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성, 이, Sung, and Lee: 단축형 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구 개발

Abstract

Purpose

This study aimed to develop the Short Form Adolescent Parenting Stress Scale (APSS) to assess primary mental health of middle aged women with adolescent child.

Methods

Data were collected from 210 middle aged women with adolescent children from two large cities in South Korea. Self-reported data were collected in September 2018. Using SPSS/WIN 21.0 version, an exploratory factor analysis was conducted to verify construct validity. Pearson's correlation coefficients and intra-class coefficient between original scale and the short form were evaluated for convergent validity. Reliability was tested using Cronbach's α.

Results

The Short Form-APSS consisted of 3 sub-scales among 34 items: adolescent domain (11 items/4 factors); parent domain (13 items/5 factors); and adolescent-parent relationship domain (10 items/3 factors). It was observed to have strong explanation (adjusted R2=.98) and high correlation (r=.99) with the original APSS. The Short Form-APSS demonstrated sufficient level of intra-class coefficient (α=.99) and internal consistency (α=.94).

Conclusion

The Short Form-APSS is valid and reliable to measure adolescent parenting stress amongst Korean mothers. It can be used for development and evaluation of parents' role in education programs for improving adolescent mental health.

서론

1. 연구의 필요성

일반적으로 부모와 자녀의 관계는 사회적 변화에 따라 관계의 질이나 양상이 변화하지만[1], 부모의 양육에 대한 책임이나 부담은 여전히 존재한다. 우리나라 부모의 부모됨과 자녀양육관의 변화에 대해 조사한 정책보고서에 따르면, 10년 전이나 지금이나 자녀를 위해 부모가 희생해서라도 최선을 다해야 한다는 전통적 인식은 여전히 강한 것으로 나타났으며, 심지어 가치관이 크게 변화한 젊은 세대의 경우도 부모의 역할, 특히 어머니의 역할에 대해서는 전통적인 가치관을 고수하고 있는 것으로 나타났다[2].
가족 중 자녀와 가장 많은 시간을 보내며 상호작용하는 주양육자는 대부분 어머니로 자녀의 전반적인 성장발달에 중요한 영향을 미치고 있다. 특히 자녀가 청소년기에 이르면 어머니와 자녀 모두 도전을 맞으며 생의 발달위기를 경험하게 된다[3]. 사춘기 발달을 겪는 청소년과 중년기를 맞이한 어머니의 변화는 부모와 자녀관계에 긴장과 갈등을 초래하는 경우가 많기 때문이다[4]. 예를 들면, 청소년 자녀는 자아정체감 형성과 심리적 독립을 추구하며 새로운 발달과업을 이루어 가게 되는데, 이때 자녀는 부모의 통제와 간섭으로부터 탈피하여 독립성을 인정받고 싶어 한다[3]. 따라서 자녀는 부모의 권위에 도전하게 되고, 가족 내 규율과 어머니의 역할에 대해서도 조정을 요구하게 되는데, 이 과정에서 어머니와 청소년 자녀 간에는 역할 긴장과 갈등이 고조되고 어머니는 양육 스트레스를 경험하게 된다[5]. 청소년 자녀를 둔 대부분의 어머니들은 폐경과 함께 노화현상이 시작되는 중년기의 여성으로 다양한 신체적 및 심리적 변화로 가족들의 적극적인 돌봄과 간호가 필요한 취약한 대상이다[6]. 하지만 노부모를 부양해야 하는 전통적인 역할 부담과 자녀나 남편과의 관계에서 직면하게 되는 새로운 도전으로 스트레스가 높아지고 있다[67].
일반적으로 중년여성의 청소년 자녀 양육 스트레스는 부모기에 누구나 경험하는 스트레스로 여겨 중요하게 다루지 않고 있으며 아직까지 전문적인 관심이 부족한 실정이다[5]. 양육 스트레스와 관련된 선행연구들은 다수 있으나 영유아기 자녀를 대상으로 한 경우가 79.0%로 청소년기 자녀에 대한 양육 스트레스는 0.9%에 불과하므로[8], 청소년의 정신건강뿐만 아니라 어머니인 중년기 여성과 가족의 정신건강을 돕기 위해서는 청소년 자녀를 둔 어머니를 대상으로 양육 스트레스를 연구하는 것이 필요하다.
지금까지의 자녀양육 관련 선행연구들을 살펴보면, 공통적으로 어머니가 자녀로 인해 스트레스를 인지할수록 자녀를 부적절하게 양육하는 것으로 나타났다[3459]. 구체적으로 어머니의 양육 스트레스는 자녀의 자아개념과 대응양상에 부정적인 영향을 미치고 있었으며, 청소년의 우울과도 높은 상관관계가 있는 것으로 나타났다[9]. 또한 청소년 자녀 양육과정에 외상경험이 있다고 응답한 대상자는 48.4%에 달하였으며, 청소년 자녀 양육 스트레스와 어머니의 외상 후 성장이 유의한 부적 상관관계를 보이기도 했다[5]. 그 외에도 어머니의 양육 스트레스는 자녀의 부적응 형태인 공격성, 과잉행동 및 불안에 영향을 미치고 사회적 능력을 감소시키며[10], 학교생활적응력도 떨어뜨리는 것으로 나타났다[4]. 이러한 연구결과들은 양육 스트레스가 어머니 자신이나 자녀에게 상호 호환적으로 부정적인 영향을 미치고 있음을 보여주는 것으로, 양육 스트레스는 이들의 성숙과 발달을 저해하는 중요한 정신건강문제가 되고 있다[8]. 따라서 우리나라 어머니의 양육 스트레스를 줄이기 위해서는 건강관리자가 이들의 양육 스트레스를 폭넓게 이해하고 정확하게 평가하기 위한 노력이 선행되어야 한다.
기존의 Abidin [11]과 Crnic과 Greenberg [12]가 개발한 양육 스트레스 척도는 부모자녀의 관계에서 스트레스를 측정하는 데 타당한 척도로 우리나라에서도 많이 사용되어 왔으나 우리 문화권에서 사용하기에는 적절하지 않은 문항이 포함되어 있고, 특히 청소년 자녀 양육 스트레스를 측정하기에는 적합하지 않다. 이에 Sung [13]은 청소년의 정신심리적 발달에 중요한 영향을 미치고 있는 부모의 자녀양육 스트레스 경험을 심층적으로 조사하고 이를 반영한 신뢰도와 타당도가 높은 표준화된 한국형 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구를 개발하였다. 그러나 이 도구는 부모의 양육 스트레스를 모두 측정하도록 포괄적인 내용으로 구성되어 있어 어머니를 대상으로 측정할 때 문항을 단축할 수 있을 것으로 보인다. 왜냐하면 원도구의 51개 설문문항 중 ‘내 자녀는 쉽게 포기해서 걱정이다’와 ‘내 자녀에게는 도전정신이 필요하다’, 그리고 ‘나는 자녀에 대해 죄책감을 느낀다’와 ‘나는 싫어하는 자녀에 대해 죄의식을 느낀다’처럼 일부 의미가 중복되는 문항들이 있었다. 이에 대해 Lee와 Moon [14]은 측정도구의 문항이 많고 내포하는 의미가 반복될 경우 응답자의 집중력이 저하되고 다른 도구와 합쳐서 설문을 실시할 경우 응답자의 부담이 커져 효율성이 떨어지므로 응답의 완전성과 정확성이 감소될 위험이 있다고 지적하였다. 또한 Sung과 Lee [5]가 양육 스트레스로 인해 외상을 경험한 경우 해결되지 않은 감정으로 양육에 대해 지나치게 부정적인 평가를 할 수 있다고 하였다. 실제 양육과 관련하여 심리적 외상 수준의 강한 경험을 한 대상자만 선별한 연구[5]의 양육 스트레스는 대상자를 선별하지 않은 연구대상자[913]의 양육 스트레스보다 훨씬 높았다. 특히 이들 연구에서 부모의 청소년 자녀와의 상호작용은 60% 이상의 점수 차이가 나타났는데, 이는 청소년 자녀를 둔 어머니의 일반적인 양육 스트레스를 측정하기 위한 단축형 도구 개발에서 문항선정 과정을 일부 왜곡할 수 있는 요인이다. 따라서 청소년 자녀를 둔 어머니를 대상으로 한 양육 스트레스를 보다 객관적으로 사정하기 위해 대상자를 선별하여 원도구를 재평가하고 정련화할 필요가 있다.
이상과 같이 주로 자녀 양육을 책임지고 있는 어머니를 대상으로 양육 스트레스를 연구하는 경우가 많고, 측정 결과가 정확하고 보다 간결하면서 효율성이 높은 도구가 필요하므로 본 연구자는 청소년 자녀 양육 스트레스의 원도구를 토대로 단축형 도구의 개발을 시도하였다. 이는 응답자의 부담을 줄이고, 청소년 정신건강을 담당하고 있는 일선 교사나 일차정신건강전문가, 그리고 지역사회에서 중년여성의 정신건강을 돌보는 전문가들이 양육과 관련된 정신건강문제를 사정하고 중재의 효과를 평가하는 데 보다 용이한 어머니 대상의 단축형 도구의 개발을 목표로 한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 한국 부모의 청소년 자녀 양육 스트레스 경험내용을 근거로 개발된 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구 51개 문항에 대한 단축형 도구를 개발하고 신뢰도와 타당도를 검증하는 방법론적 연구이다.

2. 연구대상

본 연구에서는 2개 대도시에 거주하는 청소년 자녀를 둔 중년여성을 대상으로 연구참여를 원하고 동의한 자를 대상으로 양육 스트레스에 대한 설문조사를 실시하였다. 연구대상자는 모집대상 지역의 일반중학교에 재학 중인 청소년 자녀를 둔 40~64세의 중년여성으로 신문전단광고와 설명회를 통해 모집하였으며, 본 연구의 목적을 이해하고 연구참여에 서면 동의한 자로 하였다. 표본크기는 요인분석을 실시할 경우 문항 간 상관관계가 강하고 요인이 분명한 경우 100~200명의 표본크기로 요인분석이 가능함[15]을 근거로 결정하였다. 따라서 표본크기가 이를 충족할 때까지 소그룹으로 설문조사를 진행하였으며, 그 결과 전체 기초조사 대상자는 총 443명이었다. 불성실한 응답이 포함된 설문지 36부와 양육에 대해 지나치게 부정적인 평가를 하고 현재의 양육 스트레스를 올바르게 반영할 수 없다고 판단되는 외상경험이 있다고 응답한 설문지 197부[5]를 제외하고 최종 210부를 분석하였다. 외상경험자는 기초설문 조사에서 (1) 양육 스트레스로 인한 외상경험 유무와 (2) 자녀양육과 관련하여 경험한 충격적이고 강한 부정적인 감정을 유발한 사건을 작성하도록 하여 선별하였다.

3. 연구도구

본 연구에서는 연구자가 개발한 일반적 특성 10문항(성별, 나이, 동거가족 유무 등)과 청소년 자녀양육 스트레스 측정도구를 개발한 Sung [13]의 도구를 승인 후 사용하였다. 이 도구는 부모의 청소년 자녀에 대한 평가 영역, 부모의 자신에 대한 평가 영역, 부모의 청소년 자녀와의 상호작용에 대한 평가 영역의 3개 하부영역으로 구성된 총 51개 문항의 자기보고식 4점 척도로 ‘전혀 아니다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 4점으로 구성된다. 점수의 범위는 51~204점으로 점수가 높을수록 양육 스트레스가 높은 것을 의미한다. 원도구 연구에서 양육 스트레스 도구의 Cronbach's α값은 .94였으며, 하위범주별로는 부모의 청소년 자녀에 대한 평가 영역 .80, 부모의 자신에 대한 평가 영역 .88, 부모의 청소년 자녀와의 상호작용에 대한 평가 영역 .90이었다. 본 연구에서는 양육 스트레스 도구의 Cronbach's α값이 .96이었으며, 부모의 청소년 자녀에 대한 평가 영역 .87, 부모의 자신에 대한 평가 영역 .92, 부모의 청소년 자녀와의 상호작용에 대한 평가 영역 .89였다.

4. 자료수집

본 연구의 자료수집은 소속기관 연구윤리심의위원회 (GIRB-A19-U-0043)의 승인을 받은 후 시행되었다. 2018년 9월에 2개 대도시에서 신문전단광고와 고등학교 입시설명회 학부모 모임을 통해 대상자를 모집하였다. 전단광고를 통해 모집된 대상자의 경우 지역주민센터 상담실에서, 입시설명회를 통해 모집한 대상자의 경우 입시설명회가 끝난 후 학교 강당에서 연구자가 직접 연구의 목적과 절차를 자세히 설명하고 설문응답을 받았다. 설문 응답내용은 익명으로 처리되며 조사 도중 연구참여를 원하지 않을 때는 언제든지 중단할 수 있고, 응답결과는 오직 순수한 연구목적으로만 사용하게 됨을 알리고 서면동의를 받았다. 서면에 동의한 대상자에게는 설문지를 나누어주고 응답하게 하였으며 1회 30~50명 정도로 총 9회에 걸쳐 집단 설문조사를 실시하였다.

5. 자료분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS/WIN 21.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 먼저, 대상자의 일반적 특성은 실수와 백분율, 그리고 평균값과 표준편차를 구하였다. 연구변수는 평균값과 표준편차를 구하고, 그리고 연구자료에 대해 Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)과 Bartlett 검정을 실시한 후 하위영역별로 탐색적 요인분석을 실시하였다. 이는 본 연구가 원도구의 문항을 축약하기 위한 연구로 전체 51문항에 대해 탐색적 요인분석을 실시할 경우 문항의 탈락률이 높아지므로 하위영역별로 설명력이 높은 문항을 선별하는 탐색적 요인분석을 실시한 것이다. 또한 단축형 도구에 원도구의 하위영역이 잘 반영될 수 있도록 각 하위영역 내에서 누적설명비율이 70% 이상인 문항을 우선적으로 포함하고[16], 설명비율이 70% 미만인 경우는 전문가 타당도 검증을 통해 문항의 포함 혹은 탈락 여부를 결정하였다. 이는 요인분석이 측정변수들의 공통적인 의미가 무엇인지를 파악하여 요인의 의미를 부여하는 것으로[17] 양육 스트레스의 포괄적인 평가를 위해서는 70% 미만인 요인에 대해서도 전문가로부터 문항의 타당도 검증(Content Validity Index, CVI)을 실시하는 것이 필요하기 때문이다. 다음으로 확인적 요인분석을 통해 수렴타당도를 확인하였다. 그리고 원도구와 단축형 도구의 문항이 얼마나 일치하는지 알아보기 위해 Pearson's Correlation Coefficients (PCC)와 Intra-class Correlation Coefficients (ICC) 값을 구하고, 선형회귀분석에서의 수정된 결정계수 값(adjusted R2)을 산출하였으며, 마지막으로 단축형 도구의 신뢰도 검증을 위해 Cronbach's α값을 구하였다.

연구결과

1. 대상자의 일반적 특성

본 연구대상자는 청소년 자녀를 양육하는 어머니 210명이었으며, 일반적 특성은 Table 1과 같다. 먼저 대상자의 나이는 평균 44.76±3.74세로 45세 미만이 111명(52.8%), 45~50세 미만 73명(34.8%), 50세 이상은 26명(12.4%)이었다. 자녀 성별은 여자 103명(49.0%), 남자 107명(51.0%)이었다. 자녀 나이는 평균 14.06±0.76세였으며, 학년은 2학년이 103명(49.1%)으로 가장 많았고, 3학년 61명(29.0%), 1학년 46명(21.9%) 순이었다. 종교는 없는 경우가 118명(56.2%)으로 절반 이상이었고, 종교가 있는 92명(43.8%)의 신앙생활 충실도는 충실한 경우 71명(33.8%), 보통인 경우 91명(43.3%), 불충실한 경우 48명(22.9%)이었다. 청소년 자녀수는 2명인 경우 110명(52.4%)으로 가장 많았고, 1명이 71명(33.8%), 3명 이상이 29명(13.8 %)순이었다. 동거가족은 배우자와만 사는 경우 190명(90.5%), 배우자 없이 부모와 같이 사는 경우는 15명(7.1%), 배우자 없이 혼자 자녀를 양육하는 경우 3명(1.4%), 그리고 부모와 배우자가 모두 같이 사는 경우 2명(1.0%) 순이었다. 경제수준은 상위 34명(16.2%), 중위 115명(54.8%), 하위 61명(29.0%)이었다. 직업은 전문직 47명(22.4%), 사무직 33명(15.8%), 생산직 24명(11.4%), 서비스직 36명(17.1%), 기타 70명(33.3%)이었다. 양육에 대한 보람 정도는 만족 9명(4.3%), 보통 94명(44.8%), 불만족 107명(50.9%)이었으며, 배우자와 양육에 대해 의견이 일치하는 정도는 일치 85명(40.5%), 보통 104명(49.5%), 불일치 21명(10.0%)이었다. 양육과정에 경험한 자신의 건강상태는 건강 82명(39.0%), 양호 126명(60.0%)이었으며 불량하다고 한 경우도 2명(1.0%)이었다.

2. 타당도 검증

1) 구성타당도

일반적으로 KMO 값이 .50 이상이고 Bartlett 구형성 검증에서 적합한 것으로 나타나면 탐색적 요인분석을 실시할 수 있는데, 본 연구의 원도구는 KMO 표본적합성측도에서 2개의 문항으로 구성된 요인 7 부모의 자녀에 대한 태도(KMO=.50)를 제외하고는 범위가 영역별로 .59~.90이었고, Bartlett 구형성 검증도 x2값의 범주가 42.13~788.36 (p<.001)으로 모두 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 단축형 도구도 KMO 표본적합성측도에서 2개의 문항으로 구성된 요인 4 자녀의 친구관계, 요인 7 부모의 자녀에 대한 태도, 그리고 요인 9 과거 양육 받은 경험(KMO=.50)을 제외하고 범위가 영역별로 .68~.80, Bartlett 구형성 검증 결과는 x2값 범주가 42.13~432.90 (p<.001)으로 모두 통계적으로 유의하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 요인추출은 주축요인추출방법(principal axis factoring)으로 하고, 요인회전은 베리맥스(varimax) 회전법을 사용하였다.
청소년 자녀 양육 스트레스 원도구의 요인별로 요인적재량이 높은 것부터 문항을 선정하고 누적설명비율을 확인하였다(Table 2). 그 결과 원도구의 51개 문항 중 34개 문항이 선택되었다. 구체적으로 살펴보면 먼저, 요인 1에서 자녀의 문제행동은 5개 문항 중 3개 문항이 선정되고 누적설명비율은 68.3%였으며, 요인 2는 자녀의 부정적 기질과 정서적 문제로 4개 문항 중 3개 문항이 선정되고 누적설명비율이 78.1%였다. 요인 3은 자녀의 성취력으로 4개 문항 중 3개 문항이 선정되고 누적설명비율은 68.5%였으며, 요인 4는 자녀의 친구관계로 3개 문항 중 2개 문항이 선정되고 누적설명비율이 78.7%였다. 요인 5는 자아욕구 실현의 어려움으로 6개 문항 중 3개 문항이 선정되고 누적설명비율은 74.9%였으며, 요인 6은 자녀양육의 유능감으로 5개 문항 중 3개 문항이 선정되고 누적설명비율은 71.2%였다. 요인 7은 부모의 자녀에 대한 태도로 2개 문항 모두 선정되고 누적설명비율은 71.4%였으며, 요인 8은 자녀에 대한 감정표현으로 4개 문항 중 3개 문항이 선정되고, 누적설명비율은 69.3%였다. 요인 9는 과거 양육 받은 경험으로 3개 문항 중 2개 문항이 선정되고 누적설명비율이 78.5%였으며, 요인 10은 자녀와의 정서적 친밀감으로 7개 문항 중 4개 문항이 선정되고, 누적설명비율은 73.0%였다. 요인 11은 자녀의 부모에 대한 태도로 4개 문항 중 3개 문항이 선정되고 누적설명비율은 72.3%였으며, 요인 12는 자녀에 대한 관심으로 4개 문항 중 3개 문항이 선정되고, 누적설명비율은 65.2%였다. 본 연구의 단축형 도구는 요인별로 누적설명비율이 65.2%에서 78.7%로 70% 미만인 요인이 전체 12개 중 4개(요인 1, 3, 8, 12)로 나타났다. 이들 4개 요인의 4번, 10번, 33번, 49번 문항 제거 시 누적설명비율을 75.0%이상으로 올릴 수 있으나, 원도구의 문항이 청소년 자녀에 대한 양육경험을 토대로 개발된 것으로 문항을 단축하는 데 신중을 기할 필요가 있다. 이에 연구자는 8명의 전문가로부터 4개 문항에 대해 타당도 검증을 받았으며, 그 결과 모든 문항이 타당한 것으로 나타났다(CVI=.85). 따라서 최종 단축형 도구는 원도구 51개 문항 중 34개 문항이 추출되었다.

2) 수렴타당도

확인적 요인분석을 통해 수렴타당도를 검증한 결과, 모든 문항들의 표준요인부하량(standardized factor loading)은 .50 이상으로 높았으며, 개념 신뢰도(construct reliability)는 .70이상, 분산추출지수(average variance extracted)는 .50 이상으로 수렴타당도 역시 만족하는 것으로 나타났다. 청소년 자녀양육 스트레스 측정도구의 단축형 34개 문항과 원도구 51개 문항의 상관계수(PCC)는 청소년영역 .98, 부모영역 .98, 청소년-부모관계영역 .98, 그리고 도구 전체는 .99였다. 급내상관계수(ICC)는 청소년영역 .97, 부모영역 .98, 청소년-부모관계영역 .98, 그리고 도구 전체는 .99였다. 선형회귀분석 결과 나타난 수정된 결정계수는 청소년영역 .95, 부모영역 .95, 청소년-부모관계영역 .97, 그리고 도구 전체는 .98이었다(Table 3).

3) 판별타당도

청소년 자녀 양육 스트레스 단축형 도구의 12개 하위항목들의 개념이 서로 분리되어 있는지 알아보기 위하여 분산추출지수와 개념들 간 상관제곱의 크기를 비교하였다. 판별타당도 검증 결과, 분산추출지수는 .71~.84였으며, 상관계수의 제곱은 .08~.70으로 분산추출지수가 상관계수의 제곱보다 큰 것으로 나타나 개념들이 서로 분리되어 있다고 할 수 있다(Table 4).

3. 신뢰도 검증

청소년 자녀 양육 스트레스 단축형 도구의 34문항에 대한 전체 신뢰도는 .94로 매우 높았으며, 하위영역별로는 청소년영역 .83, 부모영역 .88, 청소년-부모관계영역 .88이었다(Table 3).

논의

본 연구는 기존의 51문항 자기보고식 척도인 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구로부터 단축형 도구를 개발하고자 시도된 것으로 연구결과 34문항의 신뢰도와 타당도가 높은 도구를 개발하였다. 원도구와 마찬가지로 단축형 도구도 청소년 자녀에 대한 평가 영역, 자신에 대한 평가 영역, 청소년 자녀와의 상호작용에 대한 평가 영역의 3개 하부영역으로 구성되었다. 어머니의 청소년 자녀 양육 스트레스를 측정하기 위한 도구로 개발되었고, 연구결과를 토대로 논의하면 다음과 같다.
본 연구의 대상자는 청소년 자녀를 양육하는 어머니 210명으로 45세 미만의 전업주부로 경제수준은 중위층이 많았으며, 이는 원도구의 연구대상자와 유사한 일반적 특성으로 대상자의 동질성을 일부 유지하였다고 할 수 있다. 아울러 추후 일반적 특성에 따른 양육 스트레스를 비교하고자 할 때 도구 개발연구에서의 대상자 분포를 반영하여 연구결과를 해석하는 것이 바람직하다. 단축형 도구에 의한 양육 스트레스는 69.64점으로 하위영역별로는 자녀에 대한 평가영역이 21.19점, 자신에 대한 평가영역이 28.80점, 자녀와의 상호작용에 대한 평가영역이 19.66점이었다. 이는 원도구를 34문항 점수로 환산했을 때 전체점수인 70.01점보다 약간 낮고[13], 양육과 관련하여 심리적 외상 수준의 강한 경험을 한 대상자의 환산 점수인 95.71점보다는 훨씬 낮은 점수였다[5]. 원 도구의 대상자가 외상경험을 선별하지 않은 대상자였거나 부모를 모두 포함해서 나타난 차이였을 수 있으며, 양육과 관련하여 심리적 외상 수준의 강한 경험을 한 대상자 집단이었기 때문에 양육 스트레스 점수가 높았다고 할 수 있다. 따라서 어머니의 양육 스트레스를 측정할 때 대상자의 특성과 양육과 관련하여 심리적 외상수준의 강한 경험의 유무를 확인하고 이를 반영하여 결과를 해석할 필요가 있다. 즉, Abidin [11]이 설명한 바와 같이 어머니의 양육 스트레스는 삶의 맥락적 측면에서 이해되고 중재되어야 하므로 이러한 관련 요소들이 구체적으로 조사되어야 한다. 또한 이 도구를 양육 스트레스가 높은 집단을 대상으로 한 중재연구에 적용할 경우에는 관련 외상경험의 유무를 사전에 조사하고 이를 간호할 수 있는 중재방안이 함께 모색되어야 양육 스트레스 감소에 효과적일 것으로 생각된다.
본 연구자는 청소년 자녀에 대한 양육경험을 토대로 개발된 원도구의 포괄성을 유지하기 위해 누적설명비율이 70% 미만인 4개 문항에 대해 전문가 타당도를 실시하고 단축형 도구에 이들 문항을 포함하였으며, 확인적 요인분석을 통해 수렴타당도를 검증하였다. 청소년 자녀를 양육하는 어머니를 대상으로 한 단축형 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구는 원도구의 부모의 청소년 자녀에 대한 평가 영역 16개 문항 중 11개의 문항이 추출되었는데 자녀의 학교생활 2개 문항(2~3번), 자녀의 문제행동 1개 문항(4번), 자녀의 기질과 감정상태 3개 문항(6~8번), 자녀의 학업성취 1개 문항(10번), 자녀의 장단점 2개 문항(11~12번), 자녀의 친구관계 2개 문항(14~15번)이 추출되었다. 본 연구에서는 ‘내 자녀는 감정변화가 심하다’와 ‘내 자녀는 불안정하다’, ‘내 자녀는 쉽게 포기해서 걱정이다’, ‘내 자녀는 함께 노는 친구가 많은 편이다’가 모두 높은 점수를 나타냈다. 청소년기는 그 어느 때보다 신체적 변화와 더불어 성격이나 정서적인 면에서 많은 변화를 겪게 되면서 심리적으로 매우 불안정하고 민감한 행동특성들을 보이게 된다[3]. 또한 독립된 개체로서 자신을 깨닫기 시작하며 또래와의 사회적 작용에 민감한 시기이면서 자기중심적인 성향을 보인다[12]. 이 시기에는 가족관계에서 벗어나 친구들과 동질성을 느끼며 강한 집단을 형성하게 되고, 반대로 부모에 대한 반항심이 강해지는데, 이러한 발달기적 특성에 대한 이해부족과 청소년 자녀의 성적저하, 자녀의 폭언이나 폭행, 학교에서 자녀가 따돌림을 받는 경우[5]에 어머니는 양육 스트레스가 높아진다. 본 연구에서 ‘내 자녀는 선생님에 대해 불만이 많다’는 문항이 추출되지 않은 것은 지난 10여 년간 교사의 권위가 낮아지고, 학교교육에 대한 중요성이 점점 줄어듦에 따라 부모와 교사의 관계가 과거 수직적 양상에서 수평적 양상으로 변화됨으로써[18] 자녀의 교사에 대한 불만을 심각하게 받아들이지 않은 것으로 생각되며, 그 결과 양육 스트레스에 크게 영향을 미치지 않은 것으로 해석된다. 한편, 한국의 부모는 부모와 자녀를 하나로 지각하는 경향이 있으며, 유전적 성격특성의 하나인 기질[19]에 대해서도 자신의 책임으로 인식하고 있어, 부정적인 평가는 기피하는 경향이 있다. 따라서 본 연구에서 ‘내 자녀는 좋지 않은 기질을 가지고 있다’의 문항은 추출되지 않았으며 이러한 경향성이 반영된 결과로 보인다.
부모의 자신에 대한 평가 영역에서는 원도구의 20개 문항 중 13개의 문항이 단축형 문항으로 추출되었는데, 자아실현 3개 문항(19~21번), 자녀양육의 유능감 2개 문항(23, 24번), 자녀형제관계에서의 역할 1개 문항(27번), 부모의 자녀에 대한 태도 2개 문항(28, 29번), 자녀에 대한 감정표현 3개 문항(30, 32, 33번), 자신의 부모와의 관계 2개 문항(35, 36번)이었다. 본 연구에서는 ‘나는 싫어하는 자녀에 대해 죄의식을 느낀다’와 ‘나는 부모에게 애정을 느낀다’가 점수가 높았다. 이는 초감정(meta-emotion)은 정서에 대한 느낌과 생각을 일컫는 개념으로 부모들이 자신 또는 아동의 정서인식 및 조절에 대하여 가지고 있는 일련의 관점 및 태도로 이해될 수 있으며[20], 유년시절 자신의 부모와의 감정형성 과정에서 만들어진 정당화 기제가 자녀에게도 나타나는 것으로 보인다. Kim [21]의 연구에서 양육자의 가족체계 기능이 긍정적일수록 부모의 자존감과 양육태도도 긍정적인 것으로 나타났는데, 이는 부모의 양육태도가 세대를 통해 전이되며 어린 시절 자녀와 양육자 간의 상호작용의 특성이 내면화되어 성인이 된 후 자녀와의 관계에 영향을 미치기 때문이다[22]. 부모가 교육적 관여를 많이 하는 것은 자녀교육에 대한 관심과 포부가 높은 것을 의미하며, 교육에 어려움을 적게 느끼는 것으로 알려져 있고 이러한 부모의 교육적 관여는 경제적 자원과 자녀교육을 할 수 있는 부모의 시간적 여유와 같은 가정의 내적 요인에 의해 좌우된다[23]. 본 연구대상자의 경우 대부분의 경제적 수준이 중상위로 다수가 자녀교육에 관여할 수 있는 내적 요인을 가지고 있다고 볼 수 있다. 대상자의 이러한 특성은 ‘나는 자녀로 인해 친구들을 잘 만나지 못한다’나 ‘나는 자녀에 대해 죄책감을 느낀다’ 등의 문항이 탈락하는 데 일부 영향을 미쳤을 수 있다. 왜냐하면 Sung과 Lee [5]의 연구에서도 경제적 수준이 중상위거나 시간적으로 여유가 있을 것으로 생각되는 어머니가 가정주부인 경우 유의하게 양육 스트레스 점수가 낮았기 때문이다.
부모의 청소년 자녀와의 상호작용에 대한 평가 영역에서는 원도구의 15개 문항 중 10개의 문항이 단축형 문항으로 추출되었는데, 자녀와의 정서적 친밀감 2개 문항(39, 40번), 자녀양육의 유능감 2개 문항(41, 42번), 자녀의 부모에 대한 태도 3개 문항(44~46번), 자녀에 대한 관심 3개 문항(49~51번)이 추출되었다. 본 연구에서는 ‘자녀는 나에게 어려움을 이야기한다’와 ‘내 자녀는 나에게 함부로 말한다’가 점수가 높았다. 이 중 ‘자녀는 나에게 어려움을 이야기한다’는 역문항으로 점수가 높다는 것은 자녀가 어머니와 의사소통을 잘 하지 않음을 의미한다. 의사소통은 인간관계에서 가장 보편적이며 기본적인 수단으로, 이를 통해 서로의 생각이나 감정 등을 공유하고 공통적인 이해를 도모할 수 있다[24]. 하지만 한국 가족은 부모와 자녀 간 의사소통의 양이 부족할 뿐만 아니라, 그 유형에 있어서도 부모와 자녀 서로가 기대에 못 미치는 불만족스러운 경우가 많다[25]. 특히, 청소년기 자녀는 이전에 부모와 가졌던 수직적인 관계에서 벗어나 수평적인 관계를 추구하며[3-5], 이것이 충족되지 못할 경우 부모와 거리를 두고 개별화 과정에 몰입하게 되므로[26] 자녀와 의사소통하기는 더욱 어려워진다. 이러한 현상은 어머니의 양육 스트레스를 높이는 요인이 되므로 본 연구에서 점수가 높게 나타난 것으로 생각된다.
다음으로 34개 문항의 단축형 도구가 원도구를 잘 반영하는지 확인하기 위하여 각 영역별 평균 점수와 총점의 평균을 이용하여 선형회귀분석을 실시하였다. 또한 원도구와 단축형 도구의 상관분석을 시행하여 수렴타당도를 검증하고 마지막으로 단축형 도구와 원도구의 일치 정도를 확인하기 위한 신뢰도 검정방법으로 원도구와 측정 점수의 급내상관계수를 구하였다. 그 결과, 단축형이 원도구를 98.6% 설명하고, 원도구와 단축형 도구의 상관계수도 .98로 높게 나타나 단축형 도구가 원도구와 거의 동질하게 수렴되고 있음을 확인하였다. 또한 원도구와 단축형 도구의 일치성은 하위 영역에서 모두 .80 이상이고 전체문항에서는 .94로 높게 나타나 원도구 문항의 약 34%가 감소한 34개 문항만으로도 원도구를 충분히 반영함을 검증하였다. 청소년 자녀 양육 스트레스 단축형 도구의 34문항에 대한 전체 신뢰도 역시 .94로 매우 높았으며 단축형 도구를 개발한 선행문헌 중 당뇨 환자를 대상으로 개발한 단축형 당뇨병 임파워먼트 측정도구[27]의 전체 신뢰도는 .85, 일반 성인을 대상으로 개발한 한국판 DSM-5 (Diagnostic and Statistical Manual of mental disorders, 5th edition) 성격질문지 단축형[28] .76보다 높은 수준이었고, 간호대학생을 대상으로 개발한 생명의료 윤리의식 측정도구 단축형[14]의 전체 신뢰도 .96과 유사한 수준이었다. 따라서 본 연구에서 어머니를 대상으로 타당도와 신뢰도가 매우 높은 단축형 청소년 자녀 양육 스트레스 도구를 개발하였다고 할 수 있다.
국외에서 개발된 양육 스트레스 측정도구인 Abidin [11]의 Parenting Stress Index는 1990년대 후반의 미국의 영유아를 대상으로 하였으므로, 국내의 간호 연구에 적용하기에는 문화적 속성이 달라 한국적 상황을 반영하지 못하며, 청소년 시기의 발달특성과 2000년 이후의 시대변화를 반영하지 못한다는 제한점이 있었다. 본 연구에서 개발된 양육 스트레스 단축형 도구는 현재 청소년 자녀를 양육 중인 중년여성을 대상으로 개발함으로써 이러한 시대적 변화를 반영하였고, 문항 수가 줄어 이전 도구에 비해 간결하고 사용이 용이한 장점이 있다.
그러나 본 연구는 다음과 같은 제한점을 기반으로 추후 연구에 대한 제언을 한다. 도구의 신뢰도를 Cronbach's α값으로만 검증하였으며, 타당도 역시 구성타당도와 수렴타당도만 검증함으로써 충분한 검증을 하지 못하였다. 일반적으로 도구의 타당화 연구에서는 해석적 논거의 추론과 가정에 부합하는 확보 가능한 모든 증거를 수집함으로써 타당도의 논거를 명확히해야 한다[29]. 따라서 도구를 정련화하기 위해 다각적인 검증 방법을 시도하고, 검사-재검사 방법을 통한 신뢰도 검증이나 동시 타당도 검증 등의 방법을 추가해 볼 것을 제언한다. 또한 아버지를 대상으로 하는 양육 스트레스 도구도 개발하여 두 집단 간의 양육의 특성을 비교하고 이를 반영한 차별화된 중재연구의 토대를 마련해 볼 것을 권장한다. 그리고 다문화 가정의 부모나 특수계층 등의 다양한 특성의 대상자를 모집하여 반복연구를 실시하고 도구의 적합성을 지속적으로 검증해 나가며 제한점을 보완할 수 있기를 제안한다. 이상의 제한점에도 불구하고, 본 연구는 기존의 양육 스트레스 측정도구의 단축형 도구를 어머니를 대상으로 개발함으로써 청소년 자녀 양육의 질을 높이고 어머니와 자녀의 정신건강을 증진시키는 데 필요한 평가도구를 제공하였다는 데 그 의의가 있다.

결론

본 연구는 한국 부모의 자녀 양육경험을 반영한 청소년 자녀 양육 스트레스 측정 원도구로부터 어머니를 대상으로 하는 단축형 도구를 개발하기 위해 실시되었다. 연구자는 청소년 자녀 양육 스트레스를 측정하는 원도구의 문항에 대해 요인분석을 실시하여 34문항의 단축형 예비도구를 구성한 후 신뢰도와 타당도를 검증하였다. 그 결과 원도구와 일치도가 높은 단축형 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구를 개발하였으며 높은 신뢰도와 타당도도 확보하였다. 본 연구에서 개발된 어머니 대상의 단축형 청소년 자녀 양육 스트레스 측정도구를 이용해 다양한 사회문화적 특성의 양육 스트레스를 비교 및 분석하고, 양육과 관련하여 심리적 외상수준의 강한 경험을 한 자를 감별하여 중재가 필요한 대상자를 선별하는 데 활용하길 바란다.

Figures and Tables

Table 1

General Characteristics of the Participants (N=210)

jkapmhn-28-287-i001

All categories included participants' adolescent children.

Table 2

Results of Factor Analysis for Short Form APSS (N=210)

jkapmhn-28-287-i002

Reverse scoring item; APSS=Adolescent Parenting Stress Scale; SE=standardized error; FL=standardized factor loading; CR=construct reliability; AVE=average variance extracted; *p<.001.

Table 3

Regression, Correlations, and Reliability between Original and Short Form APSS (N=210)

jkapmhn-28-287-i003

Raw scores of parenting stress; APSS=Adolescent Parenting Stress Scale; PCC=Pearson's correlation coefficient; ICC=intra-class correlation coefficient.

Table 4

Discriminant Validity of the Short Form APSS (N=210)

jkapmhn-28-287-i004

APSS=Adolescent Parenting Stress Scale; AVE=average variance extracted; F=factor.

Notes

CONFLICTS OF INTEREST The authors declared no conflicts of interest.

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ORCID iDs

Kyung Mi Sung
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Seung Min Lee
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