아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향

I. 서론

최근 심리학 분야에서 Martin Seligman이 제안한 긍정심리학(positive psychology)의 등장과 함께 행복에 대한 본격적인 연구가 시작되었으며 행복에 대한 국내 연구자들의 학문적 관심 또한 높아지고 있다(Yim & Moon 2011; Kang 2012; Bea et al. 2015; Jung 2015). 행복에 대한 초기 연구의 대부분은 청소년과 성인에 초점을 두고 있으나 최근에는 아동을 대상으로 그 연구 범위가 확대되는 추세이다. 특히 2009년 Cho et al.(2009)이 전국의 초등학생을 대상으로 한국 아동의 행복감 실태를 조사하고, 한국의 사회문화적 맥락에 적합한 아동행복감 척도를 개발하면서 아동의 행복감에 대한 연구가 본격적으로 시작되었다.

한국의 아동기 행복감에 대한 학문적 관심은 크게 두 가지 결과에 근거하여 주목받고 있다. 첫째, 아동기의 행복은 전반적인 정서적ㆍ심리적 발달에 중요한 요인이며 어린 시절 행복감은 성인이 된 이후 개인의 전체적 행복감에 영향을 미친다(Park 2002; Yang 2008). 더욱이 학령기 아동 후기는 이 시기 경험하는 행복감이 청소년기나 성인기 발달의 기초가 되는 것으로 보고된 바 있다(Jun & Jang 2009). 둘째, 아동기의 행복감이 전생애적 발달과 삶에 있어서 매우 중요함에도 불구하고 한국 학령기 아동의 행복도는 다른 나라와 비교 시 매우 낮은 것으로 보고된다. 보건복지부가 ‘2013년 한국 아동종합실태조사’를 실시한 결과 한국 아동의 ‘삶의 만족도’는 100점 만점에 60.3점으로 OECD 회원국 가운데 최하위였으며, 유니세프의 어린이ㆍ청소년 행복지수를 기준으로 측정한 아동 행복지수에서도 한국이 수년째 OECD 최하위를 기록했다(Huffington Post Korea 2015). 이에 본 연구에서는 한국 아동의 낮은 행복지수에 대한 우려와 최근의 아동 권리신장에 대한 요구를 반영하여, 행복감의 형성과 이후 행복감 발달에 영향력이 있는 것으로 보고된 학령후기 아동을 대상으로 행복감에 대해 고찰했다.

행복에 대한 심리학적 정의는 많은 연구자들에 의해 다양하게 개념화되어 왔다. 그 중 보편적으로 받아들여지고 있는 이론은 Diener(1984, 2000)의 주관적 안녕감으로 행복을 설명하는 관점이다. 행복에 대한 초기 연구는 개인의 학력이나 직업, 결혼 여부 등 외적요인을 통해 행복을 설명하려고 시도했으나 최근에는 일상생활에서의 경험에 대한 주관적인 해석과 만족감의 상태로 설명하려는 경향으로 변화했으며, 이러한 관점 변화의 주도적 연구자가 Diener와 그의 동료들이다. Diener는 인간행동의 근본적인 목적을 행복이라 보고 주관적 안녕감(Subjective Well-Being: SWB)이라는 용어를 사용하여 행복에 대한 연구를 학문적으로 체계화했다. 주관적 안녕감은 ‘개인이 자신의 삶에 대하여 총체적이고 전반적으로 평가하는 것’으로 정의되며(Diener 1984, 2000), 이는 자신의 삶과 일상에서 발생하는 경험들, 신체와 정신, 그리고 주변 환경에 대한 개인들의 통합적인 판단을 의미한다. 또한 여기에는 인생에 대한 만족도와 흥미, 몰입과 같은 인지적인 평가와 일련의 경험에 대한 기쁨과 슬픔 같은 정서적 반응이 포함된다. 주관적 안녕감은 한 개인의 경험 속에서 평가된다는 측면에서 주관적이라고 볼 수 있으나, 언어적ㆍ비언어적 행동과 반응, 생물학적 기제, 흥미와 기억 등을 통해 객관적으로 측정 가능한 구인이다.

한편 주관적 안녕감에 의해 측정되는 행복의 정도는 객관적인 외적 조건에 의해 결정되는 것이 아닌 개인의 내적 주관성에 의한 평가이므로 시대와 문화, 또는 연령대에 따라 다른 방식으로 경험될 수 있다(Diener 2000). 아동이 주관적 안녕감을 경험하는 일상생활 역시 자신이 속한 사회ㆍ문화적 맥락과 밀접하게 관련되어 있으므로 한국 사회에서 초등학생 시기를 보내는 아동의 경험은 다른 문화권에서 이 시기를 보내는 아동의 그것과는 상당하게 다를 것으로 유추된다. 이에 본 연구에서는 Diener(1984, 2000)의 관점에 입각하여 한국 아동을 대상으로 행복감 척도를 구인화하고 타당화한 Choi et al.(2009)의 연구에서와 같이 아동의 행복감을 ‘아동이 속한 문화권 내에서 본인이 생각하는 자신 및 일상생활과 관련하여 느끼는 행복 정도를 주관적으로 평가한 것’으로 정의하고자 한다. 또한 Choi et al.(2009)은 한국의 사회ㆍ문화적 맥락을 반영하여 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 과외생활, 생활환경, 욕구만족의 6가지 하위요인으로 구성된 한국 아동의 행복감 척도를 개발하였으며, 본 논문에서도 이를 사용하여 학령후기 아동의 행복감을 연구했다.

관련 선행연구에 의하면 아동의 행복감에 영향을 미치는 변인들은 크게 개인적 요인과 환경적 요인으로 구분할 수 있으며, 환경적 요인에는 가정 변인과 학교 변인이 포함된다(Song 2011; Jung 2015). 이 중 가정 변인은 아동이 상호작용하는 일차적 미시체계로써 주요 결정 요인으로 작용하며, 가정 내 주요 인적요인인 부모는 양육과 관련된 상호작용을 통해 중요한 영향을 미친다(Kang 2008). 예컨대 ‘2013 한국 어린이ㆍ청소년 행복지수 국제 비교’ 연구에서 ‘자신이 행복하기 위해 무엇이 가장 필요하다고 생각하느냐’는 질문에 초등학생의 43%가 화목한 가족이라고 응답했으며(Korean Foundation of Bang-jeong-whan 2013), 초등학교 5학년 아동에게 ‘행복하기 위해 무엇이 가장 필요한가’라고 질문했을 때 다수가 부모님이라고 응답했다(Kim 2007b). 이같은 연구 결과에서와 같이 아동 스스로도 부모 변인이 행복감에 가장 큰 영향을 미치는 것으로 지각함을 알 수 있다.

한편 가정 내 부부 역할에 있어서 전통적으로 어머니가 자녀양육을 전담하고 아버지는 경제적 제공자로서 도구적인 역할을 담당하는 것으로 인식되어 왔으나, 가족의 구조 변화 및 여성의 사회 진출 활성화로 자녀양육을 공동 분담해야 한다는 의견이 대두되면서 어머니의 보조자가 아닌 양육자로서의 아버지 역할이 점차 강조되고 있다(Cho & Choi 2002; Kang 2014; Hong 2015). 특히 아버지와의 바람직한 상호작용은 또래관계 및 사회성을 증진시키고 아버지의 온정적이고 애정적인 양육이 자녀 발달에 긍정적인 영향을 미치는 것은 물론, 어린 시절 아버지와 형성한 관계의 질이 이후 청소년기, 성인기의 관계형성에까지 영향을 주는 것으로 보고된다(Jo & Park 2013). 이처럼 아버지와의 관계가 아동의 발달에 중요한 영향을 미치나 아버지를 대상으로 한 연구는 부모 또는 어머니를 대상으로 한 연구에 비해 상대적으로 빈곤한 실정이다(Hyun 2004). 더욱이 아동의 행복감과 아버지 변인에 대해 살펴본 연구는 최근 2년간 진행된 소수 연구(Hwang & Lee 2012; Lee 2014; Park 2015; Suh 2015)에 국한되므로 학령후기 아동의 행복감에 영향을 미치는 요인으로 아버지의 양육관련 변인에 대해 고찰할 필요가 있다.

앞서 언급한 아동의 행복감과 아버지 변인에 대한 소수 연구는 아버지의 양육참여를 중심 변인으로 다루고 있다. 즉, 아버지가 양육 및 놀이에 많이 참여할수록 3-5세 유아의 행복감이 높게 나타났으며(Suh 2015), 이와 유사하게 아버지가 자녀와의 여가생활에 많이 참여할수록 3-6학년 아동의 행복감이 높은 것으로 보고되었다(Park 2015). 또한 아버지 양육참여도가 높을수록 초등학교 5, 6학년 아동의 행복감이 상승했다(Lee 2014). 이에 본 연구에서는 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 변인으로 양육참여도를 선정했다. 아버지 양육참여도는 아버지가 아동 양육에 함께 보내는 물리적, 신체적 상호관계에 대한 참여행동의 양적 정도로 정의되며(Choi 1992), 여가활동, 생활지도, 가사참여, 학습지도 등 다양한 하위 요인으로 구분하여 아동 행복감에 미치는 영향을 살펴보았다.

한편 양육참여도는 자녀의 양육에 얼마나 참여하는지의 양적 정도를 의미하므로, 실제적 자녀 양육에 있어서 아버지가 어떠한 양육방식을 보이는지를 나타내는 양육행동을 함께 포함하여 고찰할 필요가 있다. 부모의 양육행동은 자녀와 구체적 상호작용을 통해 아동 발달에 영향을 미치는 부모변인의 근간으로 ‘부모 또는 양육자가 자녀를 양육함에 있어서 일반적, 보편적으로 나타내는 태도 및 행동’이라고 정의된다(Kim 2003). 아버지의 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향을 직접적으로 검증한 선행연구는 없으나 아버지의 양육참여도와 긍정적인 양육행동 간의 상관관계를 밝힌 선행연구 결과(Im 2015)를 근거로 아버지의 양육행동이 아동의 행복감에 영향력을 미칠 것이라고 유추할 수 있다. 또한 아버지가 가정에서 자녀와 개방적으로 의사소통할 때 아동의 행복감이 상승하는 것으로 보고된 바 있어(Hwang & Lee 2012) 자녀에 대한 아버지의 전반적인 바람직한 양육행동을 아동의 행복감과 관련지어 고찰하는 것은 논리적으로 타당하다 하겠다.

이상과 같은 이론적 배경을 토대로 본 논문에서는 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 어떠한 영향을 미치는가를 고찰했다. 이를 위해 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감을 조사하고 이들 변인이 성별 및 학년에 따라 차이가 있는지를 살펴보았으며, 이들 변인 간 관계 검증과 함께 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 어떠한 영향력을 가지는지에 대해 분석했다.

본 연구에서는 학령후기인 초등학교 4, 5, 6학년 아동으로 대상으로 선정했다. 초등학교 4, 5, 6학년은 아동기에서 청소년기로 전환되는 시기이므로 다양한 심리적 변화를 경험할 뿐 만 아니라, 저학년 때와는 달리 점차 주위의 기대가 높아져 많은 것을 요구받게 된다(Sorensen 1993). 선행 연구결과에서도 초등학교 고학년 시기를 경험하면서 아동의 행복감이 이전보다 하락하게 되는 것으로 보고되어(Moon & Lee 2008; Cho et al. 2009) 이 시기에 대한 추가 연구가 필요함을 알 수 있다. 또한 4학년 때의 행복감이 5학년 때의 행복감에 그리고 5학년 때의 행복감이 6학년 때의 행복감에 지속적으로 유의미한 영향을 미친다는 종단연구 결과(Jun & Jang 2009)를 고려할 때 학령 후기를 하나의 중요한 시기로 간주하여 연구 대상으로 삼는 것은 타당하다고 사료된다. 본 연구를 통해 아동 후기의 행복감 발달에 미치는 아버지의 영향을 검증할 수 있으며, 나아가 학령 후기 행복감을 증진시키는 방안을 도출하고 아버지 교육의 실증적 기초자료를 제공할 수 있을 것으로 기대된다. 이와 같은 연구목적을 위해 설정된 연구문제는 다음과 같다.

첫째, 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동의 행복감은 성별 및 학년에 따라 차이가 있는가?

둘째, 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 아동의 행복감과 어떠한 관계가 있는가?

셋째, 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향은 어떠한가?

II. 연구방법

1. 연구대상

본 연구대상은 I 광역시에 위치한 두 개 초등학교의 4, 5, 6학년에 재학 중인 학생 270명이다. 연구대상자의 일반적 특성은 Table 1과 같다. 성별은 남자 139명(51.7%), 여자 131명(48.3%)이었으며, 학년은 4학년 79명(29.3%), 5학년 97명(35.9%), 6학년 94명(34.8%)이었다. 부모의 학력분포를 살펴보면, 아버지 학력의 경우 고졸 이하 67명(24.8%), 전문대졸 67명(24.8%), 대졸 114명(42.2%), 대학원졸 22명(8.1%)이었으며, 어머니 학력으로는 고졸 이하 91명(33.8%), 전문대졸 70명(26.0%), 대졸 100명(37.2%), 대학원졸 8명(3.0%)이었다.

Table 1

Social demographic characteristics (N = 270)

2. 조사도구

본 연구에서는 아버지 양육참여도, 아버지 양육행동, 아동 행복감을 측정하는 세 가지 척도를 사용했다. 척도별 점수는 아동이 질문지를 작성하는 방식을 통해 수집되었다.

1) 아버지 양육참여도

아버지의 양육참여도를 측정하기 위해 Choi (1992)가 개발한 아버지의 양육참여도 척도를 사용했다. 본 척도는 총 30문항으로 여가활동(13문항), 생활지도(9문항), 가사활동(4문항), 학습지도(4문항)의 4가지 하위요인으로 구성되어 있다. 여가활동 참여는 아버지가 자녀와 함께 나들이, 외식, 놀이터, 영화관ㆍ박물관 방문 등의 활동에 함께 참여하는 것을 의미하며, 생활지도 참여는 자녀가 사회생활을 해 나가는 데 필요한 기본적인 예절이나 기본생활 습관 지도에 아버지가 참여하는 것을 뜻한다. 가사활동 참여는 아버지가 자녀를 위해 식사준비, 설거지, 침구정돈 등에 참여하는 것을 의미하며. 학습지도 참여는 자녀의 과제수행 및 준비물 챙기기 등 학업생활에 필요한 부분에 아버지가 참여하는 것을 뜻한다. 아동이 각 문항에 대해 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’으로 응답하는 5점 Likert 척도이며, 점수가 높을수록 해당 영역에서의 아버지 양육참여가 높음을 의미한다. 본 연구에 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 여가활동 0.91, 생활지도 0.79, 가사활동 0.62, 학습지도 0.68이었으며, 총 문항의 내적신뢰도는 0.92였다.

2) 아버지 양육행동

아버지의 양육행동을 측정하기 위하여 Schaefer(1965)의 양육행동모형을 토대로 Park(1995)이 개발하고 Kim(2003)이 수정한 아버지 양육행동 척도를 사용했다. 본 척도는 총 30문항으로 구성되며, 온정ㆍ수용(9문항), 거부ㆍ제재(11문항), 허용ㆍ방임(10문항)의 3가지 하위요인을 포함하고 있다. 첫째, 온정ㆍ수용의 하위요인은 자녀에 대한 바람직한 애정 표현, 온정적 태도, 존중, 이해, 긍정적 평가, 경험의 공유, 대화와 설명, 아동의 잠재력에 대한 신뢰와 지원 등 온정적이면서도 지지적인 양육행동을 의미한다. 둘째, 거부ㆍ제재 하위요인은 불만, 부정적 평가 또는 비난, 부정적 감정 표현, 적대적ㆍ감정적 훈육, 무시와 비하, 억압, 잔소리 등 부정적이면서도 강압적인 양육행동을 뜻한다. 셋째, 허용ㆍ방임 하위요인은 자녀의 요구를 과다하게 수용해 주는 익애 또는 굴복형 허용 및 무책임하고 무관심한 방임적 양육행동을 의미한다. 아동이 각 문항에 대해 자신의 아버지와 ‘아주 다르다(1점)’에서 ‘아주 비슷하다(4점)’로 응답하는 4점 Likert 척도이다. 본 연구에서는 거부ㆍ제재 및 허용ㆍ방임 하위요인을 역채점하여 사용했으므로 각 하위요인의 평균 점수가 높을수록 아동이 아버지의 양육행동에 대해 더욱 온정ㆍ수용적이고 덜 거부ㆍ제재적이며 덜 허용ㆍ방임적으로 지각함을 의미한다. 본 연구에 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 온정ㆍ수용 0.88, 거부ㆍ제재 0.73, 허용ㆍ방임 0.70이었으며, 총 문항의 내적신뢰도는 0.71이었다.

3) 아동 행복감

아동의 행복감을 측정하기 위하여 Choi et al. (2009)이 개발한 한국 아동의 행복감 척도를 사용했다. 본 척도는 총 29문항으로 자아존중감(9문항), 부모와의 관계(5문항), 학교생활(4문항), 과외생활(4문항), 전반적 생활환경(4문항), 욕구만족(3문항)의 6개 하위요인으로 구성된다. 자아존중감은 자신감이나 자신의 능력에 대한 긍정적으로 평가를 의미하며, 부모와의 관계는 부모가 자랑스럽고 가족과 함께 하는 것이 즐거움을 뜻한다. 학교생활은 선생님과의 관계를 포함한 학교생활이 얼마나 즐거운가를 의미하며, 과외생활은 학교 과제 및 학원으로 인해 힘든 정도를 뜻한다. 전반적 생활환경은 집과 이웃에 만족하며 특별한 걱정이 없고 일상이 행복한 것을 의미하며, 욕구만족은 원하는 활동이나 구매를 위한 시간적ㆍ물질적 충족을 뜻한다. 아동이 각 문항에 대하여 ‘전혀 아니다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’으로 응답하는 5점 Likert 척도이다. 본 연구에서는 과외생활 하위요인에 해당하는 문항을 역채점하여 사용했으므로, 각 하위요인의 평균점수가 높을수록 해당 영역에서의 행복감이 높음을 의미한다. 본 연구에서 나타난 내적신뢰도 Cronbach’s α는 자아존중감 0.87, 부모와의 관계 0.84, 학교생활 0.81, 과외생활 0.69, 전반적 생활환경 0.71, 욕구만족 0.66으로 나타났으며, 전체 문항에 대한 내적신뢰도는 0.88이었다.

Table 2

Item construction and reliabilities of scales

III. 결과 및 고찰

1. 성별 및 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이

아버지의 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감이 아동의 성별과 학년에 따라 차이가 있는가를 알아보기 위해 일원변량분석을 실시했다. 성별 및 학년으로 나누어 결과를 제시하고 고찰하면 다음과 같다.

1) 성별에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이

Table 3에 나타난 바와 같이 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 성별에 따라 유의한 차이를 보이지 않았으며, 아동 행복감은 총점(F = 5.04, p < 0.05) 및 하위요인인 학교생활(F = 8.17, p < 0.01)에서 성별에 따른 유의한 차이를 보였다. 즉, 행복감 총점에서 여아의 평균(M = 3.89, SD = 0.54)이 남아(M = 3.74, SD = 0.57)보다 유의하게 높았으며, 학교생활 하위요인에서 또한 여아의 평균(M = 4.38, SD = 0.74)이 남아(M = 4.12, SD = 0.77)보다 유의하게 높았다. 이를 통해 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 성별에 따라 차이가 없었으며, 행복감의 수준은 여아가 남아 보다 총점 및 학교생활에서 더 높았음을 알 수 있다.

Table 3

Analyses of variances by gender

이같은 결과는 본 연구와 동일한 측정도구를 사용한 Jo(2010)의 연구결과와 일치하며, 통계적 검증을 실행하지 않았으나 총점 및 제 하위요인에서 여아의 평균값이 남아보다 높았다고 보고한 Cho et al. (2009)의 연구결과와 맥락을 같이한다. 또한 본 연구와 다른 측정도구를 사용한 선행연구(Kim 2007a; Kim 2007b; Shin 2007)에서도 여아의 행복감이 남아보다 높은 것으로 나타나 본 연구결과는 선행연구를 상당 부분 지지한다고 볼 수 있다. 그럼에도 불구하고 본 연구결과에서 행복감의 모든 하위요인에서 성차가 발견된 것은 아니므로 하위변인을 고려하지 않고 성차를 논의하는 것은 다소 무리가 있으며, 향후 행복감을 연구함에 있어 하위요인을 충분히 고려하여 고찰할 필요가 있음을 알 수 있다.

2) 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이

Table 4에 나타난 바와 같이 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 학년에 따라 유의한 차이를 보이지 않았으며, 아동 행복감은 하위요인인 자아존중감(F = 4.19, p < 0.05)에서 학년에 따른 유의한 차이를 보였다. 학년에 따른 자아존중감 차이에 대한 사후검증 결과 4학년 아동의 평균(M = 4.12, SD = 0.64)이 5학년(M = 3.82, SD = 0.73) 및 6학년(M = 3.98, SD = 0.67) 아동의 평균보다 통계적으로 유의하게 높았다. 이를 통해 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 학년에 따라 차이가 없었으며, 행복감의 수준은 자아존중감 하위요인에서 4학년이 5학년 및 6학년보다 높았음을 알 수 있다.

Table 4

Analyses of variances by grades

관련 선행연구 결과를 살펴보면 학년에 따른 행복감의 차이가 없었다고 밝힌 한 편의 연구(Jung 2015)를 제외한 다수 연구(Shin 2007; Moon & Lee 2008; Jo 2010; Park et al. 2011; Nam 2012)에서 학년이 높아질수록 행복감이 낮아지는 것으로 보고된 바 있어, 본 연구결과는 선행연구 결과를 부분적으로 지지하는 것으로 해석된다. 한편 본 연구와 동일한 측정 도구를 사용하여 초등학생의 행복감을 측정한 선행연구(Cho et al. 2009) 결과 학년이 높아짐에 따라 행복감이 낮아지는 것으로 결론지었는데, 해당 연구에서 학년차를 통계적으로 검증하지 않았으며 본 연구의 평균 또한 학년 증가와 함께 전반적 점수 하향화 경향을 보이므로 서로 유사한 맥락으로 간주된다.

한편 이상과 같은 결과는 아버지 양육참여도 및 양육행동이 아동의 성별 및 학년에 따라 차이가 없음을 보여준다. 이에 본 연구에서는 독립변인인 아버지의 양육참여도 및 양육행동을 고찰함에 있어 아동의 성별 및 학년에 따른 차이를 고려하지 않고 분석했다.

2. 아버지 양육참여도 및 양육행동과 아동 행복감 간의 관계

아버지의 양육참여도 및 양육행동과 아동 행복감 간 관계를 알아보기 위해 Pearson 상관관계분석을 실시했다(Table 5 참조). 양육참여도와 양육행동으로 구분하여 행복감과의 관계를 고찰하면 다음과 같다.

Table 5

Correlations among variables (N = 270)

1) 아버지 양육참여도와 아동 행복감 간의 관계

아버지의 양육참여도와 아동 행복감과의 관계를 살펴본 결과 첫째, 양육참여도 총점과 아동 행복감 총점 간 상관관계 계수 r = 0.57(p < 0.01)로 유의한 정적 상관관계를 보였다. 즉 아버지의 양육참여도를 높게 인식할수록 아동의 전반적인 행복감이 높은 것으로 나타났다. 둘째, 아버지 양육참여도의 하위요인 점수와 아동 행복감 총점 간 상관은 모두 유의한 정적관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 아버지의 생활지도 참여(r = 0.60, p < 0.01)가 가장 높았고 다음으로 여가활동 참여(r = 0.55, p < 0.01), 학습지도 참여(r = 0.50, p < 0.01), 가사활동 참여(r = 0.27, p < 0.01)의 순으로 나타났다. 이는 아버지가 자녀의 생활지도를 조력하고 여가활동을 함께하며 자녀의 학교생활에 필요한 부분을 지원하고 가사활동에 참여한다고 인식할수록 아동의 총체적인 행복감이 높음을 의미한다.

셋째, 아버지 양육참여도 총점과 아동 행복감의 하위요인 점수 간 상관은 과외생활을 제외하고 모두 정적으로 유의한 상관관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 부모와의 관계(r = 0.57, p < 0.01)가 가장 높았고 다음으로 전반적 생활환경(r = 0.50, p < 0.01), 자아존중감(r = 0.48, p < 0.01), 학교생활(r = 0.44, p < 0.01), 욕구만족(r = 0.36, p < 0.01)의 순으로 나타났다. 이같은 결과는 아버지가 자녀양육에 높게 참여한다고 인식하는 아동일수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감이 높았음을 의미한다. 반면 아버지의 자녀양육 참여도는 아동의 과외생활 행복감과 상관을 보이지 않았음을 알 수 있다. 넷째, 아동 행복감의 하위요인별로 살펴보면 아버지 양육참여도 중 여가활동, 생활지도, 가사활동에서의 참여도는 아동 행복감 중 과외생활을 제외한 모든 하위 영역과 r = 0.13 ~ 0.63(p < 0.05)의 정적 상관관계를 보였다. 이는 아버지의 여가활동, 일상생활, 가사활동, 학습지도에서의 양육참여도를 높게 인식하는 아동일수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가했음을 의미한다. 특히 아동의 과외생활과의 관계에 있어서 아버지의 학습지도 참여만이 정적상관관계를 가지는 것(r = 0.13, p < 0.05)으로 나타나, 아버지가 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 아동의 과외생활에서의 행복감이 높았음을 알 수 있다.

이러한 연구결과는 아버지 변인과 아동의 행복감 간 상관관계를 검증한 몇몇 선행연구 결과를 지지한다. 즉 Lee(2014)는 본 연구와 동일한 행복감 척도를 사용하여 아버지가 양육에 많이 참여한다고 느낄수록 초등학교 5, 6학년 아동의 행복감 총점이 높았음을 보고한 바 있으며, Park(2015) 또한 아버지가 여가활동에 많이 참여할수록 아동 행복감이 높았음을 밝혔다. 또한 아동의 행복감을 연구변인으로 직접 다루지는 않았으나 아버지의 양육참여도와 긍정적인 아동 발달과의 상관관계를 밝힌 선행연구들과 맥락을 같이한다. 예컨대 아버지의 양육참여도를 높게 지각할수록 아동의 자아존중감과 자기효능감이 높았으며(Yang 2005; Kim & Jang 2007), 학업적 자기효능감과 학업적 유능감 또한 높았다(Do 2008; Hwang et al. 2012). 이와 함께 선행연구에서는 아버지의 양육참여도가 높을수록 학교에서의 교우관계 및 담임교사와의 관계가 원만했으며 학교생활적응도 잘하는 것으로 보고한 바 있다(Yang 2005; Kim & Jang 2007). 따라서 아버지가 여가활동과 생활지도 및 학습지도에 적극적으로 참여할 때 아동 발달을 위한 실질적 상호작용이 이루어질 뿐 만 아니라 아동 스스로 정서적 지지와 관심을 받는다고 인식하게 되어 자아존중감이나 대인관계, 가정과 학교생활에서 만족도가 높은 것으로 해석될 수 있다.

이와 함께 상관관계 정도가 높지는 않았으나 아버지의 가사활동 참여도가 높다고 인식할수록 아동의 행복감이 높게 나타났다. 가사활동 참여도는 식사준비와 설거지, 빨래 및 집안 정리정돈에 참여함을 의미하므로 아버지의 높은 가사활동 참여도는 부부간 역할 분담에서 벗어나 역할 공유로 전환됨을 의미한다. 부부간의 평등한 역할 공유가 이루어질수록 어머니의 삶의 만족도가 높고 부부갈등이 감소함(Lee & Cho 1998)을 고려할 때 아버지의 가사활동 참여가 가족구성원인 자녀의 행복감 발달과 긍정적인 관계를 가지는 것으로 논의할 수 있겠다.

한편 아동 행복감의 하위요인 중 과외생활은 기타 요인들과 다소 상이한 상관관계를 나타냈다. 즉 기타 하위요인들은 아버지 양육참여도의 모든 하위요인들과 정적관계를 보인 반면 과외생활은 학습지도 참여와의 관계에서만 유의한 정적 상관을 보였다. 과외생활은 학교 과제나 학원과 관련된 내용으로 한국 아동의 일상생활에서 나타나는 특수성을 고려하여 학교생활과 별도로 추가된 하위요인(Cho et al. 2009)이며, 본 연구의 기초통계에서와 같이 아동의 과외생활 행복감은 타 하위요인에 비해 상대적으로 낮았다. 이는 학업성취도를 보충하기 위한 과외생활이 한국 아동의 전반적인 행복감을 저하시키고 행복감 달성을 위해 극복해야하는 과제로 간주됨을 의미하는 것으로 향후 한국 아동의 행복감에 대해 연구할 때 과외생활 요인에 대해 보다 심도 있게 고찰할 필요가 있음을 시사한다.

2) 아버지 양육행동과 아동 행복감 간의 관계

아버지 양육행동과 아동 행복감의 관계를 살펴본 결과 첫째, 양육행동의 총점과 아동 행복감의 총점 간 상관관계 계수 r = 0.55(p < 0.01)로 유의한 정적 상관관계를 보였다. 즉 아버지의 양육행동을 바람직하다고 인식할수록 아동의 전반적인 행복감이 높게 나타났다. 둘째, 아버지 양육행동의 하위요인 점수와 아동 행복감 총점 간 상관관계에서 온정ㆍ수용(r = 0.55, p < 0.01) 및 거부ㆍ제재(r = 0.51, p < 0.01)는 유의한 정적관계를 보인 반면 허용ㆍ방임은 유의한 상관관계를 보이지 않았다. 이를 통해 아버지의 양육행동이 온정ㆍ수용적이며 거부ㆍ제재적이 아닌 것으로 인식할수록 아동의 행복감이 높았음을 알 수 있다.

셋째, 아버지의 양육행동 총점과 아동 행복감의 하위요인 점수 간 상관은 모두 유의한 정적관계로 나타났으며, 상관 정도에 있어서 부모와의 관계(r = 0.65, p < 0.01)가 가장 높았고, 학교생활(r = 0.43, p < 0.01), 전반적 생활환경(r = 0.42, p < 0.01), 자아존중감(r = 0.38, p < 0.01), 욕구만족(r = 0.31, p < 0.01), 과외생활(r = 0.19, p < 0.01)의 순으로 나타났다. 이는 아동이 아버지의 양육행동을 바람직하게 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 과외생활, 전반적 생활환경, 욕구만족의 행복감이 높았음을 의미한다.

넷째, 아버지 양육행동의 하위요인별로 살펴보면, 온정ㆍ수용(r = 0.12 ~ 0.67, p < 0.05)과 거부ㆍ제재(r = 0.24 ~ 0.54, p < 0.01)는 아동 행복감의 모든 하위요인 및 총점과 유의한 정적 상관관계를 보였으며, 허용ㆍ방임은 유의한 상관관계를 보이지 않았다. 이같은 결과를 통해 아동이 아버지의 양육행동이 온정ㆍ수용적이고 덜 거부ㆍ제재적인 것으로 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가했음을 알 수 있다.

이러한 결과는 아버지의 양육행동을 애정이고 수용적이며 자율성을 인정하는 것으로 인식할수록 아동의 자아존중감이 높고 학교수업에서 잘 적응했으며 교사와의 관계도 원만하다는 선행연구 결과(Kim & Jang 2007; Kim 2008)와 맥락을 같이한다. 즉 아버지가 온정적이고 지지적인 양육행동을 보이며 적대적이거나 부정적 양육행동을 적게 나타낼 때, 자녀는 내적으로 자존감을 갖게 되며 이와 같은 내적 요인은 대인관계나 성취도 면에서 긍정적으로 작용함으로써 일상생활과 학교생활에서 높은 만족감과 행복감을 가지게 됨을 알 수 있다.

3. 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향

아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향을 알아보기 위해 아버지 양육참여도 및 양육행동의 하위변인들을 독립변인으로 투입하고 행복감의 하위변인 및 총점을 종속변인으로 설정하여 중다회귀분석을 실시했다. 변수 간 다중공선성을 점검한 결과 분산팽창계수 VIF(variation inflation factor) 값이 1.06 ~ 4.21로 나타나 다중공선성의 문제는 발견되지 않았다.

Table 6에 나타난 바와 같이 아버지의 양육관련 변인으로 선정한 양육참여도 및 양육행동의 하위변인은 아동 행복감의 6개 하위요인 및 총점에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 아동 행복감 하위요인별로 연구 결과를 살펴보면 다음과 같다.

Table 6

Multiple regression of relationship between fathers’ parenting involvement and parenting behaviors and child happiness (N = 270)

첫째, 아동 행복감 중 자아존중감에 유의한 영향을 미치는 변인은 아버지의 여가활동 참여(t = 3.28, p < 0.01)와 생활지도 참여(t = 2.05, p < 0.05)였다. 이들 변인은 아동 자아존중감의 28%를 설명하고 있었으며(F = 15.02, p < 0.001), 정적인 영향력의 크기는 여가활동 참여(β = 0.30), 생활지도 참여(β = 0.22)의 순으로 나타났다.

둘째, 부모와의 관계에서의 행복감에 유의한 영향을 미치는 변인은 아버지의 여가활동 참여(t = 3.12, p < 0.01)와 온정ㆍ수용적 양육행동(t = 4.17, p < 0.001) 및 거부ㆍ제재적 양육행동(t = 3.49, p < 0.01)으로 나타났다. 이들 변인은 부모와의 관계에서 52%를 설명하고 있었으며(F = 40.68, p < 0.001), 정적 영향력은 온정ㆍ수용적 양육행동(β = 0.31), 여가활동 참여(β = 0.23), 거부ㆍ제재적 양육행동(β = 0.19)의 순이었다. 셋째, 학교생활에서의 행복감에는 아버지의 생활지도 참여(t = 2.23, p < 0.05)가 유의한 정적 영향(β = 0.25)을 미쳤으며, 학교생활 행복감의 23%를 설명하는 것(F = 11.78, p < 0.001)으로 나타났다.

넷째, 과외생활에서의 행복감에는 아버지의 학습지도 참여(t = 2.04, p < 0.05)와 함께 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 3.69, p < 0.001)가 정적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이들 변인의 과외생활 행복감에 대한 설명력은 6%로 크지는 않았으나 통계적으로 유의미(F = 3.18, p < 0.01)했으며, 정적인 영향력의 크기는 아버지의 거부ㆍ제재적 양육태도(β = 0.29), 학습지도 참여(β = 0.18)의 순이었다.

다섯째, 전반적 생활환경에서의 행복감에 영향을 미치는 변인은 아버지의 여가활동 참여(t = 3.46, p < 0.01)와 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 2.12, p < 0.05)로 밝혀졌다. 이들 변인은 전반적 생활환경 변인의 29%(F = 15.84, p < 0.001)를 설명하고 있었으며, 정적 영향력의 크기는 여가활동 참여(β = 0.31), 거부ㆍ제재적 양육행동(β = 0.14)의 순으로 나타났다.

여섯째, 욕구만족에 있어서의 행복감에 유의한 영향을 미치는 변인은 아버지의 생활지도 참여(t = 2.65, p < 0.01)와 학습지도 참여(t = 2.09, p < 0.05) 및 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 3.53, p < 0.001)로 밝혀졌으며, 이들 변인은 욕구만족 변인의 23%(F = 12.09, p < 0.001)를 설명하고 있었다. 정적 영향력의 크기는 생활지도 참여(β = 0.30), 거부ㆍ제재적 양육행동(β = 0.25), 학습지도 참여(β = 0.17)의 순이었다.

일곱째, 아동 행복감의 총점에 유의한 영향을 미치는 변인은 생활지도 참여(t = 2.36, p < 0.05), 학습지도 참여(t = 2.58, p < 0.05), 거부ㆍ제재적 양육태도(t = 4.57, p < 0.001)로 이들 변인은 행복감 총점의 44%(F = 29.88, p < 0.001)를 설명하고 있었다. 이들 변인의 정적 영향력의 크기는 거부ㆍ제재적 양육태도(β = 0.27), 생활지도 참여(β = 0.22), 학습지도 참여(β = 0.18)의 순으로 나타났다.

요약하면 아동이 지각한 아버지 양육참여도 및 양육행동은 아동 행복감에 유의한 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 함께 아버지 양육참여도 및 양육행동의 설명력은 부모와의 관계에 대한 설명력이 52%로 가장 높게 나타났으며, 다음으로 행복감 총점 44%, 전반적 생활환경 29%, 자아존중감 28%, 욕구만족 및 학교생활 23%, 과외생활 6%의 순으로 나타났다.

이상에서 살펴본 연구 결과를 아버지의 양육참여도 및 양육행동으로 구분하여 종합적으로 제시하고 고찰하면 다음과 같다. 먼저 아버지의 양육참여도 측면에서 고찰하겠다.

아버지 양육참여도 중 여가활동 참여, 생활지도 참여, 학습지도 참여는 아동의 행복감에 부분적이나 통계적으로 유의미하게 정적인 영향을 준 반면, 가사활동 참여는 영향을 미치지 않는 것으로 밝혀졌다. 아버지의 여가생활 참여는 행복감 하위요인 중 자아존중감, 부모와의 관계, 전반적 생활환경에 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌으며, 이는 아버지의 여가생활 참여가 아동의 자아존중감을 높여주고 부모와의 관계를 원만하다고 느끼게 하며 전반적인 생활에서의 행복감을 높게 평가하는데 기여함을 의미한다. 이같은 결과는 아버지의 양육참여가 자녀의 긍정적인 자아개념 형성과 자기효능감에 영향을 미친다는 선행연구 결과(Han 2002; Lim 2007b)와 일치하며, 여가활동을 함께하면서 얻는 긍정적 정서가 행복감을 상승시킨다는 연구(Ryan & Deci 2001; Moon & Lee 2008; Newman et al. 2014)를 지지한다. 또한 아버지가 자녀와 여가활동을 함께 할 때 친밀감이 증가되며 이를 통해 아동의 행복감이 높아진다는 연구결과(Park 2015)에서와 같이 아버지의 적극적인 여가생활 참여는 이를 통해 형성되는 친밀감을 매개로 아동의 행복감에 긍정적 영향을 미치는 것으로 논의될 수 있다. 이러한 측면에서 본 연구결과는 개인적이고 주관적인 차원에서 경험을 교환하는 상호작용을 통해 실질적인 친밀감이 형성되는 일반적인 대인관계에서와 같이 아버지-자녀 간 관계에서도 서로 공유하는 일정시간 이상의 교류와 경험을 통해 친밀감이 형성되며 궁극적으로 행복감을 상승시킬 수 있음을 시사한다. 한편 현대사회로 오면서 과거에 비해 강조되는 가족의 기능 중 하나가 여가생활 및 휴식임을 고려할 때 아버지의 높은 여가생활 참여도는 이러한 가족기능을 보다 충족시킴으로써 자녀의 전반적인 생활환경에서의 행복감에 영향을 미치는 것으로 해석된다.

아버지의 생활지도 참여 또한 아동의 자아존중감은 물론 학교생활과 욕구만족에 정적인 영향을 미치는 변인으로 검증되었으며, 이는 아버지의 자녀양육참여도가 아동의 학업적 자기효능감에 긍정적 영향을 미친다는 연구결과(Hwang et al. 2012)와 맥락을 같이한다. 아버지가 생활지도에 많이 참여할수록 아동의 활동성, 사회성, 책임성, 배려성, 우월성 등이 높다는 연구결과(Choi & Yoo 2000)를 고려할 때 아버지의 생활지도 참여를 통해 장려된 바람직한 성격특성이 자아존중감 뿐 만 아니라 행복한 학교생활과 욕구만족으로 이어진다고 볼 수 있다. 한편 아버지의 생활지도 참여는 자녀의 일상적인 생활습관형성이나 사회화와 관련된 하위요인으로 앞에서 논의한 여유시간이나 휴식 및 오락을 함께하는 여가생활 참여도와는 다른 측면의 양육참여를 의미한다. 따라서 본 연구결과는 아버지가 여가생활 뿐 만 아니라 생활지도에서도 적극적으로 참여할 필요가 있음을 시사한다.

이와 함께 아버지의 학습지도 참여는 아동의 행복감 총점 및 하위요인 중 과외생활 및 욕구만족에 정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다. 아버지의 학습지도 참여가 아동의 행복감에 미치는 영향은 지금까지 선행연구에서 주목을 받지 못했으나 가사활동 참여가 아동의 행복감에 영향을 미치지 않는다는 본 연구결과를 함께 고려할 때 학습지도와 관련한 특정 분야에서의 아버지의 적극적인 양육참여가 자녀의 행복감을 증진시킬 수 있음을 시사한다. 또한 과외생활 하위요인은 학원이나 과외 등 학교 이외에서의 학습과 관련된 내용을 의미하며 과외생활이 한국 사회의 과도한 학업과 경쟁 중심이라는 특성을 반영한 하위요인임을 감안할 때, 아버지의 학습지도 참여가 아동의 과외생활 행복감을 증진시킬 수 있다는 것은 주목할 만한 결과라 하겠다. 비록 유아를 연구 대상으로 하였으나, 아버지가 가사활동에 더 많이 참여할수록 자녀양육에 참여할 시간이 줄어들어 지적능력 발달에 도움이 되지 않는다는 선행연구(Choi 2004; Lim 2007a) 결과와 한국 사회 내 아버지들의 가정생활 시간이 제한됨을 고려할 때, 과외생활이나 욕구만족과 같은 행복감 요인에 있어서는 아버지의 학습지도 참여가 아동의 행복감 증진에 영향을 미친다는 연구결과는 아버지들의 보다 적극적이고 다양한 양육참여가 필요함을 뒷받침한다.

다음으로 아버지의 양육행동 측면에서 본 연구결과를 고찰하겠다. 아버지의 온정ㆍ수용적 및 거부ㆍ제재적 양육행동은 아동 행복감에 대하여 부분적이나 유의미한 영향력을 가지는 것으로 나타났으며, 허용ㆍ방임적 양육행동은 영향을 미치지 않았다. 즉 아버지 양육행동이 온정ㆍ수용적이라고 인식하는 것이 아동의 부모와의 관계에서의 행복감에 정적인 영향을 미쳤으며, 아버지 양육행동을 거부ㆍ제재적이지 않다고 인식하는 것이 아동 행복감의 총점은 물론 하위영역 중 부모와의 관계, 과외생활, 전반적 생활, 욕구만족에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 밝혀졌다.

이같은 결과는 부모의 양육행동에 대한 긍정적인 지각이 아동의 사회ㆍ정서발달에 정적인 영향을 미친다는 선행연구 결과(Park & Chung 1996; Kim 2003)와 맥락을 같이한다. 또한 아버지의 양육행동이 자녀의 행복감에 미치는 영향을 다룬 선행연구는 지금까지 행해진 바 없었으나, 자율성을 강조하는 아버지의 양육행동이 아동의 효과적인 스트레스 대처행동에 긍정적인 영향을 미친다는 Cho & Chung (2004)의 연구결과를 고려할 때 아버지의 거부ㆍ제재적이지 않은 양육행동은 자녀의 자율성을 강조함으로써 아동을 독립된 인격체로 인정하고 스스로 행동할 수 있는 기회를 제공해 주어 생활전반이나 욕구만족 등을 포함한 행복감의 인식을 높여주는 것으로 해석할 수 있다. 나아가 아동의 행복감에 긍정적인 영향을 미치는 현대의 아버지상이 가부장적 권위와 통제를 강조하는 전통적인 유형 보다는 온정적이며 자녀의 자율성을 인정하고 민주적인 양육행동을 보이는 것임을 시사한다.

IV. 요약 및 결론

본 연구는 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 학령후기 아동의 행복감에 미치는 영향을 알아보기 위해 수행되었다. 아동이 인식한 아버지의 양육참여도와 양육행동 및 행복감을 조사하여 이들 변인이 성별 및 학년에 따라 차이가 있는지 살펴보았으며, 변인 간 관계 탐색 후 아버지의 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 미치는 영향력을 검증했다. 연구문제를 중심으로 주요 결과를 요약하면 다음과 같다.

첫 번째 연구문제에서는 성별 및 학년에 따른 아버지 양육참여도와 양육행동 및 아동 행복감의 차이를 살펴보았다. 그 결과 아동이 인식한 아버지의 양육참여도 및 양육행동은 아동의 성별 및 학년에 따라 차이가 없었으며, 아동 행복감의 일부 하위변인에서 유의한 성차 및 학년차가 나타났다. 즉, 아동 행복감의 총점 및 학교생활 행복감에서 여아가 남아보다 높았으며, 아동 행복감의 자아존중감에서 4학년이 5ㆍ6학년보다 높았다. 이는 선행연구 결과를 부분적으로 지지하는 것이나 보다 일관성 있는 결론 도출을 위해 지속적인 검증이 요구된다 하겠다. 무엇보다 아동 행복감의 하위요인별로 성별 및 학년에 따른 차이가 다르게 나타나 한국 아동 행복감의 개념 및 정의에 대한 요인화 및 타당화 연구의 필요성을 시사한다.

두 번째 연구문제인 아버지의 양육참여도 및 양육행동과 아동의 행복감 간의 관계를 알아본 결과, 아버지의 양육참여도가 높으며 양육행동이 바람직한 것으로 인식할수록 아동의 행복감 총점이 높았다. 아버지 양육참여도의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계를 살펴보면, 아버지가 여가활동, 생활지도, 가사활동, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 자아존중감, 부모와의 관계, 학교생활, 전반적 생활환경, 욕구만족에서의 행복감을 높게 평가했으며, 학습지도에 많이 참여한다고 인식할수록 아동의 과외생활 행복감이 높았다. 아버지 양육행동의 하위요인들과 아동 행복감의 하위요인들 간 관계에서는 아버지 양육행동의 온정ㆍ수용 정도가 높고 거부ㆍ제재 정도가 낮다고 인식하는 아동이 자신의 행복감을 높게 평가한 것으로 나타났다.

세 번째 연구문제를 통해 아버지의 양육참여도와 양육행동이 아동 행복감에 미치는 영향력을 검증한 결과, 여가생활과 생활지도 및 학습지도에서의 아버지 참여와 온정ㆍ수용 및 거부ㆍ제재 양육행동이 영향을 미치는 변인으로 밝혀졌다. 즉 아버지가 여가활동, 생활지도, 학습지도에 높게 참여하는 것으로 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 함께 아버지의 양육행동을 온정ㆍ수용적이며 거부ㆍ제재적이지 않다고 인식하는 것이 아동의 행복감에 부분적으로 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다.

이상에서와 같이 본 연구는 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 양육관련 변인을 검증한 결과, 다양한 측면에서의 아버지 양육참여와 긍정적인 양육행동이 아동 행복감을 유의하게 설명하고 있음을 밝힐 수 있었다. 이는 아버지가 적극적으로 양육에 참여하는 것이 아동의 행복감 발달에 중요한 영향을 미침과 동시에 다양한 영역에서 바람직한 방향으로 실천하는 것 또한 중요함을 보여준다.

본 연구의 제한점을 살펴보고 향후 연구를 위해 몇 가지를 제안하면 다음과 같다. 먼저 본 연구는 연구대상이 일부 지역에 제한되어 있어 모든 유아의 아버지에게 적용하여 일반화하기에는 어려움이 있다. 향후 아버지 양육관련 변인을 다루는 연구가 보다 광범위하고 다양한 지역에 거주하는 연구대상을 포함하여 이루어질 필요가 있다. 다음으로 본 연구에서는 아버지의 양육참여도 및 양육행동을 아동의 자기보고식 설문조사를 통해 측정하였으므로 실제 아버지의 양육참여도 및 양육행동과 일치하지 않을 수도 있다. 이에 추후 연구에서 아버지의 양육관련 변인의 측정 방법을 아버지의 자기보고식 또는 주양육자인 어머니의 자기보고식으로 다각화하여 실행할 필요가 있다. 또한 본 연구결과에서 양육참여도 및 양육행동이 아동의 행복감에 영향을 미치는 것으로 확인되었으므로 매개효과나 조절효과를 통해 심층 분석하는 추후 연구가 요구된다 하겠다. 또한 아동의 행복감에 영향을 미치는 아버지 및 어머니 양육변인의 비교 연구를 통해 차이를 규명해 보는 것도 의의 있으리라 생각된다.

이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구결과는 아버지의 양육참여와 양육행동이 아동의 행복감에 영향을 미침을 실증적 자료를 통해 검증했다는데 의의가 있다. 이같은 결과는 아버지를 대상으로 한 부모교육 프로그램의 중요성에 대해 사회적 변화나 당위성만이 아닌 실증적인 연구결과를 통해 증명했다는데 가치가 있다. 마지막으로 본 연구결과를 토대로, 아버지들이 가정에서 자녀와 함께 보내는 시간을 확보하여 아동의 행복감 증진에 기여할 수 있도록 기업 문화 및 사회 정책의 개선을 제안하는 바이다.

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