Ⅰ. 서 론

현대인의 삶의 가치관이 변화함에 따라 삶의 행복감에 관한 관심이 높아지고 있다. 한국인의 행복지 표는 OECD 국가 중 하위권에 속하는 것으로 보고되었으나, 행복요소 중에서 사회적 기반을 구성하고 있는 가족 영역에서는 한국이 가장 높은 순위를 차지하는 것으로 나타났다(박명호, 박찬열, 2020). 생 태학적 이론에 따르면 행복을 측정하는 요인은 가정, 지역사회 등의 환경적인 요인이 있다(Coulton & Korbin, 2007). 환경적인 요인 중에서 가정은 개인의 행복감에 영향을 미치는 중요한 요인이며 주 원 천이라는 것을 알 수 있다. 가족 구성원 중 부부관계를 먼저 살펴보면, 부부는 가정이라는 공동체로 상 호의존적인 관계를 맺고 있다. 그러므로 개인의 행복감을 살펴보기 위해서는 개인의 행복감뿐만 아니 라 배우자의 행복감에 미치는 상호 간의 영향을 살펴보아야 한다(Alois Stutzer & B.S. Frey, 2006). 부부는 서로 상호의존적인 관계이며 가정을 꾸리고 있는 공동체로, 부부 개인의 행복감이 서로의 행복 감에 밀접하게 영향을 준다(임정하 외, 2017). 또한, 부모는 자녀와 가장 가까이에서 존재하는 대상이 기 때문에 부모의 성격과 정서 등이 아동에게 반영된다. 유아기부터 아동기까지 경험하는 가족과의 긍 정적인 상호작용은 자녀의 행복감에 주요한 영향을 준다(기쁘다, 2018). 실제로 부모와 함께 시간을 많 이 보내고 정서적으로 유대감을 많이 쌓은 자녀일수록 행복지수가 높게 나타났다고 보고되고 있다 (Diener & Seligman, 2002). 그리고 부모 또한 자녀로부터 정서적 행복감에 영향을 받기 때문에 행복 감은 부모와 자녀 모두에게 있어서 중요한 요인이다(박영신 외, 2012). 이처럼 부모와 자녀는 서로 지 속해서 영향을 주고받는 관계이므로 개인의 행복감을 이해하기 위해서는 부모의 행복감과 자녀의 행복 감 간의 관계를 함께 살펴볼 필요가 있다.

그러나 기존의 선행연구는 다음과 같은 면에서 제한점을 보인다. 기존의 행복감 연구는 성인을 대상 으로 주로 연구되어(한영숙, 2020), 부모와 아동기 자녀의 행복감 간의 관계를 분석한 연구가 부족한 실정이다. 또한, 아동을 대상으로 한 행복감에 관한 선행연구를 살펴보면, 또래 관계(손병덕, 허계형, 2016;오승아, 김정희, 2017;한영숙, 2020), 학교환경(김충일, 권윤정, 2018;연은모, 최효식, 2019;오승아, 김정희, 2017;이청, 문혁준, 2016), 교사와의 관계(손병덕, 허계형, 2016;이소현, 김윤희, 2020)등을 주로 다루었다. 이는 학령기 시기의 아동이 가정 이외에 가장 오래 머무는 공간이 학교이기 때문에, 아동이 학교에서 형성하는 교사와의 관계와 또래와의 관계 등에 주목했으며, 학업성 취 목적을 가지고 생활하는 학교환경을 아동에게 영향을 주는 주요한 요인으로 보아왔다(이소현, 김윤 희, 2020).

아동의 행복에 영향을 주는 요인을 분류하여 종단적으로 분석한 연구에 따르면 학업성취, 또래 애착, 교사 애착, 지역사회 애착, 자아존중감, 부모 애착 중 부모가 아동의 행복감에 영향을 미치는 중요한 요 인 것으로 나타났다(이재경, 조혜정, 2012). 부모와 자녀의 정서적인 상호작용은 자녀의 건강한 인격 발달에 있어서 필수적인 부분이며 부모와 자녀의 충분한 정서적인 상호작용은 아동의 행복감에 영향을 미친다(Gabor Mate, 2012). 또한, 부모의 전반적인 행복과 자녀와의 관계가 자녀의 문제행동 및 성공 에 영향을 미친다고 보고되고 있다(Fingerman, et al., 2012). 가족과의 긍정적인 관계 속에서 발달 한 자녀의 경우 이후 자녀의 주관적인 삶에도 긍정적인 영향을 준다(Jeon, et al, 2013). 건강한 인격 발달을 이루어 성공적인 삶을 사는 자녀를 바라보는 부모의 행복감은 그 무엇보다도 클 것이다. 행복감 은 단순히 개인의 이익을 위한 행복추구가 아닌 가정 내에서 부부, 자녀 간 서로에게 긍정적인 영향을 주는 중요한 요인이며 더 나아가 자녀가 긍정적으로 성장하는데 밑받침이 되는 필수요인이다.

부모의 행복감은 자녀의 행복감뿐만 아니라 자아존중감(이하; 자존감)에도 영향을 주는 요인이다. 자존감은 행복감과 함께 인간의 주관적 삶을 이해하기 위해 많이 연구되는 개념이다(Diener & Diener, 1995). 전반적인 인간의 주관적인 삶을 예측하는 중요한 변인 중 하나는 자존감이다(Diener & Diener, 1995). 아동의 행복과 관련된 종단연구에서는 아동의 자존감은 아동의 행복감에 직접적인 영향을 미치며 자존감이 낮아질수록 행복감이 낮아진다고 보고하고 있다(이재경, 조혜정, 2012). 아동 의 학교 환경과, 자존감 행복감 간 관계에 관한 횡단 연구에서도 자존감과 행복감은 서로 정적인 영향 을 미치는 것으로 보고되고 있다(연은모, 최효식, 2019). 또한, 아동기의 행복감에도 부모가 영향을 미 치는 것으로 나타나 아동의 자존감을 증진하고 긍정적인 자아를 형성하기 위해서는 가정에서의 부모의 영향력 강화를 위한 시도가 필요하다고 주장되어왔다(이재경, 조혜정, 2012).

하지만 이렇게 가정 내에서 부부와 자녀에게 영향을 미치는 행복감 요인이 부부에게 또 자녀에게 어 떠한 영향을 미치며, 부모의 행복감이 시간의 흐름에 따라 자녀 자존감에 어떠한 영향에 주는지에 대해 함께 살펴볼 필요가 있다. 기존의 행복감 연구는 주로 특정 시점에 측정한 자료를 대상으로 횡단 연구 위주로 진행되어왔다. 그러나 부모와 자녀의 행복감과 자녀 자존감 간의 지속적 상호작용 관계를 이해 하기 위해서는 특정 시점에서 분석하는 횡단 연구보다는 시간의 변화에 따라 변인 간의 관계가 어떻게 변화되는지 살펴볼 필요가 있다(Karney & Bradbury, 1995).

본 연구에서는 아버지의 행복감, 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자녀의 자존감이 시간 경과에 따 라 어떠한 인과관계가 있는지 살펴보고, 변인들이 형성하고 있는 각각의 방향성을 확인하고자 하였다. 이를 위해 자기 회귀 교차지연 모형(Autoregressive Cross-Lagged Model)을 활용하여 변인 간의 관계를 확인하였다.

Ⅱ. 이론적 배경

1. 아버지 행복감과 어머니의 행복감, 자녀의 행복감 간의 관계

행복감이란 개인이 추구하는 근원적인 가치이며 인간으로서 가지는 가장 기본적인 추구권이다(구교 준 외, 2015). 성인과 아동의 행복감에 영향을 주는 요인에 대한 조사를 살펴보면 다음과 같다. 먼저 성 인의 행복감에 영향을 주는 요인을 조사한 통계청 자료에 따르면 30대는 53%가 가족이라고 응답하였 으며, 40대는 41.9% 가 가족이라고 응답하였다. 그다음으로 30대는 20.5%가 경제적 안정이라고 응답 하였고, 40대는 25.2%가 건강이라고 응답하였으나 이는 가족에 비해 크게 낮은 수치이다(통계청, 2019).

다음으로 어린이, 청소년 행복지수 국제비교 연구에서 행복감을 위해 필요한 가치 유형을 크게 물질 적 가치, 관계적 가치, 개인적 가치로 구분하여 분석을 진행하였다. 관계적 가치의 요소에는 또래 관 계, 가족 관계 등으로 구성되며, 개인적 가치의 요소에는 자유, 시간, 종교 등으로 구성되고, 물질적 가 치의 요소에는 학업성취, 경제력, 자격증 등이 포함된다. 행복을 위해 가장 필요한 가치로 관계적 가치 를 선택한 아동이 물질적 가치와 개인적 가치를 선택한 아동들에 비해서 행복감이 높게 나타났다. 행 복영역 중 관계적 가치와 관련된 부모 및 또래 관계 세부 항목별 행복감에 영향을 미치는 정도에 대한 조사표에 따르면 부모와의 대화를 많이 한 아동의 행복감은 89.2%로, 또래 관계의 행복감은 67.0%로 나타났다(염유식 외, 2019). 이는 아동의 행복감에 가장 영향을 많이 미치는 요인이 부모임을 나타내 는 결과이다.

가정과 관련된 부모의 특성은 자녀의 정신건강에 영향을 미치는 가장 중요한 요인 중 하나이다(김도 란, 김정원, 2008). 즉, 자녀가 심리적, 정신적으로 행복감을 느끼기 위해서는 부모와의 정서적으로 상 호작용이 중요하다. 기존의 선행연구에서 부모의 정서적 행복감은 자녀의 행복감에 영향을 주는 결정 적인 요인이 된다고 보고되고 있다(김명소, 한영석, 2006;Diener & Diener, 1995). 하지만, 부모와 자녀는 서로 간에 영향을 주고받는 관계이므로 행복감에 대한 부모와 자녀 간의 상호적 관계에 대해서 다각적으로 살펴볼 필요가 있다.

행복감은 2012년 대선의 주요 키워드로 국민의 행복이 대두된 이후에 관심을 두기 시작되었다(이희 철 외, 2020). 행복감에 관한 연구가 주요 관심 주제로 다루어진 지 얼마 되지 않았고, 행복감에 대한 다양한 관점에서의 연구가 이루어질 필요가 있다. 또한, 서로에게 영향을 주는 아버지, 어머니, 자녀 간 의 관계는 시간의 변화에 따라 서로 간의 관계가 달라질 수 있으므로 시간의 변화에 따라 아버지의 행복 감과 어머니의 행복감 자녀 행복감 간의 관계가 어떻게 달라지는지 확인할 필요가 있다.

따라서 본 연구는 아버지의 행복감과 어머니의 행복감 자녀 행복감 간에 인과관계가 있을 것이라고 보고 시간이 경과함에 따라 이들 변수의 관계가 어떻게 변화하는지 종단적으로 확인하고자 하였다.

2. 부모의 행복감과 자녀의 행복감, 자존감 간의 관계

아버지, 어머니와 함께 시간을 많이 보내고 정서적으로 유대감을 많이 쌓은 자녀일수록 행복지수가 높다(Diener & Seligman, 2002). 아버지와 어머니에게 느끼는 행복감은 자녀에게 정서적으로 친밀 하고 안정적인 환경을 제공한다. 부모와 자녀는 서로에게 영향을 미치고 있으며 행복감은 모두에게 있 어서 중요한 요인이다(박영신 외, 2012). 행복감에 영향을 미치는 내적 요인으로는 자존감이 있다. 자 존감이란 남과 자신이 다르다는 것을 인정하고 자신을 있는 그대로 받아들이고 존중하는 것이다 (Coopersmith, 1967). 즉, 자존감은 자기 가치감과 유능감, 자기에 대한 호감의 영역으로 구성된다. 자기 가치감이란 자신을 가치 있는 존재로 여기고 자신을 인정하는 것이다. 자기 유능감이란 자기 자신 이 어떤 일이든지 잘할 수 있다고 믿고 신뢰하는 자기 신뢰감이기도 하다. 이는 자신에게 단점이 있을 지라도 좌절하지 않고 자신의 장점을 파악하고 자신의 능력을 믿는 것이다. 자신에 대한 호감은 자신을 있는 그대로 사랑하고 수용하는 것이다(Rosenberg, 1965). 자존감의 이 세 영역이 높은 사람은 대인 관계가 원만하며 자신만의 개성을 갖고 긍정적인 삶을 살아간다고 보고되었다(Cambell, 1981). 다시 말해 낮은 자존감은 낮은 행복감, 건강문제, 섭식장애, 공격성, 낮은 학업 성취도, 가정불화 등과 관련 이 있으며(Dawes, 1994), 높은 자존감은 높은 행복감과 삶의 만족도와 연관된다(Diener & Diener, 1995). 자존감이 높을수록 긍정적이고 행복감이 높으며 삶의 만족감이 높다(Pelham & Swann, 1989). 즉, 자존감은 행복감에 영향을 주는 주요한 요인이다. 또한, 자존감은 가족 간의 관계와 친밀한 관련이 있다(이동귀 외, 2015).

자녀에게 영향을 미치는 타인 중 최초로 유대관계를 형성하며 생애 가장 오랫동안 관계를 맺는 부모 가 가장 중요하고 영향을 미치는 요인이다(Jeffe, 1997). 자녀의 자존감 형성에 영향을 미치는 요인 중 가장 중요한 요인은 부모이며, 부모의 양육 태도에 따라 자녀의 자존감 수준이 결정된다 (Coopersmith, 1967). 즉, 자존감은 자녀와 부모의 관계와 관련이 있으며, 가족과 긍정적인 관계 속 에서 발달한 자존감은 이후 자녀의 주관적 삶에도 긍정적인 영향을 준다(Demo, et al., 1987).

자존감에 관련된 선행연구를 살펴보면 자존감은 개인의 행복에 영향을 주는 중요한 요인이며(원두 리, 김교헌, 2006), 행복감과 자존감 간의 유의미한 상관이 있다고 보고되고 있다(연은모, 최효식, 2019;최내리, 조혜진, 2014). 그리고 행복감을 결정하는 개인의 내적 요인 중 하나인 자존감이 높은 부모는 긍정적인 양육 태도를 보이며, 이들 자녀의 자존감도 높게 나타났다(신태섭 외, 2015;Plunkett, et al., 2007). 또한, 자녀의 경우 가족이 함께하며, 스스로 존중받고 부모님께 인정받을 때 자존감이 높아진다고 느끼며, 아버지와 어머니의 경우에도 자녀 관계에 의해서 행복감에 영향을 받는 다고 보고되고 있다(이동귀 외, 2015). 이러한 연구 결과를 보았을 때 부모와 자녀는 서로 간의 영향을 주는 관계임을 알 수 있다.

부모와 자녀와의 관계는 서로 지속해서 영향을 주고받는다. 부모와 자녀 관계가 자녀가 성장함에 따 라 서로 어떠한 영향을 주고받는지 살펴볼 필요가 있다. 본 연구에서는 부모의 행복감, 자녀의 행복감 과 자존감이 시간 경과에 따라 인과관계가 있는지 살펴보고 요인들이 어떻게 관계를 형성하고 있는지 각각의 방향성을 확인하고자 하였다.

Ⅲ. 연구방법

1. 분석 자료 및 연구대상

본 연구는 주요 변수의 종단적인 인과관계를 확인하기 위해서 한국 아동 패널(PSKC) 자료를 활용하 였다. 부모의 행복감에 따른 자녀의 행복감과 자존감의 인과관계를 확인하기 위해서 2015년 조사 자료 인 8차년도, 2016년 조사 자료인 9차년도, 2017년 자료인 10차년도 자료를 분석하였다. 8차년도 표 본 수는 남아 817명(51.1%), 여아 781명(48.9%), 그들의 아버지 1568명 중 설문 미 응답자 582명을 제외한 986명, 어머니 1590명 중 설문 미 응답자 560명을 제외한 1,030명, 9차년도 표본 수는 남아 783명(51.3%), 여아 742명(48.7%), 그들의 아버지 1495명 중 설문 미 응답자 655명을 제외한 840 명, 어머니 1512명 중 설문 미 응답자 638명을 제외한 874명, 10차년도 표본 수는 남아 757명 (51.0%), 여아 727명(49.0%), 그들의 아버지 1471명 중 설문 미 응답자 679명을 제외한 792명, 어머 니 1471명 중 설문 미 응답자 679명을 제외한 792명이었다.

2. 연구 도구

1) 부모의 행복감

아버지와 어머니의 주관적 행복감을 측정하는 Lyubomirsky(1999)의 도구롤 한국 아동 패널 연구 진 번역하고 수정하여 사용하였다. 문항은 총 4개 문항으로 7점 Likert 척도이며 1번 문항은 ‘아주 불 행한 사람이다(1점)’부터 ‘아주 행복한 사람이다(7점)’ 중에서 평정한다. 2번 문항은 ‘매우 행복하지 않 다(1점)’부터 ‘매우 행복하다(7점)’ 중에서 평정한다. 3번 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’부터 ‘매우 그 렇다(7점)’ 중에서 평정한다. 4번 문항은 ‘매우 그렇다(1점)’부터 ‘전혀 그렇지 않다(7점)’ 중에서 평정한 다. 점수가 높을수록 행복도가 높다는 것을 의미한다. 아버지의 행복감에 대한 신뢰도는 8차년도부터 10차년도까지 .877, .822, .888로 나타났다. 어머니의 행복감에 대한 신뢰도는 8차년도부터 10차년 도까지 .897, .894, .919로 나타났다. 부모의 행복감에 대한 설문 문항은 Table 1에 제시되었다.

2) 자녀의 행복감

자녀의 행복감 척도는 MCS(Millennium Cohort Study) Child Paper Self Completion Questionnaire(2008)의 도구를 한국 아동 패널 연구진이 수정하여 사용하였으며 총 6문항이다. 한국 아동 패널은 질문지의 일관성을 확보하기 위하여 4점 척도를 사용하였다. 주어진 보기의 ‘전혀 행복하 지 않아요(1점)’부터 ‘매우 행복해요(4점)’ 중에서 평정하는 4점 Likert 척도로 점수가 높을수록 행복감 이 높음을 의미한다. 아동의 이해도를 돕기 위해 설문지에 표정 그림을 추가로 제시하여 진행하였다. 자녀의 행복감에 대한 신뢰도는 8차년도부터 10차년도까지 .676, .723, .742로 나타났다. 자녀의 행 복감에 대한 설문 문항은 Table 2에 제시하였다.

3) 자녀의 자존감

MCS(Millennium Cohort Study)에서 조사한 Rosenberg(1965)의 자존감 도구를 한국 아동 패널 연구진이 수정하여 사용하였다. 질문지의 4점 Likert 척도로 사용하며, ‘전혀 그렇지 않다(1점)’부터 ‘매우 그렇다(4점)’ 중에서 평정된다. 점수가 높을수록 자녀의 자존감이 높음을 의미한다. 자녀의 자존 감에 대한 신뢰도는 8차년도부터 10차년도까지 .710, .700, .703 로 나타났다. 자녀의 자존감에 대한 설문 문항은 Table 3에 제시하였다.

3. 분석방법

본 연구에서 사용한 한국 아동 패널(PSKC)의 8차년도 조사에는 총 패널 2,150명 중 1,598명이 참 여하였다. 9차년도에는 총 패널 1,525가구를 조사하였으며 전년 대비 95.4%의 성공률을 보였다. 10 차년도 조사에는 총 1,484가구가 참여하였으며, 이는 전년 대비 97.3%이고, 유효패널 1,685가구 대 비 88.1%의 성공률을 나타낸다. 본 연구의 분석방법은 각 변수 간에 상호적 관계를 확인하기 위해서 자기 회귀 교차지연 분석을 진행하였다. 조사자료의 결측치가 포함된 FIML(Full Information Maximum Likelihood) 방법을 적용하여 모수를 추정하였다(김주환 외, 2009). 시간이 지남에 따라 측정 구인의 일관성(측정 동일성), 자기 회기 및 교차 회귀계수의 일관성(경로 동일성), 상호작용의 유 의성(오차 공분산 동일성)을 확인하기 위하여 14개의 경쟁모형을 설정하였다.

모형 1은 아무런 제약을 가하지 않은 기저모형이다. 모형 2부터 모형 4까지는 측정 동일성을 확인하 기 위한 검증이다. 모형 5부터 모형 7은 자기 회귀계수에 대하여 경로 동일성을 검증하기 위한 모형이 다. 모형 8부터 모형 13은 교차 회귀계수에 대하여 동일성 검증을 확인하기 위한 모형으로 설정하였다. 마지막 모형 14는 오차분산 동일성 검증을 확인하기 위한 모형이다. 모형의 적합성을 확인하기 위하여 차례로 비교하였으며 14개의 모형의 적합성을 비교하였다. 모형의 적합도 검증은 표본의 크기에 영향 을 받지 않는 모형의 적합도 지수인 CFI(Comparative Fit Index), TLI(Tucker-Lewis Index) 그리 고 RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation) 값을 통하여 검증하였다. 본 연구의 적합 도의 기준은 CFI와 TLI의 경우 그 값이. 90 이상이면 적합도가 좋다고 볼 수 있다(홍세희, 2000). RMSEA는 .05 이하이면 적합도가 좋다고 해석하고, .08이하이면 양호한 적합도, .10 이하이면 보통 적합도로 해석하였다(김주환 외, 2009). 마지막으로 동일한 도구를 사용하여 여러 시점에서 분석한 종 단자료의 경우에는 오차항 사이에 공변량이 존재할 수 있으므로, 오차항 사이의 상관을 설정하고 분석 을 진행하였다.

본 연구의 분석대상 자료는 세 번의 종단시점을 포함함에 따라 행복감과 자존감의 아동특성 변수를 구분하여 두 가지 모형을 분석하였다. 구체적으로 아버지의 행복감, 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간의 관계에 대한 모형은 [Figure 1], [Figure 2]에 제시되어 있다.

Ⅳ. 연구결과

1. 기술통계 및 상관분석

아버지의 행복감, 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간의 기술통계, 상관분석에 관한 결과 는 Table 4 에 제시하였다. 먼저 분석 자료가 정규분포 가정을 충족하는지 점검하기 위하여 측정 변인 의 왜도와 첨도를 확인하였으며, 그 결과 왜도가 0.23에서 1.3사이로 나타났고, 첨도는 .048 에서 2.5 사이었다. 따라서 정상분포 조건( 왜도<|2|, 첨도<|4|)이 충족되었다(Hong et al., 2003). 3년간의 변인 간의 상관관계를 알아보기 위해 상관분석을 한 결과 변인 관계는 부분적으로 유의한 것으로 나타 났다. 아버지의 행복감, 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간의 관계는 Table 4와 같이 서로 정적인 상관성을 가지고 있는 것으로 나타났다.

2. 자기 회귀 교차지연 모형

1) 모형검증

본 연구는 아버지의 행복감, 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간 시간 흐름에 따른 종단적 인 상호관계를 파악하는 데 목적이 있다. 아버지의 행복감, 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간의 종단적인 상호관계를 알아보기 위하여 자기 회귀 교차지연모형을 설정하고 검증을 총 두 번 진행 하였다. 14개의 모형의 비교는 TLI 차이검증(ΔTLI), CFI 차이검증(ΔCFI)과 RMSEA 차이검증(Δ RMSEA)을 통해 이루어졌다. 모형 간의 TLI와 CFI의 차이가 .01 이상이 아니면 동일성 성립이 되었다 고 가정될 수 있다(Cheung & Rensvold, 2002). RMSEA의 차이 값이.015 이상이 아니면 모형 적합 도를 유지하였다고 가정할 수 있다(Chen, 2007). FH, MH, CH와 FH, MH, CSE의 14모형의 ΔTLI 와 ΔCFI 값의 차이가 .01이상으로 나타나지 않았다. ΔRMSEA 값의 차이 또한 .015이상을 초과하여 나타나지 않았다. 모형 14개의 결과는 Table 5, Table 6과 같다. CFI, TLI의 값은 모두 .90를 이상인 것으로 확인되었다. RMSEA 값 또한 모두 .05 이하로 적합도가 좋은 것을 확인하였다(홍세희, 2000). 시간의 경과에 따른 측정 동일성, 경로 동일성, 오차 공분산 동일성을 모두 가정될 수 있는 기저모형 1 과 비교하여 FH, MH, CH와 FH, MH, CSE의 측정 동일성이 충족됨을 확인하기 위해서 모형 2, 3, 4의 모형적합도를 확인한 결과 ΔCFI 값의 변화가, 모두 .01 미만으로 측정 시점 간 구인 동등성이 충 족됨을 확인하였다. 다음으로 FH, MH, CH와 FH, MH, CSE 모두 시간의 지남에 따라 동일하게 제약 을 가한 모형 5, 6, 7의 적합도가 모형 4에 비하여 나빠지지 않아 자기 회귀계수 역시 경로 동일성이 충 족됨을 확인하였다. 다음으로 FH, MH, CH와 FH, MH, CSE의 교차 회귀계수를 동일하게 제약한 모 형 8, 9, 10, 11, 12, 13의 적합도가 모형 7에 비해 나빠지지 않았기 때문에 교차 회귀계수도 시간에 따른 경로 동일성이 충족됨이 확인되었다. 마지막으로 FH, MH, CH와 FH, MH, CSE의 오차 공분산 을 동일하게 제약을 가한 모형 14도 모형 13에 비해 작아지지 않아 변인 간의 관계가 통계적으로 유의 미함을 의미하며, 모형 14를 최종모형으로 결정하였다.

2) 구조계수 추정

최종모형으로 선정된 모형 14의 구조계수를 추정한 결과는 다음의 Table 7, Table 8에 제시된 바와 같다. 아버지의 행복감과 어머니의 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간 요인이 시간이 지남에도 서로 간에 상호관계가 있는지를 알아보기 위해 각 경로에 대한 회귀계수를 살펴보았다. 그 결과 먼저 아버 지, 어머니의 행복감과 자녀의 행복감의 자기 회귀계수에서, 아버지의 행복감은 8차년도(β=.541, p<.001)와 9차년도(β=.571, p<.001)로 유의함을 확인할 수 있었다. 어머니의 행복감은 8차년도(β =.675, p<.001)와 9차년도(β=.673, p<.001)로 유의하게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자녀의 행 복감은 8차년도(β=.524, p<.001)와 9차년도(β=.515, p<.001)로 유의하게 나타났다.

다음으로 아버지 어머니의 행복감과 자녀의 자존감의 자기 회귀계수에서, 아버지의 행복감은 8차년 도(β=.538, p<.001)와 9차년도 (β=.566, p<.001)로 유의하게 나타났다. 어머니의 행복감은 8차년 도(β=.674, p<.001)와 9차년도 (β=.673, p<.001)로 유의하게 나타나 영향력이 있음을 확인하였다. 자녀의 자존감은 8차년도(β=.479, p<.001)와 9차년도 (β =.437, p<.001)로 유의함을 확인하였다. 그리고 교차 회귀계수로 변인 간의 관계를 살펴본 결과, 아버지의 행복감과 어머니의 행복감 간의 관계 는 서로 유의한 것으로 나타났다. 이는 [Figure 3], [Figure 4]에서 확인할 수 있다.

Table 7에서 아버지 어머니의 행복감과 자녀의 행복감 간의 시간 변화에 따른 상호작용(교차 회귀계 수)을 구체적으로 살펴보면 이전 시점 아버지의 행복감은 이후 시점 어머니의 행복감(β=.088, β =.090, p<.001)에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 이전 시점 어머니의 행복감 또 한 이후 시점인 아버지의 행복감(β=.124, β=.128, p<.001)에 지속적인 영향을 미쳤다. 이는 아버지 의 행복감이 어머니의 행복감 간의 관계를 다룬 연구(이재경, 조혜정, 2012)의 결과와 비슷한 맥락을 같이한다. 또한, 어머니의 행복감은 이후 시점 자녀의 행복감(β=.063, β=.063, p<.01)에 지속적인 영향을 미치는 것으로 나타났다([Figure 3] 참조).

Table 8에서 아버지 어머니의 행복감과 자녀의 자존감 간의 시간 변화에 따른 영향(교차 회귀계수) 을 구체적으로 살펴보면 다음과 같다. 이전 시점 아버지의 행복감은 이후 시점 어머니의 행복감(β =.086, β=.088, p<.001)에 통계적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 이전 시점 어머니의 행복감 또한 이후 시점인 아버지의 행복감(β=.121, β=.125, p<.001)에 지속적인 영향을 미쳤다. 이 는 아버지의 행복감이 어머니의 행복감 간의 관계를 다룬 연구(이재경, 조혜정, 2012)의 연구결과와 흐 름을 같이한다. 어머니의 행복감은 이후 시점 자녀의 자존감과(β=.097, β=.096, p<.001)로 지속해 서 상호적인 관계를 형성하고 있는 것으로 나타났다. 또한, 이전 시점 자녀의 자존감도 이후 시점 어머 니의 행복감(β=.039, β=.036, p<.05)에 지속적인 영향을 미쳤으며, 이전 시점 자녀의 자존감은 이후 시점 아버지의 행복감(β=.056, β=.053, p<.01)에 지속적인 영향을 미쳤다([Figure 4] 참조).

V. 논의 및 결론

본 연구는 아버지 행복감, 어머니 행복감, 자녀의 행복감과 자존감 간의 종단적 인과관계를 확인하기 위해 한국 아동 패널의 총 3개년도인 8차년도부터 10차년도까지의 데이터를 활용하였다. 본 연구의 분 석방법으로 자기 회귀 교차지연모형을 사용하여 각 변수 간 시간의 흐름에 따라 상호적 관계를 확인하 였으며, 주요 연구결과는 다음과 같다.

첫째, 아버지와 어머니의 행복감과 자녀 행복감 간의 상호적 관계를 검증한 결과 아버지의 행복감과 어머니의 행복감은 서로 종단적으로 상호관계를 맺는 것으로 확인하였다. 이는 부부 행복에 대한 연구 결과(임정하 외, 2017)와 흐름을 같이한다. 또한, 아버지와 어머니의 행복감과 자녀의 행복감 간의 상 호적 관계를 확인해본 결과, 어머니의 행복감이 자녀의 행복감에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 확인 하였다. 이는 가족 행복에 대한 연구결과(박영신 외, 2012)와 흐름을 같이 한다.

둘째, 아버지와 어머니의 행복감과 자녀의 자존감 간의 상호관계를 확인해본 결과, 어머니의 행복감 과 자녀의 자존감은 서로 간에 상호 인과적 관계를 맺는 것으로 확인하였다. 이러한 결과는 가족과의 긍정적인 관계가 자녀의 자존감과 관계가 있다는 연구결과(손병덕, 허계형, 2016)와 일치한다. 주목할 점으로, 자녀의 자존감은 아버지의 행복감에 영향을 주지만 반대 방향의 경우는 통계적으로 유의한 결 과가 나타나지 않았다. 이는 가족의 행복과 자존감에 관한 연구 결과(이동귀 외, 2015)와 흐름을 달리 한다. 기존의 연구에서는 가족 내 구성원 중 부부의 행복감이 높은 수록 자녀의 자존감이 높으며 가족 구성원의 행복감과 자존감은 밀접한 관련이 있다고 시사 하였으나(이동귀 외, 2015), 이와 달리 이 연 구에서는 아버지 행복감 변인이 자녀의 자존감에 유의미한 영향을 미치지 않았다.

본 연구에서는 아버지 행복감, 어머니 행복감, 자녀의 행복감과 자존감에 대해서 살펴보았다. 연구 결과 경로계수를 확인하였을 때 아버지의 행복감은 어머니의 행복감에 영향을 미치고 어머니의 행복감 이 자녀의 행복감과 자존감에 긍정적인 영향을 미치는 것을 확인할 수 있다. 또한, 자녀의 자존감은 아 버지의 행복감에 영향을 미치므로 부모의 행복감과 자녀의 행복감 자존감은 서로 순환적인 관계라고 볼 수 있다. 본 연구는 아버지 어머니의 행복감과 자녀의 행복감, 아버지 어머니의 행복감과 자녀의 자 존감이 시간이 흐름에 따라 어떻게 달라지는지 살펴보았다는 데 의의가 있다.

후속 연구로서 아버지의 행복감과 어머니의 행복감이 부부의 연령, 학력, 자녀 수, 자녀 성별, 결혼 연차, 가사분담도 등에 따라 어떻게 달라지는지에 대한 연구가 이루어지면 부부의 행복지수를 향상하 는 데 도움을 줄 것으로 보인다. 또한, 아동의 행복감과 자존감에 영향을 주는 부모의 심리적 특성요인, 가정적 요인들을 고려하여 좀 더 세밀한 분석이 구체적으로 진행될 필요가 있다.