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Korean J Child Stud > Volume 36(4); 2015 > Article
어머니 양육 스트레스의 예측변인과 종단적 변화:어머니 양육행동과 유아의 또래 방해행동에 미치는 영향을 중심으로

Abstract

The present study investigated maternal parenting stress trajectories, using data gathered from the Korean Children Panel Survey. Four factors-monthly income, maternal depression levels, infants' negative emotionality, marital conflict-which were taken from reports made by the mothers' used in this study, were examined as predictors of maternal parenting stress trajectories. The effects of maternal parenting stress trajectories, parenting styles and toddlers' peer interruptive behaviors were also examined. The findings were as follows: First, maternal parenting stress trajectories somewhat increased from the 1st year period to the 4th year period. Second, infants' negative emotionality and marital conflict within the first year were observed to have a connection to the initial level and slope of maternal parenting stress trajectories. Third, maternal parenting stress trajectories predicted positive parenting styles, and parenting styles had a longitudinal impact on toddlers’ peer interruptive behaviors at the 5th year period.

Ⅰ. 서 론

부모가 된다는 것은 실로 기쁘면서도 어렵고 힘든 일일 수 있는데, 최근 90년대 이후 자녀는 정서적 만족의 대상에서 교육 투자의 대상으로 변화하고 있으며, 이같은 집중적이고 전문화된 자녀양육 지원이 어려운 부모들의 양육 스트레스와 죄책감은 한층 더 심해지고 있다(Park, 2014). 여성관리자패널 1차년도부터 4차년도까지 경제적 이유로 또는 자녀를 돌볼 사람이 없어서 자녀를 가질 계획이 없는 여성관리자의 비중도 꾸준하게 감소하기는 하나 여전히 높은 비중을 보이고 있으며(Kim, et al., 2013), 5차 여성관리자 패널조사에서 역시 조사대상 여성 관라자 중 노동시장에서 이탈한 비취업자 중, 퇴직을 결심한 직접적인 이유는 가정 내에서 자녀를 잘 돌볼 사람이 없어서가 가장 높게 나타나 육아로 인한 경력단절이 두드러지는 것으로 나타났다(Kim, et al., 2014). 이같은 양상은 맞벌이 자녀가 있는 부부인 어머니들이 자녀가 없는 여성보다 일과 가정으로 인해 항상 바쁘고, 시간이 부족하다는 어려움을 호소하고 있으며, 자녀양육의 분담 역시 잘 이루어지지 않고 있다(Kim, Kim, & Chung, 2013). 예컨대, 자녀가 있는 맞벌이 부부 내에서의 성별 격차는 11.3%로 자녀가 없는 부부의 성별 간격차인 6.6%보다 더 컸다(Kim, Kim, & Chung, 2013).
일반적으로 어머니의 양육 스트레스란, 부모로서의 역할을 수행하면서 발생하는 스트레스로, 가족발달의 과정 중 나타나게 되는 스트레스를 말한다(Mulsow, et al., 2002). 국내외 영유아 자녀를 가진 어머니의 양육 스트레스에 관한 종단연구에 의하면, 0세부터 만 3세까지의 양상이 일치되지 않고 있다(Chang & Fine, 2007; Choi, et al., 2013; Crnic & Booth, 1991). 예컨대, 한국아동패널 연구를 활용한 Choi 등(2013)에 따르면 한국 어머니의 양육 스트레스의 양상은 0-3세까지 점차 증가한다고 한다.
그러나 상반되는 결과도 나타나고 있는데, 미국의 십대모를 대상으로 한 연구에서는 어머니에 대한 양육 스트레스의 종단적 변화양상이 자녀의 연령이 높아짐에 따라 점차 감소되는 추세가 강하다고 하였다(Chang & Fine, 2007). 중산층 어머니를 대상으로 한 양육 스트레스는 자녀 출생 직후인 생후 1개월 시기가 생후 6개월보다 더 높고, 15개월부터 36개월까지는 안정적으로 유지된다고 하는 결과도 존재한다(Crnic & Booth, 1991). 국내 한국에서의 자녀 가치는 부모에게 정서적 만족감을 주기는 하나, 양육비용의 부담과 양육의 육체적 고통이 이같은 만족감을 능가하고 있는 것으로 분석하기도 한다(Park, 2014).
왜 양육 스트레스의 변화와 예측변인을 연구하는 것이 왜 중요할까? Deater-Deckard(1998)는 양육 스트레스는 어머니 자신의 정서적 상태에서 그치는 것이 아니고, 실제 양육 행동 뿐 아니라, 유아기 이후의 또래 방해행동을 포함한 문제행동을 예측하기 때문에, 매우 중요한 부분이라고 설명하고 있다. 최근 한국의 어머니들은 사회문화적으로 자녀교육에 대한 몰입이 더욱 강화되고 있으며, 자녀의 세속적 실패는 전적으로 부모 책임이라는 시각도 존재한다(Park, 2014). 또한 자녀의 교육비 지출은 지난 10년간 크게 줄지 않고 있으며, 가구소득이 증가하면 교육투자는 더 증가하는 추세이다. 그리고 여성의 성역할에 대한 규범은 매우 모순적인데, 여성의 취업을 인정하면서도 전통적 여성상이나 여성의 자녀양육 역할은 계속 주장되고 있다(Park, 2014).
이러한 상황에서 어머니의 양육 스트레스는 쉽게 줄어들기 어렵고, 우리나라 보육정책의 초점이 저출산 극복을 위한 방안의 일환이지만(Baek, 2015), 출산과 자녀양육을 둘러싼 현재의 환경은 출산율 상승에 녹록하지 않은 상황이다. 따라서 보다 명확하게 어머니의 양육 스트레스가 출산 이후 영아기까지 어떻게 변화하고, 이같은 양육 스트레스를 예측하는 변인이 과연 무엇인가, 그리고 실제로 이같은 어머니의 양육 스트레스가 유아기 이후의 양육 행동과 또래 방해행동을 포함한 문제행동에 어떻게 영향을 주는가를 알아보는 것은 한국의 어머니의 삶의 질 증진과 실효성있는 보육정책 설계의 기초로서 매우 중요하다고 볼 수 있다.
실증적 연구들에 의하면, 어머니의 양육 스트레스를 예측하는 변인으로 가정의 경제적 변인, 어머니의 우울과 부부갈등과 같은 영유아를 둘러싼 맥락 변인과 자녀의 기질 변인 중 특히 영아기 부정적 정서성이 반복적으로 제시되고 있다(Brody, et al., 2008; Errazuriz Arellano, Harvey, & Thakar, 2012). Abidin(1990a)은 어머니의 양육 스트레스 하위 척도를 설명하는 양육 스트레스에 관한 모형을 제시하였으며, 어머니의 양육 스트레스를 예측하는 변인으로, 사회적 지원, 어머니의 우울, 어머니의 성격, 부모의 애착, 배우자의 지원이 중요함을 강조하고 있다. 또한 이같은 양육 스트레스 모형은 어머니의 양육행동에 영향을 주는 것으로 보고하고 있다(Abidin, 1990b). Abidin(1990a)은 사회적 지원 변인에는 소득수준과 같은 경제적 자원과 배우자의 지원을 낮추게 하는 부부갈등 변인이 포함될 수 있으며, 이를 실증적으로 검증한 연구들(Errazuriz Arellano, Harvey, & Thakar, 2012; Lipscomb, et al., 2011)에서 어머니 자신 및 환경 변인, 자녀의 부정적 정서와 같은 기질 변인과 부부갈등과 같은 사회적 지원 변인이 중요하다고 언급되고 있다. 즉, 경제적 변인은 미국과 같은 다민족 국가에서는 소수 인종부모의 경우 양육스트레스, 양육행동과 아동발달에 중요한 역할을 한다(Emmen, et al., 2013). 예컨대, 빈곤층 어머니들은 다양한 수준의 스트레스를 더욱 경험할 수 있다. 특히 사회경제적 계층이 낮은 영유아는 문화적 박탈감을 경험하는 것으로 나타났다(Choi & Pyun, 2014; Cook, Roggman, & D'zatko, 2012).
둘째, 어머니 자신 및 영유아 주변의 맥락 변인으로서 성인 여성의 정신건강에 관한 많은 연구들은 어머니의 우울증이나 성격과 같은 정신적 특성이 양육 스트레스와 관련된다고 보고하고 있다(Park, & Kim, 2013). 자신의 삶에 대해 긍정적이고 일에 대한 만족감을 가진 어머니들은 양육 스트레스를 덜 지각하며(Mulsow, et al., 2002), 우울하고 자기효능감이 낮은 어머니 집단에서 양육 스트레스가 높았다(Chang & Fine, 2007).
셋째, 자녀 기질 변인을 살펴보면, 까다로운 기질 변인을 포함하는 부정적 정서성은 양육 스트레스를 높이게 되는데, 자녀가 부정적 정서성이 높을 경우, 어머니는 자녀의 성마름에 대해 예민해지고, 이같은 패턴이 반복되면 어머니들은 부모역할에 대한 효능감을 감소시키는 주요 변인으로 나타나고 있다(Chang & Fine, 2007; Lipscomb, et al., 2011, Williford, Calkins, & Keane, 2007).
넷째, 어머니의 사회적 지원과 관련되는 부부 갈등 변인을 살펴보면, 일반 스트레스 대처 이론에서 다양한 사회적 지원이 중요하다고 강조하면서 많은 연구들이 이루어지고 있다(Brock & Lawrence, 2008; Krishnakumar & Buehler, 2000). Brock과 Lawrence(2008)도 십대 후반에서 50대 중년기 까지의 부부 101쌍에 대하여 역할 긴장과 결혼 만족도의 시간에 따른 종단 궤적을 살펴본 결과, 배우자의 사회적 지원은 결혼생활의 다양한 스트레스와 고통을 막아주는 데 중요한 역할을 한다고 밝혔다. 부부의 양육 스트레스와 갈등에 관한 메타분석 연구에 따르면, 부부갈등은 양육 스트레스를 악화시키는 중요 변인이며, 이같은 부부갈등은 자녀의 정서적 안녕에 부정적이라고 하였다(Krishnakumar & Buehler, 2000). 본 연구에서는 Abidin(1992)의 모형에서 강조하고 있는 변인 중 경제적 변인으로 가구소득, 어머니 자신 및 영유아 주변의 중요한 맥락 변인으로서 어머니의 우울, 자녀의 기질 중 부정적 정서성과 사회적 지원 변인 중 부부갈등 변인을 양육 스트레스를 예측하는 변인으로 선정하였으며, 아동패널 1차년도 자료를 사용한 것은 자녀출생의 초기 전이 시기가 부모역할의 적응에 주는 영향이 클수 있기 때문이다.
양육 스트레스에 관한 Abidin(1992)의 모형에 따르면, 영유아기 자녀를 가진 어머니의 양육 스트레스는 긍정적 양육행동을 어렵게 할 수 있고, 이로 인하여 유아의 또래방해행동과 같은 문제행동은 증가할 것으로 예측하고 있다. Fantuzzo, Mendez와 Tighe(1998)는 특히 유아의 또래 방해행동은 학령 전기 공격성을 예측할 수 있기 때문에, 또래 상호작용에서 주목해야 하는 측면으로 강조되고 있다.
Belsky(1984) 역시 양육행동에 영향을 미치는 자녀의 특성과 어머니의 성격변인 뿐 아니라 다양한 맥락요인에 대한 통합 모형을 제시하고 있으며, 부정적 정서성을 보이는 영유아는 어머니의 우울과 양육 스트레스에 취약하므로, 조기 발견과 중재 프로그램이 필요하다고 강조하였다. 다양한 문화권에서 이같은 모형이 검증되고 있는데, Cardoso, Padilla와 Sampson(2010)은 스페인 계통이 아닌 백인 어머니와 흑인 어머니들에게 Belsky의 모형은 적절하지만, 멕시코계 미국인 어머니들의 경우, 배우자의 지원과 우울은 양육 스트레스와 관련되지 않아 자녀양육의 과정은 문화권마다 다양할 수 있다는 결과를 보고하고 있다. 최근에는 특히 유전적 영향이 큰 부정적 정서를 포함한 까다로운 기질 변인은 어머니의 양육행동과 같은 맥락변인이 어떠하냐에 따라 큰 영향을 받아 서로 영향이 상쇄될 수 있는 경우도 있는데, 예컨대, 비록 까다로운 기질을 가진 영유아라 해도, 어머니가 수용적인 양육행동을 나타낼 경우, 잘 적응할 수 있지만, 까다로운 기질을 가진 영유아가 강압적이거나 학대적인 훈육에 노출되면 부적응의 양상이 더욱 심해진다는 증거들을 제시하고 있다(Belsky, Bakermans-Kranenburg, & Van IJzendoorn, 2007).
그러나 Anthony 등(2005)의 연구에 의하면 교사 보고에 의한 또래 방해행동은 어머니의 양육행동에 종단적 궤적상으로는 관련없는 것으로 나타났다. 그러나 횡단적 자료를 활용한 연구들(Kim & Jang, 2013; Kim & Ryu, 2015)에서는 어머니 양육 스트레스, 양육행동과 유아의 문제행동간 관련성이 보고되고 있는 것과 같이 양육 스트레스, 양육행동과 유아기 또래문제의 관련성에 대해서는 일치되지 않고 있으며, 어머니 양육 스트레스에 대한 횡단적 연구들은 제시되고 있으며(Han, Cho, & Kim, 2014; Min & Moon, 2013; Suh & Lim, 2012), 종단적 영향에 대한 연구들 중 단지 영아기 어머니의 양육 스트레스 주는 영향만을(Lee, 2014a), 또는 저소득층에 국한된 연구(Lee, 2014b)만이 존재하며, 전국표본의 대한민국 어머니의 양육 스트레스와 유아의 문제행동에 관한 연구는 찾기 힘든 상황이다. 육아정책 차원에서 볼 때에도, 가족 형성 초기에 해당하는 영아기 단계의 양육 스트레스를 감소시켜 어머니의 심리적 안정을 갖는 것은 가족형성 초기에 대한 확신을 갖게 해 주므로, 어머니의 양육 스트레스의 변화와 예측변인의 탐색과 이후 부모양육행동과 유아기 문제행동에 대한 탐색은 실로 중요한 부분이다. 특히 어떤 정책이 현실을 변화시키는 데에는 장기적 영향을 고려해야 하며, 현재 실시되고 있는 무상보육정책에서는 젠더에 대한 고려가 부족하여 양질의 공공보육 기반을 확충한 기회를 갖기 어렵게 되는 등의 문제가 있으며(Baek, 2015), 이를 극복하기 위해서는 여성이라는 젠더 뿐 아니라, 여성의 양육과 관련된 스트레스의 장기적 양상에 대한 실증적 기초 자료가 제시되는 것이 우선적이다.
Abidin(1990ab, 1992)은 영유아기 자녀를 가진 어머니의 양육 스트레스가 높을 경우, 이는 강압적 훈육과 같은 바람직하지 않은 양육 행동과 관련될 뿐 아니라, 그 이후 시기의 반사회적 행동이나 공격성 행동과 관련되는 것으로 설명하는 모델을 제시하고 있다. 미국의 헤드스타트 프로그램에 참가한 유아들을 대상으로 한 연구에서도 어머니의 양육 스트레스와 양육행동은 직접적 관련성이 있으며(Anthony, et. al., 2005), 어머니가 경제적 어려움을 경험하는 경우, 양육 스트레스가 더 높아질 수 있는데, 취약계층의 경우 아동을 돌보는 양육자는 스트레스에 취약해지기 쉽고, 이때문에 아동에게 화를 내거나 때리는 등의 잘못된 훈육방법을 많이 사용하게 된다고 하였다(Cook, et al., 2012).
Conger와 Donnellan(2007)은 빈곤, 양육 스트레스와 양육행동에 관한 가족 스트레스 모델을 제안하였는데, 경제적 어려움은 저소득층 어머니의 양육 스트레스를 가중시키며, 이같이 증가된 양육 스트레스는 양육행동을 열악하게 만드는 것으로 보고하였다. Emmen 등(2013)은 이같은 가족스트레스 모형을 미국 거주 터키출신 어머니를 대상으로 검증한 결과, 낮은 사회경제적 지위로 인하여 지각된 스트레스는 일반적인 양육 스트레스가 아닌 소수인종 어머니들이 경험하는 차별적 문화 스트레스와 심리적 스트레스가 가중되어 양육행동의 질이 낮아지는 것을 발견하였다. Crnic, Gaze와 Hoffman(2005)은 3세시기부터 5세시기의 유아 125명 어머니의 생활사건 스트레스와 일상적 스트레스를 종단적으로 추적한 결과, 어머니의 양육 스트레스와 일상적 스트레스는 취학 전 시기까지 안정적인 것으로 나타났다. Lee, Park과 Choi(2013)는 유아교육기관에 재학 중인 만5세 유아의 어머니를 대상으로 양육 스트레스, 양육행동과 유아의 사회적 능력에 대한 자기 보고식 설문 결과, 어머니의 양육 스트레스는 유아의 사회적 유능감에 직접적 영향을 줄 뿐 아니라, 양육행동을 매개로 유아의 사회적 능력에 간접적으로도 영향을 미친다고 하였다. 그런데 사회적 능력의 경우, Anthony 등(2005)의 연구에서는 교사에 의해 측정되었고, 양육 스트레스와 양육행동은 유아의 사회적 유능성과 관련되지 않는 것으로 나타나, 보고를 교사가 하였는가, 어머니의 자기보고식 반응인지에 따라 차이가 있었다.
본 연구에서 사용된 또래 방해행동 척도를 포함하는 또래 놀이행동 척도를 사용한 Fantuzzo, Mendez와 Tighe(1998)는 미국 저소득층 유아의 또래놀이행동을 가장 많이 설명하는 요인은 또래 방해행동이었으며, 이는 공격성과 관련되는 것으로 보고하고 있으며, Choi와 Shin(2011)이 어린이집에 재원 중인 유아를 대상으로 담당 교사가 평정한 결과, 또래 방해행동 척도는 우리나라에도 사용이 적합한 것으로 나타났다. 그리고 또래 방해행동은 학령기 또래 괴롭힘과 같은 공격 행동과 관련되는 것으로 사료되므로, 다른 문제행동 중 이후 사회성 발달에 있어서 집단생활 유지에 있어서 그 중요성이 강조되므로, 본 연구에서는 다양한 문제행동 중 또래 방해행동을 살펴보고자 한다.
따라서 이상과 같은 선행연구들에 근거하여 본 연구에서는 유아기 자녀를 둔 어머니의 양육 스트레스의 변화는 어떠한 양상을 나타내고 있는가, 그리고 어머니 양육 스트레스의 변화를 예측하는 변인이 무엇이며, 이같은 양육 스트레스의 변화 모형은 양육 행동과 유아의 또래 방해행동에 어떠한 영향을 주는가를 연구하고자 한다. 즉 본 연구에서는 어머니의 양육 스트레스는 시간이 지남에 따라 어떠한 변화를 나타내고, 그러한 변화를 예측하는 요소들이 어머니의 양육행동과 더 나아가 또래 방해행동에 어떻게 관련되는가를 분석하고자 한다. 본 연구를 위한 연구문제와 연구모형은 다음과 같다.
  • <연구문제 1> 어머니 양육 스트레스의 변화 양상은 어떠한가?

  • <연구문제 2> 어머니 양육 스트레스의 변화를 예측하는 변인들은 무엇이며, 양육 행동과 또래 방해행동에 영향을 주는가?

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구에서 사용한 양육 스트레스 변인은 육아정책연구소에서 진행되고 있는 종단연구인 한국아동패널에서 수집한 1차(2008년)시기부터 5차(2012년)시기의 자료를 활용하였다. 1차년도에서 4차년도 시기 영아의 평균 연령은 5개월, 17개월, 29개월과 41개월이었다. 결측치가 제외된 2077명 어머니의 평균 연령은 만 31.3세(SD = 3.72)이었고, 결측치를 제외한 대상 영아 2078명 중 남아는 1059명(51.0%)이고, 여아는 1019명(49.0%)였다. 결측치를 제외한 대상 어머니 2072명 중 98.5%에 해당하는 2041명이 초혼으로 배우자와 동거하고 있었다. 어머니 집단의 교육수준은 대졸이 716명(34.7%), 고졸이 629명(30.5%), 전문대졸이 590명(28.6%)이었다. 월 평균 가구소득은 319.33만원(SD = 151.49)이었다.

2. 연구 도구

1) 양육스트레스 1-4차년도 변인

양육 스트레스는 총 10문항으로 ‘좋은 부모가 될 수 있을지 확신이 서지 않는다’, ‘아이를 잘 키울 자신이 없다’ 등의 문항으로 구성되어 있으며, ‘전혀 그렇지 않다’, ‘별로 그렇지 않다’, ‘보통이다’, ‘대체로 그렇다’, ‘매우 그렇다’의 5점 척도로 구성되었고, 가능한 점수 범위는 10점부터 50점까지로, 점수가 높을수록 양육 스트레스가 높다는 것을 뜻하며, 신뢰도 계수인 Cronbach α는 .82, .85, .87, .88로 나타났다.

2) 가구소득 1차년도 변인

본 연구에서는 경제적 상황변인을 나타내는 월평균 가구소득을 어머니 양육 스트레스를 예측하는 변인으로 설정하였으며, 잠재성장모형 투입 시 로그 환산값을 사용하였다.

3) 영아의 부정적 정서 1차년도 변인

영아의 부정적 정서성을 측정하기 위해 한국아동패널자료의 Buss와 Plomin(1984)에 의해 제작된 EAS를 이용한 영아의 기질 척도에서 정서성에 해당하는 5문항을 사용하였다(Korea Institute of Child Care and Education, 2012, 재인용). 본 연구에서는 부모기로의 전이 시기가 어머니의 양육 스트레스에 큰 영향을 줄 수 있을 것이라 판단하고, 평균 월령 5.58개월인 1차년도 한국아동패널 자료를 활용하였으며, 이 시기에는 EAS의 활동성 부분에서 이동이 용이하지 않아 부정적 정서 변인을 포함하였다. 즉 ‘우리 아이는 잘 운다’, ‘우리 아이는 다소 감정적인 편이다’, ‘우리 아이는 종종 보채면서 우는 편이다’, ‘우리 아이는 쉽게 기분이 나빠진다’, ‘우리 아이는 화가 났을 때 격하게 반응한다’의 5문항을 사용하였으며, 신뢰도 계수인 Cronbach α는 .73 으로 나타났다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’, ‘별로 그렇지 않다’, ‘보통이다’, ‘대체로 그렇다’, ‘매우 그렇다’의 5점 척도로 구성되었고, 점수가 높을수록 부정적 정서가 높다는 것을 뜻한다.

4) 어머니 우울 1차년도 변인

한국아동패널에서는 어머니의 우울을 측정하기 위해 Kessler 등(2002)의 우울척도(K6)를 사용하였다. K6는 총 6개의 문항으로 구성된 리커트 척도로서, 미국 보건면접조사(US National Health Interview Survey, NHIS)에서 일반인을 대상으로 정신건강을 측정하기 위해 Kessle 등(2002)에 의해 간편형으로 제작된 우울 도구이다. 본 연구에서는 제1차년도 어머니 질문지에서 측정된 6개의 문항을 사용하였다(Korea Institute of Child Care and Education, 2012, 재인용). 즉 ‘불안하셨습니까?’, ‘무기력하셨습니까?’, '안절부절 못하셨습니까?’, ‘매사에 힘이 드셨습니까?’, ‘너무 슬퍼서 뭘 해도 기운이 나지 않으셨습니까?’, ‘자기 자신이 가치 없는 존재라고 느끼셨습니까’의 6문항을 사용하였으며, 신뢰도 계수인 Cronbach α는 .81로 나타났다. 각 문항은 ‘전혀 안 느낌’, ‘별로 안 느낌’, ‘종종 느낌’, ‘대체로 느낌’, ‘항상 느낌’ 의 5점 척도로 구성되었고, 점수가 높을수록 어머니 우울이 높음을 뜻한다.

5) 부부갈등 1차년도 변인

한국아동패널 1차년도 어머니 질문지에서 측정된 문항 8개를 사용하였다. ‘사소한 말다툼이 큰 싸움으로 변해 서로 욕설하고 비난하며, 과거의 잘못을 다시 들추면서 싸운다’, ‘남편은 내 생각이나 기분 혹은 내가 원하는 것을 비난하고 별로 중요하게 생각하지 않는다’, ‘남편은 내 생각과 말을 내가 의도한 것보다도 더 부정적으로 보는 경향이 있다’, ‘남편은 나를 존중하지 않는 것 같다’, ‘내 진짜 생각과 느낌 혹은 우리 관계에 대한 요구를 남편에게 말해봤자 아무 의미가 없다’, ‘다른 사람과 사귀거나 결혼하면 어떨까 하고 심각하게 생각한다’, ‘나는 지금 결혼생활에서 외로움을 느낀다’, ‘우리는 다투면 더 이상 이야기하고 싶지 않아 그 자리를 피해버린다’의 8문항이었고, 내적 합치도 지수인 Cronbach α는 .85로 나타났다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’, ‘별로 그렇지 않다’, ‘보통이다’, ‘대체로 그렇다’, ‘매우 그렇다’ 의 5점 척도로 연속적으로 구성되었으며, 점수가 높을수록 부부갈등이 더욱 심하다는 것을 뜻한다.

6) 양육행동 4차년도 변인

본 연구에서 사용한 어머니 양육 실제 척도는 Parental Style Questionnaire(Lee, Park, & Seo, 2008; PSQ, 1996)는 총 17문항으로 ‘사회적 양육 유형(social interaction)' 9문항, ‘교수적 양육 유형(didactic/material stimulation)' 5문항, ‘한계설정 양육 유형(limit setting)'3문항으로 구성되어 있다. ‘사회적 양육 유형‘은 실제로 행하는 어머니와 자녀의 관계적인 교환의 정도를 뜻하고, ‘교수적 양육유형‘은 어머니가 유아에게 학습하고 모방하고 관찰할 수 있는 기회를 제공하며, 사건과 사물의 특성에 대해 자극을 주는 정도를 의미한다. ‘한계설정 양육유형‘은 유아에게 권위와 규칙, 관습을 가르치는 정도를 의미하는데, 한계설정 양육 유형의 경우, 한국아동패널조사 4차년도 자료의 Cronbach α는 .23으로써 내적 합치도가 낮게 나타났다. 따라서, 3가지 하위 변인 중 본 연구에서는 ‘사회적 양육 유형‘에 대한 9문항으로 분석을 실시하였고, 9점에서 45점까지의 범위를 갖는다. 사회적 양육 유형에 대한 신뢰도 계수인 Cronbach α는 .83으로 나타났으며, 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’, ‘별로 그렇지 않다’, ‘보통이다’, ‘대체로 그렇다’, ‘매우 그렇다’ 의 5점 척도이며, 점수가 높을수록 긍정적 양육 행동 스타일을 의미한다.

7) 또래 방해행동 5차년도 변인

한국아동패널 5차년도에서 유아의 사회성 발달을 측정하기 위해서 Fantuzzo 등(1995)이 개발한 또래와의 놀이 상호작용 도구(Penn Interactive Peer Play Scale, PIPPS) 중 놀이 방해 상호작용 척도를 사용하였다. PIPPS는 3가지 유아의 상호작용 범주인 놀이 방해, 놀이상호작용, 놀이단절하위 범주에 대해 1-5점으로 평가하는 평정척도이다. 또래 방해행동에 해당하는 놀이방해 하위범주는 공격적 행동 및 자기 통제력의 부족과 관련된 부정적 차원에 관한 내용으로 13문항으로 구성되며, 16점에 41점까지 분포된다. 본 연구에서 사용된 놀이 방해 상호작용 척도의 신뢰도 계수인 Cronbach α는 .77로 적절하게 나타났다.

3. 연구절차

본 연구는 2014년도 제5회 한국아동패널 학술대회 발표를 위하여 육아정책연구소에서 제공한 학술대회용 데이터인 한국아동패널 2008PSKC beta6, 2009PSKC beta5, 2010PSKC beta4, 2011PSKC beta3, 2012PSKC beta1으로 2014년 7월 15일부터 일주일간 분석되었고, 2014년 12월 31일 이후 공개된 자료인 한국아동패널 2008(1차년도) 데이터 beta7, 2009(2차년도) 데이터 beta6, 2010(3차년도) 데이터 beta5, 2011(4차년도) 데이터 beta4, 2012(5차년도) 데이터 beta2로 2015년 6월 30일부터 1주일간 분석되었다. 따라서 학술대회용 자료와 일반인에 공개된 2015년 자료로 2차례 분석되었으며, 본 연구의 결과는 2014년 12월 31일 이후 공개된 최종 자료에 근거하고 있다.

4. 자료분석

본 연구에서는 IBM SPSS 20. 0 프로그램으로 빈도분석, 평균, 표준편차, 왜도와 첨도를 산출하였다. 또한 Amos 18.0 프로그램의 잠재성 장모형을 이용하여 양육 스트레스의 변화궤적에 영향을 미치는 요인을 분석하고 어머니 양육 행동과 유아의 또래 방해행동에 미치는 영향을 탐색하였다.

Ⅲ. 연구결과

1. 변인특성

주요변인들에 대한 기술통계치는 Table 2에 제시하였다. 주요 변인의 양상을 살펴보면, 각 변인이 왜도와 첨도에서 상당히 적정한 값을 나타내어 정규성가정을 만족시키는 것으로 사료되었다. 따라서 0세 시기부터 3세시기까지의 어머니의 양육 스트레스의 추정값은 1차년도에서 4차년도로 진행함에 따라 점차 증가하는 경향을 나타냈다.

2. 양육 스트레스의 변화

한국아동패널 2008(1차년도) 데이터 beta7, 2009(2차년도) 데이터 beta6, 2010(3차년도) 데이터 beta5, 2011(4차년도) 데이터 beta4 자료를 활용하여 시간의 경과에 따른 양육 스트레스 변화를 추정하기 위해 무변화 모형, 선형변화 모형과 2차 함수모형을 비교하였다. 무변화 모형은 시간의 변화에 따라 변화가 없다고 가정한 모형이고, 선형모형은 시간의 변화에 따라 변화율의 요인계수를 0, 1, 2, 3으로 코딩하여 선형적 변화를 가정한 모형이다. 2차 함수 모형은 발달궤적 상의 변화에서 존재할 수 있는 꺾임(curve)을 나타내며, 이차함수 요인에 대한 요인계수는 선형요인에 대한 요인계수를 제곱한 값으로 고정하여 추정한다(Curran & Hussong, 2003). 무변화 모형, 선형변화 모형과 2차 함수모형의 적합도를 비교한 결과는 Table 3과 같고, 이 결과는 저소득층 표본만을 활용한 Lee(2014b)의 결과와 일치한다.
무변화 모형은 선형변화 모형들과 비교하면 x2값이 상당히 크고 적합도가 좋지 않았다. 선형변화모형은 무변화 모형에 비해 적합도가 좋아지고 x2값 역시 줄었다. 2차함수모형의 경우, TLI가 .028, RMSEA 역시 .032만큼 나빠졌기 때문에, 최종모형은 선형변화모형으로 선택하였다.
최종 모형으로 선정된 선형변화 모형에 따른 양육 스트레스의 초기값 및 변화율은 Table 4와 같다. 양육 스트레스는 초기치의 평균과 변량, 양육 스트레스의 초기값이 개인 간에 유의한 차이를 나타냈고, 변화율의 평균과 변량도 유의하여, 1차년도부터 4차년도의 시기동안 양육 스트레스가 증가하며, 변화율이 개인마다 차이가 있었다. 즉 1차년도부터 4차년도 시기인 자녀가 0세부터 3세까지 어머니의 양육 스트레스의 추정값은 평균 0.29점씩 증가하는 양상임을 알 수 있었다.
양육 스트레스의 초기치와 변화율 사이의 공변랑이 -1.50(p < .001)로서 양육 스트레스의 초기치가 높을수록 시간에 따른 증가율이 둔화되었다. 즉 1차년도 시기인 자녀가 0세 시기에 양육 스트레스가 높았던 어머니는 시간이 지남에 따라 양육 스트레스의 증가속도가 느리게 진행된 반면, 자녀가 영아기에 양육 스트레스의 수준이 낮았던 양육 스트레스의 증가속도가 보다 빠르게 진행되었고, 이같은 양상은 Lee(2014b)의 결과와 동일하다.

3. 양육 스트레스 변화의 예측변인이 또래 방해행동에 미치는 영향

양육 스트레스의 변화를 예측하는 변인들을 탐색하기 위하여 한국아동패널 1차년도 관련 변인들, 1차년도부터 4차년도까지의 양육 스트레스 변화 궤적과 예측변인을 매개하는 4차년도 유아기 어머니의 양육행동 변인과 5차년도 유아의 또래 방해행동 모형을 분석하였다. 조건 모형은 Table 5Figure 2에서와 같이 어머니 양육 스트레스의 초기치에는 영아의 가구소득 1차 변인, 영아의 부정적 정서 1차변인, 어머니의 우울 1차 변인과 부부갈등 1차 변인이 관련있는 것으로 나타났다.
양육 스트레스의 변화율에서는 영아의 부정적 정서 1차 변인과 부부갈등 1차 변인이 관련된 것으로 나타났다. 이때 양육 스트레스의 변화율과 부적인 관계를 나타냈다. 양육 스트레스 변화율이 음의 값을 나타냈으므로, 자녀의 부정적 정서와 부부갈등이 높은 집단은 양육 스트레스의 증가가 느리게 진행되며, 자녀의 부정적 정서와 부부갈등이 낮은 집단은 시간이 지남에 따라 양육 스트레스의 증가가 빠르게 진행된다는 점을 나타낸다.
또한, 1차년도부터 4차년도까지의 양육 스트레스의 변화는 4차년도의 양육 행동의 초기값과 변화율 모두에 부적 효과를 나타냈다. 즉 양육 스트레스의 초기값은 양육행동에 부적 관련성이 있으므로, 양육 스트레스가 초기에 낮을수록 4차 시기의 양육행동은 긍정적이며, 양육 스트레스가 1차 시기부터 4차 시기까지 덜 높아질수록 4차 시기의 양육행동은 긍정적임을 알 수 있었다. 또한 4차 시기의 어머니의 양육 행동은 또래 방해행동에 부적 영향을 나타냈다. 그러므로, 어머니의 양육행동이 긍정적일수록, 5차 시기에 또래 방해행동을 덜 하는 것으로 밝혀졌다.

Ⅳ. 논의 및 결론

본 연구에서는 영유아기 자녀를 가진 어머니의 양육 스트레스의 종단적 변화 궤적이 어떠한 양상을 나타내는지 살펴보고, 종단적 변화 궤적을 예측하는 변인들이 3세 유아의 어머니 양육행동과 4세 유아의 또래 방해행동에 미치는 영향을 살펴보았다. 이에 대한 결과를 요약하고, 보육정책을 중심으로 논의하면 다음과 같다.

1. 어머니 양육 스트레스의 종단적 변화와 예측 변인

0-3세 연령의 자녀를 가진 어머니의 양육 스트레스에 대한 종단적 변화 양상은 1차시기부터 4차 시기가 될수록 선형적 증가양상을 나타냈다. 또한 자녀의 부정적 정서와 부부갈등이 높은 집단은 양육 스트레스의 증가가 느리게 진행되며, 자녀의 부정적 정서와 부부갈등이 낮은 집단은 시간이 지남에 따라 양육 스트레스의 증가가 빠르게 진행되는 것과 같이 양육 스트레스의 초기값과 변화율의 변량이 유의하게 나타나서 어머니의 양육 스트레스의 수준이 초기 시기에도 다양할 뿐 아니라, 시간이 지남에 따라 어머니가 처한 상황이나 환경, 즉 자녀의 부정적 정서성과 부부갈등과 같은 변인에 따라 양육 스트레스의 변화는 차이가 있다는 점을 보여주었다. 즉, 변화율에 영향을 주는 변인은 자녀의 부정적 정서성과 부부갈등과 같은 맥락변인이 양육 스트레스의 증가에 영향을 미치는 중요 변인임을 나타내며, 어머니 양육 스트레스의 변화율에는 상당한 개인차가 존재하므로, 후속연구에서는 Chang과 Fine(2007)의 연구와 같이 다양한 양상을 좀 더 하위범주로 분류해 볼 수 있는 잠재계층(Latent Class)모형에 근거한 하위범주에 대한 후속연구도 기대해 볼 수 있을 것이다.
어머니의 양육 스트레스가 1차년도부터 4차년도까지 증가한다는 본 연구의 결과는 선행연구와 유사한 양상을 나타내고 있다(Choi, et al., 2013). 그런데, 이같은 결과는 미국 표본을 대상으로 14개월부터 36개월 시기까지의 양육 스트레스의 변화를 연구한 결과와는 상반된다(Chang & Fine, 2007; Mulsow, et al., 2002). Belsky (1984)는 자녀의 발달단계에 따라 양육자에 대한 요구도가 달라지므로, 영아의 연령에 따라 양육 스트레스는 변화가 있을 수 있다고 하였고, Park(2014)은 1990년대 이후 자녀는 교육투자 대상이므로, 자녀교육에 대한 투자가 집중하고 점차 전문화되면서, 이같은 투자가 미흡하다고 생각하면, 부모의 죄책감이 심해진다고 하였다. Baek(2015)은 우리나라의 무상보육은 저출산을 극복하기 위한 방안의 일환으로서 정책의 초점이 가정의 육아 부담을 경감시키고 국가의 돌봄에 대한 사회적 책임을 이행하는 데 있는 것으로 분석하고 있으나, 사실상 취업부모의 일-가정 양립에 관한 선행 연구들(Kim, et al., 2013; Kim, et al., 2014; Kim, Kim, & Chung, 2013)에 따르면 이같은 목적이 달성되지 못하고 있는 상황이다. 누구에서 더 많은 정책적 지원을 해야 하는가에 대한 정책의 설계는 영유아와 그들의 부모에 대한 종단 연구에 근거해야 하지만, 지금까지는 그렇지 못하면서 보육정책이 정치적 포퓰리즘에 따라 결정되었다해도(Baek, 2015), 미래 보육정책은 보다 정밀하게 설계된 아동학 연구에 근거해 할 것이다. 또한 본 연구와 Lee(2014b)의 연구에서 나타나고 있는 양육 스트레스의 증가 양상이 우리나라의 자녀에 대한 가치변화와 동반된 문화적 현상인지는 추후 5차년도 추이를 살펴보는 후속연구를 통하여 보다 명확히 밝혀야 할 것이다.
영유아기 자녀를 가진 어머니의 양육 스트레스의 변화를 예측하는 변인들을 살펴본 결과, 양육 스트레스의 초기치를 예측하는 변인은 가구 소득, 자녀의 부정적 정서, 어머니의 우울과 부부갈등이었고, 변화율을 예측하는 변인은 자녀의 부정적 정서와 부부갈등으로 나타났고, 이는 저소득층만을 대상으로 한 Lee(2014b)의 결과와 일치한다. 또한 어머니의 가구소득은 양육 스트레스의 초기치에 영향을 주는 변인이었으며, 이는 월평균 가구소득이 양육 스트레스를 예측하는 변인이라는 선행연구의 결과(Choi & Pyun, 2014; Mulsow, et al., 2002)와 일치되고 있다. 자녀의 부정적 정서성은 어머니 양육 스트레스의 초기치와 변화율에 영향을 주는 변인이었는데, 이는 영유아의 기질과 양육 스트레스에 관한 연구(Lipscomb, et al., 2011)와 일치된다. 특히, 자녀의 부정적 정서성과 양육 스트레스가 초기치에서 정적 관련성을 갖는 점 뿐 아니라, 영아의 부정적 정서성과 양육 스트레스의 변화율 증가가 더디게 나타나는 양상도 선행연구(Lipscomb, et al., 2011)와 일치된다. 까다로운 기질을 가진 자녀의 경우, 어머니의 양육 스트레스가 생후 초기 시기에 많다는 Crnic과 Booth(1991) 결과를 감안해 보면, 시간이 지남에 따라 자녀가 까다로와도, 어머니도 현실적 적응력이 높아지고 다양한 대처능력이 갖추어지는 것이라 생각된다.
본 연구결과, 어머니의 1차 시기의 우울과 어머니가 지각한 부부갈등의 정도는 어머니 양육 스트레스의 초기치에 영향을 주는 변인으로 밝혀졌는데, 이는 어머니의 양육 스트레스에 대한 개입과 중재에 있어서 어머니의 정신건강 뿐 아니라 배우자를 포함한 가족에 대한 개입이 중요함을 확인시켜준 결과라 할 수 있다. 소득이 낮고, 우울하며, 부부갈등이 심한 가족을 가진 어머니는 양육 스트레스가 높고, 이로 인하여 양육행동이 영향받을 뿐 아니라 직접적으로 또래에게 방해를 야기한다면, 양육 스트레스를 감소시킬 수 있는 가족의 정신건강 증진 서비스, 어머니의 양육행동을 돕기 위한 부모교육 서비스와 유아기 또래 괴롭힘 예방서비스와 정책은 보다 유기적으로 연결시켜서 진행되어야 할 것이다.

2. 어머니 양육 스트레스의 종단적 변화와 예측 변인이 양육행동과 또래 방해행동에 미치는 영향

본 연구에 의하면 1차시기의 가구소득, 부정적 정서, 어머니 우울과 부부갈등은 초기값에 영향을 주며, 영아의 부정적 정서와 부부갈등의 변화는 양육 스트레스의 증가에 영향을 미치게 되며, 이 같은 전체 양육 스트레스 모형은 양육행동은 부정적이며, 이는 5차 시기의 또래 방해행동에 영향을 주는 것으로 나타났다. 이론적으로 볼때 자녀의 기질과 양육행동에 관한 이중위험 모형(dual risk model)과 차별 취약성 모형(differential susceptibility model)이 비교되는데(Belsky, Bakermans-Kranenburg, & Van IJzendoorn, 2007), 후속 연구에서는 영유아의 유전적 특성과 태내 환경과 같은 생의 초기 특성을 포함하고 아동기 외현화 문제와 내재화 문제 뿐 아니라(Rhoades, et al., 2011), 청소년기까지의 보다 장기적 추적을 통하여 까다로운 기질, 부모의 행동과 청소년의 비행, 진로발달, 성인기 직업 적응과 노년기 삶의 질까지의 관계를 생애발달 관점에서 파악하는 것이 필요할 것이다.
또한 유전과 환경의 상호작용 모델에서 강조하는 유아기의 공유된 환경요인으로서의 보육 정책과 보육 서비스가 영유아 초기 환경은 유전적 성향 못지 않게 자녀의 미래 발달에 중요한 역할을 하므로, 이에 대한 후속연구도 필요할 것이다. 예컨대, McCartney 등(2010)은 단순히 어린이집에서 보내는 시간이 더 길수록 자녀의 외현화 행동은 증가하는 것이 아니라, 양육과 관련된 다양한 맥락변인의 영향이 보육의 효과를 조절한다고 하였다. 어머니의 양육 스트레스와 가구소득, 영아의 부정적 정서성, 어머니의 우울과 부부갈등과 같은 어머니, 자녀 및 가족 변인은 이같은 보육의 효과에 영향을 줄 수 있는 생태학적 환경요인이 될 수 있으므로, 통제 변인이 포함된 추후 연구도 필요하며, 단순히 저출산 극복을 위한 경제적 차원의 정책이 아니라, 어머니의 양육 스트레스와 예측변인은 어머니의 양육 행동과 미래 공격성 발달에 영향을 주는 또래 방해행동에 영향을 미치므로, 가족지원 서비스와 유아기 인성발달을 함께 증진시킬 수 있는 어머니의 양육 스트레스 감소와 긍정적 양육행동을 지원 서비스가 또래 괴롭힘 예방이나 유아의 사회성 증진을 위한 서비스와 함께 고려되어야 할 것이다.
본 연구에서는 이같은 양육 스트레스의 변화와 양육행동은 또래 방해행동에 영향을 주었는데, 이같은 결과가 시사하는 바는 조기개입 서비스에 있어서 대상 영유아뿐 아니라 그 가족에 대한 서비스가 보다 체계적으로 맞춤형 통합이 되어야 한다는 것을 나타내고 있는 것이라 볼 수 있다. 그간 위 스타트나 희망 스타트와 같은 영유아보육이나 교육복지 개념에서 수행되어 온 포괄적 서비스는 두 세대 접근, 세대간 중점 서비스라는 측면에서 진정한 통합이 아니었다. 즉 미국의 헤드 스타트, 영국의 슈어 스타트와 호주의 베스트 스타트는 아동의 긍정적 발달을 위하여 가족을 한 단위로 하여 부모교육 및 참여를 모든 프로그램마다 강조하고 있으며, 우리나라 희망스타트 사업 이후 2008년부터 드림스타트사업으로 확대되고 있는데, 빈곤세습의 고리를 단절하고 어머니의 양육 스트레스 감소와 긍정적 양육행동 지원을 위하여 계속적으로 사례관리 체계가 확장되어야 할 것이다.
어머니의 양육 스트레스가 심하여 이같은 스트레스가 양육 행동에 부정적 영향을 주고, 이 같은 양육 행동이 유아의 또래 방해행동을 야기하는 상황이라면, 최근에 중시되고 있는 보육 정책의 근본 목적이 여성의 사회참여의 확대나 심각한 저출산 극복과 같은 사회경제적 담론 기반의 경제적 차원이 아니라, 유아의 긍정적 인성발달이라는 보다 사회정서적 차원이어야 하며, 보육정책의 목표가 힘들고 스트레스를 받고 있는 어머니를 대신할 수 있는 보다 정신적으로 건강한 대리 양육자를 제공함으로써 유아의 삶의 질을 향상시키는 목적이 덧붙여져야 할 것이다. 원래 보육정책은 크게 3가지로 분류할 수 있는데, 보육서비스 기반 확충 정책, 보육비용 경감 정책과 서비스 질 향상을 위한 정책이다(Baek, 2015). 원래 보육사업 초기에는 저소득층 자녀를 중심으로 보육료를 지원하다가, 참여정부의 새싹플랜 전후 정부는 보육의 공공성을 강조하면서 지원 대상자를 확대하였다. 현재 보육재정 논란을 일으키고 있는 무상보육은 2012년에 시작되었는데, 이는 정부의 중장기 보육계획에 따른 수순이 아닌 정치적 판단에 의한 것이었으며, 무상보육의 확대로 일-가정 양립 지원이 눈에 띄게 나아진 상황도 아니다(Kim, et al., 2014; Kim, et al., 2015).
또한 본 연구에서와 같이 0-3세 영유아를 양육하고 있는 어머니의 양육 스트레스는 증가양상을 나타내고 있으며, 이같은 양육 스트레스가 어머니의 양육 행동을 바람직하지 못하게 만들면서 유아의 또래 방해행동을 초래하고 있다는 점은, 한국의 보육정책과 서비스의 방향을 좀 더 심각하게 재고해 보아야 할 것이라는 점을 시사하고 있다. 단지 경제적 차원의 정책 만이 아니라, 가족지원 서비스의 개발 및 제공과 유아기 인성발달 증진을 위한 지원시스템의 구축이 정책적으로 지원되어야 할 것이다. 즉, 또래방해행동이 아동기 공격성이나 또래 괴롭힘과 관련된다고 볼 때, 학교폭력 예방을 위해서 초, 중, 고교의 교육청 중심의 Wee 센터의 상담과 폭력예방은 보다 어린 시기에 해당하는 유아기에서부터 시작되어야 하며, 아동보호는 모성보호와 함께 진행되어야 할 것이다.
현재 아동학대 사례유형을 분석해 보면, 정서학대의 비율이 지속적으로 증가하고 있으며, 학대행위자 중 부모에 친부와 친모가 포함되어 있는데(Kim, 2014), 우울한 어머니를 가진 자녀는 정서적 방임상태에서 놓여질 가능성이 높기 때문에, 보육정책, 아동학대 예방정책과 학교폭력 예방정책은 모두 일반 아동의 가족 안에서 어떤 일이 벌어지는가를 좀 더 면밀하게 보면서, 영유아와 아동의 권리를 보호하는 차원에서 이루어져야 할 것이다. 따라서 현재 지자체에서 활발하게 이루어지고 있는 육아종합지원센터의 일반 영유아를 돕는 보육정책은 학대받는 아동을 위한 아동보호전문기관, 지역아동센터와 드림스타트의 기능을 포괄하는 아동종합복지센터의 기능을 강화하면서, 기존의 육아지원과 지지적 아동복지서비스를 포괄하는 제도와 정책이 마련되어야 할 것이다.

Figure 1
Figure 1
Research model
kjcs-36-4-209f2.tif
Figure 2
Figure 2
Estimates of parenting stress trajectories model
kjcs-36-4-209f2.tif
<Table 1>
Descriptive statistics (wave I)
N (%)
Mothers’ age (n = 2077) 19-25 year 99 (4.9)
26-30 year 791 (38.1)
31-35 year 919 (44.2)
36-40 year 251 (12.1)
41-46 year 20 (1.0)

Child’s sex (n = 2078) Male 1059 (51.0)
Female 1019 (49.0)

Mothers’ marital status (n = 2072) Unmarried 4 (0.2)
First marriage husband present 2041 (98.5)
First marriage no husband 23 (1.1)
Divorced 1 (0.0)
Separated 3 (0.1)

Mothers’ education (n = 2062) Middle school graduated 11 (0.5)
High school graduated 629 (30.5)
Junior college graduated 590 (28.6)
University graduated 716 (34.7)
Masters’ graduated 107 (5.2)
Doctor’s graduated 8 (0.4)
Missing 15 (0.7)

Sum of monthly household income (N = 2065) 0-150 ten thousand won 173 (8.4)
151-300 ten thousand won 1085 (52.5)
310-450 ten thousand won 466 (22.6)
451-600 ten thousand won 256 (12.4)
601-750 ten thousand won 47 (2.3)
800-1300 ten thousand won 37 (1.8)
<Table 2>
Variable characteristics
Minimum Maximum Skewness Kurtosis Mean Standard deviance
Parenting stress wave I (n = 1849) 10 47 .13 .05 27.42 6.19
Parenting stress wave II (n = 1887) 10 50 .08 .07 27.31 6.37
Parenting stress wave III (n = 1764) 10 48 .06 .35 28.11 6.38
Parenting stress wave IV (n = 1694) 10 50 -.01 -.01 28.17 6.48
Household income wave I (n = 2065) 0 1300 1,42 3.20 319.33 151.49
Negative emotionality wave I (n = 2044) 5 25 .39 .29 13.58 3.06
Maternal depression wave I (n = 1621) 6 30 1.53 2.54 9.13 3.86
Marital conflict wave I (n = 1858) 8 39 .68 .27 16.77 6.27
Parenting styles wave IV (n = 1697) 9 45 -.23 .74 33.66 4.33
Peer Interruptive behaviors wave V (n = 1663) 16 41 .05 -.71 28.78 5.61
<Table 3>
Latent growth model fit of parenting stress
모형 χ2 df TLI CFI RMSEA
Non change model 149.2 8 .954 .953 .091
Linear change model 28.8 5 .984 .992 .047
Second order functional model 14.4 1 .956 .996 .079
<Table 4>
Latent growth model estimates of the conditional model
Mean
Variance
Covariance
Intercept Slope Intercept Slope
Parenting stress 27.28*** 0.29*** 26.03*** 1.53*** -1.50***

*** p < .001.

<Table 5>
Estimates of parenting stress trajectories model
Intercept Non-standardized Estimates (S.E) Standardized Estimates Slope Non-standardized Estimates (S.E) Standardized Estimates
Household income Wave I -.714 (.261)** -.065 Household income Wave I -.082 (.103) -.030
Negative emotionality Wave I .306 (.039)*** .189 Negative emotionality Wave I -.057 (.015)*** -.143
Maternal depression Wave I .211 (.037)*** .154 Maternal depression Wave I .001 (.014) .003
Marital conflict Wave I .356 (.020)*** .442 Marital conflict Wave I -.036 (.008)*** -.180

Parenting style Wave IV -.443 (.021)*** -.492 Parenting style Wave IV -1.538 (.130)*** -.422

Non-standardized Estimates (S.E.) Standardized Estimates
Parenting style Wave IV → Peer Interruptive Behavior Wave V -.098 (.042)* -.081

χ2 = 136.6***, TLI = .951, CFI = .975, RMSEA = .042

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

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