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문제 정의
- 본 연구는 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 학령후기 아동의 행복감에 미치는 영향을 알아보기 위해 수행되었다. 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 행복감을 조사하여 이들 변인이 성별 및 학년에 따라 차이가 있는지 살펴보았으며, 변인 간 관계 탐색 후 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향력을 검증했다.
- 이상과 같은 이론적 배경을 토대로 본 논문에서는 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 어떠한 영향을 미치는가를 고찰했다. 이를 위해 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감을 조사하고 이들 변인이 성별 및 학년에 따라 차이가 있는지를 살펴보았으며, 이들 변인 간 관계 검증과 함께 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 어떠한 영향력을 가지는지에 대해 분석했다.
- 3점으로 OECD 회원국 가운데 최하위 였으며, 유니세프의 어린이ㆍ청소년 행복지수를 기준으로 측정한 아동 행복지수에서도 한국이 수년째 OECD 최하위를 기록했다(Huffington Post Korea2015). 이에 본 연구에서는 한국 아동의 낮은 행복지수에 대한 우려와 최근의 아동 권리신장에 대한 요구를 반영하여, 행복감의 형성과 이후 행복감 발달에 영향력이 있는 것으로 보고된 학령후기 아동을 대상으로 행복감에 대해 고찰했다.
제안 방법
- 본 연구에서는 아버지 양육참여도, 아버지 양육행동, 아동 행복감을 측정하는 세 가지 척도를 사용했다. 척도별 점수는 아동이 질문지를 작성하는 방식을 통해 수집되었다.
- 본 연구는 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 학령후기 아동의 행복감에 미치는 영향을 알아보기 위해 수행되었다. 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 행복감을 조사하여 이들 변인이 성별 및 학년에 따라 차이가 있는지 살펴보았으며, 변인 간 관계 탐색 후 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향력을 검증했다. 연구문제를 중심으로 주요 결과를 요약하면 다음과 같다.
- 이상과 같은 이론적 배경을 토대로 본 논문에서는 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 어떠한 영향을 미치는가를 고찰했다. 이를 위해 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감을 조사하고 이들 변인이 성별 및 학년에 따라 차이가 있는지를 살펴보았으며, 이들 변인 간 관계 검증과 함께 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 어떠한 영향력을 가지는지에 대해 분석했다.
- 한편 이상과 같은 결과는 아버지 양육참여도 및 양육행동이 아동의 성별 및 학년에 따라 차이가 없음을 보여준다. 이에 본 연구에서는 독립변인인 아버지의 양육참여도 및 양육행동을 고찰함에 있어 아동의 성별 및 학년에 따른 차이를 고려하지 않고 분석했다.
- 또한 아버지 양육참여도가 높을수록 초등학교 5, 6학년 아동의 행복감이 상승했다(Lee 2014). 이에 본 연구에서는 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 변인으로 양육참여도를 선정했다. 아버지 양육참여도는 아버지가 아동양육에 함께 보내는 물리적, 신체적 상호관계에 대한 참여행동의 양적 정도로 정의되며(Choi 1992),여가활동, 생활지도, 가사참여, 학습지도 등 다양한 하위 요인으로 구분하여 아동 행복감에 미치는 영향을 살펴보았다.
- 본 연구에서는 아버지 양육참여도, 아버지 양육행동, 아동 행복감을 측정하는 세 가지 척도를 사용했다. 척도별 점수는 아동이 질문지를 작성하는 방식을 통해 수집되었다.
- 첫 번째 연구문제에서는 성별 및 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이를 살펴보았다. 그 결과 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 아동의 성별 및 학년에 따라 차이가 없었으며, 아동 행복감의 일부 하위변인에서 유의한 성차 및 학년차가 나타났다.
대상 데이터
- 설문지 작성 안내 시 개인별 응답 내용이 비공개로 자료화되며 응답자의 연구 참여 여부가 자율적임을 공유했다. 배포된 350부의 설문지 중 315부가 회수되었으며, 이 중 성실하게 답변된 것으로 확인된 270부를 최종 연구 자료로 사용했다.
- 본 연구대상은 I 광역시에 위치한 두 개 초등학교의 4, 5, 6학년에 재학 중인 학생 270명이다. 연구대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다.
- 본 연구에서는 학령후기인 초등학교 4, 5, 6학년아동으로 대상으로 선정했다. 초등학교 4, 5, 6학년은 아동기에서 청소년기로 전환되는 시기이므로 다양한 심리적 변화를 경험할 뿐 만 아니라, 저학년 때와는 달리 점차 주위의 기대가 높아져 많은 것을 요구받게 된다(Sorensen 1993).
- 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동의 행복감을 측정하기 위해 I 광역시에 위치한 두 개 초등학교에 재학 중인 4, 5, 6학년 학생 350명에게 설문지를 배포했다. 설문지 작성 안내 시 개인별 응답 내용이 비공개로 자료화되며 응답자의 연구 참여 여부가 자율적임을 공유했다.
데이터처리
- 첫 번째 연구문제인 아동의 성별 및 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이 검증을 위해 일원변량분석을 실시했으며, 학년에 따른 차이가 나타날 경우 Scheffé 사후검증을 추가로 실시했다. 두 번째 연구문제인 변인들 간의 관계를 알아보기 위해 Pearson의 상관관계분석을 실시했으며, 세 번째 연 구문제인 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향을 검증하기 위해 중다회귀분석을 실시했다. 추가적으로 중다회귀분석을 실시하기에 앞서 변인들 간의 다중공선성 점검을 위해 분산팽창계수 VIF(variation inflation factor)를 확인했으며, 사용된 측정 도구들의 신뢰도 검증을 위해 내적신뢰도 Cronbach’s α를 도출했다.
- 아버지의 양육참여도 및 양육행동과 아동 행복감간 관계를 알아보기 위해 Pearson 상관관계분석을 실시했다(Table 5 참조). 양육참여도와 양육행동으로 구분하여 행복감과의 관계를 고찰하면 다음과 같다.
- 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감이 아동의 성별과 학년에 따라 차이가 있는가를 알아보기 위해 일원변량분석을 실시했다. 성별 및 학년으로 나누어 결과를 제시하고 고찰하면 다음과 같다.
- 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향을 알아보기 위해 아버지 양육참여도 및 양육행동의 하위변인들을 독립변인으로 투입하고 행복감의 하위변인 및 총점을 종속변인으로 설정하여 중다회귀분석을 실시했다. 변수 간 다중공선성을 점검한 결과 분산팽창계수 VIF(variation inflationfactor) 값이 1.
- 첫 번째 연구문제인 아동의 성별 및 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이 검증을 위해 일원변량분석을 실시했으며, 학년에 따른 차이가 나타날 경우 Scheffé 사후검증을 추가로 실시했다.
- 추가적으로 중다회귀분석을 실시하기에 앞서 변인들 간의 다중공선성 점검을 위해 분산팽창계수 VIF(variation inflation factor)를 확인했으며, 사용된 측정 도구들의 신뢰도 검증을 위해 내적신뢰도 Cronbach’s α를 도출했다.
이론/모형
- 아동의 행복감을 측정하기 위하여 Choi et al.(2009)이 개발한 한국 아동의 행복감 척도를 사용했다. 본 척도는 총 29문항으로 자아존중감(9문항), 부모와의 관계(5문항), 학교생활(4문항), 과외생활(4문항), 전반적 생활환경(4문항), 욕구만족(3문항)의 6개 하위요인으로 구성된다.
- 아버지의 양육참여도를 측정하기 위해 Choi(1992)가 개발한 아버지의 양육참여도 척도를 사용했다. 본 척도는 총 30문항으로 여가활동(13문항), 생활지도(9문항), 가사활동(4문항), 학습지도(4문항)의 4가지 하위요인으로 구성되어 있다.
- 아버지의 양육행동을 측정하기 위하여 Schaefer(1965)의 양육행동모형을 토대로 Park(1995)이 개발하고 Kim(2003)이 수정한 아버지 양육행동 척도를 사용했다. 본 척도는 총 30문항으로 구성되며, 온정ㆍ수용(9문항), 거부ㆍ제재(11문항), 허용ㆍ방임(10문항)의 3가지 하위요인을 포함하고 있다.
성능/효과
- 첫 번째 연구문제에서는 성별 및 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이를 살펴보았다. 그 결과 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 아동의 성별 및 학년에 따라 차이가 없었으며, 아동 행복감의 일부 하위변인에서 유의한 성차 및 학년차가 나타났다. 즉, 아동행복감의 총점 및 학교생활 행복감에서 여아가 남아보다 높았으며, 아동 행복감의 자아존중감에서 4학년이 5ㆍ6학년보다 높았다.
- 넷째, 과외생활에서의 행복감에는 아버지의 학습지도 참여(t = 2.04, p < 0.05)와 함께 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 3.69, p < 0.001)가 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 넷째, 아동 행복감의 하위요인별로 살펴보면 아버지 양육참여도 중 여가활동, 생활지도, 가사활동에서의 참여도는 아동 행복감 중 과외생활을 제외한 모든 하위 영역과 r = 0.13 ~ 0.63(p < 0.05)의 정적 상관관계를 보였다.
- 넷째, 아버지 양육행동의 하위요인별로 살펴보면, 온정ㆍ수용(r = 0.12 ~ 0.67, p < 0.05)과 거부ㆍ제재(r = 0.24 ~ 0.54, p < 0.01)는 아동 행복감의 모든 하위요인 및 총점과 유의한 정적 상관관계를 보였으며, 허용ㆍ방임은 유의한 상관관계를 보이지 않았다.
- 다섯째, 전반적 생활환경에서의 행복감에 영향을 미치는 변인은 아버지의 여가활동 참여(t = 3.46, p< 0.01)와 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 2.12, p <0.05)로 밝혀졌다.
- 두 번째 연구문제인 아버지의 양육참여도 및 양육 행동과 아동의 행복감 간의 관계를 알아본 결과, 아버지의 양육참여도가 높으며 양육행동이 바람직한것으로 인식할수록 아동의 행복감 총점이 높았다. 아버지 양육참여도의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계를 살펴보면, 아버지가 여가활동, 생활지도, 가사활동, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가 했으며, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 아동의 과외생활 행복감이 높았다.
- 첫째, 온정ㆍ수용의 하위요인은 자녀에 대한 바람직한 애정표현, 온정적 태도, 존중, 이해, 긍정적 평가, 경험의 공유, 대화와 설명, 아동의 잠재력에 대한 신뢰와 지원 등 온정적이면서도 지지적인 양육행동을 의미한다. 둘째, 거부ㆍ제재 하위요인은 불만, 부정적 평가 또는 비난, 부정적 감정 표현, 적대적ㆍ감정적 훈육, 무시와 비하, 억압, 잔소리 등 부정적이면서도 강압적인 양육행동을 뜻한다. 셋째, 허용ㆍ방임 하위요인은 자녀의 요구를 과다하게 수용해 주는 익애 또는 굴복형 허용 및 무책임하고 무관심한 방임적 양육행동을 의미한다.
- 둘째, 부모와의 관계에서의 행복감에 유의한 영향을 미치는 변인은 아버지의 여가활동 참여(t = 3.12,p < 0.01)와 온정ㆍ수용적 양육행동(t = 4.17, p <0.001) 및 거부ㆍ제재적 양육행동(t = 3.49, p <0.01)으로 나타났다.
- 둘째, 아버지 양육참여도의 하위요인 점수와 아동 행복감 총점 간 상관은 모두 유의한 정적관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 아버지의 생활지도 참여(r = 0.60, p < 0.01)가 가장 높았고 다음으로 여가활동 참여(r = 0.55, p < 0.01), 학습지도 참여(r = 0.50, p < 0.01), 가사활동 참여(r =0.27, p < 0.01)의 순으로 나타났다.
- 둘째, 아버지 양육행동의 하위요인 점수와 아동 행복감 총점 간 상관관계에서 온정ㆍ수용(r =0.55, p < 0.01) 및 거부ㆍ제재(r = 0.51, p < 0.01)는 유의한 정적관계를 보인 반면 허용ㆍ방임은 유의한 상관관계를 보이지 않았다.
- 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향을 알아보기 위해 아버지 양육참여도 및 양육행동의 하위변인들을 독립변인으로 투입하고 행복감의 하위변인 및 총점을 종속변인으로 설정하여 중다회귀분석을 실시했다. 변수 간 다중공선성을 점검한 결과 분산팽창계수 VIF(variation inflationfactor) 값이 1.06 ~ 4.21로 나타나 다중공선성의 문제는 발견되지 않았다.
- 본 연구에 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 여가활동 0.91, 생활지도 0.79, 가사활동 0.62, 학습지도 0.68이었으며, 총 문항의 내적신뢰도는 0.92였다.
- 본 연구에 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 온정ㆍ수용 0.88, 거부ㆍ제재 0.73, 허용ㆍ방임 0.70이었으며, 총 문항의 내적신뢰도는 0.71이었다.
- 본 연구에서 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 자아존중감 0.87, 부모와의 관계 0.84, 학교생활 0.81, 과외생활 0.69, 전반적 생활환경 0.71, 욕구만족 0.66으로 나타났으며, 전체 문항에 대한 내적신뢰도는 0.88이었다.
- 아동이 각 문항에 대해 자신의 아버지와 ‘아주 다르다(1점)’에서 ‘아주 비슷하다(4점)’로 응답하는 4점 Likert 척도이다. 본 연구에서는 거부ㆍ제재 및 허용ㆍ방임 하위요인을 역채점하여 사용했으므로 각 하위요인의 평균 점수가 높을수록 아동이 아버지의 양육행동에 대해 더욱 온정ㆍ수용적이고 덜 거부ㆍ제재적이며 덜 허용ㆍ방임적으로 지각함을 의미한다. 본 연구에 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 온정ㆍ수용 0.
- 아동이 각 문항에 대하여 ‘전혀 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’으로 응답하는 5점 Likert 척도이다. 본 연구에서는 과외생활 하위요인에 해당하는 문항을 역채점하여 사용했으므로, 각 하위요인의 평균점수가 높을수록 해당 영역에서의 행복감이 높음을 의미한다. 본 연구에서 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 자아존중감 0.
- 세 번째 연구문제를 통해 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동 행복감에 미치는 영향력을 검증한 결과, 여가생활과 생활지도 및 학습지도에서의 아버지 참여와 온정ㆍ수용 및 거부ㆍ제재 양육행동이 영향을 미치는 변인으로 밝혀졌다. 즉 아버지가 여가 활동, 생활지도, 학습지도에 높게 참여하는 것으로 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌다.
- 셋째, 아버지 양육참여도 총점과 아동 행복감의 하위요인 점수 간 상관은 과외생활을 제외하고 모두 정적으로 유의한 상관관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 부모와의 관계(r = 0.57, p < 0.01)가 가장 높았고 다음으로 전반적 생활환경(r = 0.50, p <0.01), 자아존중감(r = 0.48, p < 0.01), 학교생활(r= 0.44, p < 0.01), 욕구만족(r = 0.36, p < 0.01)의 순으로 나타났다.
- 셋째, 아버지의 양육행동 총점과 아동 행복감의 하위요인 점수 간 상관은 모두 유의한 정적관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 부모와의 관계(r =0.65, p < 0.01)가 가장 높았고, 학교생활(r = 0.43,p < 0.01), 전반적 생활환경(r = 0.42, p < 0.01), 자아존중감(r = 0.38, p < 0.01), 욕구만족(r = 0.31, p< 0.01), 과외생활(r = 0.19, p < 0.01)의 순으로 나타났다.
- 셋째, 학교생활에서의 행복감에는 아버지의 생활지도 참여(t = 2.23, p < 0.05)가 유의한 정적 영향(Β = 0.25)을 미쳤으며, 학교생활 행복감의 23%를 설명하는 것(F = 11.78, p <0.001)으로 나타났다.
- 둘째, 거부ㆍ제재 하위요인은 불만, 부정적 평가 또는 비난, 부정적 감정 표현, 적대적ㆍ감정적 훈육, 무시와 비하, 억압, 잔소리 등 부정적이면서도 강압적인 양육행동을 뜻한다. 셋째, 허용ㆍ방임 하위요인은 자녀의 요구를 과다하게 수용해 주는 익애 또는 굴복형 허용 및 무책임하고 무관심한 방임적 양육행동을 의미한다. 아동이 각 문항에 대해 자신의 아버지와 ‘아주 다르다(1점)’에서 ‘아주 비슷하다(4점)’로 응답하는 4점 Likert 척도이다.
- 아버지 양육참여도 중 여가활동 참여, 생활지도참여, 학습지도 참여는 아동의 행복감에 부분적이나 통계적으로 유의미하게 정적인 영향을 준 반면, 가사활동 참여는 영향을 미치지 않는 것으로 밝혀졌다. 아버지의 여가생활 참여는 행복감 하위요인 중 자아존중감, 부모와의 관계, 전반적 생활환경에 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌으며, 이는 아버지의 여가생활 참여가 아동의 자아존중감을 높여주고 부모와의 관계를 원만하다고 느끼게 하며 전반적인 생활에서의 행복감을 높게 평가하는데 기여함을 의미한다.
- 두 번째 연구문제인 아버지의 양육참여도 및 양육 행동과 아동의 행복감 간의 관계를 알아본 결과, 아버지의 양육참여도가 높으며 양육행동이 바람직한것으로 인식할수록 아동의 행복감 총점이 높았다. 아버지 양육참여도의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계를 살펴보면, 아버지가 여가활동, 생활지도, 가사활동, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가 했으며, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 아동의 과외생활 행복감이 높았다. 아버지 양육행동의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계에서는 아버지 양육행동의 온정ㆍ수용 정도가 높고 거부ㆍ제재 정도가 낮다고 인식하는 아동이 자신의 행복감을 높게 평가한 것으로 나타났다.
- 아버지 양육행동과 아동 행복감의 관계를 살펴본 결과 첫째, 양육행동의 총점과 아동 행복감의 총점 간 상관관계 계수 r = 0.55(p < 0.01)로 유의한 정적 상관관계를 보였다.
- 아버지 양육참여도의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계를 살펴보면, 아버지가 여가활동, 생활지도, 가사활동, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가 했으며, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 아동의 과외생활 행복감이 높았다. 아버지 양육행동의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계에서는 아버지 양육행동의 온정ㆍ수용 정도가 높고 거부ㆍ제재 정도가 낮다고 인식하는 아동이 자신의 행복감을 높게 평가한 것으로 나타났다.
- 아버지의 양육참여도와 아동 행복감과의 관계를 살펴본 결과 첫째, 양육참여도 총점과 아동 행복감총점 간 상관관계 계수 r = 0.57(p < 0.01)로 유의한 정적 상관관계를 보였다.
- 아버지 양육참여도 중 여가활동 참여, 생활지도참여, 학습지도 참여는 아동의 행복감에 부분적이나 통계적으로 유의미하게 정적인 영향을 준 반면, 가사활동 참여는 영향을 미치지 않는 것으로 밝혀졌다. 아버지의 여가생활 참여는 행복감 하위요인 중 자아존중감, 부모와의 관계, 전반적 생활환경에 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌으며, 이는 아버지의 여가생활 참여가 아동의 자아존중감을 높여주고 부모와의 관계를 원만하다고 느끼게 하며 전반적인 생활에서의 행복감을 높게 평가하는데 기여함을 의미한다. 이같은 결과는 아버지의 양육참여가 자녀의 긍정적인 자아개념 형성과 자기효능감에 영향을 미친다는 선행연구 결과(Han 2002; Lim 2007b)와 일치하며, 여가활동을 함께하면서 얻는 긍정적 정서가 행복감을 상승시킨다는 연구(Ryan & Deci 2001;Moon & Lee 2008; Newman et al.
- 다음으로 아버지의 양육행동 측면에서 본 연구결과를 고찰하겠다. 아버지의 온정ㆍ수용적 및 거부ㆍ제재적 양육행동은 아동 행복감에 대하여 부분적이나 유의미한 영향력을 가지는 것으로 나타났으며, 허용ㆍ방임적 양육행동은 영향을 미치지 않았다. 즉 아버지 양육행동이 온정ㆍ수용적이라고 인식하는 것이 아동의 부모와의 관계에서의 행복감에 정적인 영향을 미쳤으며, 아버지 양육행동을 거부ㆍ제재적이지 않다고 인식하는 것이 아동 행복감의 총점은 물론 하위영역 중 부모와의 관계, 과외생활, 전반적 생활, 욕구만족에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.
- 여섯째, 욕구만족에 있어서의 행복감에 유의한 영향을 미치는 변인은 아버지의 생활지도 참여(t =2.65, p < 0.01)와 학습지도 참여(t = 2.09, p <0.05) 및 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 3.53, p <0.001)로 밝혀졌으며, 이들 변인은 욕구만족 변인의 23%(F = 12.09, p < 0.001)를 설명하고 있었다.
- 요약하면 아동이 지각한 아버지 양육참여도 및 양육행동은 아동 행복감에 유의한 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 함께 아버지 양육참여도 및 양육행동의 설명력은 부모와의 관계에 대한 설명력이 52%로 가장 높게 나타났으며, 다음으로 행복감 총점44%, 전반적 생활환경 29%, 자아존중감 28%, 욕구만족 및 학교생활 23%, 과외생활 6%의 순으로 나타났다.
- 01)는 아동 행복감의 모든 하위요인 및 총점과 유의한 정적 상관관계를 보였으며, 허용ㆍ방임은 유의한 상관관계를 보이지 않았다. 이같은 결과를 통해 아동이 아버지의 양육행동이 온정ㆍ수용적이고 덜 거부ㆍ제재적인 것으로 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가했음을알 수 있다.
- 이상에서와 같이 본 연구는 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 양육관련 변인을 검증한 결과, 다양한 측면에서의 아버지 양육참여와 긍정적인 양육행동이 아동 행복감을 유의하게 설명하고 있음을 밝힐 수 있었다. 이는 아버지가 적극적으로 양육에 참여하는 것이 아동의 행복감 발달에 중요한 영향을 미침과 동시에 다양한 영역에서 바람직한 방향으로 실천하는 것 또한 중요함을 보여준다.
- 이와 함께 상관관계 정도가 높지는 않았으나 아버지의 가사활동 참여도가 높다고 인식할수록 아동의 행복감이 높게 나타났다. 가사활동 참여도는 식사준비와 설거지, 빨래 및 집안 정리정돈에 참여함을 의미하므로 아버지의 높은 가사활동 참여도는 부부간 역할 분담에서 벗어나 역할 공유로 전환됨을 의미한다.
- 요약하면 아동이 지각한 아버지 양육참여도 및 양육행동은 아동 행복감에 유의한 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 함께 아버지 양육참여도 및 양육행동의 설명력은 부모와의 관계에 대한 설명력이 52%로 가장 높게 나타났으며, 다음으로 행복감 총점44%, 전반적 생활환경 29%, 자아존중감 28%, 욕구만족 및 학교생활 23%, 과외생활 6%의 순으로 나타났다.
- 즉 아버지가 여가 활동, 생활지도, 학습지도에 높게 참여하는 것으로 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 함께 아버지의 양육행동을 온정ㆍ수용적이며 거부ㆍ제재적이지 않다고 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 일곱째, 아동 행복감의 총점에 유의한 영향을 미치는 변인은 생활지도 참여(t = 2.36, p < 0.05), 학습지도 참여(t = 2.58, p < 0.05), 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 4.57, p < 0.001)로 이들 변인은 행복감 총점의 44%(F = 29.88, p < 0.001)를 설명하고 있었다.
- 아버지의 온정ㆍ수용적 및 거부ㆍ제재적 양육행동은 아동 행복감에 대하여 부분적이나 유의미한 영향력을 가지는 것으로 나타났으며, 허용ㆍ방임적 양육행동은 영향을 미치지 않았다. 즉 아버지 양육행동이 온정ㆍ수용적이라고 인식하는 것이 아동의 부모와의 관계에서의 행복감에 정적인 영향을 미쳤으며, 아버지 양육행동을 거부ㆍ제재적이지 않다고 인식하는 것이 아동 행복감의 총점은 물론 하위영역 중 부모와의 관계, 과외생활, 전반적 생활, 욕구만족에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.
- 세 번째 연구문제를 통해 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동 행복감에 미치는 영향력을 검증한 결과, 여가생활과 생활지도 및 학습지도에서의 아버지 참여와 온정ㆍ수용 및 거부ㆍ제재 양육행동이 영향을 미치는 변인으로 밝혀졌다. 즉 아버지가 여가 활동, 생활지도, 학습지도에 높게 참여하는 것으로 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 함께 아버지의 양육행동을 온정ㆍ수용적이며 거부ㆍ제재적이지 않다고 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.
- 01)로 유의한 정적 상관관계를 보였다. 즉 아버지의 양육참여도를 높게 인식할수록 아동의 전반적인 행복감이 높은 것으로 나타났다. 둘째, 아버지 양육참여도의 하위요인 점수와 아동 행복감 총점 간 상관은 모두 유의한 정적관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 아버지의 생활지도 참여(r = 0.
- 01)로 유의한 정적 상관관계를 보였다. 즉 아버지의 양육행동을 바람직하다고 인식할수록 아동의 전반적인 행복감이 높게 나타났다. 둘째, 아버지 양육행동의 하위요인 점수와 아동 행복감 총점 간 상관관계에서 온정ㆍ수용(r =0.
- 그 결과 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 아동의 성별 및 학년에 따라 차이가 없었으며, 아동 행복감의 일부 하위변인에서 유의한 성차 및 학년차가 나타났다. 즉, 아동행복감의 총점 및 학교생활 행복감에서 여아가 남아보다 높았으며, 아동 행복감의 자아존중감에서 4학년이 5ㆍ6학년보다 높았다. 이는 선행연구 결과를 부분적으로 지지하는 것이나 보다 일관성 있는 결론 도출을 위해 지속적인 검증이 요구된다 하겠다.
- 01)에서 성별에 따른 유의한 차이를 보였다. 즉, 행복감 총점에서 여아의 평균(M = 3.89, SD = 0.54)이 남아(M =3.74, SD = 0.57)보다 유의하게 높았으며, 학교생활 하위요인에서 또한 여아의 평균(M = 4.38, SD =0.74)이 남아(M = 4.12, SD = 0.77)보다 유의하게 높았다. 이를 통해 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 성별에 따라 차이가 없었으며, 행복감의 수준은 여아가 남아 보다 총점 및 학교생활에서 더 높았음을 알 수 있다.
- 첫째, 아동 행복감 중 자아존중감에 유의한 영향을 미치는 변인은 아버지의 여가활동 참여(t = 3.28,p < 0.01)와 생활지도 참여(t = 2.05, p < 0.05)였다.
- 첫째, 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동의 행복감은 성별 및 학년에 따라 차이가 있는가?
- 본 척도는 총 30문항으로 구성되며, 온정ㆍ수용(9문항), 거부ㆍ제재(11문항), 허용ㆍ방임(10문항)의 3가지 하위요인을 포함하고 있다. 첫째, 온정ㆍ수용의 하위요인은 자녀에 대한 바람직한 애정표현, 온정적 태도, 존중, 이해, 긍정적 평가, 경험의 공유, 대화와 설명, 아동의 잠재력에 대한 신뢰와 지원 등 온정적이면서도 지지적인 양육행동을 의미한다. 둘째, 거부ㆍ제재 하위요인은 불만, 부정적 평가 또는 비난, 부정적 감정 표현, 적대적ㆍ감정적 훈육, 무시와 비하, 억압, 잔소리 등 부정적이면서도 강압적인 양육행동을 뜻한다.
후속연구
- 또한 본 연구와 다른 측정도구를 사용한 선행연구(Kim 2007a; Kim 2007b; Shin 2007)에서도 여아의 행복감이 남아보다 높은 것으로 나타나 본 연구결과는 선행연구를 상당 부분 지지한다고 볼 수 있다. 그럼에도 불구하고 본 연구결과에서 행복감의 모든 하위요인에서 성차가 발견된 것은 아니므로 하위변인을 고려하지 않고 성차를 논의하는 것은 다소 무리가 있으며, 향후 행복감을 연구함에 있어 하위요인을 충분히 고려하여 고찰할 필요가 있음을 알 수 있다.
- 향후 아버지 양육관련 변인을 다루는 연구가 보다 광범위하고 다양한 지역에 거주하는 연구대상을 포함하여 이루어질 필요가 있다. 다음으로 본 연구에서는 아버지의 양육참여도 및 양육행동을 아동의 자기보고식 설문조사를 통해 측정하였으므로 실제아버지의 양육참여도 및 양육행동과 일치하지 않을 수도 있다. 이에 추후 연구에서 아버지의 양육관련 변인의 측정 방법을 아버지의 자기보고식 또는 주양 육자인 어머니의 자기보고식으로 다각화하여 실행할 필요가 있다.
- 한편 아버지의 생활지도 참여는 자녀의 일상적인 생활습관형성이나 사회화와 관련된 하위요인으로 앞에서 논의한 여유시간이나 휴식 및 오락을 함께하는 여가생활 참여도와는 다른 측면의 양육참여를 의미한다. 따라서 본 연구결과는 아버지가 여가생활 뿐만 아니라 생활지도에서도 적극적으로 참여할 필요가 있음을 시사한다.
- 이에 추후 연구에서 아버지의 양육관련 변인의 측정 방법을 아버지의 자기보고식 또는 주양 육자인 어머니의 자기보고식으로 다각화하여 실행할 필요가 있다. 또한 본 연구결과에서 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 영향을 미치는 것으로 확인되었으므로 매개효과나 조절효과를 통해 심층분석하는 추후 연구가 요구된다 하겠다. 또한 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 및 어머니 양육변인의 비교 연구를 통해 차이를 규명해 보는 것도 의의 있으리라 생각된다.
- 또한 본 연구결과에서 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 영향을 미치는 것으로 확인되었으므로 매개효과나 조절효과를 통해 심층분석하는 추후 연구가 요구된다 하겠다. 또한 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 및 어머니 양육변인의 비교 연구를 통해 차이를 규명해 보는 것도 의의 있으리라 생각된다.
- 이같은 결과는 아버지를 대상으로 한 부모교육 프로그램의 중요성에 대해 사회적 변화나 당위성만이 아닌 실증적인 연구결과를 통해 증명했다는데 가치가 있다. 마지막으로 본 연구결과를 토대로, 아버지들이 가정에서 자녀와 함께 보내는 시간을 확보하여 아동의 행복감 증진에 기여할 수 있도록 기업문화 및 사회 정책의 개선을 제안하는 바이다.
- 본 연구의 제한점을 살펴보고 향후 연구를 위해 몇 가지를 제안하면 다음과 같다. 먼저 본 연구는 연구대상이 일부 지역에 제한되어 있어 모든 유아의 아버지에게 적용하여 일반화하기에는 어려움이 있다. 향후 아버지 양육관련 변인을 다루는 연구가 보다 광범위하고 다양한 지역에 거주하는 연구대상을 포함하여 이루어질 필요가 있다.
- 또한 4학년 때의 행복감이 5학년 때의 행복감에 그리고 5학년 때의 행복감이 6학년 때의 행복감에 지속적으로 유의미한 영향을 미친다는 종단연구 결과(Jun & Jang 2009)를 고려할 때 학령 후기를 하나의 중요한 시기로 간주하여 연구 대상으로 삼는 것은 타당하다고 사료된다. 본 연구를 통해 아동 후기의 행복감 발달에 미치는 아버지의 영향을 검증할 수 있으며, 나아가 학령후기 행복감을 증진시키는 방안을 도출하고 아버지 교육의 실증적 기초자료를 제공할 수 있을 것으로 기대된다. 이와 같은 연구목적을 위해 설정된 연구문제는 다음과 같다.
- 선행 연구결과에서도 초등학교 고학년 시기를 경험하면서 아동의 행복감이 이전보다 하락하게 되는 것으로 보고되어(Moon& Lee 2008; Cho et al. 2009) 이 시기에 대한 추가연구가 필요함을 알 수 있다.
- 즉, 아동행복감의 총점 및 학교생활 행복감에서 여아가 남아보다 높았으며, 아동 행복감의 자아존중감에서 4학년이 5ㆍ6학년보다 높았다. 이는 선행연구 결과를 부분적으로 지지하는 것이나 보다 일관성 있는 결론 도출을 위해 지속적인 검증이 요구된다 하겠다. 무엇보다 아동 행복감의 하위요인별로 성별 및 학년에 따른 차이가 다르게 나타나 한국 아동 행복감의 개념 및 정의에 대한 요인화 및 타당화 연구의 필요성을 시사한다.
- 다음으로 본 연구에서는 아버지의 양육참여도 및 양육행동을 아동의 자기보고식 설문조사를 통해 측정하였으므로 실제아버지의 양육참여도 및 양육행동과 일치하지 않을 수도 있다. 이에 추후 연구에서 아버지의 양육관련 변인의 측정 방법을 아버지의 자기보고식 또는 주양 육자인 어머니의 자기보고식으로 다각화하여 실행할 필요가 있다. 또한 본 연구결과에서 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 영향을 미치는 것으로 확인되었으므로 매개효과나 조절효과를 통해 심층분석하는 추후 연구가 요구된다 하겠다.
- 먼저 본 연구는 연구대상이 일부 지역에 제한되어 있어 모든 유아의 아버지에게 적용하여 일반화하기에는 어려움이 있다. 향후 아버지 양육관련 변인을 다루는 연구가 보다 광범위하고 다양한 지역에 거주하는 연구대상을 포함하여 이루어질 필요가 있다. 다음으로 본 연구에서는 아버지의 양육참여도 및 양육행동을 아동의 자기보고식 설문조사를 통해 측정하였으므로 실제아버지의 양육참여도 및 양육행동과 일치하지 않을 수도 있다.
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