서론
본 연구에서는 형제자매 및 부모자녀 특성이 청년의 형제자매 온정 및 갈등과 관련이 있는지, 각각의 형제자매에 대해 보고한 다층자료를 활용하여 성별로 살펴보고자 한다. 형제자매관계는 부모자녀관계나 부부관계에 비해 가족학 분야에서 상대적으로 연구가 덜 이루어진 주제이다. 특히 청년시기 형제자매관계에 대한 가족학적 이해는 매우 부족한 상황이다. 형제자매관계에 관한 선행연구는 절대 다수가 아동기 및 청소년기(Buist et al., 2013) 또는 중년기 및 노년기(Stocker et al., 2020; Suitor et al., 2013)에 초점을 맞추고 있다. 아동기 및 청소년기는 부모 슬하에서 형제자매와 영향을 주고받으면서 성장하는 시기이고, 중년기 및 노년기는 부모 돌봄을 형제자매와 분담하거나, 형제자매가 서로 돌봄을 제공하는 등 교류가 활발한 시기이기 때문이다. 반면에 부모에게서 독립하는 청년시기에는 형제자매관계의 중요성도 감소하는 것으로 간주하는 경향이 있다. 그러나 최근 서구를 중심으로 청년시기 형제자매관계에 관한 연구가 증가하고 있다(Hamwey et al., 2019; Hollifield & Conger, 2015; Tanskanen & Rotkirch, 2019). 초혼연령이 상승하고 부모 및 형제자매와 동거하는 기간이 연장되면서, 청년시기에도 형제자매와 유대를 지속하는 경향이 나타나고 있기 때문이다(Hamwey et al., 2019).
청년시기에 형제자매와 정서적인 관계를 유지하는 경향은 한국가족에서도 예외가 아니다. 조혼인율이 역대 최저 수준이고, 초혼연령이 꾸준히 상승하는 상황에서, 많은 청년이 부모 및 형제자매와 함께 살면서 정서적, 도구적 상호작용을 유지하고 있다. 출산율이 감소하여 2023년 현재 아동 및 청소년 중에는 외동인 경우도 많지만, 약 30년 전인 1990년의 합계출산율은 1.6명(Statistics Korea, 2023)이었으므로 현재 한국 청년의 과반수는 형제자매가 있다고 볼 수 있다. 특히 한국가족에서는 세대 간 지원규범에 따라 부모로부터 경제적, 도구적 지원을 받는 청년이 적지 않기 때문에(Lee & Kim, 2014; Oh & Lee, 2023), 형제자매는 부모의 지원을 두고 청년시기에 경쟁을 벌일 가능성도 있다. 이처럼 형제자매관계는 청년의 다양한 삶의 맥락과 맞물려 있다(Hollifield & Conger, 2015).
청년시기 형제자매관계는 다른 발달단계와는 상이한 특성이 있다. 청년시기에는 그 이전의 발달단계에 비해 자발성에 기초하여 형제자매와 상호작용하는 경향이 있다(Cicirelli, 1995). 또한, 청소년기의 위계적인 형제자매관계에서 상대적으로 수평적인 관계가 형성되면서 형제자매관계를 온정적으로 인식하기도 한다(Tanskanen & Rotkirch, 2019). 청년시기에는 취업, 연애, 결혼 등으로 삶의 영역이 다양화되면서 형제자매와의 관계에서도 재협상이 이루어진다고 설명하는 학자도 있다(Jensen et al., 2018). 따라서 청년시기에는 아동기, 청소년기와 비교할 때 형제자매 간 온정 및 갈등에서 새로운 국면을 맞이할 수도 있다(White, 2001).
형제자매관계에 관한 선행연구는 긍정적 정서가 지지망이 될 수 있다는 점에서 온정에 초점을 맞추어 왔다(Gungordu & Hernandez-Reif, 2022). 하지만 형제자매관계는 긍정적인 측면과 부정적인 측면이 공존하는 관계이다(Cicirelli, 1995; Stocker et al., 1997). 형제자매는 일반적으로 연령 차이가 크지 않기 때문에 유년기부터 노년기까지 삶의 역사를 공유하는 친밀한 가족구성원이기도 하지만, 가족 내 자원을 두고 경쟁하거나 책임을 분담하면서 갈등을 겪기도 하는 상대이다. 따라서 형제자매관계의 정서적인 측면을 연구할 때 온정과 갈등을 모두 살펴볼 필요가 있다.
형제자매관계에 대한 선행연구는 방법론적 제약으로 모든 형제자매가 아닌, 한 명의 형제자매를 기준으로 하는 경향이 있다. 주로 가장 가깝다고 느끼는 형제자매를 선택하거나, 연령 차이가 가장 적은 형제자매를 선택하여 응답하도록 하는 방식이다. 그러나 한 개인의 형제자매관계는 개별 형제자매마다 다를 수 있으므로, 참여자가 자의적으로 한 명의 형제자매를 선택하는 방식의 연구는 연구결과의 왜곡으로 이어질 수 있다(Jang, 2009). 따라서 개별 형제자매와의 관계를 각기 측정하는 것이 정확할 것이다. 또한 이렇게 참여자 수준(예: 전체 형제자매의 수)과 개별 형제자매 수준(예: 각 형제자매와의 성별, 연령)으로 구성된 자료를 분석할 때는 자료의 위계성을 고려하는 다층모형 분석을 활용할 필요가 있다.
형제자매 간 온정 및 갈등을 예측하는 요인으로는 형제자매관계의 구조적 특성이 대표적이다. 예를 들어, 전통적으로 성별과 연령 규범에 따라 형제자매관계가 구성되었던 한국가족(Sung & Lee, 2013)에서는 성별(Jang, 2009; Lee & Kim, 2014), 출생 순위(Bleske-Rechek & Kelley, 2014; Lee & Kim, 2014), 연령 차이(Pollet, 2007) 등의 구조적 특성이 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있을 수 있다. 더불어 형제자매 간 활발한 지원은 형제자매관계를 긍정적으로 인식하게 하지만, 형제자매 간 낮은 지원 빈도는 형제자매 간 긴장과 관련이 있을 수 있다는 점에서(Eriksen & Gerstel, 2002), 형제자매 간 경제적, 도구적 지원도 온정 및 갈등과 관련이 있을 수 있다. 이에 본 연구에서는 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련된 요인으로 형제자매 특성인 형제자매 수, 형제자매 손위 여부, 연령 차이, 성별, 동거 여부, 본인 및 형제자매의 지원 빈도를 살펴보고자 한다.
가족체계적 관점(Cox & Paley, 1997)에서 보았을 때, 부모-자녀 하위체계의 특성은 형제자매 하위체계에 영향을 미칠 수 있다. 청년이 부모와 애정적인 관계를 맺고 있으면 형제자매와도 더 온정적이고 덜 갈등적인 관계를 맺을 가능성이 있으며(Ruff et al., 2018), 부모가 특정 자녀를 선호하여 차별적으로 상호작용 한다면 자녀의 형제자매관계도 부정적일 수 있다(Suitor et al., 2013). 한편, 부모자녀관계와 형제자매관계가 연결되는 방식은 부모의 성별에 따라 차이가 있을 수 있다. 어머니, 아버지가 형성하는 부모자녀관계에는 차이가 있으며(Gilligan et al., 2013; Suitor et al., 2013), 이는 상이한 형제자매관계로 이어질 수 있다. 따라서 부모자녀관계와 형제자매관계의 관련성을 연구할 때 어머니, 아버지와의 관계를 각각 살펴볼 필요가 있다.
한편, 청년의 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련된 요인은 청년의 성별에 따라 상이할 수 있다. 선행연구에 따르면 여성은 주로 형제자매와의 친밀한 상호작용을 담당하며 사회정서적 역할을 수행한다(Suitor et al., 2013). 또한, 성인이 된 이후에도 형제자매와 지원을 더 자주 주고받으며 유대관계를 유지하는 경향이 있다(White, 2001). 반면, 남성은 상대적인 권력과 위계에 기반하여 형제자매와 상호작용하는 경향이 있다(Spitze & Trent, 2006). 이렇듯 청년 남녀가 형제자매와 맺는 관계 양상이 다르므로, 형제자매관계 온정 및 갈등과 관련된 요인도 다를 수 있다. 따라서 본 연구에서는 성별로 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있는 요인을 각각 분석하고자 한다.
본 연구의 목적은 청년 남녀의 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있는 요인을 형제자매 특성과 부모자녀관계 특성을 중심으로 살펴보는 것이다. 또한 한국 청년의 형제자매관계에 관한 선행 연구가 부재함을 감안하여, 청년 남녀의 형제자매관계의 전반적인 경향을 살펴보는 것을 부차적인 목표로 한다. 본 연구는 모든 형제자매에 대해 각기 측정한 자료를 활용하여 다층모형 분석을 실시하는 방법론적 혁신성을 주된 의의로 한다. 이때 본인과 형제자매의 사회인구학적 특성을 통제함으로써 좀 더 정확한 결과를 얻고자 한다. 본 연구는 형제자매관계의 다양한 측면을 동시에 살펴보고 부모자녀관계와 형제자매관계의 상호연관성을 탐색하려는 시도를 통해, 한국 청년의 형제자매관계에 대한 학문적 이해를 넓히고 가족생활교육, 가족상담 등에 대한 실천적 함의를 도출할 것으로 기대된다. 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.
연구 문제 1. 청년 남녀의 형제자매 간 온정 및 갈등, 형제자매 특성, 부모자녀관계 특성의 전반적인 경향은 어떠한가?
연구 문제 2. 형제자매 특성(형제자매의 수, 개별 형제자매의 손위 여부, 연령 차이, 성별, 동거 여부, 본인 및 형제자매의 지원 빈도)은 청년 남녀의 형제자매 간 온정 및 갈등 수준과 관련이 있는가?
연구 문제 3. 부모자녀관계 특성(어머니·아버지와의 애정, 어머니·아버지의 편애인식)은 청년 남녀의 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있는가?
선행연구 고찰
1. 형제자매 특성과 형제자매 간 온정 및 갈등의 관련성
전체 형제자매의 수, 개별 형제자매의 손위 여부, 연령 차이, 성별, 동거 여부, 지원 빈도 등과 같은 형제자매 특성은 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있을 것으로 예상되는 대표적인 요인이다. 첫째, 전체 형제자매의 수는 고갈이론 관점에서 각 형제자매가 분배받는 부모의 자원 및 애정과 관련이 있으며, 이는 형제자매 간 갈등으로 이어질 가능성이 있다(Whiteman et al., 2011). 특히, 오늘날 청년시기는 대학등록금, 취업준비 비용, 결혼 비용 등 다양한 측면에서 부모의 지원을 받고 있기 때문에, 형제자매의 수가 많으면 자원배분의 문제와 연결된 갈등이 있을 수 있다. 서구의 선행연구에서는 형제자매의 수가 많으면 갈등 수준이 높다는 결과(Milevsky et al., 2005)와 형제자매에 대한 친밀성이 높다는 결과(Riggio, 2006)가 공존하고 있어, 한국적 맥락에서 형제자매의 수와 형제자매 온정 및 갈등 수준의 관계가 어떠한지 살펴볼 필요가 있다.
둘째, 유교적 한국가족에서는 장유유서 규범에 따라 손아래 형제자매가 손위 형제자매의 권위와 권력을 존중할 것을 기대한다(Sung & Lee, 2013). 따라서 형제자매의 손위-손아래 여부는 한국 청년의 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있을 수 있다. 서구의 선행연구는 손위 형제자매가 손아래 형제자매에 대해 정서적으로 가깝고 친밀하며 갈등 수준이 낮다고 보고하기도 하고(Bleske-Rechek & Kelley, 2014), 손아래 형제자매가 형제자매관계를 더 긍정적으로 인식한다고 하는 등(Bat-Chava & Martin, 2002) 일관되지 않은 결과를 보고하였다. 한국가족에서 형제자매 손위 여부가 오늘날 청년의 형제자매 간 온정 및 갈등에서 어떻게 작용하는지 살펴볼 필요가 있다.
셋째, 형제자매 간 연령 차이(터울)는 형제자매 간의 생활영역, 관심사와도 연결되기 때문에 중요한 특성이다(Pollet, 2007). 선행연구에 따르면 형제자매와 연령이 유사한 경우 상대적으로 낮은 갈등 수준을 보고한 연구(Jensen et al., 2018)가 있는 반면, 형제자매와 연령이 유사한 경우 더 높은 갈등 수준을 보고한 연구(Milevsky et al., 2005)도 있다.
넷째, 성별구성과 형제자매 간 온정 및 갈등의 연관성에 주목한 선행연구의 결과는 국가별, 문화별로 혼재된 양상을 보인다. 미국, 유럽에서 이루어진 선행연구에 따르면 자매구성(여-여)이 형제자매관계를 가장 온정적으로 인식하였으며, 다음으로 남매구성(남-여), 형제구성(남-남)의 순이었다(Jensen et al., 2018; Van Volkom et al., 2011). 그러나 한 중국 연구에서는 형제구성(남-남)이 다른 성별구성에 비해 노년기에 더 친밀하였다(Ge & Jiang, 2021). 국내에서는 출가외인으로 여겨지는 기혼 자매들이 친정에 대한 의무에서 비교적 자유로운 관계를 맺기 때문에, 기혼의 형제나 남매에 비해 친밀하다는 질적 연구(Sung & Lee, 2013)가 있다.
다섯째, 형제자매와의 동거는 형제자매관계에서 활발한 역동으로 이어진다는 점에서 온정 및 갈등과 관련이 있을 수 있다. 현재 한국적 맥락에서는 만혼이나 비혼, 주택가격의 상승으로 분가하지 않는 청년이 많은데(Lee & Kim, 2014), 이 경우 형제자매와 동거하면서 일상을 공유하게 되어 높은 수준의 온정이나 갈등을 경험할 수도 있다. 선행연구에서는 형제자매와 동거할 때 온정 수준이 더 높은 것으로 나타난 결과(Jensen et al., 2018)도 있고, 갈등 수준이 더 높다는 결과(Salmon & Hehman, 2021)도 있다.
마지막으로, 가족 간의 상호의존성을 강조하는 한국의 맥락에서(Lee & Kim, 2014), 형제자매 간 지원은 형제자매관계 인식에 긍정적으로 작용할 수 있다. 서구의 선행연구에서도 청년이 형제자매에게 지원을 제공하는 것은 역량감과 정적 관련이 있었고, 이는 높은 수준의 삶의 만족감으로 이어졌다(Hollifield & Conger, 2015). 그러나 형제자매에 대한 잦은 지원이 부담감으로 이어진다는 지적도 있다(Eriksen & Gerstel, 2002). 한편, 선행연구(Guan & Fuligni, 2016; Weaver et al., 2003)에서는 주로 본인이 형제자매에게 제공한 일방향의 지원을 측정하였는데, 청년시기의 형제자매관계는 상대적으로 수평적이므로(Milevsky et al., 2005) 서로 지원을 주고받을 수 있다. 따라서 본인이 제공하는 지원과 형제자매가 제공하는 지원을 각기 살펴볼 필요가 있다.
2. 부모자녀관계 특성과 형제자매 간 온정 및 갈등의 관련성
가족 내 다양한 하위체계 간의 상호의존성에 초점을 두고 있는 가족체계이론(Cox & Paley, 1997)에 따르면, 부모와 자녀 간의 역동은 자녀들 간의 역동에 영향을 미친다. 선행연구는 부모와의 애정이 형제자매 간 온정 및 갈등에 영향을 미침을 지적해 왔다. Hank와 Steinbach (2018)의 연구에서는 부모와의 친밀감 및 갈등이 형제자매와의 친밀감 및 갈등과 정적인 관련이 있는 것으로 나타났다.
부모의 편애(parental favoritism)는 형제자매관계 연구에서 관심을 받아 온 주제이다. 부모의 편애란 특정 자녀에게 다른 자녀보다 관심과 애정을 더 기울이고 차별적인 태도를 보이는 것을 의미한다(Suitor et al., 2013). 이러한 차별적 태도는 자녀들 간의 형제자매관계에 영향을 미칠 수 있다. 선행연구에 따르면, 부모의 대우를 공정하게 인식할수록 형제자매관계를 더 온정적으로 인식하였으며, 부모의 편애를 높은 수준으로 지각할수록 형제자매 간 갈등 수준도 높았다(Suitor et al., 2016).
한편, 부모자녀관계와 형제자매관계가 연결되는 방식은 부모 및 자녀의 성별과 무관하지 않을 것으로 예상된다(Lee & Kim, 2014). 부모의 성별과 자녀의 성별의 경우, 동성의 부모-자녀 성별 조합이 이성의 부모-자녀 성별 조합에 비해 더 친밀하다는 연구(Gilligan et al., 2013)도 있지만, 부모 모두 이성의 자녀에게 정서적으로 더 투자한다는 연구(Raley & Bianchi, 2006)도 있다. 한국가족의 맥락에서는 아들과 딸 모두 아버지보다 어머니와 더 가깝다는 연구가 대다수이지만(Lee et al., 2008), 최근에는 아버지 효과에 대한 관심이 증가하면서 아버지가 자녀와 맺는 관계의 중요성을 지적하는 연구(Kwon & Lee, 2014)도 적지 않다. Gilligan 등(2013)에 따르면 어머니의 편애는 중년기 형제자매 간의 긴장과 관련이 없었지만, 아버지의 편애는 형제자매 간 긴장으로 이어졌다. 따라서 본 연구에서는 부모자녀관계에서 젠더의 중요성을 고려하여 어머니, 아버지와의 애정 및 편애인식과 청년 남녀의 형제자매 간 온정 및 갈등과의 연관성을 구분하여 탐색하고자 한다.
3. 사회인구학적 특성과 형제자매 간 온정 및 갈등의 관련성
앞서 살펴본 형제자매 특성이나 부모자녀관계 특성 이외에도 본인 및 형제자매의 사회인구학적 특성은 형제자매 간 온정 및 갈등 수준과 관련이 있을 수 있다. 본 연구에서는 다음과 같은 선행 연구를 토대로 본인 및 형제자매의 사회인구학적 특성을 통제함으로써 형제자매 간 온정 및 갈등의 관련 요인을 정확하게 살펴보고자 한다.
먼저 연령은 형제자매관계 인식과 유의한 관련이 있을 수 있다(Jensen et al., 2018). 대체로 청년, 중·노년기 형제자매관계 선행연구에서는 연령이 많을수록 온정 수준이 높고 갈등 수준이 낮았다(Riggio, 2006). 둘째, 교육수준은 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련 있는 요인으로 지적되어 왔다(Van Volkom et al., 2011). 선행연구 중에는 본인의 교육수준이 높을수록 형제자매와 친밀하다는 연구(Hank & Steinbach, 2018; Steinbach & Hank, 2018; Van Volkom et al., 2011)도 있고, 본인의 교육수준과 형제자매 간 온정 및 갈등은 유의한 관련이 없다는 연구(Jensen et al., 2018)도 있다. 셋째, 경제활동 여부는 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련 있을 수 있다(Aldrich et al., 2022). 선행연구에 따르면 청년 본인과 형제자매가 모두 경제활동을 하는 경우 갈등 수준이 낮았다(Jensen et al., 2018). 넷째, 결혼지위도 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있을 수 있다. 본인은 기혼이고 형제자매는 미혼일 경우 갈등 수준이 높다는 연구(Aldrich et al,, 2022)가 있는 반면, 본인과 형제자매의 결혼지위는 온정 및 갈등과 유의한 관련이 없다는 연구(Jensen et al., 2018)도 있다. 마지막으로 부모와의 동거는 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련 있는 중요한 요인으로 연구되어 왔다. 선행연구에 따르면 원가족으로부터 독립한 경우 형제자매를 더 온정적으로 인식한 반면(Whiteman et al., 2011), 부모와 동거하는 경우 갈등 수준이 높았다(Salmon & Hehman, 2021). 이상의 선행연구를 토대로 본 연구에서는 통제변수로 본인 및 형제자매의 연령, 교육년수, 경제 활동 여부, 결혼지위와 부모-본인 동거 여부를 선정하고자 한다.
연구방법
1. 자료수집 및 연구참여자
본 연구에서는 온라인 설문조사를 위해 형제자매가 1명 이상 있는 만 19-34세 청년 남녀를 참여자로 모집하였다. 형제자매는 부모가 둘 다 같은 형제자매, 부모가 한 명만 같은 형제자매, 입양 등으로 부모가 다른 형제자매를 모두 포함하도록 지침을 제시하였다. 청년의 연령범위를 만 19-34세로 규정한 것은 청년기본법에 근거한 것이다. 연구참여자의 선정은 청년의 성별, 연령대를 고려한 할당표집과 온라인 패널에 대한 무작위 추출을 통해 이루어졌다. 남성과 여성을 1:1로, 연령대는 만 19-24세, 25-29세, 30-34세를 1:1:1 비율로 할당하였고, 참여자의 결혼 여부에는 제한을 두지 않았다.
온라인 조사는 국내의 대표적인 온라인 조사업체인 ㈜마크로밀 엠브레인이 확보하고 있는 대규모의 온라인 패널을 대상으로 2022년 10월에 실시하였다. 본 연구의 참여자 조건에 부합하는 패널 구성원에게 조사 참여 이메일을 발송하였고, 자발적으로 본 연구에 참여할 의향이 있는 청년 남녀 총 450명이 온라인 조사에 응답하였다. 본 연구에서는 어머니 및 아버지 각각의 관계와 형제자매 온정 및 갈등의 관련성을 살펴보고자 하였으므로, 전체 참여자 중 부모 두 명 모두 생존한 사례만을 추출하여 분석하였다. 최종적으로 분석에 활용된 응답은 총 396명의 청년 남녀가 형제자매 591명에 대해 보고한 자료였다. 이 중 남성 참여자는 193명으로, 이들의 형제자매 305명에 대한 응답을 분석하였다. 여성 참여자는 203명으로, 이들의 형제자매 286명에 대한 응답을 활용하였다. 이상의 자료수집 과정은 본 연구의 저자들이 소속된 대학교 연구윤리위원회(IRB)의 승인을 받았다.
연구참여자의 특성은 Table 1과 같다. 연령은 남성 평균 27.65세(SD=4.32), 여성 평균 27.61세(SD=4.14)였다. 교육년수는 남성 평균 14.74년(SD=1.74), 여성 평균 15.07년(SD=1.58)이었고, 경제활동을 하는 경우는 남성 76.60%, 여성 73.40%이었다. 월평균 근로소득은 200-299만원이라고 응답한 비율이 남성 35.30%, 여성 42.10%로 가장 높았다. 그러나 소득 급간별 비율에서 성별 차이가 나타났다(χ2=15.80, p＜.05). 결혼지위는 기혼이 남성 13.00%, 여성 10.80%로 10명 중 1명 정도만 기혼이었다. 출생순위는 남녀 모두 첫째라고 응답한 비율이 가장 높았고 둘째, 셋째, 넷째 순이었다. 여성이 첫째라고 응답한 비율이 더 높았다(χ2=9.77, p＜.05). 부모와 동거하는 경우는 남성 59.10%, 여성 57.10%로 절반 이상이었다.
2. 측정도구
1) 형제자매 온정 및 갈등: 종속변수
형제자매 온정 및 갈등은 Lanthier 등(2000)이 개발하고 Jang (2009)이 번안한 The Short-Form Adult Sibling Relationship Questionnaire의 온정(warmth), 갈등(conflict) 하위영역을 사용하였다. 모든 문항은 참여자의 모든 형제자매에 대해 각각 측정하였다.
온정 하위척도는 총 18문항으로 ‘나는 형제자매를 내게는 없어서는 안 될 중요한 사람이라고 생각한다’, ‘나는 내 감정이나 개인적인 문제에 대해 형제자매와 상의한다’ 등의 문항으로 구성되었다. 각 문항의 진술에 동의하는 정도를 5점 리커트 척도(1=‘전혀 그렇지 않다’, 5=‘매우 그렇다’)로 측정하였다. 본 연구에서는 18문항의 산술평균을 분석에 활용했으며 점수가 높을수록 형제자매 간 온정 수준이 높음을 의미한다. 온정의 Cronbach’s α는 .97이었다.
갈등 하위척도는 총 17문항으로 ‘나와 이 형제자매는 말다툼을 한다’, ‘이 형제자매는 나를 비난한다’ 등의 문항으로 구성되었다. 각 문항의 진술에 동의하는 정도를 5점 리커트 척도(1=‘전혀 그렇지 않다’, 5=‘매우 그렇다’)로 측정하였다. 본 연구에서는 18개 문항의 산술평균을 분석에 사용하였으며, 점수가 높을수록 형제자매 간 갈등 수준이 높음을 의미한다. 갈등의 Cronbach’s α는 .98이었다.
2) 형제자매 특성: 독립변수
형제자매 특성은 전체 형제자매의 수, 개별 형제자매의 손위 여부, 연령 차이, 성별, 형제자매와 동거 여부, 본인의 도구적·경제적 지원제공 빈도, 형제자매의 도구적·경제적 지원제공 빈도였다. 이 중 연속변수인 전체 형제자매 수는 참여자 수준을 의미하는 2수준 변수였고, 나머지는 형제자매별로 응답한 1수준 변수였다.
형제자매의 손위 여부는 출생연도를 활용하여 특정 형제자매가 참여자보다 출생연도가 빠른 손위는 1, 특정 형제자매의 출생연도가 참여자와 동일하거나 참여자보다 늦은 손아래는 0으로 코딩하여 이분변수로 활용하였다. 연령 차이는 특정 형제자매와 참여자의 연령 차이가 3세 미만으로 차이가 크지 않으면 1, 3세 이상으로 크면 0으로 코딩하여 이분변수로 활용하였다. 3세를 기준으로 한 것은 형제자매관계에 관한 다수의 선행연구(Jensen et al., 2018; Pollet, 2007)에 따른 것이다. 형제자매의 성별은 여성을 1, 남성을 0으로 처리하였고, 형제자매와의 동거 여부는 동거를 1, 비동거를 0으로 처리하여 이분변수로 활용하였다.
본인의 지원제공 빈도는 ‘지난 1년 동안 귀하는 이 형제자매와 다음과 같은 지원을 얼마나 주고받았습니까?’라는 질문에 대해 본인이 특정 형제자매에게 제공한 경제적 지원(생활비, 용돈, 등록금, 주거비 등) 빈도, 도구적 지원(청소, 빨래, 식사준비, 심부름, 병간호 등) 빈도를 각각 1문항으로 측정하였다. 마찬가지로 형제자매의 지원제공 빈도는 특정 형제자매가 제공한 경제적 지원에 관한 1문항, 도구적 지원에 관한 1문항으로 측정하였다. 경제적, 도구적 지원 빈도는 각각 ‘거의 매일’ 1점에서부터 ‘거의 하지 않음’ 8점까지로 응답하도록 하였고, 점수가 높을수록 지원의 빈도가 잦음을 의미하도록 역산하여 활용하였다. 다층 회귀분석에는 경제적, 도구적 지원 빈도의 산술평균을 활용하였다.
3) 부모자녀관계 특성: 독립변수
부모자녀관계 특성은 어머니·아버지와의 애정, 어머니·아버지 편애인식이었다. 어머니·아버지와의 애정은 Roberts와 Bengtson (1993)이 개발하고 Kim과 Lee (2015)가 번안한 부모-자녀 애정 척도(Perceived Parent-Child Affection Scale)를 사용하였다. 해당 척도는 어머니, 아버지에 대한 각 4문항으로 ‘모든 것을 고려할 때, 귀하는 인생의 현 시점에서 어머니(아버지)와 얼마나 가깝다고 느낍니까?’ 등의 문항에 동의하는 정도를 6점 리커트 척도(1=‘아주 조금’, 6=‘매우 많이’)로 측정하였다. 어머니와 아버지에 대해 각각에 대하여 응답하도록 하였다. 본 연구에서는 어머니와의 애정 4문항, 아버지와의 애정 4문항의 산술평균을 활용하였으며 점수가 높을수록 어머니, 아버지와의 애정 수준이 높은 것을 의미한다. 척도의 내적 일관성 계수인 Cronbach’s α는 어머니 .90, 아버지 .92였다. 어머니·아버지와의 애정은 참여자를 기준으로 한 자료만 있는 2수준 변수였다.
어머니·아버지 편애인식은 Lanthier 등(2000)이 개발하고 Jang (2009)이 번안한 The Short-Form Adult Sibling Relationship Questionnaire 중 경쟁(rivalry) 하위영역을 사용하였다. 어머니의 편애인식 6문항, 아버지의 편애인식 6문항으로 측정하였으며, 각각의 형제자매와 본인을 비교하는 방식으로 측정한 1수준 변수였다. 편애인식 문항은 ‘이 형제자매는 어머니(아버지)가 나보다 본인과 더 심적으로 가깝다고 생각할 것이다’와 같이 특정 형제자매의 관점을 측정하는 문항과 ‘내 생각에, 어머니(아버지)는 나보다 이 형제자매와 심적으로 더 가깝다’와 같이 참여자의 관점을 측정하는 문항으로 구성되었다. 각 문항의 진술에 동의하는 정도를 5점 리커트 척도로 측정하였다. 구체적으로, 본인의 관점을 측정하는 문항은 ‘아니다. 나와 가까울 때가 대부분이다’ 1점에서부터 ‘그렇다. 이 형제자매와 더 가까울 때가 대부분이다’ 5점까지로 구성되었다. 유사하게, 특정 형제자매 관점에서의 편애지각은 ‘아니다. 나와 더 가까울 때가 대부분이라고 생각할 것이다’ 1점에서부터 ‘그렇다. 본인과 더 가까울 때가 대부분이라고 생각할 것이다’ 5점까지로 측정하였다. 3점은 ‘둘 다 똑같이 가깝다’로 편애를 지각하지 않는 상태였다.
본 연구에서는 원척도의 계산방식(Lanthier et al., 2000; Ponappa et al., 2017)에 따라 부모가 자신을 선호하였는지 혹은 형제자매를 선호하였는지 방향(상대적 평가)과 상관없이 점수가 높을수록 편애 수준이 높다고 해석할 수 있도록 재코딩하여 사용하였다. 즉, 기존의 5점 리커트 척도에서 부모가 참여자와 해당 형제제매를 동등하게 대하는 경우(3점)는 0점으로, 부모가 참여자와 해당 형제자매 중 한 명을 약간 선호하는 경우(2점 및 4점)는 1점으로, 부모가 참여자와 해당 형제자매 중 한 명을 대부분 선호하는 경우(1점 및 5점)는 2점으로 코딩하였다. 이에 따라, 점수가 높을수록 부모가 자녀 중 한 명을 더 선호하는 것을 의미한다. 이렇게 재코딩한 점수를 활용한 어머니, 아버지 편애인식의 Cronbach’s α는 각각 .87, .88이었다.
4) 사회인구학적 특성: 통제변수
본 연구에서는 참여자의 연령, 교육년수, 경제활동 여부, 결혼지위, 부모-본인 동거 여부와 함께 개별 형제자매의 연령, 교육년수, 경제활동 여부, 결혼지위를 통제하였다. 연령은 출생연도를 활용하여 계산한 만 나이를 연속변수로 사용하였다. 교육년수는 학교급과 학적상태를 교육년수로 환산하여 연속변수로 활용하였다. 경제활동 여부는 ‘귀하는 지난 1주일 동안 돈을 받고 1시간 이상 일을 하였거나, 돈을 받지 않고 가족이 경영하는 가게나 공장, 농장 등에서 18시간 이상 일을 하셨습니까?’에 대해 ‘일하였다’는 1로, 나머지는 0으로 처리하여 이분변수로 사용하였다. 결혼지위는 기혼을 1로, 나머지를 0으로 처리하여 이분변수로 사용하였다. 부모-본인 동거는 참여자가 부모 중 한 명 이상과 동거하는 경우는 1, 부모 모두와 분거하는 경우는 0으로 처리하여 이분변수로 활용하였다.
3. 분석방법
다층모형 분석에 앞서 청년 남녀의 형제자매관계의 전반적인 경향을 탐색하기 위해 기술통계분석과 상관분석을 실시하였다. 상관분석 결과는 Appendix Table A와 같다.
본 연구의 자료는 한 명의 참여자가 본인의 모든 형제자매에 대한 정보를 각각 보고한 위계적이고 내재된(nested) 구조이다. 즉 한 명의 참여자에게 개인 및 부모 특성은 한 가지이지만(2수준), 형제자매관계에 대해서는 형제자매별로 응답이 다른(1수준) 다층자료이다. 이러한 자료는 기존의 회귀분석에서 가정하는 개체 간 독립성 가정을 위반하므로(Raudenbush & Bryk, 2002), 다층모형(multilevel modeling)을 적용하여 분석하였다.
다층모형 분석은 기초자료 분석과 연구문제 분석의 단계로 이루어졌다. 아무런 독립변수를 투입하지 않은 기초모형을 통해 각 수준에 존재하는 분산의 양을 파악하여 집단 내 상관계수(intraclass correlation coefficient, ICC)를 구하고 다층모형 적용의 타당성을 검증하였다. 다음으로 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있는 요인을 밝히기 위해 형제자매관계 특성, 부모자녀관계 특성을 독립변수로 하고 형제자매 간 온정 및 갈등을 종속변수로 한 다층 회귀분석을 실시하였다. 이때 기울기가 개인 간 동일한 것으로 가정하는 임의절편모형(random intercept model)을 설정하였다. 또한 다중공선성 해결과 용이한 절편 값 해석을 위해 1수준과 2수준 변수 중 연속변수는 모두 전체평균 중심화(grand mean centering)하여 사용하였다. 모든 분석은 Stata 16.0 프로그램을 사용하였다.
연구결과
1. 형제자매 간 온정 및 갈등, 형제자매 특성, 부모자녀관계 특성 의 전반적 경향
다층모형 분석에 앞서 청년 남녀의 형제자매관계의 전반적인 경향을 탐색하기 위해 기술통계 분석을 실시한 결과는 Table 2와 같다. 형제자매 각각에 대해 보고한 온정(응답 점수범위: 1-5)은 남성의 경우 평균 3.09점(SD=0.86), 여성의 경우 평균 3.14점(SD=0.94)으로 남녀 모두 중간 수준이었다. 형제자매 각각에 대해 보고한 갈등(응답 점수범위: 1-5)은 남성의 경우 평균 2.16점(SD=0.89), 여성의 경우 평균 2.14점(SD=0.73)으로 남녀 모두 중간보다 낮은 수준이었다.
전체 형제자매의 수는 남성 평균 1.58명(SD=0.92), 여성 평균 1.42명(SD=0.65)이었다(t=2.01, p＜.05). 형제자매의 연령은 모든 형제자매의 평균이 남성 27.30세(SD=6.45), 여성 26.57세(SD=5.83)였다. 형제자매의 교육년수는 모든 형제자매의 평균이 남성 13.98년(SD=2.49), 여성 13.86년(SD=2.46)이었다. 참여자가 특정 형제자매에게 제공한 도구적·경제적 지원 제공 빈도(응답 점수범위: 1-8)의 평균은 남성 2.57점(SD=1.55), 여성 2.52점(SD=1.51)이었다. 2점이 ‘1년에 몇 번’이었고, 3점이 ‘2-3개월에 1회’였으므로, 남녀 모두 두 가지 범위의 중간 수준으로 형제자매에게 지원을 제공하였다. 특정 형제자매가 참여자에게 제공한 도구적·경제적 지원 빈도(응답 점수범위: 1-8)의 평균은 남성 2.40점(SD=1.55), 여성 2.10점(SD=1.41)이었다(t=2.42, p＜.05). 2점인 ‘1년에 몇 번’ 정도에 가깝게 형제자매의 지원을 받았다고 볼 수 있다.
형제자매 서열은 특정 형제자매가 참여자보다 손아래인 경우가 남성의 형제자매 중 59.02%, 여성의 형제자매 중 66.40%였다. 즉, 형제자매가 참여자보다 손아래인 경우가 더 많았다. 연령 차이는 참여자와 특정 형제자매가 3세 미만으로 연령이 비슷한 경우가 남성의 69.20%, 여성의 65.10%로, 3세 이상으로 연령 차이가 큰 경우보다 높은 비중이었다. 형제자매의 성별은 남성과 여성의 비율이 거의 같았다. 경제활동을 하는 경우는 남성의 형제자매 중 46.20%, 여성의 형제자매 중 54.20%였다. 형제자매의 결혼지위는 남성의 형제자매 중 18.40%, 여성의 형제자매 중 12.60%만이 기혼이었다. 남성의 형제자매 중 기혼의 비율이 높았다(χ2=3.74, p＜.05). 형제자매와의 동거는 남성의 48.50%, 여성의 44.10%가 해당 형제자매와 동거하였다. 동거하지 않는 경우 형제자매와의 거주 근접성을 살펴보면(χ2=12.10, p＜.01), 남성은 해당 형제자매와 차로 1시간 초과 2시간 이하의 거리에 거주하는 비율이 가장 높았고(28.10%), 여성은 해당 형제자매와 3시간 이상의 거리에 거주하는 비율이 가장 높았다(30.10%).
다음으로 부모자녀관계를 살펴보면, 참여자가 보고한 어머니와의 애정(응답 점수범위: 1-6)의 평균은 남성 4.49점(SD=1.02), 여성 4.41점(SD=1.10)으로 남녀 모두 높은 편이었다. 아버지와의 애정(응답 점수범위: 1-6)의 평균은 남성 4.05점(SD=1.22), 여성 3.70점(SD=1.33)으로 남녀 모두 중간보다 약간 높았다. 한편 아버지와의 애정은 남성이 여성보다 높게 인식하였다(t=3.05, p＜.01). 부모가 참여자와 특정 형제자매 사이에서 누구를 더 선호하는지를 측정한 편애인식의 경우, 어머니 편애인식(응답 점수범위: 0-2)의 평균은 남성 0.36점(SD=.50), 여성 0.53점(SD=0.52)으로 남녀 모두 중간보다 낮은 수준이었다. 그러나 여성이 남성에 비해 어머니 편애를 더 높게 인식하였다(t=-4.02, p＜.001). 아버지의 편애인식(응답 점수범위: 0-2)의 평균은 남성 0.32점(SD=0.47), 여성 0.42점(SD=0.47)으로 남녀 모두 중간보다 낮은 수준이었고, 여성이 남성에 비해 아버지의 편애를 더 높게 인식하였다(t=-2.63, p＜.01).
2. 형제자매 특성 및 부모자녀관계 특성과 형제자매 온정 및 갈등과의 관련성
기초모형을 통해 다층모형 분석의 타당성을 검증하기 위해 무선효과 일원분산분석(one-way ANOVA)을 실시한 결과, 남성의 형제자매 간 온정의 평균 추정값은 3.03점이었으며 ICC는 .61이었다. 즉, 온정의 총 분산 중 61%가 참여자 간 차이로, 39%가 형제자매 간 차이로 설명되었다. 남성의 형제자매 간 갈등의 평균 추정값은 2.04점, ICC는 .77로, 갈등의 총 분산의 중 77%가 참여자 간 차이로, 23%가 형제자매 간 차이로 설명되었다. 여성의 형제자매 간 온정 및 갈등에 대한 기초모형 분석결과, 여성의 온정 평균은 3.14점, ICC는 .27이었다. 즉, 온정의 총 분산 중 27%가 참여자 간 차이로, 73%가 형제자매 간 차이로 인해 설명되었다. 여성의 갈등 평균 추정값은 2.08점, ICC는 .63로, 갈등의 총 분산 중 63%가 참여자 간 차이로 설명되었고, 37%는 형제자매 간 차이로 설명되었다.
종합하면, 남성과 여성의 형제자매 간 온정 및 갈등은 개별 형제자매 수준의 변수와 참여자 수준의 변수를 함께 고려할 필요가 있음을 의미한다. 한편, 여성의 온정에 대한 ICC는 .27로 남성의 온정 및 갈등, 여성의 갈등과 비교할 때 현저하게 낮았다. 이는 여성이 인식하는 형제자매에 대한 온정이 각각의 형제자매에 따라 차이가 크다는 것을 의미한다.
형제자매 특성, 부모자녀관계 특성과 청년 남녀의 형제자매 간 온정 및 갈등과의 관련성을 살펴보기 위해 성별로 다층 회귀분석을 실시한 결과는 Table 3과 같다. 본 연구의 최종 모형은 다양한 형제자매 특성과 부모자녀관계 특성을 투입해 보면서, 통계적으로 가장 간명하면서도 선행연구에서 중요하게 언급된 관련 요인을 최대한 포함하는 모형으로 선택하였다. 위에서 형제자매관계의 경향 파악에 활용된 모든 변수를 다층회귀모형의 탐색 과정에서 고려하였으나, 간명한 최종 모형에서는 불필요하게 독립변수가 많아지지 않도록 일부 변수를 제외하였다.
먼저 형제자매 간 온정에 대한 분석 결과부터 살펴보면, 남성의 온정과 유의한 관련이 있는 형제자매 특성은 1수준 변수인 형제자매 손위 여부(B =-.36, p＜.05), 형제자매의 지원 빈도(B =.14, p＜.01)였다. 부모자녀관계 특성 중에는 2수준 변수인 어머니와의 애정(B =.16, p＜.05), 1수준 변수인 어머니 편애인식(B =-.41, p＜.01)이 유의하였다. 즉, 남성 청년의 형제자매가 동생인 경우(쌍둥이 포함), 특정 형제자매가 제공하는 지원의 빈도가 높은 경우, 어머니와의 관계가 애정적인 경우, 어머니가 본인과 특정 형제자매를 동등하게 대한다고 인식할 경우, 형제자매 간 온정 수준이 높았다.
여성의 온정과 유의한 관련이 있는 변수는 형제자매 특성 중 형제자매의 성별(B =.48, p＜.001), 본인이 제공한 지원 빈도(B =.15, p＜.01), 그리고 부모자녀관계 특성 중 어머니와의 애정(B =.29, p＜.001), 아버지 편애인식(B =-.37, p＜.01)이었다. 즉, 여성 청년의 형제자매의 성별도 여성으로 자매구성인 경우, 본인이 특정 형제자매에게 제공한 지원 빈도가 높은 경우, 어머니와의 관계가 애정적인 경우, 아버지가 본인과 형제자매를 동등하게 대한다고 인식하는 경우, 온정 수준이 높았다.
청년 남녀의 형제자매 갈등에 대한 분석 결과를 살펴보면, 남성의 형제자매 간 갈등과 관련이 있는 형제자매 특성은 형제자매 수(B =.14, p＜.05)였으며, 부모자녀관계 특성은 어머니와의 애정(B =-.18, p＜.05)이었다. 즉, 남성 청년은 형제자매의 수가 많을수록 갈등 수준이 높았으며, 어머니와의 관계가 덜 애정적일수록 갈등 수준이 높았다.
여성의 형제자매 간 갈등과 유의한 관련이 있는 형제자매 특성은 형제자매의 수(B =.15, p＜.05), 형제자매의 성별(B =.21, p＜.01)이었다. 부모자녀관계 특성은 아버지 편애인식(B =.22, p＜.05)이 유의했다. 즉, 여성 청년은 형제자매의 수가 많을수록, 형제자매의 성별도 여성으로 자매구성일 경우, 아버지가 본인과 특정 형제자매 둘 중 한 명을 더 선호한다고 인식할수록 갈등 수준이 높았다.
결론 및 논의
본 연구의 목적은 한국 청년의 형제자매 특성 및 부모자녀관계 특성과 형제자매 간 온정 및 갈등의 관련성을 탐색적으로 규명하는 것이었다. 선행연구의 제한점을 극복하고자 모든 형제자매에 대해 각각 자료를 수집하고 다층 회귀분석을 실시하였다. 분석한 자료는 전국에서 형제자매가 1명 이상 있는 만 19-34세 청년 남녀 396명이 자신의 형제자매 591명에 대해 온라인 조사를 통해 보고한 응답이었다. 성별로 형제자매관계 및 부모자녀관계에 차이가 있음을 고려하여 남성(본인 193명, 형제자매 305명)과 여성(본인 203명, 형제자매 286명)의 자료를 별도로 분석하였다.
형제자매 간 온정 및 갈등, 형제자매 특성, 부모자녀관계 특성의 전반적인 경향을 살펴본 결과는 다음과 같다. 형제자매 온정의 경우 남녀 모두 중간 수준이었으며 형제자매 갈등은 남녀 모두 중간보다 낮은 수준이었다. 온정과 갈등 모두 성별에 따른 유의한 차이는 나타나지 않았다. 이러한 결과는 온정 및 갈등 수준에 성차가 유의하지 않은 것으로 나타난 미국 청년 대상 선행연구(Jensen et al., 2018)와 일치한다. 형제자매 특성을 살펴보면 형제자매가 3세 미만으로 연령이 비슷한 경우가 연령 차이가 큰 경우보다 많았고, 형제자매와 동거하지 않는 경우가 더 많았다. 남녀 모두 1년에 몇 번 형제자매에게 도구적, 경제적 지원을 제공하거나, 지원을 받았다. 청년시기에 낮은 빈도로 형제자매와 자원교환이 이루어진다는 서구의 연구결과(White, 2001)와 유사하다.
부모자녀관계 특성을 살펴보면, 어머니와의 애정은 남녀 모두 높은 수준이었고, 아버지와의 애정은 중간보다 약간 높았다. 어머니와의 애정에서는 성별 차이가 발견되지 않았으나, 아버지와의 애정에서는 남성이 여성보다 높은 수준이었다. 부모의 편애인식의 경우, 남녀 모두 중간보다 낮은 수준으로 어머니, 아버지의 편애를 인식하였다. 그러나 남성 청년보다 여성 청년의 어머니, 아버지의 편애인식이 상대적으로 높게 나타났다. 이러한 결과는 여성이 차별적인 부모의 태도를 더 민감하게 인식하여 남성보다 부모의 편애를 높은 수준으로 보고한 청소년기, 중노년기 서구의 선행연구(Gilligan et al., 2013)와 일치한다.
형제자매 특성(형제자매 수, 형제자매 손위 여부, 연령 차이, 성별, 동거 여부, 본인 및 형제자매의 지원 빈도)과 형제자매 간 온정 및 갈등의 연관성을 성별로 살펴본 결과는 다음과 같다. 먼저 남성은 형제자매가 동생일 경우 온정 수준이 높았다. 이와 같은 결과는 남성이 포함된 형제자매관계에서는 장유유서의 유교적 가족규범에 따른 형제자매 간의 상대적 지위나 위계가 형제자매관계 인식에 중요한 부분임을 시사한다. 여성의 경우, 형제자매가 여성, 즉 언니나 여동생인 경우 오빠나 남동생과 비교할 때 온정 수준이 높았다. 이러한 결과는 성 공통성의 원리로 설명할 수 있다. 동성의 형제자매는 이성의 형제자매보다 더 가깝고 온정적인 관계를 경험할 수 있다(Lim & Chee, 2016). 특히 자매들끼리는 감정을 공유하고 강한 친밀감으로 이어진다는 서구 선행연구의 결과와 일치한다(Barroso, 2011; Jensen et al., 2018).
한편, 남성의 경우 형제자매로부터 지원을 자주 받을 때 관계를 온정적으로 인식하였다. 반대로 여성은 본인이 형제자매에게 지원을 자주 했을 때 관계를 온정적으로 인식하였다. 이와 같은 결과는 형제자매관계 내 여성과 남성의 사회화되어 온 역할을 기반으로 설명할 수 있다. 과거에 비해 젠더 규범이 약화되었지만, 남성 청년의 경우 가족에서 우대받고 성장하였거나, 성역할규범에 따라 여성과 비교하여 가족을 돌보거나 배려하는 행동에 대한 사회화가 덜 되었을 수 있다. 이로 인해 형제자매로부터 지원을 받을 경우 관계를 온정적으로 인식할 가능성이 있다. 반면에 여성은 관계에서 돌봄자 역할로 사회화되어 왔다. 따라서 이타적인 동기에 근거해 본인이 형제자매를 챙겨주며 뿌듯함을 느끼고(Guan & Fuligni, 2016), 이는 형제자매 간 온정으로 이어졌을 가능성이 있다.
형제자매 간 갈등과 관련 있는 형제자매 특성을 살펴보면, 청년 남성과 여성은 공통적으로 형제자매가 많을수록 갈등 수준이 높았다. 이와 같은 결과는 고갈이론 관점에 근거하여 설명할 수 있다. 부모가 자녀에게 제공하는 애정과 자원의 양은 한정되어 있기 때문에, 형제자매 수가 많을수록 분배받는 자원은 상대적으로 적게 된다. 이는 부모의 애정과 자원에 대한 형제자매 간 다툼으로 이어져 높은 수준의 갈등으로 이어졌을 가능성이 있다. 또한 여성의 경우, 자매구성일 경우 남매구성일 때보다 갈등 수준이 높았다. 위에서 언니나 여동생의 관계가 오빠나 남동생과의 관계보다 온정적이었던 것을 고려하면, 자매구성일 때 온정적임과 동시에 갈등적임을 알 수 있다. 이는 형제자매의 성별과 본인의 성별이 여성으로 일치할 때 더 많은 온정과 갈등을 경험하는 양가적 관계라고 보고한 연구결과와 일치한다(Campione-Barr & Killoren, 2019).
부모자녀관계 특성(어머니·아버지와의 애정, 어머니·아버지의 편애인식)과 형제자매 간 온정 및 갈등의 연관성을 성별로 살펴본 결과, 어머니와의 관계를 애정적으로 인식할수록 청년 남성과 여성 모두 형제자매 간 온정 수준이 높았으며, 남성의 경우 갈등 수준도 낮았다. 그러나 아버지와의 애정은 청년 남녀의 형제자매 간 온정과 유의한 관련이 없었다. 주 양육자가 대개 어머니라는 점을 생각했을 때 자녀의 성별과 관계없이 어머니와의 애정적인 관계가 온정적인 형제자매관계와 연결되어 있음을 알 수 있다.
한편, 남성 청년은 어머니가 본인과 해당 형제자매 중 한 명을 더 선호한다고 인식할 때 형제자매 간 온정 수준이 낮았다. 한국의 맥락에서 남아선호사상에 따라 남성 청년은 여성 형제자매에 비해 우대를 받을 것으로 기대할 가능성이 있다. 따라서 어머니가 자신을 덜 선호할 경우 불만을 갖고 이를 형제자매관계에 투영했을 수도 있다(Poonam & Punia, 2012). 흥미롭게도 여성은 어머니가 아닌, 아버지가 본인과 형제자매 중 한 명을 더 선호한다고 인식할 때, 형제자매 간 온정 수준이 낮고, 갈등 수준이 높았다. 일반적으로 중년 남성이 중년 여성에 비해 성역할태도가 전통적이므로(Lee & Kim, 2014), 청년 자녀와의 관계에서 아버지가 어머니보다 아들을 선호하는 등 전통적 성역할태도에 기반하여 상호작용할 가능성이 있다. 따라서 아버지의 특정 자녀 선호가 더 젠더편향적일 수 있으며, 이것이 딸인 여성 청년의 형제자매관계에 부정적인 영향을 미친 것으로 보인다. 이상의 연구결과는 본인과 성별이 다른 부모의 편애가 형제자매관계 인식에 중요한 역할을 한다는 것을 시사한다. 가족상담이나 가족생활교육 현장에서 청년의 형제자매관계에 대한 개입지점을 설정할 때 부모와 자녀의 성별을 고려할 필요가 있을 것이다.
본 연구의 제한점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 분석자료는 참여자가 모든 형제자매관계에 대해 보고했다는 장점이 있지만, 참여자의 관점만을 토대로 했다는 제한점이 있다. 형제자매 양측의 응답을 모두 분석하여 형제자매의 인식 차이나 서로에게 미치는 영향을 보다 정확하게 탐색하는 것이 필요할 것이다. 둘째, 횡단자료를 사용했기 때문에 독립변수와 종속변수의 인과관계를 파악하기 어려웠다. 향후 연구에서는 종단적인 연구설계를 통해 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련 변수 간의 인과관계를 살펴보는 것이 필요하다. 셋째, 형제자매 특성, 본인 및 부모자녀관계 특성과 형제자매 간 온정 및 갈등의 관계를 조절하거나 매개하는 요인을 고려하지 못했다. 향후 연구에서는 조절변수나 매개변수를 설정하여 다차원적인 특성과 청년의 형제자매 온정 및 갈등의 매커니즘을 더욱 명확하게 규명하는 것이 필요하다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 의의가 있다. 첫째, 한국 청년의 형제자매관계의 정서적인 측면에 주목하여 온정 및 갈등과 관련 있는 특성을 탐색함으로써 청년시기 형제자매관계에 대한 이해에 기여하였다. 둘째, 형제자매 간 온정 및 갈등과 관련이 있는 각 형제자매의 맥락, 본인 및 부모의 맥락을 모두 고려하여 연관성을 탐색함으로써 가족 내 하위체계 간의 상호의존성에 대한 학문적 이해를 넓혔다. 셋째, 청년의 모든 형제자매관계에 대한 자료를 수집하고 다층모형을 활용해 분석함으로써 선행연구의 방법론적인 한계를 보완하였다. 마지막으로, 청년의 형제자매관계 대한 개입지점을 설정할 때 고려해야 할 형제자매 특성 및 부모자녀 특성을 밝혔다는 실천적 의의가 있다.
PDF Links
PubReader
ePub Link
Full text via DOI
Download Citation 
Supplement 
Print 
