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Korean J Child Stud > Volume 38(1); 2017 > Article
부의 양육참여가 모의 온정적 양육에 미치는 영향에서 모가 지각한 부부갈등 및 결혼만족도의 매개효과: 모의 우울과 자아존중감 조절효과를 중심으로

Abstract

Objective

This study was aimed to examine the mediating effects of mother's marital conflict and satisfaction between father's child-rearing involvement and mother's warmth of parenting style, and the moderating effect of mother's depression and self-esteem.

Methods

The analyses involved using cross-sectional weights from the 1,703 samples of the 5th Panel Study on Korean Children to classify them into high and low depression groups, and high and low self-esteem groups. Path analysis and multiple group comparison analysis were conducted, controlled by child sex, mother's age and highest education level, and household financial assets.

Results

The results were as follows: First, mother's marital conflict and satisfaction had a mediating effect on the relationship between father's child-rearing involvement and mother's warmth of parenting style. Second, mother's depression and self-esteem levels had a moderating effect the relationship between father's child-rearing involvement and mother's warmth of parenting style. In particular, mother's depression level affected the path between marital conflict and warmth of parenting style, and mother's self-esteem level affected the path between marital satisfaction and warmth of parenting style.

Conclusion

Father's child-rearing involvement and mother's psychological level affect mother's marital relations and parenting style. Also, father's parenting involvement and psychological support is needed for a mother to regulate mood disorders, including depression and any self-serving bias.

서론

결혼은 서로 다른 환경의 개인들이 만나서 함께 성숙하고 변화해가는 일련의 적응적 과정이자 사회를 구성하는 가장 핵심적인 인간관계이다. 또한 이러한 가족제도 속에서 자녀는 부모로부터 원만한 사회적 관계를 배울 수 있다. 가족이 행복해지기 위해서는 부부가 서로의 갈등을 잘 조절하면서 만족스런 결혼생활이 지속되어야 한다. 그러나 부부의 성격적 요인, 환경적 요인, 자녀문제 등으로 별거나 이혼으로 인한 가족 해체의 위험이 늘고 있다. 최근 발표된 이혼 관련 통계에 의하면 이혼 건수는 2003년까지 급격히 증가한 이후로 완만히 감소하거나 유지되고 있지만, 여전히 경제협력개발기구(Organisation for Economic Co-operation and Development [OECD]) 회원국 중 한국의 이혼율이 가장 높다(Statistics Korea, 2015). 이에 가족해체의 위험을 감소시키기 위해서 그 어느 때보다 가족관계에 대한 관심을 기울여야 할 때가 되었다.
결혼만족도는 결혼생활에 만족하는 정도를 알아보는 척도로서 개인의 행복한 삶을 위해 고려되어야 하는 매우 중요한 변인이다(J. M. Lee, 2015). 또한, 결혼만족도는 가정을 유지시키는 원동력이자 원가족 부모의 결혼만족도가 다음세대의 결혼만족도에도 전이될 수 있는 역동적인 변인이다(S.-H. Cho & Park, 2010). 선행연구에 의하면 평균적으로 남성의 결혼 만족도가 여성보다 높았고, 남성은 아내의 정서적 지지와 같은 부부관계에 의한 초점을 두었다(Hyun & Kim, 2002). 반면 여성의 경우에는 부부관계뿐 아니라 가족구조, 경제적 안정 등의 인구학적 요인들과도 관련이 있었다(H.-M. Kim & Park, 2012). 뿐만 아니라 결혼만족도는 우울이나 자아존중감 같은 심리적 변인과도 관련 있는 것으로 보고되고 있다(J.-K. Kim, 2014; J.-H. Yang, 2016). 따라서 어린 자녀를 둔 모의 결혼만족도는 가족의 인구학적 변인, 모의 심리적 변인, 그리고 부부관계 등을 포괄적으로 고려할 필요가 있다.
결혼만족도에 직접적으로 영향을 주는 주요 변인으로는 부부갈등을 들 수 있다. 부부갈등은 출산과 양육의 과정을 거치면서 부부간의 역기능적 의사소통이 원인이 되어 부부관계를 소원하게 만든다(Carroll, Hill, Yorgason, Larson & Sandberg, 2013). 이러한 부부갈등의 양상이 다시 결혼만족도에 영향을 미친다는 보고가 있다(G.-H. Hong & Seo, 2012; Ryu & Cho, 2015). 그런데 남편과 아내가 인식하는 부부갈등 수준이 각각의 결혼만족도에 모두 유의한 것은 아니었고, 특히 여성의 결혼만족도에만 유의한 영향을 주었다(Joo & Jun, 2016). 이를 토대로 모가 지각하는 부부갈등에 영향을 주는 요인들이 모의 결혼만족도를 높인다고 예측할 수 있다. 한편 모가 지각하는 부부갈등에 영향을 줄 수 있는 대표적인 변인으로 부의 양육참여를 들 수 있는데, 여성의 경제활동이 증가하면서 부의 양육참여 요구가 그만큼 커지고 있기 때문이다. 최근 여성의 경제활동 참여율이 꾸준히 증가하여 50%를 넘어서면서 전체가구 중 맞벌이가구가 약 1/3을 차지하게 되었다. 또한 남편과 부인이 가사를 공평하게 분담해야 한다는 의견이 2012년에는 46%까지 육박하고 있다(Statistics Korea, 2015). 이는 결혼생활에 있어서 전반적인 가사노동시간의 분배가 필요해졌으며, 특히 자녀 양육과 관련해서 가정에서의 남편의 양육참여가 보다 적극적으로 요구되는 현실을 시사한다. 이와 관련하여 남편의 양육참여를 높게 지각할수록 아내가 지각하는 부부관계의 질이나 결혼만족도가 높았으며(I. J. Lee, 2015; Lim & Lee, 2012; S.-A. Oh & Ryu, 2016), 반대로 아내의 가사노동이 부담스러울수록 여성의 결혼만족도는 감소하였다(Y.-B. Lee, 2010). 따라서 부의 양육참여는 모가 지각하는 부부관계를 매개로 결혼만족도에 긍정적인 영향을 준다고 가정할 수 있다.
한편, 이러한 부부관계와 결혼생활은 결과적으로 자녀 양육방식에 영향을 미치게 된다. 양육스타일은 양육행동 또는 양육태도로도 사용되어 부모가 아동을 가르치고 돌보는 양육과정에서 나타나는 행동 및 태도로 볼 수 있다(S. Y. Park & Lee, 1990). 특히, 온정적 양육스타일은 부모가 자녀에 대한 애정을 표현하며 의사소통의 수준이 높은 양육행동을 포함한다(B. Cho, Lee, Lee, & Kwon, 1999). 이러한 어머니의 온정적 양육태도는 부모-자녀관계와 영아기 자녀의 성장에도 긍정적 영향을 끼치며(J. S. Oh, 2012), 아동에게 수용적이고 반응적인 온정적 양육스타일을 가질 때 또래에게 공격적이지 않은 것으로 나타났다(I. S. Kim, Kim, & Kim, 2010). 나아가 이러한 모의 애정적이고 자율적인 양육방식은 모의 결혼만족도와 정적인 상관이 있었다(Aluja, del Barrio, & Garcia, 2006; H.-K. Park & Yoon, 2012). 선행연구에 의하면 부부갈등이 어머니의 결혼만족도와 온정적 양육행동에 영향을 미치고(J.-S. Lee, 2010), 결혼만족도도 자녀에 대한 긍정적인 양육방식에 영향을 미치는 것으로 보고되고 있다(Chang, 2016; Song, 2015; Woo, 2016). 또한, 부부갈등과 결혼만족도에 영향을 주는 부의 양육참여도도 어머니의 애정적 양육태도에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 보고되었다(S.-H. Park, Kim, & Oh, 2015). 따라서 부의 양육참여가 모의 온정적 양육스타일에 영향을 미치는 관계에서 모가 지각하는 부부갈등과 결혼만족도는 매개역할을 할 수 있다.
한편, 모의 결혼만족도에 영향을 주는 모의 심리적 변인으로는 우울, 자아존중감, 자기효능감, 원가족건강성, 부모효능감 등이 보고되고 있다(H.-M. Kim & Park, 2012). 이 중 우울은 자신의 수행능력을 낮게 평가하며, 비관적인 상황을 더 민감하게 받아들이고 반대로 낙관적인 상황에서는 둔감해지는 경향을 갖게 한다(E.-Y. Kim et al., 1999). 그래서 우울은 주변상황에 대한 비관적인 평가를 이끌어 삶의 만족도나 결혼만족도를 저하시킬 수 있다. 실제로 기혼 여성의 우울 수준은 부부갈등과(E.-J. Kim & Jeon, 2016), 온정적이고 반응적인 양육(Downey & Coyne, 1990; J.-Y. Lee & Jang, 2009; J. S. Oh, 2012)과 관련이 있었다. 뿐만 아니라 결혼만족도와도 부적 상관이 있었다(Ham & Cho, 2012; Y.-H. Lee, 2014; Lim & Lee, 2012; J.-H. Yang, 2016).
한편, 자아존중감은 스스로 유능하고 가치 있다고 믿는 개인의 안정적인 심리적 특질(Rosenberg, 1989)로서, 상황적인 변인을 예측할 수 있는 개인의 적응적 기능과 관련되어 있다. 자아존중감은 부정적인 사건에 대한 수용적 태도, 특히 대인관계와 관련된 정서적 방략과 대처를 포함한다(Harter, 1982; A.-J. Lee & Choi, 2015; H.-Y. Park, 2010; J.-E. Ha, 2014). 선행연구에서도 부부갈등을 예측하였으며(J.-B. Cho, 2009), 애정적이고 긍정적인 양육 경향을 보였고(G. S. Lee, 2011; J. S. Oh, 2012), 긍정적인 결혼만족도까지도 예측하였다(Ham & Cho, 2012; H.-J. Lee & Kim, 2010; Y. H. Park & Ko, 2005). 그러나 부의 양육참여가 부부갈등이나 결혼만족도를 매개로 온정적 양육스타일에 영향을 미치는 관계에서 모의 우울과 자아존중감은 조절변인으로 기능할 수 있지만 이를 밝히는 연구는 부족하다. 이러한 조절효과를 밝히는 것은 어머니의 결혼만족 및 결혼생활과 관련된 요인을 지원하는 데 있어, 어머니 개인의 심리적 요인을 고려할 수 있으므로 보다 효과적인 가족지원의 근거가 될 수 있다.
따라서 본 연구에서는 한국아동패널 자료를 바탕으로 어머니 개인의 심리적 변인인 우울, 자아존중감의 수준에 따라 모의 온정적 양육스타일에 영향을 미치는 부부갈등과 결혼만족도의 매개효과 차이를 비교함으로써 어머니의 양육방식을 향상시킬 수 방안을 마련하는 기초자료를 마련하고자 한다.

연구문제 1

부가 지각한 부의 양육참여와 모의 온정적 양육스타일의 관 계에서 모가 지각한 부부갈등, 모의 결혼만족도가 매개역할 을 하는가?

연구문제 2

부가 지각한 부의 양육참여, 모가 지각한 부부갈등, 모의 결 혼만족도가 모의 온정적 양육스타일에 미치는 영향에서 모의 에서 모의 자아존중감의?
2-1. 부가 지각한 부의 양육참여, 모가 지각한 부부갈등, 모의 결혼만족도가 모의 온정적 양육스타일에 미치는 영향 에서 모의 우울의 조절효과가 있는가?
2-2. 부가 지각한 부의 양육참여, 모가 지각한 부부갈등, 모의 결혼만족도가 모의 온정적 양육스타일에 미치는 영향 조절효과가 있는가?

연구방법

연구대상

본 연구의 대상은 육아정책연구소(Korea Institute of Child Care and Education [KICCE])에서 수집한 한국아동패널 제5차 데이터(KICCE; 2012)에서 횡단면가중치가 적용되는 1,703개의 자료를 횡단면가중치를 적용하여 분석에 사용하였다.

연구도구

본 연구의 주요 변인은 한국아동패널 제5차 데이터(KICCE; 2012)의 도구로 측정된 변인들 중에서 선정되었다. 연구모형의 주요 변인은 부가 지각한 ‘부의 양육참여’, 모가 지각한 ‘부부갈등’ 및 ‘결혼만족도’, 그리고 모의 ‘온정적 양육스타일’이 선정되었다. 이들 변인들 간의 관계에 영향을 주는 조절변인으로는 모의 우울, 자아존중감이 사용되었다.

부의 양육참여

S. R. Hong (1995)의 연구에서 사용된 자녀양육참여 척도로 남편의 가족역할수행을 측정하는 문항은 배우자 역할, 부모역할, 친족역할, 가사 분담자 역할, 가계경제관리 역할, 부양자 역할, 대외적 역할의 7개의 영역에 대한 총 33개의 문항으로 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(5점)로 구성된 5점 Likert 척도이며, 한국아동패널에서는 총 4문항을 수정하여 사용하였고 점수가 높을수록 부의 양육참여도의 수준이 높다. 구체적인 문항은 “나는 아이에게 필요한 장난감이나 물품을 사다 준다.”, “나는 아이의 습관이나 생활에 관심을 갖고 지도한다.”, “나는 아이의 식사를 도와주거나 목욕을 시키는 등의 일을 한다.”, “나는 아이와 함께 자주 놀아주거나 이야기 상대가 되어준다.”이다. 본 연구에서 신뢰도 계수 Cronbach's α는 .74로 나타났다.

부부갈등

Markman, Stanley와 Blumberg (1994)의 척도를 사용하였고, 디스트레스와 이혼의 수준을 가장 잘 예측하는 8개의 문항을 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(5점)로 구성되어 한국아동패널에서는 5점 척도로 수정하여 사용하였다. 구체적인 문항은 “남편은 나를 존중하는 것 같지 않다.”, “나는 지금 결혼생활에서 외로움을 느낀다.”, “내 진짜 생각과 느낌 혹은 우리관계에 대한 요구를 말해봤자 아무 의미가 없다.”, “우리는 다투면 더 이상 이야기하고 싶지 않아 그 자리를 피해버린다.”, “사소한 말다툼이 큰 싸움으로 변해 서로 욕설하고 비난하며, 과거의 잘못을 다시 들추면서 싸운다.”이다. 점수가 높을수록 부부갈등의 수준이 높은 것을 의미하며, 본 연구에서 신뢰도 계수는 Cronbach's α = .92로 높은 수준으로 나타났다.

결혼만족도

Chung (2004)이 제작한 KMSS (Kansas Marital Satisfaction Scale)를 우리나라 문화에 맞게 수정한 RKMSS (Revised-Kansas Marital Satisfaction Scale) 척도를 사용하였다. 총 4개 문항으로 가능한 점수의 범위는 5점∼20점이며, 매우 불만족(1점)부터 매우 만족(5점)중에서 평정하는 5점 Likert 척도이다. 구체적 문항은 “귀하는 배우자로써 남편에 대하여 얼마나 만족하십니까?”, “귀하는 결혼 생활에 얼마나 만족하십니까?”, “귀하는 남편과의 관계에 대해 얼마나 만족하십니까?”, “귀하는 아버지로서의 남편에 대해 얼마나 만족하십니까?”이며 점수가 높을수록 모의 결혼만족도의 수준이 높다. 본 연구에서의 신뢰도 계수 Cronbach's α는 .93로 매우 높은 수준으로 나타났다.

온정적 양육스타일

B. Cho 등(1999)의 도구를 사용하였고 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(5점)로 구성된 5점 Likert 척도이며, 총 6문항으로 구체적 문항은 “아이의 의견을 존중하고 표현할 수 있게 한다.”, “아이와 이야기 해주고 놀아준다.”, “아이의 행동이나 아이가 성취한 일에 관심을 갖고 있음을 보인다.”, “아이에게 느긋하고 편안하게 대한다.”, “아이에게 언어(예: “사랑해” 등) 또는 신체적(예: “쓰다듬기”, “껴안기” 등)으로 애정표현을 한다.”이다. 점수가 높을수록 어머니의 자녀에 대한 온정적 양육스타일의 수준이 높으며 본 연구에서 신뢰도 Cronbach's α는 .86이었다.

우울

Kessler 등(2002)에 의해 개발된 간편형 도구가 번안되어 사용되었다. 전혀 안 느낌(1점)부터 항상 느낌(5점)로 구성된 5점 Likert 척도이며 총 6문항으로 구체적 문항은 “불안하셨습니까?”, “무기력하셨습니까?”, “안절부절 못하셨습니까?”, “매사에 힘이 드셨습니까?”, “너무 슬퍼서 뭘 해도 기운이 나지 않으셨습니까?”, “자기 자신이 가치가 없는 존재라고 느끼셨습니까?”로 점수가 높을수록 우울 수준이 높다. 본 연구에서의 신뢰도 Cronbach's α는 .92로 높은 수준으로 나타났다.

자아존중감

Rosenberg의 자아존중감 척도 (Rosenberg Self-Esteem Scale)를 S. G. Lee (1999)가 번안한 것을 수정 보완하여 사용하였다. 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(5점)로 구성된 5점 Likert 척도이며 총 10문항으로 가능한 점수 범위는 10점∼50점으로 구체적 문항은 “내가 적어도 다른 사람만큼은 가치 있는 사람이라고 느낀다.”, “나 자신에 대해 긍정적인 태도를 지니고 있다.”, “대체로 나 자신에게 만족한다.”등이 있으며 점수가 높을수록 긍정적인 자아존중감의 수준이 높다. 본 연구에서 신뢰도 Cronbach's α는 .88이었다.

자료분석

수집된 자료 분석을 위하여 조사 대상자 및 주요 변수의 원자료 및 횡단면가중치 적용 자료에 대한 선형보간법에 의한 결측치 대체 이후에, 기술통계량 분석 및 상관분석을 SPSS 23.0 (IBM Co., Armonk, NY)으로 실시하였으며, 연구 모형을 검증하기 위하여 모의 개인 심리적 변인인 우울, 자아존중감 집단을 평균의 상, 하 집단으로 구분하여 경로분석과 함께 다중집단분석을 Amos 23.0 (IBM Co., Armonk, NY)으로 실시하였다. SPSS와 달리 AMOS에서는 가중치 적용에 의한 분석이 불가능하므로 SPSS에서 횡단면가중치가 적용된 상관행렬 변환 데이터를 생성하여 AMOS 분석 자료로 활용하였다. AMOS에서 매개효과는 경로분석을 통해, 조절효과는 회귀계수를 제약한 모델(structural weights)과 특정 경로의 동일성을 해제한 모델 간의 TLI 값의 차이를 비교하여 분석하였다.
본 연구의 자료분석 과정에 대해 고려한 점은 다음과 같다. 먼저, 패널자료의 가중치를 적용하지 않고 분석할 경우 표본의 특성에 따른 편향(bias)이 발생할 수 있는데, 이와 관련하여 육아정책연구소의 5차 패널자료에 대한 보고서에서는 타당한 통계적 분석을 위해 반드시 가중치 적용에 의한 분석을 권장하고 있다(KICCE; 2012). 이에 본 연구에서는 5차 패널자료의 횡단면가중치 적용가구인 1,703가구 자료에 대해 가중치를 적용하여 분석하였다. 다음으로, 결측값 대체 방법과 관련하여 완전제거법이나 평균대입법보다 선형보간법과 같은 결측값 대체방법이 적은 편향을 발생시켜(S. K. Yang & Kim, 2009) 이를 적용하였다. 또한, 다중집단비교분석과 관련하여 가중치 적용에 의해 표본 수가 급증할 경우 모델 비교에 활용되는 χ2값은 표본크기의 영향을 매우 강하게 받으므로 표본크기에 거의 영향을 받지 않는 TLI 값의 변화(K. S. Kim & Song, 2012)를 조절효과 분석에 사용하였다. 마지막으로, 본 연구모형의 주요 변인들에 영향을 줄 수 있는 인구학적 변인, 즉 자녀의 성별, 모의 연령, 모의 학력, 가구소득을 상관관계 분석 및 경로분석에서 통제변수로 투입하였다.

연구결과

주요 변수의 기술통계, 평균차이, 편상관 분석

기술통계

구조방정식모델 분석을 위해서 관측변수들이 정규분포를 이루어야 한다는 다변량 정규성이 충족되어야 하는데 이를 위한 검증의 결과는 Table 1과 같다.
Table 1
Descriptive Statistics for Unweighted and Weighted Samples
Unweighted sample
(N = 1,703)
Weighted sample
(N = 461,531)
 Variabie M (SD) Min-Max Skewness Kurtosis M (SD) Skewness Kurtosis
Dp 11.74 (4.50) 6–30 0.72 0.55 11.64 (4.46) 0.72 0.56
Se 36.55 (5.88) 14–50 −0.29 −0.07 36.51 (5.85) −0.28 −0.13
Fi 14.27 (2.61) 4–20 −0.27 0.19 14.29 (2.61) −0.27 0.18
Mc 16.98 (6.21) 8–40 0.72 0.37 16.96 (6.26) 0.74 0.37
Ms 14.74 (3.02) 4–20 −0.82 1.12 14.62 (3.13) −0.87 1.15
Wp 21.99 (3.24) 11–30 −0.04 0.17 22.04 (3.21) 0.01 0.14

Note. Dp = Depression; Se = Self-esteem; Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style.

Table 1에서 통제변수를 포함한 주요변수의 결측률은 모두 10% 이하로 결측값 대체로 인해 발생할 수 있는 편향이 비교적 적은 결측률 수준이었다(Kang & Kim, 2006). 구체적으로 살펴보면, 먼저 조절변수인 모의 우울과 자아존중감의 평균은 각각 11.64 (SD = 4.46)와 36.51 (SD = 5.85)로 우울은 정적 편포를 다소 보이는 반면 자아존중감은 다소 부적 편포를 보이고 있다. 다음으로, 본 연구모형의 독립변수인 부가 지각한 부의 양육참여의 평균은 14.29 (SD = 2.61)로 다소 부적 편포를 보이고 있다. 매개변수인 모가 지각한 부부갈등과 결혼만족도의 평균은 각각 16.96 (SD = 6.26)과 14.62 (SD = 3.13)로 각각 다소 정적 편포와 부적 편포를 보여준다. 마지막으로 종속변수인 모의 온정적 양육스타일의 평균은 22.04 (SD = 3.21)로 약간의 부적 편포를 보이나 거의 정규성을 보여준다. 주요 변수 중 다소 편포를 보이는 변수가 있으나 왜도가 3보다 작고, 첨도가 10보다 작음을 가정할 때, 왜도(−0.87∼0.72)와 첨도(−0.13∼1.15)의 범위가 0에서 크게 벗어나지 않으므로, 대체로 정규성을 이루고 있다고 가정하였다.

조절변수 집단에 따른 평균 차이

본 연구모형에서 투입한 주요 변수들의 평균을 모의 우울 총점의 평균 기준 상하집단에 따라 비교한 결과는 Table 2와 같다. Table 3에서, 어머니의 우울 수준이 낮은 집단과 높은 집단 간의 연구모형 변수들의 평균은 모두 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 우울 수준이 낮은 집단이 높은 집단보다 부의 양육참여, 결혼만족도, 온정적 양육스타일의 평균이 높은 반면 부부갈등은 더 낮았다. 특히, 부부갈등의 평균차이(Low: M = 14.35, SD = 5.16; High: M = 19.07, SD = 6.27)가 가장 컸으며, 다음으로 온정적 양육스타일(Low: M = 23.06, SD = 3.28; High: M = 21.21, SD = 2.98)의 평균 차이가 컸다. 모의 자아존중감 총점의 평균 기준 상하집단에 따라 주요 변수들의 평균을 비교한 결과는 Table 3과 같다.
Table 2
Group Comparison According to Mother's Depression
Low-depression group
(below average)
(n = 206,046)
High-depression group
(above average)
(n = 255,485)
Variabie M SD M SD t p
Fi 14.63 2.59 14.03 2.59 78.43 < .001
Mc 14.35 5.16 19.07 6.27 −280.05 < .001
Ms 15.37 3.16 14.02 2.98 148.65 < .001
Wp 23.06 3.18 21.21 2.98 204.46 < .001
       

Note. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style.

Table 3
Comparison of Groups According to Mother's Self-Esteem
Low self-esteem group
(below average)
(n = 217,993)
High self-esteem group
(above average)
(n = 243,538)
Variable M SD M SD t p
Fi 13.95 2.61 14.60 2.57 −84.50 < .001
Mc 19.19 6.11 14.96 5.69 242.55 < .001
Ms 13.83 2.97 15.33 3.10 −168.08 < .001
Wp 20.83 2.95 23.11 3.05 −258.72 < .001

Note. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style.

Table 3에서, 어머니의 자아존중감이 낮은 집단과 높은 집단 간의 연구모형 변수들의 평균은 모두 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 자아존중감이 낮은 집단이 높은 집단보다 부부갈등의 평균은 높은 반면, 부의 양육참여, 결혼만족도, 온정적 양육스타일의 평균은 더 낮았다. 특히, 부부갈등의 평균차이(Low: M = 19.19, SD = 6.11; High: M = 14.96, SD = 5.69)와 온정적 양육(Low: M = 20.83, SD = 2.95; High: M = 23.11, SD = 3.05)의 평균 차이가 컸다.

조절변수 집단 내에서 주요 변수들의 편상관

본 연구모형에서 자녀의 성차, 모의 연령 및 학력, 그리고 가구소득을 제어하고 주요 변수들의 상관을 모의 우울 총점의 평균 기준 상하집단에 따라 비교한 결과는 Table 4와 같다.
Table 4
Partial Correlations Among Father's Child-Rearing Involvement, Marital Conflict, Marital Satisfaction, and Warmth of Parenting Style in Depression Groups
Low self-esteem group
(below average)
(n = 206,046)
High self-esteem group
(above average)
(n = 255,485)
Variable Fi Mc Ms Fi Mc Ms
Fi        
Mc −.24***   −.15***  
Ms .31*** −.53*** .26*** −.69***
Wp .23*** −.25*** .30** .13*** −.21*** .22***

Note. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 4에서 연구모형 변수들의 상관계수를 살펴보면, 모든 변수들 간에 유의한 상관관계가 나타났다. 그러나 유의한 변인들 간의 상관계수가 .90 이상의 높은 상관을 보이는 변수가 없어 다중공선성의 문제는 없는 것으로 나타났다.
매개변수를 중심으로 변수들 간의 상관성을 살펴보면 먼저, 우울 수준이 낮은 집단에서 부부갈등과 온정적 양육의 상관 크기(r = −.25, p < .001)는 우울 수준이 높은 집단의 상관 크기(r = −.21, p < .001) 보다 부적으로 높게 나타났다. 즉, 우울 수준이 낮은 집단에서 부부갈등과 온정적 양육스타일간의 부적 상관성이 더 강할 수 있다. 다음으로, 우울 수준이 낮은 집단에서 결혼만족도와 온정적 양육스타일의 상관 크기(r = .30, p < .01)는 우울 수준이 높은 집단에서의 상관 크기(r = .21, p < .001) 보다 정적으로 높게 나타났다. 즉, 우울 수준이 낮은 집단에서 결혼만족도와 온정적 양육 간의 정적 상관성이 더 강할 수 있다. 특히, 두 집단 간의 상관성 격차가 더 크게 나타난 관계는 모가 지각한 결혼만족도와 온정적 양육스타일 간의 관계이다.
모의 자아존중감 총점의 평균 기준 상하집단에 따라 자녀의 성차, 모의 연령 및 학력, 그리고 가구소득을 제어하고 주요 변수들의 상관을 제시하면 Table 5와 같다.
Table 5
Partial Correlations Among Father's Child-Rearing Involvement, Marital Conflict, Marital Satisfaction, and Warmth of Parenting Style in Self-Esteem Groups
Low self-esteem group
(below average)
(n = 217,993)
High self-esteem group
(above average)
(n = 243,538)
Variable Fi Mc Ms Fi Mc Ms
Fi        
Mc −.18***   −.20***  
Ms .30*** −.62*** .27*** −.61***
Wp .15*** −.18*** .21** .19*** −.26*** .27***

Note. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 5에서 연구모형 변수들의 상관계수를 살펴보면, 모든 변수들 간에 모두 유의한 상관관계가 나타났다. 그러나 유의한 변인들 간의 상관계수가 .90 이상의 높은 상관을 보이는 변수가 없어 다중공선성의 문제는 없는 것으로 나타났다.
매개변수를 중심으로 변수들 간의 상관성을 살펴보면 먼저, 자아존중감이 낮은 집단에서 부부갈등과 온정적 양육의 상관 크기(r = −.18, p < .001)는 자아존중감이 높은 집단의 상관 크기(r = −.26, p < .001) 보다 부적으로 낮게 나타났다. 즉, 자아존중감이 높은 집단에서 부부갈등과 온정적 양육스타일 간의 부적 상관성이 더 강할 수 있다. 다음으로, 자아존중감이 낮은 집단에서 결혼만족도와 온정적 양육스타일의 상관 크기(r = .21, p < .01)는 자존감이 높은 집단에서의 상관 크기(r = .27, p < .001) 보다 정적으로 낮게 나타났다. 즉, 자아존중감이 높은 집단에서 결혼만족도와 온정적 양육스타일 간의 정적 상관성이 더 강할 수 있다. 특히, 두 집단 간의 상관성 격차가 더 크게 나타난 관계는 모가 지각한 부부갈등과 온정적 양육스타일 간 의 관계이다.

부의 양육참여가 모의 온정적 양육스타일에 미치는 관계에서 부부갈등과 결혼만족도의 매개효과

본 연구모형에서 자녀의 성차, 모의 연령 및 학력, 그리고 가구소득을 제어하고 전체집단을 대상으로 부부갈등과 결혼만족도의 매개효과를 분석한 결과를 살펴보면 다음 Table 6과 같다.
Table 6
Mediating Effects of Martial Conflict and Warmth of Marital Satisfaction in Model for All Groups
All group
Path Direct effect Indirect effect Total effect SMC
Fi → Mc −.51***   −.51*** .05
Mc → Ms −.30***   .36*** .44
Fi → Ms .20*** .16*** −.30***  
Ms → Wp .15***   .15*** .14
Mc → Wp −.10*** −.04*** −.14***  
Fi → Wp .14*** .10*** .24***  

Note. N = 461,531. Unstandardized paths are reported. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style. SMC = Squared Multiple Correlations.

*** p « .001.

Table 6에 의하면 부의 양육참여와 모의 온정적 양육과의 관계에서, 먼저 직접효과는 부의 양육참여에서 모의 부부갈등(B = −.51, p < .001), 모의 부부갈등에서 결혼만족도(B = −.30, p < .001), 부 양육참여에서 모의 결혼만족도(B = .20, p < .001), 모의 결혼만족도에서 온정적 양육스타일(B = .15, p < .001), 부부갈등에서 온정적 양육스타일(B = −.10, p < .001), 그리고 부의 양육참여에서 모의 온정적 양육스타일(B = .10, p < .001) 관계에서 모두 유의한 것으로 나타났다.
다음으로, 간접효과는 ‘부의 양육참여 → 부부갈등 → 결혼만족도(B = .16, p < .001)’, ‘부부갈등 → 결혼만족도 → 온정적 양육스타일(B = −.04, p < .001)’, 그리고 ‘부의 양육참여 → 부부갈등, 결혼만족도 → 온정적 양육스타일(B = .10, p < .001)’에 이르는 간접효과는 모두 유의한 것으로 나타났다. 따라서 본 연구모형에서 모의 부부갈등과 결혼만족도의 매개효과가 존재하는 것으로 나타났다.

부의 양육참여가 모의 결혼만족도에 미치는 관계에서 모의 심리적 변인에 의한 조절효과

다중집단의 제약경로모델들 간의 적합도 비교

본 연구모형에서 자녀의 성차, 모의 연령 및 학력, 그리고 가구소득을 제어하고 부의 양육 참여, 모의 부부갈등, 결혼만족도, 온정적 양육스타일 변수들 사이의 다중 경로를 다중집단비교분석, 즉 우울, 자아존중감 총점의 평균 기준 상하집단에 따라 비교한 결과는 Table 7과 같다.
Table 7
Model Fit of Multigroup Structural Equation Modeling
Path χ2 df p TLI ΔTLI
Dp          
 Structural weight 7901.41 18 < .001 .932  
 Fi → Mc 7635.16 17 < .001 .931 .001
 Fi → Ms 7362.61 17 < .001 .933 .001
 Mc → Ms 7769.45 17 < .001 .930 .002
 Ms → Wp 6510.75 17 < .001 .941 .009
 Mc → Wp 7001.68 17 < .001 .937 .005
 Fi → Wp 7270.45 17 < .001 .934 .002
Se          
 Structural weight 5427.79 18 < .001 .949  
 Fi → Mc 5408.62 17 < .001 .946 .003
 Fi → Ms 5344.01 17 < .001 .947 .002
 Mc → Ms 4808.77 17 < .001 .952 .003
 Ms → Wp 4723.66 17 < .001 .953 .004
 Mc → Wp 4247.22 17 < .001 .958 .009
 Fi → Wp 5257.17 17 < .001 .948 .001

Note. Dp = Depression; Se = Self-esteem; Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style.

Table 7에서, 횡단면 가중치를 적용하여 표본 수가 커짐에 따라 χ2값이 급격히 증가하여 모델의 적합성(p < .001)은 양호하지 않은 것으로 나타났다. 그러나 표본 수에 영향을 거의 받지 않는 TLI 값에 의한 모델적합도 일치율은 모든 제약 모형에서 90%가 넘는 것을 확인할 수 있다. 또한 우울 수준 상하집단 간에 ‘결혼만족도 → 온정적 양육스타일’ 경로만 제약을 해제한 모형의 적합도가 가장 높으며, 이 모형과 전체 경로를 제약한 모형(structural weights model) 간에 적합도 차이가 가장 크게 나타난다. 반면, 자아존중감 수준 상하집단 간에는 부부갈등 → 온정적 양육스타일 경로만 제약을 해제한 모형의 적합도가 가장 높으며, 이 모형과 전체경로제약모형 간에 적합도 차이가 가장 크게 나타난다. 즉, 이러한 경로에서 각각 집단 간 차이가 발생함을 유추할 수 있다.

모의 우울감에 의한 조절효과

모가 지각하는 부의 양육참여가 모가 지각하는 부부갈등, 모의 온정적 양육스타일, 그리고 모의 결혼만족도에 미치는 영향에서, 모의 우울 수준이 조절효과를 갖는지 살펴본 결과는 Table 8과 같다.
Table 8
Direct and Indirect Effects in Depression Groups
Low-depression group (below average)(n = 206,046)
High-depression group (above average)(n = 255,485)
Path Direct effect Indirect effect Total effect SMC Direct effect Indirect effect Total effect SMC
Fi → Mc −.47***   −.47*** .07 −.38***   −.38*** .03
Fi → Ms .24*** .14*** .38*** .07 .18*** .12*** .30***  
Mc → Ms −.30***   −.30*** .32 −.32***   −.32*** .51
Ms → Wp .20***   .20*** .32 .11***   .11***  
Mc → Wp −.07*** −.06*** −.13*** .14 −.06*** −.04*** −.09*** .09
Fi → Wp .17*** .11*** .28*** .14 .10*** .05*** .15***  

Note. Unstandardized paths are reported. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style. SMC = Squared Multiple Correlations.

*** p « .001.

Table 8에서 첫째, 우울 수준이 낮은 집단과 높은 집단 간의 모든 경로계수는 유의한 것으로 나타났다. 둘째, ‘결혼만족도 → 온정적 양육스타일’로 가는 경로에서 우울 수준이 낮은 집단(B = .20, p < .001)은 우울 수준이 높은 집단(B = .11, p < .001)에 비해 결혼만족도가 온정적 양육스타일에 미치는 영향이 다름을 알 수 있다. 따라서 모의 우울수준이 완화된다면 결혼만족도에 따른 자녀에 대한 양육스타일은 온정적으로 더 많이 변화될 가능성이 크다. 이를 시각적으로 제시하면 Figure 1, Figure 2와 같다.
Figure 1.
Figure 1.
Low-depression groups.
kjcs-38-1-153f1.tif
Figure 2.
Figure 2.
High-depression groups.
kjcs-38-1-153f2.tif

모의 자아존중감에 의한 조절효과

모가 지각하는 부의 양육참여가 모가 지각하는 부부갈등, 모의 온정적 양육스타일, 그리고 모의 결혼만족도에 미치는 영향에서, 모의 자아존중감 수준이 조절효과를 갖는지 살펴 본 결과는 Table 9와 같다.
Table 9
Direct and Indirect Effects in Self-Esteem Groups
Low self-esteem group
(below average)
(n = 217,993)
High self-esteem group
(above average)
(n = 243,538)
Path Direct
effect
Indirect effect Total
effect
SMC Direct
effect
Indirect effect Total
effect
SMC
Fi → Mc −.42***   −.42*** .04 −.44***   −.44*** .04
Fi → Ms .23*** .12*** .34***   .18*** .14*** .32***  
Mc → Ms −.28***   −.28*** .43 −.32***   −.32*** .40
Ms → Wp .13***   .13***   .15***   .15***  
Mc → Wp −.04*** −.04*** −.07*** .07 −.08*** −.05*** −.12*** .11
Fi → Wp .11*** .06*** .17***   .14*** .08*** .23***  

Note. Unstandardized paths are reported. Fi = Father's child-rearing involvement; Mc = Marital conflict; Ms = Marital satisfaction; Wp = Warmth of parenting style. SMC = Squared Multiple Correlation

*** p « .001.

Table 9에서 첫째, 자아존중감 수준이 낮은 집단과 높은 집단 간의 모든 경로계수는 유의한 것으로 나타났다. 둘째, ‘부부갈등 → 온정적 양육스타일’로 가는 경로에서 자아존중감 수준이 높은 집단(B = −.08, p < .001)이 자아존중감 수준이 낮은 집단(B = −.04, p < .001)에 비해 부부갈등이 온정적 양육스타일에 미치는 영향이 다름을 알 수 있다. 따라서 모의 자아존중감 수준이 높다면 부부갈등이 양육스타일에 미칠 부정적 영향력을 고려할 필요가 있다. 이를 시각적으로 제시하면 Figure 3, Figure 4와 같다.
Figure 3.
Figure 3.
Low self-esteem groups.
kjcs-38-1-153f3.tif
Figure 4.
Figure 4.
High self-esteem group.
kjcs-38-1-153f4.tif

논의 및 결론

본 연구는 육아정책 연구소에서 수집한 한국아동패널 제 5차 데이터인 2012년 패널 데이터를 활용하여, 모가 지각하는 부의 양육참여가 모의 온정적 양육스타일을 예측하는 관계에서 부부관계를 반영하는 부부갈등과 결혼만족도의 매개효과를 살펴보았다. 또한, 모의 개인 심리적 변인인 우울감, 자아존중감의 조절효과가 있는지 경로모형 및 다중집단모형 비교분석을 통해서 살펴보았다. 본 연구의 주요 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 부의 양육참여가 부부갈등 및 모의 결혼만족도를 경유해서 온정적 양육스타일에 영향을 미친다는 것을 확인하였다. 전체집단에서 부의 양육참여가 모의 온정적 양육스타일에 영향을 미칠 때 부의 양육참여가 부부갈등 및 모의 결혼만족도에 각각 직접적인 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 부의 양육 참여와 온정적 양육에서 부부갈등의 매개(J.-J. An, 2011)의 연구와 같은 맥락이다. 뿐만 아니라 결혼만족도의 매개역할(Chang, 2016; Jang & Kim, 2002) 연구와도 맥락을 같이 한다. 나아가 부의 양육참여가 부부갈등, 온정적 양육스타일을 매개로 자녀의 또래관계에도 영향을 미친 연구결과(Choi, Yoon, & Yeon, 2015)와도 맥락을 같이 한다. 그러므로 부의 양육참여 수준이 높아진다면 부부갈등의 수준이 낮아지면서 모의 결혼만족도를 상승시킬 수 있다. 아울러 모의 결혼만족도를 상승시켜 자녀양육에 있어서도 긍정적인 효과를 가져 올 수 있다.
둘째, 부의 양육참여, 모가 지각한 부부갈등, 모의 온정적 양육스타일이 모의 결혼만족도에 미치는 영향에서 모의 우울 및 자아존중감 수준에 따라 조절효과를 갖는지를 살펴보았다. 먼저, 본 연구모형에서 모의 우울 수준은 매개변수인 결혼만족도가 온정적 양육스타일에 미치는 영향을 조절하고 있었다. 이는 우울감이 결혼만족도에 부정적인 영향을 미친다는 선행 연구(Ham & Cho, 2012; Y.-H. Lee, 2014; Lim & Lee, 2012; J.-H. Yang, 2016)와 유사하다. 또한 모의 우울감은 온정적 양육에도 부정적이라는 보고(J. S. Oh, 2012; Downey & Coyne, 1990)와 맥락을 함께 한다. 이러한 연구결과는 어머니의 우울 수준을 완화한다면 부의 양육참여를 통해 결혼만족도와 자녀에 대한 양육이 온정적으로 변화될 가능성이 크다는 것을 알려준다. 따라서 우울 수준이 높은 어머니에게 부의 양육참여와 정서적 지원이 필요하다는 것을 시사한다.
다음으로 모의 자아존중감 수준은 본 연구모형의 매개변수인 부부갈등이 온정적 양육스타일에 미치는 영향을 조절하고 있었다. 자아존중감이 높은 어머니들에게서 부부갈등은 온정적 양육스타일에 더 부정적인 영향을 미쳤다. 이는 부부갈등이 양육스트레스에 정적으로 영향을 미친다는 연구(Yeon & Choi, 2014)와 유사하다. 그러나 모의 자아존중감 수준이 높을수록 대인관계 해결능력이 높다는 연구(Jung & Kang, 2014; N. M. Yang, Park & Lee, 2014)와는 다소 다른 맥락이다. 물론 본 연구의 차이검증에서 자아존중감이 높은 집단은 낮은 집단에 비해 부부갈등 수준이 더 낮았다. 그러나 자아존중감이 높은 어머니들에게 일단 부부갈등이 발생하는 경우 자녀 양육에 미치는 부정적인 영향은 더 커질 수 있어 이를 적극적으로 고려할 필요가 있다. 자기고양 편향(self-serving bias) 이론에 따르면, 개인에게는 자아존중감을 보호하거나 증진하고자 하는 동기가 있는데 이러한 동기는 비록 객관적이지는 않더라도 현실 상황을 개선하는 데 기여할 수 있다(Taylor & Brown, 1988). 그러나 부부갈등과 같은 상황에서는 이러한 자기고양 편향이 서로를 합리화하면서 갈등을 증폭시킬 수 있다(Schutz, 1999). 따라서 모의 자아존중감을 평가하는 데 있어 모의 내적 동기에 따라 자아존중감의 특성을 세분화할 필요가 있으며 이에 따른 대처나 방략도 달라야 함을 시사한다.
결론적으로 본 연구의 결과는 부의 양육참여는 부부관계나 자녀양육에 있어 긍정적인 효과를 줄 수 있는 중요한 변인이 된다. 또한, 모의 심리적 특성이 부부관계가 부모-자녀관계에 미치는 영향을 변화시킬 수 있다는 것을 확인할 수 있었다. 이러한 연구결과는 자녀와 관계에 어려움을 호소하는 어머니를 지원할 때, 배우자의 양육참여를 유도하는 것뿐만 아니라 우울과 같은 부정적 심리를 완화하고 자아존중감과 같은 긍정적 심리를 강화시킬 수 있는 지원을 통해 긍정적인 부모-자녀관계로 변화시킬 수 있음을 시사한다. 이에 본 연구는 어머니의 양육지원에서 우선적으로 고려되어야 할 변인들 간의 관계를 밝힌 의의가 있다. 이를 통해 어머니들의 개인적 특성에 따라 더 나은 결혼 생활을 영위 할 수 있도록 지원하는데 유용하게 활용 될 것으로 기대된다.
본 연구의 결과와 관련하여 제한점과 후속 연구를 제시하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 자료분석 방법과 관련하여 육아정책연구소(KICCE)가 공개한 한국아동패널(Panel Study on Korean Children [PSKC]) 5차년도(2012) 자료를 활용하여 총 1,703 가구에 대한 횡단면가중치를 적용하여 대규모 표본을 분석에 활용함으로써 자료가 갖는 편향을 최소화한 이점이 있다. 그러나 가중치 적용에 의해 표본 수가 급증하면서 수치보다는 TLI 수치를 분석에 적용함으로써 조절효과의 통계적 유의성을 명료하게 제시하는 데에는 한계가 있었다. 둘째, 패널 데이터 자료의 측정도구를 다양하게 고려하기에는 접근할 수 있는 문항정보가 제한적이어서 다양한 연구결과를 산출할 수 없는 제한점을 갖는다. 또한 본 연구의 변인들은 대부분 모가 응답한 자료를 대상으로 하였기에 부부 모두의 부부관계와 부모자녀관계의 관계를 예측하기에는 한계가 있었다. 따라서 후속 연구에서는 부가 응답한 모델과 모가 응답한 모델을 비교하는 분석을 시도할 필요가 있다. 셋째, 본 연구의 분석 자료가 횡단면 자료에 한정되어 있어 후속 연구에서 종단면 자료에 의한 분석이 이루어진다면 변인들 간의 인과적 영향을 보다 분명하게 밝힐 수 있을 것이다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 어머니의 심리적 특성을 고려하고 남편의 양육참여를 독려한다면 부부관계의 개선과 함께 부모-자녀관계도 개선시킬 수 있는 이론적 근거를 제시한 의의가 있다. 또한, 본 연구는 가족관계 개선 프로그램을 개발하거나 가족지원 정책의 기초자료로써 활용될 수 있을 것이다.

Acknowledgements

This study was supported by the 2017 research fund of Dong-A University.

Notes

This article was presented as a poster at the 2016 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

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