가족상호작용을 통한 자존감의 세대 간 전이: 초등학교 저학년 자녀를 둔 가족을 중심으로
Abstract
Objectives
This study aimed to longitudinally investigate the intergenerational transmission of self-esteem in early school-aged children. Based on the family systems theory, we examined the role of family interactions as a possible mediator.
Methods
This study used data from Waves 8, 9, and 10 of the Panel Study on Korean Children. The study sample consisted of 1,665 first grade to third grade children in elementary school at Wave 8. The measures used in the study included parental self-esteem at Wave 8, family interactions at Wave 9, and children’s self-esteem at Wave 10. We first confirmed the measurement model using confirmatory factor analysis and proved the research model using structural equation modeling.
Results
Parental higher self-esteem predicted more balanced family interactions in the subsequent year. Balanced family interactions predicted children’s higher self-esteem the year after. Sobel tests verified the mediation effect of family interactions between parents’ and children’s self-esteem.
Conclusion
The results tap into the gap in previous literature by clarifying the causal mechanism of the intergenerational transmission of self-esteem using longitudinal data. They also provide empirical evidence for the role of family interactions in the intergenerational transmission of self-esteem.
Keywords: self-esteem, family interactions, intergenerational transmission, longitudinal analysis
Introduction
자존감은 자신을 가치있고 긍정적인 존재로 평가하는 개념으로( D.-J. Shin, 2012; Wylie, 1989) 자신에 대한 가치 판단이다( Coopersmith, 1967, as cited in Damon & Hart, 1982; M.-Y. Han & Lee, 2006). 자존감은 인간 발달 및 심리학 분야에서 오랫동안 연구된 주제로, 행복감, 삶의 만족도 및 관계 만족도, 학업 수행, 우울·불안 등 정서적 문제, 인내심, 대처능력 등 일상 속 다양한 측면과 밀접한 관련이 있다( Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003; Schröder-Abé, Rudolph, Wiesner, & Schütz, 2007). 자존감과 일상생활 기능 중 무엇이 선행하는 요인인가에 관해서는 여전히 논란이 있으나( Kostiuk, 2012), 인간 발달에서 자존감의 중요성은 일반적으로 널리 받아들여지고 있다( J. Kim, 2016). 자존감의 발달은 만 2-3세경 나타나는 미숙한 형태의 자아인식에서 출발하며, 이후 만 5-6세가 되면 탈자아중심성이 발달하면서 현실적 수준의 자존감이 나타난다고 알려져 있다( Epstein, 1973). 4세부터 94세까지 자존감의 종단적 발달을 메타분석한 연구에 따르면, 자존감은 4세부터 11세까지 지속적으로 증가하고 이후로부터 15세 이전까지는 안정적으로 유지되다가 청소년기에 진입하고 나서 15세부터 30세까지 다시 한번 가파르게 증가한다( Orth, Erol, & Luciano, 2018). 즉, 청소년기 이전 아동기의 자존감 발달은 4세에서 11세 사이에 주로 이루어진다고 볼 수 있다. 특히 8세 이후로 아동은 새로운 수준의 자기 이해를 보인다고 알려져 있는데( Broughton, 1978), 이 시기부터 아동은 자신이 타인과 생김새가 다를 뿐 아니라 다른 생각과 감정을 가지고 있다는 점에서 유일무이한 존재라는 사실을 점차 이해하기 때문이다( Broughton, 1978; Damon & Hart, 1982). 따라서 8세를 전후로 한 초기 학령기는 아동기 자존감의 발달에 핵심적인 시기라고 볼 수 있다. 자존감은 중요한 타인들과의 상호작용 과정에서 전달되는 반사된 평가( Cooley, 1902; Mead, 1962; Rosenberg, 1965), 자기의 행동의 결과에 관한 직접적인 경험( Bandura, 1977; Bem, 1972), 사회적 비교( Schachter, 1982) 등 다양한 방법을 통해 형성된다. 그 중에서도 사회학습이론의 관점에서는 아동 자존감의 발달에 있어 부모 자존감의 역할을 중요하게 보았다. 이러한 입장에서는 부모의 자존감이 아동의 관찰학습 또는 대리학습을 통해 아동 자신의 자존감으로 연결된다고 하였다( Bandura & Walters, 1963; Gecas, Calonico, & Thomas, 1974; Openshaw, Thomas, & Rollins, 1984). 구체적으로, 아동은 부모의 기준을 수용하고, 부모가 부모 자신을 평가하는 것과 유사한 방식으로 자신을 평가하며, 자신의 수행이 부모의 수행과 유사할 때 부모 자존감을 모델링하여 결과적으로 아동의 자존감은 부모의 자존감과 밀접한 관계를 맺게 된다( Openshaw et al., 1984). 이와 유사하게, 사티어의 경험적 가족치료모델에서도 부모의 자존감이 자녀의 자존감으로 직결된다고 보았다( Satir, 1983, 1988). 자존감은 경험적 가족치료모델의 주요 개념 중 하나로, 자존감이 낮은 구성원은 가족 내 비일치적 의사소통을 함으로써 가족의 역기능을 초래한다. 이 모델에 따르면 구성원의 자존감을 고양하고 가족 내 일치적이고 기능적인 의사소통을 회복함으로써 가족의 문제를 해결할 수 있다. 이때 아동의 자존감은 가족규칙과 의사소통 유형 등을 통해 원가족 삼인군에서 형성되는데, 이 과정에서 부모의 자존감 수준이 자녀의 자존감 수준으로 연결된다( Y. A. Kim, 2012). 한편, 자존감은 개인의 심리 내적인 특성이므로, 부모의 자존감이 자녀의 자존감에 영향을 미치는 과정에서 외현화된 행동 양식이 매개 역할을 할 가능성이 크다. 예를 들어, 선행연구에서는 부모의 자존감은 자녀에 대한 기대감과 연관이 있으며 이것이 서로 다른 양육행동으로 이어져 결과적으로 자녀의 자존감에도 영향을 미치게 된다고 보았다( Coopersmith, 1967, as cited in Damon & Hart, 1982). 실제로 자존감이 낮은 어머니는 정상적인 어머니에 비해 자녀와 더 적대적인 상호작용을 한다( Griest, Forehand, Wells, & McMahon, 1980). 이는 결과적으로 자녀의 낮은 자존감으로 연결될 가능성이 있다. 또 일반적으로 높은 자존감을 지닌 성인은 과거의 사건에 대한 감정을 더 긍정적으로 떠올리는 경향이 있는데( Christensen, Wood, & Barrett, 2003), 부모가 자녀와의 대화에서 과거의 사건에 대해 긍정적 감정을 가지고 긍정적인 평가를 하는 것은 자녀의 높은 자존감과 관련이 있다( Reese, Bird, & Tripp, 2007). 이처럼 부모-자녀 자존감의 관계를 매개하는 외현화된 행동 변수가 있을 가능성이 제기되는 가운데, 가족체계이론에서는 가족이 서로 상호 영향을 주고받는 역동적인 체계라는 점에 주목하여 개인의 개별적 특성이나 일대일의 양자 관계보다는 가족 전체의 상호작용이 구성원에게 미치는 영향을 강조하였다( Goldenberg & Goldenberg, 2004). 즉, 가족구성원이 상호작용하는 패턴이 세대 간 전이되면서, 자녀의 사회적 · 정서적 발달에도 영향을 주게 된다는 것이다( Allison & Sabatelli, 1988). 특히 대표적인 가족체계 모델인 순환모델( circumplex model; Olson, Russell, & Sprenkle, 1989)에서는 가족 상호작용에 관련된 개념들을 귀납적으로 탐색하여 가족의 응집성과 적응성이라는 두 개의 중요한 차원을 추출하였다. 이때 응집성과 적응성이 높을수록 가족 상호작용이 긍정적인 것이 아니라, 두 차원이 모두 적절한 수준을 유지할 때 가장 긍정적이라는 점에서 가족의 응집성과 적응성은 가족 상호작용과 곡선적 관계를 갖는다. 균형잡힌 가족응집성을 발달시킨 가족은 적절한 수준의 정서적 유대감과 소속감을 가지며, 균형잡힌 적응성을 발달시킨 가족은 구성원 및 외부 환경의 변화에 맞추어 가족 내 권력, 역할, 관계성 규칙을 융통성있게 변화시킨다( e.g. Oh, 2008). 이와 관련하여, 성인기 자존감과 가족기능, 공동양육, 가족관계 등 다양한 형태의 가족 내 상호작용 간 관계를 메타분석한 연구에 따르면( El Ghaziri & Darwiche, 2018), 부모의 자존감은 가족 상호작용과 밀접한 관련이 있다. 자존감에 관한 문헌에서는 공통적으로 자존감이 높은 개인은 자기 자신 및 타인과의 상호작용 과정에서 자기의 능력에 대해 더 낙관적으로 지각한다고 제시한다( Leary, Tambor, Terdal, & Downs, 1995; Rosenberg, 1965). 이러한 지각의 차이는 다양한 방식으로 가족 상호작용에 영향을 주는데, 예를 들어 주양육자가 자녀와 긍정적으로 상호작용할 수 있는 자신의 능력에 대해 낙관적으로 판단할 경우 부양육자도 자녀와의 상호작용에 참여할 수 있도록 격려한다( El Ghaziri & Darwiche, 2018). 공동 양육의 맥락에서, 자존감이 높은 어머니와 아버지는 서로를 더 긍정적으로 지각하기 때문에 서로 자녀 양육을 허용하고 이 것은 더 조화로운 공동 양육으로 연결될 수 있다( El Ghaziri & Darwiche, 2018). 그러나 부모의 자존감이 낮을 경우, 가족 내에서 역기능적인 의사소통방식을 사용하여( Satir, 1988) 가족 상호작용에 부정적 영향을 준다. 이러한 일련의 결과들은 부모의 자존감이 가족 상호작용과 밀접한 관계가 있다는 점을 보여준다( J.-W. Han, 2017). 한편, 가족 상호작용은 자녀의 자존감 발달에도 영향을 미친다. 아동의 자기개념은 가족 내 3자 상호작용(triadic family interaction)과 밀접한 관련이 있는데, 가족 상호작용이 조화롭게 이루어질 경우 아동은 긍정적인 자기개념을 형성하지만 가족 내 불화가 잦을 경우에는 부정적 자기개념을 형성한다( Brown, Mangelsdorf, Neff, Schoppe-Sullivan, & Frosch, 2009). 청소년을 대상으로 한 연구에서, 자존감이 높은 청소년은 그렇지 않은 청소년에 비해 가족 내에서 민주적인 상호작용을 경험하는 것으로 나타났다( Heaven & Ciarrochi, 2008; Peng & Fan, 2007). 또한 높은 수준의 가족응집성( Koh, 2010)과 가족 기능( Ferro & Boyle, 2015; Mandara & Murray, 2000)은 청소년 자녀의 높은 자존감과 관계가 있다. 특히 순환 모델의 관점에서 가족의 균형잡힌 응집성과 적응성이 자녀의 긍정적인 자존감 발달과 갖는 밀접한 관련성은 지속적으로 보고되어 왔다( Cascio, Guzzo, Pace, & Pace, 2013; Ellerman & Strahan, 1995; Gorbett & Kruczek, 2008; Kawash & Kozeluk, 1990; Oh, 2008). 이처럼 부모 자존감, 자녀 자존감, 그리고 가족 상호작용 간 밀접한 관계를 통해 볼 때 부모의 자존감이 자녀의 자존감에 미치는 영향을 가족 상호작용이 매개할 가능성을 추론해볼 수 있다. 그러나 이러한 가능성을 직접 탐색한 연구는 거의 없다. 자존감의 세대 간 전이에서 가족 내 변수의 매개 역할을 탐색한 선행연구들은 주로 어머니의 자존감과 양육행동에 초점을 맞추어 왔다( Jo & Han, 2013; Joh, 2010; K.-H. Kim & Kong, 2004). 이는 어머니-자녀의 양자 관계에 집중한 것으로 볼 수 있다. 따라서 3자 상호작용에 방점을 두는 가족체계이론의 관점에서 자존감의 세대 간 전이 현상을 살펴보고 가족상호작용의 역할을 확인할 필요성이 제기된다. 이에 더해 부모와 자녀의 자존감 간 관계에 관한 기존 연구는 몇 가지 한계를 지니고 있다. 먼저, 단일 시점에 수집된 자료를 활용하여 변수 간 관계를 탐색하였기 때문에 ( Y. S. Kim, 1999; D.-J. Shin, 2012; D.-J. Shin & Choi, 2011) 인과관계에 대한 함의가 제한적이다. 부모의 자존감 수준이 아동의 자존감 발달에 미치는 영향을 탐색하기 위해서는 선행요인인 부모의 자존감을 측정한 뒤 시간차를 두고 후속요인인 자녀의 자존감을 측정할 필요가 있다. 두 번째로, 연구의 대상이 유아기( Y. S. Kim, 1999; D.-J. Shin, 2012; D.-J. Shin & Choi, 2011) 또는 청소년기( Cheon, 2005;Edmondson et al., 2006; Shim & Jung, 2018)로 양분되어 있다. 앞서 살펴본 것과 같이 아동기 자존감 발달에서 8세를 전후로 한 초기 학령기가 핵심적인 시기임에도 불구하고, 초등학교 저학년 시기 아동의 자존감 발달을 부모 자존감과 연관지어 살펴본 연구는 매우 제한적이다. 따라서 이 시기의 자존감 발달에 관하여 추가적인 탐색이 필요하다. 요컨대 이 연구에서는 유아기 및 청소년기 자녀가 있는 가족을 대상으로 이루어진 자존감의 세대 간 전이에 대한 연구 결과를 바탕으로, 상대적으로 연구가 부족했던 만 7세-9세 사이 학령 초기 아동을 대상으로 자존감의 세대 간 전이를 탐색하고자 한다. 이때 가족체계이론의 함의를 바탕으로 자존감과 가족상호작용이 밀접한 관계가 있을 것이라고 보고, 부모에서 자녀 세대로 자존감이 전이되는 과정에서 가족상호작용이 매개 역할을 하는지 검증하고자 한다. 한편 단일 시점에서 측정한 자료를 바탕으로 인과 관계를 추론한 선행 연구의 한계를 보완하기 위하여, 이 연구에서는 부모 자존감, 가족상호작용, 자녀 자존감을 각각 시간차를 두고 측정하여 변수 간 선후 인과관계에 대한 함의를 보다 높이고자 한다. 이 연구의 연구문제는 다음과 같다.
연구문제 1
부모의 자존감은 학령기 아동의 자존감에 영향을 미치는가?
연구문제 2
가족상호작용은 부모의 자존감이 학령기 아동의 자존감에 미치는 영향을 매개하는가?
Methods
연구대상
이 연구는 한국아동패널의 8, 9, 10차년도 데이터를 활용하였다( Panel Study on Korean Children [PSKC], 2015, 2016, 2017). 연구 참여자는 8차년도 어머니와 아버지의 자존감, 9차년도 가족상호작용, 10차년도 자녀의 자존감 중 적어도 하나 이상 응답한 1,665명의 자녀와 그 부모이다. 분석에는 자녀가 초등학교 1학년일 때 부모가 각각 응답한 본인의 자존감, 초등학교 2학년 시점 어머니가 응답한 가족상호작용, 초등학교 3학년 시점 아동이 응답한 자신의 자존감 문항을 활용하였다. 연구대상의 사회인구학적 특성을 확인한 결과 남아가 858명(51.5%), 여아가 807명(48.5%)이었다. 부모의 학력은 어머니의 경우 결측을 제외하고 4년제 대학교 졸업(37.9%), 전문대학교 졸업(28.5%), 고등학교 졸업(26.9%)순으로 많았다. 아버지의 경우 4년제 대학교 졸업(41.6%), 고등학교 졸업(26.2%), 전문대학교 졸업(20.2%)순이었다. 2017년 기준 월평군 가구 소득은 평균 541.8만원(SD = 483.3만원)이었다.
연구도구
부모의 자아존중감
한국아동패널에서는 Rosenberg (1989)의 자아존중감 척도(Rosenberg’s Self-Esteem Scale [RSE])를 이상균(1999)을 참조하여 번안한 10개 문항으로 부모의 자존감을 측정한다(PSKC, 2015, 2016, 2017). 그러나 이 연구에서 측정모형을 분석해본 결과, 10개 문항 중 8번 문항 “나 자신을 좀 더 존중할 수 있으면 하고 바란다.”의 요인적재치가 매우 낮았다. 나머지 문항이 0.6∼0.9 사이의 요인적재치를 보이는 반면(모 자존감의 경우 0.646∼0.811, 부 자존감의 경우 0.612∼0.815), 8번 문항의 요인적재치는 0.3 이하인 것으로 나타났으며, 특히 부의 경우 음의 값을 나타냈다(모의 경우 0.235, 부의 경우 -0.108). 이에 8번 문항이 부모의 자존감을 적절하게 측정하고 있지 못하다고 판단하여 이를 제외하고 분석에 활용하였다. 나머지 9개 문항은 “내가 적어도 다른 사람만큼은 가치 있는 사람이라고 느낀다.”, “내가 좋은 자질(장점)을 많이 가지고 있다고 느낀다.”등으로 네 개의 역코딩 문항을 포함하고 있으며, 전혀 그렇지 않다(1점)∼ 매우 그렇다(5점)의 5점 리커트 척도로 응답자의 자존감을 측정한다. 가능한 점수 범위는 9점에서 45점이며, 분석에는 문항 평균을 사용하였다. 점수가 높을수록 자존감이 높음을 의미한다. 이 연구에서 척도의 신뢰도는 어머니의 경우 Cronbach’s α = .88, 아버지의 경우 Cronbach’s α = .86인 것으로 나타났다.
가족 상호작용
가족 상호작용은 Olson (2010)의 Family Adaptability and Cohesion Scale IV (FACES-IV)의 6개 하위척도 중 균형있는 응집성(Balanced Cohesive) 척도와 균형있는 유연성(Balanced Flexibility) 척도를 한국아동패널 연구진이 번안한 척도로 측정하였다( PSKC, 2015, 2016, 2017). 이 연구는 부모 자존감이 자녀 자존감으로 연결되는 과정에서 균형잡힌 가족 상호작용의 매개 효과를 확인하기 위해 선형 모형을 적용한다. 그러나 일반적인 의미의 응집성과 유연성을 측정할 경우, 응집성과 유연성이 높을수록 긍정적인 가족상호작용을 나타내는 것이 아니기 때문에 선형 모형 적용이 부적절하다. 점수가 높을수록 응집성 및 유연성이 양 극단으로 치우치지 않고 균형잡혀 있음을 나타내는 한국아동패널의 ‘균형있는 응집성’ 및 ‘균형있는 유연성’ 척도를 적용함으로써, 순환모델의 개념을 활용하면서도 선형 모형을 적합하는 것이 가능하였다. 각각의 하위척도는 7개 문항으로 구성되어 있으며, 전혀 그렇지 않다(1점)∼매우 그렇다(5점)의 5점 리커트 척도로 응답을 수집한다. 균형있는 응집성 척도는 “우리 가족은 서로의 생활에 관심을 갖고 있다.”, “우리 가족은 힘들 때 서로 도와준다.” 등 긍정적인 측면에서 가족의 응집성을 측정한다. 균형있는 유연성 척도는 “우리 가족은 새로운 방법으로 문제 해결을 시도한다.”, “우리 가족은 필요할 때 변화에 적응할 수 있다.” 등 긍정적인 측면에서 가족의 유연성을 측정한다. 각 하위 척도의 점수 범위는 5점에서 25점이며, 분석에는 문항 평균을 사용하였다. 점수가 높을수록 균형잡힌 가족상호작용을 의미한다. 이 연구에서 척도의 신뢰도는 균형잡힌 응집성의 경우 Cronbach’s α = .85, 균형잡힌 유연성의 경우 Cronbach’s α = .79 였으며 가족 상호작용 전체 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α = .90인 것으로 나타났다.
아동의 자아존중감
아동의 자아존중감은 Rosenberg (1989)의 자아존중감 척도 10문항을 Millenium Cohort Study (MCS, 2008)에서 아동의 연령에 맞게 5문항으로 축소한 것을 한국아동패널연구진이 수정한 척도로 측정하였다( PSKC, 2015, 2016, 2017). 해당 척도는 “○○는 자신에 대해 만족하니?”, “○○는 소중한 사람이라고 생각하니?”등 5개 문항에 대한 아동의 응답을 전혀 그렇지 않아요(1점)∼ 매우 그래요(4점)의 4점 리커트 척도로 수집한다. 점수의 범위는 5점부터 20점이며, 분석에는 문항 평균을 사용하였다. 점수가 높을수록 자존감이 높음을 의미한다. 이 연구에서 척도의 신뢰도는 Cronbach’s α = .76으로 나타났다.
자료분석
연구 모형을 검증하기 위해 SPSS Amos 8.0 (IBM Co., Armonk, NY)의 구조방정식 모델링을 활용하였다. 이때 구조방정식 모형은 자료의 정규성을 가정하므로, 기술통계를 통해 연구 변수의 전반적인 분포, 첨도 및 왜도를 확인하였다. 다음으로 연구모형 검증에 앞서 확인적 요인분석을 통해 측정모형을 검증하였다. 이때 자존감의 측정에는 선행연구의 제언( Bandalos, 2002; Russell, Kahn, Spoth, & Altmaier, 1998)에 따라 문항꾸러미를 제작하여 측정변수를 구성하였다. 이 연구에서 부모 자존감 척도는 9문항, 아동 자존감 척도는 5문항으로 개별 문항을 모두 측정변수로 활용할 경우 모형 안에서 측정변수가 매우 많아졌다. 이처럼 측정변수의 수가 많으면 다변량 정규분포 가정을 위반할 가능성이 높고, 정규성이 위반되면 모형적합도에 부정적 영향을 미친다( Bandalos, 2002). 또한 추정할 모수의 수가 많아지므로 표본이 충분하지 않을 경우 모수 추정이 왜곡될 가능성도 있다( Russell et al., 1998). 이에 문항꾸러미를 제작하였으며, 이때 문항꾸러미 간 요인부하량의 균형을 유지하는 방법인 문항-구성개념 간 균형(item to construct balance)방법을 사용하였다. 결과적으로 3개의 문항으로 구성된 자존감 문항꾸러미 3개를 제작하여 어머니와 아버지의 자존감을 측정하였다. 한편 아동의 자존감은 부모 자존감과 동일한 방법으로 2개의 문항꾸러미를 제작하여 사용하였다. 가족상호작용은 두 개의 하위척도로 구성되어있으므로 각각을 측정 변수로 하는 측정 모형을 활용하였다. 측정모형을 확정한 뒤에는 연구모형을 검증하였다. Ji와 Kang (2014)의 제언에 따라 Holmbeck (1997)의 구조방정식모형에서의 3단계 매개 효과 검정방법을 사용하였으며, 모형적합도를 평가할 때에는 CFI, NFI, TLI, RMSEA를 고려하였다. 결측치는 최대우도추정 방법으로 추정하였으며, 구조모형에서 자녀의 자존감에 대한 성별과 부모의 학력, 소득의 영향을 통제하였다.
Results
주요 연구 변수의 분포를 확인하기 위하여 평균, 표준편차, 첨도, 왜도를 확인한 결과는 다음 Table 1과 같다. 모든 변수의 왜도와 첨도는 SPSS 20.0 (IBM Co. Armonk, NY) 프로그램이 정확 첨도(exact kurtosis)에서 3을 빼고 보고하는 것을 감안하여도( H.-Y. Kim, 2013) 그 절대값이 정규성 왜곡의 기준치(왜도 2, 첨도 7; West et al., 1995)를 넘지 않아, 자료의 정규성이 확보된 것으로 간주할 수 있다. 다음으로 이 모형에서 구성한 측정모형이 잠재변수를 잘 구인하고 있는지 검증하기 위하여 잠재변수 간 상관관계를 상정한 구조방정식 모형을 통해 측정모형을 검증하였다. 분석 결과는 아래 Table 2와 같다. 측정모형의 적합도는 선행연구에서 제시한 좋은 적합도 기준에 부합하였으며, 잠재 변수에 대한 측정변수의 요인부하량이 모두 유사한 가운데 p < .001수준에서 유의하여 적절한 수렴타당도를 나타냈다. 한편 잠재변수 간 상관을 나타낸 것은 Table 3과 같다. 모든 변수는 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 구체적으로, 어머니와 아버지의 자존감은 서로 정적 상관이 있었으며 ( r = .34, p < .001), 부모 각자의 자존감은 다음 해 가족상호작용과도 정적 상관이 나타났다(모 자존감 r = .42, p < .001; 부 자존감 r = .30, p < .001). 한편 부모의 자존감 및 가족상호작용은 모두 자녀의 자존감과 유의한 정적 상관이 나타났는데, 아버지의 자존감은 어머니의 자존감에 비해 상관 계수 및 유의도가 더 작았다(모 자존감 r = .15, p < .001; 부 자존감 r = .07, p < .05; 가족상호작용 r = .23, p < .001). 측정모형이 연구변수를 잘 측정하는 것으로 나타났으므로 구조모형을 검증하였다. 이때 구조방정식에서 매개효과 검증에 관한 선행연구의 제언에 따라 모든 직접 경로를 설정한 모형(부분매개모형)과 모든 직접 경로를 삭제한 모형(완전매개모형) 간 비교를 통해 최종 모형을 확정하였다( Holmbeck, 1997; Ji & Kang, 2014). 모형 비교 결과는 위의 Table 4와 같다. 분석 결과 완전매개모형은 부분매개모형과 적합도 지수에서 차이가 거의 없었으며, 특히 간명성을 고려하는 지수인 TLI지수는 더 높은 것으로 나타났다. 모형 비교 결과 χ 2 변화량이 유의하지 않아, 직접경로를 삭제해도 모형 적합도를 유의하게 해치지 않는 것으로 나타났다. 즉, 어머니와 아버지의 자존감이 자녀의 자존감에 미치는 직접 영향은 무시할 수 있는 수준이었으며, 이 둘은 주로 가족상호작용을 통해 간접적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 이에 더 간명한 모형인 완전매개 모형을 최종 모형으로 채택하였다. 최종 모형의 표준화, 비표준화 경로계수는 Table 5와 같다. 어머니의 자존감이 2년 뒤 자녀의 자존감에 미치는 간접 효과는 β = .08인 것으로 나타났다. 한편 아버지의 자존감이 2년 뒤 자녀의 자존감에 미치는 간접 효과는 β = .04인 것으로 나타났다. 이때 가족상호작용은 어머니와 아버지의 자존감이 자녀의 자존감에 미치는 영향을 매개하였다. 구체적으로, 자녀가 초등학교 1학년 시기일 때 어머니와 아버지의 자존감은 다음 연도의 균형잡힌 가족상호작용에 유의한 영향을 미쳤다(어머니 β = .36, p < .001; 아버지 β = .18, p < .001). 또한 초등학교 2학년 시기 균형잡힌 가족상호작용은 초등학교 3학년 시기 자녀의 자존감에 유의한 정적 영향을 미쳤다(β = .22, p < .001). 소벨 검정 결과 가족상호작용의 매개효과가 유의하였다(어머니 자존감의 경우 Sobel’s z = 6.39, p < .001; 아버지 자존감의 경우 Sobel’s z = 4.69, p < .001). 최종 모형의 표준화 경로계수를 그림으로 나타낸 것은 Figure 1과 같다.
Discussion
이 연구는 종단 자료를 활용하여 부모의 자존감이 자녀의 자존감에 미치는 영향을 규명하고, 균형잡힌 가족상호작용이 이러한 영향을 매개하는지 확인하고자 하였다. 이를 통해 초기 학령기 자녀와 부모 사이에 자존감의 세대 간 전이가 이루어지는 기제에 대한 함의를 얻고자 하였다. 이 연구의 연구 결과를 요약하면 다음과 같다.
첫째, 자녀가 초등학교 1학년일 때 부모의 자존감은 2년 뒤 자녀의 자존감에 정적인 영향을 미쳤다. 이는 부모의 자존감이 자녀의 자존감으로 연결된다는 사회학습이론 및 사티어의 경험적 가족치료모델을 지지하는 결과로, 부모의 자존감과 유아 및 청소년·초기성년기 자녀의 자존감 간의 정적인 관계를 보여주었던 선행연구( Cheon, 2005; Shim & Jung, 2018; D.-J. Shin 2012; D.-J. Shin & Choi, 2011)와 일치한다. 이 연구의 결과는 종단 자료를 활용하여 변수 간 선후 관계를 확보함으로써, 자녀의 자존감에 대한 부모 자존감의 예측력을 더 설득력있게 제시하였다. 또한, 자존감 발달에서 상대적으로 탐색이 부족했던 학령 초기 아동을 대상으로 하여, 이 시기 자존감 발달과 부모 자존감의 영향에 대한 함의를 제공하였다는 의의가 있다. 관련 선행연구와 이 연구의 결과를 종합해보면, 자녀의 자존감과 부모의 자존감은 유아기부터 학령 초기, 청소년기, 초기 성년기에 이르기까지 서로 밀접한 관련을 갖고 함께 발달하는 것으로 보인다. 둘째, 가족상호작용은 부모의 자존감이 자녀의 자존감에 미치는 영향을 매개하였다. 특히 중요한 점은, 가족상호작용이 매개 변수로 투입되었을 때 자녀의 자존감에 대한 부모 자존감의 직접 효과가 사라졌다는 점이다. 이는 가족상호작용이 부모 자존감과 자녀 자존감 사이에서 주요한 매개 변수로 작용함을 의미한다. 이러한 결과는 자녀 발달에서 양자 관계 뿐 아니라 3자 관계 및 하위체계간 상호작용의 영향력을 강조한 이론적 논의( Belsky, 1984; Minuchin, 1985)와 같은 선상이다. 이 연구의 결과는 가족구성원 개인의 개별적 특성이나 일대일의 양자관계가 아니라, 가족 전체의 상호작용을 바탕으로 가족을 이해하고자 하는 가족체계이론의 관점을 뒷받침한다. 부모의 자존감이 긍정적인 가족상호작용을 예측하고, 또 이것이 자녀의 자존감 발달로 연결되는 기제는 개인이 가족체계에 영향을 미치고 또한 가족체계로부터 영향을 받는다( von Bertalanffy, 1968)는 점을 보여주고 있다. 구성원의 자존감에 보다 초점을 맞추어 가족기능과의 관계를 살펴본 사티어의 경험적 가족치료모델에서는 자존감이 낮은 부모는 역기능적 의사소통을 하고( Satir, 1983), 이것이 부모-자녀의 삼각화로 이어지며( Chung, 2001) 결과적으로 자녀의 낮은 자존감으로 연결된다고 보았다( Ok, 1995). 이 연구에서 밝혀진 매개구조는 이러한 이론적 이해를 경험적으로 검증하고 있다. 이러한 관점에서 볼 때, Satir (1983)가 지적하는 바와 같이 기능적인 가족상호작용과 건강한 자녀의 발달을 위해서는 부모의 자존감을 강화하는 것이 중요할 것으로 보인다. 이 연구의 주요 의의는 다음과 같다. 첫째, 이 연구는 부모와 자녀의 자존감 발달에 있어 부모의 양육태도( Chang, 2011; Joh, 2010; K.-H. Kim & Kong 2004; Lim, 2013)와 부모-자녀 관계( Amato, 1986; Bulanda & Majumdar, 2009; H.-J. Shin, 2019), 또는 부부 간 친밀관계( D.-J. Shin & Choi, 2011) 등 주로 양자관계의 요소에 집중했던 기존 연구와 달리, 삼자를 포괄하는 가족상호작용의 관점에서 아동의 자존감 발달을 탐색했다는 의의가 있다. 자존감과 가족 관계에 관한 기존 연구는 부모-자녀 관계에 주로 집중해왔으며, 가족의 전반적 기능과 자존감 간 관계에 대해서는 비교적 탐색이 부족하다고 지적된 바 있다( El Ghaziri & Darwiche, 2018). 이 연구는 자존감의 세대 간 전이에서 균형잡힌 가족 상호작용을 주요한 매개변수로 주목함으로써 이와 같은 선행연구의 공백을 다루었다. 둘째, 이 연구는 자존감의 세대 간 전이가 이루어지는 구체적인 기제를 확인하였다는 점에서 의의가 있다. 부모와 자녀의 자존감이 서로 밀접한 관련이 있다는 점은 여러 연구에서 이론적, 경험적 근거를 제공하고 있다. 그러나 외현적으로 드러나지 않는 심리 내적 변수가 어떻게 전이되는가에 관하여 그 구체적인 기제를 검증하고자 한 시도는 매우 제한적이었다. 이 연구에서 밝힌 매개구조는 가족 상호작용이 얼마나 균형있게 이루어지는가가 자존감의 세대 간 전이를 설명하는 주요한 변수임을 보여주고 있다. 특히 이 연구는 종단설계를 채택함으로써 자존감과 가족기능 관련 문헌의 주요 한계로 지적되어온, 종단설계 또는 실험설계의 부재로 변수의 예측력을 파악하기 어렵다는 점( El Ghaziri & Darwiche, 2018)을 보완하고 이 연구에서 밝힌 매개구조를 더욱 설득력있게 뒷받침해준다. 이 연구의 제한점은 다음과 같다. 첫째, 아동 자존감 측정의 한계이다. 이 연구는 대표성있는 대규모 표본의 종단 자료를 바탕으로 분석을 진행하기 위하여 패널 자료를 활용하였으나, 결과적으로 아동의 자존감 측정에는 패널에서 사용한 비교적 적은 수의 문항을 활용할 수밖에 없었다. 이 연구에서 척도의 신뢰도는 비교적 양호하였으나, 추후에 신뢰도와 타당도가 더 반복적으로 검증된 아동의 자아존중감 척도를 활용하여 아동의 자아존중감과 부모 자아존중감, 가족상호작용 간 매개 구조를 탐색한다면 이 연구의 결과가 더욱 설득력을 얻을 수 있을 것이다. 둘째, 이 연구는 가족상호작용과 가족 구성원의 자존감 간 선형 관계를 밝히고자 하는 연구로, 균형있는 응집성 및 균형있는 적응성만을 측정하여 긍정적 가족 상호작용만을 살펴보았다. 따라서 극단적으로 높거나 낮은 응집성이나 적응성이 부모와 자녀의 자존감과 어떤 관련이 있는지에 관해서는 함의가 제한적이다. 추후 연구에서 FACES-IV 원척도를 활용하여 밀착/분리, 경직/혼돈 등 극단적 양상의 가족상호작용이 부모 및 자녀의 자존감과 어떠한 관계를 맺는지 확인한다면이 연구의 결과를 더욱 확장하고 자녀의 자존감 발달과 가족상호작용의 관계를 보다 구체적으로 이해할 수 있을 것이다.
Acknowledgements
This study was supported by the Incheon Institute.
Figure 1
Figure 1
Effects of parental self-esteem on children’s self esteem and the mediating role of family interactions. Standardized coeffi cients were presented. The equations were adjusted for children’s gender, parental education, and income in 2017.
***p < .001.
Table 1
Descriptive Statistics of Research Variables
|
Variables |
Mean |
SD
|
Kurtosis |
Skewness |
|
2015 Mothers’ self-esteem |
3.77 |
0.59 |
-0.22 |
-0.23 |
|
2015 Fathers’ self-esteem |
3.81 |
0.56 |
-0.39 |
-0.08 |
|
2016 Balanced cohesion |
4.04 |
0.52 |
1.51 |
-0.70 |
|
2016 Balanced flexibility |
3.67 |
0.55 |
0.74 |
-0.39 |
|
2016 Family interactions |
3.85 |
0.50 |
1.20 |
-0.55 |
|
2017 Children’s self-esteem |
3.47 |
0.44 |
2.50 |
-1.27 |
Table 2
Factor Loadings and Fitness Indexes of Parents’ and Children’s Self-Esteem and Family Interactions Measurement Model
|
Latent variables |
Observed variables |
B
|
SE
|
β |
C.R. |
|
2015 Mothers’ self-esteem |
Mothers’ self-esteem 1 |
1.00 |
|
.92 |
|
|
Mothers’ self-esteem 2 |
.91 |
.02 |
.90 |
56.15***
|
|
Mothers’ self-esteem 3 |
.98 |
.02 |
.92 |
58.17***
|
|
2015 Fathers’ self-esteem |
Father’s self-esteem 1 |
1.00 |
|
.86 |
|
|
Father’s self-esteem 2 |
.99 |
.02 |
.89 |
44.58***
|
|
Father’s self-esteem 3 |
1.06 |
.02 |
.91 |
45.67***
|
|
2016 Family interactions |
Balanced cohesion |
1.00 |
|
.92 |
|
|
Balanced flexibility |
1.01 |
.04 |
.87 |
24.54***
|
|
2017 Children’s self-esteem |
Children’s self-esteem 1 |
1.00 |
|
.86 |
|
|
Children’s self-esteem 2 |
1.07 |
.12 |
.80 |
8.72***
|
|
Model fit |
χ2 (df) |
CFI |
NFI |
TLI |
RMSEA |
|
44.98***(29) |
.998 |
.996 |
.997 |
.018 |
Table 3
Correlations Between Parent Self-Esteem, Child Self-Esteem, and Family Interactions
|
Variables (Time) |
1 |
2 |
3 |
4 |
|
Mothers’ self-esteem (2015) |
― |
|
|
|
|
2. Fathers’ self-esteem (2015) |
.34***
|
― |
|
|
|
3. Family interactions (2016) |
.42***
|
.30***
|
― |
|
|
4. Children’s self-esteem (2017) |
.15***
|
.07*
|
.23***
|
― |
Table 4
Results of Model Comparison
|
CFI |
NFI |
TLI |
RMSEA |
χ2 (df) |
Δχ2 (Δdf) |
|
Partial mediation |
.996 |
.990 |
.992 |
.022 |
105.76 (59) |
2.55 (2) n.s. |
|
Complete mediation |
.996 |
.990 |
.993 |
.022 |
108.31 (61) |
|
Table 5
Direct and Indirect Eff ects of Parents’ Self-Esteem on Children’s Self-Esteem
|
Path |
B
|
β |
SE
|
C.R. |
|
Mothers’ self-esteem → Family interactions |
.26 |
.36 |
.02 |
12.37***
|
|
Fathers’ self-esteem → Family interactions |
.15 |
.18 |
.02 |
6.24***
|
|
Family interactions → Children’s self-esteem |
.18 |
.22 |
.03 |
6.65***
|
|
Mothers’ self-esteem → Family interactions → Children’s self-esteem |
.05 |
.08 |
Sobel’s z = 6.39***
|
|
Fathers’ self-esteem → Family interactions → Children’s self-esteem |
.03 |
.04 |
Sobel’s z = 4.69***
|
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