만 나타난다.

특히 주목해서 볼 부분은 막내 자녀의 연령이다. 본 연구의 결과를 보면 막내 자녀의 연령이 증가할수록 우울감의 초기치가 감소하는 효과는 여성에게서만 나타났다. 선행연구에서 정리한 바와 같이 부모의 우울에 영향을 미치는 자녀에 관한 속성에서 중요한 요소는 자녀의 연령으로써 자녀가 어릴 때 부모들이 양육에 대해 느끼는 책임과 부담이 상대적으로 높고, 이것은 우울로 이어질 수 있다(김선희, 2014). 그로 인해 자녀가 어릴수록 부모의 양육스트레스가 높고 우울 수준이 높은 것은 이미 다수의 연구에서 입증되었다(김민선, 주수산나, 2021; Dave, Peterson, Sherr & Nazareth, 2010). 그러나 이러한 자녀의 연령과 부모의 우울 간의 관계는 여성에게서만 유의미한 것으로 나타났다. 돌봄노동이나 가사노동시간에 있어 여전히 성별불평등이 존재하는 상황에서 상대적으로 여성들이 자녀가 어릴 때 더 많은 돌봄노동 시간을 요구받고, 다양한 과업을 수행해야 하는 상황에 직면한다. 이것이 자녀 연령과 우울 간의 관계가 여성에게서만 나타난 맥락인 것으로 보인다.