미성년 자녀를 양육하는 한부모의 우울 관련 요인: 성별 그룹 간 차이를 중심으로

Factors related to Depression of Single-Parents with Minor Children: Focusing on the Gender Differences

Article information

J Korean Acad Psychiatr Ment Health Nurs. 2022;31(1):36-46

Publication date (electronic) : 2022 March 31

doi : https://doi.org/10.12934/jkpmhn.2022.31.1.36

Hyojin Lee ¹

, Subin Park ¹

, Heejung Kim^,²

¹Registered Nurse, Severance Hospital ․ Graduate Student, College of Nursing, Yonsei University, Seoul, Korea

²Associate Professor, College of Nursing ․ Mo-Im Kim Nursing Research Institute, Yonsei University, Seoul, Korea

이효진¹

, 박수빈¹

, 김희정^,²

¹세브란스병원 일반간호사 ․ 연세대학교 간호대학 대학원생

²연세대학교 간호대학 ․ 김모임간호학연구소 부교수

Corresponding author: Kim, Heejung College of Nursing, Yonsei University, 50-1 Yonsei-ro, Seodaemun-gu, Seoul 03722, Korea. Tel: +82-2-2228-3273, Fax: +82-2-392-5440, E-mail: hkim80@yuhs.ac

Received 2021 August 24; Revised 2021 December 6; Accepted 2022 February 9.

Trans Abstract

Purpose

This study aimed to investigate gender differences as ecological factors associated with depression of single-parents who lived with minors.

Methods

This study was secondary data analysis using national data from the 2018 Single Parent Family Survey, including 2,427 participants (1,575 mothers and 852 fathers). Data were analyzed using SPSS/MAC 26.0 program for the descriptive analysis, independent t-tests, chi-squared tests, and binary logistic regression.

Results

The depression groups were identified as 17.4% for women and 11.0% for men based on Patient Health Questionnaire-9. In logistic regression, single mothers’ depression was significantly associated with low income, unemployment, low education level, parenting difficulties, a sense of distance from family, and family discrimination experiences. However, single fathers’ depression was significantly associated with low income, unemployment, and parenting difficulties.

Conclusion

Our study findings suggest that depression interventions should be tailored to different gender groups of the single-parents, specifically socio-emotional factors should be considered for the single mother group.

Keywords: Single parent; Depression; Ecologic system; Surveys and questionnaires

Keywords: 한부모; 우울; 생태학; 설문조사

서 론

1. 연구의 필요성

현대 사회에서는 가족구조, 기능, 형태, 가족인식 등 다양한 측면의 급격한 변화가 발생하고 있으며, 특히 최근 이혼율의 증가로 인해 한부모가구가 증가하고 있다[1]. 통계청의 인구주택총조사에 따르면 부모 한명과 미혼자녀로 구성된 가구수의 비율이 2000년 9.4%에서 2015년 15%로 점차 증가하고 있다[2]. 이 중 여성한부모가 다수의 비중을 차지하고 있지만, 남성 한부모도 꾸준히 늘어나고 있는 추세이다. 2000년부터 2009년까지 여성한부모의 증가율은 17.3%인데 비해 남성한부모의 증가율은 28%로 남성한부모의 증가 속도가 매우 빠른 것을 알 수 있다[3]. 이에 정부에서도 2007년 『한부모가족지원법』을 제정하여 한부모가족의 어려움을 해소하고자 양육비 지급, 아이돌봄서비스, 공공주택지원, 한부모 취업지원 등의 여러 정책을 시행하고 있으나[4,5], 여전히 해결되지 않은 문제가 존재하고 있다.

한부모는 양육 스트레스뿐만 아니라 사회적 관계망 축소 등의 사회적 배제와 여가생활 단절, 건강불평등으로 인하여 다양한 스트레스를 경험하게 된다[6,7]. 이로 인하여 정서적 어려움을 겪게 되고, 원가족과의 관계도 소원해져 불안, 우울을 경험하게 된다[7]. 2018 한부모가족실태조사에 따르면 한부모의 우울장애 유병률은 15.5%로 2016 국민건강통계자료의 남녀 평균인 5.6%에 비하여 유의하게 높다[8]. 한부모여성은 가장으로서 생계를 책임지는 동시에 육아를 혼자서 감당해야 하기 때문에, 자녀 양육의 비용과 시간의 부족으로 상당한 육아 스트레스를 경험한다[9,10]. 이혼이나 사별을 경험한 한부모여성이 기혼상태의 여성보다 우울과 양육 스트레스가 높다[11]. 여러 선행연구에서 여성한부모와 남성한부모의 우울과 양육어려움에서 차이가 있다는 것이 밝혀졌으나[1,4,7], 빠르게 증가하고 있는 남성한부모에 대한 연구가 드물며, 주로 여성한부모를 대상으로 연구가 진행되어 왔다[7]. 여러 선행연구에서 소득수준, 가정생활만족도, 자아존중감, 자녀양육어려움, 사회적 차별경험, 사회적 지지가 한부모의 우울에 유의미한 영향을 미치는 것을 밝혀냈다[1,7,12]. 그러나 한부모의 우울과 관련된 선행연구들은 한부모의 우울을 개인적 차원으로 이해하는 연구가 주를 이루며, 가족, 사회적 요인까지 포함한 연구는 부족한 실정이다.

Bronfenbrenner는 ‘환경속의 인간’이라는 개념을 바탕으로 인간과 환경은 지속적인 상호작용과 상호교환을 통해서 서로에게 영향을 형성하며 상호적응을 한다고 보았다[13-15]. 생태학적 체계이론은 정신건강과 우울을 이해하는데 인구사회 학적 요소를 동시에 고려하며[16], 남자독거노인, 산모, 전쟁을 경험한 아동과 같은 다양한 연구대상의 우울을 다차원적으로 파악하는데 적용되어왔다[14,17,18]. 따라서 본 연구는 한부모 우울의 다차원적 관련 요인을 파악하기 위해서 생태학적 체계 이론을 적용하여 개인적 특성 뿐 아니라 그가 속한 가족과 지역사회 요인을 포함하여 파악하고자 한다[14].

본 연구에서는 환경체계를 Bronfenbrenner의 체계이론에 근거하여 미시체계, 중간체계, 거시체계 세 가지로 파악하고자 하며 미시체계는 특정 상황에서의 개인의 행동, 성격, 역할 등 개인의 특성과 관련된 요인, 중간체계는 가족 관련 요인, 거시체계는 사회에서 일어나는 현상과 관련된 요인을 포함하여 설명하고 있다[13]. 한부모는 사회적으로 취약한 대상자이고 남성한부모와 여성한부모 모두 연구에 필요한 충분한 대상자를 모집하기에 어려움이 존재하여 원자료수집의 제한점을 고려하여 이차분석 연구를 실시하고자 한다. 이에 본 연구는 2018 한부모가족실태조사 자료의 이차분석을 통해서 미시체계의 개인변인으로 자녀 양육 어려움, 중간체계의 가족변인으로 가족과의 거리감, 거시체계의 사회변인으로 사회적 차별경험을 변수로 설정하여 한부모의 우울과 관련된 생태학적 요인을 파악하고 성별 그룹 간의 차이를 확인하여 성별을 비롯한 한부모의 특성에 따른 우울 고위험군 조기 판별을 위한 기초자료를 제공하고 지역사회 자원을 활용한 맞춤 중재 개발의 토대를 마련하고자 한다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 미성년 자녀를 양육하는 한부모의 우울 관련 생태학적 요인을 파악하고 성별 그룹 간의 차이를 확인하기 위함이며 구체적인 목적은 다음과 같다.

• 미성년 자녀를 양육하는 한부모의 일반적 특성을 파악한다.

• 미성년 자녀를 양육하는 한부모의 성별 그룹 간의 우울의 차이를 파악한다.

• 미성년 자녀를 양육하는 한부모의 우울 관련 생태학적 요인을 파악하고 성별 그룹 간의 유의한 요인을 비교한다.

연구방법

1. 연구설계

본 연구는 2018 한부모가족실태조사 자료를 활용한 이차분석 연구이다.

2. 원시자료 : 2018 한부모가족실태조사

2018 한부모가족실태조사는 여성가족부와 여성정책연구원의 의뢰를 받아 한국갤럽조사연구소에서 시행한 조사이다. 자료의 조사기간은 2018년 8월부터 10월까지이며, 자료의 공표시기는 2019년 12월이다. 본 조사는 혼자 양육과 생계를 전담하는 한부모가족을 지원하기 위한 정책 확대의 근거자료를 파악하기 위한 목적으로 수행되었으며, 『한부모가족지원법』 제 6조(실태조사)에 의거하여 3년마다 의무적으로 실시되는 실태조사이며, 통계법 제18조 1항에 의해 승인된 일반통계이다(승인번호 제154016호). 2018 한부모가족실태조사는 8개 분야(자녀 돌봄, 생활세계 및 사회적 지지망, 경제활동, 건강, 소득 및 지출, 자녀의 비양육 부모와의 관계 및 양육비, 주거환경, 지원사업)의 19개 항목과 120개의 세부항목으로 구성되어 있다. 본 조사는 2,500명의 전국 한부모가족 가구를 추출하기 위하여 다단계층화추출법을 이용하였다. 배우자 없이 아동을 양육하는 전국 한부모를 모집단으로 하여 가구유형(모자가족, 부자가족)과 17개 시도별로 층화하였다. 표본추출방식은 모자가 족의 비율이 높으므로 부자가족을 가구유형별, 시도별 기대표본오차가 10% 수준(세종시와 제주도 예외)이 될 수 있도록 40가구를 우선 할당한 후에 비례배분법을 적용하였다. 표본배정방식은 전국 동 ․ 읍 ․ 면 중 한부모가구 수가 8가구 이상인 동 ․ 읍 ․ 면을 선정하여 선정된 표본 동 ․ 읍 ․ 면 중 251개를 확률비례추출하고 추출된 표본 동 ․ 읍 ․ 면내에서 8~15 가구씩 계통추출하여 가구를 조사하였다[8].

3. 연구대상

본 연구의 대상자는 2018 한부모가족실태조사에 참여한 2500명의 미성년 자녀를 양육하는 만 19세 이상의 한부모 중에서 설문을 완료하지 못한 73명을 제외한 2,427명을 대상으로 하였다. 이 중 여성한부모는 1,575명이며 남성한부모는 852명으로 확인되었다.

4. 연구도구

1) 일반적 특성

일반적 특성은 선행문헌을 근거로 한부모 우울에 유의한 관련이 있는 것으로 확인된 인구사회학적 특성인 연령, 교육 수준, 소득 수준, 직업 유무, 혼인 상태, 가구 구성, 자녀수를 포함하였다[1,4,7,12].

2) 자녀 양육 어려움

2018 한부모가족실태조사 설문지의 “귀하는 자녀양육과 관련해 어느 정도 어려움을 느끼십니까?”라는 질문을 활용하였다. 7세 미만 자녀의 경우 1 ‘직접 자녀를 돌볼 시간이 부족하다’, 2 ‘학습지도에 어려움을 느낀다’, 3 ‘양육비, 교육비용의 부담이 크다’, 4 ‘자녀를 돌봐줄 믿을 만한 사람을 구하기 어렵다’, 5 ‘자녀양육 과정에서 스트레스를 받는다’, 6 ‘자녀의 생활 지도에 어려움이 있다’, 7 ‘양육 및 교육 관련 정보가 부족하다’를 포함한 총 7개 항목으로 구성되어 있다. 만 7세에서 18세 미만의 자녀의 경우 1 ‘자녀와 대화가 잘 되지 않는다’, 2 ‘자녀의 학업 성적 때문에 걱정스럽다’, 3 ‘양육비, 교육비용의 부담이 크다’, 4 ‘자녀의 진로지도가 어렵다’, 5 ‘자녀양육 과정에서 스트레스를 받는다’, 6 ‘자녀의 생활지도에 어려움이 있다(학교폭력, 음주, 흡연)’, 7 ‘자녀의 이성 및 성문제로 어려움이 있다’, 8 ‘양육 및 교육 관련 정보가 부족하다’를 포함한 총 8개 항목으로 구성되어 있다. 자녀의 연령에 따라 문항수가 다르기 때문에 평량 평균값으로 비교하였고, 자녀가 여러 명이어서 자녀 양육 어려움 항목에 여러 번 응답하였을 경우 가장 높게 보고된 점수를 포함하였다. 점수가 높을수록 자녀 양육이 어려움을 의미한다.

3) 가족과의 거리감

2018 한부모가족실태조사 설문지의 “한부모가 된 후 귀하는 다음의 변화를 얼마나 경험했습니까? - ④ 형제, 자매, 또는 친척과 멀어졌다.” 문항을 활용하였다. ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(5점)까지 5점 Likert 척도로 측정하며 점수가 높을수록 가족과의 거리감이 큰 것을 의미한다.

4) 사회적 차별경험

2018 한부모가족실태조사 설문지의 “귀하는 한부모가족으로서 부당한 일이나 차별을 얼마나 경험했습니까?” 문항을 활용하였다. ① 이웃주민, ② 학교/보육시설, ③ 가족/친척, ④ 직장/일터, ⑤ 공공기관 5개 하위 항목으로 나누어 측정하였다. 각 항목은 1 ‘전혀 차별을 받지 않았다’, 2 ‘차별을 받지 않은 편이다’, 3 ‘차별을 받은 편이다’, 4 ‘심한 차별을 받은 편이다’, 8 ‘한부모임을 밝히지 않음’으로 구성되었다. 본 연구에서는 1 ‘전혀 차별을 받지 않았다’와 2 ‘차별을 받지 않은 편이다’를 0 ‘차별경험 없음’으로 재코딩하였고, 3 ‘차별을 받은 편이다’, 4 ‘심한 차별을 받은 편이다’를 1 ‘차별경험 있음’으로 재코딩하였다. 8 ‘한부모임을 밝히지 않음’은 2 ‘한부모임을 밝히지 않음’으로 재코딩하였다.

5) 우울

2018 한부모가족실태조사 설문지에서 우울을 측정하기 위해서 Patient Health Qustionnaire-9 (PHQ-9) 도구를 사용하였다. PHQ-9 도구는 1999년 Spitzer 등[19]이 개발한 도구로, 전세계 10개국 이상에서 번역되어 사용되고 있으며 기존의 우울증 선별도구보다 문항수가 적고 시간이 적게 걸려 검사가 용이하고 우울증을 선별하는데 있어서 유용한 평가 도구이다. 2010년 박승진 등[20]이 한글로 번역한 PHQ-9을 개발하였고 신뢰도와 타당도가 확인되었다. 지난 2주 동안 느낀 우울의 정도를 측정하며 ‘전혀 아니다’(0점)부터 ‘거의 매일’(3점)까지 4점 Likert 척도로 측정하며 점수의 총합은 0~27점 범위로 제시되고 점수가 높을수록 우울한 경향이 높은 것을 의미한다. PHQ-9 결과는 0~4점은 우울 아님, 5~9점은 일상생활에 영향이 없는 가벼운 우울, 10~19점은 일상생활에 영향이 있는 중간 정도의 우울, 20~27점은 치료적 개입이 필요한 심한 우울로 해석한다[21]. 본 연구에서는 일상생활에 영향이 없는 우울은 임상적으로 유의하지 않은 우울로 분류하여 0~9점을 비우울군으로, 10~27점을 우울군으로 구분하여 분석을 시행하였다.

5. 자료분석

수집된 자료는 IBM SPSS/MAC 26.0 프로그램[22]을 이용하여 세부 연구목적에 따라 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 대상자의 일반적 특성은 가중치를 적용하여 백분율, 평균, 표준편차로 기술통계를 이용하여 분석하였다. 둘째, 성별 그룹 간의 우울의 차이는 chi-squared test를 이용하여 확인하였다. 셋째, 성별 그룹 간의 생태학적 요인의 차이는 independent t-test와 chi-squared test를 이용하여 분석하였다. 넷째, 한부모 우울의 생태학적 요인 분석과 성별 그룹 간 차이를 비교하기 위하여 이분형 로지스틱 회귀분석(binary logistic regression analysis)을 그룹별로 시행하였다.

연구결과

1. 한부모의 성별 그룹 간의 인구사회학적 특성 비교

한부모의 구성은 남성한부모가 37.4%, 여성한부모는 65.3%를 차지하였다. 대상자의 평균 연령은 43.13±6.86세였으며, 남녀 모두 40대와 고등학교 졸업 이하가 가장 많았다. 월 평균 가구소득은 221.00±121.99만원이며 소득수준에서 남녀의 차이를 보였다. 남자는 월 평균 가구소득이 200만원 초과인 경우가 59.3%인 반면에 여자는 월 평균 가구소득이 200만 원 이하인 경우가 68.5%로 다수를 차지하였다. 직업이 있다고 응답한 대상자가 남자는 92.5%, 여자는 82.1%로, 혼인 상태는 이혼이 남자는 80.5%, 여자는 75.8%로 기타(미혼, 별거, 사별)보다 다수를 차지하였다. 가구 구성은 한부모와 자녀로 구성된 가구가 남자가 61.0%, 여자가 78.5%로 기타 구성원과 함께 거주하는 경우보다 다수를 차지하였다. 자녀의 수는 1명인 경우가 남자는 60.3%, 여자는 52.3%로 대부분을 차지하였다. 인구사회학적 특성 중에서 남성한부모와 여성한부모에서 유의한 차이가 존재하는 항목은 나이(x²=125.92, p<.001), 월 평균 가구소득(x²=177.24, p<.001), 직업 유무(x²=48.88, p<.001), 가구 구성(x²=84.60, p<.001), 자녀수(x²=14.49, p<.001)로 확인되었다(Table 1).

Table 1.

Socio-Demographic Characteristics of Single-Parents by Gender

2. 한부모의 성별 그룹 간 우울 비교

PHQ-9 도구 기준으로 남성한부모와 여성한부모 모두 임상적으로 우울한 경우보다 우울하지 않은 경우가 유의미하게 더 많았다. 남자는 우울한 경우가 11.0%, 여자는 17.4%로 한부모의 성별에 따른 우울은 유의한 차이가 확인되었다(x²=17.69, p<.001)(Table 2).

Table 2.

Comparison of Depression by Single-Parents' Gender

3. 한부모의 성별 그룹 간 생태학적 요인의 차이 비교

성별 그룹 간 생태학적 요인의 차이를 Figure 1로 나타내었다. 개인변인인 자녀 양육 어려움의 평균값은 남성한부모는 2.54 ±0.53점, 여성한부모는 2.54±0.57점으로 성별 그룹 간 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(t=-0.33, p=.743). 가족변인인 가족과의 거리감의 평균값은 남성한부모는 2.52±1.01점이었으며, 여성한부모는 2.55±1.17점이었으며 성별 그룹 간 차이는 통계적으로 유의하지 않았다(t=-0.67, p=.503).

Fig. 1.

Ecological factors related to depression of single-parents by gender.

사회변인인 사회적 차별경험은 하위질문 별로 다소 상이한 결과가 확인되었다. 동네/이웃주민 분야에서 차별을 경험한 비율은 남성한부모가 16.9%, 여성한부모가 17.4%였으며 성별 그룹 간 통계적으로 유의한 차이가 있었다(x²=15.29, p<.001). 학교/보육시설 분야에서 차별을 경험한 비율은 남성한부모가 17.4%, 여성한부모가 17.0%였으며 성별 그룹 간의 통계적으로 유의한 차이가 있었다(x²=23.01, p<.001). 가족/친척 분야에서 차별을 경험한 비율은 남성한부모가 16.3%, 여성한부모가 16.4%로 성별 그룹 간 통계적으로 유의한 차이가 존재하지 않았다(x²=4.41, p=.110). 직장/일터 분야에서 차별을 경험한 비율이 남성한부모가 13.6%, 여성한부모가 14.9%로 성별 그룹 간 통계학적으로 유의한 차이가 있었다(x²=9.49, p=.009). 공공기관 분야에서는 차별을 경험한 비율이 남성한부모가 14.1%, 여성한부모가 11.5%로 성별 그룹 간 통계적으로 유의한 차이가 있었다(x²=20.48, p<.001). 한부모임을 밝히지 않은 비율은 여성한부모가 남성한부모에 비해 모든 항목에서 높았으며, 동네/이웃주민 분야에서 한부모임을 밝히지 않은 비율은 여성한부모가 남성한부모에 비해 약 1.7배, 학교/보육시설 분야에서 약 3.5배, 가족/친척 분야에서 약 2배, 직장/일터 분야에서 약 1.6배, 공공기관 분야에서 약 3.6배였다(Table 3).

Table 3.

Differences in Ecological Factors Associated by Single-Parents' Gender

4. 한부모의 우울 관련 생태학적 요인과 성별 그룹 간 비교

한부모의 우울 관련 생태학적 요인과 성별 그룹 간의 비교 결과는 Table 4와 같다. Cox와 Snell R²값과 Negelkerke R²의 값은 남성한부모 모델에서는 각각 0.11, 0.21이며 여성한부모의 모델에서는 각각 0.15, 0.25였다. 남성한부모의 우울에 유의미하게 관련된 요인은 일반적 특성의 소득과 직업 유무, 개인변인인 자녀 양육 어려움이었다. 한편 여성한부모의 우울에 유의미하게 관련된 요인은 일반적 특성에서의 학력, 소득, 직업 유무, 개인변인인 자녀 양육 어려움, 가족변인인 가족과의 거리감, 사회변인인 사회적 차별경험에서 가족/친척 항목이었다.

Table 4.

Binary Logistic Regression Analyses of Depression by Parents' Gender Groups

일반적 특성에서 소득과 직업 유무는 남성한부모와 여성한 부모의 우울 모두에서 유의한 예측 요인이었다. 월 소득이 200만원 이하인 남성한부모에 비해 월 소득이 200만원 초과인 남성한부모의 우울 발생 위험은 0.44배이었다(p=.004, 95% CI: 0.26~0.77). 월 소득이 200만원 이하인 여성한부모에 비해 월 소득이 200만원 초과인 여성한부모의 우울 발생 위험은 0.63배이었다(p=.022, 95% CI: 0.43~0.94). 직업 유무에서의 오즈비(Odds Ratio, OR)는 남성한부모는 2.36 (95% CI: 1.37~4.08)이었고 여성한부모는 3.86 (95% CI: 2.78~5.35)이었다. 이를 통해 소득이 낮을수록, 직업이 없으면 우울 수준이 증가하는 것을 알 수 있다. 일반적 특성에서 교육 수준은 여성의 우울에서만 유의한 예측요인이었다. 교육 수준에서 여성한부모의 오즈비는 0.79 (95% CI: 0.51~0.99)이었고, 이를 통해 여성한부모의 교육 수준이 낮을수록 우울이 증가하는 것을 알 수 있다. 생태학적 요인 중 개인변인인 자녀 양육 어려움은 남성한부모와 여성한부모 모두의 우울에 유의미하게 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 자녀 양육 어려움에서의 남성한부모의 오즈비는 2.79 (95% CI: 1.73~4.50)이었고, 여성한부모의 오즈비는 2.12 (95% CI: 1.60~2.81)이었다. 이를 통해 자녀 양육 어려움이 클수록 우울이 증가하는 것을 알 수 있다. 가족변인인 가족과의 거리감은 여성한부모의 우울에서만 유의하였고 오즈비는 1.51 (95% CI: 1.32~1.73)이었다. 사회변인인 사회적 차별경험 중 가족/친척 분야에서의 차별 경험이 여성한부모의 우울에 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 위 항목에서 여성한 부모의 오즈비는 1.92 (95% CI: 1.23~2.93)이었다. 이를 통해 가족과의 거리감이 증가하고 가족으로부터의 차별을 경험하면 여성한부모의 우울이 증가하는 것을 알 수 있다(Table 4).

논 의

본 연구는 한부모의 우울 관련 생태학적 요인을 파악하고 성별 그룹 간 차이를 확인하기 위해서 시행되었다. 성별 그룹 간 우울의 차이가 존재하였고, 우울 관련 생태학적 요인의 남녀 간 차이점도 확인하였다. 본 연구결과를 토대로 세부적 논의는 다음과 같다.

본 연구대상자 중에 PHQ-9 도구 점수가 10점 이상으로 우울군으로 분류된 경우가 남성한부모는 11.0%, 여성한부모는 17.4%였다. 이는 동일한 PHQ-9 도구를 사용하여 만 19세 이상 성인의 성별에 따른 우울감 경험률을 조사한 2017 국민건강영양조사 결과에서 남녀 각각 9.1%, 16.5%인 것과 비교하였을 때, 미성년 자녀를 키우는 한부모의 우울이 더 흔함을 알 수 있다[23]. 현재 여성가족부에서 시행하고 있는 한부모 대상 복지서비스를 살펴보면 크게 임신 ․ 출산, 양육 ․ 돌봄, 시설 ․ 주거, 교육 ․ 취업, 금융 ․ 법률 크게 5개의 항목으로 나누어져 있으며[24], 정신 건강 정책은 미비한 수준이다. 국내 정신건강 사업과 연계하여 생태학적 체계이론에 기반한 한부모를 위한 통합적인 정신건강사업 수립 및 제공이 하나의 대안이 될 수 있는데, 개인적 차원에서는 기초정신건강복지센터에서 수행하고 있는 행복e음 보건복지통합전달체계를 활용하여 지역사회의 정신건강 간호사가 주도하여 한부모 복지서비스를 이용하고 있는 한부모 중에서 우울의 고위험군을 조기 발견할 수 있을 것이다. 또한 정신건강 간호사가 선별된 우울 고위험군 한부모를 대상으로 심층사정평가 및 전문적인 교육과 상담 ․ 치료를 제공할 수 있도록 구체적인 체계 마련이 필요하다. 이와 더불어 가족적 차원에서 한부모와 상호의존적으로 밀접하게 관계를 맺고 있는 한부모 가정 내의 아동 ․ 청소년을 대상으로 하는 우울 고위험군 선별이 필요하며, 나아가 사회적 차원에서 정신건강 간호사가 주도하여 사례관리와 집단 프로그램을 진행하고 복지센터, 의료기관과 같은 지역사회 내의 지지체계 활용을 통한 적극적인 지역사회 안전망 구축을 고려해야 할 것이다.

본 연구결과에서 여성이 남성보다 더 우울한 것으로 나타났는데, 이는 여성이 남성보다 양육과 생활 전반에서 느끼는 어려움이 더 크기 때문에 우울의 정도가 더 심한 것으로 해석된다[7]. 사회적 차별경험도 모든 분야에서 남성한부모보다 여성한부모가 더 많은 것으로 나타났다. 한부모에 대한 사회적 인식이 변화하였음에도 불구하고, 여전히 여성한부모에 대한 편견과 차별이 존재하는 실정이다[6,7,25]. 이러한 사회적 배제 및 차별경험의 누적은 여성한부모로 하여금 스스로 한부모임을 밝히지 않는 동기로 작용하였을 것이며, 이는 본 연구결과에서 한부모임을 밝히지 않은 비율이 남성한부모보다 여성한부모가 더 높은 것을 통해서 알 수 있다. 따라서 사회적으로 남성한부모와 여성한부모가 경험하는 차별경험을 고려하여 사회 전반에 걸친 한부모에 대한 인식 개선 작업이 선행되어야 할 것이며, 아울러 지역사회 차원에서 한부모에 대한 차별 방지를 위한 교육 ․ 홍보와 제도적 지원이 필요하다.

가족과의 거리감과 가족/친척 분야에서의 사회적 차별경험은 여성한부모의 우울 관련 요인이었다. 여성이 남성에 비해 가족과의 유대감이 강하고 가족으로부터 많은 도움을 받기 때문이라고 생각된다. 중년여성을 대상으로 한 연구에서 가족지지가 가족 스트레스와 우울 사이의 유의한 조절효과를 가진다는 것을 밝혀내고 중년여성의 우울 예방을 위한 지역사회의 가족 기능강화 프로그램이 필요함이 강조되었다[26]. 마찬가지로 중년여성의 우울과 가족지지의 관계를 살펴본 선행연구는 가족지지와 사회적 지지가 높을수록 건강행위에 긍정적 영향을 미치며 우울을 경험할 확률이 낮은 것을 보고하였고, 특히 혼자 사는 중년여성을 대상으로 한 가족지지 증진 방안의 필요성을 강조하였다[27]. 노인을 대상으로 한 연구에서도 가족지지는 노인의 우울 감소를 위한 중요 요소이기 때문에 가족차원의 탄력성 강화를 통한 가족지지를 증진시키고 나아가 사회적 관계망 확장을 위한 노인운동 프로그램, 노인대학, 웃음치료 프로그램 등을 제언하였다[28]. 그러나 한부모를 대상으로 가족관계 및 가족지지에 관한 연구는 부족한 실정으로, 관련 선행연구의 제언을 기반으로 하여, 가족기능 강화와 가족탄력성 증진을 위한 가족 구성원이 참여하는 우울 예방 교육과 가족상담 프로그램을 제언한다. 이와 같이 가족 차원과 사회적 차원의 다차원 프로그램 제공을 통해서 생태학적 체계이론의 관점으로 통합적인 정책 수립이 가능할 것이다.

일반적 특성 중 학력 수준은 여성한부모 우울에서만 유의한 예측 요인이었는데, 현재까지 한부모의 학력수준에 대한 연구는 부족하여 이에 대해서 일반화하기는 어렵다. 본 연구결과 남녀 모두 고등학교 졸업 이하의 학력을 가진 사람이 과반수 이상을 차지하는 것으로 보아, 주로 학력 단절이 대학교와 같은 고등교육으로의 진학시기에 이루어진다는 것을 알 수 있다. 남녀의 학력 차이가 유의하지 않았음에도 불구하고 학력 수준이 여성한부모의 우울에서만 유의하게 나타난 것은 주로 여성한부모가 임신과 출산으로 인해서 학업 중단을 겪게 되고, 이로 인해 사회적 적응에 어려움을 겪거나 취업 시 불리한 상황을 경험할 수 있다는 선행연구의 논의에서처럼 사회경제적 취약성이 증가하였기 때문으로 생각된다[29]. 정책적으로 한부모의 학력 단절을 막기 위한 육아휴학 제도를 마련하고, 학습비 지원 등을 통해 학력 단절을 방지하기 위한 체계가 마련되어야 할 것이다. 또한 자녀를 양육하는 한부모의 상황에 맞추어 온라인 교육 프로그램을 활성화하고 필요시 방문 교육 서비스 제공도 고려해야 하며, 평생학습센터와 같은 사회적 지지체계를 적극적으로 활용하여 한부모의 학업 중단 방지를 위한 대책을 마련해야 할 것이다.

소득과 직업 유무는 남성한부모와 여성한부모 모두의 우울에서 유의한 관련 요인이었는데, 이는 선행연구결과와 일치하는 바이다. 한부모가정은 일반가정보다 소득이 낮았으며, 소득이 낮을수록 우울 및 자녀 양육 어려움이 증가하는 것으로 보고되고 있다[1,4,5]. 직업이 없으면 우울할 확률이 높았는데 한부모는 자녀 양육의 어려움과 사회적 지지 자원의 부족[7]으로 임시직과 계약직과 같은 낮은 고용지위를 가질 가능성이 크기 때문에, 한부모를 위한 맞춤 취업지원이 필요할 것으로 사료된다. 이를 위해 「구직자 취업촉진 및 생활안정지원에 관한 법률」에 근거하여 2021년 1월 1일부터 시행 중인 국민취업지원제도 활용이 가능할 것이며, 개개인의 한부모의 특성을 파악하여 맞춤형 취업계획을 수립해야 한다. 구체적인 취업계획을 바탕으로 진로상담, 직업훈련, 창업지원을 제공하고 취업방해요인 해소를 위한 복지 프로그램 연계 서비스를 제공해야 한다. 아울러 취업 준비과정과 취업 활동을 위한 지원금을 제공하고 취업 이후에 지속적인 관리를 통하여 안정적인 근로 환경을 조성할 수 있도록 해야 한다.

자녀 양육 어려움 또한 남성한부모와 여성한부모 우울 모두에서 유의한 예측 요인이었다. 이는 한부모의 자녀 양육 스트레스가 우울에 부정적 영향을 미친다는 선행연구와의 결과와 일치한다[7]. 2018 한부모가족실태조사의 자녀 양육 어려움을 측정하기 위해서 양육비, 교육비, 학업 ․ 진로 지도, 생활지도, 자녀와의 의사소통 등 다양한 영역을 조사하였으나, 이처럼 자녀 양육 어려움을 다차원적으로 분석한 연구는 부족한 실정이다. 현재 한부모의 양육 어려움 해소를 위해 양육비를 지원하고, ‘아이돌보미’와 같은 사업을 시행하고 있으나 양육비는 자녀 1인당 20만원에 불과하여 실질적인 도움이 된다고 보기 어렵고, 한부모가족의 복지요구를 충족시키기에도 부족한 실정이다[30]. 외국 여러 나라에서는 양육비뿐만 아니라 아동수당, 부모수당, 아동보호수당 등을 추가적으로 지원하고 있기 때문에[30] 외국의 사례를 토대로 양육비 지원 종류의 다각화를 통한 자녀 양육의 경제적 어려움을 해소해야 한다. 학업지도 및 진로지도 등 자녀 교육과 관련된 어려움을 해결하기 위해서는 돌봄교실과 지역아동센터와의 연계를 통해 한부모의 실질적인 부담을 줄여주는 것이 필요하다. 아울러 자녀의 연령에 따른 돌봄서비스와 교육 프로그램을 다각화하여 한부모가정 자녀의 전반적인 생활 안정과 학업 성취도 향상을 위해 노력이 필요하다. 사회적 차원으로 나아가서는 공동육아나눔터, 한부모 지지 모임 등을 통해서 한부모의 양육 관련 사회적 지지체계를 마련해야 할 것이다.

본 연구가 가지는 제한점은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 2018 한부모가족실태조사를 활용한 이차분석 연구로, 변수의 조작화에서 한계점을 가진다. 자녀 양육 어려움을 측정하는 문항에는 양육비 및 교육비, 학습지도 및 생활지도, 양육 및 교육 관련 정보 부족, 자녀와의 의사소통의 어려움 등 다양한 문제를 포함하고 있다. 그러나 자녀의 연령에 따라 문항수가 다르기 때문에 평량 평균값으로 비교하여 내용의 다양성 반영에 한계가 있다. 또한 한명 이상의 자녀를 양육하는 경우, 개개인의 양육 어려움 점수 중에서 가장 높은 점수만을 비교하였기 때문에 자녀수를 반영하지 못하여 자녀수의 차이에 따른 차이를 파악할 수 없다는 한계점을 가진다. 가족과의 거리감 문항 또한 한 문항만으로 측정하여 다양한 가족구성원과의 관계와 상호작용을 포함하지 못한 한계가 있다. 둘째, 남성한부모와 여성한부모의 대상자 수 차이로 인한 한계가 존재한다. 실제로 여성한부모의 수가 남성한부모보다 많아 연구의 진행에 있어 표본 수의 차이로 인한 오류를 완전히 배제하지 못하였다. 셋째, 본 연구에서 사용한 우울 측정도구인 PHQ-9는 지난 2주간의 우울을 측정하기 때문에 우울의 연속성을 측정하는데 한계를 가진다. 또한 자녀 양육은 장기적이고 다면적인 과정이기에 대상자를 우울군과 비우울군 두 그룹으로 단순화하여 분석하는 것은 해당 현상의 단면만 관찰할 수 있는 해석의 문제점이 존재한다.

그러나 본 연구가 갖는 연구, 실무, 건강 정책적 의의는 다음과 같다. 본 연구는 한부모의 우울 관련 요인을 생태학적 이론을 적용하여 체계적으로 분석하고 파악하고자 시도하였다. 한부모가구가 꾸준히 증가하고 있고, 이와 관련된 연구도 지속적으로 시행되고 있으나 개인적인 문제로만 판단하여 연구가 시행되어 왔다. 본 연구를 통해 한부모의 우울과 관련된 생태학적인 요인을 파악한 점에서 의의가 있다. 간호 실무 측면에서는 본 연구를 통해 한부모의 실정에 맞는 중재개발의 필요성을 확인할 수 있었다. 지역사회에서 간호사가 한부모의 정신건강문제를 선별하고 이에 맞는 우울 중재 프로그램 및 교육을 위해 적극적으로 참여할 필요가 있다. 이러한 과정에서 한부모뿐 아니라 자녀를 포함하는 가족 전체를 대상으로 하는 중재개발이 필요하다. 또한, 본 연구는 아직까지 사회적으로 소외되어 있는 한부모를 대상으로 개인적 차원의 건강문제와 사회적 자원을 아우르는 연구를 진행함으로써, 보다 현실적이고 실질적인 한부모를 위한 정책 개편을 위한 기초자료를 마련하였다. 또한 남성한부모와 여성한부모의 차이를 확인함으로써 한부모가구를 좀 더 자세히 파악할 수 있었으며, 부모 성별맞춤형 중재 개발의 가능성과 필요성을 확인하였다.

본 연구결과를 토대로 한부모의 우울과 관련된 생태학적 요인에 대한 추후 연구 방향과 실무에 대해 제언하고자 한다. 본 연구가 생태학적 체계이론을 적용했음에도 불구하고, 이차분석 연구의 한계로 인하여 3개 체계의 관련성과 상호 작용에 대한 결과를 도출하지 못하였다. 따라서 추가적인 자료수집을 통해서 구조 분석을 적용하여 한부모의 우울과 관련된 생태학적 요인 간의 상호 관련성을 파악하기 위한 연구를 제언한다. 또한 자녀 양육 어려움의 세부적인 내용을 파악하기 위한 질적연구를 제언하며, 가족으로부터 받는 차별의 종류, 강도, 그 결과로의 가족 간의 갈등 등을 포함하여 좀 더 구체적이고 심도 있는 연구가 진행되어야 한다. 한부모가 본인을 한부모임을 밝히는 과정에서 겪는 사회적 차별에 대한 추가적 탐색연구가 필요하며 분야별 차별경험을 구체적으로 파악하기 위해서 관련 주제에 대한 질적연구 및 반복 연구가 필요하다. 또한 한부모의 우울을 종단적 추적관찰을 하여 세부적인 요인을 구분하여 연구를 진행하여 심도 있는 현상 탐색을 제언한다.

결 론

본 연구결과를 통해 한부모의 성별에 따른 우울의 생태학적 요인의 차이를 확인하였으며, 한부모의 성별을 고려한 중재 개발의 필요성을 확인하였다. 또한 한부모의 정신건강을 위한 개인 ․ 가족 ․ 사회적 차원의 관심이 요구되며, 이를 위한 다차원의 통합적인 접근이 필요한 실정이다. 아울러 한부모뿐 아니라 자녀를 포함한 전체 가족을 대상으로 하는 정신건강 프로그램 및 중재 개발의 중요성과 각 한부모가정의 실정을 고려한 맞춤형 정책 개발의 필요성을 확인하였다.

Notes

Kim, Hee Jung has been an editorial board member since January 2018, but has no role in the decision to publish this article. Except for that, no potential conflict of interest relevant to this article was reported.

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Variables	Categories	Total 100.0%^† (N^‡=2,427)	M±SD	Fathers 34.7%^† (n^‡=852)	Mothers 65.3%^† (n^‡=1,575)	x² (p)
Age (year)	＜40	29.0	43.13±6.86	15.8	35.9	125.92 (＜.001)
	41~49	54.5		60.4	51.3
	≥50	16.5		23.8	12.8
Education level	≤High school	63.3		60.2	65.0	5.51 (.019)
Education level	≥College	36.7		39.8	35.0	5.51 (.019)
Monthly income (10,000 won)	≤200	58.9	221.00±121.99	40.7	68.5	177.24 (＜.001)
Monthly income (10,000 won)	＞200	41.1		59.3	31.5	177.24 (＜.001)
Employment status	Yes	85.7		92.5	82.1	48.88 (＜.001)
Employment status	No	14.3		7.5	17.9	48.88 (＜.001)
Marital status	Divorced	77.5		80.5	75.8	6.97 (.008)
Marital status	Others	22.5		19.5	24.2	6.97 (.008)
Family member	Parent+children	72.4		61.0	78.5	84.60 (＜.001)
Family member	Parent+children+ others	27.6		39.0	21.5	84.60 (＜.001)
Number of child	1	55.1		60.3	52.3	14.49 (＜.001)
Number of child	≥2	44.9		39.7	47.7	14.49 (＜.001)

Variables	Categories	Fathers 34.7%^† (n^‡=852)	Mothers 65.3%^† (n^‡=1575)	x² (p)
PHQ-9 score	0~9 (Depressed status)	11.0	17.4	17.69 (＜.001)
PHQ-9 score	10~27 (Non-depressed status)	89.0	82.6	17.69 (＜.001)

Variables	Categories	Fathers 34.7%^† (n^‡=852)		Mothers 65.3%^† (n^‡=1575)		x² or t (p)
Variables	Categories	Weighted % or M±SD		Weighted % or M±SD		x² or t (p)
Individual factor	Difficulty in parenting	2.54±0.53		2.54±0.57		-0.33 (.738)
Family factor	A sense of distance from family	2.52±1.01		2.55±1.17		-0.67 (.503)
Society factor	Social discrimination experiences - Neighborhood	No	75.5	No	70.0	15.29 (＜.001)
		Yes	16.9	Yes	17.4
		Not disclose	7.6	Keep secret	12.6
	Social discrimination experiences - School	No	80.9	No	77.0	23.01 (＜.001)
		Yes	17.4	Yes	17.0
		Not disclose	1.7	Keep secret	6.0
	Social discrimination experiences - Family	No	82.6	No	81.3	4.41 (.110)
		Yes	16.3	Yes	16.4
		Not disclose	1.1	Keep secret	2.3
	Social discrimination experiences - Workplace	No	81.7	No	77.4	9.49 (.009)
		Yes	13.6	Yes	14.9
		Not disclose	4.7	Keep secret	7.7
	Social discrimination experiences - Public institutions	No	84.7	No	84.2	20.48 (＜.001)
		Yes	14.1	Yes	11.5
		Not disclose	1.2	Keep secret	4.3

Variables	Categories		Fathers		Mothers
Variables	Categories		adj. OR [95% CI]	Wald, F (p)	adj. OR [95% CI]	Wald, F (p)
Socio-demographic factors	Age (year)	＜40	1.18 [0.61, 2.29]	0.25 (.620)	1.04 [0.74, 1.45]	0.06 (.808)
		40~49 (ref.)
		≥50	0.71 [0.41, 1.22]	1.55 (.213)	1.18 [0.76, 1.83]	0.52 (.471)
	Education level	≤High school (ref.)
	Education level	≥College	1.01 [0.60, 1.72]	0.00 (.964)	0.79 [0.51, 0.99]	4.09 (.043)
	Monthly income (10,000 won)	≤200 (ref.)
	Monthly income (10,000 won)	＞200	0.44 [0.26, 0.77]	8.30 (.004)	0.63 [0.43, 0.94]	5.26 (.022)
	Family member	Parent+children (ref.)
	Family member	Parent+children+others	0.59 [0.32, 1.07]	3.00 (.083)	1.08 [0.65, 1.77]	0.08 (.776)
	Number of child	1 (ref.)
	Number of child	≥2	0.74 [0.47, 1.17]	1.67 (.196)	0.99 [0.74, 1.34]	0.00 (.955)
	Employment status	Yes (ref.)
	Employment status	No	2.36 [1.37, 4.08]	9.54 (.002)	3.86 [2.78, 5.35]	65.57 (＜.001)
Individual factor	Difficulty in parenting		2.79 [1.73, 4.50]	17.77 (＜.001)	2.12 [1.60, 2.81]	27.02 (＜.001)
Family factor	A sense of distance from family		1.19 [0.95, 1.49]	2.28 (.131)	1.51 [1.32, 1.73]	34.82 (＜.001)
Society factor	Social discrimination experiences - Neighborhood	No (ref.)
		Yes	1.24 [0.60, 2.53]	0.34 (.562)	1.12 [0.72, 1.74]	0.27 (.605)
		Not disclose	1.62 [0.66, 4.00]	1.09 (.297)	1.04 [0.57, 1.90]	0.02 (.889)
	Social discrimination experiences - School	No (ref.)
		Yes	1.02 [0.52, 1.99]	0.00 (.952)	1.22 [0.80, 1.87]	0.83 (.362)
		Not disclose	1.17 [0.18, 7.72]	0.03 (.869)	1.05 [0.44, 2.49]	0.01 (.915)
	Social discrimination experiences - Family	No (ref.)
		Yes	1.73 [0.92, 3.25]	2.94 (.086)	1.92 [1.23, 2.93]	9.09 (.003)
		Not disclose	6.99 [0.30, 161.27]	1.47 (.225)	1.55 [0.54, 4.41]	0.67 (.412)
	Social discrimination experiences - Workplace	No (ref.)
		Yes	1.12 [0.50, 2.53]	0.08 (.781)	1.10 [0.67, 1.79]	0.13 (.719)
		Not disclose	1.61 [0.51, 5.10]	0.66 (.418)	0.98 [0.47, 2.02]	0.00 (.955)
	Social discrimination experiences - Public institutions	No (ref.)
		Yes	1.04 [0.48, 2.27]	0.01 (.917)	0.86 [0.52, 1.41]	0.38 (.537)
		Not disclose	0.10 [0.01, 3.64]	1.59 (.207)	1.30 [0.53, 3.18]	0.33 (.564)
Cox and Snell R²			.11		.15
Nagelkerke R²			.21		.25