Paternal involvement is an important predictor of child-care based on the finding that father’s parenting involvement enhances positive influences on children. A large body of research in paternal involvement, however, has only focused on its qualitative and qualitative effects on mother, father, and the development of children, itself. Thus, with regard to the predictive relationships of perception of paternal involvement and parenting attitude, the goal of this study was to explore how perceptive gap of paternal involvement between mother and father influences on children’s interactive peer play and how it relates with mother’s marital conflict, depression, and parenting attitude. It was assumed that children of parents who do not have a large gap about paternal involvement were likely to show better interactive peer play and mothers who have less gap about parental involvement with their husbands were likely to perceive less marital conflict, depression, and to have positive parenting attitude. Data of 1,553 samples from the fourth year of the Korean Children and Youth Panel Survey were used to analyzed and the results from this current study were suggested as follow. First, the perceptive gap about paternal involvement between mother and father did not presented any direct effects on children’s interactive peer play. Second, it was proved that mother’s perceived marital conflict was mediated between the perceptive gap about paternal involvement and mother’s depression, mother’s perceived marital conflict and depression were mediated between the perceptive gap about paternal involvement and the interactive peer play of children according to the specific indirect effect by using phantom variables. These results adds to the existing body of literature by providing new sights that the perceptive gap about paternal involvement between mother and father has a critical effects on the development of children as much as the quantity and the quality of paternal involvement.
현대 사회는 핵가족화, 여성 취업과 맞벌이 부부의 증가와 같은 가족구조의 변화가 나타나고 있으며, 이에 따라 아버지의 역할은 지난 100년 동안 의미 있는 변화가 일어나고 있다(Featherstone, 2009). 현대 사회에서 아버지는 전통적인 측면의 경제적 부양을 넘어서 정신적인 지지까지 요구되는 ‘생산적인 아버지 역할(generative fathering, Snarey, 1993)’, ‘공동양육자로서의 아버지(coparenting father, Sarkadi, Kristiansson, Oberklaid, & Bremberg, 2008)'가 강조되면서(연은모, 최효식, 2014) 아버지의 적극적인 양육참여에 대한 관심이 증가하고 있다. 이에 아버지의 양육참여는 1980년대 중반 이후로 사회적, 학문적으로 관심을 받고 있다(Levant, Richmond, Cruickshank, Rankin, & Rummell, 2014). 특히, 아버지의 적극적인 양육참여는 자녀, 어머니, 아버지 자신의 가족 구성원 모두에게 긍정적인 영향을 미칠 수 있기 때문에 양육 및 가정생활의 결정인자로서의 어머니의 역할에 대한 연구가 주를 이루었던 과거와 달리 아버지에 대한 관심이 고조되고 있다(Pleck, 2010).
자녀 양육과정에서 아버지는 어머니와 구분되는 고유한 역할을 수행하며(Flouri, 2010; Goncey & Dulman, 2010), 아버지의 적극적인 양육참여는 자녀의 사회적, 행동적, 심리적, 정서적, 인지적 발달에 긍정적인 영향을 미친다(서석원, 이대균, 2014; 최미숙, 송순옥, 2014; Cabrera, Fitzgerald, Bradley, & Roggman, 2007; Sarkadi et al., 2008; Wilson & Prior, 2011). 한 예로, Ryan, Martin과 Brooks-Gunn(2006)에 따르면 어머니와 아버지 모두에게 지지받는 환경에서 생활하는 유아는 부모 중 한 명만이 지지적일 때 또는 부모가 모두 지지적이지 않은 환경에서 생활하는 유아보다 인지, 언어 발달이 더 나은 것으로 보고되고 있다. 이때 아버지의 적극적인 양육참여는 양적인 측면이 아닌 질적인 측면에서 양호한 상호작용이 일어났을 때 인지, 언어 발달에 긍정적인 영향을 미칠 수 있다(Lamb & Tamis-LeMonda, 2004). 특히, 영유아기 시절에 아버지의 양육참여는 또래와 가족이 아닌 사회구성원 간의 사회적 상호작용에 영향을 미치는 정서 및 행동 조절 발달에 중요한 역할을 한다는 점에서 중요하다(Parke, McDowell, Kim, & Leidy, 2006). 즉, 아버지의 양육참여는 자녀의 또래관계와 사회적 기술을 증진하며(Lewis & Lamb, 2003; Youngblade & Belsky, 1992), 아버지의 양육참여 과정에서 나타나는 신체적 놀이는 또래 유능감을 증진시킨다(Lindsey, Mize, & Pettit, 1997). 한 예로, 강나현(2009)은 아버지가 자녀에게 온정적, 수용적 양육행동을 많이 보일수록 유아의 또래수용 가능성이 높아짐을 보고하고 있다. 많은 연구들에서 또래와의 놀이상황 중에 나타나는 유아의 사회적 기술 및 상호작용 양상을 확인하기 위해 상호작용적 또래놀이 척도(Penn Interactive Peer Play Scale, PIPPS)를 사용하고 있으며(문혜련, 엄정애, 2009; 황윤세, 2007), 본 연구에서도 PIPPS를 통해 상호작용적 또래놀이를 측정하고자 한다.
또한, 아버지의 양육참여는 자녀의 발달에 직접적인 영향뿐만 아니라 어머니의 양육 행동에 영향을 줌으로써 간접적으로 영향을 끼칠 수 있다는 점에서 중요하다(Pleck, 2007). 아버지-자녀 관계는 어머니-아버지 관계 같은 다른 가족 구성원 네트워크 안에 존재하기 때문에, 아버지의 양육참여와 유아의 발달 간의 연결고리를 더 잘 이해하기 위해서는 어머니-아버지 관계를 이해할 필요가 있다(Easterbrooks, Raskin, & McBrian, 2014).
아버지의 양육참여는 어머니의 삶에 많은 영향을 미친다. 아버지가 양육에 적극적으로 참여할수록 어머니의 양육스트레스는 낮아지고(김근혜, 김혜숙, 2013; 이정숙, 두정일; 2008; Ross & Mirowsky, 1988; Yogev & Brett, 1985), 결혼만족도는 높아지는 것으로 보고되고 있다(김진경, 2014; 손영빈, 윤기영, 2011). 아버지의 적극적인 양육참여는 일상생활 속 어머니의 분노 및 불안감, 우울을 낮추고, 자아존중감을 높여 줄 수 있다(김진경, 2014; 이수미, 민하영, 2007; Russell, 1983). 또한, 아버지가 양육에 많이 참여할수록 부부갈등은 줄어들며(안설하, 문혁준, 2012), 어머니가 느끼는 부부갈등은 우울에 영향을 미친다(서석원, 이대균, 2013). 이는 아버지의 양육참여가 부부간 불공평을 줄여주며(한유진, 김선애, 2007), 어머니에게 정서적 지지를 제공하기 때문이다(Mulsow, Caldera, Pursley, Reifman, & Huston, 2002). 어머니의 삶에 대한 안녕감이 중요한 이유는 스트레스를 많이 받는 어머니의 경우 자녀의 행동에 대해 부정적인 지각을 하고, 자녀에 대한 긍정적인 정서 수준이 낮기 때문이다(Middlebrook & Forehand, 1985). 또한, 어머니의 우울이 높을 경우 방임적, 강압적인 양육태도를 보이고, 결국 자녀 발달에 부정적인 영향을 미치기 때문이다(최효식, 연은모, 2014; Goodman & Brand, 2011). 어머니의 양육행동은 심리적 특성과 같은 개인 변인, 사회적 지원과 같은 환경 변인, 그리고 공동양육자인 아버지 변인에 의해 복합적으로 영향을 받는다. 특히, 아버지의 양육참여가 증가할수록 어머니의 긍정적인 양육태도가 촉진되는 것으로 밝혀지고 있다(서석원, 이대균, 2014).
아버지의 양육참여는 아버지 스스로의 삶에도 영향을 미칠 수 있다. 권혜진(2010)에 따르면 아버지가 놀이 활동과 일상적 돌봄을 많이 하는 경우와 자녀와 함께하는 시간이 많은 경우에 아버지 역할만족도와 효능감이 더 높은 것으로 나타났다. 또한, 적극적으로 양육과정에 참여하는 아버지는 양육참여 수준이 낮은 아버지보다 삶에 대한 만족도가 높은 것으로 보고되고 있다(Eggebean & Knoester, 2001). 그리고 아버지는 양육참여를 통해 사회적 성숙도가 높아지며(Pleck, 1997), 심리사회적 건강상태 또한 높아지는 것으로 보고 되고 있다(Palkovitz, 2002). 이는 아버지에게 있어서 양육참여가 가정의 일원으로서 정체성 확립과 공헌감을 느끼게 하기 때문으로 볼 수 있다(박지선 외, 2011).
이처럼 아버지 양육참여의 중요성 때문에 최근 공동양육자로서의 아버지와 관련된 많은 연구가 진행되고 있지만, 이들 연구들은 주로 어머니가 지각한 아버지 양육참여를 독립변인 또는 종속변인으로 설정하고 어머니, 자녀, 아버지 자신에게 어떤 영향을 미치는 지를 중심으로 연구(김숙령, 최항준, 정경화, 이윤이, 2012; 서석원, 이대균, 2014; 최항준, 최선녀, 임현주, 2013)가 진행되었다. 그리고 일부 연구(권혜진, 2010; 진순옥, 이정숙, 고인숙, 2013)들은 아버지가 스스로 지각한 아버지 양육참여를 독립변인 또는 종속변인으로 설정하고 어머니, 자녀, 아버지에게 어떤 영향을 미치는지 확인하고 있다. 하지만 아버지의 가사노동이나 자녀양육에 투입된 절대적, 실질적 시간의 양보다는, 이에 대한 아내의 인식이나 만족여부 같은 심리적 요인이 더 중요하게 작용할 수 있음(김진경, 2014)에도 불구하고 어머니와 아버지 간의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이를 확인하는 연구는 찾아보기 힘든 실정이다. 예를 들어, 두 가정의 아버지가 동일한 수준의 양육참여를 제공하더라도 두 가정의 어머니의 아버지 양육참여 수준에 대한 인식은 다를 수 있다. 특히, 아버지는 배우자가 자신을 아버지로서 긍정적으로 평가하고 있다고 지각할 때 더 높은 수준의 양육참여를 보이며, 아버지의 역할에 대해 더 중요하게 생각한다는 점을 고려할 때(Pasley, Futris, & Skinner, 2002), 어머니와 아버지 간의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이는 계속적으로 아버지 양육참여 수준에 영향을 미칠 수 있다. 특히, 어머니와 아버지 관계의 맥락은 매우 다양하고 복잡하기 때문에(Carlson, McLanahan, & England, 2004; Henley & Pasley, 2005) 계량적인 아버지 양육참여 수준이 부부의 맥락에 따라 다른 의미를 가질 수 있다. 또한, 양육참여에 대한 지각 차이는 부부관계의 갈등을 유발할 수 있는데, 아버지의 양육참여는 어머니보다 부부관계의 질에 더 많은 영향을 받는다(Lynn & Grych, 2010). 그리고 부부관계의 질은 자녀 발달에 직접적인 영향을 미칠 수 있다.
지금까지 살펴본 것처럼, 아버지 양육참여의 양과 질뿐만 아니라 어머니와 아버지 간의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이가 부부갈등, 어머니의 우울, 양육태도에 영향을 미쳐 자녀의 사회성 발달을 대표적으로 보여주는 상호작용적 또래놀이에 영향을 미칠 수 있음에도 불구하고, 선행연구에서는 아버지 양육참여에 대한 어머니-아버지 간 지각 차이가 어떻게 다른 변인들에 영향을 미치는지 인과적 관계를 경험 과학적으로 확인하지 못했다는 제한점이 있다. 이에 본 연구에서는 어머니와 아버지 간의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이와 자녀의 상호작용적 또래놀이와의 관계에서 어머니가 느끼는 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도가 미치는 간접효과를 포함한 연구 모형을 설정하고 이를 검증하고자 한다. 구조모형을 통한 간접효과 검증이 ‘왜(Why)’와 ‘어떻게(how)’에 대한 시사점 도출에 유용하다는 점을 고려할 때(MacKinnon & Leucken, 2008), 본 연구는 유아의 상호작용적 또래놀이 발달을 위한 부모교육 및 처치 전략을 수립하는 데 도움을 줄 수 있을 것이다. 이러한 목적에 따라 다음과 같은 구체적인 연구문제들을 설정하였다.
본 연구는 육아정책연구소 한국아동패널(Panel Study on Korean Children) 4차년도(2011년 조사) 자료를 사용하였다. 한국아동패널은 2008년도에 출생한 신생아 2,078명을 패널로 구축하고 이들의 양육과 발달, 성장을 장기적으로 추적·조사해오고 있는 연구자료이다(김은설 외, 2012). 한국아동패널의 4차년도 데이터를 사용한 이유는 3차년도까지 어머니에게만 실시하였던 패널 조사가 4차년도부터 아버지까지 확장되어 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이를 확인할 수 있기 때문이다. 본 연구에서는 어머니와 아버지가 지각하고 있는 아버지 양육참여 수준 차이를 확인하기 위해 부모 관련 변인의 결측치가 있는 경우 이를 완전제거(listwise) 방식으로 제거하였다. 최종적으로 전체의 약 71.3%인 1,533명의 자료가 분석에 포함되었다. 분석 대상인 아버지의 연령은 만 36.21세(
1) 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이
아버지 양육참여는 아버지가 자녀양육에 얼마나 참여하는지를 의미하는 것으로 강희경과 조복희(1999)의 척도를 활용하였다. 아버지 양육참여는 어머니 설문지의 어머니가 지각한 아버지 양육참여와 아버지 설문지의 아버지가 스스로 지각하고 있는 양육참여 정도를 활용하였다. 어머니와 아버지 모두 총 4문항으로 구성되어 있으며, Likert 5점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=5)이다. 문항은 ‘나(남편)는 아이에게 필요한 장난감이나 물품을 사다준다.’, ‘나(남편)는 아이와 함께 자주 놀아주거나 이야기 상대가 되어 준다.’ 등으로 구성되어 있다. 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 어머니가 평정한 아버지 양육참여 평균점수에서 아버지가 평정한 자신의 양육참여 평균점수를 뺀 값을 사용하였다. 즉, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 점수가 양수이며 높을수록 아버지보다 어머니가 아버지 양육참여를 더 높게 지각하는 것을 의미하며, 점수가 음수이며 낮을수록 어머니보다 아버지가 자신의 양육참여를 더 높게 지각하는 것을 의미한다. 내적일관성 신뢰도는 아버지 α=.74, 어머니 α=.81로 나타났다.
2) 부부갈등
어머니가 지각한 부부갈등은 Markman, Stanley와 Blumberg(1994)의 부부갈등 척도를 정현숙(2004)이 수정한 척도를 활용하였다. 어머니가 느끼는 갈등의 정도를 측정하는 8개 문항의 단일요인으로 구성되어 있으며, Likert 5점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=5)이다. 평균점수가 높을수록 부부갈등이 많음을 의미한다. 문항은 ‘남편은 나를 존중하지 않는 것 같다.’, ‘다른 사람과 사귀거나 결혼하면 어떨까 하고 심각하게 생각한다.’ 등으로 구성되어 있다. 내적일관성 신뢰도는 α=.92로 나타났다.
3) 우울
어머니의 우울은 간편형으로 제작된 K6(Kessler, Andrews, Colpe, Hiripi, Mroczek, Normand, Walters, & Zaslavsky, 2002) 척도를 사용하였다. 우울 척도는 총 6문항의 단일요인으로 구성되어 있으며, Likert 5점 척도(전혀 안 느낌=1, 항상 느낌=5)이다. 평균점수를 활용하였으며, 점수가 높을수록 우울 수준이 높음을 의미한다. 문항은 ‘지난 30일 동안 무기력하셨습니까?’, ‘지난 30일 동안 매사에 힘이 드셨습니까?’ 등으로 구성되어 있다. 내적일관성 신뢰도는 α=.91로 나타났다.
4) 긍정적 양육태도
어머니의 긍정적 양육태도는 양육행동 척도(The Parental Style Questionnaire, PSQ: Bornstein et al., 1996)의 긍정적 양육유형을 측정하는 사회적 양육유형 문항을 사용하였다. 총 9문항의 단일요인, Likert 5점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=5)로 구성되어 있다. 문항은 ‘나는 우리 아이에게 긍정적이고 애정적이며 따뜻한 관심을 보인다.’ 등으로 구성되어 있으며, 점수가 높을수록 긍정적 양육태도를 가지고 있음을 의미한다. 내적일관성 신뢰도는 α=.87로 나타났다.
5) 상호작용적 또래놀이
유아의 상호작용적 또래놀이를 측정하기 위해 또래 상호작용을 평정하는 PIPPS(Fantuzzo, Coolahan, Mendez, McDermott, & Sutton-Smith, 1998) 척도를 사용하였다. PIPPS는 총 30문항, Likert 4점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=4)로 구성되었으며, 어머니가 지각하고 있는 또래와의 놀이상호작용을 의미한다. PIPPS는 놀이방해(13문항), 놀이상호작용(9문항), 놀이단절(8문항)의 3가지 하위범주로 나뉜다. 놀이방해는 싸움, 고자질, 불평, 언어적, 신체적 공격과 같은 부정적 차원이며, 놀이단절은 배회, 놀이거절, 무시 등 위축행동과 관련된 또 하나의 부정적 차원을 의미하며, 놀이상호작용은 생각공유하기, 다른 유아 돕기, 격려하기, 창의성 등과 관련된 긍정적 차원을 의미한다(황윤세, 2007). 본 연구에서는 놀이방해, 놀이단절 문항을 역코딩한 후 평균 점수를 도출했기 때문에, 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 모두 점수가 높을수록 긍정적인 또래놀이 상호 작용을 보이는 것을 의미한다. 내적일관성 신뢰도는 놀이상호작용 α=.75, 놀이방해 α=.82, 놀이단절 α=.81로 나타났다.
본 연구에서 분석 자료는 통계 프로그램인 SPSS 18.0과 AMOS 20.0을 이용하여 분석하였다. 첫째, 가정 내에서 어머니가 지각한 양육참여와 아버지가 지각한 양육참여 평균 점수 간에 차이가 있는지 확인하기 위해 반복측정분산분석(Repeated Measures ANOVA)을 실시하였다. 둘째, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이, 어머니가 느끼는 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도, 유아의 상호작용적 또래놀이 간의 관계를 확인하기 위해 상관분석을 실시하였다. 셋째, 인과관계를 확인하기 위해 구조모형분석을 실시하였으며, 모형의 계수 추정 방법은 최대우도법(maximum likelihood, ML)을 사용하였다. Anderson과 Gerbing(1988)의 제안에 따라 구조모형분석은 측정모형 검증과 구조모형 검증의 2단계를 거쳤다. 각 모형의 적합도를 평가하기 위해 표본크기의 영향에 민감한
1. 어머니와 아버지의 아버지 양육참여 인식에 대한 사전 동질성 검증
먼저, 가정 내에서 어머니와 아버지가 지각하고 있는 아버지 양육참여 수준 간에 유의미한 차이가 있는지 확인하기 위해 반복측정분산분석(Repeated Measures ANOVA)을 실시하였으며, <표 2>에 제시되어 있듯이 통계적으로 유의미한 차이가 없는 것으로 나타났다(
[<표 1>] 어머니와 아버지가 지각한 아버지 양육참여 기술통계
어머니와 아버지가 지각한 아버지 양육참여 기술통계
[<표 2>] 아버지 양육참여에 대한 반복측정분산분석 결과
아버지 양육참여에 대한 반복측정분산분석 결과
가정 내에서 아버지 양육참여에 대한 어머니와 아버지 간 평균 점수에 차이가 없는 것으로 밝혀졌기 때문에 본 연구에서는 어머니와 아버지 각 집단이 지각하고 있는 아버지 양육참여 수준이 아닌 어머니와 아버지 간 지각 차이 점수를 활용하여 구조방정식 분석을 실시하였다.
측정변인의 상관분석과 정규분포에 대한 가정을 검증한 결과는 <표 3>과 같다. 변인들의 상관관계를 살펴보면, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이와 부부갈등, 우울 간에는 부적 상관관계, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이와 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이 간에는 정적 상관관계가 나타났다. 부부갈등과 우울 간에는 부적 상관관계, 긍정적 양육태도와 상호작용적 또래놀이 간에는 정적 상관관계가 확인되었다.
측정변인의 평균, 표준편차 및 상관관계
각 측정변인의 왜도는 -.34에서 .86사이였고, 첨도는 -.17에서 .94사이로 구조방정식모형을 적용하는데 필요한 정상분포조건(왜도 < |2|, 첨도 < |4|)을 충족시키고 있었다.
Anderson과 Gerbing(1988)의 제안에 따라 측정변인들이 잠재변인을 적절하게 구인하는지 확인하기 위하여 잠재변인을 사용하지 않는 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이를 제외한 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이를 포함하여 확인적 요인분석을 통해 측정모형 검증을 실시하였다. 확인적 요인분석 결과 모형의 적합도는
구조방정식 모형을 검증할 때 집중타당도와 판별타당도를 확보하는 것은 중요하다. 집중타당도를 살펴보면, 모든 변인의 요인부하량이 기준치인 .50(Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006) 보다 높게 .50 이상(.52∼.89)으로 나타났으며, 평균분산추출(Average Variance Extracted)값이 기준치인 .50보다 높은(.81∼.88) 것으로 나타났으며, 개념신뢰도(Construct Reliability, C.R.)값이 기준치인 .70보다 높은 .90 이상(.93∼.96)으로 나타나(Bagozzi & Yi, 1988) 집중타당도가 확보되었다. 모든 잠재요인 간 상관계수 제곱값(.09∼.31)이 AVE값보다 작게 나타나 판별타당도가 검증되었다(Fornell & Larcker, 1981).
어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이가 상호작용적 또래놀이에 미치는 영향에서 어머니가 지각한 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도의 매개효과를 검증하기 위해 〔그림 1〕과 같이 부분매개모형을 가설모형으로 설정하고 적합도를 검증하였으며, 부분매개모형의 적합도는
구체적으로 살펴보면, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이가 우울에 미치는 직접경로, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이가 상호작용적 또래놀이에 미치는 직접경로는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 이에 Martens(2005)의 제안에 따라 이 두 개의 경로를 제거한 수정모형을 경쟁모형으로 설정하고
최종모형의 모수추정치는 <표 4>와 같다. 경로계수를 보면 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등(
최종모형 경로계수
매개효과를 검증하기 위해 Shrout와 Bolger(2002)의 제안대로 붓스트랩(Bootstrapping)방법을 사용하였으며, 구체적으로 원자료를 사용하는 비모수 붓스트랩 방법(Non-parametric Bootstrapping)을 적용하였다. 붓스트랩 방법을 통해 매개효과를 검증한 결과, 연구모형에서 설정 가능한 모든 매개효과가 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값에 0을 포함하지 않아 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다. 즉, 아버지 양육참여 지각 차이가 우울, 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이에 미치는 간접경로, 부부갈등이 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이에 미치는 간접경로, 우울이 상호작용적 또래놀이에 미치는 간접경로가 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.
매개모형의 총효과, 직접효과, 간접효과
마지막으로, Mplus와 달리 AMOS를 활용할 경우 여러 개의 매개효과가 있는 모형에서 특정 경로를 통한 하나의 매개효과만을 구분하여 값을 구할 수 없으므로, 본 연구에서는 팬텀변수(phantom variable)를 활용하여 개별간접효과(specific indirect effect)를 추정하였다. 이를 통해 단순 매개효과와 이중 매개효과를 분리하여 추정할 수 있다. 붓스트랩 방법(1000번 반복시행)을 통해 매개효과를 검증한 결과, 아버지 양육참여 지각 차이→부부 갈등→우울→상호작용적 또래놀이는 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값에 0을 포함하고 있어 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다. 반면, 연구모형에서 계산할 수 있는 나머지 모든 매개효과는 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값에 0을 포함하고 있지 않기 때문에 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 즉, 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등을 매개로 우울, 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치며, 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등과 우울을 매개로 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치며, 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도를 매개로 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치며, 아버지 양육참여 지각차이는 긍정적 양육태도를 매개로 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치는 것으로 확인되었다.
팬텀변수를 활용한 매개효과 검증
본 연구는 어머니와 아버지 간 아버지 양육참여에 대한 지각 차이의 중요성에도 불구하고, 선행연구가 아버지의 양육참여에 대한 양과 질이 어머니, 자녀, 아버지 자신에 어떤 영향을 미치는지에 초점을 두고 연구가 진행되었다는 문제의식에 기초하고 있다. 이에 본 연구의 목적은 어머니와 아버지 간의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이가 어머니가 느끼는 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도를 매개로 유아의 상호작용적 또래놀이에 어떤 영향을 미치는지 경험 과학적으로 살펴보는 것이었다. 본 연구에서 확인된 연구결과와 시사점을 정리하면 다음과 같다.
먼저, 본 연구의 분석 대상인 1,533쌍의 아버지 집단과 어머니 집단 간의 아버지 양육참여 지각 점수에는 차이가 없는 것으로 확인되었다. 따라서 본 연구에서는 가정 내에서 어머니와 아버지의 아버지 양육참여 지각에 대한 평균 점수에 차이는 없지만 표준편차가 존재할 때, 아버지 양육참여에 대해 아버지보다 어머니가 더 높게 지각할수록 부부갈등, 우울, 양육태도에 긍정적인 영향을 미쳐 결국 자녀의 상호작용적 또래놀이를 촉진할 수 있는지 확인하였다. 이를 위해 먼저, 상관분석을 실시한 결과 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이와 부부갈등, 우울 간에는 부적 상관관계, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이와 긍정적 양육태도, 상호작용적 또래놀이 간에는 정적 상관관계가 나타났다. 즉, 아버지보다 어머니가 아버지 양육참여 수준을 더 높게 지각하는 것과 어머니가 느끼는 부부갈등 및 우울은 부적 관계, 긍정적 양육태도 및 유아의 상호작용적 또래놀이와는 정적 관계가 있음을 보여주는 결과이다. 이는 아버지가 부부역할을 공평하게 수행하고 있다는 인식이 증가할수록 어머니의 결혼만족도가 증가하고(이여봉, 2010), 아버지 양육참여의 양과 질이 어머니의 우울, 부부갈등, 결혼만족도, 자녀의 사회성 발달과 관련성이 높다는 선행연구와 맥을 같이한다고 볼 수 있다(김진경, 2014; Lewis & Lamb, 2003; Parke et al., 2006; Russell, 1983).
둘째, 구조모형 분석 결과, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 어머니가 느끼는 부부갈등, 긍정적 양육태도에 영향을 미치는 직접효과가 나타났다. 즉, 아버지 양육참여에 대해 아버지보다 어머니가 더 높게 지각할수록 어머니가 느끼는 부부갈등은 낮은 반면, 어머니의 긍정적 양육태도는 증가하는 것을 의미한다. 이는 부부갈등이 부부간 목표 및 기대의 불일치에서 유발된다는 점을 고려할 때(Chapdelaine, Kenny, & LaFontana, 1994), 아버지 양육참여의 양에 대한 어머니와 아버지 간 기대치의 불일치가 부부갈등을 유발하고 있다고 볼 수 있다. 또한, 아버지의 양육참여가 증가할수록 부부갈등은 줄어들고(안설하, 문혁준, 2012), 긍정적 양육특성이 증가한다는 선행연구 결과와 유사한 결과이다(임현주, 최항준, 최선녀, 2012). 그리고 본 연구 결과는 아버지 양육참여의 양과 질뿐 아니라 배우자의 인식이 중요함을 보여주는 것이다. 정보처리이론(information-processing theory)에 따르면 현상에 대한 지각은 개인의 스키마에 기초한 인지구조에 기인하기 때문에 동일한 현상도 다른 의미를 부여하게 된다(Eggen & Kauchak, 2010; 연은모, 최효식, 2014 재인용). 따라서 유사한 남편의 양육참여가 제공되더라도, 가족 특성, 어머니의 심리적 특성 등에 따라 아버지 양육참여의 적절성은 다르게 평가될 수 있다. 본 연구의 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이가 부부갈등, 긍정적 양육태도에 직접효과를 보이는 것은 이를 지지하는 결과라고 볼 수 있다. 반면, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이가 우울에 미치는 직접경로, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이가 유아의 상호작용적 또래놀이에 미치는 직접경로는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 확인되었지만, 부부갈등, 긍정적 양육태도 등을 매개로 한 간접효과는 확인되었다. 본 연구결과는 그동안 아버지의 양육참여 관련 연구 영역에서 간과되어 왔던 아버지-어머니 간 아버지 양육참여에 대한 지각 차이가 어머니와 자녀 모두에게 많은 영향을 미칠 수 있음을 보여주는 결과이며, 아버지와 어머니 간에 양육참여에 대한 목표 및 기대 수준을 확인하고 불일치를 줄이기 위한 노력을 하는 것이 건강한 결혼생활 및 자녀발달에 중요함을 시사한다.
셋째, 본 연구에서는 팬텀변수(phantom variable)를 활용하여 개별간접효과(specific indirect effect)를 추정하였다. 분석 결과, 첫째, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등을 통해 우울에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 어머니가 아버지보다 아버지의 양육참여가 많다고 지각할 경우 어머니가 느끼는 부부생활의 불공평이 줄어들 수 있기 때문에 부부갈등은 줄어들고(한유진, 김선애, 2007), 이에 기초한 가정 내에서의 심리적 안녕감이 어머니의 우울에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석될 수 있을 것이다. 둘째, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등을 통해 어머니의 긍정적 양육태도에, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등과 우울을 통해 어머니의 긍정적 양육태도에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 부모의 심리적 변인이 양육태도에 영향을 미치는 중요한 변인이며(Belsky, 1984; Grossman, Pollack, & Golding, 1988; Volling & Belsky, 1991), 부부갈등은 부모역할만족도(김종훈, 성지현, 2013), 우울(서석원, 이대균, 2013) 등에 부정적인 영향을 미친다는 점을 고려해 볼 때, 어머니가 아버지보다 아버지의 양육참여가 많다고 지각할 경우 부부갈등이 줄어들고, 우울에 기초한 심리적 안녕감이 증가하여 자녀에 대한 긍정적 양육태도가 증가하는 것으로 해석될 수 있다. 셋째, 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등을 통해 유아의 상호작용적 또래놀이에, 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등과 우울을 통해 유아의 상호작용적 또래놀이에, 아버지 양육참여 지각 차이는 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도를 통해 유아의 상호작용적 또래놀이에, 아버지 양육참여 지각 차이는 긍정적 양육태도를 통해 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치는 것으로 확인되었다. 즉, 어머니-아버지 간 아버지 양육참여에 대한 지각 차이가 자녀의 상호작용적 또래놀이 발달에 영향을 미칠 수 있는 부부갈등, 우울, 긍정적 양육태도 모두에 영향을 미쳐(김현지, 전경아, 2011; 이지희, 김혜연, 2012; 정옥분 외, 2011; 황성온, 2014; Hipwell, Murray, Decournau, & Stein, 2005; Johnson & Lieberman, 2007; Martin & Clements, 2002) 결국 간접효과가 나타나는 것을 의미한다. 또한, 부부갈등이 온정적이고 지지적인 양육행동을 낮춰서 자녀 발달에 부정적인 영향을 미치며(민하영, 2010; 민하영, 이영미, 2009), 부부갈등이 어머니의 우울을 증가시켜 부정적인 양육행동에 영향을 미친다는 선행연구(이정미, 이양희, 2007) 결과와 유사한 결과이다.
본 연구결과는 유아발달에 있어 아버지 양육참여의 절대적, 실질적 시간의 양과 질뿐 아니라 이에 대한 어머니-아버지 간 지각 차이가 중요함을 확인했다는 점에서 선행연구를 확장했다는 의의가 있다. 또한, 어머니-아버지 간 양육참여에 대한 지각 차이가 어떤 과정을 거쳐 유아의 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치는지에 대한 해석의 틀을 제공한다는 점에서 학문적 의의가 있다. 특히, 주 양육자인 어머니의 심리적 특성 및 안녕감, 긍정적 양육태도 등은 어머니 자신뿐 아니라 자녀의 발달에 직접적인 영향을 미친다는 점에서 본 연구결과는 부모교육 및 유아교육 분야에 시사하는 바가 크다고 볼 수 있다. 본 연구결과에 기초했을 때 부모교육 시 어머니와 아버지 간 아버지 양육참여에 대한 지각 차이를 확인하고, 부부간의 양육참여에 대한 불일치를 해결하기 위한 건설적 의견교환을 할 수 있는 부분을 포함해야 교육의 효과를 극대화할 수 있을 것이다.
또한, 본 연구결과가 중요한 이유는 어머니의 아버지에 대한 지각이 아버지 양육참여에 영향을 미치는 순환구조가 되기 때문이다. 부부관계의 질은 아버지의 양육참여를 촉진할 수 있으며(Easterbrooks, Raskin, & McBrian, 2014), 아버지의 역할은 어머니가 아버지의 양육에 대해 격려하고 지지할 때 촉진된다(Cabrera, et. al, 2007; Hoffman, 2011)는 점을 고려할 때, 어머니-아버지 간 아버지의 양육참여에 대한 지각 차이를 확인하고, 차이를 좁히기 위한 노력이 중요하다. 아버지는 배우자가 자신을 아버지로서 긍정적으로 평가하고 있다고 지각할 때 더 높은 수준의 양육참여를 보이며, 아버지의 역할에 대해 더 중요하게 생각하기 때문이다(Pasely et al., 2002).
본 연구가 갖는 몇 가지 한계점과 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 양육스트레스를 가장 많이 받는 시기 중 하나로 보고되고 있는 유아 자녀를 둔 부모의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이를 확인했기 때문에 본 연구결과의 일반화를 위해서는 다양한 연령의 자녀를 둔 부모를 대상으로 한 연구가 진행될 필요가 있다. 둘째, 설문 방식에 기초한 상관연구의 한계점 때문에 본 연구에서 설정한 연구모형의 변인 간 관계를 인과관계로 단정할 수 없기 때문에, 종단연구, 실험연구와 같은 다른 연구 설계 방법을 통해 본 연구와 동일한 결과가 도출되는지 점검을 할 필요가 있을 것이다. 셋째, 어머니-아버지 간 아버지의 양육참여에 대한 지각 차이가 어머니와 아버지 각각의 결혼생활 및 양육행동에 어떤 영향을 미치는지 확인하기 위해서는 자기-상대방 상호의존모형(Actor and Partner Interdependence Model, APIM) 등을 활용한 자기효과와 상대방효과의 검증이 필요할 것이다.
