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문제 정의
- 이에 본 연구에서는 영유아기 자녀를 둔 아버지의 적극적인 육아참가를 유도하고, 양육자로서의 역할을 수행하면서 보다 질 높은 삶의 질을 영위하도록 하는데 도움이 될 수 있는 기초자료를 얻고자, 아버지의 육아 참가가 자신의 심리적 복지에 미치는 영향에 대하여 검증하는데 목적을 두었다.
가설 설정
- 이러한 사회적 지원 연구들을 살펴보면, 주로 수령적 지원의 입장에서 심신의 건강과의 관련성을 검토해 왔으나 최근에는 제공적 지원이 정신적 건강에 긍정적인 관련성을 가지고 있음을 발표한 연구들이 증가하고 있다{山本 외, 2008). 이를 근거로 한다면 아버지의 육아참가가 자신의 정신적 건강에 긍정적인 영향을 미칠 것이라고 가정할 수 있다. 또한 최근 제공적 지원을 다룬 연구들에서는 제공적 지원이 타자 공헌감(fueling of usefulness to others)을 통해 생활 만족도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
제안 방법
- 이 중 가족.가정에 대한 공헌감과 부부관계 만족감의 인과관계에 대해서는 아버지 자신의 가족에 대한 공헌 감이 배우자에 대한 만족감에 영향을 미친다는 보고 (平山 외, 2003) 및 남편의 육아참가와 부부 관계 만족감에 대한 직접적인 관계를 검증한 연구가 그다지 많지 않다는 점(中川, 2008)을 고려하여 부부관계만족감을 인과관계모형에 투입하였다.
- 가족.가정에 대한 공헌감을 통해서 자신의 심리적 복지, 즉 부부 관계 만족감과 우울감에 영향을 미치고, 또한 부부관계 만족감과 우울감은 직접적 또는 간접적으로 건강 관련 삶의 질에 영향을 미친다'라고 하는 인과관계모형을 구축하였다. 이 중 가족.
- 셋째, 각 측정척도에 대한 타당성을 검토하고자 요인모형의 데이터에 대한 적합성을 확인적 요인분석으로 검토하였다. 넷째, 연구문제를 구조방정식모형을 통해 검증하였다. 구체적으로는 본 연구에서 가정한 인과관계모형에 대한 데이터의 적합성을 CFI(Comparative Fit Index)와 RMSEA (Root Mean Square Error Approximation) 로판단하였다.
- 더불어 본 연구에서는 이 3영역에 대해 각각 피로의 회복능력, 일에 대한 집중력, 이성과의 관계에 관한 문항을 추가하여 총 12문항으로 구성트였다(이를 개정판 3영역 건강관련 삶의 질 만족도 측정척도라고 한다). 각 문항에 대한 응답 및 수량화는 '0점: 아니다, , 1점: 어느 쪽도 아니다', '2점: 그렇다'로 측정하였다.
- 분석방법은 첫째, 조사대상자들의 일반적 특성을 살펴보고자 빈도와 백분율, 평균과 표준편차를 산출하였고, 각 측정척도에 대한 상관관계를 Pearson의 상관계수를 산출하였다. 둘째, 각 측정 도구의 신뢰도를 검증하기 위해 내적일치성을 검증하는 Cronbach's a 신뢰성 계수(3점 척도 이상일 경우)와 KR-20신뢰성 계수(2점 척도일 경우)를 산출하였다. 셋째, 각 측정척도에 대한 타당성을 검토하고자 요인모형의 데이터에 대한 적합성을 확인적 요인분석으로 검토하였다.
- 어린이집을 이용하지 않는 다른 세대를 대상으로 하여 본 연구모형에 대한 검토가 필요하다. 둘째, 본 연구에서는 분석대상이 원조사대상의 절반 이하였다. 이는 본 조사가 부부를 대싱■으로 설문이 진행되어 부부 모두의 설문이 동봉된 것에 한해 회수된 설문으로 간주하였기 때문에 회수율이 그다지 높지 않았던 것으로 보인다.
- 본 연구에 대한 자료 수집은 각 어린이집의 책임자를 설문조사원으로 하였다. 조사원은 설문지와 함께 개인정보 보호 등에 대해 기재된 의뢰문을 각 세대에 배포하였고, 이에 동의를 얻은 세대에 대해서만 조사를 실시하였다.
- 써 스스로가 도움이 되고 있다고 느끼는 것이라고 정의내리고 있다. 본 연구에서는 타인을 가족으로 바꾸어 가족.가정에 대한 공헌감을 아버지 본인이 가족에 대해 도움이 되고 있다고 느끼는 것으로 정의하고자 한다.
- 본 조사의 통계분석에 있어서는 모형의 구성력이 유연하면서 측정오차의 분리가 가능할 뿐만 아니라 복수의 적합도 지표를 바탕으로 인과관계모형의 적절성에 대한 판단이 가능한 구조방정식모형을 채용하였다.
- 둘째, 각 측정 도구의 신뢰도를 검증하기 위해 내적일치성을 검증하는 Cronbach's a 신뢰성 계수(3점 척도 이상일 경우)와 KR-20신뢰성 계수(2점 척도일 경우)를 산출하였다. 셋째, 각 측정척도에 대한 타당성을 검토하고자 요인모형의 데이터에 대한 적합성을 확인적 요인분석으로 검토하였다. 넷째, 연구문제를 구조방정식모형을 통해 검증하였다.
- 본 연구에 대한 자료 수집은 각 어린이집의 책임자를 설문조사원으로 하였다. 조사원은 설문지와 함께 개인정보 보호 등에 대해 기재된 의뢰문을 각 세대에 배포하였고, 이에 동의를 얻은 세대에 대해서만 조사를 실시하였다. 설문지 배포 및 회수는 2009년 8월 20일부터 약 2 주간 진행되었다.
- 아버지의 부부관계 만족감 측정척도는 이미 타당도와 신뢰도가 검증된 척도로 본 연구에서는 교차타당성 검증을 위해 확인적 요인분석과 Cronbach's a 신뢰성 계수를 산출하였다. 확인적 요인분석을 실시한 결과, 6문항 1요인 모형에 대한 적합도가 CFI가 .96 RMSEA가 .17로 통계학적인 허용수준을 초과하고 있다는 문제점을 보여 문항 간 상관계수를 참고로 내용적으로 중복된 문항이라고 판단된 3 우리 부부관계는 대체로 견고하다'를 삭제한 후 5문항으로 구성된 1 요인 모형에 대한 데이터의 적합도를 검토하였다. 그 결과, CFI가 .
대상 데이터
- 본 연구에서는 통계분석 에 필요한 자료로서 아버지 자료에서는 연령, 수입, 취업형태, 육아참가, 가족.가정에 대한 공헌감 인지, 부부관계만족감, 우울감(GHQ-12), 건강 관련 삶의 질을 발췌하였고, 어머니 자료에서는 연령, 자녀수, 막내자녀 나이, 취업형태를 발췌하였다.
- 본 연구에서는 한국 s시, C시, Y시내의 어린이집 15개소를 이용하고 있는 509세대의 부모를 조사대상으로 하였다. 본 연구에 대한 자료 수집은 각 어린이집의 책임자를 설문조사원으로 하였다.
- 96 이상(유의수준 5%)을 나타낸 것을 통계학적으로 유의한 것으로 판단하였다. 본 통계분석에는 응답이 부실한 설문지를 제외한 509세대의 자료를 사용하였다.
데이터처리
- 추정법은 WLSMV (Weighted Least Square parameter estimates using a diagonal weight matrix with robust standard errors and mean-and variance-adjusted chi-square test statistic)* 사용하였다. 경로계수에 대한 유의성은 검정 통계량으로 판단하였는데 이때 절대치가 1.96 이상(유의수준 5%)을 나타낸 것을 통계학적으로 유의한 것으로 판단하였다. 본 통계분석에는 응답이 부실한 설문지를 제외한 509세대의 자료를 사용하였다.
- 넷째, 연구문제를 구조방정식모형을 통해 검증하였다. 구체적으로는 본 연구에서 가정한 인과관계모형에 대한 데이터의 적합성을 CFI(Comparative Fit Index)와 RMSEA (Root Mean Square Error Approximation) 로판단하였다. 일반적으로 CFI는 0.
- 14를 사용하였다. 분석방법은 첫째, 조사대상자들의 일반적 특성을 살펴보고자 빈도와 백분율, 평균과 표준편차를 산출하였고, 각 측정척도에 대한 상관관계를 Pearson의 상관계수를 산출하였다. 둘째, 각 측정 도구의 신뢰도를 검증하기 위해 내적일치성을 검증하는 Cronbach's a 신뢰성 계수(3점 척도 이상일 경우)와 KR-20신뢰성 계수(2점 척도일 경우)를 산출하였다.
- 각 문항에 대한 응답 및 수량화는 '0점:전혀 해당하지 않는다에서 '3점:매우 해당한다, 까지 4점 척도로 측정하였다. 아버지의 부부관계 만족감 측정척도는 이미 타당도와 신뢰도가 검증된 척도로 본 연구에서는 교차타당성 검증을 위해 확인적 요인분석과 Cronbach's a 신뢰성 계수를 산출하였다. 확인적 요인분석을 실시한 결과, 6문항 1요인 모형에 대한 적합도가 CFI가 .
이론/모형
- 가정에 대한 공헌감을 측정하기 위하여 Ellen(1993)과 Gruenewald et a/.(2007) 의 타자공헌감(fueling of usefulness to others) 개념을 기초로 독자적으로 구성하였다. 여기에서 공헌감(sense of usefulness)이란 타인이 자신을 필요로 하고 있거나 자신의 타인을 위한 활동이 생산적이라고 느끼는 것을 의미한다(Ellen, 1993).
- 84로 양호한 값을 나타냈다. GHQJ2에 대한 웅답은 03점까지의 Likert 척도로 구하고, 수량화는 GHQ채점법(4점 척도를 왼쪽부터 0-0-1-1점으로 환산함, 12점 만점)에 따라 계산하였다(福西, 1990). 따라서 득점이 높을수록 정신적으로 건강하지 않은 상태를 의미한다.
- 건강관련 삶의 질은 中嶋 외(2003)가 개발한 건강 관련 삶의 질 만족도 척도의 5영역 15문항 가운데 3영역(신체적 요인, 정신적 요인, 사회적 요인) 총 9문항을 발췌하였다. 더불어 본 연구에서는 이 3영역에 대해 각각 피로의 회복능력, 일에 대한 집중력, 이성과의 관계에 관한 문항을 추가하여 총 12문항으로 구성트였다(이를 개정판 3영역 건강관련 삶의 질 만족도 측정척도라고 한다).
- 본 연구에서는 아버지의 부부관계만족감을 측정하기 위하여 Norton(1983)이 개발한 QMI(Quality Marriage Index)를 諸井(1996)가 일본어판으로 번역한 부부관계 만족감 척도를 다시 한국어로 바꾸어 사용하였다(이를 부부관계 만족감 측정척도라고 한다). 각 문항에 대한 응답 및 수량화는 '0점:전혀 해당하지 않는다에서 '3점:매우 해당한다, 까지 4점 척도로 측정하였다.
- 본 연구에서는 아버지의 우울감을 측정하기 위하여 Goldberg와 Hiller(1979)가 개발한 일반정신건강척도 (General Health Questionnaire) 12문항 단축판을 사용하였다(이를 GHQ-12 측정척도라고 한다). GHQ-12는 이미 타당도와 신뢰도가 검증된 척도로 본 연구에서는 교차 타당성 검증을 위해 확인적 요인분석과 KR-20 신뢰성 계수를 산출한 결과, CFI가 .
- 본 연구에서는 아버지의 육아참가를 측정하기 위하여 선행 연구(国立社会保障人口問題研豚所, 2000; 国立女性教 育会館, 2006)를 참고로 영유아기 자녀를 둔 아버지에게 적용 가능하다고 판단된 10문항(1. 아이의 놀이상대, 2.
- 가정에 대한 공헌감을 아버지 본인이 가족에 대해 도움이 되고 있다고 느끼는 것으로 정의하고자 한다. 이를 측정하기 위해 桐野 외(2008)의 연구에서 사용한 가정(가족)에 대한 공헌만족감 척도를 바탕으로 가족에 대한 자신의 공헌 정도에 관한 만족감을 7문항(1. 가족구성원과의 여가활동(레저), 2.
- 08이하일 경우, 적절한 모형이라고 판단한다. 추정법은 WLSMV (Weighted Least Square parameter estimates using a diagonal weight matrix with robust standard errors and mean-and variance-adjusted chi-square test statistic)* 사용하였다. 경로계수에 대한 유의성은 검정 통계량으로 판단하였는데 이때 절대치가 1.
성능/효과
- GHQ-12 측정척도라고 한다). GHQ-12는 이미 타당도와 신뢰도가 검증된 척도로 본 연구에서는 교차 타당성 검증을 위해 확인적 요인분석과 KR-20 신뢰성 계수를 산출한 결과, CFI가 .98 RMSEA7} .06으로 통계학적인 허용범위에 있었다. KR-20 신뢰성 계수는 .
- 즉 아버지의 육아참가와 부부 관계 만족감 간의 관계에 있어 가족.가정에 대한 공헌 감은 매개효과를 가지고 부부관계만족감은 결과적으로 삶의 질을 높여주는 것으로 나타났다. 한편 아버지의 육아 참가에서 우울감으로 향하는 경로계수는 .
- 영향을 미치고* 한편으로는 가족.가정에 대한 공헌 감을 통해 간접적으로 부부관계만족감에 영향을 미치면서 다시 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 것이 확인되었다. 이는 아버지의 육아참가와 부부관계만족감의 직접적인 관계에 대해 선행연구에서는 남편의 육아참가가 부부관계 만족감에 긍정적인 영향을 미친다는 연구(木下, 2004), 남편의 육아참가가 반드시 좋은 부부관계를 형성한다고는 할 수 없다는 연구(石井々'人 2(X)9), 그리고 아버지의 육아참가와 부부관계만족감 간에는 유의한 관계를 보이지 않았다는 연구(中川, 2008) 등 연구에 따라 다양한 결과를 보고하고 있다.
- 가족.가정에 대한 공헌감을 거쳐 건강관련 삶의 질을 향상시킨다는 긍정적인 결과를 나타냈다. 이러한 결과는 제공적 지원에 대한 스스로의 인지가 자존감을 향상시킨다는 점(山本 외 2008), 타인에 대한 자신의 역할이 유용하다고 느끼는 감정과 생활만족감이 서로 관계하고 있다는 점(Gruenewald et al.
- 가정에 대한 공헌감을 통해서 간접적으로 건강관련 삶의 질에 영향을 미친다는 점, 둘째, 부부관계만족감에 직접적으로 영향을 주고, 한편으로는 가족, 가정에 대한 공헌감을 통해 부부 관계 만족감에 간접적으로 영향을 주면서 다시 건강 관련 삶의 질에 영향을 미친다는 점, 셋째, 가족.가정에 대한 공헌감을 거쳐 부부관계만족감 및 우울감을 통해 건강 관련 삶의 질에 간접적으로 영향을 미친다는 점을 확인하였다. 이러한 결과로부터 아버지의 가족에 대한 제공적 지원은 자신의 행동에 대한 긍정적인 평가를 통해 배우자와의 관계 및 자신의 정신적 건강에도 긍정적인 영향을 미치고, 나아가 그러한 긍정적인 평가가 자신의 삶의 질에 긍정적인 영향을 미친다는 인과관계가 검증되었다고 할 수 있다.
- 가정에 대한 공헌감이라는 매개적 변수를 투입하여 가족. 가정에 대한 공헌감을 통해 부부관계만족감에 영향을 미친다는 결과를 얻었다. 이는 육아지원을 하면서 그러한 행동에 대해 스스로가 긍정적으로 평가하고, 이는 아내와의 관계에도 긍정적인 영향을 미친다는 결과로 이어진 것으로 보여진다.
- 영향을 미치지 않고 가족.가정에 대한 공헌감을 통해하고, 다시 부부관계만족감을 경유함으로 우울감과 건강 관련 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 아버지의 부부관계만족감이 자신의 우울감을 감소시키고, 삶의 질을 향상시키는데 있어 유익한 자원이 될 가능성이 높다는 것을 시사한다.
- 17로 통계학적인 허용수준을 초과하고 있다는 문제점을 보여 문항 간 상관계수를 참고로 내용적으로 중복된 문항이라고 판단된 3 우리 부부관계는 대체로 견고하다'를 삭제한 후 5문항으로 구성된 1 요인 모형에 대한 데이터의 적합도를 검토하였다. 그 결과, CFI가 .99, RMSEA가 .06으로 통계학적인 허용범위에 있었다. Cronbach's a 신뢰성 계수도 .
- 둘째, 아버지의 육아참가는 직접적으로 부부관계 만족감에 영향을 미치고* 한편으로는 가족.가정에 대한 공헌 감을 통해 간접적으로 부부관계만족감에 영향을 미치면서 다시 건강관련 삶의 질에 영향을 미치는 것이 확인되었다.
- 9)이었다. 또한 각 측정도구의 합계 득점으로 상관관계를 산출한 결과, 모두 유의한 것으로 나타났다.
- 나타냈다. 먼저 각 측정도구에 대한 득점의 평균치를 산출한 결과, , 아버지의 육아참가 측정척도에서는 평균 16.4점(표준편차 8.2), , 아버지의 가족.가정에 대한 공헌감 측정척도에서는 평균 9.
- 분석 결과, 본 연구에서는 첫째, 아버지의 육아 참가가 자신의 가족.가정에 대한 공헌감을 거쳐 건강관련 삶의 질을 향상시킨다는 긍정적인 결과를 나타냈다.
- 셋째, 아버지의 육아참가는 자신의 우울감에 직접적으로 영향을 미치지 않고 가족.가정에 대한 공헌감을 통해하고, 다시 부부관계만족감을 경유함으로 우울감과 건강 관련 삶의 질에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 따라서 제공적 지원의 관점에서 아버지의 육아 참가가 개씩의 하위영역으로 구분되는데 인지적 측면은 전체적인 만족감과 특정의 중요한 영역에 있어서의 만족감으로 나뉘고, 정서적 측면은 유쾌감정(긍정적인 감정 경험)과 과불쾌감정(부정적인 감정 경험)으로 나뉜다. 이 4개의 기본요소를 바탕으로 할 때 특정의 중요한 영역에 있어서의 만족감은 부부관계 만족감으S, 불쾌감정은 우울감으로 하여 심리적 복지를 구체적으로 측정하는 것이 가능하다. 고정자, 김갑숙(1999)의 연구에 따르면 부부관계 만족감과 심리적 디스트레스와 같은 심리적 복지는 최종적으로 삶의 질(Quality of lifb)에 영향을 미치는 것으로 나타나 심리적 복지에 대한 변수 간의 구체적인 인과관계에 대한 검증의 필요성에 대해서도 시사하고 있다.
- 가정에 대한 공헌감이나 부부관계만족감과 같은 변수를 투입하고 있어 이 변수들의 영향으로 육아 참가와 우울감의 관계성이 희박해졌을 가능성이 있다. 즉, 본 연구에서는 육아참가와 우울감의 관계를 직접효과와 매개효과, 간접효과로 가정하고 있는데 매개효과와 간접효과는 가정이 성립한 반면, 직접효과에 대해서는 기각되었다는 점에서 육아참가와 우울감과의 관계는 아버지가 자신의 행동에 대해 어떠한 형태로든 평가단계를 거침으로써 그러한 평가에 대해 반응하는 단계로 이동하는 것을 시사하는 결과로 보인다. 그러나 이러한 결과에 대해 비교할 수 있는 연구를 찾기 어렵다는 점에서 앞으로도 계속적인 검증을 통해 보다 신중히 검토할 필요가 있을 것이다.
- 아버지의 육아.참가가 자신의 심리적 복지에 미치는 영향에 관한 인과관계모형[그림2]에 대한 데이터의 적합성을 확인한 결과, x2=376.75, d仁169, CFI=.97, RMSEA=.05로 통계학적인 허용수준을 만족시켰다. 경로계수를 살펴보면, 아버지의 육아참가에서 가족.
후속연구
- 즉, 본 연구에서는 육아참가와 우울감의 관계를 직접효과와 매개효과, 간접효과로 가정하고 있는데 매개효과와 간접효과는 가정이 성립한 반면, 직접효과에 대해서는 기각되었다는 점에서 육아참가와 우울감과의 관계는 아버지가 자신의 행동에 대해 어떠한 형태로든 평가단계를 거침으로써 그러한 평가에 대해 반응하는 단계로 이동하는 것을 시사하는 결과로 보인다. 그러나 이러한 결과에 대해 비교할 수 있는 연구를 찾기 어렵다는 점에서 앞으로도 계속적인 검증을 통해 보다 신중히 검토할 필요가 있을 것이다.
- 예를 들면, 아버지의 육아참가에 영향을 미치는 요인을 포함하여 자녀의 연령, 아버지의 경제적 상황 등과 같은 통제변수를 투입함으로써 육아참가의 매커니즘에 대해 보다 정밀한 검토가 필요하다. 넷째, 아버지의 육아참가를 돕는 실천적인 제언으로 아버지를 대상으로 양육방법에 대한 정보 제공 및 네트워크 형성, 부부가 참가할 수 있는 부모교실 등이 함께 제공될 필요가 있다. 다섯째, 정책적으로는 일하고 있는 아버지의 적극적인 육아 참가가 가능하도록 근무시간 자기조정제도의 활성화, 근무조건 및 직장풍토 개선 등과 같은 질 높은 일과 생활의 균형에 관한 지원이 요구된다.
- 넷째, 아버지의 육아참가를 돕는 실천적인 제언으로 아버지를 대상으로 양육방법에 대한 정보 제공 및 네트워크 형성, 부부가 참가할 수 있는 부모교실 등이 함께 제공될 필요가 있다. 다섯째, 정책적으로는 일하고 있는 아버지의 적극적인 육아 참가가 가능하도록 근무시간 자기조정제도의 활성화, 근무조건 및 직장풍토 개선 등과 같은 질 높은 일과 생활의 균형에 관한 지원이 요구된다.
- 또한 본 연구에서 사용한 분석방법인 구조 방정식 모형은 모형 분석 시 표본수와 관련하여 절대적인 기준은 없으나 일반적으로 표본수가 200이상이면 안정된 추정이 가능하다는 점(Boomsma, 1985; 豊田秀樹에서 재인용, 2003)에서 본 연구의 표본 수는 이를 충분히 충족시키고 있다. 더불어 본 연구는 이론을 바탕으로 가설을 세워 그 가설을 검증하는 연역적 방법으로 진행되었다는 점에서 표본수 보다는 본 연구에서 세운 가설이 데이터에 적합한 가라는 점에 의미를 둘 필요가. 있다.
- 이는 아버지의 육아참가와 부부관계만족감의 직접적인 관계에 대해 선행연구에서는 남편의 육아참가가 부부관계 만족감에 긍정적인 영향을 미친다는 연구(木下, 2004), 남편의 육아참가가 반드시 좋은 부부관계를 형성한다고는 할 수 없다는 연구(石井々'人 2(X)9), 그리고 아버지의 육아참가와 부부관계만족감 간에는 유의한 관계를 보이지 않았다는 연구(中川, 2008) 등 연구에 따라 다양한 결과를 보고하고 있다. 본 연구에서는 아버지의 육아 참가가 아버지 자신의 부부관계 만족감을 감소시킨다는 직접 효과를 가지고 있었으나 육아참가와 부부관계 만족감에 대해 아버지를 대상으로 진행한 연구가 그다지 많지 않다는 점에서 앞으로 계속적인 검토가 필요하다. 또한 본 연구에서는 육아참가와 부부관계만족감 간에 가족.
- 있다. 셋째, 본 연구모형에 새로운 요인을 추가하여 보다 발전된 연구모형에 대한 검증이 필요하다. 예를 들면, 아버지의 육아참가에 영향을 미치는 요인을 포함하여 자녀의 연령, 아버지의 경제적 상황 등과 같은 통제변수를 투입함으로써 육아참가의 매커니즘에 대해 보다 정밀한 검토가 필요하다.
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