1. 연구의 필요성

우리나라 기혼여성의 경제활동참가율은 2017년 기준 62.7%로 과반수가 넘는다[1]. 기혼여성의 경제활동은 긍정적인 측면도 있지만 기혼취업여성은 직장과 가정의 일을 병행하는 어려움으로 인하여 직장-가정 갈등을 겪고, 높은 심리적 압박감과 스트레스를 겪는 것으로 보고되었다[2]. 특히 미취학 자녀를 둔 취업여성은 자녀 양육의 부담이 큰 시기로 다른 기혼취업여성들 보다 직장-가정 갈등을 더 많이 겪고 있으며[3], 다중 역할 부담으로 인한 압박감은 스트레스를 높이고 우울수준을 증가시켜 건강과 삶의 질에 부정적인 영향을 미친다[4]. 이처럼 미취학 자녀를 둔 취업여성은 일과 가정의 양립으로 일상생활에서 균형과 일관성이 깨지기 쉽고, 과다한 스트레스 관리가 잘 되지 못하면 건강에도 부정적인 영향을 미쳐 건강관련 삶의 질이 저하될 수 있다.

일상생활에서 여러 스트레스원에 노출되어 있는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질은 Antonovsky [5]의 건강생성이론으로 접근해 볼 수 있다. 건강생성이론은 개인이 건강을 만들어가는 구성요소로 일반적 저항자원과 통합력의 중요성을 강조하였다. 일반적 저항자원은 개인이 스트레스원에 대응하기 위한 물질적, 사회문화적 요소 등의 다양한 자원을 의미하며, 통합력은 이 자원들을 활용하여 스트레스원에 성공적으로 대처하는 능력이다[5]. 건강생성이론에서는 통합력이 높은 사람은 스트레스원에 잘 대처하여 건강을 유지한다고 설명하였다[5].

건강생성이론과 선행연구를 고찰한 결과를 바탕으로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질의 관련 요인을 살펴보면, 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울을 들 수 있다. 먼저 사회적 지지는 스트레스 상황에 있는 개인의 적응을 돕고 통합력을 높여주며[5], 취업모의 양육 스트레스를 감소시키는 것으로 알려졌다[6]. 또한 사회적 지지는 우울수준을 낮추며[7], 건강관련 삶의 질을 높이는 것으로 보고되었다[8]. 직무만족에 관한 연구에서는 기혼취업여성의 직무만족도가 높을수록 양육 스트레스가 낮고[9], 우울수준이 낮으며 건강관련 삶의 질이 높은 것으로 보고되었다[10]. 또한 직무만족과 통합력과의 관계 연구에서는 직무만족이 높을수록 통합력이 높아지는 것으로 보고되었다[11]. 양육 스트레스는 미취학 자녀를 둔 취업여성에게는 일상생활에서 겪게 되는 주요 스트레스라 할 수 있는데, 선행연구에서 양육 스트레스는 우울수준을 높이고[12], 건강관련 삶의 질을 저하시키는 요인으로 보고 되었다[10]. 양육 스트레스와 통합력과의 관계에 관한 연구는 아직 없지만, 높은 스트레스는 통합력을 떨어뜨려 스트레스가 높을수록 통합력이 낮아지는 것으로 보고되었다[13]. 또한 통합력이 높을수록 우울수준이 낮고[13], 건강관련 삶의 질이 높은 것으로 나타났다[14]. 마지막으로 우울에 관한 연구에서는 양육 스트레스가 우울수준을 높이며[12], 우울은 기혼취업여성의 건강관련 삶의 질에 가장 강력한 영향요인으로 보고되었다[10].

이상의 변인들이 여러 선행연구에서 건강관련 삶의 질의 관련요인으로 보고되었지만, 대다수의 연구가 기혼취업여성을 대상으로 한 연구이며 미취학 자녀를 둔 취업여성만을 대상으로 건강관련 삶의 질을 보고한 연구는 거의 없는 실정이다. 이에 본 연구는 건강생성이론[5]을 토대로 미취학 자녀를 둔 취업 여성의 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울이 건강관련 삶의 질에 미치는 직 · 간접적인 영향과 인과관계를 확인하기 위해 건강관련 삶의 질에 대한 구조모형을 구축하고자 한다. 이를 통해 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 증진하기 위한 중재 개발에 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

2. 연구목적

본 연구의 목적은 건강생성이론과 선행연구를 바탕으로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질 구조모형을 구축하고 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 변인들의 영향력과 각 변인들의 직 · 간접적인 효과를 확인하는 것이다.

3. 개념적 기틀과 가설적 모형

본 연구는 건강생성이론[5]을 기반으로 선행연구를 고찰하여 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질의 영향 변인으로 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울을 선정하고 이들 변인 간의 관계를 설정하여 개념적 기틀을 구성하였다(Figure 1). 건강생성이론에서의 일반적 저항자원은 사회적 지지와 직무만족으로, 스트레스는 양육 스트레스로, 건강과 질병의 연속선상에서 스트레스를 성공적으로 관리하지 못한 결과를 우울로, 건강의 지표로는 건강관련 삶의 질로 구체화하였다. 또한 건강생성이론의 핵심구성요소인 통합력을 포함시켜 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력이 우울과 건강관련 삶의 질에 영향을 미치고 우울이 건강관련 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 가정하여 가설적 모형을 구축하였다.

Figure 1 Conceptual framework. Click for larger image

변인 간의 관계를 구체적으로 살펴보면, 사회적 지지는 양육 스트레스, 통합력, 우울, 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 미치고, 양육 스트레스, 통합력, 우울을 통해 간접적으로 건강관련 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 예측하였다. 직무만족도는 양육 스트레스, 통합력, 우울, 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 미치고, 양육 스트레스, 통합력, 우울을 통해 간접적으로 건강관련 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 예측하였다. 양육 스트레스는 통합력, 우울, 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 미치고, 통합력과 우울을 통해 간접적으로 건강관련 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 예측하였다. 통합력은 우울과 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 미치고, 우울을 통해 간접적으로 건강관련 삶의 질에 영향을 미칠 것으로 예측하였으며, 우울은 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 미칠 것으로 예측하였다. 가설적 모형에서의 외생변수는 사회적 지지와 직무만족이며 내생변수는 양육 스트레스, 통합력, 우울, 건강관련 삶의 질이다.

1. 연구설계

본 연구는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 대한 가설적 모형을 구축하고 모형의 가설들을 검정하는 횡단적 설계의 구조모형 연구이다.

2. 연구대상

대상자는 만 6세 이하의 미취학 자녀가 1명 이상 있는 맞벌이 취업여성으로 연구의 참여에 동의한 자로, 비임금 노동자, 주말부부, 별거부부, 본인 또는 배우자가 휴직상태인 경우, 자녀가 신체적 또는 정신적 장애가 있거나 6개월 이상의 만성질환으로 치료를 받고 있는 경우, 본인이 6개월 이상의 만성질환으로 치료를 받고 있는 경우는 제외하였다. 구조방정식에서 대상자 수는 변수 당 10~20배가 요구되는 것을 고려해[15], 20배로 계산하면 440명이 요구되는데 제외기준과 탈락률(25%)을 고려하여 550명의 자료를 수집하였다. 회수된 설문지 중 선정 기준에 맞지 않는 24부와 응답이 불성실하거나 결측 문항이 있는 43부를 제외하여 483명의 자료를 최종분석에 사용하였다.

3. 연구도구

본 연구에서의 도구는 도구의 원저자와 수정 · 번안한 자 및 저작권자로부터 이메일을 통해 허락을 받고 사용하였다.

4. 자료수집

2017년 2월 11일에서 3월 17일까지 1개 특별시, 3개 광역시, 2개 지역도시의 어린이집, 유치원, 초등학교, 병원, 기업, 공공기관에서 표본을 편의 표집하였고, 구조화된 설문지를 이용하였다. 어린이집과 유치원의 경우 연구자가 기관을 방문하여 기관장의 허락을 받은 후 미취학자녀를 통해 학부모에게 동봉한 연구 설명문과 연구참여 동의서 및 설문지를 전달한 후 회수하였고, 초등학교, 병원, 기업, 공공기관의 경우, 기관장의 허락을 받은 후 연구보조원이 연구대상자에게 연구 설명문을 읽게 한 후 연구참여에 동의한 자에게 연구참여 동의서와 설문지를 작성하도록 하였다. 연구참여자에게는 소정의 답례품을 제공하였다.

5. 윤리적 고려

본 연구는 대구가톨릭대학교 생명윤리위원회의 승인을 받은 후(IRB No.: CUIRB-2016-0131) 자료수집을 시작하였다. 연구참여자에게 연구의 목적과 절차, 참여의 철회 및 중도 포기 가능과 불이익이 없음, 비밀보장, 자료의 보관 및 폐기 등에 대한 설명문을 제공하고 연구참여 동의서를 받았다.

6. 자료분석

자료분석은 IBM SPSS/WIN 19.0 프로그램과 AMOS 20.0 프로그램을 이용하였다. 대상자의 일반적 특성과 변인은 서술적 통계를 시행하였다. 측정도구의 신뢰도는 Cronbach's α값으로, 측정변인 간 상관관계는 Pearson's correlation coefficient로 검정하였으며, 다중공선성 검정은 중다회귀분석을 시행하였다. 표본의 정규성 검정을 위해 왜도와 첨도를 확인하였다. 모형의 적합도 검정을 위해 최대우도법을 사용하였고, 측정모형에서 구성 타당성을 평가하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 가설적 모형의 추정계수 유의성 검토를 위해 비표준화 회귀계수, 표준화 회귀계수, 표준오차, 고정지수(CR)와 p값을 확인하였다. 모형의 적합도 검정은 χ², χ²/df, RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), SRMR (Standardized Root Mean square Residual), CFI (Comparative Fit Index), AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index), TLI (Tucker-Lewis Index)를 사용하였다. 수정모형의 총 효과와 간접효과의 유의성 검정을 위해 부스트래핑(bootstrapping)을 사용하였고, 최적모형 선정에는 CAIC (Consistent Akaike Information Criteria)를 구하였고, 내생변수의 설명력은 다중상관제곱으로 평가하였다.

1. 대상자의 일반적 특성

본 연구대상자의 나이는 35~39세가 252명(52.2%)으로 가장 많았고, 종교가 있는 대상자(55.3%)와 대학교 졸업자(47.2%)가 가장 많았다. 직업은 관리 · 전문직이 186명(38.5%), 판매 · 서비스직이 136명(28.2%), 사무직이 117명(24.2%) 등이었고, 월평균 가계수입은 400만원에서 500만원 이하(30.0%)가 가장 많았다. 자녀의 수는 두 명(52.6%)이, 미취학 자녀의 수는 한 명(64.6%)이 가장 많았다. 가장 어린 자녀의 나이는 3세 이하(55.5%), 다음 출산 의도는 없다(70.2%)가 가장 많았다(Table 1).

Table 1 General Characteristics of Subjects (N=483) Click for larger image

2. 연구변수의 서술적 통계, 다중공선성, 측정변수 검정

본 연구의 사회적 지지의 하위요인의 평균은 정서적 지지가 3.96±0.67점, 평가적 지지가 3.93±0.63점, 정보적 지지가 3.81±0.68점, 물질적 지지가 3.82±0.73점이었다. 직무만족의 하위요인의 평균은 직무만족 1이 3.30±0.78점, 직무만족 2가 3.44±0.90점, 직무만족 3은 3.45±0.76점이었다. 양육 스트레스의 하위요인의 평균은 자녀양육의 일상적 스트레스가 2.60±0.58점, 부모역할 수행에 대한 부담감이 2.42±0.53점, 타인 양육에 대한 죄책감이 2.26±0.56점이었다. 통합력의 하위요인의 평균은 의미부여가 4.73±1.02점, 이해력이 4.22±1.02점, 관리력이 4.45±1.16점이었다. 우울의 하위요인의 평균은 우울감정이 0.56±0.58점, 긍정적 감정이 1.44±0.65점, 신체 · 활동 둔화가 0.71±0.54점, 대인관계가 0.38±0.57점이었다. 건강관련 삶의 질의 하위요인의 평균은 전반적인 삶의 질이 3.11±0.75점, 신체적 건강이 3.27±0.62점, 심리적 건강이 3.10±0.67점, 사회적 관계가3.35±0.57점, 환경적 영역이 3.06±0.59점이었다. 본 연구에 사용된 모든 변수의 왜도값의 범위는 −0.58~1.57, 첨도값의 범위는 −0.73~2.18로 나타나 정규분포 가정을 충족하였다[27](Table 2). 측정변수 간 상관계수 절대값은 .30~.83 (p<.001)이었고, 변수 간의 허용도가 0.10 이하인 변인이 없고, Variation Inflation Factor (VIF)가 10을 넘는 변수가 없어 다중공선성의 문제가 없는 것이 확인되었다[27].

Table 2 Descriptive Statistics for Measured Variables (N=483) Click for larger image

측정변수의 적합성 검증을 위해 확인적 요인분석을 시행하였다. 우울의 측정변수 중 ‘긍정적 감정’과 ‘대인관계’는 상대적으로 요인부하량이 낮고 삭제해도 구성개념에 대한 본래의 의미가 달라지지 않으므로 타당성 검증을 통해 제거하였다. 두 측정변수를 제거 후 우울의 개념 신뢰도는 .83, 평균분산추출지수는 .72로 나타나 측정변수들이 우울 잠재요인을 적절한 수준으로 설명하는 것이 확인되었다. 두 측정변수를 제거 후 확인적 요인분석을 시행한 결과, 적합도 지수는 χ²=604.77 (p<.001, df=155), χ²/df는 3.90, RMSEA=.08, SRMR=.05, AGFI=.85, TLI=.93, CFI=.94로 나타나 χ²를 제외한 다른 적합도 지수는 모두 권장기준을 만족하였다[28, 29]. 측정모형의 경로계수 유의성은 고정지수가 15.26~31.80으로 모두 유의하였고, 각 잠재요인들에 대한 표준화 회귀계수는 표준화의 적재치 범위는 .65~.94였다. 본 연구에서 잠재요인들의 개념 신뢰도는 .87~.97이고, 평균분산추출지수는 .69~.93으로 모두 기준치 이상으로 나타나 수렴타당성이 확보되었다. 판별타당성도 검정하였으며, 통합력과 건강관련 삶의 질의 상관계수가 .82로 높은 편이었지만, 평균분산추출지수 값이 상관계수의 제곱값 .67보다 크게 나타나 판별타당성도 확보되었다.

3. 가설적 모형과 수정모형의 적합도 검증

본 연구의 가설적 모형의 적합도 지수는 χ²=604.80 (p<.001, df=155), χ²/df=3.90, RMSEA=.08, SRMR=.05, AGFI=.85, TLI=.93, CFI=.94로 양호하였으나 사회적 지지가 우울로 가는 경로, 직무만족도가 우울로 가는 경로는 고정지수가 유의하지 않아 수정이 필요하였다. 유의하지 않은 경로 중 사회적 지지가 우울로 가는 경로는 CR값이 가장 낮고, 간명도를 높일 수 있어 삭제하였고, 삭제 후 직무만족이 우울로 가는 경로는 유의하게 나타났다. 경로 삭제 전과 후의 두 모형 간 χ² 값의 차이를 검정한 결과, 수정모형이 더 양호한 모형으로 확인되어 제거된 경로에 대한 타당성이 검정되었다. 수정모형의 적합도 지수는 χ²=606.12 (p<.001, df=156), χ²/df=3.89, RMSEA=.08, SRMR=.05, AGFI=.85, TLI=.93, CFI=.94로 나타나 χ²를 제외한 다른 적합도 지수가 모두 양호하였다. 또한 가설적 모형의 CAIC 값(999.67) 보다 수정모형의 CAIC 값(993.84)이 더 작아 수정모형의 간명도가 가설적 모형의 간명도 보다 더 좋은 것으로 확인되었다.

4. 수정모형의 경로계수 추정

수정모형의 모든 경로는 유의하였다(Figure 2). 건강관련 삶의 질은 사회적 지지(B=0.24, CR=6.21), 직무만족(B=0.14, CR=2.80), 양육 스트레스(B=−0.36 CR=−4.86), 통합력(B=0.17, CR=2.74), 우울(B=−0.20, CR=−3.21)이 유의한 경로로 나타났으며, 영향 변수들의 건강관련 삶의 질에 대한 설명력은 78%였다. 우울은 직무만족(B=−0.11, CR=−2.10), 양육 스트레스(B=0.23, CR=3.02), 통합력(B=−0.34, CR=−5.80)이 유의한 경로로 나타났고, 영향 변수들의 우울에 대한 설명력은 64%였다. 통합력은 사회적 지지(B=0.19, CR=3.30), 직무만족(B=0.49, CR=7.31), 양육 스트레스(B=−1.01, CR=−13.31)가 유의한 경로로 나타났고, 영향 변수들의 통합력에 대한 설명력은 77%였다. 양육 스트레스는 사회적 지지(B=−0.29, CR=−6.29), 직무만족(B=−0.16, CR=−3.07)가 유의한 경로로 나타났고, 영향 변수들의 양육 스트레스에 대한 설명력은 24%였다(Table 3).

Figure 2 Modified structural model with parameter estimates. Click for larger image

Table 3 Parameter Estimates for Modified Structural Model and Standardized Direct, Indirect, and Total Effects (N=483) Click for larger image

5. 수정모형의 효과분석

수정모형의 건강관련 삶의 질에 대한 사회적 지지의 직접효과(β=.24, p<.001)와 양육 스트레스, 통합력, 우울을 통한 간접효과(β=.23, p=.004), 직무만족의 직접효과(β=.13, p=.005)와 양육 스트레스, 통합력, 우울을 통한 간접효과(β=.22, p=.004), 양육 스트레스의 직접효과(β=−.29, p<.001)와 통합력과 우울을 통한 간접효과(β=−.23, p=.004), 통합력의 직접효과(β=.23, p=.006)와 우울을 통한 간접효과(β=.09, p=.005), 우울의 직접효과(β=−.17, p=.001)가 유의하게 나타났다. 또한 우울에 대한 사회적 지지는 양육 스트레스와 통합력을 통한 간접효과(β=−.27, p=.004), 직무만족의 직접효과(β=−.11, p=.036)와 양육 스트레스와 통합력을 통한 간접효과(β=−.28, p=.004), 양육 스트레스의 직접효과(β=.22, p=.002)와 통합력을 통한 간접효과(β=.32, p=.004), 통합력의 직접효과(β=−.54, p<.001)가 유의하게 나타났다. 통합력에 대한 사회적 지지의 직접효과(β=.14, p<.001)와 양육 스트레스를 통한 간접효과(β=.22, p=.004), 직무만족의 직접효과(β=.33, p<.001)와 양육 스트레스를 통한 간접효과(β=.11, p=.004), 양육 스트레스의 직접효과(β=−.60, p<.001)가 유의하게 나타났다. 양육 스트레스에 대한 사회적 지지의 직접효과(β=−.37, p<.001)와 직무만족의 직접효과(β=−.18, p=.002)가 유의하게 나타났다(Figure 2).