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Korean J Child Stud > Volume 39(6); 2018 > Article
부모의 스트레스 요소들과 양육행동: 전이, 교차전이 및 보상가설 검증

Abstract

Objectives

This study examined the dyadic relations between six parental stress factors (general stress, depression, marital satisfaction, marital conflict, family cohesion, family flexibility) and mothers’ and fathers’ parenting behaviors (warm parenting, controlling parenting).

Methods

Participants included 1,435 mother—father dyads. The participants were parents of 6-year-old children. Multilevel modeling analyses were conducted using the Actor–Partner Interdependence Model. The relations between mothers and fathers were examined in terms of the spillover, crossover, and compensatory hypotheses.

Results

Spillover was evident for general stress, depression, family cohesion, and family flexibility, as indicated by the negative actor effects of general stress and depression and by the positive actor effects of family cohesion and family flexibility on warm parenting behaviors. Crossover was evident for marital satisfaction and family flexibility. Marital satisfaction and family flexibility showed significantly positive partner effects on warm parenting behaviors. The compensatory hypothesis was supported in the case of marital conflict, as indicated by a positive partner effect between marital conflict and warm parenting behaviors. In addition, spillover hypotheses were supported for family cohesion and family flexibility as well as general stress. Positive actor effects on controlling parenting behaviors were found not only for general stress but also for family cohesion and family flexibility.

Conclusions

The results advance the literature on the associations between parents’ stress factors and parenting behaviors and on the interdependence between mothers and fathers.

Introduction

초등학교 1학년 시기는 아동의 학교생활 적응과 학업성취에 영향을 주는 매우 중요한 시기이다(Pianta, 2007). 이 시기에는 아동 뿐 아니라 부모 또한 새로운 역할과 환경에 변화하고 적응해야 한다(DeCaro & Worthman, 2011). 하지만 많은 부모들이 새로운 상황과 역할에 대한 부담과 불안이 있음에도, 부모들이 보이는 양육행동은 각기 다르게 나타난다(Kennedy, Cameraon, & Greene, 2012). 이 시기에 부모들이 어떤 양육행동을 보이느냐는 아동의 학교생활 적응 뿐 아니라 이후 또래 관계 같은 사회성 발달에도 크게 영향을 미친다(McCoy, George, Cummings, & Davies, 2013).
부모들의 양육행동을 구분 짓는 차원은 학자들에 따라 다양한 관점이 제시된 바 있는데, 일반적으로 한국에서는 크게 다음과 같은 두 가지 차원으로 양육행동을 구분 한다(Cho, Lee, Lee, & Kwon, 1999). 첫 번째 차원은 온정적 양육행동으로써 자녀에 대한 애정과 관심을 표현하고, 독립성을 격려하며, 양육을 즐겁게 수행하고, 자녀와의 의사소통 수준이 높은 양육행동을 의미한다(Cho et al., 1999). 두 번째 차원은 통제적 양육행동으로써, 자녀가 부모의 규칙과 기대에 따르도록 하며, 자녀에게 성숙한 행동을 요구하고, 자녀의 부적절한 행동을 규제하는 양육행동을 의미한다(Cho et al., 1999). 단, 이때 통제적 양육행동은 서양에서 사용되는 권위적 양육행동(authoritarian parenting)의 개념과는 상이한 개념이다. 자녀에 대한 권위적이고 지배적인 태도라기보다 가족의 조화와 원활한 가정운영을 위한 구조화된 통제, 즉 훈육의 개념이다(Cho et al., 1999; McCoy et al., 2013).
국내외 선행연구에 의하면 부모들의 양육행동은 우울이나 부부갈등 같은 가족체계 내의 스트레스 요소들과 깊은 관련이 있다(Chae & Kwak, 2017; McCoy et al., 2013; Nelson, O’Brien, Blankson, Calkins, & Keane, 2009). 일반적으로 가족체계 내의 스트레스 요소들이 적을 때 더 높은 수준의 온정적인 양육행동을 보이며 그 결과가 국내외에서 일관되게 나타난다(H.-S. Lee, 2017; McCoy et al., 2013; Nelson et al., 2009). 반면 통제적 양육행동은 가족체계 내의 스트레스 요소들과의 관계성이 국내외를 막론하고 연구마다 비일관적으로 나타난다(Chae & Kwak, 2017; Gonzales, Pitts, Hill, & Roosa, 2000; Krishnakumar & Buehler, 2000; Schoppe-Sullivan, Schermerhorn, & Cummings, 2007). 즉, 연구에 따라 가족체계 내의 스트레스 요소의 정도가 높을수록 더 높은 수준의 통제적 양육행동을 보인다는 결과를 보이거나(Coln, Jordan, & Mercer, 2013), 아무런 관계가 나타나지 않거나(McCoy et al., 2013), 오히려 낮은 수준의 통제적 양육행동을 보인다는 결과를 보였다(Schoppe-Sullivan et al., 2007). 이는 연구마다 통제적 양육행동의 조작적 정의가 다르게 구성되거나, 측정방법이 달랐기 때문일 수 있다. 더하여 지배적이고 권위적인 양육행동에 비해 훈육개념의 구조화된 통제는 그 특성이 분명하지 않아 그 관계성의 효과크기가 작았기 때문일 수도 있다(Krishnakumar & Buehler, 2000; Schoppe-Sullivan et al., 2007). 따라서 더 많은 연구들이 온정적 양육행동뿐 아니라 통제적 양육행동이 가족체계 내의 스트레스 요소들과 어떠한 관련성이 있으며, 그 이유는 무엇인지 구체적으로 살펴볼 필요가 있다.
가족체계이론(family systems theory)은 가족체계 내의 스트레스 요소들이 양육행동에 어떻게 영향을 미치는지 설명하는 데 매우 용이한 이론이다(Nelson et al., 2009). 가족체계이론에 의하면 가족은 한사람 이상으로 구성된 유기적 조직으로써, 가족은 구성원의 수, 성별, 세대, 흥미 등에 따라 다양한 하위 체계를 갖고 있으며, 구성원은 각 하위 체계 안에서 고유의 역할을 감당하고 있다(White & Klein, 2002). 예를 들어 부부와 자녀로 구성된 가족의 경우 부부하위체계, 부모하위체계, 부모-자녀하위체계가 있을 수 있다. 부부와 부모는 각 하위체계에서 동일한 구성원이지만 그 역할과 임무는 다르다. 부부하위체계에서 구성원들의 주요한 역할은 사랑과 친밀감이며 부모하위체계에서 구성원들의 주요한 역할은 자녀양육이다(Minuchin, 1985). 이러한 가족 하위체계는 서로 긴밀하게 영향을 주고받는다(Cox & Paley, 2003).
Erel과 Burman (1995)은 부부하위체계가 부모하위체계에 미치는 영향을 설명하기 위해Engfer (1988)의 전문용어를 사용해 전이, 교차전이, 및 보상가설을 언급하였다. 전이가설(spillover hypothesis)은 가족의 한 하위체계에서 발생한 감정이나 행동, 분위기는 다른 하위체계로 전이될 수 있음을 말한다(Erel & Burman, 1995). 부부하위체계에서 부부갈등 등으로 받는 스트레스는 부모하위체계에서 민감하거나 온정적이지 못한 양육행동을 일으킬 수 있다. 교차전이가설(crossover hypothesis)은 가족의 한 하위체계에서 구성원이 느낀 감정이나 행동이 다른 하위체계의 다른 구성원의 감정이나 행동에 영향을 미칠 수 있음을 말한다(Erel & Burman, 1995). 부부하위체계에서 불만족스러운 결혼생활로 인한 스트레스는 부모하위체계에서 배우자의 민감하거나 온정적이지 못한 양육행동을 일으킬 수 있다. 보상가설(compensatory hypothesis)은 가족의 한 하위체계에서 구성원이 부정적인 경험, 또는 감정의 결핍을 겪었을 때 이를 보상하기 위해 다른 하위체계에서 반대되는 경험과 감정을 추구하는 것을 말한다(Erel & Burman, 1995). 부부하위체계에서 사랑과 친밀함을 경험하지 못한 구성원은 부모하위체계에서 자녀를 통해서 이 필요를 채우려고 할 수 있다. 즉, 부부관계의 질이 낮은 부모는 자녀에게 더 온정적인 양육행동을 보일 수 있다.
지난 이십여년 간 국외에서는 이 가설을 입증하기 위해 실증적 연구들이 활발하게 이루어져왔다(Coln et al., 2013; Frankel, Umemura, Jacobvitz, & Hazen, 2015; McCoy et al., 2013). 하지만 대부분의 연구는 어머니 또는 아버지 중, 한쪽의 스트레스와 양육행동에 초점을 맞추거나, 어머니와 아버지를 모두 포함시켜도 어머니와 아버지 스트레스의 값을 평균을 내거나 합산을 하여 측정하는 연구방법이 주를 이루었다. 그래서 연구모델들이 어머니와 아버지는 상호 간에 어떤 영향을 미치는지, 어머니와 아버지가 서로 영향을 미칠 때에 상대적인 영향력의 크기는 어떠한지 등을 명확히 알 수 없었다(Kenny, Kashy, & Cook, 2006). 하지만Cook과 Kenny (2005)가 자기-상대방 상호의존성 모델(Actor-Partner Interdependence Model [APIM])을 통해 두 명의 연구대상을 한 쌍으로 측정하는 연구방법을 개발한 뒤로 이를 이용하여 전이, 교차전이, 보상가설을 측정하려는 움직임이 일어났다. 특별히Nelson 등(2009)은 자기-상대방 상호 의존성 모델을 통해 부부체계 내의 가족 스트레스 요소들과 부모가 자녀의 부정적 감정을 대하는 양육행동 사이에 전이, 교차전이 및 보상가설이 입증됨을 밝혔다. 즉, 부모의 낮은 결혼만족도는 부모가 자녀의 부정적 감정을 인정해주는 긍정적인 양육행동을 감소시키는 역할을 한다는 것을 밝힘으로써, 전이가설을 입증하였다. 더하여 부모의 우울정도가 높을수록 배우자가 자녀의 부정적 감정을 인정해주는 긍정적인 양육행동을 더 많이 보였음을 밝히며 교차전이와 보상가설을 입증하였다. 또한 Ponnet, Van Leeuwen, Wouters와 Mortelmans (2015)는 부모의 높은 스트레스가 자녀와 열린 의사소통을 하는 긍정적 양육행동을 감소시킨 다는 것을 밝힘으로써, 전이가설을 입증하였다. 최근에는 Y.-E. Lee와 Brophy-Herb (2018)가 부부갈등이 높을수록 부모가 자녀의 감정을 지지해주지 못하는 부정적인 양육행동이 증가된다는 것을 밝힘으로써 전이가설을 입증하였다. 더하여 부부가 갈등을 건설적이고 긍정적인 방법으로 해결할 때 배우자가 자녀 감정을 지지해주지 못하는 부정적 양육행동을 적게 보인다는 사실을 밝힘으로써 교차전이가설도 입증하였다.
자기-상대방 상호의존성 모델을 이용하게 되면, 연구대상의 분석 단위가 어머니 또는 아버지 개인이 아닌 부모를 한 쌍으로 측정하기 때문에 더 명확하게 전이, 교차전이 및 보상가설을 측정할 수 있다(Kenny et al., 2006).Erel과 Burman (1995)의 전이가설은 자기-상대방 상호의존성 모델의 자기효과(actor effect: 쌍 내 한 구성원의 독립변인이 본인의 종속변인에 영향을 미치는 효과)로 입증할 수 있으며, 교차전이가설은 자기-상대방 상호의존성 모델의 상대방효과(partner effect: 쌍 내 한 구성원의 독립변인이 파트너의 종속변인에 영향을 미치는 효과)로 입증할 수 있다. 보상가설은 기대되는 방향과 반대되는 자기효과 또는 상대방효과가 나왔을 경우 입증할 수 있다. 그러므로 본 연구는 자기-상대방 상호의존성 모델을 활용하여 초등학교 1학년 시기의 부부체계 내에서 받는 스트레스 요소들(일반적 스트레스, 우울, 결혼만족도, 부부갈등, 가족 상호작용 중 응집성과 유연성)이 부모의 양육행동에 어떠한 영향을 미치는지를 알아보고자 한다.
국내 선행연구에 의하면 부모의 스트레스(H.-S. Choi, Yoon, & Yeon, 2016), 우울(C.-K. Kim & Cho, 2017; Yang, 2016), 낮은 결혼만족도(Chae & Kwak, 2017), 높은 부부갈등(H.-S. Lee, 2017), 낮은 가족의 균형적인 응집성과 유연성(Y.-H. Choi & Moon, 2017) 등 부부하위체계 내의 스트레스 요소들이 부모의 온정적이지 못하거나 통제적인 양육행동을 유발할 수 있음을 밝혔다. 국내 선행연구 중 최근의 몇몇 연구들(H.-S. Choi & Yeon, 2014; Yang, 2016)은 자기-상대방 상호의존성 모델을 사용하였으나 앞서 언급된 부부체계 내의 많은 스트레스 요소들의 상대적인 영향력을 한 번에 검증한 연구는 없었다. 또한 부부하위체계 내의 스트레스 요소들과 부모의 양육행동 간의 관계를 가족체계이론에 입각하여 전이 및 교차전이가설과 관련지어 설명하고 나아가 보상가설까지 입증한 국내연구는 아직까지 없는 것으로 판단된다. 그러므로 본 연구에서는 부부가 받는 스트레스 요소들이 온정적 양육행동에 미치는 영향과 통제적 양육행동에 미치는 상대적 영향력을 살펴봄으로써 한국에서도 이들 사이에 전이, 교차전이 및 보상가설이 입증될 수 있는지 확인하고자 한다.

연구문제 1

부부하위체계 내에서 부부가 받는 스트레스 요소들(일반적 스트레스, 우울, 결혼만족도, 부부갈등, 가족 상호작용 중 응집성과 유연성)이 부모하위체계 내의 부모 양육행동(온정적 양육행동 및 통제적 양육행동)에 미치는 전이효과, 교차전이효과, 또는 보상효과가 있는가?

연구문제 2

부부하위체계 내에서 부부가 받는 스트레스 요소들(일반적 스트레스, 우울, 결혼만족도, 부부갈등, 가족 상호작용 중 응집성과 유연성)이 부모하위체계 내의 부모 양육행동(온정적 양육행동 및 통제적 양육행동)에 미치는 전이, 교차전이 및 보상효과에 있어 부모 성별의 차이가 있는가?

Methods

연구대상

본 연구는 육아정책연구소에서 2014년 7월부터 11월까지 수집한 한국아동패널 7차 년도 자료를 이용하였다. 육아정책연구소는 2008년도부터 그해 출생한 신생아 2,150 가구(전체표본)를 대상으로 가족, 부부, 부모, 아동에 관련된 다양한 요소들의 변화를 추적해왔으며, 2014년도(7차)에는 전체 패널 대비 75.3%를 추적하여 1,620가구를 조사하였다(Korea Institute of Child Care and Education, 2016). 본 연구는 연구모델에 포함된 변인들의 결측치를 완전제거(listwise deletion)하여, 최종적으로 1,435 가구만 연구 분석에 사용하였다.
연구대상가구의 일반적 특성은 다음과 같다. 초등학교 1학년 아동의 평균 연령은 만 6.3세 즉 75.1개월(Min. 72개월∼Max. 79개월, SD = 1.41)이었으며, 성별은 남아 735명(51.2%), 여아 700명(48.8%)이었다. 어머니의 평균 연령은 만 36.8세(Min. 25세∼Max. 53세, SD = 3.67)였으며, 최종학력은 4년제 이상 대학교 졸업이 537명(37.4%)으로 가장 많았고, 고등학교 졸업이 421명(29.3%), 전문대 졸업이 392명(27.3%), 대학원 졸업이 81명(5.6%), 중학교 졸업이 3명(0.2%), 무학이 1명(0.1%) 순으로 나타났다. 어머니의 취업 및 학업 여부는 취업 중이거나 학업 중인 어머니가 633명(44.6%)이었고, 미취업 또는 미학업 중인 어머니가 786명(55.4%)이었다. 아버지의 평균 연령은 만 39.3세(Min. 25세∼Max. 55세, SD = 3.99)였으며, 최종학력은 4년제 이상 대학교 졸업이 603명(42%)으로 가장 많았고, 고등학교 졸업이 382명(26.6%), 전문대 졸업이 292명(20.3%), 대학원 졸업이 151명(10.5%), 중학교 졸업이 7명(0.5%) 순으로 나타났다. 아버지의 취업 및 학업 여부는 취업 중이거나 학업 중인 아버지가 1372명(95.5%)으로 미취업 또는 미학업 중인 아버지(63명, 4.4%)보다 월등히 많았다. 월평균 가구소득은 평균 446만원(Min. 100만원∼Max. 2500만원, SD = 200.24)이었다.

연구도구

부부가 받는 일반적 스트레스

부부하위체계 내에서 부부가 받는 스트레스 요소 중 하나로 어머니와 아버지가 받는 일반적 스트레스 정도를 알아보았다. 본 연구는 부모하위체계가 아닌 부부하위체계 내의 스트레스 요소들의 영향력을 알아보는 것이 목적이므로 양육스트레스가 아닌 일반적 스트레스 정도를 알아보았다. 이를 위해 한국아동패널 연구진은 7차년 연구에서 부모가 각각 4점 리커트 설문지 1문항을 작성하도록 하였다(전혀 스트레스를 받지 않는다 [1점], 스트레스를 많이 받는다 [4점]). 점수가 높을수록 일반적 스트레스 정도가 높음을 의미하였다.

부부의 우울

어머니와 아버지의 우울정도를 알아보기 위해Kessler과 동료들(2002)이 제작한 우울 척도(Kessler Screening Scale for Psychological Distress [K6])를 한국아동패널 연구진이 번역한 것을 사용하였다. 본 척도는 부모가 각각 5점 리커트 설문지 6문항을 작성하는 형식으로 측정되었으며(전혀 안 느낀다[1점], 항상 느낀다 [5점]), 평균점수가 높을수록 우울정도가 높음을 의미하였다. 우울의 문항으로는 “불안하셨습니까?”, “너무 슬퍼서 뭘 해도 기운이 나지 않으셨습니까?”, “자기 자신이 가치 없는 존재라고 느끼셨습니까?” 등이 있었다. 어머니가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 Cronbach’s α = .92, 아버지가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 Cronbach’s α = .93이었다.

부부의 결혼만족도

어머니와 아버지의 결혼만족도를 알아보기 위해 Nicols, Schumm, Schectman과 Grigsby (1983)가 제작한 Revised-Kansas 결혼만족도 척도를 H. Chung (2004)이 한국 문화에 맞게 수정한 척도를 사용하였다. 한국아동패널 7차년 자료에서는 부모가 각각 4점 리커트 설문지 4문항을 작성하는 형식으로 측정되었으며(전혀 만족하지 않는다[1점], 매우 만족한다 [4점]), 평균점수가 높을수록 결혼만족도가 높음을 의미하였다. 결혼만족도의 문항으로는 “귀하는 배우자로서 남편(아내)에 대하여 얼마나 만족하십니까?”, “귀하는 결혼생활에 얼마나 만족하십니까?”, “귀하는 남편(아내)과의 관계에 대해 얼마나 만족하십니까?” 등이 있었다. 어머니가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 Cronbach’s α = .93, 아버지가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 Cronbach’s α = .93이었다.

부부간의 갈등

어머니와 아버지 간의 갈등 정도를 알아보기 위해 Markman, Stanley와 Blumberg (1994)가 제작한 부부갈등 척도를 H. Chung (2004)이 수정한 것을 사용하였다. 본 척도는 부모가 각각 5점 리커트 설문지 8문항을 작성하는 형식으로 측정되었으며(전혀 그렇지 않다[1점], 매우 그렇다 [5점]), 평균점수가 높을수록 갈등이 높음을 의미하였다. 부부갈등의 문항으로는 “사소한 말다툼이 큰 싸움으로 변해 서로 욕설하고 비난하며, 과거의 잘못을 다시 들추면서 싸운다.”, “배우자는 나를 존중하지 않는 것 같다.”, “우리는 다투면 더 이상 이야기하고 싶지 않아 그 자리를 피해버린다.” 등이 있었다. 어머니가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 Cronbach’s α = .93, 아버지가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 Cronbach’s α = .92였다.

부부가 인지하는 가족응집성과 가족유연성

어머니와 아버지가 인지하는 가족응집성과 가족유연성을 알아보기 위해Olson (2010)이 제작한 척도(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scale IV [FACES IV])에서 균형적인 응집성(balanced cohesive)과 균형적인 유연성(balanced flexibility)이란 하위 척도를 한국아동패널 연구진이 번역한 것을 사용하였다. 한국아동패널 7차년 자료에는 가족응집성 7문항, 가족 유연성 7문항으로 구성되었다. 본 척도는 부모가 각각 5점 리커트 설문지를 작성하는 형식으로 측정되었으며(전혀 그렇지 않다 [1점], 매우 그렇다 [5점]), 평균점수가 높을수록 건강하고 균형적인 가족 응집성과 유연성이 높음을 의미하였다. 가족응집성의 문항으로는 “우리 가족은 중요한 결정을 할 때 서로 의논한다.”, “우리 가족은 힘들 때 서로 도와준다.”, “우리 가족은 친밀하면서도 개별적인 균형감을 유지하고 있다.” 등이 있으며, 가족유연성의 문항으로는 “우리 부부는 동등한 주도권을 가지고 있다.”, “우리 가족은 분명한 규칙과 역할을 가지고 있다.”, “우리 가족은 문제가 생길 때 서로 절충하고 타협한다.” 등이 있다. 어머니가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 가족응집성 Cronbach’s α = .88, 가족유연성 Cronbach’s α = .82이며, 아버지가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 가족응집성 Cronbach’s α = .89, 가족유연성 Cronbach’s α = .84였다.

부모의 양육행동

어머니와 아버지의 양육행동을 알아보기 위해 한국아동패널 연구진이 자체 제작한 부모양육행동척도를 사용하였다. 이 척도는Cho 등(1999)Baumrind (1991)의 이론을 바탕으로 제작한 척도의 문항을 참조하였다. 한국아동패널 7차년 자료에는 온정적 양육행동 6문항, 통제적 양육행동 6문항으로 구성되었다. 본 척도는 부모가 각각 5점 리커트 설문지를 작성하는 형식으로 측정되었으며(전혀 그렇지 않다[1점], 매우 그렇다 [5점]), 평균점수가 높을수록 해당영역 양육행동의 정도가 높음을 의미하였다. 온정적 양육행동의 문항으로는 “아이의 의견을 존중하고 표현할 수 있게 한다.”, “아이와 이야기해주고 놀아준다.” 등이 있으며, 통제적 양육행동 문항으로는 “가정교육을 위해 아이의 행동을 제한한다.”, “지켜야할 규칙, 규율을 세우고 아이가 지키도록 한다.” 등이 있다. 어머니가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 온정적 양육행동 Cronbach’s α = .87, 통제적 양육행동 Cronbach’s α = .74이며, 아버지가 보고한 문항의 내적일관성 신뢰도는 온정적 양육행동 Cronbach’s α = .87, 통제적 양육행동 Cronbach’s α = .79였다.

자료 분석

연구변인들의 특성을 파악하기 위해 빈도분석, 기술통계 및 상관분석을 실시하였다. 어머니와 아버지 변인 간에 차이가 있는지를 알아보기 위해 대응표본 t 검정(paired samples t-test)을 실시하였다. 연구문제를 해결하기 위해 SPSS 23을 이용하여 자기-상대방 상호의존성 모델(Actor-Partner Interdependence Model [APIM])을 적용한 다수준모델(Multi-Level Modeling [MLM])분석을 수행하였다(Kenny et al., 2006). 이를 위해 데이터는 Pairwise 구조로 재조직되었으며. 분석단위는 어머니 또는 아버지 개인이 아닌 어머니와 아버지로 이루어진 한 쌍이었다(Kenny et al., 2006).
자기-상대방 상호의존성 모델을 활용한 다수준모델 분석 시, 독립변수의 유형은 다음과 같다. 첫째, 한 쌍내에서 구성원의 측정값은 다르지만 평균값은 같은 쌍내변수(within-dyad variable)이다. 본 연구의 쌍내변수는 부모의 성별이었다. 둘째, 한 쌍내에서 구성원의 측정값은 같지만 쌍 간에는 다른 쌍간변수(between-dyad variable)이다. 본 연구의 쌍간변수는 아동의 성별이었다. 셋째, 쌍 내에서나 쌍 간에서 모두 다른 측정값을 갖는 혼합변수(mixed variable)이다. 본 연구의 혼합변수는 부부하위체계 내에서의 스트레스 요소들이었다. 부부하위체계 내에서 받는 스트레스가 부모양육행동에 미치는 전이, 교차전이, 보상효과가 부부 성별에 따라 어떻게 다른지를 알아보기 위하여 쌍내변수와 혼합변수의 상호작용도 검증되었다. 또한 종속변수는 자기의(actor’s) 부모양육행동이었다. 본 연구의 모델은 크게 두 가지로 첫 번째 모델은 종속변수가 자기의(actor’s) 온정적 양육행동이었고, 두 번째 모델은 종속변수가 자기의(actor’s) 통제적 양육행동이었다.
모든 연구모델의 첫 번째 분석 단계에서는 어머니와 아버지가 쌍내에서 구별 가능한 구성원들인지를 파악하기 위해 쌍의 구별가능성에 대한 검정들을 시행하였다. 어머니와 아버지는 성별이 다르므로 개념적으로는 당연히 한 쌍 내에서 구별가능한 구성원임에도 불구하고, 만약 성별이 측정도구의 응답에 영향을 미치지 않는다면 분석적으로는 구별되지 않은 구성원일 수 있다(Kenny et al., 2006). 이러한 경우에는 분석 시 부모를 구별되지 않은 구성원으로 처리하는 것이 더 정확한 결과를 나타낸다. 특별히 다음과 같은 경우에 어머니와 아버지가 성별이 다른 이성(異性)임에도 분석적으로 구별되지 않을 수 있다. 어머니와 아버지의 연구 변인들의 평균과 분산이 유의미한 차이가 없을 경우와 어머니와 아버지 연구변인들의 쌍이 개인 내 상관분석(intrapersonal correlation)과 대인 간 상관분석(interpersonal correlation)에서 유의미한 차이가 없을 경우이다. 심지어 어머니와 아버지의 연구변인들이 유의미한 평균 차이를 보였음에도 분산과 상관에 유의미한 차이가 없다면 구별되지 않은 구성원이라고 볼 수 있다. 이렇게 이성임에도 분석적으로는 구별되지 않은 구성원으로 나타날 경우에는 변인들의 평균 차이는 통제되어야 한다(Hahn & Dormann, 2013). 반면, 분석적으로도 부모가 구별된 구성원으로 나타날 경우에는 부모의 성별이 자기효과와 상대방효과에 어떠한 조절효과를 갖는지 살펴볼 필요가 있다(Kenny et al., 2006).
본연구의 모든 연구모델에는 앞서 언급한 쌍내, 쌍간, 혼합변수들과 쌍내와 혼합변수들의 상호작용변수들이 포함되었다. 더하여 각 연구모델에는 공변인으로 월평균 가구수입이 포함되었다. 이는 국내외 선행연구들이 가족스트레스모델(family stress model; Conger, Rueter, & Conger, 2000)을 바탕으로 가구수입은 가족구성원의 감정적 스트레스와 부부갈등 및 부부관계의 질에 영향을 미치는 주요한 변인임을 밝혔으며 아버지의 양육참여와 부모의 양육행동에도 밀접한 관련이 있음을 보고하였기 때문이다(M. Chung, Yee, & Park, 2013; Kwon, Rueter, Lee, Koh, & Ok, 2003; Y.-E. Lee & Brophy-Herb, 2018).

Results

연구변인들의 기초통계, 상관분석 및 대응표본 t 검정

연구변인들의 평균 및 표준편차는 Table 1에 제시되었다. 어머니와 아버지의 연구변인들의 평균을 비교한 대응표본 t 검정에서는 다음의 다섯 개의 변인들이 유의미한 평균 차이를 보이는 것으로 나타났다. 일반적 스트레스는 아버지가 어머니보다 유의미하게 높았으며(t (1432) = -2.70, p < .01), 우울정도는 어머니가 아버지보다 유의미하게 높았다(t (1432) = 2.43, p < .05). 결혼만족도와 가족의 균형적인 유연성은 아버지가 어머니보다 유의미하게 높았으며(t (1432) = -14.17, p < .001; t (1432) = -4.51, p < .001), 온정적 양육행동과 통제적 양육행동은 어머니가 아버지보다 유의미하게 높았다(t (1432) = 6.73, p < .001; t (1432) = 9.19, p < .001). 단, 주요 연구변인 중 부부갈등과 가족의 균형적인 응집성에서는 어머니와 아버지에게서 유의미한 차이가 나타나지 않았다(t (1432) = .46, p = .647; t (1432) = -.68, p = .495). Table 1은 어머니 연구변인들(대각선 아래)과 아버지 연구변인들(대각선 위) 간의 상관분석에 대한 결과도 제시하고 있다. 부부갈등(r = .65, p < .001), 가족의 균형적인 응집성(r = .56, p < .001)과 가족의 균형적인 유연성(r = .53, p < .001)은 어머니와 아버지 사이에 매우 높은 상관을 보였으며, 우울(r = .37, p < .001), 결혼만족도(r = .49, p < .001), 온정적 양육행동(r = .32, p < .001)은 어머니와 아버지 사이에서 중간 정도의 상관을 보였다. 일반적 스트레스(r = .21, p < .001)와 통제적 양육행동(r = .27, p < .001)에 있어 어머니와 아버지의 간에는 유의미하지만 상대적으로 낮은 상관을 보였다.

부부하위체계 내에서 부부가 받는 스트레스 요소들과 온정적 양육행동과의 관계

어머니와 아버지의 구별가능성

본 연구는 어머니와 아버지가 실증적으로 구별 가능한 구성원인지를 알아보기 위하여 구별가능성에 대한 검정들(omnibus test of distinguishability)을 통해 최대우도추정(maximum likelihood estimation)을 실시하였다(Table 2). 분석 결과는 ‘어머니와 아버지는 구별 가능한 구성원이 아니다.’라는 귀무가설을 기각함으로써 어머니와 아버지가 개념 뿐 아니라 분석적으로도 구별 가능한 구성원임을 나타내었다(χ2 (14) = 90.33, p < .001). 그래서 분석의 다음 단계로 전이, 교차전이 및 보상효과를 확인하고, 이에 더하여 그 효과들이 부모의 성별에 따라 어떤 조절효과를 갖는지도 알아보았다.

전이, 교차전이 및 보상효과

종속변인이 온정적 양육행동인 연구모델에서는 부부하위체계 내의 스트레스 요소들과 온정적 양육행동과의 관계에 있어 전이효과, 교차전이효과, 보상효과가 모두 나타났다.
첫째, 부부하위체계 내의 일반적 스트레스, 우울, 가족의 균형적인 응집성, 가족의 균형적인 유연성 변인은 온정적 양육행동과의 관계에서 자기효과(actor effects), 즉 전이효과(spillover effects)가 나타났다(Table 2). 이것은 어머니 또는 아버지의 일반적 스트레스와 우울이 높을수록, 가족의 균형적인 응집성과 가족의 균형적인 유연성이 낮을수록 어머니 또는 아버지 자신의 온정적 양육행동이 감소됨을 의미한다. 특별히 부모 성별은 우울이 온정적 부모양육행동에 미치는 자기효과의 유의미한 조절 변인이었다. 이를 Simple slope test에서 자세히 살펴보면 어머니의 우울이 어머니의 온정적 부모양육행동에 미치는 전이효과(b = -.12, p < .001)가 아버지의 우울이 아버지의 온정적 부모양육행동에 미치는 전이효과(b = -.04, p = .068)보다 컸다(Table 3).
둘째, 결혼만족도와 가족의 균형적인 유연성 변인은 상대방효과(partner effects), 즉 교차전이효과(crossover effects)가 나타났다(Table 2). 이것은 어머니 또는 아버지가 느끼는 결혼만족도와 가족의 균형적인 유연성이 높을수록 배우자의 온정적 양육행동이 증가됨을 의미한다. 하지만 부모 성별은 이러한 교차전이효과에 유의미한 조절변인이 아니었다.
셋째, 흥미롭게도 부부간의 갈등 변인은 배우자의 온정적 양육행동과의 관계에서 교차전이효과 뿐 아니라 보상효과(compensatory effects)가 나타났다. 이는 어머니 또는 아버지가 부부갈등이 높다고 생각했을 때 배우자의 온정적 양육행동이 증가됨을 의미한다. Simple slope test에서 이를 더 자세히 살펴보면 어머니가 부부갈등이 높다고 생각했을 때 아버지의 온정적 양육행동에 미치는 보상효과(b = .10, p < .001)가 아버지가 부부갈등이 높다고 생각했을 때 어머니의 온정적 양육행동에 미치는 보상효과보다 더 큼을 알 수 있다(b = -.02, p > .05)(Table 3).
주요 연구변인 외에도 가구수입과 부모의 성별은 부모의 온정적 양육행동에 유의미한 영향을 미쳤다. 즉, 가구수입이 높을수록 부모들은 온정적 양육행동을 보였으며, 아버지들보다 어머니들이 더 온정적인 양육행동을 보였음을 의미한다. 온정적 양육행동이 종속변인인 모델의 전체적인 설명력은 29%였다(Pseudo R2 = 0.29, χ2 (27) = 906.45, p < .001).
부부하위체계 내에서 부부가 받는 스트레스 요소들과 통제적 양육행동과의 관계

어머니와 아버지의 구별가능성

종속변수를 부모의 통제적 양육행동으로 둔 연구모델에서도 어머니와 아버지가 실증적으로 구별 가능한 구성원인지를 알아보기 위하여 구별가능성에 대한 검정들을 통해 최대우도추정을 실시하였다(Table 4). 분석결과는 종속변수를 부모의 온정적 양육행동으로 둔 연구모델과 유사하게 어머니와 아버지가 개념 뿐 아니라 분석적으로도 구별 가능한 구성원임이 증명되었다(χ2 (14) = 113.68, p < .001). 그래서 본 연구모델에서도 분석의 다음 단계로 전이, 교차전이 및 보상효과를 확인하고, 이에 더하여 그 효과들이 부모의 성별에 따라 어떤 조절효과를 갖는지 알아보았다.

전이, 교차전이 및 보상효과

종속변인이 통제적 양육행동인 연구모델에서는 부부하위체계 내의 스트레스 요소들과 통제적 양육행동과의 관계에 있어 전이효과, 교차전이효과, 보상효과 중 전이효과만 나타났다.
부부하위체계 내의 일반적 스트레스, 가족의 균형적인 응집성과 가족의 균형적인 유연성 변인은 통제적 양육행동과의 관계에서 자기효과(actor effects), 즉 전이효과(spillover effects)가 나타났다(Table 4). 관계를 자세히 살펴보면 어머니 또는 아버지의 일반적 스트레스가 높을수록 어머니 또는 아버지 자신의 통제적 양육행동이 증가했다. 부모의 성별은 이 전이효과에 유의미한 조절변인이 아니었다. 또한 어머니 또는 아버지가 가족의 균형적인 응집성과 가족의 균형적인 유연성이 높다고 생각할수록 어머니 또는 아버지 자신의 통제적 양육행동이 증가했다. 부모의 성별은 이 전이효과에도 유의미한 조절변인은 아니었다.
주요 연구 변인 외에도 아동성별은 부모의 통제적 양육행동에 유의미한 영향을 미쳤다. 부모는 여아보다 남아에게 통제적 양육행동을 더 많이 보였다. 통제적 양육행동이 종속변인인 모델의 전체적인 설명력은 6%였다(Pseudo R2 = 0.06, χ2 (27) = 174.49, p < .001).

Discussion

본 연구는 초등학교 1학년의 자녀를 둔 어머니와 아버지가 부부하위체계 내에서 받는 스트레스 요소들이 부모의 양육행동에 어떠한 전이효과, 교차전이효과, 보상효과를 미치는지 알아보았다. 각 효과들을 알아보기 위해 한국아동패널 7차 년도 자료를 자기-상대방 상호의존성 모델을 통해 다수준모델 분석을 하였고, 상호작용 분석 방법을 이용하여 각 효과들에 있어서 부모 간에 어떠한 차이가 있는지를 알아보았다. 이는 부모 쌍내 변수와 부모 쌍간 변수, 부부하위체계 내에 있는 스트레스 요소들을 혼합변수로 하여 어머니와 아버지의 변인들이 어떻게 상호 관련되어 있는지를 알아보았다는 점에서 의의가 있다. 연구 결과에 대한 논의 및 제언은 다음과 같다.
첫째, 부부하위체계 내의 스트레스 요소 중 일반적 스트레스, 우울, 가족의 균형적인 응집성, 가족의 균형적인 유연성 변인은 부모의 온정적 양육행동에 전이효과가 있었다. 즉, 어머니 또는 아버지의 일반적 스트레스와 우울이 높을수록, 가족의 균형적인 응집성과 균형적인 유연성이 낮을수록 자녀에게 보이는 온정적인 양육행동이 감소했다. 이는 부모의 스트레스와 우울, 가족의 균형적이지 않은 응집성과 유연성 정도가 온정적 양육행동에 부정적인 영향을 준다는 사실을 밝힌 국내외 선행연구의 결과들을 지지하는 결과이다(Y.-H. Choi & Moon, 2017; C.-K. Kim & Cho, 2017; H.-S. Lee, 2017; Ponnet et al., 2015). 더하여 본 연구는 선행연구에서 나아가 자기-상대방 상호의존성 모델을 통해 어머니와 아버지 우울이 미치는 상대적 영향력을 더 자세히 살펴볼 수 있었다. 국내의 선행연구들이 어머니와 아버지 우울을 각각 개별적으로 측정했을 때는 어머니와 아버지의 우울 모두 온정적 양육행동에 유의미하게 부적 영향을 미쳤다(C.-K. Kim & Cho, 2017; H.-S. Lee, 2017). 하지만 본 연구에서 부모 한 쌍을 분석단위로 했을 때 어머니와 아버지는 ‘이성’으로서 개념적인 정의뿐 아니라 분석적으로도 구별 가능한 구성원이었으므로, 어머니와 아버지의 상대적인 영향력도 살펴볼 수 있었다. 그 결과 어머니의 우울은 아버지의 우울 보다 본인의 온정적 양육행동에 유의미하며 더 큰 부적 전이효과가 나타났다. 이는 어머니와 아버지의 우울 모두가 온정적 양육행동에 유의미한 전이효과를 가져왔다는 결과를 밝힌Yang (2016)Yeon, Yoon과 Choi (2016)의 연구결과와는 상이하지만, 어머니의 우울이 아버지의 우울 보다 본인의 온정적 자녀와의 관계에 더 큰 부적 전이효과를 가져왔다는 Malmber와 Flouri (2011)의 연구 결과와는 일관된다. 본 연구 결과가Yang (2016)Yeon 등(2016)의 결과와 상이한 이유는 여러 가지가 있을 수 있으나, 특별히 연구대상의 차이와 연구모델의 차이가 가장 큰 영향을 미쳤을 것으로 보인다. 첫째,Yang (2016)Yeon 등(2016)의 연구에서는 부모의 자녀가 초등학교 입학하기 전의 유아들이었으나 본 연구에서는 부모의 자녀가 초등학교 1학년 학령기 아동들이었다. 둘째, Yang (2016)Yeon 등(2016)의 연구모델에서는 우울이라는 하나의 독립변인이 양육행동에 미치는 영향을 검증하였으나, 본 연구모델에서는 우울뿐 아니라 다섯 개 이상의 다른 스트레스 요소들이 양육행동에 미치는 상대적인 영향력을 검증하였다. 일반적으로 초등학교 1학년 자녀를 둔 부부의 스트레스 요소들은 여러 가지가 있으며, 그 요소들이 동시에 영향을 미친다는 점을 고려할 때 본 연구의 결과는 이전의 일부 연구들과는 다르지만 의미 있는 시사점을 안겨준다. 본 연구에서 초등학교 1학년 자녀를 둔 어머니의 우울은 아버지의 우울 보다 높은 수준을 보였으며, 어머니의 우울이 아버지의 우울보다 온정적 양육행동을 감소시키는데 직접적인 영향을 미쳤다. 이는 아마도 어머니가 자녀의 주 양육자로서, 아버지보다 자녀의 학교생활적응에 더 많은 신경을 쓰고, 그만큼 자녀의 새로운 환경 적응에 대한 불안감을 많이 가질 수 있기 때문이다.Jung (2006)에 의하면 대부분의 어머니들은 자녀의 초등학교 입학을 앞두고 자녀를 잘 돌볼 수 없을 것 같다는 걱정과 불안감이 증폭했으며, 일부 어머니들은 불안감이 심하여 우울증 증세까지 보였다. 더하여 어머니와 아버지 우울의 차이는 자녀가 초등학교 1학년이 되는 시기의 어머니의 경력단절과도 깊은 관련이 있을 수 있다. D. I. Kim (2018)의 연구에 따르면, 2000년대 중반 이후로 미취학 영유아 자녀를 가진 어머니들의 경제활동은 점진적으로 증가했던 반면 초등학생을 자녀로 둔 30대 후반 및 40대 초반 어머니들의 경제활동은 점차 감소하는 경향을 보였다. 이는 결혼과 임신, 출산이라는 고비를 넘겨가면서 경제활동을 유지해 온 어머니들이 자녀가 초등학교 입학이후에는 더 이상 경제활동과 육아를 병행할 수 없는 현실을 반영하고 있다. 선행연구에 따르면 경력단절을 경험한 여성들은 경력단절 기간 동안 빠르게 변화된 기술을 따라가지 못하여 좌절감을 경험하고, 대인관계가 중단되어 소속된 집단에서 단절 및 고립감을 느낄 수 있으며, 이는 나아가 우울감을 증가시키고 자아존중감을 감소시킨다고 한다(Son, 2017). 이러한 경력단절 어머니들의 우울하고 불안정한 정서 상태는 자녀에게 보이는 온정적 양육행동 감소에 직접적 영향을 미칠 수 있는데, Um과 Yang (2011), Bang (2004)의 선행연구들이 이를 뒷받침한다. D. I. Kim (2018)은 지금까지의 한국 보육지원 정책이 미취학 자녀에 대한 지원에 초점을 맞추었으며 상대적으로 취학 자녀와 관련된 정책은 거의 없다고 비판하였다. 현재까지 국내에서 초등학교 1학년 시기에 어머니와 아버지가 보이는 우울 및 불안감의 차이를 비교하고, 그 원인과 영향을 심도 깊게 살펴본 연구는 없었다. 향후 연구는 자녀가 초등학교 1학년이 되는 시점에 어머니와 아버지의 우울감에는 어떠한 차이가 있으며, 이러한 우울감의 차이는 이 시점 어머니들의 경력단절과 어떠한 관련이 있는지 세밀히 살펴볼 필요가 있다. 이는 취학자녀와 관련된 정책을 모색하여, 어머니들의 심리 사회적 부적응을 막고 어머니들의 온정적 양육행동을 증가시켜, 나아가 취학 아동의 긍정적 사회·인지발달에 도움을 줄 것이다.
둘째, 부부하위체계 내의 스트레스 요소 중 결혼만족도와 가족의 균형적인 유연성은 부모의 온정적 양육행동에 교차전이효과가 있었다. 즉, 어머니 또는 아버지가 느끼는 결혼만족도와 가족의 균형적인 유연성이 낮을수록 배우자의 온정적 양육행동이 감소했다. 교차전이효과에서 특기할 점은 어머니의 결혼만족도가 아버지의 양육행동에 영향을 미치는 교차전이의 효과가 아버지의 결혼만족도가 어머니의 양육행동에 미치는 교차전이의 효과보다 더 컸다는 것이다. 이는Yang (2016)의 연구 결과와 일치하는데, 아마도 일반적으로 여자는 남자보다 긍정적인 감정 뿐 아니라 부정적인 감정도 많이 표현하게 때문일 수 있다(Brody & Hall, 1993; Gross & John, 1998). 즉, 어머니는 결혼만족도가 낮다고 느낄 때, 배우자에게 부정적 감정을 많이 표현하여 배우자의 양육에 더 크게 영향을 미쳤을 수 있다. 실제로 부부의 상호작용을 관찰한 이전의 연구들은 부부갈등이 있을 때 아내가 남편 보다 자신의 감정을 표현하려고 노력했으며, 부정적 감정을 더 많이 말로 표현하였음을 보고하였다(Burke, Weir, & Harrison, 1976). 반면 남자는 부부갈등이 있을 때 얼굴 표정을 더 억제하고, 눈을 마주치지 않거나, 경청을 하지 않는 모습을 보였다(Levenson, Carstensen, & Gottman, 1994). 하지만 본 연구에서는 어머니와 아버지가 스트레스를 받을 때 부정적인 감정표현을 어떻게 하는지에 대해서는 측정된 바가 없다. 따라서 향후에는 부부가 스트레스를 받을 때 그 스트레스를 서로에게 어떻게 표출하며, 이것이 양육행동에 어떤 영향을 미치는지에 대한 연구를 할 필요가 있다.
셋째, 부부하위체계 내의 스트레스 요소 중 어머니의 부부갈등 변인은 아버지의 온정적 양육행동에 교차전이효과와 보상효과가 있었다. 즉 어머니가 지각하는 부부갈등 정도가 높을수록 아버지의 온정적 양육행동이 증가되었다. 이 같은 결과는 어머니가 지각하는 부부갈등 수준이 높을수록 아버지의 온정적 양육행동이 감소되었다고 보고하는 선행연구들과는 상이한 결과이다(Margolin, Gordis, & Oliver, 2004). 하지만Erel과 Burman (1995)이 제시한 보상가설을 증명했다는 점에서 의의가 있다. 어머니의 부부갈등 수준이 높다고 느낄수록 아버지의 온정적 양육행동이 증가한 이유를 생각해 보면 다음과 같다. 먼저 위에서 언급된 바와 같이 어머니와 아버지의 감정 표현 차이에서 비롯되었을 수 있다. 여자들은 다양한 감정을 말로 자주 표현하는 반면, 남자들은 감정표현을 억제하는 경향이 있기 때문에 부부갈등 상황에서 어머니들은 아버지들보다 부정적인 감정을 배우자에게 더 표현했을 수 있다(Burke et al., 1976; Levenson et al., 1994). 어머니들이 부부갈등에 대한 부정적 감정을 배우자에게 표현했을 때, 아버지들이 아내의 부정적 감정을 완화시키기 위해서 또는 아내에게서 전이된 부정적 감정을 자녀와의 관계에서 보상받기 위해 자녀에게 더 온정적 태도를 보일 수 있다. 반면 아버지들은 부부간의 갈등 정도가 높다고 인식해도 부정적 감정을 배우자에게 표현하지 않음으로써 어머니의 양육행동에 영향을 미치지 않았을 수 있다. 또 다른 이유로는 삼각관계(triangulation) 또는 세대 간 연합(cross-generational coalitions)이 영향을 미쳤을 수 있다(Erel & Burman, 1995; Minuchin, Rosman, & Baker, 1978). 어머니는 남편과의 갈등 정도가 높다고 생각할수록 자녀와 더 안정된 연합을 이루어 가족체계의 균형을 이루었을 가능성이 있다. 실제로 Table 3에서는 어머니가 느끼는 부부갈등 정도가 높을수록 어머니의 온정적 양육행동이 유의미하게 증가했음이 확인된다. 이러한 어머니가 온정적 양육행동을 통해 자녀와 연합하는 모습을 본 아버지는 자녀와 적대적이 되지 않기 위해 더욱 자녀에게 온정적인 양육행동을 보였을 수 있다. 하지만 본 연구에서는 실제 삼각관계 또는 세대 간 연합 여부를 세밀히 측정하지 않았으므로 향후에는 어머니-아버지-자녀의 관계를 관찰법을 이용해 자세히 측정할 필요가 있다.
넷째, 부부하위체계 내의 스트레스 요소 중 일반적 스트레스는 부모의 통제적 양육행동에 전이효과가 있었다. 즉, 어머니 또는 아버지가 일반적 스트레스가 높을수록 자녀에게 통제적인 양육행동을 보였다. 더하여 부부하위 체계 내의 스트레스 요소 중 가족의 균형적인 응집성과 가족의 균형적인 유연성 또한 부모 자신의 통제적 양육행동에 전이효과가 있었다. 관계의 방향성을 자세히 살펴보면, 어머니 또는 아버지가 가족의 균형적인 응집성과 유연성이 높다고 생각할수록 자녀와의 관계에서 통제적 양육행동을 보였다. 이러한 결과는 통제적 양육행동의 부정적 측면, 즉 자녀의 자율성(autonomy)을 간섭하는 성향(intrusiveness)을 밝힌 국내외의 선행연구들과도 일치하는 결과이며, 통제적 양육행동의 긍정적 측면, 즉 자녀에게 행동규범을 가르치고 관리, 감독하는 성향(monitoring or supervising)을 밝힌 일부 선행연구들과도 일치하는 경향을 보인다(Coln et al, 2013; Schoppe-Sullivan et al., 2007). 이러한 결과가 나온 이유를 살펴보기 위해 본 연구에서 사용된 통제적 양육행동 척도의 문항들을 자세히 살펴볼 필요가 있다. 아마도 “나는 아이가 짜증내는 것을 받아주지 않는다.”, “나는 아이가 잘못 했을 때는 반드시 벌을 주고 반성하게 한다.”, “나는 아이가 내 말에 순종하도록 한다.”와 같은 심리적 통제(psychological control)에 관련된 문항들은 부모의 일반적 스트레스와 정적 상관이 높았을 것이다. 반면, “나는 아이가 어려도 엄격하게 예절을 가르친다.”, “나는 지켜야 할 규칙, 규율을 세우고 아이가 지키도록 한다.”, “나는 가정교육을 위해 아이의 행동을 제한한다.”와 같이 행동적 통제(behavioral control)에 관련된 문항들은 균형적인 가족 응집성(예: “우리 가족은 서로의 생활에 관심을 갖고 있다.”, “우리 가족은 각자의 관심사가 있어도 가족 행사, 활동에 참여한다.”) 및 균형적인 가족 유연성(예: “우리 가족은 분명한 규칙과 역할을 가지고 있다.”, “우리 가족의 훈육은 공정하다.”)과 정적 상관이 높았을 것이다(Barber, Stolz, Olsen, Collins, & Burchinal, 2005). Chao (1994)에 따르면 유교문화권 국가에서는 부모는 자녀에 대해 훈육하고 가르칠 책임이 있으며, 자녀는 부모를 존경하고 순종해야 한다는 인식이 있기 때문에, 통제적 양육행동에 대한 부정적 인식이 강하지 않다. 따라서 부모들이 자녀에게 규칙을 가르치고, 제한된 범위에서 행동을 통제하는 것을 가족의 균형적인 조화와 원활한 가정운영을 돕는 행동으로 해석했을 수 있다. 하지만, 본 연구의 가족의 균형적인 응집성 및 유연성과 부모의 통제적 양육행동은 부모 보고식 자료에 근거한 것이므로, 자녀가 지각하는 정도와 다소 차이가 있을 수 있다. 따라서 향후에는 부모의 통제적 양육행동과 가족이 균형적인 상호작용을 보다 객관적으로 측정할 수 있도록 다양한 측정방법을 사용하는 것이 요구된다.
본 연구는 한국아동패널 데이터를 이용해서 자녀가 초등학교 1학년 시기의 부부하위체계 내 스트레스 요소들이 부모하위체계 내의 부모 양육행동에 어떻게 영향을 미치는지 알아보았다. 따라서 연구 대상자 수가 많고 다양한 스트레스 요소들이 양육행동에 미치는 효과를 알아볼 수 있었다. 하지만 다음과 같은 한계점을 갖고 있다. 본 연구에 사용된 한국아동패널 자료의 변인들은 부모의 자기 보고 형식으로만 측정되어 부모가 사회적으로 바람직하게 여겨지는 문항에 답했을 가능성을 간과할 수 없다. 향후 연구들은 본 연구문제와 관련하여 관찰이나 면접과 같은 다양한 측정방법을 사용함으로써 보다 객관적인 결론을 제시할 수 있을 것이다. 또한 본 연구의 독립변인 중 부모의 일반적 스트레스는 단일 문항 척도로 측정되었다. 단일 문항 척도는 사용하기 간편하고 많은 연구 대상자에게 적용하기 쉬우며, 반응의 비율이 높고, 통계 처리에서도 효율적이라는 장점이 있다(de Boer et al., 2004). 하지만 단일문항만으로는 측정하고자 하는 상태를 충분히 표현할 수 없다는 단점이 있으므로 향후 연구들을 본 연구주제와 관련하여 다문항 스트레스 척도를 사용할 필요가 있다. 마지막으로 본 연구는 한 시점에만 변인들을 측정하여 그 관계를 살펴보았기 때문에, 초등학교 1학년 시기의 부모 스트레스 요소들이 양육행동에 미치는 전이, 교차전이, 보상효과의 분기별 변화과정을 살펴볼 수는 없었다. 향후 연구는 초등학교 1학년 시기의 분기별 변화과정을 살펴봄으로써 부모의 스트레스를 줄이기 위한 프로그램의 개입 시기를 분명히 할 수 있다.
이와 같은 한계점에도 불구하고, 본 연구는 부부하위체계 내에서 부부가 받는 스트레스 요소들이 온정적 양육행동과 통제적 양육행동에 미치는 전이, 교차전이 및 보상효과를 자기-상호 의존성 모델을 통해 구체적으로 살펴볼 수 있었다. 부부스트레스 요소가 부모 양육행동에 영향을 미칠 때 어머니와 아버지 간에 어떠한 차이가 있으며, 서로에게 어떻게 영향을 주는지 살펴보는 것은 앞으로 초등학교 1학년을 자녀로 둔 부모의 정신건강과 부부관계 및 자녀와의 상호작용에 관한 중재 프로그램의 질적 향상에 도움을 줄 것이다. 더하여 향후 자기-상호 의존성 모델을 이용한 국내 연구들이 가족체계이론에 입각하여 전이 및 교차전이효과 뿐 아니라, 보상효과까지도 검증하고 그 이유를 살펴보는 데 도움을 줄 것이다.

Conflict of Interest

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

Table 1
Descriptive Statistics and Correlations for Study Variables
1 2 3 4 5 6 7 8
1. General stress .21*** .43*** -.24*** .30*** -.23*** -.26*** -.19*** .03
2. Depression .49*** .37*** -.35*** .49*** -.42*** -.41*** -.30*** -.03
3. Marital satisfaction -.33*** -.42*** .49*** -.63*** .59*** .51*** .31*** .06*
4. Marital conflict .40*** .57*** -.69*** .65*** -.61*** -.55*** -.36*** -.04
5. Family cohesion -.28*** -.43*** .63*** -.63*** .56*** .83*** .52*** .11***
6. Family flexibility -.30*** -.43*** .60*** -.60*** .81*** .53*** .43*** .14***
7. Warm parenting -.24*** -.33*** .29*** -.30*** .41*** .54*** .32*** .14***
8. Controlling parenting .04 .00 .08** -.05 .15*** .14*** .14*** .27***
Fathers M (SD) 3.06 (.64) 1.87 (.74) 3.45 (.56) 2.11 (.76) 3.98 (.53) 3.60 (.57) 3.51 (.59) 3.30 (.56)
Min./Max. 1/4 1/5 1/4 1/5 1/5 1/5 1/5 1/5
Mothers M (SD) 3.00 (.62) 1.92 (.74) 3.22 (.64) 2.12 (.84) 3.97 (.55) 3.66 (.56) 3.63 (.54) 3.46 (.49)
Min./Max. 1/4 1/4.83 1/4 1/5 1/5 1/5 1/5 1/5

Note. Correlations between variables for mothers are below the diagonal. Correlations between variables for fathers are above the diagonal.

Correlations between variables for mothers and fathers are on the diagonal.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 2
Multilevel Model Predicting Warm Parenting Behavior
Variables Warm parenting
b β t (df)
Intercept 1.59*** .00 8.95 (1429)
Family income .00** .05 2.67 (1429)
Children’s gender -.00 -.01 -.34 (1429)
Parents’ gender -.63*** -.10 -4.26 (1429)
General stress Actor (A) -.04* -.05 -2.55 (2829)
Partner (P) -.01 -.01 -.36 (2828)
Depression A -.08*** -.10 -5.15 (2842)
P .02 .02 .99 (2842)
Marital satisfaction A -.02 -.02 -1.00 (2847)
P .09*** .10 4.21 (2847)
Marital conflict A .01 .01 .45 (2749)
P .04* .06 2.16 (2749)
Family cohesion A .17*** .16 5.18 (2801)
P -.01 -.01 -.19 (2801)
Family flexibility A .27*** .28 9.53 (2802)
P .06* .06 2.20 (2802)
General stress × Gender A .02 .03 1.39 (2638)
P -.03 -.03 -1.56 (2638)
Depression × Gender A .04* .05 2.46 (2467)
P -.01 -.02 -.90 (2467)
Marital satisfaction × Gender A -.00 -.00 -.04 (2608)
P .02 .02 .70 (2608)
Marital conflict × Gender A -.05* -.07 -2.38 (2270)
P .06** .08 3.07 (2270)
Family cohesion × Gender A .01 .01 .33 (2388)
P .04 .04 1.34 (2388)
Family flexibility × Gender A .05 .05 1.60 (2358)
P .02 .02 .54 (2358)
Pseudo-R squared 1 - (0.227437 / 0.322253) = 0.294
Testing pseudo-R squared χ2 (27) = 4739.826 - 3833.378 = 906.45, p < .001
-2 log likelihood 3833.38
Omnibus test of distinguishability χ2 (14) = 3923.711 -3833.378 = 90.33, p < .001

Note. Parents’ gender was coded father = 1, mother = -1; Children’s gender was coded boy = 1, girl = -1.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 3
Actor and Partner Effects for Fathers and Mothers
Variables Warm parenting
b β t (df)
Intercepts Father .96*** -.10 4.13 (1429)
Mother 2.22 .10 9.60 (1429)
General stress Actor (A) Father -.02 -.02 -.82 (1429)
Mother -.06** -.07 -2.68 (1432)
Partner (P) Father -.03 -.04 -1.32 (1432)
Mother .02 .02 .90 (1429)
Depression A Father -.04 -.05 -1.83 (1429)
Mother -.12*** -.16 -5.22 (1432)
P Father .00 .00 .03 (1432)
Mother .03 .04 1.36 (1429)
Marital satisfaction A Father -.02 -.02 -.71 (1429)
Mother -.02 -.02 -.69 (1428)
P Father .11*** .11 3.53 (1428)
Mother .07* .08 2.38 (1429)
Marital conflict A Father -.04 -.05 -1.43 (1433)
Mother .05* .08 2.04 (1430)
P Father .10*** .14 3.72 (1430)
Mother -.02 -.03 -.77 (1433)
Family cohesion A Father .18*** .17 3.66 (1428)
Mother .15** .15 3.49 (1431)
P Father .04 .04 .88 (1431)
Mother -.05 -.05 -1.06 (1428)
Family flexibility A Father .32*** .32 7.59 (1430)
Mother .23*** .23 5.50 (1430)
P Father .08 .08 1.94 (1430)
Mother .05 .05 1.11 (1430)

Note. Parent’s gender was coded father = 1, mother = -1.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 4
Multilevel Models Predicting Controlling Parenting Behavior
Variables Controlling parenting
b β t (df)
Intercept 2.21*** -.01 11.15 (1429)
Family income -.00 -.04 -1.89 (1429)
Childrens gender .02* .04 2.03 (1429)
Parents’ gender -.03 -.15 -.21 (1429)
General stress Actor (A) .05** .06 2.99 (2774)
Partner (P) .01 .02 .73 (2663)
Depression A .01 .02 .87 (2821)
P .00 .01 .24 (2750)
Marital satisfaction A .01 .01 .52 (2709)
P .03 .04 1.49 (2784)
Marital conflict A .03 .05 1.73 (2757)
P .01 .02 .64 (2752)
Family cohesion A .07* .07 2.07 (2696)
P .01 .01 .17 (2845)
Family flexibility A .11*** .12 3.71 (2751)
P .00 .00 .07 (2810)
General stress × Gender A .00 .00 .03 (2523)
P -.00 -.00 -.01 (2445)
Depression × Gender A -.02 -.02 -.89 (2331)
P .01 .01 .45 (2297)
Marital satisfaction × Gender A .00 .00 .15 (2426)
P -.02 -.02 -.64 (2475)
Marital conflict × Gender A .01 .01 .36 (2136)
P -.01 -.01 -.39 (2134)
Family cohesion × Gender A -.07 -.07 -1.79 (2211)
P .03 .03 .72 (2275)
Family flexibility × Gender A .06 .06 1.69 (2201)
P -.01 -.01 -.34 (2225)
Pseudo-R squared 1 - (0.26672 / 0.282375) = 0.055
Testing pseudo-R squared χ2 (27) = 4412.052 – 4237.558 = 174.49, p < .001
-2 log likelihood 4202.96
Omnibus test of distinguishability χ2 (14) = 4316.644 – 4202.963 = 113.68, p < .001

Note. Parents’ gender was coded father = 1, mother = -1; Children’s gender was coded boy = 1, girl = -1.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

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