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Korean J Child Stud > Volume 36(4); 2015 > Article
초산모의 출산 후 4년간 자녀가치 변화궤적

Abstract

This paper examined the longitudinal changes observed in the emotional and instrumental values of children of primiparous mothers during the first to fourth year of childhood. Using latent growth modeling, the authors analyzed the four waves of data collected from 937 mothers and their firstborn babies nationwide in South Korea. This data was harvested from the Panel Study on Korean Children conducted by the Korea Institute of Child Care and Education. The results indicate that emotional and instrumental values of children showed decreasing patterns. When each year’s parenting stress was controlled, the emotional value of children tended to increase, whereas the instrumental value of children showed no significant change. Generally, it was found that the higher the parenting stress of each year, the corresponding year’s value of the children tended to be lower, except in the case of the first year’s emotional value of children. How these results can be best interpreted as well as the implication of these results is also discussed.

Ⅰ. 서 론

취업난, 고용불안정성 및 물가 상승 등으로 인해 연애, 결혼과 출산 세 가지를 포기한 ‘삼포세대’라는 단어가 현재 우리 사회가 처한 현실을 보여주는 용어로 회자되고 있는데, 이는 전통적인 가족에 대한 인식이 변하고 있음을 보여준다(Yoo, Park, Kim, & Kang, 2011). 결혼의 지체와 회피는 출산율을 악화시키는 주요인으로 작용한다(Kim, Sun, & Kim, 2010). 또한 이전과 달리 현재 가임기 세대의 여성들은 남녀평등적 사고를 기반으로 성취와 자아실현을 격려 받으며 성장하였고, 적극적으로 경제활동에 참여하고 있다. Korea Ministry of Gender Equality & Family(2001; Recited from Jung, 2006)에 따르면 기혼여성 중 반드시 자녀를 가져야 한다고 생각하는 비율은 1991년도에 90.3%였지만 2003년에는 54.5%로 감소했으며, 앞으로도 이러한 경향이 지속될 것이라고 전망하였다. 여성은 자녀의 출산과 양육의 주담당자이기 때문에 일․가정의 양립의 어려움을 더 현실적으로 느끼게 된다. Lee(2010)는 기혼여성들이 ‘결혼을 하더라도 반드시 아이를 가질 필요가 없다’는 견해에 대한 찬반 비율이 비슷했다고 밝히며, 기혼 여성에게 출산은 주어진 상황을 고려하여 개인적인 선택으로 이루어진다고 하였다. 따라서 가임기 기혼 여성의 자녀가치관이 어떠한지 살펴보는 것은 출산율 제고를 위한 정책 마련의 기초가 될 것이다.
자녀가치는 자녀를 가지면 좋은 점과 자녀를 가지면 어렵고 힘든 점, 또는 자녀의 긍정적 가치와 부정적 가치를 총합하는 개념(Kim, Kim, Lee, Joe, & Lee, 2010)으로서, 자녀가 부모에게 정서 혹은 도구적으로 지니게 되는 중요성(Kwon & Kim, 2004)을 의미한다. 자녀 가치는 크게 정서적 가치와 도구적 가치로 나누어 설명하는데, 정서적 가치는 자녀에 대해 부모가 정서적으로 지니게 되는 중요성으로 자녀를 통해 얻게 되는 정서적 위안이나 가치로움이 이에 해당한다. 도구적 가치는 자녀를 통해 갖게 되는 사회적, 경제적 중요성을 의미한다(Kwon & Kim, 2004). 전통적으로는 자녀가 경제적 가치를 지니기 때문에 자녀 출산이 이성적인 선택으로 여겨졌다(Friedman, Hechter, & Kanazawa, 1994). 그러나 현대 사회에서는 정서적 가치가 도구적 가치보다 강하다는 결과가 대체적으로 많다(Arnold & Fawcett, 1975; Lee & Kwon, 2006). 즉 사회가 발달할수록 자녀를 노동력으로 보는 경향은 줄고, 자녀를 키우면서 정서적으로 만족하고 자녀의 발달을 지켜보는 것이 부모에게 큰 가치로 여겨진다는 것이다.
기존의 자녀가치 연구는 횡단적인 분석을 하거나 자녀 연령 집단별 비교를 통해 이루어졌다. 이를 통해서는 기혼 여성이 첫 자녀를 출산 및 양육하면서 자녀에 대한 인식이 어떻게 변화하는지 파악하는데 한계가 있다. 자녀 양육으로 인한 어려움은 반드시 자녀를 가져야 한다는 의식을 변하게 할 수도 있지만(Lim, Park, Jahng, & Lee, 2015), 기존에 없던 자녀의 존재는 행복과 만족감을 느끼게 한다. 부모가 첫 자녀에게 정서적 가치를 인식하는 것이 둘째 자녀 출산에 가장 중요한 영향 요인(Ma, 2008)이라는 연구도 이를 뒷받침한다. 따라서 여성이 자녀를 양육하는 가운데 자녀가치에 대한 인식이 시간에 어떻게 변화하는지 종단적으로 살펴보아야 한다.
Kang과 Jung(2013)의 연구를 보면 첫 아기를 가진 임신기 부모들은 자녀의 정서적 가치와 가족적 가치를 높게 인식하였다. 현대사회에서는 특히 자녀를 통해 정서적으로 만족하는 것이 부모에게 큰 가치이기 때문에, 출산 이후 영아기 자녀를 키우는 어머니들에게서도 정서적 가치가 중요할 것으로 예상된다. 뿐만 아니라 어머니는 아기와 애착을 형성하기 때문에, 자녀와 함께 지내는 시간이 늘어날수록 자녀에 대한 정서적 가치도 상승할 것으로 전망된다. 이처럼 자녀가치는 그 시대의 결혼관이나 가족에 대한 시각을 반영한다는 점에서 그 의미가 있다.
자녀의 출생 및 성장과 더불어 부모기의 단계가 옮겨가면서 부모가 자녀에 기대하는 바는 변화(Galinsky, 1981)하는데 이는 도구적 자녀 가치 인식에도 영향을 줄 수 있다. Kwon(2003)에 따르면 청소년 자녀를 둔 어머니 집단에서는 유아기 자녀를 둔 어머니 집단에 비해 가문의 대를 잇는 것과 같은 사회적 가치나 집안에서 위치를 분명히 하고자 하는 관계적 가치가 높게 나타났다. 이로 미루어보면 보다 좁은 시기 내에서도 자녀의 발달적 변화에 따라 자녀에 대해 추후 경제 및 사회적으로 기대하는 바, 즉 도구적 가치가 증가할 가능성이 있다. 영아기 자녀는 다른 시기의 자녀에 비해 부모에게 대부분을 의존해야 하지만, 한편으로는 빠른 발달 속도를 보이기 때문이다. 즉, 자녀의 세대에 따라 어머니가 지니게 되는 도구적 가치가 변화하는 것과 같이 영아기 내에서도 빠른 발달 속도를 경험하므로 도구적 가치와 이와 함께 변화될 가능성이 있다. 이상 살펴본 바와 같이 영아기 자녀를 키우는 동안 어머니의 정서적, 도구적 자녀가치가 모두 증가할 것으로 예상된다.
개인이 지닌 가치는 상황과 맥락의 영향을 받기 때문에(Kwon & Kim, 2004) 자녀 가치의 변화에서 이러한 요인을 함께 고려해야 한다. 영유아기 자녀를 둔 어머니의 경우 양육 스트레스가 주요한 상황 변인이 될 수 있다. 양육 스트레스는 육아와 함께 경험하게 되는 양육 수행의 부담 정도로, 부모됨에 요구되는 것에 적응하고자 하는 가운데 경험하는 부정적인 심리적, 생리학적 반응으로 연결되는 일련의 과정이다(Deater-Deckard, 2005). 특히 실직이나 사망과 같은 주요 스트레스원보다 일상적으로 자녀 양육 가운데 경험하는 스트레스원이 개인의 삶에 더 큰 영향을 미친다고 알려져 있다(Crnic & Low, 1991). 구체적으로, 첫 자녀 출산 후 부모는 새로운 생활 패턴이나 양식에 적응해야 하며, 자녀 양육과 같은 새로운 면에서 불확실성을 경험하게 된다(Friedman et al., 1994). 따라서 영아를 양육하는 어머니는 양육 스트레스가 특히 높은 것으로도 나타났다(Chung, Kang, Kim, & Choi, 2014; Lee & Kwon, 2006). 또한 유아기에는 자녀의 발달 양상이 영아기보다는 느려지나 자기 규제와 자의식 발달로 인하여 유아기 자녀를 둔 부모는 질적으로 다른 양육 경험을 하게 된다. 이와 같이 어머니가 경험하는 양육 스트레스는 자녀의 발달 단계에 따라 다를 것으로 예상된다. 따라서 어머니의 가치나 신념을 종단적으로 살펴보기 위해서는 매시점에 따라 변화할 가능성이 있는 양육 스트레스를 통제하여 논의가 이루어질 필요가 있다.
이와 같이 첫 자녀를 양육하면서 경험하는 스트레스나 자녀에 대한 가치는 둘째 이하의 자녀를 양육하면서 경험하는 것과 다르다(Hwang, 2015). 이러한 양육 스트레스는 아동의 발달(Belsky, 1984; Park & Kwon, 2002) 및 어머니의 우울(Seo & Lee, 2013)에 영향을 준다. 부모의 부정적 심리 상태는 부정적 양육 행동과 연결되고, 이는 아동의 발달에 부정적 영향을 미치게 되기 때문이다(Kim, 2013). 인간의 행동이 신념이나 믿음으로부터 영향을 받는다는 것을 고려하면, 양육 스트레스는 자녀에 대한 부정적 행동 이전에 자녀가치와 같은 심리적 요인에도 영향을 미칠 것이라고 추측할 수 있다. 이와 같이 양육 스트레스는 자녀가치에 부정적 영향을 미칠 것으로 예상되지만, 이를 통제하면 자녀가치는 다른 양상을 보일 가능성이 있다. 따라서 이 연구에서는 한국아동패널의 4개연도의 자료에서 매년 양육 스트레스를 통제한 상태에서 4년에 걸쳐 초산모의 자녀가치가 어떻게 변화하는지 살펴보고자 한다.
종합하면 이 연구는 첫 자녀를 출산한 어머니의 출산 후 4년간 자녀가치에 대한 인식이 어떻게 변화하는지를 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치로 나누어 살펴보고자 한다. 이러한 성장 모형에서 각 연도의 양육 스트레스가 통제되었을 때 자녀가치의 변화가 어떻게 달라지는지 Figure 1과 같이 살펴보고자 한다. 이는 가임기 여성의 자녀가치관의 변화를 심층적으로 살펴보는 데에 도움을 줄 것으로 사료되며 나아가 출산율 제고를 위한 정책 마련을 논의하는 데에 도움을 줄 것이다. 이러한 연구의 목적을 달성하기 위한 구체적인 연구문제는 다음과 같다.
  • <연구문제 1> 자녀가 0-3세일 때 어머니의 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치의 변화 궤적은 어떠한가?

  • <연구문제 2> 각 연도의 양육 스트레스를 통제했을 때 자녀가 0-3세일 때 어머니의 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치의 변화 궤적은 어떠한가?

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 육아정책연구소에서 실시한 한국아동패널(Panel Study on Korean Children: PSKC)의 2008년부터 2011년도까지의 총 4개연도의 자료를 분석 대상으로 하였다. 한국아동패널의 표본은 2008년 4월부터 7월 사이에 출생한 신생아가 있는 총 2,078개의 가구이며 이들을 대상으로 매년 자료를 수집하고 있다. 2011년의 4차년도 조사에는 1,754명이 참여하여 1차년도 참여자의 84.4%가 유지되었다. 이 연구에서는 1차년도를 기준으로 아동의 출생순위가 첫째인 응답자 985명 중, 양육 스트레스와 자녀가치의 관계의 선형성을 검증하여 이상점(outlier)으로 나타난 48명의 자료를 제외하고 최종적으로 937명을 분석 대상으로 하였다.
연구대상자의 인구학적 특성을 1차년도 자료를 기준으로 살펴보면 어머니의 첫째 자녀 출산 연령은 평균 30.1세(SD = 3.72)였다. 어머니의 학력은 중졸 이하 0.3%, 고졸 27.2%, 전문대졸 28.5%, 대학교졸 37.6%, 대학원졸 6.4%로 나타났다. 어머니의 취업상태는 취업이 35.3%, 전업주부인 경우가 63.8%였으며 나머지 0.8%는 학업 중이거나 무직이라고 응답하였다. 취업 중인 어머니들 가운데 휴직 중인 경우가 30.7%, 직장으로 복귀한 경우가 66.1%였으며 나머지 3.2%는 새로 취직을 하였다고 응답했다. 자녀 성별은 남아가 51.5%였으며, 월평균 가구 근로 소득은 약 311만원이었다. 거주지역은 대도시 42.5%, 중소도시 37.8%, 읍면지역 19.7%의 비율로 나타났다.

2. 연구도구

1) 자녀가치

자녀가치를 측정하기 위하여 한국아동패널에서는 한국보건사회연구원(Lee et al., 2005)에서 2005년도 전국 결혼 및 출산 동향조사를 위해 사용한 척도를 수정 및 보완하여 사용하였다. 이는 어머니 대상 질문지로 측정되었으며, 각 연도의 평균 점수를 산출하여 잠재성장모형에서 분석하였다.

(1) 정서적 자녀가치

정서적 자녀가치 질문지는 자녀에 대해 정서적으로 지니게 되는 중요성으로 1-3차년도에는 ‘부모가 되는 것은 인생에서 가치 있는 일이다’, ‘자녀는 부부간의 관계를 더 굳건하게 해준다’ 및 ‘자녀가 있는 사람들은 노년에 덜 외롭다’의 3개 문항으로 구성되었다. 4차년도에는 ‘자녀가 있는 사람들은 노년에 덜 외롭다’가 삭제되고 ‘자녀가 있으면 외롭고 허전하지 않다’로 대체되었으며, ‘자녀를 키우는 일은 기쁨과 행복을 준다’가 추가되어 총 4개 문항이었다. 질문지는 5점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’부터 ‘매우 그렇다(5점)’의 범위에서 응답하도록 하였다. 점수가 높을수록 정서적 자녀가치를 높게 인식함을 의미한다. Cronbach α값은 1차년도에 .61, 2차년도에 .67, 3차년도에 .71, 4차년도에 .80이었다. Cronbach α값은 .70 이상이 되어야 적절하다고 본다(Kline, 1993; Tavakol & Dennick, 2011). 그러나 신뢰도 계수가 .60 이상이면 내적일치도로서 적당하다(Lee, 1995)는 견해도 있으므로 분석에 무리가 없을 것으로 판단하였다.

(2) 도구적 자녀가치

도구적 자녀가치는 자녀가 사회적, 경제적으로 지니게 되는 중요성에 대한 것으로 ‘자녀가 있으면 노후에 경제적으로 도움을 받을 수 있다’, ‘결혼을 한 부부는 반드시 자녀가 있어야 한다’, ‘집안의 대를 잇기 위해 자녀를 두는 것은 당연하다’ 및 ‘자녀를 갖는 것은 사회에 대한 의무이다’의 총 4개 문항으로 구성되어 있다. 질문지는 5점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’부터 ‘매우 그렇다(5점)’의 범위에서 응답하도록 하였다. 점수가 높을수록 도구적 자녀가치를 높게 인식함을 의미한다. 문항간 내적 일치도를 Cronbach α값으로 살펴보면 1차년도에 .71, 2차년도에 .73, 3차년도에 .72, 4차년도에 .73으로 양호한 편이었다.

2) 양육 스트레스

양육 스트레스는 양육과 함께 발생하는 심리적 부담감의 정도를 의미하는 것으로서 한국아동패널에서는 Kim과 Kang(1997)이 개발한 한국형 양육 스트레스 척도 가운데 ‘부모역할 수행에 대한 부담감 및 디스트레스’ 하위 변인만을 발췌하였고, 예비조사에서 문항 진술이 명확하지 않은 문항은 제외하고 사용하였다. 이는 어머니 대상 질문지로 ‘아이를 잘 키울 수 있을지 자신이 없다’, ‘요즘은 육아정보가 너무 다양하여 어떤 것을 선택해야 할지 혼란스럽다’ 등의 10개 문항으로 되어 있다. 3-4차년도 자료에는 ‘모임에 가면서도 아이 때문에 그리 즐겁지 않을 것이라고 생각한다’가 추가되어 총 11개 문항이었다. 질문지는 5점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’부터 ‘매우 그렇다(5점)’의 범위에서 응답하도록 되어있으며 점수가 높을수록 양육 스트레스가 높음을 의미한다. 본 연구에서는 양육 스트레스의 전체 11개 문항의 평균점수를 산출하여 잠재성장모형으로 분석하였다. 문항간 내적일치도를 Cronbach α값으로 살펴보면 1차년도에 .83, 2차년도에 .85, 3차년도에 .87, 4차년도에 .88로 양호한 편이었다.

3. 자료분석

어머니의 양육 스트레스와 자녀가치의 평균, 표준편차 및 상관관계를 SPSS Win. 22.0으로 분석하였다. 다음으로 자녀가치 변화의 무조건 모형을 Amos 20.0으로 분석하고, 적절한 모형 선택을 위하여 Χ2 차이 검증을 하였다. 다음으로 잠재성장모형 중 시간의 경과에 따른 변화를 추정하는 Time-varying Covariate Model을 사용하여 자녀가 0세부터 3세까지 4년에 걸쳐, 어머니의 양육 스트레스를 통제한 상태에서 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치의 발달궤적이 각각 어떻게 나타나는지를 Amos 20.0 프로그램에서 구조방정식으로 분석하였다. 결측치는 Maximum Likelihood 방법으로 추정하였다.
정서적(도구적) 자녀가치 초기값 잠재변인에서 1-4차년도의 정서적(도구적) 자녀가치의 측정변인으로 가는 경로계수에 모두 1을 부여하였다. 변화율 잠재변인에서 1-4차년도의 정서적(도구적) 가치의 측정변인으로 가는 경로계수는 선형 변화모형에 따라 각각 1차년도의 경로는 0, 2차년도는 1, 3차년도는 2, 4차년도는 3의 계수를 부여하였다. 실제로 아동패널의 경우 1차년도 조사에서는 다른 연도와 달리 조사 일정이 지연되어 2009년도 초에 수집이 완료되었다. 이는 신생아 가구의 경우 아기가 아직 어리고 이에 따른 양육 스트레스와 우울감이 일반 가구조사 대상보다 심하기 때문인 것으로 해석되었다(Shin, An, Lee, Song, & Kim, 2008). 이에 1차년도 자료는 다른 연도 자료들에 비해 수집된 시점이 균일하지 않다. 그러나 1차년도 자료의 81.5%가 2008년 중에 수집되었고, 그 이후의 기간이라도 자녀 출생 이후 만 1년 이내에 해당한다(Ibid., 2008)는 점을 고려하여, 이 기간 어머니들의 응답을 모두 1차년도 자료로 사용하기로 판단하였다, 따라서 1차년도의 자료도 다른 연도의 자료들과 동일한 간격이 되도록 계수를 부여하였다.
측정변인의 평균은 0으로 고정하였고 잠재변인의 평균은 추정을 위하여 비워두었다. 양육 스트레스 측정변인의 오차항 간에는 공분산을 추가하였고, 각 연도별 양육 스트레스와 자녀가치의 초기치 및 변화율 잠재요인 간에 각각 공분산을 추가하였으나 이 논문에 제시된 Figure 3Figure 4에서는 지면상 생략하였다.
잠재성장모형의 적합도는 Χ2과 다른 적합도지수를 함께 참고하여 판단하였다. Χ2의 경우 표본 크기에 민감하며 영가설의 내용이 엄격하여 모형이 쉽게 기각된다는 한계가 있기 때문이다(Hong, 2013). 이에 표본크기에 쉽게 영향을 받지 않으며 모형의 설명력과 간명성 모두를 고려하는 적합도 지수로 TLI(Tucker-Lewis Index), CFI(Comparative Fit Index), RMSEA(Root Mean Square Error of Approximation)를 사용하였다. 적합도의 기준을 판단하기 위해서 TLI와 CFI는 .95 이상, RMSEA의 경우는 .06 이하인 경우를 양호하다고 보았다(Hu & Bentler, 1999). 이러한 적합도의 기준에는 절대적인 것이 없으므로, RMSEA의 경우에는 .10 이하는 보통, .08이하는 괜찮음, .05 이하는 좋은 적합도로 보는 기준(Hong, 2013)도 참고로 하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 측정 변인의 기술통계 및 상관관계

어머니들이 응답한 정서적 자녀가치, 즉 자녀로 인해 인생의 보람을 느끼고 관계 측면에서 외롭지 않다고 여기는 정도는 자녀가 0세인 1차년도에 5점 만점에 4.49점이었으며 2차년도에는 4.37점, 3차년도에는 4.34점으로 감소하는 추세를 보이다가 자녀가 3세가 되는 4차년도에는 4.36점으로 전년도에 비해 높아졌다. 자녀로 인해 추후 경제적으로 도움을 받고 가족 및 사회에 대한 책무를 다한다고 인식하는 정도, 즉 도구적 자녀가치는 자녀가 0세인 1차년도에 2.95점, 2차년도에 2.92점, 3차년도에 2.88점, 4차년도에 2.81점으로 꾸준히 감소하는 경향을 보였다.
4개연도에 걸친 한국아동패널 참여 어머니들의 양육 스트레스의 평균 및 표준편차는 Table 1에 제시되어 있다. 이를 살펴보면 자녀가 0세인 2008년도에는 어머니들이 부모역할을 수행하면서 부담감과 스트레스를 느끼는 정도가 5점 만점에 2.64점이었고 2차년도에는 2.62점, 3차년도에는 2.72점, 4차년도에는 2.74점이었다.
자녀가치와 양육 스트레스 간의 상관관계를 살펴보기 위하여 Pearson 상관 분석을 실시하였다. Table 2을 보면 1-4차년도의 양육 스트레스와 1-4차년도의 자녀에 대한 정서적 가치는 모두 각각 부적인 상관을 보여 어머니의 양육 스트레스가 높을수록 정서적 자녀가치가 낮아질 것으로 예상할 수 있다. Table 3을 보면 양육 스트레스와 도구적 자녀가치가 부적인 관계로 나타나 양육 스트레스가 높으면 도구적 자녀가치가 낮아진다.

2. 자녀가치 변화의 무조건모형

자녀 출산 이후 4년간 시간에 따른 자녀가치의 변화 양상을 살펴보기 위하여 Figure 2와 같이 무변화 모형과 선형모형을 비교하였다. 이는 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치의 경우를 각각 나눠서 분석하였다.
분석 결과를 Table 4에서 살펴보면, 먼저 정서적 자녀가치의 경우 4년간 변화가 없다고 가정하여 초기값 잠재변수만 설정한 모형과, 초기값과 변화율 잠재변수 모두 제시한 모형간의 Χ2 및 자유도의 차이는 59.78, 3이다. .95Χ23=7.81인데 이 결과에서는 Χ2 변화량이 임계치보다 커서 영가설을 기각한다. 따라서 두 모형은 유의하게 다르며, 변화율 잠재변수가 포함된 선형모형이 선택되었다. 도구적 자녀가치 모형을 살펴보면 무변화 모형과 선형모형 간의 Χ2 및 자유도의 차이는 56.26, 3이다. .95Χ23=7.81인데 이 결과에서는 Χ2 변화량이 임계치보다 커서 영가설을 기각한다. 따라서 두 모형은 유의하게 다르며, 변화율 잠재변수가 포함된 선형모형이 선택되었다. 적합도 지수 또한 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치의 경우 모두 무변화 모형보다 선형모형에서 더 우수하게 나타났다.
Table 5를 보면 정서적 자녀가치의 초기값 평균은 4.46(p < .001)이고 변화율 평균은 -.05(p < .001)로, 시간이 한 단위 증가할수록 정서적 자녀가치는 .05씩 감소하였다. 초기값과 변화율의 분산은 각각 .13(p < .001), .01(p < .01)로 정서적 자녀가치의 변화 궤적은 참여자들간에 유의한 개인차가 있었다. 초기값과 변화율의 공분산은 유의하지 않았다.
도구적 자녀가치의 초기값은 2.96(p < .001)이고 변화율은 -.05(p < .001)로, 시간이 한 단위 증가할수록 도구적 자녀가치는 .05씩 감소하였다. 초기값과 변화율의 분산은 각각 .39(p < .001), .02(p < .001)로 도구적 자녀가치의 변화 궤적은 참여자들 간에 개인차가 있었다. 초기값과 변화율의 공분산은 -.03(p < .001)으로, 시작점에서 도구적 자녀가치를 높게 인식한 어머니는 도구적 자녀가치가 완만하게 감소하였다.

3.자녀가치 변화에서 각 연도의 양육 스트레스를 통제한 조건모형

1) 정서적 가치

각 연도의 양육 스트레스 수준을 통제했을 때 어머니의 4년간에 걸친 정서적 자녀가치의 변화궤적 모형의 초기값과 변화율은 Table 6에 제시되어 있다. 이 모형의 적합도는 Χ2 값이 28.85(p = .01, df = 9)로 유의하였으며 NFI가 .988, CFI가 .992, TLI가 .967, RMSEA는 .047로 모두 우수한 편이었다. 이 모형에서 정서적 자녀가치의 초기값 평균은 4.50점(p < .001)이었으며, 분산은 .17(p < .001)으로 유의하여, 첫 번째 측정시기에 어머니들의 자녀에 대한 정서적 가치 수준에 있어서 개인차가 유의함을 알 수 있다. 정서적 자녀가치의 변화율을 살펴보면 평균이 .17(p < .05), 분산이 .01(p < .001)이었다. 이는 정서적 자녀가치가 매년 .17만큼 증가하였으며 여기에서 개인차가 유의함을 의미한다. 또한 정서적 자녀가치의 초기값와 변화율의 상관관계가 유의하여(r = -.02, p < .01) 시작점에서 자녀에 대한 정서적 가치가 높았던 사람들은 상대적으로 정서적 가치가 완만하게 증가함을 알 수 있다. 이는 무조건모형에서 정서적 자녀가치가 4년에 걸쳐 변화율이 -.05로 감소하는 경향이 유의했던 것과 상반되는 흥미로운 결과이다.
Figure 3을 살펴보면, 자녀가 0세일 때 양육 스트레스가 정서적 자녀가치에 미치는 영향이 유의하지 않았지만, 이후 자녀가 1세(β = -.22, p < .001), 2세(β = -.15, p < .001), 3세(β = -.28, p < .001)일 때는 정서적 자녀가치에 유의한 부적 영향을 미쳤다. 즉 자녀가 1-3세일 때 어머니의 양육 스트레스 수준이 높을수록 정서적 자녀가치는 낮아졌다.

2) 도구적 자녀가치

각 연도의 양육 스트레스 수준을 통제했을 때 어머니의 4년간에 걸친 도구적 자녀가치의 변화궤적 모형의 초기값과 변화율을 살펴보면 Table 7과 같다. 이 모형의 적합도를 살펴보면 Χ2값의 경우 6.05(p = .735, df = 9)로 유의하지 않았지만, Χ2은 표본크기에 민감하고 영가설의 내용이 엄격하여 모형이 쉽게 기각된다는 한계가 있다(Hong, 2013). 다른 적합도 지수를 보면 NFI가 .998, CFI가 1.000, TLI가 1.004, RMSEA는 .000로 우수하였다.
도구적 자녀가치의 초기값 평균은 5점 만점에 3.46점(p < .001)이었으며, 분산은 .40(p < .001)로 나타났다. 즉, 첫 번째 측정시기에 어머니들의 자녀에 대한 도구적 가치 수준에 있어서 개인차가 유의미하였음을 알 수 있다. 변화율의 평균은 -.05로, 어머니의 양육 스트레스를 통제한 상태에서 자녀에 대한 도구적 가치는 매년 .05만큼 감소하나 유의하지 않았다. 변화율의 분산이 .03(p < .001)으로 유의하여 변화율에서 개인 간의 차이가 있는 것으로 나타났다. 도구적 자녀가치의 초기값와 변화율의 상관은 -.04(p < .001)로, 초기값이 높았던 사람은 도구적 자녀가치가 더 완만하게 감소함을 알 수 있었다.
Figure 4에서 보는 바와 같이 각 연도의 양육 스트레스 수준은 0세(β = -.15, p < .001), 1세(β = -.17, p < .001), 2세(β = -.17, p < .001), 3세(β = -.17, p < .001)에서 모두 도구적 자녀가치에 부적 영향력을 보였다.

Ⅳ. 논의 및 결과

이 연구의 목적은 한국아동패널 4개연도 자료를 사용하여 자녀가 0세부터 3세가 될 때까지 초산모의 자녀가치 수준의 변화를 도구적 자녀가치와 정서적 자녀가치로 나누어 살펴보는 것이다. 특히 각 연도의 양육 스트레스를 통제했을 때 이러한 변화궤적이 어떠한지 분석하는 것이었다. 주요결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 자녀의 출생부터 3세가 되는 기간 동안 어머니들이 인식하는 정서적 자녀가치는 감소하였다. 그러나 1차년도부터 정서적 자녀가치가 5점 만점에 4.46점의 높은 수준에서 시작했음을 고려하면 자녀가치가 매해 -.05씩 줄어들긴 하나 여전히 높은 편임을 알 수 있다. 이는 첫 자녀를 임신한 부모가 자녀의 정서적 가치를 높이 인식한다는 기존 연구(Kang & Jung, 2013)와 연장선에 있다고 볼 수 있다. 정서적 자녀가치의 시작값과 변화율 모두 개인차가 유의하였다. 즉 초산모 모두가 4년간 정서적 자녀가치의 감소를 보이는 것은 아니므로, 정서적 자녀가치의 감소 또는 증가에 기여하는 요인을 찾는 것이 중요하다. 이 연구에서는 개인차를 규명하는 요인으로 각 연도의 양육 스트레스를 통제하였다. 그 결과 정서적 자녀가치는 4.50에서 시작하여 .17씩 증가하는 것으로 나타나, 방향이 정적으로 변하였음을 알 수 있었다. 초기에 정서적 자녀가치가 높았던 어머니들은 증가가 완만했다. 이는 초기값이 처음부터 높아 증가하는 데에 상대적으로 한계가 있기 때문으로 사료된다. 이와 같이 양육 스트레스를 매년 통제하였을 때 그렇지 않은 모형에 비해 자녀 가치가 매년 상승한다는 점이 이 연구에서 가장 주목할 만한 결과이다. 기존 연구에서는 자녀 가치가 양육 스트레스에 미치는 영향이 부적이라는 결과가 주를 이루었다(Choi, Yeon, Kwon, & Hong, 2013; Yeon & Choi, 2015). 그러나 이 연구에서는 양육 스트레스가 자녀 발달에 따라 변화 가능하다는 점에 주목해서 매년 통제했을 때 자녀 가치가 긍정적으로 변화한다는 새로운 양상을 확인할 수 있었다. 이는 Crnic와 Booth(1991)가 말한 것처럼 일상에서 경험하는 양육 스트레스가 부모 자녀 관계에 영향을 미친다는 것과 같은 맥락의 결과라고 볼 수 있다. 즉, 양육 스트레스가 어머니의 자녀 가치에 밀접한 관련이 있음을 의미하는 것이므로 어머니의 자녀 가치를 긍정적으로 만드는 데에 있어 양육 스트레스를 경감시키는 방안을 모색하는 것이 중요함을 시사한다.
선행연구에 따르면 기혼 여성들은 자녀가 꼭 있어야 한다고 생각하는 비율이 줄어들고 있으며(Lee, 2010; Jung, 2006) 자녀를 갖지 않기로 결정한 부부의 경우 자녀양육의 부담을 자녀가 주는 기쁨보다 크게 인식한다(Lee, 2010). 이러한 결과는 자녀에 대한 정서적 가치가 줄어드는 경향을 시사한다. 그러나 이 연구의 분석 대상인 0-3세 시기의 자녀를 양육하는 초산모들은 자녀로 인해 정서적으로 만족하는 수준이 출산 연도부터 매우 높았으며 매년 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 초기 모성 경험에 대한 연구에서 첫 어머니됨이 행복을 느끼게 하며(Suh, 2011) 자녀가 어머니에 기쁨과 위안을 준다고 한 연구들(Chung, 2009; Son, 2000)과 같은 맥락이라고 볼 수 있다. 즉 한국 사회가 급속한 자녀가치관 변화를 보이기는 하지만 일단 자녀를 처음으로 출산하고 양육을 경험 중인 기혼 여성은 정서적 자녀가치를 높게 평가한다고 볼 수 있다.
둘째, 자녀의 출생부터 3세가 되는 기간 동안 어머니들이 인식하는 도구적 자녀가치는 감소하였다. 조사 시작 시점에 도구적 자녀가치는 2.96이었고 매년 -.05씩 줄어들었다. 도구적 자녀가치의 시작값과 변화율 모두 개인차가 유의하였다. 즉 연구에 참여한 초산모 모두가 4년에 걸쳐 도구적 자녀가치의 감소를 보이는 것은 아니다. 이러한 개인차를 설명하기 위해 양육 스트레스를 통제한 모형을 분석했을 때에는 초기값이 3.46점에서 시작하여 매년 .05씩 감소하기는 하나 그 변화율이 유의하지는 않았다. 이는 우선 정서적 자녀가치 모형과 마찬가지로 도구적 자녀가치도 양육 스트레스를 포함한 모형이 자녀가치의 변화를 더 잘 설명해줄 수 있음을 보여준다. 한편, 정서적 자녀가치의 경우처럼 양육 스트레스가 투입된 조건에서 자녀가치가 증가하는 양상으로 바뀌지 않았다. 그러나 무조건 모형에서는 도구적 자녀가치의 감소가 유의했지만 조건 모형에서는 유의하지 않은 것으로 나온 경향성은 주목할 만하다. 이는 정서적 자녀가치와 도구적 자녀가치의 속성 차이를 생각해보게 한다. 정서적 가치와 도구적 가치는 어머니의 개인적 특성이나 동기에 따라서 그 성격이 다르게 구분된다(Arnold & Fawcett, 1975). 초산모 연구들(Chung, 2009; Son, 2000; Suh, 2011)에 따르면 대체로 초산모는 자녀의 출산과 함께 행복감, 기쁨 등과 같은 정서를 지각하는 경향이 큰 반면, 자녀가 사회적, 경제적으로 도움을 줄 것이라는 기대를 보이는 경향이 적은 것을 알 수 있다. 이는 영유아기에는 자녀가 어리고 부모의 전적인 돌봄을 필요로 하는 시기이기 때문에 어머니들이 도구적 자녀가치를 인식하는데 한계가 있기 때문으로 사료된다. 또한 스트레스 자체가 불안이나 위협의 감정과 연결(Lopez, Mauricio, Gormley, Simko, & Berger, 2001)되어 있기 때문에 자녀에 대한 정서적 측면에 대한 인식과 양육 스트레스의 관계가 더 뚜렷한 것으로 볼 수 있다.
이 연구의 결론을 종합하면 다음과 같다. 양육 스트레스를 통제하지 않은 경우 첫 자녀를 출산한 어머니의 4년간에 걸친 정서적 자녀가치는 감소했지만, 양육 스트레스를 통제했을 때는 증가했다. 이는 선행연구에서 사회의 전반적인 가족 및 자녀 인식은 전통적인 것으로부터 변하고 있지만, 초산모의 출산 및 양육 경험은 정서적 자녀가치와 긍정적 관계에 있음을 보여준다. 또한 초산모의 양육 스트레스를 경감시켜주는 것은 자녀 가치를 향상시키는 데에 중요하다는 점을 시사한다. 한편 양육 스트레스를 통제하지 않은 경우 어머니들의 도구적 자녀가치는 4년에 걸쳐 감소하였다. 그러나 통제한 경우는 첫 자녀를 출산한 어머니의 4년간에 걸친 도구적 자녀가치는 유의한 변화가 없었다. 이러한 결과로 볼 때 양육 스트레스와 자녀 가치의 관계가 초산모에게는 정서적인 부분과 더욱 관련이 깊은 것으로 사료된다.
이 연구는 종단적 변화에 초점을 맞추어 자녀 가치와 관련된 다른 변수들을 폭넓게 다루지 못했다는 한계가 있다. 이 연구는 0-3세 자녀의 어머니를 대상으로 하였는데 추후 연구에서는 그 이후 자녀의 성장 및 발달에 따라 자녀에 대한 가치를 살펴볼 필요가 있다. 추후 연구에서는 자녀가치 변화가 개별 부모마다 다를 수 있음에 주목하여 앞으로 집단별 분석을 통해 집단에 따른 자녀가치 특성을 파악할 필요가 있다. 특히 어머니의 취업 여부가 양육 스트레스에 영향을 미친다는 기존 연구 결과로 볼 때 양육 스트레스가 자녀 가치에 미치는 영향도 전업모와 취업모로 구분하여 살펴볼 필요가 있다. 또한 양육 스트레스 외에도 각 집단에 영향을 주는 변인을 밝힐 필요가 있다. 그럼에도 불구하고 이 연구는 자녀 출생부터 3세까지의 영아기 동안 자녀에 대한 가치가 어떻게 변화하는지 종단적으로 밝혀냈다는 데에 의의가 있다. 특히 양육에 대한 어려움이 증가하고 새로운 부모역할을 수행하게 되는 영아기 어머니를 중심으로 자녀 가치의 변화 양상에 주목하며 동시에 이에 영향을 미치는 요인으로 양육 스트레스와의 관계를 살펴보았다는 데에 의의가 있다.

Figure 1
Figure 1
Hypothesis model
kjcs-36-4-177f1.gif
Figure 2
Figure 2
Latent growth model of the value of children
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Figure 3
Figure 3
Emotional value of children trajectory: Amodel controlled each year’s parenting stress
kjcs-36-4-177f3.gif
Figure 4
Figure 4
Instrumental value of children trajectory: Amodel controlled each year’s parenting stress
kjcs-36-4-177f4.gif
<Table 1>
Descriptive statistics: Yearly parenting stress & value of children (N = 937)
Year Age of Child Parenting stress
Value of children
Emotional
Instrumental
M SD M SD M SD
Wave 1 (2008) 0 2.64 .59 4.49 .50 2.95 .77
Wave 2 (2009) 1 2.62 .62 4.37 .52 2.92 .76
Wave 3 (2010) 2 2.72 .63 4.34 .54 2.88 .73
Wave 4 (2011) 3 2.74 .65 4.36 .54 2.81 .75
<Table 2>
Correlation of parenting stress and emotional value of children (N = 937)
1. P.S. (2008) 2. P.S. (2009) 3. P.S. (2010) 4. P.S. (2011) 5. E.M. (2008) 6. E.M. (2009) 7. E.M. (2010) 8. E.M. (2011)
1. 1
2. .62*** 1
3. .52*** .64*** 1
4. .51*** .62*** .65*** 1
5. -.28*** -.17*** -.17*** -.21*** 1
6. -.22*** -.27*** -.20*** -.21*** .44*** 1
7. -.18*** -.20*** -.25*** -.20*** .38*** .48*** 1
8. -.18*** -.26*** -.26*** -.38*** .34*** .41*** .50*** 1

*** p < .001.

<Table 3>
Correlation of parenting stress and instrumental value of children (N = 937)
1. P.S. (2008) 2. P.S. (2009) 3. P.S. (2010) 4. P.S. (2011) 5. I.M. (2008) 6. I.M. (2009) 7. I.M. (2010) 8. I.M. (2011)
1. 1
2. .62*** 1
3. .52*** .64*** 1
4. .51*** .62*** .65*** 1
5. -.17*** -.12*** -.16*** -.13*** 1
6. -.10*** -.16*** -.15*** -.12*** .60*** 1
7. -.10*** -.10*** -.16*** -.10*** .55*** .61*** 1
8. -.12*** -.12*** -.11*** -.16*** .49*** .55*** .64*** 1

*** p < .001.

<Table 4>
Latent growth model fit by the type of change model
Variables Type of change model χ2 (df) NFI TLI CFI RMSEA
Emotional value of children No change model 88.84 (8) .858 .835 .868 .104
Linear model 29.06 (5) .953 .922 .961 .072

Instrumental value of children No change model 56.96 (8) .951 .947 .958 .082
Linear model 1.70 (5) .999 1.006 1.000 .000
<Table 5>
Means and variances of intercept and slope: Unconditional model
Value of children Intercept mean Intercept variance Slope mean Slope variance I ↔ S covariance
Emotional 4.46*** .13*** -.05*** .01** -.01
Instrumental 2.96*** .39*** -.05*** .02*** -.03***

** p < .01.

*** p < .001.

<Table 6>
Means and variances of intercept and slope: Emotional value of children
Estimate S.E.
Mean of intercept: Emotional value 4.50*** .13
Mean of slope: Emotional value .17* .07
Variance of intercept: Emotional value .17*** .02
Variance of slope: Emotional value .01*** .00
Covariance: Intercept ↔ Slope -.02** .01

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

<Table 7>
Means and variances of intercept and slope: Instrumental value of children
Estimate S.E.
Mean of intercept: Instrumental value 3.46*** .15
Mean of slope: Instrumental value -.05 .09
Variance of intercept: Instrumental value .40*** .03
Variance of slope: Instrumental value .03*** .01
Covariance: Intercept ↔ Slope -.04*** .01

*** p < .001.

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