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Family and Environment Research > Volume 57(3); 2019 > Article
성인초기 비장애형제자매의 부모화 경험이 정서표현양가성에 미치는 영향과 거부민감성의 조절효과

Abstract

This study investigated the impact of parentification on ambivalence over the emotional expression of early adults who had a sibling with disabilities and examined if rejection sensitivity moderated the relationship of parentification and ambivalence over emotional expression. Participants consisted of 116 siblings in early adulthood who had a sibling with disabilities (45 male; 71 female). The data were collected from 13 centers for family disability, four community rehabilitation centers, three parent societies for people with disabilities, and three self-help groups in Seoul, Busan, and Gyeonggi province. The levels of ambivalence over emotional expression, parentification, and rejecton sensitivity were measured by the Ambivalence over Emotional Expression Questionnaire (King & Emmons, 1990), the Filial Responsibility Scale-Adult (Jurkovic, Thirkield, & Morrell, 2001), and the Rejection Sensitivity Questionnaire (Downey & Feldman, 1996), respectively. The PROCESS Macro program examined the moderating model. The Results indicated that both levels of parentification and rejection sensitivity increased the level of ambivalence over emotional expression of non-disabled siblings. In addition, rejection sensitivity moderated the effect of parentification on ambivalence over emotional expression. The influence of parentification on ambivalence over emotional expression was greater when the level of rejection sensitivity was high, compared to when it was low.

서론

개인은 정서표현을 통해 상대방에게 자신의 상태나 욕구를 전달하며 의사소통을 할 수 있다. 그러나 어떤 사람들은 분노나 불만 등 부정적 감정을 느끼더라도 이를 솔직하게 표현하지 못하거나 원하지 않는 일이 주어져도 거절하지 못하는 등 본인을 솔직하게 표현하지 못하기도 한다. 이와 같이 정서를 표현하려는 욕구와 정서표현을 억제하려는 욕구가 갈등하여 다양한 심리적 어려움을 겪는 것을 정서표현양가성이라 정의한다(King & Emmons, 1990). 이러한 정서표현억제 욕구는 자신의 정서표현이 사회적 기준에 부합하지 않는다고 판단되거나 본인이 중요하게 생각하는 가치를 손상시킨다고 생각될 때 발생할 수 있다. 즉, 정서표현양가성이란 자신의 정서표현을 수용하지 못하고 갈등하는 측면을 반영하는 개념으로 정서를 표현하고 싶지만 억제하거나, 느끼는 감정과 다르게 표현하고, 솔직하게 표현하더라도 이를 후회하는 것을 의미한다.
이와 같이 정서표현양가성을 지속적이고 과도하게 경험하는 사람들은 우울이나 무력감 등을 느끼거나 관계 속에서 자신을 잘 표현하지 못하고 주변의 공감과 지지를 낮게 지각하여 대인관계를 형성하는 데에 있어서 방해를 받을 수 있다(Ben-Ari & Lavee, 2011; Lee & Nam, 2016; Park, Jung & Choi, 2015). 특히 정서표현양가성을 경험할 가능성이 높은 대상은 비장애형제자매들(이하 비장애형제)이다. 이는 비장애형제의 경우 어린 시절부터 부모의 관심이나 보살핌이 장애형제자매(이하 장애형제)에게로 집중되면서 상대적으로 소외감이나 서운함을 느끼지만 부모로부터 장애형제의 돌봄에 대한 책임감이나 어른스러운 행동 등과 같은 기대를 받으며 이에 대한 부담감을 경험하기 때문이다(Lee & Kwon, 2009).
더욱이 성인 초기에 속한 비장애형제는 부모가 더 이상 장애형제의 보호자 역할을 수행하지 못할 때 그 역할을 대신해야 한다는 책임감으로 인해 결혼이나 취업 등의 문제를 결정할 때 장애형제의 존재를 고려하며 과중한 부담감이나 우울함까지 경험할 수 있다(Turnbull & Turnbull, 1990). 그러나 이들은 부모가 이미 장애형제의 치료나 양육으로 인한 과중한 부담을 안고 있기 때문에 자신의 정서표현이 부모에게 짐이 되거나 보살핌을 받을 수 없다고 생각하며 감정표현을 망설이거나 하지 않는 경향이 있다(Kim & Han, 2016; Wood et al., 2008). 이처럼 성인초기 비장애형제가 장애형제가 있는 가족 환경 속에서 정서표현양가성이 발달될 가능성이 시사됨에도 아직까지 이에 대한 이해가 부족하다. 따라서 성인초기 비장애형제의 정서표현양가성을 초기에 관리하고 사전에 예방하기 위해서는 이들이 경험하는 정서표현양가성의 예측 요인이 무엇인지를 우선적으로 알아볼 필요가 있다.
이와 관련하여 선행연구자들은 가족 내 경험과 관련된 다양한 측면을 정서표현양가성의 주요 예측요인으로 간주해 왔다. 그 이유는 정서표현양가성이 자신의 정서표현의 결과에 대한 부정적인 신념이나 가치와 관련되어 있는데 이러한 신념과 가치가 부모나 가족구성원들과의 상호작용을 통해 형성된다고 보았기 때문이다(Morris et al., 2007). 그 중에서도 장애형제를 둔 비장애형제의 정서표현양가성과 밀접한 관련이 있을 것으로 가정되는 요인은 부모화이다. 부모화(parentification)란 부모의 기대와 요구로 인해 자녀가 부모를 포함한 가족구성원을 보살피는 부모-자녀 간 역할역전을 의미한다(Jurkovic, 1997). 특히, 부모화는 자녀가 부모의 기대로 인해 가족들을 위로하거나 갈등을 중재하며 가족들의 정서적 욕구를 충족시켜주는 역할을 수행하는 것을 포함한다. 그러므로 부모화를 경험하는 사람은 솔직한 정서표현으로 인해 가족 내 보호자로서의 역할을 제대로 수행하지 못한다는 부정적인 자기평가를 하게 되거나 혹은 가족들이 가지고 있는 부담을 가중시킬지도 모른다는 우려로 이러한 상황을 피하고자 정서표현양가성을 경험할 가능성이 있다(Glickauf-Hughes & Well, 1997).
그런데 앞서 언급한 바와 같이 비장애형제의 경우 부모가 장애형제의 치료나 양육에 집중할 수밖에 없는 상황으로 인해 이들에게 장애형제의 돌봄과 관련된 부가적인 역할과 책임이 주어지기 때문에 부모화를 경험할 가능성이 더 크다.
따라서 부모화를 경험하는 성인초기 비장애형제는 장애형제로 인한 가족들의 어려움을 공감하며 가족의 안정성을 유지하는 역할에 대한 책임감을 느끼며, 이로 인해 자신의 정서표현을 가족의 균형과 안정을 위협하는 요인으로 생각하여 자신의 감정을 숨기는 경향을 보인다(Ryu & Han, 2015). 또한 부모화 경험을 통해 가족들의 욕구를 충족시켜주는 역할을 지속적으로 수행하면서 타인을 배려하고 희생하는 사람이 되어야 한다는 의무감이 있는 사람으로서 자아개념을 형성하고 발달시키기 때문에 이와 같은 자기에 대한 이미지를 유지하고자 정서표현욕구를 더욱 억제하게 된다(Lee & Choi, 2016). 즉, 부모화를 경험하는 개인의 경우 대인관계에 유능하고 어른스러운 모습을 보이기 때문에 외현적으로는 건강해 보일 수 있지만, 개인의 내면에서는 자신의 욕구를 실현하는 것에 대해 갈등하고 억제하며 심리적 어려움을 겪을 수 있다. 뿐만 아니라 자신의 정서표현으로 인해 가족들의 기대를 충족시키지 못했다는 무가치감이나 자기비난을 경험하며(Kong & Hong, 2015) 이러한 자기 자신에 대한 부정적인 평가를 피하기 위해 정서표현양가성을 보일 수 있다(Kennedy-Moore & Watson, 1999; Kim & Hyun, 2013).
실제로 선행연구자들은 부모화를 경험하는 개인은 솔직한 감정을 표현하고자 하는 욕구와 자신이 가족 내 실질적으로 부모역할을 해야 한다는 책임감 사이에서의 갈등으로 인해 정서표현양가성을 경험할 수 있다고 보고해 왔다(Jung, 2018; Lee et al., 2006). 특히, 성인초기에 속한 비장애형제의 경우 가족들로부터 정서적으로 분리되어야 할 시기임에도 여전히 장애형제를 포함한 가족들을 돌보며 높은 책임감과 부담감을 느낀다(Ro & Kim, 2018). 이처럼 성인초기 비장애형제가 부모를 대신해 가족들을 돌보는 경험으로 인해 솔직한 정서표현에 어려움을 겪을 가능성이 여러 질적 연구들(Kim & Han, 2016; Kim, 2009)을 통해 간접적으로 시사되고 있지만, 장애형제를 둔 성인초기 비장애형제를 대상으로 부모화와 정서표현양가성 간의 관계를 경험적으로 검증한 연구는 찾아보기 어렵다. 따라서 이들을 대상으로 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 살펴봄으로써 이 둘 간의 관계를 이해하고 이에 기초한 개입 방안을 고안할 필요가 있다.
한편 정서표현양가성은 부모화와 같은 가족 내 경험에 의해서 뿐만 아니라 자신의 정서표현에 대한 타인의 반응에 얼마나 예민하게 반응하는지와 같은 개인의 민감성에 의해서도 발달될 수 있다(Gross & Thompson, 2007). 이는 정서표현양가성이 자신의 정서표현의 결과로 인해 타인에게 거절당하거나 공감을 얻지 못하는 상황에서 자신을 보호하고자 발생할 수 있기 때문이다(Gross & John, 2003). 앞선 언급했던 부모화의 경우 자신의 솔직한 정서표현이 가족들의 심리적 부담감을 가중시킬지도 모른다는 우려로 인해 정서표현양가성을 야기한다. 한편, 타인의 반응에 민감한 사람의 경우에는 자신의 정서표현으로 인해 타인이 자신을 싫어하게 되거나 더 이상 수용하지 않을 것이라는 두려움 때문에 정서를 솔직하게 표현하는 것을 꺼려할 수 있다.
즉 정서표현양가성은 정서표현의 결과에 대한 스스로의 평가나 판단뿐만 아니라 타인의 반응에 의존하여 타인이 자신을 인정하고 수용하는지에 민감하게 반응하고 걱정하는 개인적 특성에 의해서 영향을 받을 수 있다. 이러한 점에서 거부민감성이 정서표현양가성을 예측하는 또 다른 중요한 요인으로 작용할 수 있다. 거부민감성(rejection sensitivity)이란 중요한 타인으로부터 거절당하는 것에 대한 불안을 느끼고 모호한 단서조차 거부로 지각하여 상황 자체를 회피하거나 분노를 표출하는 등의 방식으로 과잉 반응하는 인지·정서적 처리성향을 의미한다(Downey & Feldman, 1996). 따라서 거부민감성 수준이 높은 개인의 경우 솔직한 자신의 감정을 표현하고 싶더라도 정서를 표현했을 때 자신이 수용 받지 못하고 거절당할 것이라는 두려움으로 인해 정서표현 억제욕구가 높아질 수 있으며 이와 같은 정서표현억제 욕구와 정서표현욕구가 갈등함으로써 정서표현양가성을 경험할 가능성이 있다.
선행연구들에 따르면 거부민감성 수준이 높은 사람들은 대인관계에서 자신이 거부당할 것이라는 부정적인 예상을 하기 쉽고 거부상황에서 자신을 보호하기 위해 정서표현을 망설이는 경향이 있으며(Ayduk et al., 2003), 이러한 거부민감성 수준이 높은 사람이 보이는 정서표현억제 노력의 내면에는 사회적 관계를 맺고자 하는 강한 욕구로 인해 상대방을 실망시키거나 화나게 하지 않기 위해 본인의 생각이나 감정을 표현하고 싶은 욕구를 억압하며 정서표현양가성을 경험할 수 있다(Impett, Gable, & Peplau, 2005; Kim, 2009). 특히, 비장애형제의 경우 장애인에 대한 차별을 암묵적이거나 직접적으로 겪으면서 타인에 대한 부정적인 시각이 내면화되었을 가능성이 있으며(Major & O'Brien, 2005) 이로 인해 자신을 솔직하게 표현하게 되면 타인에게 거절될지도 모른다는 두려움을 가지게 되어 높은 수준의 정서표현양가성을 경험할 가능성이 있다. 따라서 성인초기 비장애형제를 대상으로 거부민감성과 정서표현양가성 간의 관계를 살펴볼 필요가 있다.
뿐만 아니라 거부민감성은 정서표현양가성에 직접적인 영향을 미칠 수도 있지만 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 완충하거나 악화시킬 수도 있음을 시사하는 증거들도 제시되고 있다. 비록 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향에 대해 거부민감성이 조절하는지 여부를 직접적으로 검증한 연구는 없었으나, Heo와 Lee (2017)의 연구에서는 자녀가 사회적 상황의 위협적인 단서에 지나치게 민감하여 다양한 정보를 객관적으로 살펴보지 못할 경우, 부모의 과잉기대와 같은 양육경험이 정서표현양가성에 미치는 영향력이 더욱 심화되는 것으로 나타났다. 이는 자신이 부모의 기대를 충족시키지 못하더라도 자신에 대한 부모의 애정 정도가 달라지지 않을 수 있음에도 불구하고, 거부와 같은 위협적인 단서에 민감한 특성으로 인해 자신이 솔직하게 정서를 표현하면 부모에게 비난이나 거절을 당할지도 모른다는 부정적인 예상으로 정서표현양가성을 경험할 수 있음을 시사한다.
위와 같은 연구 결과는 부모가 자녀에게 부모의 역할을 기대하는 과잉기대 특성을 반영하는 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 거부민감성 수준이 조절할 가능성을 간접적으로 시사한다. 즉 부모화로 인해 가족들을 정서적으로 돌봐야 한다는 책임감 등으로 인해 솔직한 자신의 정서를 표현하는 것에 어려움을 겪고 있는 상황에 놓였을 때, 거부민감성 수준이 높은 경우 거부 단서에 민감하여 가족들에게 정서를 표현하였을 때의 상황을 객관적으로 예측하거나 인지하지 못하여 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 더욱 악화시킬 수 있다. 따라서 거부민감성이 부모화와 정서표현양가성의 관계에서 조절효과가 있음을 밝힐 수 있다면 부모화 수준이 높은 경우라 하더라도 정서표현양가성 수준을 감소시키기 위한 대안적인 방법을 고안하는 데에 기여할 수 있을 것이다.
이상의 필요성에 근거하여 본 연구에서는 장애형제를 둔 성인초기에 있는 비장애형제의 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향을 알아보고, 거부민감성이 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 조절하는지 검증하고자 한다. 이 때 여성이 남성보다 더 높은 수준의 정서표현양가성을 경험한다는 선행연구 결과들에 근거하여(Gross & John, 2003; Jun & Oh, 2011; Lee & Nam, 2016) 성을 통제변인으로 포함하여 분석하였다. 본 연구의 결과는 비장애형제와 관련된 연구가 부족한 상황에서 이들의 장애인 가족 안에서의 성장경험이 정서표현양가성에 미치는 영향에 대한 이해를 돕고, 성인초기 비장애형제의 정서표현양가성 수준을 감소시키기 위한 구체적인 지원방안을 마련하는 데에 활용할 수 있을 것이다.
이상의 연구 목적을 위해 본 연구에서 설정한 연구 문제는 다음과 같다.
연구 문제 1: 성인초기 비장애형제자매의 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 어떠한 영향을 미치는가?
연구 문제 2: 거부민감성 수준은 부모화가 성인초기 비장애형제자매의 정서표현양가성에 미치는 영향을 조절하는가?

연구방법

1. 연구대상

본 연구의 대상은 서울특별시, 부산광역시, 경기도에 위치한 총 23곳의 장애인 관련 기관 및 단체에 참여하는 만 18세부터 만 30세의 미혼 성인초기 비장애형제 116명이다. 남성가 45명(38.8%), 여성가 71명(61.7%)이었다. 연령의 평균은 만 26.21세였으며 표준편차는 3.18이었다. 출생순위는 비장애형제보다 손위인 경우가 75명(64.7%), 손아래인 경우가 40명(40%)이었다. 장애형제의 장애유형의 경우 지적장애와 자폐스펙트럼장애가 각각 41명(35.3%), 38명(30.4%)로 다수를 차지하였으며, 장애 등급의 경우 1급이 77명(66.4%)으로 가장 높은 비율을 차지하였다. 월 평균 가구 소득의 경우 월 201만원 이상에서 400만원 이하인 경우가 44명(37.2%)로 다수를 차지하였으며, 월 200만원 이하가 11명(10.8%). 월 401만원 이상에서 600만원 이하가 25명(19.6%), 601만원 이상 800만원 이하가 15명(14.8%), 그리고 801만원 이상이 21명(17.6%)을 차지하였다. 연구 대상의 인구사회학적 특성은 Table 1에 제시된 바와 같다.

2. 연구도구

1) 정서표현양가성

연구대상의 정서표현양가성을 측정하기 위해서 Ha (1997)가 번안한 King & Emmons (1990)의 Ambivalence over Emotional Expression Questionnaire를 사용하여 측정하였다. 본 척도는 정서를 표현하고 싶지만 이에 대해 갈등하는 것, 솔직한 정서표현을 하지 못하는 것, 그리고 정서를 표현한 후 이를 후회하는 것 등을 측정하는 총 28개의 문항으로 구성되어 있다. 문항의 예로는 ‘나는 감정을 솔직하게 표현하고 싶지만, 그로 인해 상처를 받거나 무안을 당할까봐 두렵다’, ‘나는 누군가에게 화를 내고 나면 죄책감이 든다’, ‘나는 내가 잘못했을 때 사과하려고 하지만, 그로 인해 내가 무능력하게 인식될까 봐 걱정이 된다’, ‘나는 계획한 대로 일이 진행되지 않았을 때 실망감을 표현하고 싶지만, 그로 인해 내가 약해 보이고 싶지 않다’ 등을 포함한다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지 5점 척도로 평정하도록 되어있으며, 가능한 총점의 범위는 28점에서 140점까지로 점수가 높을수록 정서를 표현하려는 욕구와 억제하려는 욕구 간의 갈등으로 인한 심리적 어려움을 많이 겪음을 의미한다. 본 연구에서 산출된 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .95였다.

2) 부모화

연구대상의 부모화 수준을 측정하기위해 Jurkovic, Thirkield, & Morrell (2001)이 개발한 Filial Responsibility Scale-Adult를 Lee (2017)가 보완 및 타당화 한 척도를 사용하였다. 이는 본인이 가정 내에서 집안일을 돕는 등의 육체적 업무를 하는 정도, 가족갈등의 중재자 역할을 하며 가족의 정서적 욕구를 충족시켜주는 일을 하는 정도, 그리고 본인이 가정 내에서 맡고 있는 역할에 대해 가족들에게 인정받지 못한다고 지각하는 정도를 측정하는 총 30개 문항으로 구성되어있다. 문항의 예로는 ‘나는 가족을 위해 장을 자주 보았다’, ‘나는 종종 내가 가족의 중재자라고 느꼈던 적이 많았다’, ‘부모님은 내게 잘 해 주셨지만, 막상 내가 필요할 때에는 부모님께 의지할 수 없었다’ 등을 포함한다. 원 척도는 동일한 문항에 대하여 과거 성장과정의 경험을 묻는 과거형 30개 문항과 현재의 경험을 측정하는 현재형 30개 문항으로 나누어진다. 이 때 현재형과 과거형 질문지를 함께 사용할 경우 동일한 내용의 질문에 반복해서 응답해야 한다는 부담이 있을 수 있으며, 현재형 질문지를 사용할 경우 과거형 질문지와 내용은 동일한 반면 현재의 경험만을 묻기 때문에 성장과정에서의 경험은 측정하지 못한다. 따라서 본 연구에서는 자녀가 성장과정동안 가정 내에서 경험한 부모화를 살펴보고자 하였던 연구 목적을 반영하고자 과거형 질문지 총 30문항을 선택하였으며, 과거부터 지금까지의 경험을 응답할 수 있도록 ‘어린 시절(사춘기를 포함 당신이 가족과 함께 살아온 시간) 경험’을 ‘어린 시절부터 지금까지의 경험’으로 지시문을 수정하여 과거부터 지금까지의 부모화 경험을 측정하였다. 응답자들은 각 문항에 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지 5점 척도로 응답하게 되어 있으며, 가능한 총점의 범위는 30점에서 150점으로 점수가 높을수록 가정 내 부모-자녀 간 역할이 역전되어 가족을 돌보는 역할을 과도하게 수행한 경험 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 산출한 전체 30개의 문항에 대한 내적합치도 계수 Cronbach’s α는 .91이었다.

3) 거부민감성

연구대상의 거부민감성을 측정하기 위해 Downey & Feldman (1996)이 개발하고 Lee (2000)이 번안 및 타당화 한 Rejection Sensitivity Questionnaire를 사용하였다. 본 척도는 총 18개의 문항으로 구성되어 있으며, 각 문항은 부모나 친구 등 중요한 타인에게 무엇인가를 요구하는 사회적 상황을 제시하고, 그 상황에서 자신의 요구가 거부될까 불안한 거부불안 정도와 상대방이 그 요구를 받아들일 것이라 예상하는 거부예상 정도를 질문한다. 각 상황에 대한 구체적인 예로는 같이 수업을 듣는 사람에게 노트를 빌리려는 상황, 친구에게 같이 커피를 마시자고 제안하는 상황, 친구에게 여행을 가자고 제안하는 상황 등이 있다. 거부민감성 점수는 각각의 상황에 대한 거부불안과 거부예상에 대해 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’부터 ‘매우 그렇다(6점)’까지 총 6점 척도로 평정하도록 되어있다. 점수의 총점은 각 상황에서의 거부불안 점수와 거부 예상 점수를 곱하여(거부불안 점수×거부예상 점수) 구해진 18개의 점수를 모두 합하여 18로 나눈 값으로, 가능한 점수는 1점부터 36점이다. 총점 점수가 높을수록 타인에게 버림받는 것에 불안과 걱정을 하며 대인 관계 상황에서 거부당할 것이라는 기대를 가지고 있는 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서 산출한 내적합치도 Cronbach’s α는 .78이었다.

3. 연구절차

자료의 수집은 연구자가 임의로 선정한 서울, 경기, 그리고 부산 소재의 총 23곳의 장애인 관련 기관 및 단체를 통해 이루어졌다. 자료수집 과정에서 비장애형제가 주기적으로 모이는 장소가 있지 않아 대상 표집에 어려움이 있어 지면 설문지와 서베이 몽키를 이용한 온라인 설문지를 함께 사용하였다. 이를 통해 지면 설문지는 35부가 배부되어 30부가 회수되었으며, 온라인 설문지의 경우 응답자가 중간에 설문 참여를 중단하더라도 설문지가 자동으로 회수되는 시스템이기 때문에 온라인으로 배부된 총 113부의 설문지 모두가 회수되었다. 종합하면, 지면 설문지와 온라인 설문지를 모두 합하여 총 148부가 배부되었으며 그 중 143부가 회수되어 회수율은 약 96%였다. 회수된 질문지 중 절반 이상의 문항에 응답이 누락된 질문지가 지면 설문지와 온라인 설문지가 각 각 3부와 24부 포함되어 있었다. 따라서 이에 해당하는 27부를 제외한 총 116부를 최종 분석에 사용하였으며 응답의 결측치는 존재하지 않았다.

4. 자료분석

수집된 자료를 바탕으로 SPSS ver. 24.0 (IBM Co., Armonk, NY, USA) 프로그램을 사용하여 다음과 같은 방법으로 분석하였다. 첫째, 성인초기 비장애형제의 정서표현양가성과 부모화, 거부민감성의 일반적인 경향을 알아보기 위해 각 연구 변인별 평균과 표준편차를 산출하고 상관계수를 산출하였다. 둘째, 성인초기 비장애형제의 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향과 부모화와 정서표현양가성에 미치는 영향이 거부민감성 수준에 따라 달라지는지를 알아보기 위해 SPSS Process Macro를 활용하여 조절효과 유의성을 검증하고 존슨-네이만 기법(Johnson-Neyman technique, J-N)으로 유의영역을 확인하였다. 조절변인의 어떤 수준에서 상호작용효과가 나타나는지 확인하기 위해서는 단순기울기 검증(Aiken & West, 1991)과 같은 추가적인 절차가 필요하다. 그러나 기존에 사용하던 단순기울기 기법의 경우 조절변인의 임의의 값을 자의적으로 지정하여 그때의 독립변인의 조건부 효과를 계산하고 검증하기 때문에 해석의 제한점이 존재한다(Hayes, 2013). 이에 따라 J-N 기법(Preacher, Curran, & Bauer, 2006; Spiller et al., 2013)이 활용되고 있는 데, 이 기법은 조절변인의 연속선상에서 종속변인에 대한 독립변인의 조건부 효과(conditional effect)가 유의한 영역을 구별해 준다는 점에서 기존 단순기울기 기법의 제한점을 보완하여 준다. 따라서 SPSS PROCESS Macro를 통해 구해진 조절변인의 조건부효과 영역을 밝혔다. 셋째, Mplus ver 8.0 (Muthén & Muthén, Los Angeles, CA, USA) 프로그램을 활용하여 J-N기법에 의한 신뢰밴드(confidence band)를 통해 거부민감성의 부모화와 정서표현양가성 관계의 조절효과가 유의한 영역을 그래프로 시각화하였다.

연구결과

1. 측정 변인들의 일반적 경향

본 연구의 주요 연구 변인인 성인초기 비장애형제의 정서표현양가성, 부모화, 거부민감성의 가능한 점수 범위와 평균 및 표준편차 등을 산출하였으며 그 결과는 Table 2에 제시된 바와 같다.
먼저 정서표현양가성의 총점 평균은 95.96(SD =20.43)이었으며, 이를 5점 척도의 문항평균 점수로 환산할 경우 3.42점으로 나타났다. 이는 본 연구대상 성인초기 비장애형제자매의 정서표현양가성 수준이 중간보다 다소 높은 편임을 의미한다. 다음으로 부모화의 총점의 평균은 91.14(SD =19.36)으로 5점 척도의 문항 평균 환산 점수는 3.04점 이었다. 이는 본 연구에 참여한 성인초기 비장애형제가 부모를 대신해 가족들을 보살핀 수준이 보통 정도임을 나타낸다. 마지막으로 거부민감성 총점의 평균은 11.67(SD =2.53)점이며, 6점 척도의 문항 평균으로 환산한 점수는 3.89점으로 이는 본 연구에 참여한 연구대상의 거부민감성 수준이 3점의 ‘그렇지 않은 편이다’와 4점의 ‘그런 편이다’의 중간 값과 비교하였을 때 4점에 가까운 점수로 본 연구대상의 거부민감성이 보통보다 다소 높은 수준임을 나타낸다.
성인초기 비장애형제의 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향을 검증하기 위한 회귀분석의 기초 분석으로서 연구변인들 간 Pearson의 적률상관계수를 산출하였으며, 이 결과는 Table 3에 제시된 바와 같다. 한편 독립변인들의 공차 한계는 .91∼.96, VIF 값은 1.004∼1.029로 나타나 각 변인들 간의 다중공선성에 심각한 문제가 없는 것으로 판단되었다.
2. 성인초기 비장애형제자매의 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향과 조절효과
성인초기 비장애형제의 부모화, 거부민감성, 그리고 정서표현양가성 간의 관계를 알아보기 위해 SPSS 프로그램에서 PROCESS macro (Hayes, 2013)를 사용하여 조절모형의 유의성 검증을 실시하였다. 분석결과는 Table 4에 제시하였다.
성인초기 비장애형제의 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향과 조절효과를 검증하기 위해 통제변인인 성별을 포함하여 부모화, 거부민감성, 부모화와 거부민감성의 상호작용항을 투입한 결과 조절모형은 유의한 것으로 나타났으며(F =33.961, p <.001), 정서표현양가성 변량의 총 55%를 설명했다.
즉, 성인초기 비장애형제의 부모화(coeff= .379, p <.001)와 거부민감성(coeff= .532, p <.001) 모두 유의한 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 부모화를 과도하게 경험할수록, 그리고 타인의 거부에 예민할수록 정서표현양가성을 경험할 가능성이 크다는 것을 의미한다. 마지막으로 부모화와 거부민감성의 상호작용항을 투입하였을 때 정서표현양가성의 설명력은 2.4%만큼 증가하였으며(F =5.860, p <.05), 부모화와 거부민감성의 상호작용항(coefF =.379, p <.05)이 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 거부민감성 수준에 따라 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향이 다르다는 것을 의미한다. 분석결과는 Table 5에 제시하였다.
한편, 구체적으로 부모화와 정서표현양가성의 관계에 거부민감성의 어느 영역이 조절효과를 보이는지 구체적으로 알아보기 위하여 J-N기법에 의한 신뢰밴드를 통해 조건부효과의 유의한 영역을 확인하였다(Carden, Holtzman, & Strube, 2017). 그 결과 평균중심화한 거부민감성의 점수가 -2.25(상위 79.31%, 하위 20.68%) 이상인 지점(n= 92)부터 부모화가 정서표현양가성의 관계에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 본 연구에 참여한 대상자들 중 중 거부민감성 수준이 낮은 약 하위 20% 를 제외한 나머지 대상들에게는 거부민감성 수준이 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 조절할 가능성이 높다는 것을 의미한다. 이에 대한 결과는 Figure 1에 제시된 바와 같다.
Figure 1을 구체적으로 살펴보면 종축은 독립변인이 종속변인에 미치는 영향으로서 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향력을 의미하며, 횡축의 경우 조절변인인 거부민감성의 평균중심화된 값을 나타낸다. 그래프의 점선들은 95% 신뢰구간 내 유의성 영역을 나타내며, 해당 영역 내 직선은 거부민감성 수준의 변화에 따라 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향력이 어떻게 달라지는가를 나타내는 회귀선이다. 그래프의 회색영역은 거부민감성 수준에 의해 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향력이 달라지는 유의한 영역을 의미한다. 즉 하단 부의 점선과 종축이 0일 때의 값과 만나는 지점 이상부터 거부민감성 수준의 조절효과가 유의함을 할 수 있다. 이 때 종축의 값이 0이라는 것은 거부민감성 수준에 의해 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향력의 변화가 없음을 뜻하기 때문에 점선의 종축이 0일 때의 거부민감성 값(x=-2.25) 이상부터 조절효과가 유의하다는 것을 알 수 있다.
이에 대한 내용을 단순기울기 방식을 통해 제시하고자 독립변인인 정서표현양가성과 조절변인인 거부민감성의 평균값을 기준으로 상집단과 하집단을 구분하고, 집단 별로 종속변인인 정서표현양가성 평균값을 산출하였다. 그리고 Aiken & West (1991)가 설명한 바와 같이 상집단과 하집단 각각에 대해 회귀계수를 산출하여 비교한 결과를 Figure 2Table 6에 제시하였다. 거부민감성 상집단과 하집단 모두 거부민감성 수준이 높을수록 솔직한 정서표현에 어려움을 많이 겪는 경향을 보였으나, 거부민감성이 높은 집단의 경우 낮은 집단에 비해 부모화로 인한 정서표현양가성 수준이 더 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Figure 1에서 나타나는 거부민감성 수준이 하위 20.68%를 제외한 대상의 경우 거부민감성이 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 조절할 수 있다는 내용을 뒷받침해 준다.
이상의 결과를 정리하면 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향은 거부민감성 수준이 높을수록 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향이 심화됨을 의미한다.

논의 및 결론

본 연구에서는 성인초기 비장애형제를 대상으로 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향을 알아보고, 부모화와 정서표현양가성의 관계에서 거부민감성의 조절효과를 검증하였다.
구체적인 논의에 앞서 먼저 기술통계 내용을 살펴보면 다음과 같다. 본 연구에 참여한 성인초기 비장애형제의 정서표현양가성 문항 평균 점수는 3.42점으로 나타났다. 이는 20대 성인을 대상으로 한 Kim 등(2018), Kim과 Lee (2011)의 연구에서 보고한 3.16점, 2.94점보다 높은 수준이다. 또한, 본 연구 대상의 부모화 문항평균 점수는 3.04점으로 나타났는데, 이는 Lee (2017), Lee와 Jeon (2017)의 연구에서 보고한 2.41점, 2.21점에 비해 높은 수준이었다. 마지막으로 거부민감성 수준의 경우 본 연구 대상인 성인초기 비장애형제자매의 거부민감성의 총점 평균은 11.67점이었다. 그러나 Kim과 Yang (2016), Sung과 Hong (2014)이 보고한 7.29점과 7.47점인 것을 비교해 보았을 때 본 연구 대상의 거부민감성 수준이 비교 선행연구의 대상자들 보다 높은 수준에 있음을 알 수 있다. 비록 본 연구결과와 비교한 선행연구들의 경우 장애형제자매의 유무가 연구의 목적이 아니기 때문에 연구 결과에서 참여자들의 장애형제 유무에 대한 정보를 파악할 수 없다. 그러나 본 연구에 참여한 장애형제가 있는 성인초기의 대상이 다른 대상들에 비해 정서표현양가성, 부모화, 그리고 거부민감성 수준이 상대적으로 높다는 점이 시사되며 이와 같은 요인들을 주의깊게 살펴볼 필요가 있다.
이어서 본 연구의 주요 결과에 대해 논의하고 시사점을 제시하고자 한다. 먼저, 부모화는 정서표현양가성에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로 부모화 경험을 많이 할수록 솔직한 정서표현을 하는 것에 어려움을 겪을 가능성이 있다. 이와 같은 결과는 부모화를 경험하는 사람은 자신의 정서를 표현하고자 하는 욕구와 가족 내에서 부모 역할을 해야 한다는 책임감 사이에서 높은 정서표현양가성을 경험할 수 있다고 주장한 선행연구 결과를 지지한다(Jung, 2018; Lee et al., 2006). 이는 다음과 같이 해석해 볼 수 있다. 부모화를 경험하는 개인은 부모나 가족의 암묵적인 기대로 인해 가족의 안정을 유지하는 역할에 대한 높은 수준의 책임감을 가지게 되며(Choi & Kim, 2018), 자신은 돌봄을 받는 사람이 아니라 돌봄을 제공하는 사람으로서 자신의 역할을 내면화하게 된다. 자녀에게 부모의 역할이 내면화 될 경우 본인의 자연스러운 정서표현 욕구가 자신이 가족 내에서 맡고 있는 희생적인 역할에 상충된다고 생각하여 이를 억제하며 정서표현욕구에 대한 갈등을 겪을 수 있다. 이는 자신의 정서표현이 가족들에게 부담이 될 것이라 생각하거나 자신의 욕구보다는 가족들의 어려움을 해결해주는 것을 더 중요하게 판단하고 오히려 자신의 정서표현은 가족들을 실망시킬 거라는 생각으로 감정을 숨기는 경향이 있다는 Ro와 Kim (2018)의 주장과 일맥상통하는 것이다. 따라서 부모화로 인해 성인초기 비장애형제자매는 자신의 정서표현의 결과가 자신이나 가족구성원 혹은 가족의 상황에 부정적인 영향을 미칠 것이라는 부정적인 예상을 하게 되고 이로 인해 솔직한 정서표현에 어려움을 겪을 수 있다. 따라서 이를 기반으로 부모화가 정서표현양가성에 미치는 부정적 영향력을 감소시키기 위한 사회, 가족, 그리고 개인적 차원의 실천적 방안을 제안해 보면 다음과 같다.
우선 사회적 차원에서 성인초기 비장애형제가 장애형제의 돌봄과 관련된 부담감을 낮추어 줄 수 있는 지원 방안을 계획할 필요가 있다. 장애인 가족의 경우 장애인 당사자뿐만 아니라 비장애형제를 포함한 모든 가족 구성원들이 장애형제 혹은 장애자녀로 인해 삶의 전 과정에서 지속적인 어려움과 책임감 및 부담감을 겪게 되기 때문이다(Lee & Paik, 2010). 또한 비장애형제의 경우 부모가 더 이상 장애형제의 보호자 역할을 할 수 없을 때 자신이 부모를 대신하여 그 역할을 맡아야 하는 상황에 처하기 쉽기 때문에(No & Ko, 2004) 비장애형제는 가족에 대한 책임감에서 벗어나는 것이 어려울 수 있다. 그러므로 일차적으로 사회적 차원에서 제공되는 도움을 통해 장애형제의 부양과 관련된 부담감을 줄일 수 있다면, 자신의 욕구를 희생해야만 했던 가족의 어려움이 완화되어 자신의 욕구를 실현하는 것에 대한 부정적인 생각이나 감정이 줄어들 수 있을 것이다. 실제로 Crespo & Fernandez-Lansac (2014)는 장애인 가족 구성원들의 돌봄에 관한 부담 수준이 낮을 경우 그렇지 않은 경우에 비해 정서표현 수준이 높음을 보고한 바 있다. 이는 장애인 돌봄과 관련된 부담감을 낮추어 주는 접근이 부모화로 인한 정서표현양가성 수준을 완화시키는 데 도움을 줄 가능성을 시사한다. 따라서 본 연구에서 도출된 결과를 토대로 비장애형제의 부담감이나 책임감을 완화시켜줄 수 있는 실효성 있는 지원방안을 마련할 필요가 있다.
뿐만 아니라 가족적 차원에서 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 줄이기 위해서는 부모화로 인해 자녀에게 부가된 역할과 이를 수행하며 겪는 어려움을 이해하고 인정할 수 있도록 돕기 위한 효과적인 방안을 제공할 필요가 있다. 부모화 경험은 가족 내 역동에 의해 발생하는 문제이며 개인의 부모화 경험이 지속되는 이유 중 하나인 가족들의 암묵적인 기대와 강화이기 때문이다(Well & Jones, 2000). 이러한 사실을 고려해 볼 때 본 연구 결과는 성인초기 비장애형제가 어린 시절부터 부모나 가족으로부터 보호자 역할에 대한 기대를 암묵적이고 지속적으로 받음으로써 자신의 욕구를 실현하는 것에 대한 죄책감이나 자기비난과 같은 부정적인 감정을 경험할 수 있으며, 이로 인해 정서표현양가성을 경험할 가능성이 높다는 것을 시사한다. 따라서 부모가 비장애형제가 성장과정 동안 장애형제를 둔 특수한 가족 환경으로 경험하게 되는 다양한 어려움이나 상황 등에 대해 이해할 수 있는 프로그램 등을 제공한다면 비장애형제가 가족 내에서 수행하는 역할에 대해 당연시 생각하거나 이들의 어려움에 대해 인지하지 못했을 가족구성원들이 이를 알아차림으로 써 가족의 역동이 변화할 수 있기 때문에 이를 통해 비장애형제의 부모화 수준을 낮추는 것에 도움이 될 것으로 기대된다.
또한 개인적 차원에서도 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향을 줄이기 위해서는 자신을 이해하고 받아들일 수 있도록 도울 필요가 있다. 부모화를 경험하는 개인은 부모와 가족의 의지 대상으로서 스스로를 확인하며 성장하며(Chase, 1999) 가족들의 요구를 충족시켜주는 것에 대한 자부심을 느끼는 동시에 자신의 욕구를 충족시키는 것에 대한 죄책감이나 자신의 능력이 가족들의 기대에 미치지 못했다는 자기비난과 같은 감정들을 경험한다(Kong & Hong, 2015; Wells & Jones, 2000). 따라서 자신을 있는 그대로의 인정하고 수용할 수 있는 능력을 향상시키는 것이 부모화로 인한 부정적 영향을 줄이는 데에 도움이 될 것으로 기대한다.
다음으로 본 연구 결과 성인초기에 속한 비장애형제의 거부민감성이 정서표현양가성에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다.
이는 높은 수준의 거부민감성으로 인해 항상 타인에게 거절을 당할 것이라 예상하거나 거절의 단서를 잘 지각하며 이에 과잉 반응하는 수준이 높을수록 자신의 솔직한 정서표현에 어려움을 경험함을 의미한다. 이러한 결과는 선행연구(Ahn & Jung, 2016; Yu & Park, 2017)들의 결과와 일치하는 것으로서 거부에 대해 민감한 반응을 보이는 개인은 자신이 정서를 표현하였을 때 상처받거나 거부당할 지도 모른다는 부정적인 예상으로 인한 불안 수준이 높기 때문에 이러한 상황을 피하고자 하였을 가능성을 시사한다. 본 연구 결과에 기초하여 높은 거부민감성 수준으로 인해 정서표현양가성이 야기될 가능성을 감소시키기 위해 다음과 같은 방안을 고려해 볼 수 있다. 비장애형제의 경우 장애형제로 인해 어린 시절부터 또래와는 다른 가족환경이나 사회적 경험으로 인해 타인에 대한 부정적인 시각이 내면화되었을 가능성이 있다(Major & O’Brien, 2005). 따라서 성인초기 비장애형제의 거부민감성 수준을 낮추어 주기 위해서는 자신의 감정이나 생각을 솔직하게 표현했을 때 타인은 자신을 왜곡된 시선으로 바라보거나 자신을 거부할 것이라는 정서표현의 결과와 대인관계에 대해 지나치게 편향된 인지적 성향을 완화시켜줄 필요가 있다. 이를 위해 현실에서 긍정적인 대인관계를 경험하게 함으로써 본인이 가지고 있는 타인에 대한 부정적인 신념을 반박하고 수정할 수 있는 기회를 가지도록 하는 것이 도움이 될 것으로 사료된다(Jeong & Yang, 2018).
이어서 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향에 대한 거부민감성의 조절효과를 검증한 결과, 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향이 거부민감성 수준에 따라 달라지는 것으로 나타났다. 이는 장애형제를 둔 성인초기의 비장애형제가 대인 관계에서 거부당할지도 모른다는 예상으로 인한 불안 수준이 높고 거부의 단서를 쉽게 인지하는 경향이 클 경우, 자녀가 부모를 대신해 가족을 돌보는 일을 수행하는 부모화가 정서표현양가성을 야기할 가능성이 더 컸음을 의미한다. 이같은 연구 결과는 개인이 타인과의 관계에서 부정적인 반응을 쉽게 예상하고 이에 민감하게 반응하는 성향이 클수록 부모의 과잉기대와 같은 양육행동 경험이 자녀의 정서표현양가성에 미치는 영향이 증가한다는 주장과 맥락을 같이 한다고 볼 수 있다(Heo & Lee, 2017).
이와 같이 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향에 대한 거부민감성의 조절효과는 Goodman 등(2014)의 연구에서 자녀가 부모에게 정서적인 돌봄을 받고자 하는 욕구를 충족 받지 못할 때 유발되는 타인의 반응이나 평가에 대한 불안 수준이 개인의 거부민감성 수준이 높을수록 심화된다고 주장한 바에 기초하여 해석해볼 수 있다. 즉, 부모와의 관계에서 자녀의 경험이 정서표현양가성에 미치는 영향은 자녀가 부모의 반응을 얼마나 부정적으로 예상하고 인지하느냐에 따라 심화될 수 있음을 의미한다. 따라서 부모화를 경험하는 사람은 자신의 정서표현이 자신에 대한 스스로의 평가에 부정적인 영향을 미치거나 혹은 가족들의 부담을 가중시킬지도 모른다는 우려로 인해 정서표현양가성이 유발될 수 있는데, 이러한 사람들이 거부민감성 수준이 높을 경우 자신의 정서표현에 대한 부모나 가족들의 반응을 객관적으로 해석하는 데에 어려움이 있고 타인의 반응에서 거절의 단서를 지속적으로 예측하고 불안함을 경험함으로써 정서표현양가성이 더 심화될 수 있다고 해석할 수 있다.
이상과 같은 거부민감성의 조절효과는 비록 부모화 경험이 많다고 하더라도 거부민감성 수준을 낮추어 줌으로써 정서표현양가성 수준을 완화시키거나 최소한 악화되지 않게 방지할 수 있다는 것을 보여준 점에서 의의가 있다. 특히 성인초기에 속한 성인의 경우 부모나 가족으로부터 경제적이나 정서적으로 독립하여 사회구성원으로서 다양한 사람과의 관계를 형성하고 새로운 환경을 탐색하게 되는데, 이 때 높은 수준의 부모화나 거부민감성으로 인해 정서표현양가성 수준이 높을 경우 대인관계 측면에서 자신을 표현하거나 정보를 얻는 등 발달과업을 수행하는 것이 제한적일 수 있다. 따라서 가족과 자신을 적절하게 분리할 수 있도록 도움으로써 현재 경험하고 있는 부모화의 수준을 낮추고, 동시에 자신에 대한 타인의 반응을 부정적으로 예측하고 지각하는 개인적 특성을 변화시켜줄 수 있는 개입을 통해 정서표현양가성 수준을 낮추어 줄 필요가 있다. 동시에 부모화 경험이 성인 초기까지 누적되었을 경우 현재의 부모화 수준을 낮추는 개입만으로는 근본적인 변화를 만드는 데 제한적일 수 있기 때문에 부모화를 경험하는 성인초기 자녀의 거부민감성 수준을 낮추어 줌으로써 누적된 부모화의 영향력을 완화시켜줄 있을 것으로 기대된다.
끝으로 본 연구에 대한 제한점을 밝히고 후속연구에 대한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 성인초기 비장애형제가 겪는 부모화를 측정하기 위해 회고식 척도를 사용하였다. 이는 과거부터 누적된 개인의 부모화 경험을 측정하기 위해서는 자신의 경험을 직접 평가하는 것이 가장 정확한 판단을 내릴 수 있는 변인이라 판단하였기 때문이다. 그러나 이러한 방식으로 부모화를 측정하는 방법은 자녀의 가족 내 경험에 대한 주관적인 기억에 의존하는 것이기 때문에 기억의 왜곡으로 인한 오류가 발생할 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 응답자에게 연속된 일정 기간 동안 매일의 경험에 대해 보고하도록 하는 일상기록법(Bolger et al., 1989) 등을 사용함으로써 회고에 의한 기억의 왜곡을 최소화하고 부모화 경험에 대한 보다 정확한 자료를 수집할 필요가 있다.
둘째, 본 연구의 분석 대상은 총 116명이었다. G*Power 3.1(Franz Faul, Kiel, Schleswig-Holstein, German) 프로그램을 이용하여 유의수준 .05, 중간 효과크기 .15, 통계적 검정력 .95, 예측변수 4개를 지정하였을 때 필요한 표본 수는 129명으로 나타난 것에 비해 부족한 표본크기로 연구 결과를 해석하고 일반화 하는데 제한점이 존재한다. 이는 본 연구에서 장애를 둔 성인 초기 비장애형제자매를 연구대상으로 표집하는 데 현실적인 어려움이 있어 충분한 연구대상을 포함시키지 못한 데에 따른 제한점이라 할 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 충분한 표본크기를 확보한 후 반복 연구를 통해 본 연구 결과를 검증할 필요가 있다. 셋째, 본 연구에서는 정서표현양가성의 통제변인으로 성별만을 투입하였으나, 비장애형제의 심리적 적응에 경제적 수준이나 장애형제의 장애유형이나 심각도 혹은 출생순위와 같은 변인들이 영향을 미친다는 선행연구들을 고려해본다면(Begum & Blacher, 2011; Shin & Lee, 2002; Stoneman, 2005) 장애형제 혹은 동거 여부나 가족 환경과 관련된 다른 사회인구학적 변인이 정서표현양가성에 영향을 미칠 가능성이 있다. 그러나 아직까지 비장애형제의 사회인구학적 변인들이 정서표현양가성에 직접적인 영향을 미치는지에 대한 선행연구들이 존재하지 않아 본 연구에서는 성별 이외의 다른 가외 변인들의 영향력에 대해서는 다루지 못하였다는 제한점이 존재한다. 따라서 후속연구에서는 이와 관련된 연구를 통해 성인초기 비장애형제의 정서표현양가성에 대한 이해를 높일 필요가 있다.
이상의 제한점에도 불구하고, 본 연구가 지니는 의의는 다음과 같다. 본 연구는 부모화와 거부민감성이 정서표현양가성에 미치는 영향을 성인초기에 속한 비장애형제만으로 대상을 한정하여 살펴보았다. 이는 장애인 가족이라는 특수한 가정환경 속에서 비장애형제가 경험하는 부모-자녀관계 혹은 다른 가족구성원들 간의 관계 속 경험이 이들의 정서표현양가성의 발달에 영향을 주는 요인임을 밝혔다는 데에 의의가 있다. 또한, 지금까지 여러 질적 연구들을 통해 비장애형제가 장애형제로 인해 자신에게 부가된 역할과 책임감으로 심리적 부담감을 느낀다고 보고된 연구결과들을 구체적으로 개념화하여 인과관계를 살펴보았다는 점에서 가치가 있다. 뿐만 아니라 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향이 외부의 개입에 의해 달라질 수 있는지를 다룬 연구는 소수에 불과하다. 따라서 거부민감성 수준에 따라 부모화가 정서표현양가성에 미치는 영향이 달라진다는 것을 밝힌 본 연구 결과는 이미 누적되고 지속된 부모화 경험에 노출된 비장애형제의 정서표현양가성 수준을 낮추기 위해서 효과적인 개입 방안을 계획하는 데에 도움을 줄 수 있을 것이다.

Declaration of Conflicting Interests

The author declares no conflict of interest with respect to the authorship or publication of this article.

Figure 1.
Confidence band of J-N method: moderating effect of rejective sensitivity on the relation of parentification and ambivalence over emotional expression.
fer-57-3-445f1.jpg
Figure 2.
Moderation effect of rejection sensitivity on the relation of parentification and ambivalence over emotional expression.
fer-57-3-445f2.jpg
Table 1.
Charactertistics of the Parpticipants (N=116)
Variable Category n (%)
Age 17~24 31 (26.7)
25~30 85 (73.3)
Gender Male 45 (38.8)
Female 71 (61.2)
Birth order Older than siblings with disability 75 (64.7)
Younger than siblings with disability 40 (35.3)
Types of disability Visual impairment 8 (5.9)
Intellectual disability 41 (35.3)
Physical disability 18 (17.6)
Autism spectrum disorder 38 (30.4)
Communication disorder 3 (2.9)
Developmental delay 8 (7.8)
Degree of disability 1 77 (69.6)
2 23 (16.7)
3 14 (12.7)
4 1 (1.0)
5 0 (0.0)
6 0 (0.0)
Average monthly income of the household 2,000,000won below 11 (10.8)
2,000,001won - 4,000,000won 44 (37.2)
4,000,001won - 6,000,000won 25 (19.6)
6,000,001won - 8,000,000won 15 (14.8)
8,000,000won above (and above) 21 (17.6)
Table 2.
Means and Standard Deviations of the Variables (N=116)
Variables Possible score range M (SD) Mean of item score (SD)
Ambivalence over emotional expression 28-140 95.96 (20.43) 3.42 (.74)
Parentification 30-150 91.14 (19.36) 3.04 (.62)
Rejection sensitivity 1-36 11.67 (2.53) 3.89 (.34)
Table 3.
Correlation Coefficients among the Variables (N=116)
1 2 3 4
1. Ambivalence over emotional expression -
2. Parentification .51** -
3. Rejection sensitivity .58** .23** -
4. Gender -.07** .16** -.06* -

* p<.05,

** p<.01.

Table 4.
Regression Analysis: Moderating Effects of Rejective Sensitivity on the Relation of Parentification and Ambivalence over Emotional Expression (N=116)
Variable coeff. SE t p Boot LLCI Boot ULCI
(Constant) 25.618 4.362 5.610 .000 24.278 26.958
Gendera -3.88 2.892 -1.342 .182 -9.805 1.728
Parentification (A) .379 .072 5.241 .000 .232 .521
Rejection sensitivity (B) .532 .562 8.235 .000 .368 .696
(A) × (B) .075 .031 2.421 .017 .013 .136
R .742
R2 .550
F 33.961***

a Gender: male as 0, female as 1.

*** p<.001.

Table 5.
R2-Changes Increase due to Interaction
ΔR2 F df1 df2 p
Parentification × Rejection sensitivity .024 5.860 1.00 111.00 .018
Table 6.
Regression Coefficients of Parentification on Ambivalence over Emotional Expression for Low- and High Rejection Sensitivity Groups (N=116)
Rejection sensitivity Regression coefficients of parentification on ambivalence over emotional expression
β p-value
Low group (n=54) .38** .005
High group (n=62) .61*** .000

** p<.01,

*** p<. 001.

References

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