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문제 정의
- 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울은 건강관련 삶의 질을 78% 설명하였다. 또한 본 연구는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 양육 스트레스와 통합력, 우울에 영향을 미치는 변인을 검정한 것과 통합력의 중요성도 확인한 것에 의의가 있다고 할 수 있다. 따라서 본 연구의 결과가 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위한 중재 및 프로그램 개발, 그리고 통합력 향상과 우울 예방 및 감소를 위한 중재 개발에 기초자료로 활용될 수 있기를 제언한다.
- 본 연구는 건강생성이론과 선행연구 고찰을 통하여 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질 구조모형을 구축하고 관련 변인 간의 경로와 직 · 간접적인 효과를 파악하였다.
- 본 연구는 건강생성이론을 기반으로 미취학 자녀를 둔 취업 여성의 건강관련 삶의 질 구조모형을 구축하고 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 주요 변인들의 영향력과 각 변인들의 직 · 간접적인 효과를 확인한 것에 의의가 있다.
- 본 연구는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 대한 가설적 모형을 구축하고 모형의 가설들을 검정하는 횡단적 설계의 구조모형 연구이다.
- 본 연구의 건강관련 삶의 질 구조모형에서 확인된 변인 간의 관계와 경로 등의 주요 결과를 토대로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위한 전략에 대해 논의하고자 한다. 본 연구에서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 가장 큰 영향을 주는 변인은 양육 스트레스였다.
- 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.
- 이에 본 연구는 건강생성이론[5]을 토대로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울이 건강관련 삶의 질에 미치는 직 · 간접적인 영향과 인과관계를 확인하기 위해 건강관련 삶의 질에 대한 구조모형을 구축하고자 한다.
제안 방법
- 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.
- 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.
- 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.
- 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.
- 1~7번 문항은 1점(‘전혀 그렇지 않다’)에서 5점(‘매우 그렇다’), 8번 문항은 1점(‘전혀 만족하지 않는다’)에서 5점(‘매우 만족한다’)의 5점 Likert 척도로 측정하며, 총점이 높을수록 직무만족이 높음을 의미한다. 본 연구에서 직무만족은 요인부하 크기를 기준으로 문항을 묶는 요인알고리즘 방법으로 문항묶음[18]을 하여 하위요인을 직무만족도 1, 직무만족도 2, 직무만족도 3으로 분류하였다. 직무만족도 1은 임금, 취업의 안정성, 직무내용 문항이, 직무만족도 2는 근로환경, 근무시간 문항이, 직무만족도 3은 개인의 발전기회, 의사소통 및 인간관계, 전반적인 직무만족 문항으로 구성되었다.
- 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.
- 우울의 측정변수 중 ‘긍정적 감정’과 ‘대인관계’는 상대적으로 요인부하량이 낮고 삭제해도 구성개념에 대한 본래의 의미가 달라지지 않으므로 타당성 검증을 통해 제거하였다.
- 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s ⍺값으로, 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.
대상 데이터
- 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.
- 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.
- 본 연구에서의 도구는 도구의 원저자와 수정 · 번안한 자 및 저작권자로부터 이메일을 통해 허락을 받고 사용하였다.
- 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.
데이터처리
- 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 x2, x2/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)를사용하였다.
- 0 프로그램을 이용하였다. 대상자의 일반적 특성과 변인은 서술적 통계를 시행하였다. 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s ⍺값으로, 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 x2, x2/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)를사용하였다. 수정모형의 총 효과와 간접효과의 유의성 검정을 위해 부스트래핑(bootstrapping)을 사용하였고, 최적모형 선정에는 CAIC (Consistent Akaike Information Criteria)를구하였고, 내생변수의 설명력은 다중상관제곱으로 평가하였다.
- 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s ⍺값으로, 측정변인 간 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient로 검정하였으며, 다중공선성 검정은 중다회귀분석을 시행하였다.
- 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.
이론/모형
- 건강관련 삶의 질은 World Health Organization (WHO)에서 개발한 WHO Quality of Life Scale Abbreviated Version (WHOQOL-BREF)[25]를 Min 등[26]이 보완하여 한국판 WHOQOL-BREF로 개발한 건강관련 삶의 질 도구로 측정하였다. 본 도구는 전반적인 삶의 질(2문항), 신체적 건강(7문항), 심리적 건강(6문항), 사회적 관계(3문항), 환경적 영역(8문항)의 5개의 하위요인으로 구성되어 있으며 총 26문항이다.
- 가설적 모형의 추정계수 유의성 검토를 위해 비표준화 회귀계수, 표준화 회귀계수, 표준오차, 고정지수(CR)와 p값을 확인하였다. 모형의 적합도 검정은 x2, x2/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)를사용하였다. 수정모형의 총 효과와 간접효과의 유의성 검정을 위해 부스트래핑(bootstrapping)을 사용하였고, 최적모형 선정에는 CAIC (Consistent Akaike Information Criteria)를구하였고, 내생변수의 설명력은 다중상관제곱으로 평가하였다.
- 사회적 지지는 Park [16]이 개발한 사회적 지지 도구로 측정하였다. 본 도구는 정서적 지지(7문항), 평가적 지지(6문항), 정보적 지지(6문항), 물질적 지지(6문항)의 4개의 하위요인으로 구성되었으며 총 25문항이다.
- 양육 스트레스는 Kim과 Kang [20]이 개발한 양육 스트레스 도구를 Kim [21]이 수정 · 보완한 도구로 측정하였다.
- 우울은 Radloff [23]가 개발한 Center for Epidemiological Studies Depression Scale (CES-D) 도구를 Chon 등[24]이 수정 · 번안한 통합적 한국판 CES-D 도구로 측정하였다.
- 직무만족도는 Korea Labor Institute [17]에서 개발한 직무만족도 도구로 측정하였다. 본 도구는 총 8문항으로 이루어져 있다.
성능/효과
- 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.
- 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 x2 값의 차이를 검정한 결과, 수정모형이 더 양호한 모형으로 확인되어 제거된 경로에 대한 타당성이 검정되었다. 수정모형의 적합도 지수는 x2=606.
- 그리고 본 연구에서 양육 스트레스가 우울에 미치는 직접효과(β=.22, p=.002) 보다 통합력을 통해 우울에 영향을 미치는 간접효과(β=.32, p=.004)가 더 큰 것으로 나타났다.
- 끝으로, 본 연구에서 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울이 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 주는 변인이기도 하지만, 관련 변인들을 통해 간접적으로도 영향을 미치고 있음이 확인되었다. 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위해서는 그들의 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울의 정도를 사정하고 각 변인에 대한 개별적인 중재와 더불어 간접 효과를 고려한 통합적인 중재가 효과적일 것이라고 생각된다.
- 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 x2=604.
- 두 측정변수를 제거 후 확인적 요인분석을 시행한 결과, 적합도 지수는 x2=604.77 (p<.001, df=155), x2/df는 3.90, RMSEA=.08, SRMR=.05, AGFI=.85, TLI=.93, CFI=.94로 나타나 x2를 제외한 다른 적합도 지수는 모두 권장기준을 만족하였다[28,29].
- 94로 나타나 x2를 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.
- 이러한 차이는 선행연구에서는 기혼취업여성의 자녀 여부와 상관없이 모두 조사하였기 때문에 양육 스트레스를 확인하지 않았고, 본 연구에서는 선행연구에서는 확인하지 않았던 양육 스트레스를 포함하여 영향요인을 확인하였기 때문으로 생각된다. 또한 본 연구에서 미취학 자녀를 둔 취업여성은 우울보다 양육 스트레스가 건강관련 삶의 질에 더 큰 영향을 주는 것이 확인되었다.
- 이 결과는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위해서는 우선적으로 그들의 양육 스트레스를 사정하고 이를 감소시키기 위한 중재가 필요하다는 것을 의미한다. 또한 본 연구에서 양육 스트레스는 통합력을 통해 간접적으로도 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 높은 양육 스트레스가 통합력을 떨어뜨려 건강관련 삶의 질을 저하시키는 것을 의미하며, 이 결과는 선행연구에서 높은 스트레스는 통합력을 떨어뜨리는 것으로 보고된 연구[13]와 유사하다.
- 즉, 본 연구에서 제시한 구조모형에서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 모든 내생변수와 외생변수가 직접 효과가 있었고, 사회적 지지가 우울로 가는 경로를 제외한 나머지 경로들이 모두 유의한 것으로 나타났으며, 각 변인들의 통합력과 양육 스트레스를 통한 간접효과도 확인되어 본 연구에서 추정한 이론적 가설들에 의한 모형이 실제 자료에 거의 부합한 것으로 나타나 이는 건강생성이론을 지지하는 결과라고 할 수 있다. 또한 본 연구에서 이들 내 ․ 외생변수들로 인한 건강관련 삶의 질 모형의 설명력은 78%로 설명력에 대한 절대적 기준이 없고, 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질 구조모형에 대한 선행연구를 찾기 어려워 비교논의 할 수는 없지만 적지 않은 설명력을 나타냈다고 생각된다.
- 또한 본 연구에서는 양육 스트레스가 우울에 미치는 직 · 간접적인 효과만큼, 통합력도 우울에 미치는 직접적인 효과가 큰 것으로 나타났는데, 이러한 결과들은 건강생성이론에서 스트레스 관리를 위한 핵심요소인 통합력의 중요성이 검증된 의미 있는 결과라고 생각된다.
- 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.
- 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 .
- 본 연구의 건강관련 삶의 질 구조모형에서 확인된 변인 간의 관계와 경로 등의 주요 결과를 토대로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위한 전략에 대해 논의하고자 한다. 본 연구에서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 가장 큰 영향을 주는 변인은 양육 스트레스였다. 이 결과는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위해서는 우선적으로 그들의 양육 스트레스를 사정하고 이를 감소시키기 위한 중재가 필요하다는 것을 의미한다.
- 이 결과는 사회적 지지가 건강관련 삶의 질을 높인다는 선행연구의 결과를 지지한다[8]. 본 연구에서 사회적 지지는 건강관련 삶의 질에 직접 영향을 주기도 하지만 양육 스트레스를 감소시킴으로써, 그리고 통합력을 높임으로써 간접적으로도 건강관련 삶의 질을 높이는 것으로 확인되었다. 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 양육 스트레스를 감소시키고 통합력과 건강관련 삶의 질을 향상시키기 위해 미취학 자녀를 둔 취업여성의 사회적 지지를 높이기 위한 중재방안 마련이 요구된다.
- 본 연구에서 사회적 지지는 양육 스트레스 다음으로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 큰 영향을 주는 것으로 나타났다. 이 결과는 사회적 지지가 건강관련 삶의 질을 높인다는 선행연구의 결과를 지지한다[8].
- 본 연구에서 사회적 지지와 직무만족은 양육 스트레스를 감소시키고, 직 · 간접적으로 통합력을 높이며, 통합력을 통해 직 · 간접적으로 건강관련 삶의 질을 높이는 것으로 나타났다.
- 본 연구에서 양육 스트레스는 우울에 직접 영향을 주며 통합력을 통해 간접적으로도 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 스트레스가 우울에 직접 영향을 주기도 하지만 통합력을 통해 간접적으로도 영향을 주는 선행연구결과[13]와 유사하다.
- 94였다. 본 연구에서 잠재요인들의 개념 신뢰도는 .87~.97이고, 평균분산추출지수는 .69~.93으로 모두 기준치 이상으로 나타나 수렴타당성이 확보되었다. 판별타당성도 검정하였으며, 통합력과 건강관련 삶의 질의 상관계수가 .
- 본 연구에서 직무만족은 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강 관련 삶의 질에 영향을 주는 것으로 나타났으며, 이는 직무만족이 기혼취업여성의 건강관련 삶의 질에 영향을 준다는 선행연구결과[10]를 지지한다. 기혼취업여성에게 직장은 주요 생활 영역이며 직무만족은 가정에서의 행복에도 영향을 미치는 중요한 요인이다[30].
- 기혼취업여성에게 직장은 주요 생활 영역이며 직무만족은 가정에서의 행복에도 영향을 미치는 중요한 요인이다[30]. 본 연구에서 직무만족은 미취학 자녀를 둔 취업여성의 통합력을 높여주고 양육 스트레스와 우울수준을 감소시키는 것으로 나타났으며, 이를 통해 건강관련 삶의 질에 간접적으로도 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 직무만족을 높이기 위한 중재가 요구되며, 그 방안으로 미취학 자녀를 둔 취업여성을 배려하는 직장문화의 조성을 위한 방안, 고충상담 프로그램 등이 활용될 수 있을 것이다.
- 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위해서는 그들의 우울 정도를 사정하고 우울수준을 낮추는 중재가 필요하다. 본 연구에서 통합력은 우울에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 통합력이 우울의 주요 영향요인으로 보고된 연구결과[13]를 지지한다. 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위해 우울수준을 낮추는 것이 중요하고, 이를 위해 통합력을 높이기 위한 중재가 효과적일 것으로 생각된다.
- 본 연구의 가설적 모형의 적합도 지수는 x2=604.80 (p＜.001, df=155), x2/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.
- 본 연구는 건강생성이론과 선행연구 고찰을 통하여 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질 구조모형을 구축하고 관련 변인 간의 경로와 직 · 간접적인 효과를 파악하였다. 사회적 지지, 직무만족, 양육 스트레스, 통합력, 우울은 건강관련 삶의 질을 78% 설명하였다. 또한 본 연구는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 양육 스트레스와 통합력, 우울에 영향을 미치는 변인을 검정한 것과 통합력의 중요성도 확인한 것에 의의가 있다고 할 수 있다.
- 수정모형의 건강관련 삶의 질에 대한 사회적 지지의 직접효과(β=.24, p<.001)와 양육 스트레스, 통합력, 우울을 통한 간접 효과(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 직접 효과(β=-.17, p=.001)가 유의하게 나타났다.
- 경로 삭제 전과 후의 두 모형 간 x2 값의 차이를 검정한 결과, 수정모형이 더 양호한 모형으로 확인되어 제거된 경로에 대한 타당성이 검정되었다. 수정모형의 적합도 지수는 x2=606.12 (p＜.001, df=156), x2/df=3.89, RMSEA= .08, SRMR=.05, AGFI=.85, TLI=.93, CFI=.94로 나타나 x2를 제외한 다른 적합도 지수가 모두 양호하였다. 또한 가설적 모형의 CAIC 값(999.
- 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).
- 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.
- 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 x2 값의 차이를 검정한 결과, 수정모형이 더 양호한 모형으로 확인되어 제거된 경로에 대한 타당성이 검정되었다.
- 본 연구는 건강생성이론을 기반으로 미취학 자녀를 둔 취업 여성의 건강관련 삶의 질 구조모형을 구축하고 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 주요 변인들의 영향력과 각 변인들의 직 · 간접적인 효과를 확인한 것에 의의가 있다. 즉, 본 연구에서 제시한 구조모형에서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 모든 내생변수와 외생변수가 직접 효과가 있었고, 사회적 지지가 우울로 가는 경로를 제외한 나머지 경로들이 모두 유의한 것으로 나타났으며, 각 변인들의 통합력과 양육 스트레스를 통한 간접효과도 확인되어 본 연구에서 추정한 이론적 가설들에 의한 모형이 실제 자료에 거의 부합한 것으로 나타나 이는 건강생성이론을 지지하는 결과라고 할 수 있다. 또한 본 연구에서 이들 내 ․ 외생변수들로 인한 건강관련 삶의 질 모형의 설명력은 78%로 설명력에 대한 절대적 기준이 없고, 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질 구조모형에 대한 선행연구를 찾기 어려워 비교논의 할 수는 없지만 적지 않은 설명력을 나타냈다고 생각된다.
- 본 연구에서 직무만족은 요인부하 크기를 기준으로 문항을 묶는 요인알고리즘 방법으로 문항묶음[18]을 하여 하위요인을 직무만족도 1, 직무만족도 2, 직무만족도 3으로 분류하였다. 직무만족도 1은 임금, 취업의 안정성, 직무내용 문항이, 직무만족도 2는 근로환경, 근무시간 문항이, 직무만족도 3은 개인의 발전기회, 의사소통 및 인간관계, 전반적인 직무만족 문항으로 구성되었다. 본 도구를 사용한 Choi [19]의 연구에서 Cronbach’s ⍺는 .
- 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.
- 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.
- 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.
후속연구
- 본 연구에서 사회적 지지와 직무만족은 양육 스트레스를 감소시키고, 직 · 간접적으로 통합력을 높이며, 통합력을 통해 직 · 간접적으로 건강관련 삶의 질을 높이는 것으로 나타났다. 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 양육 스트레스를 감소시키기 위해 사회적 지지와 직무만족을 높이기 위한 중재가 활용될 수 있으며, 이를 통해 통합력과 건강관련 삶의 질을 높이는 효과도 기대할 수 있을 것이다.
- 본 연구에서 직무만족은 미취학 자녀를 둔 취업여성의 통합력을 높여주고 양육 스트레스와 우울수준을 감소시키는 것으로 나타났으며, 이를 통해 건강관련 삶의 질에 간접적으로도 영향을 미치는 것으로 나타났다. 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 직무만족을 높이기 위한 중재가 요구되며, 그 방안으로 미취학 자녀를 둔 취업여성을 배려하는 직장문화의 조성을 위한 방안, 고충상담 프로그램 등이 활용될 수 있을 것이다. 이러한 직무만족을 높이는 중재를 통해 건강관련 삶의 질뿐만 아니라 양육 스트레스와 우울수준을 낮추고 통합력을 높이는 효과도 기대할 수 있을 것이다.
- 또한 본 연구는 미취학 자녀를 둔 취업여성의 양육 스트레스와 통합력, 우울에 영향을 미치는 변인을 검정한 것과 통합력의 중요성도 확인한 것에 의의가 있다고 할 수 있다. 따라서 본 연구의 결과가 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위한 중재 및 프로그램 개발, 그리고 통합력 향상과 우울 예방 및 감소를 위한 중재 개발에 기초자료로 활용될 수 있기를 제언한다. 한편 본 연구에서는 대상자를 임의표집 하였으므로 반복적인 연구가 필요하다.
- 한편 본 연구에서는 대상자를 임의표집 하였으므로 반복적인 연구가 필요하다. 또한 본 연구에 포함된 변인만으로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 설명하기에는 한계가 있으므로 본 연구에서 밝히지 못한 다른 관련 변인들에 대해 검정하는 연구를 제언한다. 또한 본 연구에서 통합력의 조절효과는 확인하지 못하였으므로 추후 연구에서 이를 확인한 후 통합력의 증진방안을 모색하는 것이 필요하다고 생각한다.
- 또한 본 연구에 포함된 변인만으로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 설명하기에는 한계가 있으므로 본 연구에서 밝히지 못한 다른 관련 변인들에 대해 검정하는 연구를 제언한다. 또한 본 연구에서 통합력의 조절효과는 확인하지 못하였으므로 추후 연구에서 이를 확인한 후 통합력의 증진방안을 모색하는 것이 필요하다고 생각한다.
- 따라서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 직무만족을 높이기 위한 중재가 요구되며, 그 방안으로 미취학 자녀를 둔 취업여성을 배려하는 직장문화의 조성을 위한 방안, 고충상담 프로그램 등이 활용될 수 있을 것이다. 이러한 직무만족을 높이는 중재를 통해 건강관련 삶의 질뿐만 아니라 양육 스트레스와 우울수준을 낮추고 통합력을 높이는 효과도 기대할 수 있을 것이다.
- 이에 본 연구는 건강생성이론[5]을 토대로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 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.
- 특히 본 연구에서 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질에 양육 스트레스가 직 · 간접적으로 가장 크게 영향을 주고, 그 다음 순으로 사회적 지지, 직무만족, 통합력, 우울이 영향을 주는 것으로 나타났으므로 중재방안 마련 시에 이들 변수에 비중을 두는 것이 필요하다.
- 따라서 본 연구의 결과가 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 높이기 위한 중재 및 프로그램 개발, 그리고 통합력 향상과 우울 예방 및 감소를 위한 중재 개발에 기초자료로 활용될 수 있기를 제언한다. 한편 본 연구에서는 대상자를 임의표집 하였으므로 반복적인 연구가 필요하다. 또한 본 연구에 포함된 변인만으로 미취학 자녀를 둔 취업여성의 건강관련 삶의 질을 설명하기에는 한계가 있으므로 본 연구에서 밝히지 못한 다른 관련 변인들에 대해 검정하는 연구를 제언한다.
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