부모의 학대가 청소년 초기의 또래신뢰에 미치는 종단적 영향: 자아정체감, 자아존중감, 우울을 매개로
Longitudinal Effects of Parental Maltreatment on Peer Trust in Early Adolescence: Mediating Effects of Ego-Identity, Self-Esteem, and Depression
Article information
Trans Abstract
Objectives
This study aimed to examine the longitudinal effects of parental maltreatment(age 9) on peer trust in early adolescence(age 12) mediated by ego-identity, self-esteem, and depression(age 11).
Methods
This study used data from the Korean Children and Youth Panel Survey 2010 (KCYPS 2010). Three waves of data (4·6·7th waves of the 1st grade cohort panel data set) collected from 1,926 children were analyzed. Finally, bootstrapping was conducted with SPSS 26.0 and Process macro program version 4.1 to examine the mediating effects of the hypothesized model.
Results
First, parental maltreatment perceived at age 9 was found to have a significant effect on peer trust at age 12(β = -.15, p < .001). In addition, parental maltreatment positively correlated with depression and negatively correlated with ego-identity and self-esteem. Moreover, ego-identity and self-esteem were found to have indirect negative effects on peer trust mediated by depression. Finally, because of verifying the significance of the mediating effect using bootstrapping, the effect size was -.031(95% CI [-.040, -.024]). Thus, ego-identity, self-esteem, and depression partially mediated the relationship between parental maltreatment during late childhood and peer trust in early adolescence.
Conclusion
This study verified the longitudinal effects of parental maltreatment on peer trust mediated by ego-identity, self-esteem, and depression. These findings highlight the importance of parent education on child abuse and the necessity of timely follow-up interventions. This study attempted to provide a more solid framework to understand the severe consequences of parental maltreatment, thus contributing to eradicating the vicious cycle of violence.
Introduction
신뢰는 개인으로 실재함에도 홀로 존립할 수 없는 인간이 행하는 사회적 상호작용의 근간이다(Barber, 1983; Yamagishi, 2011). 이는 배제하기 어려운 배반 가능성에 대한 인지 여부와 무관하게, 신뢰 대상이 자신의 이해에 정합한 행동을 취할 것이라는 낙관적 기대를 지속하고자 하는 자발적 의지를 말한다(Lewis & Weigert, 1985). 이때 신뢰는 정태적 심리상태뿐 아니라 능동적 행동 수행 의지를 포괄하며(S.-J. Lee & Kim, 2018), 사회화 과정을 통해 습득 가능한 인지·정서·행동의 다차원적 구성개념으로 볼 수 있다.
신뢰의 유형에 대한 정의는 학계 간 관점 차를 보이나, 대개 대상에 따른 분류를 채택하여 구성원 상호 간의 심리적 관계에 관련한 대인신뢰와 제도 및 규범에 대한 공적신뢰로 대별한다. 심리사회발달이론 이후 제시된 신뢰감 모델(Bernath & Feschbach, 1995)에 따르면 대인신뢰는 영. 유아기 양육자와의 상호작용을 통해 형성된 자신과 타인에 대한 전의식. 비언어적 기본 신뢰를 기반으로, 이후 의식. 인지적 평가에 의거하여 성립되는 타인에 대한 일반적 기대를 의미한다. 이는 공적신뢰 성립 및 증대의 필수 전제조건으로써, 사회 결속. 지속에 기여함을 특징으로 한다(Doney, Cannon, & Mullen, 1998). 나아가, 대인신뢰는 가족. 또래. 동료 등 반복적 관계를 통해 형성되는 특정신뢰와 면식이 없는 불특정 다수에 대한 일반신뢰로 다시 세분된다(Sung & Kim, 2020; Organization for Economic Cooperation and Development [OECD], 2017). 이때, 또래신뢰는 특정신뢰에 포함되는 개념으로 이해된다. 이를 바탕으로 본 연구에서는 주 양육자와의 애착을 기반으로 형성한 기본 신뢰를 또래에 확장하여, 이들에 대한 상호의존적 기대에 따라 부정적 상황의 발생 가능성까지 감수하고자 하는 의지를 또래신뢰로 정의하고자 한다.
또래신뢰는 또래와의 견고한 관계 형성뿐 아니라, 이후 이의 강화 및 확장에까지 주요한 기능을 한다(Clarke, Meredith, & Rose, 2021; Yamagishi, 2011). 이러한 타인에 대한 신뢰 구축은 상대의 행동 경향성에 근거함에 따라 정교한 정보처리능력이 요구된다(Y.-H. Lee & Suh, 2012). 이에 전면적 발달 양상은 아동 후기부터 나타나기 시작하여(Yamagishi, 2011), 청소년기에 이르러 가장 두드러진다(Jung, 2015; Clarke et al., 2021). 선행연구에 의하면, 또래신뢰 수준이 높은 청소년은 대인관계를 통해 정서적 지지를 경험함에 따라 높은 삶의 만족도를 나타낸다(A. R. Choi & Oh, 2020). 또한, 이들은 신뢰에 기초한 또래와의 상호작용을 통해 자신이 속한 집단에 대한 공동체 의식과 소속감의 발달 양상을 보인다(Y. Song, Kim, & Lee, 2015). 즉, 또래에 대한 신뢰는 사회화 과정에서 접하는 여러 공동체 내 구성원. 지역사회. 국가에 대한 일반신뢰로 확장된다(Bowlby, 1988; Youniss, 1980). 이는 모든 관계의 기반으로 기능함에 따라, 또래신뢰가 갖는 중요성을 환기한다.
청소년 초기는 아동이 급격한 신체. 정서. 인지적 변화와 함께 여러 발달적 위기를 직면하는 과도기적 전환기이다. 만 11-12세를 기점으로 청소년 초기에 진입한 이들은 성장과 성숙 가속화를 경험하고, 부모로부터의 독립 욕구를 강렬하게 느낀다. 동시에, 확장된 사회적 관계망에 기초한 가족 외 비공식. 공식적 집단 내 관계 형성을 추구하는 발달상의 변화를 보인다(Bowlby, 1982). 이에 따라 상대적으로 일방적인 보호와 지지를 받았던 아동기 부모-자녀 관계를 벗어나, 상호성을 바탕으로 자의에 의해 구성된 또래관계에서 정서적 유대감과 친밀감을 형성코자 한다(Branje, Laursen, & Collins, 2012). 정리하여, 또래의 존재가 ‘의미 있는 타자’로 중히 평가되는 시기에 초기 청소년(Ainsworth, 1989)은 또래와의 대등한 관계를 통해 상호 신뢰와 존중을 경험하며 인지. 정서 발달을 위한 사회적 기술을 습득한다(E.-K. Kim, Kim & Kim, 2013).
오늘날 청소년에 있어 또래의 범위는 학교 중심 물리적 공간의 제약을 넘어, 뉴미디어를 통해 전례 없는 확장세를 보인다. 이에 따라 대인관계 내 어려움을 호소하는 청소년의 수가 증가하고 있다. 실제 2020년 사이버폭력 실태조사에 따르면 최근 1년 간 청소년의 사이버폭력 경험률은 29.5%, 이때 같은·다른 학교에 다니는 친구나 선후배가 가해 대상인 경우는 42.4%로 집계되었다(Korea Communications Commission & National Information Society Agency [NISA], 2021). 이중 낮은 또래신뢰 집단(가해경험 15.2%, 피해경험 27.1%)은, 높은 또래신뢰 집단(가해경험 9.0%, 피해경험 19.1%)의 사이버폭력 경험률을 상회하는 것으로 나타났다. 해당 결과는 또래라는 특정 대상에 대한 신뢰가 개인의 사회성 발달 및 공동체 적응에 미치는 영향력이 큼을 시사한다. 이러한 논의를 바탕으로 관계의 범위가 확장되고 있는 현대사회 초기 청소년의 발달적 특성을 고려할 때, 오늘날 또래신뢰 문제는 더욱 주시될 필요가 있다.
한국 내 아동학대 사건 발생률이 높아짐에 따라, 2014년 아동학대범죄의 처벌 등에 관한 특례법이 제정 및 시행되었다. 이를 시발로 아동학대에 관한 관심이 고조된 사회적 분위기와는 달리, 만 0-17세 아동학대 사례는 2014년 10,027건을 기점으로 2020년 30,905건을 기록하였다. 최근 5년간 지속적인 증가세를 보이는 학대율은 한국 사회에서 아동학대 문제가 아직 미해결된 사안임을 시사한다(Ministry of Health and Welfare [MOHW], 2021; Ministry of Health and Welfare & National Child Protection Agency [NCPA], 2015). 이때, 아동학대는 보호자를 포함한 성인이 아동의 건강. 복지를 해치거나 정상적 발달을 저해할 수 있는 적극적이고 의도적인 폭력행위를 범하는 것을 말한다(Child Welfare [CWA], Act No. 17784, 2020). 이는 크게 신체학대·정서학대·성적학대·방임으로 세분되며, 피해 아동 다수의 경우 학대 유형 중 한 가지 이상을 동시에 경험한다(CWA, Act No. 17784, 2020).
MOHW (2021)에 따르면, 2020년도 학대 행위자와 아동 간 관계는 ‘부모에 의한 학대’가 전체의 82.1%(25,380건)로 선순위를 차지하였고, 학대 발생 장소는 ‘가정 내 학대’가 37.4%(26,996건)로 가장 높은 수치를 보였다. 이는 부모가 가정에서 아동에 가하는 학대 정황이 단순 우려 수준을 능가하였음을 단적으로 보여준다. 더불어 가정 내 폭력을 국가 차원의 개입을 요하지 않는 사적 문제로 간주하는 한국사회의 문화적 경향성을 고려할 때(J.-D. Kim, 2021a), 집계되지 않은 학대 정황도 다수 존재할 것으로 추정된다. 나아가 동일 자료 기준 연령별 피학대 아동 실태의 경우 중. 고등학생에 해당하는 만 13-15세가 전체의 22.9%(7,077건)로 가장 큰 비중을 차지하였으며, 만 10-12세는 22.5%(6,957건)로 뒤를 이었다. 해당 수치는 아동 후기에서 청소년 초기로 전환하는 시기의 아동. 청소년이 학대에 노출될 위험성이 가장 높다고 보고한 선행연구(S. Kim & Lee, 2010) 결과를 뒷받침한다.
학대로 인해 발생하는 위해의 결과는 비교적 명백한 상태로, 다수의 선행연구에서 이가 아동의 발달 전반에 걸쳐 초래하는 부정적 결과를 입증한 바 있다(J.-D. Kim, 2021b; A. Park & Chung, 2018). 특히 아동은 초기 애착 대상자인 부모와의 관계에서 부정적 상호작용을 경험할 시, 자신과 타인에 대한 왜곡된 내적작동모델을 수립한다(Bowlby, 1982). 즉, 부모의 학대는 아동으로 하여금 거부. 배제를 반복 경험하게 함으로써 정신적 외상을 가하며 사회정보처리과정의 결함을 초래한다(Dodge, Lochman, Harnish, Bates, & Pettit, 1997). 일례로 피학대 아동은 자신을 보호하고자 타인에 대한 기대를 품지 않음에(Hepp, Schmitz, Urbild, Zauner, & Niedtfeld, 2021) 따라 갈등 상황에 당면할 시, 적절한 감정이입적 반응을 보이지 못한다(Mash & Wolfe, 1999/2001). 또한, 회피 혹은 공격적 대응법을 택하는 경향을 보이고 학대 경험이 전무한 아동에 비해 상대의 행위를 불신. 적의로 해석할 여지가 크다고 보고된다(J. H. Park & Lim, 2014).
특히 아동 후기 피학대경험이 있는 초기 청소년의 경우, 주요 타자인 또래를 수용하는 데 있어 거부 민감성에 따른 불신과 두려움을 보일 수 있다(Bowlby, 1980; Feldman & Downey, 1994). 이는 낮은 또래신뢰로 인해 초래되는 반사회적 행태의 표출 가능성을 증폭시키며, 곧 또래로부터의 극단적 고립으로 이어지게 된다(Ko, 2004). 이에 따라 또래집단 내에서 불안정하고 제한된 대인관계를 재경험하게 되어, 심리적 어려움을 호소하게 된다. 선행연구에 따르면, 해당 시기 피학대경험은 학대무경험에 비해 우울. 불안. 위축 등의 내현화 문제(S. Kim & Lee, 2010)와 공격성. 비행 등의 외현화 문제(S.-W. Kim, 2015)와 높은 상관을 보인다. 더불어 부모의 학대는 아동. 청소년의 친사회적 대처능력과 정서통제력 발달(Agnew, 1999), 학교적응(S. H. Kim, Yim, & Chung, 2014), 자아존중감(Jang & Song, 2011), 자아정체감(E.-H. Lee & Jeong, 2006), 신뢰(Bowlby, 1980; Gobin & Freyd, 2014; Neil et al., 2022) 저하를 예측하는 주요 변인으로 보고된다. 종합하여 볼 때, 부모의 학대는 아동 개인의 전 생애적 발달에 광범위한 손상을 초래하고 이들의 주된 사회적 관계망 형성에의 근간이 되는 또래신뢰 발달에 위협을 가한다.
한편 신뢰는 개인 내적 요인과 이들을 둘러싼 환경적 요인에 의해 구성된다(Rotenberg, 2010). 이에 청소년의 또래신뢰 발달과정 파악에 있어, 내. 외적 요인의 통합적 고려가 요구된다(Rotenberg, 2010). 선행연구에 따르면, 환경적 요인으로써 가족 내 경험은 아동. 청소년의 특성과 교차함에 따라 신뢰에 기초한 또래관계를 예측한다(Hartup, 1992). 또한, 내적 요인으로써 자아정체감과 자아존중감은 부모-자녀 상호작용 경험이 또래관계로 전이되는 과정에서 가교적 역할을 한다(Parke, Carson, Burks & Bhavnagri, 1989). 이는 폭력을 행사하는 부모로부터 아동이 체득한 부정적 행태 및 인지적 표상이 우울 등의 정서적 문제를 매개로 일련의 과정을 거쳐 또래신뢰에 직·간접적인 영향을 미침을 의미한다(Y.-H. Lee & Suh, 2012).
청소년은 발달의 격동 속에서 자신의 역할을 탐색하고자 하며, 이 과정에서 상반되는 자아들을 통합하여 주관적 개인으로서의 진정한 자아를 형성한다. 이때 자아정체감(Erikson, 1980)은 스스로에 대한 연속·동일성의 지각이자, 사회적 상호작용을 통해 지속적으로 수정. 개선되어 타인과 구별되는 자신에 대한 현실감을 말한다(Erikson, 1968). 이는 비생득적 요소로써 아동기 경험에 근간한 청소년기 주요 발달과업으로, 주관적 의식 경험에 중점을 두어 자기지각에 있어 인지적 측면에 근접한 자아개념의 통합·안정·명확성과 관련한 감정이라볼 수 있다(Erikson, 1968; A.-C. Park, 2003).
최초의 사회적 장인 가정에서 부모의 양육행동은 아동의 자아정체감 확립에 상당한 영향을 미치는 것으로 보고된다(Harris, 2021; A.-C. Park & Lee, 2000). 예컨대 아동은 부모와의 상호작용을 통해 구축한 개인의 신념을 바탕으로 또래신뢰를 터득한 이후, 대인관계 및 의사결정 능력 향상의 과정을 거치며 성장한다(Chae & Kim, 2018; Harris, 2021). 이때 자아정체감을 공고하게 형성할 경우, 대인관계에서 비치는 자신의 모습을 확인하며 또래를 포함한 타인에 대한 높은 신뢰를 구성하고 나아가 사회적 문제해결에 기여하고자 한다(Blustein & Philips, 1990). 반면 자아정체감 지위이론(Marcia, 1988)에 따르면, 부모로부터의 학대 이력이 있는 아동은 자아정체감 위기에 따른 역할 혼미와 반복적인 의사결정 실패를 경험할 확률이 크다(Jung, 2015; E.-H. Lee & Jeong, 2006). 즉, 피학대 아동은 자아정체감 형성에 어려움을 겪으며 부정적 자기감을 갖게 되고, 이는 타인에 대한 반항 및 불신과 같은 부적응적 양상을 초래한다(I.-J. Chung, Park, & Ku, 2006). 이때 특히, 또래에 대한 신뢰 및 친밀감 형성을 회피하는 역기능적 양상이 두드러지게 나타나는 것으로 보고된다(S. Choi, Lee, Lee. Park, & Kim, 2021). 이러한 현상학적 흐름은 물리적 환경보다 개인 간 상호작용이 이루어지는 심리적 환경 변인의 영향력이 더 크게 작용하므로(J. Lee, Park, Yoo, Choi, & Ko, 1981), 부모의 학대가 아동의 정체성 위기 극복 과정에 미치는 부정성에 대한 심각도가 부각된다.
자아정체감이 일상 속에서 구체적으로 발현되는 시점에 함께 나타나는 자아존중감은 자아에 대한 의식·정서적 차원의 양적 평가 태도로써, 스스로 존중받을만한 가치가 있다 믿는 정도를 나타낸다(Rosenberg, 1986). 이는 자아정체감과 혼동되기도 하나, 긍정·부정적 판단을 포함한 의식적 차원의 개념이라는 측면에서 의식과 무의식을 아우르는 기술적 개념인 자아개념 및 자아정체감과 상이하다(Mussen, Conger, Kagan, & Huston, 1990; Wylie, 1968). 자아존중감은 적응적 방어기제 사용과 자율성 수준을 높여 사회·심리적 불안의 발생을 완화하는데 기여한다(Marcia, 1967). 이의 맥락에서 자아존중감은 아동에 있어 실패와 좌절의 가능성을 두려워하지 않고 또래신뢰에 기반한 관계 유지에 능한 사람으로 성장할 수 있는 토대의 역할을 한다(Y. J. Park, Kim, & Song, 2019).
애착이론에 따르면 부모에 대한 안정적 애착을 형성한 자녀는 자아존중감과 스스로에 대한 자신감이 있으며, 타인에 대한 신뢰를 바탕으로 긍정적 관계를 유지한다(Bowlby, 1980). 즉, 주 양육자로서 부모는 상호작용을 매개로 아동의 자아존중감 발달에 결정적인 영향을 미치며, 이는 타인과의 신뢰로운 관계 촉진의 원동력이 된다(Ross et al., 2005). 자아존중감은 일시·세부적이기보다 지속·전반적인 속성을 보이므로(Coopersmith, 1967), 부모의 학대가 아동에 미칠 수 있는 장기적 영향력을 간과해서는 안 된다. 관련 선행연구들에 따르면, 부모로부터 학대 경험이 많은 아동일수록 낮은 자아존중감을 보였으며, 이는 통계적으로도 유의하게 나타났다(Arslan, 2016; Shah et al., 2021). 세부적으로, 부정적 양육 행동을 경험하며 낮은 자아존중감을 형성한 아동은 자신에 대해 자아비난적 평가 태도를 보이고 우울·불안 등의 정서적 문제를 보인다(Y. A. Lee & Choi, 2015). 뿐만 아니라, 초기 청소년은 타인의 시각에 과도한 주의를 기울이는 발달적 경향성을 강하게 보인다. 이러한 특성은 청소년의 자아존중감을 좌우함에 따라, 또래신뢰 및 관계의 유능감 확립에 어려움을 야기할 수 있어 주의가 요구된다(M. H. Hwang, Choi, & Lim, 2016).
우울은 아동으로 하여금 외부 생활사건 의미를 왜곡시킴으로써 부정적 사고 과정 및 신념체계에의 인지적 오류를 범하게 하고, 이는 곧 또래를 포함한 대인관계 부적응을 초래하는 요인으로 작용한다(Beck, Steer, & Brown, 1996). 이때, 부모로 부터 학대를 경험한 청소년의 경우 비 경험자에 상대하여 현격히 높은 수준의 우울을 나타낸다(S.-H. Jeong, 2016). 즉, 부모의 학대로 인한 부정적 정신 표상을 구성한 아동은 강한 우울 성향을 보이며, 관계 측면에서 타인으로부터의 거부 및 비난을 사전 예상한다(Blatt & Homann, 1992). 이에 따라, 아동은 또래에 대한 신뢰 형성을 기피하고 회피·소극적 태도를 취하는 경향을 보일 수 있다(Blatt & Homann, 1992). 이와 같은 불안정한 상태가 지속됨에 따라 우울은 대개 성인기로 이행된다(Han & Lee, 2019). 동시에 이는 타인에 대한 낮은 이해도 및 신뢰와 결부되어 또래관계를 더욱 악화하는 것으로 보고되었다(Bowlby, 1980).
학대로 인해 자아정체감 발달에의 위기가 고조됨에 따라 심화된 우울은, 새로운 변화로의 긍정적 적응을 방해하는 요인으로 작용한다(H. E. Kim & Kim, 2016). 또한, 선행연구에 의하면 학대로 인한 낮은 수준의 자아존중감은 우울을 예측하는 주요 변수임에 이를 유발하는 여타의 취약 요소들의 영향력을 악화시킬 수 있다(Canetti, Bachar, Galili-Weisstub, DeNour, & Shalev, 1997; Cimino, Cerniglia, & Paciello, 2015). 특히 충동적이고 자기조절이 어려운 청소년 초기에의 우울은 이와 같은 특성이 일관된 상태로 나타나기 시작하므로, 각별한 주의를 기울일 필요가 있다(Mclaughlin & King, 2015). 정리하여 부정적 심리상태의 우울이 지속될 경우, 아동은 타인에 대한 경계와 낮은 또래신뢰 문제를 겪게 되고 이는 이후 공격적 행동·비행 등의 외현화 문제로 이행됨을 예측할 수 있다.
이상에서 기술한 변인 간 관계를 검증한 선행연구 및 이론에 근거하여 만 9세에 지각한 부모의 학대가 만 11세 시기 자아정체감, 자아존중감, 우울을 매개로 만 12세 청소년 초기 또래신뢰 수준에 영향을 미치는 경로를 가정할 수 있다. 변인 간 관련성과 경로에 관한 연구의 필요성에도 불구하고 이러한 가설을 규명한 연구는 부재하며, 선행연구들은 각 변인의 단편적 상관만을 탐색한 것으로 확인된다. 더욱이 청소년의 또래신뢰에 미치는 영향 및 관계를 다룬 연구는 미진한 실정이다(Bernath & Feschbach, 1995; Clarke et al., 2021; Rotenberg, 2018/2020).
따라서 본 연구에서는 아동이 지각한 부모의 학대가 청소년 초기 또래신뢰에 미치는 영향을 살펴보고, 이를 자아정체감, 자아존중감, 우울이 매개하는지를 종단적으로 검증하고자 한다. 이때, 청소년 초기 여아는 남아보다 또래 관계에서 보이는 신뢰·의사소통·소외의 수준이 유의미하게 높다는 국내 연구결과(Joo, 2011)와 여아가 남아와 비교해 상대적으로 또래에 기대하는 바가 크고 친밀감의 수준이 높다는(Gullone & Robinson, 2005) 선행연구들에 기초해 아동의 성별을 통제변인으로 포함하여 분석하고자 한다. 앞서 제시한 바를 고려할 때, 본 연구의 결과는 부모의 학대가 또래신뢰에 미치는 영향과 경로를 시간의 경과에 따라 살펴 이해를 증진함으로써 청소년 초기의 또래신뢰를 높이기 위한 개입 가능성 확인에 기여할 수 있을 것이다. 더불어 아동·청소년이 건강한 사회 구성원으로 성장할 수 있도록 지원하는 실효적 개입방안 마련에의 토대가 되는 자료로 활용되기를 기대하는 바이다.
이상의 연구목적을 위해 본 연구에서 상정한 연구문제는 다음과 같다.
연구문제 1
만 9세 시기 아동이 지각한 부모의 학대는 만 12세 시기 또래신뢰에 유의한 영향을 미치는가?
연구문제 2
만 9세 시기 아동이 지각한 부모의 학대는 만 11세 시기의 자아정체감, 자아존중감, 우울을 매개로 하여 만 12세 시기 또래신뢰 수준에 영향을 미치는가?
Methods
연구대상
본 연구에서는 만 9세 아동이 지각하는 부모의 학대가 만 11세 자아정체감, 자아존중감, 우울을 매개로 만 12세 청소년 초기 자녀의 또래신뢰에 미치는 영향을 시간의 경과에 따라 살펴보았다. 이를 위해 한국청소년정책연구원에서 실시한 한국아동·청소년 패널조사(Korean Children and Youth Panel Survey [KCYPS]) 2010년 기준 초1 코호트의 종단패널데이터를 활용하였다. 해당 자료는 아동·청소년들의 개인발달과 발달환경을 시간의 흐름에 따라 파악함을 목적으로 시행된 종단 조사이다. 수집 데이터 중 4(만 9세), 6(만 11세), 7(만 12세)차시의 자료를 활용, 세 시기 조사에 모두 응한 1,926명의 데이터를 분석에 활용하였다. 대상의 성별에 따른 구성은 남학생 996명(51.7%), 여학생 930명(48.3%)이다.
연구도구
또래신뢰
또래신뢰는 Armsden & Greenberg (1987)의 애착척도(IPPA)를 번안 · 수정한 M. K. Hwang (2010)의 척도 중 또래신뢰에 해당하는 3개 문항을 사용하여 측정되었다. 해당 척도는 매우 그렇다(1점)에서 전혀 그렇지 않다(4점)까지 4점 Likert 척도로 평정하도록 되어있으며, 3개 문항 모두 역채점하여 분석하였다. 문항의 예로는 “나는 속마음을 털어놓고 싶을 때 친구들에게 말할 수 있다.” 등이 있다. 가능한 총점의 범위는 3∼12점이며, 점수가 높을수록 또래신뢰가 높음을 의미한다. 본 연구에서 산출된 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .90이다.
부모의 학대
아동의 주관에 바탕을 두어 지각하는 부모 양육행동 양상에 따라, 이들의 성격 및 행동 특성 변동이 일어난다(M.-K. Kim, 2018). 이에, 자녀가 보고하는 부모의 양육행동이 반대 경우 보다 자아통찰적 측면에서 바람직하다(Rohner & Pettengil, 1985). 부모의 학대는 Huh (2000)과 S. Kim (2003)의 아동학대 문항 중 일부를 참고로 하여 한국청소년연구원 연구진이 작성한 척도를 사용하여 측정되었다. 해당 척도는 아동.청소년의 자기보고식 척도이며, 학대 4문항과 방임 4문항, 총 8개 문항으로 구성되어 있다. 각 문항 매우 그렇다(1점)에서 전혀 그렇지 않다(4점)까지 4점 Likert 척도로 평정하게 되어있고, 학대 문항 4개는 역채점하였다. 학대 문항의 예로는 “내가 무언가 잘못했을 때 정도 이상으로 심하게 혼내신다.” 등이 있으며, 방임 문항의 예로는 “다른 일(직장이나 바깥일)보다 나를 더 중요하게 생각하신다.” 등이 있다. 가능한 총점의 범위는 8∼32점이며, 점수가 높을수록 아동.청소년 자녀가 지각한 부모의 학대의 수준이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서 산출된 내적합치도계수 Cronbach’s α는 .75이다.
자아정체감
자아정체감은 H.-O. Song (2008)의 척도를 한국청소년정책연구원 연구진이 수정·보완한 척도를 사용하여 측정되었다. 해당 척도는 8개 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 매우 그렇다(1점)에서 전혀 그렇지 않다(4점)까지 4점 Likert 척도로 평정하게 되어있다. 3개의 문항(1, 2, 5번)은 역채점하였으며, 사용된 문항의 예로는 “대다수 사람들이 하는 대로 그저 따라가는 것이 최선이다.” 등이 있다. 가능한 총점의 범위는 8점∼32점으로 점수가 높을수록 긍정적인 자아정체감의 수준이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서 산출된 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .63이다.
자아존중감
자아존중감은 Rosenberg (1965)의 자존감척도를 Behavioral Science Research Center Korea (2000)에서 번안한 척도를 사용하여 측정되었다. 본 연구에서는 10문항 중 신뢰도가 낮게 나온 5번 문항 “나는 내가 자랑스러워할 만한 것이 별로 없다고 느낀다.”를 제외한 총 9개 문항을 사용하였다. 각 문항은 매우 그렇다(1점)에서전혀 그렇지 않다(4점)까지 4점 Likert 척도로 평정하게 되어있고, 4개 문항(1, 3, 7, 10번)은 역채점하였다. 가능한 총점의 범위는 9∼36점이며, 점수가 높을수록 자기 자신을 중요하고 가치 있는 사람이라고 생각하는 자아존중감의 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 산출된 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .64이다.
우울
우울은 간이정신진단검사(K. I. Kim, Kim, & Won, 1984) 중 우울척도를 한국청소년정책연구원 연구진이 수정.보완한 척도를 사용하여 측정되었다(KCYPS, 2010). 해당 척도는 10개 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 매우 그렇다(1점)에서 전혀 그렇지 않다(4점)까지 4점 Likert 척도로 되어있다. 10문항 모두 역채점하도록 되어있으며, 문항의 예로는 “어떤 일이 잘못되었을 때 나 때문이라는 생각을 자주 한다.” 등이 있다. 가능한 총점의 범위는 10∼40점으로 점수가 높을수록 우울증상의 정도가 심함을 의미한다. 본 연구에서 산출된 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .90 이다.
통제변인
본 연구에서는 통제변인으로 청소년의 성별을 연구 모형에 투입하여, 해당 변인이 종속변인에 미치는 영향을 분석하였다. 이때 여학생(0)을 기준변수로 하여 남학생(1)을 더미변수 처리하여 측정하였다.
자료분석
본 연구에서는 SPSS 26.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 PROCESS macro version 4.1 (Hayes, 2017)을 활용하여 아래와 같은 순서로 자료 분석을 진행하였다. 첫째, 연구 대상의 일반적 경향을 파악하고자 연구 변인 별 기술통계치 산출, 빈도분석을 시행하였다. 둘째, 본 연구에서 사용한 변인들의 측정 도구 신뢰도 확인을 위해 척도에 대한 Cronbach’s α 계수를 산출하였다. 셋째, 변인 간 관계 분석을 위해 Pearson 적률상관계수를 파악하였다. 넷째, 변인 관계 내 성별에 따른 차이 여부를 확인코자 다집단분석을 실시하였다. 다섯째, 매개효과를 검증코자 Hayes (2017)가 제안한 PROCESS macro 80번 모델을 활용하여 분석을 실시하였다. 끝으로, 매개효과의 통계적 유의성을 확인하고자 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 적용, 검증하였다. 본 연구는 원자료 (N = 1,926)서 표본추출 반복 검정을 5,000번으로 설정, 95% 신뢰구간 내의 검정값에 0이 포함되지 않을 때 통계적으로 유의한 것으로 판단하였다(Shrout & Bolger, 2002).
Results
측정 변인들의 일반적 경향
본 연구에서 측정한 변인은 또래신뢰, 부모의 학대, 자아정체감, 자아존중감, 우울이었다. 각 변인의 일반적 경향을 파악하고자 산출한 기술통계 수치는 Table 1에 제시된 바와 같다.
Descriptive Statistics of the Variables
먼저 만 12세에 측정된 또래신뢰 총점 평균은 9.80점(SD = 1.73)이었으며, 이를 4점 척도의 문항 평균 점수로 환산할 경우 3.27점으로, 이는 청소년 초기의 또래신뢰 수치가 다소 높은 수준임을 나타낸다. 만 9세에 측정된 아동이 지각한 부모의 학대 총점 평균은 13.13점(SD = 3.78)이었으며, 이를 4점 척도의 문항 평균 점수로 환산하였을 때 중간보다 낮은 수준인 1.64점으로 나타났다. 만 11세에 측정된 자아정체감, 자아존중감, 우울의 총점 평균은 각각 22.33점(SD = 3.38), 26.96점(SD = 3.36), 16.46점(SD = 5.66)이었다. 이를 4점 척도의 문한 평균 점수로 각각 환산하였을 때 2.79점, 3.00점, 1.65점으로 나타났다.
측정변인 간 상관관계
연구 변인 간 편상관분석 실시 결과는 Table 2에 제시된 바와 같다. 먼저, 만 9세에 측정한 아동이 지각한 부모의 학대는 만 12세에 측정한 또래신뢰와 유의한 부적상관을 보였으며(r = -.15, p <. 001), 만 11세 시기의 자아정체감(r = -.24, p < .001)과 자아존중감(r = -.26, p < .001)과 부적상관, 우울과는 정적상관(r = .25, p < .001)이 있음이 나타났다. 이는 만 9세 시기 경험하는 학대의 수준이 높을수록 만 11세에 낮은 자아정체감과 자아존중감, 높은 우울을 경험하였고 만 12세에 낮은 또래신뢰를 형성하였음을 알 수 있다.
Partial Correlations Coefficients Among the Variables
다음으로, 자아정체감과 자아존중감 모두 우울과 부적상관(r = -.49, p < .001: r = -.67, p < .001)을 보임에, 낮은 자아정체감 및 자아존중감을 보일수록 높은 우울을 경험할 수 있음을 예측할 수 있다. 나아가, 만 11세에 측정한 자아정체감, 자아존중감, 우울은 만 12세의 또래신뢰와 유의한 상관관계를 보인다. 이를 통해 만 11세 때 낮은 자아정체감, 자아존중감과 높은 우울을 경험할수록 만 12세에 낮은 수준의 또래신뢰를 갖게 됨을 알 수 있다.
부모의 학대가 또래신뢰에 미치는 영향에서 직접효과와 자아정체감, 자아존중감, 우울의 매개효과
부모의 학대가 또래신뢰에 미치는 영향에서 두 변인 간의 직접효과와 자아정체감, 자아존중감, 우울의 매개효과를 검증하고자 PROCESS macro 80번 모형을 적용하여(Figure 1) 분석한 결과를 Table 2와 Table 3에 제시하였다. 이를 살펴보면, 만 9세 시기 아동이 지각한 부모의 학대는 만 12세 시기 아동의 또래신뢰에 유의한 영향(β = -.15, p < .001)을 미치는 것으로 나타났다. 이어, 부모의 학대는 자아정체감에 부적인 영향(β = -.24, p < .001), 자아존중감에 부적인 영향(β = -.26, p < .001), 우울에 정적인 영향(β = .06, p < .001), 또래신뢰에 부적인 영향(β = -.08, p < .001)을 주는 것으로 확인되었다. 매개변인의 관계로 자아정체감은 우울에 부적인 영향(β = -.18, p < .001), 또래신뢰에 정적인 영향(β = .07, p < .01)을, 자아존중감은 우울에 부적인 영향 (β = -.56, p < .001), 또래신뢰에 정적인 영향(β = .09, p < .01)을 미치는 것으로 나타났다. 나아가, 우울은 또래신뢰에 부적인 영향(β = -.11. p < .001)을 주는 것으로 확인되었다.
Model of multiple mediation effects. Control variable: Gender.
**p < .01. ***p < .001.
Total Effect Model
만 9세 시기 경험한 학대의 수준이 높을수록 만 11세 시기 자아정체감과 자아존중감이 낮아지고, 이가 다시 동일 연령 시기 우울을 높임으로써 만 12세 시기의 또래신뢰 수준을 감소시키는 요인으로 작용함을 확인하였다. 즉, 초등학교 6학년 시기 자아정체감과 자아존중감, 우울은 중학교 1학년 시기에 이르러 또래신뢰 수준을 감소시킴에, 초등학교 4학년 시기 지각한 학대와의 관계를 매개하게 된다.
끝으로 부트스트래핑(bootstrapping)을 활용하여 간접효과의 유의성을 검증한 결과는 Table 4와 같다. 효과크기는 -.031이고 신뢰구간에서 0이 포함되지 않아(95% CI [-.040, -.024]) 기준을 충족함에, 만 9세 시기 아동이 지각한 부모의 학대와 또래신뢰의 관계에서 자아정체감, 자아존중감, 우울의 매개효과가 통계적으로 유의한 것으로 밝혀졌다(Table 5).
Parameter Estimates of Model
Multiple Mediator Effect Verification
Discussion
본 연구에서는 만 9세 아동이 지각한 부모의 학대가 만 12세 청소년 초기 또래신뢰 수준에 미치는 영향을 알아보고, 부모의 학대와 또래신뢰 간 관계에서 자아정체감, 자아존중감, 우울의 매개효과를 검증하였다. 본 연구를 통해 도출한 주요 결과에 대한 논의와 시사점은 다음과 같다.
첫째, 만 9세 시기 아동이 지각한 부모의 학대는 만 12세 시기 또래신뢰에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 초등학교 4학년 당시 자녀가 부모의 학대 수준을 높게 지각할수록 청소년 초기에 해당하는 중학교 1학년 시기에 낮은 또래신뢰 수준을 보일 가능성이 높음을 의미한다. 이러한 연구결과는 부모의 학대가 자녀의 또래신뢰에 유의한 부적 영향을 미친다고 보고한 선행연구들과 일치한다(Bowlby, 1980; Gobin & Freyed, 2014; Jurgens, 2005). 또한, 피학대 아동의 경우 타자와의 관계에 있어 폭력성의 재경험을 예측하고 이를 지나치게 경계함에 따라 또래를 신뢰하지 못하며 정서적 유대감 형성에 어려움이 있음을 확인한 선행연구 결과와도 맥을 함께 한다(Hartup, 1992; Kwon & Park, 2015). 나아가 본 연구결과는 사회학습이론(Rotter, 1980)에 근거하여 아동이 학대 경험을 통해 구축한 부모에 대한 부정적 기대를 과잉 일반화함에 따라, 사회적 행위자에 확대하여 적의를 갖는 것(Rotenberg, 2018/2020)으로 해석할 수 있다. 즉, 아동기 부모로부터의 학대 경험은 청소년 초기 또래신뢰 저해 요인으로 작용할 수 있음을 시사한다. 이와 달리 여타 선행연구는 학대 경험 이후 탈억제성 사회적 유대감(disinhibited social engagement)을 보이는 개인에게서 대인신뢰 욕구가 상승함을 보고하였다(Zeanah & Gleason, 2015). 하지만 이러한 결과는 영·유아 시기 긍정적 애착 형성에 실패하였던 아동이 이를 충족하고자는 동기로 인해 타인에 대한 신뢰 여부 판단에 난경을 겪거나 필요성을 망각함으로써 발생하는 것으로 예측된다(American Psychiatric Association, 1952/2015; Freyd, 1996; Lieberman, 2003).
둘째, 만 9세 시기 아동이 지각한 부모의 학대가 만 12세 시기 또래신뢰에 미치는 영향에서 자아정체감, 자아존중감, 우울이 매개효과를 가지는지 검증하였다. 이에 대해 본 연구에서는 부모의 학대가 또래신뢰에 미치는 영향을 자아정체감, 자아존중감, 우울이 각 단순매개하며, 자아정체감-우울과 자아존중감-우울이 각 이중매개하는 것으로 확인되었다. 즉, 부모의 학대가 청소년 초기 또래신뢰에 미치는 영향에서 자아정체감, 자아존중감, 우울이 부분매개함을 확인하였다. 이는 부모로부터 강한 수위의 학대를 경험한 아동의 경우 부정적 자아정체감을 형성하고(Penner, Gambin, & Sharp, 2019), 자아존중감이 저하되며(Duprey, Oshri, & Liu, 2019), 우울이 고조된다고(Humphreys et al., 2020) 보고한 선행연구들과 맥을 함께 한다. 또한, 부모의 학대가 아동의 자기 인식 및 가치의 저하를 통하여 내현적 정서문제인 우울을 고조시킨다는 선행연구들의 결과를 지지한다(Arslan, 2016; Berber Celik & Odacı, 2020; Jeon & Chun, 2020; Moon & Moon, 2011). 이에 따라 부모의 학대 하에 자란 아동은 사회적 관계 형성을 부정적으로 지각함으로써 대인관계에서 회피적 대처 양식을 채택하고(Bowlby, 1980; Feldman & Downey, 1994; Hepp et al., 2021), 궁극에 또래신뢰 구축을 거부하게 되는 것으로 이해할 수 있다(Neil et al., 2022; Trickett, Negriff, Ji, & Peckins, 2011). 이상과 같이 본 연구에서는 부모의 학대가 청소년 초기 또래신뢰에 미치는 직접적 영향뿐 아니라 자아정체감, 자아존중감, 우울을 통해 간접효과의 유의성을 확인함으로써 이들이 매개변인으로 작용함을 확인하였다. 이러한 본 연구결과는 앞서 제시한 부모의 학대가 또래신뢰에 미치는 직접 영향 외에도 부모로부터의 학대 경험이 자아정체감 및 자아존중감 저하, 우울 고조를 통해 낮은 또래신뢰 수준으로 이행될 가능성이 높음을 시사한다. 또한, 청소년의 또래신뢰 발달과정 파악에 있어 내·외적 요인의 통합적 고려를 피력한 선행연구자의 주장(Rotenberg, 2010)을 뒷받침함에 의의가 있다.
본 연구의 결과에 기반할 때 자아정체감, 자아존중감, 우울의 영향력을 고려한 중재안이 부모로부터 학대를 경험한 청소년의 낮은 또래신뢰 심화를 효과적으로 방예할 수 있으리라 사료된다. 이를 바탕으로 실제적 방안을 모색하여 제시하고자 한다.
먼저 예방적 차원에서의 개입 강화 일환으로, 아동학대 예방 부모교육 시행의 필요성을 제기한다. 피학대 아동은 가정이라는 사적 공간 내에서 학대 행위자인 부모와 상당한 시간을 공유한다. 이에 따라, 가정 내 아동학대는 반복·지속되는 생태학적 경향성을 보인다(Bae, Lim, & Yeum, 2016). 재학대는 최근 5년간 아동보호전문기관 및 경찰에 신고·접수된 사례 중 아동학대로 판단된 경우가 기준연도 내 재신고됨에, 아동학대로 추가 판단된 사례를 말한다(MOHW, 2021). Ministry of Health and Welfare & NCPA (2015)와 MOHW (2021) 통계 조사에 따르면 재학대 사례는 해당연도 전체 아동학대 사례 대비 2014년 기준 10.2%(1,027건), 2020년 기준 11.9%(3,671건)를 기록하였다. 또한, 재학대 사례의 학대 행위자가 부모인 경우는 2014년 87.2%(896건), 2020년 95.1%(3,492건)로 높은 수치를 나타냈다. 특히 아동 연령별 재학대 피해의 경우 통상적으로 초등학교 5학년부터 중학교 3학년에 해당하는 만 10-12세 25.4%(932건)로 가장 큰 비중을 차지하였으며, 만 13-15세 23.5%(864건)가 뒤를 이었다. 이러한 결과를 종합하여 볼 때, 부모에 의한 학대는 단시점에 국한된 일시적 문제가 아님을 역설할 수 있다. 이에 따라 본 연구는 한국 실정에 부합하는 부모교육 개발 및 실시를 통해 아동·청소년 발달에 지대한 영향력을 행사하는 부모의 역량을 강화함으로써 아동의 건강한 성장 지원을 제안한다. 이를 기반으로 아동은 생의 초기부터 질적 부모-자녀 애착 형성을 함에 따라 안정적으로 내적작동모델을 구축하고, 또래와의 관계 형성에 있어 필요한 적절한 기술습득 및 또래신뢰를 고취할 수 있으리라 기대하는 바이다.
다음으로 아동 개인 수준의 중재 방안을 통해 시의적절한 사후 개입의 필요를 파진한다. 학대 경험에 기초한 아동의 역기능적 귀인은 우울 및 행동 장애의 결과를 초래한다(Brown & Kolko, 1999). 이러한 부정적 귀인 양식과 이에 대한 사회적 반응은 이들의 주호소 문제 유발 요인이 되므로, 내적작동모델의 인지적 재구성 및 사회적 문제해결력 증진을 지원하는 개입이 필요하다(Wright & Allbaugh, 2016). 이때 외상-초점 인지행동치료(Trauma-Focused Cognitive Behavior Therapy [TFCBT])가 중재방안의 한 예가 될 수 있다. 이는 학대라는 심각한 외상 경험 후, 정서·인지 문제를 보이는 만 3-18세 아동·청소년을 대상으로 하는 근거 기반 치료법이다. 구조화된 해당 단기 치료 모델은 아동으로 하여금 학대로 인해 발생한 부적응적 신념을 수정하고 역기능적 정서에 대한 조절 능력 향상할 수 있도록 지원한다(Cohen & Mannarino, 2008). 즉, 외상 사건 자체에 관한 인지·정서·행동 요소를 통합적으로 다룸에 따라 이에 대한 처리기술을 체득할 수 있도록 한다. 다체계 간 역동적 상호작용을 이해하는 해당 개입방안 실행을 통해 피학대 아동의 보호요인으로써 자아정체감 및 자아존중감 촉진, 우울 고조와 또래신뢰 위축 문제 완화를 지원할 수 있을 것이다. 나아가 성인기로의 이행 시, 학대의 세대 간 전이를 예방함에 따라 폭력의 악순환을 근절할 수 있으리라 사료된다.
끝으로 본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 부모에 의한 학대의 총체적 영향에 중점을 두었다. 이에 따라 첫 학대 발발 시점과 학대의 강도 및 지속기간에 대한 정보가 부재하다. 학대 피해로 인한 아동의 사회적 부적응은 부모의 폭력성이라는 단일 차원에 의함이 아닌, 인지·정서·행동 등의 다양한 맥락적 요인에 따른 역경에의 누적 노출과 연관이 있다(Evans, Steel, & DiLillo, 2013; Wright & Allbaugh, 2016). 이에 따라 아동의 다중 위험에의 노출 강도와 학대 유형을 세부적으로 분석, 평가할 필요성이 제의된다(Evans et al., 2013). 이러한 한계점을 보완코자 후속연구를 통해 부모로부터의 학대 경험을 다각도에서 분석하고 차원에 따른 양상의 차이를 분석해볼 수 있기를 기대하는 바이다.
둘째, 본 연구에서 데이터 분석 시행 전 자아존중감 척도의 신뢰도를 분석한 결과 내적합치도 계수(Cronbach’s α)가 다소 낮은 수치를 보였다. 이에 척도를 살펴본바, “나는 내가 자랑스러워할 만한 것이 별로 없다고 느낀다.”의 5번 문항은 개인 내적 기준에 의거하여 자신을 평가하는 척도 내 타 문항과 달리, “남에게 드러내어 뽐낼만한 데가 있다.”의 국립국어원 표준국어대사전(stdict.korean.go.kr)에서 제공하는 사전적 정의를 갖는 자랑스럽다의 어휘를 통해 외적 기준에 따라 자신을 평가·판단하는 특징이 있음을 확인하였다. 또한, 변동성 가설(variability hypothesis)에 의하면 초등학교서 중학교로의 전이 기인 청소년 초기는 자아존중감의 급격한 하락이 발생할 수 있는 전환의 시점이며(Hong, 2020), 변화의 수준은 개인의 경험과 환경에 따라 상이하다(Harter, 1990; I.-J. Chung, 2008). 이러한 점을 근거로 자랑스러움에 관한 판단에 있어 모호성과 개인차 존재의 문제가 제기될 수 있음에 내용과 신뢰도 측면에서 본 문항을 제하고 사용함이 타당하다고 판단하여 삭제하였다. 본 연구에서 사용된Rosenberg (1965)의 자아존중감 척도는 1974년 처음 국문 번안된 이후 신뢰도와 타당도에 대한 별도의 점검 없이 사용되어왔다(J. Y. Lee, Nam, Lee, Lee, & Lee, 2009). 이에, 문항 수준에서의 분석을 통한 신뢰도, 타당도 도출을 통해 척도의 개선이 이루어져야 함을 제기하는 바이다.
위의 제한점에도 불구하고 본 연구는 아동이 지각한 부모의 학대와 자아정체감, 자아존중감, 우울, 또래신뢰 간 인과적 관계를 대규모 패널데이터를 활용하여 종단적으로 검증하였다는 점에서 의의가 있다. 나아가 아동 후기부터 청소년 초기에 이르는 종단자료 분석을 통해 만 9세 시기에 지각한 학대 및 방임이 만 12세 청소년 초기 또래신뢰에 미치는 장기적 영향 관계를 규명하여, 아동학대 문제해결을 위한 서비스 및 향후 한국형 학대 중재프로그램 개발에 실증적 자료와 방향성을 제시한 점에서 함의가 있다.
Notes
This article was presented at the 2022 Annual Spring Academic Conference of the Korean Association of Child Studies.
Conflict of Interest
No potential conflict of interest relevant to this article was reported.