1) 영아 돌봄 참여 척도

영아기 자녀를 둔 아버지의 영아 돌봄 참여 척도는 Cronenwett 등[14]이 제안한 아버지의 영아 돌봄 활동에 관한 내용을 토대로 연구자가 직접 13개 문항을 개발한 후 아동복지 전문가 2인에게 내용타당도 검증을 받았다. 13개 문항은 아버지가 영아기 자녀의 돌봄에 어느 정도 참여하는가를 측정하기 위해 고안된 하나의 구성개념만을 측정하는 단일차원의 척도이다. 따라서 문항 꾸러미화 방법(item parceling method)을 사용하여 돌봄 참여1과 돌봄 참여2라는 꾸러미변수를 지표변수로 설정하였다. 측정모형의 적합도를 검증해본 결과, 영아 돌봄 참여를 설명하고 있는 13개 문항 중 경로계수가 비교적 낮다고 판단되는 5개 문항을 삭제한 나머지 8개 문항이 최종분석에 포함되었으며, 측정모형의 적합도는 양호한 것으로 나타났다(X²=50.767, CFI=.935, TLI=.884, RMSEA=.087). 구체적으로 ‘아이에게 우유 혹은 이유식을 먹인다’, ‘아이를 목욕 시킨다’, ‘아이의 기저귀를 갈아 준다’ 등이 포함되며, 1점 ‘전혀 그렇지 않다’에서 5점 ‘매우 그렇다’의 5점 리커트 척도로 측정하였으며, 점수가 높을수록 영아 돌봄 참여 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 척도의 신뢰도 Cronbach's α 계수는 .827인 것으로 나타났다.

2) 부모됨의 정서적 동기

영아기 자녀를 둔 아버지의 부모가 되고자 하는 정서적 동기를 측정하기 위하여 Yoo와 Chung[62]이 개발한 부모됨의 동기 척도에서 정서적 동기에 해당되는 5개 문항을 기초로 본 연구에 맞게 수정하여 사용하였다. 5점 척도로 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지 1∼5점으로 구성되었으며, 점수가 높을수록 부모됨의 정서적 동기가 강한 것으로 해석된다. 본 연구에서 척도의 신뢰도 Cronbach's α 계수는 .831인 것으로 나타났다.

3) 배우자지지

배우자 지지 척도는 아내가 영아 돌봄 활동과 관련하여 어느 정도 남편을 지지해 주는지를 측정하는 것으로서, Taylor 등[60]과 Lee[41] 그리고 Bai[2]의 도구를 기초로 Kim[35]이 수정·보완한 것을 사용하였다. 총 13개 문항으로 구성된 본 척도는 신체적 지지와 정서적 지지 2개 하위영역으로 구분되며, 4점 척도로 ‘그렇지 않다’에서 ‘그렇다’까지 1~4점으로 되어 있으며, 점수가 높을수록 아내가 지지를 많이해주는 것을 의미한다. 본 연구에서 척도의 신뢰도 Cronbach's α 계수는 .854인 것으로 나타났다.

4) 아버지 역할 자신감

아버지 역할 자신감 척도는 Gibaud-Wallston[17]의 Parenting Sense of Competence Scale을 Kang[25]이 수정한 부모역할자신감 척도를 사용하였으며, 연구 대상에 맞추어 ‘부모’ 대신 ‘아버지’로 주어를 대체하여 설문에 활용하였다. 총 10개 문항으로 구성된 아버지 역할 자신감 척도는 5점 척도로 ‘전혀 그렇지 않다’에서 ‘매우 그렇다’까지 1∼5점으로 되어 있으며, 점수가 높을수록 아버지의 역할에 대한 자신감이 높은 것으로 보았다. 본 연구에서 척도의 신뢰도 Cronbach's α 계수는 .822인 것으로 나타났다.

본 연구는 SPSS 15.0과 AMOS 7.0프로그램을 이용하여 자료를 분석하였다. 첫째, 연구대상자의 일반적 특성을 알아보기 위하여 빈도분석과 기술통계를 실시하였다. 둘째, 변인들 간의 관계성을 파악하기 위하여 Pearson 상관분석을 실시하였다. 셋째, 연구모형의 적합성을 검증하기 위하여 X² 검증과 적합도 지수 중 CFI, TLI, RMSEA를 이용하였다. 마지막으로 매개효과는 Bootstrap 검증을 통해 실시하였다.

영아기 자녀를 둔 아버지의 부모됨의 정서적 동기, 배우자 지지, 아버지 역할 자신감 및 영아 돌봄간의 상관관계는 다음 Table 2와 같다. 부모됨의 정서적 동기는 배우자의 지지(r=.223, p<.01), 아버지역할 자신감(r=.437, p<.01), 영아 돌봄 참여(r=.281, p<.01)와 정적인 상관관계를 보였다. 즉 부모됨의 정서적 동기가 강할수록 배우자의 지지도가 높고, 아버지의 역할 자신감도 증가하며, 영아 돌봄 참여수준이 증가하는 것으로 나타났다. 또한 배우자의 지지는 아버지 역할 자신감, 영아 돌봄 참여 수준과 정적인 상관관계를 나타냈다. 배우자의 지지도가 높을수록 아버지의 역할 자신감이 증가하며, 영아 돌봄 참여 수준도 높게 나타났다. 마지막으로 아버지 역할 자신감은 영아 돌봄 참여 수준(r=.478, p<.01)과 정적인 상관관계를 보였다. 이는 아버지 역할 자신감이 높을수록 영아 돌봄 참여 수준이 증가함을 의미한다.

연구모형을 검증한 결과, 아래 Table 3과 같이 X² =14.320(p=.014, df=5), NFI=.957, CFI=.971, TLI=.912, RMSEA=.096로 나타났다. 이는 RMSEA가 수용기준인 .05 보다 다소 높게 나타난 것을 제외하고, NFI, CFI, TLI 모두가 적합도 수용기준인 .90 이상으로 나타났음으로 전반적으로 연구모형이 본 연구의 자료에 비교적 잘 부합한다고 볼 수 있다.

본 연구에서는 영아기 자녀를 둔 아버지의 돌봄 참여와 관련변인들 간의 구조적 관계를 규명하고자 하였으며, 구체적으로 부모됨의 정서적 동기와 배우자 지지가 역할 자신감을 매개로 영아 돌봄 참여에 미치는 영향을 파악하는 것을 목적으로 하였다. 본 연구에서 밝혀진 결과들을 중심으로 논의하면 다음과 같다.

첫째, 영아기 자녀를 둔 아버지들의 부모됨의 정서적 동기는 영아 돌봄 참여에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이러한 점은 어머니는 임신기부터 자녀와 육체적·심리적으로 친밀한 관계를 형성하는 반면 아버지는 자녀와의 접촉을 통한 친밀감 형성에 제약을 받기 때문에 남성과 여성의 상이한 경험은 자녀양육 역할을 수행하는데 격차를 가져오기 때문[19]에 이와 같은 결과가 나온 것으로 사료된다.

반면에 아버지의 정서적 동기는 아버지의 역할 자신감을 매개로 영아 돌봄 참여에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 정서적 동기를 기반으로 하여 영아를 둔 아버지들의 돌봄 참여를 높이기 위해서 심리적 측면에서의 역할 자신감 형성이 필요하다고 볼 수 있다. 아버지 역할에 영향을 주는 변인은 배경적 요인, 가정적 요인, 심리적 요인이 있으며, 이중 아버지 자신의 심리적 특성 변인으로 역할 자신감이 아버지의 돌봄 참여에 영향을 미친다는 것을 예측할 수 있다. 자녀를 양육하는데 있어서 사회 인구학적 변인, 직업관련 변인, 가족변인 등 다양한 요인들이 영향을 미치지만 특히 심리적 측면으로써 자신감이 영아를 둔 아버지들의 돌봄 참여에 중요한 요인이라고 사료된다. 이러한 심리적 특성은 일시적으로 생기는 것이 아니기 때문에 이에 대한 교육이 필요하다고 본다. 이러한 측면에서 아버지가 역할수행을 능동적으로 적극적으로 하기 위해서는 역할수행 자신감을 줄 수 있는 간호중재, 산전교육의 필요성을 보고하고 있다[48, 58]. 더불어 Lim과 Yoo[46]의 연구에 따르면 산후아버지 교실에 참여한 아버지들이 아기에 대한 지식정도와 자신감에 영향을 준다고 한다. 아버지는 산전·산후교육을 받음으로써 아버지 역할 수행에 대한 자신감을 형성할 수 있을 것이다. 또한 그동안 어머니를 대상으로 산전·산후 프로그램은 많이 개발되어 왔으나 상대적으로 아버지를 위한 교육프로그램은 미미한 실정이다. 게다가 아버지들은 직장생활로 인한 산전·산후 프로그램에 참여가 어렵다는 것이다. 실제로 연구자는 출산 직후 산모들에게 부모교육을 한 경험이 있으며, 이 때 아버지들의 참여도는 굉장히 저조했다. 스웨덴의 경우 자녀가 출산 직 후 아버지들은 10일 동안 육아휴직을 사용할 수 있으며, 스웨덴복지국은 어머니 아버지 모두 동등하게 육아에 참여하는 것을 지원하기 때문이다[47]. 아버지 역할 수행을 위한 교육 프로그램 개발 및 아버지들이 교육을 받을 수 있는 사회적 지원과 노력이 필요하다고 본다. 영아를 둔 아버지로 하여금 자녀를 출산하는 것이 인생에서 의미 있고 보람된 일임을 좀 더 명확히 인식할 수 있는 교육에 참여하는 사회적 분위기가 조성되어야 할 것이다. 아울러 아버지들 자신도 돌봄의 중요성을 인식하여 부모교육 프로그램에 보다 적극적으로 참여하는 태도가 필요하다고 본다.

둘째, 영아를 둔 아버지들은 배우자의 지지가 높을수록 영아 돌봄 참여 정도가 높았다. 이러한 결과는 배우자의 지지가 높은 아버지가 아버지 역할 수행에서도 높게 나타난다[27, 29, 35, 40]는 연구와 유사한 결과라고 볼 수 있다. 부부관계의 질은 아버지 정체성과 관련이 있으며, 긍정적인 아버지가 되는 것에 영향을 준다[57]는 것과 같은 맥락이다. 즉 아버지의 영아 돌봄 참여는 배우자의 지지에 의해 영향을 받는다는 것을 의미한다. 배우자의 긍정적인 지지는 결국 아버지로 하여금 자녀 돌봄에 있어 책임감을 높인다는 것이다[3]. 이는 아버지의 영아 돌봄은 가족 간에 정서적 유대관계, 배우자의 협력적인 관계의 중요성을 시사해준다. Pasley 등[51]의 연구에 의하면 아버지들은 배우자가 긍정적인 평가를 할 때 자녀양육에 보다 참여를 하며, 아버지 역할 정체성을 중요하게 인식하게 된다고 보고한다. 반대로 남편이 양육에 대해 전적으로 어머니에게 책임을 위임하고, 지지가 적은 경우 어머니는 자녀를 양육함에 있어서 신체적, 정신적으로 극심한 어려움으로 인해 스트레스가 증가[33]되기도 하고, 아버지의 양육참여는 부부관계를 보다 친밀하게 만든다고 보고한다[53]. 결국 아버지의 돌봄은 영아에게 영향을 줄 뿐만 아니라 아버지 자신 그리고 부부 간에 긍정적인 영향을 줄 수 있다는 것이다. 배우자의 지지-아버지 돌봄 참여는 순환적인 관계임을 의미한다. 그러나 바쁜 직장생활로 인한 자녀돌보는 것을 아내에게만 전담시킬 경우 부부 관계는 어려움을 겪게 될 것이다. 기혼 여성의 경제활동이 증가하고 있는 상황에서 공동 양육을 위한 아버지의 육아휴직제도, 주 5일 근무제도, 표준근로시간 보장과 같은 정책적 개선은 맞벌이 부부에게 절실하게 필요하다[31]. 스웨덴의 경우 자녀가 8살이 될 때까지 아버지는 60일의 육아휴직을 사용할 수 있다고 한다[47]. 제도적 차원에서 아버지의 돌봄 참여를 위한 지원이 필요하며, 배우자의 경우 남편과 의사소통을 하는데 있어서 긍정적인 상호교류를 해야 할 것이다.

셋째, 본 연구에서는 배우자의 지지와 돌봄 참여 사이에 아버지 역할 자신감의 매개효과가 지지됨으로서 돌봄 참여에 대한 경로를 확인할 수 있었다. 이는 부모역할 자신감의 형성과정을 연구함에 있어 배우자로부터 높은 지지는 부모역할 자신감을 높여줄 뿐만 아니라 부모역할 자신감을 통해 양육참여 행동에 영향을 미친다[36]는 연구결과와 일치한다. 이렇듯 가족원간에 애정과 친밀감이 있고, 긍정적인 의사소통을 하는 가족은 자녀 양육에 대산 자신감을 주고, 이러한 자신감은 양육 행동과 관련이 있다는 것이다[1]. 특히 아내가 남편의 자녀 양육 참여를 지지하고 협력할 때, 그리고 아버지 스스로 자녀양육을 잘 수행한다고 지각할 때 자녀양육을 수행 할 가능성이 높아진다[61]는 연구결과와 일맥상통한다.

이러한 결과로부터 영아를 둔 아버지의 역할 자신감을 향상 시킬 수 있는 다양한 프로그램을 제공하는 것이 필요하겠다. 최근 건강가정지원센터, 다문화가족지원센터 등에서 아버지를 대상으로 아버지됨을 향상시킬 수 있는 다양한 아버지 교육프로그램을 제공하는 것은 고무적인 일이다. 가족관계 향상과 가족의 건강성 증진을 목적으로 운영되고 있는 건강가정지원센터는 다양한 형태의 아버지 교육 프로그램은 아버지의 역할수행에 대한 남성 돌봄 교육과 아버지 교육 프로그램이 실시되고 있다[56]. 건강가정지원센터에서는 아버지와 함께 하는 토요 돌봄으로 각 지역마다 “깨비야 놀자”, “아빠와 두리두리 놀이터”, “아빠랑 함께 웃어요” 등 다양한 프로그램을 제공하지만, 최근 건강가정지원센터에서 제공하는 아버지 교육 프로그램 20개를 분석한 결과 영아를 둔 자녀를 대상으로 하는 프로그램은 1개이며, 대부분 유·초등 자녀를 둔 아버지를 대상으로 하는 프로그램이었다. 아버지는 시간이 없어서 자녀를 돌보지 못하는 이유도 있으나 막상 자녀를 돌보려고 하여도 영아 발달에 대한 이해 부족, 놀이하는 방법에 대한 지식이 없어서 능동적으로 돌봄에 참여를 못하는 경우도 있을 것이다. 따라서 건강가정지원센터, 보육정보센터, 다문화가족지원센터 등에서 적절한 양육 기술, 영아 발달, 자녀와 놀이하는 방법 및 상호작용 지식 등을 제공해줄 필요가 있겠다. 또한 지역사회 차원에서 아버지와 영아가 함께 놀이할 수 있는 공간 마련이 필요하다고 본다. 특히 개별적인 친족차원에서 지지뿐 아니라 지역사회에 기반 하여 근접 사회 환경에서 찾을 수 있는 지지체계를 안내하는 것, 유사한 경험을 지닌 부모들의 자발적인 네트워크를 통한 지지체계를 구축하는 것이 필요하다[37]. 아버지로서 자신감을 갖도록 도움을 주고, 아버지 역할을 향상시킬 수 있도록 지원하기 위한 아버지 교육이 필요함에도 불구하고, 이를 실시할 때 직장생활로 인해 아버지 교육에 참여할 수 있는 시간적 여유가 없는 것이 현실이다[21]. 이러한 현실적인 측면과 문화적 차원에서 아버지와 자녀가 경제적 부담 없이 좀 더 손쉽고 안전하게 참여할 수 있는 다양한 놀이 및 문화 프로그램을 기획하고 이를 시·도·구청과 동사무소 단위로 운영할 수 있도록 지원해야 된다[31]. 또한 배우자의 지지를 기반으로 아버지 역할에 대한 자신감 획득을 위해서 아버지 교육프로그램, 문화적 차원에서 놀이 공간 확대를 증가시켜야 할 것이다.

이상의 논의를 토대로 본 연구가 갖는 제한점 및 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 대상자는 충남지역에 위치한 어린이집의 영아를 둔 아버지를 대상으로 하였기 때문에, 본 연구 결과의 일반화는 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 다양한 지역 영아와 아버지를 대상으로 연구가 이루어져야 할 것이다. 둘째, 본 연구에서는 어린이집을 이용하고 있는 영아를 둔 아버지를 대상으로 하였기 때문에 어린이집을 이용하지 않은 영아의 아버지를 반영하지 못했다는 제한점이 있다. 추후에는 어린이집을 이용하는 영아를 둔 아버지와 그렇지 않은 아버지의 돌봄을 비교하는 연구가 이루어져야 할 것이다. 마지막으로 본 연구는 질문지법을 사용하였으므로 응답자의 포괄적이고 심층적인 돌봄 참여를 다루지 못했다는 한계를 지닌다고 볼 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 건강가정지원센터 등에서 운영하고 있는 ‘토요 아버지 돌봄’ 프로그램, ‘아버지 교실’ 등에 참여 변인과 함께 아버지 돌봄을 분석한다면 사회적 지원체계와의 관련성을 제시할 수 있을 것으로 기대한다. 또한 영아를 둔 아버지의 실제 돌봄 참여행동을 참여관찰과 면담을 함으로써 보다 심층적인 돌봄 참여의 유형, 참여자의 목소리를 들을 수 있을 것이다. 이러한 제한점에도 불구하고 본 연구의 의의는 아버지의 영아 돌봄 참여에 대한 연구가 부족한 시점에서 아버지의 정서적 동기와 배우자의 지지와 관련된 변인이 아버지의 돌봄 참여에 어떠한 영향을 미치는지 탐색하였다는 점과 영아 돌봄 참여에서 아버지의 역할 자신감이 매개 변임임을 확인하였으므로, 아버지의 역할 자신감을 증대시키고 바람직한 부모됨을 갖도록 조력하는 사회적·제도적지원, 영아를 둔 아버지 교육 프로그램의 방향을 제시하는데 있겠다.