Stepfamily Adjustment and Stress of Stepfamily Adolescents: Verification of the Moderating Effect of Social Support and Family Boundary Ambiguity on Adjustment

재혼가정 청소년의 스트레스와 가족생활적응의 관계: 가족경계혼란과 사회적지지의 조절효과 검증*

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  • ABSTRACT

    This study was planned to examine the moderating effects of social support and family boundary ambiguity and the association between adolescents’ stress and their adjustment to a stepfamily. Data were collected from 90 adolescents aged between 13 and 19 in stepfamilies. The results from hierarchical regression analyses showed that significant main effects of family boundary ambiguity and social support on adjustment were found. Additionally, results exhibited that the two-way interaction effects of family boundary ambiguity and social support were significant. Specifically, when the family boundary ambiguity was low, the stress level itself affected adolescents’ adjustment to a stepfamily significantly. On the other hand, when the family boundary ambiguity was high, the stress level itself was not related with the level of adolescents’ adjustment to a stepfamily. Implications to counseling and future research directions are also discussed.


    본 연구의 목적은 재혼가정 청소년들의 스트레스와 가족생활 적응의 관계에서 가족경계혼란과 사회적 지지의 조절효과 검증에 있다. 재혼가정 스트레스와 적응을 설명하는 통합적 모델에 기반 하여, 스트레스와 관련한 위험요인으로 가족경계혼란을, 보호요인으로 사회적 지지를 설정하였고 스트레스와의 상호작용 효과를 알아보았다. 이를 위해 연구에 동의한 90명의 재혼가정 청소년(중1-고3)들로부터 자료를 수집하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 그 결과 스트레스와 가족경계혼란, 사회적 지지는 몇 가지 인구통계학적 변인들과 함께 가족생활적응의 76%를 설명하는 것으로 나타나 스트레스와 가족경계혼란, 사회적 지지가 재혼가정 청소년의 가족생활적응을 설명하는 중요한 변수임이 확인되었다. 또한, 가족경계혼란, 사회적지지가 각각 스트레스와 상호작용 효과를 나타냈다. 상호작용효과의 양상을 확인해본 결과 가족경계혼란이 낮은 경우 스트레스의 수준에 따라 가족생활 적응수준이 영향을 받았다. 하지만, 가족경계혼란이 높을 경우 스트레스 수준이 가족생활 적응에 통계적으로 유의미한 영향을 미치지 못하는 것으로 나타났다. 이는 재혼가정 청소년들의 가족생활 적응에 있어 높은 가족경계혼란은 위험요인이 될 수 있음을 나타내는 결과이다. 이러한 연구 결과를 토대로 임상 실제에 대한 시사점 및 후속 연구에 대한 제언을 논하였다.

  • KEYWORD

    stepfamily , adolescent , stress , boundary ambiguity , social support , stepfamily adjustment

  • 통계청 인구동향조사(2010)에 따르면, 한 해 결혼건수가 3건일 때 이혼건수가 1건에 이르고, 매일 195쌍(아내나 남편 중 한 명 이상이 재혼)의 재혼가정이 발생하고 있다. 재혼이 전체 혼인 구성비의 10%를 넘기 시작한 1990년대 이후부터 가정의 해체와 재구성이 지속적으로 증가하였고, 현재는 전체 혼인 중 재혼이 차지하는 비율이 21.9%에 이르고 있다. 재혼자의 평균 연령이 40대 초중반임을 고려했을 때 재혼자 가정의 자녀가 중고등학생일 가능성이 높고, 이는 결국 재혼가정에서 생활하는 청소년의 숫자 또한 증가하고 있을 것이라는 예상을 가능하게 한다. 발달상 청소년은 급격한 신체생리적 변화를 경험할 뿐 아니라, 자신이 담당할 역할에 대해 혼란스러워하고 여러 측면에서 심리적으로 불안정한 특징을 보인다(Whaley & Wong, 1997). 청소년기를 질풍노도의 시기라고 일컫는 이유 중 하나는, 이전 발달시기에 비해 다양한 스트레스와 갈등에 직면함으로써 정서와 행동이 불안정하기 때문일 것이다. 더욱이 가족 내에 원하지 않는 변화가 발생할 경우 청소년은 정서적으로 큰 혼란을 경험하게 된다(Thoits, 1983). 특히, 부모의 이혼이나 별거, 그로 인한 한 쪽 부모와의 이별, 부모의 재혼 등은 청소년자녀가 감당하기 힘든 적응상의 과제가 된다. 선행연구에서도 재혼가정 청소년들은 초혼가정 청소년에 비해 심리적 안녕감이나 사회적 유능감이 낮고, 학교에서 더 많은 행동상의 문제를 일으키는 것으로 나타났다(Coleman, Ganong, & Fine, 2000; Keisha, & Tamera, 2004). 또한, 부모의 이혼이나 재혼을 경험하면서 남자아이들의 경우 음주를 시작하는 비율이 증가하고(Kirby, 2006), 마리화나 등의 약물사용(Hemovich & Carno, 2009), 흡연(Scal, Irelan, & Borowsky, 2003), 심리적 어려움(Shannon, 2008)이 증가하는 것으로 나타났다. 또한, 1년 내에 부모의 이혼과 별거를 경험한 고등학생들이 그렇지 않은 학생들에 비해 학업중단 비율이 두 배가량 높은 것으로 나타났다(Song, Benin, & Glick, 2012). 이는 가족구조가 변하면서 청소년들이 경험하는 스트레스 또한 증가했기 때문에 발생한 것으로 추론할 수 있다.

    이처럼 우리 사회에서 재혼가정 및 재혼가정 청소년의 숫자가 증가하고 있고 이들이 경험하는 스트레스와 적응상의 어려움이 클 것으로 예상되지만, 재혼가정 청소년들을 대상으로 경험적, 실증적 연구들을 수행한 경우는 많지 않다(이수정, 전영주, 2009). 선행연구들을 살펴보면, 재혼가정 청소년들의 인식과 재혼가정에서의 경험에 대한 질적 연구(김유나, 2010; 김효순, 2007; 임춘희, 2006a), 친부모와의 관계와 의사소통 방식이 새부모와의 관계에 미치는 영향(김영신, 2009; 임춘희, 2006b), 재혼가정 청소년의 가족생활적응과 심리사회적 적응에 영향을 미치는 변인 탐색(김효순, 2006; 김효순, 2010), 재혼가정 청소년들과 일반 청소년들의 공격, 위축행동에 대한 경로 차이 검증(손 병덕, 2009) 등이 있다. 이상의 연구들은 재혼가정 청소년의 인식과 적응상의 어려움을 이해하는 데 기초적인 자료들을 제공해 주지만, 다음과 같은 측면에서 중요한 제한점을 지니고 있다. 우선, 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스가 새로운 가족에서의 적응에 많은 영향을 미칠 것으로 예상되지만, 이들을 대상으로 스트레스와 가족생활적응 간관련성을 직접적으로 살펴본 연구는 수행된 적이 없다. 이론적으로는, Crosbie-Burnett(1989a)가 재혼으로 인해 심화된 스트레스를 어떻게 대처하느냐에 따라 재혼가정 구성원들의 적응수준이 달라진다고 주장하였다. 경험적으로는, 재혼가정 청소년이 새로운 가족에 적응하면서 상실감, 갈등 및 스트레스를 경험하고(김효순, 2007), 새부모를 부모로 인정하는 정도에 따라 스트레스 수준이 달라지는 것으로 나타났는데 (윤주애, 2002), 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활 적응 간 관계를 간접적으로 추론해 볼 수 있을 뿐이다. 따라서 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활적응 간 관계를 실증적으로 검증할 필요성이 제기된다.

    재혼가정 청소년 관련 기존 문헌들의 또 다른 한계는, 재혼가정 청소년들의 적응에 영향을 미치는 위험요인 또는 보호요인을 탐색하고 그 영향을 실증적으로 검증하려는 노력이 미흡하다는 데 있다. 비록 위험요인으로 간주 할 수 있는 가족경계 모호성, 역할 구속, 소외감과 가족생활적응의 관계(김효순, 2006), 새부모의 양육태도와 심리사회적응의 관계에 대한 사회적 지지의 조절효과(김효순, 2010; 김효순, 하춘광, 2010) 등을 검증한 경우가 있지만, 위험요인과 적응 간 단순 상관을 확인했거나, 보호요인이 구체적으로 어떤 조절효과를 지니고 있는지를 검증하지 못한 한계를 지니고 있다. 따라서 재혼가정 청소년 관련 지식기반을 확장하기 위한 한 가지 방법은, 위험요인 또는 보호요인으로 추론되는 변인들을 조절변인으로 설정하여 구체적인 조절효과를 확인하는 것이라 할 수 있다. 특히, 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활적응 간 관계를 어떤 요인들이 어떤 방식으로 증폭시키고 완충시키는지를 구체적으로 확인해볼 필요가 있다.

    이상에서 제기한 재혼가정 청소년 관련 문헌에 대한 비판적 고찰을 바탕으로, 본 연구에서는 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활적응 간 관계를 실증적으로 살펴보고, 재혼가정 청소년의 적응에 영향을 미칠 것으로 예상되는 위험요인과 보호요인을 조절변인으로 설정하여 구체적인 조절효과를 검증하고자 하였다. 구체적으로는, 가족경계혼란을 위험요인으로, 사회적 지지를 보호요인으로 설정하였다. 다음 절에서는 재혼가정 청소년이 경험하는 스트레스와 가족생활적응 간관계에 대한 이론적 설명과 함께, 가족경계혼란과 사회적 지지를 조절변인으로 설정한 이론적, 실증적 근거를 제시하였다.

      >  재혼가정 구성원의 스트레스 및 적응에 대한 통합 모형

    Crosbie-Burnett(1989a)는 재혼가정 구성원의 스트레스와 적응에 관한 통합 모형을 제안하였다. 이모형은 가족위기이론인 ABC-X(Hill, 1949, 1958)와 발전된 형태인 이중 ABC-X (Mccubbin & Petterson, 1983)를 재혼가정에 적용한 것인데, 재혼가정 구성원들이 경험하는 스트레스가 어떤 과정을 통해 가족생활적응에 영향을 미치는지를 통합적으로 설명하고 있다. 그림 1에서 볼 수 있듯이, 우선 재혼(X)이라는 위기상황은 기존의 스트레스에 작용하여 가족 구성원들의 스트레스를 축적, 심화시킨다(A). 재혼을 통해 가정의 물리적 공간과 재정적 자원이 재배치되고, 이전 가족과의 관계가 달라지며, 새로운 가족 내에서도 기존과는 다른 위치 및 역할을 담당하게 된다. 이런 변화 자체가 재혼가정 구성원들에게는 새로운 스트레서가 될 뿐 아니라, 이 과정에서 경험하는 변화의 내용과 그로 인한 심리정서적 혼란은 기존의 스트레스를 증폭시키고 적응을 어렵게하는 위험요인이 될 수 있다.

    또한 통합 모형에서는 축적, 심화된 스트레스에 가족의 자원(B)과 스트레스 및 자원에 대한 지각(C)이 서로 작용하여 재혼가정 구성원의 적응에 영향을 미친다고 가정한다. 구체적으로 B는 위기와 스트레스에 대처할 수 있는 세 가지 종류의 자원을 일컫는데, 개인차원(예, 신체적 건강, 안정적인 재정상태, 높은 교육수준, 개방적인 태도, 높은 자존감), 가족차원(예, 문제해결과 친밀감 증진에 필요한 가족의 의사소통기술, 새 가족 내에서 설정한 협력적인 목표), 공동체차원(사회적 지지, 역할모델이 될 수 있는 재혼가정의 존재, 재혼 관련 상담서비스 등)으로 구분된다. 이러한 자원들은 재혼가정 구성원들이 경험하는 스트레스를 완충시키는 보호요인으로 기능할 수 있다. 마지막으로, C는 재혼과 이로 인해 증폭된 스트레스 및 가족의 자원에 대한 인식을 의미한다. 만일 가족구성원들이 재혼을 새로운 가족구성의 기회로 인식한다면, 자신들이 가지고 있는 자원을 활용하여 새로운 구성원을 가족으로 받아들이는 등의 작업에 능동적으로 참여할 것이고 결국 새로운 가정에 적응할 가능성이 높아지게 된다. 반면, 새 부모나 새 가족을 기존의 가족구조를 위협하고 침범하는 존재로 인식한다면, 기존의 스트레스가 증폭되고, 재혼가정 내에 존재하는 다양한 문제들을 적극적으로 다루지 않고 피할 뿐 아니라 가족구성원중 일부를 소외시키거나 심한 경우 재 이혼에 이를 수 있다.

      >  위험요인으로서의 가족경계혼란

    위에서 설명한 것처럼, 부모의 재혼은 청소년자녀에게 새로운 스트레스 요인이 되고, 이때 자녀가 경험하는 심리정서적 혼란이 클수록 새로운 가정에 적응하는 것은 더욱 어렵게 된다. 따라서 재혼가정에서 청소년자녀가 경험하는 심리정서적 혼란은 적응에 대한 위험요인이 될 수 있다. 재혼가정 구성원들이 경험하는 대표적인 심리정서적 혼란으로 가족경계혼란을 들 수 있다(Emery, 1994). ‘가족경계혼란’이란 가족구성원들이 가족 안에서 어떤 역할을 담당해야 할지, 누가 가족의 범위 또는 경계 안에 있는지 또는 밖에 있는지를 혼란스러워 하는 상태로 정의할 수 있다(Boss, 1987). 원래 이 용어는 초혼가족에서 가족 구성원이 죽거나 멀리 떠나는 등 물리적인 상실을 경험할 때 나타나는 심리적 혼란을 일컫는 말이었는데(Boss & Greenberg, 1984), 점차 다양한 영역에서 사용되어 왔다. 특히, 미국 내 이혼과 재혼가정이 늘어나면서 이혼 및 재혼가정 구성원들이 경험하는 스트레스와 적응을 설명하는 변인으로 연구되어 왔다(Carroll, Olson, & Buckmiller, 2007).

    재혼가족 구성원들은 가족경계혼란을 경험 할 가능성이 매우 높다. 실제로, 재혼가정 커플의 40% 가량이 가족경계혼란을 경험하며(Pasley, 1987), 새 형제들이 함께 거주하는 혼합 재혼가정 구성원들이 다른 가족형태의 구성원들에 비해 가족경계혼란을 더 많이 경험하는 것으로 나타났다(Pasley, & Ihinger-Tallman, 1989). 최근에는 다양한 형태의 재혼가정을 대상으로 가족경계혼란에 대한 연구들이 진행되고 있는데, Gosselin(2010)은 새어머니 가정이 새아버지 가정보다 가족경계혼란이나 역할혼란을 더 많이 경험한다고 보고하였다. 또한 법적으로 결혼하지 않고 함께 거주하는 형태의 재혼가정이 그렇지 않은 재혼가정보다 3배 가까이 경계혼란을 더 많이 경험하는 것으로 나타났다(Brown, & Manning, 2009; Stewart, 2005). 재혼가정 자녀들의 경우 새로운 가족구성원을 가족으로 부르기 어려워하거나, 새 가족 안에서 누구의 규칙을 따를지를 혼란스러워하고, 함께 살지 않는 친부모와 새 부모 중 누구의 말을 따를 것인지를 고민하는 것은 그만큼 이들이 경계혼란과 관련하여 어려움을 경험하고 있음을 의미한다(김효순, 2007; 임춘희, 2006a; 현은민, 2003; Barre, Genevieve, Donald, & Jennifer, 2005; Pasley & Ihinger-Tallman, 1982). 특히, 상대방의 이름을 부를수 있는 미국과 달리, ‘아버지’ ‘어머니’ 등의 호칭을 사용해야 하는 우리나라의 문화적 특수성을 고려했을 때, 우리나라 청소년들은 부모의 재혼과 동시에 가족경계혼란을 많이 경험할 것으로 예상할 수 있다. 실증적인 연구에서도 재혼가정 청소년들이 가족경계 모호성, 역할구속, 소외감과 같은 경계혼란 관련 변인들을 높게 지각하는 것으로 나타났다(김효순, 2006).

    한편, 누적된 위험 모형(cumulative risk model)은 가족경계혼란과 가족 내 적응의 관계를 이해하는 데 유용한 이론적 틀을 제공한다. 이 모형에 따르면, 가족은 구성원들이 그 안에서 스트레스를 해소할 수 있는 자원으로서 기능한다. 그러나 가족 안에 빈곤, 구성원 간 갈등과 같은 위험요인들이 존재할 경우 가족은 스트레스를 해소하는 원래의 기능을 수행하지 못하고, 이로 인해 가족구성원들의 스트레스는 점점 더 증폭되어 결국 가족구성원들의 부적응 위험성은 그만큼 커지게 된다(Gerard & Buehler, 2004; Matjasko, Grunden & Ernst, 2007; Sameroff, Seifer, & Barko, 1997). 누적된 위험 모형에서는 두 가지 종류의 위험요인이 있다고 가정한다. 하나는 빈곤이나 부모의 교육수준 등 구조적인 위험요인이고, 다른 하나는 구성원 간 심리적 거리나 가족구성원 간 갈등 수준과 같은 과정적인 위험요인이다. 특히, 이 모형에서는 구성원들의 관계적 측면을 반영하고 있는 과정적 위험요인들이 청소년자녀의 가족생활적응에 더 큰 영향을 미친다고 가정한다(Matjasko et al, 2007). 누적된 위험 모형을 가족경계혼란에 적용하면, 재혼가정 청소년들이 경험하는 가족경계혼란은 과정적 위험요인으로 이해할 수 있다. 왜냐하면, 가족의 범위 및 경계를 혼란스러워 한다는 것 자체가 가족구성원 간에 느끼는 심리적 거리감을 반영하는 것이고 가족구성원 간 갈등을 포함하고 있을 가능성이 높기 때문이다. 가족경계혼란을 과정적인 위험요인으로 간주할 수 있다면, 재혼가정 청소년자녀가 가족경계혼란을 더 많이 경험할수록 기존의 스트레스는 증폭되고, 결국 가족생활적응에 부정적인 영향을 미칠 것으로 예상할 수 있다. 관련 연구에서도 새부모를 부모로 인정하지 않을수록 스트레스를 더 많이 경험하고(윤주애, 2002; 임춘희, 2006a), 가족경계가 모호하다고 지각할수록 적응 수준이 낮은 것으로 나타나(김효순, 2006; 김효순, 엄명용, 2007), 가족경계혼란을 과정적 위험요인으로 간주할 수 있는 경험적인 근거를 제공해 준다. 한편, 본 연구에서 관련 문헌들을 조사한 결과, 가족경계혼란을 독립된 변인으로 설정하여 스트레스 및 적응에 미치는 영향을 실증적으로 검증한 경우가 없는 것으로 나타났다. 따라서 본 연구에서는 Crosbie-Burnett (1989a)의 통합모형과 누적된 위험 모형을 토대로 가족경계혼란을 위험요인으로 설정하고, 재혼가정 청소년이 지각하는 스트레스와 적응 간 관계를 조절하는지를 경험적으로 확인하였다.

      >  보호요인으로서의 사회적 지지

    재혼가정 청소년들이 새로운 가족에 적응하는 것을 어렵게 만드는 위험요인이 존재하는 것처럼, 이들의 적응을 돕거나 부적응을 완화시키는 보호요인 또한 존재할 것이다. 본 연구에서는 스트레스 완충 모형과 경험적 연구결과들을 토대로 사회적 지지를 보호요인으로 설정하고, 스트레스가 재혼가정 청소년의 적응에 미치는 영향을 사회적 지지가 조절하는지 살펴보았다. 사회적 지지를 받고 있다고 지각하는 사람들은 주변 사람들로부터 관심과 보살핌을 받고 있다고 믿으며, 스스로가 가치있다고 생각하고, 자신이 의미를 부여하는 조직 내에 소속되어 있다고 인식한다(Cobb, 1976; Cohen, Underwood, & Gottlieb, 2000). 청소년을 대상으로 수행된 많은 연구에서 사회적 지지를 지각하는 정도가 클수록 외현화된 비행행동이나 문제행동(김승미, 1998; 윤혜미, 류나미, 2007; Barnes & Windle, 1987), 위축행동(손병덕, 2009)이 적은 반면, 일상에서의 의미경험과 자율적 행동이 많은 것으로 나타났다(원두리, 2010). 또한, 부모로부터 지지를 받고 있다고 생각하는 아이들은 문제 상황에서 더 적절한 대처행동을 보이는 것으로 나타났다(Ahrons, 2007). 예측변인(또는 독립변인)으로서의 사회적 지지의 영향을 확인한 연구뿐만 아니라, 스트레스와 다른 변인들의 관계를 사회적 지지가 조절한다는 이론적 주장과 실증적 연구들이 전개되어 왔다. 우선, 스트레스 완충 모형(stress buffer model; Cohen, & Wills, 1985; Thoits, 1983)에 따르면, 사회적 지지는 개인이 경험하는 스트레스의 영향을 완화시키는 역할을 한다(Lincoln, Chatters, & Taylor, 2003). 많은 연구를 통해 사회적 지지의 완충효과, 즉 조절효과가 입증되어 왔다. 예를 들어, 아동이 경험하는 스트레스가 적응에 미치는 영향(김수빈, 이숙, 2009), 새터민 대학생들의 문화적응 스트레스가 대학생활 적응에 미치는 영향(박은미, 박준성, 정태연, 2009), 직장에서의 역할 스트레스가 직무탈진에 미치는 영향(최은규, 2003), 노인들의 생활스트레스가 탄력성에 미치는 영향(김기태, 박미진, 2005)을 사회적 지지가 조절하는 것으로 나타났다. 또한, 이혼 후 아이의 양육을 맡고 있는 아버지에게 있어 양육 관련 사회적 지지는 스트레스의 영향을 완충시키는 것으로 나타났다(DeGarmo, Patras, & Eap, 2008). 이러한 연구결과는 스트레스 완충 모형의 타당성을 지지하는 것이며, 더 나아가 재혼가정 청소년들의 경우에도 사회적 지지가 조절변인으로서 기능할 것이라는 추론을 가능케 한다. 비록 초혼가정 청소년과 재혼가정 청소년 모두에게 사회적 지지가 보호요인으로 기능할 것이라는 주장이 제기되어 왔고(Cohen, 1988; Hetherington, 1999), 재혼가정 청소년들이 지각하는 부모의 온정적 양육태도와 적응의 관계를 사회적 지지가 조절하는 것으로 나타났지만(김효순, 2010), 우리나라의 재혼가정 청소년을 대상으로 스트레스와 적응의 관계에서 사회적 지지가 조절효과를 지니고 있는지를 실증적으로 검증한 연구는 수행된 적이 없다. 따라서 본 연구에서는 스트레스 완충 모형과 선행연구결과를 토대로, 재혼가정 청소년이 지각한 스트레스가 가족생활적응에 미치는 영향을 사회적 지지가 조절하는지를 경험적으로 확인하고자 하였다.

    종합하면, 본 연구에서는 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활적응 간 관련성을 실증적으로 검증하고자 하였다. 이때, 스트레스의 영향을 증폭시킬 것으로 예상되는 가족경계혼란과 스트레스의 영향을 완충시킬 것으로 예상되는 사회적 지지를 모두 조절변인으로 채택하여, 스트레스와 이 두 조절변인들이 어떻게 서로 상호작용해서 가족생활 적응에 영향을 미치는지를 살펴보고자 하였다. 본 연구에서의 가설모형은 그림 2와 같으며, 구체적인 연구문제는 다음과 같다. 첫째, 재혼가정 청소년이 지각하는 스트레스와 가족생활 적응은 서로 관계가 있는가? 둘째, 재혼가정 청소년이 지각하는 스트레스와 가족생활적응의 관계는 가족경계혼란 수준에 따라 다른가? 셋째, 재혼가정 청소년이 경험하는 스트레스와 가족생활적응의 관계는 사회적 지지 수준에 따라 다른가?

    방 법

      >  연구 대상 및 자료

    수집본 연구에서는 전국에 거주하는 중고등학생 90명의 설문자료를 분석하였다. 설문에 응답한 청소년의 평균연령은 15.62세(SD = 1.81)였고, 학년별 분포는 중학생이 44명(48.9%), 고등학생이 46명(51.1%)으로 나타났다. 참여자들의 성별은 여학생 40명(44.4%), 남학생 50명(55.6%)이었고, 가족구조에 따른 분포는 새아버지와 함께 거주하는 학생이 39명(43.3%), 새어머니와 함께 거주하는 학생이 45명(50%), 가족구조를 표기하지 않은 학생이 6명( 6.7%)이었다. 새부모님과 함께 거주한 기간이 2년 미만인 경우는 30명(33.3%), 2년 이상인 경우는 48명(53.3%), 무응답은 12명(13.3%)이었다. 응답자들이 지각한 가정의 경제적 형편은 ‘좋지 않다’가 26명(28.9%), ‘보통이다’ 43명(47.8%), ‘좋은 편이다’가 24명(23.3%)이었다.

    본 연구에서는 다양한 방법과 경로를 통해 재혼가정 청소년들의 스트레스 및 가족생활적응 관련 자료들을 수집하였다. 우선, 본 연구의 주저자는 2010년 9월부터 2011년 5월까지 총 8차에 걸쳐 진로교육연수에 참여한 중․고등학교 교사들에게 연구의 목적 및 취지를 설명하고 자발적으로 연구협조 의사를 밝힌 교사들에게 설문지를 배부하였다. 총 1000여명의 교사들에게 연구 협조를 의뢰하였으나, 많은 교사들이 청소년에게 연구참여 의사를 물어보는 것 자체에 부담을 느꼈고, 특히 재혼가정 청소년과 부모들이 재혼과 관련된 연구에 참여하는 것에 민감하고 부정적으로 반응할 것이라고 생각하였다. 총 150명의 교사들이 연구협조 의사를 개진하였고, 최종적으로 학생들에게 연구참여 의사를 묻고 설문지를 배포하여 완성된 설문지를 연구진에게 보내온 교사들은 62명에 불과하였다. 나머지는 A시 청소년상담지원센터, 대학원에서 상담 관련 수업을 듣고 있던 교사들, 전문상담교사용 온라인 게시판에 탑재한 본 연구 관련 광고를 보고 자발적으로 협조 의사를 밝혀온 교사들, 그리고 연구자들과 개인적으로 알고 있는 교사들의 도움으로 28부의 완성된 설문지를 수집하였다. 설문에 협조한 사람들은 우선 재혼가정 청소년에게 연구의 목적과 절차를 설명하였고, 청소년이 연구참여 의사를 밝힐 경우 설문지와 연구참여 동의서, 설문지를 밀봉할 수 있는 반송용 봉투를 건네주었다. 설문에 참여한 학생들에게는 답례로 소액에 해당하는 학용품을 제공하였다.

      >  측정도구

    가족경계혼란

    본 연구에서는 재혼가정 청소년들이 지각하는 가족경계혼란을 측정하기 위해 Pearce-McCall(1988)이 개발한 경계혼란 척도(Boundary Ambiguity Scale: BAS)를 번안하여 사용하였다. 이 척도는 재혼가정의 청소년들이 가족의 범위와 경계에 대해 가지고 있는 혼란을 측정하는데, 총 4문항으로 구성되어 있다. 예시 문항으로 ‘나는 늘 내 원래 가족이 내 진짜 가족이라고 생각 한다,’ ‘나는 새엄마(새아빠)를 우리 가족으로 받아들여야 할지 말지에 대해 혼란스럽다’ 등이 있다. 각 문항은 5점 리커트척도 (1 = ‘전혀 아니다’, 5 = ‘거의 항상 그렇다’)로 응답하며, 점수가 높을수록 가족경계혼란을 더 많이 경험하고 있음을 의미한다. 본 연구에서 4문항에 대한 내적 일치도 (Cronbach’s alpha)는 .69로 나타났다.

    경계혼란 척도는 다음과 같은 과정을 통해 번안되었다. 먼저, 영문학을 전공한 상담전공 석사과정생과 연구자가 각각 영문 척도를 한국어로 번안하여 내용을 비교 검토하였다. 이후, 상담전공 석사과정에 재학 중인 이중 언어 사용자(캐나다 거주 경험)와 공학전공 이중언어 사용자(미국거주 경험)가 각각 한국어로 번안된 척도를 다시 영어로 역번역 하였다. 마지막으로 1차 번역과정에 참여했던 연구자가 역번역된 문항과 원문을 대조하여 최종 문항을 확정하였다.

    재혼가정 청소년 가족생활적응

    본 연구에서는 재혼가정 청소년이 새가족에서 경험하는 가족생활적응 정도를 측정하기 위해 Crosbie-Burnett(1989b)가 개발한 재혼가정 적응척도-청소년용(Stepfamily Adjustment Scale-Adolescent: SAS-A)을 번안하여 사용하였다. 이 척도는 재혼가정 청소년들이 새가족과 생활하면서 적응하는 정도를 측정하는데, 새부모와 의 관계(새 부모를 제외시키거나 새 부모와 갈등을 겪음, 23 문항), 가족경계(문제가 있는 경계나 관계, 11 문항), 친부모와의 관계(친부모와의 관계에서 갈등을 겪음, 5 문항), 가족에서의 역할(가족 속에서 리더십을 가짐, 3 문항) 등 4개 하위요인 45문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 4점 리커트 척도(1 = ‘전혀 아니다’, 4 = ‘매우 그렇다’)로 응답하며, 일부 문항은 역채점 하였으며, 점수가 높을수록 가족생활 적응을 잘 하고 있음을 의미한다. Crosbie-Burnett (1989b)는 요인분석을 통해 4요인구조가 안정적임을 확인하였고, 전체 문항의 내적 일치도는 .83, 하위척도의 내적 일치도는 .75부터 .83까지 분포하였다. 본 연구에서의 내적 일치도는 전체 문항의 경우 .95, 하위척도의 경우 .52에서 .95까지 분포하였다. 본 연구에서는 문항의 총점을 사용하였다.

    재혼가정적응척도-청소년용 또한 경계혼란 척도와 동일한 방식을 적용하여 번역-역번역 하였다. 한편, 원저자인 Crosbie-Burnett가 척도번안 후 문항들의 의미가 동일하게 유지되는지를 확인하고자 했기 때문에, 역번역된 문항들을 원저자에게 보내 의미가 변경된 문항들이 있는지 확인하였다. 본 연구자들이 Crosbie-Burnett가 제공한 몇 가지 피드백을 참고하여 문항을 수정한 후 최종 문항을 확정하였다.

    지각된 스트레스

    재혼가정 청소년들이 지각하는 스트레스를 측정하기 위해, Cohen, Kamarck와 Mermelstein (1983)이 제작하고 박준호와 서영석(2010)이 우리나라 대학생들을 대상으로 타당화한 지각된 스트레스 척도(Perceived Stress Scale: PSS)를 사용하였다. 원래 이 척도는 부정적 지각 7 문항(예, “초조하거나 스트레스가 쌓인다고 느낀적은 얼마나 있었나요?”)과 긍정적 지각7 문항(“매사를 잘 컨트롤하고 있다고 느낀 적이 얼마나 있나요?”) 등 2요인 14문항으로 구성되어 있는데, 본 연구에서는 박준호와 서영석의 연구에서 요인분석을 통해 선별된 10문항을 사용하였다. 각 문항은 5점 리커트 척도(0 = ‘전혀 없었다,’ 4 = ‘매우 자주 있었다’)로 평정하며, 긍정적 지각에 해당되는 문항들을 역채점한 후 점수가 높으면 스트레스를 많이 지각하고 있음을 의미한다. 박준호와 서영석의 연구에서 지각된 스트레스는 우울, 불안, 부정적 정서와 정적인 상관을 나타냈고, 긍정적 정서와는 부적 상관을 나타냈다. Cohen 등(1983)의 연구에서 두 요인에 대한 내적 일치도는 .84 -.86으로 나타났고, 박준호와 서영석의 연구에서는 .74 -.77로 나타났다. 본 연구에서 전체 문항에 대한 내적 일치도는 .71로 나타났다.

    사회적 지지

    재혼가정 청소년들이 지각하는 사회적 지지를 측정하기 위해 Nolton(1994)이 제작하고 김승미(1998), 진보라(2008)가 수정한 학생사회적 지지척도(Student Social Support Scale: SSSS)를 사용하였다. 이 척도는 주변 사람들로부터 얻고있다고 지각하는 지지의 정도를 측정하는데, 정서적 지지(사랑, 이해, 격려, 관심 제공과 관련된 7문항), 정보적 지지(충고, 조언, 지식 제공 관련 6문항), 평가적 지지(칭찬, 공정한 평가, 의사존중 관련 4문항), 물질적 지지(돈, 물건, 시간 제공관련 3문항) 등 4개 하위척도 20문항으로 구성되어 있다. 각 문항은 5점 리커트 척도(1 = ‘전혀 아니다’, 5 = ‘매우 그렇다’)로 평정하며, 점수가 높을수록 사회적 지지를 많이 받고 있다고 지각하는 것을 의미한다. 진보라의 연구에서 전체 문항의 내적 일치도는 .97이었고, 본 연구에서는 .93으로 나타났다.

      >  자료 분석

    우선, 적절한 효과크기를 감지할 수 있는 표본의 수를 확인하기 위해 사전 검증력 분석(priori power analysis)을 실시하였다. 또한 공변인(covariate)으로 설정해서 그 영향력을 통제해야할 변인이 존재하는지를 확인하기 위해, 인구통계학적 변인과 연구변인 간 상관계수를 살펴보았다. 마지막으로, 가설 검증을 위해 위계적 회귀분석을 실시하였는데, 지각된 스트레스를 예측변인으로, 경계혼란과 사회적 지지를 조절변인으로, 가족생활적응을 준거변인으로 각각 설정하였다. 이 때, 예측변인과 조절변인이 연속변인일 경우 원점수를 중심화(centering) 하는 것이 다중공선성의 문제를 최소화할 수 있기 때문에(서영석, 2010), 예측변인과 조절변인을 중심화(centering)한 후 위계적회귀분석을 실시하였다. 한편, 종속변인인 가족생활적응 하위척도 중 ‘가족경계’는 개념상조절변인인 가족경계혼란과 중첩될 뿐 아니라, 문항들 또한 의미상 유사한 것들이 존재하였다. 따라서 가족생활적응 하위척도인 ‘가족경계’를 제외하고 나머지 세 개 하위척도만으로 가족생활적응을 구인한 후 자료를 분석하였다.

    결 과

      >  사전 검증력 분석(priori power analysis)

    조절효과, 즉 예측변인과 조절변인의 상호작용효과를 검증하고자 할 때, 연구자는 연구개시 이전 또는 이후에 검증력 분석(power analysis)을 실시하여 효과크기를 감지할 수 있는 적절한 표본 크기를 인지하는 것이 필요하다(서영석, 2010). 본 연구에서는 G-power 프로그램(Faul, 2009)을 사용하여 일정한 효과크기를 감지할 수 있는 표본 크기를 추정하였다. 선행연구들을 통해 스트레스와 가족경계혼란이 재혼가정 청소년의 가족생활적응에 의미있는 영향을 미치는 것으로 나타났지만, 이두 변인의 상호작용효과를 실증적으로 검증한 경우는 없다. 따라서 본 연구에서는 작은 효과크기와 중간 정도의 효과크기를 감지할 수 있는 표본의 수를 추정하였다. 예측변수가 3개인 회귀분석에서, 통계적 검증력을 .80으로 유지하면서 작은 효과크기(.02)와 중간 정도의 효과크기(.15)를 감지하는데 필요한 사례 수는 77명부터 550명까지 분포하였다.

      >  기술통계 분석

    인구통계학적 변인과 연구변인의 평균 및 표준편차, 변인 간 상관계수를 표 1에 제시하였다. 이 때, 학년과 경제수준, 새부모와 거주기간, 새 형제 유무 등 인구통계학적 변인들이 주요 연구변인들과 유의미한 상관이 있는 것으로 나타나, 위계적 회귀분석에서는 이들을 공변인으로 채택하여 그 영향을 통제하였다. 한편, 스트레스는 가족경계혼란과 유의미한 정적 상관을, 가족생활적응과는 유의미한 부적 상관을 나타냈다. 가족경계혼란은 사회적 지지 및 가족생활적응과 유의미한 부적 상관을 나타냈고, 사회적 지지는 가족생활적응과 유의미한 정적 상관을 나타냈다.

      >  위계적 회귀분석

    스트레스가 가족생활적응에 미치는 영향을 가족경계혼란과 사회적 지지가 조절하는지를 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 1단계에는 가족생활적응 및 가족경계혼란과 유의미한 상관을 나타낸 인구통계학적 변인들(학년, 경제적 수준, 새부모와 거주기간, 새형제 유무)을 공변인으로 투입하였다. 2단계에서는 예측변인인 스트레스와 조절변인으로 추정되는 가족경계혼란과 사회적 지지를 투입하였다. 3단계에서는 스트레스와 가족경계혼란, 스트레스와 사회적 지지의 상호작용변인을 투입하여 가족생활적응에 대한 설명량의 변화를 살펴보았다.

    표 2에 제시된 것처럼, 1단계 회귀분석에서 공변인들은 가족생활적응의 27%를 설명하는 것으로 나타났다(R2 = .27, F (4, 50) = 4.76, p < .01.). 2단계에서는 공변인을 통제한 상태에서 스트레스, 가족경계혼란, 사회적지지가 가족생활적응 분산의 48%를 추가로 설명하는 것으로 나타났다(ΔR2 = .48, ΔF (3, 47) = 20.77, p < .001). 마지막으로, 상호작용변인들을 투입한 3단계 모형에서는 상호작용변인들이 가족생활적응 분산의 6%를 추가로 설명하는 것으로 나타났다(ΔR2 = .06, ΔF (2, 45) = 21.462, p < .001). 즉, 최종모형에 투입된 변인들은 가족생활적응의 81%를 설명하는 것으로 나타났으며, 스트레스와 가족경계혼란 뿐 아니라 스트레스와 가족경계혼란의 상호작용효과 (β = .21, p < .01), 스트레스와 사회적 지지의 상호작용효과(β = .17, p < .05)가 가족생활 적응을 유의미하게 예측하는 것으로 나타났다.

      >  가족경계혼란과 사회적 지지의 단순효과 검증

    위계적 회귀분석을 통해 드러난 예측변인과 조절변인 간 상호작용효과의 구체적인 양상을 파악하기 위해, 다음과 같은 방법을 사용하였다. Frazier, Tix,와 Barron(2004)의 제안에 따라평균값으로부터 표준편차가 -1인 지점을 가족경계혼란과 사회적 지지가 낮은 수준으로, 표준편차 +1인 지점을 가족경계혼란과 사회적 지지가 높은 수준으로 설정하고, 이에 해당하는 점수를 회귀방정식에 대입하여 상호작용효과의 양상을 살펴보았다

    그림 3에서 볼 수 있듯이, 가족경계혼란 수준에 따라 스트레스와 가족생활적응의 관계가 다른 양상을 띠는 것으로 나타났다. 우선 경계혼란 수준이 낮은 집단에서는 스트레스와 가족생활적응은 서로 부적인 관계를 나타냈다. 즉, 재혼가정 내에서 경계혼란을 적게 경험하는 청소년들의 경우 스트레스를 적게 지각할수록 가족생활적응 수준이 높은 반면, 스트레스를 많이 지각할수록 가족생활적응 수준이 낮은 것으로 나타났다(b = -.576, p < .05). 반면, 가족경계혼란 수준이 높은 집단에서는 스트레스와 가족생활적응 간 관련성이 유의미하지 않은 것으로 나타났다(b = .052, p > .05). 즉, 재혼가정 내에서 경계혼란을 많이 경험하는 청소년들의 경우 스트레스 수준과 상관없이 가족생활적응 수준이 낮음을 알 수 있다. 가족경계혼란 수준이 낮은 집단(n = 14)과 높은 집단(n = 16)의 기울기에 차이가 있는지를 검증한 결과, 유의미하지 않은 것으로 나타났다(t(26) = -1.23, p > .05).

    스트레스와 사회적 지지의 상호작용 효과의 구체적인 양상을 확인하기 위해 사회적 지지가 높은 집단과 낮은 집단으로 나누어 살펴본 결과, 사회적 지지 수준에 따라 스트레스와 가족생활적응 간 관계에는 차이가 없는 것으로 나타났다. 그림 4에서 볼 수 있듯이 사회적 지지 수준이 낮은 집단(b = -.262, p > .05) 이나 사회적 지지 수준이 높은 집단(b = -.349, p > .05) 모두에서 가족생활적응과 스트레스의 관련성이 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 또한 사회적 지지 수준이 낮은 집단(n = 15)과 높은 집단(n= 14)의 기울기에 차이가 있는지를 검증한 결과, 유의미하지 않은 것으로 나타났다(t(25) = -.19 p .05).

    논 의

    본 연구에서는 관련 이론 및 선행 연구결과를 토대로, 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활적응의 관계를 살펴보고, 가족경계혼란과 사회적 지지의 조절효과를 검증하였다. 주요 연구결과들을 중심으로 시사점을 논하면 다음과 같다.

    우선, 스트레스가 재혼가정 청소년들의 적응에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 두 변인 간 관계는 단순상관분석에서 뿐만 아니라 다른 변인들을 동시에 투입한 후그 영향력을 통제한 위계적 회귀분석에서도 동일하게 나타났다. 이는 재혼가정 청소년들이 일상생활에서 스트레스를 많이 지각할수록 가족 내 적응이 힘들다는 것을 의미한다. 재혼가정 청소년들의 스트레스와 가족생활적응간 관련성을 실증적으로 검증한 선행연구가 없기 때문에, 본 연구결과를 기존 연구들과 단순 비교할 수는 없다. 그러나 본 연구결과는 재혼가족 구성원이 경험하는 스트레스가 다양한 위험요인 및 보호요인과 작용하여 적응에 영향을 미친다고 가정하는 Crosbie-Burnett (1989a)의 통합모형을 큰 틀 안에서 지지하는 것으로 해석할 수 있다.

    본 연구 결과, 재혼가정 청소년이 지각하는 스트레스와 가족생활적응 간 관계를 경계혼란이 조절하는 것으로 나타났다. 즉, 경계혼란을 적게 경험하는 청소년들은 일상생활에서 스트레스를 많이 받을수록 재혼가정에서의 적응수준이 낮은 반면, 경계혼란을 많이 경험하는 청소년들은 스트레스 수준에 상관없이 새로운 가정에 잘 적응하지 못하는 것으로 나타났다. 이는 경계혼란을 적게 경험하면 스트레스가 재혼가족 적응에 영향을 미치지만, 경계혼란을 많이 경험할 경우 가족 적응에 대한 스트레스의 영향력을 무력화시킬 만큼 경계혼란의 영향력이 크다고 해석할 수 있다. 이러한 연구결과는 부모의 이혼과 재혼으로 인한 가족구조의 변화 속에서 자녀의 가족 내 적응을 가장 어렵게 만드는 것이 가족경계 혼란이라는 Emery(1994)의 주장을 뒷받침한다. 한편, 본 연구결과는 기존의 스트레스에 경계혼란과 같은 새로운 스트레스원이 작용해서 적응에 영향을 미친다는 Crosbie-Burnett(1989a)의 통합모형을 부분적으로 지지한다. 즉, 가족경계 혼란과 스트레스의 상호작용효과가 유의미하다는 점에서는 가족경계 혼란의 조절효과를 암시한 통합모형의 기본 가정을 지지한다. 그러나 본 연구에서 드러난 조절효과의 구체적인 양상은 통합모형에서 가정하는 것과는 차이가 있다. 즉, 통합모형에서는 가족경계 혼란이 스트레스를 증폭시켜 가족생활 적응에 영향을 미칠것으로 가정하지만, 본 연구에서는 가족경계 혼란 수준이 높을 경우 일상적 스트레스의 영향력을 무력화시킬 만큼 가족경계 혼란의 영향력이 큰 것으로 나타났다. 혈족중심의 가족주의(김정란, 김정신, 2009; 신수진, 1999)와 관계중심적인 문화특성(김의철, 박영신, 2004), 그리고 이혼 및 재혼에 대한 고정관념이 상대적으로 강한 우리 문화의 특수성을 고려했을때, 청소년들이 부모의 재혼으로 인해 경험하는 가족경계 혼란이 그만큼 적응에 많은 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다.

    본 연구에서는 스트레스와 사회적 지지의 상호작용 효과가 유의미한 것으로 나타나 스트레스와 가족생활 적응의 관계에서 사회적 지지의 조절효과를 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 사회적 지지가 재혼가정 청소년의 적응에 조절효과를 나타낸다는 김효순(2010)의 연구결과와 유사하다. 하지만, 상호작용효과의 양상을 살펴본 결과, 스트레스와 가족생활 적응 간 관계는 사회적 지지 수준에 따라 다르지 않은 것으로 나타났다. 이러한 결과가 나타난 이유는, 표본의 수가 적음에도 불구하고 단순효과 검증을 위해 1표준편차 이내에 있는 68%의 참여자가 분석에서 제외되면서 통계적 검증력이 약해졌기 때문인 것으로 추측할 수 있다.

    본 연구결과는 상담실제에 다음과 같은 시사점을 제공한다. 우선, 가족경계혼란이 가족생활적응에 미치는 영향력을 고려했을 때, 재혼가정 청소년들이 경험하는 경계혼란 정도를 파악하고 이에 개입할 필요가 있음을 시사한다. 특히, 청소년 내담자가 경계혼란을 많이 경험하고 있다면 다른 스트레스 요인보다 더 비중 있게 다룰 필요가 있다. 예를 들어, 재혼가정 청소년들은 재혼가족을 위한 교육프로그램의 필요성을 인식하는 것으로 나타났는데 (임춘희, 2006a), 이러한 프로그램을 구성할 때에도 가족의 경계 및 범위와 관련된 문제들을 프로그램의 주요 요소로 포함시켜 직접 논의할 수 있는 기회를 제공해야 할 것이다. 특히 재혼가정 청소년을 상담할 경우, 내담자가 재혼가정 내에서 경험하는 다양한 유형의 갈등과 부적응이 새로운 가족 내에서 경험하는 경계혼란에서 비롯되었을 가능성을 인식하고, 이를 직면하고 다루지 않을 경우 부적응의 문제가 더욱 심화될 수 있음을 이해하도록 내담자를 조력할 필요가 있다. 재혼가정 청소년들은 친부모와 떨어져 살아야 하는 것에서 오는 슬픔이나 상실감, 변화에 대한 거부감 등을 경험할 뿐 아니라, 재혼가정 내에서 새롭게 부여된 역할과 다른 가족구성원과의 관계에 적응해야 한다. 따라서 상담자는 부모의 재혼이후 발생한 두 가지 적응 과제로 인해 내담자가 혼란을 느끼고 적응상의 어려움을 경험할 수 있음을 인지하고, 내담자가 상담과정을 통해 이 두 가지 과제와 경계혼란의 문제를 명료화하고 효과적으로 대처할 수 있도록 도와줄 필요가 있다.

    재혼가정 청소년들이 경험하는 경계혼란과 관련해서 상담자가 고려해야 할 또 다른 점은, 청소년들의 주요 지지원인 부모를 적극 활용하는 것과 관련이 있다. 만일 부모가 자녀들이 경험하게 될 경계혼란의 문제를 사전에 인지하고 이를 자녀와 논의할 수 있다면, 청소년자녀는 재혼가정 구성 초기 및 그 이후에 경험하게 될 경계혼란과 부적응의 문제를 오히려 자연스러운 현상으로 받아들일 수 있을 것이다. 부모가 경계혼란의 문제를 미리 인지하고 재혼 이후 발생할 수 있는 문제들에 대해 스스로 뿐만 아니라 자녀와 함께 대비할 수 있다면, 가족구조 변화로 인해 경험하게 될 가족구성원들의 충격과 혼란을 완화시키고 새로운 가족에 적응하는 데 보다 더 많은 에너지를 집중시킬 수 있을 것이다. 재혼가정 부모들을 위한 상담 및 집단 프로그램들을 진행할 경우에도, 자녀들이 경험하는 경계혼란, 예를 들어 자녀들은 새부모와 친부모 중 누구를 따라야할지 갈등하고(Visher & Visher, 1979), 새아버지를 ‘아버지’라고 부르도록 요구받는 것을 부정적으로 지각한다(Doyle, Wolchik, & Dawson-McClure, 2002)는 등의 내용을 공유함으로써, 효율적인 문제해결과 대처기술, 의사소통방식 등을 학습할 수 있을 것이다.

    한편, 본 연구에서는 스트레스가 가족생활 적응에 미치는 영향을 사회적 지지가 조절하는 것으로 나타났다. 주변 사람들로부터의 심리정서적 지지와 정보 제공이 사회적 지지의 주요 내용임을 고려했을 때, 상담자는 심리정서적 지원과 실질적인 정보를 동시에 제공해 줄 수 있는 방식으로 청소년 내담자를 조력할 수 있을 것이다. 멘토링제도가 그 한 예가 될 수 있다. 예를 들어, 재혼가정에서 성공적으로 적응한 경험이 있는 대학생 및 성인, 또는 같은 또래들을 멘토로 선발하여 현재 경계혼란과 적응상의 문제를 경험하고 있는 청소년과 연계시키는 것이다. 멘토링제도는 내담자에게 모델링을 통한 간접학습의 기회를 제공해 주는 이점이 있다. 즉, 내담자는 멘토와의 교류를 통해 가족생활적응에 대한 동기 및 효능감을 형성할 수 있고, 재혼가정에서 직면하게 되는 문제와 그에 대한 대처 방안에 대한 실질적인 정보와 조언 등을 구할 수 있다. 재혼가정 청소년들로 구성된 집단상담 프로그램을 운영하는 것 또한 도움이 될 수 있다. 내담자는 동일한 문제를 경험하고 있는 다른 구성원들과의 집단작업을 통해, 자신이 경험하고 있는 혼란과 갈등이 자신만의 문제가 아니라 비슷한 상황에서 다른 또래들 또한 겪게 되는 자연스럽고 정상적인 경험임을 인식할 수 있을 것이다. 또한 집단원들로부터의 지지와 조력을 통해 자신이 경험하는 혼란과 갈등의 내용 및 정도를 파악하고, 효과적인 적응을 위한 대안 행동들을 탐색하여 실천할 수 있는 기회를 갖게 될 것이다.

    또한, 청소년들에게 주요 지지원이 되는 교사들의 지지도 중요할 것이다. 교사들의 경우 이혼 및 재혼가정 아이들에 대한 일반 학부모들의 편견과 부모의 재혼 사실을 숨기려는 학생들의 경향 때문에 재혼가정 학생들을 지도하는데 어려움을 느끼는 것으로 나타났다(권미경, 2006). 교사들이 직면하는 현실적인 어려움을 감안하더라도, 청소년에 대한 교사의 영향력을 고려했을 때 재혼가정 청소년들에 대한 교사들의 인식과 태도를 점검하고 필요할 경우 개선하려는 노력이 필요할 것이다. 예를 들어, 재혼가정 청소년들이 경험하는 스트레스, 가족경계혼란, 적응 관련 문제 등 재혼가정 청소년들을 이해하고 지도하는데 필요한 자료와 지침들이 교사들을 위한 연수프로그램에 포함될 수 있을 것이다.

    비슷한 맥락에서, 또래친구 또한 청소년들에게 주요 지지원이기 때문에, 이혼 및 재혼, 그리고 재혼가정에 대한 일반 청소년들의 인식을 개선하는 것이 필요하다. 우리나라 청소년들은 전래동화나 TV매체 등의 영향으로 인해 이혼이나 새부모에 대해 부정적인 시각을 갖는 것으로 나타났는데(이정림, 2001), 이는 이혼 및 재혼, 재혼가정, 재혼가정 자녀들에 대한 대중매체의 묘사 방식과 내용을 수정할 필요가 있음을 시사한다. 대중 매체는 우리사회에서 증가하고 있는 이혼 및 재혼가정의 존재를 은폐하거나 이들을 부정적인 시각으로만 묘사할 것이 아니라, 재혼가족을 포함한 다양한 형태의 가족이 존재한다는 사실, 특히 건강하게 기능하는 재혼가족의 모습과 가족규범을 제시할 필요가 있다. 청소년들의 인식과 가치관에 미치는 대중매체의 막대한 영향력을 고려했을 때, 재혼가정에 대한 대중매체의 묘사 방식과 내용이 수정되고 현실화될 경우 재혼가족 및 자녀들에 대한 일반 청소년들의 부정적인 시각이 개선될 수 있고, 결국 재혼가정 청소년들에 대한 또래집단의 이해와 지지가 증가할 수 있을 것이다.

    본 연구의 제한점 및 후속연구에 대한 제언을 논하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 자발적으로 설문에 참여한 재혼가정 청소년들의 자료를 바탕으로 하였는데, 부모의 재혼으로 인해 크게 갈등을 겪고 있는 청소년들의 경우 에는 설문에 응하지 않았을 가능성이 높다. 즉, 본 연구는 표본의 대표성과 연구결과의 일반화 측면에서 한계를 지니고 있다. 따라서 추후 연구에서는 본 연구에서 제외되었을 가능성이 있는 청소년들을 참여시킬 수 있는 다양한 방법들을 모색하여 자료를 수집할 필요가 있다. 둘째, 재혼가정 청소년들을 모집하는 과정에서 많은 어려움이 있었고, 결과적으로 연구에 참여한 재혼가정 청소년들의 수가 상대적으로 적었다. 이로 인해 통계적 검증력이 약하고, 결국 작은 크기의 효과를 감지하지 못했을 가능성이 있다. 특히, 위계적 회귀분석 결과 예측변인과 조절변인 간 상호작용효과가 암시되었지만, 사회적지지의 경우 단순효과를 분석한 결과 집단 간 기울기가 유의미하게 다르지 않은 것으로 나타났다. 단순효과를 검증하기 위해 1표준편차 이상과 이하로 집단을 구분하는 이유는 뚜렷하게 구분되는 집단에서 상호작용의 양상을 보다 분명하게 확인하기 위해서이다. 만일 사회적 지지의 실제 효과크기가 작다면, 본 연구에서처럼 표본의 수가 적은 상태에서 단순효과 검증을 하기 위해 1 표준편차 이상과 이하로 집단을 나누어 68%에 해당되는 사례를 제외 시키면 통계적 검증력의 약화 문제가 심화 될 수 있다. 이를 확인하기 위해 중위수로 집단을 구분하여 스트레스와 가족생활적응의 관계가 사회적 지지수준에 따라 차이가 있는지를 다시 확인한 결과, 사회적지지가 높은 집단에서 상호작용 효과가 유의미하게 나타났다(b = -.351, p < .05). 이처럼 집단구성 기준의 차이에 따라 통계적 유의성이 달라진다는 것은 단순효과 검증의 결과를 해석하는데 있어서 주의가 필요함을 의미한다. 따라서 추후 연구에서는 보다 많은 재혼가정 청소년들로부터 자료를 수집하여 사회적지지의 조절효과와 그 양상을 재차 확인해야 할 것이다. 이를 통해 사회적 지지가 스트레스의 부정적인 영향을 완화시킨다는 스트레스 완충 모형(Cohen, & Wills, 1985; Thoits, 1983)과 부모의 재혼이라는 위기에 대처함에 있어서 사회적 지지가 자원으로서 기능한다는 통합이론(Crosbie-Burnett, 1989a)이 우리나라 재혼가정 청소년에게도 동일하게 적용될 수 있을지 분명하게 확인할 수 있을 것이다. 셋째, 본 연구에서는 재혼가정 청소년들의 적응을 위협하는 요인으로 가족경계혼란을 설정하여 조절효과를 검증하였다. 앞서 기술한 것처럼, 다양한 구조적, 과정적 요인들이 재혼가정 청소년의 적응을 위협한다(Gerard & Buehler, 2004; Matjasko, Grunden & Ernst, 2007; Sameroff, Seifer, & Barko, 1997). 따라서 후속연구에서는 가족경계혼란 뿐 아니라 다른 위험요인들을 변인으로 채택해서 재혼가족 청소년들이 경험하는 스트레스와 가족생활적응 간 관계를 조절하는지 검증할 필요가 있다. 넷째, 본 연구에서는 주변 사람들로부터 받고 있다고 지각하는 포괄적인 의미의 사회적 지지를 측정하였으나, 사회적지지의 종류(정서적지지, 정보적지지, 물질적지지, 도구적지지)나 대상(예, 친구, 부모, 교사 등)에 따라 조절효과 및 그정도가 달라지는지를 확인할 필요가 있다. 마지막으로, 재혼가정 구조(새어머니가족, 새아버지가족, 비결혼 동거가족)에 따른 차이나 재혼가정 청소년의 성별에 따른 가족생활적응의 차이를 살펴보는 것도 각각의 재혼가정에 속한 청소년들에게 차별화된 도움을 제공하는데 시사점을 제공할 수 있을 것으로 사료된다.

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  • [그림 1.] 재혼가정의 적응에 적용한 2중 ABC-X 모형(Crosbie-burnett, 1989a)
    재혼가정의 적응에 적용한 2중 ABC-X 모형(Crosbie-burnett, 1989a)
  • [그림 2.] 가설모형
    가설모형
  • [표 1.] 변인들의 평균 및 표준편차와 상관계수
    변인들의 평균 및 표준편차와 상관계수
  • [표 2.] 스트레스와 가족생활적응의 관계에서 가족경계혼란과 사회적 지지의 조절효과 검증
    스트레스와 가족생활적응의 관계에서 가족경계혼란과 사회적 지지의 조절효과 검증
  • [그림 3.] 스트레스와 경계혼란의 단순효과. *p < .05.
    스트레스와 경계혼란의 단순효과. *p < .05.
  • [그림 4.] 스트레스와 사회적지지의 단순효과
    스트레스와 사회적지지의 단순효과