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Family and Environment Research > Volume 55(1); 2017 > Article
아버지의 부모효능감이 자녀의 학교생활적응에 미치는 영향: 가정에서 교육지원활동의 매개효과

Abstract

Father participation in child rearing is gaining its importance in the field of child development. Previous literature consistently suggests the importance of parental efficacy and educational support on children’s school life. However, studies which that focus exclusively on the role of the father’s role are highly limited. Based on previous literature, we hypothesized that parental efficacy would directly and indirectly affect children’s school life via parental educational support at home. We aimed to expand on the previous literature by exploring the relations within fathers. Participants were 662 fathers whose children attended elementary, middle, and high school. We measured parental efficacy, educational support at home, and their children’s school life were measured. Descriptive statistics were first conducted to investigate the general features of participants as well as the correlations between study variables. The research model was analyzed using structural equation modeling in AMOS 20.0. Results proved the direct effect of father’s parental efficacy on father’s educational support at home as well as children’s school life. Fathers’ educational support at home mediated the effect of parental efficacy on children’s school life. Our results suggests that fathers who perceive themselves as efficient parents provides a higher level of educational support at home for their children; consequently, children of those fathers in turn adjust better in school and achieve higher grades. Also, the father’s parental efficacy also indirectly exerts positive effects on children’s school life via heightened educational support at home. An importance of paternal participation and support in child rearing and education was highly suggested. Relevant policy issues regarding paternal educational support were discussed.

서론

최근 들어 여성의 사회참여로 인한 맞벌이 가구의 증가와 일·가족 양립을 중요시하는 기업문화의 영향으로 아버지의 가족 내 역할이 중요한 사회적 관심사로 떠오르고 있다. 2014년 통계청[71] 생활시간조사에 따르면 성인 남성의 가사노동시간은 42분, 성인 여성은 3시간 28분인 것으로 나타났는데, 이는 2009년 조사에 비해 남성은 5분 늘어났고 여성은 9분 줄어든 것이다. 그러나 이러한 현행 가사분담에 대해 만족한다는 응답은 32.7%에 그친 한편, 남자는 일, 여자는 가정이라는 ‘전통적 남녀의 성 역할’에 대해서는 64.3%가 반대하는 것으로 나타나, 전통적인 성 역할 인식에 변화가 일어나고 있음을 알 수 있다. 이러한 인식의 변화는 경제적 안정에 대한 욕구보다는 부부간의 정서적 만족에 대한 욕구가 증가하면서 가족 내 남성과 여성의 관계가 민주적이고 평등한 관계로 변화한 것[58]에 일부 기인한다. 또한, 여성의 사회참여 증가, 가족규모 축소 등 사회적 변화로 인해 아버지의 가족 내 역할은 전통적 가장의 역할 뿐 아니라 자녀 양육과 돌봄 제공자, 그리고 배우자에 대한 정서적 지지자 역할 등 다양한 방식으로 기대된다[60].
이와 같은 가족 내 아버지 역할에 대한 가치 변화와 함께 아버지 양육 참여의 중요성이 더욱 강조된다[40]. 과거에는 자녀를 양육하는 것이 주로 어머니의 영역인 것으로 인식되었지만 몇 년 전부터 아버지의 자녀 양육 참여에 대한 사회적 관심이 증가하였다[33]. 아버지의 양육 참여를 뒷받침하기 위하여 육아휴직 권장 등 제도적 노력이 이루어지고 있고[63], 남성들 자신도 자녀 양육 역할을 하는 것에 내적인 가치를 두고 양육 기술을 습득하려고 노력하고 있다[45]. 이처럼 아버지 양육 참여에 대한 사회적 관심이 증가함에 따라 아버지 양육에 관한 연구도 함께 증가하고 있다. 관련 연구는 아버지의 자녀 양육행동[20, 47], 아버지의 자녀 양육 참여와 참여 영역[52, 65], 아버지의 양육태도[31, 36] 등 다양한 주제로 이루어져 왔다. 부모가 자녀의 생활에 관심을 기울이고 잘 파악하는 것은 자녀의 발달에 긍정적인 영향을 미치기 때문에[12], 아버지의 적극적인 양육 참여 및 바람직한 양육 행동 역시 자녀의 발달에 중요한 역할을 할 것임을 알 수 있다. 실제로 아버지의 양육 참여는 유아의 발달에 긍정적인 영향을 미친다고 보고된다[66]. 아버지 양육 참여는 자녀의 발달뿐 아니라 가족 전체에 긍정적 영향을 미치는데, 이는 어머니의 양육스트레스를 경감시키는 주요한 변인이며[1, 24], 어머니의 양육태도, 민감성, 부모효능감에도 긍정적 영향을 미친다[64]. 자녀 양육에 적극적으로 참여하는 아버지일수록 부부관계 만족도와 결혼만족도가 높으며[37], 가정 내에서 아버지의 역할이 가족 모두에게 긍정적으로 영향을 미친다[50]. 이처럼 가족과 자녀의 적응에 있어 아버지 양육 참여의 중요성이 강조되면서, 아버지의 양육 참여 형태와 결과에 영향을 미치는 요인에 대한 탐색도 이루어져 왔다. 아버지의 심리적 특성이 건강할수록 자녀에게 애정적이고 긍정적인 양육 태도를 보이며[34], 높은 자존감을 가질 때 긍정적인 양육태도를 가진다[9]. 아버지의 양육 참여는 개인적인 요소뿐 아니라 배우자와의 관계에서도 많은 영향을 받는데, 배우자와 친밀하고 결혼만족도가 높은 아버지일수록 가정 내 자신의 역할에 대한 자신감을 갖게 되어 자녀 양육에 적극적으로 참여하게 된다[43]. 배우자의 지지를 높게 경험하는 아버지는 양육 참여 빈도 및 구체적인 양육 행동 목록을 공유하는 수준이 높다[11]. 반면, 부부간 갈등이 높은 아버지는 양육에 대한 자신감이 낮고 높은 양육스트레스를 경험한다[33]. 사회경제적 지위 역시 아버지 양육 참여와 밀접한 관련이 있는데, 아버지의 교육정도와 소득수준이 높을수록 양육 참여도가 높다[30]. 또한 소득이 높을수록 양육효능감 역시 높다고 보고되는데, 이는 소득이 낮을수록 자녀 양육에 대한 부담이 높아져 이것이 부모효능감을 낮추는 요인으로 작용하기 때문이다[33].
아버지의 양육 참여와 관련하여 중요한 변수 중 하나는 부모효능감이다. 부모효능감은 자녀를 바람직하게 양육하기 위해 필요한 부모역할 실행 능력에 대한 부모 자신의 신념으로[41], 자녀의 발달 결과에 대해 부모로서 영향을 미칠 수 있다는 기대이다[59]. 이는 자녀를 좋은 방향으로 발달하도록 이끌어줄 수 있다고 스스로 인식하는 능력으로 자녀에게 문제가 생겼을 때에 지혜롭게 해결하는 능력이 있음을 아는 것이며[10, 22], 부모의 여러 가지 능력 중에서도 중요한 요소이다[13]. 부모효능감을 높이 지각하는 부모일수록 자녀에게 긍정적인 태도를 가지며 자녀를 능력과 자원이 많은 존재로 생각하고 문제해결 상황에서 자녀에게 더 적절한 도움을 준다[26]. 이처럼 부모효능감이 높은 부모는 바람직한 부모자녀 관계를 만들고 부모역할을 성공적으로 수행하기 때문에[22], 양육에 참여하는 아버지에게도 매우 중요한 능력으로 대두된다. 아버지의 부모효능감이란 아버지가 부모 역할에 대해 가지는 자신감이며 아버지 역할을 잘 수행하고 자녀 양육의 어려움을 잘 관리하며 스스로 능력이 있다고 믿는 것을 말한다[13]. 아버지 역할의 성공적인 수행에는 아버지가 실제 가지고 있는 양육기술 뿐 아니라, 아버지 역할에 대해 스스로 지각하는 부모효능감 수준이 중요한 역할을 한다[74]. 아버지의 부모효능감은 양육 참여와 밀접한 관련이 있는데, 아버지가 자녀 양육에 많이 참여할수록 부모효능감이 높다는 결과가 일관적으로 보고되며[15, 37, 63], 아버지의 높은 부모효능감이 낮은 양육스트레스와 관련이 있다는 연구도 있다[8]. 그러므로 아버지로서 갖는 부모효능감은 아버지 양육 참여와 관련하여 눈여겨보아야 할 중요한 아버지의 심리적 특성이라고 할 수 있다.
한편, 부모로서의 능력을 스스로 높이 평가하는 부모의 기대, 즉 부모효능감은 자녀의 적응이나 발달에서 중요한 의미를 가진다[72]. 특히 학령기 자녀의 적응은 학교생활적응의 측면에서 보는 것이 중요하다. 왜냐하면, 학령기 아동은 학교 교육과정을 학습하고, 학교 규칙을 지키며 교사 및 또래와 원만하게 생활하는 것을 통해 인지적·정서적·사회적 발달을 이루는 것과 동시에, 사회의 구성원으로서 그 사회에 적응하는 기초를 쌓기 때문이다[44]. 이 시기 학교는 청소년이 학업적, 사회적, 심리적 성장을 통해 올바른 가치관을 형성하고 바람직한 사회구성원이 될 수 있도록 주된 활동을 제공하는 곳이다[38]. 학교생활적응이란 한 개인이 학교에서 일어나는 교우관계나 교사와의 관계 등 여러 가지 사회적 상황에 잘 대처하고 학업적으로 자신이 원하는 만큼 학습 수준을 유지하며 적응하는 것을 말한다[38]. 학교에 잘 적응하는 아동과 청소년은 학교규범, 질서를 준수하고 수업에 대한 참여도가 높고, 교우 및 교사와의 관계가 원만하여, 적절하고 조화로운 학교생활을 하고 자기 자신도 학교생활에 만족한다[49]. 학교생활 적응은 학업 성취 및 성적과도 관련이 깊은데, 일반적으로 학교에 잘 적응하는 아동은 학업성취도가 높다[54]. 아동의 학교생활 적응은 아동기 뿐 아니라 청소년기와 성인기의 적응력을 예측하는 주요 변수인데[46], 특히 청소년시기의 학교생활적응은 이후 건강한 성인으로 성장할 수 있는지를 판가름할 수 있는 중요한 요소라는 점에서 중요하다[32]. 학교생활적응의 발달적 변화와 관련하여, 초등학교 고학년에서는 학년이 올라감에 따라 학교생활 적응이 감소하고[48], 문제행동은 증가한다[52]. 한편 중학교에서 고등학교로 올라가면 이와는 반대의 현상으로 학교생활적응이 증가하기도 한다[23].
아동의 학교생활적응에 영향을 미치는 요인은 가족 요인, 학교 요인, 개인적 요인 등이 있다[19]. 학교생활적응을 예측하는 개인적 특성과 관련하여, 투지가 높을수록 학업성취가 높으며[8, 56], 자아통제력이 높은 청소년이 긴 시간 동안 학교생활적응을 잘한다고 보고된다[7]. 한편 가족 요인 중에서는, 해외 문헌에서 특히 부모효능감과 아동의 학교에서의 수행(school performance)간 직접적 관련성을 강조하였다[23]. 부모효능감은 학교생활적응의 여러 측면 중에서도 학업 성취에 직접적으로 영향을 미치며[3, 4], 부모의 관여 및 감독을 매개하여 간접적으로 영향을 미치기도 한다[18, 69]. 그러나 부모 요인이 아동의 학교생활적응에 미치는 영향을 탐색한 국내 연구에서는 대부분 양육태도의 역할에 초점을 맞추고 있다[7, 48]. 예를 들어 부모가 감독, 애정, 합리적 설명을 동반하는 양육태도를 가질수록 아동이 학교생활적응을 더 잘한다[44]. 부모의 긍정적인 양육행동은 청소년 자녀의 학교생활적응에 긍정적인 영향을 미치며[39, 61, 70], 방임적이거나[35] 강압적일수록[17] 자녀들의 학교생활적응에 부정적인 영향을 미친다. 부모에게 자신의 관심이나 어려움 등을 편안하게 이야기하는 개방적인 의사소통을 하는 자녀일수록 학교에서 교사 및 교우들과 관계가 좋고 수업과 학교생활에 적응을 잘했다[8, 42]. 한편 부모의 가족건강성과 부모효능감이 높을수록 자녀의 학교생활적응이 높다는 결과도 있다[48]. 그러나 부모효능감과 학교생활적응 간 강력한 연관성이 보고되고 있음에도 불구하고[23], 아직 국내의 부모-자녀를 대상으로 이를 탐색한 연구는 제한적이다. 이에 이 연구에서는 자녀의 학교생활적응과 관련하여 부모효능감에 초점을 맞추고, 특히 아버지의 부모효능감 역할을 탐색함으로써 선행연구를 확장하고자 한다.
부모효능감과 아동의 학교생활적응 간 직접적 관련성뿐 아니라 양육행동을 매개한 간접적 관련성이 보고되고 있기 때문에[18, 69], 이 연구에서도 아버지 부모효능감이 자녀의 학교생활 적응에 미치는 영향력을 매개하는 변수에 관심을 가지고 탐색하고자 하였다. 이와 관련하여, 청소년의 학교생활적응을 예측하는 주된 변인 중 하나는 청소년이 지각한 가족환경이다[26]. 부모가 가정에서 교육을 어느 정도 지원하는지와 관련된 심리적·물리적 환경은 학교생활적응과 밀접한 가족 환경으로서 살펴볼 필요가 있을 것이다. 우리나라와 같이 교육열이 높고 사교육이 큰 이슈가 되는 사회적 환경 속에서 가정 내 자녀교육 지원이 자녀의 학교생활과 어떻게 관련되는지는 고려하여 볼 중요한 요소이다. Epstein [14]은 부모가 자녀의 학교 활동을 격려하고 지지하는 것이 자녀의 학업 성취, 학교에 대한 태도, 바람직한 행동 등에 긍정적인 영향을 미친다고 하였다(as cited in Shim [67]). 이처럼 자녀 교육과 관련된 가정 환경적 변인은 아동의 학업성취에 영향을 미치는데[62], 영향력 있는 변인은 경제적·인적 자원 뿐 아니라 부모의 교육기대, 학습 활동에 대한 지원과 같은 사회적 자원도 포함된다[29]. 그러므로 이 연구에서는 가정에서의 교육지원활동이 자녀의 학교생활적응에 영향을 미치는 중요한 요인일 것으로 보았다. 부모효능감이 양육행동을 예측하는 강력한 변수임을 생각하면[69, 73], 높은 부모효능감이 적극적인 가정 내 교육지원활동과도 연관이 있을 것이라 생각한다.
선행연구에서는 부모효능감과 가정에서의 교육지원활동이 자녀의 학교생활적응에 미치는 영향력을 보고하는 한편, 부모효능감이 부모역할 수행 및 양육행동에 미치는 영향력을 보고하고 있다. 이는 부모효능감이 가정에서의 교육지원활동을 매개하여 자녀의 학교생활적응에 영향을 미칠 수 있음을 시사한다. 이 연구에서는 아버지의 부모효능감과 가정에서의 교육지원활동이 자녀의 학교생활적응에 영향을 미치는 구조적 관계를 탐색함으로써, 아버지의 양육 참여가 강조되고 있는 현 시점에서 아버지 역할과 관련하여 시의적절한 함의를 얻고자 한다. 이 연구에서 선정한 연구문제와 연구모형은 다음과 같다(Figure 1).
연구문제 1. 아버지의 부모효능감은 자녀의 학교생활적응에 직접적인 영향을 미치는가?
연구문제 2. 아버지의 부모효능감은 가정에서의 교육지원활동을 통해 자녀의 학교생활적응에 간접적인 영향을 미치는가?

연구방법

1. 연구대상

이 연구는 서울대학교 학부모정책연구센터의 ‘2015년 학부모의 자녀교육 및 학교참여 실태조사[6]’ 자료 전체 응답자 중 첫째 자녀가 초·중·고등학생인 아버지 662명을 대상으로 하였다. 조사 대상은 세종 및 제주 지역을 제외한 전국 초·중·고등학교에 재학 중인 학생의 학부모이다. 이때 첫 자녀가 초등학교 1학년일 경우 아직 학부모 역할 수행과 적응이 완전하게 이루어지지 못했을 가능성이 있기 때문에, 연구 대상에서 제외하였다. 표본 설계는 지난 2차, 3차 실태조사와의 연계성을 고려하여 2011년 조사 시 모집단과 표본설계 기준을 적용하였다. 표본 배분은 대도시·중소도시·읍면지역의 지역크기별, 초·중·고 학교급별 모집단 비례배분을 하였다. 연구 대상의 인구학적 특성을 파악하기 위하여 기술통계 및 빈도분석을 실시하였다. 대부분의 아버지가 40세 이상이었으며(82.6%), 대도시 거주자가 41.8%로 중소도시 및 읍면지역 거주자(58.2%)보다 다소 적었다. 가구소득은 월 300만원 이상, 500만원 이하가 가장 많았다(57.7%). 아버지의 최종 학력은 4년제 대학 졸업 이상이 가장 많았으며(52.0%), 자녀 성별은 남아와 여아가 유사한 빈도로 나타났다(남아, 55.6%). 자녀 학교급은 초등학교, 중학교, 고등학교에 고루 분포하는 가운데 초등학교 재학이 가장 많았다(44.7%). 아버지가 보고한 학급 내 자녀의 성적은 상위권이라는 응답이 가장 많았다(57.6%).

2. 연구도구

1) 부모효능감

이 연구에서 사용한 부모효능감 척도는 Gilbaud-Wallston과 Wandersman [16]의 척도 중 부모로서의 효능감 관련 척도로 부모역할 7문항과 자녀 양육 4문항의 총 11문항으로 구성되었다. 부모역할에 속한 문항의 예를 살펴보면, ‘나는 부모로서 능력이 있다고 생각한다,’ ‘나는 좋은 부모가 되기 위해 필요한 기술을 가지고 있다’ 등이다. 자녀 양육에 속한 문항의 예를 살펴보면 ‘나는 자녀에게 가능한 한 최상의 양육을 제공해 왔다,’ ‘나는 아이를 일관성 있게 훈육할 수 있다’ 등이다. 각 문항은 ‘매우 그렇다(1점)’에서 ‘전혀 그렇지 않다(5점)’의 Likert 척도로 구성되었고, 역코딩하여 점수가 높을수록 부모효능감이 높음을 의미한다. 이 연구에서 부모효능감 척도의 신뢰도(Cronbach α)를 산출한 결과는 α=.84였다.

2) 가정에서의 교육지원활동

이 연구에서 사용한 가정에서의 교육지원활동 척도는 Shim [67]의 척도 중 ‘가정에서의 교육지원활동’으로 ‘학습분위기 조성,’ ‘학습지도,’ ‘생활통제,’ ‘시간통제,’ ‘정보수집,’ ‘문화적 경험’의 6개 하위 영역 총 23문항으로 구성되었다. 가정에서의 교육지원을 잠재변수로 처리하기에 앞서, 6개의 제시된 하위 요인이 잠재변수를 타당하게 측정하고 있는지 확인하기 위해서 요인분석을 통해 문항을 선정하여 사용하였다. 요인분석 결과, 6개의 하위 요인 중 ‘학습분위기 조성’과 ‘학습지도’가 여타 요인에 비해 현저하게 낮은 요인 적재치를 나타내었다(Table 1). 이는 가정 내 학습과 관련된 양육행동이 주로 아버지보다는 어머니에 의해 이루어지는 것에 의한 것으로 추측해 볼 수 있다. 이에, 아버지의 가정에서의 교육지원활동을 측정함에 있어 ‘학습분위기 조성’ 및 ‘학습지도’가 적절하고 타당한 요인이 아닌 것이라 판단되어 두 요인을 삭제한 수정모형과 원모형 간 모형비교를 실시하였다(Table 1). 그 결과 수정모형이 원모형에 비해 유의하게 높은 적합도를 나타내어(ᐃX2 =20.17, p<.001), 수정모형인 4요인 모형으로 최종 15문항을 사용하여 아버지의 가정에서의 교육지원을 측정하였다.
문항의 예로는 ‘TV 시청이나 컴퓨터 사용 시간을 통제한다,’ ‘자녀 교육에 대한 광고나 TV 프로그램을 유심히 본다,’ ‘일상생활, 시사문제와 관련해서 도움되는 내용을 설명해준다’ 등이 있으며, 각 문항은 ‘매우 그렇다(1점)’에서 ‘전혀 그렇지 않다(5점)’의 5점 Likert 척도로 측정되었다. 이 분석에서는 문항들을 역코딩하여 점수가 높을수록 가정에서의 교육지원활동 수준이 높음을 의미한다. 가정에서의 교육지원활동 각 요인의 신뢰도(Cronbach α)는 .79, .68, .78, .72이었다.

3) 학교생활적응

이 연구에서는 학교생활적응이 사회적 상황에 적절히 대처하는 일반적 적응의 측면과 원하는 학습 수준을 유지하는 학업적 측면을 포괄하고 있다는 점을 고려하여[38] 아버지가 인식한 자녀의 학교적응과 자녀의 학급 내 성적을 학교생활적응 척도로 구성하였다. 각 척도는 Center for Family-School Partnership Policy Research at Seoul National University [5, 6]의 실태조사에서 사용한 것으로, 학교적응은 3문항으로, 학업적 측면과 무관하게 자녀가 학교에서 잘 지내고 있다고 생각한 정도를 측정한다. 각 문항은 ‘자녀의 학교생활(시간표, 등교시간, 과제)에 대해 잘 지내고 있다고 생각한다,’ ‘교사(담임, 방과 후 등)와의 관계에서 잘 지내고 있다고 생각한다,’ ‘친구(학교, 동네, 선후배)와의 관계에서 잘 지내고 있다고 생각한다’이다. 각 문항은 ‘매우 잘 지내고 있다(1점)’에서 ‘전혀 잘 지내지 못한다(5점)’의 5점 Likert 척도로 구성되었고, 역코딩하여 점수가 높을수록 학교생활적응이 높음을 의미하며, 신뢰도(Cronbach α)는 .84이었다. 아버지가 인식한 자녀의 학급 내 성적은 한 문항으로 측정되었으며, 최상위권(상위 10% 이내), 상위권(상위 11%-30%), 중위권(상위 31%-60%), 중하위권(상위 61%-80%), 하위권(하위 20% 이내)으로 구분된다.

3. 연구절차 및 자료분석

이 연구의 조사 시기는 2015년 3월 9일부터 4월 24일까지로 구조화된 질문지를 활용하여 면접원에 의한 일대일 타계식 면접조사로 실시하였다. 자료 분석에서는 IBM SPSS ver. 22.0(IBM Co., Armonk, NY, USA)을 사용하여 요인분석을 실시하였고, 측정도구 문항 간의 내적 일치도를 알아보기 위해 신뢰도 계수인 Cronbach α를 산출하였다. 연구모형 검증에서는 AMOS 20.0 (IBM Co.)을 사용하여 구조방정식 모형(structural equation modeling)을 분석하였는데, 이 때 모형의 적합도를 평가하기 위해 X2과 함께 적합도 지수 root mean square error of approximation (RMSEA), Tucker-Lewis index (TLI), comparative fit index (CFI)를 고려하였다.

연구결과

1. 주요 변인의 기초통계

연구모형을 검증하기 앞서, 기술통계 분석을 통해 주요 변인인 아버지의 부모효능감, 가정에서의 교육지원활동, 자녀의 학교생활적응을 측정하는 측정변수의 분포를 살펴보았다(Table 2). 분석 결과, 아버지 부모효능감은 부모역할의 경우 평균 3.59점, 자녀 양육의 경우 평균 4.65점으로 나타나 높은 편이었으며, 전반적으로 부모역할보다는 자녀 양육에서 조금 더 높은 효능감을 나타내었다. 아버지가 보고한 가정에서의 교육지원활동은 하위항목에 따라 평균 2.94-4.01점인 것으로 나타났다. 자녀에 대한 행동 통제가 5점 만점에 평균 4.01점으로 가장 높은 평균을 나타내었으며, 문화적 경험이 2.94점으로 가장 낮았다. 자녀의 학교생활 적응에서는 학교적응이 평균 3.73, 학업성적이 평균 3.60으로 보고되어 전반적으로 높은 수준이었다. 정규성 가정을 확인하기 위하여 각 변수의 첨도와 왜도를 확인한 결과 모든 측정변수에서 첨도 및 왜도의 절대값이 1.0 이하로 나타나 정규성 가정을 충족하였다.
이후 주요변인의 측정변수들 간 상관을 분석하였다. 분석 결과, 모든 측정변수 간 유의한 상관이 나타났다(Table 3). 부모효능감의 하위변수인 부모역할 및 자녀 양육 간 높은 상관이 나타났으며(r=.67, p<.001) 교육지원활동의 하위변수인 생활통제, 시간통제, 정보수집, 문화적 경험 간에도 유의한 정적 상관이 나타났다(r=.47-.62, p<.001). 자녀의 학교생활적응을 나타내는 학교적응과 학교성적 간 상관은 낮은 수준이었으나(r=.20), 유의수준은 높았다(p<.001).
한편, 서로 다른 잠재변수를 측정하는 측정변수 간에도 유의한 정적 상관이 일관적으로 나타났다. 아버지의 역할효능감 및 양육효능감은 교육지원활동의 하위요인들과 모두 유의한 관련이 있었으며(r=.19-.42, p<.001) 자녀의 학교적응 및 학교성적과도 유의한 정적 상관을 나타냈다(학교적응에 대하여 r=.13, p<.01; 학교성적에 대하여 r=.21, p<.001). 또한 아버지의 교육지원활동의 각 하위요인과 자녀의 학교적응 및 학교성적 간에도 일관적으로 유의한 정적 상관이 나타났다(학교적응에 대하여 r=.11-.22, p<.001-.01; 학교성적에 대하여 r=.08-.16, p<.001-.05). 구체적인 상관분석 결과는 Table 3과 같다.

2. 구조모형 분석

연구모형의 주요변인 간 상관이 유의한 수준으로 보고되었으므로, 다음으로 가설적 모형의 적합도를 분석하였다. 아버지의 부모효능감이 아동의 학교생활적응에 미치는 영향에 대한 가정에서 교육지원활동의 매개효과를 알아보는 이 연구 모형과 관련하여, 교육지원활동이 부모효능감의 효과를 부분적으로 매개하는 부분매개모형과 완전히 매개하는 완전매개모형이 경쟁모형으로 제시되었다(Figure 2).
이에 두 모형 간 모형비교를 실시하였으며, 그 결과는 Table 4와 같다. 적합도 분석 결과 완전경쟁모형 및 부분매개모형 모두 normed fit index (NFI), TLI, CFI 및 RMSEA 등 모형 적합도 수치가 적합한 수준인 것으로 나타났다. 그러나 두 모형 간 X2 통계량의 차이가 p<.001 수준에서 유의한 것으로 나타나, 직접 경로가 삭제되었을 때 모형적합도가 유의하게 저해되는 것을 볼 수 있었다. 따라서 아버지의 부모효능감이 자녀의 학교생활적응에 영향을 미치는 직접 경로를 포함한 부분매개모형을 최종 모형으로 선택하였다.

3. 최종모형

최종모형 분석 결과는 Figure 3과 같다. 모든 경로가 p<.001 수준에서 유의하였으나, 다만 교육지원활동이 자녀의 학교생활적응에 미치는 영향만 p<.05수준에서 유의하였다. 먼저 측정모형에서, 아버지의 부모효능감은 자녀 양육 및 부모역할에 각각 .87, .77의 요인적재치를 나타냈다. 아버지의 가정에서의 교육지원활동은 생활통제, 시간통제, 정보수집, 문화적 경험에 대하여 .65-.81 수준의 요인적재치를 나타냈으며 이 중 정보수집에 대한 요인적재치가 가장 높아 아버지의 교육지원활동을 가장 잘 나타내는 요인인 것으로 나타났다. 자녀의 학교생활적응은 학교적응과 학교성적에 대해 각각 .45, .44의 요인적재치를 나타내어, 두 요인이 비슷한 수준으로 학교생활적응과 밀접한 관련이 있는 것으로 나타났다.
경로모형에서 아버지의 부모효능감은 가정에서의 교육지원활동 및 자녀의 학교생활적응에 직접적인 영향을 미쳤다(r=.56, p<.001; r=.41, p<.001). 또한 가정에서의 교육지원활동은 자녀의 학교생활적응에 유의한 영향을 미쳤다(r=.23, p<.001). 각 경로의 직접효과, 간접효과, 그리고 총효과를 계산한 것은 Table 5와 같다. 분석 결과, 아버지의 부모효능감이 자녀의 학교생활적응에 미치는 총 영향력의 크기는 .54인 것으로 나타났으며, 이 중 직접효과가 .41, 가정에서의 교육지원활동을 매개한 간접효과가 .13이었다. 해당 매개 경로에 대하여 소벨(Sobel) 검정을 실시한 결과, 매개효과의 유의성이 검증되었다(z=2.31, p<.05).

논의 및 결론

자녀의 학교생활적응은 자녀가 가족 이외에 자신을 둘러싼 중요한 환경인 학교에서의 성공적 적응이자 이후의 사회 적응의 기초가 된다는 의미에서 중요하다. 이 연구에서는 아버지의 자녀 양육 참여의 중요성이 증가하고 있는 시대적 상황을 반영하여, 자녀가 학령기에 접어든 초·중·고등학교 자녀를 둔 아버지들을 대상으로 부모효능감이 자녀의 학교생활적응에 영향을 미치는 경로를 탐색하였다. 이 때 부모효능감이 학교생활적응에 미치는 직접적 영향과 부모효능감이 가정에서의 교육지원활동을 통해 학교생활적응에 미치는 간접적 영향을 살펴보았다. 이 연구에서 분석한 주요 연구 결과 및 이에 대한 논의를 제시하면 다음과 같다.
첫째, 아버지의 부모효능감은 가정에서의 교육지원활동과 자녀의 학교생활적응에 직접적인 영향을 미쳤다. 아버지가 부모로서의 역할을 잘 인식하고 자신감을 가지고 잘 수행할수록 가정에서 교육적 지원을 잘 할 뿐만 아니라, 자녀의 학교생활적응 역시 높아지는 것이다. 부모효능감이 높은 아버지가 가정에서의 교육지원활동에도 적극적으로 참여한다는 결과는 부모효능감이 높은 부모가 자녀 발달에 긍정적인 영향을 미치는 양육행동을 많이 보인다는 연구[13], 성공적으로 부모역할을 수행한다는 연구[68]와 맥을 같이하는 결과이다. 또한, 아버지의 높은 부모효능감은 자녀의 학교생활적응에도 직접적으로 긍정적 영향을 미친다[21, 51]. 이 연구에서는 아버지가 스스로를 좋은 부모라고 생각하고 부모역할에 자신감을 가질수록 자녀는 학교에서 교사 및 친구들과 잘 적응하며 자녀 양육에 대한 아버지의 자신감과 신뢰가 자녀의 학급 성적에도 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석된다. 이는 높은 부모효능감이 자녀의 사회적, 심리적 적응에 긍정적 영향을 미치며, 부모가 긍정적이고 바람직한 양육태도를 가질수록 자녀의 학교생활 적응 능력이 높다는 연구결과[39, 44]와 일치한다. 이 연구의 결과는 아버지를 대상으로 부모효능감, 부모역할수행, 그리고 자녀의 학교생활적응 간 관계를 밝혔다는 점에서 주로 어머니를 대상으로 했던 기존 연구와 차별화된다고 할 수 있다. 또한 아버지의 교육지원할동 등 가정 내에서의 양육 참여를 활성화하고 자녀의 학교생활적응을 지원하기 위해서는 특히 아버지의 부모효능감을 증진하기 위한 방안을 모색할 필요가 있음을 시사한다. 아버지의 자녀 양육에 대한 인식과 태도가 변화하는 중에 있기는 하나, 아직도 가정에서 자녀 양육에 적극적으로 참여하는 아버지들은 어머니에 비하면 많지 않다. 이는 우리나라의 직장문화와도 관련이 되는데, 서구의 연구에서는 아버지의 양육역할을 촉진하는 중요한 요인으로 직장 문화를 꼽고 있다[25]. 아버지들이 자녀 양육에 참여하고 싶은 마음이 있어도 세계 최장 시간의 근무시간을 기록하고 있는 우리의 직업 환경 속에서 직장에서의 역할과 가정에서의 역할이 상치되어 충동할 때 아버지들은 생계 담당자의 개념을 더 중요하게 받아들이기 때문에[17] 양육 참여가 힘들다. 다행히 최근 우리나라에서도 가정의 소중함을 깨우치고자 일·가족 양립 문화를 만들기 위해 노력하고 있고 그 중 하나로 가족친화적 직장문화가 확산되고 있다. 아버지들이 자신이 다니고 있는 직장에서 가족친화적 정책을 많이 시행한다고 인식할수록 자녀 양육에 더 참여한다는 연구결과[55]는 직장 문화가 아버지의 자녀 양육 참여에 영향을 미칠 수 있음을 증명하고 있다. 그러므로 가족 친화제도의 정착을 통해서 일·가족 양립 문화를 확산하고, 이러한 문화가 아버지들의 자녀 양육 참여 확대로 연결될 수 있도록 해야 할 것이다.
둘째, 아버지의 부모효능감은 가정에서의 교육지원활동을 통해 간접적으로 자녀의 학교생활적응에 영향을 미쳤다. 즉, 가정에서의 교육지원활동은 아버지의 부모효능감과 자녀의 학교생활적응 간 관계를 부분 매개하여, 아버지의 부모효능감이 높을수록 가정에서 자녀의 교육을 위해 지원을 많이 했으며, 이것이 자녀의 학교생활적응을 향상시켰다. 이는 아버지가 부모로서의 역할을 잘 인식하고 자신감을 가지고 잘 수행할수록 가정에서 자녀에 대한 교육지원을 적극적으로 하게되고, 이러한 지원이 자녀의 학교생활적응까지 연결됨을 의미한다. 학교생활적응은 학교 환경과 개인 간 관계를 조화롭고 균형있게 유지해나가는 과정인데[53], 이 때 학교 환경과 아동 간 조화와 균형에는 부모의 지원이 중요한 역할을 한다. 이 연구의 결과는 부모가 자녀에게 지원과 감독은 충분히 제공하면서도 처벌은 적게 할 때 자녀가 학교생활적응을 잘 한다는 연구결과[2]와 동일한 맥락이다. 또한, 가정에서의 교육지원활동이 자녀의 학교생활적응에 직접적으로 긍정적인 영향을 미친다는 결과는, 아버지가 자녀들의 양육에 적극적으로 참여할 때 자녀의 학업성적에 긍정적인 영향을 미친다는 옥스퍼드대학교 자녀 양육 센터의 연구결과(as cited in Kim [28])와 일맥상통한다. 이 연구는 아버지의 가정 내 교육지원활동의 매개 역할을 밝힘으로써, 아버지의 부모효능감이 자녀의 학교생활적응에 영향을 미치는 구체적 기제를 탐색했다는 점에서 기존 연구를 확장하였다. 이와 같이 아버지의 부모효능감과 자녀의 학교생활적응 간의 관계에서 가정에서의 교육지원활동이 갖는 부분 매개적 역할은, 학령기 아버지와 자녀 간의 관계에서 심리적, 물리적 지원이 중요함을 시사한다. 특히 선행연구에서는 가구소득과 자녀의 학업성취 간 관계가 비일관적으로 나타난다고 지적한 바 있다[27, 57]. 이는 반드시 가구 소득이 높아야만 자녀가 높은 성취를 보이는 것은 아니라는 것을 의미한다. 이 연구의 결과는, 부모효능감 향상을 중심으로 한 부모교육 프로그램이 아버지의 가정 내 교육지원활동을 촉진하여 결과적으로 자녀의 학교 적응을 돕기 위한 가정 내 심리적·물리적 지원으로 이어질 수 있음을 시사한다. 또한 가정에서의 교육지원활동이 아동의 학교생활적응에 대하여 갖는 직접적 영향력이 확인되었으므로, 가족의 사회경제적 지위나 형태에 따라 가정 내 교육적인 지원에서 소외되는 학생이 없도록 교육복지의 수혜 대상과 혜택을 체계적으로 늘려가야 할 것이다.
이 연구의 몇 가지 제한점과 함께 후속 연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 이 연구는 초·중·고등학교 자녀를 둔 아버지를 연구대상으로 표집하였지만 첫째 자녀를 대상으로 응답하도록 하였으므로 연구 결과를 일반화하기에 제한이 있을 수 있다. 부모효능감이나 가정에서의 교육지원활동은 자녀의 출생순위에 따라 다를 수 있으므로, 후속 연구에서는 자녀의 출생순위를 고려하여 연구모형을 재검증하여 보다 정확하고 일반화가 가능한 연구결과를 얻을 수 있을 것이다. 둘째, 이 연구에서 사용한 자녀의 학교생활적응과 자녀의 학급 내 성적은 아버지가 보고한 것으로, 실제와 차이가 있을 수 있다. 후속연구에서 자녀의 학교적응 및 학급 내 성적을 측정할 때 아버지 보고를 사용하는 대신 자기 보고 또는 교사 보고를 활용한다면, 아버지의 특성 및 양육행동이 미치는 영향을 보다 객관적으로 파악할 수 있을 것이다. 셋째, 이 연구는 학교급의 구분 없이 연구모형을 검증하였기 때문에, 아버지의 부모효능감, 교육지원활동 및 아동의 학교적응 간 구조적 관계에서 나타날 수 있는 학교급에 따른 차이를 밝히지 못하였다. 후속 연구에서 이를 보완하여 학교급에 따른 차이를 밝힌다면 아버지의 양육참여에서 우선 순위와 관련하여 구체적인 함의를 얻을 수 있을 것이다. 이러한 제한점에도 불구하고, 이 연구는 주로 어머니를 대상으로 이루어진 선행연구와 달리, 아버지의 부모효능감 역할을 탐색함으로써 아버지 양육 참여의 중요성이 강조되는 현 시점에 시의적절한 함의를 제공했다는 점에서 의의가 있다. 자녀의 성공적인 학교생활적응을 위해서는 아버지가 자신감을 갖고 적극적으로 양육에 참여하는 것이 중요하다는 것을 경험적 자료를 통해 밝혔다. 또한 아버지의 부모효능감이 자녀의 학교생활적응에 영향을 미치는 경로에서 교육지원활동의 매개 역할을 확인함으로써, 가정에서 아버지의 역할이 중요하다는 시사점을 제공하였다. 즉 자녀에게 관심을 가지고 자녀의 시간과 행동을 적절하게 통제하고, 교육 관련 정보와 문화적 경험 등을 탐색하여 자녀에게 제공해주는 등 적극적인 아버지 역할이 중요함을 확인하였다.

Declaration of Conflicting Interests

The authors declared that they had no conflicts of interest with respect to their authorship or the publication of this article.

Acknowledgments

This work was supported by the National Research Foundation of Korea Grant funded by the Korean Government (NRF-2014S1A5B8A02060519).

Figure 1.
Research model.
fer-55-1-81f1.gif
Figure 2.
Model comparison.
fer-55-1-81f2.gif
Figure 3.
Final model and standardized path coefficients. ctrl, control; Edu, educational; info, information; expr, experience; rear, rearing.
fer-55-1-81f3.gif
Table 1.
Factor Analysis and Model Comparison Results for Father’s Educational Support Measurement
Factor Factor loading SE
Academic atmosphere 1.00*** -
Academic coaching 1.31*** .23
Behavioral control 3.44*** .48
Time control 3.29*** .45
Educational information 3.86*** .52
Cultural experience 3.62*** .50
Model fit (original) χ2=25.51**, df =9
Model fit (modified) χ2=5.34, df =2
Model comparison ∆χ2=20.17***, ∆df =7

** p<.01,

*** p<.001.

Table 2.
Descriptive Statistics of Study Variables
Variable (score range) Ma) SD Skewness Kurtosis
Parental efficacy (1-5)
 Parental role 3.59 .51 -.21 -.11
 Child rearing 4.65 .31 -.26 -.10
Educational support (1-5)
 Behavioral control 4.01 .80 -.30 -.15
 Time control 3.30 .70 -.21 -.39
 Educational information 3.09 .72 -.17 -.16
 Cultural experience 2.94 .73 -.23 -.31
School life (1-5)
 Adaptation 3.73 .55 -.24 .15
 Grade 3.60 .74 -.22 .04

a) M-values across items were analyzed.

Table 3.
Correlation between Measured Variables
Variable 1 2 3 4 5 6 7 8
Parental efficacy Parental role 1
Child rearing .67*** 1
Educational support Behavioral control .19*** .24*** 1
Time control .32*** .41*** .49*** 1
Educational information .36*** .36*** .56*** .57*** 1
Cultural experience .42*** .42*** .47*** .55*** .62*** 1
School life Adaptation .13** .23*** .11** .22*** .19*** .14*** 1
Grade .21*** .21*** .08* .16*** .16*** .13** .20*** 1

* p<.05,

** p<.01,

*** p<.001.

Table 4.
Model Comparison Results
Model χ2 df NFI TLI CFI RMSEA
Partial mediation 66.12 17 .96 .95 .97 .07
Full mediation 85.32 18 .95 .94 .96 .08
Model fit ∆χ2=19.2***, ∆df =1

NFI, normed fit index; TLI, Tucker-Lewis index; CFI, comparative fit index; RMSEA, root mean square error of approximation.

*** p<.001.

Table 5.
Direct, Indirect, and Total Effects for Each Path
Path Direct effect Indirect effect Total effect
Efficacy → educational support .56 - .56
Educational support → school life .23 - .23
Efficacy → school lifea) .41 .13 .54

a) Sobel test z =2.31 (p<.05).

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