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Korean J Child Stud > Volume 41(6); 2020 > Article
부모 공동양육의 양과 질을 반영한 잠재프로파일분석과 집단 간 사회인구학적 특성, 학령기 아동 정서조절능력의 차이

Abstract

Objectives

This study aimed to characterize multidimensional coparenting profiles based on the quantity and quality of coparenting. We also examined whether the sociodemographic factors differed amongst coparenting profiles and led to variations in emotion regulation ability in school-age children (7-9 years old).

Methods

Fathers and mothers of 1,038 families from the Panel Study on Korea Children (PSKC) across waves 7 to 10 were analyzed using latent profile analysis and the BCH method.

Results

Four subgroups with distinctive coparenting types were identified; ‘equal division-high quality group (Group 1)’ (n = 191, 18.40%), ‘mother does more-low quality group (Group 2)’ (n = 174, 16.76%), ‘mother does mostly-high quality group (Group 3)’ (n = 468, 45.09%), and ‘mother takes full charge-low quality (Group 4)’ (n = 205, 19.75%). Group 1 tended to have higher levels of mothers’ income, while Group 4 exhibited lower levels of parental education and household income. Group 2 had longer maternal working hours, while Group 3 were mostly single-earner families. Additionally, children of the two groups with low levels of coparenting quality (i.e., Group 2 and 4) exhibited significantly lower levels of emotion regulation ability during the early years in grade school.

Conclusion

This study highlighted the heterogeneous characteristics of subgroups with distinctive coparenting patterns and their associations with children’s emotional regulation ability. This study sheds light on the need to develop support systems that are specific to the unique needs of individual subgroups with distinctive coparenting patterns.

Introduction

양육과 아동발달에 관한 연구는 오랫동안 어머니만을 양육자로 고려해 왔다. 하지만 아버지의 양육참여와 여성의 유급노동 참여가 증가한 최근의 사회문화적 변화를 고려하면 양육과 아동발달에 관한 연구의 초점을 어머니로 한정하는 것은 현대 가족의 구조와 맥락을 제대로 반영하지 못하는 것이다(Cabrera, Volling, & Barr, 2018). 양육자로서 아버지의 존재를 상기한 아버지 양육 초기 연구에 이어 연구자들이 관심을 둔 것은 어린 자녀에 대한 ‘아버지 양육참여의 양’이다. 국내외 연구에서 아버지의 양육참여 정도는 아동의 인지적, 정서적, 사회적, 신체적 발달 등 다양한 영역에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Dubowitz et al., 2001; Nord & West, 2001; Stolz, Barber, & Olsen, 2005). 그러나 아버지 양육참여 증가를 위한 노력은 양적인 측면에 치중한 나머지 두 양육자의 ‘공동양육’ 측면에서의 논의가 부족했으며, 특히 공동양육의 질에 대한 논의는 거의 없었다. 이에, 본 연구에서는 공동양육의 양과 질을 나타내는 다양한 하위영역들을 이용하여 아동의 학령 전기인 6세 시기 한국 부모의 공동양육의 이질적인 유형을 구분하고, 이러한 집단 간에 사회인구학적 특성, 그리고 이후 학령기 아동(7-9세)의 정서조절 능력에 차이가 있는지를 분석하고자 한다.
앞서 언급하였듯이, 최근 증가하고 있는 아버지의 양육참여에 관한 연구의 한계는 양육을 아버지와 자녀 간 이자 관계(dyadic relationship)를 중심으로 파악하려 한다는 것이다(Margolin, Gordis, & John, 2001). 즉, 전통적으로 양육을 어머니와 자녀 중심으로 보았던 시각에서 어머니를 아버지로 대체한 것이다. 그러나 가족은 구성원들이 서로 연계되어 있는 하나의 체계(system)로 서로 영향을 주고 받는다(Minuchin, 1974). 특히 어머니와 아버지는 양육행동에 함께 참여하지 않는 순간에도 서로의 양육에 영향을 준다(Seo & Lee, 2014)는 점에서 이들의 양육실태를 동시에 파악하는 것이 무엇 보다 중요하다. 이러한 관점에서 도출된 개념이 ‘공동양육(coparenting)’이다(Van Egeren & Hawkins, 2004).
공동양육은 두 명의 부모가 아이에 대한 책임을 공유하며 양육과정에 협력하고 조율해나가는 것을 말한다(Feinberg, 2003). 이 과정에서 아버지와 어머니는 서로의 양육에 대해 지지하거나 협력적인 태도를 보이기도 하지만 갈등적이거나 상호 비난을 하는 경우도 있다. Feinberg (2003)는 공동양육을 적절하게 개념화하기 위해서 (1) 실제 양육분담 정도와 양육분담의 공평성 정도, (2) 양육상황에서 의견의 일치 혹은 불일치 정도, (3) 서로의 양육행동에 대한 지지 혹은 비난 정도, 그리고 (4) 가족 내 상호작용 태도와 같은 요소가 모두 고려되어야 한다고 주장하였다.
구체적으로 공동양육의 양은 다양한 양육상황에 어머니와 아버지가 어떻게 양육분담을 하는지로 확인할 수 있다. Lamb (2000)은 양육활동의 영역을 접근성, 직접참여, 책임성의 3가지로 구분하였는데, 접근성은 자녀가 부모를 필요로 할 때 대응할 수 있는 가까운 위치에서 하는 양육활동(예: 자녀 곁에 있기), 직접참여는 직접적으로 자녀와 상호작용하는 적극적 돌봄(예: 씻기기, 놀아주기), 책임성은 자녀의 돌봄에 대한 궁극적인 책임을 지고 총괄적인 관리를 하는 양육활동(예: 어린이집이나 병원 일정 등을 관리하기)을 말한다. 일반적으로 아버지의 양육행동에 관한 연구는 어머니와 달리 놀이와 같은 직접적인 상호작용, 즉 직접참여 중심으로 한정된 측면이 있다(Pleck & Stueve, 2001). 최근 국내에서도 아버지 양육참여의 양은 과거에 비해 증가했음에도 자녀의 건강상태를 체크하고, 어린이집이나 기타 교육 일정을 관리하거나 돌봄 공백에 있을 시에 대안을 마련하는 것과 같은 책임성 영역이나 훈육은 여전히 어머니가 주로 담당하는 것으로 나타났다(S. An & Lee, 2020; Yoo, 2014). 이는 공동양육의 양을 단순히 어머니와 아버지가 각자 여러 양육행동에 얼마나 참여하는지 그 총량을 비교하는 것보다 접근성, 직접참여, 책임성, 훈육 등의 여러 양육영역에 있어서 두 부모 간의 분담 정도를 파악할 필요가 있다는 것을 시사한다.
Feinberg (2003)에 의하면, 공동양육의 질은 양육에 대한 어머니와 아버지 간 합의 정도(가족통합), 서로의 양육에 대한 태도(비난 또는 갈등), 그리고 가족에 닥친 변화의 상황에 적응할 수 있는 유연성(가족 유연성) 정도로 구성된다. 따라서 부모의 공동양육 관계를 파악하기 위해서는 부모가 배우자의 양육참여를 가치 있게 여기고, 양육에 대한 판단을 존중하며, 서로 의사소통을 하는지 등 부모의 양육 일치도와 조화수준을 고려해야 한다. 또한 전체적인 가족 상호작용에서 두 부모가 균형을 유지하며 유연한 관계를 보이는지도 포함된다. 이는 두 부모가 유연성을 가지고 상황에 맞게 역할을 조정하고 적응할 수 있는 능력을 고려한 것이다.
그러나 지금까지 국내 연구는 주로 공동양육의 단일적인 측면만을 고려하여 아동에게 미치는 영향을 주로 다뤄왔다. 아버지의 양육참여 양이 아동에 미치는 긍정적인 영향(I. S. Park & Nahm, 2015), 또는 아버지의 양육참여 수준에 영향을 주는 요인(K.-J. Chung & Park, 2013; Y.-H. Lee, 2008)에 관한 연구가 다수를 차지한다. 그 외에 가정 내 무급노동 분배의 평등성 차원에서 부부의 무급노동 시간량을 비교한 연구(예: M. Y. An, 2017)와 같이 공동양육의 양적인 측면에 초점을 둔 연구가 수행되었다. 공동양육의 질을 고려한 경우에도 서로의 양육에 대한 부모의 인식이나 만족도만을 고려한 연구가 진행되어(Han, 2018) 실제 두 부모의 공동양육 수행 실태는 포함되지 않았다. 또한 공동양육은 두 부모가 함께 수행함에도 불구하고 지금까지 한 부모의 응답만 사용한 연구가 주로 이루어졌다(예: Kang, Kim, & Chung, 2019).
양육은 부모의 사회정서적 상태, 부부 관계, 배우자의 양육행동 그리고 사회인구학적 맥락(경제적 수준, 학력 등)과 함께 고려해야 하므로, 다측면적(multifaceted) 성격을 가진다(Power, 2013). 따라서, 다양한 양육 변수를 통합적으로 파악하여 다차원적인 맥락을 고려한 개별적(idiographic) 접근이 필요하다. 선행연구에서는 양육행동과 아동발달 간의 선형적인 관계를 분석하기 위해 주로 변인 중심의 접근(variable-centered approach)을 사용하였다. 그러나 이러한 변인 중심 접근은 양육의 다면성을 충분히 반영하지 한다는 한계가 있다(Power, 2013). 이에 대한 대안으로 개인중심접근(person-centered approach)을 시도해 볼 수 있다. 특히, 잠재프로파일분석(latent profile analysis)은 다양한 관찰 변수의 수준을 종합적으로 고려하여 응답자들의 잠재적 유형을 집단으로 구분하고, 다양한 양육행동의 조합 패턴이 아동에게 미치는 차별적 영향(differential effects)을 분석할 수 있다는 장점이 있다(Mandara, 2003).
또한 공동양육의 양과 질은 부모의 근로 특성(근로 소득, 근로 시간)과 같은 사회인구학적 특성과 밀접한 관련이 있다. 예를 들어 우리나라의 경우 자녀양육기 여성의 경제활동 참여율은 낮으나 아버지의 경제활동 참여율은 높고 근무시간이 길다(S. An & Lee, 2020). 따라서 아버지의 양육참여가 상대적으로 떨어져 공동양육의 절대적인 양이 적을 수 있다. 어머니와 아버지의 학력, 연령 등에 따라서도 양육에 참여하는 정도와 영역이 달라질 수 있으며(K.-J. Chung & Park, 2013), 양육에 대해 조율할 수 있는 역량도 다를 수 있다(Oh & Ryu, 2016). 따라서 공동양육의 양과 질에 따른 이질적인 하위집단들의 사회인구학적 특성을 파악한다면 특정 집단에 맞는 맞춤형 개입이 가능할 것이다.
한편, 선행연구에서는 아버지의 양육 참여의 주요한 긍정적 영향으로 아동의 정서조절 능력에 미치는 영향을 보고하였다(Leidy, Schofield, & Parke, 2013; Sarkadi, Kristiansson, Oberklaid, & Bremberg, 2008). 국내에서도 아버지 양육참여가 높을수록 유아의 정서조절 능력이 좋았고(M. S. Choi & Song, 2014), 아버지의 놀이 참여 정도는 아동의 사회적 유능성과 정서조절에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Yeo & Hwang, 2019). 정서조절 능력은 아동기부터 성인기에 이르기까지 전생애 발달에서 중요한 함의를 가지는 발달지표이며 특히 학령기 아동의 정서조절능력은 또래관계나 학교생활 적응에 중요한 기능을 하는 것으로 알려져 있다(Boyce et al., 2006; S. Y. Park & Kang, 2005). 두 양육자 간 관계는 이러한 아동의 정서조절능력에 직접, 간접적으로 영향을 미치는데(Leidy et al., 2013), 어머니와 아버지의 양육이 균형있게 이루어질 경우 이 시기 아동의 자기조절능력 발달에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀진 바 있다(Karreman, Van Tuijl, Van Aken, & Deković, 2008). 그러나 양육상황에서의 어머니와 아버지의 관계가 서로 지지적이면서 공동양육의 양이 높으면 아동이 부모가 정서와 행동을 조절하는 과정을 모델링하여 아동의 정서조절 능력에 긍정적인 영향(Chang, Halpern, & Kaufman, 2007)을 줄 수 있는 반면 공동양육의 양이 많더라도 어머니와 아버지의 양육에 대한 태도가 서로 불일치하거나, 상대방의 양육에 대해 부정적일 경우, 즉 공동양육의 질이 낮을 경우에는 부모 간 갈등이 아동의 정서조절에 악영향을 미칠 수 있다(E. H. Kim, 2009). 특히 부모의 양육태도가 불일치할 경우, 자녀의 입장에서 비일관적인 양육을 경험하게 되어 아동의 정서조절에 부정적인 영향을 미칠 수 있다(Duncombe, Havighurst, Holland, & Frankling, 2012). 그러나 이러한 연구들은 공동양육의 양과 질에 대한 구분이 없어 공동양육의 긍정적 효과가 아버지의 양육참여 양이 늘어나서 인지, 혹은 공동양육의 질이 높았기 때문인지를 파악하는 데에는 한계가 있으며 공동양육의 질이 나쁠 경우의 부정적인 영향 역시 공동양육의 양과 함께 고려되지 않았다.
종합하자면, 공동양육에 대한 관심이 높아지고 아버지의 양육참여 수준이 증가하고 있는 만큼 실제 공동양육이 어떻게 이루어지고 있는지, 한국 부모들의 공동양육 유형이 어떠한 이질적인 특성을 보이고 있는지 파악하는 노력이 필요하며, 이러한 공동양육의 이질적 유형이 아동의 정서조절능력에 어떠한 영향을 주는지 분석할 필요가 있다. 이에 본 연구에서는 학령전기(만 6세) 공동양육의 양(접근성, 직접참여, 책임성, 훈육 영역 양육분담의 공평성)과 질(가족통합, 비난, 갈등, 가족 유연성)을 반영한 공동양육 실태에 따른 하위집단을 유형화하여, 각 집단 고유의 사회인구학적 특성(자녀 특성, 부모근로 특성, 기타 특성)을 조사하고, 이러한 유형에 따라 학령기 아동(만 7-9세)의 정서조절능력에 미치는 종단적 영향을 보고자 한다. 이와 같은 연구는 부모교육 등 다양한 실천 현장과 국가정책에서 공동양육의 양적 증가뿐만 아니라 질 좋은 공동양육을 장려하는 기초자료로 활용될 수 있을 것이며, 공동양육 유형에 따른 차이를 발견하여 각 유형에 맞게 효과적인 개입을 가능하게 할 것이다.

연구문제 1

두 부모 간 공동양육 양(접근성, 직접참여, 책임성, 훈육 영역 양육분담의 공평성)과 공동양육 질(가족통합, 비난, 갈등, 가족 유연성)에 따라 만 6세 시기 부모의 공동양육 잠재집단유형은 어떻게 나타나는가?

연구문제 2

공동양육 잠재집단별로 사회인구학적 특성(자녀 특성, 부모 근로 특성, 기타 특성)에는 어떠한 차이가 있는가?

연구문제 3

공동양육 잠재집단별로 이후 학령기 아동(만 7-9세)의 정서조절 수준은 어떠한 차이가 있는가?

Methods

연구대상

본 연구는 아동의 초등학교 입학 전 부모의 공동양육의 양과 질을 통해 공동양육의 다양한 유형을 파악하기 위하여 육아정책연구소 한국아동패널(Panel Study on Korean Children [PSKC])의 7차년도(2014년) 자료를 활용하였고, 학령기 이후 아동의 종단적 정서조절능력은 아동의 초등학교 1-3학년에 해당하는 한국아동패널의 8차~10차년도(2015-2017년) 자료를 활용하였다. 본 연구에서는 두 부모의 공동양육 실태를 보다 정확하게 파악하기 위하여 7차년도에 두 부모가 자녀와 함께 살지 않은 경우(3.2%), 조부모가 함께 사는 경우(8.6%), 어머니 혹은 아버지가 장애인인 경우(0.6%)를 제외하였다. 또한, 종속변수인 아동의 정서조절능력에 미치는 영향을 엄밀하게 파악하고자 1차년도에 아동 발달검사 결과 의심스러운 발달로 구분된 경우(8.9%)를 제외하였다. 마지막으로 공동양육 하위영역 응답값이 모두 존재하지 않는 29케이스를 제외하여 최종적으로 총 1,038가구가 분석에 포함되었다.

연구도구

공동양육의 양과 질

공동양육의 양(양육분담의 공평성) 공동양육의 양은 두 부모 간 양육분담이 공평하게 이루어지는 정도로 7차년도(만 6세)에 측정된 접근성(4문항), 직접참여(7문항), 책임성(5문항), 그리고 훈육(2문항) 영역의 부모 간 양육분담 정도로 파악하였다. 먼저 접근성, 직접참여, 책임성 양육분담은 National Institute of Child Health and Human Development (NICHD)에서 개발한 양육분담척도(My Time Spent as a Parent: Child Care Activities; NICHD, 2007)를 한국아동패널 연구진이 번역한 척도를 이용하여 측정하였다. 양육분담척도는 아이를 돌보는 총 16가지의 일상적인 활동 목록으로 이루어져 있으며 두 부모에게 각 활동을 본인 또는 배우자가 어느 정도 하는지를 평가하도록 되어 있다. 5점 척도로 배우자가 함(1점)부터 응답자 본인이 함(5점)으로 응답할 수 있고 3점이 부모간에 동등하게 분담함을 의미한다. 본 연구에서는 부모 간 양육분담 실태를 보다 신뢰롭게 파악하기 위하여 어머니와 아버지가 각자 보고한 응답을 모두 사용하였다. 먼저 어머니와 아버지 응답을 값이 클수록 어머니가 양육을 많이 하는 것으로 통일한 뒤 두 부모 응답 간 상관을 확인하고, 평균을 구하였다. 이후 확인적 요인분석을 통해 양육활동의 하위영역(접근성, 직접참여, 책임성)을 구분하고 하위영역별 신뢰도를 확인하였다. 먼저 응답은 3점이 공평한 양육분담, 3보다 높을수록 어머니가 더 많은양의 양육분담, 3보다 낮을수록 아버지가 더 많은 양의 양육분담을 보이는 것으로 코딩하였다. 각 문항에 대한 어머니와 아버지 응답의 상관이 통계적으로 유의하여(r = .11∼.57, ps < .05) 어머니와 아버지 응답의 평균을 구하였다. 이렇게 산출된 16개의 평균변수로 Lamb (2000)의 양육참여 하위요인에 따라 확인적 요인분석을 실시한 뒤(모델핏은 χ2 [95] = 628.64, p < .001, RMSEA = 0.08, CFI = 0.92, TLI = 0.90, 표준화 요인계수(접근성 4문항 .56∼.72; 직접참여 7문항 .55∼.70, 책임성 5문항 .34∼.68)와 각 하위영역의 신뢰도(Cronbach’s α)를 확인하고(접근성 4문항 .81, 직접참여 7문항 .87, 책임성 5문항 .77) 문항의 평균값을 사용하였다.
훈육 상황에서의 양육분담은 McHale (1997)이 개발한 공동양육척도(Coparenting Scale)를 한국아동패널 연구진이 번안한 척도의 훈육(reprimand) 하위영역 4문항 중 2문항(“아이의 행동을 제한하거나 훈육할 때 배우자보다는 내가 한다.”, “아이의 행동을 제한하거나 훈육해야 할 때 배우자가 하도록 요청한다.”)에 대한 어머니와 아버지의 응답을 사용하였다. 응답 범주는 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(7점)의 7점 척도로, 어머니와 아버지의 응답 결과를 점수가 낮을수록 배우자와 비교해서 내가 훈육을 하는 정도가 많은 경우, 즉 양육분담이 평등하지 않은 것으로 코딩을 일치시킨 뒤 다른 공동양육 하위요인과의 응답값의 범위를 맞추기 위하여 자료의 분산을 훼손하지 않고 척도를 변환하는 Percentage or Proportion of Maximum Scoring (POMS) 방법을 사용해 5점 척도로 변환하였다(Little, 2013). 또한 두 문항 모두 어머니와 아버지 응답 간의 상관이 유의하게 나타나(r = .09,∼.14, ps < .01) 어머니와 아버지 응답의 평균을 낸 뒤, 2문항의 평균값을 최종 분석에 활용하였다(r = .21, p < .01).
공동양육의 질 공동양육의 질은 한국아동패널 7차년도(만 6세)에 측정된 가족통합, 비난, 갈등, 가족 유연성으로 파악하였다. 이 중 가족통합, 비난, 갈등은 McHale (1997)이 개발한 공동양육 척도(Coparenting Scale)를 한국아동패널 연구진이 번안한 척도의 가족통합(family integrity) 7문항, 비난(disparagement) 3문항, 갈등(conflict) 2문항의 세 하위영역을 사용하였다. 가족통합은 가족 내에서 배우자 간, 부모 자녀 간 긍정적인 상호작용을 하는 것이고(예: “아이에게 배우자에 대한 긍정적인 말을 한다.”), 비난은 배우자의 양육에 대해 부정적인 태도를 보이는 것(예: “배우자의 훈육을 제한한다.”), 그리고 갈등은 가족 내에서 부정적인 상호작용을 보이는 것(예: “배우자와 언쟁을 한다.”)을 가리킨다. 7차년도의 어머니와 아버지가 각각 자신의 태도를 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(7점)의 7점 척도로 응답하였는데 이를 점수가 높을수록 가족통합 수준이 높고, 비난과 갈등은 적은 것으로 코딩하여 모든 하위요인이 점수가 높을수록 공동양육의 질이 좋은 방향으로 코딩을 통일하였다. 또한, POMS 방법을 사용해 5점 척도로 변환하였다. 각 문항에 대한 어머니와 아버지의 응답의 상관이 가족통합 .12 ∼.80, 비난 .11∼.36, 갈등 .36∼.65 (ps < .05)로 유의했으므로 평균을 내어 사용하였다. 어머니와 아버지의 평균값인 가족통합 7문항의 신뢰도는 .88, 비난 3문항의 신뢰도는 .54였으며, 갈등 2문항 간의 상관은 .47 (p < .01)로 높았으므로 각 하위요인의 평균값을 최종 분석에 활용하였다.
공동양육의 질의 마지막 하위요인인 가족 유연성은 한국아동패널에서 번역한 Olson (2010)의 가족 상호작용(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scales Ⅳ [FACES Ⅳ]) 척도 중 유연성(balanced flexibility)영역 7문항에 대한 어머니와 아버지 각자의 응답값을 사용하였다. 가족 유연성은 가족 내에 변화에 대처하고 적응하는 것이 유연한지 정도(예: “우리 가족은 필요할 때 변화에 적응할 수 있다.”)를 묻고 있으며 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(5점)의 5점 리커트 척도로 응답하였다. 어머니와 아버지 모두 점수가 높을수록 가족의 유연성이 높은 것으로 코딩하였고 각 문항에 대한 어머니와 아버지의 응답의 상관이 유의하여(r = .22∼.61, ps < .01) 어머니와 아버지 응답을 평균 낸 뒤 7문항의 신뢰도를 확인한 후 평균을 내어 분석에 사용하였다(Cronbach’s α = .88).

사회인구학적 특성

공동양육 잠재집단별 사회인구학적 특성의 차이를 분석하기 위해서 7차년도에 측정된 자녀 특성(자녀의 성별과 자녀 수), 부모 근로 특성(맞벌이 여부와 어머니의 월 근로소득, 어머니의 주당 근로시간, 아버지의 직업), 기타 특성(결혼기간, 월 가구소득, 부모의 연령과 학력)을 살펴보았다. 자녀의 성별은 남아를 0, 여아를 1로 코딩하였다(여아 506명, 47.4%). 자녀 수는 연구대상 아동의 출생순위를 통해 전체 자녀의 수를 계산하여 연속 변수로 사용하였다(범위 1-6명, M = 2.16, SD = 0.64). 부모의 근로 특성으로, 맞벌이 여부는 어머니와 아버지가 모두 취업 또는 학업 중인 경우 1로, 외벌이인 경우는 0으로 코딩하였고 전체 가구의 42.10%가 맞벌이 가구였다. 어머니의 월 근로소득과 주당 근로시간은 연속변수로 파악하였고 각각 평균 78.25만원(SD = 117.54), 15.95시간(SD = 20.50)이었다. 아버지의 경우 95.69%가 취업 중이었으며, 직업이 생산직, 기능직, 서비스직은 0 (51.4%), 관리직, 전문직, 사무직은 1 (48.6%)로 코딩하였다.
기타 특성으로 부모의 결혼기간과 월 가구소득, 그리고 어머니와 아버지 연령은 연속변수로 사용하였고, 어머니와 아버지의 학력은 무학(1)부터 대학원졸(7)까지 7개 구간으로 코딩하였다. 부모의 결혼기간은 평균 120.01개월(SD = 38.76), 월가구소득 평균은 446.65만원(SD = 199.79), 어머니와 아버지의 학력 평균은 각각 5.19 (SD = 0.94), 5.36 (SD = 0.99)로 평균 고졸 이상으로 나타났다.

학령기 아동의 정서조절능력

학령기 아동의 정서조절능력은 8차년도(7세)부터 10차년도(9세)까지 어머니가 평정한 H. Song (2014)의 간편형 자기보고식 아동 청소년 집행기능 곤란 척도 중 정서통제 곤란(emotional control difficulty) 8문항을 사용하였다(예: “사소한 일에도 화를 쉽게 폭발한다.”). 전혀 아니다(1점)부터 자주 그렇다(3점)으로 응답하도록 되어있는데, 본 연구에서는 역코딩하여 점수가 높을수록 정서조절능력이 좋은 것으로 해석된다. 학령기 아동의 정서조절능력의 8차∼10차 차수별 신뢰도(Cronbach’s α)는 .89∼.91.로 나타났다. 최종 분석에서는 8차~10차 평균값을 평균내어(r = .58∼.60, ps < .01) 사용하였다.

자료분석

데이터의 전처리와 기술통계분석에는 SPSS 25 (IBM Co., Armonk, NY)를 활용하였다. 부모의 양과 질적인 공동양육의 다면적인 특성을 반영한 총 8가지 하위요인으로 잠재집단을 분류하기 위하여 Mplus version 8.3 (Muthén & Muthén, Los Angeles, CA)을 사용하여 잠재프로파일분석(Latent Profile Analysis [LPA])을 실시하였다. LPA는 개인중심접근방법(person oriented approach)으로 개인이 가진 다양한 변수들의 수준을 조합하여 통계적인 기준을 통해 이질적인 잠재적 하위집단을 밝혀내는 방법이다(Muthén & Muthén, 2000). 잠재프로파일의 수를 결정하기 위해 집단 수를 늘려가며 Akaike Information Criterion (AIC), Bayesian Information Criterion (BIC), adjusted Bayesian Information Criterion (aBIC)를 비교하였고 지수의 값이 작아지는 것을 통해 모형의 적합도를 확인하였다. 또한, Lo-Mendell-Rubin (LMR), Vuong-Lo-Mendell-Rubin (VLMR), Bootstrap Likelihood Ratio Test (BLRT)를 통해 집단 수가 증가함에 따라 모형이 개선되는 것을 확인하였다. 마지막으로 Entropy 지수를 통해 0.7 이상일 경우 모형의 분류가 적합하고 오류가 적음(Tein, Coxe, & Cham, 2013)을 확인하여 잠재계층 분류의 질을 평가하였다. 마지막으로 집단 간 사례 수의 비율과 해석상의 분류 정확도를 종합적으로 판단하여 최종 잠재프로파일 수를 결정하였다.
공동양육의 잠재집단의 수를 확정한 뒤, BCH 보조변수(auxiliary variable)를 사용하여 집단별 사회인구학적 특성의 차이, 그리고 학령기 아동의 정서조절의 차이를 분석하였다. BCH 보조변수 방법은 잠재집단이 변하는 것을 방지하고 분류오류를 반영한 새로운 방식으로, 잠재집단을 절대적인 관측 집단으로 간주하여 집단 간 평균을 비교하는 방식에 비해, 분류 확률과 오차를 반영하여 보다 정확한 집단 간 비교가 가능하다(Asparouhov & Muthén, 2014).
잠재프로파일분석에 사용한 8개 하위요인의 결측률은 2.79∼2.99%로 미미한 수준이었는데, 완전정보최대우도법(full information maximum likelihood)을 이용하여 일부 변수에 결측이 있더라도 모든 케이스를 분석에 포함하였다(Enders & Bandalos, 2001). 이후 보조변수를 활용한 잠재집단 간 차이분석 시에는 Mplus의 기본방식인 목록삭제(listwise deletion)가 사용되었는데, 차이분석에 사용된 변수들의 결측률 역시 0.39∼8.48%로 크지 않았다.

Results

주요 변수의 특성

Table 1은 공동양육의 양(양육분담의 공평성)과 질을 나타내는 8개 하위요인과 사회인구학적 변수, 그리고 아동 정서조절 간의 상관관계와 기술통계 결과이다. 공동양육 양은 1-5점 범위로 5에 가까울수록 아버지에 비해 어머니의 양육분담 정도가 더 높은 것이고, 3은 부모가 동등하게 분담, 1에 가까울수록 어머니에 비해 아버지의 분담 정도가 높은 것으로, 4개 하위요인 모두 평균값이 3 이상이었다. 즉, 평균적으로 접근성, 직접 참여, 책임성, 훈육 모두 아버지보다 어머니가 더 많이 담당하는 것으로 나타났다. 특히 책임성과 접근성 영역의 어머니 양육분담 정도가 심하여 공동양육 양이 적었고, 그 다음은 직접 참여, 훈육 순으로 나타났다. 공동양육 질 하위영역은 모두 유사하게 1-5점 범위 중 평균 3점 후반대로 보통보다 약간 높은 수준이었다. 공동양육 양을 나타내는 네 하위영역 간에는 서로 유의한 양의 상관관계가 나타났고, 공동양육 질을 나타내는 네 하위영역 간에도 유의한 양의 상관관계가 나타났다.
공동양육 하위요인들과 사회인구학적 변수들간의 관계를 살펴보면, 어머니의 근로여부는 공동양육의 양(양육분담)의 모든 영역에서 부적 상관을 보였는데, 외벌이인 경우 어머니의 근로소득이 낮을수록, 어머니의 주당 근무시간이 적을수록 어머니의 양육분담 정도가 높은 것으로 나타났다. 이는 월 가구소득이 적을수록 어머니의 양육분담 정도가 높은 것과도 연결되는 것으로 보인다. 공동양육 질 영역에서는 맞벌이 부부인 경우, 어머니의 근로소득이 높을수록, 어머니 근무시간이 길수록 가족의 유연성이 높았다. 아버지의 직업이 관리/전문/사무직일 때 생산/기능/서비스직에 비해 공동양육의 질(가족통합, 비난)이 유의하게 좋은 것으로 나타났다. 어머니와 아버지의 나이가 많을수록 어머니가 주로 직접참여를 담당하였고, 어머니와 아버지의 학력이 높을수록 직접참여 영역에서 어머니의 양육분담 정도가 상대적으로 적고, 공동양육 질이 대체로 유의하게 높은 것으로 나타났다.
공동양육 하위요인들과 아동 정서조절 간의 관계를 살펴보면, 공동양육의 양의 영역보다는 질적 영역이 정서조절과 상관관계가 유의하였으며, 만 6세 때의 공동양육의 질이 좋을수록 아동이 만 7-9세 때 높은 수준의 정서조절 능력을 보이는 것으로 나타났다. 공동양육 양의 하위영역 중에서는 접근성만이 아동의 정서조절과 유의한 상관관계가 나타났는데, 아버지는 접근성이 낮고 어머니만 접근성이 높을 경우 아동의 정서조절 수준이 유의하게 낮았다.

공동양육 특성에 따른 잠재집단 유형화

공동양육의 잠재집단 수 결정 공동양육의 양과 질에 따른 잠재집단의 수를 결정하기 위해 잠재집단 수를 하나씩 증가시키면서 각 모델의 적합도 지수의 변화를 살펴보았다. Table 2에 제시된 바와 같이 AIC, BIC, aBIC 지수는 잠재집단 수가 증가함에 따라 점차 감소하였고, 모형비교검증을 위한 BLRT는 잠재집단이 5개일 때까지 계속해서 유의하였으나 VLMR, LMR은 모든 잠재집단 수에서 유의하지 않았다. 그러나 분류의 질을 나타내는 Entropy는 집단 수가 4개일 때 .77로 가장 높아 집단 분류의 정확성이 가장 높다고 할 수 있었다(Masyn, 2013). 이와 더불어 각 잠재집단의 사례 수 분포와 해석상의 분류 명확성을 종합적으로 고려하여 잠재집단 수가 4개인 모형을 최종적으로 결정하였다.
잠재집단별 공동양육의 특징 본 연구에서 공동양육의 양(양육분담의 공평성)을 접근성, 직접참여, 책임성, 훈육으로, 공동양육의 질을 가족통합, 비난, 갈등, 가족 유연성으로 조작화하여 잠재집단을 조사한 결과 최종 모형으로 선정된 4집단의 각 하위요인 특성은 Table 3Figure 1과 같다. 공동양육의 양(양육분담의 공평성)은 네 집단이 순차적으로 분포된 반면, 공동양육의 질은 높고, 낮음으로 이분화되었다. 첫 번째 집단은 전체 1038가구 중 191가구(18.40%)로, 공동양육 양의 영역이 모두 3 (부모가 동등하게 분담함을 의미)에 가깝고 공동양육 질의 영역들 모두 전체 평균 이상으로, 양육분담도 공평하고 질도 좋은 공평 양육분담, 질 높은 집단(집단 1)이었다. 두 번째 집단은 174가구(16.76%)로, 공동양육 양은 하위영역별 평균값이 3.28∼4.08로 어머니가 아버지에 비해 양육을 더 담당하나 전체 집단 중에서는 두 번째로 공평한 양육분담을 하였고, 공동양육의 질 중에서 특히 가족통합과 가족 유연성이 낮고 비난이 많은 편으로, 양육분담은 약간 불공평하고, 모 위주이면서 질이 낮은 약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단(집단 2)이었다. 세 번째 집단은 468명(45.09%)으로 전체 가구의 절반 가까이를 차지하였다. 이 집단은 공동양육 하위영역의 평균값이 훈육을 제외하고 전체 집단 중 두 번째로 높아 양육분담에서 어머니의 담당 비율이 높으나, 공동양육의 질은 가장 좋은 편으로 나타나 어머니 위주의 양육분담이며 공동양육의 질이 좋은 모 위주 양육분담, 질 높은 집단(집단 3)이었다. 마지막 집단은 205가구(19.75%)로, 양육분담 영역 중 집단 간 차이가 적은 훈육을 제외하고, 대부분의 양육을 어머니가 전담하는 것으로 해석할 수 있다. 또한 공동양육 질의 영역 역시 점수가 모두 낮아 양육분담이 불공평하고 질도 나쁜 모 전담 양육, 질 낮은 집단(집단 4)이었다.

공동양육 잠재집단별 사회인구학적 특성 차이

공동양육의 잠재집단간 자녀의 성별 차이는 유의하지 않았다. 자녀 수는 모 전담 양육, 질 낮은 집단(2.09명)이 모 위주 양육분담, 질 높은 집단(2.22명)보다 유의하게 적었다. 어머니의 근로와 관련된 맞벌이 비율, 어머니의 월 근로소득, 어머니의 주당 근무시간은 모두 공평 양육분담, 질 높은 집단이 가장 높고, ‘약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단’이 그다음으로 높았으며, 모 전담 양육, 질 낮은 집단과 모 위주 양육분담, 질 높은 집단이 가장 낮았다. 특히 공평 양육분담, 질 높은 집단은 68%가 맞벌이였고, 공동양육 양이 낮은(어머니 위주 양육분담) 집단들에 비해 어머니의 근로소득과 근무시간이 매우 높았다.
어머니의 근로시간은 풀타임(법정 근로시간)이 아닌 파트타임(시간제), 혹은 초과근무 가능성이 있기 때문에, 각 잠재 집단 별로 파트타임(주 30시간 이하), 풀타임(주 31-40시간), 초과근무(주 40시간 초과)의 분포를 확인한 결과, 11.3%가 파트타임, 20.9%가 풀타임, 10.6%가 초과근무로 나타났다. 양육분담이 공평한 공평 양육분담 질 높은 집단과 그다음으로 아버지 양육참여율이 높은 편인 약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단은 풀타임이 30% 이상으로 많았고, 공평 양육분담, 질 높은 집단은 초과근무도 26.8%로 많았다(나머지 집단은 모두 초과근무 비율이 10% 미만). 즉, 공동양육 양과 질이 모두 좋은 집단은 어머니의 풀타임 혹은 초과근무 비율이 높은 것으로 나타났다. 네 집단 중 양육분담 공평함 정도가 중간인 두 집단, 약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단과 모 위주 양육분담, 질 높은 집단은 파트타임이 12% 이상으로 상대적으로 많았다. 아버지의 직업은 모 전담 양육, 질 낮은 집단의 아버지가 모 위주 양육분담, 질 높은 집단보다 생산/기능/서비스직에 종사하는 비율이 유의하게 높았다.
이밖에, 부모의 결혼기간은 집단 간 유의한 차이는 없었다. 월 가구소득은 공평 양육분담, 질 높은 집단이 가장 높고, 모 위주 양육분담, 질 높은 집단, 모 전담 양육, 질 낮은 집단 순으로 나타났다. 또한, 약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단은 모 전담 양육, 질 낮은 집단에 비해 월 가구소득이 유의하게 높았다. 즉, 전반적으로 공동양육 양과 질이 높을수록 월 가구소득도 높은 경향성이 나타났다. 어머니와 아버지의 연령은 모 위주 양육분담, 질 높은 집단이 가장 높고, 공평 양육분담, 질 높은 집단이 가장 낮았다. 어머니와 아버지의 학력은 모 전담 양육, 질 낮은 집단이 나머지 집단과 비교했을 때 가장 낮았다. 요약하면, 공동양육 양과 질 모두 높은 집단은 월 가구소득이 높고, 어머니와 아버지의 연령이 낮으며, 학력이 높은 것으로 나타났고, 반대로 공동양육 양과 질 모두 낮은 집단은 월 가구소득이 낮고, 아버지의 연령이 높고, 어머니와 아버지의 학력이 낮은 것으로 나타났다.

공동양육 유형 별 학령기 아동의 정서조절 차이

아동 만 6세 시기의 공동양육의 양과 질에 따라 공동양육의 잠재집단이 이후 학령기(만 7-9세) 아동의 정서조절능력에 차이를 보이는지 살펴보았다. 그 결과 Table 5와 같이 집단별 아동의 정서조절능력에 유의한 차이가 있는 것으로 나타났다. 전체 아동의 정서조절능력 평균은 2.57점(SD = 0.38)으로 나타났으며 공평 양육분담, 질 높은 집단과 모 위주 양육분담, 질 높은 집단이 약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단과 모 전담 양육, 질 낮은 집단보다 유의하게 높은 것으로 나타났다. 즉, 아동의 정서조절 능력은 집단의 공동양육 양(양육분담의 공평성)보다는 공동양육 질의 차이에 의해 달라지는 것으로 해석할 수 있다.

Discussion

본 연구는 공동양육의 다면적인 특성을 반영하여 실제 한국 부모의 다양한 공동양육 유형들을 파악하지 못하였다는 기존 연구의 한계점에서 출발하였다. 국내 아동기 자녀를 키우는 가구에 대한 대표성 있는 종단조사인 한국아동패널을 이용하여, 만 6세 시기 두 부모의 공동양육의 양과 질을 나타내는 다양한 요인으로 잠재집단을 분류하고, 집단 간 사회인구학적 특성과 학령기 아동의 정서조절 수준의 차이를 분석하였다. 본 연구는 지금까지 공동양육의 양과 혹은 아버지 양육참여의 양적 증가에 초점을 두었던 연구나 정책 흐름에 대안을 제시하고, 아동발달에 효과적인 공동양육을 독려함에 있어서 공동양육의 양, 즉, 양육분담의 공평성과 함께 공동양육의 질에 대한 관심이 필요하며, 특히 이질적인 공동양육 유형에 따라 각 집단의 특성을 반영한 정책적, 실천적 개입이 중요하다는 것을 보여주었다. 주요 연구결과는 다음과 같다.
먼저 본 연구를 통해 확인한 공동양육의 실태는 다음과 같다. 첫째, 공동양육의 양, 즉 양육분담의 공평함 정도는 전반적으로 낮았으며, 아버지에 비해 어머니가 주로 양육행동을 수행하는 것으로 나타났고, 하위영역 중 직접참여와 훈육에 비해 접근성과 책임성 영역에서 아버지의 양육참여가 특히 낮았다. 본 연구대상 전체 중 절반에 가까운 42.10%의 가구가 맞벌이였음에도 불구하고 양육 전반에 대한 총괄적인 역할에 해당하는 책임성 영역은 어머니가 주로 수행하고, 아버지의 참여는 직접적인 상호작용과 훈육에 제한되어 있음을 의미한다. 이는 아버지의 양육을 책임성과 비책임성 항목으로 나누어 참여정도를 비교했을 때, 책임성 항목의 참여가 확연히 저조한 것으로 나타난 선행연구와 일치한다(Yoo, 2017). 책임성 영역은 그동안 아버지 연구에서 간과되었는데, 단순히 ‘양육을 도와주는 것’ 혹은 ‘베이비시팅(baby-sitting)’ 이상의 개념으로, 양육활동에서 가장 중요한 영역으로 평가된다(Lamb, 2000). 이는 직접참여, 훈육, 접근성 등과 달리 부모가 자신이 아동의 성장과 발달에 궁극적인 책임의식을 갖는 ‘양육자’라는 적극적인 정체성이 있어야 가능하다. 최근 연구에서 자녀와의 놀이 참여보다는 공동양육 책임감을 높이기 위한 노력이 아버지의 양육효능감을 유의하게 높이는 것으로 나타났다(Go, Lee, & Oh, 2020). 아버지의 양육효능감은 이후 양육참여 수준을 더욱 강화하고, 양육에 대한 태도나, 가족 유연성과 같은 공동양육 질에도 영향을 미치는 주요인으로(Hwang & Hwang, 2014; M. Y. Song, 2018), 책임성 영역에 대한 아버지 참여 증진 노력이 특히 요구된다고 할 수 있다.
둘째, 잠재프로파일분석 결과, 공동양육의 양과 질의 수준에 따라 이질적인 4개의 잠재집단이 도출되었으며, 이들 잠재집단은 부모의 근로조건과 소득, 학력에서 주요한 차이를 보였다. 우선, 공동양육의 양과 질이 모두 높은, 공평 양육분담, 질 높은 집단은 전체의 18.4%에 불과하였다. 이 집단은 부모 간에 비교적 평등하게 분담하고 있었고, 공동양육의 질은 높은 편이었다. 이들은 맞벌이 비율, 어머니 근로소득, 어머니 근무시간, 월 가구소득이 가장 높았고, 어머니와 아버지 연령이 가장 어리고, 학력도 높으며, 어머니의 풀타임 혹은 초과근무 비율이 특히 높았다. 반면 공동양육 양과 질이 모두 낮은, 모 전담 양육, 질 낮은 집단은 공동양육 양의 접근성, 직접참여, 책임성의 경우 어머니가 거의 전담하는 것에 비해 훈육에는 아버지가 참여하여 비교적 동등하게 분담되었다. 이는 최근 미취학자녀 아버지들이 권위 있고 단호한 아버지(0.1%)보다 친구같은/친한, 자상한/인자한, 혹은 잘 놀아주는 아버지(65.1%)가 되기를 바란다는 조사결과(Korea Population, Health and Welfare Association, 2019)와 상반된 집단이라고 할 수 있다. 이 집단의 사회인구학적 특성은 공평 양육분담, 질 높은 집단과 반대 양상을 보였다.
다음으로 공동양육의 양, 즉 부모 간 양육분담 정도가 중간인 두 집단이 전체 중 60% 이상을 차지하였는데, 그중 한 집단은 공동양육 질이 상대적으로 높았고, 나머지 집단은 질이 상대적으로 낮았다. 약간 모 위주 양육분담, 질 낮은 집단은 네 집단 중 공동양육의 공평한 정도가 두 번째로 높았고 공동양육의 질적 영역 중 특히 두 부모 간 비난 수준이 높고 가족 유연성 수준이 낮았다. 이 집단이 상대적으로 공동양육이 공평함에도 공동양육 질이 낮은 이유는 전체 중에서는 공동양육의 양이 높은 편일지라도 맞벌이, 어머니 근로소득, 어머니 근무시간이 높은 이들의 고유 맥락에서는 그 양이 충분하다고 보기 어려울 수 있다. 이로 인해 공동양육의 질, 특히 부모 간 비난 수준이 높고 가족 유연성 낮은 것이라고 유추할 수 있다. 국내 연구결과 유아기 자녀의 어머니가 남편의 양육참여 수준을 높게 지각할수록 남편의 결혼만족도가 높아진 것과 달리 아버지가 자신의 양육참여 수준을 높게 지각하는 것은 배우자인 어머니의 결혼만족도와 관련이 없었고, 맞벌이 남편에 비해 부인의 결혼만족도가 낮은 것으로 나타났다(I. J. Lee, 2015). 또한 맞벌이 가족의 아버지 양육참여 수준에 대해 아버지보다 어머니가 낮게 지각할수록 부부갈등이 높았다(E. Kim & Jeon, 2016). 이는 맞벌이 부부는 공동양육 양에 대한 기대치에 차이가 있으며 이에 따른 갈등이 나타날 수 있음을 시사한다.
반대로 모 위주 양육분담, 질 높은 집단의 경우 어머니의 양육분담 정도가 높아 공동양육의 양이 적은 편이었지만, 공동양육의 질은 전반적으로 가장 높았다. 이 집단이 모 위주의 양육분담임에도 질이 높은 이유는 외벌이가 많고 부모의 학력이 높다는 것과 관련 있을 수 있다. 특히 이 집단과 관련하여 주목할 만한 결과는, 어머니 근무시간을 범주화한 결과 이 집단의 어머니들이 파트타임으로 근무하는 비율이 다른 집단에 비해 높았다는 것이다. 파트타임 근무는 표준적인 근무시간대를 가지는 맞벌이 혹은 외벌이 가족에 비해 각 가정의 상황이나 근무일에 따라 유연한 양육분담 전략을 필요로 한다(Tammelin, Mykkänen, Sevón, Murtorinne-Lahtinen, & Rönkä, 2019). 이러한 요구를 잘 해결해 나가고 있는 가족은 어머니가 양육분담을 주로 해도 질이 높을 수 있고, 이에 어려움을 겪으면 공동양육이 이루어져도 질이 낮을 수 있을 것이다.
마지막으로, 본 연구결과, 학령기 아동의 정서조절능력은 부모 간 공평한 양육분담을 보이고 공동양육 질이 높은 집단과, 양육분담 정도가 두 번째로 높고 질이 높은 두 집단이 높았다. 즉, 학령기 아동의 정서조절에 미치는 영향은 공동양육의 양보다는 질과 관련이 크다는 것이다. 아동의 정서조절 능력은 공동양육 양의 영역에서는 접근성과만 상관이 있었던 데 반해, 공동양육 질적 영역의 모든 하위요인들과 상관을 보였다. 이는 공동양육 양(아버지 양육참여)과 아동발달 간 일관된 정적인 관계를 보고한 선행연구들(Sarkadi et al., 2008)과 다른 결과로 공동양육의 양과 질을 모두 고려할 필요가 있음을 시사한다.
아동의 정서조절능력에 대한 선행연구는 부모-자녀간 상호작용의 질이 중요하다는 것을 일관되게 보고하고 있다(Rothenberg, Weinstein, Dandes, & Jent, 2019). 이는 공동양육의 질이 좋은 경우 부모 중 한 사람이 같이 있지 않아도 자녀가 그 부모에 대한 긍정적인 생각을 하고 긍정적인 상호작용을 할 수 있도록 돕기 때문에 다른 부모가 자녀와 함께하는 절대적인 양이 적더라도 아동의 정서조절에 긍정적인 영향을 미쳤을 것으로 해석할 수 있다. 또한, 공동양육의 질이 좋을수록 어머니와 아버지 사이에 합의를 이룬 일관된 양육을 제공할 가능성이 높은 반면 공동양육의 질이 낮을 경우 부모는 서로에 대해 비난하거나 갈등하는 과정, 혹은 양육에 대한 의견을 조율하는 과정에서 부정적인 상황을 드러내고 이는 자녀에게 비일관적인 신호로 느껴져 아동이 일관된 규칙을 내면화하기 어렵게 한다(Karreman et al., 2008). 부모 간 의견이 충돌하고, 비난과 갈등 등의 적대적이고 경쟁적인 공동양육이 일어날 경우 아동은 불확실성을 경험하는데, 정서적 안정 가설(emotional security hypothesis)에 따르면 부모 간 의견 대립이나 갈등이 아동에게 노출되면 아동의 부정적 정서를 각성시켜 정서와 행동을 효과적으로 조절하는 데에 어려움을 겪는다(Davies et al., 2002). 정서조절능력은 성공적인 학교적응과 또래관계의 유능성을 예측하고 더 나아가 성인기 적응까지 영향을 미친다는 연구결과를 고려할 때(S. Y. Park & Kang, 2005), 본 연구결과는 공동양육의 질이 아동의 정서조절능력에 영향을 줌으로써 아동이 이후 맺게 되는 확장된 관계에도 영향을 미칠 수 있음을 시사한다(Morris, Criss, Silk, & Houltberg, 2017).
본 연구에서 공동양육의 양에 따른 아동 정서조절능력의 차이가 나타나지 않았으나, 공동양육의 양, 즉 부모 간에 공평한 양육분담이 중요하지 않다고 결론 내기는 어렵다. Fabricius, Sokol, Diaz와 Braver (2012)의 모델에서는 양육참여가 아동발달에 미치는 인과관계 고리(causal chain)에서 ‘양육의 양(parenting time)’은 가장 왼쪽 끝에 위치하며, 양을 통해 질(부모의 반응성, 부모-자녀 관계의 정서적 안정성 등)이 높아지고, 이것이 아동발달로 이어지는 관계를 설명하였다. 특히 절대적인 양이 적을 경우, 양과 질의 상관이 더욱 커졌으며(Fabricius et al., 2012) 이것이 아동발달로 이어진다. 이는 양육의 질의 중요성은 절대적인 양이 어느 정도 선행되어야 함을 의미한다. 추후 연구에서는 한국 맥락에서의 Fabricius 등(2012)의 이론에 대한 검증이 필요할 것이다.
본 연구에서 나타난 공동양육의 양과 질의 수준이 다른 네 잠재집단 간 다양한 특성의 차이는 집단별로 필요한 지원과 개입이 상이하다는 것을 뜻한다. 이때 집단 간 나타난 사회인구학적 특성의 차이를 반영한다면 더욱 현실적이며 집단의 특성에 맞는 차별적인 개입(differential intervention)이 가능할 것이다. 예를 들어 어머니가 주로 양육분담을 하지만 질이 낮은 집단의 경우 이들의 높은 맞벌이 비율을 고려했을 때, 아버지의 양적 참여 증진을 일차적인 목표 삼고 이를 통해 공동양육의 질적인 개선을 위한 단계적 개입이 아동발달 증진에 유효할 것이다. 아버지의 양육참여가 적어 어머니가 양육을 전담하며, 공동양육의 질도 낮은 집단의 경우 양과 질을 함께 높이기 위한 지원이 가장 시급하게 필요하다. 특히 이 집단의 사회인구학적 특성으로 보았을 때 아버지의 연령이 높고, 어머니와 아버지의 학력이 낮은 것으로 나타나 부모교육과 같은 프로그램 참여율 또한 낮기 쉬운 집단이다. 따라서, 정부 양육지원제도와 연계된 교육의 참여율 증진을 위한 차별적인 방안이 필요하다. 또한 양육기술과 지식에 치중된 아버지 교육보다는 공동양육의 질을 높이기 위해 부모와 가족 전체의 시스템적인 관점에서 부모 간의 자녀 양육에 대한 가치·태도 측면에서 조율하는 과정과 기술 안내도 필요하다. 마지막으로 공동양육의 양과 질이 모두 높은 집단은 아동 정서조절능력도 좋은 것으로 나타났지만, 접근성 영역의 아버지의 참여는 부족했는데, 이는 근무시간 감소와 일-가족 양립을 위한 정책적 노력이 더욱 필요함을 시사한다.
본 연구는 공동양육의 이질적 하위집단을 구분하고 집단 간 차이를 실증적으로 보여주었다는 의의가 있지만, 다음과 같은 한계도 존재한다. 첫째, 국가적인 데이터 활용으로 한국 가구에 대한 대표성과 일반화 가능성을 확보하는 데 도움이 되었으나, 사용한 변수들이 일부 차수에만 수집되어 있어 다양한 시점의 공동양육을 반영하지 못하고 만 6세 시기의 공동양육패턴으로 한정되었다. 또한 이론에 근거한 공동양육의 양과 질의 하위 영역을 구성하는 데에 있어서 그 중 일부 영역의 신뢰도가 낮았다는 한계가 있다. 그러나 이러한 한계에도 불구하고 학령 전환기는 영유아기 양육패턴과 차이가 있으며 부모에게도 전이기에 해당하기 때문에 그동안 연구가 이루어지지 않았던 학령기 직전 시기의 공동양육패턴을 조사한 것은 의의가 있다고 할 수 있다. 또한, 공동양육의 양과 질에 영향을 미칠 수 있는 주요한 변인인 아버지 근로 특성 변수들(아버지 근로시간, 아버지 월 근로소득 등)이 조사되지 않아 분석에 활용하지 못하였다. 이를 보완하기 위해 아버지의 근로 특성을 추론해 볼 수 있는 아버지 직업을 확인하였다. 본 연구는 맞벌이와 외벌이를 모두 포함하였으나 부모의 근로조건에 따라 가정마다 공동양육 맥락이 상당히 상이할 것을 예상할 수 있으므로 공동양육과 일-가족 양립의 어려움이 특히 큰 맞벌이 부부를 대상으로 한 추후 연구도 필요할 것이다. 또한, 본 연구에서 두 부모 가정만을 대상으로 하였으나 현대 사회에서는 한부모가족, 비혼부모 가족, 조손가족, 3세대 가족 등 다양한 가족형태에서 부모 역할을 하는 보조양육자가 존재한다. 특히 공동양육이라는 개념은 이혼가정에서 부모들이 양육자로서의 역할을 어떻게 분담하고 조율하는지에 대한 관심에서 출발하였다(Amato, 2001)는 점을 고려할 때 다양한 가족형태의 양육을 지원하기 위해 서로 다른 맥락의 양육을 구분하여 살펴보는 추후 연구도 필요할 것이다. 마지막으로 본 연구에서 사용한 공동양육의 개념화는 국외 연구를 바탕으로 이루어졌는데, 공동양육은 문화적 요소와 밀접한 관련이 있으므로 추후에는 성역할, 부모 양육태도, 양육문화 등과 관련하여 한국 문화의 보편성과 특수성에 대한 깊이 있는 논의가 필요할 것이다.
위 제한점에도 불구하고 본 연구는 공동양육의 양과 질을 나타내는 다면적인 특성을 반영해 아동기 자녀를 키우는 한국 부모의 공동양육의 실제를 실증적으로 파악하였다는 데에 큰 의의가 있다. 이를 통해 관련 연구를 확장하고 실천적, 정책적 개입에 중요한 근거를 제공할 수 있을 것이다. 최근 아버지 양육을 강조하는 미디어나 가족친화제도와 육아지원제도, 그리고 평등한 성역할인식의 확산 등으로 인해 아버지 양육이 양적으로 증가하고(J. Choi & Kim, 2019) 아버지 양육을 독려하는 사회적 분위기로 전환되었다. 그러나 아버지 양육참여 증가를 위한 노력이 양적인 측면에 치중하여 두 양육자의 ‘공동양육’이라는 측면에서의 논의나 개입 노력이 부족했으며 특히 공동양육의 질에 대한 논의는 거의 없었다. 어머니-아버지 관계, 부모-자녀 관계 등 가족 내의 하위시스템은 서로 영향을 주고받기 때문에(Margolin et al., 2001) 공동양육의 양과 질을 함께 높이기 위해서는 가족전체의 시스템적인 관점이 필요하다. 특히 공동양육은 어머니와 아버지 간의 관계가 부모 자녀 관계에 직접적으로 영향을 미치는 연결고리라고 할 수 있다. 따라서 본 연구와 같은 부모-자녀 이자관계에서 나아간 공동양육 관계, 양육참여의 양적인 측면에서 나아간 질적인 측면까지 확장된 관점의 연구와 제도적 개입이 더욱 요구된다.

Notes

This article was presented at the 11th Conference of Panel Study on Korean Children.

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Means of indicators by coparenting profi les.
Coparenting quantity indicators were coded as 1 = father takes full charge; 3 = equal division; 5 = mother takes full charge; for the coparenting quality indicators: higher scores mean better quality.
kjcs-41-6-95f1.jpg
Table 1
Means, Standard Deviations, and Bivariate Correlations of Study Variables
Coparenting quantity (Division of involvement)
Coparenting quality
Sociodemographic characteristics
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21
1. Accessibility
2. Engagement .60**
3. Responsibility .64** .61**
4. Discipline .17** .18** .19**
5. Family integrity -.09** -.20** -.12** -.05
6. Low disparagement .01 -.09** -.02 .04 .23**
7. Low conflict .00 -.09** -.03 -.06 .42** .52**
8. Family flexibility -.23** -.31** -.24** -.11** .61** .27** .45**
9. Sex of child -.02 .05 -.02 .07* .02 -.02 .00 .04
10. Number of child .01 -.01 -.04 -.06 .00 -.08* .03 .01 .02
11. Dual earner -.27** -.18** -.22** -.09** -.02 -.05 -.02 .09** .00 .00
12. Mother’s wage -.30** -.21** -.24** -.10** .00 -.04 -.02 .10** .05 -.08* .77**
13. Mother’s working hours -.32** -.21** -.27** -.09** -.04 -.06* -.02 .07* .02 -.01 .91** .80**
14. Father’s job .04 -.06 .03 -.01 .09** .12** .04 .05 -.02 -.04 -.04 0.04 -.05
15. Marriage duration .03 .10** .02 .02 -.01 -.06* .00 -.01 -.03 .33** .07* 0.00 .07* .04
16. Household income -.12** -.11** -.10** -.03 .10** .05 .03 .12** .02 -.05 .25** .44** .26** .18** .07*
17. Mother’s age .02 .07* .04 .04 .00 .03 .05 .00 -.03 .08** .00 0.04 .00 .07* .54** .09**
18. Father’s age .02 .07* .04 .07* -.02 -.03 .03 -.01 -.03 .12** -.01 0.03 .02 .04 .52** .09** .72**
19. Mother’s education level -.03 -.10** -.06 -.04 .14** .13** .08** .15** .03 -.09** .12** .22** .05 .29** -.10** .32** .07* 0.02
20. Father’s education level -.01 -.10** -.04 -.03 .13** .10** .03 .14** .02 -.11** 0.04 .14** .01 .37** -.03 .30** .12** .07* .62**
21. Child’s emotion regulation ability -.07* -.05 -.04 .04 .25** .08** .16** .23** .09** -.03 -.01 -.02 -.02 .02 .11** .07* .08* .07* .08* .08*
M 4.24 3.71 3.96 3.31 3.85 3.63 3.75 3.63 0.48 2.16 0.42 78.25 15.95 0.49 120.01 445.65 36.89 39.26 5.19 5.36 2.57
SD 0.52 0.54 0.52 0.67 0.54 0.55 0.77 0.50 0.50 0.64 0.50 117.54 20.50 0.50 38.99 199.79 3.64 3.97 0.94 0.99 0.38

* p < .05.

** p < .01.

Table 2
Model Fit Indices for Latent Profile Analyses
Number of groups
1 2 3 4 5
AIC 14276.61 13406.97 12901.19 12579.42 12411.87
BIC 14355.73 13530.59 13069.32 12732.06 12669.01
aBIC 14304.99 13451.19 12961.33 12655.49 12503.86
VLMR .06 .02 .08 .16
LMR .06 .02 .08 .16
BLRT .00 .00 .00 .00
Entropy .70 .73 .77 .76
Group proportions 1038 (100.00) 424 (40.85) 233 (22.45) 191 (18.40) 262 (25.24)
n (%) 614 (59.15) 331 (31.89) 174 (16.76) 147 (14.16)
474 (45.67) 205 (19.75) 81 (7.80)
468 (45.09) 197 (18.98)
351 (33.82)

Note. AIC = Akaike Information Criterion; BIC = Bayesian Information Criterion; aBIC = adjusted BIC; p VLMR = p values for the Vuong-Lo-Mendell-Rubin likelihood; p LMR = p values for Lo-Mendell-Rubin; p BRT= p values for Bootstrapped Likelihood-Ratio test.

Table 3
Means of Indicators by Coparenting Profi les
Group 1
Group 2
Group 3
Group 4
M SE M SE M SE M SE
Coparenting quantity 1 Accessibility 3.56 0.08 4.08 0.11 4.37 0.06 4.73 0.03
2 Engagement 3.07 0.07 3.61 0.11 3.72 0.07 4.34 0.05
3 Responsibility 3.32 0.09 3.84 0.10 4.04 0.06 4.51 0.04
4 Discipline 3.12 0.06 3.28 0.05 3.30 0.04 3.52 0.06
Coparenting quality 5 Family integrity 4.02 0.10 3.55 0.06 4.07 0.05 3.48 0.07
6 Low disparagement 3.71 0.09 3.13 0.07 3.88 0.03 3.43 0.09
7 Low conflict 3.90 0.15 3.97 0.09 4.18 0.06 3.34 0.16
8 Family flexibility 3.92 0.07 3.38 0.06 3.81 0.05 3.20 0.08
n (%) 191 (18.40) 174 (16.76) 468 (45.09) 205 (19.75)

Note. N = 1,038. Coparenting quantity indicators were coded as 1 = father takes full charge; 3 = equal division; 5 = mother takes full charge; for the coprenting quality indicators: higher scores mean better quality; group 1 = equal division-high quality group; group 2 = mother does more-low quality group; group 3 = mother does mostly-high quality group; group 4 = mother takes full charge-low quality group.

Table 4
Sociodemographic Characteristics by Coparenting Subgroups
Group 1
Group 2
Group 3
Group 4
Group comparison
M SE M SE M SE M SE
Child factors
Sex of child (1 = girl) 0.50 0.04 0.46 0.05 0.46 0.03 0.53 0.04 N.S.
Number of child 2.13 0.05 2.15 0.06 2.22 0.04 2.09 0.05 4 < 3
Parents’ working conditions
Dual-earner vs single-earner (1 = Dual -earner) 0.68 0.04 0.52 0.05 0.35 0.03 0.27 0.04 3, 4 < 2 < 1
Mother’s wage 149.47 11.35 99.67 11.41 57.45 5.83 41.87 7.40 3, 4 < 2 < 1
Mother’s working hours 29.69 1.91 19.65 1.94 11.62 1.00 9.79 1.43 3, 4< 2 < 1
Father’s job 0.49 0.04 0.46 0.05 0.53 0.03 0.40 0.04 4 < 3
Other factors
Marriage duration (Months) 115.64 3.38 117.52 3.45 121.41 1.96 123.12 3.44 N.S.
Household income 493.12 19.61 453.76 20.28 446.90 9.93 392.38 13.21 4 < 3 < 1 4 < 2
Mother’s age 36.21 0.31 36.70 0.33 37.17 0.18 37.02 0.33 1 < 3
Father’s age 38.50 0.35 39.43 0.38 39.35 0.19 39.57 0.34 1 < 4, 3
Mother’s education level (1-7) 5.24 0.07 5.21 0.09 5.30 0.05 4.88 0.08 4 < 1, 2, 3
Father’s education level (1-7) 5.41 0.08 5.40 0.09 5.45 0.05 5.07 0.08 4 < 1, 2, 3

Note. N = 1,038. group 1 = equal division-high quality group; group 2 = mother does more-low quality group; group 3 = mother does mostly-high quality group; group 4 = mother takes full charge-low quality group; N.S. = non significant; father’s job was coded as blue collar/technical/sales position = 0; administrative/professional/white-collar position = 1.

Table 5
Children’s Emotion Regulation Ability by Coparenting Subgroups
Group 1
Group 2
Group 3
Group 4
Group comparison
M SE M SE M SE M SE
Emotion regulation ability of children 2.64 0.03 2.47 0.03 2.49 0.04 2.64 0.02 2, 3 < 1, 4

Note. group 1 = equal division-high quality group; group 2 = mother does more-low quality group; group 3 = mother does mostly-high quality group; group 4 = mother takes full charge-low quality group.

References

Amato, P. R. (2001). Children and divorce in the 1990s: An update of the Amato and Keith (1991) meta-analysis. Journal of Family Psychology, 15(3), 355-370 doi:10.1037/0893-3200.15.3.355.
crossref
Asparouhov, T., & Muthén, B. (2014). Auxiliary variables in mixture modeling: Three-step approaches using Mplus. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 21(3), 329-341 doi:10.1080/10705511.2014.915181.
crossref
Boyce, W. T., Essex, M. J., Alkon, A., Goldsmith, H. H., Kraemer, H. C., & Kupfer, D. J. (2006). Early father involvement moderates biobehavioral susceptibility to mental health problems in middle childhood. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 45(12), 1510-1520 doi:10.1097/01.chi.0000237706.50884.8b.
crossref pmid
Cabrera, N. J., Volling, B. L., & Barr, R. (2018). Fathers are parents, too! Widening the lens on parenting for children’s development. Child Development Perspectives, 12(3), 152-157 doi:10.1111/cdep.12275.
crossref
Chang, J. J., Halpern, C. T., & Kaufman, J. S. (2007). Maternal depressive symptoms, father’s involvement, and the trajectories of child problem behaviors in a US national sample. Archives of Pediatrics & Adolescent Medicine, 161(7), 697-703 doi:10.1001/archpedi.161.7.697.
crossref pmid
Davies, P. T., Harold, G. T., Goeke-Morey, M. C., Cummings, E. M., Shelton, K., Rasi, J. A., & Jenkins, J. M. (2002). Child emotional security and interparental conflict. Monographs of the Society for Research in Child Development, 67(3), 27-41.

Dubowitz, H., Black, M. M., Cox, C. E., Kerr, M. A., Litrownik, A. J., Radhakrishna, A., ..., & Runyan, D. K. (2001). Father involvement and children’s functioning at age 6 years: A multisite study. Child Maltreatment, 6(4), 300-309 doi:10.1177/1077559501006004003.
crossref pmid
Duncombe, M. E., Havighurst, S. S., Holland, K. A., & Frankling, E. J. (2012). The contribution of parenting practices and parent emotion factors in children at risk for disruptive behavior disorders. Child Psychiatry & Human Development, 43:715-733 doi:10.1007/s10578-012-0290-5.
crossref pmid
Enders, C. K., & Bandalos, D. L. (2001). The relative performance of full information maximum likelihood estimation for missing data in structural equation models. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 8(3), 430-457 doi:10.1207/s15328007sem0803_5.
crossref
Fabricius, W. V., Sokol, K. R., Diaz, P., Braver, S. L. (2012). Parenting time, parent conflict, parent-child relationships, and children’s physical health. In K. Kuehnle, & L. Drozd (Eds.), Parenting plan evaluations: Applied research for the family court(1st ed, pp. 188-213). Oxford, England: Oxford University Press.

Feinberg, M. E. (2003). The internal structure and ecological context of coparenting: A framework for research and intervention. Parenting: Science and Practice, 3(2), 95-131 doi:10.1207/s15327922par0302_01.
crossref
Karreman, A., Van Tuijl, C., Van Aken, M. A. G., & Deković, M. (2008). Parenting, coparenting, and effortful control in preschoolers. Journal of Family Psychology, 22(1), 30-40 doi:10.1037/0893-3200.22.1.30.
crossref pmid
Lamb, M. E. (2000). The history of research on father involvement: An overview. Marriage & Family Review, 29(2-3), 23-42 doi:10.1300/j002v29n02_03.

Leidy, M. S., Schofield, T. J., Parke, R. D. (2013). Fathers’ contributions to children’s social development. In N. J Cabrera, & C. S Tamis-LeMonda (Eds.), Handbook of father involvement: Multidisciplinary perspectives(2nd ed, pp. 151-167). Abingdon-on-Thame, Oxfordshire: Routledge.

Little, T. D. (2013). Longitudinal structural equation modeling. New York: Guilford press.

Mandara, J. (2003). The typological approach in child and family psychology: A review of theory, methods, and research. Clinical Child and Family Psychology Review, 6:129-146 doi:10.1023/a:1023734627624.
pmid
Margolin, G., Gordis, E. B., & John, R. S. (2001). Coparenting: A link between marital conflict and parenting in twoparent families. Journal of Family Psychology, 15(1), 3-21 doi:10.1037/0893-3200.15.1.3.
crossref pmid
Masyn, K. E. (2013). Latent class analysis and finite mixture modeling. In P. E. Nathan, & T. D. Little (Eds.), The Oxford handbook of quantitative methods. 2. (pp. 551-611). New York: Oxford University Press.

McHale, J. P. (1997). Overt and covert coparenting processes in the family. Family Process, 36(2), 183-201 doi:10.1111/j.1545-5300.1997.00183.x.
crossref pmid
Minuchin, S. (1974). Families and family therapy. Cambridge, MA: Harvard University Press.

Morris, A. S., Criss, M. M., Silk, J. S., & Houltberg, B. J. (2017). The impact of parenting on emotion regulation during childhood and adolescence. Child Development Perspectives, 11(4), 233-238 doi:10.1111/cdep.12238.
crossref
Mplus (version 8.3). [Computer software]. Los Angeles, CA: Muthén & Muthén.

Muthén, B., & Muthén, L. K. (2000). Integrating person-centered and variable-centered analyses: Growth mixture modeling with latent trajectory classes. Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 24(6), 882-891 doi:10.1111/j.1530-0277.2000.tb02070.x.
crossref
National Institute of Child Health and Human Development (2007). Study of Early Child Care and Youth Development (SECCYD) Phase Ⅱ Data Collection Instruments: 54 months–First Grade. Retrieved from https://www.nichd.nih.gov.

Nord, C. W., West, J. (2001). Fathers’ and mothers’ involvement in their children’s schools by family type and resident status. (Report No. NCES 2001-032). Retrieved from US Department of Education & National Center for Education Statistics website: https://nces.ed.gov/pubs2001/2001032.pdf.

Olson, D. H. (2010). FACES Ⅳ manual. Minneapolis, Minn: Life Innovations.

Power, T. G. (2013). Parenting dimensions and styles: A brief history and recommendations for future research. Childhood Obesity, 9(s1), S14-S21 doi:10.1089/chi.2013.0034.
crossref pmid
Pleck, J. H., Stueve, J. L. (2001). Time and paternal involvement. In K. Daly (Ed.), Minding the time in family experience: Emerging perspectives and issues. 3. (pp. 205-226). Oxford, UK: Elsevier Science.

Rothenberg, W. A., Weinstein, A., Dandes, E. A., & Jent, J. F. (2019). Improving child emotion regulation: Effects of parent–child interaction-therapy and emotion socialization strategies. Journal of Child and Family Studies, 28:720-731 doi:10.1007/s10826-018-1302-2.
crossref
Sarkadi, A., Kristiansson, R., Oberklaid, F., & Bremberg, S. (2008). Fathers’ involvement and children’s developmental outcomes: A systematic review of longitudinal studies. Acta Paediatrica, 97(2), 153-158 doi:10.1111/j.1651-2227.2007.00572.x.
crossref pmid
Stolz, H. E., Barber, B. K., & Olsen, J. A. (2005). Toward disentangling fathering and mothering: An assessment of relative importance. Journal of Marriage and Family, 67(4), 1076-1092 doi:10.1111/j.1741-3737.2005.00195.x.
crossref
Tammelin, M., Mykkänen, J., Sevón, E., Murtorinne-Lahtinen, M., & Rönkä, A. (2019). Family time negotiations in the context of non-standard work schedules. Families, 8(1), 121-136 doi:10.1332/204674317x15034163282768.
crossref
Tein, J.-Y., Coxe, S., & Cham, H. (2013). Statistical power to detect the correct number of classes in latent profile analysis. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 20(4), 640-657 doi:10.1080/10705511.2013.824781.
crossref pmid pmc
Van Egeren, L. A., & Hawkins, D. P. (2004). Coming to terms with coparenting: Implications of definition and measurement. Journal of Adult Development, 11:165-178 doi:10.1023/b:jade.0000035625.74672.0b.
crossref
An, M. Y. (2017). Part-time employment and division of housework among married women in South Korea. The Women’s Studies, 97(2), 45-71 doi:10.33949/tws.2018.97.2.002.
crossref
An, S., & Lee, M. (2020). Determinants of parental involvement and responsibility among fathers with young children. Korean Journal of Child Care and Education Policy, 14(1), 3-25 doi:10.5718/kcep.2020.14.1.3.

Choi, J., & Kim, H. K. (2019). Paternal involvement in childcare and fathers’ physical and psychological adjustment: The moderating roles of time period, age, and cohort. Korean Journal of Sociology, 53(3), 1-41 doi:10.21562/kjs.2019.08.53.3.1.
crossref
Choi, M.-S., & Song, S.-O. (2014). The effects of the young children’s self-regulation and peer competence according to father’s involvement in child-rearing. Journal of Childrens Literature and Education, 15(1), 313-332.

Chung, K.-J., & Park, M.-R. (2013). The relation between fathers’ participation in nurturing and children’s social morality. Korean Journal of Child Care and Education, 80:43-64.

Go, J., Lee, J., & Oh, Y. E. (2020). Study on the variables affecting parenting self-efficacy of fathers with preschool-aged children. Journal of Family Relations, 25(1), 25-50 doi:10.21321/jfr.25.1.25.
crossref
Han, J. (2018). Differences in psychological and social adjustment of children according to types of coparenting through analysis of latent profile. Journal of Child Care and Education Policy, 12(2), 83-105 doi:10.5718/kcep.2018.12.2.83.
crossref
Hwang, S., & Hwang, H. (2014). The relationship between early childhood father’s parenting efficacy and parenting involvement. Journal of Cognitive Enhancement and Intervention, 5(1), 71-93.

Kang, S. K., Kim, H. M., & Chung, M. R. (2019). The mediating effects of coparenting and parenting efficacy in the relations between fathers’ perceptions of maternal gatekeeping role and their participation in parenting. Journal of Early Childhood Education, 39(4), 175-194 doi:0.18023/kjece.2019.39.4.007.

Kim, E. H. (2009). Relationship among marital conflicts, coparenting and a child’s emotional regulation. (Master’s thesis). Retrieved from http://www.riss.kr/link?id=T11736603.

Kim, E., & Jeon, G. (2016). The influencies of perception gap of daul-income parents about paternal involvement on marital conflict: Mediating effects of maternal self-efficacy and depression. Family and Environment Research, 54(5), 487-498.
crossref
Korea Institute of Child Care and Education (2018). Panel study of Korean children 7-10rd survey [Data file and codebook]. Retrieved KICCE from https://panel.kicce.re.kr/panel/index.do.

Korea Population, Health and Welfare Association (2019). 「Appadeul-i malhaneun yug-agyeongheomgwa uimi」[「아빠들이 말하는 육아경험과 의미」조사 결과 발표]. Retrieved from KoPHWA website: http://www.ppfk.or.kr/.

Lee, I. J. (2015). The effect of parenting involvement of fathers on marital satisfaction in dual earner couples with early childhood children. Korean Journal of Social Welfare Studies, 46(1), 343-370 doi:10.16999/kasws.2015.46.1.343.
crossref
Lee, Y.-H. (2008). Multiple determinants of father involvement-Measuring mother and father shared caregiving-. Journal of Korean Council for Children & Rights, 12(2), 189-210.

Oh, S.-A., & Ryu, J.-H. (2016). A comparative study on the perception of the fathers and mothers on fathers’ parenting participation and variables of fathers’ parenting participation. The Journal of Child Education, 25(3), 229-246 doi:10.17643/KJCE.2016.25.3.13.
crossref
Park, I. S., & Nahm, E. Y. (2015). Relations among coparenting, father involvement in child-rearing, and toddler’s emotion regulation. The Korean Journal of Developmental Psychology, 28(4), 135-153.

Park, S. Y., & Kang, J. H. (2005). The relations between children’s emotional regulation, aggression and school adjustment. Korean Journal of Child Studies, 26(1), 1-14.

Seo, S.-W., & Lee, D.-K. (2014). The effect of father’s parenting participation, mother’s social support, and mother’s psychological characteristics on mother’s parenting behavior. Early Childhood Education Research & Reviews, 18(2), 135-158.

Song, H. (2014). Validity of child-adolescent self-reported executive function difficulty screening questionnaire. Korean Journal of Clinical Psychology, 33(1), 121-137.
crossref
Song, M. Y. (2018). A structural relationship among father’s parenting efficacy, mother’s parenting stress, family interaction, and children’s social competence. Journal of Parent Education, 10(1), 139-162.

Yeo, Y. J., & Hwang, H. S. (2019). The effects of fathers’ playfulness and play participation level on their children’s social competence and emotional regulation. Korean Journal of Childcare and Education, 15(1), 107-125 doi:0.14698/jkcce.2019.15.01.107.

Yoo, J. (2014). Responsibility of fathering: Concept, features and items. Social Welfare Policy, 41(4), 1-19 doi:10.15855/swp.2014.41.4.1.
crossref
Yoo, J. (2017). Study on paternal involvement in responsibility of child rearing. Journal of Digital Convergence, 15(10), 45-61 doi:10.14400/JDC.2017.15.10.45.

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