자녀의 출산은 가족의 생활주기 가운데 중요한 사건들 중 하나로, 특히 부부간의 관계와 결혼생활에 큰 변화를 가져오는 사건이다. 자녀의 출산은 일반적으로 긍정적인 사건으로 받아들여지지만, 출산 후 가족 내 역동은 크게 변화하며, 출산에 수반되는 일상의 변화(재정지출, 수면부족, 직업적 손실 등)는 가족구성원에게 큰 스트레스를 가져올 수 있다.

부모가 경험하는 양육 스트레스의 중요성은 기존 연구를 통해 명백히 밝혀져 있는데, 특히 대부분의 연구는 어머니가 양육에 있어 주도적인 역할을 주로 담당하는 것을 고려하여 모의 양육 스트레스가 아동 발달에 미치는 영향을 밝히는데 주력하였으며, 이 과정을 매개하는 요인으로 양육행동과 양육효능감 등에 주목하고 있다.

연구결과를 보면, 모의 양육 스트레스는 어머니의 결혼만족도와 부모효능감(전춘애⋅박성연, 1996; 신숙재⋅정문자, 1998) 또는 양육효능감(안지영⋅박성연, 2002; 김미숙⋅문혁준, 2006)을 매개로 어머니의 양육행동에 영향을 미치는 것으로 나타나고 있으며, 어머니의 양육행동을 매개로 유아의 사회적 적응의 중요한 결정요소가 되고 있다(Crnic & Greenberg, 1990). 김현미⋅도현심(2004)의 연구에 따르면, 어머니의 양육 스트레스는 어머니의 양육행동 및 양육효능감과 유의미한 관계를 나타냈으며, 유아의 사회적 능력을 설명하는 가장 영향력 있는 변인이었다. 한편, 양육스트레스는 영유아 어머니의 언어적 학대에 영향을 미치는 주요한 요인으로 나타났으며(김미예⋅박동영, 2009), 아동방임과 주양육자－아동 간의 부정적 의사소통을 매개로 빈곤가정 아동의 우울감, 공격성, 사회성 문제에 영향을 미치는 것으로 나타났다(홍순혜⋅이숙영, 2009). 또한 양육 스트레스는 유아의 사회성 발달에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며(박정희⋅장영애, 2004), 학령기 아동의 자아존중감(최정미⋅우희정, 2004)과 행동문제(이유진⋅박 경, 2005)에도 유의미한 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 심지어, 저위험 인구집단(low-risk population)에서도 아동의 생후 첫 1년 동안 어머니가 경험하는 양육 스트레스는 아동의 외현화 문제와 낮은 수준의 자기주장을 예측하며(Creasey & Javis, 1994), 아동이 7세 때의 문제행동에 영향을 미치는 것으로 나타났고(Benzies, Harrison & Magill-Evans, 2004), 보다 많은 양육 스트레스를 경험하는 어머니일수록, 자녀와 덜 안정된 애착관계를 보고하는 것으로 나타났다(Hadadian & Merbler, 1996).

이처럼 연구결과는 모의 양육 스트레스가 생후 초기에서 초등학생에 이르기까지 아동의 사회, 정서, 행동 발달에 미치는 폭넓은 영향력을 강조하고 있다. 한편 모의 양육 스트레스는 아동발달의 주요한 예측인자라는 점 외에도, 가족체계의 붕괴를 예측하는 주요 요인(Crnic & Acevedo, 1995, Muslow, Caldera, Pursley, Reifman & Huston, 2002에서 재인용)이자, 어머니의 삶의 질을 예측하는 가장 설명력이 높은 변인(채선미⋅강희선⋅이한주⋅신현주, 1999)으로서, 아동발달에 간접적으로 영향을 미치는 것으로 알려져 있다.

이처럼 많은 연구자들이 양육 스트레스가 아동발달에 미치는 영향을 탐색하는데 주력해온 반면, 특정 부모가 양육 스트레스를 경험하는 정도를 예측하는 요인들을 밝힌 연구들은 상대적으로 부족하다(Muslow et al., 2002).

Belsky(1984)는 일반적인 양육의 결정요인을 밝힌 모형에서 부모의 성격과 부부관계, 아동의 특성, 직업 관련 요인이 부모의 양육 기능(parenting functioning)을 결정한다고 제시하고 있으며, Crnic과 Acevedo(1995)는 부모요인과 아동요인, 그리고 가족체계요인이 부모의 양육 관련 스트레스 인식에 직접, 간접적으로 미치는 영향력을 포함한 모형을 제안한 바 있는데, 기존 연구에서 논의되었던 부모요인은 자존감, 기분(mood), 신념과 같은 부모의 개인적 특성을 포함하며, 아동요인은 아동의 기질, 연령, 발달단계, 성별을 포함한다. 그리고 가족체계요인은 소득과 결혼관계의 질, 그리고 사회적 지지의 정도를 포함한다(Muslow et al., 2002).

본 연구에서는 양육 스트레스에 영향을 미치는 여러 요인들 가운데 모의 양육스트레스를 완화할 수 있는 주요한 자원으로서 남편의 역할에 주목한다. 과거와 달리 핵가족이 주를 이루는 현대사회에서, 남편의 도움은 가정 내에서 거의 유일한 도움의 자원이 될 수 있으며, 부부는 함께 ‘부모됨’의 과업을 이루어나가는 과정에 있기 때문이다. 그러나 부부간의 관계는 자녀의 출산 후 더 친밀해질 수도 있지만, 일반적으로 부부가 함께 하는 시간이 줄어들고, 자녀의 욕구가 부부의 욕구보다 우선시됨에 따라, 부부관계의 만족도가 감소하는 경향을 보이는데(Sollie & Miller, 1980), 배우자와의 결혼관계 또는 배우자로부터의 지지는 양육 스트레스를 감소시키는 주요 요인이기도 하므로(전춘애⋅박성연, 1996; 유우영⋅최진영⋅이숙, 1998; Muslow et al., 2002), 양육 스트레스의 주요한 영향요인으로 부부관계를 함께 살펴보는 것이 필요하다.

또한 시기적으로 볼 때, 자녀의 출산 직후 여성은 신체적 회복이라는 물리적 과업과 부모됨이라는 정서적 과업을 한꺼번에 이행해나가야 하므로, 출산 후 초기는 양육 스트레스에 매우 취약할 것으로 여겨지는 시기이다.

따라서 본 연구는 출산 후 초기 아버지의 양육참여가 부부관계의 질을 매개로 모의 양육 스트레스에 미치는 영향을 살펴보고자 하였다.

연구모형을 구성하는데 있어 부의 양육참여와 부부관계, 양육 스트레스는 서로 직⋅간접적인 영향력을 주고받는 관계에 있으므로, 이들 간의 관계를 통합적으로 고려할 필요가 있다. 이에 본 연구에서는 부의 양육참여가 부부관계를 매개로 모의 양육 스트레스에 미치는 영향을 구조방정식 모형을 통해 실증적으로 분석함으로써, 각 변인들 간의 영향관계를 완전하게 파악하고자 하였다. 또한 본 연구를 통해 생애주기 가운데 부모기로의 성공적 전환과정에서 부의 양육참여가 갖는 중요성을 밝히고, 아동의 생애 초기에 부의 양육참여를 증진시키기 위한 정책적 지원 방안들을 제시하고자 한다.

자녀의 출산과 양육이 어머니 뿐 아니라 아버지에게도 많은 역할을 요구함에도 불구하고, 남성들의 자녀양육참여는 아직까지 저조한 수준인 것으로 나타나고 있다.

2009년도 통계청 생활시간조사 결과에 따르면, 맞벌이 여성이 가사와 육아를 포함한 가족돌보기에 사용하는 시간은 3시간 20분인 반면, 남성은 37분에 불과한 것으로 나타났으며, 외벌이인 경우에도 여성은 5시간 37분인 반면, 남성은 39분으로 여성의 취업여부에 관계없이 가사와 육아에 있어 여성이 주도인 역할을 담당하고 있는 것을 알 수 있다. 특히 가정 내 미취학 아동이 있는 경우 여성의 가족돌보기 시간은 외벌이인 경우 3시간 51분, 맞벌이인 경우 1시간 25분이 추가되는 것으로 나타나, 미취학 자녀가 있는 여성의 육아부담이 큰 것을 알 수 있다.

McBride와 Mills(1993)의 연구에서도 모의 취업여부에 관계없이 모의 양육참여 비율이 부에 비해 훨씬 더 높은 것으로 나타났는데, 이러한 결과는 1970년대와 80년대의 연구결과와 큰 차이가 없는 것이다.

이러한 현상은 맞벌이 부부가 증가하고, 가족구조가 변화하면서, 자녀양육에 있어 아버지 역할의 중요성이 강조되어 온 지난 수십 년간의 경향에 비추었을때 다소 의외로, 아버지의 역할에 대한 사회적 기대의 변화가 실제 양육행동에는 크게 반영되지 않은 것으로 볼 수 있다.

1990년대 이후 아버지의 역할과 현대적인 아버지상(contemporary fatherhood)에 대한 관심이 연구자와 정책결정자, 실천가들 사이에서 새롭게 부상함에 따라 아버지에게 진정으로 양육을 분담하는 부모(true coparents)로서의 역할을 할 것에 대한 요구가 증가하고 있으며, 많은 연구들이 아버지의 양육참여가 갖는 긍정적 효과를 강조하고 있다(McBride, Schoppe, & Rane, 2002).

아버지의 양육참여가 갖는 긍정적 효과는 물론 자녀의 발달에 있어서도 증명되고 있지만(김진⋅이신숙⋅신효식, 1995; 정현희⋅최경순, 2005; 김광웅⋅이인수, 1998; Lamb, 2004), 아동의 발달 뿐 아니라 아버지와 어머니 자신에게도 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나고 있다. 자녀양육에 많이 참여하는 아버지는 그렇지 않은 아버지보다 부부관계를 원만하게 인식하고 있으며, 그 배우자가 지각하는 부부관계 또한 원만한 것으로 나타나 가족 구성원 모두에게 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(이정순, 2003a). 아버지의 양육참여도는 부모역할만족도와도 정적으로 유의한 상관관계를 보였을 뿐 아니라(양미경, 1996), 양육에 더 많이 참여하는 아버지가 스스로를 더 유능한 부모로 느끼는 것으로 나타났다(Baruch & Barnett, 1986). 또한 아버지의 양육참여는 어머니의 양육 스트레스를 완화하는 중요한 요인으로 나타나(이정순, 2003b; 이지원, 2003), 모의 심리적 건강에도 중요한 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.

따라서 아버지의 양육참여는 아동발달에 긍정적 영향을 미칠 뿐 아니라, 아버지 자신의 심리적 건강과 어머니의 양육 스트레스, 그리고 부부관계에 폭넓은 영향을 미치는 주요 요인이라고 볼 수 있다.

1) 부부관계와 양육 스트레스

배우자와의 결혼관계 또는 배우자로부터의 지지는 양육 스트레스를 감소시키는 주요 요인이므로(전춘애·박성연, 1996; 유우영·최진영·이숙, 1998; Muslow et al., 2002), 양육 스트레스의 주요한 영향요인으로 부부관계를 함께 살펴보는 것이 필요하다.

Belsky(1984)는 일반적인 양육의 결정요인을 밝힌 모형에서 부모의 성격과 부부관계, 아동의 특성, 직업 관련 요인이 부모의 양육 기능(parenting functioning)을 결정한다고 제시하고 있으며, 이 중에서 특히 부부관계가 상대적으로 중요한 영향을 미친다는 점을 강조하고 있다. 부부관계는 일차적인 지지체계로서 부모 기능에 가장 긍정적 또는 부정적인 영향을 미칠 수 있는 잠재력을 가지고 있다는 것이다.

또한 Crnic과 Acevedo(1995)는 양육 관련 스트레스 인식에 영향을 미치는 요인으로 부모요인과 아동요인, 그리고 가족체계요인을 포함한 모형을 제안한 바 있는데, 이 중 가족체계요인은 소득과 결혼관계의 질, 그리고 사회적 지지의 정도를 포함한다(Muslow et al., 2002).

특히 배우자로부터의 지지는 다른 유형의 사회적 지지보다 중요한 것으로 밝혀져 있는데, Abidin(1990)의 스트레스 모델에 의하면 자녀양육 스트레스는 상대배우자와의 결혼관계나 배우자의 지지에 의해 영향을 받는 것으로 제시되고 있어, 배우자와 친밀한 관계가 유지되고, 배우자의 지지에 만족해할수록 자녀양육 스트레스는 감소될 수 있음을 시사한다(전춘애⋅박성연, 1996).

실제로 영아들을 출생 후 1개월부터 36개월까지 추적조사한 Muslow 등(2002)의 연구에서는 배우자와의 친밀한 관계가 영아기 초기와 36개월에 모의 양육 스트레스를 유의미하게 감소시키는 것으로 나타난 반면, 생후 2년차에는 일반적인 사회적 지지가 더 중요하다는 점을 밝힘으로써 출산 후 초기에 아버지의 역할이 중요하다는 것을 보여준다. 또한 부부 간의 지지와 다른 유형의 지지 간의 상대적 중요성을 살펴본 Crnic, Greenberg, Ragozin, Robinson과 Basham(1983)의 연구에서도 생후 4개월 된 아동을 양육하는 어머니들의 양육태도에 배우자로부터의 지지가 가장 보편적인 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타난 반면, 이웃과 친구로부터 받는 지지는 상대적으로 덜 중요한 영향을 미치고 있었다(Belsky, 1984에서 재인용).

한편 부부관계와 양육스트레스 간의 관계를 살펴본 국내 연구들을 보면, 윤지원⋅황라일⋅조헌하(2009)의 연구에서는 미취학 자녀를 둔 취업모와 비취업모 모두 결혼만족도가 낮을수록 양육스트레스는 높은 것으로 나타났고, 김기현⋅조복희(2000)의 연구에서도 모가 인지하는 결혼만족도와 배우자의 지지는 모의 양육 스트레스에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 채선미 외(1999)의 연구에서도 배우자의 지지는 모의 자녀양육 스트레스에 유의미한 영향을 미치고 있었으며, 유우영, 최진아, 이숙(1998)의 연구에 따르면 사회적 지지 중 남편의 지지가 어머니의 양육 스트레스 감소에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이처럼 부부관계 또는 배우자로부터의 지지는 모의 양육 스트레스에 주요한 영향요인이 되며, 특히 영아기 초기의 부부관계와 배우자의 지지가 중요하다는것을 알 수 있다. 한편 기존 연구에서는 부부관계의 긍정적 측면인 결혼만족도와 배우자로부터의 지지에 초점을 맞추고 있는 반면, 본 연구에서는 부부관계의 서로 다른 차원이라고 볼 수 있는 결혼만족과 부부갈등을 함께 살펴봄으로써 각하위차원의 영향력을 구분해보고자 하였다. 이는 사회적 지지와 갈등이 서로 독립된 실체로서 영향력을 발휘한다는 기존 연구결과(유조안, 2000; 허선영, 2003; 안재진⋅김지혜, 2004; Shinn, Lehmann, & Wong, 1984)에 따른 것으로, 실제로 사회적 관계망과 관련된 연구들에서는 지지와 갈등의 상관관계가 미약하며, 지지와 갈등이 같은 연속선상에 있는 개념의 양극단이 아니라 서로 독립된 실체라는 사실이 강조되어 왔다(Rook, 1984; Barrera, Chassin & Rogosch, 1993). 이와 마찬가지로 결혼만족도와 부부갈등 역시 서로 독립된 실체로서 기능할 것으로 보고, 본 연구에서는 이들 각각의 매개효과를 살펴보았다.

2) 부의 양육참여와 양육 스트레스

부의 양육참여가 모의 양육 스트레스에 미치는 영향을 직접적으로 살펴본 연구는 많지 않으며, 그 결과도 다소 상반된 경향을 보이고 있다.

이지원(2003)의 연구에 따르면, 남편의 영유아 돌봄에 대한 도움의 정도에 따라 모의 양육 스트레스에는 유의미한 차이가 있었다. 즉, 남편이 영유아 돌봄에 많이 참여할수록, 모의 양육 스트레스는 감소하는 경향을 보였다.

김수연(2010)의 연구에서도 아버지의 영아 양육행동(생물학적 돌봄 및 영아놀이참여)이 어머니의 양육 스트레스에 유의미한 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 유아의 어머니를 대상으로 한 연구들(김정⋅이지현, 2005; 이수미⋅민하영, 2007)에서도 아버지의 양육 참여도는 어머니의 양육 스트레스를 완화하는 것으로 나타났다.

이정순(2003b)은 유아기 자녀를 둔 가정에서 아버지의 양육참여가 어머니의 양육 스트레스에 영향을 미치는데 있어 부부관계의 매개역할을 검증하였는데, 그 결과 어머니가 인지하는 부부관계가 완전 매개역할을 하는 것으로 나타나, 결과적으로 아버지의 양육참여는 어머니의 부부관계를 통해 간접적으로 양육 스트레스에 영향을 미치는 것으로 시사되었다. 그러나 이정순(2003b)의 연구에서 사용한 부부관계 척도는 사실상 부부간의 커뮤니케이션 행동에 대한 보고로서, 부부관계의 질적 차원을 직접적으로 반영한다고 보기 어렵다.

전영자(1996)는 유아기 자녀를 둔 어머니 246명을 대상으로 양육 스트레스 관련 요인을 검토, 아버지의 양육참여 정도에 따라 어머니의 양육 스트레스는 유의미한 차이가 있다고 보고했으며(이정순, 2003b에서 재인용), 유우영⋅최진아⋅이숙(1998)의 연구에서는 만2세∼5세 자녀를 둔 어머니의 양육 스트레스와 사회적 지지의 관계를 살펴보았는데, 그 결과 남편의 가사노동 지지가 양육 스트레스 감소에 중요한 영향을 미치는 것으로 보고했다1)

한편, 일부 연구(전춘애⋅박성연, 1996; 강희경⋅조복희, 1999)에서는 아버지의 양육참여가 어머니의 양육 스트레스와 직접적으로 유의한 관계가 없는 것으로 나타나, 일관되지 못한 결과를 보이고 있다. 이는 이정순(2003b)의 연구에서 시사하는 바와 같이 아버지의 양육참여가 어머니의 양육 스트레스에 직접적으로 영향을 미치지 않고 부부관계를 통해 간접적인 영향을 미치기 때문일 수 있으므로, 이들 세 변인 간의 관계를 통합적으로 고려한 연구모형을 구성하는 것이 요구된다.

따라서 본 연구는 이러한 선행연구에 기반하여 남편의 양육참여가 부부관계의 질을 매개로 모의 양육 스트레스에 미치는 영향을 밝히기 위한 연구모형을 구성함으로써, 이들 변인 간의 직⋅간접적인 영향 관계를 밝히고자 시도하였다.

본 논문에서는 인구학적 배경에 따라 집단을 구분, 집단 간 모형의 안전성을 검토하기 위하여 양육스트레스에 영향을 미치는 주요 인구학적 변인들을 살펴보았다.

양육 스트레스에 영향을 미치는 것으로 알려진 인구학적 요인으로는 모의 취업여부, 자녀의 수, 모의 연령 및 교육수준, 가구소득 등이 대표적이다.

먼저 취업여부에 따른 모의 양육 스트레스를 보면, 만6세 이하 자녀를 둔 어머니의 경우 취업모에 비해 비취업모의 양육스트레스가 유의미하게 높은 것으로 나타났으며(윤지원⋅황라일⋅조헌하, 2009), 0∼4세 자녀를 둔 어머니의 경우에도 양육시간에 따라 양육스트레스에 유의미한 차이가 있었는데 대부분이 전업주부인 연구대상들 가운데에서도 대체로 양육시간에 증가함에 따라 양육 스트레스도 높아지는 양상을 보였다(김미예⋅박동성, 2009). 따라서 자녀를 양육하는 시간과 모의 양육 스트레스는 정적 관계에 있을 것으로 예측된다.

이 밖에 자녀의 수, 모의 연령 및 교육수준, 가구소득 등이 양육 스트레스의 유의미한 영향요인으로 나타났는데, 6개월∼3세까지의 영아를 둔 스웨덴 엄마들을 대상으로 양육 스트레스 영향요인을 살펴본 Östberg와 Hagekull(2000)의 연구에서는 인구학적 변인들 가운데 자녀의 수와 모의 연령이 양육스트레스에 직접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 자녀의 수가 많고 모의 연령이 높을수록 양육스트레스가 높게 나타났다. 또한 5세 장애아동을 양육하는 맞벌이 가정의 부모역할 스트레스를 예측하는 인구학적 요인으로는 자녀수와 가구소득이 유의미한 영향력을 갖는 것으로 나타났다(Warfield, 2005). 김미예⋅박동성(2009)의 연구에서도 가구의 월평균소득이 낮을수록 양육 스트레스가 높아지는 양상을 보였다.

모의 교육수준도 양육 스트레스에 영향을 미치는 것으로 나타나고 있는데, 김정⋅이지현(2005)의 연구에서는 대졸 이상인 어머니들이 고졸이나 전문대졸의 학력을 가진 어머니들에 비해 유의미하게 높은 양육스트레스를 경험하고 있는 것으로 나타났으며, 윤지원⋅황라일⋅조헌하(2009)의 연구에서는 비취업모의 경우에만 어머니의 교육수준이 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났는데 역시 교육수준이 높을수록 양육 스트레스가 높은 것으로 나타났다.

이처럼 선행연구에서는 모의 연령과 교육수준이 높을수록, 자녀의 수가 많을수록, 가구소득이 낮을수록 양육 스트레스가 높은 것으로 나타나고 있다. 따라서 본 논문에서는 이러한 인구학적 요인에 따라 집단을 구분하여 집단 간 모형의 안정성 검토를 실시할 것이다.

한편, 유아의 어머니의 경우 유아의 성별과 연령에 따른 양육 스트레스의 차이가 나타났으나(김정⋅이지현, 2005), 본 연구대상의 경우 동년배 집단패널로 연령에 차이가 없을뿐더러 생후 4∼8개월 영아의 경우 성별에 따른 차이가 별로 없을 것으로 여겨져 아동 변인에 따른 집단 구분은 생략하였다.

1)가사노동은 직접적인 양육참여라고는 볼 수 없으나, 양육참여와 마찬가지로 모의 양육을 도와주는 물리적 행위의 일종으로 간주할 수 있을 것이다.

본 연구는 한국아동패널조사(PSKC) 1차년도 데이터를 활용하여 분석을 실시하였다. 한국아동패널은 2008년 의료기관에서 출생한 전국의 신생아 가구를 대상으로, 층화 2단계 추출방법을 사용하여 전국의 의료기관을 1단계로 추출하고, 2단계에서는 표본 의료기관별로 패널 모집기간 중 출생하는 신생아 가구를 표본으로 선정하여 총 2,562 가구를 예비표본으로 구축하였다. 이 중 최종 2,078명이 1차년도 조사에 참여하였다.

1차년도 조사는 아동이 생후 4개월 된 시점부터 이루어졌으며, 일부 아동의 경우 조사가 다소 지체되기는 하였으나, 대체로 생후 4∼8개월 사이에 조사가 이루어졌다(조복희⋅신나리⋅안재진⋅이정림⋅최윤경⋅송신영⋅김주연⋅김영원, 2009).

본 연구의 대상자들은 한국아동패널 1차년도 조사에 참여한 사람들 중 거부가구용 질문지가 아닌 일반조사 질문지를 통해 조사에 참여한 사람들이며2), 그 중부의 양육참여가 실질적인 의미를 갖도록 하기 위해서 부모가 모두 아이와 함께 거주하는 사례만 선택하여 분석에 포함하였다. 그 결과 총 1,697사례가 분석에 포함되었다. 원자료에는 표본추출 과정을 보완하기 위한 설계가중치가 포함되어 있으나, 가중치를 줄 경우 한 사례가 수백 개의 사례를 대표하는 등 빈도수가 과대 추정되며, 본 연구에서는 패널 전체가 아닌 일부 대상자만을 분석하고 있기 때문에 패널 전체의 대표성을 염두에 두고 산출한 가중치를 적용하는 것이 무리가 있다고 여겨져 분석과정에서 가중치는 적용하지 않았다.

본 연구에서 독립변수는 부의 양육참여이며, 종속변수는 모의 양육 스트레스이고, 부부관계의 질을 나타내는 결혼만족도와 부부갈등의 정도가 매개변수로 사용되었다. 한편 결혼만족도와 부부갈등은 부부관계의 서로 다른 두 측면에 해당한다고 볼 수 있으므로, 두 변인이 공변관계에 있다고 가정하였다. 본 연구의 연구모형을 그림으로 나타내면 <그림 1>과 같다.

본 연구에서 사용된 척도는 모두 어머니가 응답한 것이다. 따라서 부의 양육참여는 어머니가 인지한 부의 양육참여 수준이며, 결혼만족도와 부부갈등의 정도 역시 어머니가 인지한 결혼만족도와 부부갈등의 정도를 사용하였다.

1) 부의 양육참여

부의 양육참여는 강희경(1998)과 홍성례(1995)의 연구에서 사용된 자녀양육참여척도를 사용하였으며, 원척도의 문항에서 ‘아이’로 표현된 문항을 ‘아기’로 수정하고 문항 내용 중 일부를 아동의 발달단계에 맞게 수정하여 사용하였다. 총 4개 문항으로 구성되었으며 각각의 문항에 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)부터 ‘매우 그렇다’(5점)까지 평정할 수 있는 리커트 척도이다. 가능한 점수 범위는 4점∼20점이며, 점수가 높을수록 아버지의 자녀양육참여도가 높은 것을 의미한다. 본 연구대상자들의 양육참여 척도의 신뢰도 계수는 Cronbach’s alpha=.764로 나타났다.

2) 양육 스트레스

모의 양육 스트레스는 김기현과 강희경(1997)의 양육 스트레스 척도를 수정⋅보완하여 사용하였다. 이 척도는 대표적인 양육 스트레스 척도인 Abidin(1983, 1990, 1995)의 Parenting Stress Index(PSI) 이외에 Crnic과 Greenberg(1990)의 Parenting Daily Hassles(PDH), Mann과 Thornberg(1987)의 Maternal Guilt Scale(MGS)을 기초로 한국형으로 개발된 것으로, 원 척도는 ‘자녀양육으로 인한 일상적 스트레스’ 12문항, ‘부모역할에 대한 부담감 및 디스트레스’ 12문항, ‘타인양육에 대한 죄책감’ 8문항으로 구성되어 있다. 한국아동패널에서는 이 중 연구목적에 해당하는 ‘부모 역할에 대한 부담감 및 디스트레스’ 문항만을 발췌하였으며, 이 영역에 해당하는 12문항 중 2007년 사전조사에서 적절치 않은 것으로 보고된 2개 문항을 제외하고 총 10문항을 사용하였다. 주어진 보기에 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)부터 ‘매우 그렇다’(5점)까지 평정하는 리커트 척도로 가능한 점수 범위는 10점∼50점이며, 점수가 높을수록 양육 관련 스트레스가 높음을 의미한다. 본 연구대상자들의 양육 스트레스 척도의 신뢰도 계수는 Cronbach‘s alpha=.837로 비교적 높게 나타났다.

3) 부부갈등

부부갈등 척도는 Markman, Stanley와 Blumberg(1994)의 척도를 사용하였다. 주어진 보기에 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)부터 ‘매우 그렇다’(5점)까지 평정하는 리커트 척도이며 총 8개 문항으로 가능한 점수 범위는 8점∼40점이다. 점수가 높을수록 부부간의 갈등수준이 높음을 의미한다. 본 연구대상자들의 부부갈등 척도의 신뢰도 계수는 Cronbach‘s alpha=.908로 매우 높은 수준이었다.

4) 결혼만족도

결혼만족도 척도는 Chung, H.(2004)가 KMSS(Kansas Marital Satisfaction Scale)를 우리나라 문화에 맞게 수정한 RKMSS(Revised-Kansas Marital Satisfaction Scale) 척도를 사용하였다. 주어진 보기에 ‘매우 불만족’(1점)부터 ‘매우 만족’(5점)까지 평정할 수 있으며, 총 4개 문항으로 가능한 점수 범위는 4점∼20점이다. 점수가 높을수록 결혼만족도가 높음을 의미한다. 본 연구대상자들의 결혼만족도 척도의 신뢰도 계수는 Cronbach‘s alpha=.913으로 매우 높게 나타났다.

본 연구의 연구모형은 주요 변수들 간의 직접효과와 간접효과를 모두 포함하고 있기 때문에, 이에 적합한 연구방법인 구조방정식 모형이 주요 연구방법으로 사용되었다. 구조방정식 분석에 앞서, 기술분석과 함께 자료의 정규성, 결측치, 다중공선성 등을 점검하였으며, 구조방정식의 2단계 접근법(two-step approach)에 따라 측정모형을 먼저 추정한 후, 구조모형에 대한 분석이 이루어졌다.

또한 양육 스트레스에 유의미한 영향을 미치는 것으로 밝혀진 인구학적 변인(모의 주양육자 여부, 모의 연령 및 교육수준, 가구소득, 자녀의 출생순위)에 따라집단을 구분하여, 집단 간 모형의 안정성을 검토하였다.

자료의 점검 및 기술분석을 위해서는 PASW 18.0을 사용하였으며, 구조방정식 모형은 MPLUS 4.21을 이용하여 분석하였다.

2)거부가구용 질문지는 조사원들의 방문을 꺼리는 패널들을 위해 작성된 것으로 주요 문항들만을 발췌하여 구성되었기 때문에 관련 척도가 포함되어 있지 않음.  3)측정도구에 관련된 내용은 육아정책연구소에서 제공한 도구 프로파일을 토대로 작성하였음.

본 연구에 포함된 1,697가구의 일반적 특성은 다음 <표 1>에 제시되어 있다.

자녀의 성별은 남아가 876명(51.7%), 여아가 820명(48.3%)으로 남아의 비율이 약간 높았으나 대체로 비슷한 수준이다. 모 연령은 평균 31.4세로 최소 19세에서 최대 46세까지 분포하고 있다. 모의 취업상태는 일을 하거나 학교에 다니고 있다고 답한 응답자가 약 30% 정도였으나, 일부 취업모의 경우 육아휴직 등을 사용함으로써 어머니가 직접 양육하고 있는 비율이 85.3%로 대리양육자를 이용하는 비율보다 훨씬 더 높다는 것을 알 수 있다. 가구구성은 부부와 자녀로 이루어진 핵가족이 82.7%로 압도적으로 많았으며, 3세대 이상 가족이 10.7%, 기타 가족이 2.1%를 차지했다. 모의 학력은 대부분 고졸∼대졸 사이에 분포하고 있었고, 4년제 이상 대졸이 34.1%로 가장 높은 비율을 차지했다. 한국아동패널에 포함된 대상아동의 출생순위는 첫째와 둘째가 각각 47.0%, 41.6%로 가장 많았고, 셋째가 9.9%, 넷째 이상은 1.4%로 소수에 그쳤다.

다음은 연구모형에 포함된 주요 변수들의 평균과 표준편차이다. 각각의 척도들은 문항의 점수를 더하여 산출하는 총합척도이나, 총합척도를 사용할 경우 전체문항에 모두 답하지 않은 응답자들의 응답값이 제외되기 때문에 결측비율을 낮추기 위하여 응답 문항들의 평균값을 산출하였다. 주요 변수들이 모두 5점 리커트 척도로 평정되었다는 점을 감안하면, 결혼만족도의 평균이 3.81점으로 상대적으로 높았고, 부부갈등의 평균은 1.99점으로 상대적으로 낮은 수준임을 알 수 있다. 각 척도들의 왜도와 첨도값은 모두 1 미만으로 자료의 정규성에 문제가 없는 것으로 나타났다.

주요 변수들 간의 상관관계를 살펴보면 다음 <표 3>과 같다. 연구모형에 포함된 변수들은 당연히 높은 상관관계를 보이고 있으며, 관계의 방향은 연구모형에서 예측한 대로이다. 부의 양육참여는 결혼만족도와 비교적 높은 정적 상관관계를 보이며, 부부갈등과는 부적 상관관계를 보이고 있다. 양육 스트레스와는 비교적 낮은 부적 상관을 보인다. 한편 결혼만족도는 부부갈등과 높은 부적 상관관계를 보이고 있었으며, 양육 스트레스와도 부적 상관관계를 보이고 있었다. 부부갈등은 양육 스트레스와 비교적 높은 정적 상관성을 보였다. 주요 변수들 간의 다중공선성을 진단하기 위하여 분산팽창계수(VIF)를 살펴본 결과, 모든 변수의 VIF값이 2.5를 넘지 않아, 변수 간의 다중공선성은 문제가 없는 것으로 나타났다.

1) 측정모형 분석

연구모형을 분석하기에 앞서, 측정모형의 추정 및 수정이 이루어졌다. 연구모형에 포함된 잠재변수인 부의 양육참여, 결혼만족, 부부갈등, 양육 스트레스를 포함한 측정모형에 대해 확인적 요인분석을 실시한 결과, 잠재변인별 지표수가 많아 모형이 수렴되지 않았다. 측정모형을 추정하는 과정에서 각 잠재변인별로 추정해야 할 모수가 지나치게 많은 문제를 해결하기 위해, 다양한 방법으로 항목묶기(item parceling)를 시도하였으나5) 측정모형이 수렴되지 않는 문제가 발생하여 결국 각각의 변인별로 가장 상관성이 높은 문항들만을 선택하여 잠재변수의 지표로 사용하였다. 그 결과 부의 양육참여 척도와 결혼만족도 척도는 각각 3문항씩, 부부갈등은 5문항, 양육 스트레스는 2문항이 최종 측정모형에 포함되었다6). 최종 측정모형은 다음 <그림 2>와 같다.

측정모형의 적합도는 χ²=317.41(df=59), p=.000, CFI=.960, TLI=.947, RMSEA=.055, SRMR=.03으로 본 연구의 측정모형은 비교적 자료에 부합한 것으로 나타났다.

한편 측정모형의 각 지표의 요인부하량은 모두 유의수준 .001 수준에서 통계적으로 유의미한 것으로 나타나 선정된 측정문항들은 잠재변수를 잘 반영하고 있는 것으로 보인다.

2) 연구모형 분석

위 측정모형을 바탕으로 구조모형에 대한 추정이 이루어졌다. 먼저 구조모형의 적합도 지수를 살펴보면, 구조모형의 χ²값은 317.41(df=59)로 유의수준 .001에서 유의미한 것으로 나타났으나, 자료의 크기를 고려할 때 χ²값 외에 다른 적합도  지수들을 함께 살펴보아야 할 것이다. 아래 <표 5>를 보면 구조모형의 다른 적합도 지수들은 비교적 좋은 모형이 충족시켜야 하는 기준점에 가깝거나 기준을 충족시키는 것을 알 수 있다. 따라서 본 연구의 연구모형이 자료를 비교적 잘 설명한다는 것을 알 수 있다.

또한 잠재변인 간의 경로계수를 살펴보면, 결혼만족이 양육 스트레스에 미치는 영향을 제외한 나머지 경로계수들이 모두 통계적으로 유의미하며, 방향도 연구모형에서 예측한 대로임을 알 수 있다. <그림 3>에 나타난 바와 같이 부의 양육참여는 직접적으로 양육 스트레스에 부적인 영향을 미치는 한편, 결혼만족도와는 정적 상관관계를, 부부갈등과는 부적 상관관계를 보여, 부의 양육참여 수준이 높을수록 모가 인지한 결혼만족도는 높아지고 부부갈등의 수준은 낮아지는 것을 알 수 있다. 그러나 부부갈등 정도는 양육 스트레스에 유의미한 영향을 미치는 반면, 결혼만족은 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 따라서 부부갈등이 심할수록 양육 스트레스는 증가하는 양상을 보이나, 결혼만족도가 높다고 해서 양육 스트레스가 낮아지는 것은 아님을 알 수 있다. 또한 결혼만족도와 부부갈등은 유의미한 공변관계를 나타냈는데, 이는 결혼만족도와 부부갈등이 부부관계의 질을 나타내는 하위지표이기 때문이다.

한편, 부의 양육참여가 부부관계를 통해 양육 스트레스에 미치는 간접적인 효과의 유의성을 검증해본 결과, 위 구조모형 분석결과에서 예측되는 바와 같이 부의 양육참여가 부부관계의 질을 매개로 모의 양육 스트레스에 미치는 간접효과는 부부갈등을 통한 간접효과만이 유의미한 것으로 나타났으며, 결혼만족을 통한 간접적인 효과는 유의미하지 않았다. 따라서 부가 양육참여를 하지 않는 경우, 이것은 부부간의 갈등을 악화시켜, 모의 양육 스트레스를 증가시키는 것으로 보인다. 간접효과의 유의성 검증결과는 다음 <표 6>에 제시되어 있다.

각 잠재변수들 가운데 본 연구모형에 의해 설명되는 변량인 R²값은 다음 <표 7>에 제시되어 있다. 이를 보면, 잠재변수들 가운데 결혼만족도는 구조방정식에 의해 약 45.6%가 설명되어 가장 많은 변량이 설명되었으며, 양육 스트레스는 18.0%, 부부갈등은 18.0%로 본 연구모형에 의해 설명되는 부분이 비교적 높게 나타나고 있다. 따라서 본 연구모형은 출산 후 초기 모의 양육 스트레스를 설명하기에 적합하도록 설계되었다고 볼 수 있다.

3) 모형의 안정성 검토

구조모형에서 나타난 주요 경로가 선행연구에서 양육 스트레스에 영향을 미치는 것으로 나타난 주요 인구학적 변수인 모의 연령과 교육수준, 주 양육자 여부, 가구소득 및 아동의 출생순위에 따른 차이가 없이 모든 집단에 동일하게 적용되는지 검토하기 위해 집단 간 동일성 검정을 실시하였다. 모든 집단에 동일하게 적용된다면 위 구조모형은 안정적인 모형이라고 평가할 수 있다.

(1) 모의 주양육자 여부에 따른 모형 안정성 평가

양육 스트레스는 실제로 양육을 담당하는 정도에 따라 달라질 수 있기 때문에 자녀를 직접 양육하는 어머니와 취업 등의 이유로 대리양육을 이용하는 어머니의 경우 스트레스의 정도와 관련 영향요인이 달라질 수 있다. 이에 따라 어머니가 주 양육자인지 여부에 따라 집단을 구분하고, 집단 간 측정모형 및 구조모형의 동일성을 검증하고자 시도하였다.

구조모형의 동일성을 살펴보기에 앞서 먼저 측정동일성 가정이 충족되어야 하는데, 측정동일성의 검증은 기저모형(집단 간 다른 모수를 허용하는 모형)과 요인계수에 동일화 제약을 가한 모형을 비교하여 두 모형의 차이가 통계적으로 유의미한지를 살펴봄으로써 이루어진다. 두 모형은 내포모형이기 때문에 측정동일성을 검증하기 위해 χ²차이검증을 실시하였으며, 그 결과 두 모형간의 △χ²= 27.42(△df=9)로 통계적으로 유의미하였다. 따라서 측정동일성은 확립되지 않았다. 이는 집단 간 요인구조는 동일하지만 모든 지표의 요인적재량이 동일하지는 않다는 의미이다. 이에 부분측정동일성을 검증하고자 동일화 제약이 가해진 모든 요인계수를 하나씩 풀어가며 기저모형과 χ²⁴차이검증을 실시한 결과, 결혼만족도의 세 번째 지표(4번 지표)를 자유롭게 추정하였더니 부분측정동일성이 성립되었다.

마지막으로 연구모형의 경로계수가 두 집단 모두에서 동일한지를 검증하기 위해 경로계수의 동일성 검증이 이루어졌다. 경로계수의 동일성 검증은 모든 경로계수에 동일화 제약을 가한 모형과 측정모형 및 경로구조의 동일성만 가정한 모형 간의 χ²차이검증을 통해 이루어진다7). 그 결과, 두 모형의 △χ²=3.78(△df=5)로 두 모형 간에 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았다. 한편 χ²값은 표본크기에 민감한 문제가 있으므로, χ²에만 의존하기보다는 RMSEA나 TLI(NNFI)와 같은 다른 모형적합도를 함께 살펴볼 것이 권장되는데, CFI는 모형의 간명성을 고려하지 않기 때문에 보다 복잡한 모형과 제약을 가한 모형을 비교하는 다집단 분석에서는 사용되지 않는다(Hong, Melik, & Lee, 2003). 본 연구모형에서는 경로계수의 동일화제약을 가했을 때 TLI값과 RMSEA값이 모두 개선된 것을 알 수 있다. 이는 본 연구모형이 주 양육자가 어머니인 집단과 대리양육을 이용하는 집단 모두에 적용될 수 있음을 의미하며, 모형이 집단의 특성에 관계없이 비교적 안정적이라는 것을 보여준다.

(2) 모의 연령에 따른 모형 안정성 평가

다음으로 모의 연령에 따라 집단을 구분하여 모형의 안정성을 평가한 결과는 다음 <표 10>에 제시되었다. 집단은 평균 연령(31.4세)을 기준으로 31세 이하와 32세 이상으로 구분하였다.

먼저 기저모형(집단 간 다른 모수를 허용하는 모형)과 요인계수에 동일화 제약을 가한 측정동일성 모형을 비교하여 두 모형의 차이가 통계적으로 유의미한지를 살펴본 결과, 두 모형간의 △χ²= 23.78(△df=9)로 통계적으로 유의미하였다. 따라서 측정동일성은 확립되지 않았다. 이에 부분측정동일성을 검증하고자 동일화 제약이 가해진 모든 요인계수를 하나씩 풀어가며 기저모형과 χ²차이검증을 실시한 결과, 부부갈등의 4번째 지표를 자유롭게 추정하였더니 부분측정동일성이 성립되었다.

마지막으로 부분측정동일성 모형과 경로계수 동일성 모형을 비교한 결과, 두 모형 간의 △χ²=2.92(△df=5)로 두 모형 간에 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았으며, 또한 동일화 제약을 더할수록 TLI값과 RMSEA값 모두 조금씩 개선되었음을 알 수 있다. 따라서 본 연구모형은 모의 연령에 관계없이 안정적으로 적용될 수 있는 모형으로 여겨진다.

(3) 모의 교육수준에 따른 모형 안정성 평가

선행연구에서는 모의 교육수준이 높을수록 양육 스트레스를 많이 경험하는 것으로 나타나고 있으며, 특히 김정⋅이지현(2002)의 연구에 따르면 대졸 이상의 학력을 가진 어머니들이 고졸 및 전문대졸의 학력을 가진 어머니보다 유의미하게 높은 양육 스트레스를 경험하는 것으로 나타났다. 따라서 모의 학력을 대졸 이상과 전문대졸 이하로 집단을 구분하여 집단 간 모형의 안정성을 검토하였다.

위 <표 10>에 제시된 바와 같이 기저모형과 완전측정동일성 모형 간에는 유의미한 χ²의 변화가 없었으므로, 완전측정동일성 모형이 확립되었다. 다음으로 완전측정동일성 모형과 경로계수 동일성 모형을 비교한 결과, 두 모형 간 △χ²=10.44(△df=5)로 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았으며, TLI와 RMSEA값도 약간씩 개선되었음을 알 수 있다. 따라서 본 연구모형은 모의 교육수준에 관계없이 적용될 수 있는 안정적인 모형이라고 평가할 수 있다.

(4) 가구소득에 따른 모형 안정성 평가

가구소득에 따른 집단 구분은 조사대상 가구의 평균 소득인 317.4만원을 기준으로 317만원 이하 가구와 318만원 이상 가구로 이루어졌다8)

기저모형과 완전측정동일성 모형 간의 △χ²=5.38(△df=9)로 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았으므로 완전측정동일성 모형이 확립되었음을 알 수 있다. 이는 두 집단에서 측정모형의 요인구조는 물론 모든 지표의 요인적재량까지 동일하다는 것을 의미한다.

다음으로 완전측정동일성 모형과 경로계수 동일성 모형을 비교한 결과, 두 모형 간의 △χ²=4.10(△df=5)으로 두 모형 간에 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았으며, 또한 동일화 제약을 더할수록 TLI값과 RMSEA값 모두 조금씩 개선되었음을 알 수 있다. 따라서 연구모형의 경로계수도 두 집단에 동일하게 적용될 수 있음을 알 수 있다. 즉, 본 연구의 모형은 가구의 소득수준에 관계없이 안정적이다.

(5) 아동출생순위에 따른 모형 안정성 평가

마지막으로 부모기로의 전환과정에서 경험하는 양육 스트레스는 자녀수와 자녀의 출생순위에 따라 달라질 수 있으므로, 아동의 출생순위에 따라 첫째와 둘째이상으로 집단을 구분하여 집단 간 동일성 검정을 실시하였다. 본 연구대상자들 의 경우 생후 4개월에 조사를 실시하였으므로, 대상아동의 출생순위가 곧 자녀수가 된다.

기저모형에서 양육 스트레스의 두 번째(10번) 문항에서 헤이우드케이스(음오차분산)가 발생하였으므로 해당 문항의 분산을 0.0005로 고정하고 다시 분석을 하였다. 이후 측정동일성 및 구조동일성 모형도 모두 해당 문항의 분산을 0.0005로 고정하고 분석한 결과이다. 분석결과를 보면, 기저모형과 측정동일성 모형 간의 △χ²=15.96(△df=9)으로 두 모형 간에 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았으며, TLI값과 RMSEA값도 개선되었음을 알 수 있다. 따라서 완전측정동일성이 확립되었다. 다음으로 경로계수에 동일화 제약을 가한 모형과 완전측정동일성모형 간의 △χ²=9.16(△df=5)으로 두 모형 간에 통계적으로 유의미한 차이가 발견되지 않았으며, TLI와 RMSEA 값도 약간씩 개선되었음을 알 수 있다. 따라서 본 연구모형은 대상아동의 출생순위가 첫째인 집단과 둘째 이상인 집단 모두에적용될 수 있으며, 안정적인 모형이라고 평가할 수 있다.

4)한국아동패널조사(PSKC)의 1차년도 최종데이터는 2011년 3월 2일에 육아정책연구소 홈페이지를 통해 제공되었으며, 이는 지난 1차 학술대회에 제공된 학술대회용 데이터와 약간의 차이가 있으므로 분석결과도 1차년도 학술대회 결과와 일부 차이가 있음.  5)각각의 잠재변수들이 모두 단일요인 변수였으므로 항목묶기는 단일차원에서 가능한 방법인 무작위 묶기(Random Assignment)와 문항별 요인계수를 고려한 항목 묶기(Item-to-Construct Balance)가 시도되었음(Little, Cunningham, Shahar, & Widaman, 2002). 척도가 모두 긍정적 또는 부정적 문항들로만 구성되었으므로, 긍정-부정 항목 묶기(A Priori Questionnaire Construction)는 시도할 수 없었음.  6)일반적으로 하나의 잠재변인 당 약 3∼5개의 지표가 가장 이상적으로 여겨진다. 양육 스트레스의 경우 3개 이상의 지표가 하나의 잠재변인으로 묶이지 않아 부득이하게 2개 지표만을 선정하였다.  7)일반적으로 χ2값은 표본크기에 민감하여 표본크기가 커지면 유의한 결과가 나올 가능성이 커진다. 단, 자유도가 작은 경우에는 이 문제가 상대적으로 덜 심각한데, 모형비교의 경우 자유도가 대부분 작으므로 χ2차이검증을 사용해도 큰 문제가 없는 것으로 알려져있다(홍세희, 2007).  8)가구소득은 만원 단위로 측정되었음.

본 연구에서는 육아가 가장 힘들 것으로 여겨지는 출산 후 초기에 아버지의 양육참여가 부부관계의 질을 매개로 모의 양육 스트레스에 미치는 영향을 실증적으로 분석하고자 하였다.

분석 결과, 부의 양육참여는 모의 양육 스트레스에 직접적으로 영향을 미쳤을 뿐 아니라, 부부관계를 통해서도 간접적으로 모의 양육 스트레스에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 흥미로운 것은 부의 양육참여가 부부관계의 질을 반영하는 서로 다른 차원이라고 볼 수 있는 결혼만족과 부부갈등을 통해 영향을 미치는 기제가 다르게 나타났다는 점이다. 부의 양육참여는 모의 결혼만족과 부부갈등에 모두 유의미한 영향을 미쳤으나, 결혼만족도가 높아졌다고 해서 양육 스트레스가 완화되지는 않았다. 즉, 부의 양육참여가 결혼만족도를 높이는데 중요한 역할을 하지만, 결혼만족도가 높다고 해서 양육 스트레스가 줄어드는 것은 아니고, 양육 스트레스가 감소하기 위해서는 직접적인 양육참여가 이루어져야 함을 의미한다. 이는 출산 후 초기 모의 양육부담이 워낙 높기 때문에 양육 스트레스를 낮추기 위해서는 직접적인 도움이 필요하기 때문으로 해석된다.

그러나 부부갈등의 정도는 양육 스트레스를 악화시키는 것으로 나타나, 부부관계의 질을 반영하는 두 가지 차원 중 부부갈등이 모의 양육 스트레스를 예측하는데 더 중요한 역할을 하고 있음을 알 수 있다.

본 연구결과는 부의 양육참여가 모의 양육 스트레스에 영향을 미친다는 기존선행연구(유우영⋅최진아⋅이숙, 1998; 이지원, 2003; 김정⋅이지현, 2005; 이수미⋅민하영, 2007; 김수연, 2010)의 결과와 일치하며, 부부관계 또는 남편의 지지가 모의 양육 스트레스에 영향을 미친다는 선행연구(채선미 외, 1999; 김기현⋅조복희,2000; 윤지원⋅황라일⋅조헌하, 2009; Muslow et al., 2002)를 부분적으로 지지한다. 즉, 부부관계의 긍정적 측면은 영향을 미치지 않았지만, 부부관계의 부정적 측면은 양육스트레스에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 기존의 선행연구가 부부관계의 긍정적 차원에만 초점을 맞추었으며, 부정적 차원을 구분하여 살펴보지 않았기 때문에 나타난 결과일 수 있다. 따라서 사회적 관계망에서 사회적 지지와 갈등이 서로 독립된 실체라는 사실이 밝혀진 것처럼(Rook, 1984; Barrera, Chassin and Rogosch, 1993), 향후 부부관계에 대한 연구에서도 결혼만족과 부부갈등이라는 서로 다른 차원을 구분하여 각각의 영향력을 살펴볼 필요가 있다.

한편, 부의 양육참여가 모의 양육 스트레스에 영향을 미치는 과정에서 부부관계의 매개역할은 이정순(2003b)의 연구에서도 밝혀진 바 있으나, 이정순(2003b)의 연구결과에서는 부부관계가 완전매개역할을 하고 있는 것으로 나타난 반면, 본 연구에서는 부부갈등을 통한 매개역할만이 유의미하였으며, 부부관계를 통제한 후에도 부의 양육참여가 모의 양육 스트레스에 미치는 영향이 여전히 유의미한 것으로 남아있어, 부분매개역할을 하고 있는 것으로 나타났다.

마지막으로, 어머니가 주 양육자인지 여부, 아동의 출생순위, 어머니의 연령과 교육수준, 가구소득 등에 따라 집단을 구분하여 집단 간 비교를 통해 모형안정성을 검토한 결과, 본 연구모형은 어머니와 아동의 특성에 관계없이 대체로 안정적인 것으로 평가되었다.

출산 후 초기 어머니의 양육부담 감소에 있어 아버지들이 담당하는 역할이 중요하다는 것을 밝힌 본 연구결과를 바탕으로, 자녀 출산 직후부터 지속적으로 아버지들의 양육참여를 증가시킬 수 있는 방안을 제안하고자 한다. 이러한 정책은 어머니의 양육 스트레스를 완화시킴으로써 궁극적으로 아동의 건강한 발달을 촉진하고, 양육 스트레스로 인한 출산 기피를 예방함으로써 저출산 문제를 극복하는데 도움을 될 것이다. 특히 부모의 개인적 특성이나 아동 관련 요인이 상대적으로 개입을 통한 변화가 어려운 부분인 반면, 부부관계는 부부 두 사람의 노력과 부모의 양육을 지원하는 제도적 뒷받침이 있다면 변화될 수 있는 부분이므로 상대적으로 정책 및 서비스를 통한 개입의 여지가 크다고 여겨진다.

Lamb, Pleck과 Levine(1987)의 4요인 모형에 따르면, 동기, 기술과 자신감, 지지, 제도적 요인이 아버지의 양육 참여를 결정한다(McBride & Rane, 1997에서 재인용).

먼저 동기 차원에서 보면, 부모역할에 대한 인식이 양육참여에 대한 동기화를 결정하는 중요한 요인이 된다(Lamb, 2004). 따라서 사회 전반적으로 부모역할에 대한 인식을 올바르게 정립하는 것이 필요하며, 특히 예비부모를 대상으로 한 교육을 통해 부모역할에 대한 인식을 바르게 심어줌으로써 출산 직후부터 아버지의 양육참여를 강화할 수 있을 것이다. 또한 예비부모교육과정에서 자녀양육 및 돌봄 기술을 함께 가르침으로써 양육에 대한 자신감을 증가시키는 것이 아버지의 양육참여에 도움이 될 것이다. 또한 출산 후 부부갈등은 양육 스트레스의 중요한 매개요인으로 작용하지만 일반적으로 출산 후 부부관계의 질은 오히려 감소하는 경향을 보인다(Sollie & Miller, 1980)는 점을 감안하여, 현재 아동의 건강문제를 조기 발견, 예방하기 위한 영유아건강검진 서비스가 모든 영유아를 대상으로 발달단계에 맞춰 주기적으로 제공되는 것처럼 산후 우울이나 부부관계와 관련된 상담 서비스가 출산 직후부터 지속적으로 제공될 필요가 있다. 이러한 양육 지원 및 부부관계의 개선을 위한 개입 노력은 궁극적으로 가족 체계 내의 모든 구성원들에게 긍정적인 영향을 미칠 것으로 보인다.

한편 기존 연구에서는 아버지의 양육참여를 제한하는 제도적 요인으로 직업적 책임을 들고 있다(McBride & Rane, 1997). 즉, 과도한 직업적 책임이 아버지의 양육참여를 가로막는다는 것이다. 이는 현재 일-가정의 균형 또는 양육에 친화적이지 않은 우리의 노동시장 관행에 비추어볼 때, 많은 정책적 노력이 이루어져야 할 부분으로 보인다.

현재 우리나라의 육아지원정책에서, 출산 후 초기 아버지의 양육참여를 격려하기 위한 정책은 매우 미흡하다. 2008년 배우자 출산 시 남성의 출산휴가가 도입되었으나 이러한 남성의 출산휴가는 3일에 불과하여, 양육부담을 덜어주기에는 한계가 있다. 또한 육아휴직을 남녀 모두 사용할 수 있도록 법제화되어 있으나, 육아휴직급여액의 소득대체율이 매우 낮고, 남성의 육아휴직 사용을 장려하지 않는 기업문화 등으로 인해 현재 남성의 육아휴직 사용은 매우 저조한 실정이다. 2009년 현재 전체 육아휴직자 34,900명 가운데 남성은 불과 502명으로 이는 전년도의 355명에 비해 크게 증가한 것이기는 하나 여전히 1.5%에도 미치지 못하는 낮은 수치이다.

이에 따라 남성의 출산휴가 일수를 늘리고, 서구 유럽의 경우처럼 아버지에 대한 육아휴직 할당제를 실시하는 등 남성의 양육참여를 장려하기 위한 정책이 필요할 것으로 보인다. 스웨덴의 경우 아버지에 대한 육아휴직 기간을 별도로 할당하고 있어, 16개월의 부모휴가 가운데 2개월은 전적으로 아버지가 사용하도록 하며 미사용시 소멸된다(use or lose). 또한 남성의 휴가 사용을 장려하기 위해 ‘성평등 보너스’를 도입하여 임금이 상대적으로 높은 남성이 육아휴직을 사용할 경우 보너스를 제공받고 있다. 덴마크도 부모가 부모휴가의 10주를 공유할 수 있도록 하고 아버지가 2주 휴가를 사용한다면 총 12주까지 연장 가능하도록 하고 있어 아버지의 휴가 사용에 대한 인센티브를 제공하고 있으며, 부모휴가 사용자의 80%가 임금을 전액 지급받는 등 임금대체율도 매우 높은 수준이다(Gornick & Meyer, 2005).

그러나 이러한 제도들도 이를 제대로 활용할 수 있는 사회적 분위기가 뒷받침 되지 않는다면 ‘그림의 떡’에 불과하다. 가족의 자녀양육을 지원하는 것은 단지 관련된 한두 가지 서비스를 제공하거나 제도를 마련하는 것으로 한계가 있으며, 지역사회와 직장, 사회 분위기 등 제반 환경이 부모의 양육권과 부모권을 보장하는 방향으로 나아가야 한다. 이는 우리 사회가 지금보다 훨씬 자녀양육에 대하여 지지적이고 가족친화적으로 재편되어야 함을 의미한다. 따라서 현재 이루어지고 있는 가족친화기업인증 등, 가족친화 사회환경 조성을 위한 노력이 광범위하게 확산되고 지속되어야 할 것이다.