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Korean J Child Stud > Volume 42(1); 2021 > Article
부모의 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향: 자녀의 부정적 정서표현에 대한 부모 반응의 매개효과를 중심으로

Abstract

Objectives

This study’s aim was to examine the paths from fathers’ and mothers’ parenting stress to preschoolers’ emotion regulation through parents’ responses to children’s negative emotions.

Methods

Questionnaires were used to assess preschoolers’ emotion regulation, parenting stress, and parental responses to children’s negative emotions. Collected data were analyzed using SPSS 22.0 and AMOS 25.0. Statistical methods adopted for data analysis were descriptive statistics, t-tests, Pearson’s correlation, and path analysis.

Results

The major findings of this study are as follows: First, there was no significant difference in emotion regulation based on children’s gender. Meanwhile, considering the differences in parenting stress between fathers and mothers, the former experienced higher levels of parenting stress than the latter, especially with regard to children’s characteristics. Second, preschooler’s emotion regulation showed a negative correlation with parenting stress but a positive correlation with the parental response to their negative emotions. On the contrary, while preschoolers’ emotion regulation displayed a negative correlation with mothers’ non-supportive responses, there was no significant correlation with fathers’ non-supportive responses. Third, when controlling for preschoolers’ temperament, parental education, and income, father’s parenting stress had a negative effect on their supportive responses to children’s negative emotions, while it had a positive effect on non-supportive responses. Meanwhile, fathers’ supportive responses to children’s negative emotions had a significant effect but their non-supportive responses had no direct significant effect on preschoolers’ emotion regulation. Fourth, mothers’ parenting stress had a significant negative effect on their supportive responses to children’s negative emotions, while it had a positive effect on non-supportive responses. In addition, mothers’ support for children’s negative emotions had a significant positive effect on children’s emotion regulation, while their non-supportive responses had a negative effect.

Conclusion

In separate analyses for fathers and mothers, parenting stress revealed the path to affect emotion regulation by using parent’s responses to children’s negative emotions. Thus, There is a need for a different approaches to the management of fathers’ and mothers’ stress. Parenting stress and the parental responses to children’s negative emotions is important for the development of emotion regulation in preschoolers.

Introduction

맞벌이부부의 증가 및 무상보육의 확대 실시로 인해 유아들의 기관 이용이 점점 늘어남에 따라 기관 적응을 위한 유아의 사회적 기술에 주목할 필요성이 증가하고 있다. 유아는 보육 및 교육기관에 잘 적응하기 위해 또래 및 교사와 관계를 맺고 유지하는 능력, 즉 적절한 사회적 기술이 필요하다(Demir, Jaafar, Bilyk, & Mohd Ariff, 2012). 건강한 또래관계, 사회적 관계를 위해서는 정서조절능력에 주목할 필요가 있다. 유아의 정서조절능력은 다양한 문제 상황에서 유아가 자신의 감정을 조절하고 표현하는 것을 의미하며(Morris et al., 2011), 또래 및 교사들과 긍정적인 상호작용을 가능하게 하므로 보육 및 교육기관에서의 유아의 유연한 적응을 가능하게 하는 사회적 기술이다.
유아의 정서조절능력은 생애초기부터 발달하기 시작하여 전생애에 걸쳐 발달하는데 만 3세부터 급격하게 발달하여만 4, 5세경에 안정화된다고 보고된다(Cole, Dennis, SmithSimon, & Cohen, 2009). 높은 정서조절능력을 가진 유아는 자신의 감정을 잘 관리하고 조절하여 공격성과 같은 문제 행동이 드물게 나타나는 반면에 낮은 정서조절능력을 가진 유아는 대인관계기술이 원만하지 못하다(H.-J. Choi & Gwag, 2017). 따라서 유아기의 정서조절능력은 사회화 과정에서 중요한 발달과업 중 하나이다(Bodrova & Leong, 2008). 이러한 맥락에서 유아기에 정서조절능력을 함양하는 것은 개인이 유능한 사회인으로 성장하는 데에 중요한 의의가 있다.
유아의 정서조절능력에 영향을 미치는 요인은 다양하게 존재하지만 유아가 처음 경험하는 정서적 기술은 부모와 자녀의 관계가 이루어지는 가정에서 비롯되므로(Salovey & Mayer, 1990) 선행연구들은 주양육자인 어머니의 양육행동과 훈육방식에 주목해왔다(J.-S. Park & Park, 2008) 하지만 유아기의 발달특성상 보호를 필요로 하는 동시에 사회적 관계가 확장되어 자신의 의견을 주장하는 시기이므로 양육자들은 유아기 자녀를 양육하면서 많은 양육스트레스를 경험한다(J.-A. Park, 2011).
양육스트레스란 부모가 역할을 수행하면서 겪게 되는 스트레스 및 어려움, 짜증 등의 부정적인 감정을 포함하는 개념이다(Deater-Deckard, 2006). 개인의 정도 차이는 있을 수 있지만 모든 부모는 자녀를 양육하면서 양육스트레스를 경험한다(Hakvoort, Bos, van Balen, & Hermanns, 2012). 이는 양육행동뿐만 아니라(M. S. Kim & Moon, 2005) 부모-자녀와의 관계에도 영향을 미친다(Abidin, 1992). 유아의 정서조절능력은 부모의 양육태도 및 행동과 관련 있으며 양육태도 및 행동은 양육스트레스와 관련이 있으므로 부모의 양육스트레스는 유아의 정서조절능력과 깊은 관련 있을 것이라 예측할 수 있다. 또한 부모의 양육스트레스가 유아의 발달에 직접적인 영향을 미친다는 선행연구(Zhang, Cubbin, & Ci, 2019)와 부모의 양육스트레스가 자녀의 정서 발달 및 사회적 적응의 관계를 살펴본 선행연구(H. M. Kim & Doh, 2004)를 고려해보면 양육스트레스와 유아의 정서조절능력의 발달 간에 직접적인 관련이 있을 것임을 유추해볼 수 있다.
한국 사회에서 자녀양육은 주로 어머니의 역할이자 과업으로 강조되어왔다. 현대사회의 맞벌이부부의 증가 및 육아휴직제도의 확대 등으로 자녀양육의 책임은 어머니에서 아버지를 포함한 부모공동으로 확대되었으며, 자녀 양육과정에서 아버지 역할에 대한 의식 변화 및 사회적 기대 또한 증가하였다(Flouri & Buchanan, 2004; Shears & Robinson, 2005). 하지만 실제 자녀양육에 이러한 의식과 역할을 반영하지 못한 현실은 아버지의 양육스트레스를 야기 및 증가시켰다(Hyun, 2018; Ok & Chun, 2012). 그럼에도 불구하고 양육스트레스와 유아의 정서조절능력과의 관계를 살펴본 대부분의 선행연구들은 어머니를 중심으로 이루어지고 있는 실정이다(A.-N. Cho, 2012).
뿐만 아니라 아버지의 양육과 유아의 발달간의 관계를 살펴본 연구들은 어머니의 인식을 바탕으로 아버지의 양육 관련 변수를 조사해왔다. 유아의 정서조절능력과의 관계를 살펴본 연구들은 대부분 아버지의 양육참여 및 행동에 초점을 맞추고 있다(I. S. Park & Nahm, 2015; Yu & Lee, 2017). 하지만 아버지로서의 심리적 상태 또한 양육행동에 영향을 미치므로(Belsky, 1984; D.-R. Kim, 2016) 아버지의 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 영향을 미칠 것이라 유추할 수 있다.
아버지와 어머니의 양육스트레스는 일관적이지 않게 보고된 바 있다. 아버지와 어머니간 양육스트레스는 비슷한 양상과 패턴을 보이기도 하지만(Deater-Deckard & Scarr, 1996), 부부간 양육 및 가사분담 실태조사(Statistics Korea, 2018)에 따르면 “부부가 공평하게 분담을 해야 한다.”라는 응답과 “평소에 분담을 부부가 공평하게 하고 있다.”라는 응답에서 부부의 응답은 다소 차이를 보이는 것으로 나타났다. 이를 통해 아버지와 어머니가 서로 다른 양상의 양육스트레스를 경험하고 있을 가능성을 파악할 수 있다. 따라서 아버지와 어머니가 인식하고 있는 양육스트레스를 구분하여 살펴볼 필요성이 제기된다. 이에 본 연구에서는 아버지와 어머니의 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향 또한 차이가 있을 가능성을 상정하여 이를 실증적으로 확인해보고자 한다.
한편 유아의 정서조절능력에 영향을 미치는 변수로서 부모의 양육스트레스뿐만 아니라 부모가 자녀의 정서에 반응하는 것과 같은 정서사회화에 주목할 필요가 있다. 자녀가 정서를 표현했을 때 부모의 반응 양상은 정서표현행동으로서 유아의 정서사회화를 통해 정서조절능력의 발달에 직접적인 영향을 미칠 수 있는 요인이기 때문이다. 아동의 정서사회화에 대해 부모의 일반적인 양육행동보다는 아동의 정서와 관련된 부모의 반응을 살펴봐야 한다고 주장한 연구(Gottman, Katz, & Hooven, 1997)와 같은 맥락으로 이해할 수 있다.
자녀의 정서 표현에 대한 부모 반응에 관한 연구들을 보면, 대부분 자녀의 부정적인 정서 표현에 주목하고 있다. Siegel과 Hartzell (2004)에 따르면 자녀가 긍정적인 정서보다는 슬픔, 두려움 등과 같은 부정적 정서를 표현할 때에 부모는 이에 더욱 다양한 정서적 반응양상을 보이며, 민감하게 반응하는 경향이 있다. 유아에게 긍정적인 정서보다 부정적인 정서의 조절이 더 중요한 조절 대상이므로 특히 자녀가 부정적인 감정을 표현했을 때의 부모가 보이는 반응은 자녀에게 모델링을 통한 정서학습의 기회를 제공한다(Eisenberg, 1990). 자녀의 부정적 정서표현에 대해 부모가 처벌 및 스트레스적인 반응을 보일수록 또래수용도는 낮게 나타났으며 부모가 정서중심적, 문제중심적 반응을 보일수록 또래수용도는 높게 나타났다(Eisenberg et al., 1999). 부모가 지지적인 반응을 보일수록 유아는 높은 사회적 기술과 행동을 보이며, 공격적 행동이 감소하는 것으로 나타났다(Eisenberg, Fabes, & Murphy, 1996). 자녀의 부정적 정서가 유발되는 상황에서 부모 반응은 자녀에게 이를 어떻게 효율적으로 다루어야 하는 지를 직접적으로 모델링할 수 있도록 하며, 정서조절기술을 학습할 기회를 제공한다.
아버지와 어머니의 정서반응은 다른 양상으로 나타났는데 아버지가 어머니에 비해 정서적으로 상호작용하는 시간은 짧지만 정서반응이 매우 강하고 더 집중적인 것으로 밝혀졌다(Parke & Mcdowell, 1998). 또한 아버지는 아들과 딸에게 각각 다른 양상으로 정서적 반응을 하며 정서사회화에 있어서 어머니의 역할과 질적으로 다르다는 연구(Pruett, 2000)를 고려했을 때, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 부모의 반응도 아버지와 어머니를 구분하여 살펴볼 필요성이 제기된다.
한편 양육스트레스가 어떠한 경로를 통하여 유아의 정서조절능력 발달에 영향을 미치는지에 대한 구체적인 검정은 이루어지지 않았다. 양육스트레스는 주로 자녀에 대한 부모의 양육행동에 영향을 미치며 어머니의 높은 양육스트레스는 자녀에게 더욱 부정적인 정서반응을 유발하는 것으로 나타난 선행연구(Mc Cubbin & Patterson, 1983)를 고려해볼 때 유아의 부정적 정서표현에 대한 부모 반응은 부모의 심리적인 측면인 양육스트레스의 영향을 받는 것으로 유추할 수 있다.
이상의 내용을 종합하면 다음과 같다. 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 살펴본 선행연구들(Kiernan & Huerta, 2008; Yap, Allen, & Ladouceur, 2008)은 공동양육에 대한 인식이 확산되고 아버지의 양육참여가 증가했음에도 불구하고, 대부분 주양육자인 어머니의 양육스트레스에만 초점을 맞추고 있는 실정이다. 하지만 아버지, 어머니의 양육스트레스가 서로 다른 양상으로 나타난 점을 고려하여 본 연구에서는 어머니뿐만 아니라 아버지까지 포함하여 아버지, 어머니가 각각 인지하고 있는 양육스트레스를 구분하여 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 확인해보고자 한다.
또한 아버지, 어머니의 양육스트레스가 어떠한 경로를 통하여 유아의 정서조절능력 발달에 영향을 미치는 지에 대한 구체적인 검증은 이루어지지 않은 실정이다. 양육스트레스는 부모가 자녀를 양육하고 부모 역할을 수행하는 과정에서 느끼는 심리적 상태이므로, 유아의 정서조절능력과의 관계를 매개하는 새로운 변수를 고려할 필요성이 제기된다. 특히 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지와 어머니의 반응은 유아가 모델링을 통해 자신의 정서를 이해하고, 조절하는 방법을 학습할 수 있는 요인으로 어떠한 방식으로 자녀의 부정적인 정서에 반응하는지 살펴볼 필요가 있으며, 양육스트레스가 양육행동에 영향을 미친다(Abidin, 1992; J.-L. Lee & Lee, 2008)는 점을 고려할 때 아버지와 어머니의 양육 스트레스가 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응을 통해 간접적으로 유아의 정서조절능력 발달에 영향을 미칠 것을 유추해볼 수 있으며, 이 세 변수의 구조적인 관계를 통합적으로 살펴볼 필요가 있다. 따라서 아버지와 어머니 각각의 양육스트레스와 유아의 정서조절능력 발달 간의 관계에서 유아가 부정적인 정서를 표현했을 때 보이는 아버지와 어머니 반응의 매개효과를 각각 규명하고자 한다.
종합하면 본 연구에서는 양육스트레스와 유아의 정서조절능력 간의 관계에서 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응의 매개효과를 아버지와 어머니로 구분하여 살펴봄으로서 유아의 정서조절능력에 어떠한 영향을 미치는 지 구체적인 경로를 확인하고자 한다. 연구문제와 연구모형은 다음과 같다.
연구문제 1
유아의 정서조절능력, 아버지, 어머니의 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지, 어머니의 반응의 양상은 어떠한가?
1-1. 유아의 정서조절능력은 유아 성별에 따라 차이가 있는가?
1-2. 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응에 부모간 차이가 있는가?
연구문제 2
유아의 정서조절능력, 아버지, 어머니의 양육스트레스와 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응 간의 관계는 어떠한가?
연구문제 3
아버지의 양육스트레스는 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지의 반응(지지적 반응, 비지지적 반응)을 매개로 유아의 정서조절능력에 영향을 미치는가?
3-1. 아버지의 지지적 반응은 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 매개하는가?
3-2. 아버지의 비지지적 반응은 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 매개하는가?
연구문제 4
어머니의 양육스트레스는 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지의 반응(지지적 반응, 비지지적 반응)을 매개로 유아의 정서조절능력에 영향을 미치는가?
4-1. 어머니의 지지적 반응은 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 매개하는가?
4-2. 어머니의 비지지적 반응은 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 매개하는가?

Methods

연구대상

정서조절능력은 만 5세경이 되어야 자신과 타인을 포함한 포괄적인 정서조절능력이 안정화된다는 선행연구(Denham, 1998)를 참고하여 본 연구에서는 보육 및 유아교육기관에 재원 중인 5세 유아 121명의 자료와 그들의 아버지, 어머니 각 121명, 교사 26명을 포함한 총 268명의 자료를 최종 연구 분석 대상으로 선정하였다.
유아 121명 중 남아는 59명(48.8%), 여아는 62명(51.2%)이었고, 평균 월령은 76개월(범위: 61-84개월)이었다. 아버지의 평균 연령은 40세(범위: 28-55세)였고, 어머니의 평균 연령은 38세(범위: 27-48세)로 나타났다.
아버지, 어머니가 응답한 질문지를 바탕으로 유아, 아버지, 어머니, 가정에 대한 사회인구학적 자료를 수집하였으며 그 결과는 다음과 같다. 연구대상 유아 중 외동인 유아는 39명(32.2%), 형제, 자매가 있는 유아의 경우가 82명(67.8%)으로 나타났으며, 출생순위는 첫째 유아인 경우가 39명(32.2%)으로 가장 많은 비중을 차지했고, 둘째 38명(31.4%), 셋째 이상 5명(4.1%)의 순서로 뒤를 이었다. 기관에 재원 중인 기간은 3년 이상이 86명(71.1%)으로 가장 많이 차지하였고, 2년 이상 3년 미만이 30명(24.8%), 2년 미만이 5명(4.18%)으로 나타나 어린이집 및 유치원 재원 기간이 비교적 긴 편이었다.
아버지의 교육수준은 4년제 대학 졸업 이상이 56명(46.3%)으로 가장 많았고, 2, 3년제 전문대 졸업 45명(37.2%), 고등학교 졸업 이하 20명(16.5%), 대학원 재학 이상 8명(6.6%)으로 대체로 교육수준이 높았다. 한편, 어머니의 교육수준은 2, 3년제 전문대 졸업 58명(47.9%)로 가장 많이 나타났고, 4년제 대학 졸업 이상이 41명(33.9%), 고등학교 졸업 이하 22명(18.2%)으로 나타났다.
아버지의 직업군은 전문기술직이 36명(29.8%), 사무관리직이 35명(28.9%), 자영업이 32명(26.4%), 기타 18명(14.8%)의 순서로 높은 비중을 차지했다. 반면 어머니의 직업은 전업주부가 57명(47.1%)으로 가장 많은 비중을 차지하였고, 사무관리직 20명(16.5%), 기타 17명(13.8%), 자영업 14명(11.6%)으로 나타났다.
가구의 월평균 소득수준은 600만원 이상이 37명(71.21%)으로 가장 많은 비중을 차지했으며, 300만원 이상~400만원 미만과 400만원 이상~500만원 미만이 각각 25명(20.7%)로 같게 나타났다. 300만원 이상~400만원 미만 24명(19.8%), 300만원 미만 10명(8.3%)의 순서로 나타나 대체로 높은 수준의 월평균 가구소득을 보였다.

연구도구

이 연구에서는 유아의 정서조절능력, 부모의 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 부모의 반응을 측정하기 위해 질문지를 사용하였다.

정서조절능력

유아의 정서조절능력을 측정하기 위하여 Shields와 Cicchetti (1997)의 The Emotion Regulation Checklist (ERC)를 Yeo와 Lee (2011)가 수정 및 보완한 유아용 정서조절능력검사를 사용하였다. 보육 및 교육기관의 교사가 다양한 상황에서 보이는 유아의 정서조절 정도를 측정하는 도구로서 적응적 정서조절 11개 문항, 부적응적 정서조절 13문항의 두 개의 하위영역으로 이루어져 있다. 적응적 정서조절로는 “하나의 활동을 하다가 다른 활동으로 옮겨갈 때 불안해하거나 화, 짜증 등을 내지 않고 쉽게 전환한다.” 등이 있으며, 부적응적 정서조절의 예시문항으로는 “다른 사람의 고통을 보고 즐거워한다.” 등이 있다. 각 문항은 Likert 5점 척도이며 문항의 평균점수를 사용하였다. 부정적 정서조절 영역은 평정 후 역코딩하였다. 점수가 높을수록 유아가 보육 및 교육기관에서 또래 혹은 교사와 경험하는 긍정적 혹은 부정적인 정서를 다양한 상황에 맞게 적응적이고 효과적으로 조절하고, 표현한다는 것을 의미한다. 전체 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .86으로 나타났으며, 적응적 정서조절은 .80, 부적응적 정서조절은 .86으로 나타났다.

양육스트레스

아버지, 어머니의 양육스트레스를 측정하기 위해 Abidin (1992)의 Parenting Stress Index Short Form (PSI/SF)을 수정 및 번안하여 한국 실정에 맞게 개발하고 표준화한 M. J. Kim (2008) 척도를 수정하여 사용하였다. 한국판 부모 양육스트레스 검사-축약형 본 척도는 총 35문항이며 하위 요인은 부모의 고통 12문항, 부모-자녀 간 역기능적 상호작용 12문항, 아동의 까다로운 기질 11문항으로 3개의 영역으로 구성되어 있으나 연구자가 문항을 살펴보고 이를 부모 역할 수행 관련 스트레스, 자녀와의 상호작용 관련 스트레스, 자녀 특성 관련 스트레스로 수정 및 명명하여 사용하였다. 부모 역할 수행 관련 스트레스는 “아이를 가진 이후로 새롭고 다른 여러 가지 일들을 할 수 없었다.”, 자녀와의 상호작용 관련 스트레스는 “내가 우리 아이를 위해 어떤 일들을 할 때 우리 아이는 나의 노력에 대해 별로 고마움을 느끼지 않는다.”, 자녀 특성 관련 스트레스는 “나는 우리 아이가 매우 시무룩해하고 쉽게 속상해한다고 느낀다.” 등의 질문으로 구성되어있다. 각 문항은 Likert 4점 척도로 구성되어 있으며 부정형 질문은 역코딩하여 양육스트레스의 점수가 높을수록 높은 수준의 양육스트레스를 경험하고 있음을 의미한다. 아버지의 양육스트레스 전체 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .93, 하위영역별로 부모 역할 수행 관련 스트레스는 .83, 자녀와의 상호작용 관련 스트레스 .89, 자녀 특성 관련 스트레스 .86으로 나타났다. 어머니의 양육스트레스 전체 신뢰도 계수는(Cronbach’s α)는 .92, 하위영역별로 부모역할 수행 관련 스트레스는 .84, 자녀와의 상호작용 관련 스트레스 .88, 자녀 특성관련 스트레스 .86으로 나타났다.

자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응

자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지, 어머니의 반응을 측정하기 위해 Fabes, Eisenberg와 Bernzweig (1990)가 제작한 자녀의 부정적 정서에 대한 부모의 반응척도(Coping with Children’s Negative Emotion Scale [CCNES])를 Bae (2011)가 번안 및 수정한 만 4세~12세 자녀를 둔 부모용 척도를 사용하였다. 자녀가 일상생활에서 부정적 정서를 경험할 수 있는 12가지 상황에서 부모가 보일 수 있는 지지적 반응 36문항, 비지지적 반응 36문항으로 총 72문항으로 구성되어 있다. 지지적 반응은 표현격려반응 12문항, 정서중심반응 12문항, 문제중심반응 12문항으로, 비지지적 반응은 과소평가반응 12문항, 처벌적반응 12문항, 스트레스반응 12문항이다.
표현격려반응은 “아이에게 자신의 신경질 나고 화난 감정에 대해 말하도록 한다.”, 정서중심반응은 “아이를 편안하게 위로해주고 아이의 기분이 나아지도록 돕는다.”, 문제중심반응은 “엄마가 없어도 겁먹지 않고 친구 집에서 할 수 있는 일에 대해서 생각하도록 돕는다.” 등으로 구성된 반면에 과소평가 반응은 “아이에게 애기같이 굴지 말라고 말한다.”, 처벌적 반응은 “네가 부주의했기 때문에 일어난 일이라고 아이의 책임을 묻는다.”, 스트레스반응은 “아이가 부주의한 것에 흥분하여 소리친다.” 등이 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하였으며 아버지, 어머니가 각각 응답하는 자기보고형식이다. 자녀의 부정적 정서표현에 대한 부모의 표현격려반응, 정서중심반응, 문제중심반응은 지지적 반응으로, 과소평가반응, 처벌적반응, 스트레스반응은 비지지적 반응으로 합산하여 평균점수를 사용하였으며 점수가 높을수록 자녀의 부정적인 정서표현에 대해 부모의 지지적 반응, 비지지적 반응이 높다는 것을 의미한다. 아버지, 어머니의 지지적 반응 전체 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 각각 .83, .91 하위영역별로 표현격려반응 .82, .77, 정서중심반응 .84, .82 문제중심반응 .79, .73으로 나타났다. 반면에 아버지, 어머니의 비지지적 반응 전체 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 각각 .75, .82, 하위영역별로 과소평가반응 .64, .71, 처벌적반응 .82, .77, 스트레스반응 .77, .72로 나타났다.

유아의 기질

유아의 정서조절능력이 기질과 관련있다는 선행연구(Blair, Denham, Kochanoff, & Whipple, 2004)를 고려하여 본 연구에서는 이를 통제변수로 활용하였다. Windle과 Lerner (1986)의 유아기질차원 검사(개정판)를 Suh와 Yi (2010)가 번안 및 수정한 것으로 적응적 기질 9문항(적응성), 활발한 기질 12문항(활동성), 규칙적 기질 9문항(규칙성)의 세 가지 하위요인으로 구성된다. 적응성은 “새로운 사람들과 빨리 친해진다.” 등 접근성과 유연성이 높음을 나타낸다. 활동성은 “쉬지 않고 움직인다.” 등 활동수준이 높고 주의집중이 낮은 특성을 의미한다. 규칙성은 “매일 밤 거의 일정한 시간 동안 잠을 잔다.” 등으로 수면과 식사, 일상습관에서의 규칙적인 특성을 의미한다. 4점 Likert 척도로 구성되어 있으며 각 기질 문항의 평균점수를 사용하였다. 점수가 높을수록 기질적 성향이 높은 것을 의미한다. 신뢰도 계수(Cronbach’s α)는 .71로 나타났으며, 하위영역별로 적응성 .79, 활동성 .64, 규칙성 .79로 나타났다.

연구절차

본 조사는 2019년 10월 16일부터 11월 26일까지 서울, 경기도에 소재한 유치원 및 어린이집 16곳, 5세 학급에 재원 중인 아동 158명의 아버지, 어머니에게 질문지를 배부하는 방식으로 진행되었다. 연구의 목적과 질문지의 구성 및 내용에 대해 충분히 설명한 후 기관장의 동의를 얻었으며 연구의 구체적인 내용과 방법이 담긴 연구설명서와 동의서를 각 가정으로 발송하였다. 연구 참여에 동의하시는 아버지, 어머니에 한하여 질문지를 배부하였으며 담임교사 또한 연구 설명서 및 동의서를 배부하고 동의서를 받은 후 질문지를 배부하였다. 회수된 질문지는 총 158부였으며 아버지 혹은 어머니 둘 중 한 명만 응답을 한 질문지 23부, 불성실하게 응답한 질문지 14부를 제외한 총 121부의 질문지를 최종분석에 사용하였다.

자료분석

수집된 자료는 SPSS 22.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 AMOS 25.0 (IBM Co., Armonk, NY) 프로그램을 이용해 분석하였다. 연구대상 유아와 부모의 일반적 특성과 변인의 전반적 경향을 살펴보기 위해 빈도, 백분율, 평균, 표준편차 등의 기술통계분석을 실시하였다. 유아의 정서조절능력의 성별에 따른 차이와 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응이 부모 간에 따라 차이를 보이는지 확인하기 위하여 t검정을 실시하였다. 또한 주요 변인들 간의 관계를 파악하기 위해 Pearson 적률상관분석을 사용하였으며, 아버지, 어머니의 양육스트레스가 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 알아보기 위해 경로분석을 통해 다중매개모델을 검증하고, 부트스트래핑 방법을 사용하여 간접효과의 유의성 검증을 실시하였다.

Results

유아의 정서조절능력, 부모의 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응의 양상

유아의 정서조절능력의 양상 및 성별에 따른 차이

유아의 정서조절능력의 양상을 살펴보고 성별에 따른 정서조절능력 수준을 분석한 결과는 Table 1과 같다. 5세 유아의 정서조절능력 평균 점수는 3.82점(SD = .50)이었으며, 척도상의 중앙값 3.50점보다 다소 높은 수준의 평균 점수로 나타났다. 성별에 따른 집단 간 t검정을 실시한 결과 여아의 정서조절능력 평균 점수가 3.90점(SD = .53)으로 남아의 평균 점수 3.73점(SD = .45)에 비해 다소 높게 나타났지만, 통계적으로 유의하게 나타나지 않았다(t = -1.74, ns).

부모의 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응의 양상 및 차이

아버지의 양육스트레스 전체 평균점수는 1.77점(SD = .39), 어머니는 1.70점(SD = .40)으로 나타났으며 통계적으로 유의성을 지닌다(t = 2.39, p < .05). 특히 하위요인 중 자녀의 특성으로 인해 느끼는 스트레스의 정도는 아버지 1.72점(SD = .53), 어머니 1.66점(SD = .50)으로 아버지의 평균점수가 높게 나타났으며, 통계적으로 유의한 차이가 있는 것으로 밝혀졌다(t = 3.89, p < .05 ; Table 2 참조).
자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응의 양상을 살펴보면 지지적 반응과 비지지적 반응 모두 전체 평균점수는 각각 아버지 3.63점(SD = .48), 2.54점(SD = .52), 어머니 3.71점(SD = .49), 2.48점(SD = .63)으로 어머니의 평균점수가 아버지의 평균점수보다 더 높게 나타났으나, 통계적으로 유의한 차이를 드러내지 않았다(t = -1.70, ns; t = .97, ns). 비지지적 반응의 하위요인 중 과소평가반응은 부모 간 차이가 통계적으로 유의하게 밝혀졌다(t = 2.49, p < .05).

유아의 정서조절능력, 부모의 양육스트레스, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응의 관계

아버지의 양육스트레스(r = -.30, p < .01), 어머니의 양육스트레스(r = -.31, p < .01) 모두 유아의 정서조절능력과 유의한 부적 상관이 나타났다(Table 3 참조). 유아의 정서조절능력과 아버지의 지지적 반응(r = .34, p < .01), 어머니의 지지적 반응(r = .35, p < .01) 모두 정서조절능력과 유의한 정적상관이 있는 것으로 나타났다. 아버지의 비지지적 반응은 통계적으로 유의한 상관관계가 나타나지 않았던 반면(r = -.06, ns) 어머니의 비지지적 반응은 유아의 정서조절능력과 부적 상관이 있는 것으로 나타났다(r = -.31, p < .01).

아버지의 양육스트레스가 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 미치는 영향

아버지 모형은 Figure 3과 같으며 모형의 적합도를 추정한 결과는 Table 4와 같다. 모형의 적합도는 χ2 = .195 (p < .001), TLI = 1.083, CFI = 1.0, RMSEA = 0으로 나타나 만족할 만한 수준인 것으로 나타났다.
아버지 모형의 경로계수를 추정한 결과는 Table 5와 같다. 아버지의 양육스트레스는 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응에 부(-)적으로 유의한 영향을(β=- .38, p < .001), 비지지적 반응에 정(+)적으로 유의한 영향을 미쳤다(β = .44, p < .001). 즉 아버지의 양육스트레스가 감소할수록 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응은 많아지고, 비지지적인 반응은 적어진다는 것을 의미한다. 자녀의 부정적인 정서표현에 대한 아버지의 반응은 아버지의 지지적 반응만이 유아의 정서조절능력에 정(+)적으로 유의한 영향(β = .27, p < .01)을 미쳤고, 아버지의 비지지적인 반응은 유아의 정서조절능력에 유의한 영향을 미치지 않았다(β = .10, ns). 또한 아버지의 양육스트레스는 유아의 정서조절능력에 부(−)적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 확인되었다(β = -.24, p < .05). 즉 아버지의 양육스트레스가 낮을수록, 자녀의 부정적 정서표현에 대해 지지적 반응을 많이 할수록 유아의 정서조절능력이 높아지는 것을 의미한다.
유아의 정서조절능력에 미치는 아버지 양육스트레스의 간접효과를 확인하기 위하여 경로모형의 효과분해를 실시하였다. 간접효과의 통계적인 유의성 검증은 부트스트래핑(bias corrected bootstrapping)방법을 통해 확인하였다. 매개효과 Estimate, SE, 부트스트랩 95% 신뢰구간 값을 분석한 결과는 Table 6과 같다.
아버지의 양육스트레스는 지지적 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 부(−)적인 간접효과를 나타내는 것으로 나타났다(β = -.13, p < .01). 즉, 양육스트레스가 1만큼 감소할 때, 이는 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응의 증가를 통하여 유아의 정서조절능력이 .13만큼 증가한다는 것을 의미한다. 반면 비지지적 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 유의한 영향을 미치지 않았다(β = .06, ns).
부트스트래핑 방법의 경우 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않을 경우 간접효과가 유의하다는 것을 의미한다. 부트스트래핑 검증 결과, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지의 지지적 반응은 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 간접효과의 유의성이 검증되었다(β = -.13, 95% CI [-.26, -.04]). 반면, 아버지의 비지지적 반응의 매개효과는 95% 신뢰구간에서 0을 포함하는 것으로 나타나 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다(β = .06, 95% CI [-.04, .17]). 이에 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지의 지지적 반응은 아버지의 양육스트레스와 유아의 정서조절능력간의 관계에 부분매개효과를 가지는 것으로 확인되었다.

어머니의 양육스트레스가 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 미치는 영향

어머니 모형은 Figure 4와 같으며 모형의 적합도를 추정한 결과는 Table 7과 같다. 모형의 적합도는 χ2 = 1.26 였으며(p < .05), TLI = .98, CFI = .99, RMSEA = .04로 대체로 양호하거나 우수한 수준으로 모델의 적합도가 나타났다.
어머니 모형의 경로계수를 추정한 결과는 Table 8과 같다. 어머니의 양육스트레스는 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응에 부(−)적으로 유의한 영향을(β = -.51, p < .001), 비지지적 반응에 정(+)적으로 유의한 영향을 미쳤다(β = .46, p < .001). 즉 이는 어머니의 양육스트레스가 감소할수록 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응은 많아지고, 비지지적인 반응은 적어진다는 것을 의미한다. 자녀의 부정적인 정서표현에 대한 어머니의 지지적 반응은 유아의 정서조절능력에 정(+)적으로 유의한 영향을 보인 반면에(β = .24, p < .01), 어머니의 비지지적인 반응은 유아의 정서조절능력에 부(-)적으로 유의한 영향을 미쳤다(β = -.19, p < .01). 또한 어머니의 양육스트레스는 유아의 정서조절능력에 부(−)적으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β = -.33, p < .001). 즉 어머니의 양육스트레스가 낮을수록, 자녀의 부정적 정서표현에 대해 지지적 반응을 많이 할수록, 비지지적인 반응을 적게 할수록, 유아의 정서조절능력이 높아지는 것을 의미한다.
부트스트래핑 검증 결과는 Table 9와 같다. 자녀의 부정적 정서표현에 대한 어머니의 지지적 반응은 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않아 간접효과의 유의성이 검증되었다(β = -.14, 95% CI [.29, -.01]). 어머니의 비지지적 반응의 매개효과 또한 95% 신뢰구간에서 0을 포함하지 않는 것으로 나타나 간접효과의 유의성이 검증되었다(β = -.10, 95% CI [-.24, -.02]). 이에 자녀의 부정적 정서표현에 대한 어머니의 지지적 반응과 비지지적반응 모두 어머니의 양육스트레스와 유아의 정서조절능력간의 관계에 부분매개효과를 가지는 것으로 확인되었다.

Discussion

이 연구는 아버지, 어머니의 양육스트레스와 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 혹은 비지지적 반응을 통해 유아의 정서조절능력 발달에 어떠한 영향을 미치는 지 알아보기 위해 실시되었다. 현대사회의 아버지 양육참여의 증가, 공동양육에 대한 가치 확산에도 불구하고 대부분의 선행연구는 아버지의 양육을 어머니의 지원체계로서 간주하고, 어머니의 인식수준으로 아버지의 양육행동 및 참여를 측정해왔다. 본 연구에서는 양육스트레스가 자녀가 부정적인 정서를 표현했을 때의 반응을 매개로 유아기 자녀의 정서조절능력 발달에 어떠한 영향을 미치는 지 아버지와 어머니를 구분하여 경로를 검증하고자 하였다. 아버지와 어머니의 차별적인 접근의 필요성과 정서조절능력 발달경로에 대한 시사점을 제공하고자 하였다. 주요 연구결과를 통해 도출한 결론은 다음과 같다.
첫째, 성별에 따른 정서조절능력의 차이를 살펴본 결과, 남녀 유아 간 유의한 통계적 차이는 나타나지 않았다. 이는 유아의 정서조절능력에서 성차를 보이지 않는다는 선행연구(An, 2005)와 일치하는 결과이다. 하지만 부정적 정서조절의 경우 남아보다 여아가 높은 점수를 보였으며, 분노 유발 및 공격적인 상황에서 여아가 자신의 부정정서를 남아보다 더 효율적으로 조절한다는 결과(Y.-H. Choi, 2011; Eisenberg et al., 1993; Linsey & Colwell, 2003; J.-S. Park & Park, 2008)와 상반된다. 본 연구대상인 5세 유아의 약 71.1%가 3년 이상 보육 및 유아교육기관에 재원하고 있다는 점과 연구의 실시기간이 2학기 말이었음을 고려해볼 수 있다. 오랜 기관생활의 경험과 다양한 상황에 대한 행동수정과 적응으로 유아의 정서조절능력의 발달이 어느 수준 이상으로 이루어진 것이라 할 수 있다. 유아교육기관 재원 기간이 길어질수록 기관에서의 학습이 유아의 정서발달을 돕는다는 선행연구(Mc Clelland & Morrison, 2003; Perels, Merget-Kullmann, Wende, Schmitz, & Buchbinder, 2009)와 같은 맥락에서 해석해 볼 수 있다. 그러므로 추후 연구에서는 보육 및 교육기관의 재원기간과 학기초, 학기말 등의 조사 시기를 다양하게 하여 유아의 정서조절능력을 보다 면밀히 살펴볼 필요가 있다.
둘째, 아버지와 어머니 간에 양육스트레스의 차이를 살펴 본 결과, 아버지가 인지하고 있는 양육스트레스의 수준이 어머니보다 높게 나타났으며, 이러한 차이는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 이는 어머니의 양육스트레스가 아버지에 비해 높게 나타났다는 선행연구(K. H. Kim & Cho, 2000)와 상반되는 결과로 현대사회에서 아버지 양육참여의 증가와 아버지에 대한 새로운 역할기대와 인식변화가 아버지의 양육스트레스를 가중시켰다는 연구결과(Kang & Kim 2011)와 같은 맥락이다. 구체적으로 아버지, 어머니의 양육스트레스 하위요인들의 평균을 비교하여 살펴보면, 특히 자녀 특성 관련 스트레스는 아버지가 어머니보다 높은 스트레스 수준을 보였다. 가정에서 아버지보다 어머니와 영아기 때부터 더 많은 시간을 함께 보내며, 상대적으로 수면, 식습관, 배변, 손 씻기 등과 같은 기본생활습관 지도와 등을 어머니의 실제적인 양육행동을 통해 더 많이 이루어지고 있다는 점(Hwang, 2016)을 바탕으로 어머니가 아버지에 비해 자녀의 특성을 잘 파악하고 이해하고 있다는 것을 유추해 볼 수 있다. 이는 동시에 아버지가 자녀를 양육하면서 자녀의 기질 및 행동특성으로 심리적 스트레스를 더 많이 경험하고 있음을 의미한다. 이는 아버지와 어머니가 경험하는 양육스트레스에 차이가 있다는 선행연구(Ki, 2019)와 일치하며 아버지와 어머니의 양육스트레스가 비슷한 양상과 패턴을 보인다는 선행연구(Deater-Deckard & Scarr, 1996)와 상반되는 결과이다.
셋째, 아버지와 어머니의 양육스트레스는 각각 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 유아의 부정적 정서표현에 대한 아버지, 어머니의 지지적반응의 정도는 양육 스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 매개하며, 유아는 긍정적으로 정서를 조절하는 양상을 보였다. 이는 어머니의 정서 반응이 학령기 아동의 정서조절능력에 미치는 영향을 살펴본 연구결과들(Davidov & Grusec, 2006; Song & Trommsdorff, 2016)과 일치하며, 부모의 심리적 상태인 부모의 특성이 정서관련 양육행동을 통해 유아의 정서조절능력을 발달시키는 것으로 설명한 정서사회화 모델(Eisenberg, Cumberland, & Spinrad, 1998)과 같은 맥락으로 이해할 수 있다. 또한 부모가 자녀의 부정적 정서를 수용해줄수록 자녀가 긍정적인 대처전략을 보이는 선행연구(E. Cho & Shin, 2015; Eisenberg et al., 1996; H. Seo & Lee, 2008)와 맥을 같이 한다.
넷째, 아버지와 어머니의 양육스트레스가 자녀의 부정적 정서표현에 대한 비지지적 반응을 매개로 유아의 정서조절능력에 미치는 영향은 상이하게 나타났다. 어머니의 비지지적인 반응과 양육스트레스는 유아의 정서조절능력에 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 이때 비지지적인 반응은 양육스트레스가 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 매개하는 것으로 밝혀졌다. 이는 어머니의 심리적인 상태가 양육행동에 영향을 미치며, 구체적으로 자녀의 부정적 정서에 대해 어머니가 보이는 비지지적인 반응은 자녀의 정서학습 모델링 기회를 박탈하여 정서발달에 부정적 영향을 미친다는 선행연구(Eisenberg et al., 1998)와 같은 맥락이다. 한편 아버지의 비지지적인 반응은 유아의 정서조절능력에 영향을 미치지 않으며, 양육스트레스와 정서조절능력 사이의 관계를 매개하지 않는 것으로 나타났다. 이는 어머니의 양육스트레스와 아버지의 양육스트레스가 자녀의 정서발달 및 사회적 적응에 영향을 미치는 경로가 다르다는 선행연구(Crnic & Low, 2002)와 같은 맥락으로 다양한 해석이 가능하다.
먼저, 아버지와 어머니는 서로 다른 방식으로 자녀와 상호작용하며, 어머니는 아버지보다 상대적으로 자녀 양육 시 더 애정적, 온정적인 양육행동을 보인다는 선행연구(Kwon, 2017)를 바탕으로 유추해볼 때, 유아기 아이들이 어머니의 비지지적 반응에 보다 민감한 영향을 받는 것으로 해석될 수 있다. 반면 유교의 영향을 많이 받고 있는 한국 전통사회에서의 이상적인 부모상은 엄부자모였다(M.-W. Seo, 2007). 자녀를 엄하게 훈육하는 아버지와 온화하고 자애롭게 자식을 감싸주는 어머니상이 바람직한 것으로 간주된 문화적 특성 또한 간과할 수 없다. 이에 유아기 아이들은 아버지가 보이는 비지지적 반응에 익숙해져 이를 대수롭지 않게 인식할 가능성이 있다. 연구대상인 어머니의 47.1%가 전업주부였다는 점을 고려하면 어머니가 아버지보다 상대적으로 양육과업을 더 많이 수행하고 있음을 예측할 수 있다. 즉, 어머니는 아버지에 비해 실질적으로 자녀와 함께 보내는 절대적인 시간이 많고, 양육양상 또한 다르므로 어머니가 보이는 비지지적인 반응에 자녀가 더 민감하게 반응할 가능성이 있다. 그러나 아버지의 지지적 반응이 유아의 정서조절능력에 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타난 만큼 아버지의 역할은 간과할 수 없다. 하지만 본 연구 결과만으로는 일반화가 어려우므로, 자녀의 부정적 정서표현에 대한 아버지의 지지적 혹은 비지지적 반응이 유아의 정서조절능력에 미치는 영향에 대한 후속연구가 이루어져야한다. 아버지의 영향력에 관한 관련연구의 축적을 통해 관련 양상을 보다 면밀히 살펴볼 필요가 있다.
이상의 연구결과를 바탕으로 도출한 본 연구의 의의는 다음과 같다.
첫째, 유아의 정서조절능력 발달에 미치는 부모 관련 변인을 살펴봄에 있어 심리적인 상태에 주목하고자 하였다는 점에서 의의를 지닌다. 부모의 양육스트레스는 자녀를 양육하는 과정에서 누구나 겪는 것임에도 불구하고 선행연구는 양육행동, 양육태도와 정서조절능력의 발달에만 초점을 맞추어 진행되었다. 일반적인 양육태도, 양육가치보다는 양육자가 자녀를 양육하는 과정에서 느끼는 심리적인 상태인 양육스트레스를 아버지, 어머니로 구분하여 살펴보았으며, 특히 유아의 정서조절능력에 미치는 영향을 확인하고자 하였다.
둘째, 유아의 정서조절능력 발달과 관련하여 부모의 심리적 상태인 양육스트레스뿐만 아니라 자녀의 부정적 정서표현에 대한 지지적인 반응의 중요성을 밝혔다는 데 의의가 있다. 대부분의 선행연구는 양육자의 일반적인 양육행동 또는 태도와 자녀의 정서조절능력 발달과의 관련성에 주목하고 있지만, 본 연구는 양육스트레스가 자녀의 부정적 정서표현에 대한 부모의 반응과 유아의 정서조절능력으로 이어지는 경로를 밝힘으로써 이와 같은 선행연구를 확장하였다는 점에서도 의의가 있다.
셋째, 아버지와 어머니 간의 아버지 양육참여에 대한 지각 차이가 있는 것으로 나타났음에도 불구하고(H. Choi, Yoon, & Yeon, 2015), 아버지 양육 특성을 다룬 선행연구들은 주로 어머니의 지원체계로 간주하며, 어머니가 인식하는 아버지의 양육을 평정해왔다. 하지만 본 연구에서는 아버지와 어머니가 스스로 자신의 양육스트레스와 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응을 보고하도록 하였다. 이는 아버지와 어머니 측정의 객관성을 확보하였다는 점에서도 의의가 있다.
끝으로 본 연구의 제한점과 후속연구에 대한 제언은 다음과 같다. 첫째, 아버지, 어머니, 교사를 대상으로 질문지를 통해 데이터를 수집하였다. 자기보고식 질문지는 자신을 되돌아보며 간편하게 확인할 수 있지만 실제 상태, 행동과 다를 수 있으며, 이는 사회적 분위기, 가치 및 기대 등에 따라 달라질 수 있다. 또한 유아 변인인 정서조절능력은 유아가 검사 또는 관찰을 통해 평정하는 것이 보다 더 정확할 수 있다. 5세 유아가 기관생활을 통해 학습한 사회적 가치와 실제 자신의 정서 및 행동을 혼동하여 객관적인 보고에 어려움이 있을 수 있으므로 본 연구에서는 교사가 보육 및 교육기관에서의 또래 및 교사 관계에서 보이는 정서조절능력을 측정하였다. 이에 후속연구에서는 다양한 측정 방법을 활용하여 살펴본다면 보다 더 다양한 논의가 가능할 것으로 기대된다.
둘째, 서울 및 경기도에 거주하고 있는 아버지, 어머니와 그 유아를 대상으로 하고 있으나 대부분이 중산층 이상이며, 어머니의 경우 전업주부의 비율이 47.1%로 나타났다. 연구 대상이 5세 유아에게만 국한되어 있고, 약 71.1%가 3년 이상 어린이집 또는 유치원에 재원하고 있다는 점을 고려해보았을 때, 다양한 연령의 아동을 대상으로 기관의 이용기간을 함께 고려하여 연구를 진행할 필요가 있다.
제한점에도 불구하고, 이 연구는 5세 유아의 정서조절능력의 발달을 예측하는 요인으로 아버지, 어머니의 양육스트레스와 자녀의 부정적 정서표현에 대한 반응의 영향력을 밝혀냈다. 어머니뿐만 아니라 아버지의 양육스트레스 해소를 위한 양육 친화적 사회 분위기 조성 및 양육스트레스 관리교육 및 양육 상담 등의 부모교육 및 지원 프로그램을 마련해야 할 필요성을 제시하였다. 특히 자녀의 정서조절능력의 발달을 위해 아버지와 어머니의 차별적인 접근이 필요하며, 아버지를 위한 부모교육, 바람직한 의사소통 교육 등의 필요성을 밝혀냈다는 점에서 의의를 지닌다. 현대사회 부모의 긍정적이고 적응적인 의사소통 기술 및 정서반응의 중요성을 강조함으로써 이는 유아의 정서조절능력 함양을 위한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.

Notes

This article was presented at the 2020 online Academic conference on Korean Association of Child Studies.

This article is a part of the first author’s master’s thesis submitted in 2020.

Conflict of Interest

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

Ethics Statement

All procedures of this research were reviewed by IRB (1910/001-015).

Figure 1
Figure 1
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Figure 2
Figure 2
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Figure 3
Figure 3
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Figure 4
Figure 4
Figure caption
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Table 1
Descriptive Statistics of Emotion Regulation Based on Gender
n M (SD) t
Emotion regulation Male 59 3.73 (.45) -1.74
Female 62 3.90 (.53)
Whole 121 3.82 (.50)

Note. N = 121.

Table 2
Descriptive Statistics of Parenting Stress and Gender Differences in Parent’s Response to children’s Negative Emotions
M (SD)
t
Father Mother
Parenting stress Role of parents 1.97 (.52) 2.05 (.54) -1.59
Interactions 1.43 (.47) 1.36 (.44) 1.70
Nature of child 1.72 (.53) 1.66 (.50) 3.89*
1.77 (.39) 1.70 (.40) 2.39*
Parent’s response to children’s negative emotions Supportive response Expression 3.21 (.67) 3.29 (.63) -1.19
Emotional 3.74 (.53) 3.75 (.45) -.15
Problem-driven 3.88 (.53) 3.91 (.50) -.59
3.63 (.48) 3.71 (.49) -1.70
Non-supportive response Underestimation 3.20 (.63) 3.02 (.70) 2.49*
Punishing 2.30 (.66) 2.25 (.58) .86
Stress 2.12 (.68) 2.10 (.60) .30
2.54 (.52) 2.48 (.63) .97

Note. N = 121.

* p < .05.

Table 3
Correlation Between Preschoolers’ Emotion Regulation, Parenting Stress, and Parent’s Responses to children’s Negative Emotions
1 2 3 4 5 6 7
1. Emotion regulation
Parenting stress 2. Father -.30**
3. Mother -.31** .67**
Parent’s response to children’s Negative emotions Father 4. Supportive response .34** -.38** -.33**
5. Non-supportive response -.06 .44** .30** -.20*
Mother 6. Supportive response .35** -.43** -.51** .42** -.17
7. Non-supportive response -.31** .36** .46** -.30** .28** -.31**

Note. N = 121.

* p < .05.

** p < .01.

Table 4
Testing the Fit of the Paternal Model
χ2 TLI CFI RMSEA
Fit of the paternal model .20*** 1.08 1.0 0

Note. N = 121.

*** p < .001.

Table 5
Path Coeffi cient of the Paternal Structural Model
Path Estimate
SE CR
B β
Parenting stress → Supportive response - .47 - .38 .11 -4.43***
Parenting stress → Non-supportive response .58 .44 .11 5.32***
Supportive response → Emotion regulation .28 .27 .09 3.00**
Non-supportive response → Emotion regulation .10 .10 .09 1.09
Parenting stress → Emotion regulation -.31 - .24 .13 -2.42*

Note. N = 121.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 6
Verification of the Mediating Effects of the Paternal Model
Path Estimate SE 95% CI
Parenting stress → Supportive response → Emotion regulation -.13 .05** -.26~-.04
Parenting stress → Non-supportive response → Emotion regulation .06 .05 -.04~.17

Note. N = 121.

** p < .01.

Table 7
Testing the Fit of the Maternal Model
χ2 TLI CFI RMSEA
Fit of the maternal model 1.26 .98 .99 .04
Table 8
Path Coefficient of the Maternal Structural Model
Path Estimate
SE CR
B β
Parenting stress → Supportive response -.62 -.51 .10 -6.51***
Parenting stress → Non-supportive response .71 .46 .13 5.61***
Supportive response → Emotion regulation .25 .24 .10 2.51*
Non-supportive response → Emotion regulation -.15 - .19 .07 -2.04*
Parenting stress → Emotion regulation -.41 - .33 .12 -3.39***

Note. N = 121.

* p < .05.

*** p < .001.

Table 9
Verification of the Mediating Effects of the Maternal Model
Path Estimate SE 95% CI
Parenting stress → Supportive response → Emotion regulation -.14 .07* -.29~-.01
Parenting stress → Non-supportive response → Emotion regulation -.10 .06* -.24~-.02

Note. N = 121.

* p < .05.

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