통계청 자료(2010년 기준)에 의하면 베이비부머는 1955년부터 1963년 출생자로서 총인구의 14.58%를 차지하는 712만의 거대 인구집단으로 나타났다. 2010년 베이비붐 세대가 본격적으로 은퇴하면서 베이비부머들이 사회적 문제로 부각된 건은 우리사회가 겪고 있는 인구 고령화 문제와 맞물려 노인복지 영역의 새로운 이슈가 된 그들의 은퇴 후 준비되지 않은 노후 때문이기도 하다. 베이비붐 세대는 흔히 ‘샌드위치 세대’로 불리기도 하지만 수적 다수로 인해 기존 질서와 가치관, 사회시스템에 부담을 주는 동시에 이를 전환 내지 파괴할 수 있는 잠재력을 가진 ‘중요한 집단(critical mass)’라고도 불린다. 그들은 ‘효’라는 전통적 가치를 부모로부터 보고 배운 세대로서 노부모 부양 의식을 가지고 몸소 실천해 왔다. 게다가 자녀교육은 물론 결혼준비를 위한 경제적 지원까지도 아낌없이 제공해 왔던 세대이다. 그러나 정작 자기 자신은 자녀로부터 부양받지 못하고 스스로 자신의 노후를 준비해야 하는 ‘일방적인 부양제공’의 가치관을 가진 세대이다(차성란, 2012).

이들의 노후 준비를 살펴보면 심히 우려되는 수준이다. 개인적 차원에서 경제적 불안이나 심리적 문제뿐만 아니라 국가적 차원에서 사회보장제도의 재정지속가능성이나 사각지대 문제 때문이기도 하지만 이들의 기대여명 또한 세계 증가율보다 높아 은퇴 후 노년기가 길어질 것으로 예측되기 때문이기도 하다. 통계청 자료(2010년 기준)에 의하면, 베이비부머의 기대여명은 남성이 28.27년, 여성이 35.46년에 이르지만 지금의 추세로는 ‘100세 인생’을 지향하여 더욱더 길어질 것으로 예측되는바 은퇴 후 최소한 30년 이상 장기간 삶에 대한 준비가 필요하다.

특히 베이비부머의 장기 노후생활의 삶의 질을 유지하기 위해서는 무엇보다도 재정적 안정도 중요하지만 심리적 건강 또한 중요하다. 특히 샌드위치세대의 특성상 베이비부머들은 가족의 구조, 가치관, 사회구조가 크게 변하면서 신체적 변화와 정신적, 사회적으로 많은 변화를 경험하였고 또한 은퇴를 준비해야 하며 가정과 사회에서 다양한 역할을 하고 있지만 가정에서 특히 자녀와의 가치관의 차이로 인해 부모부양, 취업, 자녀교육 등의 문제로 가족갈등에 노출될 가능성이 높다. 이러한 과도기적인 특성으로 인해 가족갈등 상황이 발생하였을 때, 심리적 변인인 우울 및 자아존중감의 정도에 따라 베이비붐 세대가 선택한 갈등대처방식이 가족갈등을 더욱더 완화시키거나 혹은 강화시켜 그들의 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 예측된다. 따라서 가족갈등 상황이 발생하였을 때, 베이비붐 세대가 선택한 갈등대처방식이 우울 및 자아존중감을 매개로 가족갈등을 어떻게 변화시켜 그들의 삶의 질에 영향을 미치는지를 살펴볼 필요가 있다. 왜냐하면 이를 통해 가족갈등을 극복하고 베이비붐 세대의 정신건강을 위한 실천 및 정책적 대안을 찾아낼 수 있기 때문이다.

그러나 베이비붐 세대를 대상으로 한 국내의 기존 연구를 살펴보면, 베이비붐 세대의 은퇴에 따른 노동력이나 일자리 창출(이성균, 2010; 김기헌, 2011), 가계소비 또는 재정문제(이수옥, 2010; 이윤수·우석진, 2011), 근로형태와 근로지속의사(강은나·김혜진·김영선; 2012), 복지수요(김지경, 2010; 정경희, 2011), 사회적 자본(차성란, 2012), 사회통합감(강현정, 2012), 삶의 만족도(김미령, 2011; 김미령·권순재·박충선, 2012; 정순둘·이현희, 2012), 세대간 이전(김용하·임성은; 2011), 은퇴를 대비한 정책(나일주·임찬영·박소화, 2008; 서지원, 2008; 이소정, 2011) 등 최근에 베이비붐 세대의 은퇴에 맞추어 다양한 연구가 진행되고 있지만, 경제적 또는 사회정책적 측면에 치중된 반면 가족갈등과 관련된 정신건강을 다룬연구는 거의 찾아볼 수 없다.

따라서 이러한 선행연구들의 한계에 주목하여 본 연구는 가족갈등 상황이 발생하였을 때, 베이비붐 세대가 선택한 갈등대처방식이 심리적 변인인 우울 및 자아존중감을 매개로 삶의 질에 미치는 영향을 살펴보고자 한다. 즉, 가족갈등 상황이 발생하였을 때, 베이비붐 세대가 선택한 갈등대처방식이 우울 및 자아존중감의 가족갈등 매개효과를 통해 삶의 질을 어떻게 변화시켰는지를 실증 자료 분석을 통해 확인함으로써 베이비붐 세대의 복지실천에 도움을 줄 수 있는 실질적인 자료뿐만 아니라 사회복지적 함의를 도출하고자 한다.

베이비붐 세대는 노부모 부양을 몸소 실천해 온 세대이나 자녀로부터 부모부양을 받지 못하는 반면 자녀양육을 위해 투자를 기꺼이 아끼지 않은 세대이기에 정작 자신의 노후생활을 위한 경제적 준비나 계획은 하지 못한 세대이다. 이러한 관점에서 탁석산(2006)은 베이비붐 세대의 특성을 다음과 같이 규정하였다. 첫째, 빈곤과 풍요 모두를 경험한 세대이다. 베이비부머들의 유년기는 한국 전쟁 종전 이후, 식량과 생필품이 부족하여 도시락을 싸가지 못한 경험, 식량부족으로 잡곡도시락으로 확인된 후에 점심을 먹을 수 있었던 경험을 가지고 있으며(송양민, 2010), 청·장년기에는 국가경제발전의 주역으로 일에 대한 몰입, 근면화로 무장한 직장에서의 일을 우선시하는 일과 삶의 불균형을 감내하고, 가족과 사회의 발전을 위해 한 평생 살아온 세대이다. 둘째, 전통적 가족가치와 근대적 개인주의 가치 모두를 경험한 세대이다. 이들에게는 개인보다 가족의 이익을 우선시하는 가족중심의 가치가 내재화되어 있다(최재석, 2009). 그러나 도시화, 산업화의 확산으로 인해 전통적 가족중심의 가치로부터 가족이나 지역 사회와는 개별적으로 자신의 목적을 성취하기 위해 개인의 목적이나 사생활의 가치가 우선시되는 근대적 개인주의도 경험하게 된 세대이다. 셋째, 민주화의 전후를 경험한 세대이다. 1960년 4.19 혁명, 1961년 5.16 군사정권, 1972년 10월 유신과 긴급조치 등 민주화 이전과 1980년 5월 광주 민주화 운동, 1987년 6월 민주항쟁 등 민주화 이후를 경험한 세대이다. 넷째, 아날로그와 디지털 생활양식 모두를 경험한 세대이다. 베이비부머들은 1955년생 기준으로 1980년대 이전의 정보화 도약기인 학창시절까지 아날로그식 생활을 했다면 1990년대의 정보화 확산기, 2000년대의 정보화 성숙기를 사회생활을 시작하면서 디지털 생활양식을 맛보게 된 세대이다.

따라서 경제발전과 민주화 모두를 경험한 베이비붐 세대는 서서히 장년기를 벗어나 노년기로의 진입을 앞두고 있고, 게다가 가족구조, 가치관, 사회구조가 급변함으로써, 특히 부모부양, 취업, 자녀교육 등의 문제에서 자녀와의 가치관의 차이로 인해 심리적 갈등, 특히 가족갈등을 겪을 가능성이 어느 인구 코흐트보다도 높다.

석말숙(2004), 윤현숙과 허소영(2007)의 연구에 의하면 삶의 질은 배우자와의 관계보다 자녀와의 관계가 더 강력한 영향을 미친다고 보고하고 있다. 즉 자녀와의 관계가 좋은 부모는 그렇지 않는 부모에 비해 삶의 만족도가 높다는 것이다. 따라서 자녀가 부모에게 자녀역할을 하는 것뿐만 아니라 부모가 자녀에게 부모역할을 함으로써 좋은 인간관계를 형성하는 것 또한 삶의 질에 중요한 요소가 된다(김미령, 2008). 이에 반해 갈등이란 인간관계가 형성된 곳이라면 어디에도 존재하는 자연적이고 보편적인 현상으로서 둘 이상의 인간관계에서 파생되는 상호의사소통관계에서의 견해 차이를 의미한다(Berry, 2008). 흔히 갈등은 파괴적이고 혼동적이며(Rosenstock & Kutner, 1967), 가능한 피해야 할(Straus, 1979) 부정적 요인으로 인식되기도 하지만 이러한 갈등대처과정은 인간의 적응적 성장을 도우는 긍정적 요인으로 인식되기도 한다(Berry, 2008).

인간의 상호관계는 의사소통을 통해 형성되며, 갈등은 이러한 의사소통 과정에서의 불균형으로 인해 표출된다. 갈등에 대처하는 방법으로 온정과 이해 등 긍정적 접근 방식과 공격과 폭력 등 부정적 접근방식이 사용될 수 있지만 어떠한 접근 방식이 선택되느냐에 따라 그 결과가 가족 구성원의 가족생활뿐만 아니라 사회생활은 물론 가족의 정신건강에도 영향을 미치게 된다(Berry, 2008). 그러므로 갈등대처 방식은 갈등 상황이 발생하였을 때 그것을 극복하는 효과적인 수단을 찾는 행위로 이해될 수 있다. Straus(1979)는 추론, 폭언, 폭행으로 구분하여 설명하였고, 장춘미(2001)는 상대방의 의견을 경청하고 존중하는 긍정적 해결유형과 갈등감정을 무시하고 회피하는 부정적 해결유형으로 나누어 설명하였다.

이러한 관점에서 가족갈등은 가족생활을 영위하는데 필연적으로 파생되는 것으로 가족구성원 간의 욕구나 견해의 차이에서 표출되며, 이러한 불일치는 일상생활의 다양한 영역, 다양한 가족구성원 간에서 파생되는 자연스러운 현상으로 이해될 수 있다(정은희, 2004). 가족갈등을 세대 간의 갈등, 부모-자녀간의 갈등, 형제간의 갈등 등으로 구분할 수 있으며, 그 원인을 경제적 문제, 가족구성원의 고용관련 문제, 자녀교육문제, 가족구성원의 건강문제, 가족구성원의 알코올중독문제, 가정 내 폭력문제, 가족구성원간의 의사소통문제, 가족구성원의 가출이나 비행문제, 주거관련 문제 등으로 들 수 있다. 하지만 가족갈등은 갈등 그 자체보다는 갈등에 대처하는 방식에 따라 가족구성원들이 지각하는 삶의 질과 만족도가 달라지므로 가족갈등대처방식은 더욱더 중요하게 부각되고 있다(Garbarino & Sherman, 1980).

인간은 자신이 무능하다고 믿거나 고통이거나 기쁨, 만족감을 통제하거나 조절할 수 없는 생활사건 상황에 지속적으로 노출될 때, 무능감과 무력감을 경험하여 결과적으로 우울을 경험하게 된다(Seligman, 1975). 여기서 무기력감이란 개인들이 중요한 생활사건에 대해 도저히 통제하거나 조절할 수 없다는 느낌을 경험하는 특성을 지니며, 좌절감이란 미래에 대한 부정적인 생각, 즉 자신이거나 어느 누구도 불행이나 고통을 변화시키기 위하여 아무것도 못할 것이라고 믿는 심리적 신념상태로 인식된다. 따라서 우울은 정신건강에 중요한 요소로 간주된다. 흔히 우울은 좌절감, 무기력감, 무가치함, 자기비난, 죄의식, 기분의 저조함, 증오심, 고독감, 강박관념 등 심리적 고통과 더불어 식욕부진, 체중감소, 수면장애, 통증 등 신체적 경험과 결부되며(Litwin, 2001; Diwan, Jonnalagadda, & Balaswamy, 2004), 일상생활 및 기능장애, 자살의 위험, 사망률 증가 등과 같은 심각한 결과를 초래한다(Gibb, Andover, & Beach, 2006). 나아가 우울은 삶의 질을 악화시켜 자아실현을 방해하며 실제적으로 삶의 기대를 저하시킬 수 있다(김도환, 2001). 즉 삶에 대한 태도에 영향을 줄 뿐만 아니라 향후 삶의 질을 결정하는데 중요한 요인인 삶의 방식이나 기회를 선택하는데도 영향을 미치고 있다는 것을 의미한다.

이에 반해 자아존중감은 하나의 특별한 개체로 자기 자신을 이해하고, 자아에 대한 부정적이거나 긍정적인 태도를 갖는 것과 개인이 자기 자신을 얼마나 가치 있는 것으로 느끼는가에 대한 정도로 정의된다(Rogenberg, 1965). 이는 곧 자아존중감이 부정적 자기폄하와 긍정적 자기평가의 2가지 하위차원으로 구분됨으로서, 사람들은 자기 능력에 대한 긍정적인 자신감과 부정적인 평가에 대한 양면성을 지닐 수 있다(Owens, 1994). 즉 긍정적 자아존중감(self-worth)과 부정적 자아존중감(self-depreaction)의 개별 영향력은 서로 다르며(Owens, 1994), 자아존중감의 2가지 요인은 개인의 심리적 안녕과 대처행동에도 서로 다르게 영향을 미친다는 연구결과가 보고되고 있다(Kahng & Mowbray, 2005). 자아존중감이 높은 사람은 삶의 목표의식이 뚜렷하고 자신을 수용하고 통제하며 자신의 능력에 대해 신뢰하고 자신의 성장을 도모함으로서 적극적으로 활동하며 환경적 요구에 잘 대처하고 적응하며 자기의 행동에 있어서 모험을 할 수 있는 반면, 자아존중감이 낮은 사람은 우울 및 불안이 심하고 대인관계가 좋지 않으며 고립되어 있고 자신감과 지도력이 결여되어 있으며 높은 이상을 갖고 있으나 실패를 두려워하는 특징을 가진다고 보고되었다(Rogenberg, 1965). 따라서 자아존중감 또한 삶에 대한 태도에 영향을 줄 뿐만 아니라 향후 삶의 질을 결정하는데 중요한 요인인 삶의 방식이나 기회를 선택하는데도 영향을 미치고 있다는 것을 의미한다.

여기에서 삶의 질은 일반적인 삶의 만족도를 의미한다(Efkldes, Kalaitzidou & Chankin, 2003; Von Heideken Wagert, Ronnmark, Rosendahl, Lundin-Olsson, Gustavsson, Nygren, Lundman, Norberg, & Gustafson, 2005). 삶의 만족도는 개인 각자의 기대수준이 어느 정도이고, 또한 이러한 기대수준이 사회적 조건 및 제도에 의하여 어느 정도 충족되었는가라는 주관적인 인식에 따라 변화하는 개념이라고 할 수 있다. 이 개념은 우리가 자신의 삶을 스스로 통제할 수 있다고 인식하는 만큼 자신에 대해 만족하게 되고, 그 결과, 자신의 삶에 대해서도 만족감을 가질 수 있게 된다는 의미이다. 그러므로 삶의 만족도는 사회적 조건 및 제도와 사회구성원간의 역동적 상호작용의 결과를 반영하는 것이라 할 수 있으며, 또한 삶의 만족도는 현재 상황에 대한 기대와 현실적 욕구충족의 여부에 의해 결정되기 때문에 현재의 지위와 활동에 대한 정서적 만족감이나(Harvighurst, 1968) 또는 과거 및 현재 뿐만 아니라 미래의 자신의 삶에 대한 전반적인 평가라고 정의할 수 있다(Pavot, Diner, Colvin, & Sandvik, 1991). 따라서 삶의 만족도는 객관적 조건에 의해 영향을 받기도 하지만 우울 및 자아존중감 등 주관적 요인에 의해 영향을 받을 수 있다.

가족갈등은 가족 내 물리적·정서적 밀착도가 높은 우리나라의 경우 특히 가족갈등이 가족 구성원 모두의 가족생활, 사회생활, 건강 등 생활 전반에 미치는 영향(Berry, 2008)이 매우 크기 때문에 가정불화 및 자살시도 등의 주요 원인으로 보고되고 있다(경향신문, 2008). 게다가 노년기 우울의 원인에 대한 선행연구를 살펴보면, 경제상태, 건강상태, 가족관계 등이 주요한 변인으로 보고되고 있다(김미혜·이금룡·정순돌, 2000; 김형수, 2002; 최영순, 2005; 박봉길·전석균, 2006; 유정헌·성혜영, 2009; 윤현숙·구본미, 2009; 조준배, 2009; Park, Lee, Lee, Hun, Choi, Yuon, Jhoo, Kim, Woo, & Kim, 2010). 이러한 결과는 노년기 경제력 수준이 낮고 건강상 문제가 있으며, 가족관계가 불만족스러운 경우 우울에 노출될 가능성이 크다는 것으로 해석될 수 있다. 따라서 노년기에 접어들고 있는 베이비부머의 가족갈등대처방식은 그 가족의 일구성원으로 생활하는 가족구성원 모두의 가족관계 만족도와 정신건강에 영향을 미칠 수 있으며(Garbarino & Sherman, 1980), 가족 간 갈등대처방식이 긍정적일수록 사회위험 및 우울의 감소로 이어져 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미치는 것으로 이해될 수 있다(Patrica, Hategan, Carmen, & Mircea, 2010).

본 연구의 자료는 보건복지부, 한국보건사회연구원과 서울대학교 사회복지연구소가 빈곤층, 근로빈곤층, 차상위층의 규모와 복지실태 변화를 동태적으로 파악하여 정책지원에 기여함을 목적으로 설문조사하여 구축된 2차 자료(secondary date)이다. 조사대상자는 5차년도(2010년) 복지패널자료(한국보건사회연구원, 서울대학교 사회복지연구원)에서 베이비부머 1,773명 중 가족갈등을 경험하고 있는 1,005명을 대상으로 선정하였다.

1) 가족갈등대처방식

가족갈등대처방식은 총 5문항, 5점 Likert 척도(1=전혀 그렇지 않다, 2=그렇지 않은 편이다, 3=보통이다, 4=그런 편이다, 5=매우 그렇다)로 구성되어 있다. 부정적 문항은 역산하였으며, 점수가 높을수록 가족갈등대처방식이 긍정적임을 의미한다. 본 연구에서 Cronbach ɑ는 .754이었다.

2) 우울 척도

Radloff(1977)의 CES-D 척도는 총 20문항으로 구성된 자기보고형 우울척도이지만, 본 패널은 우울감의 정도를 살펴보기 위해서 11개 문항의 CESD-S척도가 사용되었다. 긍정적 우울을 묻는 2문항과 부정적 우울을 묻는 9문항, 4점 Likert 척도(1=극히 드물다, 2=가끔 있었다, 3=종종 있었다, 4=대부분 그랬다)로 구성되어 있으며, 하위차원으로 우울감정(3문항), 긍정적 감정(2문항), 신체 및 행동 둔화(4문항), 대인관계(2문항)로 구분하였다(Radloff, 1977). 긍정적 문항은 역산하였으며, 점수가 높을수록 우울정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 Cronbach ɑ는 .825, .648, .727, .715이었다.

3) 자아존중감 척도

Rosenberg(1965)의 자아존중감 척도를 사용하였는데 본 척도는 개인이 자기를 존중하는 정도와 자기를 승인하는 정도를 측정하려고 고안된 것으로 그가 제작한 10문항 중 하위차원으로 긍정적 자아존중감을 묻는 5문항과 부정적 자아존중감을 묻는 4문항, 4점 Likert 척도(1=대체로 그렇지 않다, 2=그렇지 않다, 3=대체로 그렇다, 4=항상 그렇다)를 부정적 문항은 역산하여 자아존중감평균으로 재구성하였으며, 자아존중감평균 점수가 높을수록 자아존중감의 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 Cronbach ɑ는 .747이었다.

4) 삶의 만족도 척도

삶의 만족도는 지금까지 살아온 생활 전반에 걸쳐 느끼는 주관적인 감정에 대한 판단이며 기대에 대한 충족 정도를 의미한다. 삶의 만족도척도는 7 문항, 5점 Likert척도(1=매우 불만족, 2=대체로 만족, 3=그저 그렇다, 4=대체로 만족, 5=매우 만족)로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 삶의 만족도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 Cronbach ɑ는 .675이었다.

조사대상자의 인구사회학적 특성과 주요 변수의 특성 및 상관관계를 살펴보기 위해 SPSS 15.0 프로그램을 이용하여 기초통계분석과 상관관계 분석을 실시하였다. 그리고 우울 및 자아존중감의 매개효과를 검증하기 위한 이론검증에 초점을 두었기에 인구사회학적 측면을 고려하지 않았다. 각 변수의 관계구조를 검증하는 구조방정식 모형을 AMOS 7.0 프로그램을 통해 분석하였다. 구조방정식 모형은 일련의 종속변수들 간의 관계를 동시에 검토하였다. 이것은 한 종속변수가 다른 종속변수와의 관계에서 독립변수가 될 때 특히 유용한 분석방법으로, 매개변수의 역할을 측정하는 데 가장 효과적인 통계기법으로 알려져 있다(조선배, 1996).

또한 구조방정식 모형의 적합도 평가 시, 상대적 적합도 지수(Relative Fit Index)인 TLI(Tucker Lewis Index)와 CFI(Comparative Fit Index), 그리고 절대적 적합도 지수(Absolute Fit Index)인 RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 이용하였다. 여러 적합도 지수 중에서 위의 지수들을 사용한 이유는 상기 언급한 지수들이 표본의 크기에 민감하게 영향을 많이 받지 않기 때문이다.1) 그리고 매개모형 검증은 개념측정의 적절성을 검토하기 위한 측정모형 분석을 실시한 후, 인과구조를 검증하기 위해 구조모형의 분석을 실시하는 이단계 접근법(two-step approach)을 적용하였다(배병렬, 2009). 이는 여러 개의 측정변수를 이용해서 추출된 공통변량을 잠재변수로 사용하므로 측정오류가 통제된다는 점에서 매우 유용한 분석방법이다. 또한 분석을 위해 결측치를 효과적으로 처리할 수 있도록 MAR을 가정한 완전정보 최대우도법(Full-Information Maximum Likelihood: FIML)을 적용하여 처리하였다. FIML은 한 변수의 결측치가 무선적으로 발생하였거나 변수의 결측 여부가 다른 변수의 값에 의해 결정되는 경우 다른 전통적인 방법보다 정확하게 미지수를 추정하는데 주로 사용된다(홍세희, 2008). 그리고 매개효과의 통계적 유의미성은 Sobel(1982) 검증 중 Baron와 Kenney(1986)에 의해 이용된 Aroian Test를 통해 검정하였다.

1)특히 TLI와 RMSEA는 모형의 설명력뿐만 아니라 간명성도 고려하기 때문이다(홍세희, 2000). TLI와 CFI는 0.9이상이면 모형의 적합도가 좋은 것으로 해석되고(홍세희, 2007), RMSEA의 경우, RMSEA<.05이면 좋은 적합도(close fit), RMSEA<.08이면 괜찮은 적합도(reasonable fit), RMSEA<.10이면 보통 적합도(mediocre fit), RMSEA>.10이면 나쁜 적합도(unacceptable fit)를 나타낸다(Brown & Cudeck, 1993).

먼저 가족갈등을 경험한 베이비붐 세대로 분류된 집단은 1,005명으로 전체 대상자 1,773명의 56.7%로 나타나 베이비부머의 절반이상이 가족갈등에 취약한 것으로 나타났다. 가족갈등을 경험한 베이비부머의 인구사회학적 특성별로 분석해 보면 <표 1>과 같다.

[<표 1>] 베이비부머의 인구사회학적 특성

베이비부머의 인구사회학적 특성

성별로는 전체 대비 가족갈등을 경험한 베이비부머 남성은 877명 vs 505명으로 여성(896명 vs 500명)과 비슷하게 나타났지만, 그 비율에서는 남성이 57.6%로 여성(55.8%)보다도 약간 높게 나타났다. 가족갈등을 경험한 베이비부머의 교육수준은 무학, 초등학교, 중등학교, 고등학교, 전문대이상 졸업자가 1.5%, 19.5%, 21.7%, 41.5%, 15.7%로 나타나났지만, 전체 대비 가족갈등을 경험한 비율에서는 학력 수준이 높을수록 점진적으로 낮아지는 경향이 있었다(78.9%/68.8%/57.5%/53.4%/51.4%). 가족갈등을 경험한 베이비부머의 혼인상태는 유배우자(75.2%), 이혼(12.2%), 사별 및 미혼(5.4%), 별거(1.4%) 순으로 나타났지만 전체 대비 가족갈등을 경험한 비율에서는 유배우자(52.9%), 사별(66.7%), 별거(70.8%), 미혼 및 이혼(74.0%) 순으로 나타났다. 가족갈등을 경험한 베이비부머 중에서 가족원과의 동거생활자(98.5%)는 비동거생활자(1.3%)보다도 훨씬 더 많았을 뿐만 아니라 전체 대비 가족갈등을 경험한 비율에서도 더 높았다(56.7% vs 50.0%).

구조방정식에서 FIML을 이용하여 모형을 추정할 경우, 각 변인들의 정규분포조건이 충족되지 않으면 왜곡된 결과가 도출될 수 있으므로(김주환·김민규·홍세희, 2009), 변수들의 정규성을 검토하기 위해 왜도와 첨도를 살펴볼 필요가 있다. 왜도와 첨도가 약간이라도 일변량 정규성을 위배할 경우 통계적으로 정규성이 기각될 수도 있기에 통계적 검증보다는 절대값의 크기로 평가하는 방법이 더 많이 활용되며, 절대값은 왜도가 3을, 첨도가 8 또는 10을 초과하면 극단적인 문제가 있는 것으로 보는데(Kline, 2005), 이 기준에 의해 자료의 정상성을 확인한 결과는 <표 2>과 같으며, 우울의 측정변수 중 ‘대인관계’와 관련된 두 개의 문항에서 자료의 비정상성이 관측되어 관련문항을 제거한 후 재검증한 후 최종 분석에서 사용된 측정변수들을 중심으로 자료의 정규성이 확보되었다.

[<표 2>] <표 2> 주요 변수의 기술통계 및 정규성 분포

<표 2> 주요 변수의 기술통계 및 정규성 분포

<표 3>은 본 연구에서 설정한 요인들의 구조적 관계를 검증하기 위해 사용된 모든 잠재변수들 간의 공분산과 상관관계를 분석한 결과이다. 통계학적으로 두 잠재변인의 상관이 기준치(r>0.85)를 상회하면 요인의 변별타당도가 떨어진다. 따라서 주요인들의 상관계수가 기준치를 하회하기 때문에 판별타당도는 적절한 것으로 판단된다. 또한 베이비부머 1,773명 중 가족갈등을 경험한 1,005명을 대상으로 가족갈등대처방식이 심리적 요인인 자아존중감과 우울을 매개로 삶의 질에 미치는 영향을 분석하기 전에 우선 독립변수들 간의 다중공선성을 알아보았다. 분석결과, 가족갈등대처방식, 우울, 자아존중감에서 공차한계(tolerance)가 .939, .717, .706으로 1.0미만이며, 분산팽창요인(VIF)값도 1.065, 1.395, 1.416로 10.0 미만이기에 독립변수들 간의 다중공선성은 크지 않은 것으로 나타났다.

[<표 3>] 주요인의 공분산 및 상관관계

주요인의 공분산 및 상관관계

연구모형에서 제시한 잠재변수 가족갈등대처방식, 우울, 자아존중감, 삶의 만족도가 어떠한 구조적 관계를 가지는지 구조방정식모형을 통해 검증하였다. 분석결과 <표 4>와 같이, x2=990.093, df=100, CFI=.959, TLI=.913, RMSEA=.064로 나타나, 비교적 만족할만한 수준의 적합도를 보여, 잠재변수간 인과관계에 대한 구조모형의 적합성을 검증하였다. 구조모형의 적합성을 전제로 잠재변수간 인과관계를 살펴보면 [그림1]과 <표 5>에서와 같이, 첫째, 잠재변수 가족갈등대처방식은 우울에 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 -0.164(p<.001, C.R.=-6.121), 표준화경로계수는 -0.251로 유의하게 나타났다. 둘째, 잠재변수 가족갈등대처방식은 자아존중감에 정적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 0.183(p<.001, C.R.=7.446), 표준화경로계수는 0.380로 유의하게 나타났다. 셋째, 잠재변수 우울은 삶의 만족도에 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로 계수는 -0.264(p<.001, C.R.=-6.224), 표준화경로계수는 -0.297로 유의하게 나타났다. 넷째, 잠재변수 자아존중감은 삶의 만족도에 정적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 0.827(p<.001, C.R.=5.373), 표준화경로계수는 0.686로 유의하게 나타났다. 다시 말해, 가족갈등대처방식이 긍정적일수록 우울을 완화시키고 완화된 우울은 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미치는 반면, 가족갈등대처방식이 긍정적일수록 자아존중감을 강화시키고 강화된 자아존중감은 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.

[<표 4>] 연구모형의 적합도

연구모형의 적합도

[[그림 1]] 연구모형 추정결과

[<표 5>] 연구모형 추정결과표

연구모형 추정결과표

위에서 살펴본 것처럼 우울과 자아존중감은 가족갈등대처방식이 삶의 질에 미치는 효과를 부분 매개하는 것으로 나타났다. 따라서 이러한 매개효과가 통계적으로 유의미한지를 검증하기 위해 Sobel(1982) 검증 중 Baron와 Kenney(1986)에 의해 이용된 Aroian Test를 사용하였다. Aroian Test 공식은 다음과 같으며, 이 공식을 이용한 계산결과도 다음의 <표 6>에 제시된 바와 같다.

Z-value = a*b/SQRT(b2*sa2 + a2*sb2 + sa2*sb2)

[<표 6>] 우울과 자아존중감의 매개효과 검증

우울과 자아존중감의 매개효과 검증

Aroian Test 결과, Z값은 4.3039/4.3396로 나타나, p<.001 수준에서 우울과 자아존중감의 매개효과가 통계적으로 유의미하게 나타났다. 따라서 우울과 자아존중감은 가족갈등대처방식과 삶의 질의 관계를 유의미하게 매개함을 알 수 있다. 연구모형에서 제시한 잠재변수 가족갈등대처방식, 우울, 자아존중감, 삶의 질이 어떠한 구조적 관계를 가지는지 구조방정식모형을 통해 검증하였다.

베이비붐 세대는 사회적으로 안전망이 확고하지 않은 상황에서 외환위기로 인한 구조조정을 경험하면서 불안정한 고용과 가족 부양, 자녀교육 등에 대한 부담을 가지고 있으며(나일주·임찬영·박소희,2008), 생애주기 상 장년기에서 서서히 노년기로 전환되는 과도기적 특성으로서 가족구조, 가치관, 사회구조의 급변으로 인해 심리적 갈등, 특히 가족갈등에 노출되기 쉽다. 이로 인해 가족갈등이 발생하였을 때, 베이비부머의 가족갈등에 대처하는 방식은 심리적 변인인 우울 및 자아존중감을 매개로 삶의 질에 영향을 미치게 된다. 따라서 본 연구는 가족갈등상황이 발생하였을 때, 베이비부머의 가족갈등대처방식이 우울 및 자아존중감의 매개로 삶의 질을 어떻게 변화시켰는지를 실증자료 분석을 통해 확인 함으로써 베이비붐 세대의 가족갈등에도 대처하고 가족복지실천에도 도움을 줄 수 있는 사회정책적 함의를 제시하는 것을 목적으로 시행되었다. 연구결과와 그에 대한 논의와 결론은 다음과 같다.

연구결과, 첫째, 잠재변수 가족갈등대처방식은 우울에 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 -0.164, 표준화경로계수는 -0.251로 유의하게 나타났다. 둘째, 잠재변수 가족갈등대처방식은 자아존중감에 정적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 0.183, 표준화경로계수는 0.380로 유의하게 나타났다. 셋째, 잠재변수 우울은 삶의 만족도에 부적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 -0.264, 표준화경로계수는 -0.297로 유의하게 나타났다. 넷째, 잠재변수 자아존중감은 삶의 만족도에 정적 영향을 미치는 것으로 확인되었으며, 비표준화경로계수는 0.827, 표준화경로계수는 0.686로 유의하게 나타났다. 다시 말해, 가족갈등대처방식이 긍정적일수록 우울을 완화시키고 완화된 우울은 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미치는 반면, 가족갈등대처방식이 긍정적일수록 자아존중감을 강화시키고 강화된 자아존중감은 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 곧 노년기에 접어들고 있는 베이비부머의 가족갈등대처방식이 그 가족의 일구성원으로 생활하는 가족구성원 모두의 가족관계 만족도와 정신건강에 영향을 미칠 뿐만 아니라(Garbarino & Sherman, 1980), 가족 간 갈등대처방식이 긍정적일수록 사회위험 및 우울의 감소로 이어져 삶의 만족도에 긍정적으로 영향을 미친다는 연구결과와 일치한다(Patrica, Hategan, Carmen, & Mircea, 2010). 이를 근거로 베이비부머의 가족갈등을 극복하고 삶의 질을 고양시키기 위해서는 우울을 감소시키고 예방하며 자아존중감을 강화시키는 실천적 방안으로 가족갈등대처프로그램을 포함한 지역 사회 프로그램의 제공 및 개발과 개인 및 집단상담 등의 다양한 실천기법이 적극적으로 제공되고 개발 되어야할 것이다. 구체적으로 위기대처능력, 자기관리능력, 자기통제감 및 자기효능감 개발 프로그램, 정신건강유지 및 증진 프로그램, 사회적 지지 강화 프로그램 등이 요구된다.

결론적으로 우리사회는 그동안 경제문제 등 생존을 위한 생산적 활동에 지나치게 몰두해왔기 때문에, 여가활동이나 자원봉사 차원의 생산적 활동을 할 수 있는 인프라가 구축되지 않았을 뿐만 아니라 국민 개개인의 마음가짐이나 사회적 분위기도 미약했다. 급변하는 사회구조의 변동성에 적절하게 능동적으로 대처하고 가족구성원 및 세대 간의 이해를 증진시키기 위해서는 베이비붐 세대를 비롯한 모든 연령의 개인들이 자기 계발 단계에서 최대한 잠재력을 발휘하고 자신의 계발 과정에서 더욱 효율적으로 사회에 적응해 나갈 수 있도록 평생교육활동뿐만 아니라 사회참여를 늘리기 위한 자원봉사활동의 촉진 방안도 강구되어야 할 것이다. 아울러 가족갈등을 각 개인이 일상생활을 영위하는 과정에서 파생된 하나의 자연스런 산물이라 간주한다면, 가족갈등의 반대급부로 파생되는 사회적 비용을 예방하고 건강한 가족생활을 영위하기 위한 미래에 대한 준비로서 예방적 차원의 실천적 정책지원과 정책방안도 강구되어야 할 것이다.

본 연구는 광범위한 목적에 의해 수집된 ‘한국복지패널’ 조사의 결과 중 일부를 연구목적에 부합하는 방식으로 선별하고 조작하여 분석한 것이다. 따라서 일부 변인들의 범위가 불충분했고 체계적이지 못했다는 점, 2차 자료 분석이 갖는 불가피한 제약이 존재한다. 특히 이 연구에서는 연구문제에 초점을 두었기 때문에 베이비붐 세대의 우울 및 자아존중감에 영향을 미칠 수 있는 사회인구학적 변수들에 대한 분석을 다루지 않았기에 후속 연구에서는 이러한 통제변수를 포함한 정교한 연구가 이루어지길 바란다. 또한 이 연구는 횡단적 연구이므로 가족갈등대처방식과 삶의 질과 우울 및 자아존중감 간의 인과관계를 명확히 논하기는 어렵다. 이 연구에서 구조방정식모델분석을 통해 드러난 매개효과는 시간에 따른 인과적 관계가 아니라 동시적으로 측정된 각 변인들의 회귀적 관계이다. 그러므로 본 연구에서 나타난 매개효과는 잠정적으로 지지되었다고 보는 것이 적절한 해석일 것이다. 가족갈등대처방식, 삶의 질, 우울 및 자아존중감 사이의 인과관계는 종단적 연구에서 좀 더 명확하게 나타날 수 있을 것이다. 이러한 제한점은 추후 연구에서 보완되어야 할 과제이다.