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Korean J Child Stud > Volume 43(1); 2022 > Article
유아기 자녀의 부모용 부모공동양육 척도 개발 및 타당화 연구

Abstract

Objectives

The purpose of this study was to develop and validate a coparenting scale for parents with preschoolers.

Methods

Data were collected from a sample of Korean parents with children aged between 3-5 years. A total of 600 participants (300 for development and 300 for validation) were asked to answer questionnaires for the development and validation of a coparenting scale. Data were analyzed using exploratory factor analysis, confirmatory factor analysis, reliability analysis, and correlation analysis.

Results

A coparenting scale with 24 items was developed, which comprised four subscales: support (7 items), undermining (7 items), conflict (5 items), and communication (5 items). The scale was verified using both consequential and cross validity. First, the subscales of the scale showed a significant correlation with those of marital conflict, parenting stress, parenting, and preschoolers’ behavior problems. Next, confirmatory factor analysis of data from the second sample indicated adequate fit for the scale, suggesting that it could be applicable to parents with preschoolers with similar demographic backgrounds. Cronbach’s α ranged from .83 to .94, indicating a high level of internal consistency.

Conclusion

This study involved developing a coparenting scale for parents with preschoolers and verifying its validity. This reliable and valid coparenting scale would be an invaluable tool for research in coparenting and the related fields such as parent consultation and parenting education.

Introduction

생후 초기 6년은 신체, 인지 및 사회정서 발달이 급속하게 진행되어 양육의 중요성이 강조되는 시기이며(Bornstein, 2002; Galinsky, 1981), 특히 유아기는 부모와 함께하는 시간이 길고, 발달 특성상 양육자로서 어머니와 아버지 모두의 적절한 보살핌과 지원이 요구되는 시기이므로 부모공동양육의 중요성이 부각된다. 실제로 유아기 부모공동양육은 영아기 부모공 동양육 보다 부모 간의 협력을 더 요구한다(Belsky & Rovine, 1990). 또한 부모공동양육은 유아의 정서조절 능력(Feinberg, 2003; Karreman, Van Tuijl, Va Aken, & Deković 2008), 사회적 능력(Cabrera, Scott, Fagan, Steward-Streng, & Chien, 2012), 문제행동(Choi, Doh, Kim, & Shin, 2013; Christopher, Umemura, Mann, Jacobvitz, & Hazen, 2015; McHale & Rasmussen, 1998; Murphy, Jacobvitz, & Hazen, 2016; Schoppe, Mangelsdorf, & Frosch, 2001) 등과 밀접한 관련이 있어 유아의 발달을 이해함에 있어서 부모공동양육은 중요한 의미를 갖는다. 특히 현대 사회는 맞벌이 부모가 증가하여 부모공동양육의 중요성이 커지는 추세로 유아기 부모공동양육에 대한 이해가 필수적이다.
부모공동양육에 초점을 둔 연구자들은 공통적으로 부모공동양육을 어머니, 아버지 그리고 자녀의 삼자 관계에 기초하여 정서적, 신념적 및 행동적 측면을 모두 포함하는 개념으로 설명한다. 부모공동양육은 각 부모가 자녀와 개별적인 관계를 맺는 평행적 양육 혹은 개인적 양육과는 구별되는 것으로 자녀를 포함하는 삼자 간의 관계에서 수행되며(Feinberg, 2002; Lindsey, Caldera, & Colwell, 2005), 부모가 협력하여 양육의 과정을 공유하여 합의된 방법으로 자녀를 양육하는 것이다(Ahrons, 1981; Doh, 2012; Feinberg, 2003; McHale, 1997). 즉, 부모공동양육은 부모가 서로의 양육과 관련된 역할, 생각 및 행동 등을 지지 · 협력하거나 혹은 서로 비난·방해하는 과정을 개념화한 것이다(Belsky, Crnic, & Gable, 1995; Gable, Belsky, & Crnic, 1992; McHale, 1995).
부모공동양육은 가족체계 내의 주요한 변인으로서 많은 국외 연구자들은 부모공동양육을 측정하기 위한 연구를 지속해오고 있다. 부모공동양육 척도는 20세기 후반 미국의 이혼율이 증가하면서 이혼가정의 갈등적 부모공동양육이 이혼 후 아동의 적응에 미치는 영향에 주목하면서 개발되기 시작하였다(Ahrons, 1981; Durst, Wedemeyer, & Zurcher, 1985). 이후 아버지됨에 대한 체계적인 연구가 증가함에 따라(Cowan, 1988) 부모공동양육에 대한 연구는 이혼하지 않은 일반 가정까지 확장하여 연구되기 시작하여(Belsky et al., 1995; McHale, 1995) 일반 가정의 부모공동양육 척도를 개발하는 연구들(Abidin & Brunner, 1995; Feinberg, Brown, & Kan, 2012; Margolin, Gordis, & John, 2001; McHale, 1995; Stright & Bales, 2003; Teubert & Pinquart, 2011)이 꾸준히 이루어지고 있다.
국외 척도 개발 연구는 부모의 부모공동양육 특성을 파악하여 부모공동양육이 긍정적으로 잘 이루어지고 있는지를 측정해 볼 수 있도록 하였으며, 다른 주요 변인과의 관련성과 인과관계를 탐색하고 프로그램의 효과를 검증하는 등의 부모공동양육과 관련된 많은 연구들의 초석이 되었다. 반면에, 국내의 경우 대부분 국외에서 개발된 부모공동양육 척도를 번안하여 사용하고 있다. 즉, 대부분의 부모공동양육 척도 관련 연구는 서구문화권의 부모들을 대상으로 이루어졌기 때문에 서구 이외의 문화권의 가족을 이해하기 위한 부모공동양육의 개념은 명확하게 정립되어 있지 않은 실정이다(McHale, Rao, & Krasnow, 2000).
서구 이외의 문화권에서의 양육에 대한 상호 간의 협동 수준은 서구문화권과는 확연한 차이가 존재하기(McHale, et al., 2000) 때문에 국내 부모를 대상으로 하는 부모공동양육 척도를 개발하기 위해서는 국내 부모공동양육과 관련된 사회·문화적 특성을 파악하는 것이 필요하다. 우리나라의 경우 남성의 평균적인 직무 시간이 여성에 비해 더 길며(Ministry of Employment and Labor, 2019), 여전히 가부장적인 사회적 분위기가 남아있어 여성이 양육에 대한 책임을 더 많이 부담하는 분위기가 형성되어 있다. 실제로, 여성가족부에 따르면, 우리나라의 12세 미만 자녀 돌봄과 관련한 대부분의 일을 어머니가 도맡아서 수행하고 있다(Ministry of Gender Equality and Family, 2021). 또한 우리나라는 자녀를 양육할 때 조부모의 도움을 많이 받는데, 조부모의 개입이 오히려 아버지로 하여금 더 적극적으로 양육에 참여할 기회를 놓치게 하여 부모공동양육이 잘 이루어지지 않기도 한다(Cho, 2017). 즉, 이러한 사회적 분위기에 따라 국내의 부모공동양육은 다른 문화권의 부모 공동양육과는 다소 다른 양상을 보일 수 있으므로 한국의 부모를 대상으로 하는 부모공동양육 척도를 개발해야 하는 필요성이 제기된다.
또한 현재 국내에서 번안하여 사용되는 척도는 대부분 1990년대에서 2000년대 초에 국외에서 개발된 척도를 번안한 것으로 최근 부모공동양육의 상황을 반영했다고 보기 어렵다. 국외 척도를 번안하여 사용하는 것의 한계로 인하여 최근 이탈리아와 중국 등 유럽과 아시아의 다른 국가들은 각 국가의 문화에 맞는 부모공동양육 척도(Delvecchio, Chessa, Di Riso, Mabilia, Lis, & Mazzeschi, 2014; Liu, Wu, & Chen, 2014)를 개발·타당화하여 사용하고 있다. 실제로, 유아기 자녀를 둔 부모를 대상으로 하는 국내 연구들이 번안한 국외 부모공동양육 척도의 경우 신뢰도가 매우 낮아 대부분의 연구들은 하위영역 중 일부만을 사용하거나(Han, 2019; G. S. Lee, 2017; Yang & Doh, 2019), 일부 문항을 제외하였다(S. J. Kim, 2001; J. Park, 2015). 이 외에도, 국내에서 번안 및 타당화 하거나 개발된 부모공동 양육 관련 척도는 어머니만을 대상으로 하여 제한점이 있다(Jeon, 2021; J. Kim, Lim, & Heo, 2014). 이처럼 개발된 척도의 일부만을 사용하거나 어머니만을 대상으로 하는 경우 부모공동양육 개념을 모두 포괄하여 정확하게 연구되었다고 보기 어려우므로 국내 어머니와 아버지 모두를 대상으로 하는 부모공동양육 척도의 개발이 시급하다.
한편, 부모공동양육과 관련된 국외 척도 현황을 살펴보면, 영아기부터 청소년기까지 다양한 연령대를 대상으로 하는 여러 척도가 개발되어왔다. 관련 척도들은 영아기와 유아기(Feinberg et al., 2012; McHale, 1997; McHale et al., 2000) 혹은 청소년기(McConnell & Kerig, 2002; Teubert & Pinquart, 2011) 자녀의 부모를 대상으로 하는 등 자녀의 발달단계를 특정하거나, 1-19세의 폭넓은 시기의 부모를 대상으로 하여(Margolin et al., 2001) 개발되었다. 그러나 부모공동양육은 개인적 혹은 가족 내의 변화에 따라서 그 방식도 변화하기 때문에(Feinberg, 2003) 특정 발달단계에 주목하여 척도를 개발할 필요가 있다. 앞서 설명하였듯이, 다양한 발달단계 중에서도 유아기 부모공동양육은 부모의 협력과 유아의 발달을 이해함에 있어서 매우 중요하다(Belsky & Rovine, 1990; Karreman et al., 2008; McHale & Rasmussen, 1998). 또한 유아기 자녀는 자율성과 독립성이 증가하여 부모들의 통제에 저항하려 하며 부모들은 자녀의 행동을 언제 그리고 어떻게 조율해야 하는지에 대한 부모 간 의견 불일치가 생기기 쉬우므로 부모공동양육을 관찰하기에 가장 이상적인 시기이다(Belsky et al., 1995; Kuczynski & Kochanska, 1990). 따라서 본 연구에서는 한국의 유아기 자녀를 둔 어머니와 아버지를 대상으로 신뢰도와 타당도가 검증된 부모공동양육 척도를 개발하고자 하였다.
척도 개발에서 타당도를 검증하는 것은 일반화 검증의 일환으로서 다른 집단의 아동들에게도 적용 가능한지 밝히는 필수적인 과정이다(Devellis, 2017). 개발된 척도의 타당화와 관련하여, 본 연구는 부모공동양육과 이론적으로 관련된 변인들 간의 상관계수를 산출하는 결과타당도(consequential validity)와 다른 집단에서도 개발된 척도와 동일한 구성요인이 추출되는지를 확인하는 교차타당도(cross validity)를 검증하고자 하였다. 결과타당도의 경우, 본 연구는 부모공동양육과 관련도가 높은 것으로 알려진 부부관계 측면으로서 부부갈등, 자녀 양육 측면으로서 양육스트레스와 양육행동, 그리고 아동 발달 측면으로서 유아의 문제행동을 선정하였다. 부모공동양육과 관련 변인들 간의 관계는 이와 관련된 선행 연구들과 Feinberg (2003)의 부모공동양육 생태학적 모델(ecological model of coparenting)을 통해 그 근거를 찾을 수 있다. Feinberg (2003)의 부모공동양육 생태학적 모델에 근거할 때, 부모공동양육은 가족의 문맥적 요소들과 부모와 자녀의 특성을 매개하거나 중재하며 가족체계의 중점적인 역할을 하며, 부부관계, 부모 개인의 심리적 특성, 자녀의 특성 및 양육행동과 관련이 있다. 이러한 변인들 간의 관련성은 국내외 여러 연구들을 통하여 밝혀져 왔다. 즉, 부부갈등은 갈등적 부모공동양육을 예측하는 주요한 요인으로 부부갈등이 높을수록 부정적 부모공동양육을 수행하였으며(Cabrera, Shannon, & La Taillade, 2009; Jang & Choi, 2015; Kitzmann, 2000; McHale, 1995). 부모공동양육은 양육스트레스 및 양육행동과도 밀접하게 관련되어, 부모공동양육이 잘 수행될수록 양육스트레스가 낮고(Camisasca, Miragoli, & Di Blasico, 2014; Choi & Becher, 2019; Choi et al., 2013; Yang & Doh, 2019), 양육행동이 보다 더 긍정적이었다(Feinberg, 2003; Feinberg, Kan, & Hetherington, 2007; Margolin et al., 2001; Morrill, Hines, Mahmood, & Cordova, 2010). 부모공동양육과 유아의 문제행동 간의 부적 관련성 또한 보고되고 있다(Belsky, Putnam, & Crnic, 1996; Choi et al., 2013; Karreman et al., 2008; McHale, Johnson, & Sinclair, 1999; McHale & Rasmussen, 1998; McHale et al., 2000; Song & Volling, 2015; Teubert & Pinquart, 2010).
종합하면, 본 연구는 선행 연구들을 기초로 현재 유아기 자녀를 둔 부모들의 상황을 고려한 유아기 자녀의 부모용 부모공동양육 척도를 개발하고자 하였다. 또한 개발된 척도의 타당화를 위하여 부모공동양육과 부부갈등, 양육스트레스, 양육행동 및 유아의 문제행동 간의 상관관계를 확인하는 결과타당도를 검증하고, 척도 개발에 참가한 부모들과 유사한 사회인구학적 배경의 부모들을 대상으로 교차타당도를 검증하고 신뢰도를 산출함으로써 최종 부모공동양육 척도를 완성하였다. 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1

유아기 자녀를 둔 부모의 부모공동양육 척도의 개발과 관련하여, 부모공동양육 척도는 어떠한 요인들로 구성되는가?

연구문제 2

유아기 자녀를 둔 부모의 부모공동양육 척도의 타당화와 관련하여, 부모공동양육 척도의 결과타당도와 교차타당도는 어떠한가?

Methods

연구대상

본 연구의 대상은 각기 다른 가정의 유아기 자녀를 둔 어머니와 아버지로서, 척도 개발을 위한 조사와 타당화 작업을 위한 조사 각각 300명, 총 600명이 응답하였다. 각 조사에 참가한 부모는 어머니와 아버지 각각 150명이다. 이는 통계적으로 유효하고 요인분석이 안정적이기 위하여 적어도 300명의 참가자가 필요하다는 점(Tabachnick & Fidell, 2001)에 근거한다. 또한 본 연구에는 부부관계에 대한 내용이 포함되어 있어 연구 참가자를 배우자와 함께 거주하는 경우로 한정하였다.
먼저, 척도 개발용 조사에 참가한 연구 참가자의 경우, 연령은 만 30-39세 187명(62.3%), 만 40-49세 110명(36.7%), 만 29세 이하 3명(1.0%) 순이었다. 직업은 일반사무직이 124명(41.3%)으로 가장 높은 비율을 차지하였고, 무직, 전업주부 66명(22.0%), 전문직 29명(9.7%), 은행원, 공무원 등 21명(7%) 순이었다. 연구 참가자의 유아기 자녀의 경우, 성별은 여아 152명(50.7%)과 남아 148명(49.3%)이며, 연령은 만 5세가 199명(66.3%)으로 가장 높은 비율을 차지하였으며, 만 4세가 81명(27.0%), 만 3세가 20명(6.7%) 순이었다. 자녀의 출생순위를 살펴보면, 둘째가 106명(35.3%)으로 가장 많았고, 첫째 94명(31.3%), 외동이 90명(30.0%) 그리고 셋째 10명(3.3%) 순이었다. 가정의 월수입은 300∼500만원 미만이 119명(39.7%)으로 가장 많았으며, 500∼700만원 91명(30.3%), 700∼900만원 48명(16.0%), 100∼300만원 19명(6.3%) 그리고 900만원 이상 23명(7.7%) 순으로 그 뒤를 이었다.
다음으로, 개발된 척도의 타당화를 위한 연구 참가자의 경우, 연령은 만 30-39세 173명(57.7%), 만 40-49세 124명(41.3%), 만 29세 이하 3명(1.0%) 순이었다. 직업은 일반사무직이 141명(47.0%)으로 가장 높은 비율을 차지하였고, 무직 및 전업주부 58명(19.3%), 전문직 28명(9.3%), 은행원 및 공무원 외 19명(6.3%) 순이었다. 연구 참가자의 유아기 자녀의 경우, 성별은 여아 157명(52.3%)과 남아 143명(47.7%)이며, 연령은 만 5세가 111명(38.0%)으로 가장 많았으며, 다음으로 만 3세 104명(34.7%), 만 4세 82명(27.3%) 순이었다. 자녀의 출생 순위를 살펴보면, 첫째가 116명(38.7%)으로 가장 많았고, 외동이 95명(31.7%), 둘째 76명(25.3%) 그리고 셋째 13명(4.3%) 순이었다. 가정의 월수입은 300∼500만원 미만이 105명(35.0%)으로 가장 많았으며, 500∼700만원 100명(33.3%), 700∼900만원 52명(17.4%), 100∼300만원 18명(6.0%) 그리고 900만원 이상 25명(8.3%) 순이었다. 덧붙여, 척도 개발용 연구 참가자와 타당도 검증용 연구 참가자 간에 앞서 살펴본 사회인구학적 특성의 차이가 있는지 살펴보았다. 그 결과, 유아의 연령에서만 양 집단 간 유의한 차이를 보여(t [299] = -8.26, p < .001), 척도 개발용의 경우는 만 5세(199명, 66.3%), 4세(81명, 27.0%), 3세(20명, 6.7%) 순으로 많았으며, 타당도 검증용의 경우는 만 5세(114명, 38.0%), 3세(104명, 34.7%), 4세(82명, 27.3%) 순이었다.

연구도구

척도 개발용

본 연구의 척도 개발용 부모공동양육 척도는 국내외 관련 연구 고찰, 면접 조사, 델파이 조사 및 예비조사를 통해 구성되었다. 첫째, 국내외 부모공동양육 척도 개발 관련 연구들과 관련하여, 국외 부모공동양육 척도(Feinberg et al., 2012; Margolin et al., 2001; McHale, 1997; Stright & Bales, 2003; Van Egeren & Hawkis, 2004), 양육 협력 검사(Abidin & Brunner, 1995)와 국내 J. Kim 등(2014)의 한국판 배우자 양육 협력 검사(K-PAI), E. J. Park (2013)의 아버지 역할 척도의 하위요인 중 공동양육자에 속한 문항, Choe와 Lee (2015)의 유아기 자녀를 둔 아버지 양육 참여 척도의 하위요인 중 공동양육에 속한 문항 등을 기초로 하였다(94문항). 둘째, 면접 조사에 사용한 문항은 부모공동양육에 대한 유아기 자녀를 둔 부모들의 인식 및 경험을 살펴보기 위하여 부모공동양육과 관련한 선행 연구들(Belsky et al., 1995; Feinberg, 2003; Margolin et al., 2001; McHale, 1995; Van Egeren & Hawkins, 2004)에 근거하였다(17문항). 질문지의 내용으로는 크게 부모공동양육의 개념, 부모공동양육 경험, 배우자와의 협조, 본인과 배우자의 양육방식, 자녀 양육과 관련된 의견일치, 배우자 지지/비난, 양육분담, 협력적인 의사결정, 부모공동양육을 위한 노력과 주변의 경험 등을 포함하였다. 면접 조사를 통해 우리나라 유아기 자녀를 둔 어머니와 아버지의 부모공동양육 경험 및 실태를 확인하여 문항을 구성하였다(19문항). 구성된 문항들은 우리나라 어머니와 아버지의 양육에 대한 책임감 정도의 불균형, 자녀교육에 대한 높은 관심, 소통 및 협력의 중요성과 관련하여 개발되었다. 마지막으로, 델파이 조사와 예비조사를 거쳐 최종 72문항을 척도 개발용으로 구성하였다.

결과타당도 검증용

본 연구의 결과타당도 검증용 조사도구는 부부갈등, 양육스트레스, 양육행동 및 유아의 문제행동의 척도로 구성된다. 각 문항은거의 그렇지 않다(1점), 그렇지 않은 편이다(2점), 그런 편이다(3점), 매우 그렇다(4점)의 4점 Likert식으로 응답되며, 점수가 높을수록 각 변인의 특성이 높음을 의미한다.
부부갈등 척도는 Grych, Seid와 Fincham (1992)이 개발한 ‘아동이 지각한 부부갈등 척도(Children’s Perception of Interparental Conflict Scale [CPIC])’를 Kwon과 Lee (1997)가 번안하여 타당화한 K-CPIC의 하위요인들 중 부부갈등의 빈도(4문항)와 강도(7문항)의 두 가지 요인을 H-S. Doh, Kim, Kim, Choi와 Kim (2011)이 부모보고용으로 수정한 것이다(총 11문항). 본 척도의 각 요인별 내적합치도 계수(Cronbanch’s α)는 부부갈등의 빈도와 강도 각각 .83과 .84이었다.
양육스트레스 척도는 Abidin (1990)의 부모스트레스 척도-축약형(Parenting Stress Index-Short Form [PSI-SF])을 M.-J. Kim (2008)이 수정·번안한 것이다. 이 척도는 ‘부모의 고통(12문항)’, ‘부모-자녀 간 역기능적 상호작용(12문항)’, ‘아동의 까다로운 기질(12문항)’의 세 가지 하위요인(총 36문항)으로 구성된다. 각 요인별 내적합치도 계수(Cronbach’s α)는 부모의 고통 .89, 부모-자녀 간 역기능적 상호작용 .91, 아동의 까다로운 기질 .87이었다.
양육행동 척도는 Rhee (2012)가 제작한 학령기 부모의 양육행동 척도를 Na (2012)가 유아기에 적절하게 수정한 것을 사용하였다. 양육행동을 측정하는 하위요인은 온정(9문항), 논리적 설명(10문항), 개입(9문항), 강압(7문항), 방임(10문항) 등 다섯 개의 하위요인(총 45문항)으로 구성되어 있다. 각 요인별 내적합치도 계수는 온정 .86, 논리적 설명 .90, 개입 .89, 강압 .91, 방임 .97이었다.
유아의 문제행동 척도는 Merrell (1994)의 아동 행동 척도(Preschool and Kindergarten Behavior Scales [PKBS]) 중 문제행동 척도를 M. J. Kim (2019)이 번안한 척도를 사용하였다. 이 척도는 내재적 문제행동(15문항)과 외재적 문제행동(27문항) 등 두 가지 하위요인(총 42문항)으로 구성되어 있다. 각 요인의 내적합치도 계수는 내재적 문제행동 .93, 외재적 문제행동 .93이었다.

연구절차

본 연구는 예비문항 구성(1단계), 예비조사(2단계), 척도 개발용 조사(3단계) 및 타당도 검증용 조사(4단계) 등 총 4단계에 걸쳐 조사되었다(Figure 1). 1단계에서는 부모공동양육 관련 연구 고찰 후 면접 조사 및 델파이 조사를 통해 예비문항을 구성하였다. 먼저, 부모공동양육과 관련된 국내외 연구들을 고찰하여 본 연구에 적합한 총 94문항의 문항을 구성하였다. 다음으로, 면접 조사는 서울 및 수도권에 거주하며 유아기 자녀를 둔 어머니 4명과 아버지 3명을 대상으로 수행되었다. 어머니의 경우, 각 두 명으로 구성된 소그룹으로 구성하여 두 차례에 걸친 포커스 그룹 면접을 진행하였으며, 아버지의 경우, 개별 면접이 이루어졌다. 참가자들은 부모공동양육 경험 및 실태와 관련한 연구자의 질문에 따라 순서대로 자유롭게 응답하였으며, 연구자는 필요할 경우 부가 질문을 덧붙였다. 면접이 종료된 후 연구자는 녹취 내용을 전사하였으며, 면접 조사를 통해 총 19문항을 구성하였다. 마지막으로, 내용타당도 검증을 위한 델파이 조사의 경우, 앞서 구성된 94문항과 19문항을 포함한 총 113문항을 전문가에게 문항의 적절성 및 중복성 등 내용 평정을 의뢰하였다. 델파이 조사는 주로 5인 이상의 의견을 묻는 것을 근거로 하여(Rowe & Wright, 2001), 4인의 아동학 교수와 2인의 아동학 박사 등 총 6인의 전문가를 선정하였다. 연구자가 작성한 문항들이 부모공동양육을 측정하기에 적절하고 타당한지의 여부를 5점 Likert 척도로 응답하도록 하였으며(매우 타당하지 않음[1점], 타당하지 않음[2점], 보통임[3점], 타당함[4점], 매우 타당함[5점]), 제시된 문항들 중에서 통합, 삭제 혹은 수정이 요구되는 문항에 대해 서술하도록 안내하였다. 델파이 조사를 통해 얻어진 자료를 이용하여 문항별 기술통계를 실시하고, 항목의 내용타당도 비율(Content Validity Ratio [CVR])을 산출하였다. 그 결과, CVR 값이 0.99 미만인 35문항을 삭제하였으며, CVR 값이 0.99 이상인 문항 중 참가자들이 작성한 의견을 고려하여 수정이 필요한 총 31개의 문항은 좀 더 적절한 표현으로 수정하였다(“배우자와 나는 좋은 부모가 되기 위해 충분히 배우고 공부한다.’”를 “나는 좋은 부모가 되기 위해 충분히 배우고 공부한다.”로 수정함). 델파이 조사 후 수정된 문항은 의견을 작성한 전문가가 온라인을 통해 검토·확인할 수 있도록 하였다. 이러한 과정을 통해 113문항 가운데 35문항이 삭제되고 31문항이 수정되어 총 78문항의 예비문항을 구성하였다.
2단계에서는 1단계에서 완성된 질문지를 사용하여 서울 및 경기 지역에 거주하는 유아를 양육하는 어머니(16명)와 아버지(12명), 총 28명을 대상으로 예비조사를 실시하였다. 이는 답변 시간, 문항 내용에 대한 이해, 응답 방식 등 응답 상 어려움 여부를 확인하기 위한 것이다. 그 결과, 문항의 내용을 이해하는데 어려움이 있는 2문항을 수정하였다(“배우자와 나는 양육과 관련된 일을 서로 타협하여 가능한 한 공평하게 분담한다.”를 “배우자와 나는 양육과 관련된 일을 서로 타협하여 상황에 맞게 분담한다.”로 수정함). 또한 의미가 중복된 5문항과 문항의 의미가 모호한 1문항(“나는 배우자에게 직접 말하기보다 아이를 통해 배우자에게 메시지를 전달한다.”)을 포함하여 총 6문항이 삭제되었다. 이러한 과정을 통해 78문항 가운데 6문항이 삭제되어 총 72문항을 척도 개발용 문항으로 선정하였다.
3단계에서는 예비조사에서 완성된 질문지를 이용하여 척도 개발을 위한 연구 참가자인 서울 및 경기 지역에 거주하는 어머니와 아버지 각 150명, 총 300명을 대상으로 온라인 설문조사기관을 통해 조사를 실시하였다.
마지막으로, 4단계에서는 척도 개발용 조사에서 완성된 질문지를 이용하여 타당화 작업을 위한 연구 참가자인 서울 및 경기 지역에 거주하는 어머니와 아버지 각 150명, 총 300명을 대상으로 온라인 설문조사기관을 통해 조사를 실시하였다.

자료분석

본 연구의 자료는 SPSS 21.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 AMOS 20.0 프로그램 (IBM Co., Armonk, NY)을 이용하여 분석하였다. 부모공동양육 척도의 구성요인을 확인하고 문항 수를 줄이기 위한 탐색적 요인분석(exploratory factor analysis)과 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하였다. 먼저, 탐색적 요인분석에 들어가기 전에 Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)의 표본 적절성 측정치, Bartlett의 구형성 검증 통계치를 산출하여 요인분석에 적합한 자료인지를 확인하였다. 요인의 추출 방법은 정보의 손실을 최소화하면서 내용의 요약을 목적으로 할 때 사용하는 주축요인추출법(principal axis factoring)을 이용하였으며, 각 요인 간의 회전 방법은 변수들 간의 상관을 허용하는 회전 방법인 오블리민(oblimin)방식으로 사각회전하였다. 다음으로, 탐색적 요인분석의 결과에 따라 얻어진 요인 구조의 적합성을 파악하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 적합도 지수인 Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Incremental Fix Index (IFI), Tucker-Lewis Index (TLI)와 Comparative Fit Index (CFI)를 사용하여 적합도를 검증하였다. 또한 Cronbach’s α를 하위요인별로 산출하여 신뢰도를 검증하였다. 개발된 부모공동양육 척도의 타당화와 관련하여, 부모공동양육의 각 하위요인과 부부갈등, 양육스트레스, 양육행동 및 유아의 문제행동의 각 하위요인 간 Pearson의 상관계수를 산출하여 결과타당도를 검증하였다. 다음으로, 확인적 요인분석을 통해 모델의 적합도를 확인함으로써 교차타당도를 검증하였다. 이 외에도, 척도의 Cronbach’s α를 하위요인별로 산출하여 최종 완성된 부모공동양육 척도의 신뢰도를 검증하였다.

Results

부모공동양육 척도의 개발

탐색적 요인분석

본 연구는 문헌 고찰을 비롯하여 면접 조사, 델파이 조사 및 예비조사를 거쳐 구성된 72개의 문항으로 구성된 척도 개발용 조사 자료를 이용하여 탐색적 요인분석을 실시하였다. 상관행렬이 요인분석을 하기에 적합한가를 평가하는 KMO 수치는 변수들이 서로 관련되는 정도를 나타내어 통계량 표본의 수와 변수의 수가 적합한지 살펴보는 것으로 1에 가까울수록 표본의 상관행렬이 요인분석에 적합하다는 것을 의미한다(Kaiser, 1974; G. S. Kim, 2013). 또한 Bartlett의 구형성 검정은 유의확률이 .05 이하(p < .05)이어야 요인분석에 적합하다고 볼 수 있다(G. S. Kim, 2013). 본 연구의 KMO의 수치는 .94이고 Bartlett 구형성 검정은 α = .001 수준에서 유의하여 요인분석을 하기에 적합한 것으로 확인되었다.
부모공동양육 척도의 요인의 수를 정하기 위하여 고유치(eigenvalue)가 1 이상인 요인의 수를 살펴본 결과, 총 14개로 나타났다. 이는 측정변수의 수가 40개 이상일 경우 요인의 수를 과대평가하기 쉬운 점에 기인한다(Tabachnick & Fidell, 2001). 이처럼 요인의 수가 과대평가되어 요인의 수를 정하기 어려울 때는 선행 이론과 스크리 도표에 근거하여 요인의 수를 지정한 후 요인 모델을 비교하여 정할 수 있는 점(S. M. Lee, 2006)에 근거하여 요인의 수를 결정하였다. 먼저, 기존 선행 연구들에 따르면, 부모공동양육 척도의 구성요인 수는 2개(J. Kim et al., 2014; Stright & Bales, 2003), 3개(Margolin et al., 2001), 4개(McHale, 1997; Van Egeren & Hawkins, 2004) 그리고 7개(Feinberg et al., 2012) 등 다양하게 나타났다. 다음으로, 스크리 도표에서 X축과 평행을 이루기 직전의 요인의 수는 3∼5개로 나타나 3∼5개의 요인의 수를 지정하여 요인구조에 대한 해석 가능성을 높이기 위한 탐색적 요인분석을 진행하였다. 그 결과, 요인의 수를 3개로 지정하였을 경우, 한 가지 요인에 이론적으로 다양한 구성요인에 속하는 문항들이 공존하여 해석하는 데 어려움이 있었다. 또한 요인의 수를 5개로 지정하였을 경우에는 요인 간 문항의 수의 차이가 크고 이론적으로 구분이 어려워 요인구조의 해석 가능성이 낮았다. 반면에, 요인의 수를 4개로 지정하였을 때는 요인 간의 문항 수가 적절히 배분되었으며 요인별로 개념적 구분이 가능하여 산출된 요인 구조를 명확하게 해석하는 데 적절하였다.
요인의 수를 4개로 지정하여 요인분석을 실시한 결과, 요인부하량(factor loading)이 .40 이상인 문항 수가 요인 1, 요인 2, 요인 3, 요인 4 각각 20문항, 13문항, 6문항, 19문항으로 구성되었다(총 58문항). 이때, 두 개의 요인에서 공통적으로 .40 이상의 요인부하량을 나타낸 1개의 문항을 삭제하여(Cliff & Hamburger, 1967), 최종적으로 총 57개의 문항을 선정하였다(Table 1). 요인 1은 부모가 부모공동양육을 서로 지지적으로 수행함을 의미하는 것으로 ‘지지’로 명명하였다. 요인 2는 양육과 관련한 배우자의 책임감과 능력에 대해 믿지 못하고 배우자의 권위를 낮추는 감정 및 생각을 가짐으로써 부모공동양육의 수행을 어렵게 함을 의미하는 것으로 ‘침해’로 명명하였다. 요인 3은 자녀가 보는 앞에서 배우자와 다투고 자녀 양육과 관련해 배우자를 비난하거나 화를 내는 등 부정적 감정이나 행동을 표출함을 의미하는 것으로 ‘갈등’으로 명명하였다. 요인 4는 배우자와 함께 자녀 양육과 관련해 대화를 나누고 정보를 공유함을 의미하는 것으로 ‘소통’으로 명명하였다. 지지 및 소통과 침해 및 갈등은 각각 긍정적 측면과 부정적 측면의 부모공동양육에 속한다.

확인적 요인분석

탐색적 요인분석을 통해 산출된 요인구조의 적합성을 파악하여 구인타당도를 검증하고자 57개의 문항에 대해 구조방정식 모형 분석 방법인 확인적 요인분석을 실시하였다. 먼저, 요인 구조의 적합도를 평가하기 위해 χ2값을 확인하고, 적합도와 간명성을 동시에 고려한 RMSEA, IFI, TLI, 및 CFI 지수를 이용하였다. 그 결과 χ2값은 3504.144(df = 1,533), χ2/df 값은 2.286, IFI는 .804, TLI는 .795, CFI는 .803, RMSEA는 .066이었으며, χ2값은 α = .001 수준에서 유의하였다. 이어서, 잠재변인에 대한 설명력이 높은 문항들을 선별하여 모형의 적합도를 높이기 위하여 표준화 회귀계수가 .70 미만인 33개의 문항을 제거하였다. 이는 표준화 회귀계수가 .70 이상이면 매우 좋다는 엄격한 기준(H. S. Lee & Lim, 2008)에 근거한다. 그 결과, 지지 7문항, 침해 7문항, 갈등 5문항 및 소통 5문항을 포함하여 총 24문항이 남았다. 24개의 문항을 이용하여 다시 확인적 요인분석을 실시하여, χ2/df 가 3보다 작을 경우 적합한 모형으로 고려된다는 기준(Kline, 2016), RMSEA가 .05 이하이면 우수한 적합도, .08 이하일 경우 양호한 적합도 .10을 초과하면 나쁜 적합도로 평가하는 기준(Browne & Cudeck, 1993; Hu & Bentler, 1999; G. S. Kim, 2013)과 IFI, TLI 및 CFI의 값이 .90 이상이면 좋은 모형이라는 기준(H. S. Lee & Lim, 2008)에 부합하는지를 살펴보았다. 그 결과, 유의수준 α = .001 수준에서 χ2값이 522.024(df = 246), χ2/df 값은 2.244, IFI는 .932, TLI는 .923, CFI는 .932, RMSEA = .065이었으며, χ2값은 α = .001 수준에서 유의하였다(Table 2).
다음으로, 24개의 문항으로 구성된 척도에 해당하는 측정 변수의 C.R.(critical ratio) 값을 살펴본 결과, 모두 유의수준 α = .001 수준에서 통계적으로 유의미하여 모든 측정변수가 잠재변인의 개념을 잘 반영하고 있는 것으로 확인되었다. 또한 요인의 표준적재치를 나타내는 표준화 회귀계수는 .50 이상일 때 유의미한 것으로 해석하는데(G. S. Kim, 2013), 본 척도의 측정변수는 모두 .70 이상으로 나타나 매우 적절하였다. 또한 내적 일관성(internal consistency)과 관련된 집중타당성(convergent validity)이 확보되는지를 살펴보기 위하여, 개념신뢰도(construct reliability)값과 평균분산추출(average variance extracted)값을 산출하였다. 이를 위하여 적절한 수준의 요인 부하량을 가지고 있음을 나타내는 개념신뢰도 값이 .70 이상이고, 평균분산추출 값이 .50 이상이어야 하는데(Fornell & Larcker, 1981), 각 개념신뢰도 값이 .90 이상 그리고 평균분산 추출 값이 .70 이상으로 높은 수준의 내적 일관성이 나타나 집중타당성이 확보되었다. 또한 확인적 요인분석 모형에서 측정변수의 설명력을 의미하는 다중상관자승치(squared multiple correlation)는 .20 이상이어야 하는데, 4개 요인에 속해 있는 모든 측정변수들이 .50 이상으로 모든 측정변수들이 각 잠재변인에 의해 설명되는 정도가 적절한 것으로 나타났다.
이 외에도, 서로 다른 잠재변인 간의 차이를 나타내는 판별타당성(discriminant validity)을 확보하는지를 살펴보았다. 이는 각 요인의 평균분산추출 값이 각 요인과 다른 요인과의 결정계수(상관계수의 곱: r2)보다 크면 판별타당성이 있다고 판단한다. 그 결과, 평균분산추출 값은 .694∼.772, 요인별 결정계수의 크기는 .228∼.684로 나타나 모든 각 요인의 평균분산 추출 값은 다른 요인과의 결정계수보다 크게 나타나 모든 요인 간 판별타당도가 확보되었다.
마지막으로, 확인적 요인분석을 통해 최종 산출된 4개의 하위요인 별 문항의 내적 일관성을 살펴보기 위하여 신뢰도 분석을 하였다. 신뢰도를 나타내는 Cronbach’s α를 확인한 결과, 전체 신뢰도는 .94로 높게 나타났다. 그리고 하위요인별 Cronbach’s α를 살펴본 결과, 지지는 .90(7문항), 침해는 .90(7문항), 갈등은 .89(5문항), 소통은 .87(5문항)으로 높은 수준의 신뢰도를 보였다. 또한 각 하위요인에 포함된 문항들의 문항-하위요인 간 상관관계는 .65∼.76으로 나타났으며, 각 문항이 삭제된 경우의 문항내적 일치도는 지지 .88∼.89, 침해 .88∼.89, 갈등 .86∼.87, 소통 .83∼.86으로 전체 문항을 포함하였을 때의 신뢰도 보다 모두 낮게 나타났다. 이는 각 요인에 포함된 문항들이 서로 동질적이며, 모든 문항이 각 하위요인을 측정하기에 양호한 내용으로 구성되었음을 의미한다. 결과적으로 4개 하위요인으로 구성된 24개의 부모공동양육 척도 문항이 추출되었다(Table 3).

부모공동양육 척도의 타당화

앞서 부모공동양육 척도의 구인타당도와 신뢰도를 살펴본 것과 더불어, 본 연구는 개발된 부모공동양육 척도의 타당화를 위하여 유아기 자녀를 둔 어머니와 아버지 각 150명씩 총 300명을 새롭게 수집하여 조사된 자료의 결과타당도 검증, 교차타당도 검증 및 신뢰도 검증을 실시하였다.
먼저, 개발한 척도의 변인과 다른 변인과의 관계에 대한 가설을 세워 확인하는 결과타당도를 검증하기 위하여, 선행 연구들에서 부모공동양육과의 높은 관련성이 밝혀진 부부갈등 (Jang & Choi, 2015; Kolak & Volling, 2007), 양육스트레스(Choi & Becher, 2019; Yang & Doh, 2019), 양육행동(Margolin et al., 2001; Morrill et al., 2010) 및 유아의 문제행동(Song & Volling, 2015; Teubert & Pinquart, 2010)과의 상관계수를 산출하였다. 그 결과, 부모공동양육의 각 하위요인과 부부갈등, 양육스트레스, 양육행동 및 유아의 문제행동의 각 하위요인 간 상관관계는 모두 유의한 상관을 보여 결과타당도가 확보되었다(Table 4). 부모공동양육의 지지 및 소통은 부부갈등의 빈도 및 갈등(r = -.30∼-.45, p < .001)과 양육스트레스의 부모의 고통, 부모-자녀 간 역기능적 상호작용 및 아동의 까다로운 기질(r = -.29∼-.41, p < .001)과 모두 유의한 부적 관계를 나타냈으며, 부모공동양육의 침해 및 갈등은 빈도 및 강도(r = .50∼.70, p < .001)와 부모의 고통, 부모-자녀 간 역기능적 상호작용 및 아동의 까다로운 기질(r = .39∼.63, p < .001)과 모두 유의한 정적 관계를 나타내었다. 부모공동양육의 지지 및 소통은 양육행동의 온정, 논리적 설명(r = .30∼.49, p < .001)과 모두 유의한 정적 관계를 나타내었고, 양육행동의 개입, 강압 및 방임(r = -.16∼-.29, p < .01)과는 유의한 부적 관계를 나타내었다. 부모공동양육의 침해 및 갈등은 양육행동의 온정 및 논리적 설명(r = -.14∼-.37, p < .05)과 유의한 부적 관계를 나타내었고, 양육행동의 개입, 강압 및 방임(r = .45∼.59, p < .001)과는 유의한 정적 관계를 나타내었다. 부모공동양육의 지지 및 소통은 유아의 문제행동의 내재적 문제행동 및 외재적 문제행동(r = -.25∼-.34, p < .001)과 유의한 부적 관계를 가졌으며, 부모공동양육의 침해 및 갈등은 내재적 문제행동 및 외재적 문제행동(r = .55∼.58, p < .001)과 정적 관계를 가졌다.
다음으로, 네 개의 하위요인으로 구성된 부모공동양육 척도 모형이 표본에 종속된 모형인지 혹은 다른 표본에도 일반화될 수 있는 모형인지 살펴보기 위하여 교차타당도를 검증하였다. 이를 위하여 척도 개발 시에 사용하였던 표본 집단 이외의 유아기 자녀를 기르는 어머니와 아버지를 대상으로 조사된 자료를 이용하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 그 결과, χ2 값은 600.467(df = 246, p < .001), χ2/df 값은 2.441, IFI는 .931, TLI는 .922, CFI는 .930, RMSEA는 .069였다. 앞서 서술한 각 기준 수치에 근거할 때 모형의 적합도는 양호하였다(Table 5). 또한 완성된 부모공동양육 척도의 신뢰도를 평가하기 위하여 Cronbach’s α를 살펴본 결과, 척도 전체는 .94, 지지는 .91, 침해는 .93, 갈등은 .92, 그리고 소통은 .83으로 높은 신뢰도를 나타내었다.

Discussion

본 연구는 유아기 자녀를 둔 어머니와 아버지를 대상으로 부모공동양육 척도를 개발하고, 결과타당도 및 교차타당도 검증을 통해 개발된 척도의 타당화 작업을 수행하였다. 본 연구의 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
첫째, 본 연구에서 개발된 부모공동양육 척도는 유아기 자녀를 둔 부모가 자신이 지각하는 부모공동양육의 질을 측정하는 척도로서, 부모로서 배우자와 서로 지지하고 대화하는 정도와 서로 부모로서의 권위를 침해하고 갈등하는 정도를 측정한다. 개발된 척도는 네 가지 하위요인의 총 24문항으로 구성되며, 각 요인은 지지, 침해, 갈등 및 소통으로 명명하였다. 지지 요인은 부모가 부모공동양육을 서로 지지적으로 수행함을 의미한다. 구체적으로, 배우자의 양육 방법에 대한 지식, 배우자의 양육 참여 의지, 한 팀으로서의 어머니와 아버지의 협력 및 배우자의 도움 등 긍정적 측면의 부모공동양육을 의미하는 것으로, 어머니와 아버지가 협력하여 부모공동양육을 잘 수행하기 위해 필요한 요소이다. 이러한 결과는 지지(support)를 부모공동양육 척도의 하위요인(Feinberg et al., 2012; Stright & Bales, 2003; Van Egeren & Hawkins, 2004) 혹은 부모공동양육의 주요한 구성요인(Beslky et al., 1995; McHale, 1995)으로 제시한 선행 연구들과 일치한다. 이처럼 지지 요인이 많은 선행 연구들과 본 연구에서 부모공동양육의 주요한 요인으로 추출된 점에 기초할 때, Feinberg (2003)가 강조하였듯이 어머니와 아버지가 서로 심리적 혹은 물리적으로 지지하는 것은 부모공동양육을 효율적으로 수행하는 데 필수적임을 재확인할 수 있다.
침해 요인은 양육과 관련한 배우자의 책임감과 능력에 대해 믿지 못하고 배우자의 권위를 낮추는 감정 및 생각을 가짐으로써 부모공동양육의 수행을 어렵게 함을 의미한다. 침해는 Van Egeren과 Hawkins (2004)의 부모공동양육 척도와 Feinberg 등(2012)의 부모공동양육 관계 척도의 하위요인인 침해적(undermining) 부모공동양육과 유사하다. 본 연구의 침해 요인과 선행 연구들의 침해 관련 요인은 모두 배우자의 부모로서의 권위와 역할에 해를 끼치는 것과 관련된다. 그러나 국외 척도의 침해적 부모공동양육은 본 연구에서 구성된 침해 요인의 문항들과 달리 배우자의 권위를 보다 더 적극적이고 직접적으로 방해하는 행동의 의미를 포함하는 점에서 차이가 있다. 이러한 차이는 우리나라의 부모는 배우자의 양육방식이 만족스럽지 않더라도 적극적으로 배우자의 권위를 방해하는 전략을 세우거나 행동을 드러내지 않고 부정적 감정 및 생각만 간직한 채 참는 경향이 있음(Korean Women’s Development Institute, 2015)을 반영하는 결과로 보인다. 또한 구성된 문항 중 “나는 배우자의 부족한 양육기술과 시행착오를 참아내지 못한다.”, “나는 배우자가 아이와 단둘이 있는 것이 불안하다.”, “양육과 관련해, 배우자는 내 기대에 미치지 못한다.” 등 본 연구의 면접 조사를 통해 개발된 문항들은 주로 주 양육자의 역할을 수행하는 우리나라 어머니들이 배우자의 양육에 대한 불안이 높은 경향(Cho, 2017)을 반영한 결과로 해석된다. 즉, 어머니 역할에 대한 높은 사회적 기대 속에서, 어머니들은 이러한 기대에 대한 부담감과 더불어 배우자의 양육에 대한 불안 및 불신이 높은 것으로 보인다.
갈등 요인은 자녀가 보는 앞에서 배우자와 다투고 자녀 양육과 관련해 배우자를 비난하거나 화를 내는 등 부정적 감정이나 행동을 표출함을 의미한다. 이러한 결과는 부모공동양육 척도의 하위요인으로서 갈등(conflict)을 포함시킨 몇몇 선행 연구들과 일치한다(Feinberg et al., 2012; Margolin et al., 2001; McHale, 1997). 또한 부모공동양육은 부모가 양육과 관련하여 서로 비난하면서 방해하는 과정을 포함하여 정의된다는 점에서(Belsky et al., 1995; Gable et al., 1992; McHale, 1995) 갈등적 부모공동양육은 부모공동양육의 또 다른 요인으로 볼 수 있다. 한편, 갈등 요인의 5문항 중에 아이가 보는 앞에서의 배우자와의 갈등과 관련된 4문항이 포함된 것은 아이가 보는 앞에서의 갈등이 다른 발달단계에 비하여 특히 유아기 자녀에게 큰 영향을 미칠 수 있기 때문으로 해석된다. 유아기는 의사소통 능력이 발달하여 부모의 말다툼을 이해할 수 있으며 학령기 이상의 자녀에 비해 부모와 함께하는 시간이 길고 부모에 대한 의존도가 높기 때문에 부모의 갈등적인 모습에 더욱 커다란 영향을 받기 쉽다.
마지막으로, 소통 요인은 배우자와 함께 자녀 양육과 관련해 대화를 나누고 정보를 공유함을 의미한다. 소통이 하나의 요인으로 구성된 결과는 소통의 내용을 협력(Margolin et al., 2001), 지지(Feinberg et al., 2012; Stright & Bales, 2003) 혹은 양육 참여(J. Kim et al., 2014) 등 다양한 구성요인에 포함시킨 부모공동양육 척도 연구들과 부분적으로 일치한다. 대부분의 부모공동양육 척도는 소통을 하나의 요인으로 구성하기보다는 내용상 여러 요인에 걸쳐 소통의 의미를 갖는 문항들을 포함하고 있다(Abidin & Brunner, 1995; Feinberg et al., 2012; J. Kim et al., 2014; Margolin et al., 2001; Stright & Bales, 2003; Van Egeren & Haukins, 2004). 그러나 본 연구에서 개발된 부모공동양육 척도에서는 이러한 문항들이 하나의 요인으로 추출됨으로써 부모공동양육에서의 의사소통을 포함한 소통적 측면의 중요성을 확인할 수 있었다. 실제로, 연구자들은 부모 간의 대화 및 소통을 부모공동양육의 대표적인 과정으로 강조하며(H.-S. Doh, 2012; Feinberg, 2003), 여러 경험적 연구들에서도 소통적 부모공동양육은 부모공동양육을 잘 수행하기 위해 중요한 요소로 보고되고 있다(Cho, 2017; Volling & Belsky, 1991). 이러한 점에 근거하여 소통이 하나의 새로운 요인으로 구성된 본 연구결과는 다른 척도와의 차별점으로 볼 수 있다.
둘째, 본 연구는 결과타당도 및 교차타당도 검증을 통해 부모공동양육 척도를 타당화 함으로써 최종 부모공동양육 척도를 완성하였다. 이를 위해 척도 개발을 위한 연구 참가자와 사회인구학적 배경이 유사한 다른 유아기 자녀를 둔 어머니와 아버지를 대상으로 조사하였다. 먼저, 결과타당도 검증과 관련하여, 부모공동양육은 부부갈등, 양육스트레스, 양육행동 및 유아의 문제행동 모두와 유의한 상관을 나타내어, 높은 수준의 부모공동양육은 낮은 수준의 부부갈등, 양육스트레스 및 유아 문제행동과 긍정적 양육행동과 관련되었다. 이로써 본 연구에서 개발한 부모공동양육 척도의 결과타당도가 확보되었다. 다음으로, 교차타당도 검증과 관련하여, 척도 개발을 위한 연구 참가자 이외의 새로운 연구 참가자에게도 척도 개발에서 적합성이 확인된 모형이 적용되는지를 확인적 요인분석을 통해 검증한 결과, 높은 수준의 적합도 및 신뢰도가 산출됨으로써 교차타당도가 확보되었다.
요약하면, 부모공동양육 척도의 개발과 관련하여, 본 연구에서 개발한 부모공동양육 척도는 지지, 침해, 갈등 및 소통 등의 네 가지 하위요인으로 구성된다. 이 가운데 지지, 침해 및 갈등은 일부 선행 연구에서 포함하고 있는 구성요인이며, 소통은 본 연구에서 새롭게 포함한 구성요인이다. 개발된 부모공동양육 척도의 하위요인은 모두 높은 신뢰도를 나타내었으며, 결과타당도와 교차타당도가 검증되었다.
본 연구의 제한점과 함께 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 먼저, 연구 참가자의 범위와 관련하여, 본 연구에서는 서울 및 경기 지역의 어머니와 아버지를 대상으로 하여 전국적인 표집을 시도하지 않았다는 점에서 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 보다 다양한 지역의 부모들을 대상으로 선정함으로써 개발된 척도가 폭넓게 적용될 수 있는지를 확인하는 표준화 작업이 필요하다. 다음으로, 연구 참가자의 수와 관련하여, 본 연구의 척도 개발용 연구 참가자 수는 통계적으로 유효하고 요인분석이 안정적이기 위하여 적어도 300명의 참가자가 필요하다는 기준치에는 부합하나(Tabachnick & Fidell, 2001) 대상자 수가 측정변수 수보다 5배 이상이면 안정적이라는 기준치(Tabachnick & Fidell, 2001)에는 다소 부족하다. 따라서 후속 연구에서는 척도 개발 전 과정에 걸쳐 연구 참가자 수를 충분히 확보하는 것이 바람직해 보인다. 덧붙여, 연구 참가자의 특성과 관련하여, 본 연구의 척도 개발용 연구 참가자와 타당도 검증용 연구 참가자 간에 유아기 자녀의 연령 비율에서 차이가 나타났다. 따라서 후속 연구에서는 연구 참가자 간에 사회인구학적 특성에서 차이가 없도록 각 특성의 비율을 고려하여 표집하는 것이 필요하다. 이 외에도, 개발된 척도의 신뢰도와 관련하여, 본 연구는 하위요인별 높은 내적 일치도에 의한 신뢰도(α = .87∼.90)를 확보하고, 유사집단을 통해 높은 수준의 신뢰도(α = .83∼.93)를 확보하였으나, 검사-재검사 신뢰도를 산출하지 않음으로써 척도의 안정성을 확인하지 못하였다. 따라서 후속 연구에서는 동일한 연구 참가자들을 대상으로 시간적인 간격을 두고 검사를 반복할 필요가 있다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 부모공동양육 척도의 개발과 관련하여 다음과 같이 몇 가지 의의가 있다. 첫째, 본 연구는 지지, 침해, 갈등 및 소통 등 네 가지 하위요인으로 구성되고, 신뢰도와 타당도가 검증된 부모공동양육 척도를 개발하였다. 이는 국내의 부모공동양육 척도 개발 연구를 거의 찾아보기 어려운 상황에서 국내 부모를 대상으로 하는 부모공동양육 척도를 개발하는 새로운 시도라는 점에서 큰 의의가 있다. 또한 어머니와 아버지 모두의 양육이 강조되는 사회적 분위기에도 불구하고 대부분의 국내 부모공동양육 연구는 어머니만을 대상으로 하여 어머니와 아버지를 모두 포함한 부모공동양육을 이해하는 데 제한적인 상황에, 본 연구는 어머니와 아버지 모두를 대상으로 수행되었다는 점에서 의의를 갖는다. 둘째, 부모공동양육 척도를 개발하는 과정에서 국내외 문헌 고찰뿐만 아니라 면접 조사를 통해 우리 문화를 반영하고 국내 부모의 현실적인 면을 고려한 부모공동양육 척도를 개발하였다. 마지막으로, 본 연구는 양육자로서의 부모역할이 강조되고 긍정적인 부모공동양육이 요구되는 시기인 유아기에 초점을 두어 부모공동양육 척도를 개발했다는 점에서 의의가 있다. 본 연구는 국내 어머니와 아버지를 대상으로 부모공동양육 척도를 개발한 첫 시도이므로 본 연구를 시작으로 국내 부모공동양육 연구의 활성화에 도움이 되리라 기대한다. 신뢰도와 타당도를 확보한 부모공동양육 척도는 현장은 물론 다양한 부모공동양육 관련 후속 연구에서 신뢰로운 척도로 활용될 수 있을 것이다.

Acknowledgements

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea (NRF-2016S1A3A2924375).

Notes

Notes

This article is a part of the first author’s doctoral dissertation submitted in 2021, and was presented at the 2021 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

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

Ethics Statement

All procedures of this research were reviewed by IRB (ewha202010-0004-02).

Figure 1
Figure 1
Process of coparenting scale development and validation.
kjcs-43-1-61f1.jpg
Table 1
Exploratory Factor Analysis of the Coparenting Scale
Item no. Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4
21 .628 -.166 .007 .116
23 .472 -.245 .040 .138
24 .520 -.388 .072 .137
25 .460 -.351 .100 .141
32 .455 -.252 -.116 .256
33 .419 -.174 -.079 .387
36 .453 -.300 -.045 .121
37 .542 -.272 -.043 .114
38 .437 -.200 -.010 .249
40 .487 -.237 .012 .250
42 .453 -.171 .019 .080
45 .466 -.131 -.065 .117
62 .462 .240 -.146 .085
63 .665 -.055 -.164 -.032
65 .580 -.110 -.159 .001
66 .528 .027 -.337 .133
67 .475 .033 -.213 .228
68 .463 .081 -.226 .155
69 .419 .004 -.117 .255
26 -.222 .631 .060 .095
31 -.067 .476 .226 -.133
34 -.066 .558 .058 .055
35 -.191 .657 .028 -.048
41 -.094 .481 .050 .120
43 -.066 .667 .179 -.024
47 -.060 .488 .302 -.044
51 -.065 .661 .202 .001
52 .109 .654 .140 -.178
53 .352 .527 .150 -.314
59 -.106 .685 .090 .020
60 -.303 .582 .174 .096
70 .176 .446 .236 -.159
1 -.076 .081 .714 .016
2 -.005 .086 .693 .037
3 -.010 .024 .729 -.018
4 -.009 .134 .745 .021
5 .007 .074 .774 .037
6 .079 .176 .427 -.085
7 -.020 -.016 .050 .547
8 .069 -.018 -.043 .552
10 .078 -.042 -.152 .503
11 -.087 -.064 .033 .738
12 .049 -.206 .023 .616
13 .149 -.195 .033 .573
14 .247 -.048 -.121 .494
15 .306 -.057 -.006 .516
16 .236 -.164 -.101 .471
17 .209 -.192 .061 .499
30 .299 -.270 .043 .415
46 .083 .244 -.100 .568
48 -.102 .183 -.085 .540
49 .006 .243 -.059 .585
50 -.043 -.253 .129 .540
55 .302 -.040 -.092 .405
56 .189 .037 -.164 .503
57 .130 .119 -.144 .556
61 .284 -.073 -.079 .403
Eigenvalue 13.654 13.986 9.879 14.368

Note. N = 300. Item numbers 1, 2, 3, 4, 5, 6, 26, 31, 34, 35, 41, 43, 44, 47, 51, 52, 53, 58, 59, 60 and 70 are reverse-scored.

The item was deleted because it showed a factor loading of more than .40 for two different factors: Factor 1; Support, Factor 2; Undermining, Factor 3; Conflict, and Factor 4; Communication.

Table 2
Fit Index of the School Adjustment Scale Model
χ2 df χ2/df IFI TLI CFI RMSEA (LO90∼HI90)
552.024 246 2.244 .932 .923 .932 0.065 (.057∼.072)

Note. N = 300.

Table 3
Factors and Items Included in the Coparenting Scale
Factors No. Items
Support 21 My partner knows how to raise my child properly.
24 When my partner has time, he/she tries to actively participate in parenting.
32 My partner and I are a good team as parents.
33 In general, I cooperate well with my partner regarding parenting.
36 My partner helps me with parenting to make it easier.
37 When I’m unsure what to do as a parent, my partner provides me the support I need.
40 My partner and I compromise and split up parenting tasks based on the circumstances.
Undermining 35 My partner seems to think that parenting is solely my responsibility.
43 My partner impedes me in raising my child.
47 I can’t stand the lack of parenting skills and trial-and-error of my partner.
51 I don’t trust my partner’s abilities as a parent.
52 I think my partner negatively affects my child.
59 I am anxious when my partner is alone with my child.
60 Regarding parenting, my partner falls short of my expectations.
Conflict 1 I say sarcastic or hurtful words to my partner in front of my child.
2 My partner and I argue in front of my child.
3 I yell at my partner within earshot of my child.
4 I criticize my partner’s parenting style in front of my child.
5 I say critical or sarcastic words to my partner about his/her parenting style.
Communication 12 When my child has a problem, my partner and I brainstorm together to find a good solution.
13 My partner and I ask each other’s opinions on issues related to parenting.
14 My partner and I share parenting-related information with each other.
15 My partner and I often discuss the best way to raise the child.
16 When I talk to my partner about the child, he/she listens well.

Note. N = 300.

Table 4
Correlation between Coparenting Factors and Factors of Marital Conflict, Parenting Stress, Parenting and Preschoolers’ Behavior Problems
Coparenting Marital conflict Parenting stress Parenting Preschoolers’ behavior problems
Frequency Intensity Parental distress Parent-child dysfunctional interaction Difficult child Warmth Reasoning Intrusiveness Coercion Neglect Internalizing problem behavior Externalizing problem behavior
Support -.38*** -.30*** -.36*** -.31*** -.37*** .39*** .30*** -.27*** -.25*** -.16** -.31*** -.25***
Undermining .59*** .50*** .39*** .63*** .56*** -.27*** -.14* .45*** .52*** .59*** .56*** .58***
Conflict .70*** .64*** .40*** .61*** .52*** -.37*** -.18** .48*** .55*** .56*** .55*** .56***
Communication -.45*** -.44*** -.29*** -.41*** -.39*** .49*** .47*** -.29*** -.27*** -.24*** -.34*** -.29***

Note. N = 300.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 5
Fit Index of the Observed Model for Cross-Validation
χ2 df χ2/df IFI TLI CFI RMSEA (LO90∼HI90)
600.467 246 2.441 .931 .922 .930 0.069 (.062∼.076)

Note. N = 300.

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