놀이는 유아기 발달의 핵심을 이루는 요소이며(Ginsburg, 2007; Skaines, Rodger & Bundy, 2006), 유아의 삶과 분리해서 생각할 수 없는 중요한 활동이다(이숙재, 2004). 놀이는 사회적 역할을 수행하고, 사회적 책임을 학습할 기회를 제공한다는 점에서 사회성 발달에 기여하며(Burdette & Whitaker, 2005; Stagnitti, 2004), 정서 발달(Lindsey & Colwell, 2003), 인지 발달(Tamis-LeMonda et al., 2004) 및 창의성 발달 등을 촉진한다(Barnett, 1991). 특히, 유아들의 놀이는 또래를 필요로 하고 사회적 놀이가 대부분이다(박화윤, 마지순, 천은영, 2004; Zigler et al., 2004). 또래놀이는 유아가 사회적 능력을 표출하고, 획득하는 주된 맥락을 제공해 준다(Gallagher, 1993). 유아는 사회적 놀이를 통해 또래와의 상호작용을 빈번하게 경험하게 되며, 유아의 상호작용적 또래놀이 형태는 긍정적인 차원과 부정적인 차원으로 나타나게 된다(황윤세, 2007). 유아의 상호작용적 또래놀이가 중요한 이유는 유아의 사회적 유능성(최혜영, 신혜영, 2008; Guralnick, 1993) 등의 전인적 발달과 밀접한 관련성을 가지기 때문이다(권희경, 2009). 상호작용적 또래놀이의 참여는 유아 시절의 읽고 쓰는 능력, 수학, 과학 등의 학업 능력의 발달을 강화할 수 있다는 점에서 중요하다(Fisher, Hirsh-Pasek, Golinkoff, Singer, & Berk, 2011). 특히, 맞벌이 부부의 증가로 인해 과거보다 더 어린 시기에 보육시설에서 또래와 상호작용을 하는 유아에게 적절한 또래놀이 상호작용의 중요성은 더욱 증가하고 있다(이현정, 신유림, 2014; Gagnon & Nagle, 2004). 유아의 상호작용적 또래놀이의 개인차는 유아의 내적 요인인 유아의 기질, 유아의 외적 요인인 부모의 양육참여, 양육행동, 양육스트레스 등의 복합적인 요인에 기인한다.

상호작용적 또래놀이의 개인차를 유발하는 내적 요인 중 하나인 기질은 행동스타일의 개인차(Sanson, Hemphill, & Smart, 2002) 또는 동기, 정서, 활동, 그리고 주의의 영역과 관련하여 구조적으로 형성된 반응성과 자기조절에서의 심리적 개인차 등으로 정의되며(Rothbart & Bates, 2006), 기질은 단일차원이 아닌 사회성, 활동성, 정서성 등의 다차원으로 구성된다(Buss & Plomin, 1984; Gagne et al., 2009; Thomas & Chess, 1977). 유아의 기질은 유아의 사회성 및 정서 발달, 적응 문제와 밀접한 관련성이 있다(강지혜, 이경님, 2011; 박인숙, 2013; Goldsmith, Lemery, & Essex, 2004; Kiff, Lengua, & Zalewski, 2011; Rothbart, Ahadi, Hershey, & Fisher, 2001; Sterry et al., 2010; Szewczyk- Sokolowski, Bost, & Wainwrigjht, 2005). 특히, 유아의 기질은 놀이 특징 및 상호작용적 또래놀이를 설명하는 중요한 변인으로 알려져 있다(김민정, 엄정애, 2005; Mathieson, & Banerjee, 2010; Thomas, Chess, & Birth, 1968). 한 예로, 황윤세(2007)는 유아의 기질이 상호작용적 또래놀이 중 놀이상호작용과 같은 긍정적 요소와는 정적 관계가, 놀이방해나 놀이단절과 같은 부정적 요소와는 부적 관계가 있음을 보고하고 있다. 또한, 유아의 기질 중에서 높은 활동 수준과 접근-철회성, 낮은 반응역을 가진 유아들이 또래와 더 잘 어울리는 경향을 보였고(Billman & McDevitt, 1980; Parker-Cohen & Bell, 1988), 주의산만성과 지속성의 기질영역이 또래와의 상호작용행동과 관련있는 변인으로 보고되고 있다(Paget, Martin, & Nagle, 1984; 이지희, 김혜연, 2012 재인용).

상호작용적 또래놀이의 개인차를 유발하는 외적 요인 중 하나인 어머니라는 환경요인은 유아의 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치며, 특히 어머니의 놀이에 대한 신념(Fogle & Mendez, 2006), 역할지능(배조경, 신혜영, 2012), 양육행동(김현지, 전경아, 2011; 이지희, 김혜연, 2012; 정옥분 외, 2011), 양육효능감(김현지, 전경아, 2011), 심리적 특성(황성온, 2014) 등은 자녀의 상호작용적 또래놀이에 영향을 미친다. 한 예로, 한명숙(2013)은 어머니와의 상호작용이 긍정적일수록, 유아의 상호작용적 또래놀이 행동 점수가 높아지며, 어머니와의 상호작용이 부정적일수록 유아의 상호작용적 또래놀이는 놀이방해나 놀이단절과 같은 부정적 행동이 증가하는 것으로 보고하고 있다. 이지희와 김혜연(2012)에 따르면 어머니의 정서표현성이 높을수록 긍정적 또래상호작용이 높고 정서표현성이 낮을수록 부정적 또래상호작용이 높은 것으로 나타났다. 또한, 문혜련과 엄정애(2009)에 따르면 어머니가 명령적 언어통제유형을 사용하는 것과 남아의 놀이 상호작용, 어머니가 지위적 언어통제유형을 사용하는 것과 여아의 놀이 상호작용에서 유의미한 부적 상관관계가 나타나는 것으로 보고하고 있다.

하지만 그동안 상호작용적 또래놀이의 개인차를 유발하는 외적 요인 중 하나인 아버지가 유아의 상호작용적 또래놀이에 미치는 영향에 대한 연구들은 상대적으로 부족한 편이었다. Phares, Fields, Kamboukos와 Lopez(2005)의 선행연구 검토에 따르면 유아 발달과 관련된 연구 중에 어머니만을 대상으로 한 연구가 45%지만, 아버지만을 대상으로 한 연구는 2%에 거치고 있다. 이는 그동안 부모의 양육과 관련된 연구들이 주양육자인 어머니를 중심으로 이루어졌기 때문으로 볼 수 있다. 하지만 최근 아버지의 역할에 대한 인식 변화, 특히 아버지가 어머니와 동등한 공동양육자로서의 역할이 기대되면서(Crnic, Arbona, Baker, & Blacher, 2009), 최근 30년 동안 아버지의 양육참여가 자녀 발달에 어떠한 영향을 미치는지 확인하는 연구들이 증가하고 있다(Dyer, Day, & Harper, 2013). 아버지의 양육참여는 긍정적으로 양육활동에 개입하고, 자녀에게 온화하고 민감성을 가지며, 자녀와 관련된 의사결정 과정에 관여하는 등의 활동을 의미한다(Pleck, 2010). 영유아기 자녀를 둔 아버지의 양육참여는 행동 및 정서적 문제(임지윤, 문동규, 김영희, 2009; Keizer, Lucassen, Jaddoe, & Tiemeier, 2014; Levant, Richmond, Cruickshank, Rankin, & Rummell, 2014), 사회도덕성(정금자, 박미라, 2013), 인지발달(Shannon, Tamis-LeMonda, London, & Cabrera, 2002; Tamis-LeMonda, Shannon, Cabrera, & Lamb, 2004), 성인기의 심리적 장애(Flouri & Buchanan, 2003) 등과 밀접한 관련성이 있다. 아버지는 어머니보다 정서적, 행동적 자기조절 발달에 도움을 줄 수 있는 놀이 탐색(play exploration)을 제공하는 데 기여한다(Lamb, 2002).

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). 아버지와 어머니는 자녀의 사회적 능력 발달에 차별적인 영향을 미치는데, 아버지의 경우 방해적 또래 행동(Mitchell & Cabrera, 2009), 어머니의 경우 친사회적 유아 행동과 더 관련성이 높다(Cabrera, Fagan, Wight, & Schadler, 2011; Elam et al., 2014 재인용) . 특히, 아버지의 양육참여는 또래관계 등의 사회화 영역에서 어머니보다 자녀에게 더 큰 영향을 미친다(Lamb & Lewis, 2010). 아버지가 부재한 가정에 대한 연구들은 아버지가 부재할 경우 유아가 낮은 질의 또래 상호작용을 보이는 것으로 보고하고 있다(Parke et al., 2008).

아버지의 양육참여는 내적 요인인 양육스트레스, 외적 요인인 자녀의 성별, 기질, 어머니의 취업여부 등에 영향을 받을 수 있다. 양육스트레스는 양육 역할에 대한 무능함에 대한 느낌, 까다로운 자녀의 행동, 양육에 대한 지원 부족에 대한 지각을 의미한다(Abidin, 1992). 양육스트레스는 부정적인 양육행동 및 부모 역할 회피를 유발하며(Middleton, Scott, & Renk, 2009; Zahn-Waxler, Ianotti, Cummings, & Denham, 1990), 자녀 발달에 부정적인 영향을 미친다(Anthony et al., 2005). 또한, 아버지의 양육행동은 자녀의 기질에 따라 달라질 수 있다(Parke, 1981), 한 예로, 이영미와 민하영(2006)은 아버지의 양육참여는 유아 기질이 규칙성이 적으며 환경변화에 적응적이지 못할 때 낮아지는 것으로 보고하고 있다. 그리고 아직 일관된 결과를 보고하고 있지 못하지만, 자녀의 성별은 아버지의 양육참여와 관련성이 있을 가능성이 제기되고 있다. 즉, 아버지는 딸보다는 아들과 더 많은 시간을 보내며, 더 많은 상호작용을 하는 것으로 보고하는 연구(Bronte-Tinkew, Moore, Capps, & Zaff, 2006)와 차이가 없다(Holmes & Huston, 2010; Snarey, 1993)는 연구들이 혼재하고 있다(Keizer et al., 2014). 또한, 배우자의 취업여부가 배우자의 양육 및 결혼생활에 미치는 영향 관계에 대한 연구들 또한 일치되지 않은 결과들을 보고하고 있다. 즉, 배우자가 사회생활을 하는 경우, 집안일과 사회생활로 인한 부담이 커져 결혼한 자신의 삶에 대한 만족도가 낮아지고 궁극적으로 양육스트레스가 높아진다는 연구(강기정, 박수선, 2007)와 배우자의 취업여부에 따라 아버지의 결혼만족도가 양육스트레스, 양육협조에 미치는 효과에 차이가 없다는 연구들이 혼재하고 있다(연은모, 최효식, 홍윤정, 김정아, 2014).

지금까지 살펴본 것처럼, 유아의 기질이 상호작용적 또래놀이에 미치는 과정에서 아버지의 양육스트레스, 양육참여가 영향을 미칠 수 있음에도 불구하고, 이들 변인 간의 영향 관계에 대한 경험적 연구들이 부족한 실정이다. 이에 본 연구에서는 유아의 상호작용적 또래놀이를 설명하는 데 유효한 관련 변인 간의 통합적인 모형을 설정하고 이를 검증하고자 한다. 또한, 상호작용적 또래놀이에 미치는 유아의 내부 요인인 기질과 외부 요인인 아버지 간의 구조적 관계에서 어머니의 취업여부 및 유아의 성별에 따른 차이가 나타날 수 있음에도 불구하고 이에 대한 고찰이 부족한 실정이다. 이에 본 연구에서는 구조방정식 분석을 통해 관련 변인 간의 인과관계를 경험적으로 검증하고, 다집단 분석을 통해 어머니의 취업여부 및 유아의 성별에 따른 조절효과를 확인함으로써 유아의 상호작용적 또래놀이에 부모의 특성과 유아의 특성이 어떤 구조로 영향을 미치는지 탐색하고자 한다. 본 연구의 목적에 따른 구체적인 연구문제는 다음과 같다.

본 연구에서는 2008년 4월부터 7월까지 전국에서 표집된 의료기관에서 출생한 신생아를 대상으로 초등학교에 들어가는 시점인 2015년까지 매해 실시되는 육아정책연구소의 한국아동패널 4차년도(2011년 조사) 데이터를 활용하였다. 한국아동패널의 4차년도 데이터를 사용한 이유는 4차년도부터 처음으로 아버지 설문지가 추가되었으며, 가장 최근에 공개된 패널 데이터이기 때문이다. 본 연구에서는 구조모형 분석 시 SRMR 지수를 도출하고, 붓스트랩(Bootstrapping)방법을 활용하기 위해 4차년도 자료 중 관찰 변인의 결측치가 있는 경우 이를 완전제거(listwise) 방식으로 제거하였으며, 1,525명의 자료가 분석에 포함되었다. 분석 대상인 아버지의 연령은 만 36.21세(SD=3.98)이며, 자녀의 연령은 만 38.25개월(SD=1.47), 자녀의 성별은 남자 770명(50.5%), 여자 755명(49.5%)이었다.

1) 유아 기질

유아의 기질을 측정하기 위하여 Buss와 Plomin(1984)의 유아용 기질 척도 EAS(Emotionality, Activity and Sociability-Temperament Survey for Children-Parental Ratings) 중 부모평정형 EAS를 사용하였다. EAS는 성인기까지 지속되는 기질의 구성 요소를 바탕으로 개발된 척도이며, 상호작용적 또래놀이 형태를 긍정적인 차원과 부정적인 차원으로 구분한다. EAS는 사회성 10개 문항, 활동성 5개 문항, 정서성 5개 문항의 3개 하위영역으로 구성되어 있으며, Likert 5점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=5)를 사용한다. 사회성에서의 높은 점수를 보인 유아는 타인과 잘 어울리며 덜 수줍어함을 의미하며, 활동성에서 높은 점수를 보인 유아는 움직이길 좋아하고 활동적인 특성을 지님을 의미한다. 사회성 점수와 활동성 점수는 높을수록 긍정적인 의미이다. 본 연구에서는 정서성 문항을 역코딩했기 때문에 정서성 점수가 낮을수록 아동이 잘 울고 쉽게 화를 내는 등 부정적인 정서를 나타내는 것을 의미한다. 사회성 문항은 ‘우리 아이는 사람들과 함께 있기를 좋아한다.’ ‘우리 아이는 낯선 이와 잘 친해진다.’ 등으로 구성되어 있으며, 활동성 문항은 ‘우리 아이는 항상 끊임없이 움직인다.’, ‘우리 아이는 매우 활동적이다.’ 등으로 구성되어 있으며, 정서성 문항은 ‘우리 아이는 다소 감정적인 편이다.’ ‘우리 아이는 잘 운다.’ 등으로 구성되어 있다. 통상적으로 극단적인 활동성, 높은 정서성, 낮은 사회성 점수를 보일 때 까다로운 기질을 가진 것으로 해석한다(Flouri, 2008). 내적일관성 신뢰도는 사회성 α=.83, 활동성 α=.78, 정서성 α=.72로 나타났다.

2) 양육참여

아버지의 양육참여는 강희경과 조복희(1999)의 척도를 활용하여 아버지가 스스로 지각하고 있는 양육참여 정도를 측정하였다. 총 4문항이며, Likert 5점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=5)로 구성되어 있다. 문항은 ‘나는 아이에게 필요한 장난감이나 물품을 사다준다.’, ‘나는 아이와 함께 자주 놀아주거나 이야기 상대가 되어 준다.’ 등으로 구성되어 있다. 점수가 높을수록 아버지의 양육참여 수준이 높은 것을 의미한다. 양육참여 척도의 내적일관성 신뢰도는 α=.74로 나타났다.

3) 양육스트레스

아버지의 양육스트레스는 PSI-SF(Parenting Stress Index Short Form: Abidin, 1990)를 기초로 김기현과 강희경(1997)이 한국형으로 개발한 양육스트레스 척도 중 일부를 발췌하여 측정하였다. 총 11문항으로 구성되었으며, 응답 방식은 Likert 5점 척도(전혀 그렇지 않다=1, 매우 그렇다=5)를 활용하였다. 점수가 높을수록 응답자의 양육과정에서 경험하는 스트레스 수준이 높음을 의미한다. 양육스트레스 문항은 ‘아이로부터 도망치고 싶을 때가 있다.’, ‘피곤할 때 아이가 놀아달라고 보채면 귀찮은 생각이 든다.’ 등으로 구성되어 있다. 양육스트레스 척도의 내적일관성 신뢰도는 α=.85로 나타났다.

4) 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 나뉘는데, 놀이방해는 공격적 행동과 자기 통제력의 부족과 관련된 부정적 차원에 관한 내용이고, 놀이단절은 놀이 중 위축되고 회피적인 행동을 하는 것과 관련된 부정적 행동에 관한 내용이며, 놀이 상호작용은 친사회적 행동, 대인 간 기술, 자기 통제, 언어적 주장과 관련된 긍정적 행동에 관한 내용으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 놀이방해, 놀이단절 문항을 역코딩한 후 평균 점수를 도출했기 때문에, 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 모두 점수가 높을수록 긍정적인 또래놀이 상호작용을 보이는 것을 의미한다. 내적일관성 신뢰도는 놀이상호작용 α=.82, 놀이방해 α=.75, 놀이단절 α=.81로 나타났다.

본 연구에서 분석 자료는 통계 프로그램인 SPSS 18.0과 AMOS 20.0을 이용하여 분석하였다. 구조모형분석의 모형 계수 추정 방정식은 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 χ² (Hoyle & Panter, 1995)에 전적으로 의존하기보다는 통상적으로 권장되고 있는 적합도 지수(TLI, CFI, RMSEA, SRMR)를 활용하였다. 이는 χ²를 통하여 검증하는 가설 자체가 너무 엄격하며, 상관의 크기와 표집의 크기에 민감하다는 제한점이 있기 때문이다(Kline, 2005). 그리고 측정모형을 추정하는 과정에서 각 잠재변인별로 추정해야 할 모수가 지나치게 많은 문제를 해결하기 위해 단일차원으로 구성되어 있는 양육스트레스는 문항묶기(item parceling)를 실시하였다. 본 연구에서 문항묶기는 잠재변인에 대한 1요인 지정 탐색적 요인분석을 실시하고, 각 묶음 점수의 요인계수가 동일해지도록 하는 방법을 사용하였다(Russell, Kahn, Spoth, & Altmaier, 1998; 최효식, 신종호, 권수진, 최예은, 연은모, 2013 재인용).

측정변인들의 상관분석과 정규분포에 대한 가정을 검증한 결과는 <표 1>과 같다. 변인들의 상관관계를 살펴보면, 유아의 기질과 아버지의 양육스트레스는 부적 상관관계, 유아의 기질과 아버지의 양육참여, 상호작용적 또래놀이는 정적 상관관계가 나타났다. 유아의 상호작용적 또래놀이와 아버지의 양육스트레스는 부적 상관관계, 유아의 상호작용적 또래놀이와 아버지의 양육참여 간에는 대체로 정적 상관관계가 확인되었다.

정규분포의 표준화된 첨도지표는 3.0이지만 SPSS 프로그램의 경우 0으로 재척도화한 값을 보고하기 때문에 3.0을 더해서 해석해야 한다. 각 측정변인의 왜도는 -.50에서 .27사이였고, 첨도는 -.43에서 .94사이로 모든 변인의 왜도의 절대값이 2를 넘지 않고, 첨도의 절대값이 4를 넘지 않았기 때문에 모든 측정변인이 정규분포를 이루고 있음을 알 수 있었다(West, Finch, & Curran, 1995).

측정변인들이 잠재변인을 적절하게 측정하는지 확인하기 위하여 측정모형 검증을 실시하였다. 유아의 기질, 상호작용적 또래놀이, 아버지의 양육스트레스, 양육참여에 대한 확인적 요인분석 결과 모형의 적합도는 χ²(df=59, N=1,525)=664.405, p<.001, TLI .877, CFI .907, RMSEA .082, SRMR .063으로 양호하다고 판단되는 권고수준으로 볼 수 있다(Chau, 1996; Hu & Bentler, 1999; Taylor & Todd, 1995). 특히, RMR의 표준화 지수인 SRMR의 경우 모형의 오지정 값에 민감하기 때문에, SRMR이 .08보다 적다는 것은 모형이 적합한 것을 의미한다(Hu & Bentler, 1999).

구조방정식 모형을 검증할 때 집중타당도와 판별타당도를 확보하는 것은 중요하다. 집중타당도를 살펴보면, 양육참여(1)을 제외한 모든 변인의 요인부하량이 기준치인 .50 (Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006) 보다 높게 .50 이상(.50∼.90)으로 나타났으며, 평균분산추출(Average Variance Extracted)값이 기준치인 .50보다 높은(.51∼.84) 것으로 나타나 집중타당도가 확보되었다. 모든 잠재요인 간 상관계수 제곱값(.01∼.27)이 AVE값보다 작게 나타나 판별타당도가 검증되었다(Fornell & Larcker, 1981).

유아의 기질이 상호작용적 또래놀이에 미치는 영향에서 아버지의 양육스트레스와 양육참여의 매개효과를 검증하기 위해 [그림 1]과 같이 부분매개모형을 가설모형으로 설정하고 적합도를 검증하였으며, 부분매개모형의 적합도는 χ²(df=59, N=1,525)=664.405, p<.001, TLI .877, CFI .907, RMSEA .082, SRMR .063으로 양호하다고 판단되는 권고수준으로 볼 수 있다. 구체적으로 살펴보면, 유아의 기질이 아버지의 양육참여에 미치는 직접경로, 아버지의 양육참여가 유아의 상호작용적 또래놀이에 미치는 직접경로는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 확인되었다. 이에 Martens(2005)의 제안에 따라 이 두 개의 경로를 제거한 수정모형을 경쟁모형으로 설정하고 χ²차이검증을 실시하였다. 분석 결과 수정모형은 자료에 적합한 것으로 나타났다[χ²(df=61, N=1,525)=665.529, p<.001, TLI .881, CFI .907, RMSEA .081, SRMR .064]. 가설모형과 수정모형 간의 적합도 차이를 비교하기 위해 χ²차이검증을 실시하였으며 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났다(χ²(df=2)=1.12, p>.05). 이에 간명성의 원리에 따라 더 간명한 수정모형을 최종모형으로 설정하였다. 최종모형의 다중상관값(Squared Multiple Corelation)을 확인한 결과, 최종모형은 유아의 상호작용적 또래놀이 변량의 32%를 설명하는 것으로 나타났다.

최종모형의 모수추정치는 <표 2>와 같다. 경로계수를 보면 유아의 기질은 상호작용적 또래놀이(β=.49)에는 정적인 영향, 양육스트레스(β=-.16)에는 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 아버지의 양육스트레스는 양육참여(β=-.45)와 상호작용적 또래놀이(β=-.22)에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

매개효과를 검증하기 위해 붓스트랩(Bootstrapping)방법을 사용하였으며(Shrout & Bolger, 2002), 구체적으로 원자료를 사용하는 비모수 붓스트랩 방법(Non-parametric Bootstrapping)을 적용하였다. 붓스트랩 방법(1000번 반복시행)을 통해 매개효과를 검증한 결과, 유아 기질과 양육참여 간 관계에서의 양육스트레스의 매개효과, 유아 기질과 상호작용적 또래놀이 관계에서의 양육스트레스의 매개효과가 95% 신뢰구간의 하한값과 상한값에 0을 포함하지 않아 통계적으로 유의한 것으로 확인되었다.

연구에서 설정된 최종모형을 바탕으로, 어머니의 취업여부에 따른 차별적인 효과가 나타나는지 검토하기 위해 다집단 분석을 실시하였다. 다집단 분석은 형태동일성, 측정동일성, 구조동일성의 순으로 진행하였다(Hong, Malik, & Lee, 2003).

1) 형태동일성 검증

어머니 취업 집단(N=604)과 미취업 집단(N=921) 간의 형태동일성을 확인하기 위해 어떠한 제약도 가하지 않은 상태에서 본 연구에서 설정한 구조모형이 두 집단의 자료에 적합한지를 검증하였다. 형태동일성 검증 결과 적합도 지수가 χ²(df=122, N=1,525)=707.069, p<.001, TLI .885, CFI .910, RMSEA .056, SRMR .061의 양호하다고 판단되는 권고수준으로 나타났다. 이에 형태동일성이 성립됨을 알 수 있다.

2) 측정동일성 검증

측정동일성을 검증하기 위해 형태동일성이 검증된 두 집단을 기초로 하여 제약을 가하지 않은 모형을 기저모형으로 하고, 두 집단의 요인부하량이 동일하다고 제약을 가한 모형을 제약모형으로 하여 두 모형 간 χ²차이검증을 실시하였다. χ²차이검증 결과 두 모형 간 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났으며 [Δχ²(9)=14.99(p>.05)], 이에 모형의 측정동일성이 확인되었다.

3) 구조동일성 검증

형태동일성과 측정동일성이 검증되었기 때문에, 집단 간 경로계수 비교를 위해 구조동일성을 검증하였다. 구조동일성을 검증하기 위해 측정동일성 제약모형(기저모형)과 모든 경로를 동일하게 제약한 집단 간 등가제약모형의 적합도를 비교하였다. χ²차이검증을 실시한 결과, 모형의 차이는 Δχ²(4)=3.75(p>.05)로 나타나 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 확인되었다. 또한, 적합도 지수의 차이를 비교했을 때도 차이가 없는 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 어머니가 취업한 집단과 미취업 집단 간에 경로가 동일하게 나타나고 있음을 알 수 있다.

χ²차이검증을 통해 어머니 취업 집단과 미취업 집단 간에 어떤 경로계수 간의 유의미한 차이가 있는지 확인한 결과는 <표 6>과 같다. χ²값이 유의하다는 것은 자유모형이 더 적합함을 보여주는 것이며, 이를 통해 집단별로 경로계수 간의 유의미한 차이가 존재함을 확인할 수 있다(Anderson & Gerbing, 1988; Byrne, 2001). <표 6>에 제시된 것처럼, 모든 경로에서 집단 간 차이가 없는 것으로 확인되었다.

<표 6>에 제시된 경로계수를 살펴보면 어머니 취업과 미취업 집단 모두 유아가 까다롭지 않은 기질을 가질수록 상호작용적 또래놀이가 원만한 것으로 나타나며, 아버지의 양육스트레스가 증가할수록 양육참여는 줄어들고, 유아의 상호작용적 또래놀이 또한 원만하지 않은 것으로 확인되었다. 단, 어머니 미취업 집단일 경우, 유아의 기질이 아버지의 양육스트레스에 미치는 영향은 통계적으로 유의한 수준에서 부적으로 나타난 반면, 취업 집단의 경우 통계적인 유의성은 나타나지 않았다.

1) 형태동일성 검증

유아의 성별이 남자(N=770)인 집단과 여자(N=755)인 집단 간의 형태동일성을 확인하기 위해 어떠한 제약도 가하지 않은 상태에서 본 연구에서 설정한 구조모형이 두 집단의 자료에 적합한지를 검증하였다. 형태동일성 검증 결과 적합도 지수가 χ²(df=122, N=1,525) =735.586, p<.001, TLI .880, CFI .906, RMSEA .057, SRMR .059의 양호하다고 판단되는 권고수준으로 나타났다. 이에 형태동일성이 성립됨을 알 수 있다.

2) 측정동일성 검증

측정동일성을 검증하기 위해 형태동일성이 검증된 두 집단을 기초로 하여 제약을 가하지 않은 모형을 기저모형으로 하고, 두 집단의 요인부하량이 동일하다고 제약을 가한 모형을 제약모형으로 하여 두 모형 간 χ²차이검증을 실시하였다. χ²차이검증 결과 두 모형 간 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 나타났으며 [Δχ²(9)=15.85(p>.05)], 이에 모형의 측정동일성이 확인되었다.

3) 구조동일성 검증

형태동일성과 측정동일성이 검증되었기 때문에, 집단 간 경로계수 비교를 위해 구조동일성을 검증하였다. 구조동일성을 검증하기 위해 측정동일성 제약모형(기저모형)과 모든 경로를 동일하게 제약한 집단 간 등가제약모형의 적합도를 비교하였다. χ²차이검증을 실시한 결과, 모형의 차이는 Δχ²(4)=1.80(p>.05)로 나타나 통계적으로 유의한 차이가 없는 것으로 확인되었다. 또한, 적합도 지수의 차이를 비교했을 때도 차이가 없는 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 유아가 남자인 집단과 여자인 집단 간에 본 모형에서의 경로가 동일하게 나타나고 있음을 알 수 있다.

χ²차이검증을 통해 유아가 남자인 집단과 여자인 집단 간에 어떤 경로계수에서 유의미한 차이가 있는지 확인한 결과는 <표 9>와 같다. <표 9>에 제시된 것처럼, 모든 경로에서 집단 간 차이가 없는 것으로 확인되었다.

<표 9>에 제시된 경로계수를 살펴보면, 남자와 여자 자녀를 둔 집단 모두 유아가 까다롭지 않은 기질을 가질수록 상호작용적 또래놀이가 원만한 것으로 나타나며, 양육스트레스는 감소하는 것으로 확인되었다. 양육스트레스가 증가할수록 양육참여는 줄어들고, 유아의 상호작용적 또래놀이 또한 원만하지 않은 것으로 확인되었다.

본 연구의 목적은 유아의 기질과 상호작용적 또래놀이 간의 관계에서 아버지의 양육스트레스, 양육참여의 매개효과가 있는지 검증하는 것이었다. 그리고 유아의 기질과 상호작용적 또래놀이 간의 관계에서 아버지의 양육스트레스, 양육참여가 미치는 영향이 어머니의 취업여부, 유아의 성별에 따라 차별적인 특징이 나타나는지 조절효과를 확인하는 것이었다. 이를 위해 본 연구에서는 구조모형을 설정하여 매개효과와 조절효과를 검증하였으며, 구체적인 연구결과 및 시사점을 논의하면 다음과 같다.

먼저, 구조방정식 분석 결과, 유아의 기질은 상호작용적 또래놀이에 정적인 영향을 미치는 직접효과가 나타났으며, 아버지의 양육스트레스에는 부적인 영향을 미치는 직접효과가 나타났다. 반면, 유아의 기질은 아버지의 양육참여에는 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 확인되었다. 아버지의 양육스트레스는 양육참여와 유아의 상호작용적 또래놀이에 부적인 영향을 미치는 직접효과가 나타난 반면, 아버지의 양육참여는 상호작용적 또래놀이에 미치는 직접효과가 없는 것으로 확인되었다. 이와 같은 연구결과는 유아의 까다로운 기질이 상호작용적 또래놀이에 부정적인 영향을 미치며(Coplan, Rubin, & Findlay, 2006; Torres et al., 2012), 유아의 기질이 까다로울수록 어머니의 양육스트레스가 높아진다는 선행연구와 유사한 결과이다(엄세진, 2014; 이수미, 민하영, 2007; Coplan, Bowker, & Cooper, 2003). 아버지의 양육스트레스가 높을 경우 양육참여가 줄어들고(Fagan, Bernd, & Whiteman, 2007; Halme, Tarkaa, Nummi, & Astedt-Kurki, 2006), 아버지의 양육스트레스는 자녀의 사회성 발달(Denham, Mitchell-Copeland, Strandberg, Auerbach, & Blair, 1997)에 부정적인 영향을 미칠 수 있음을 보고하고 있는 선행연구들과 맥을 같이한다고 볼 수 있다. 하지만 본 연구에서 유아의 기질이 아버지의 양육참여에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 것은 유아의 기질이 양육스트레스와 부정적 양육태도(박영태, 이경님, 2011; 엄세진, 2014; 유효순, 2013; Coplan et al., 2003; Maccoby, 1980) 등에 영향을 미친다는 유사 선행연구 결과들과 배치되는 것이다. 그러나 본 연구에서 유아의 기질이 양육참여에 미치는 직접효과는 확인되지 않았지만 양육스트레스를 매개로 한 간접효과는 나타났다는 점, 어머니를 대상으로 한 연구의 경우 양육참여 자체가 아닌 양육참여에 영향을 미칠 수 있는 양육스트레스, 자아존중감 등을 중심으로 살펴보았다는 점, 그리고 아직까지 유아의 기질과 아버지의 양육참여 간의 관계를 살펴보고 있는 연구가 부족한 점을 고려했을 때 본 연구 결과를 전적으로 수용하기보다는 자녀와 아버지의 관계에서 실제로 나타나는 현상인지에 대한 점검이 후속 연구를 통해 이루어질 필요가 있을 것이다.

또한, 아버지의 양육참여가 상호작용적 또래놀이에 영향을 미치지 않는다는 것은 아버지의 양육참여가 유아의 순기능적 정서조절(임지윤, 문동규, 김영희, 2009), 사회성 발달(서석원, 이대균, 2014; Lamb, 2010; Monteiro et al., 2010; Pleck, 2010)에 긍정적인 영향을 미친다는 관련 영역 선행연구 결과들과 일치되지 않는다. 이는 많은 선행연구(김숙령, 최항준, 정경화, 이윤이, 2012; 서석원, 이대균, 2014)들이 아버지의 양육참여를 어머니가 지각하고 있는 정도로 측정한 것과 달리 본 연구에서는 아버지의 양육참여를 아버지 스스로 지각하고 있는 정도로 측정한 차이에 기인한 것으로 추측해 볼 수 있다. 정보처리이론(information-processing theory)에 따르면 현상에 대한 지각은 개인의 스키마에 기초한 인지구조에 기인하기 때문에 동일한 현상도 다른 의미를 부여하게 된다(Eggen & Kauchak, 2010). 따라서 동일한 아버지의 양육참여 정도에 대한 어머니와 아버지의 지각이 다를 수 있기 때문에 선행연구와 달리 본 연구에서는 아버지의 양육참여가 유아의 상호작용적 또래놀이에 미치는 영향이 나타나지 않았을 수 있을 것이다.

유아의 기질은 아버지 양육참여에 미치는 직접효과는 나타나지 않았지만, 아버지의 양육스트레스를 통해 양육참여에 미치는 간접효과는 확인되었다. 이는 부모의 심리적 안녕감이 자녀의 기질과 양육 간의 관계를 조절하는 변인으로 작용하는 것으로 보고하고 있는 선행연구(Gowen, Johnson-Martin, Goldman, & Appelbaum, 1989; Mertesacker, Bade, Haverkock, & Pauli-Pott, 2004)들과 맥을 같이 한다고 볼 수 있다. 결론적으로 본 연구결과는 유아의 사회성과 활동성이 높고, 정서성이 낮은 경향성의 기질은 아버지의 양육스트레스를 감소시키고, 이는 결국 아버지의 양육참여를 증가시킴을 의미한다.

또한, 유아의 기질은 아버지의 양육스트레스를 통해 유아의 상호작용적 또래놀이에 미치는 간접효과가 확인되었다. 이는 영아의 기질이 어머니의 양육스트레스를 매개로 하여 영아의 사회·정서행동(김숙령 외, 2012)에 영향을 미친다는 연구와 유아의 기질이 어머니의 심리적 특성인 양육효능감을 매개로 유아효능감에 영향(정혜욱, 2014)을 미친다는 선행연구와 유사한 결과라고 볼 수 있다. 결론적으로 유아의 사회성과 활동성이 높고, 정서성이 낮은 경향성의 기질은 아버지의 양육스트레스를 감소시키고, 이는 결국 유아의 상호작용적 또래놀이에 긍정적인 영향을 미침을 의미한다. 이와 같은 결과는 유아의 건강한 사회성 발달을 위해서는 그동안 상대적으로 사각지대에 있었던 아버지의 양육스트레스를 낮추기 위한 사회적 지원 체계의 확립과 양육스트레스를 대처하는 방법에 대한 다양한 아버지 교육프로그램의 개발 및 보급이 시급함을 시사한다. 특히, 아버지는 어머니보다 외부 요인에 의한 양육스트레스에 더 취약하고(Belsky, Gilstrap, & Rovine, 1984; Cummings, Goeke-Morey, & Raymond, 2004), 자녀 발달에 미치는 아버지만의 고유한 역할이 존재(Flouri, 2010; Pleck & Masciadrelli, 2004)한다는 점을 고려할 때 공동양육참여자로서의 아버지에 대한 더 많은 관심이 증가되어야 하며, 아버지의 양육스트레스를 감소시킬 수 있는 보호요인을 찾는 연구들이 지속적으로 수행되어야 할 것이다.

어머니의 취업여부 및 유아의 성별에 따른 다집단 분석 결과, 어머니의 취업여부 및 유아의 성별에 따라 유아의 기질과 상호작용적 또래놀이 간의 관계에서 아버지의 양육참여, 양육스트레스가 미치는 경로계수의 통계적으로 유의한 차이는 없는 것으로 확인되었다. 즉, 어머니의 취업여부 및 유아의 성별과 관계없이 유아의 사회성과 활동성이 높고, 정서성이 낮은 경향성의 기질은 아버지의 양육스트레스를 감소시키고, 감소된 아버지의 양육스트레스는 유아의 상호작용적 또래놀이에 긍정적인 영향을 미침을 의미한다. 이는 어머니의 취업여부 및 유아의 성별과 관계없이 까다로운 기질을 가진 유아의 기질 변화를 위한 접근, 그리고 아버지가 유아의 기질에 맞게 적절하게 대처함으로써 양육스트레스를 감소시킬 수 있도록 하는 아버지를 위한 교육이 강화될 필요가 있음을 시사한다.

양육과정에서의 아버지의 역할이 중요함에도 불구하고 그동안 가족과 자녀 발달과 관련된 대다수의 연구들은 어머니의 양육과 자녀 발달에 초점을 두고 진행됐다는 제한점이 있다(Roy & Kwon, 2007). 이에 본 연구에서는 유아의 기질과 유아기 발달의 핵심을 이루는 상호작용적 또래놀이 간의 관계에서 아버지의 양육참여와 양육스트레스가 어떤 역할을 하는지 살펴봄으로써 유아 상호작용적 또래놀이 발달 분야의 이론적 틀을 확장했다는 학문적 시사점이 있다고 볼 수 있다. 또한, 다집단 분석을 활용하여 유아의 기질과 상호작용적 또래놀이 간의 관계에서 아버지의 양육참여, 양육스트레스에 미치는 어머니의 취업여부, 유아의 성별에 따른 차이가 없다는 것을 밝힘으로써 아버지 교육프로그램 구성 시 통합적 접근이 가능하다는 실제적 시사점을 제공하는 의의가 있다고 볼 수 있다.

그럼에도 불구하고 본 연구는 몇몇의 제한점이 있으며, 이에 기초한 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 사용한 패널 데이터가 저소득층이나 다문화 가정의 집단을 대표한다고 볼 수 없기 때문에 연구 결과의 일반화를 위해서는 다양한 계층을 대상으로 한 후속 연구가 진행될 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 많은 선행연구와 달리 아버지가 스스로 지각한 양육참여 척도를 활용하였기 때문에 어머니가 지각한 아버지의 양육참여 척도를 활용한 연구와 다소 결과의 차이가 나타났다. 따라서 후속 연구에서는 아버지 양육참여 정도에 대한 아버지와 어머니의 지각 차이를 중심으로 유아의 상호작용적 또래놀이 발달과 어떤 관련성이 나타나는지 살펴볼 필요가 있을 것이다. 셋째, 본 연구에서는 유아의 기질, 상호작용적 또래놀이와 아버지의 양육참여, 양육스트레스 간의 관계 구조에서 아버지의 다양한 개인차 변인을 고려하지 못했는데, 후속 연구에서는 아버지의 직업, 학력, 연령 등에 따라 차별적인 특징이 나타나는지 확인할 필요가 있을 것이다. 넷째, 본 연구에서는 패널 데이터의 제한점 때문에 횡단 자료를 활용하여 연구를 진행하였는데, 유아의 기질과 상호작용적 또래놀이 간의 관계에서 아버지의 양육참여와 양육스트레스의 역할에 대한 역동적인 인과관계를 이해하기 위해서는 종단 자료를 활용하여 연구를 진행할 필요가 있을 것이다.