아버지와 자녀의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인

Determinants of Family Mealtime Frequency for Fathers with their Children

Article information

Fam. Environ. Res. 2018;56(4):361-375
Publication date (electronic) : 2018 August 23
doi : https://doi.org/10.6115/fer.2018.026
Research Institute for Multi-cultural Society and Policy, Daegu University
이현아
대구대학교 다문화사회정책연구소
Corresponding Author: Lee, Hyun Ah  Research Institute for Multi-cultural Society and Policy, Daegu University  Tel: +82-10-7107-9968 Fax: +82-53-850-5009 E-mail: leehyun@gmail.com

This article was presented as a conference paper at the 70th Conference of the Korean Home Economics Association in 2017.

Received 2017 October 23; Revised 2018 July 2; Accepted 2018 July 5.

Trans Abstract

This study recognizes the changes of the father’s role and the importance of family mealtimes as well as examines the individual, family and social contexts surrounding the father’s family mealtime. This study analyzed the trend of the father’s family mealtime frequency and factors affecting them in order to explore the current conditions of their father’s work and family balance through family mealtimes. Data from 492 fathers who have school aged children were collected through an online survey. The overall trend of the frequency of father’s family meals showed an average of 2.4 breakfasts and an average of 3.2 dinners per week. The frequency of the father’s family meals showed statistically significant differences according to the father’s age, children’s school age, dual income, weekly working hours, working flexibility, leaving on-time and the priority of work and family. The analysis of hierarchical linear regressions was conducted to determine factors affecting the frequency of father’s family mealtime to show that the frequency of father’s family mealtime was best explained by father’s working conditions and perception variables. Working conditions such as working hours, leaving work on time, working flexibility were significant variables in regards to the father’s family mealtime frequency. The father’s perception towards parental efficacy, wife’s support, and work-family priority were significant factors in regards to the father’s family mealtime frequency. This study is meaningful in that it provides basic data on policy making for the compatibility of the father’s work and family.

서론

최근 아버지역할이 ‘일 중심’에서 ‘일-가정 균형’의 방향으로 변화하고 있는 추세는 가정과 학교, 지역사회 모든 영역에서 강하게 나타나고 있다. 새로운 아버지상의 도전에 직면한 아버지들이 가정과 학교, 지역사회에서 아버지역할정체성을 모색하기 위해 노력하는 모습을 보여주고 있는데, 가정에서 자녀돌봄과 가사노동시간 증가(Lee, Kim, & Lee, 2016), 학부모로서 자녀 학교에 참여(Lee, 2014a), 지역사회 아버지대상 프로그램에 참여(Lee, Park, Kim, 2017)를 통해서 오늘날 아버지 역할의 변화를 읽을 수 있다.

2010년부터 여성가족부에서 추진하고 있는 ‘가족사랑의 날’ 켐페인은 매주 수요일 정시에 퇴근하여 가족과 함께 시간을 보내자는 것으로 일중심의 직장문화를 일가정양립이 가능한 문화로 전환하고자 하는 취지로 진행되고 있다. 소위 ‘저녁이 있는 삶’을 지향하는 일가정양립문화 확산 캠페인인 것이다. 하지만 우리나라의 연간근로시간은 2015년 2071시간으로 OECD 회원국 중 멕시코 다음으로 근로시간이 길다(Ministry of Employment and Labor, 2017). 이와 같은 장시간근로의 환경은 저녁이 있는 삶을 저해하는 조건으로 작용하기 때문에, 아버지가 저녁에 가족들과 함께 가족식사를 하는 풍경은 찾아보기 힘든 일이 되었다. 초중고 재학생 자녀를 둔 부모 800명을 대상으로 한 설문조사에서 가족식사 불참자 1위가 아버지(70.4%)인 것으로 나타나(The Dong-A Ilbo, 2012.11.16.), 아버지가 가족과 함께 식사하기 힘든 현실을 보여주었다.

가족이 함께 하는 식사시간은 가족 간 유대를 나누고 행복감을 느낄 수 있는 시간으로 의미가 크다. 가족식사는 가족 안에서 이루어지는 하나의 의식으로 가족의 정체성, 가치관, 목표를 형성하고, 가족식사에서 이루어지는 예절, 형식, 문화 등을 통해 한 가족임을 공유하게 하는 힘이 있다(Weinstein, M., 2006). 가족식사는 특히 가족의례(family ritual)로서 중요한 의미를 가진다. 가족이 일상적으로 반복하는 활동이나 의례는 여러 가족 구성원을 포함하며 함께 함으로써 의미가 있는 활동이다. 이러한 가족의 일상과 의례는 가족생활의 문화적, 생태학적 맥락에서 중요한 요소이며, 가족생활이 가족원의 적응에 어떻게 영향을 미치는지를 보여주는 중요한 지표이기도 하다(Fiese et al., 2002). 가족식사라는 일상적인 행위로 한 가족으로서의 소속감과 정체성이 형성되고, 그 속에서 가족 간 애정과 유대를 나누며 정서적 안정감을 획득하고, 가정 내에서 획득된 소속감과 안정감은 이후 다른 사회적 관계에 까지 확장되고 연결된다는 점에서 가족식사의 중요성은 더욱 부각되고 있다(Lee & Choi, 2013). 가족식사와 자녀의 발달 및 적응과의 관계를 고찰한 선행연구들은 부모가 함께하는 식사가 부모자녀간의 공감적 의사소통, 아동의 자아정체성, 가족정체성을 강화하는 규칙적이고 구조화된 시간을 제공한다는 점을 일관되게 지지하고 있다(Fiese, Folkey, & Spagnola, 2006). 가족식사는 자녀의 인지발달, 사회발달, 신체발달 뿐 아니라 가족 간 유대감, 학교 적응 등 자녀발달 및 적응의 제 측면에 긍정적인 영향을 미친다는 것은 여러 선행연구를 통해 입증된 바 있다(Lee, 2014b). 이처럼 가족식사를 다룬 국내연구들은 가족식사가 자녀의 발달 및 적응에 미치는 영향을 살펴보는 데 관심을 두었기 때문에, 가족식사가 독립변수로 간주되었다(Lee & Choi, 2013; Bae et al., 2013; Lee, 2014b). 가족식사를 종속변수로 보고 가족식사에 영향을 미치는 요인을 살펴본 연구(Cho et al., 2011; Kim, 2017)도 드물게 있었지만, 국민생활시간조사를 활용한 연구로 자료에 포함된 기본적인 사회인구적 변인만을 고려한 분석이라는 점에서 한계가 있었다.

이에 본 연구는 아버지의 역할 변화와 가족식사의 중요성을 인식하고, 아버지의 가족식사를 둘러싼 개인적, 가족적, 사회적 맥락을 다층적으로 살펴보고자 한다. 즉, 본 연구는 아버지와 자녀의 가족식사 빈도의 전반적 경향을 살펴보고, 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 체계적으로 파악함으로써 아버지의 일가정양립이 가능한 제반 조건을 탐색하는 것을 목적으로 한다. 이를 위해 아버지와 자녀의 가족식사 경향과 이에 영향을 미치는 요인을 사회인구적 변인, 근무조건 변인, 가족요구 변인, 인식태도 변인으로 나누어 분석하고 시사점을 도출해보고자 한다. 이는 아버지의 일가정양립을 위한 정책수립의 기초자료를 제공한다는 점에서 의미가 있다.

선행연구고찰

1. 가족식사 의미와 경향

식구(食口)는 한 집에서 함께 살면서 끼니를 같이하는 사람(국립국어원 표준국어대사전)으로 정의된다. 흔히 가족을 한 집에서 함께 살면서 끼니를 같이 하기 때문에 식구라고도 표현한다. 지역과 시간을 초월하여 음식을 함께 나누는 것은 유대감을 표현하는 보편적인 매개체라 할 수 있다. 음식을 공유하는 것은 사람들 사이의 유대감을 강화시켜준다는 점에서 가족이 함께 식사하는 시간은 가족 간 유대를 나누고 행복감을 느낄 수 있는 시간으로 그 의미가 특별하다(Lee, 2014b).

가족식사는 하나의 의식이다. 거대한 문화행사나 종교행사만 의식이 아니다. 그런 큰 행사보다 개인에게 더 중요한 것은 평범한 일상에서 매일 반복되는 의식, 그것도 가족 안에서 이루어지는 의식이다. 그러한 의식은 바로 우리의 정체성, 가치관, 추구하는 목표를 형성하기 때문이다. 일정한 형식을 갖추고 매일 반복되는 가족식사야말로 가족의 의식을 대표하는 것이다 가족에서 이루어지는 예절, 대화, 형식, 문화 등을 통해 우리는 한 가족임을 공유하고, 우리가 추구하는 가족을 만들어 가는 것이다. 가족의 정체성을 형성하는 가족식사는 단순히 모여서 밥 먹는 것 이상의 훨씬 더 큰 의미가 담겨있다(Weinstein, M., 2006). 가족식사는 규칙적이고 반복적이며 일상적이라는 점에서 하나의 가족의례(family ritual)가 된다. 2012년 교육과학기술부 주도로 개발된 밥상머리교육 프로그램은 가족의례로서 가족식사의 역할에 기반한 것이다. 가족이 모여 함께 식사하면서 대화를 통해 가족 사랑과 인성을 키우는 시간을 가질 수 있으며, 이것이 바로 밥상머리교육인 것이다(Center for Family-School Partnership Policy Research, 2012). 이 정의는 밥상머리교육이 이루어지기 위한 기본 조건과 밥상머리교육의 목표를 보여준다. 즉, ‘가족이 모여’, ‘함께 식사하면서’, ‘대화를 통해’ 는 밥상머리교육의 기본 조건으로서 가족시간확보, 식사공유, 대화와 소통을 강조하는 것이고, 이를 통해서 ‘가족 사랑과 인성을 키우는 것’은 교육의 목표를 강조하는 것이다(Lee, 2012).

가족식사라는 일상적인 행위로 한 가족으로서의 소속감과 정체성이 형성되고, 그 속에서 가족 간 애정과 유대를 나누며 정서적 안정감을 획득하고, 가정내에서 획득된 소속감과 안정감은 이후 다른 사회적 관계에 까지 확장되고 연결된다는 점에서 가족식사의 중요성은 더욱 부각된다(Lee & Choi, 2013). 가족식사와 자녀의 발달 및 적응과의 관계를 고찰한 선행연구들은 부모가 함께하는 식사가 부모자녀간의 공감적 의사소통, 아동의 자아정체성, 가족정체성을 강화하는 규칙적이고 구조화된 시간을 제공한다는 점을 일관되게 지지하고 있다(Fiese, Folkey, & Spagnola, 2006). 가족식사를 통한 상호작용은 가족체계를 안정시키고, 가족구성원 간 의사소통을 촉진함으로써 가족을 결속시키고 가족구성원 개개인의 심리적 안녕감에 기여할 수 있다(Fiese et al., 2002). 또한 가족식사는 자녀의 인지발달, 사회발달, 신체발달 뿐 아니라 가족 간 유대감, 학교 적응 등 자녀발달 및 적응의 제 측면에 긍정적인 영향을 미친다는 것은 여러 선행연구를 통해 입증된 바 있다(Lee, 2014b).

이렇듯 가족식사가 지니는 특별한 의미에도 불구하고 일 중심으로 구조화된 문화 속에서 가족이 함께 식사하는 시간을 확보하기란 쉽지 않다. 밥상머리교육은 가족시간확보에서 시작된다(Lee, 2012)는 점에서 가족시간확보가 가족식사의 일차적인 조건이 된다. 특히 일 중심으로 구조화된 남성의 생활시간구조에서 가족과 함께 하는 시간을 만들어 내기는 더욱 어렵다. 실제로 남성의 평균 가사노동시간은 45분으로 여성의 평균 가사노동시간인 227분의 5분의 1에 불과하여, 이는 OECD 남성 평균 가사노동시간인 139분의 3분의 1 수준이다(Statistics Korea, 2015). 또한 OECD ‘2015 삶의 질 보고서’에 따르면 한국 아버지가 아이와 하루에 보내는 시간은 단 6분으로 스웨덴 평균 300분, OECD 평균은 47분으로 그 격차가 크다(OECD, 2015). 이와 같은 불균형적인 시간사용의 근저에는 일중심의 장시간근로문화가 자리 잡고 있다. 우리나라의 연간근로시간은 2015년 2071시간으로 OECD 회원국 평균인 1692시간에 비해 약 380시간 많은 것으로 주당 법정노동시간 40시간을 기준으로 하면, 우리나라 취업자는 OECD 평균보다 9주에서 10주 정도 더 일한 셈이다. 이러한 우리나라 장시간근로는 근로자의 일가정양립의 물리적 제약조건으로 작용하게 된다.

2015년 국민건강통계에 의하면, 30세에서 49세 사이 남성이 가족과 함께 저녁 식사를 가족동반 식사율이 57.8%로 같은 연령대 여성의 74,1%와 비교하면 상당히 낮은 수준이다. 또한 30세에서 49세 여성과 남성의 저녁 식사 가족동반 식사율의 연도별 추이를 보면, 2005년 여성은 76.5%, 남성은 73.1%, 2010년 여성은 78.4% 남성은 60.4%, 2015년 여성은 74.1% 남성은 57.8%로 나타나, 여성은 연도별로 큰 차이가 없는 반면 남성의 가족동반 식사율은 해가 갈수록 점점 더 줄어드는 추세를 보인다(Ministry of Health and Welfare, 2017). 청소년의 가족의식 가정생활 실태조사의 자료를 분석한 Lee와 Choi (2013)의 연구에서는 아버지와의 아침식사 2.68회, 저녁식사 3.47회, 어머니와의 아침식사 3.28회, 저녁식사 4.35회로 아버지의 가족식사횟수가 어머니보다 낮은 수준임을 보여주었다. 한편 2009년 국민생활시간조사 자료를 분석한 Cho 등(2011)의 연구에 의하면, 가족식사의 참여율은 1999년부터 2009년까지 여성이 남성 보다 참여율이 높았고, 평균시간 역시 남성보다 여성의 시간이 길었다. 특히 남성들은 평일 저녁식사를 가족과 함께 하는 행위자 비율이 50%에도 미치지 못하는 것을 보여주고 이를 장시간노동의 관행이 유지되는 한국사회의 구조적 특성으로 해석하였다. 2014 국민생활시간조사 자료를 분석한 Kim (2017)은 18세 이하 자녀가 있는 기혼 취업남성의 하루 평균 가족식사시간이 2009년 약 38분에서 2014년 약 42분으로 증가하였으나, 이는 주중보다는 주말의 가족식사시간의 증가에 기인한 것으로 분석하고 근무시간이 긴 주중에는 아버지가 가족과 함께 식사하기 어려운 현실을 보여주었다.

2. 아버지의 가족식사에 영향을 미치는 요인

아버지의 가족식사를 주제로 한 선행연구가 많지 않다는 한계가 있어 본 연구는 가족식사에 관한 실태조사나 아버지참여에 대한 연구를 포괄적으로 살펴보고 이를 토대로 아버지의 가족식사에 영향을 미치는 요인을 도출해보고자 한다.

가족식사에 대한 통계는 통계청에서 실시하는 국민생활시간조사와 보건복지부 질병관리본부에서 실시하는 국민건강통계를 통해서 공식적으로 파악할 수 있다. 국민건강통계는 끼니별, 성별, 연령별, 소득수준별, 거주 지역별로 가족동반 식사율을 제시하고 있다. 2005년 이후 발표되는 통계를 보면 특히 남녀와 연령대에 따른 차이가 크게 나타나 가족동반식사의 성차와 연령차를 확인할 수 있다. 가족동반식사의 특성이 두드러지게 나타나는 요일이나 가족형태에 따른 차이를 제공하지 않는다는 점에서 한계가 있으나, 연령과 성별에 따른 기본적 차이를 파악하는데 유용하다.

가족공유식사시간에 대한 영향 요인을 분석한 Cho 등(2011)의 연구는 가족식사의 중요성을 인식하고 국민생활시간조사 자료를 활용하여 가족식사시간을 처음으로 분석한 것으로 이후 연구에 많은 시사점을 제공하였다. 이 연구는 가족공유식사시간에 영향을 미치는 요인을 성별, 요일별로 나누어 분석하였는데, 특히 남성의 평일 가족공유식사시간은 연령, 교육수준, 노동시간, 개인의 월평균소득, 배우자유무, 미취학자녀 유무, 맞벌이 여부에 따라 영향을 받는 것으로 나타났다. 즉, 남성의 연령이 20대보다는 50대인 경우, 교육수준은 대졸보다는 고졸인 경우에, 노동시간이 짧을수록, 월평균소득이 낮을수록, 배우자가 있는 경우, 미취학자녀가 있는 경우, 비맞벌이인 경우에 평일 가족공유식사시간이 긴 것으로 보고되었다.

최근 국민생활시간조사 자료를 활용하여 18세 이하 자녀를 둔 아버지의 가족식사시관과 생활만족도를 분석한 Kim (2017)의 연구에서는 아버지가 전통적인 성역할태도를 가지고 있고, 주당근로시간이 길고, 월평균소득이 높고, 임금근로자일 때, 그리고 어머니의 상대적 소득비중이 클수록 아버지의 평일 가족식사시간이 짧았다. 특이하게 맞벌이가구에서 아버지의 가족식사시간이 비맞벌이 가구에 비해 더 길었고, 이 격차는 2009년에 4.7분에서 2014년에 6.8분으로 더 늘었다고 보고하였다. 맞벌이가구의 영향은 앞서 20세 이상 성인을 대상으로 한 Cho 등(2011)의 연구와 상반된 결과인데, 이는 18세 이하 자녀가 있는 가구로 연구대상을 한정한 데서 비롯된 것으로 연구자는 해석하고 있다. 즉, 일반 성인 남성과 달리 자녀가 있는 남성은 아버지로서 자녀돌봄이나 자녀교육에 대한 아버지역할을 인식하고 참여하게 되며, 특히 부인이 함께 일하는 맞벌이인 경우 공동부양 및 공동양육에 대한 요구가 더 크게 작용했을 것이라는 추론이 가능하다.

이상 선행연구를 토대로 할 때, 아버지의 가족식사는 아버지의 연령과 교육, 소득수준, 근로시간, 자녀연령, 맞벌이여부 등 아버지 개인 및 가족의 기본적 특성에 따라 영향을 받을 것으로 예측할 수 있다. 아버지의 가족식사가 아버지의 일가정양립 양상을 보여주는 하나의 지표로 본다면, 가정에서의 아버지참여에 영향을 미치는 요인 또한 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미칠 수 있다고 볼 수 있다. 즉, 이런 관점에서 아버지의 개인 및 가족 특성 뿐 아니라 근무융통성이나 정시퇴근과 같은 근무조건이나 아버지역할에 대한 인식 및 태도도 함께 고려할 필요가 있다.

Lee와 Kwon (2009)은 가족친화정책의 시행이 아버지의 자녀돌봄참여를 증가시키고, 기업의 가족 친화적 분위기는 남성의 일-가족 갈등을 감소시켜 아버지의 자녀돌봄참여를 증가시킨다고 하였고, Choi와 Lee (2015)은 남성의 지위 중요도가 아버지 참여에 미치는 영향에 있어 가족친화제도가 조절변수로 작용함을 확인했다. 조직 내에서 시간 부담이 적을수록 아버지참여가 높았으며 독립변수의 영향력이 증가하는 수준도 컸다. Lee 등(2016)은 아버지의 가사노동시간과 자녀돌봄시간에 대한 영향요인분석에서 아버지의 주당근로시간과 정시퇴근도, 근무융통성과 같은 근무시간관련 변인의 중요성을 보여주었다. 특히 아버지의 가사노동시간에 대해서는 주당근무시간과 정시퇴근도가 유의한 영향 요인으로 나타났지만, 자녀돌봄시간에 대해서는 근무융통성과 정시퇴근도만 유의한 영향요인으로 나타나, 양적인 근무조건인 근무시간보다는 가족친화제도와 같은 질적인 근무조건의 영향력이 크다는 것을 강조하였다. 이에 본 연구는 아버지의 양적, 질적 근무조건을 모두 중요한 영향요인으로 보고 주당근무시간, 근무융통성, 정시퇴근도를 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인으로 고려하고자 한다.

한편 아버지참여에 중요한 내적 요인으로 아버지의 부모효능감을 고려할 수 있다. 일반적으로 높은 자기효능감을 가진 사람들은 특정 작업을 성공적으로 수행하기 위해 더 많이 참여하고 노력하게 된다. 자기 효능 이론의 원리는 지각된 자기 효능감과 실제 행동 결과가 강하게 연관되어 있다는 것이다(Bandura, 1986). 이러한 아버지 효능감과 아버지 참여간의 긍정적인 관계는 여러 선행연구에서 발견된 바 있다(Holmes & Huston, 2010; Jacobs & Kelley, 2006; Kwok et al., 2013, 2015; Lee & Doherty, 2007). 아버지의 부모효능감과 아버지참여의 긍정적인 연관성은 가정에서의 아버지참여의 한 단면인 가족식사시간이나 빈도와의 관계에서도 기대해볼 수 있겠다. 아버지참여를 설명하는데 있어 또 한 가지 중요한 요인은 부인의 지지도이다. Maurer 등(2001)은 부인의 지지에 대한 인식에 의해 남성의 정체성이 영향을 받아, 부인의 지지도가 높을수록 남성의 양육자로서의 정체성 인식이 높게 형성된다고 하였다. McBride 등(2005) 또한 부인의 남편에 대한 믿음이 높을수록, 남편이 부모됨에 대한 인식이 높아져 자녀에 대한 접근가능성이 상승한다고 하였다. 우리나라 연구에서도 배우자의 지지가 높다고 인식하는 경우 남편의 양육참여 수준이 높아진다는 보고가 있었다(Cho & Lim, 2016: Hwang & Kim, 2015). 이처럼 아버지참여에 영향을 미치는 부인의 역할을 ‘문지기행동(gate keeping)’이라고 규정할 만큼(Allen & Hawkins, 1999), 아버지의 가족참여에 있어 부인의 역할은 그 비중이 크다. 아버지의 부모효능감과 부인의 지지도와 함께 아버지의 일과 가정에 대한 태도 또한 가족식사 빈도를 좌우하는 인식변인이 될 수 있다. McBride 등(2005)은 아버지의 양육참여를 아버지 정체성에 대한 직접적인 투자의 결과로 개념화하였다. 즉, 자신을 아버지로서 많은 가치를 부여하는 남성이 아버지역할에 더 헌신하고 참여한다는 의미인데, 이러한 정체성이론에 근거한 가정이 실제 연구에서는 지지되지 않았다(Choi & Lee, 2015; McBride et al. 2005; Rane & McBride, 2000)는 보고가 있었다. 본 연구에서는 아버지의 일과 가정에 대한 태도를 통해 드러나는 아버지의 역할정체성이 실제 가족식사라는 행동에 어떻게 영향을 미치는지 살펴보고자 한다. 일을 중시하는 아버지보다는 가정을 중시하는 아버지가 아버지로서 역할정체성에 더 많은 가치를 부여하는 것이므로, 일가정우선순위를 통해 나타난 아버지 역할정체성과 가족식사와의 관련성을 보고자 하는 것이다.

연구방법

1. 연구문제

본 연구는 아버지의 가족식사 빈도의 전반적 경향을 살펴보고, 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 파악함으로써 아버지의 일가정양립이 가능한 제반 조건을 탐색하는 것을 목적으로 한다. 이를 위해 다음과 같이 연구문제를 설정하였다.

<연구 문제1> 아버지의 가족식사 빈도의 전반적인 경향은 어떠한가?

<연구 문제2> 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인은 무엇인가?

2. 자료수집

본 연구는 학령기 자녀를 둔 아버지를 대상으로 온라인 설문조사를 실시하여 최종 492명의 아버지 자료를 분석하였다. 조사는 온라인조사전문기관에 의뢰하여 학령기 자녀를 둔 아버지를 대상으로 실시하였다. 자녀의 학령기에 따라서 아버지참여 수준과 성격이 달라지는 만큼 자녀의 학령기를 기준으로 초등학교: 중학교: 고등학교 자녀를 둔 아버지 비율을 2:1:1로 표본수를 할당하였다. 온라인조사의 절차는 우선 남성패널 중 학령기 자녀를 둔 아버지를 대상자로 추출하고, 별도의 메일 발송을 통해 온라인조사 참여 URL을 첨부하여 조사 참여를 알리고, 스크린 문항을 이용하여 해당 학령기 쿼터가 충족되는지 확인하고 조사에 응하도록 하였다. 즉, 본격적인 설문 시작 전에 응답 기준이 되는 자녀를 선택하도록 하고, 할당기준에 해당할 경우 그 자녀를 기준으로 설문에 응답하도록 하였다. 조사는 2016년 2월 21일부터 2월 29일 사이에 진행했고, 총 554명의 응답을 받아 부실기재를 제외하고 총 492명을 분석에 사용하였다. 조사대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다.

Sample Characteristics

3. 분석방법 및 측정도구

수집된 자료는 SPSS 18 프로그램을 이용하여 분석하였다. 조사대상자의 일반적 특성은 빈도, 백분율, 평균 등 기술통계를 통해 분석하였다. 아버지 가족식사 빈도의 수준을 파악하기 위해 t 검증과 F 검증을 실시하고, 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 가족식사 빈도를 종속변수로 한 위계적 회귀분석에서 단계적으로 독립변수를 투입하였다. 즉, 먼저 1단계에서 아버지의 연령과 교육년수, 월평균소득을 사회인구적 배경변인을, 2단계에서는 아버지의 근무조건인 주당근로시간, 근무융통성, 정시퇴근도를, 3단계에서는 가족관련 변인으로 자녀수와 자녀학령급, 맞벌이여부를 투입하였고, 마지막 4단계에서 아버지의 인식변인으로 부모효능감, 부인지지도, 일가정우선순위를 투입하여 단계적으로 독립변수의 설명력과 영향력을 분석하였다.

1) 종속변수

본 연구의 종속변수인 아버지의 가족식사 빈도는 평소 자녀와 함께 식사하는 횟수를 주당 평균 몇 회인지 아침과 저녁으로 나누어 질문하였다. 아침식사와 저녁식사 각각 0회에서 7회까지의 범위로 측정되었다.

2) 독립변수

본 연구에서 사용한 사회인구적 배경변인은 아버지의 연령과 교육년수, 월평균소득 3가지로 모두 연속변수로 투입되었다. 아버지 근무조건 변인은 주당근무시간과 근무융통성, 정시퇴근도 3가지인데, 우선 주당근무시간은 “귀하의 주당 평균 근로시간은 얼마나 됩니까”로 질문하여 응답하도록 하였다. 근무융통성은 “귀하는 직장에서의 근무시간을 어느 정도 조절할 수 있습니까”에 대해 “전혀 조절할 수 없다”에서 “항상 조절할 수 있다”까지 4점 리커트 척도로 측정하였다. 정시퇴근도는 “귀하는 정해진 퇴근시간에 퇴근하시는 편입니까”에 대해 “항상 정시에 퇴근하지 못한다”에서 “항상 정시에 퇴근한다”까지 4점 리커트 척도로 응답하도록 하였다. 주당근무시간이 양적인 근무조건이라면, 근무융통성과 정시퇴근도는 근무시간의 유연성과 정규성으로 질적인 근무조건을 의미한다.

가족요구 변인으로는 자녀수, 자녀의 학령기, 맞벌이 여부 등 3가지를 포함하였다. 자녀수는 자녀가 몇 명인지 연속변수이며, 자녀 학령기는 초등학교자녀기를 기준으로 중학교자녀기와 고등학교 자녀기를 더미변수화하였다. 맞벌이 여부도 맞벌이인 경우를 ‘1’로 더미변수화하였다.

마지막으로 아버지의 인식태도 변인으로 부모효능감, 부인지지도, 일가정우선순위를 투입하였는데, 부모효능감은 Choi와 Chung (2001)이 개발한 양육효능감 척도를 참고하여 부모로서의 자신의 역할수행능력에 대한 기대와 판단에 대한 11개 항목으로 질문하였다. “나는 부모로서 능력이 있다고 생각한다”, “나는 좋은 부모가 되기 위해 노력한다”, “나는 좋은 부모가 되기 위해 필요한 기술을 가지고 있다”, “나는 자녀를 잘 지도할 수 있다”, “나는 다른 부모에게 좋은 본보기가 될 수 있다”, “나는 부모역할에 잘 적응하고 있다”, “나는 아이를 일관성 있게 훈육할 수 있다” 등에 대해 5점 리커트 형식(1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다)으로 응답하도록 하였다. 부모효능감 척도의 Cronbach’s α 값은 .91로 신뢰할만한 수준이다. 부인의 지지도는 Bouchard & Lee (2000)를 참고하여 아버지역할에 대해 부인이 어느 정도 지원하고 있는지를 묻는 6개 항목으로 구성하였다. 즉, 아버지역할에 대한 부인의 지지는 자율성, 자존감, 유용성의 세가지 다른 종류의 지원에 대한 아버지의 인식을 평가하는 것으로 구성된다. 우선 아버지역할에 대한 자율성(autonomy)은 “나의 배우자는 자녀와 관련된 결정을 내릴 때 나의 의견을 존중한다”, “‘나의 배우자는 나를 아버지로 인정하고 격려한다”의 문항으로 구성되고, 아버지역할에 대한 자존감(esteem)은 “나의 배우자는 부모로서 나의 능력에 신뢰한다”, “나의 배우자는 나의 양육방식이 좋다고 한다”로 측정되며, 아버지역할에 대한 유용성(availability)은 “나의 배우자는 내가 부모로서 필요로 할 때 항상 옆에 있다”, “나의 배우자는 내가 부모역할을 쉽게 할 수 있도록 도움을 준다”로 구성된다. 이에 대해 아버지의 응답은 5점 리커트 척도로 (1=전혀 그렇지 않다, 5=매우 그렇다) 측정하였으며, 척도의 Cronbach’s α 값은 .88로 신뢰할 만한 수준이다. 일가정우선순위는 일과 가정생활 중 어디에 더 우선순위를 두는지에 대한 것으로 ‘일이 더 중요하다’를 기준으로 ‘가정생활이 더 중요하다’와 ‘일과 가정생활이 모두 중요하다’를 더미변수로 만들어 분석에 투입하였다. 즉, ‘일이 중요하다’를 0으로 두고, 일가정우선순위 더미1은 ‘가정생활이 중요하다’고 한 경우에 1이 되도록, 일가정우선순위 더미2는 ‘일과 가정생활이 모두 중요하다’고 한 경우에 1이 되도록 변수화한 것이다.

연구결과

1. 아버지의 가족식사 빈도의 전반적 경향

아버지 가족식사 빈도의 전반적 경향을 파악하기 위해 아버지의 사회인구적 변인, 근무조건 변인, 가족요구 변인, 아버지의 인식태도 변인에 따라 가족식사 빈도가 어떻게 다른지 Table 2와 같이 분석해보았다. 사회인구적 변인으로 연령과 학력, 월평균소득이 포함되며 근무조건 변인으로 주당근로시간, 근무융통성, 정시퇴근도가, 가족요구 변인으로 자녀수, 자녀학령급, 맞벌이여부가, 아버지의 인식태도 변인으로는 부인지지도, 부모효능감, 일가정우선순위가 포함된다. 아버지의 인식태도 변인 중 부인지지도와 부모효능감은 다항목 리커트 척도이므로 개별항목의 점수를 합한 총점의 평균과 분포를 고려하여 상, 중, 하의 3집단으로 구분하여 분석하였다.

Frequency of Family Mealtime of Fathers

전반적으로 아버지의 주당 평균 가족식사 빈도는 아침식사가 2.4회, 저녁식사는 3.2회로 나타나, 저녁식사 빈도가 아침식사 빈도에 비해 평균이 높게 나타났다. 아버지의 가족식사 빈도는 아버지의 연령과 자녀학령급, 맞벌이여부, 주당근로시간, 근무융통성, 정시퇴근도, 부인지지도, 부모효능감, 일가정우선순위에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보였다.

우선 아버지연령에 따라서는 30대 아버지의 가족식사 빈도가 아침 2.74회, 저녁 3.44회로 가장 높았고, 50대 이상 아버지의 가족식사 빈도가 아침 2.09회, 저녁 2.71회로 가장 낮았다. 한편, 아버지학력과 월평균소득, 자녀수에 따라서는 통계적으로 유의한 차이를 보이지는 않았다. 자녀의 학령급에 따라서는 아침과 저녁 모두 통계적으로 유의한 수준에서 차이가 나타났다. 특히 고등학교 자녀를 둔 아버지의 가족식사 빈도가 아침은 1.94회, 저녁은 2.56회로 초등학교와 중학교 자녀는 둔 아버지에 비해 현저하게 낮은 수준이었다. 맞벌이 여부에 따라서는 아침의 경우에만 통계적으로 유의한 차이가 나타났는데, 맞벌이인 경우 아버지의 아침 가족식사 빈도가 2.59회로 비맞벌이의 2.16회 보다 높았다.

아버지의 가족식사 빈도는 아버지의 근무조건인 근로시간과 근무융통성, 정시퇴근도에 따라서는 통계적으로 유의한 수준에서 차이가 나타났다. 즉, 주당근무시간이 40시간이하인 경우, 아버지의 가족식사 빈도가 아침은 2.62회, 저녁은 3.36회고 가장 높았고, 주당근무시간이 51시간 이상인 경우 아침은 1.91회, 저녁은 2.66회로 가장 낮았다. 주당근무시간이 길어질수록 아버지가 가족과 함께 식사하는 빈도가 낮아지는 것은 시간가용성가설에 근거해 이해할 수 있는 결과이다. 근무융통성에 따라서는 근무융통성이 클수록 아버지의 가족식사 빈도가 높은 것을 알 수 있다. 정시퇴근도에 따라서도 아버지의 가족식사 빈도가 차이가 나타나, 정시에 퇴근할수록 아침식사와 저녁식사를 가족과 함께 하는 빈도가 높게 나타났다. 항상 정시에 퇴근하는 경우, 3.02회의 아침식사를 가족과 함께 하는데 반해, 항상 정시에 퇴근하지 못하는 경우 1.51회 가족과 함께 식사를 하는 것으로 나타나 정시퇴근도에 따라 가족식사 빈도가 2배나 차이가 있었다. 저녁식사의 경우에도 각각 3.86회와 2.14회로 그 차이가 두드러지게 나타났다.

마지막으로 부인지지도와 부모효능감, 일가정우선순위 등 아버지의 인식태도 변인에 따라서도 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 부인지지도가 높을수록, 부모효능감이 높을수록, 일보다 가정생활을 더 중시하는 경우에 가족식사 빈도가 높게 나타났다. 부인지지도에 따라서는 부인지지도가 ‘하’인 집단은 아침식사 1.8회, 저녁식사 2.79회로 가장 낮고, ‘상’인 집단은 아침식사 3.17회, 저녁식사 3.78회로 높아, 부인지지도에 따라 가족식사 빈도의 격차가 상당히 큰 것을 알 수 있다. 아버지의 부모효능감에 따라서도 차이가 크게 나타나, 부모효능감이 ‘하’인 집단은 아침식사 1.67회, 저녁식사 2.72회인데 반해 부모효능감이 ‘상’인 집단은 아침식사 3.08회, 저녁식사 3.81회로 매우 높은 수준이다. 일가정우선순위에 따라서는 일이 더 중요하다고 응답한 아버지는 아침식사 1.73회, 저녁식사 2.60회인데 반해, 가정생활이 더 중요하다고 응답한 아버지는 아침식사 2.66회, 저녁식사 3.58회로 높아, 일가정우선순위에 따라 주 1회 정도의 가족식사 빈도 차이를 보여주었다. 즉, 아버지가 일과 가정 사이에 우선순위를 어디에 두느냐에 따라, 아버지의 부모효능감은 어느 정도 수준인지, 그리고 부인의 지지도를 어느 정도로 인식하는지에 따라 가족식사 빈도가 극명하게 차이나는 것을 알 수 있다.

2. 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인

아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 분석하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였는데, 먼저 1단계에서 아버지의 연령과 교육년수, 월평균소득을 사회인구적 배경변인으로 투입하였고, 2단계에서는 아버지의 근무조건 변인으로 주당근로시간, 근무융통성, 정시퇴근도를 투입하였다. 3단계에서는 가족요구 변인으로 자녀수와 자녀학령급, 맞벌이여부를 투입하고, 마지막 4단계에서 아버지의 인식태도 변인으로 부모효능감, 부인지지도, 일가정우선순위를 투입하였다. 이처럼 4단계에 걸친 위계적 회귀분석을 실시한 것은 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 변인들의 설명력과 유의성을 단계적으로 파악하기 위함이다. 즉, 연령과 교육, 소득과 같은 사회인구적 변인을 1단계에 투입하여 배경변인을 통제한 상태에서 아버지의 근무조건 변인, 가족요구 변인, 인식태도 변인 변인이 순차적으로 투입됨으로 아버지의 가족식사를 얼마나 설명해나가는지 파악하고, 영향요인을 분석하였다. 독립변인들 간의 다중공선성 가능성 여부를 파악하기 위해 분산팽창요인(VIF)을 살펴본 결과, 1.007~2.218로 10을 넘지 않아 독립변인 간 다중공선선의 위험은 배제된 것으로 볼 수 있다.

우선 아버지의 아침 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 분석한 회귀모형(Table 3)은 모두 통계적으로 유의하며, 최종 회귀모형의 설명력은 14.9%로 나타났다. 1단계 사회인구적 배경변인의 설명력은 1.6%이고, 2단계 아버지 근무조건 변인을 투입하였을 때 설명력이 5.3% 추가되어 전체 설명력이 6.9%로 증가하였고, 3단계 가족관련 변인을 투입하였을 때 증가된 설명력은 1.8%로 8.7%로 증가하였다. 마지막 4단계 아버지의 인식변인은 6.2%의 설명력을 추가하여 전체 설명력이 14.9%로 크게 증가하였다. 이와 같은 위계적 회귀분석을 통해 아버지의 아침 가족식사 빈도는 아버지의 인식변인과 근무조건 변인에 의해 가장 많은 부분 설명되는 것을 알 수 있다.

Determinants of Frequency of Father’s Breakfast Mealtime

단계별로 통계적으로 유의한 영향요인을 살펴보면, 아버지연령, 주당근로시간, 근무융통성, 정시퇴근도, 부인지지도, 부모효능감이 순차적으로 의미 있는 변인으로 나타났다. 마지막 4단계에서 최종적으로 주당근로시간과 부인지지도, 부모효능감이 통계적으로 유의하게 나타났다. 즉, 단계적으로 독립변인을 투입한 마지막 단계에서 모든 변수가 서로 통제된 상태에서 주당근로 시간이 짧을수록(β=-.124, p <.01), 부인지지도 수준이 높을수록(β=.175, p <.001), 부모효능감 수준이 높을수록(β=.113, p<.05) 아버지의 아침 가족식사 빈도가 높은 것을 알 수 있다.

한편 아버지의 저녁 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 분석한 회귀모형(Table 4)은 모두 통계적으로 유의하며, 최종 회귀모형의 설명력은 17.2%로 나타났다. 1단계 사회인구적 변인의 설명력은 2.4%, 2단계에서 아버지 근무조건 변인이 투입되었을 7.4%의 설명력이 추가되어 9.8%로 증가하였다. 이어 가족관련 변인을 투입하였을 때 추가된 설명력은 3.5%로 3단계 회귀분석의 설명력은 13.3%로 증가하였다. 마지막 4단계에서 아버지 인식 변인을 추가하였을 때 3.9%의 설명력이 증가하여 전체 설명력이 17.2%가 되었다. 이와 같은 위계적 회귀분석을 통해 알 수 있는 것은 아버지의 저녁 가족식사 빈도가 아버지의 근무조건에 의해 가장 많은 부분 설명된다는 사실이다.

Determinants of Frequency of Father’s Dinner Mealtime

아버지의 저녁 가족식사 빈도의 영향 변인으로는 1단계 아버지연령과 교육수준, 2단계 정시퇴근도, 3단계 자녀학령급, 4단계 부인지지도, 부모효능감, 일가정우선순위가 통계적으로 유의한 변수로 나타났다. 최종적으로는 아버지의 교육수준, 정시퇴근도, 자녀학령급과 부인지지도, 부모효능감, 일가정우선순위가 통계적으로 유의하게 나타났다. 즉, 모든 변인이 서로 통제된 상태에서는 아버지 교육수준이 낮고(β=-.128, p <.01), 정시에 퇴근할수록(β=-.212, p <.001) 저녁 가족식사 빈도가 높아지고, 자녀의 학령급이 초등학생인 경우보다 고등학생인 경우(β=-.198, p <.001) 저녁 가족식사 빈도가 낮아지며, 부인지지도(β=.102, p<.05)가 높고, 부모효능감(β=.104, p <.05)이 높으며, 일보다는 가정을 우선시하는 경우(β=.134, p <.05)에 아버지의 저녁 가족식사 빈도가 높아지는 경향을 보였다.

결론 및 제언

본 연구는 아버지의 가족식사 빈도를 통해 아버지의 일가정양립 현황을 파악하고, 실제 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 분석함으로써 아버지의 일가정양립이 가능한 제반 조건을 탐색하는 것을 목적으로 하였다. 앞서 살펴본 결과를 종합하여 결론을 도출하면 다음과 같다.

우선, 학령기 자녀를 둔 아버지의 가족식사 빈도의 전반적인 경향을 살펴보면, 아침식사가 주당 평균 2.4회, 저녁식사는 주당 평균 3.2회로 나타났다. 우리나라 청소년 데이터를 분석한 Lee와 Choi (2013)의 연구에 따르면, 청소년자녀가 아버지와 함께 하는 식사횟수가 아침은 주당 평균 2.68회, 저녁은 주당 3.47회로 보고되었는데, 이처럼 저녁식사 빈도가 아침식사 빈도에 비해 평균이 높은 경향은 본 연구결과와 유사하다. 아버지의 가족식사 빈도는 아버지의 연령과 자녀 학령급, 맞벌이여부, 주당근로시간, 근무융통성, 정시퇴근도, 일가정우선순위에 따라 통계적으로 유의한 차이를 보였다. 아버지의 연령과 자녀 학령급에 따른 차이를 함께 고려해볼 때, 아버지 연령이 높고 자녀의 학령급이 높은 경우 가족식사 빈도가 낮은 것을 알 수 있다. 특히 아버지연령이 50대이고 자녀가 고등학생인 경우 가족과 함께 하는 식사빈도가 현저히 낮은 수준을 보인다. 이는 아버지 연령과 자녀 연령의 상관관계가 매우 높다는 것을 고려하면 쉽게 이해되는 현상이다. 즉, 가족식사는 아버지 뿐 아니라 자녀의 상황도 가능할 때 이루어지는 것으로 자녀가 학령급이 높아질수록 아침등교시간이 빨라지고 저녁시간에도 학업 등의 이유로 귀가가 늦어지기 때문에 가족식사가 성사되기 어려운 상황에 처하게 되는 것이다. 국민생활시간조사를 활용하여 청소년의 가족식사와 혼밥을 비교분석한 Cha와 Lee (2018)의 연구에서도 청소년의 학령급이 높아질수록 가족식사시간은 줄고 혼밥 시간은 늘어나는 패턴을 명확히 보여주었으며, 본 연구를 통해서도 자녀의 학령급이 높아질수록 가족식사 빈도가 낮아지는 패턴을 다시 한 번 확인할 수 있었다.

한편, 아버지의 가족식사 빈도는 아버지의 근무조건에 따라 크게 차이나는 것을 확인할 수 있다. 아버지의 근무조건중 주당근무시간은 양적인 시간제약을 제공하는 조건으로 근무시간이 길어질수록 아버지가 가족과 함께 식사하는 빈도가 낮아지게 된다. 즉, 시간가용성가설에 근거할 때, 장시간노동이 가족과 함께 식사하는 것을 가로막는 제약조건으로 작용함을 알 수 있다. 이처럼 주당근무시간은 절대적인 시간양으로 아버지의 생활시간을 규정한다는 면에서 가족식사 빈도에 미치는 영향이 명확히 드러난다. 또한 근무융통성이 높고, 정시에 퇴근하는 경우 아버지의 가족식사 빈도가 높은 것으로 나타나는데, 이는 근무융통성과 정시퇴근도가 주당근무시간 못지않게 아버지의 생활시간을 결정짓는 요인이라는 의미이다. 2010년 공공기관을 중심으로 시행되고 있는 ‘가족 사랑의 날’은 야근이 일상화된 우리나라의 장시간노동 기업문화를 개선하고자 시작된 것으로, 정시에 퇴근하여 가족과 함께 저녁시간을 보내자는 내용의 캠페인이다. 이처럼 정시퇴근은 소위 ‘저녁이 있는 삶’을 보장하고 가족과 함께 저녁식사를 가능하게 하는 제도라는 점에서 정시퇴근도에 따라 저녁식사 빈도에 차이가 나타날 것은 쉽게 예상할 수 있으며, 본 연구결과에서도 예상대로 정시퇴근을 하는 경우 아버지의 저녁식사 빈도가 높은 것으로 나타났다. 그런데 특이하게도 항상 정시에 퇴근하는 경우 저녁식사 빈도 뿐 아니라 아침식사 빈도까지 높은 경향을 보였다. 정시퇴근이 가능한 기업이라면 출퇴근시간이 항상 일정하게 보장되는 직장문화가 정착되어있다는 것을 의미하며, 그렇기 때문에 정시퇴근은 저녁식사 뿐 아니라 아침식사까지도 가족과 함께 할 수 있는 여건을 제공하는 것으로 해석된다.

일가정우선순위에 따라서는 일이 더 중요하다고 한 경우보다는 가정이 더 중요하다고 한 경우, 아버지의 가족식사 빈도가 높을 것이라 예상할 수 있고, 본 연구결과도 당연히 일보다는 가정을 중요시하는 아버지인 경우 가족과 함께 식사하는 빈도가 높은 경향이 있었다. 구체적으로 아버지의 일가정우선순위에 따른 가족식사 빈도 차이는 아침과 저녁 모두 주당 평균 1회 정도 차이를 보일정도로 두드려졌다. 아버지의 일과 가정에 대한 우선순위가 단지 인식이나 태도에만 머문 것이 아니라 가족과의 식사라는 구체적인 행동으로 연결된다는 것을 보여주었다.

둘째, 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 파악하기 위해 위계적 회귀분석을 실시한 결과, 아버지의 가족식사 빈도가 아버지의 근무조건과 인식태도 변인 변인에 의해서 가장 많은 부분 설명된다는 것을 보여주었다. 특히 아침식사는 아버지의 인식태도 변인의 영향력이 크고, 저녁식사는 아버지의 근무조건 변인의 영향력이 큰 것이 특징이다. 아침식사를 많이 하는 아버지의 경우, 주당근로시간이 짧고, 부인지지도와 부모효능감이 높은 것이 특징이다. 주당근로시간이 짧다는 것은 출근시간이 상대적으로 늦으며, 이것이 가족과 함께 아침식사를 할 수 있는 여건으로 작용하였다는 해석이 가능하다. 또한 아침가족식사는 특히 아버지가 부인의 지지도를 높게 인식하고, 스스로 아버지로서 효능감이 높다고 인식할 경우 그 빈도가 높아지는 경향을 보였다. 이는 부인이 아버지역할과 참여에 대해 지지적인 태도를 보이고, 아버지가 부모로서 자신감과 능력을 갖추고 있다고 인식할 때 가족과의 아침식사가 보다 빈번하게 이루어진다는 것이다.

한편 아버지의 저녁 가족식사는 아버지의 근무조건에 의해 많은 부분 설명이 된다. 가족과 저녁식사를 많이 하는 아버지의 조건 중에 가장 중요한 것은 바로 ‘정시퇴근’이다. 정시퇴근하면 가족과 저녁식사의 기회가 늘어나기 때문에, 가족과 식사 빈도가 높아지는 것은 어찌 보면 당연한 결과이다. 하지만 정시에 퇴근한다고 해서 모든 아버지들이 가족과 함께 시간을 보내기 위해 집으로 향하는 것은 아닐 수 있다. 이때 아버지들의 행동차이를 설명해주는 것이 바로 부인지지도, 부모효능감, 일가정우선순위태도와 같은 아버지의 인식태도 변수인 것이다. 본 연구결과는 아버지의 인식 및 태도의 영향력을 극명하게 보여주어, 아버지의 부모효능감이 높고, 부인의 지지도가 높으며 일보다는 가정을 우선시하는 태도를 가진 아버지들이 가족과 함께 저녁식사를 더 많이 한다는 것을 확인시켜주었다. 그리고 여기에 가족요인이 추가되어 자녀가 고등학생인 경우 아버지의 저녁 가족식사 빈도가 낮아지는데, 이는 고등학교 자녀의 늦은 귀가시간은 아버지의 늦은 퇴근시간과 더불어 가족식사의 구조적 장애요인으로 작용하고 있음을 보여준다.

앞서 결론을 종합해 보면 아버지의 가족식사를 둘러싼 개인적, 가족적, 사회적 맥락을 파악할 수 있다. 우선 아버지의 가족식사 빈도를 좌우하는 가장 큰 요인은 아버지의 근무조건이다. 아버지의 근무조건은 아버지의 직업특성에 따라 좌우되는 개인적 맥락이기도 하지만, 우리사회 전반의 근로문화에 의해 좌우되는 사회적 맥락이기도 하다. 최근 정부는 ‘저녁이 있는 삶’을 내세우며 근로기준법을 개정하여 2018년 7월부터 1주일간 노동할 수 있는 최대 시간이 평일과 휴일근로를 포함해 52시간 이내로 제한되는 52시간 근무시대가 시작되었다(Monthly Chosun, 2018.07.01.). 이와 같은 근로기준법 개정은 그 동안의 장시간노동 관행을 버리고 근로자의 삶의 질과 노동생산성이 향상되는 계기가 된다는 점에서 아버지의 근무조건을 규정하는 사회적 맥락이다. 앞서 선행연구(Cho et al., 2011; Kim, 2017)를 통해서도 밝혀진 바, 아버지의 근무시간은 가족식사시간을 저해하는 가장 기본적인 영향요인이다. 본 연구에서도 아버지의 근무시간은 아버지의 가족식사 빈도와 반비레 관계로 나타나 선행연구와 유사한 결론을 도출하였다. 더 나아가 본 연구는 아버지의 근무조건을 단지 양적인 근무시간만으로 살펴본 것이 아니라, 근무융통성이나 정시퇴근도와 같은 질적인 요소까지 함께 고려하였다는 점에서 진일보하였다. 근무융통성과 정시퇴근은 객관적인 시간으로 드러나는 근무조건은 아니지만, 일가정양립을 가능하게 하는 제도나 문화로써 근로자의 삶에 영향을 미친다는 점에서 중요하다. 본 연구는 가족친화정책의 시행이 아버지 참여를 증가시키고 남성의 일가정갈등을 감소시켜준다(Lee & Kwon, 2009)는 관점을 ‘근무융통성’과 ‘정시퇴근도’라는 구체적인 변수로 보여주었다는 점에서 의미가 있다. Lee 등(2016)의 연구에서 아버지의 가사노동시간은 주당근무시간과 정시퇴근도에 의해 영향을 받는데 반해, 자녀돌봄 시간은 주당근무시간과 같은 양적인 근무조건보다는 근무융통성과 정시퇴근도와 같은 질적인 근무조건에 의해 좌우되는 것으로 나타난 바 있는데, 본 연구에서도 아버지의 저녁 가족식사 빈도는 근무시간보다는 정시퇴근에 의해서만 유의미한 영향을 받는 것으로 드러났다. 이는 절대적인 양으로써 근무시간보다는 정시에 퇴근할 수 있는 기업문화가 정착되는 것이 아버지 참여를 가능하게 하는 요인이라는 의미이다. 즉, 저녁이 있는 삶을 보장하는 일가정양립 조건으로 가장 중요한 것이 바로 ‘정시퇴근제도’라는 것이다. 우리나라는 전 세계 1, 2위를 다투는 장시간노동국가인 만큼, 기본적인 근로시간단축이 가장 시급한 과제이지만, 이와 동시에 정시에 퇴근할 수 있는 기업문화의 정착이 아버지 일가정양립의 첫 번째 조건이 되어야 할 것이다.

아버지의 근무조건과 더불어 중요하게 부각된 요인은 아버지의 인식 및 태도변인이다. 아버지의 인식 및 태도변인은 아버지의 부모효능감, 부인지지도, 일가정양립 우선순위를 포함하는 것으로 아버지의 가족식사를 둘러싼 개인적, 가족적 맥락을 보여준다. 아침식사와 저녁식사 모두에서 아버지의 인식 및 태도 변인은 통계적으로 유의미한 영향요인으로 드러났다. 아버지의 가족식사를 가정에서의 아버지참여의 대표적인 지표로 본다면, 본 연구 결과는 아버지의 부모효능감이 아버지참여에 긍정적 영향을 미친다는 선행연구 결과(Holmes and Huston 2010; Jacobs and Kelley 2006; Kwok et al. 2013, 2015; Lee & Doherty 2007)와 일맥상통한다고 할 수 있다. 즉, 아버지의 가족식사 빈도를 통해 아버지참여에 영향요인으로서 부모효능감의 영향력을 다시 한 번 입증한 셈이다. 부인의 지지도 역시 선행연구를 통해 아버지참여를 독려하는 영향요인으로 밝혀진 바 있으며, 본 연구에서는 특히 부인의 지지도가 클수록 아버지의 아침 가족식사횟수가 유의한 수준으로 높아지는 것을 보여주었다. 이는 부인의 지지가 아버지참여에 긍정적인 영향을 준다는 선행연구(Bouchard & Lee, 2000; Kwok et al., 2015; Mcbride et al., 2005) 결과와 맥을 같이하는 것으로 이해된다. 즉, 부인이 아버지로서 남편의 역할을 인정하고 격려하며, 아버지 역할에 도움을 주는 경우 아버지가 가족과 함께 식사를 많이 하게 된다는 것이다. 아버지의 일가정양립은 아버지의 근무조건 뿐 아니라 부인의 지지도가 어느 정도인지 부부관계에 의해서도 좌우된다는 것을 알 수 있다. 마지막으로 아버지의 일가정우선순위는 아버지의 일가정양립에 대한 태도를 직접적으로 보여주는 지표로써 특히 아버지의 저녁식사 빈도에 유의한 영향을 미친다는 점에서 의미가 있다. 기존의 연구(Lee, Kim, & Lee, 2016)에서 보면, 아버지의 성역할태도와 같은 인식 변수는 아버지의 가사노동이나 자녀돌봄 참여에 유의한 영향을 미치지 않아, 인식과 행동의 연결성을 보여주지 못했다. 하지만 일가정우선순위에 대한 아버지태도는 가족식사라는 구체적 행동으로 바로 드러났다는 점에서 향후 아버지참여를 설명하는 변수로 유용성을 보여주었다.

본 연구는 아버지의 가족식사 빈도에 영향을 미치는 요인을 분석함으로써 아버지의 가족식사가 가능한 개인적, 가족적, 사회적 맥락을 살펴보았다. 즉, 아버지의 사회인구적 요인, 가족요구 요인, 근무조건 요인, 아버지역할 인식 요인 등 아버지의 가족식사를 둘러싼 맥락을 다층적으로 파악해보았다. 예상했던 바, 아버지의 가족식사 빈도는 아버지의 근무조건과 아버지의 인식 및 태도에 의해 좌우되는 것으로 나타났다. 특히 본 연구는 ‘가족 사랑의 날’과 같은 정시퇴근캠페인이 실제 아버지의 가족식사를 가능하게 하는 여건을 마련하는 가족친화제도(Ministry of Gender Equality and Family, 2016)임을 확인하였다는데 의의가 있다. 정시퇴근이 보편적인 기업문화로 자리잡을 수 있도록 하는 정책이 아버지의 일가정양립을 지원하는 기본적 제도가 되어야할 것이다. 이와 더불어 최근 아버지상의 변화 속에서 아버지역할 정체성을 심각하게 고민하고 있는 아버지들의 잠재된 욕구(Lee, Kim, & Park, 2017)를 읽고, 이를 지원할 수 있는 프로그램 모색도 필요할 것이다. ‘일만 중요시하던’ 아버지보다는 ‘가정도 중요시하는’ 또는 ‘가정을 더 중요시하는’ 아버지들이 늘어나고 있는 시점에서 정시퇴근제 이외에 아버지의 일가정양립을 지원하는 프로그램을 다각적으로 모색해볼 필요가 있다. 가족과 함께 할 수 있는 시간 보장이라는 구조적 조건 뿐 아니라 부모효능감과 같은 아버지의 인식과 태도도 중요하다. 또한 아버지 개인의 부모효능감 뿐만 아니라 가족관계 속에서 부인의 지지도가 뒷받침될 때 가족식사라는 행위로 연결된다는 것을 확인한 만큼, 아버지대상 프로그램은 아버지 개인 뿐 아니라 부인까지도 함께 고려할 필요가 있다. 예를들어 아버지대상 프로그램 설계시 아버지의 역할정체성 확립을 위해 아버지 개인을 대상으로 한 교육도 실시할 뿐만 아니라 부부기 함께 아버지역할에 대해 고민하고 서로의 부모 됨에 대한 가치관을 공유하며 지지할 수 있는 시간을 가지는 것이 필요한 것이다. 본 연구는 아버지의 가족식사가 가족시간이라는 외적 조건과 부모효능감과 부인지지도와 같은 내적 조건이 조우하는 지점에서 드러난다는 것을 보여주었다는 점에서 정책적 시사점이 크다. 가족식사는 아버지의 일가정양립 양상을 보여주는 하나의 지표라 할 수 있으므로, 본 연구에서 살펴본 아버지의 가족식사양상과 그 영향요인 분석을 통해 아버지의 일가정양립의 실태와 여건을 알 수 있고, 또한 이를 토대로 아버지의 일가정양립 지원을 위한 정책적 시사점을 도출할 수 있다는 점에서 연구의 의의가 있다.

본 연구는 가족식사의 맥락을 보다 심층적으로 살펴보지 못했다는 한계가 있다. 즉, 본 연구는 아버지 응답에 기초하여 주당 가족식사 빈도를 양적으로 측정하였는데, 가족식사를 함께한 가족 구성원이 누구인지, 가족식사시간은 어느 정도 지속되었고, 그 분위기는 어떠한지 등 가족식사의 경험을 보다 다각도로 파악할 필요가 있다. 이후 연구에서는 가족단위로 또는 부부단위로 조사하거나, 질적 인터뷰 조사를 병행하여, 가족식사에 대한 보다 심층적인 접근을 시도해볼 필요가 있겠다.

Acknowledgements

This work was supported by the Ministry of Education of the Republic of Korea and the National Research Foundation of Korea (NRF2017S1A5B5A02024132).

Notes

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

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Article information Continued

Table 1.

Sample Characteristics

Category Case (N) Percentage (%) Mean
Father’s age 30’s 101 20.5 44.6
40’s 285 57.9
50’s 106 21.6
Father’s educational level high school 34 6.9 -
undergraduate 394 80.1
graduate- 64 13.0
Household income -3 million 22 4.5 -
3-5 million 204 41.5
5-7 million 155 31.5
7 million - 111 22.5
Number of children 1 154 31.3 1.81
2 283 57.5
3 55 11.2
Child school grade elementary school 247 50.2 -
middle school 125 25.4
high school 120 24.4
Dual earner status yes 267 54.3 -
no 225 45.7
Working hours per week - 40 hrs 195 39.7 45.4
41-50 hrs 232 47.1
51 hrs - 65 13.2

Table 2.

Frequency of Family Mealtime of Fathers

Category Breakfast with family Dinner with family
Socio-demographic variables Father’s age 30’s 2.74 3.44
40’s 2.38 3.30
50’s - 2.09 2.71
F value 2.408 5.229**
Father’s educational level high school 2.67 3.58
undergraduate 2.38 3.21
graduate- 2.34 2.88
F value .318 1.822
Household income 3 million 1.96 2.38
3-5 million 2.32 3.30
5-7 million 2.32 3.14
7 million - 2.73 3.26
F value 1.374 1.931
Family demand variables Number of children 1 2.20 3.25
2 2.48 3.19
3 2.51 3.04
F value .901 .275
Child school grade elementary school 2.47 3.39
middle school 2.70 3.44
high school 1.94 2.56
F value 4.343* 10.499***
Dual earner status yes 2.16 3.14
no 2.59 3.24
t value 2.216* .553
Working condition variables Working hours per week - 40 hrs 2.62 3.36
41-50 hrs 2.35 3.21
51 hrs 1.91 2.66
F value 2.931* 3.930*
Working flexibility never control 1.79 2.82
hardly control 2.06 2.94
sometimes control 2.60 3.14
always control 2.95 3.41
F value 3.966** 2.882*
Get off work on time always 3.03 3.86
sometimes 2.70 3.68
hardly 2.13 2.81
never 1.51 2.14
F value 6.082*** 15.391***
Perception and attitude variables Work and family priority work 1.73 2.60
family 2.66 3.58
work and family 2.43 3.15
F value 4.766** 7.311***
Wife support low 1.80 2.79
medium 2.21 3.02
high 3.17 3.78
F value 18.776*** 13.864***
Parental efficacy low 1.67 2.72
medium 2.45 3.08
high 3.08 3.81
F value 18.561*** 15.677***
*

p<0.05,

**

p<0.01,

***

p<0.001

Table 3.

Determinants of Frequency of Father’s Breakfast Mealtime

Independent variables B β R2 ΔR2 F
1 (constant) 4.470 .016 .016 2.623*
Father’s age -.037 -.104*
Father’s education -.060 -.043
Household income .001 .080
2 (constant) 7.510 .069 .053 6.064***
Father’s age -.035 -.098*
Father’s education -.055 -.040
Household income .001 .060
Working hours -.036 -.119**
Working flexibility -.264 -.091*
Get work on time -.317 -.117*
3 (constant) 6.105 .087 .018 4.655***
Father’s age -.019 -.053
Father’s education -.038 -.027
Household income .000 .031
Working hours -.036 -.119**
Working flexibility -.236 -.081
Get work on time -.332 -.122**
School grade dummy1 .245 .049
School grade dummy2 -.391 -.079
Number of children .242 .070
Dual income .321 .074
4 (constant) 2.265 .149 .062 6.080***
Father’s age -.013 -.036
Father’s education -.077 -.056
Household income -6.104E-5 -.005
Working hours -.038 -.124**
Working flexibility -.167 -.057
Get work on time -.177 -.065
School grade dummy1 .299 .060
School grade dummy2 -.177 -.036
Number of children .241 .069
Dual income .351 .081
Wife support .593 .175***
Parental efficacy .416 .113*
Work-family priority1 .340 .072
Work-family priority2 .294 .068
*

p<0.05,

**

p<0.01,

***

p<0.001

Table 4.

Determinants of Frequency of Father’s Dinner Mealtime

Independent variables B β R2 ΔR2 F
1 (constant) 6.455 .024 .024 3.997**
Father’s age -.036 -.121**
Father’s education -.125 -.107*
Household income .001 .060
2 (constant) 8.226 .098 .074 8.939***
Father’s age -.031 -.104*
Father’s education -.105 -.090*
Household income .000 .049
Working hours -.017 -.065
Working flexibility -.035 -.014
Get work on time -.561 -.244***
3 (constant) 6.883 .133 .035 7.524***
Father’s age .010 .033
Father’s education -.125 -.107*
Household income .001 .076
Working hours -.014 -.053
Working flexibility -.020 -.008
Get work on time -.594 -.258***
School grade dummy1 -.001 .000
School grade dummy2 -.977 -.232***
Number of children -.066 -.023
Dual income -.086 -.024
4 (constant) 4.051 .172 .039 7.187***
Father’s age .018 .059
Father’s education -.149 -.128**
Household income .000 .051
Working hours -.011 -.044
Working flexibility .033 .013
Get work on time -.487 -.212***
School grade dummy1 .057 .014
School grade dummy2 -.832 -.198***
Number of children -.084 -.028
Dual income -.074 -.020
Wife support .292 .102*
Parental efficacy .323 .104*
Work-family priority1 .541 .134*
Work-family priority2 .266 .072
*

p<0.05,

**

p<0.01,

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