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서 론
1. 연구의 필요성
아동기는 인간의 생애주기 중 신체적, 정신적, 사회적으로 많은 발달과 변화를 경험하는 시기이다. 이 시기에 아동은 사회화 과정을 통해 자아존중감을 형성하고 삶에 대한 가치관을 형성하며 청소년과 성인이 된 후 삶에 대한 기초를 형성한다(Kim et al., 2020).
삶의 만족도는 다양한 삶의 영역에 대한 주관적인 만족감으로 자신의 삶에 만족하고 있는지 스스로 선택한 기준과 비교하여 평가하는 의식적인 판단 과정이다(Diener et al., 1985). 불행하게도 우리나라 아동청소년의 삶의 만족도는 Organization for Economic Co-operation and Development 22개국 가운데 20위로 매우 낮게 나타났다(Youm, 2019). 삶의 만족도는 지속적이고 안정된 특성이 있어 아동의 삶의 만족도가 낮아진다면 청소년 시기뿐만 아니라 성인기의 삶의 만족도 또한 저하된다고 예측할 수 있다(Kim & Han, 2017). 이에 따라 아동이 삶에 대한 긍정적인 태도와 자세로 성장하여 청소년 및 성인기 발달의 기초를 마련하기 위해서 아동의 삶의 만족도에 영향을 미치는 요인에 대한 탐색이 필요하다.
아동의 삶의 만족도는 외적 환경 요인과 개인 내적 요인에 따라 변화한다(Fujita & Diener, 2005). 부모는 아동이 태어나 처음으로 인간관계를 맺는 대상으로 아동의 사회적 정서적 발달의 원천이 된다(Kim et al., 2020). 이러한 부모의 자녀를 향한 행동을 양육태도라고 하며 이는 아동의 삶의 만족도에 매우 중요한 외적 환경 요인이다(Maftei et al., 2020). 또한 자아존중감과 우울은 아동의 삶의 만족도에 중요한 영향을 미치는 요인(Kim, 2019)으로 개인 내적 요인이라고 할 수 있다. 그러므로 아동의 삶의 만족도에 영향을 주는 외적 요인과 내적 요인을 연결 지어 관련성을 규명해 볼 필요가 있다.
자아존중감은 자신에 대한 주관적인 평가(Rosenberg, 1965)를 말하며, 삶의 만족도에 직접적인 영향을 미치는 요인이다. 자아존중감이 높은 사람은 자신을 가치 있고 적절한 존재로 여기며 바람직하다고 여겨(Rosenberg, 1965) 자신에 대해 만족하며 자신의 삶을 긍정적으로 평가하지만, 자아존중감이 낮은 사람은 자신이 가치 없다고 느끼고, 소외감, 열등감을 가지며 삶의 만족도가 낮아진다(Kurnaz et al., 2020). 우울은 불행한 기분이 만연되어 나타나는 심리적 경험, 주관적 슬픔을 수반하는 감정(Wicks-Nelson & Israel, 2000)으로 아동의 삶의 만족도를 위협하는 요인이다. 우울은 일에 집중하기 힘들고 삶에 즐거움을 느끼지 못하며 자신의 삶을 부정적으로 평가하는 경향이 높아 삶의 만족도를 낮춘다(Suh et al., 2019).
선행연구에 의하면 부모의 양육태도, 아동의 자아존중감, 우울은 상호 간에 영향을 미친다. 부모의 긍정적 양육태도는 아동의 높은 자아존중감과 부정적 양육태도는 아동의 낮은 자아존중감과 관계가 있었다(Pinquart & Gerke, 2019). 또한 부모의 애정적 양육태도는 아동의 낮은 우울(Chai et al., 2018)과 부정적 양육태도는 아동의 높은 우울과 관계가 있었다(Jeong, 2020). 이처럼 부모의 양육태도는 아동의 자아존중감과 우울에 영향을 미치며, 부모의 양육태도, 아동의 자아존중감, 우울은 아동의 삶의 만족도에 직접 또는 간접적인 영향을 미친다. 또한 아동의 자아존중감과 우울은 서로 높은 상관관계(Kim, 2019)가 있으며 낮은 자아존중감이 우울을 높인다는 연구 결과(Yu et al., 2019)를 바탕으로, 부모의 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 순차적 매개효과가 있을 것으로 예측해볼 수 있다.
그러나 부모의 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 매개효과에 관한 그동안의 연구는 아동을 대상으로 자아존중감의 단순 매개효과를 검증하는 연구(Kim & Lee, 2019), 청소년을 대상으로 자아존중감(Perez-Fuentes et al., 2019), 우울(Jeong, 2020)의 단순 매개효과를 검증하는 연구에 그쳤다. 그러므로 아동을 대상으로 하는 삶의 만족도와 개인 내적, 외적 영향 요인과의 관계를 통계적으로 검증하는 연구가 이루어질 필요가 있다. 아동의 삶의 만족도라는 복잡한 현상을 이해하기 위해서는 변인 간의 단순한 관계에 대한 조사만으로는 설명할 수 없기 때문에 그 현상을 온전하게 설명하기 위해서는 다수의 변인 간에 존재하는 직접적 그리고 간접적 관련성을 파악하는 것이 필요하다. 이에 이 연구에서는 아동이 인지한 부모의 양육태도가 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향을 파악하고, 아동의 자아존중감과 우울의 다중매개 효과를 검정하고자 한다. 선행연구에서 아동의 친구관계, 교사관계, 끈기가 삶의 만족도에 영향을 주는 요인으로 연구되었다(Jin & Chung, 2020). 따라서 이 연구에서 아동의 삶의 만족도에 미치는 변인들 사이의 관계를 명확하게 밝히기 위하여 교사관계, 친구관계, 끈기를 대상자 특성으로 선택하여 아동의 삶의 만족도와의 관계를 확인하고 통제하고자 한다.
4학년은 청소년기의 시작점으로 아직은 부모와의 관계에 영향을 받으며(Park, 2020) 자기 주도적으로 자아 정체감을 정립해 나가는 결정적 시기(Kim et al., 2020)이므로 이 연구는 전국의 아동을 대상으로 수집된 2018 한국아동·청소년패널조사 자료 중 초등 4학년 데이터를 기반으로 연구하였다. 부모 양육태도, 아동의 자아존중감, 우울이 아동의 삶의 만족도에 미치는 직·간접적인 관계를 파악함으로써 아동의 삶의 만족도를 증진하기 위한 중재 개발에 기초를 제공하고자 한다.
대상 및 방법
1. 연구 설계
이 연구는 부모의 양육태도가 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향을 확인하고, 이들 간의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 다중매개 효과를 확인하기 위한 서술적 상관관계 연구이며, 2018년 한국 아동·청소년패널조사 자료를 이용한 이차분석 연구이다.
2. 연구 대상
이 연구는 한국청소년정책연구원(National Youth Policy Institute, 2021)에서 제공하는 2018 한국아동·청소년패널조사 자료 중 초등학교 4학년 패널 자료를 활용하였다. 한국아동·청소년패널조사의 조사 모집단은 2018년 기준 초등학교 4학년 재학 중인 학생으로 표본추출은 다단계층화집락추출법(multistage stratified cluster sampling)을 사용하였으며 조사대상 학교는 확률비례추출법(probability proportional to size sampling)으로 추출되었다. 조사대상 학급은 한 학교당 한 개씩으로 무작위로 선정되었으며 선정된 학급 학생 전원을 대상으로 조사되었다. 최종 조사에 참여한 학교 수는 171개교, 초등학교 4학년 학생 2,607명이며 이 연구에서는 연구와 관련된 설문에 모두 응답한 학생 2,596명의 자료를 이용하여 분석하였다.
3. 연구 도구
1) 삶의 만족도
한국아동 · 청소년패널조사에서 사용한 삶의 만족도 도구는 Diener 등(1985)이 개발한 삶의 만족도 도구로 Jo와 Cha (1998)가 번안한 한국판 삶의 만족도 척도(K-SWLS Korean Version of the Satisfaction with the LIfe Scale)를 사용하였다. 이 척도는 삶에 대한 만족도라는 한 개의 공통요인을 반영하는 5개의 문항으로 이루어져 있다.
도구의 응답 척도는‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며 점수의 범위는 최저 5점에서 최고 20점까지이다. 각 문항의 점수를 합한 총점이 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다. Diener 등(1985)의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.87이었으며, 이 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.81이었다.
2) 부모의 양육태도
한국아동 · 청소년패널조사에서 사용한 부모의 양육태도 척도는 Skinner 등(2005)이 개발한 청소년용 부모양육태도척도(PSCQ_A: Parents as Social Context Questionnaire)를 Kim 과 Lee (2017)가 우리말로 번안한 한국판 부모양육태도척도(PSCQ_KA: Parents as Social Context Questionnaire for Korean adolescents)를 사용하였다.
긍정적 양육태도를 구성하는 요인은 따스함, 자율성지지, 구조제공으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지 4점 Likert 척도이다. 이 연구에서는 따스함, 자율성 지지, 구조제공 요인 각 4문항을 합하여 부모의 긍정적 양육태도 점수를 산출하였으며, 총 12문항으로 점수의 범위는 최저 12점에서 최고 48점까지이고 합산한 점수가 높을수록 부모의 양육태도가 더 긍정적임을 의미한다.
부정적 양육태도를 구성하는 요인은 거부, 강요, 비일관성으로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지 4점 Likert 척도이다. Process Macro 모형 설정의 기본 원칙을 고려하여, 이 연구에서는 역 문항으로 환산하여 사용하였으며 이 연구에서는 거부, 강요, 비일관성 요인 각 4문항을 합하여 부모의 부정적 양육태도 점수를 산출하였다. 총 12문항으로 점수의 범위는 최저 12점에서 최고 48점까지이고 합산한 점수가 높을수록 부모의 양육태도가 부정적이지 않음을 의미한다. Kim과 Lee (2017)의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.75–0.88이었다. 이 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.90이었으며 긍정적 양육태도는 0.90 부정적 양육태도는 0.83이었다.
3) 자아존중감
한국아동 · 청소년패널조사에서 사용한 자아존중감 측정 도구는 Rosenberg (1965)가 개발하고 Jon (1974)이 번안한 자아존중감 척도(Self-Esteem Scale)를 사용하였다. 총 10문항으로 긍정적 문항 5문항, 부정적 문항 5문항으로 구성되어 있다.
도구의 응답 척도는 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며 부정적인 문항은 역 환산하여 점수화하였다. 점수의 범위는 최저 10점에서 최고 40점까지이며 각 문항의 점수를 합한 총점이 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다. Lee 등(2009)의 연구에서 요인 분석을 통하여 구성타당도를 확인하였으며 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.75였다. 이 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.83이었다.
4) 우울
한국아동 · 청소년패널조사에서 사용한 우울 측정 도구는 Derogatis (1983)가 개발하고 Kim 등(1984)이 우리말로 번안한 도구이다. 보편적인 정신병리 90개 항목으로 구성된 자기보고 형태의 검사 도구인 간이정신 진단검사(SCL-90-R: Symptom Checklist-90-Revised) 중 수정된 우울척도 10문항을 사용하였다.
도구의 응답 척도는‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지 Likert 4점 척도로 구성되었으며 점수의 범위는 최저 10점에서 최고 40점까지이다. Process Macro 모형 설정의 기본 원칙을 고려하여, 이 연구에서는 역 문항으로 환산하여 사용하였으며 각 문항의 점수를 합한 총점이 높을수록 우울 정도가 낮음을 의미한다. Kim 등(1984)의 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.89였으며, 이 연구에서 도구의 신뢰도 Cronbach α는 0.89였다.
5) 대상자 특성
한국아동 · 청소년 패널조사에서 조사한 성별, 거주지 규모, 가족의 경제 수준, 가구 구성원, 학업 수준, 학교생활 만족도, 대상자의 교사관계, 친구관계, 끈기를 사용하였다. 교사관계는 Kim과 Kim (2009)이 개발한 학생-교사 애착관계도구(STARS: student-teacher attachment relationship scale)를 이용하여 측정되었으며 점수가 높을수록 교사와의 관계가 좋음을 의미한다. 친구관계는 Bae 등(2015)이 개발한 한국판 또래관계 질 척도로 측정되었으며 총 13문항 중 부정 문항은 역 환산하여 점수가 높을수록 또래관계의 질이 높음을 의미한다. 끈기는 Duckwork과 Quinn (2009)의 Grit Scale-Children 척도를 이용하여 측정되었으며 점수가 높을수록 끈기가 높음을 의미한다.
4. 윤리적 고려
이 연구는 한국 아동 · 청소년 데이터 아카이브 홈페이지에서 데이터양도 및 대여 금지, 데이터 무단 복제 배포 금지 등 주의사항에 동의 후 한국아동·청소년패널조사 2018 데이터를 다운로드하여 분석하였으며 연구자의 소속기관에서 생명윤리심의위원회의 심의면제 승인(IRB NO. 2021-05-011)을 받았다.
5. 자료 분석 방법
수집된 자료는 IBM SPSS Statistics ver. 25.0 (IBM Co., Armonk, NY, USA)통계프로그램을 이용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성과 부모의 양육태도, 자아존중감, 우울, 삶의 만족도의 정도는 빈도, 백분율, 평균과 표준편차, independent t-test, one-way analysis of variance, Scheffé test를 이용하였다. 등분산이 가정되지 않을 때는 Welch test, Games-Howell test를 이용하였다. 대상자의 특성 변수 중 연속변수와 삶의 만족도와의 관계는 Pearson correlation coefficient를 이용하여 분석하였다. 연구 변수 간의 상관관계는 일반적 특성에 따라 삶의 만족도에 차이가 있었던 변수의 효과를 통제하기 위하여 편상관분석을 실시하였다. 연구 변수 간의 직접 효과와 다중매개 효과를 검증하기 위하여 Process Macro Model 6을 이용하여 부트스트래핑(Bootstraping) 방식으로 10,000회로 지정하고 95% 신뢰구간의 모수 추정치를 구하였다.
이 연구에서는 부모의 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 영향을 분석할 때 통계적 유의수준을 0.001 미만으로 설정하였다. 그 이유는 표본 수가 크면 클수록 통계적으로 유의하다는 결과가 나올 가능성이 커지므로 1종 오류를 범할 위험이 증가하기 때문에 표본 수가 큰 경우에는 유의수준 설정에 주의를 기울여야 하기 때문이다(Khalilzadeh & Tasci, 2017). 이 연구의 대상자는 전국 초등학교 4학년 2,596명이므로 통계적 유의성 수준을 더 엄격한 기준인 0.001미만으로 설정하였다. 이는 관찰된 결과가 우연에 의해 나타날 가능성이 1,000번 중 1번 미만임을 의미하므로 이 연구가 통계적으로 더 엄격한 기준을 적용하여 변수 간의 관계를 규명하였다.
결 과
1. 아동의 삶의 만족도와 특성에 따른 차이
이 연구에 참여한 대상자의 일반적 특성은 남학생이 50.3% (1,307명)였고, 대도시 거주자가 42.5% (1,103명)였으며, 경제 수준은 보통수준인 경우가 77.8% (2,020명)였다. 부모와 자녀가 함께 거주하는 경우가 91.9% (2,387명)였으며, 학업 수준이 높다고 평가하는 경우가 64.7% (1,680명)였고, 학교생활은 만족하는 경우가 81.0% (2,104명)였다. 교사관계 점수는 56점 만점에 평균 41.95±6.81점이며 친구관계 점수는 52점 만점에 평균 39.84±5.46점, 끈기 점수는 32점 만점에 평균 20.19±2.67점이었다.
대상자의 삶의 만족도는 대상자의 경제 수준(F=17.88, p< 0.001), 가구구성원(F=13.21, p<0.001), 학업 수준(F=62.44, p< 0.001), 학교생활 만족도(F=85.77, p<0.001)에 따라 차이가 있었다. 또한 삶의 만족도는 교사관계(r=0.41, p<0.001), 친구관계(r=0.40, p<0.001), 끈기(r=0.09, p<0.001)와 유의한 상관관계가 있었다(Table 1).
Table 1.
Differences in life satisfaction based on general characteristics (N=2,596)
| Variable | No. (%) | Mean±SD | t/F/r (p-value) | Scheffé |
|---|---|---|---|---|
| Gender | ||||
| Male | 1,307 (50.3) | 15.55±2.80 | 1.03 | |
| Female | 1,289 (49.7) | 15.44±2.90 | (0.305) | |
| Regional size | ||||
| Metropolis | 1,103 (42.5) | 15.58±2.87 | 2.80 | |
| Small and medium-sized cities | 1,083 (41.7) | 15.53±2.67 | (0.060) | |
| Rural areas | 410 (15.8) | 15.20±3.21 | - | |
| Economic level | c<a, b | |||
| High a | 235 (9.1) | 15.99±2.88 | 17.88 | |
| Medium b | 2,020 (77.8) | 15.57±2.79 | (<0.001) | |
| Low c | 341 (13.1) | 14.70±3.07 | - | |
| Family composition | b<a | |||
| Parents and children a | 2,387 (91.9) | 15.58±2.81 | 13.21 | |
| Single parent and children b | 179 (6.9) | 14.50±3.07 | (<0.001) | |
| Etc. c | 30 (1.2) | 14.70±3.24 | - | |
| Academic achievement | c<b, d<a | |||
| High a | 1,680 (64.7) | 16.00±2.69 | 62.44 | |
| Medium b | 714 (27.5) | 14.81±2.75 | (<0.001) | |
| Low c | 72 (2.8) | 13.07±3.06 | - | |
| I don't know d | 130 (5) | 14.15±3.31 | - | |
| School life satisfaction | c<b<a‡ | |||
| Satisfied a | 2,104 (81) | 15.93±2.64 | 85.77† | |
| Average b | 379 (14.6) | 13.86±2.66 | (<0.001) | |
| Not satisfied c | 71 (2.7) | 12.37±3.69 | - | |
| I don't know d | 42 (1.6) | 13.76±3.65 | - | |
| Life satisfaction | ||||
| Relationship with teacher (14-56 point) | - | 41.95±6.81 | 0.41 (<0.001) | |
| Peer Relationship (18-52 point) | - | 39.84±5.46 | 0.40 (<0.001) | |
| Grit (8-32 point) | - | 20.19±2.67 | 0.09 (<0.001) |
2. 부모의 양육태도, 아동의 자아존중감, 우울, 삶의 만족도 간의 상관관계
대상자의 일반적 특성에서 삶의 만족도의 차이가 있거나 상관이 있는 것으로 확인된 변수를 공변수로 통제한 후 연구 변수 간의 상관관계를 편상관 분석한 결과는 Table 2와 같다. 일반적 특성 중 경제 수준, 가구 구성원, 학업 수준, 학교생활 만족도는 Dummy variable로 전환하여 사용하였다.
Table 2.
Correlations among variables (N=2,596)
아동의 삶의 만족도는 부모의 긍정적인 양육태도(r=0.33, p<0.001), 부정적 양육태도(r=0.28, p<0.001), 자아존중감(r= 0.48, p<0.001), 우울(r=0.33, p<0.001)과 상관관계를 보였다. 긍정적 양육태도는 자아존중감(r=0.35, p<0.001), 우울(r=0.29, p<0.001)과 상관관계를 보였다. 부정적 양육태도는 자아존중감(r=0.38, p<0.001), 우울(r=0.36, p<0.001)과 상관관계를 보였고, 자아존중감과 우울(r=0.54, p<0.001)도 상관관계를 보였다. 이상과 같이 연구에 사용된 주요 변수가 모두 유의수준 0.001 미만의 유의한 상관관계를 보였다.
3. 부모의 양육태도, 아동의 자아존중감, 우울이 아동의 삶의 만족에 미치는 영향
분석에 앞서 독립변수 간의 다중공선성을 확인한 결과 공차 한계(Tolerance)는 0.46–0.61로 0.1 이상이며, 분산팽창지수(variance inflation factor)가 1.64–2.16으로 10보다 크지 않고, 독립변수 간 상관계수가 0.29–0.54로 0.80 미만으로 나타나 다중공선성을 의심할 만한 경우는 없었다. 또한 Durbin-Watson 지수는 1.98로 기준값인 2.00에 근접하여 오차의 자기상관의 문제는 없었다.
부모의 양육태도, 아동의 자아존중감, 우울이 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향에서 일반적 특성 중 삶의 만족도의 차이를 보인 경제 수준, 가구 구성원, 학업 수준, 학교생활 만족도는 Dummy variable로 전환하여 공변수로 처리하여 그 효과를 통제한 상태에서 분석하였으며 결과는 Table 3, Fig. 1과 같다.
Fig. 1.
A model of a children's life satisfaction according to the parenting attitude of the parents. →, The influence of variables is statistically significant. –>, The influence of variables is not statistically significant. The panel survey of negative parenting attitude and depression was reverse-coded and used as a measure.
Table 3.
Effects of parenting attitudes on children's self-esteem, depression, and life satisfaction (N=2,596)
부모의 긍정적 양육태도(B=0.20, p<0.001)와 부정적 양육태도(B=0.22, p<0.001)는 아동의 자아존중감에 유의한 영향을 미쳤다. 즉 부모의 긍정적 양육태도가 증가할수록, 부정적 양육태도가 감소할수록 아동의 자아존중감은 향상되었다. 부모의 긍정적, 부정적 양육태도는 아동의 자아존중감을 42% 설명하는 것으로 나타났다.
부모의 부정적 양육태도(B=0.14, p<0.001), 자아존중감(B= 0.54, p<0.001)은 아동의 우울에 영향을 미쳤다. 아동의 우울은 부모의 양육태도가 부정적일수록 증가하고, 아동의 자아존중감이 높을수록 감소하였다. 부모의 부정적 양육태도와 아동의 자아존중감은 아동의 우울을 47% 설명하는 것으로 나타났다.
부모의 긍정적 양육태도(B=0.09, p<0.001), 아동의 자아존중감(B=0.23, p<0.001)은 아동의 삶의 만족도에 영향을 미쳤다. 부모의 양육태도가 긍정적일수록, 아동의 자아존중감이 높을수록 아동의 삶의 만족도는 증가하였다. 부모의 긍정적 양육태도와 아동의 자아존중감은 아동의 삶의 만족도를 47% 설명하는 것으로 나타났다.
4. 아동의 자아존중감과 우울의 다중매개 효과
아동의 자아존중감(B=0.045; bootstrap 95% confidence interval [CI], 0.035-0.056)과 우울(B=0.002; bootstrap 95% CI, 0.000–0.005)은 부모의 긍정적 양육태도가 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향을 단순 매개하였으며, 순차적 다중매개 효과(B=0.004; bootstrap 95% CI, 0.001-0.006)도 있는 것으로 나타났다(Table 4, A).
Table 4.
Mediating effects of children's self-esteem and depression (N=2,596)
부모의 긍정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 매개효과의 크기 차이를 검증한 결과(Table 4, B), 자아존중감 매개와 우울 매개의 차이 값이 양의 값으로 유의하였으며(B=0.043; bootstrap 95% CI, 0.032-0.054), 자아존중감 매개와 순차적 매개의 차이도 양의 값으로 유의하였다(B=0.041; bootstrap 95% CI, 0.031-0.053). 따라서 자아존중감 단일 매개의 간접효과가 가장 큰 것으로 해석할 수 있다.
아동의 자아존중감(B=0.049; bootstrap 95% CI, 0.040-0.059)과 우울(B=0.005, bootstrap 95% CI, 0.002–0.008)은 부모의 부정적 양육태도가 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향을 단순 매개하였으며, 순차적 다중매개 효과(B=0.004; bootstrap 95% CI, 0.001-0.007)도 있는 것으로 나타났다(Table 4, C).
부모의 부정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 매개효과의 크기 차이를 검증한 결과(Table 4, D), 자아존중감 매개와 우울 매개의 차이가 양의 값으로 유의하였고(B=0.044; bootstrap 95% CI, 0.034-0.055), 자아존중감 매개와 순차적 매개의 차이도 양의 값으로 유의했다(B=0.045; bootstrap 95% CI, 0.036–0.056). 따라서 자아존중감의 단일 매개의 간접효과가 가장 큰 것으로 해석할 수 있다.
고 찰
아동기에 형성된 삶의 만족도는 청소년기에 이어 성인기까지 영향을 미치므로 매우 중요하다. 그러나 우리나라 아동의 삶의 만족도는 세계적으로 매우 낮은 것으로 보고되고 있어 삶의 만족도에 영향 요인을 확인하여 아동의 삶의 만족도 증진에 기여할 필요가 있다. 따라서 이 연구는 부모의 양육태도가 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향을 확인하고, 이들 간의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 다중매개 효과를 검증하여 요인들의 구조적 관계를 파악하고자 시도되었다. 연구 결과 부모의 양육태도는 아동의 삶의 만족도에 직접적으로 영향을 미치며 아동의 자아존중감과 우울을 매개로 간접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다. 연구 결과에 따른 주요 논의 사항은 다음과 같다.
이 연구에서 부모의 긍정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감은 매개효과가 있었다. 선행연구에서 아버지의 긍정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계를 아동의 자아존중감이 매개하는 것으로 보고한 결과와 유사하다(Kim & Lee, 2019). 이는 부모의 긍정적 양육태도가 아동의 자아존중감을 높여서 삶의 만족도를 높임을 의미한다. 또한 부모의 부정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서도 아동의 자아존중감의 매개효과가 있었는데 이는 부모의 부정적 양육태도가 자아존중감을 낮춰서 삶의 만족도를 낮춘다는 것을 검증한 선행연구(Perez-Fuentes et al., 2019), 중학교 3학년을 대상으로 부모의 긍정적/부정적 양육태도가 청소년의 삶의 만족도에 미치는 영향에서 자아존중감의 매개효과가 나타난 선행연구(Seo & Paik, 2020)와도 맥을 같이 한다. 매개변수의 크기를 비교한 결과에서도 긍정적 양육태도와 부정적 양육태도 모두 자아존중감이 매개효과의 크기가 가장 큰 것으로 나타났다. 부모의 양육태도가 자아존중감에 영향을 미쳐 자신의 가치에 대한 주관적 평가가 높아지거나 낮아질 때 삶의 만족도에 미치는 영향이 크다는 것을 의미한다. 자아존중감은 자기에 대한 주관적 인식과 관련된 변수로 자신의 가치와 능력을 높이 평가하고 인식하는 아동일수록 다양한 환경적 요구에 긍정적인 태도를 가지고 유연하게 대처함으로(Brummelman & Sedikides, 2020) 자신의 삶의 만족도에 대한 평가에도 많은 영향을 미치게 되는 것으로 이해할 수 있다. 자아존중감 향상 프로그램 메타분석 결과(Lee & Chung, 2018) 초등학생, 중학생, 고등학생의 순으로 어릴 수록 프로그램의 효과 크기가 크게 나타났다. 따라서 자아존중감 형성의 결정적 시기인 아동기(Kim et al., 2020)에 자아존중감을 평가하여 프로그램을 통해 증진시킨다면 자신을 긍정적이고 가치 있게 생각하여 다양한 문제에 능동적으로 대처할 수 있게 되어 아동 삶의 전반에서 긍정적인 효과를 가져올 것이다.
이 연구에서 부모의 긍정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 우울은 매개효과가 있었다. 이에 대해 Opondo 등(2017)의 연구에서도 부모의 양육태도가 긍정적일 때 아동의 우울 등의 부정적 정서를 감소시켜 아동의 삶의 만족도를 증진시키는데 영향을 미친다고 하였다. 부모의 부정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서도 아동의 우울은 매개효과가 있었다. 청소년을 대상으로 한 연구에서 우울이 부모의 양육태도와 삶의 만족도와의 관계를 매개하여 간접적 영향을 미치는 것으로 나타난 결과와 유사하다(Jeong, 2020). 즉 부모의 부정적 양육태도는 아동의 정서조절 능력을 저하시켜 심리적 불안과 우울 등 부정적 정서를 느끼게 하고(Kim & Kim, 2017) 이로부터 오는 부정적 영향은 삶의 전반적 가치에 영향을 주어 삶에 대한 만족도를 낮추는 것으로 생각한다. 우울은 정서, 사회성, 인지 등 많은 영역의 발달에 부정적 영향을 주고 만성화될 가능성이 높아 삶의 질이 나빠질 수 있다(Lee et al., 2012). 따라서 우울을 경험하는 아동을 선별하여 아동이 인지하는 부모의 양육태도를 확인하고 이를 바탕으로 상담 및 완화 프로그램을 제공하는 것이 필요하다.
이 연구에서 부모의 긍정적 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울은 순차적 매개효과가 있었다. 부모의 따뜻하고 지지적이며 합리적인 긍정적 양육태도는 자기에 대한 존중감과 만족감을 높여 우울의 부정적 영향을 감소시키며 삶의 만족도에도 긍정적 영향을 미쳤다. 중학생을 대상으로 부모 양육태도가 자아존중감을 통해 우울에 미치는 영향을 확인한 연구 결과(Moon, 2014)와 유사하며 순차적 매개효과의 결과를 뒷받침한다. 부모의 부정적 양육태도와 삶의 만족도의 관계에서도 자아존중감과 우울은 순차적 매개효과가 있었다. 거부적이며 강요적이고 비일관적인 부정적 양육태도는 아동의 자신에 대한 전반적 평가에 부정적 영향을 미치고 낮아진 자아존중감은 우울과 같은 정서적 문제를 야기한다(Yu et al., 2019). 아동은 부모의 양육태도를 통해 자아개념을 형성하고 자신의 긍정적 존재감을 확인하기도 하지만 그렇지 못한 경우 부정적 상호작용으로 불안정한 자아 및 정신건강을 형성하게 된다(Choi & Cho, 2016). 우울한 정서는 자기 자신과 주변 환경에 대한 부정적 사고를 반복하므로 삶에 대한 전반적인 만족감이 낮아져(Suh et al., 2019) 순차적 매개효과의 결과를 뒷받침한다고 볼 수 있다.
부모의 양육태도는 아동의 삶의 만족도에 매우 중요한 부분을 차지한다. 부모의 부정적이고 역기능적인 양육태도는 자녀의 다양한 부적응행동 및 정신병리에 연관이 되어있어 아동의 성장발달에 부모의 양육태도가 중요하다는 연구 결과(Moon, 2012)를 지지한다. 이 연구를 통하여 부모의 양육태도는 아동의 삶의 만족도에 직접적으로 영향을 미칠 뿐 아니라 아동의 자아존중감과 우울의 단순 또는 순차적 매개 경로를 통해 간접적으로도 아동의 삶의 만족도를 높이거나 낮추는 것을 알 수 있었다. 이로써 부모의 양육태도는 아동의 삶의 만족도에 의미 있는 예측변수이자 보호요인 또는 위험 요인으로 작용한다고 볼 수 있다. 이러한 연구 결과는 아동의 삶의 만족도를 높이기 위해서 부모교육이 꼭 필요하다는 근거를 제공한다. 부모들은 부모교육이나 상담프로그램을 통해 양육태도를 점검하고 부모가 자녀에게 미치는 영향에 대한 중요성을 인지시켜주어야 할 것이다. 또한 양육태도 뿐만 아니라 자아존중감과 우울 요인들은 서로 유기적으로 연결되어 있어 아동이 애정과 지지를 바탕으로 한 긍정적 양육환경 안에서 높은 자아존중감을 가질 때 아동의 삶의 만족도가 가장 높을 것으로 예측된다.
이 연구는 한국아동·청소년패널조사를 통해 수집된 자료와 설문지를 활용한 2차 분석 연구로 아동의 삶의 만족에 미치는 다양한 영향요인을 고려하기 어려웠다. 단일시점의 자료를 사용하여 한계가 있으며 보다 장기적인 영향을 확인할 필요가 있다. 또한 우울은 아동의 자기 보고식 측정으로 전문가에 의한 측정이 아니라는 점에서 해석에 제한이 있다. 이러한 제한점에도 불구하고 우리나라 아동의 삶의 만족도가 낮게 보고되었다는 상황에서 이를 높일 수 있는 변인으로 부모의 양육태도와 자아존중감, 우울의 관계 및 그 중요성을 검증하였다는 점에서 의의가 있다. 특히 지금까지 아동의 삶의 만족도에 관한 연구들은 부모 요인, 자아존중감, 우울의 단순한 관계에 초점이 맞추어져 왔는데 이 연구는 부모의 양육태도와 삶의 만족도와의 관계에서 자아존중감과 우울의 단순 매개 및 순차적 매개효과를 확인하여 변인 간의 관계를 해석하였다는 점에서 의의가 있다고 할 수 있다.
결 론
이 연구는 부모의 양육태도가 아동의 삶의 만족도에 미치는 영향을 확인하고, 이들 간의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울의 다중매개 효과를 확인하기 위해 시도되었다. 연구의 결과 부모의 양육태도와 아동의 삶의 만족도와의 관계에서 아동의 자아존중감과 우울은 단순 또는 순차적으로 매개하며 아동의 삶의 만족도를 높이거나 낮출 수 있는 중요한 변수임을 확인하였다. 특히 매개변수 중 자아존중감은 매개효과가 가장 큰 것으로 나타났다.
이러한 연구 결과를 기반으로 다음과 같이 제언한다. 첫째, 부모의 양육태도를 파악하고 아동의 자아존중감과 우울을 고려한 부모교육 프로그램을 개발하여 긍정적 양육태도로 자녀를 양육하여 아동의 삶의 만족도 증진에 미치는 영향을 확인하는 후속 연구가 필요하다. 둘째, 아동을 위한 자아존중감 향상 프로그램을 개발하고 중재의 효과 평가를 제언한다.
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