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Korean J Child Stud > Volume 39(3); 2018 > Article
맞벌이 부모의 일—가정 갈등, 온정적 양육행동 및 학령초기 아동의 문제행동 간의 관계

Abstract

Objective

The present study examined the influences of fathers' and mothers' work-family conflict on their warm parenting, as well as their early school-aged children's internalizing and externalizing problem behaviors.

Methods

The data were drawn from the eighth wave Panel Study of Korea Children (PSKC) data. A total of 558 dual-earner parents and their first graders from elementary school (boys: 281, girls: 277) were the subjects of this study. The Actor-Partner Interdependence Model (APIM) and Structural Equation Modeling (SEM) were used for the dyadic data analysis.

Results

First, significant actor effects were found between fathers' and mothers' work-family conflict and their warm parenting. Second, a significant partner effect was found between fathers' work-conflict and mothers' warm parenting. Third, fathers' work-family conflict showed a significant direct effect on children's internalizing problem behaviors. However, fathers' warm parenting was not significantly related to children's problem behaviors. Fourth, mothers' work family conflict did not show a direct effect on children's problem behaviors. However, mothers' warm parenting showed a mediating effect between mothers' work-family conflict and children's internalizing and externalizing problems. Mothers' warm parenting also mediated between fathers' work-family conflict and children's externalizing problem behaviors.

Conclusion

With few extant studies that explored work-family conflict's effect on parenting and children's development, this study addressed the gap by showing interdependence between parents’ work-family conflict and warm parenting and their effects on children's problem behaviors.

서론

우리나라 여성의 경제활동 참가율은 지난 20년간 50% 내외 정도의 수치를 나타내고 있으며, 부부 모두 경제활동에 참가하는 맞벌이 가구의 비율도 꾸준히 증가하고 있다. 통계청에서 발표한 2017년 일·가정 양립지표에 따르면, 전국의 유배우자 가구 중 맞벌이 가구의 비율은 2016년 기준 44.9%를 차지하였고(Statistics Korea, 2017), 이는 2009년 보고된 40.1%(Statistics Korea, 2009) 보다 4.8% 가량 증가한 수치이다. 이와 같이 여성의 경제활동 참가율 및 맞벌이 가정 비율이 높은 비중을 차지하면서 우리나라에서도 2000년대 초반부터 일과 가정 영역에 대한 책임을 균형있게 수행함을 의미하는 일-가정 양립(work-family balance)이 중요한 정책 아젠다로 부각된 바 있다. 일-가정 양립은 저출산 문제, 출산 및 육아로 인한 여성 고용률 하락문제 등과 밀접하게 연관된 주제로서 그 중요성이 강조되어 왔으며(Kim & Hwang, 2011), 가정생활의 책임을 분담할 필요가 있는 남성을 일-가정 양립지원의 대상으로 적극적으로 포괄할 필요성 또한 제기되어왔다. 즉, 일-가정 양립은 여성의 고용문제 및 가정 내 역할과 밀접하게 연관될 뿐 아니라, 전통적으로 경제적 부양자 역할을 맡아온 남성의 가정 내 역할을 돕기 위한 중요한 방편이기도 하다(Yoo, Jung, & Yang, 2013).
일-가정 양립을 위해, 무엇보다도 직장과 가정 영역에 대한 책임 사이에서 발생하는 긴장을 의미하는 일-가정 갈등(worklife conflict)을 최소화할 필요가 강조되고 있다(Frone, Rusell, & Cooper, 1992). 일-가정 갈등은 일 영역 또는 가정 영역에서 발생하는 역할 요구가 있으나 제한된 개인의 시간 및 에너지상 서로 양립할 수 없기 때문에 발생하는 역할갈등(inter-role conflict)의 한 형태(Greenhaus & Buetell, 1985)를 의미한다. 이는 개인의 자원에는 한계가 있어, 한계 이상의 역할을 부가적으로 감당하는 것은 필연적으로 과부하 및 긴장을 유발한다는 희소가설(scarcity hypothesis; Goode, 1960)에 근거한다. 이와 더불어, 일과 가정의 상호작용에 초점을 두어 이 중 한 영역에서 경험하는 스트레스가 다른 한 영역에서의 활동에도 영향을 미칠 가능성에 대한 전이가설(spillover theory) 또한 일-가정 갈등의 원인으로 설명되어 왔다(Bakker & Demerouti, 2013). 비록 다중 역할을 수행함으로써 자존감 및 인지능력 향상 등의 이익 또한 존재하나(Marshall & Barnett, 1993), 이와 같은 이익은 일-가정 갈등과는 분리된 개념이며, 일-가정 갈등은 개인 및 개인이 소속된 조직에 일반적으로 부정적인 영향을 미치는 것으로 알려져 왔다(Grzywacz & Bass, 2003).
그러나 일-가정 갈등에 대한 사회적 관심에도 불구하고, 일-가정 갈등이 가정영역에 미치는 영향에 대한 국내의 학문적 이해는 매우 부족하다. 다수의 선행연구들은 주로 일-가정 갈등이 일 영역(e.g., 업무성과, 직무태도, 직무만족)에 미치는 영향(H.-S. Choi, 2015; S. C. Choi & Kim, 2016; Hyun & Moon, 2015) 및 개인 영역(e.g., 삶의 만족도, 행복, 우울)에 미치는 영향(K. O. Kang & Jang, 2016; S.-J. Lee, Kim, & Yoo, 2017; Rie & Ryu, 2010)을 살펴본 바 있다. 그러나 가정 영역과 관련해서는 일-가정 갈등과 양육효능감(S. G. Lee, Jeon, & Kim, 2007), 양육스트레스(J.-H. Park, 2015), 부부관계의 질(S.-K. Kang, Kim, & Chung, 2018) 등 간 관계를 살펴본 소수의 연구들이 있으며, 일-가정 갈등과 양육행동 간 관계를 살펴본 연구(Han, 2014; T.-S. Jeong & Kim, 2014; B. S. Park & Um, 2016) 또한 매우 적은 편이다.
그러나 일과 가정에 대한 책임은 현 세대를 정의하는 중요한 특징 중 하나로서, 부모로서 양 영역에서 역할을 수행하는 것이 가정에 어떠한 영향을 미치는지 알아보는 것은 중요하다(Halpern, 2005). 생물생태학적 체계이론(bioecological systems theory; Bronfenbrenner & Morris, 2006)에 의하면 부모의 양육행동 및 자녀의 발달은 부모가 상호작용하고 있는 다양한 환경의 영향을 받기 쉽다. 따라서 일과 가정환경의 접점(interface)에서 양 영역에 책임을 다하고자 하는 부모가 나타내는 양육행동 및 그로 인한 자녀의 발달을 이해하는 것은 반드시 필요하다고 할 수 있다. 특히 맞벌이 부모가 일과 가정의 의무 사이에서 책임을 다하기 어렵다고 생각하는 것은 중요한 스트레스원으로 작용할 수 있으며(Cooklin et al., 2014), 부모의 다양한 스트레스는 양육행동, 나아가 자녀의 발달에 부정적 영향을 미칠 수 있는 중요한 변인으로 알려져 있음(Crnic & Low, 2002)을 신중히 고려할 필요가 있을 것이다. 국외연구에서도 맞벌이 가정 연구가 증가하기 시작한 초기에는 부모의 직장여부 및 직장특성이 양육행동 및 자녀의 발달에 미치는 영향을 살펴보는 경향이 있었으나(Galambos, Sears, Almeida, & Kolaric, 1995; Zaslow, Rabinovich, & Suwalsky, 1991), 일과 가정의 책임을 양립할 수 있는 정도 및 양육행동을 긍정적으로 유지하는 정도가 자녀의 발달에 중요한 영향을 미칠 가능성이 점차적으로 강조되어 왔다(Gottfried, Gottfried, & Bathurst, 2002).
한편 자녀의 연령대에 따라 일-가정 갈등의 양상은 다르나(Byron, 2005), 최근에는 갓 초등학교에 입학한 학령초기 자녀를 둔 부모의 일-가정 갈등에 주목해 볼 필요성이 제기되고 있다(Baek, 2018). 초등학교에 입학한 이후에는 자녀가 학교에 머무는 시간이 유치원이나 어린이집에 다니는 경우에 비하여 오히려 감소하여 돌봄 시간의 공백이 발생된다. 또한 학교행사와 학부모 모임 등 다양한 활동들이 초등학교 입학 시기에 요구되어 부모의 일에 부정적인 영향을 미칠 가능성이 있다(J. Lee, Kim, & Eom, 2017). 이 외에도, 부모는 자녀의 학교생활 및 대인관계에서 발생할 수 있는 문제 해결을 위한 조력자의 역할을 새로이 수행하며 새로운 역할긴장을 경험할 수 있다(Collins, Madsen, & Susman- Stillman, 2002). 또한 우리나라에서 많은 부모가 학령기 자녀를 위한 교육정보를 수집하고 자녀의 시간을 계획하는 데 부담을 경험하는 점(Woo, 2013) 등을 고려할 때, 이전과 다른 부모역할을 경험하는 학령초기 부모를 대상으로 일-가정 갈등의 영향력을 살펴볼 필요성이 있다.
부모가 소속된 직장의 특성이 부모의 양육행동에 미치는 영향에 대해서는 다수 보고되었다. 예컨대 직장 내 압력, 과중한 업무는 부모의 처벌적 양육행동 수준을 높였으며(Repetti, 1994), 부모-자녀 간 긍정적 상호작용 수준은 낮추었다(Crouter, Bumpus, Head, & McHale, 2001). 한편 어머니가 전일제 또는 시간제로 규칙적인 직장생활을 영위하는 것은 보다 민감한 양육행동과 관련되었다(Buehler, O’Brien, Swartout, & Zhou, 2014). 그러나 부모가 일과 가정 영역에서 서로 다른 역할을 요구받으며 경험하는 일-가정 갈등과 양육행동 간 관계에 대한 연구들은 아직 충분히 이루어지지 못하였다. 몇몇 국외 연구들에 의하면, 유아기 자녀를 둔 아버지와 어머니의 일-가정 갈등 수준이 높을수록 온정적 양육행동 수준은 낮았고 처벌적 양육행동 수준은 높았다(Cooklin et al., 2014, 2016). 또한 학령초기 자녀를 둔 부모의 일-가정 갈등은 부모-자녀간 놀이활동 및 교육활동 정도와 부적 관계가 있었다(Cho & Allen, 2012). 국내 연구에서는 영유아기 자녀를 둔 어머니의 일-가정 갈등과 애정적 양육태도 간의 부적 관계 및 통제적/거부적 양육태도와의 정적 관계(T.-S. Jeong & Kim, 2014; B. S. Park & Um, 2016)가 보고되었으며, 이와 유사하게 유아기 자녀를 둔 어머니의 일-가정 갈등은 온정성과 논리적 설명을 포함한 긍정적 양육행동과 부적관계가 있었다(Han, 2014). 그러나 일-가정 갈등이 양육행동에 미치는 영향력을 살펴본 소수의 국내외 연구들이 주로 영유아기의 어린 자녀를 둔 부모에 초점을 둔 경향이 발견되어, 보다 성장한 자녀를 둔 부모를 대상으로도 연구가 실시될 필요가 있다.
일-가정 갈등이 양육행동에 미치는 영향력을 살펴보는 동시에 탐색해 볼 필요성이 있는 것은 일-가정 갈등이 자녀의 문제행동에 미치는 영향력이다. 앞서 언급하였듯이 부모는 자녀가 초등학교에 입학함에 따라 새로운 부모역할로 인한 부담을 경험하기 쉽지만, 자녀의 경우에도 초등학교 입학을 통해 이전과 구분되는 다양한 과업을 맞이하게 된다. 새로운 환경과 적응하는 과정에서 아동은 정서적, 행동적 문제를 경험하기 쉽고, 학령초기의 문제행동은 이후의 학령기 동안 지속될 가능성이 높다는 점(Cillessen, Haselager, & van Lieshout, 1997)에서 학령초기 자녀를 둔 부모의 일-가정 갈등이 자녀의 문제행동에 미치는 영향력을 살펴볼 필요성이 있다. 소수의 국외연구를 통해 부모의 일-가정 갈등과 자녀의 문제행동 간 관계가 보고되었는데, 한부모 가정 어머니의 일-가정 갈등은 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동에 직접적 영향을 미쳤으며, 양부모 가정 아버지와 어머니의 일-가정 갈등은 가족의 일상생활 규칙성을 통해서 자녀의 외현화 문제행동에 영향을 미쳤다(McLoyd, Toyokawa, & Kaplan, 2008). 또한 아버지와 어머니의 일-가정 갈등이 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동에 미치는 영향을 살펴본 연구에서, 어머니의 일-가정 갈등은 내재화 문제행동에 유의한 정적 영향을 미쳤으나, 아버지의 일-가정 갈등은 문제행동에 전혀 유의한 영향을 미치지 않았다(Hart & Kelley, 2006). 그러나 국내에서는 일-가정 갈등이 자녀의 문제행동에 미치는 직접적 영향력을 살핀 선행연구를 찾아보기 어려워 다양한 경험적 연구가 축적될 필요가 있다.
특히 본 연구에서 초점을 맞추고자 하는 온정적 양육행동은 부모가 자녀의 필요에 민감하게 반응하고 긍정적으로 의사소통하며 애정과 지지를 제공하는 반응성(responsiveness)의 중요한 측면으로서(Baumrind, 1991) 자녀의 심리적 · 행동적 적응과 밀접한 관계가 있다. 온정적 양육행동을 통해 자녀와 긍정적 감정에 기반한 상호작용을 하는 것은 자녀가 내적인 기쁨을 경험하는 데 중요한 역할을 한다(MacDonald, 1992). 온정적 부모와의 관계에서 형성된 안정된 애착은 자녀가 부정적 사건 또는 정서를 경험할 때 이에 대응할 수 있는 중요한 심리적 자원이 되고(Eisenberg et al., 2005), 온정적 부모는 정서조절 방법을 직접 가르치거나 정서를 적절히 조절하는 모델이 되기도 함으로써 자녀의 정서조절을 돕는다(Isley, O’Neil, Clatfelter, & Parke, 1999). 나아가, 온정적 양육행동으로 인해 자녀의 정서가 부정적으로 자극되지 않는 것은 자녀가 부모에게 주의를 기울이고 순응하며 자신의 행동을 조절할 수 있도록 한다(Hoffman, 2000). 이와 같은 맥락에서 부모의 온정적 양육행동과 자녀의 문제행동 간 관계를 살펴본 다수의 연구들은 대부분 온정적 양육행동 수준이 높을수록 자녀의 내재화 문제행동(I. Choi & Kim, 2013; D. H. Kim, Kim, Koh, & Leventhal, 2013; Kwon, Kim, Ahn, & Lee, 2005) 및 외현화 문제행동(Eisenberg et al., 2005; Kwon et al., 2005; Woo, 2013) 수준이 낮음을 보고하였다.
한편, 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 간 관계 및 온정적 양육행동과 자녀의 문제행동 간 관계를 고려하였을 때, 일-가정 갈등이 온정적 양육행동을 매개로 자녀의 문제행동에 간접적으로 영향을 미칠 가능성 또한 고려해볼 수 있다. 그러나 부모의 일-가정 갈등과 자녀의 문제행동 간 관계에서 온정적 양육행동의 매개적 역할을 살펴본 연구는 특히 국내에서는 매우 드물다. 국외에서는 여성의 취업률이 증가한 1980년대에 이르러 맞벌이 가정 내 어머니의 양육행동 및 자녀의 발달적 결과에 대한 연구가 증가하였고, 1990년대에 이르러서는 일과 가정의 균형이 부모의 양육행동 및 자녀에게 미치는 영향에 대한 관심도 점차 증가한 바 있다(Perry-Jenkins, Repetti, & Crouter, 2000). 이에 따라, 양육행동을 매개로 일-가정 갈등 또는 일 관련 갈등이 자녀의 문제행동에 영향을 미침을 보고한 몇몇 연구들이 발견된다. 어머니가 직장과 일 사이에서 역할갈등을 느끼는 것은 어머니의 인지적, 정서적 기능에 부정적 영향을 미침으로써 거부적, 처벌적 양육행동에 영향을 미쳤고, 이는 다양한 연령대에 위치한 자녀의 불안/위축, 품행장애 등의 문제행동에 영향을 미쳤다(MacEwen & Barling, 1994). 이와 유사하게, 직장 내 압력 또는 업무과중은 부모의 부정적 양육행동 또는 부모-자녀 간 갈등을 통해 청소년 자녀의 심리적 안녕감 및 문제행동에 영향을 미쳤다(Crouter, Bumpus, Maguire, & McHale, 1999; Galambos et al., 1995). 국내에서도 유아기 자녀를 둔 어머니의 일-가정 갈등이 애정적 및 거부적 양육행동을 통해 유아기 자녀의 외현화 문제행동에 영향을 미친다는 결과(T.-S. Jeong & Kim, 2014)가 보고되었으나, 본 연구의 대상인 학령초기 자녀 및 부모를 포함하여 다양한 연령층을 대상으로 한 지속적인 연구가 필요하다.
이러한 측면에서 볼 때, 아버지와 어머니의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 영향을 살펴보는 한편, 일-가정 갈등이 온정적 양육행동을 통해 자녀의 문제행동에 미치는 영향을 살펴보는 것은 중요한 의미가 있을 것이다. 특히 본 연구는 생활의 많은 부분을 함께하며 친밀한 파트너 사이에서 상호영향의 형태로 나타나는 교차효과(crossover effect; Westman, 2001)를 고려하고자 한다. 일-가정 갈등과 양육행동 간 관계를 살펴본 소수의 연구들은 주로 아버지 또는 어머니의 경우를 개별적으로 살펴보는 경향이 발견된다(e.g., Cooklin et al., 2014, 2016). 그러나 상호의존적 관계에 있는 아버지와 어머니의 관계는 어느 한쪽의 특성만을 고려하기 보다는 양방향 간 역동적 특성을 살펴볼 필요가 있다(Ponnet et al., 2013). 따라서 본 연구에서는 부부 쌍 자료(dyadic data)의 특징을 고려할 수 있는 자기-상대방 상호의존모형(Actor-Partner Interdependence Model [APIM])을 활용하여(Kenny, Kashy, & Cook, 2006), 아버지와 어머니 각자의 일-가정 갈등이 자신의 온정적 양육행동에 영향을 미치는 자기효과(actor effect) 뿐 아니라 상대의 온정적 양육행동에 영향을 미치는 상대방효과(partner effect)를 고려할 것이다. 자기-상대방 상호의존모형에서 자기효과는 자신의 심리적, 행동적 특성이 스스로에게 미치는 영향력을 의미하며, 상대방효과는 자신의 심리적, 행동적 특성이 쌍을 이룬 상대방에게 미치는 영향력을 나타낸다. 일-가정 갈등과 관련된 자기효과와 상대방효과를 살펴본 논문은 매우 드물지만, 유아기 자녀를 둔 부부를 대상으로 한 연구(Vieira, Matias, Lopez, & Matos, 2016)에서 일-가정 갈등은 자기효과 및 상대방효과를 나타냈다. 즉, 아버지, 어머니 모두의 일-가정 갈등이 높을수록 각자가 보고한 부모-자녀 갈등이 높았고, 부모역할 참여수준 및 부모-자녀 애착의 질은 낮았다. 또한 아버지의 일-가정 갈등은 어머니의 부모-자녀 갈등 수준에만 정적 영향을 미쳤지만 어머니의 일-가정 갈등은 아버지의 부모-자녀 갈등에 정적 영향을 미쳤을 뿐 아니라 아버지의 부모-자녀 애착에 부적 영향을 미쳤다.
국내에서 일-가정 갈등이 양육행동 및 자녀 문제행동에 미치는 영향을 살펴본 연구는 소수에 불과하며, 부부의 상호의존적 관계를 고려한 연구는 찾아보기 힘들다. 이에 따라 본 연구에서는 부부 쌍 자료를 활용하여 아버지와 어머니가 경험하는 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 간 상호역동적 관계를 살펴볼 뿐 아니라, 이들 관계가 학령초기 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동에 미치는 영향을 살펴보고자 한다. 본 연구의 연구문제를 구체적으로 기술하면 다음과 같다.

연구문제 1

아버지와 어머니의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 영향에서 자기효과와 상대방효과는 어떠한가?

연구문제 2

아버지와 어머니의 온정적 양육행동은 일-가정 갈등과 학령초기 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동 간 관계를 매개하는가?

연구방법

연구대상

본 연구는 한국 육아정책연구소에서 수행하고 있는 한국아동패널(The Panel Study on Korean Children [PSKC])의 8차년도 자료를 사용하였다. 한국아동패널은 다단계층화 표집방법을 사용하여 2008년 전국 500건 이상의 출산 의료기관에서 출생한 신생아 가족들을 대상으로 자료를 수집하였다. 본 연구에서는 한국아동패널 8차년도 조사에 참여한 총 2,150쌍 중 외벌이 900쌍과 어머니가 휴직중인 36쌍을 제외한 후, 부부 중 한 명만 응답하였거나 불성실한 응답을 제외한 총 558쌍의 맞벌이 부모와 그들의 초등학교 1학년 자녀를 대상으로 하였다. 연구대상자의 인구사회학적 배경을 살펴보면, 아버지의 평균연령은 40.42세(SD = 4.073), 어머니의 평균연령은 37.97세(SD = 3.566)였으며, 자녀의 평균월령은 87.96개월(SD = 1.513), 자녀의 성별은 남아 281명(50.4%)과 여아 277명(49.6%)이었다. 연구대상자의 가구소득은 월 평균 525.69만원(SD = 197.374)이며, 월 평균 소득 450만원 초과 600만원까지의 가구가 222가구(39.8.%), 월평균 300만원 초과 450만원까지의 가구가 159가구(28.5%)였으나, 월 평균 소득 150만원 미만의 가구는 6가구(1.1%)에 불과하여 상대적으로 고소득가구가 많은 편이었다. 아버지의 직업은 사무종사자가 149명(26.7%), 전문가 관련 종사자가 114명(20.4%), 장치·기계 조작 및 조립 종사자가 77명(13.8%) 순이었으나, 어머니의 직업은 전문가 관련 종사자가 244명(43.3%), 사무종사자 146명(25.9%), 판매종사자 65명(11.5%) 순으로 전문가 관련 종자사가 상대적으로 높은 비율을 차지하였다. 아버지의 교육수준은 4년제 이상 대학교 졸업자 226명(40.5%), 전문대 졸업 153명(27.4%) 순이며, 어머니의 교육수준은 4년제 이상 대학교 졸업자 245명(43.9%), 고등학교 졸업 138명(24.7%), 전문대 졸업 118명(21.2%) 순이었다.

연구도구

본 연구에서는 PSKC 자료 중 자녀가 만 7세 때(8차년도, 2015년)의 부모 각각의 일-가정 갈등, 온정적 양육행동 및 아동의 문제행동 자료를 사용하였다.

부모의 일-가정 갈등

맞벌이 부모의 일-가정 갈등은 Marshall와 Barnett (1993)의 문항을 한국아동패널 연구진이 번역한 것으로, 취업 중인 아버지와 어머니가 각자 보고하였다. 본 연구에서는 ‘일-가정 양립 시 이점과 갈등’ 중 일-가정 갈등(work-family conflicts)의 9문항을 사용하여 일과 가정생활 양립의 어려움으로 인해 느끼는 스트레스와 다중역할갈등을 측정한 자료를 사용하였다. 척도는 전혀 그렇지 않다 (1점), 별로 그렇지 않다 (2점), 보통이다 (3점), 대체로 그렇다 (4점), 매우 그렇다 (5점)의 5점 Likert식 척도로 구성되어 있으며, “직장에서 해야 할 일들이 가족과 함께 보내는 시간을 방해한다.”, “일을 할 때 가족에 관한 일이나 집에서 해야 할 일로 인해 방해받는다.” 등의 문항을 포함한다. 본 연구에서 신뢰도(Cronbach’s α)는 아버지는 .871, 어머니는 .904로 나타났다.

부모의 온정적 양육행동

맞벌이 부모의 온정적 양육행동은 Cho, Lee, Lee과 Kwon (1999)의 문항을 참고하여 한국아동패널 연구진이 제작한 도구로 총 6문항이며, 맞벌이 부모가 각각 자신의 양육행동에 대해 보고한 자료이다. 척도는 전혀 그렇지 않다 (1점), 별로 그렇지 않다 (2점), 보통이다 (3점), 대체로 그렇다 (4점), 매우 그렇다 (5점)의 5점 Likert식 척도로 구성되어 있으며, 문항의 예로는 “아이의 의견을 존중하고 표현할 수 있게 한다.”, “아이가 물으면 잘 설명한다.” 등이 포함된다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach’s α)는 아버지는 .886, 어머니는 .861로 나타났다.

아동의 문제행동

학령초기 아동의 문제행동은 아동 · 청소년 행동평가척도(Child Behavior Checklist [CBCL]) 6-18을 사용하여 어머니 보고로 측정되었고, 총 9개의 하위척도(총 120문항)로 구성되어 있다. 본 연구에서는 그 중 내재화 문제행동과 외현화 문제행동 척도를 사용하였다. 내재화 문제행동은 불안/우울(13문항), 위축/우울(8문항), 신체증상(11문항)의 하위요인으로 구성되어 있으며, “신경이 날카롭고 곤두서있거나 긴장되어 있다.”, “말을 하지 않으려 한다.” 등의 문항을 포함한다. 외현화 문제행동은 규칙위반(17문항)과 공격행동(18문항)으로 구성되어 있으며 “잘못된 행동(버릇없이 굴거나 나쁜 짓)을 하고도 잘못했다고 느끼는 것 같지 않다.”, “말다툼을 많이 한다.” 등의 문항을 포함한다. 응답은 전혀 해당되지 않는다(0점), 가끔 그렇거나 그런 편이다(1점), 자주 그런 일이 있거나 많이 그렇다(2점)의 범위 내에서 이루어지며, 합산 점수를 사용하여 점수가 높을수록 각 항목의 문제행동이 높은 것을 의미한다.

자료분석

본 연구는 먼저 맞벌이 부모의 일-가정 갈등 및 온정적 양육행동, 아동의 문제행동 변인의 정규성을 살펴보기 위해 기술 통계를 실시한 후, 주요 변인들에서의 부부간 차이를 살펴보기 위해 대응표본 t 검정을 실시하였다. 또한 조사도구의 신뢰도 측정을 위해 문항 간 내적합치도 지수인 Cronbach’s α를 산출하였고, 연구모형 검증에 앞서 연구모형을 구성하는 주요 변수의 상관관계를 분석하였다. 본 연구의 자료는 부부 쌍 자료로, 부부 각각의 변인들 간 관계에서 자기효과와 상대방효과를 살펴보기 위해 자기-상대방 상호의존모형 방법을 적용하여 구조방정식모형(Structural Equation Modeling [SEM]) 분석을 실시하였다(Kenny et al., 2006). 구체적으로, 맞벌이 부부의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 영향을 미치는 자기효과와 상대방효과를 분석하기 위해, 부부의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 간 경로가 유의한지 살펴본 후, 총 4회의 등가제약을 가하여 등가제약 모형을 기본모형과 비교해 아버지와 어머니의 두 경로계수의 차이를 검증함으로써 부부간 효과크기 차이를 검증하였다(Cook & Kenny, 2005). 마지막으로, 맞벌이 부모의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동이 아동의 내재화 문제행동과 외현화 문제행동에 미치는 영향을 살펴보기 위해, 구조방정식모형 분석을 실시하였고, 모형이 실제자료와 얼마나 잘 부합하는지를 평가하기 위해 절대적합지수(RMSEA)와 모형간 상대적합지수(CFI, TLI)를 확인하였다. 맞벌이 부모의 일-가정 갈등과 아동의 문제행동 간 관계에서 부모의 온정적 양육행동의 간접효과 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 사용하였고, 연구모형이 여러 매개효과를 포함한 모형이므로 각 매개효과를 구분하여 살펴보기 위해 팬텀변수(phantom variable)를 활용해 개별간접효과(specific indirect effect)를 추정하였다(Ledermann, Macho, & Kenny, 2011). 이러한 분석들에 앞서, 맞벌이 부부의 교육 수준과 가구소득을 통제하였으며, 자료 분석을 위해 SPSS 22.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 Amos 22.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 사용하였다.

연구결과

예비분석

본 분석에 앞서, 일-가정 갈등과 온정적 양육행동에서의 아버지와 어머니 간 차이를 살펴보기 위해 대응표본 t 검정을 실시하였다. 그 결과, 일-가정 갈등(t = -4.812, p < .001)과 온정적 양육행동(t = -3.611, p < .001) 모두 유의한 성차가 나타났다. 구체적으로, 일-가정 갈등은 어머니(M = 2.687, SD = 0.719)가 아버지(M = 2.506, SD = 0.621)보다 높고, 온정적 양육행동 또한 어머니(M = 3.717, SD = 0.561)가 아버지(M = 3.613, SD = 0.620)보다 높게 나타났다. 즉, 아버지보다 어머니가 일-가정 갈등 수준이 높고, 온정적 양육행동을 하는 것으로 나타났다. 또한, 주요변인들의 왜도는 -.247∼1.956, 첨도는 -.292∼5.449로 왜도의 절대값이 3 이하, 첨도의 절대값이 10 이하라는 정규성 가정의 기준(Kline, 2015)을 충족하였다.
다음으로, 학령초기 자녀를 둔 맞벌이 부모의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 및 아동의 문제행동 간 관계를 살펴보기 위해 Pearson 적률상관관계를 산출하였는데, 그 결과는 Table 1과 같다. 아버지의 일-가정 갈등과 어머니의 일-가정 갈등은 정적상관(r = .123, p < .01)을, 아버지의 온정적 양육행동은 어머니의 온정적 양육행동과 정적상관(r = .337, p < .001)을 보였다. 또한, 아버지의 일-가정 갈등은 자신 및 어머니의 온정적 양육행동과 부적상관(rs = -.246, -.186, p < .001)이, 어머니의 일-가정 갈등은 자신의 온정적 양육행동과는 부적상관(r = -.156, p < .001)이 나타났으나, 아버지의 온정적 양육행동과는 유의한 상관이 나타나지 않았다. 즉, 아버지의 일-가정 갈등이 높으면 자신과 어머니의 온정적 양육행동은 낮게 나타났으나, 어머니의 일-가정 갈등이 높으면 자신의 온정적 양육행동만 낮은 것으로 나타났다. 마지막으로, 아동의 내재화 문제행동은 아버지와 어머니의 일-가정 갈등과 정적상관(rs = .178, .135, p < .001, p < .01)을 보이고, 어머니와의 온정적 양육행동에서만 부적상관(r = -.225, p < .001)이 나타나, 부모의 일-가정 갈등이 높고 어머니의 온정적 양육행동이 낮으면 아동의 내재화 문제행동은 높게 나타났다. 반면, 아동의 외현화 문제행동은 부모의 일-가정 갈등과는 정적상관(rs = .129, .134, p < .01)을, 부모의 온정적 양육행동과는 부적상관(rs = -.098, -.296, p < .05, p < .001)을 보여, 부모의 일-가정 갈등수준이 높고, 부모의 온정적 양육행동이 낮으면 아동의 외현화 문제행동은 높게 나타났다.

맞벌이 부부의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 자기효과-상대방효과

먼저, 학령초기 자녀를 둔 맞벌이 부부의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 자기효과와 상대방효과를 살펴보기 위해 각 변인들의 측정변수를 설정하였다. 일-가정 갈등은 단일요인으로 구성되어 있어, Russell, Kahn, Spoth와 Altmaier (1998)의 제안에 따라 문항꾸러미(item parcel)를 구성하여 측정변수를 설정하였다. 이 때 문항꾸러미를 설정하기 위해 요인을 1개로 지정한 탐색적 요인분석을 실시하여, 문항들을 요인부하량에 따라 순서를 부여하고 각 꾸러미가 동일한 부하량을 갖도록 문항들을 세 개의 꾸러미로 배분하였다. 부모의 온정적 양육행동은 6개 문항 각각을 측정변수로 구성하여 구조방정식모형을 분석하였다.
맞벌이 부부의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 자기효과와 상대방효과를 살펴보기 위해 설정한 연구모형의 적합도는 χ2/df = 2.694, p < .001, TLI = .928, CFI = .939, RMSEA = .055 (90% CI[.050, .061])로 나타나 모형이 분석 자료를 잘 설명하였다(Hu & Bentler, 1999). 구체적으로, Figure 1과 같이 아버지와 어머니의 일-가정 갈등이 각각 자신의 온정적 양육행동에 미치는 자기효과는 모두 유의하였으나(아버지: β = -.268, p < .001, 어머니: β = -.135, p < .01), 상대방효과는 어머니의 온정적 양육행동에 대한 아버지의 일-가정 갈등만 유의하게 나타났다(β = -.191, p < .001). 즉, 아버지의 일-가정 갈등은 어머니의 온정적 양육행동에 영향을 미쳤으나, 어머니의 일-가정 갈등은 아버지의 온정적 양육행동에 유의한 영향을 미치지 않았다.
맞벌이 부부의 일-가정 갈등이 부부의 온정적 양육행동에 미치는 자기효과와 상대방효과의 크기를 비교하기 위해 4번의 등가제약모형을 설정하였다. 등가제약 모형은 (1) 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 아버지와 어머니의 자기효과 비교(a = a’), (2) 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 아버지와 어머니의 상대방효과 비교(p = p’), (3) 아버지의 온정적 양육행동에 미치는 일-가정 갈등의 자기효과와 상대방효과 비교(a = p’), (4) 어머니의 온정적 양육행동에 미치는 일-가정 갈등의 자기효과와 상대방효과 비교(a’ = p)이다. 이를 위해 등가제약모형과 기본모형 간 χ2 차이검증을 실시하여 등가제약 모형과 기본모형 간에 통계적으로 유의한 차이가 나타나면 효과 간의 차이가 유의하다는 점에 기초하였다.
그 결과는 다음과 같다(Table 2, Figure 1). 첫째, 온정적 양육행동에 대한 부부의 자기효과를 등가제약한 모형은 기본 모형과 통계적으로 유의한 차이가 나타나, 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 미치는 자기효과는 아버지의 영향력(β = -.268, p < .001)이 어머니의 영향력(β = -.135, p < .01)보다 크게 나타났다. 둘째, 온정적 양육행동에 대한 부부의 상대방효과를 등 가제약한 모형은 기본 모형과 통계적으로 유의한 차이가 나타나, 어머니의 온정적 양육행동에 미치는 아버지의 영향력(β = -.191, p < .001)이 크게 나타났다. 셋째, 아버지의 온정적 양육행동에 미치는 일-가정 갈등의 자기효과와 상대방효과를 등 가제약한 모형은 기본 모형과 유의한 차이가 있어, 아버지의 온정적 양육행동에는 자신의 일-가정 갈등(β = -.268, p < .001)이 크게 영향을 미치는 것으로 나타났다. 넷째, 어머니의 온정적 양육행동에 미치는 일-가정 갈등의 자기효과와 상대방효과를 비교한 등가제약 모형은 기본모형과 유의한 차이가 없는 것으로 나타나 어머니의 온정적 양육행동에 미치는 아버지와 어머니의 영향력은 차이가 없었다.

아버지와 어머니의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동이 아동의 문제행동에 미치는 영향

먼저, 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등의 3개의 문항꾸러미, 온정적 양육행동의 6문항, 아동의 내재화 문제행동의 3개의 요인과 외현화 문제행동의 2개의 요인이 각 잠재변인을 잘 측정하는지 살펴보기 위해 확인적 요인분석을 실시하였고, 모수추정은 최대우도법(maximum likelihood estimation)을 사용하였다. 그 결과, 측정모형의 적합도는 χ2/df = 2.558, p < .001, TLI = .939, CFI = .948, RMSEA = .053 (90% CI [.047, .058])로 적합도 기준을 충족하였다(Hu & Bentler, 1999). 표준화된 요인부하량의 경우 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등의 측정변인들은 .827∼.898, 아버지 및 어머니의 온정적 양육행동의 측정변인들은 .628∼.822, 아동의 내재화 문제행동의 측정변인들은 .547∼.816, 그리고 외현화 문제행동의 측정변인들은 .724∼.905로 모두 α = .001 수준에서 유의하였다. 표준화된 요인부하량이 .50 이상이어야 한다는 근거에 따라(Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006), 본 연구모형의 측정변인들은 잠재변인의 개념을 적절히 구인하는 것으로 나타났다.
다음으로, 맞벌이 부부의 교육수준과 가구소득을 통제하고, 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등이 아버지 및 어머니의 온정적 양육행동을 통해 아동의 내재화 문제행동 및 외현화 문제행동에 미치는 영향을 살펴보기 위해 구조모형을 분석한 결과, 모형의 적합도는 χ2/df = 2.365, p < .001, TLI = .928, CFI = .938, RMSEA = .050 (90% CI [.045, .054])로 나타나 모형이 분석자료를 잘 설명하였다(Hu & Bentler, 1999). 구체적으로, 아버지의 일-가정 갈등은 자신의 온정적 양육행동(β = -.268, p < .001) 및 어머니의 온정적 양육행동(β = -.192, p < .001)에 부적인 영향을, 아동의 내재화 문제행동에 정적 영향(β = .171, p < .001)을 미치는 것으로 나타났다. 반면, 어머니의 일-가정 갈등은 자신의 온정적 양육행동(β = -.135, p < .001)에만 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 아버지의 온정적 양육행동은 아동의 내재화 문제행동과 외현화 문제행동에 모두 영향을 미치지 않았으나, 어머니의 온정적 양육행동은 아동의 내재화 문제행동(β = -.228, p < .001)과 외현화 문제행동(β = -.305, p < .001)에 모두 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Table 3, Figure 2).
학령초기 자녀를 둔 맞벌이 부부의 일-가정 갈등과 아동의 문제행동 간 관계에서 부부의 온정적 양육행동의 직·간접효과의 유의성을 검증하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시한 결과는 Table 4와 같다. 즉, 부부의 일-가정 갈등이 아동의 문제행동에 미치는 총효과는 모두 유의하였다. 아버지의 일-가정 갈등이 아동의 내재화 문제행동에 미치는 직접효과가 유의하게 나타났으며, 아동의 외현화 문제행동에는 간접효과가 유의하게 나타났다. 어머니의 일-가정 갈등이 아동의 내재화 및 외현화 문제행동에 미치는 영향에서는 모두 간접효과가 유의하게 나타났다.
마지막으로, 간접효과가 유의하게 나타난 경로에서 아버지의 온정적 양육행동과 어머니의 온정적 양육행동의 개별간접효과를 추정하고자 Ledermann 등(2011)의 제안에 따라 팬텀변수를 활용하여 분석한 결과, 어머니의 일-가정 갈등이 아동의 내재화 문제행동에 미치는 영향에서 어머니의 온정적 양육행동의 개별간접효과가 유의하였다(B = .081, p < .01). 또한, 아버지의 일-가정 갈등이 아동의 외현화 문제행동에 미치는 영향에서 어머니의 온정적 양육행동만 개별간접효과가 유의하였고(B = .107, p < .01), 어머니의 일-가정 갈등이 아동의 외현화 문제행동에 미치는 영향에서도 어머니의 온정적 양육행동의 개별간접효과만 유의하였다(B = .061, p < .01). 즉, 학령 초기 자녀를 둔 취업모의 일-가정 갈등 수준이 높으면 자신의 온정적 양육행동을 감소시켜 아동의 내재화 문제행동을 증가시키고, 맞벌이 부모의 일-가정 갈등 수준이 높으면 어머니의 온정적 양육행동을 감소시킴으로써 아동의 외현화 문제행동을 증가시키는 것으로 나타났다.

논의 및 결론

본 연구에서는 맞벌이 부모 각자의 일-가정 갈등이 자신뿐만 아니라 배우자의 온정적 양육행동에 영향을 미치는지 검증하는 한편, 이러한 일-가정 갈등과 온정적 양육행동이 학령초기 자녀의 문제행동에 영향을 미치는지 살펴보고자 하였다. 이를 위해 한국아동패널 8차년도 자료 중 부부 쌍 자료를 활용하여 자기-상대방 상호의존모형 방법을 통해 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 간의 상호역동적 관계를 살펴봄과 동시에, 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등과 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동 간의 관계에서 아버지 및 어머니의 온정적 양육행동이 매개적 역할을 하는지 함께 살펴보았다. 본 연구의 주요 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 맞벌이 부모의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 간의 자기효과 및 상대방효과를 살펴본 결과, 자기효과의 경우 아버지 및 어머니 모두 자신이 지각한 일-가정 갈등은 자신의 온정적 양육행동에 부적 영향을 미쳤으며, 상대방효과의 경우 아버지의 일-가정 갈등만이 어머니의 온정적 양육행동에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 먼저 자기효과와 관련하여, 아버지의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동에 부적인 영향을 미치는 본 연구결과는, 유아기 자녀를 둔 아버지의 일-가정 갈등의 수준이 높을수록 온정적이며 일관적인 양육행동을 덜 보인다는 선행연구 결과(Cooklin et al., 2016)와 유사하다. 또한 아버지의 일-가정 갈등의 수준이 높을수록 아버지가 양육에 덜 개입하고 자녀의 행동을 다루기 어려워하며 애착수준도 낮다는 연구결과들(Ko, Lee, & Kwon, 2012; Vieira et al., 2016)과 그 맥을 같이한다. 즉, 양육의 책임이 어머니에 비해 상대적으로 적었던 과거와는 달리, 맞벌이 부부가 증가함으로써 아버지에게 직장에서의 일과 더불어 가정에서의 자녀양육에 대한 역할압력 또한 증가하고 있으며, 이러한 일과 가정 사이에서의 역할갈등이 아버지로 하여금 자녀를 긍정적으로 양육하기 어렵게 만드는 요인이 될 수 있음을 보여준다.
또한 어머니의 높은 일-가정 갈등은 어머니 자신의 온정적 양육행동에 부적인 영향을 미쳤는데, 이러한 결과는 유아기 자녀를 둔 어머니의 높은 일-가정 갈등이 낮은 수준의 긍정적 양육행동에 영향을 미친다는 국내외 선행연구 결과들(Cooklin et al., 2014; Y.-J. Jeong, 2017)과 유사하며, 직장에서의 역할 수행이 가정 내 역할수행을 어렵게 할수록 애정적 양육행동을 덜 보이며 거부적 . 통제적 양육행동을 더 보인다는 연구결과(B. S. Park & Um, 2016)와도 일맥상통한다. 국내외의 취업모의 경우 아버지에 비해 직장 및 가정에서의 역할수행갈등으로 인한 어려움을 더 많이 경험하는 것으로 보고되며(Cinamon, Weisel, & Tzuk, 2007; Hwang & Shin, 2009) 본 연구 또한 아버지보다 어머니의 일-가정 갈등의 점수가 높은 것으로 나타났는데, 취업모의 역할갈등으로 인한 심리적 부담감과 긴장감은 가정 내에서 자녀에게 긍정적인 양육행동을 덜 보이는 방식으로 전이되어 나타날 수 있음을 보여준다.
다음으로 상대방효과와 관련하여, 어머니의 일-가정 갈등은 아버지의 온정적 양육행동에는 유의한 영향을 미치지 않은 반면, 아버지의 일-가정 갈등은 어머니의 온정적 양육행동에 부적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 비록 선행연구 중 쌍 자료를 사용하여 관련 변인들을 다룬 경우가 거의 없기 때문에 직접적인 비교에 무리가 있다. 대신 만 7세 자녀를 둔 아버지 및 어머니를 대상으로 이들의 결혼만족도, 우울, 직업역할 불만족 등이 부모가 자녀의 부정적인 정서에 대해 반응하는데 어떠한 영향을 미치는지를 자기-상대방 상호의존모형 방법을 통해 살펴본 연구가 발견되는데(Nelson, O’Brien, Blankson, Calkins, & Keane, 2009), 직업 역할에 대해 불만족하는 경우 배우자가 자녀에게 지지적으로 반응해주는 것에 부정적인 영향을 미치는 상대방효과를 보고하였다. 즉, 어머니의 일-가정 갈등이 아버지의 온정적 양육행동에 영향을 미치는 상대방효과가 발견되지 않은 본 연구결과와는 다소 차이를 보인다. 우리나라 취업모의 경우 직장에서의 일 이후에 가사노동을 책임지는 이중노동의 갈등을 겪고 있으나, 아버지는 가사노동을 ‘도와준다’는 의미로 분담하고 이를 문제라고 인식하지 못할 수 있다는 측면에서 볼 때(T.-S. Jeong & Kim, 2014), 어머니가 일-가정 갈등을 경험할지라도 아버지가 어머니의 역할갈등 상황을 인식하고 자녀양육을 보다 긍정적으로 하려는 노력으로까지 이어지지 않을 가능성을 생각해볼 수 있다. 또한 어머니의 일-가정 갈등은 양육스트레스를 증가시킨다는 연구결과(Chung, Cha, Joo, & Kim, 2015) 및 어머니의 양육스트레스가 아버지가 지각하는 가족 응집성을 통해 아버지의 온정적 양육행동에 영향을 미치는 간접경로 등이 발견된 APIM 분석 연구(Hong & Yi, 2017) 등에 근거할 때 어머니의 일-가정 갈등이 아버지의 온정적 양육행동에 영향을 미치는데 있어 매개적 역할을 하는 다른 변인들이 존재할 가능성도 있다.
둘째, 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등과 학령초기 자녀의 문제행동 간의 관계에서 아버지와 어머니의 온정적 양육행동의 매개적 역할을 살펴보면 다음과 같다. 먼저 부모의 일-가정 갈등과 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동 간의 직접 경로와 관련하여, 본 연구에서는 아버지의 일-가정 갈등이 자녀의 내재화 문제행동에 영향을 미치는 직접경로만이 발견되었다. 이러한 결과는 어머니보다 아버지의 양육참여 관련 하위요인들이 아동의 스트레스 감소에 유의한 영향을 미쳤다는 선행 연구결과(Jang, 2008)와 관련지어 해석해볼 수 있다. 즉, 아버지의 높은 일-가정갈등은 자녀와 여가활동을 즐기고 생활지도 등을 할 시간을 줄임으로써(Do, Jeon, & Kim, 2012) 자녀의 내재화 문제행동에 영향을 미칠 수 있음을 보여준다. 아버지의 일-가정갈등이 높을 경우 부정적 정서를 표현할 수 있는데(S. G. Lee et al., 2007), 아버지의 부정적 정서표현은 자녀의 외현화 문제행동보다는 내재화 문제행동에 영향을 미친다는 선행연구결과(Yun, 2010)에 근거할 때 아버지의 일-가정 갈등이 외현화 문제행동보다는 내재화 문제행동에 직접적인 영향을 미쳤을 가능성도 있다. 다만 이러한 결과의 해석과 관련하여, 일-가정 갈등과 자녀의 문제행동 관련 변인 간의 관계를 직접적으로 살펴보거나 아버지 및 어머니를 모두 다룬 연구가 매우 드문 만큼 본 연구결과는 조심스럽게 해석될 필요가 있을 것이며, 추후 연구에서 이 경로에 대해 보다 깊이 탐색할 필요가 있다. 특히 가족의 일상생활 규칙성이나 부모의 우울 등이 일-가정 갈등과 아동의 내재화 및 외현화 문제행동 간의 관계에서 매개역할을 한다고 보고한 선행 연구(McLoyd et al., 2008)에 근거하건대, 추후 연구에서는 가족 특성이나 부모 개인적 특성 등과 같은 다른 매개변인들을 고려해볼 필요성도 있겠다.
이어서 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등이 온정적 양육행동을 통해 문제행동에 영향을 미치는 간접경로를 살펴보면, 어머니의 일-가정 갈등은 자신의 온정적 양육행동을 통해 아동의 내재화 문제행동에 영향을 미쳤으며, 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등은 어머니의 온정적 양육행동을 통해 아동의 외현화 문제행동에 영향을 미쳤다. 이러한 연구결과는 선행연구가 매우 제한적이라 아버지까지 다룬 연구는 발견하기 어려우나, 어머니의 일-가정 갈등이 애정적 양육방식을 통해 자녀의 외현화 문제행동에 영향을 미치는 경로가 발견된 연구결과(T.-S. Jeong & Kim, 2014)와 부분적으로 유사하다. 즉, 본 연구결과는 아버지와 어머니 모두 일과 가정 사이의 역할에서 갈등을 많이 경험할수록 어머니가 온정적인 양육행동을 덜 보이게 되고, 이러한 어머니의 양육행동은 학령초기 아동의 높은 내재화 및 외현화 문제행동 수준에 영향을 미침을 보여준다. 특히 간접효과를 분해하여 살펴본 결과, 아버지의 일-가정 갈등이 어머니의 온정적 양육행동을 통해 내재화 문제행동에 미치는 간접경로는 유의하지 않았던 반면, 외현화 문제행동에 영향을 미치는 유의한 간접경로가 발견되었다. 즉, 앞서 언급한 바대로 학령초기 아동의 내재화 문제행동의 경우 아버지의 일-가정 갈등의 직접적 영향을 받은 반면, 외현화 문제행동은 어머니의 온정적 양육행동을 통해 간접적인 영향을 받았다. 비록 본 연구에서는 온정적 양육행동만을 다루었으나, 특히 주양육자인 어머니의 분노와 같은 부정적 정서는 온정적인 양육행동을 할 수 있을 가능성을 낮추고 이는 아동의 외현화 문제행동에 영향을 미칠 수 있다는 측면에서(Downey, Purdie, & Schaffer-Neitz, 1999) 아버지의 일-가정 갈등으로 인한 어머니의 부정적 정서경험이 아동의 외현화 문제행동에 영향을 미쳤을 가능성이 있다. 따라서 추후 연구에서는 일-가정 갈등으로 인한 부모의 정서 . 행동적 특성이 어떠한지, 이러한 특성이 아동의 문제행동에 어떠한 영향을 미치는지에 대해 보다 면밀히 다룰 필요성도 있을 것이다.
한편, 이러한 간접경로를 구분하여 살펴보면, 앞서 논의한 경로인 아버지 및 어머니의 일-가정 갈등과 온정적 양육행동 간의 자기-상대방효과에 이어서 아버지 및 어머니의 온정적 양육행동이 아동의 내재화 및 외현화 문제에 미치는 경로의 경우 본 연구에서는 어머니의 온정적 양육행동만이 자녀의 내재화 및 외현화 문제행동에 영향을 미쳤다. 이러한 결과는 어머니의 긍정적 양육태도가 유아의 내재화 및 외현화 문제행동에 부적 영향을 미쳤으나 아버지의 긍정적 양육태도의 영향력은 유의하지 않은 것으로 나타난 선행 연구결과(H.-S. Choi, Yoon, & Yeon, 2016)와 유사하며, 어머니의 온정적 양육행동이 자녀의 스트레스를 감소시키는 유의한 영향을 미친 반면, 아버지의 온정적 양육행동은 자녀의 스트레스와 관련 없음이 밝혀진 선행연구(Jang, 2008)와도 그 맥을 같이 한다. 본 연구결과는 맞벌이 가정이지만 아버지에 비해 양육에 대한 부담과 책임이 상대적으로 더 높은 어머니의 양육행동이 자녀의 문제행동에 미치는 영향력이 더 강력함을 보여준다. 또한 이러한 결과는 본 연구에서 사용한 데이터의 특성에 기인한 것일 수 있는데, 한국아동패널에서 자녀의 문제행동의 경우 보호자가 보고하도록 되어 있으나 본 연구의 분석대상의 경우 모두 어머니가 응답하였기 때문에 어머니가 보고한 자녀의 문제행동이 인과관계로서 과대 추정되었을 가능성이 있다. 어머니의 경우 자녀와 더 상호작용을 많이 함으로써 자녀의 문제를 더 잘 지각할 가능성이 있으며, 아버지와 어머니가 보고하는 자녀의 문제행동의 수준이 차이가 나타날 수 있음을 밝힌 연구(Grietens et al., 2004)에 근거할 때 추후 연구에서는 아버지 및 어머니 모두의 보고를 통해 자녀의 문제행동 관련 자료를 수집하여 부모 양육행동의 영향력을 재검증할 필요성이 있다.
본 연구의 제한점과 더불어 후속 연구에 대한 제언을 해보면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 초등학교 1학년 자녀를 둔 부모를 대상으로 일-가정 갈등, 온정적 양육행동 및 자녀의 문제행동 간의 관계를 살펴보았으나, 자녀의 발달단계에 따라 각 변인들의 수준이 다를 수 있으며 이들 간의 관계 또한 차이가 있을 수 있다(Baxter & Smart, 2010; Ponnet, Wouters, Goedemé, & Mortelmans, 2016; Vieira et al., 2016). 따라서 추후 연구에서는 다양한 발달단계의 자녀를 둔 부모를 대상으로 이들 변인 간의 관계를 탐색할 필요성이 있다. 둘째, 본 연구는 육아정책연구소에서 실시한 한국아동패널 조사 자료를 이용하였는데, 전국 규모로 표집한 데이터를 이용하였다는 장점이 있는 반면, 이미 구성된 문항을 활용하였다는 점에서 한계가 있다. 예를 들어 일-가정 갈등 변인의 경우 직장 내 역할 수행이 가정 내 역할수행을 어렵게 하는 ‘일→ 가정 갈등’의 개념과 더불어 가정 내 역할 수행이 직장에서의 역할수행을 어렵게 만든다는 ‘가정→ 일 갈등’으로 구분되며(Greenhaus & Powell, 2003), 이 두 개념은 각기 독립적으로 다른 변인들과의 관계가 상이하게 나타날 수 있는데(Cinamon et al., 2007; B. S. Park & Um, 2016), 본 연구에서는 이러한 개념을 구분하지 않고 측정되었다. 따라서 추후 연구에서는 이들 개념을 구분하여 본 연구 변인들 간의 관계를 재탐색할 필요성이 있다. 셋째, 본 연구는 한국아동패널 조사 자료 중 일-가정 갈등 변인에 대해 처음 조사를 실시한 8차년도 자료만을 활용하여 횡단연구로 살펴보았으나 변인들 간 관계에서의 원인과 결과를 명확히 규명하는데 있어 종단연구의 필요성도 제기된다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 다음과 같은 의의를 지닌다. 첫째, 기존의 연구들에서는 아버지 또는 어머니 자신의 일-가정 갈등이 자신의 양육행동에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보았던 것과 달리, 본 연구에서는 자기효과뿐만 아니라 상대방효과도 함께 살펴봄으로써 상호 영향력도 동시에 고려했다는 점에서 의의가 있다. 특히 국내의 경우 일-가정 갈등과 양육행동 간의 관계를 살펴본 연구가 극히 드문 가운데(e.g., Y.-J. Jeong, 2017; B. S. Park & Um, 2016), 이를 자기-상대방효과로 살펴보았다는 점에서 의미가 있다. 둘째, 문제행동과 관련된 기존의 연구들은 주로 유아기나 학령후기 혹은 청소년기에 주로 초점을 맞추고 있었는데, 수용적인 분위기의 유아교육기관과 달리 집단 내 생활과 규칙을 더욱 강조하는 초등학교에 입학하여 적응기를 겪고 있는 학령초기 아동을 대상으로 내재화 및 외현화 문제행동을 다루었다는 점에서 의미가 있다. 셋째, 자녀의 문제행동과 관련하여 맞벌이 가정의 맥락에서 일-가정 갈등을 다룸으로써 문제행동에 대한 이해의 폭을 확장했다는 측면에서 의미가 있다. 특히 아버지의 일-가정 갈등이 아버지 및 어머니 모두의 온정적 양육행동에 영향을 미침과 더불어, 자녀의 내재화 문제행동에 직접적인 영향을 준다는 본 연구결과는 맞벌이 가정을 위한 정책 마련에 있어 시사하는 바가 크다. 즉, 현재 맞벌이 가정을 대상으로 시행 중인 정책들에서 상대적으로 소외되어 온 아버지를 대상으로 하는 정책, 특히 아버지의 일-가정 갈등을 관리할 수 있는 프로그램의 개발이 필요할 것이다.
결론적으로, 본 연구는 일-가정 양립에 대한 사회적인 요구와 더불어 정책의 시행이 사회적으로 큰 이슈가 되고 있는 현 시점에서, 맞벌이 부부의 일-가정 갈등이 부모의 온정적 양육행동에 미치는 자기-상대방효과와 더불어 학령초기 자녀의 문제행동에 미치는 영향을 살펴보았다. 일-가정 갈등이 개개인의 긍정적 양육행동과 더불어 아동의 문제행동에 직 . 간접적인 영향을 미칠 수 있음을 밝힌 본 연구결과는 맞벌이 부모를 위한 부모교육 및 부부교육과 더불어 가족친화제도 관련 프로그램의 개발 및 실행을 위한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

Acknowledgements

This study was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea (NRF-2016S1A3A2924375).

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Actor and partner effects of fathers’ and mothers’ work-family conflict on their warm parenting. Numbers on paths are standardized regression coefficients. Control and measurement variables are omitted due to lack of space.
**p < .01. ***p < .001.
kjcs-39-3-141f1.tif
Figure 2
Figure 2
Final model with coefficients. Numbers on paths are standardized regression coefficients. Control variables and measurement variables were omitted due to a lack of space.
**p < .01. ***p < .001.
kjcs-39-3-141f2.tif
Table 1
Correlations Among Variables
1 2 3 4 5 6 7 8 9
1. Fathers’ education
2. Mothers’ education .657***
3. Household income .316*** .386***
4. Fathers’ WFC .017 .038 -.009
5. Mothers’ WFC -.039 -.044 -.045 .123**
6. Fathers’ WP .186*** .173*** .134** -.246*** -.057
7. Mothers’ WP .186*** .167*** .089* -.186*** -.156*** .337***
8. Children’s IPB -.019 -.067 -.165*** .178*** .135** -.074 -.225***
9. Children’s EPB -.036 -.094* -.151*** .129** .134** -.098* -.296*** .628***

M 5.320 5.370 525.690 2.506 2.687 3.613 3.717 3.590 4.270
SD 0.935 0.978 197.374 0.621 0.719 0.620 0.561 2.902 4.451
Skewness -.115 -.218 1.673 .107 -.007 -.247 -.189 1.956 1.874
Kurtosis -.970 -1.023 7.001 .458 -.292 .469 .253 5.449 5.039

Note. N = 558. WFC = Work-family conflict; WP = Warm parenting; IPB = Internalizing problem behaviors; EPB = Externalizing problem behaviors.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 2
Results of Model Comparison
Model χ2 df TLI CFI RMSEA ∆χ2 (∆df)
Base model 581.829*** 216 .928 .939 .055
Constrained model A(a = a’) 595.021*** 217 .926 .937 .066 13.192(1)***
Constrained model B(p = p’) 587.117*** 217 .928 .938 .055 5.288(1)*
Constrained model C(a = p’) 597.960*** 217 .926 .936 .056 16.131(1)***
Constrained model D(a’ = p) 583.405*** 217 .929 .939 .055 1.576(1)

Note. N = 558. Constrained model A = Actor effect constrained model; Constrained model B = Partner effect constrained model; Constrained model C = Constrained for fathers’ warm parenting; Constrained model D = Constrained for mothers’ warm parenting

* p <.05.

*** p <.001.

Table 3
Path Estimates of Latent Variables
Path B β SE
Father’s WFC Children’s IPB .563 .171*** .170
Mother’s WFC Children’s IPB .209 .078 .130
Father’s WFC Children’s EPB .162 .089 .088
Mother’s WFC Children’s EPB .115 .077 .068
Father’s WFC Father’s WP -.234 -.268*** .041
Mother’s WFC Father’s WP -.011 -.016 .032
Father’s WFC Mother’s WP -.184 -.192*** .046
Mother’s WFC Mother’s WP -.106 -.135** .036
Father’s WP Children’s IPB .378 .100 .204
Mother’s WP Children’s IPB -.784 -.228*** .187
Father’s WP Children’s EPB .124 .059 .106

Note. N = 558. WFC = Work-family conflict; WP = Warm parenting; IPB = Internalizing problem behaviors; EPB = Externalizing problem behaviors.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 4
Direct, Indirect, and Total Effect Results in the Final Model
Bootstrapping
Direct Indirect Total
Father’s WFC Children’s IPB .171** .017 .188**
Mother’s WFC Children’s IPB .078 .029** .107*
Father’s WFC Children’s EPB .089 .043* .132**
Mother’s WFC Children’s EPB .077 .040** .118*

Note. N = 558. WFC = Work-family conflict; IPB = Internalizing problem behaviors; EPB = Externalizing problem behaviors.

* p < .05.

** p < .01.

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