유아의 부정적 정서성이 어머니·아버지의 양육행동과 유아의 문제행동에 미치는 영향: 어머니 · 아버지의 의도적 통제와 양육행동의 조절효과

Effects of Negative Emotionality on Parenting and Problem Behaviors During Early Childhood: Moderating Effects of Mother and Fathers’ Effortful Control and Parenting Behavior

Article information

Korean J Child Stud. 2024;45(2):113-128
Publication date (electronic) : 2024 May 31
doi : https://doi.org/10.5723/kjcs.2024.45.2.113
1M. A., Department of Child Development & Intervention, Ewha Womans University, Seoul, Korea
2Professor, Department of Child Development & Intervention, Ewha Womans University, Seoul, Korea
임승비1orcid_icon, 한세영,2orcid_icon
1이화여자대학교 아동학과 석사
2이화여자대학교 아동학과 교수
Corresponding Author: Sae-Young Han, Professor, Department of Child Development & Intervention, Ewha Womans University, 52, Ewhayeodae-gil, Seodaemun-gu, Seoul, Korea E-mail: evenhow@ewha.ac.kr
Received 2024 March 15; Revised 2024 May 11; Accepted 2024 May 21.

Trans Abstract

Objectives

This study aimed to examine how mothers’ and fathers’ effortful control moderates the relationship between young children’s negative emotionality and mothers and fathers’ parenting behavior, and how parenting behavior moderates the relationship between young children’s negative emotionality and their problematic behavior.

Methods

A survey was conducted among 143 fathers and 205 mothers of children aged 3-5 years through self-report assessments of their young children’s negative emotionality, problem behavior, and their own effortful control, and parenting behavior. Data were analyzed using correlation analysis, frequency analysis, and hierarchical regression analyses with SPSS 22.0.

Results

Mothers’ effortful control significantly moderated the association between children’s negative emotionality and the mothers’ rejective parenting behaviors. Mothers’ reactive parenting behavior moderated the association between children’s negative emotionality and problematic behavior. Fathers’ rejective parenting behavior significantly moderated the effect of children’s negative emotionality on problematic behavior.

Conclusion

This study is meaningful as it confirms a two-way relationship between children and their mothers or fathers according to “a process model of determinants of parenting”. Partially supported by “Differential susceptibility model”, the parenting behavior moderated the effect of children’s negative emotionality on their problematic behavior. In addition, mothers and fathers’ effortful control affected their positive parenting behavior; however only mothers’ internal factors moderated the effect of children’s negative emotionality on the parenting behavior. Finally, verifying whether mothers and fathers’ parenting behavior moderates the effect of children’s negative emotions on problem behavior differently is important.

Introduction

부모-자녀관계에 대한 전통적 시각에 의하면 대부분의 연구들은 환경적 요인인 부모의 양육행동이 유아의 발달적 결과에 영향을 미친다는 일방향적인 영향에 초점을 맞춰왔다. 그러나 Belsky (1984)에 의해 유아의 특성이 부모에게도 영향을 미친다는 시각이 제시되었는데, Belsky (1984)의 양육과정모델(A process model of the determinants of parenting)에 의하면 부모의 특성, 사회적 맥락 및 유아의 특성이 서로 상호작용하여 직접, 간접적으로 부모의 양육행동에 영향을 미치며, 양육행동은 유아의 발달 결과를 설명하게 된다.

Thomas와 Chess (1977)가 제시한 유아의 특성 중 기질은 유아가 타고난 반응양식이며, 유아의 기질 중에서도 까다로운 기질은 초기 부모-자녀 관계에 부정적인 영향을 미칠 수 있기 때문에 주목받아 왔다(Y. H. Choi, 1990). 까다로운 기질은 새로운 환경에 느리게 적응하고, 생물학적 리듬이 불규칙하며, 강도 높은 부정적 정서를 표현하는 기질로(Thomas & Chess, 1977), 초기 부모-자녀 관계뿐만 아니라 나아가 유아의 문제행동에도 부정적인 영향을 미칠 수 있는 변인으로 여겨져 왔다(Y. H. Choi, 1990). Buss와 Plomin (1984)이 제시한 Emotionality, Activity, Sociablity(EAS) 모델 중 정서성은 까다로운 기질의 핵심적 요인으로 정서성이 높아 부정적 정서성을 가진 유아의 경우 쉽게 기분이 상하고 잘 달래지지 않으며 과민하게 반응하고 스트레스에 대해 분노, 슬픔, 공포, 짜증과 같은 부정적 반응의 정도가 심한 특성을 보인다(Bates, 1989; Rothbart & Bates, 1998). 이러한 부정적 정서성은 까다로운 기질의 핵심 요인으로 고려되며 이후 위축과 불안, 우울과 같은 문제행동을 야기하며(S.-H. Kim, 2016; H. J. Lim, 2016; Scott & O’ Connor, 2012; M. Y. Sung & Gwon, 2010) ADHD, 반항성 장애, 공격성 등 부정적인 발달 결과를 보이는 것으로 나타났다(Scott & O’ Connor, 2012).

현재까지 이루어진 유아와 부모의 양육행동의 상관에 대한 경험적 연구들을 살펴보면, 유아의 부정적 정서성은 어머니의 양육행동에 직접적인 영향을 주는 요인으로 유아가 부정적 정서성이 높으면 스트레스에 대한 부정적 반응이 크고, 쉽게 기분이 나빠져 자주 울거나 화를 내는 등 양육자를 쉽게 지키게 하고 긍정적인 부모 역할을 하기 어렵게 한다(Buss & Plomin, 1984). 유아의 이러한 특성은 어머니로부터 쉽게 짜증을 유발하고 부모의 양육 스트레스를 유발할 수 있다(Abidin, 1990; Cutrona & Troutman, 1986; Dumas & LaFrenter, 1993; U. I. Park, 1995). 또한 부모로부터 부정적 양육행동(Calkins, 2002)과 통제적이거나 거부적 또는 비반응적 양육행동을 이끌어내는 것으로 나타났다(Hemphill & Sanson, 2000; H. S. Lim & Park, 1994; Van Den Boom & Hoesksma, 1994).

더 나아가 Belsky (1984)의 양육과정모델에 의하면 부모의 개인적 특성도 양육행동에 영향을 미친다고 설명하고 있다. 부모의 개인적 특성 중 의도적 통제는 우세한 반응을 억제하고 덜 우세한 반응을 보일 수 있는 능력을 말한다(Eisenberg et al., 2005). 부모의 의도적 통제는 긍정적인 양육행동(Valiente, Lemery-Chalfant, & Reiser, 2007) 및 애정적 양육행동(Bae & Lim, 2012)과 상관을 보이며 부모의 양육행동에 영향을 미치는 요인으로 분석되어 왔다. 경험적 연구에 따르면, 부모의 의도적 통제 수준이 높으면 기분이 상하거나 화가 나는 등 부정적 정서가 발생하는 상황에서도 우세한 자신의 부정적 정서 및 행동을 적절하게 조절하고 덜 우세한 긍정적 반응을 촉진하여서 유아의 발달에 도움을 줄 수 있는 긍정적 양육행동을 선택할 수 있게 된다(Valiente et al., 2007). 따라서 부모의 개인적 기질인 의도적 통제와 같은 정서조절 능력이 자녀의 기질적 특성의 부정적 효과를 최소화하고 양육행동을 조절하는 역할을 할 가능성이 존재한다. 이에 본 연구는 유아의 부정적 정서가 어머니와 아버지의 양육행동에 미치는 영향이 어머니와 아버지의 의도적 통제의 수준에 따라 달라지는지 알아보고자 하였다. 즉, 유아의 부정적 정서가 어머니와 아버지의 양육행동에 미치는 영향을 어머니와 아버지의 의도적 통제가 조절하는지 탐색하는 것을 일차적 목적으로 하였다.

한편, 유아의 개인적인 특성인 부정적 정서성의 또 다른 영향에 대해 좀 더 살펴보자면, 전통적인 접근에서는 부정적 정서성을 까다로운 기질의 주요 특성으로 간주하였고 위축, 불안 및 ADHD, 반항성 장애, 공격성 등 발달상의 취약점으로 여겨져 왔으나 본 연구에서는 차별적 민감성 모델(Differential Susceptibility Model)을 바탕으로 까다로운 기질을 취약점이 아닌 민감성의 요소로 접근하는 시각에 주목하였다. 차별적 민감성 모델은 유아의 타고난 신경계의 민감성에 따라 양육으로부터 받는 영향의 정도가 다를 수 있음을 제안하고 있다. 양육은 유아가 접하는 최초의 환경으로, 부정적 정서성이 높은 까다로운 기질의 유아는 그렇지 않은 유아에 비해 긍정적이거나 부정적인 환경에 더 민감하게 반응하며 환경의 영향을 더 많이 받게 된다(Belsky, 1997; Belsky, 2005). 이로 인해 부정적 정서성이 낮아 민감하지 않은 유아들보다 긍정적인 양육행동에 더 많이 반응하고 영향을 받게 되므로 자신의 정서와 행동을 적절히 조절하는 능력을 발달시킬 기회를 더 많이 갖게 되는 효과가 있는 것이다. 즉, 부정적 정서성이 높은 유아들이 적절한 양육을 만났을 때 문제행동 수준을 감소시킬 기회를 갖고 긍정적인 발달적 결과를 나타낼 수 있다(Boyce & Ellis, 2005). 이 모델을 경험적으로 검증한 연구들 또한 긍정적이고 적절한 양육방식이 유아의 부정적 정서성의 부정적 영향을 완전히 제거하지는 못했으나 일정 수준 완화시켜 유아의 문제행동 수준을 낮춘다고 보고하기도 하였다(Blair, 2002; J. Choi, 2017).

경험적인 연구들을 살펴보면, 긍정적인 양육환경과 상호작용할 때 민감성이 낮은 유아들보다 긍정적 양육행동에 더 많이 반응하고 영향을 받아 부정적 정서성의 악영향을 적응적으로 발달 결과로 전환하기도 하며(Belsky, Bakermans-Kranenburg, & Van IJzendoorn, 2007; Boyce & Ellis, 2005), 부정적 정서성의 악영향을 완화시켜 문제행동의 위험성을 감소 및 최소화시키기도 한다(Blair, 2002; J. Choi, 2017). 부정적 정서성이 높은 유아는 민감성 또한 높으므로 긍정적인 양육환경으로부터 이득을 많이 보게 되며(Kiff, Lengua, & Zalewski, 2011), 유아의 부정적 정서성이 미치는 악영향을 긍정적 발달결과로 전환 및 감소시키는 효과를 보인다(Belsky et al., 2007; Blair, 2002; Boyce, & Ellis, 2005; J. Choi, 2017).

기질-양육의 조화적합성 모델(Goodness of fit) 또한 유아의 기질과 양육의 관계에 대한 설명을 통해 차별적 민감성 모델을 추가적으로 설명한다. 조화적합성이란 환경이 개체에 바라는 기대, 요구 등이 개인의 능력 및 동기, 행동유형 등 개체의 특성과 적절하게 조화를 이루는 것을 말하며 조화적합성이 높을수록 최적을 발달을 이룬다고 말하고 있다(Thomas & Chess, 1977). 즉, 기질이 독립적으로 개인의 행동에 대해 영향을 미친다기보다는 기질이 주변 환경과 상호작용하여 발달적 결과가 도출되는 것으로 부정적 정서성을 가진 유아와 민감하게 반응해주고 수용해주며 유아의 정서를 지지해주는 민감하고 반응적인 양육이 만났을 때 기질-양육간의 조화적합성을 이루며 최적의 발달을 이룰 수 있다.

즉, 인간의 행동발달은 환경적 요인과 유전적 특성이 함께 상호작용하여 이루어지기 때문에(Bates & Pettit, 2007) 순한 기질의 유아도 환경적 요인과 부조화를 이룰 경우 발달에서의 부적응을 보일 수 있으며, 부정적 정서성이 높은 까다로운 기질의 유아여도 환경과 조화를 이룰 경우 긍정적인 발달을 이룰 수 있다는 가능성을 제시한 것이다(Thomas & Chess, 1983). 이러한 시각이 제시됨에 따라 유아의 발달적 결과를 예측하는 데 있어 유아의 기질뿐만 아니라 기질과 환경과의 상호작용 및 조화가 더욱 주목을 받게 되었다.

종합하면, 차별적 민감성 모델은 반응적이고 지지적인 긍정적인 양육환경과 만날 경우 부정적 정서성이 높은 유아가 낮은 유아보다 긍정적인 발달적 결과를 보이거나 부정적인 발달적 결과의 감소를 보일 수 있다는 시각을 제공한다. 따라서 본 연구는 유아의 부정적 정서와 환경적 요소인 어머니와 아버지의 양육행동이 상호작용하여 유아의 문제행동에 미치는 영향을 살펴보아서 그 결과가 차별적 민감성 모델을 지지하는 지 살펴보는 것을 두 번째 목표로 삼고자 하였다.

유아의 부정적 정서의 부정적 결과를 완화시킬 수 있는 양육행동의 조절효과를 탐색하기 위해서는 다양한 양육행동의 유형 중 어떠한 양육행동이 이러한 역할에 적절한지를 구분할 필요가 있다. 유아의 문제행동과 같은 부정적 정서의 부적효과를 완화시키는데 적합한 양육행동을 선별한 연구는 많지 않으나 유아에게 긍정적으로 또는 부정적으로 작용한 양육행동에 대한 경험적 연구들에 따르면 부모가 따뜻하고 긍정적인 정서표현을 많이 하는 온정적인 양육행동을 하는 경우 유아가 신체적 공격성이나 싸움 등과 같은 외현화 문제행동을 덜 보였으며(Dodge, Pettit, & Bates, 1994; Miller, Cowan, Cowan, Hetherington, & Clingempeel, 1993; Mize & Pettit, 1997), 우울과 불안, 위축된 행동 등과 같은 내재화 문제행동도 덜 보였다(Kang & Chang, 1999; Kong & Lim, 2012; S. Y. Park, Park, & Cheah, 2007). 뿐만 아니라, 아버지의 따뜻하고 애정적이며 수용적인 양육태도 또한 유아의 문제행동을 감소시켰다(M. J. Chung & Kim, 2004; S. N. Oh, Kown, & Lee, 2016). 어머니의 온정적 양육이 낮으면서 강압적이고 개입적인 양육행동을 많이 보일수록 아동은 공격적이고 불안하며 반항적이었다고 보고하였으며(Y. M. Park, 1996), 처벌과 같은 강압적인 양육행동을 하는 경우 유아는 정서적으로 불안한 모습을 보였다고 보고하고 있다(Robinson, Madleco, Olsen, & Hart, 1995). 어머니와 아버지의 양육을 모두 살펴본 연구에서도 부모가 아동에게 거부적인 양육태도를 보일 경우 자녀 또한 공격적인 성향을 많이 보이고 타인에게 비협조적이고 적대감을 나타냈으며(Rohner, 1991), 강압적이고 권위주의적인 양육태도는 유아의 공격적인 행동을 야기한다(Russel, Hart, Robinson, & Olsen, 2003). 또한 아버지의 거부적이고 강압적인 태도와 유아의 외현화 및 내면화 문제행동의 관련성을 확인한 연구도 존재한다(Ahn, 2011; S. Lee, 2007; Jang, Kim, & Kim, 2011; Rinaldi & Howe, 2012). 따라서 부모의 양육행동은 유아의 문제행동에 영향을 미치는 주요 요인으로 부모가 반응적이고 온정적인 양육행동을 보일 경우 유아의 문제행동이 감소되며 긍정적인 발달을 이루게 될 가능성이 크지만, 지나치게 통제적이거나 강압적인 양육행동, 거부하는 양육행동과 같이 부적절한 양육행동은 유아의 외현화 및 내면화 문제행동을 강화시키거나 지속시키는 요인이 될 수 있다.

더 나아가, 유아의 타고난 기질인 부정적 정서성을 차별적 민감성 모델을 기반으로 살펴보았을 때, 부정적 정서성이 높아 까다로운 기질을 가진 유아라도 온정적이고 반응적인 양육을 받을 경우 긍정적으로 또래와 상호작용하여 또래로부터 고립되는 일이 적었으며 행동문제를 적게 보였다(Ellis, Boyce, Belsky, Bakermans-Kranenburg, & van IJzendoorn, 2011; Phillips, Fox, & Gunnar, 2011). 또한 질 낮은 양육을 받은 까다로운 기질의 유아는 많은 문제행동을 보였지만, 질 높은 양육을 받은 경우 순한 기질의 유아보다 더 낮은 문제행동을 보였다는 연구도 존재한다(Belsky & Pluess, 2009).

추가적으로, 최근 아버지의 양육참여에 대한 관심이 높아지면서 아버지의 양육참여 및 양육행동이 자녀의 발달에 어떤 영향을 미치는지에 대한 연구 또한 늘어나고 있다(Oh et al., 2016). 아버지 양육행동이 아동의 문제행동에 미치는 영향에 대한 선행연구를 살펴보면, 부정적 정서성이 높은 아동의 경우 부정적 수준이 낮은 아동보다 높은 문제행동을 보였지만, 아버지의 긍정적인 양육이 부족할 시에 그 수준이 두드러지게 높았다는 연구결과가 존재한다(H. Kim & Chang, 2017). 즉, 아버지의 긍정적인 양육행동 또한 어머니와 같이 유아의 높은 부정적 정서성이 문제행동이 미치는 악영향을 완화시킬 수 있음을 알 수 있다. 하지만 차별적 민감성 모델을 적용한 아버지의 연구는 아직 다소 적은 실정이며 아버지와 어머니를 동시에 살펴본 연구도 거의 없기 때문에 양방향적 모델과 차별적 민감성 모델 안에서 아버지의 양육행동에 대한 더 많은 경험적 연구가 필요한 실정이며 더 나아가 어머니의 양육과는 어떤 차이를 보이는지 알아볼 필요가 있다.

종합하면, 차별적 민감성 모델과 자녀양육과정모델이 각각 다르게 부모양육의 역할을 설명하고 있으며 유아의 부정적 정서성을 바라보는 시각 또한 다르기 때문에 유아의 부정적 정서성이 미치는 영향에 대해 각각 따로 탐색해보고자 하였다. 자녀양육과정모델의 경우 부모의 양육행동에 영향을 미치는 요소들에 대해 설명하고 있기 때문에 유아의 부정적 정서성과 양육행동의 상관관계를 바탕으로 하고 있다. 반면, 차별적 민감성 모델은 유아의 부정적 정서성을 민감성의 요소로 바라보며 유아의 발달적 결과에 미치는 영향에 대해 설명하고 있기 때문에 유아의 부정적 정서성과 양육행동을 독립적인 관계로 보고 있다. 즉, 본 연구를 통해 두 모델이 제시한 유아의 부정적 정서성과 어머니와 아버지의 양육행동의 관계를 각각 검증해보고자 한다. 또한 유아가 가지고 있는 부정적 정서성의 영향을 받음에도 불구하고 영향을 최소화할 수 있는 어머니와 아버지의 개인적 특성인 의도적 통제가 양육행동에 영향을 미친다면 부정적 정서성의 부정적 효과로부터 시작되는 악순환을 멈추고 긍정적인 양육행동을 할 수 있을 것으로 예상된다. 뿐만 아니라, 유아의 부정적 정서성을 취약점이 아닌 환경에 대한 민감한 정도로 바라보며, 어머니와 아버지의 긍정적인 양육행동으로 인해 유아의 부정적 정서성으로부터 오는 악영향을 최소화하여 문제행동을 감소시킬 것으로 예측할 수 있다. 추가적으로, 아직까지 유아의 기질적 특성이 아버지의 양육에 미치는 영향 및 차별적 민감성 모델을 바탕으로 한 아버지 연구가 부족한 실정을 고려하여 아버지와 어머니를 함께 살펴보고자 한다. 이를 통해 본 연구에서는 부정적 정서성이 높은 유아의 잠재적 자원에 대한 보다 긍정적인 시각을 제공함과 동시에 유아의 문제행동 감소를 위한 어머니와 아버지의 의도적 통제와 긍정적 양육행동의 중요성을 확인하고자 한다. 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1

유아의 부정적 정서성과 어머니와 아버지의 양육행동의 관계를 어머니와 아버지의 의도적 통제가 조절하는가?

1-1. 유아의 부정적 정서성과 어머니의 양육행동의 관계를 어머니의 의도적 통제가 조절하는가?

1-2. 유아의 부정적 정서성과 아버지의 양육행동의 관계를 아버지의 의도적 통제가 조절하는가?

연구문제 2

유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 어머니와 아버지의 양육행동이 조절하는가?

2-1. 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 어머니의 양육행동이 조절하는가?

2-2. 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 아버지의 양육행동이 조절하는가?

Methods

연구대상

본 연구는 만 3-5세의 자녀를 둔 어머니 205명과 아버지 143명을 대상으로 하였다. 연구대상의 사회 인구학적 특성을 살펴보면, 만 3-5세 유아의 성별은 남아가 183명(52.6%), 여아가 165명(47.4%)이었고, 만 3세인 유아가 92명(26.4%), 만 4세인 유아가 116명(33.3%), 만 5세인 유아가 140명(40.2%)이었다. 응답한 부모의 성별은 아버지가 143명(41.1%), 어머니가 205명(58.9%)이었고, 응답자 중 취업을 한 아버지는 140명(97.9%), 취업을 한 어머니는 145명(70.7%)이었다. 부모의 연령을 살펴보면, 아버지와 어머니 모두 35-39세가 63명(44%)과 103명(50.2%)으로 가장 많았으며 그다음으로 35세 미만인 아버지는 37명(25.9%), 어머니는 56명(27.3%)이었다. 응답자 중 아버지의 교육정도는 대졸 93명(65.0%), 대학원 이상 26명(18.2%), 전문대 졸/대 중퇴 18명(12.6%), 고등학교 중퇴/졸 6명(4.2%) 순으로 많았고, 응답자 중 어머니의 교육정도는 대졸 132명(64.4%), 대학원 이상 38명(18.5%), 전문대 졸/대 중퇴 38명(18.5%), 고등학교 중퇴/졸 9명(4.4%) 순으로 많았다.

연구도구

유아의 부정적 정서성

유아의 부정적 정서성의 경우 S. Y. Park (2013)이 번안한 Buss와 Plomin (1984)의 부모용 EAS 척도(EAS Temperament Survey for Children-Parental Ratings [EAS])를 사용하였다. 척도의 문항은 정서성, 활동성, 사회성으로 구성되어 있으나 본 연구에서는 유아의 기질적인 부정적 정서를 살펴보고자 잘 울고, 감정적이고, 쉽게 기분이 나빠지고, 화는 내는지 등의 정서적 반응의 정도를 나타내는 정서성에 해당하는 5개의 문항만 사용하였다. 예를 들면, “우리 아이는 화가 났을 때 격하게 반응한다.”, “우리 아이는 쉽게 기분이 나빠진다.”와 같은 부정적인 정서를 나타내는 문항들이 포함되어 있다. 각 문항은 5점 Likert식 척도로 평가되었으며 점수가 높을수록 유아가 부정적 정서를 나타내는 것을 뜻한다. 본 연구에서 나타난 신뢰도(Cronbach’s α)는 .81이었다.

어머니·아버지의 의도적 통제

어머니와 아버지의 의도적 통제의 경우 Rothbart와 Ahadi, Evnas (2000)가 성인의 기질을 측정하기 위해 개발하고 Bae와 Lim (2012)이 번안한 성인용 기질척도-단축형 (Adult Temperament Questionnaire-Short Form [ATQ-SF])척도 중 의도적 통제에 해당하는 문항들을 사용하였다. 전체 19개 문항이며, 부적절한 행동을 억제하는 억제통제(Inhibitory Control), 좋아하지 않거나 피하고 싶은 행동이라도 필요에 의해 그 행동을 수행할 수 있는 능력에 해당하는 활성화 통제(Activation Control), 주의집중 능력과 필요에 따라 주의를 지속하거나 전환하는 능력에 해당하는 주의 통제(Attentional Control)로 구성되어 있다. 문항의 예를 살펴보면, “활력이 넘칠 때에도, 필요하다면 큰 어려움 없이 가만히 앉아 있을 수 있다.”, “어떤 일을 하고 싶지 않을 때조차도 그 일을 계속할 수 있다.”, “보통 마감일 전에 그 일을 끝내는 편이다.” 등의 문항으로 구성되어 있으며 7점 Likert식 척도로 평가되었다. 방향성이 다른 10개는 역채점하여, 점수가 높을수록 부모의 의도적 통제 수준이 높은 것을 의미하며 신뢰도(Cronbach’s α)는 .82이었다. 본 연구에서는 선행연구들에(Y. E. Kim, 2016; M. Lee, Kang, & Kim, 2018) 근거하여 의도적 통제를 단일요인으로 구성하여 살펴보았다.

어머니·아버지의 양육행동

어머니와 아버지의 양육행동의 경우 S. Y. Park, Belsky, Crnic, & Putnam (1997)과 M. J. Lee (1997)의 연구 결과를 바탕으로 S. Y. Park & Ko (2004)가 만든 어머니 양육행동 척도를 참고하였으며, 이를 E.-J. Kim (2009)이 재구성한 질문지를 사용하였다. 전체 24문항으로 통제적, 거부적, 반응적, 과보호적 양육행동이 있으며, 그중 통제적(7문항), 거부적(6문항), 반응적(5문항) 양육행동에 해당하는 18문항을 사용하였다. 각 하위영역의 예를 들어보면, 통제적 양육행동에는 “나는 아이의 행동을 고치려고 잔소리를 많이 하는 편이다.” 등의 문항이 있고, 거부적 양육행동에는 “아이의 요청이나 질문을 못 들은 척할 때가 있다.” 등이 있으며, 반응적 양육행동에는 “아이가 울거나 하면 곧 반응한다.” 등의 문항이 있다. 5점 Likert식 척도로 평가되었으며 해당 양육행동의 특성을 많이 보일수록 점수가 높아진다. 본 연구의 신뢰도(Cronbach’s α)를 살펴보면 통제는 .86이었으며, 거부는 .77, 반응성은 .70이었다. 본 연구에서는 부모의 양육행동 중 반응적 양육행동(Cho, 2016; J. Choi, 2017)과 거부 및 통제적 양육행동(H. Kim & Chang, 2017; H. J. Park & Ahn, 2017)이 부정적 정서성과 주로 연관이 있다고 보고되어 왔다는 점을 근거하여 과보호적 양육행동을 제외하고 통제적, 거부적, 반응적 양육행동으로 구성하여 살펴보았다.

유아의 문제행동

유아의 문제행동은 Achebach와 Rescola (2000)의 1.5-5세용 유아 행동평가척도(Child Behavior Checklist [CBCL])를 K. J. Oh & Kim (2009)이 한국판 유아행동평가 척도 부모용(K-CBCL)으로 평정한 척도 중 내재화 문제행동에 해당하는 불안/우울과 위축 문항과 외현화 문제행동에 해당하는 주의집중 문제와 공격행동 문항으로 총 40문항을 사용하여 측정하였다. 예를 들어보면, “지나치게 겁이 많거나 불안해한다.”, “위축돼서 남들과 어울리지 않으려고 한다.” 등의 문항이 있고 “가만히 앉아 있지 않고 안절부절못하며 지나치게 많이 움직인다.”, “다른 사람을 때린다.” 등의 문항이 있다. 모든 문항은 4점 Likert식 척도로 평가되었으며 해당 문제행동을 많이 보일수록 점수가 높아진다. 본 연구에서의 신뢰도(Cronbach’s α)는 .97이었으며, 선행 연구(M. Sung, 2017; H. H. Kim, 2019)에 근거하여 의도적 통제를 단일요인으로 구성하여 살펴보았다.

연구절차

본 연구의 자료는 2021년 1월∼3월 중 만 3-5세 자녀를 둔 어머니 혹은 아버지를 대상으로 서울과 경기도에 소재하는 유치원과 지인, 온라인 커뮤니티를 통해 총 401부를 수집하였다. 유치원과 지인에게 배포하여 온라인으로 눈덩이표집을 하였으며, 추가로 어머니 모임 소셜 네트워크 서비스에 배포하여서 편의표집을 하였다. 설문지를 배포할 때, 연구 참가에 대한 안내문과 설문응답에 대한 동의를 구함으로써 본 연구에 대해 설명하였고, 링크를 통해 자율적으로 참여할 수 있도록 실시되었다. 회수된 401부 가운데 53부는 불성실하게 응답되어 제외하였고 최종 348부를 분석에 사용하였다.

자료분석

본 연구는 SPSS 22.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 첫째, 연구대상의 사회인구학적 특성을 확인하기 위해 빈도분석으로 각 변인의 빈도와 백분율(%)을 산출하였다. 둘째, 내적합치도(Cronbach’s α) 확인을 통해 조사도구의 신뢰도를 확인하였다. 셋째, Pearson의 적률상관계수를 산출하여 각 변인들 간의 상관관계를 확인하였다. 넷째, 어머니와 아버지의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성과 어머니와 아버지의 양육행동의 관계를 조절하는지에 대한 연구모형과 부모의 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절하는지에 대한 연구모형을 검증하기 위해 Baron, Reuben과 Kenny (1986)가 제안한 방법에 따라 위계적으로 회귀 분석을 진행하였다. 조절효과가 유의미한 경우 Aiken, West와 Reno (1991)가 제안한 회귀 방정식을 활용하였다. 부모의 의도적 통제와 부모의 반응성을 중심화한 평균에서 ±1SD(상, 하)로 나눈 뒤, 각 집단의 회귀식의 기울기에 대한 유의도를 검정하였다.

Results

변인 간 상관관계

각 변인에 대한 정규성 가정의 기준을 충족하는지 검토하기 위해 왜도와 첨도를 살펴보았다. 어머니가 측정한 변인들은 왜도가 –1.03∼0.29, 첨도가 –1.18∼2.12이고, 아버지가 측정한 변인들의 경우 왜도가 –0.45~0.34, 첨도가 –1.09∼0.37로 각각 ±3과 ±10의 범위 내에서 기준을 충족하여 정규성 가정을 충족하였다(Kline, 2015). 변인들 간의 상관관계를 살펴보면(Table 1), 유아의 부정적 정서성과 어머니의 의도적 통제는 부적으로 유의한 상관(r = -.28, p < .001)이 나타났으며 유아의 부정적 정서성과 어머니의 반응적 양육행동은 유의한 상관을 보이지 않았으나, 통제적 양육행동(r = .50, p < .001), 거부적 양육행동(r = .47, p < .001)과 정적으로 유의한 상관을 보였다. 또한 유아의 부정적 정서성과 유아의 문제행동(r = .57, p < .001)은 정적으로 유의한 상관이 나타났다. 둘째, 어머니의 의도적 통제와 양육행동 간의 상관관계를 살펴보면, 어머니의 의도적 통제는 어머니의 통제적 양육행동(r = -.30, p < .001) 및 거부적 양육행동(r = -.51, p < .001)과 부적으로 유의한 상관이, 그리고 반응적 양육행동(r = .43, p < .001)과는 정적으로 유의한 상관이 나타났다. 또한 어머니의 의도적 통제는 유아의 문제행동(r = -.56, p < .001)과 부적으로 유의한 상관이 나타났다. 셋째, 어머니의 양육행동과 유아의 문제행동 간의 상관관계에 대해 살펴보면, 어머니의 통제적 양육행동(r = .43, p < .001), 거부적 양육행동(r = .65, p < .001)과는 정적으로 유의한 상관이, 어머니의 반응적 양육행동(r = -.38, p < .001)과는 부적으로 유의한 상관이 나타났다.

Correlations Coefficients Among Variables Related to Mothers

다음으로, 아버지가 보고한 변인들 간의 상관관계를 구체적으로 살펴보면(Table 2), 유아의 부정적 정서성과 아버지의 의도적 통제는 부적으로 유의한 상관(r = -.44, p < .001)이 나타났으며, 유아의 부정적 정서성과 아버지의 통제적 양육행동(r = .60, p < .001), 거부적 양육행동(r = .59, p < .001)과 정적으로 유의한 상관을 나타냈다. 또한 유아의 문제행동(r = .72, p < .001)과의 관계에서는 정적으로 유의한 상관이 나타났다. 둘째, 아버지의 의도적 통제와 양육행동 간의 상관관계를 살펴보면, 아버지의 의도적 통제는 아버지의 통제적 양육행동(r = -.44, p < .001) 및 거부적(r = -.59, p < .001) 양육행동과 부적으로 유의한 상관이, 그리고 반응적 양육행동(r = .30, p < .001)과는 정적으로 유의한 상관이 나타났다. 또한 아버지의 의도적 통제는 유아의 문제행동(r = -.56, p < .001)과 부적으로 유의한 상관을 보였다. 셋째, 아버지의 양육행동과 유아의 문제행동 간의 상관관계에 대해 살펴보면, 아버지의 통제적 양육행동(r = .64, p < .001), 거부적 양육행동(r = .73, p < .001)과는 정적으로 유의한 상관이 나타났다.

Correlations Coefficients Among Variables Related to Fathers

Moderating Effect of Mothers’ Effortful Control on Association Between Children’s Negative Emotionality and Mothers’ Parenting Behavior

유아의 부정적 정서성과 양육행동의 관계에서 어머니와 아버지의 의도적 통제의 조절효과

유아의 부정적 정서성과 어머니 양육행동의 관계에서 어머니 의도적 통제의 조절효과

유아의 부정적 정서성과 어머니의 양육행동의 관계를 어머니 의도적 통제가 조절하는지 살펴본 결과는 다음과 같다. Figure 1에서 나타난 바와 같이, 어머니의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성과 어머니의 거부적 양육행동의 관계를 유의미하게 조절하였다.

Figure 1

Moderating effect of mothers’ effortful control on the association between children’s negative emotionality and mothers’ rejective parenting behavior.

유아의 부정적 정서성과 아버지 양육행동의 관계에서 아버지 의도적 통제의 조절효과

아버지의 의도적 통제가 유아 부정적 정서성과 아버지의 양육행동의 관계를 조절하는지 살펴본 결과, 아버지의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성이 아버지의 양육행동에 미치는 영향을 유의미하게 조절하지 않는 것으로 나타났다.

Moderating Effect of Mothers’ Parenting Behavior on the Association Between Children’s Negative Emotionality and Problematic Behavior

유아의 부정적 정서성과 유아 문제행동의 관계에서 어머니와 아버지의 양육행동의 조절효과

유아의 부정적 정서성과 유아 문제행동의 관계 에서 어머니 양육행동의 조절효과

어머니의 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절하는지 살펴본 결과, Figure 2에서 나타난 바와 같이 어머니의 반응적 양육행동이 유아의 부정적 정서성이 문제행동에 미치는 영향을 유의미하게 조절하였다.

Figure 2

Moderating effect of mothers’ responsive parenting behavior on the association between children’s negative emotionality and problematic behavior.

Moderating Effect of Fathers’ Parenting Behavior on the Association Between Children’s Negative Emotionality and Problematic Behavior

유아의 부정적 정서성과 유아 문제행동의 관계에서 아버지 양육행동의 조절효과

아버지의 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절하는지 살펴본 결과, Figure 3에서 나타난 바와 같이 아버지의 거부적 양육행동이 유아의 부정적 정서성이 문제행동에 미치는 영향을 유의미하게 조절하는 것으로 나타났다.

Figure 3

Moderating effect of fathers’ rejective parenting behavior on association between children’s negative emotionality and problematic behavior.

Discussion

본 연구는 유아의 부정적 정서성과 어머니와 아버지의 양육행동의 관계를 어머니와 아버지의 의도적 통제가 조절할 수 있는지 살펴보고, 더 나아가 유아의 부정적 정서성이 문제행동에 미치는 영향을 어머니와 아버지의 양육행동이 조절할 수 있는지 살펴보고자 하였다.

첫째, 어머니와 아버지의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성과 어머니와 아버지의 양육행동의 관계를 조절하는지 살펴본 결과, 어머니의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성과 어머니의 거부적 양육행동 간의 관계를 유의미하게 조절하였다. 이는 부정적 정서성이 높아 까다로운 기질을 가진 유아로 인한 스트레스 상황에서 어머니의 의도적 통제의 수준이 높아 정서 조절능력 및 내면의 통제력을 사용하여 부정적인 양육행동을 완화시키는 것을 의미하며, 이는 높은 수준의 의도적 통제를 가진 어머니의 경우 부정적인 양육행동과 낮은 연관성을 보인다는 연구들(AN NA, 2017; Bridgett, Burt, Laake, & Oddi, 2013)과 유사한 맥락이다. 즉, 부정적 정서성이 높은 자녀를 둔 경우 어머니가 자기 조절능력을 키울 필요가 있으며 이러한 어머니의 내적인 통제력이 거부적 양육행동을 완화시킬 수 있음을 시사한다. 반면, 조절효과가 유의미하지 않은 것으로 나타난 모든 관계에서도 주효과는 유의미한 것으로 나타났는 데, 이는 부모-자녀 관계에서 유아는 일방적으로 영향을 받기만 하는 존재가 아니고 부모에게도 영향을 미치는 존재라는 것을 의미하며, 이러한 본 연구의 결과는 Belsky (1984)의 양육과정모델을 지지하였다.

둘째, 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계에서 나타난 어머니와 아버지 양육행동의 조절효과에 대해 살펴보면, 어머니의 반응적 양육행동과 아버지의 거부적 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 유의미하게 조절하였다. 먼저, 어머니의 반응적 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 상관을 조절하여 부정적 정서성이 가진 부정적 영향을 약화시키는 것으로 나타난 결과는, 온정적이고 반응적인 양육을 받은 까다로운 기질의 유아가 긍정적으로 또래와 상호작용하였고 또래로부터 고립되는 경우가 적었으며 행동문제를 적게 보였다는 선행연구결과(Ellis et al., 2011; Phillips et al., 2011)와 유사하였다. 부정적 정서성을 보이는 유아는 다른 기질의 유아들에 비해 긍정적 양육행동의 효과를 가장 많이 보았고, 인지기능의 향상과 외현화 문제행동의 감소를 보였다는 선행연구결과(Blair, 2002)와도 맥락을 같이 하였다. 또한, 어머니뿐만 아니라 아버지의 거부적 양육행동의 조절효과도 유의미하게 나타나 아버지의 거부적 양육행동의 수준이 낮을수록 부정적 정서를 높은 유아가 보이는 문제행동의 정도를 완화시켰는데, 이는 아버지의 통제적이고 거부적인 양육태도는 아동의 외현화 및 내면화 문제행동을 더 큰 상관이 있다는 연구결과(Y. M. Park, 1996; Chung & Kim, 2004)와 부정적 정서성이 높은 까다로운 기질의 유아는 어머니로부터 질 낮은 양육을 받은 경우 더 많은 문제행동을 보였다는 연구 결과(Belsky & Pluess, 2009)와 같은 맥락으로 본 연구의 결과는 아버지의 경우에도 어머니와 유사하게 유아에게 영향을 미친다고 유추할 수 있다.

유아의 부정적 정서성을 취약점이 아닌 민감성의 요소로 바라본 차별적 민감성 모델을 증명하기 위해 진행된 경험적 연구들을 살펴보면 유아의 부정적 정서가 미치는 부정적인 영향을 긍정적으로 전환시키기 보다는 완화시킨다는 결과들이 주를 이뤘다(Blair, 2002; J. Choi, 2017). 본 연구 또한 유아의 부정적 정서성으로 인해 예측되는 부정적 효과를 감소 및 완화시키는 결과를 나타내어 결론적으로 차별적 민감성 가설을 부분적으로 지지하였다. 이를 통해 유아가 부정적인 정서를 많이 보임에도 불구하고 부모가 유아의 요구를 정확히 파악하고 해석하여 반응적 양육행동을 즉각적으로 보이고 거부적 양육행동을 삼가한다면 유아가 가진 부정적 정서의 영향을 완화시킬 수 있음을 시사하였다.

마지막으로, 아버지와 어머니 간에 다르게 나타난 연구결과를 살펴보면, 어머니와 달리 아버지의 의도적 통제의 경우 유아의 부정적 정서성과 부모의 양육행동과의 관계를 조절하지 못하는 것으로 나타났다. M. Chung & Lee (2018)의 연구결과에 따르면 아버지의 의도적 통제는 인지적 자기조절을 거쳐 양육행동에 영향을 미치기 때문에, 아버지의 의도적 통제가 양육행동에 영향을 미치기 위해서는 자기조절력이 요구된다는 것을 알 수 있다. 따라서, 아버지의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성이 아버지의 양육행동에 미치는 영향을 조절하기 위해서는 목적을 성취하기 위해 자신의 행동과 정서를 통제하고 관리하는 능력인 인지적 자기조절 능력도 함께 살펴볼 필요가 있다는 것을 추측할 수 있다. 반면, 어머니의 경우 의도적 통제의 수준에 따라서 유아의 부정적 정서가 어머니의 양육행동에 미치는 영향을 조절하였으므로 부정적 정서성이 높은 까다로운 기질의 자녀를 키우는 어머니의 경우 더욱 자신의 내면을 성찰하며 의도적 통제를 성장시킬 수 있도록 노력 및 격려할 필요가 있음을 시사한다.

또한, 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절한 것으로 나타난 양육행동이 아버지와 어머니에게서 각각 다르게 나타난 결과는 주목할 만하다. 어머니의 경우 반응적 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절하였으며 아버지의 경우 거부적 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 유의미하게 조절하였다. 유아의 문제행동에 영향을 미치는 부모의 양육행동을 각각 살펴 보았을 때, 유아의 외현화 문제행동은 아버지의 거부·제재와 정적 상관을 보이는 반면 온정·수용 및 허용·방임과는 유의한 상관관계를 보이지 않는다는 연구결과와 어머니의 경우 온정·수용이 외현화 문제행동에 영향을 미쳤다는 연구결과(J. E. Choi & Lee, 2017)와 유사한 맥락이다. 특히 아버지의 경우 온정적이고 수용적인 양육행동을 주로 보이기보다는 이전 세대로부터 전이된 거부적이고 제재적인 양육행동을 보이는 경우가 많기 때문에 다른 양육행동보다 유아의 문제행동과 관련이 높을 것으로 유추할 수 있다(J. M. Lee, Song, & Doh, 2011). 이러한 결과는 유아가 까다로운 기질을 가졌을 경우, 문제행동을 예방 및 감소시키기 위해서는 양육자가 이를 파악하고 자녀의 정서를 즉각적으로 반응하며 적절하게 수용해주는 것뿐만 아니라 유아가 부정적 정서의 표현을 통해 요구하는 바를 거부하지 않는다는 점이 유아에게는 중요하게 작용한다고 해석할 수 있다. 특히 부정적 정서를 가진 유아에게 어머니의 경우 즉각적이고 적절한 반응을 해주는 것이, 아버지의 경우 무시하거나 거부하지 않는 것이 유의미하게 작용한다는 것을 알 수 있으며, 따라서 아버지와 어머니가 까다로운 기질의 유아를 양육할 때 강화시키고 유의해야 할 양육 방식이 각각 다르다는 점을 인식하고 양육에 적용할 필요가 있음을 시사한다고 볼 수 있다.

통제적 양육행동의 경우 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 유의미하게 조절하지 않는 것으로 나타났다. 어머니가 통제적인 양육행동을 보일 때 유아가 공격적인 행동을 조절하지 못하고 부적응 행동을 극대화시킨다는 선행연구 결과(Mussen, 1979)가 있음에도 불구하고 이러한 결과가 나온 것은 유아의 부정적 정서성과 함께 고려하는 경우, 통제적 양육행동이 유아의 부정적 정서성이 문제행동에 미치는 효과를 조절할 만큼 영향을 미치지 못하며, 따라서 부정적 정서성이 높은 유아에게는 통제적 양육방식이 아닌 반응적 양육방식의 강화 또는 거부적 양육방식의 감소 등과 같은 다른 전략이 필요함을 시사한다.

종합적으로, 본 연구는 Belsky (1984)의 양육과정모델을 바탕으로 어머니와 아버지가 유아에게 일방향적으로만 영향을 미치는 관계가 아닌 유아의 개인적 특성이 어머니와 아버지의 양육행동에 영향을 미치기도 하는 관계임을 확인하였다는데 의의가 있다. 또한, Belsky (2005)의 차별적 민감성 가설의 일부를 지지하며 어머니의 반응적 양육행동과 아버지의 거부적 양육행동이 유아의 부정적 정서성과 문제행동과의 관계를 완화시킨다는 것을 검증하였음에 의의가 있다. Belsky (1984; 2005)의 두 이론이 각각 아동의 발달에 있어 부모의 요인과 아동 요인의 상관관계에 대해 서로 다르게 접근하고 있으나 두 이론 모두 아동발달과 부모 요인의 관계를 설명하고 있다. 따라서 양육과 아동발달의 관계를 이해할 때는 다양한 이론을 가지고 접근할 필요가 있음을 확인하였다. 나아가, 아직 국내에 선행 연구가 많지 않은 어머니와 아버지의 의도적 통제가 긍정적인 양육행동에 영향을 미친다는 것을 확인하였으며, 아동의 특성뿐만 아니라 의도적 통제와 같은 부모 개인의 특성 또한 양육행동에 영향을 준다는 점을 확인하였다는 것에 의미가 있다. 더 나아가, 유아의 부정적 정서성과 어머니와 아버지의 양육행동의 관계를 아버지와 어머니의 의도적 통제가 다르게 조절한다는 점과 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절하는 아버지와 어머니의 양육행동이 다르게 영향을 미친다는 점을 밝힌 것에 의의가 있으며 어머니뿐만 아니라 아버지의 양육행동도 유아의 문제행동에 영향을 미치며 차별적 민감성 모델이 아버지의 양육에도 적용된다는 점을 확인한 것 또한 의의가 있다.

본 연구의 제한점 및 추후 발전을 위한 연구에 대한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 연구문제 2의 독립변수인 유아의 부정적 정서성과 조절변수인 부모의 양육행동이 연구문제 1에서 독립변수와 종속변수로 설정되어 상관이 있는 것으로 설계 되어 논리적으로 다소 복잡한 구조가 형성되었다. 하지만 두 연구문제가 연결된 연구문제가 아닐 뿐만 아니라 본 연구에서는 각각 다른 이론적 틀을 가지고 탐색해보고자 하였다는 점에서 의미가 있다. 둘째, 본 연구에서는 어머니, 아버지가 각각 보고한 데이터를 사용하여 보고자의 주관적 견해와 의견이 반영될 수 있는 가능성을 내포한다. 후속 연구에서는 부모가 함께 보고한 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 측정치를 활용하거나 타당성 확보를 위해 관찰법 및 면접법을 실시하는 것도 의의가 있을 것이다. 넷째, 본 연구는 눈덩이 표집 및 편의표집을 사용하여 연구 대상자를 모집하였으며, 이러한 집단의 특성상 비교적 긍정적인 양육태도나 특성을 가지고 있을 가능성이 크다. 실제로 고학력의 부모들이 많이 표집되었음에도 불구하고 부모의 학력 및 소득 등 인구학적 특성이 통제되지 않음으로 인해 주요 변인에 차이가 발생했을 가능성이 있다. 후속연구에서는 연구대상자의 사회인구학적 특성을 보다 면밀하게 살펴보고 통제할 필요가 있다. 마지막으로, 본 연구는 횡단적 자료에 근거한 것으로 변인 간의 인과관계를 분명히 할 수 없다는 한계점이 존재한다. 후속 연구를 통해 종단적으로 접근하여 변인들 간의 인과관계를 좀 더 면밀하게 살펴보는 것이 필요하다.

본 연구의 결과는 아버지와는 달리 어머니의 의도적 통제가 유아의 부정적 정서성과 양육행동의 관계를 조절하는 변인으로 밝혀짐으로써 유아기 자녀를 둔 어머니를 대상으로 하는 부모교육 프로그램에서 부모의 바람직한 양육행동을 증진하기 위한 기초 자료로 활용할 수 있을 것이다. 또한 유아의 부정적 정서성과 문제행동의 관계를 조절하는 부모의 양육행동을 구별하여서 살펴봄으로써 어머니의 경우 반응적 양육행동을 함양할 수 있도록, 아버지의 경우에는 거부적 양육행동을 감소할 수 있도록 하는 것이 유아의 문제행동을 감소시키는 데 도움이 된다는 점을 밝히며 부모 각각에게 중요한 양육행동을 강조하였다. 다만, 국내문화가 영유아와 영유아 부모에 대해 포용적이지 않으며, 특히 부정적 정서성이 높아 까다로운 기질을 가지고 있는 아동을 키우는 것은 많은 도전을 요한다는 점을 고려하였을 때 부모의 의도적 통제나 양육행동과 같은 개인의 특성의 영향력을 강조하기보다는 부모의 개인적인 특성이 발휘될 수 있도록 사회적인 지지체계와 다양한 부모 교육 및 양육 지원 서비스의 제공이 필요하다는 점을 강조할 수 있다. 또한 아버지와 어머니의 영향이 다소 다르다는 것을 밝힌 연구결과를 반영하여 교육현장에서 부모교육이라는 이름으로 통합하여 제공하던 교육서비스를 아버지를 위한 교육과 어머니를 위한 교육으로 세분화하고 전문화할 필요성이 있음을 시사한다. 따라서 본 연구의 결과는 유아기 자녀를 둔 부모를 위한 부모교육 자료와 유아기 아동들의 문제행동에 대한 조기개입 자료 등 아동·가족 관련 정책을 개발 및 구축하는 데 있어 기초 자료로 활용될 수 있기를 기대한다.

Notes

This study is part of first author's master's thesis submitted in 2022 and was presented as a poster at the 2023 Anuual Autumn Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

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

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Article information Continued

Figure 1

Moderating effect of mothers’ effortful control on the association between children’s negative emotionality and mothers’ rejective parenting behavior.

Figure 2

Moderating effect of mothers’ responsive parenting behavior on the association between children’s negative emotionality and problematic behavior.

Figure 3

Moderating effect of fathers’ rejective parenting behavior on association between children’s negative emotionality and problematic behavior.

Table 1

Correlations Coefficients Among Variables Related to Mothers

Variables 1 2 3 4 5 6
Children’s negative emotionality
Effortful Control -.28***
Controlling parental behavior .50*** -.30***
Rejective parental behavior .47*** -.51*** .55***
Responsive parental behavior -.01 .43*** -.01 -.35***
Children’s problem behavior .57*** -.56*** .43*** .65*** -.38***
M 1.89 4.51 2.98 2.62 3.56 1.90
SD 0.78 0.67 0.74 0.74 0.64 0.60

Note. N = 205.

***

p < .001.

Table 2

Correlations Coefficients Among Variables Related to Fathers

Variables 1 2 3 4 5 6
Children’s negative emotionality
Effortful Control -.44***
Controlling parental behavior .60*** -.44***
Rejective parental behavior .59*** -.59*** .71***
Responsive parental behavior .12 .30*** .08 -.19*
Children’s problem behavior .72*** -.56*** .64*** .73*** -.03
M 1.75 4.73 2.63 2.37 3.37 1.79
SD 0.90 0.78 0.92 0.77 0.72 0.57

Note. N = 143.

*

p < .05.

***

p < .001.

Table 3

Moderating Effect of Mothers’ Effortful Control on Association Between Children’s Negative Emotionality and Mothers’ Parenting Behavior

Variables Step 1
Step 2
b β b β
Mothers’ controlling parenting behavior Children’s negative emotionality (A) .41 .45*** .41 .44***
Mothers’ effortful control (B) -.19 -.18** -.18 -.17**
A × B .07 .06
F(df1, df2) 37.98*** (2, 202) 25.56*** (3, 201)
R2 .27 .28
R2 .00
Mothers’ rejective parenting behavior Children’s negative emotionality (A) .34 .36*** .36 .38***
Mothers’ effortful control (B) -.45 -.41*** -.48 -.43***
A × B -.26 -.19***
F(df1, df2) 60.26*** (2, 202) 46.12*** (3, 201)
R2 .37 .40
R2 .03***
Mothers’ responsive parenting behavior Children’s negative emotionality (A) .10 .12 .10 .13
Mothers’ effortful control (B) .45 .47*** .44 .46***
A × B -.07 -.06
F(df1, df2) 25.27*** (2, 202) 17.11*** (3, 201)
R2 .20 .20
R2 .00

Note. N = 205.

**

p < .01.

***

p < .001.

Table 4

Moderating Effect of Mothers’ Parenting Behavior on the Association Between Children’s Negative Emotionality and Problematic Behavior

Variables Step 1
Step 2
b β b β
Children’s negative emotionality (A) .37 .48*** .37 .48***
Mothers’ controlling parenting behavior (B) .16 -.19** .16 .20**
A × B .03 .04
F(df1, df2) 55.89*** (2, 202) 36.94*** (3, 201)
R2 .35 .36
R2 .00
Children’s negative emotionality (A) .26 .35*** .27 .35***
Mothers’ rejective parenting behavior (C) .39 .48*** .39 .48***
A × C .05 .04
F(df1, df2) 104.73*** (2, 202) 69.97*** (3, 201)
R2 .51 .51
R2 .00
Children’s negative emotionality (A) .43 .57*** .42 .56***
Mothers’ responsive parenting behavior (D) -.34 -.37*** -.38 -.41***
A × D -.17 -.15**
F(df1, df2) 87.20*** (2, 202) 63.07*** (3, 201)
R2 .46 .49
ΔR2 .02**

Note. N = 205.

**

p < .01.

***

p < .001.

Table 5

Moderating Effect of Fathers’ Parenting Behavior on the Association Between Children’s Negative Emotionality and Problematic Behavior

Variables Step 1
Step 2
b β b β
Children’s negative emotionality (A) .33 .52*** .34 .54***
Mothers’ controlling parenting behavior (B) .20 .32** .20 .33***
A × B .05 .08
F(df1, df2) 95.59*** (2, 140) 64.93*** (3, 139)
R2 .58 .58
R2 .01
Children’s negative emotionality (A) .28 .44*** .31 .50***
Mothers’ rejective parenting behavior (C) .34 .47*** .33 .45***
A × C .11 .13*
F(df1, df2) 103.74*** (2, 140) 76.03*** (3, 139)
R2 .65 .67
R2 .01*
Children’s negative emotionality (A) .46 .73*** .47 .74***
Mothers’ responsive parenting behavior (D) -.10 -.12* -.11 -.14*
A × D -.07 -.09
F(df1, df2) 77.64*** (2, 140) 52.88*** (3, 139)
R2 .53 .53
ΔR2 .01

Note. N = 143.

*

p < .05.

**

p < .01.

***

p < .001.