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Korean J Child Stud > Volume 42(2); 2021 > Article
아버지의 유아기 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 학교적응에 미치는 종단적 영향: 실행기능 곤란의 매개효과

Abstract

Objectives

The purpose of this study was to examine longitudinal effects of father involvement in child-reaering during early childhood on first graders’ school adjustment, focusing on the mediating role of executive function difficulties. By doing so, the present study attempted to investigate the importance of fathers’ involvement in childcare during early childhood.

Methods

This study used the 4th, 5th, and 8th data sets from the Panel Study on Korean Children. A total of 1,711 data were analyzed. Descriptive statistics analysis, Pearson correlation analysis, structural equation modeling analysis, and bootstrapping were conducted.

Results

Fathers’ rearing involvement during early childhood was found to have a positive effect on first graders’ school adjustment by reducing levels in the children’s executive function difficulties, with socioeconomic status and children’s gender being considered as a confounder. However, fathers’ rearing involvement during early childhood did not have a direct effect on first graders’ school adjustment.

Conclusion

The present study suggests that fathers’ rearing involvement in early childhood is important for first graders’ cognitive development and school adjustment in the long term. This study is meaningful in that it did not simply reveal the longitudinal influences of fathers’ rearing involvement on children’s elementary school adjustment, but also explained these influences through the development of children’s executive skills.

Introduction

초등학교 입학 전후의 아동은 발달적으로 유사한 특징을 갖고 있음에도 불구하고 학교 입학을 기점으로 질적으로 다른 성격의 교육환경에 놓인다. 어린이집이나 유치원에서의 누리과정은 일상과 놀이가 통합된 형태로 이루어지지만, 초등학교 1학년의 교육과정은 교과목을 중심으로 운영된다(Hwang, 2012). 또한 유아들이 생활하는 교실은 놀이 활동의 선택이 자유롭게 이루어지고 이동에 대한 제약이 적지만, 초등학교 교실에서는 수업시간 동안 착석해서 수업에 집중해야 하고 이동의 자유가 매우 제한적이다. 이처럼 초등학교에 입학하면서 교육환경이 매우 달라지기 때문에 아동은 높은 수준의 스트레스를 경험하기 쉽고 학교적응 문제를 경험할 가능성이 높다(Jeong & Park, 2017). 이러한 배경으로 인해 연구자들은 유아기에서 학령기로의 전환이 유연하게 이루어지도록 하는 데 도움을 줄 수 있는 유아기 양육환경에 대해 높은 관심을 갖고 있다(E. A. Choi, 2019; Lee, 2018).
유아에게 가족은 사회화를 위한 주요 환경이다. 따라서 부모가 제공하는 유아기 양육 환경은 자녀가 학교에 입학하게 되었을 때 학교적응 수준에 영향을 미치는 주요 요인 중 하나이다. 지금까지 부모가 제공하는 유아기 양육이 자녀의 학교 적응에 미치는 영향력을 검토한 연구는 주로 어머니에게 초점을 두었다(E. A. Choi, 2019; Lee, 2018; Woo & Shim, 2019). 그러나 최근에는 아버지의 양육참여가 늘어나고 아버지가 자녀의 발달에 미치는 효과에 대한 연구결과들이 보고되면서, 아버지 양육의 영향력에 대한 관심이 더욱 높아지고 있다. 아버지의 양육은 자녀의 인지(Kwon, Chung, & Yae, 2015), 사회성(Han, Yee, & Kim, 2015; Seo & Lee, 2014), 정서(I. S. Park & Nahm, 2015)를 포함하는 전반적 발달 영역에 주요한 영향을 미치는 것으로 보고된다. 이러한 발달 영역들은 또래 및 교사와 인간관계를 맺고, 새로운 규칙에 따르고, 학업 과제들을 수행해야 하는 학교적응을 예측하는 주요 변인들이기 때문에(Jeon & Lee, 2017; Yang, 2015) 아버지의 양육 역시 어머니 못지않게 자녀의 학교적응에 상당한 영향을 미칠 것으로 예상된다. 최근 이루어진 메타 연구(S. W. Kim & Hill, 2015)에 따르면, 부모의 양육참여는 학령기 자녀의 학업적응과 밀접한 관련이 있는데, 어머니와 아버지의 영향력이 동등한 수준인 것으로 확인되었다. 심지어 학교적응의 하위영역 중 또래 적응의 경우 어머니보다 아버지 양육의 영향을 더 많이 받는다는 연구 결과도 보고되었다(Boldt, Kochanska, Yoon, & Nordling, 2014). 따라서 어머니뿐 아니라 아버지의 양육이 자녀의 학교 적응에 미치는 영향에 대해서도 주목할 필요가 있다.
아버지의 양육은 크게 양육행동과 양육참여로 나누어볼 수 있다(M. Kim & Jang, 2007). 양육행동은 아버지가 자녀를 양육하는 과정에서 보이는 행동의 질적 수준을 의미한다. 아버지의 양육행동은 자녀의 자율성을 얼마나 존중하는지, 자녀에게 얼마나 애정을 표현하는지, 자녀를 얼마나 통제하고자 하는지 등에 따라 유형화될 수 있다(K. Choi, 1992). 이에 반해, 양육참여는 아버지가 자녀 양육 과정에서 자녀와의 상호관계에 참여하는 정도를 의미한다. 양육참여는 양육행동에 비해 양육의 양적인 수준을 더 강조한 개념으로, 아버지가 자녀의 여가활동이나 생활지도 등에 얼마나 참여하고 있는지 검토함으로써 측정할 수 있다(K. Choi, 1992).
지금까지 아버지의 양육이 자녀의 학교준비도 및 학교적응에 미치는 영향에 대해 검토한 연구는 대부분 아버지의 양육행동에 초점을 두고 있다. 이를 자세히 살펴보면, 아버지의 온정적 양육행동과 통제적 양육행동 수준이 높을수록 취학 전 자녀의 학습준비도가 더 높은 수준으로 나타났다(J. E. Park, Lee, Chung, & Choi, 2018). 또한 아버지의 애정적 양육행동 수준이 높을수록 학령기 자녀의 학교적응 수준이 더 높다고 보고되었다(Lee, 2018). 어머니와 아버지의 지지적 양육행동에 주목한 연구에 따르면(Martin, Ryan, & Brooks-Gunn, 2010), 아버지의 지지적인 양육행동은 어머니의 지지적 양육행동 수준이 낮을 때 자녀의 학업적, 사회적 학교적응에 더 긍정적인 영향을 미쳤다. 즉, 어머니의 지지적 양육행동 수준이 부족할 때 아버지의 지지적 양육행동이 완충역할을 할 수 있다는 것이다. 이러한 연구는 아버지의 양육행동의 질적 수준의 중요성을 보여준다는 의의가 있으나, 상대적으로 아버지의 양육참여의 영향력을 간과했다는 한계가 있다.
일부 선행연구는 위와 같은 한계점을 지적하면서, 아버지의 양육참여가 자녀의 학교적응에 미치는 영향력에 대해 검토하였다. Do (2008)는 아버지의 양육참여가 높을수록 초등학교 고학년 자녀의 학교생활적응 수준이 더 높게 나타남을 밝혔으며, Cho와 Ahn (2015)은 아버지의 양육참여 수준이 높을수록 취학 전 유아의 학교준비도가 더 높았다고 보고하였다. M. Kim과 Jang (2007)은 아버지의 양육행동과 양육참여가 초등학교 고학년 자녀의 학교생활 적응에 미치는 상대적 영향력을 검토하였다. 중다회귀분석 결과, 아버지의 양육행동은 유의한 설명력이 없었으나 아버지의 양육참여는 자녀의 학교생활 적응을 유의하게 설명하는 변인으로 확인되었다. 이처럼 일부 선행연구자들이 아버지의 양육참여에 초점을 두고 아버지 양육이 자녀의 학교적응에 미치는 영향력을 검토하였으나, 공통적으로 다음과 같은 두 가지 한계점이 있었다. 첫째, 대부분의 연구가 횡단 자료에 근거하고 있다. 이로 인해 아버지의 양육참여가 자녀의 학교적응에 미치는 장기적인 영향력에 대해서는 다루지 못하였다. 둘째, 선행연구들은 아버지의 양육참여가 자녀의 학교적응에 영향을 미칠 수 있다는 점까지는 밝혔으나, 그 과정에 대한 설명이 부족했다. 즉, 아버지의 양육행동이 자녀의 어떠한 능력을 발달시킴으로써 궁극적으로 학교적응력을 높여줄 수 있는지에 대해 실증적으로 밝히지 못하고 있다.
지금까지 검토한 선행연구의 한계점을 종합적으로 고려해, 이 연구는 아버지의 유아기 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 학교적응에 미치는 종단적 영향력에 대해 살펴보고자 한다. 이때 두 변인의 관계를 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란이 설명할 수 있는지 확인해 볼 것이다. 실행기능은 의식적으로 스스로의 행동과 사고를 조절 및 관리하는 고위 인지기능을 의미하며, 억제, 주의전환, 작업기억 등의 하위영역들을 포함한다(Zelazo, 2004). 실행기능은 인지적으로 방해자극을 억제하고 목표자극에 집중하는 과정의 기반이 되기 때문에 인지발달을 가능하게 할 뿐 아니라, 충동적인 정서나 공격성을 억제하고 사회적으로 수용되는 행동과 사고를 발현시키는 데도 관여하기 때문에 정서 및 사회성 발달 영역에서도 주요 기반이 된다(Allan, Hume, Allan, Farrington, & Lonigan, 2014; Holmes, Kim-Spoon, & Deater-Deckard, 2016; Riggs, Jahromi, Razza, Dillworth-Bart, & Mueller, 2006; Sasser, Bierman, Heinrichs, & Nix, 2017). 유아기는 전전두엽의 생물학적 성숙과 함께 실행기능이 가장 급격하게 발달하는 시기이다(Diamond, 2013; Gogtay et al., 2004; Zelazo et al., 2013). 따라서 유아기에 제공되는 양육환경은 장기적으로 실행기능 발달의 주요 요인이 될 수 있다.
이 연구에서 매개변인으로 자녀의 실행기능에 주목한 이유는 다음과 같다. 첫째, 많은 선행연구에서 보고한 바와 같이, 실행기능은 새로운 환경 변화에 대한 적절한 대응이 요구되는 학교적응을 예측하는 주요 요인이다(J. Kim,Kim, & Kim, 2020; Sasser, Bierman, & Heinrichs, 2015). 실행기능은 새롭고 도전적인 상황에서 자신이 목표로 하는 행동 및 사고를 이끌어내기 위한 일련의 통제적 정신과정(Hughes, Ensor, Wilson, & Graham, 2009)이다. 실행기능이 높은 수준으로 발달한 경우, 새롭고 도전적인 환경에 놓였을 때 자신의 의식을 환경이 요구하는 바에 맞추어 전환하는 능력이 탁월하게 나타난다. 따라서 실행기능은 어린이집이나 유치원과 같은 유아 대상 기관의 교육 환경에 익숙한 아동이 학교에 입학하고 새로운 환경에 적응하는 데 필요한 주요 능력이라 할 수 있다. 즉, 유아기에 익숙했던 사고와 행동방식을 억제하고 학교라는 새로운 환경에 적합한 사고와 행동을 발현시켜 학교에 적응하기 위해서는 실행기능의 역할이 주요하게 작용한다.
둘째, 아버지가 양육참여 시 보이는 유아기 자녀와의 상호작용 특징은 실행기능의 핵심 특성인 새로운 환경의 요구에 적응하는 능력을 촉진시키는 것으로 보고된다. 선행연구에 따르면, 어머니의 양육은 돌봄 제공을 위주로 이루어지며 자녀에게 안정감과 편안함을 제공하는 데 비해, 아버지의 양육은 놀이를 중심으로 하며 자녀에게 도전적인 과제와 탐색 거리를 제공하는 경향이 높다(Grossmann et al., 2002). 아버지들은 자녀에게 예측가능하고 안정적인 환경보다는 새로운 환경을 제공하고자 하고, 야외놀이를 보다 선호하는 것으로 나타난다(Paquette, 2004; StGeorge, Fletcher, Freeman, Paquette, & Dumont, 2015). 이러한 아버지의 양육 특성을 고려하면, 아버지의 양육참여 수준이 높을수록 자녀가 실행기능의 핵심 특성인 새롭고 도전적인 환경 변화에 대한 적응 능력을 높이는 데 도움이 될 것이라고 예측된다.
셋째, 아버지의 양육참여 수준이 높아지면 자녀는 부모가 제공하는 서로 다른 양육환경에 지속적으로 노출되고, 이러한 경험은 실행기능의 주요 특성인 정신적 유연성과 규칙 전환과 같은 능력을 발달시킬 수 있다(Lamb & Tamis-Lemonda, 2004). 일반적으로 주 양육 제공자가 어머니임을 고려했을 때, 아버지의 양육참여 수준이 높아지면 자녀는 부모가 제공하는 서로 다른 양육환경을 장기적으로 경험하게 될 가능성이 커진다. 예를 들어, 아버지는 어머니에 비해 새로운 환경을 제공하고 도전적인 탐색 거리를 제공하는 경향이 있기 때문에(Grossmann et al., 2002; Paquette, 2004; StGeorge et al., 2015), 자녀에게 장난감이나 물품을 사줄 때도 이러한 경향이 반영되어 어머니와는 다른 종류를 제공할 수 있다. 이러한 양육환경은 자녀가 정신적 유연성과 규칙전환 능력을 발달시키는 기회를 줄 가능성이 있다. 물론 일관성 없는 양육 환경은 유아에게 혼란을 줄 위험이 있다. 그러나 부모가 주요 양육철학을 일관되게 공유하면서 자녀에게 서로 다른 특징을 가진 양육환경을 제공한다면, 유아는 안정적이면서도 다양한 경험을 할 수 있는 양육환경에서 성장할 수 있게 된다. 이때 자녀는 정신적 유연성과 규칙 전환능력과 같은 영역을 발달시킬 수 있을 것이다(Lamb & Tamis-Lemonda, 2004).
지금까지 논의한 바를 바탕으로, 이 연구는 아버지의 유아기 양육참여가 자녀의 학교적응에 미치는 종단적 영향력을 살펴보고자 하며, 그 매개변인으로 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란을 검토해 보고자 한다. 이에 따라 아래와 같이 연구 문제를 설정하였다.

연구문제 1

아버지의 유아기 양육참여는 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란에 유의한 영향을 미치는가?

연구문제 2

초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란은 학교적응에 유의한 영향을 미치는가?

연구문제 3

아버지의 유아기 양육참여는 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란을 매개로 학교적응에 유의한 영향을 미치는가?

Methods

연구대상

본 연구는 한국아동패널(Panel Study on Korean Children [PSKC])의 4차(2011), 5차(2012), 8차(2015) 데이터를 활용하였다. 전체 패널 조사 대상자 2,150명 중 이 연구에서 활용되는 주요 변수에 대한 응답이 이루어진 1,730명을 선정하였다. 이 중 월 소득이 이상치로 확인된 19명을 제외한 1,711명이 최종 분석대상이 되었다. 최종분석대상의 성별은 남아 803명(46.9%), 여아 766명(44.8%)이었으며, 142명(8.3%)은 무응답에 해당하였다.

연구도구

아버지의 유아기 양육참여

아버지의 유아기 양육참여를 확인하기 위해 4, 5차 패널 데이터(자녀 연령 3, 4세)를 활용하였다. 이 척도는 한국아동패널 연구진이 Hong (1995)의 부모역할 척도를 수정한 것이며 4개 문항으로 구성된다(5점 리커트 척도). 어머니 설문을 통해 아버지의 유아기 양육참여 정도가 평가되었으며, 점수가 높을수록 아버지의 양육참여 정도가 높음을 의미한다. 구체적인 문항의 내용은 “남편은 아이에게 필요한 장난감이나 물품을 사다준다.”, “남편은 아이의 습관이나 생활에 관심을 갖고 지도한다.”, “남편은 아이에게 음식 또는 우유를 먹이거나 목욕을 시키는 등의 일을 한다.”, “남편은 아이와 함께 자주 놀아주거나 이야기 상대가 되어준다.”이다. 이 척도의 Cronbach의 α값은 4차년도 자료 .81, 5차년도 자료 .74로 신뢰도가 양호한 수준이었다.

실행기능 곤란

초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란은 한국아동패널 8차년도 자료를 활용해 측정하였다. 이 척도는 Song (2014)의 어머니 질문지를 활용했으며, 40개 문항으로 구성된다(3점 리커트 척도). 실행기능 곤란의 하위범주는 계획-조직화 곤란, 행동통제 곤란, 정서통제 곤란, 부주의의 네 가지 영역으로 이루어진다. 점수가 높을수록 자녀의 실행기능 곤란 정도가 높음을 의미한다. 이 척도의 Cronbach의 α값을 살펴보면, 계획-조직화 곤란 .89, 행동통제 곤란 .85, 정서통제 곤란 .90, 부주의 .90으로 신뢰도가 모두 양호한 수준이었다.

학교적응

초등학교 1학년 자녀의 학교적응 정도를 검토하기 위해 한국아동패널 8차년도 자료에서 Chi와 Jung (2006)의 척도를 이용한 데이터를 활용하였다. 이 척도는 35개 문항으로, 5점 리커트 척도를 활용한다. 학교적응은 학교생활적응(11개 문항), 학업수행적응(11개 문항), 또래적응(8개 문항), 교사적응(5개 문항)의 네 가지 하위 요인으로 구성되며, 점수가 높을수록 자녀의 학교적응 수준이 높음을 의미한다. 학교생활적응 척도의 예시 문항은 “학교에서 질서를 잘 지킨다.”, “정해진 규칙을 잘 지킨다.”, “공부시간에 딴 짓을 하거나 장난치지 않는다.”가 있다. 학업수행적응 척도의 예시 문항은 “과제를 잘 해오며 준비물을 잘 챙겨온다.”, “사고하고 탐구하려는 의욕이 많다.”, “수업시간에 하는 활동에 적극 참여한다.”가 있다. 또래적응 척도의 예시 문항은 “친구를 잘 도와준다.”, “친구들과 친하게 지낸다.”, “다른 친구들이 사귀고 싶어하는 인기 있는 아이이다.” 가 있다. 교사적응 척도의 예시문항은 “선생님과 언제든지 자유롭게 이야기 한다.”, “선생님께 인사를 잘 한다.”, “필요할 때 선생님께 도움을 청한다.”가 있다. 학교적응 척도의 Cronbach의 α값은 학교생활적응 .96, 학업수행적응 .95, 또래적응 .93, 교사적응 .81로 모두 양호한 수준이었다.

사회경제적 지위

가정의 사회경제적 지위의 영향력을 통제한 상태에서 연구가설을 검증하기 위해 한국아동패널 8차 자료를 활용해 부모의 최종 학력과 가구의 월 소득을 조사하였다. 부모의 최종 학력은 교육 연한에 따라, 무학 0, 초등학교 6, 중학교 9, 고등학교 12, 전문대 14, 대학교(4년제) 16, 석사 18, 박사 20으로 각각 코딩되었다. 월 소득은 오픈형 질문을 활용해 만원 단위로 측정하였으며, 연속변수로 코딩되었다.

자녀의 성별

자녀의 성별을 통제한 상태에서 연구가설을 검증하기 위해 한국아동패널 8차 자료를 활용해 성별을 확인하였다. 남아는 1, 여아는 2로 코딩되었다.

자료분석

수집된 자료에 대해 IBM SPSS Statistics 26.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 이용해 기술통계 분석 및 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 다음으로 Mplus version 8.2 (Muthén & Muthén, Los Angeles, CA)를 활용해 구조방정식 분석과 부트스트래핑을 수행하였다.

Results

변수들의 기술통계 및 상관관계 분석

Table 1은 관측 변수들에 대한 기술통계 분석 및 상관관계 분석 결과를 보여준다. 먼저 각 변수들의 왜도와 첨도의 절대값이 각각 2와 7을 넘지 않았기 때문에 자료가 정규성 가정을 만족하는 것으로 판단하였다(Curran, West, & Finch, 1996).
상관관계 분석 결과를 자세히 살펴보면, 아버지의 유아기 양육참여는 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란의 하위영역과 모두 부적 상관관계를 보였으며(r = -.15∼-.10, p < .01), 학교적응의 하위영역 중 또래관계(r = .07, p < .05)와 정적 상관을 보였다. 즉, 아버지의 유아기 양육참여가 높을수록 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란이 낮게 나타났으며, 학교적응 중 또래적응 수준이 더 높았다. 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란과 학교적응의 하위범주들은 대부분 부적 상관관계를 보였으나(r = -.35∼-.11, p < .01), 교사적응과는 유의한 상관이 나타나지 않았다. 즉, 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란 수준이 높을수록 학교적응 수준은 대체로 낮았다. 가정의 SES 수준은 아버지의 양육참여와 모두 정적 상관이 있었으며(r = .07∼.13, p < .01), 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란의 하위범주와 대부분 부적 상관이 있었다(r = -.13∼-.06, p < .05, 01). 그러나 실행기능의 하위범주 중 주의집중 곤란과는 상관이 나타나지 않았다. 또한 가정의 SES 수준은 자녀의 학교적응의 하위범주와 대부분 정적 상관이 있는 것으로 확인되었다(r = .07∼.11, p < .05, .01). 다시 말해, 가구의 SES 수준이 높을수록 아버지가 양육에 더 높은 수준으로 참여하였으며, 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 및 학교적응은 높은 수준으로 나타났다. 한편, 자녀의 성별과 아버지의 양육참여 정도는 유의한 상관이 나타나지 않았다. 그러나 여아일수록 실행기능 곤란 수준이 낮게 나타났으며(r = -.24∼-.08, p < .01), 학교적응 수준은 높게 나타났다(r = .08∼-.31, p < .05, 01).

아버지의 유아기 양육참여, 자녀의 실행기능 곤란 및 학교적응의 관계

아버지의 유아기 양육참여가 자녀의 실행기능 곤란을 매개로 학교적응에 미치는 영향력을 살펴보기 위해 연구모형(Figure 1)에 대한 모형 적합도를 살펴보았다. Figure 1에서는 그림의 간명성을 위해 통제변인으로 투입된 사회경제적 지위 변수와 자녀의 성별 변수가 생략되었다. 분석 결과 Table 2와 같이, RMSEA < .08, SRMR < .08, CFI > .90, TLI > .90의 기준을 충족해 연구모형이 양호한 수준으로 확인되었다(Hu & Bentler, 1999; Taylor & Todd, 1995).
Figure 2는 최종모형의 결과를 보여준다. 이를 자세히 살펴보면, 아버지의 유아기 양육참여는 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란에 부적인 영향을 주었다(β = -.21, p < .001). 즉, 아버지가 자녀의 유아기에 양육참여를 많이 할수록 자녀가 초등학교 1학년이 됐을 때 실행기능의 곤란을 더 낮은 수준으로 경험하였다. 또한 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란은 학교 적응에 부적 영향을 주었다(β = -.26, p < .001). 이는 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란 수준이 낮을수록 학교적응 수준은 높게 나타남을 의미한다. 한편, 아버지의 유아기 양육참여 수준은 초등학교 1학년 자녀의 학교적응을 직접적으로 예측하지는 못했다.
아버지의 유아기 양육참여 수준이 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란을 매개로 학교적응에 영향을 미치는지 확인하기 위해 Bootstrapping (n = 10,000) 분석을 실시하였다. 그 결과 Table 3과 같이, 아버지의 유아기 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 학교적응에 미치는 간접효과가 유의한 것으로 확인되었다. 다시 말해, 아버지가 유아기 자녀의 양육에 참여하는 수준은 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란에 장기적으로 부적인 영향을 미치며, 이러한 자녀의 실행기능 곤란 수준이 결국 학교적응에 부적 영향을 미칠 수 있는 것으로 확인되었다.

Discussion

이 연구는 아버지의 유아기 양육참여 수준이 초등학교 1학년 자녀의 학교적응에 미치는 종단적 영향력을 살펴보았으며, 그 매개 변인으로 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란을 검토하였다. 그 결과 다음과 같은 결론을 도출하였다.
첫째, 아버지의 유아기 양육참여 수준은 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란에 부적 영향을 미쳤다. 즉, 자녀가 유아기일 때 아버지의 양육참여 수준이 높을수록 장기적으로 자녀의 실행기능 발달 수준이 더 높게 나타났다. 이러한 결과는 자녀가 18개월일 때 아버지와의 상호 반응적인 상호작용 수준이 높을수록 자녀가 초등학교에 입학하는 시점의 실행기능 수준이 더 높게 나타났다는 선행연구(Hertz, Bernier, Cimon-Paquet, & Regueiro, 2019)와 맥을 같이 한다. 유아기는 어느 시기보다 실행기능이 급격히 발달하는 시기이기 때문에(Diamond, 2013; Gogtay et al., 2004; Zelazo et al., 2013) 이 시기의 양육경험이 장기적으로 학령기까지 영향을 미치는 것으로 해석된다. 또한 아버지의 양육 특성은 어머니에 비해 돌봄 제공보다는 놀이 제공에 초점이 맞추어져 있고, 어머니가 제공하는 예측가능하고 안정적인 활동들보다 예측 불가능하며 색다른 활동의 비중이 높은 경향이 있다(Lamb & Tamis-Lemonda, 2004; Paquette, 2004; StGeorge et al., 2015). 이러한 아버지의 양육 특성은 실행기능의 중심 특성인 새로운 환경에 대한 주의 전환과 적응 능력을 기르는 데 도움이 되는 것으로 추측된다. 또한 대부분의 경우 어머니가 주 양육자라는 점을 감안하면, 아버지의 양육참여 수준이 높을수록 자녀가 부모로부터 다양한 양육환경을 제공받았을 가능성이 높다. 이러한 양육 환경의 특성은 자녀로 하여금 부모가 각각 제공하는 양육환경에 대한 주의전환 및 규칙적응 능력을 길러줄 수 있는데(Lamb & Tamis-Lemonda, 2004), 이 역시 실행기능의 주요 특성들에 해당한다.
한편, 아버지의 양육참여가 자녀의 실행기능 발달에 긍정적 영향을 미친다는 이 연구의 결과는 아버지가 자녀와의 상호작용에 얼마나 많이 참여하는지가 아닌 어떻게 상호작용하는지가 자녀의 실행기능 발달과 관련이 있다고 보고한 연구 결과(Meuwissen & Carlson, 2015)와 다소 상반된다. 이들의 연구에서는 아버지의 상호작용 참여 정도가 아닌 아버지가 상호작용 과정에서 자녀의 자율성을 얼마나 존중해주는지가 자녀의 실행기능을 설명하는 주요한 변인인 것으로 나타났다. 이들의 연구 결과는 상호작용의 양보다는 질이 중요할 수 있음을 시사하였다. 이처럼 본 연구와 Meuwissen과 Carlson (2015)의 연구 결과가 다소 차이를 보이는 것은 각 변수에 대한 측정 방법에 기인한 것으로 추측된다. 즉, 본 연구에서는 아버지가 ‘평소’ 얼마나 유아의 ‘생활 전반’에 대한 양육에 참여하는지 측정하기 위해 어머니를 대상으로 설문을 실시하였다. 이에 비해, Meuwissen과 Carlson (2015)의 연구에서는 실험실에서 인위적으로 놀이상황을 제공한 후 아버지의 상호작용 특성을 관찰하였다. 이처럼 아버지가 스스로 관찰되고 있음을 인지한 상황에서는 상호작용 참여 정도가 평소보다 높게 나타났을 가능성이 있다. 또한 이들이 측정한 상호작용은 놀이 상황에 국한된 것으로, 아버지가 일상생활 전반에서 보이는 양육 참여 수준이 보다 넓은 개념이라고 할 수 있다. 따라서 본 연구의 결과에 따르면, 아버지가 일상에서 유아를 위한 양육에 참여하는 정도가 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 발달에 장기적인 영향력을 가질 수 있는 것으로 해석할 수 있다.
둘째, 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란은 학교적응에 부적인 영향력을 미쳤다. 다시 말해, 자녀의 실행기능 발달 수준이 높을수록 학교적응 수준이 더 높게 나타났다. 이러한 연구 결과는 실행기능이 학령기의 학업능력(Allan et al., 2014; Sasser et al., 2017), 또래관계(Holmes et al., 2016) 및 사회 정서적 유능감(Riggs et al., 2006)과 같은 영역을 예측한다는 연구 결과와 맥을 같이 한다. 즉, 실행기능은 인지, 정서, 사회성 등 전반적 발달영역에 두루 영향을 미침으로써, 또래 및 교사와 사회적 관계를 맺으며 학업 과제를 수행해야 하는 학교생활에 적응하는 데 주요 기반으로 작용한 것으로 해석된다. 특히 어린이집이나 유치원과 같은 기관의 교육환경에 익숙했던 자녀가 학교 환경에 적응하기 위해서는 유아기의 사고와 행동 패턴을 억제하고 새롭게 요구되는 행동양식에 맞추어 스스로를 전환해야 하는데(Hwang, 2012), 이 과정에서 ‘억제’, ‘주의전환’과 같은 하위요인을 포함하는 실행기능이 핵심적인 역할을 할 수 있다.
셋째, 아버지의 유아기 양육참여는 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 곤란을 매개로 하여 학교적응을 예측하였다. 다시 말해, 아버지의 유아기 양육참여 수준이 높을수록 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 발달 수준이 더 높게 나타났으며, 이를 매개로 학교적응 수준 역시 더 높게 확인되었다. 선행연구(Hertz et al., 2019)에서는 유아기에서 학령기로 전환되는 시점에 어머니보다 아버지와 자녀의 상호작용이 자녀의 실행기능에 미치는 영향력이 더 클 수도 있다는 연구 결과를 보고하며, 학령기로의 전환기에서 아버지의 역할을 강조한 바 있다. 그러나 이 선행연구는 아버지 양육이 학령기로 전환되는 자녀의 실행기능에 미치는 영향력까지는 밝혔으나, 실제로 이러한 영향력이 자녀의 학교적응으로 이어지는지는 검토하지 못했다. 이와 비교해, 본 연구는 종단 데이터를 활용하여 아버지의 유아기 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 실행기능을 매개로하여 실제 학교적응까지 유의한 영향을 미침을 실증적으로 보여주었다.
한편, 아버지의 유아기 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 학교적응에 미치는 직접적인 경로는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 다시 말해, 아버지의 유아기 양육참여가 1학년 자녀의 학교적응에 미치는 영향력은 대부분 자녀의 실행기능 발달 수준을 통해 설명되었다. 아버지의 유아기 양육참여의 직접 경로가 유의하지 않은 이유는 실행기능이 인지, 언어, 사회정서를 비롯한 아동의 전반적인 발달 영역을 촉진하는 데 공통적인 기제로 작용하는 핵심 능력(Allan et al., 2014; Holmes et al., 2016; Riggs et al., 2006; Sasser et al., 2017)이기 때문인 것으로 사료된다. 다시 말해, 아버지의 유아기 양육참여는 자녀의 인지, 사회, 정서 등의 발달영역에 두루 영향을 미침으로써 학교적응까지 종단적 영향력을 줄 수 있는데, 이러한 과정이 ‘실행기능’이라는 공통적인 핵심 기제를 통해 설명이 가능해진다는 것이다. 이러한 결과는 아버지의 유아기 양육참여가 자녀의 초등학교 적응에 영향을 미치는 과정에서 실행기능의 발달이 가지는 중요성의 정도를 잘 보여준다.
이 연구의 한계는 다음과 같다. 첫째, 이 연구는 아버지의 양육에 초점을 맞추었으며 어머니의 양육 특성에 대해서는 함께 다루지 못했다. 그러나 어머니와 아버지가 제공하는 양육환경은 서로 상호작용하여 복합적으로 자녀에게 영향을 줄 가능성이 있다(Hertz et al., 2019; Martin et al., 2010). 예를 들어, 어머니가 높은 수준의 지지적 양육환경을 제공하는 경우 아버지의 지지적 양육행동은 자녀의 학교 준비도에 유의한 영향을 미치지 못하지만, 어머니가 평균 혹은 평균 이하의 지지적 양육환경을 제공하는 경우 아버지의 지지적 양육행동이 완충 역할을 하여 자녀의 학교 준비도에 유의한 영향을 미친다는 연구 결과(Martin et al., 2010)가 보고되기도 하였다. 본 연구의 결과는 어머니의 양육 행동에 대해 고려하지 않았음에도 아버지의 양육참여 수준이 자녀의 실행기능 및 학교적응에 유의한 영향을 미친다는 점을 밝혔다는 점에서는 의의가 있으나, 후속 연구에서는 어머니의 양육과 아버지의 양육 특성 사이의 상호작용 효과에 대해 추가로 검토해 볼 필요가 있다. 둘째, 이 연구는 자녀의 성별에 따른 아버지 양육 효과의 차이를 검토하지 못했다. 이는 자녀의 성별에 따라 집단을 나누었을 때 데이터의 형태동일성을 충족했으나 측정동일성이 성립하지 않아 다집단 분석을 시행하기 어려웠기 때문이다. 그러나 상당 수의 연구들이 아버지의 양육이 자녀의 성별에 따라 다른 특징을 가지며(Schoppe-Sullivan et al., 2006), 그 영향력 또한 다르게 나타난다고 보고하고 있다(Hertz et al., 2019; J. E. Park et al., 2018). 아버지와 자녀의 상호작용 수준과 자녀의 실행기능 간 상관관계를 분석한 결과 아버지와 딸보다 아버지와 아들 사이일 때 상관관계가 약 3배 더 높다고 보고한 연구도 있다(Hertz et al., 2019). 따라서 후속 연구에서는 자녀의 성별에 따른 차이에 대해 추가로 검토해 볼 필요가 있다.
이러한 한계에도 불구하고 이 연구는 다음과 같은 의의를 가진다. 첫째, 어머니에게 집중되었던 연구 대상을 아버지로 확장하여, 아버지의 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 및 학교적응에 미치는 영향에 대해 조명하였다. 특히 아버지에게 초점을 맞춘 대부분의 선행연구가 아버지의 양육행동에 따른 자녀의 실행기능 및 학교적응을 검토한 데 비해, 이 연구는 아버지의 양육참여의 영향력에 주목하였다. 둘째, 이 연구는 종단 데이터를 이용하여 아버지의 유아기 양육참여 정도가 초등학교 1학년 자녀의 실행기능 및 학교적응에 미치는 장기적 영향력을 검토하였다. 이를 통해 아버지의 유아기 양육참여가 초등학교 1학년 자녀의 학교적응에 도움을 줄 수 있다는 점을 확인하였다. 이러한 연구 결과는 아버지가 초등학교 입학이라는 주요한 전환기를 맞이하는 자녀의 발달 및 학교적응에 도움을 주기 위해서는 유아기부터 꾸준히 양육에 참여하여 자녀와 활발하게 상호작용하는 노력이 필요함을 시사한다. 마지막으로 이 연구는 단순히 아버지의 유아기 양육참여가 자녀의 학교적응에 미치는 영향력을 밝히는 데 그치지 않고, 이러한 영향력을 자녀의 실행기능 발달을 통해 구체적으로 설명했다는 데 의의가 있다.

Notes

This article was presented at the 2020 Annual Fall Conference of Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Research model
kjcs-42-2-173f1.jpg
Figure 2
Figure 2
Final model.
***p < .001.
kjcs-42-2-173f2.jpg
Table 1
Descriptive Statistics and Correlation Analysis
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14
1
2 .68**
3 -.14** -.15**
4 -.15** -.14** .68**
5 -.14** -.12** .45** .56**
6 -.11** -.10** .60** .56** .39**
7 .05 .03 -.19** -.35** -.14** -.18**
8 .06 .06 -.21** -.26** -.11** -.15** .58**
9 .07* .06 -.14** -.26** -.14** -.12** .63** .71**
10 .04 .03 -.04 -.05 -.04 -.01 .23** .49** .42**
11 .12** .13** -.13** -.08** -.07** -.04 .11** .10** .10** .04
12 .12** .12** -.07** -.06* -.07** -.00 .09** .09** .08* .05 .62**
13 .07** .09** -.07** -.07** -.09** .01 .07* .06 .06 .08** .33** .29**
14 -.00 -.03 -.20** -.24** -.08** -.17** .31** .16** .23** .08* -.02 -.01 .02
M 3.61 3.57 1.56 1.29 1.39 1.48 4.08 3.83 3.95 4.01 14.38 14.73 454.34 1.49
SD .80 .79 .39 .32 .40 .41 .94 .86 .80 .75 1.88 2.02 180.52 .50
Skewness -.27 -.31 .57 1.44 1.04 .81 -1.07 -.62 -.76 -.81 -.08 -.19 1.24 .05
Kurtosis -.37 -.35 -.02 2.36 .67 .26 .31 -.04 .40 .51 -.79 -1.0 4.17 .12

Note. N = 1,711.1 = fathers’ rearing involvement (4th); 2 = fathers’ rearing involvement (5th); 3 = planning-organizing difficulties; 4 = behavioral control difficulties; 5 = emotional control difficulties; 6 = attention-concentration difficulties; 7 = school life; 8 = academic performance; 9 = peer; 10 = teacher; 11 = fathers’ education level; 12 = mothers’ education level; 13 = monthly household income; 14 = children’s gender.

* p < .05.

** p < .01.

Table 2
Model Fit
χ² df RMSEA 90% CI SRMR CFI TLI
428.715*** 72 .056 .053 .943 .928

Note. N = 1,711.

*** p < .001.

Table 3
Mediating Effect Test
Path β Indirect effect bias-corrected 95% CI
Fathers’ rearing involvement → Children’s school adjustment .06*** .033∼.083

Note. N = 1,711.

*** p < .001.

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Editorial Office
The Korean Association of Child Studies
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