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Korean J Child Stud > Volume 39(5); 2018 > Article
아버지의 정서적 자녀가치에 따른 양육행동이 취학 전후 남녀 아동의 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향

Abstract

Objectives

The purpose of this study was to examine successful adaptation of first graders to elementary school by analyzing the relationships among fathers’ emotional valuation of children and parenting behaviors and children’s school readiness and executive function, and to identify gender differences in the pathways.

Methods

Data were drawn from waves 6-8 of the Panel Study of Korean Children (PSKC). Participants were 987 fathers and their children. Data were analyzed using structural equation modeling and multiple group analysis with SPSS 22.0 and AMOS 21.0.

Results

First, fathers’ emotional valuation of children had a significant effect on both warm and controlled parenting behaviors, and parenting behaviors completely mediated the effects between fathers’ emotional valuation and children’s school readiness and executive function. Furthermore, the results of multiple group analysis revealed that some path weights appeared differently by gender. For boys, fathers’ emotional valuation had a significant effect on children’s school readiness through warm parenting behaviors; however, there was no effect on executive function. For girls, emotional valuation completely mediated the effects of children’s school readiness and executive function through both parenting behaviors.

Conclusion

The implications of these findings provide specific, basic information for parent education and instruction regarding the perception and performance of the father's role emphasizing its the importance in the family.

서론

유아교육기관에서 초등학교로의 전이는 아동이 관습적인 교육에 첫발을 내딛는 출발점이자 여러 측면의 변화를 가져오는 경험으로, 초등학교 1학년이 된 아동들은 새로운 환경에 적응해야 하는 과업과 만난다. 특히 이 시기 부모들은 초등학교 1학년 자녀의 성공적인 적응이 이후 학업성취 및 발달에 중요하다는 인식(J. A. Lee, Park, Chung, & Yi, 2017)에 자녀의 학교적응을 위한 학습준비도 향상에 집중한다. 여기서 부모들이 생각하는 학습준비란 학습의 기초 지식 및 기술을 바탕으로 학습준비도의 인지적 측면을 강조한 것이라 할 수 있다. 그런데 과연 인지적 준비가 곧 학습준비를 의미할까? 그리고 이렇게 학습준비가 된 유아는 모두 학교에 잘 적응할 수 있는 것일까?
취학을 앞둔 유아들은 학교라는 새로운 환경에 적응하기 위해 학습준비를 경험한다. 학습준비란 아동의 학업 수행을 가능하게 하는 인지적, 언어적, 신체적 능력 이외에 학습에 대한 태도 및 사회 . 정서능력에서의 발달적 성숙도를 포함하는 개념(H. S. Park, 2012)이다. 즉, 초등학교에서의 초기 학습에 필요한 기초적인 기술인 학습준비도는 학습부진아의 조기발견과 부족한 기능영역 교정에 도움을 줄 수 있으며, 후기학습에 긍정적인 영향을 미친다(J. H. Choi &Park, 2010). 유아교육기관에서 초등학교로의 전이 시, 학습준비가 덜 된 아동은 학년이 올라갈수록 부적응 문제를 겪을 가능성이 높고(Rouse, Brooks-Gunn, & McLanahan, 2005), 입학 후에도 학교적응이 어려울 뿐 아니라 이후 비행청소년이 될 경향이 있다(Bowman, 2006; Y. J. Park & Chung, 2008). 이러한 연구결과들은 학교적응과 관련하여 초등학교 취학 시기 학습준비도의 중요성을 보여준다.
한편, 학습준비도와 함께 아동의 성공적인 학교적응의 전제 요건으로 정서 및 행동 조절능력, 즉, 실행기능이 손꼽힌다. 다른 사람들과 의견을 나누며 자신의 입장 및 정서를 조절할 수 있고 질서 있게 자기 순서를 기다리며 자신의 행동을 통제할 수 있는 아동은 학교에서 또래관계나 학업 측면의 성공을 이룰 가능성이 높다(H. Song, 2011). 실행기능에는 앞서 언급한 정서 및 행동 조절능력과 함께 어떤 일을 계획하고 조직화하는 능력, 어떤 일에 주의를 기울이고 집중하는 능력이 포함되어 있어 초등학교라는 새로운 환경에 적응해야 하는 아동에게 요구되는 중요한 능력이라 할 수 있다. 특정한 자극에 주의를 기울이고 다른 반응을 억제함으로써 정해진 규칙을 따르는 능력이 실행기능의 지표인데, 이러한 능력은 아동의 학습 및 전반적인 학교적응에 중요한 역할을 한다(Espy, McDiarmid, Cwik, Stalets, Hamby, & Senn, 2004; Gatherocole, Brown, & Pickering, 2003).
초등학교 시기의 실행기능은 유아기에 마련된 학습준비도와 관련되는 것으로 보인다(Blair & Razza, 2007; Y. M. Kim, 2018). 실행기능은 인지적인 측면과 정서적인 측면으로 구분되는데, 인지적 실행기능은 학업성취나 학습관련 기술 등 인지적 측면의 요소들과 관련이 높은(Blair & Razza, 2007; Brock, Kaufman, Nathanson, & Grimm, 2009) 반면, 정서적 실행기능은 사회적 능력, 친사회성, 또래관계와 같은 정서 및 사회성 관련 요소들과 강한 관계가 있다(Blair, Denham, Kochaoff, & Wihpple, 2004; McIntyre, Blacher, & Baker, 2006). 즉, 여러 측면의 학습준비가 그에 상응하는 실행기능에 영향을 미침을 예측할 수 있다.
따라서 이 연구에서는 초등학교 입학 전의 학습준비와 입학 후 실행기능 간의 관계를 확인하며, 그에 영향을 미치는 변인을 찾고자 한다. 이를 위해, 어린 아동에게 가장 중요한 환경적 변인인 부모에 초점을 맞추어 부모의 양육행동이 자녀에 대한 부모의 가치관에 따라 다르게 나타난다는 연구결과들(Belsky, 1984; J. A. Lee et al., 2017;Ok, 2018; Yeon &Choi, 2015)을 근거로 부모의 양육행동과 이에 영향을 미치는 부모의 자녀가치를 함께 보려한다. 자녀에 대한 영향력 측면에서 대부분의 연구들이 어머니에 집중하였지만(Cha &Kim, 2018; K. M.Kim & Ahn, 2010;Min, 2017;Oh & Lee, 2013), 이 연구에서는 부모 중 아버지의 역할에 초점을 맞추어 아버지의 자녀가치와 양육행동이 아동에게 미치는 영향력을 확인하고자 한다.
최근 몇 년간 우리 사회의 각종 미디어에서 아빠 관련 프로그램들이 방영되고 정부의 정책적 지원 및 홍보도 다양하게 이루어짐으로써 아빠 육아에 대한 관심이 급격히 높아졌다(C. S. Park & Ko, 2018;아빠 육아’라는 표현은 자녀를 키우는 아버지의 적극적이고 능동적인 육아 참여 활동을 의미하는 것(M. Yoon, 2016)으로, 이는 과거 권위적이고 위엄 있던 아버지들의 모습과는 확연히 달라진 현대사회의 변화된 아버지 상을 제시한다. 전통적으로 우리사회의 아버지는 가정에서 가족부양의 의무를 최우선으로 하여 경제적 안정을 제공하는 것을 가장 중요한 역할이라 인식하였으며, 일차적인 양육주체로서 자녀와 정서적 유대 관계를 맺는 것은 어머니의 특별한 권위라 여겼다(B. N. Yoon, 2015). 그러나 이후 급격한 산업화, 도시화, 핵가족화, 맞벌이 가정의 증가, 출산율 저하 등의 변화로 부모의 역할도 변하였다. 특히 자녀의 양육과 교육에 있어 아버지의 관심과 역할의 요구가 점차 커지고 있다. 이러한 아버지의 역할 및 중요성은 자녀가 유아기를 지나 아동기에 접어들면서 더욱 주목을 받는다. 자녀가 성장함에 있어 아버지의 역할은 어머니와 질적으로 다르며(Lamb, Pleck, & Levine, 1987) 아버지는 어머니에 비해 자녀와 함께 보내는 시간은 적지만 양육에 미치는 영향력만큼은 크다(Jang &Lee, 2008)고 알려져 있다. 이에 자녀양육과 관련하여 어머니와는 별개로 아버지의 역할의 중요성(K. N. Kwon, 2014)에 대해 재조명하고 깊이 있게 살펴볼 필요가 있다. 그러므로 이 연구에서는 부모 중 아버지의 양육행동이 학령기에 접어든 자녀의 학습준비와 실행기능에 어떻게 영향을 미치는지 검증하고자 한다.
부모의 양육행동이란 부모가 자녀를 양육할 때 보이는 구체적인 행동과 태도를 의미하며, 크게 온정적 양육행동과 통제적 양육행동의 두 차원으로 구분할 수 있다. 온정적 양육행동은 부모가 자녀에 대해 비교적 허용적인 자세로 잘못된 행동을 논리적으로 설명하고 합리적으로 훈육하며 애정적으로 대하는 양육방식을 의미하는 반면, 통제적 양육행동은 부모가 정해 놓은 규칙에 자녀가 순응하도록 지도 및 훈육하고 부적절한 행동을 규제하는 양육방식을 일컫는다. 이 연구에서는 아버지의 양육행동이 자녀의 학습준비도와 실행기능에 어떠한 영향을 미치는지 온정적 양육행동과 통제적 양육행동 두 가지 유형으로 구분하여 살펴보고, 이러한 아버지의 양육행동이 자녀의 성별에 따라 어떻게 다르게 나타나는지 알아보려 한다. 아버지의 양육행동과 자녀의 학습준비도와 관련한 선행연구에서 아버지의 온정적 양육행동이 자녀의 학습준비도에 긍정적 영향을 미친다는 연구결과(J. A. Lee et al., 2017)는 아버지가 자녀를 따뜻하게 대하고 자녀의 행동에 합리적으로 반응함으로써 자녀는 아버지로부터 사회인지적 기술을 학습하고 자연스럽게 학습을 발달시킬 기초 능력을 구축할 수 있게 된다고 설명한다. 그 밖에 부모의 통제적 양육행동이 자녀의 학습준비도에 긍정적 영향을 미친다는 연구 역시 통제적 양육행동을 적대적이고 거부적인 태도로 인식하여 부정적인 결과를 가져올 것(Hur, 2006; S. N. Lee, Lee, & Kim, 2008)이라 예측한 이전 연구와는 달리, 자녀 스스로 부모의 통제적 양육행동을 학업과 사회적 성취를 위해 필요한 간섭으로 받아들이는 경향이 있어(J. A. Lee et al., 2017; Y. S. Park & Kim, 2003), 부모의 통제적 양육행동이 자녀의 성취동기와 정적인 상관관계를 나타낸다는 연구결과(J. A. Lee et al., 2017)를 보여준다. 이러한 결과들을 통해 아버지의 통제적 양육행동이 자녀의 학습준비도에 긍정적 혹은 부정적으로 영향을 미칠 수 있음을 확인할 수 있다. 자녀의 성별에 따른 부모의 양육행동에 관한 선행연구에서 부모와 자녀의 성별이 그 조합에 따라 각기 다른 효과를 보인다는 연구(S. Lee et al., 2008)는 일반적으로 이성의 부모자녀관계보다 동성의 부모자녀관계에서 동일시 경향이 많이 나타나고, 활동이나 관심을 공유하는 경향 역시 높다고 보고하고 있다. 아버지는 딸에게 주로 학업이나 진로 계획과 관련하여 현실적 조언이나 실용적 정보를 제공하는 등 딸과의 상호작용에서 권위적이고 비대칭적인 관계의 특성이 나타나는 반면, 아들과 아버지는 주로 여가시간에 취미활동을 함께하며 서로의 관심사를 공유함으로써 비교적 허용적이고 대칭적인 관계의 특성을 보여준다고 설명한다. 또 다른 연구에서는 아버지의 양육행동이 딸보다 아들과의 관계에서 더 엄격하게 나타난다는 결과(Farver & Wimbarti, 1995)를 보여주고 있다. 이러한 연구들을 통해 아버지의 양육행동이 자녀의 성별에 따라 달라질 수 있음을 확인할 수 있다.
더 나아가, 아버지의 양육행동에 영향을 미치는 선행변인으로 자녀에 대한 가치를 연구모형에 포함하고자 한다. 위에서 언급한 거처럼, 가족의 형태와 관계가 변화하면서 자녀에 대한 가치도 함께 변하였다(Y. E. Kwon & Kim, 2004). 즉, 부모-자녀 간의 정서적 유대 기능은 한층 더 강화되었고, 자녀로 인한 기쁨, 만족, 희열 및 행복 등의 정서적 자녀가치관은 증가하였다(Bae, 2007). 부모의 자녀가치란 부모가 출산과 양육을 통해 자녀를 어떻게 인식하고 자녀에게 어떠한 가치를 부여하는지 의미한다. 이 연구에서는 아버지의 자녀가치를 자녀를 양육하는 행위 자체에 기쁨과 보람을 느끼고 자녀가 주는 정서적 안정에 높은 가치를 두는 정서적 자녀가치로 개념화하였으며, 이런 자녀에 대한 기대와 가치는 아버지가 양육에 임하는 태도를 결정하는 요인(S. Y. Kim, Kim, & Kim, 2017)으로 보았다. 이와 관련한 연구를 살펴보면, 아버지가 자녀에 대하여 정서적 가치가 높을수록 자녀의 양육에 적극적인 모습을 보이고 양육참여 비율 역시 높은 것(S. Y. Kim et al., 2017)을 확인할 수 있다. 이러한 결과는 아버지들이 자녀를 삶의 보람으로 느끼고 정서적 가치를 높게 인식할수록 자녀 양육에 관심이 높고 애정적 양육행동을 많이 보인다는 이전 연구(Kang, 2000)를 뒷받침하며 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동에 대한 관계를 예측해 볼 수 있다.
지금까지의 선행연구를 바탕으로, 이 연구는 최근 중요성이 더욱 강조되고 있는 아버지의 역할에 대한 인식과 수행에 관심을 두고, 학령기에 접어든 자녀의 학습준비도와 실행기능에 아버지의 자녀가치와 양육행동이 어떻게 영향을 미치는지, 자녀의 성별에 따라 어떤 차이가 나타나는지, 그리고 이들 간의 구조적 관계는 어떠한지 살펴보고자 한다. 즉, 아버지의 정서적 자녀가치는 온정적 및 통제적 양육행동을 매개로 아동의 학습준비도에 어떠한 영향을 미치고, 아버지의 정서적 자녀가치에 따른 양육행동은 아동의 학습준비도를 매개하여 아동의 실행기능에 어떻게 영향을 미치는지에 대하여 변수 간 구조적 관계를 확인할 것이다. 이와 더불어 아버지의 정서적 자녀가치가 온정적 및 통제적 양육행동을 매개로 아동의 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향이 자녀의 성별에 따라 어떤 차이가 나타나는지 다집단 분석을 실시할 것이다. 이 연구를 통해서 얻은 결과는 아동의 초등학교로의 전이와 초등학교 초기 학교적응과 관련하여 학습준비도 및 실행기능 향상에 영향을 미치는 다양한 환경적 요인의 특성을 이해하는 데 중요한 자료로 사용될 것이라 사료된다.
이 연구의 목적을 위한 구체적인 연구문제는 다음과 같다.
연구문제 1
아버지의 정서적 자녀가치, 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 구조적 관계는 어떠한가?
연구문제 2
아버지의 정서적 자녀가치, 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 관계는 아동의 성별에 따라 차이가 있는가?

연구방법

연구대상

이 연구는 육아정책연구소에서 2008년에 출생한 신생아를 대상으로 매해 추적 조사를 실시한 한국아동패널(Panel Study on Korean Children [PSKC])의 자료를 사용하였다. 한국아동패널은 2008년부터 2027년까지 20년 동안 추적 조사하는 종단패널연구로, 2008년도에 출생한 2,078명의 신생아를 출생 이후부터 이들의 양육과 발달, 성장에 대해 지속적으로 추적 조사하는 연구 자료이다. 또한 한국아동패널은 특정한 영역이나 주제에 대해 조사한 것이 아니라 영유아의 발달과 행동 등의 다양한 영역을 포괄하고 있어 그들의 삶의 궤적을 객관적이고 과학적으로 파악할 수 있다. 이 연구는 취학 전후 아동의 학교적응과 수행이 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동에 의해 어떠한 영향을 받는지 알아보는 것이 그 목적으로, 2013년도에 조사한 6차년도(아버지의 정서적 자녀가치 및 양육행동), 2014년도에 조사한 7차년도(취학 전 아동의 학습준비도), 2015년도에 조사한 8차년도(취학 후 아동의 실행기능)의 총 3개 연도 자료를 분석대상으로 하였다(Korea Institute of Childcare and Education [KICCE], 2014-2016).
이 연구에서는 아버지의 자녀가치와 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 관련 문항에 모두 응답한 987가구를 분석대상으로 선정하였다. 아동의 연령은 만 6세로 평균 87.6개월이었으며, 성별은 남아 504명(51.1%), 여아 483명(48.9%)이었다. 아버지 연령은 2013년도 자료를 기준으로, 30세 미만이 4명(0.4%), 30세부터 40세 미만이 595명(60.6%), 40세 이상이 382명(38.3%)이었다. 아버지의 교육수준은 대졸이 415명(42.4%)로 가장 많았고 고졸이 258명(26.1%)로 뒤를 이었다. 이후 전문대졸 187명(19.1%), 대학원 졸 117명(11.9%), 중졸 이하 2명(.2%)로 나타났다. 월 평균 가구 소득은 200만원 미만이 30명(3.0%), 200만 원 이상 400만 원 미만이 337명(34.1%), 400만 원 이상 600만 원 미만이 412명(41.7%), 600만 원 이상 800만 원 미만이 126명(12.8%), 800만 원 이상 1,000만 원 미만이 42명(4.3%), 1,000만 원 이상이 40명(4.1%)에 해당하였다.

연구도구

정서적 자녀가치

아버지의 자녀가치를 측정하기 위해 한국아동패널 연구진은 한국보건사회연구원(Lee et al., 2005)에서 사용한 자녀가치 척도를 수정 및 보완하여 사용하였다. 자녀가치 척도는 정서적 가치(4문항), 도구적 가치(4문항)의 2개 하위요인으로 구성되어 있으며, 이 연구에서는 2개의 하위요인 중 정서적 자녀가치를 사용하였다. 이 척도는 부모 보고용 5점 리커트 척도로 전혀 그렇지 않다 [1점]에서 매우 그렇다 [5점]으로 측정되었으며, 점수가 높을수록 정서적 자녀가치가 높음을 의미한다. 문항은 “부모가 되는 것은 인생에서 가치 있는 일이다.”, “자녀를 키우는 일은 기쁨과 행복을 준다.” 등으로 구성되어 있다. 문항 신뢰도는 α = .82이었다.

양육행동

아버지의 양육행동을 측정하기 위해Cho, Lee, Lee와 Kwon (1999)의 연구를 참고하여 한국아동패널 연구진이 자체 제작한 척도를 사용하였다. 양육행동 척도는 총 12문항이며, 온정적 양육(6문항), 통제적 양육(6문항)의 2개 하위요인으로 구성되어 있다. 확인적 요인분석을 실시하여 요인부하량 값이 낮은 문항을 제외하여 온정적 양육 5문항, 통제적 양육 5문항이 최종 분석에 사용되었다. 이 척도는 부모 보고용 5점 리커트 척도로 전혀 그렇지 않다 [1점]에서 매우 그렇다 [5점]으로 측정되었으며, 점수가 높을수록 각 하위 영역의 양육 행동이 높음을 의미한다. 문항은 온정적 양육의 경우 “아이와 친밀한 시간을 갖는다.”, “아이와 이야기해주고 놀아준다.”, 통제적 양육의 경우 “나는 아이가 내 말에 순종하도록 한다.”, “나는 아이가 어려도 엄격하게 예절을 가르친다.” 등으로 구성되어 있다. 문항신뢰도는 온정적 양육 α = .86, 통제적 양육 α = .82이었다.

학습준비도

아동의 학습준비도를 측정하기 위해Murphy와 Burns (2002)가 개발한 학습준비도 척도를 한국아동패널 연구진이 번역 후 예비조사를 통해 수정하여 사용하였다. 학습준비도 척도는 총 22문항이며, 사회 정서 발달(6문항), 학습에 대한 태도(8문항), 의사소통(3문항), 인지 발달 및 일반적 지식(5문항)의 4개 하위요인으로 구성되어 있다. 이 척도는 교사 보고용 4점 리커트 척도로 전혀 그렇지 않다 [1점]에서 매우 그렇다 [4점]으로 측정되었으며, 점수가 높을수록 각 하위 영역의 학습준비도가 높음을 의미한다. 문항은 사회 정서 발달의 경우 “또래들과 어울릴 수 있다.”, “교사 등 어른들과 긍정적으로 상호작용한다.”, 학습에 대한 태도의 경우 “간단한 규칙과 지시를 잘 따른다.”, “수업 활동에 열정적으로 흥미를 가지고 참여한다.”, 의사소통의 경우 “욕구, 필요한 것, 생각들을 말로 표현한다.”, “대화에 참여한다.”, 인지 발달 및 일반적 지식의 경우 “책의 내용을 이해한다.”, “상상놀이를 한다.” 등으로 구성되어 있다. 문항신뢰도는 사회 정서 발달 α = .74, 학습에 대한 태도 α = .85, 의사소통 α = .85, 인지 발달 및 일반적 지식 α = .81이었다.

실행기능

아동의 실행기능을 측정하기 위해 H.Song (2014)이 개발한 집행기능 곤란 척도를 사용하였다. 실행기능 척도는 총 40문항이며, 계획-조직화 곤란(11문항), 행동통제 곤란(11문항), 정서통제 곤란(8문항), 부주의(10문항)의 4개 하위요인으로 구성되어 있다. 이 척도는 부모 보고용 3점 리커트 척도로 전혀 아니다 [1점]에서 자주 그렇다 [3점]으로 측정되었다. 해석의 용이함을 위해 모든 문항을 역코딩 하였으며, 점수가 높을수록 각 하위 영역의 실행기능이 높음을 의미한다. 문항은 계획 조직화 곤란의 경우 “무슨 일이든 시작하기를 힘들어 한다.”, “스스로 알아서 앞장서지 못한다.”, 행동통제 곤란의 경우 “스스로 행동을 조절하는데 어려움이 있다.”, “너무 거칠게 행동한다.”, 정서통제 곤란의 경우 “사소한 일에도 화를 쉽게 폭발한다.”, “자주 울컥한다.”, 부주의의 경우 “잘 잊어버린다.”, “주변이 늘 어질러져 있다.” 등으로 구성되어 있다. 문항신뢰도는 계획-조직화 α = .87, 행동통제 α = .85, 정서통제 α = .89, 부주의 α = .89이었다.

자료분석

SPSS 22.0과 AMOS 21.0 프로그램 (IBM Co., Armonk, NY)을 사용하여 분석을 실시하였으며 , 먼저, 확인적 요인분석과 Cronbach’s alpha를 통해 변수들의 내적일치도를 확인하였다. 둘째, 연구대상의 특성과 연구 변인들의 일반적 특성을 살펴보기 위해 기술통계분석을 실시한 뒤, 본 자료가 다변량 정규성 조건을 충족시키는지 확인하기 위해 왜도 및 첨도값을 산출하였다. 셋째, 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동, 아동의 학습준비도와 실행기능 간의 구조적 관계를 분석하고, 아동의 성별에 따라 영향력이 어떻게 다른지 살펴보기 위해 다집단 분석을 실시하였다. 이때 최대우도법(Maximum Likelihood; ML) 추정방법을 사용하여 계수를 추정하였다. 모형의 적합도를 평가하기 위해 χ2검증과 적합도 지수를 사용하였으나, 표본의 크기에 민감한 χ2보다는(Kline, 2010) NFI, CFI, RMSEA 지수를 고려하여 적합도를 평가하였다. NFI와 CFI는 .90 이상일 때 모형이 매우 적합하다고 판단하며, RMSEA는 .06 이하는 모형이 매우 적합하고 .08이하는 양호한 것으로 판단한다(Browne & Cudeck, 1993).

연구결과

주요 변인들의 기초통계

주요 변인들의 기초통계 분석은 Table 1에 제시하였다. 구조방정식 모형을 실시하기 전 분석 자료가 정규분포성의 가정을 충족하는지에 대한 여부를 알아보기 위하여 왜도와 첨도를 확인한 결과, 왜도는 -1.35에서 .68 사이었고, 첨도는 -.04에서 3.02 사이로 확인되었다. 왜도는 절대값 3, 첨도는 절대값 10을 초과할 경우 정규분포에서 벗어난다고 볼 수 있으므로(Kline, 2010), 이 연구에서 사용한 분석 자료는 구조방정식 모형 적용에 필요한 정규분포의 조건을 충족시켰음을 확인하였다.

아버지의 정서적 자녀가치, 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 구조적 관계

아버지의 정서적 자녀가치, 온정적 및 통제적 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 구조적 관계를 파악하기 위하여 Figure 1과 같이 기저모형을 설정하고, 적합도 검증을 통해 아버지의 정서적 자녀가치가 양육행동과 아동의 학습준비도를 매개로 아동의 실행기능에 유의한 영향을 미치는지 확인하였다. 기저모형의 적합도를 확인한 결과 χ2(df = 198) = 734.71, TLI = .931, CFI = .941, RMSEA = .052로 나타나 양호한 수준으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 아버지의 정서적 자녀가치에서 온정적 양육행동과 통제적 양육행동으로 가는 직접경로, 아버지의 온정적 및 통제적 양육행동에서 아동의 학습준비도로 가는 직접경로, 아동의 학습준비도에서 실행기능으로 가는 직접경로가 통계적으로 유의하였다. 이에 반해, 아버지의 정서적 자녀가치에서 아동의 학습준비도, 실행기능으로 가는 직접경로, 아버지의 온정적 및 통제적 양육행동에서 아동의 실행기능으로 가는 직접경로는 통계적으로 유의하지 않았다. 추가적으로 내생변수에 직접적인 영향을 미치는 외생변수의 양을 의미하는 다중상관계수(squared multiple correlation)를 살펴본 결과, 아버지의 정서적 자녀가치는 아버지의 온정적 양육행동 14%, 통제적 양육행동 4%, 학습준비도 4%, 집행기능 2%를 설명함을 알 수 있었다.
초기에 설정한 연구모형에서 유의하지 않은 경로가 나타남에 따라 모형의 간결성을 고려할 시 이는 좋은 모형이라고 하기 어렵다(Kline, 2010). 그러므로 초기 모형에서 유의하지 않은 경로를 제거한 모형이 더 간명하기 때문에 이를 수정모형으로 설정하고 두 모형의 적합도 비교 및 χ2차이검정을 실시하였다.
수정모형의 적합도는 양호한 수준으로 나타났다(χ2 = 737.64, df = 202, TLI = .932, CFI = .941, RMSEA = .052). χ2차이검증을 실시한 결과, 두 모형의 χ2차이는 2.94로 유의수준 0.05에서 임계치 9.49보다 작게 나타나 수정모형과 가설모형의 적합도는 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않았다(Table 2). 따라서 간결성의 원칙에 따라 더 간명한 수정모형을 최종모형으로 선택하였다.
각 변인들 간의 구체적인 영향력은 Figure 2에 제시하였다. 아버지의 정서적 자녀가치는 온정적 및 통제적 양육행동을 매개로 아동의 학습준비도에 유의한 영향을 미치며, 아동의 학습준비도를 매개로 아동의 실행기능에도 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 아버지가 자녀가치를 정서적으로 지각할수록 아버지의 온정적 및 통제적 양육행동이 높아지며, 이는 아동의 학습준비도와 실행기능 수준을 차례로 높이는 것을 의미한다.
수정모형에서 매개효과를 검증하기 위해 부트스트랩(bootstraping)을 실시하였고, 직접효과, 간접효과 및 총효과에 대한 검증 결과는 Table 3과 같다. 수정모형에 존재하는 총 4개 간접경로에서의 95% 신뢰구간 하한값이 0을 포함하지 않아 통계적으로 유의미한 것으로 본다. 즉, 아버지의 정서적 자녀가치 수준이 아버지의 온정적 및 통제적 양육행동을 통해 아동의 학습준비도와 실행기능에 미치는 간접효과가 통계적으로 유의하였다.

성별에 따른 다집단 분석

아버지의 정서적 자녀가치가 양육행동 및 아동의 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향이 성별에 따라 차이가 있는지 살펴보기 위하여 다집단 분석을 실시하였다. 다집단 분석을 위한 첫 단계로, 이 연구에서 검증한 연구모형이 남녀 집단의 자료에 적합한지 알아보기 위해 두 집단의 요인 구조가 동일한지 검증하는 형태동일성 검증을 실시하였다. 분석 결과, 남아의 경우 χ2(df) = 475.004 (202), TLI = .930, CFI = .939, RMSEA = .052, 여아의 경우 χ2(df) = 510.971 (202), TLI = .923, CFI = .933, RMSEA = .056으로 나타나, 두 집단의 형태동일성이 성립된다고 판단하였다.
형태동일성이 성립되었기 때문에, 두 집단의 변수 간 요인부하량에 제약을 가하여, 두 집단의 요인부하량이 동일한지 확인하는 측정동일성 모형과 비제약모형인 형태동일성 모형 간의 χ2차이검증을 실시하였다. 동일성 검증은 두 모형의 χ2통계량 차이(Δχ2)를 구해 그 차이가 p < .05 수준에서 유의한지 확인을 통해 검증할 수 있다. 그 결과 두 모형 간 χ2차이는 22.997 (17)로 p < .05 수준에서 임계치인 27.59보다 적게 나타나 통계적으로 유의하지 않았다(Table 4). 즉, 남아와 여아 집단 간 측정동일성이 성립함을 확인할 수 있었다.
측정동일성이 성립되었기 때문에, 추가적으로 두 집단의 변수 간 경로에 제약을 가하여, 두 집단의 경로계수가 동일한지 확인하는 구조동일성 모형과 측정동일성 모형 간의 χ2차이 검증을 실시하였다. 그 결과 두 모형 간 χ2차이는 51.008 (22)로 p < .05 수준에서 임계치인 33.92보다 높게 나타나 통계적으로 유의한 차이가 나타났다(Table 4). 즉, 남아와 여아의 구조모형에서 경로과정은 동일하지 않기 때문에 두 집단을 분리해서 분석할 필요가 있음을 확인하였다.
남아와 여아의 집단으로 분리하여 각각의 경로계수의 차이가 어떻게 나타나는지 살펴보았다. 먼저 남아의 경우 Figure 3에 나타난 것과 같이, 아버지의 정서적 자녀가치에서 아버지의 온정적 양육행동에 이르는 경로와 온정적 양육행동에서 남아의 학습준비도에 이르는 경로는 통계적으로 유의한 것으로 나타났으나, 통제적 양육행동에서 남아의 학습준비도에 이르는 경로와 남아의 학습준비도에서 실행기능에 이르는 경로가 통계적으로 유의하지 않았다. 즉, 아버지의 정서적 자녀가치는 아버지의 온정적 양육행동을 매개로 남아의 학습준비도에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 여아의 경우 Figure 4에 나타난 것과 같이 모든 경로가 통계적으로 유의함을 확인할 수 있었다. 즉, 아버지의 정서적 자녀가치는 온정적 및 통제적 양육행동을 통해 여아의 학습준비도와 실행기능에 정적인 영향을 미치는 것을 확인하였다.

논의 및 결론

이 연구는 최근 강조되고 있는 아버지 역할에 대한 인식 수행이 학령기에 접어든 자녀의 학습준비도와 실행기능에 긍정적인 영향을 미치는지 살펴보고 자녀의 성별에 따라 아버지의 역할수행이 달라져야 함을 확인함으로써, 유아기에서 아동기로의 발달적 과도기를 겪는 자녀의 부모들에게 기초정보를 제공하고자 수행되었다. 이에 따라 구조방정식을 이용하여 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 구조적 관계를 분석하고, 아동의 성별에 따라 그 영향력이 어떻게 다른지 살펴보기 위해 다집단 분석을 실시하였다. 자료 분석을 통해 나타난 주요 연구결과는 취학 전후 아동의 안정적인 초등학교로의 전이와 초기 학교적응을 위한 학습준비도 및 실행기능이 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동에 긍정적인 영향을 받고 있음을 구체적으로 파악했다는 의의를 가지며 그에 따른 논의를 정리하면 다음과 같다.
첫째, 아버지의 정서적 자녀가치, 온정적 및 통제적 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 구조적 관계를 파악한 결과, 아버지의 정서적 자녀가치는 아버지의 온정적 및 통제적 양육행동을 매개로 아동의 학습준비도에 영향을 미치고, 이는 이후 아동의 실행기능에까지 유의한 영향을 미친다. 다시 말해 아버지가 자녀가치를 정서적으로 지각할수록 아버지의 온정적 및 통제적 양육행동이 높아지고, 아동의 학습준비도와 실행기능 수준은 차례로 향상된다. 이러한 결과는 아버지가 자녀를 긍정적으로 인식하고 자녀의 행동에 합리적으로 반응할수록 자녀의 학습발달의 기초 능력이 구축되며(Downer & Mendez, 2005; J. A. Lee et al., 2017; H. S. Park, 2012), 아버지의 온정적이고 반응적인 양육행동은 가정 내 적절한 학습 환경을 제공하여 자녀의 학업에 긍정적인 영향을 미친다는 선행연구들의 결과와 같은 맥락이다(Hwang & Song, 2013; Y.-J.Lee, Kong, & Lim, 2014;Schroeder & Kelly, 2009). 위 연구결과의 내용을 구체적으로 살펴보면, 아버지가 자녀를 정서적으로 인식할수록 자녀와 함께 보내는 시간이 길어지고 적절한 행동을 가르치거나 자녀가 부모를 모방할 수 있는 기회가 많아져, 계획하기, 조직하기 등과 같은 인지적인 능력을 향상시키는 데 도움을 줄 수 있다(Y.-J.Lee et al, 2014;Schroeder & Kelly, 2009). 아버지의 통제적 양육행동 역시 아동의 학습준비도를 매개로 실행기능에 유의한 영향을 미치는데, 이러한 결과는 한국사회의 독특한 부모-자녀 관계의 특성이 반영된 것으로 볼 수 있다. 전통적으로 이상적인 부모의 양육형태는 ‘엄부자모’라 하여 아버지는 자식들을 엄격히 다루어야 하고 어머니는 자식들을 깊은 사랑으로 보살펴야 함을 의미한다(Y.-S. Park, Lee, Lee, & Kim, 2015). 이는 자녀가 아버지의 권위적이고 엄격한 역할수행을 자녀에 대한 애정과 관심, 사랑으로 인식하고(J. A. Lee et al., 2017), 아버지의 통제적인 양육행동을 학업과 사회적 성취를 위해 필요한 양육행동으로 받아들이는 경향이 있으며(Chung, Park, & Kim, 2002), 아버지의 감독, 합리적 설명, 일상생활에서의 통제나 훈육 등이 아동의 자기조절능력을 향상시키고 인지적 과제 수행 수준을 높인다는 연구들로 앞선 결과를 지지한다(Hwang & Song, 2013).
둘째, 아버지의 정서적 자녀가치가 양육행동 및 아동의 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향이 성별에 따라 차이가 있는지 살펴보기 위하여 다집단 분석을 실시한 결과, 남아의 경우 아버지의 정서적 자녀가치가 아버지의 온정적 양육행동을 매개로 학습준비도에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타난 반면 여아의 경우, 아버지의 정서적 자녀가치가 온정적 및 통제적 양육행동을 매개로 학습준비도와 실행기능 모두에 정적인 영향을 미치는 것을 확인할 수 있었다. 먼저 여아의 경우, 아버지의 정서적 자녀가치에 따른 온정적이고 수용적인 양육행동이 아동의 자존감을 높여 학업관련 능력에 긍정적인 영향을 미치고(Y. Y. Park & Chung, 1996), 학업이나 진로계획과 관련하여 엄격한 규칙을 세우고 지키는 것을 강요하는 성취 지향적 양육행동을 간섭으로 받아들이는 경향이 적어 아버지의 통제적인 양육행동 역시 학업과 인지발달 향상에 긍정적으로 작용함을 확인할 수 있다(Y. J. Song, 2016;Youniss, 1982). 반면 남아의 경우, 아버지의 정서적 자녀가치에 따른 온정적 양육행동만이 학습준비도에 정적인 영향을 미치는데, 이러한 결과는 아버지가 남아 자녀에게 수용적인 양육행동으로 정서적인 격려와 애정을 보일 때, 남아의 학습준비도, 학업 완벽주의, 성취동기 등에 긍정적인 영향을 준다는 선행연구와 일맥상통한다(K.-M.Kim, Doh, &Park, 2010). 즉, 남아는 동성의 아버지와 함께 시간을 보내면서 아버지의 행동을 통해 규칙을 정하거나 갈등을 해결하는 방식 등의 인지적 기술을 배울 수 있는 것이다(Y. J. Song, 2016). 다만 이 연구결과에서 아버지의 정서적 자녀가치에 따른 온정적 양육행동이 이후 실행기능에까지 이어지지 못한 이유를 설명하기 위해서는 아동 발달 초기에 남아가 여아보다 생물학적으로 인지기능의 성숙이 더디게 나타난다(K. J. Cho & Ahn, 2015;Jung & Ahn, 2006; S. H.Lee & Hwang, 2014)는 과학적 사실의 이해가 필요하다. 특히 유아는 동일한 연령 내에서도 월령에 따라 인지과정이 다르며 남아들에 비해 여아들이 언어능력, 시공간능력, 수리능력 등의 지능 수행수준이 미미하지만 높은 결과를 보여준다(Bardos, Naglieri, & Prewett, 1992;Naglieri & Rojahn, 2001). 계획기능 및 주의집중 과제에서 또한 여아들이 남아들에 비해 수행능력이 높고 종합인지기능진단검사에서도 계획기능 및 순차저리 요인 등의 점수가 유의하게 높다는 연구결과(S. R. Park & Park, 2010)들을 통해 이 시기 아동의 성별 차이는 인지발달의 속도 차이로 이어질 수 있음을 인지하고 자녀의 성별에 따라 그에 적합한 양육이 이루어져야 할 필요가 있는 것이다.
마지막으로, 아버지의 통제적 양육행동이 남아의 학습준비도 및 실행기능에 영향을 주지 못한다는 결과는 현재 한국사회에서 턱없이 부족한 아버지의 양육참여 현실을 반영한다. ‘친구 같은 아버지’에 대한 사회적 요구는 증가하고 있으나, 보통의 가정에서 아버지는 경제적 부양에 따른 과도한 노동과 업무로 인해 자녀들과 함께 하는 시간이 적고, 특히 동성인 남아 자녀와 실질적인 애착관계를 맺지 못함에 따라 남아는 모방과 동일시의 대상을 잃게 되어 학습에 좋지 않은 결과를 가져오는 것을 알 수 있다(J.-A. Choi, Cho, & Lee, 2016). 이러한 현상이 유독 남아에게 부정적인 영향을 미치는 이유는 동성의 부모-자녀 관계에서 서로를 동일시하는 경향이나 활동 및 관심 공유가 모녀 관계보다는 부자 관계에서 더 크게 나타난다(Chung et al., 2002; J. A. Lee et al., 2017)는 선행연구들의 결과를 통해 설명될 수 있다. 아버지가 자녀와 긴밀한 유대를 맺고 있지 못하는 현실적 상황에서 아버지의 엄격한 양육행동은 남아에게 학습에 대한 관심을 저해하고 이것이 곧 학습준비도나 실행기능에 부정적인 영향으로 이어질 수 있는 것이다. 따라서 이러한 연구결과를 바탕으로 아버지의 정서적 자녀가치를 통한 양육행동이 자녀의 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향력을 확인하고 자녀의 성별에 따라 양육행동의 성격이 달라져야 함을 인식하여야 할 것이다.
이 연구는 크게 두 가지의 의의를 가진다. 첫째, 동성의 부모-자녀와 이성의 부모-자녀 관계를 구분하여 살펴봄으로써 가정 내에서 아버지가 자녀양육에 핵심적인 역할을 수행하고 있음을 시사한다. 이는 시대에 따른 가치관의 변화로 아버지의 긍정적인 역할과 양육참여의 중요성을 밝힌 것이며(Ha & Park, 2011), 아버지의 양육행동이 아동기 자녀의 인지적 능력에 영향을 미침을 보여주었다. 또한, 자녀의 성별에 따라 아버지의 정서적 자녀가치에 따른 양육행동에 차이가 있고, 이러한 양육행동이 아동의 학습준비도와 실행기능에 영향을 미치는 경로가 각기 다름을 인식하여 적절한 양육행동이 필요함을 강조했다는 의의가 있다. 둘째, 기존 연구들에서는 어머니를 중심으로 한 자녀 관계나 자녀의 성별을 따로 구분하지 않은 부모-자녀 관계가 아동에게 미치는 영향력을 살펴본 바 있다. 하지만 이 연구에서는 아버지에 초점을 맞추고 동성과 이성의 부모-자녀 관계가 아동의 학습준비도 및 실행기능의 인지능력에 미치는 영향력을 살펴봄으로써, 아버지의 양육행동이 아동의 성별에 따라 다르게 수행되어야 함을 밝히고 유능한 자녀를 키워내기 위해 아버지의 역할이 중요함을 시사한다.
이러한 의의에도 불구하고 이 연구가 지닌 제한점을 밝히고 후속연구에 대해 제안하면 다음과 같다. 아버지의 정서적 자녀가치, 양육행동, 아동의 학습준비도 및 실행기능 간의 구조적 관계에 대한 연구결과에서 아버지의 정서적 가치가 온정적 및 통제적 양육행동을 통해 아동의 학습준비도와 실행기능에 유의한 영향을 미치고 있기는 하나, 아동의 실행기능의 경우 구조적 관계에 있어 상대적으로 설명력이 낮게 나타났기 때문에 해석 시 주의가 필요하다. 또한 아버지의 정서적 자녀가치에 따른 온정적 및 통제적 양육행동이 남녀 아동의 학습준비도와 실행기능에 각기 다른 영향을 미친다는 연구결과에서 성별뿐만 아니라 연령에 따라 아동의 인지적 발달 수준이 달라지므로 다양한 요인을 고려해야 함을 언급하였는데, 추후 연구에서 아버지의 양육행동이 성별 및 연령에 따른 아동의 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향력의 차이를 알아본다면 아동의 인지적 발달수준을 고려한 적절한 양육행동을 제시할 수 있을 것이다. 그 밖에 이 연구는 설문지를 활용한 조사연구이자 패널연구로, 상호인과관계의 원인성을 파악하는데 한계가 있고 특성상 측정문항이 제한된 연구도구가 활용되었으므로, 이후 패널 자료가 더 축적되고 세부적인 문항으로 초등학교 취학 전후 아동의 변화과정을 살펴본다면 아동의 발달과정에 대해 구체적으로 확인할 수 있을 것이며 이를 보완 할 수 있는 후속연구방법이 요구된다.
이 연구에서는 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동이 자녀의 성별에 따라 학습준비도와 실행기능에 각기 다른 영향을 미침을 살펴보았다. 하지만 자녀의 육아와 관련하여 실제 가정환경 속에서는 아버지뿐만 아니라 어머니의 역할도 중요하다(Ha & Park, 2011). 따라서 후속연구에서 아버지와 어머니의 상호작용을 고려하여 자녀의 성별에 따라 학습준비도와 실행기능에 미치는 영향이 어떻게 다른지 살펴본다면 부모의 상호작용이 자녀의 학교적응에 미치는 영향과 동성 부모와 이성 부모의 상대적 영향력에 대하여 구체적으로 알아볼 수 있을 것이다. 추가적으로 이 연구에서는 아동과 관련한 변수로 아동기 자녀의 학습준비도와 실행기능을 알아보았는데, 이후 아동의 학교적응도 변수를 추가하여 성별에 따른 아동기 자녀의 학습준비도, 실행기능, 학교적응 세 변인에 아버지의 정서적 자녀가치와 양육행동이 미치는 영향력을 분석한다면 초등학교 입학을 준비하고 안정적인 학교적응을 염려하는 아동과 부모들에게 실용적인 정보를 제공할 수 있을 것이다.

Notes

This article was presented as a poster at the 2018 Annual Spring Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Hypothetical model of fathers’ EVC, WPB, and CPB, and children’s SR and EF. Numbers on paths are standardized regression coefficients.
kjcs-39-5-67f1.tif
Figure 2
Figure 2
Modified model of fathers’ EVC, WP, and CP, and children’s SR and EF. Numbers on paths are standardized regression coefficients.
kjcs-39-5-67f2.tif
Figure 3
Figure 3
Structural model for boys. Numbers on paths are standardized regression coefficients.
kjcs-39-5-67f3.tif
Figure 4
Figure 4
Structural model for girls. Numbers on paths are standardized regression coefficients.
kjcs-39-5-67f4.tif
Table 1
Means, Standard Deviation, Skewness and Kurtosis of the Research Variables
Variables M (SD) Skewness Kurtosis
Fathers’ EVC 4.47 (.56) -1.35 3.02
Fathers’ WPB 3.60 (.63) -.13 .32
Fathers’ CPB 3.43 (.60) -.14 .40
Children’s SR 3.56 (.35) -.87 .77
Children’s EF 1.43 (.33) -.68 -.04

Note. N = 987.

EVC = Emotional valuation of children; WPB = Warm parenting behavior; CPB = Controlled parenting behavior; SR = School readiness; EF = Executive function.

Table 2
Chi-Squared Difference Test of the Hypothetical and Modified Model
Models χ2 df TLI CFI RMSEA ∆χ2 ∆df
Hypothetical 734.71*** 198 .931 .941 .052
Modified 737.64*** 202 .932 .941 .052 2.94 4

*** p < .001.

Table 3
Direct, Indirect, and Total Effects Results in the Final Model
Paths Total effects (β) Direct effects (β) Indirect effects (β) 95% C.I.
Fathers’ EVC → Fathers’ WPB .378 .378
Fathers’ EVC → Fathers’ CPB .176 .176
Fathers’ EVC → Children’s SR .063 .063 .036-.094
Fathers’ EVC → Children’s EF .005 .005 .001-.011
Fathers’ WPB → Children’s SR .124 .124
Fathers’ WPB → Children’s EF .010 .010 .001-.021
Fathers’ CPB → Children’s SR .093 .093
Fathers’ CPB → Children’s EF .007 .007 .001-.018
Children’s SR → Children’s EF .080 .080
Table 4
Assessment of Measurement Invariance Model Fit Indices for Boys and Girls
Models χ2 df TLI CFI RMSEA ∆χ2 ∆df
Configural 985.978*** 404 .927 .936 .038
Metric 1008.975*** 421 .929 .935 .038 22.997 17
Scalar 1059.983*** 443 .929 .932 .038 51.008 22

*** p < .001.

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