Development and Validation of the Revised Korean-Parental Overprotection Scale (K-POS-2)

부모의 관심과 보호는 개인의 건강한 발달과 성장에 필수불가결한 요소이다. 그러나 자녀의 연령과 심리사회적 발달 단계에서 요구되는 수준을 넘어서는 과도한 도움과 개입, 즉 과보호적인 양육은 오히려 역기능적일 수 있다. 과보호 양육의 영향을 탐색하는 연구들은 1980년대 이후에 태어난 밀레니얼 세대(millennial generation)가 대학에 진학하기 시작한 2000년대부터 본격적으로 사회적, 학문적 관심을 받기 시작했다. 자녀의 인생에 지나치게 개입하고 도움을 주는 부모들을 지칭하는 ‘헬리콥터 부모(Cline & Fay, 2006)’, ‘잔디깎이 부모(Lythcott-Haims, 2015)’는 사회적으로 만연한 과보호 양육을 일컫는 신조어이다. 그 배경에는 높은 경제력과 교육 수준을 지닌 중산층 이상의 소규모 가족이 증가하면서 부모가 자녀에게 더 많은 시간과 에너지를 쏟게 된 사회적 요인(Hershatter & Epstein, 2010)과 함께 부모의 높은 불안(Cooklin et al., 2013), 거부적 양육 경험(Kim et al., 2005), 자녀의 높은 정서적 반응성(Rubin et al., 1999) 등 개인적 요인이 상호 작용하는 것으로 알려져 있다.

과보호 양육의 개념을 정의한 연구들을 살펴보면, 자녀의 연령과 발달에 필요한 수준 이상의 과도한 통제와 도움이 핵심 특징이라는 데 의견이 일치한다. 그러나 과보호 양육을 포괄적으로 정의하는 데 있어서는 연구자마다 차이가 있다. 예컨대, Levy(1943)는 과보호를 관대하고 너그러운 양육과 차별되는 ‘부족하거나 과도한 통제, 자녀를 아기처럼 돌보는 행동’으로 정의한 반면, Padilla-Walker와 Nelson(2012)은 과보호 양육이 애정과 같은 긍정적인 요소를 포함한다고 주장하며 ‘정서적 지지, 과도한 도움과 개입, 자율성 제한’등의 하위 요소로 정의하였다. 이처럼 상이한 개념 정의와 다양한 이론적 배경은 현재까지 국내와 해외에서 개발된 다양한 과보호 척도들(Chung & Chang, 2008; Kins & Soenens, 2013; LeMoyne & Buchanan, 2011; Parker et al., 1979; Schiffrin et al., 2014; Segrin et al., 2012)에 반영되었다.

현재까지 자녀가 지각하는 과보호 양육을 측정하기 위해 개발된 척도 중 가장 대표적인 것은 1970년대 후반에 개발되어 국내외에서 널리 쓰인 부모-자녀 결합검사(Parental Bonding Instrument, PBI; Parker et al., 1979)이다. PBI는 과보호를 애정 및 돌봄과 상반되는 통제적인 양육으로 정의한다. PBI는 오랫동안 널리 사용된 척도인 까닭에 축적된 선행 연구들을 토대로 결과의 비교와 해석이 가능하다는 장점이 있으나, 통제 중심의 문항으로만 구성되어 과보호 양육의 특징과 양상을 복합적으로 파악하기는 어렵다는 제한점이 있다. 반면에 2000년대 이후 개발된 척도들은 과보호 양육의 다차원적인 특성을 반영하는 것이 특징이다. 예컨대, Multidimensional Overprotective Parenting Scale(Kins & Soenens, 2013)은 과보호 양육을 ‘선제적 문제 해결’, ‘아기 취급’, ‘사생활 침해’, ‘과도한 정서 반응’과 같은 하위 요소로 나누고 있다. 한편, 과보호가 자녀의 안녕에 대한 관심이나 높은 애정과 같은 긍정적인 의도에서 비롯된다는 관점을 반영한 척도들도 있다. 대표적인 예로 Segrin과 동료들(2012)이 개발한 척도에는 자녀에게 독립적으로 문제를 해결할 권한을 부여하지 않는 ‘낮은 자녀 자기 주도’요인과 함께, 많은 조언을 주고 감정 조절을 돕는 긍정적인 측면이 반영된 ‘조언 및 정서 관리’요인도 포함되었다. 이처럼 최근 10년간 개발된 척도들은 과보호 양육을 다양한 요인이 복합적으로 작용하는 형태로 개념화함으로써, 과보호 양육에 대한 심층적인 연구를 가능하게 한다. 이러한 척도들은 공통적으로 양호한 구성 타당도와 신뢰도를 지니고 있는데, 일부는 한국어로 번안되어 신뢰도와 타당도가 검증되었다(Chae et al., 2016; Kang & Lee, 2017).

다양한 이론적 개념을 바탕으로 한 척도들을 통해 과보호 양육의 다양한 측면을 탐색할 수 있게 된 것은 장점이나, 일반화 차원에서는 제한점이 지적되고 있다. 예를 들어, ‘헬리콥터 양육 측정도구(Schiffrin et al., 2014)’나 ‘헬리콥터 부모역할 지각 척도(LeMoyne & Buchanan, 2011)’는 한국에서도 사용되고 있으나, 백인 대학생을 대상으로 개발되었기 때문에 타 문화권의 부모-자녀 관계를 탐색하는 데 다소 제한적인 측면이 있다(Kang & Lee, 2017; Schiffrin et al., 2014). 부모의 양육 태도와 이에 대한 자녀의 인식에는 필연적으로 그 문화와 사회에서 중시하는 가치와 특성이 반영되어 서로 다른 양상으로 나타날 수 있기 때문이다(Harkness & Super, 2002). 일반적으로 서구 사회와 비교하여 아시아에서는 유교 사상과 집단주의 문화 등의 영향으로 부모가 자녀 중심적이면서도 권위적이고(Shin & Wong, 2013), 부모-자녀 간 관계가 더 밀착되어 있다(Rothbaum et al., 2002).

그중에서도 한국과 중국을 포함한 동아시아권에서 나타나는 과보호 양육 양상에는 과도한 개입과 통제뿐만 아니라, 자녀의 학업과 성취를 강조하고, 타인과 비교하거나 체면을 중시하는 특성이 있는 것으로 보고된다(Han, 2016; Leung et al., 2018). 이러한 양상이 반영된 대표적인 척도로 Chinese Overparenting Scale(Leung & Shek, 2019)이 있다. 해당 척도의 하위 요인을 살펴보면 ‘지나친 모니터링’, ‘자녀에 대한 개입’처럼 기존 과보호 척도들과의 공통 요인 이외에 ‘지나친 학문적 성취 강조’, ‘자녀의 성취와 타인의 비교’, ‘과도한 일일계획 부과’와 같은 문화 특수적 요인들이 포함되어 있다. 한편, 국내에서도 문화 특수적 측면을 반영한 척도들이 개발되어 타당화를 거친 바 있다. Chung과 Chang(2008)의 ‘한국 어머니 과보호 척도’와 Chung과 Yoon(2015)이 개발한 ‘한국 과보호 양육척도’가 대표적이다.

한국 과보호 양육 척도(Korean-Parental Overprotection Scale; K-POS)는 한국의 문화 특수적 양육 태도인 성취와 체면 중시 요인에 대한 문항을 포함하고, 부모와 자녀, 교사 등 서로 다른 집단이 지각하는 과보호 양육 태도에 대한 정보를 반영하여 개발되었다(Chung & Yoon, 2015). K-POS는 총 15개 문항, 4개의 하위 요인(통제, 동일시, 성취 지향, 체면 문화)으로 이루어져 있으며, 대부분 어머니의 양육 태도만을 측정하는 척도들과 다르게 아버지의 과보호 양육 태도도 함께 측정하는 것이 특징이다. 자녀 양육을 위한 아버지의 역할이 점점 더 강조되는 가운데, 아버지가 어머니와 차별된 역할로 자녀에게 독립적인 영향을 미치며(McKinney & Renk, 2008), 부모나 자녀의 성별에 따라 과보호가 자녀의 심리사회적 발달에 미치는 영향이 달라짐(Kouros et al., 2017; Rousseau & Scharf, 2015)을 고려할 때, 과보호의 영향에 대한 포괄적이고 세부적인 분석이 가능한 장점이 있다. 일례로 K-POS를 활용하여 과보호 양육의 영향을 탐색한 선행 연구(Yoon & Chung, 2014)에 따르면 아버지의 과보호 양육은 대학생 자녀의 부정행위에 유의한 영향을 미치지 않은 반면, 어머니가 체면 중시적이고 동일시 경향이 높은 과보호 양육 태도를 가지고 있다고 보고한 대학생들은 그렇지 않은 집단에 비해 부정행위를 더 많이 했다.

한편, K-POS 개발 이후 다양한 선행 연구에서 지적된 보완점은 다음과 같다. 첫째, 일부 하위 요인에서 보고된 낮은 내적 일치도이다. K-POS 개발 시 전체 문항에 대한 내적 일치도(Cronbach’s α)는 부모 각각 .75와 .77으로 양호한 수준이었으나, 하위 요인 중 동일시 요인에서는 부모 각각 .43과 .50으로 낮은 내적 일치도가 보고되었다. 이는 3문항이라는 적은 문항 수와 관련된 것으로 생각되는데, 평행분석법을 사용하여 추출된 4요인 구조의 전반적 합치도가 매우 좋은 수준이었으므로 최종 문항에 포함되었으나 재확인의 필요성이 제기되었다. 후속 연구들을 살펴보면, Seo(2016)의 연구에서 동일시 요인의 내적 일치도 계수는 부모 모두 .48, 체면 중시 요인은 부모 각각 .70과 .63으로 보고되었고, Yoon과 Chung(2014)의 연구에서 동일시는 부모 각각 .49와 .48, 체면 중시는 .63와 .51로 역시 낮은 수준이었다.

둘째로, K-POS는 고등학생을 대상으로 개발되었으나, 보다 넓은 연령대에 적용 가능한 척도의 필요성이 제기되었다. 특히 20대 초반 대학생 시기는 ‘성인 모색기(emerging adulthood)’라는 새로운 발달 단계로 제안될 만큼(Arnett, 2000) 청소년기와 성인기 사이의 과도기적 특성이 두드러진다. 이 시기 대학생들은 부모로부터 독립을 추구하지만, 사회경제적 제약으로 인해 성인으로서의 완전한 과업 수행이 어렵다는 점에서 과보호 양육에 취약한 집단으로 볼 수 있다. 이에 다수의 해외 과보호 척도들은 대학생과 성인을 대상으로 개발되었다(LeMoyne & Buchanan, 2011; Schiffrin et al., 2014). 해당 집단에 대한 과보호의 영향을 탐색할 필요성과 관심이 높으므로, 한국 문화적 특성을 반영하여 개발된 K-POS를 대학생 집단을 대상으로 표준화한다면, 그 유용성이 더욱 확대될 것이다.

본 연구는 K-POS를 보완한 개정판 한국 과보호 양육 척도(K-POS-2)를 개발 및 타당화하는 목적으로 실시되었다. 세부 목적은 다음과 같다. 첫째, 총 4개의 하위 요인 중 2개인 체면 중시와 동일시 요인에서 보고된 낮은 내적 일치도를 개선하는 것이다. 둘째, 고등학생을 대상으로 개발된 기존 척도를 보완하여 고등학생과 대학생 및 초기 성인 집단에 모두 활용 가능한 과보호 척도를 개발하는 것이다. 이에 본 연구에서는 3단계에 걸쳐 자료 수집 및 분석을 수행하였다. 우선 1단계에서는 K-POS-2의 예비 문항을 제작하고 고등학생을 대상으로 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 실시하여 요인 구조를 도출하였다. 2단계에서는 다집단 확인적 요인분석을 통해 K-POS-2가 고등학생과 대학생 모두에서 공통적으로 사용될 수 있는지 측정 동일성을 검증하였다. 마지막으로 3단계에서는 K-POS-2의 수렴 및 변별 타당도와 검사-재검사 신뢰도를 확인했다.

방 법

연구 대상

연구 대상은 개정판 척도의 요인 구조 도출을 위한 고등학생 집단, 측정 동일성 검증을 위한 대학생 집단, 그리고 K-POS-2의 수렴 및 변별 타당도와 신뢰도 확인을 위해 추가로 모집한 고등학생과 대학생 집단으로 구성된다.

우선, 1단계에서는 연구자 소속 대학의 생명윤리심의위원회에서 승인(7001988-201809-HR- 391-05)을 받아 인천 소재 1개 고등학교 재학생을 대상으로 총 880명의 연구 참여자를 모집했다. 참여자 중 남학생은 449명(51.0%), 여학생은 431명(49.0%)이었다.

2단계에서는 서울 소재 8개 대학교의 온라인 커뮤니티 사이트를 통해 총 993명의 연구 참여자를 모집하였다(7001988-201909-HR-381- 06). 참여자 중 남자는 395명(39.8%), 여자는 598명(60.2%)이었다. 각 사이트에 연구 참여 모집 문건을 게시하고, 예비 척도의 온라인 링크(www.qualtrics.com)를 업로드하여 참가자가 연구 설명문을 읽고 서면 동의 후 설문에 응답하는 방식이었다.

마지막으로, 수렴 및 변별 타당도와 검사-재검사 신뢰도 검증을 위해 온라인 설문 전문기관¹⁾을 통해 전국 단위로 고등학생과 대학생을 각 100명씩 모집했다(7001988-202002-HR-757- 04). 고등학생 100명 중 남자는 45명(45.0%), 여자는 55명(55.0%)이었고, 대학생 100명 중 남자는 39명(39.0%), 여자는 61명(61.0%)이었다.

연구 절차 및 분석 방법

개정판 척도 제작 및 타당화를 위한 본 연구의 세부 절차는 1단계로 예비 문항의 개발, 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 통한 요인 구조 도출, 2단계로 다집단 확인적 요인분석을 통한 측정 동일성 검증, 3단계로 K-POS-2의 수렴 및 변별 타당도와 검사-재검사 신뢰도를 확인하는 순서로 진행되었다.

예비 문항의 개발

K-POS의 체면 중시와 동일시 하위 요인에서 반복적으로 낮은 내적 신뢰도가 보고되었고, 문항 표현상 해석의 어려움이 지적됨에 따라 다음과 같은 절차를 통해 예비 문항을 제작했다. 1차로 전문가의 피드백, 척도 사용자의 의견, 그리고 문헌 조사를 바탕으로 문항과 해당 요인 간의 관련성, 또는 표현 및 단어의 명확성을 고려하여 체면 중시와 동일시 요인에 대해 각각 15개씩 총 30개의 후보 문항을 제작했다. 예를 들어, 동일시 요인의 ‘본인의 성공보다는 나의 성공을 우선시 하신다’는 자녀에 대한 애정이나 헌신으로 지각될 수 있어 의미가 모호하다는 전문가의 의견에 따라 ‘나의 성공을 본인의 성공이라고 생각하신다’라는 문항을 추가했고, 체면 중시 중 ‘본인의 생각보다는 언론 매체나 주변 정보에 따라 의사결정을 하신다’는 문항은 자녀에 대한 의사결정 시 타인의 기준이나 시선을 우선시하여 자녀의 감정이나 욕구를 억제하는 양육 태도가 충분히 반영되지 않았다는 의견에 따라 ‘나와 관련된 의사결정 시 주변의 시선이나 이미지를 중요하게 고려하신다’라는 후보 문항을 새로 만들었다. 또한, 자녀와 동일시하거나 체면을 중시함으로써 자녀의 심리적 자율성을 제한하는 모습을 강조한 ‘내가 부모님의 결정을 당연히 따를 거라고 기대하신다(동일시)’, ‘다른 사람에게 어떻게 비춰질지 생각해서 행동하라고 말씀하신다(체면 중시)’ 등의 새로운 문항들도 추가했다.

후보 문항 1차 제작 후, 과보호 양육 관련 연구를 수행하거나 척도 개발 경험이 있는 심리학 교수 및 전문가 5인에게 5점 리커트 척도(1점: 전혀 그렇지 않다, 5점: 매우 그렇다)를 이용해 후보 문항의 내용 타당도를 평가받았다. 그리고 타당도 평가 결과를 바탕으로 전체 30문항 중 평균이 3.5점 이상인 체면 중시 6문항과 동일시 8문항을 선별했다. 선별된 문항 내용과 내용 타당도 평가 결과는 표 1과 같다. 그리고 최종적으로 K-POS 원척도 문항 15개와 새로 선별된 체면 중시와 동일시 요인의 후보 문항 14개를 합해 총 29문항의 예비 척도를 구성했다. 본 연구에서는 전체 4개의 하위 요인 중 지속적으로 낮은 일치도가 보고된 두 개의 요인에 대해서만 예비 문항을 제작했는데, 이는 기존 척도의 단점을 보완하는 동시에, 원척도와 기존 척도 간의 연속성을 유지시키는 장점이 있다. 즉, K-POS를 활용하여 과보호 양육 태도의 영향을 탐색한 선행 연구 결과들을 사장시키지 않고 기존 연구 결과를 바탕으로 추가적인 가설 수립 및 검증이 가능하다.

표 1.

동일시와 체면 하위 요인 후보 문항의 내용 타당도 평가 결과

요인	후보 문항		점수
동일시	1	이루지 못한 꿈을 내가 이뤄주기를 바라신다*	3.80
	2	내가 슬프거나 기쁠 때 나보다 더 슬프거나 기뻐하신다	3.20
	3	나의 성공을 본인의 성공이라고 생각하신다*	4.20
	4	내가 당연히 부모님과 같은 가치관을 가졌을 것이라고 여기신다*	3.60
	5	내가 부모님의 결정을 당연히 따를 거라고 기대하신다*	3.80
	6	나의 실패를 본인의 실패로 생각하신다*	4.80
	7	나에 관한 중요한 결정을 모두 본인이 하려고 하신다*	3.60
	8	내가 잘못한 일에 대해 대신 책임을 지려고 하신다	3.40
	9	내 문제를 모두 해결해주려고 하신다*	3.60
	10	내가 부모님과 다른 의견을 말하면 인정하지 않으신다	2.80
	11	나를 당신의 분신으로 여기신다*	4.40
	12	당신의 삶보다 내 삶에 더 많이 신경을 쓰신다	3.40
	13	본인보다 나를 더 아끼시는 것 같다	3.20
	14	나의 행복은 곧 부모님의 행복이다	3.40
	15	나의 모든 것을 알고 있다고 생각하신다	3.40
체면중시	1	나와 관련된 좋지 않은 일은 다른 사람들에게 숨기거나 거짓으로 둘러대신다*	4.20
	2	본인의 기준보다 다른 사람들의 기준을 더 중요시하신다	2.60
	3	다른 사람들에게 내가 한 일을 과장되게 자랑하신다	3.20
	4	나에 대해서 남들에게 실제보다 부풀려 이야기하실 때가 있다	3.40
	5	나에 대해 자랑하는 것을 좋아하신다	3.20
	6	주변 사람과 나를 자주 비교하신다	3.20
	7	의사결정 시 주변의 시선이나 이미지를 중요하게 고려하신다*	4.00
	8	다른 사람들에게 어떻게 비춰질지 생각해서 행동하라고 말씀하신다*	4.00
	9	내 행동이나 성취가 기대에 미치지 못하면 다른 사람들 보기에 부끄러워하신다*	4.60
	10	내 주변 사람들이 나보다 좋은 평가를 받으면 기분이 상하신다*	3.60
	11	내가 다른 사람들보다 우월하거나 최고가 되기를 바라신다	3.00
	12	내가 일류 대학이나 회사에 들어가야 한다고 강조하신다	2.80
	13	내가 돈을 많이 벌거나 사회적으로 인정받는 직업을 갖기를 바라신다	2.80
	14	나에 대한 다른 사람들의 평가에 민감하시다*	3.80
	15	내가 남부럽지 않게 생활할 수 있도록 경제적 지원을 아끼지 않으신다	2.60

[i]

주. * 선별 문항

탐색적 요인분석

요인분석을 위해 고등학생을 대상으로 총 29문항의 예비 척도에 대한 응답을 일주일간 수집했다. 참가자들은 각 문항에 5점 리커트 척도(1점: 전혀 그렇지 않다, 5점: 매우 그렇다)로 자신이 지각하는 부모의 과보호 양육 태도 수준을 평정하였다. 본 연구에서는 아버지와 어머니의 양육 태도에 대한 응답을 함께 측정했으며, 참가자에 따라 부모 모두에 대해 답하거나 한쪽에 대해서만 응답하였다.

수집된 고등학생 880명의 자료 중 결측치가 있거나 불성실한 응답을 포함한 76명의 자료를 제외한 총 804명(부모 모두 응답 698명, 어머니만 응답 84명, 아버지만 응답 22명)의 자료를 탐색적 요인분석(n = 398)과 확인적 요인분석(n = 406)에 무선 배분하였다. 두 집단 모두 요인분석의 신뢰도 확보에 권장되는 표본 수인 300명 이상의 조건을 충족했으며(Tabachnick & Fidell, 2007), Widaman(2012)이 제안한 최소 5:1 이상의 참가자 대 변인 비율을 만족했다.

먼저 예비 척도의 요인 구조를 확인하기 위해 IBM　SPSS Window 26.0을 사용하여 탐색적 요인분석을 실시했다. 요인 수 결정에는 총 29문항에 대해 스크리 도표와 평행 분석(Horn, 1965) 방법을 사용했다. 스크리 도표는 요인 수 추정을 위한 대표적인 절차 중 하나이며, 보다 신뢰로운 방법으로 평행 분석이 권장된다(Preacher & MacCallum, 2003). 평행 분석 시에는 O’Connor(2000)가 제시한 SPSS 명령문을 사용했다. 요인 추출 단계에서는 주축 요인 추출법(principal axis factoring)과 사각 회전의 일종인 직접 오블리민(direct oblimin) 방법을 사용했고, 리커트 척도 개발을 위한 탐색적 요인분석 방법(Jahng, 2015) 및 선행 연구들을 참고하여 아버지와 어머니 자료 모두에서 공통성 .40 이상, 요인 부하량 최소 .30 이상, 요인 간 부하량 차이가 .10 이상인 문항들을 선별하여 K-POS-2의 요인 구조를 산출했다. 신뢰도 검증을 위해서는 전체 문항 및 하위 요인의 내적 일치도(Cronbach’s α)를 확인하였다.

확인적 요인분석

탐색적 요인분석에 이어서 요인 구조의 적합도를 검증하기 위해 IBM AMOS Window 26.0을 사용하여 확인적 요인분석을 실시했다. 최대 우도법(Maximum likelihood)을 가정하고 χ² 통계량과 TLI(Tucker-Lewis Index), CFI (Comparative Fit Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation), SRMR(Standardized Root Mean Square Residual) 지수를 산출했다.

다집단 확인적 요인분석

고등학생과 대학생 집단 간에 K-POS-2의 측정 동일성이 성립되는지 확인하기 위해 연구 2단계에서는 대학생에게 K-POS-2를 실시하고, IBM AMOS Window 26.0을 사용하여 다집단 확인적 요인분석(multi-group confirmatory factor analysis)을 실시했다. 수집된 대학생 총 993명의 자료 중 온라인 설문 사이트 접속이 중단되어 응답을 완료하지 못한 23명, 결측치가 많고 성실하지 않은 참여자 14명의 자료를 제외한 956명(부모 모두에 대해 응답 875명, 어머니만 응답 62명, 아버지만 응답 19명)의 자료를 분석에 사용했다. 다집단 확인적 요인분석은 다른 집단 간에 요인 구조의 일반화 가능성을 교차 검증하기 위한 것으로, 형태 동일성, 요인부하량 동일성, 절편 동일성, 요인분산 및 공분산 동일성 제약 등을 순차적으로 가한 모형의 적합도 지수들을 이전 모형과 비교하는 방식으로 진행된다(Cheung & Rensvold, 2002). 모형 적합도 비교 시, χ² 차이에 대한 검정은 표본 크기에 민감하다는 지적이 있으므로(Meade et al., 2008) RMSEA와 CFI의 차이값인 ΔRMSEA와 ΔCFI를 살펴보았다.

수렴 및 변별 타당도와 신뢰도 검증

본 연구의 3단계에서는 K-POS-2의 수렴 및 변별 타당도와 신뢰도를 확인하였다. 우선 고등학생 100명과 대학생 100명을 대상으로 K-POS-2와 부모 과보호 양육 태도를 측정하는 기존 척도인 부모-자녀 결합 형태검사(Parker et al., 1979)의 과보호 하위 척도, 한국 어머니 과보호 척도(Chung & Chang, 2008), 청소년이 지각한 일반적인 양육 태도를 측정하는 척도(Huh, 2004)를 실시하였다. IBM　SPSS Window 26.0을 사용하여 K-POS-2와 한국 어머니 과보호 척도, PBI의 과보호 하위 요인 간의 상관 분석을 실시하여 수렴 타당도를 확인했으며, K-POS-2와 청소년이 지각한 부모 양육 행동 척도 간의 상관을 분석하여 K-POS-2가 애정, 합리적 설명, 감독 등과 같은 일반적인 양육 행동과 다른 차원의 양육 태도를 측정하는지 변별 타당도를 확인했다.

검사-재검사 신뢰도는 모집된 참가자 200명 중에서 재검사에 동의한 고등학생 50명과 대학생 50명을 선착순으로 선발하고, 1차 설문이 완료된 지 2주 후 K-POS-2를 재실시하는 방법으로 측정되었다. 이 중에서 일부 응답을 누락한 고등학생 3명의 자료를 제외한 총 97명(남자 35명, 여자 62명)의 자료를 분석에 사용했다. 고등학생 47명 중 남자는 16명(34.0%), 여자는 31명(66.0%)이었고, 대학생 50명 중 남자는 19명(38%), 여자는 31명(62%)이었다. 분석은 IBM　SPSS Window 26.0을 사용하여 2주 간격으로 실시한 K-POS-2의 총점과 하위 요인별 점수들 간 상관관계를 살펴보았다.

연구 도구

개정판 한국 과보호 양육척도

본 연구의 1단계에서 예비 문항 개발과 요인분석을 통해 도출된 개정판 한국 과보호 양육척도(K-POS-2) 15문항을 사용했다.

한국 어머니 과보호 척도

K-POS-2와 한국의 문화적 가치 요인이 반영된 기존 과보호 척도의 수렴 타당도 확인을 위해 한국 어머니 과보호 척도(Chung & Chang, 2008)를 실시했다. 이 척도는 과잉 기대, 자율성 저해, 과잉 통제, 과잉 보호 및 불안, 과잉 애정의 5개 요인당 5문항씩 총 25문항으로 구성된다. 각 문항은 1점(전혀 그렇지 않다)에서 4점(매우 그렇다)의 4점 척도로 어머니 양육 태도를 평정하며, 총점은 25~100점이다. Chung과 Chang(2008)의 연구에서 내적 일치도는 과잉 기대, 자율성 저해, 과잉 통제, 과잉 보호 및 불안, 과잉 애정 요인의 순서로 .90, .88, .96, .84, .64였고, 본 연구에서는 .84, .86, .80, .89, .67였다.

부모-자녀 결합형태 검사

K-POS-2와 기존에 널리 쓰이는 과보호 척도 간의 수렴 타당도를 확인하기 위해, 자녀가 지각한 부모의 양육 태도를 돌봄(care)와 과보호(overprotection)의 두 가지 차원으로 측정하는 부모-자녀 결합형태 검사(Parental Bonding Instrument, PBI; Parker et al., 1979)를 실시했다. PBI는 각 문항에 대해 0점(전혀 그렇지 않다)에서 3점(매우 그렇다)까지 4점 척도로 평정하며, 총점의 범위는 0~75점이다. 본 연구에서는 Song(1992)이 번안한 척도 25문항 중 연구의 목적상 과보호 차원의 13문항만 사용했다. Song(1992)의 연구에서 내적 일치도는 부모 각각 .87과 .88이었고, 본 연구에서는 .82와 .84였다.

부모 양육 행동 척도

K-POS-2가 부모의 애정이나 적절한 수준의 감독을 넘어선 과보호 양육 태도를 반영하는지 변별 타당도를 검증하기 위해 Huh(2004)가 청소년을 대상으로 개발한 부모 양육 행동 척도를 실시했다. 본 척도는 4점 척도(1점: 전혀 아니다, 4점: 매우 그렇다)의 총 43문항으로 이루어져 있으며(총점 범위: 43~172점), 애정, 합리적 설명, 학대, 과잉 간섭, 과잉 기대, 감독, 방치, 비일관성의 8개 요인으로 분류된다. 본 연구에서는 수렴 타당도 검증을 위한 한국 어머니 과보호 척도의 하위 요인과 중복되는 과잉 간섭과 과잉 기대를 제외한 나머지 6개 요인의 30문항만 사용했다. Huh(2004)의 연구에서 요인별 내적 일치도는 .68 ~ .86이었으며, 본 연구에서는 .76 ~ .89이었다.

결 과

탐색적 요인분석

수집한 자료가 요인분석에 적합한지 검증한 결과, KMO(Kaiser-Meyer-Olkin) 값은 아버지 기준 .876, 어머니 기준 .879로, 요인 추출을 위한 문항 간 상관관계 패턴이 양호한 수준이었다. 또한 Bartlett의 구형성 검증 결과는 아버지 χ² = 2357.861, p < .001, 어머니 χ² = 2170.771, p < .001로 보고되어 요인분석 모형에 적합한 것으로 나타났다.

요인 수 추출을 위해 스크리 도표를 살펴본 결과, 아버지와 어머니의 자료 모두에서 요인 수 4를 기점으로 기울기가 크게 변화했으며, 평행 분석 결과, 95% 기준선(Longman et al., 1989)을 초과하는 실제 고유값의 수 역시 아버지와 어머니 모두에서 원척도와 동일하게 4요인으로 나타났다. 총 29개 문항 중 공통성 .40 이하인 문항들을 먼저 순차적으로 제거한 결과, 아버지 자료에서 2차에 걸쳐 체면 중시와 동일시 요인의 10개 예비 문항, 어머니 자료에서는 4차에 걸쳐 14개의 예비 문항이 탈락했다. 참고로 어머니 자료에서 성취 지향 요인의 2개 문항(문항 1 = .398, 문항 13 = .344)과 통제 요인의 1개 문항(문항 2 = .368)은 공통성이 .40 이하였으나, 요인 부하량이 .50 이상으로 양호한 수준이고, 해당 문항을 제거하는 것은 원척도의 4개 요인 중 체면 중시와 동일시 요인의 문항만 대체하려는 연구 목적에 부합하지 않으므로 그대로 유지했다. 이후 남은 아버지 자료의 19문항, 어머니 자료의 15문항은 모두 각 요인에 대한 부하량이 .40이상, 요인 간 부하량 차이가 .10 이상이었다. 이에 부모 공통으로 선별된 15문항으로 K-POS-2의 요인 구조를 산출했으며, 패턴 행렬에 기반한 각 문항의 요인 부하량, 요인별 고유치, 분산비율은 표 2에 제시했다.

표 2.

탐색적 요인분석의 추출요인 고유치, 분산비율 및 요인 부하량

요인	요인별 문항		고유치, 분산비율 및 요인 부하량
요인	요인별 문항		아버지	어머니
성취지향	고유치		5.928	1.251
	분산비율(%)		39.521	8.338
	누적 분산비율(%)		39.521	8.338
	1	나에게 내 능력 이상의 성취를 기대하신다	.718	.632
	5	나의 성적이 기대에 못 미치면 실망하신다	.670	.592
	9	나의 사회적 성공과 성취를 중요하게 생각하신다	.647	.718
	13	교육이 성공의 길이라고 생각하신다	.661	.502
통제	고유치		1.815	1.648
	분산비율(%)		12.101	10.990
	누적 분산비율(%)		51.621	19.328
	2	나의 귀가 시간에 대해 엄격하시다	.590	.562
	6	내가 무슨 일을 하든 부모님의 허락을 받기 원하신다	.605	.496
	10	내가 누구와 어디에서 무엇을 하는지 항상 확인하신다	.847	.863
	14	전화 또는 문자로 내가 하는 일을 수시로 확인하신다	.763	.693
체면중시	고유치		1.352	5.590
	분산비율(%)		9.011	37.268
	누적 분산비율(%)		60.633	56.596
	25	나와 관련된 의사결정 시 주변의 시선이나 이미지를 중요하게 생각하신다	-.617	.623
	27	내 행동이나 성취가 기대에 미치지 못하면 다른 사람들 보기에 부끄러워하신다	-.686	.781
	28	내 주변 사람들이 나보다 좋은 평가를 받으면 기분이 상하신다	-.748	.729
	29	나에 대한 다른 사람들의 평가에 민감하시다	-.669	.693
동일시	고유치		1.075	1.032
	분산비율(%)		7.165	6.881
	누적 분산비율(%)		67.798	63.477
	18	내가 당연히 부모님과 같은 가치관을 가졌을 것이라고 여기신다	-.775	-.640
	19	내가 부모님의 결정을 당연히 따를 거라고 기대하신다	-.783	-.898
	21	나에 관한 중요한 결정을 모두 본인이 하려고 하신다	-.404	-.540

추출된 4요인은 원척도와 동일하게 ‘성취 지향’, ‘통제’, ‘체면 중시’, ‘동일시’로 명명했다. 본 연구에서 수정·보완된 체면 중시와 동일시 요인을 중점적으로 살펴보면, 우선, 체면 중시 요인은 자녀의 양육에 있어 타인의 시선이나 평가를 중시하는 4개의 문항으로 구성되어 있으며, ‘타인의 평가를 의사결정의 잣대로 삼으신다’, ‘내가 중요한 시험의 성적이 낮거나 시험에서 떨어지면 다른 학부모나 친척과의 접촉을 피하신다’ 등의 기존 문항 대신 자녀와의 관계 및 양육에서 나타나는 체면 중시 행동을 보다 강조한 문항들이 추가되었다. 한편, ‘동일시’ 요인은 자녀를 독립된 존재로 인정하지 않거나 부모 자신과 동일시하는 모습과 관련된 3문항으로 구성된다. 원척도의 ‘나를 위해 어렵고 힘든 일을 대신해 주신다’, ‘부모님 자신에 대한 비판보다 나에 대한 비판을 더 참지 못 하신다’와 같은 문항이 삭제되고, 자녀를 자신과 동일시함으로써 자녀의 욕구나 자율성을 침해하는 모습을 강조한 문항들이 포함되었다.

탐색적 요인분석 결과에서 흥미로운 점은 부모 간 고유치가 높은 순서에 차이가 있다는 것이다. 아버지에게서는 성취 지향이, 어머니에게서는 체면 중시가 가장 높은 고유치를 가진 요인으로 확인되었는데, 이는 과보호 양육이 부모에게서 각각 다른 양상으로 나타날 가능성을 의미한다. 추가적으로 아버지 자료에서 체면 중시와 동일시 요인, 어머니 자료에서는 동일시 요인의 요인 부하량이 모두 음수인 것을 볼 수 있는데, 이는 요인분석 시 요인 간의 상관이 존재함을 가정하는 사각 회전의 특성에 기인한 것으로 생각된다. 즉, 요인이 4개인 K-POS-2의 구조상 4차원의 좌표 안에서 해당 요인과 나머지 요인과의 관계로 인해 음수로 나타나는 것으로 이해할 수 있다.

전체 문항 및 하위 요인의 신뢰도 검증을 위해 내적 일치도 확인 결과, 전체 문항에 대한 내적 일치도는 부모 각각 .89, .88이었으며, 성취 지향 .81, .74, 통제 .81, .78, 체면 중시 .82, .81, 동일시 .80, .81로 나타났다. 원척도 개발 시 체면 중시 요인의 내적 일치도가 부모 각각 .59/.56, 동일시 요인은 .43/.50으로 낮게 보고된 것에 비해 양호한 수준으로 개선되었음을 알 수 있다(표 3).

표 3.

K-POS와 K-POS-2의 내적 일치도 비교

요인	K-POS		K-POS-2
요인	아버지	어머니	아버지	어머니
성취 지향	.66	.68	.81	.74
통제	.70	.77	.81	.78
체면 중시	.59	.56	.82	.81
동일시	.43	.50	.80	.81

확인적 요인분석

탐색적 요인분석에 이어, 나머지 406명의 자료를 이용하여 아버지와 어머니 각각에 대해 확인적 요인분석을 실시했다. 분석 결과로 도출된 전반적 합치도 지수는 표 4와 같다. 결과를 살펴보면 부모 모두에서 TLI와 CFI가 .90 이상으로 좋은 적합도의 기준(Vandenberg & Lance, 2000)을 만족하였으며, RMSEA와 SRMR는 아버지의 경우 .074와 .066, 어머니의 경우 .064와 .052로, 선행 연구에서 제시된 .08 기준(Hu & Bentler, 1999)을 넘지 않는 수준으로 양호했다. 확인적 요인분석에 따른 세부 결과는 그림 1에 제시하였다. 각 하위 요인에 대한 관찰 변수의 요인 계수들이 부모 모두에서 .54에서 .88로 높은 편으로 나타나 수렴 타당도가 있음을 확인했으며, 하위 요인 간의 상관 계수는 .37에서 .66으로, 요인 간의 변별 타당도를 만족하는 기준으로 제안된 .70 이하(Kline, 2011)를 만족하였다.

표 4.

K-POS-2 문항의 전반적 합치도 지수

K-POS-2	요인 수	χ²	df	TLI	CFI	RMSEA (90% CI)	SRMR
아버지	4	214.90	84	.93	.94	.067 (0.56-.078)	.056
어머니	4	181.85	84	.94	.95	.055 (.044-.066)	.047

[i]

주. CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standard Root Mean Residual

그림. 1.

K-POS-2의 확인적 요인분석 세부 지수 (좌: 아버지=, 우: 어머니)

다집단 확인적 요인분석

K-POS-2의 요인 구조가 고등학생과 대학생 집단 간에 동일하게 유지되는지 확인하기 위해 다집단 확인적 요인분석을 실시한 결과는 표 5와 같다. 우선 아버지의 경우, K-POS-2의 형태 동일성 제약 모형의 적합도가 우수한 수준(χ²(168) = 928.20, p < .001, RMSEA = 0.53, CFI = .930)이었다. 측정단위 동일성 제약 단계에서 ΔRMSEA는 -.001, ΔCFI는 -.001로, RMSEA가 .015 이상 증가하거나, CFI가 .01 이상 감소할 경우 측정 동일성이 성립되지 않는 것으로 판단하는 Chen(2007)의 기준을 충족하여 측정 동일성이 성립되는 것으로 판단되었다. 이어서 측정원점 동일성 제약 단계(ΔRMSEA = .001, ΔCFI = -.009)와 요인분산 및 공분산 동일성 제약 단계(ΔRMSEA = .001, ΔCFI = -.004)에서도 마찬가지로 측정 동일성이 성립되었다. 어머니에 대한 응답 분석 결과에서도 형태 동일성 제약 모형의 적합도가 우수한 수준이었으며(χ²(168) = 687.77, p < .001, RMSEA = 0.42, CFI = .950), 측정단위 동일성 제약 단계(ΔRMSEA = -.001, ΔCFI = -.001), 측정원점 동일성 제약 단계(ΔRMSEA = .004, ΔCFI = -.005), 요인분산 및 공분산 동일성 제약 단계(ΔRMSEA = .001, ΔCFI = -.002)에서 측정 동일성의 기준에 부합하였다. 따라서 K-POS-2의 요인 구조가 고등학생과 대학생 집단에서 동일하게 유지되었으며, 척도가 두 집단 간에 동일한 의미로 해석된다고 볼 수 있다.

표 5.

K-POS-2 요인 구조에 대한 다집단 확인적 요인분석 결과

동일성 제약	χ²	df	p	RMSEA	CFI	ΔRMSEA	ΔCFI
아버지
형태(측정틀)	928.20	168	.000	.053	.930
요인부하(측정단위)	946.92	179	.000	.052	.929	-.001	-.001
절편(측정원점)	1053.96	194	.000	.052	.920	.001	-.009
요인분산 및 공분산	1106.59	204	.000	.052	.916	.001	-.004
어머니
형태(측정틀)	687.77	168	.000	.042	.950
요인부하(측정단위)	705.98	179	.000	.041	.949	-.001	-.001
절편(측정원점)	876.63	194	.000	.045	.934	.004	-.005
요인분산 및 공분산	908.16	204	.000	.045	.932	.001	-.002

[i]

주. RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; CFI = Comparative Fit Index

수렴 및 변별 타당도

K-POS-2와 한국 어머니 과보호 척도, PBI, 부모 양육 행동 척도의 총점 및 하위 요인 점수 간 상관을 분석한 결과는 표 6과 같다. 우선, K-POS의 어머니 척도와 한국 어머니 과보호 척도의 총점 간 상관은 고등학생은 .77, 대학생은 .75로 나타나 두 척도가 전반적으로 유사한 개념을 측정할 가능성이 높은 것으로 판단되었다. 하위 요인 간 상관을 살펴보면, 가장 유사한 개념을 측정하는 것으로 생각되는 K-POS-2의 성취 지향과 한국 어머니 과보호 척도의 과잉 기대, K-POS-2의 통제와 한국 어머니 과보호 척도의 과잉 통제 간 상관이 .71 ~ .81로 매우 높았다. 또한 K-POS-2는 국외에서 널리 쓰이는 과보호 척도인 PBI와 두 집단 모두에서 중간에서 다소 높은 수준의 상관(고등학생 부: r = .64, 모: r = .56, 대학생 부: r = .67, 모: r = .70)을 보여, 기존 과보호 양육 척도들과의 수렴 타당도가 양호한 수준으로 보고되었다.

표 6.

6. K-POS-2와 타 척도 간 상관관계

	K-POS-2
	고등학생 (부/모)					대학생 (부/모)
	총점	성취 지향	통제	체면 중시	동일시	총점	성취 지향	통제	체면 중시	동일시
한국 어머니 과보호 척도
총점	.77**	.63**	.58**	.62**	.65**	.75**	.51**	.63**	.63**	.64**
과잉 기대	.81**	.81**	.50**	.69**	.63**	.77**	.71**	.51**	.67**	.64**
자율성 저해	.40**	.30**	.25*	.39**	.39**	.41**	.25*	.30**	.40**	.37**
과잉 통제	.76**	.50**	.77**	.57**	.62**	.75**	.47**	.81**	.51**	.59**
과잉 보호	.63**	.50**	.44**	.50**	.61**	.65**	.40**	.58**	.52**	.61**
과잉 애정	.41**	.37**	.34**	.28**	.33**	.33**	.12	.21*	.41**	.31**
PBI 과보호	.64 .56	.47 .35	.54 .46	.57 .45	.52 .56	.67 .70	.48 .41	.59 .64	.51 .58	.58 .62
부모 양육 행동 척도
감독	.20 .26**	.10 .20	.30 .34	.18 .09	.07 .20*	.35** .05	.27** -.03	.44** .17	.25* .02	.11 -.03
비일관성	.52 .52	.39 .42	.33 .35	.49 .47	.47 .44	.50 .67	.39 .46	.38 .56	.46 .58	.39 .56
합리적 설명	-.05 .00	.01 -.02	.11 .12	-.11 .01	-.19 -.13	.02 -.18	.01 -.17	.22* -.08	-.03 -.07	-.21* -.28**
애정	-.09 -.14	-.05 -.08	.06 .04	-.15 -.18	-.18 -.28**	-.17 -.37**	-.08 -.25*	.05 -.26**	-.24* -.33**	-.35 -.35
학대	.40 .37	.31** .24*	.17 .23*	.45 .45	.37 .27	.41 .33	.32** .18	.35 .29	.37 .32	.28 .26
방치	.27* .30**	.14 .18	.11 .08	.34 .40	.30 .33	.35 .44	.27** .23*	.19 .32**	.37 .45	.32 .40

[i]

주. 한국 어머니 과보호 척도와의 상관은 K-POS-2의 어머니 척도만 해당;

[ii]

* p < .05, ** p < .01

변별 타당도를 살펴보면, 고등학생과 대학생 집단 모두에서 K-POS-2의 통제 요인은 부모가 자녀의 학교 생활이나 교우 관계 등 전반적인 생활에 대해 인지하는 ‘감독’ 요인과 낮거나 유의하지 않은 상관을 보였으며, K-POS-2의 총점 및 하위 요인은 자녀 행동을 지도하는 데 있어서 명확하고 합리적인 규준을 일관적으로 적용하고 적절한 보상이나 훈육을 사용하는 ‘합리적 설명’ 요인, 자녀에게 친밀감을 나타나며 자녀의 요구를 민감하게 들어주는 ‘애정’ 요인과도 유의하지 않거나 매우 낮은 상관을 보였다. 이러한 결과들은 K-POS-2가 측정하는 과보호 양육 태도가 자녀의 발달 단계나 요구 수준에 맞춘 통제와 훈육, 애정과는 명확하게 변별되는 개념임을 시사한다.

검사 - 재검사 신뢰도

고등학생을 대상으로 한 K-POS-2의 2주 검사-재검사 신뢰도는 총 15문항에 대해 부모 각각 .80과 .86으로 보고되었다. 각 하위 요인별로는 성취 지향은 .75과 .79, 통제는 .65과 .80, 체면은 .76과 .73, 동일시는 .74와 .77로 모두 양호한 수준이었다. 대학생 집단에서 검사-재검사 신뢰도는 전체 문항에 대해 부모 각각 .77과 .75, 성취 지향은 .58과 .66, 통제 .73과 .81, 체면 중시 .70와 .62, 동일시 .66와 .56으로, 성취 지향과 동일시 요인에서는 상대적으로 다소 낮았으나 전반적으로 양호한 수준이었다.

논 의

본 연구에서는 한국 과보호 양육척도(K-POS)를 보완하여 일부 요인의 낮은 신뢰도를 개선하고, 척도의 대상 연령대를 확대하여 고등학생뿐만 아니라 대학생 집단에도 활용 가능한 개정판 척도(K-POS-2)를 개발 및 타당화하였다.

구체적으로 본 연구에서는 체면 중시와 동일시 요인의 후보 문항과 원척도 문항을 합쳐 총 29문항의 예비 척도를 도출하고, 고등학생 880명을 대상으로 응답을 수집했다. 요인분석 결과, K-POS-2는 원척도와 동일하게 총 15문항, 4요인이었으며 부모 모두에서 높은 내적 일치도와 양호한 수준의 적합도가 보고되어 한국 문화 특수적인 과보호 양육의 4가지 요인 구조가 재확인되었다. 이어서 고등학생과 대학생 간에 K-POS-2의 측정 동일성이 유지되는지 확인한 결과, 측정 동일성 기준에 부합하였다. 더불어 K-POS-2는 해외 과보호 척도 및 한국의 문화 특수적 과보호 양육 척도와는 높은 상관, 일반적이고 바람직한 양육 태도를 측정하는 척도들과는 낮은 상관을 보여 양호한 수렴 및 변별 타당도를 보고하였으며, 2주의 검사-재검사 신뢰도도 양호한 수준이었다. 본 연구 결과에 따른 시사점은 다음과 같다.

첫 번째로, 자녀가 지각하는 부모의 과보호 양육 행동을 측정하는 신뢰로운 도구를 수정 보완 및 타당화했다는 점이다. 원척도에서 문제점이 지적되었던 체면 중시 요인의 낮은 내적 일치도(부모 각각 .59와 .56)는 K-POS-2에서는 .82와 .81, 동일시 요인은 부모 각각 .43과 .50이던 것이 .80과 .81으로 높게 개선되었다. 더불어 K-POS-2는 PBI 등 지금까지 널리 사용되어 온 과호보 척도와 높은 상관을 보고한 반면, 일반적이고 바람직한 양육 행동을 측정하는 척도들과는 낮은 상관을 보여 높은 타당성이 확인되었다. 앞서 논의한 바와 같이 과보호 양육은 정의가 다양하며, 수용과 개입처럼 서로 상반되어 보이는 행동들이 혼합되어 연구에 어려움이 있다고 지적되었다(Park, 1998). 과보호 양육의 개념화가 어려운 이유 중 하나는 자녀에 대한 개입과 통제는 그 자체가 아니라 적정 수준 이상일 때 역기능적이기 때문이다. 즉, 어느 정도의 통제가 적절하고, 그렇지 않은지는 부모나 자녀의 개인적 특성, 사회문화적 배경 등에 따라 다르므로 개념화가 어렵다. 비슷한 맥락에서 과보호 양육과 자녀에 대한 애정도 구분이 쉽지 않은데, 두 가지 모두 자녀에 대한 높은 수준의 개입과 염려를 동반하기 때문이다(Hudson & Rapee, 2001). 일부 학자들은 애정이 적은 부모일수록 과보호하기 쉽다고 주장하는 반면(Nelson et al., 2011; Parker et al., 1979), 과보호가 자녀의 안전과 성취를 도우려는 부모의 선의와 애정에서 비롯된다는 견해도 있으며(Locke et al., 2012; Schiffrin et al., 2014), 자녀 역시 이러한 이유로 과보호를 애정으로 지각할 가능성이 있다. 실제로 지각된 과보호 양육 행동과 부모의 애정 간에 정적 상관관계가 보고되며(Hesse et al., 2018), 특히 한국 문화에서는 자녀가 부모의 과도한 통제와 개입을 애정 표현으로 인식하기 쉬웠다(Kwon et al., 2017; Lee & Kang, 2018). 따라서 자녀의 독립과 자율성을 촉진하는 적절한 통제와 훈육, 애정 등의 긍정적인 양육 행동과는 구분되는 역기능적 양육 태도를 측정하는 과보호 척도의 개발이 더욱 중요하다. 이러한 측면에서 본 연구로 확인된 K-POS-2와 적응적 양육 행동 간의 낮은 상관은 K-POS-2가 유사한 구성 개념들을 변별하는 타당도 높은 척도임을 시사한다.

둘째, K-POS-2는 청소년기와 초기 성인 집단에 모두 활용 가능하여, 원척도에 비해 유용성이 더욱 확대되었다. 초기 성인기인 대학생 시기는 독립된 개인으로서 문제해결과 의사결정 능력을 습득하는 중요한 시기이다. 그러나 과보호 양육은 자녀의 자율성과 독립성을 저해하는 것이 가장 큰 특징으로, 과보호 양육이 심리사회적 발달에 부정적인 영향을 미치는 근본적인 이유도 바로 이것이다(Moilanen & Lynn, 2019). 이에 해외에서는 대학생 및 성인 자녀를 대상으로 과보호 양육의 영향을 탐색하는 연구가 활발하며, 척도 개발도 이 연령대에 초점이 맞춰져 있다(LeMoyne & Buchanan, 2011; Schiffrin et al., 2014). 그러나 국내 과보호 척도들(Chung & Chang, 2008; Chung & Yoon, 2015)은 모두 중, 고등학생을 대상으로 개발된 까닭에, 대학생 및 성인을 대상으로 한 연구에서는 이 척도들을 그대로 사용하거나(Kim & Yang, 2018; Yoon & Chung, 2014), 해외 척도를 번역해서 사용하였다(Choi, 2015; Kim & Park, 2019; Yoo et al., 2018). 따라서 K-POS-2를 통해 한국 성인이 지각하는 부모의 과보호 양육 태도를 측정할 수 있을 뿐만 아니라, 청소년과 성인을 대상으로 한 연구 결과들을 비교하고 일반화하기가 쉬워질 것으로 기대된다.

다만, K-POS-2의 검사-재검사 신뢰도를 도출한 결과, 대학생 집단에서는 일부 요인(성취 지향, 동일시)에서 .56 ~ .66의 다소 낮은 신뢰도가 보고되었다. 일반적으로 낮은 검사-재검사 신뢰도는 불명확한 문항 내용, 응답자의 상태 변화, 적은 문항 수 등과 관련이 있는데(Weng, 2004), 고등학생에서는 모든 하위 요인에서 우수한 검사-재검사 신뢰도가 보고되었음을 고려할 때, 가장 먼저 응답자의 상태와 관련된 두 집단 간 차이를 원인으로 고려해 볼 수 있다. 한국 사회에서 고등학생의 생활은 대학 입시에 초점을 두고 있으며, 부모를 포함한 대인관계와 여가 등 학업 이외의 활동이 매우 제한적이다(Oh, 2010). 그에 비해 대학생은 보다 자유로운 환경에서 다양한 사람들과 관계를 맺고 폭넓은 경험을 하며, 그 결과 주변인과 자기 자신에 대한 인식이나 태도, 믿음에 자주 변화를 경험한다(Arnett, 2000). 따라서 본인이 지각하는 부모의 과보호 양육에 대해 일관된 시각을 유지하기 어려울 가능성이 있다. 낮은 검사-재검사 신뢰도가 보고된 요인의 문항들을 살펴보면 ‘교육이 성공의 길이라고 생각하신다’, ‘내가 당연히 부모님과 같은 가치관을 가졌을 것이라고 여기신다’와 같이 자녀가 인식하는 부모의 가치관이나 태도를 묻는 문항들이 포함되어 있는데, 이는 상대적으로 높은 검사-재검사 신뢰도가 보고된 통제와 체면 중시의 문항들이 부모의 외현적인 특정 행동에 초점을 둔 것과 비교된다(예: 내가 누구와 어디에서 무엇을 하는지 항상 확인하신다). 그러나 설문 도구가 복합적이고 다면적인 개념을 측정할 때 검사-재검사 신뢰도가 다소 낮아질 수 있고(Cohen et al., 1996), 본 연구의 목적이 청소년과 초기 성인에 모두 적용 가능한 척도를 개발하는 것임을 고려할 때, 해당 결과는 수용 가능한 수준으로 생각된다.

셋째, K-POS-2는 부모 모두에게 공통된 문항으로 구성되어 아버지와 어머니의 과보호 양육이 자녀에게 미치는 영향을 비교할 수 있는 장점이 있다. 이는 원척도에 이어 본 개정판 척도에서도 유지된 특성으로, 다음과 같은 몇 가지 배경과 관련된다. 우선, 맞벌이 가구 및 한부모 가정의 증가, 양육에 대한 인식의 변화로 인해 아버지가 주 양육자로 참여하는 경우가 급격하게 늘어나고 있기 때문이다. 현재까지의 과보호 척도들을 살펴보면, 부모-자녀 결합 검사(Parker et al., 1979) 및 일부는 부모 모두에 대해 응답하게 되어 있으나, 본 척도와 유사하게 한국 문화에 특수적인 과보호 양상을 측정하는 타 척도(Chung & Chang, 2008)는 어머니에 대해서만 응답하게 되어 있다. 이에 비해 K-POS-2는 부모 모두에 대해 응답이 가능하여 한 가정 안에서 부모의 양육 행동을 비교하거나, 아버지에 대해서만 응답할 수 있는 경우에도 사용이 가능하다. 두 번째는 아버지와 어머니의 양육 행동이 자녀에게 미치는 영향이 서로 독립적이기 때문이다. 특히 부모의 성별에 따라 과보호 양육의 영향이 달라진다는 선행 연구들은 부모 모두에게서 공통적으로 지각되는 과보호 양상을 측정할 필요성을 시사한다. 예를 들면, 일부 연구에서 어머니의 과보호가 자녀의 우울 증상 및 낮은 자기 통제를 예측했으나(Mandara & Pikes, 2008), 아버지의 과보호는 자녀에게 따뜻하게 느껴지고, 과제 수행 상황에서의 낮은 스트레스 수준과 연관성을 보였다(Sideridis & Kafetsios, 2008). 이러한 연구 결과들을 보다 명확하게 해석하고 직접적으로 비교하기 위해서는 부모 모두의 과보호 양육 태도를 측정할 수 있는 도구가 필수적이다.

이에 본 연구에서는 요인분석 시 부모 모두에게서 각 요인에 대한 부하량 .40 이상, 요인 간 부하량 차이가 .10 이상인 공통 문항들로 척도를 구성하였다. 이러한 절차는 원척도 개발 시 지적된 바와 같이(Chung & Yoon, 2015), 부모의 과보호 양육 행동을 모두 측정함으로써 효율성을 증가시키는 반면, 다수의 문항을 탈락시켜 낮은 신뢰도를 초래하는 단점이 있다. 그러나 K-POS-2는 원척도와 동일한 총 15개 문항으로도 전체 척도와 요인별 내적 일치도가 모두 상당히 개선되었다. 특히 동일시 요인은 3개의 적은 문항임에도 부모 각각 .80과 .81의 높은 내적 일치도를 보고하였다. 이는 문헌 고찰, 사용자 집단의 피드백, 전문가의 내용 타당도 평가 등 다양한 방법으로 요인과 문항 간의 관련성을 검토하고, 문항 표현의 명확성을 높인 데에서 기인한 것으로 보인다. 일반적으로 설문 척도는 양호한 수준의 신뢰도와 타당도를 유지하는 선에서 문항 수가 적을수록 설문에 소요되는 시간과 에너지, 응답자의 피로도가 감소된다. 따라서 K-POS-2는 부모의 과보호 양육 행동을 모두 측정하는 동시에, 간편하게 사용할 수 있는 안정적이고 타당한 척도로써 그 활용도가 높다.

본 연구의 제한점 및 후속 연구를 위한 제안은 다음과 같다. 첫째, 요인분석과 다집단 분석 자료 수집 시, 참가자를 서울 및 수도권 1개 고등학교와 8개 대학에서 각각 편의 표집하여 결과의 일반화에 의문이 제기될 수 있다. 그러나 참가자가 800명 이상으로 요인분석에 충분한 수를 충족하였으며, 마지막 단계에서 전국의 고등학생과 대학생을 대상으로 도출된 개정판 척도의 신뢰도와 타당도를 확인하는 절차를 통해 이러한 제한점을 보완하였다. 또한, 본 연구가 척도의 일부 문항을 보완하기 위한 목적으로 실시되었으며, 일반적으로 과보호 양육이 중산층 이상의 교육 및 경제 수준을 지닌 부모들에서 더 빈번함(Locke et al., 2012; Nelson et al., 2011)을 고려할 때, 수도권 대도시에 소재한 학교에서 모집된 참가자들이 개정판 척도 개발을 위한 대상 집단으로서 대표성이 부족하다고 보기는 어렵다. 그러나 척도의 개발 및 타당화에 있어서 엄격한 방법의 적용은 중요하며, 문항 개발 단계에서부터 전국 규모의 표집을 통해 일반화 가능성에 대한 의문을 최소화할 필요가 있다. 또한, 연구 결과의 일반화와 관련하여, 부모의 과보호 양육 행동이 지역의 사회적 환경, 부모의 직업이나 경제적 수준, 교육 환경 등 다양한 사회적 요인에 따라 과보호 수준이나 구체적인 양상에 차이가 있는지 살펴보는 것도 흥미로운 연구 주제가 될 수 있을 것이다.

둘째, K-POS-2는 원척도와 동일하게 자녀가 지각한 부모의 과보호 양육 행동만을 측정하였다. 본 척도는 과보호 양육 척도이 자녀에게 미치는 영향을 탐색하기 위해 개발되었다는 점에서 자녀가 지각하는 양육 행동에 초점을 두었으나, 같은 양육 행동에 대해서도 부모와 자녀 간에 인식의 차이가 있다. 예를 들면, 부모는 자녀의 생활을 모니터링하는 행동을 자녀를 보호하는 방식으로 인식했지만, 자녀들은 이를 침습적이고 통제적이라고 보는 경향이 있었으며(Pettit et al., 2001), 부모들은 강화나 합리적 설명과 같이 긍정적인 훈육 방식을 더 많이 사용한다고 보고하는 데 반해, 그 자녀들은 부모가 소리 지르기나 처벌과 같은 부정적 훈육 방식을 더 많이 사용한다고 응답했다(De Los Reyes & Kazdin, 2005). 따라서 추후 연구에서는 부모의 보고에 따른 과보호의 양육 행동을 측정하고, 자녀의 응답과 비교함으로써 과보호 양육의 원인과 특성에 대한 이해를 높일 수 있을 것으로 생각된다.

마지막으로, K-POS-2는 부모의 과보호 양육 행동을 함께 측정하지만, 향후 연구에서는 아버지와 어머니에게 각각 차별적으로 나타나는 과보호 양육 행동을 탐색하거나, 이를 측정하는 척도를 제작하는 방안을 제안할 수 있겠다. 앞서 논의한 바와 같이, 자녀의 양육을 어머니가 담당한다는 편견이 사라진 지 오래이며, 부모가 자녀의 발달에 미치는 고유한 영향과 그 기제를 개별적으로 탐색해야 할 필요성이 널리 인식되어왔다. 본 연구 결과에 따르면 과보호 양육 행동을 설명하는 데 있어서 아버지는 성취 지향적 태도가, 어머니는 체면 중시 요인이 가장 중요하게 작용하였다. 따라서 한 가정에서 아버지와 어머니가, 그리고 둘 중 한부모만 있는 경우 각각 다른 과보호 양육 양상이 나타날 수 있을 것으로 생각되며, 이를 세부적으로 탐색함으로써 부모-자녀 간 상호작용의 특성과 자녀의 심리사회적 발달 기제에 대한 풍부한 정보를 얻을 수 있을 것으로 기대된다.

1) (주)데이터 스프링 코리아 ( https://www.d8aspring.com/ko)

Ack

이 논문은 2022학년도 연세대학교 박사후연구원 지원사업의 지원에 의하여 작성된 것임 (과제 번호: 2022-12-0026).

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