[ Article ]

Journal of Families and Better Life - Vol. 41, No. 4, pp.37-51

ISSN: 2765-1932 (Print) 2765-2432 (Online)

Print publication date 31 Dec 2023

Received 17 Sep 2023 Revised 10 Nov 2023 Accepted 18 Dec 2023

DOI: https://doi.org/10.7466/JFBL.2023.41.4.37

서울시민의 부부교육 및 부모교육 참여의향 관련 요인 탐색: Andersen과 Newman의 행동모델 활용

손서희¹

; 이재림²^{, *}

What Predicts Participation Intentions in Couple Relationship Education and Parenting Education Among Seoul Citizens: An Application of Andersen and Newman’s Behavioral Model

Seohee Son¹

; Jaerim Lee²^{, *}

1Department of Family & Resource Management, Sookmyung Women’s University, Professor
2Department of Child Development and Family Studies and the Research Institute of Human Ecology, Seoul National University, Associate Professor

Correspondence to: ^*Jaerim Lee, Associate Professor, Department of Child Development and Family Studies, Seoul National University, 1 Gwanak-ro Gwanak-gu, Seoul 08826, Rep. of Korea. Tel: +82-2-880-6853, Fax: +82-2-885-2679, E-mail: jrlee@snu.ac.kr

초록

본 연구는 Andersen과 Newman의 행동모델을 적용하여 부부교육 및 부모교육에 참여할 의향과 관련된 선행요인, 자원요인, 욕구요인을 파악하는 것을 목적으로 한다. 분석에 사용된 자료는 2021 서울가족서베이 온라인 조사에 응답한 20세 이상 65세 미만 서울시민 중 부부교육 참여의향은 기혼 남녀 769명의 자료를, 부모교육 참여의향은 미성년 자녀를 둔 부모 381명의 자료를 활용하여 중다회귀분석을 실시하였다. 기혼 남녀의 부부교육 참여의향 관련 요인에 대한 분석 결과, 선행요인에서는 연령이 낮을수록, 자원요인에서는 가족탄력성이 높을수록, 커플/부부교육 참여 경험이 있는 경우, 욕구요인에서는 가족관계 및 가족 간 불화 수준이 높을수록 부부교육 참여의향이 높았다. 부모교육 참여의향 관련 요인을 살펴보면, 자원요인 중 가족센터에 대해 알고 있는 경우 그리고 부모/아버지교육 참여 경험이 있는 경우, 욕구요인에서는 자녀돌봄 및 교육의 어려움 수준이 높을수록 부모교육 참여의향이 높았다. 본 연구는 Andersen과 Newman의 행동모델을 적용하여 부부교육 및 부모교육 참여의향 관련 요인을 체계적으로 살펴보았고, 부부교육 및 부모교육의 참여의향을 높이기 위해 변화 가능한 자원요인을 파악함으로써 가족생활교육 활성화를 위한 유용한 정보를 제공하였다는 점에서 의의가 있다.

Abstract

The purpose of this study was to examine the predisposing, enabling, and need components related to the intentions to participate in couple relationship education and parenting education based on Andersen and Newman’s behavioral model. We analyzed a sample of 769 married adults for couple relationship education and a sample of 381 parents with children under the age 18 for parenting education. Using multiple regression analysis, the intentions to participate in couple relationship education was higher when the respondents were younger, had higher level of family resilience, had participated in couple relationship education, and had difficulties in family relationships. We also found that the intentions to participate in parenting education was higher when the parents had higher awareness of Family Centers, had participated in parenting education before, and had difficulties in caring for and educating their child. This study suggests that it is crucial to increase the awareness of Family Centers and to offer opportunities to participate in family life education.

Keywords:

family life education, couple education, parent education, intentions to participate, Andersen and Newman’s behavioral model

키워드:

가족생활교육, 커플교육, 부모교육, 프로그램 참여, Andersen과 Newman의 행동모델

I. 서론

가족생활교육 관련 국내외 수많은 연구에서 부부교육 및 부모교육의 효과성(이재림 외, 2013; 이재림 외, 2021; Hawkins et al., 2017; Hawkins et al., 2008)이 보고되고 있으나, 가족생활교육 참여자 확보 및 유지는 쉽지 않은 실정이다(Gonzalez et al., 2013). 효과적인 가족생활교육 프로그램을 제공하더라도 프로그램 참여자 수나 대상이 확대되지 않는다면, 프로그램의 파급효과는 제한적일 수밖에 없다. 또한 참여자가 프로그램 참여에 대한 긍정적인 의미를 부여하고 자발적인 태도로 참여할 때, 교육만족도가 더욱 높게 나타난다(이경순, 2011; 이은영, 장진경, 2016). 따라서 프로그램 참여자에 대한 이해를 바탕으로 한 참여자 모집 및 유지, 확대를 위한 방안 마련은 가족생활교육 프로그램 활성화에 도움이 될 수 있다.

국내 가족생활교육 관련 연구는 프로그램 개발 및 개발을 위한 요구도 분석이 다수를 차지하고 있다(권수정, 전영주, 2007; 김길숙, 2017; 이가은, 김서영, 2022). 반면 서구 연구의 경우, 부부교육 및 부모교육 등의 참여자 확보 및 유지와 관련한 정보를 얻기 위해 프로그램 참여의향 혹은 참여자 특성 분석을 실시하고, 이러한 결과를 프로그램 설계, 참여자 모집 및 유지 전략에 적극 활용하고 있다(Gonzalez et al., 2021). 그러나 국내 가족생활교육 관련 연구에서는 누가 가족생활교육에 참여할 의향이 있는지 혹은 실제로 참여하고 있는지 등의 잠재적 혹은 실제 참여자의 특성에 대한 연구는 부족한 실정이다. 가족생활교육 참여자의 특성을 파악하는 것은 맞춤형 프로그램 개발 및 프로그램 운영 전략 마련을 위한 유용한 정보를 제공할 수 있다. 그러나 가족생활교육 프로그램 참여자와 비참여자를 무작위 추출하여 각각의 특성을 파악하는 것은 쉽지 않은 일이다. 또한 가족생활교육이 활발하게 운영되고 있는 가족센터의 경우도 프로그램 참여자에 대한 제한된 정보만을 수집하고 있어, 참여자의 특성을 파악하기 위한 연구자료로 활용하기에는 어려움이 있다.

Ajzen(2011)의 계획된 행동이론(theory of planned behavior)은 의향이 행동의 직접적인 예측요인이 될 수 있다고 가정한다. 또한 실제 부부교육이나 부모교육 연구에서도 참여의향이 참여행동의 유의한 예측요인으로 보고되고 있다(Carlson et al., 2022; Dumas et al., 2006). 이러한 측면에서 누가 가족생활교육에 참여할 의향이 있는지에 대한 이해는 프로그램 구성 및 참여자 모집 전략 마련 등 가족서비스 실천 현장에 유용한 정보를 제공할 수 있을 것이다. 예를 들어, 가족생활교육 참여의향 관련 요인을 파악하여 참여의향이 높은 사람들을 타겟으로 한 효과적인 홍보 전략을 마련하거나, 가족생활교육 참여의향이 낮은 사람들의 참여를 독려할 수 있는 환경을 마련하는 등 프로그램 기획 및 운영에 대한 기초적인 자료로 사용될 수 있다. 따라서 국내 연구에서도 가족생활교육 프로그램의 잠재적 참여자 특성을 파악하는 데 도움을 줄 수 있는 참여의향 관련 요인을 파악하는 연구가 필요하다. 그러나 가족생활교육 프로그램 참여의향에 관한 선행연구는 예비부부교육 참여의향을 살펴본 연구(박지수 외, 2022)에 불과하다. 부부교육이나 부모교육 참여의향에 대한 연구는 아직 수행되지 않아, 부부교육 및 부모교육 대상자의 참여의향 관련 요인에 대한 구체적인 정보는 없는 실정이다. 이에 본 연구는 가족생활교육의 핵심 주제인 부부교육 및 부모교육 참여의향 관련 요인을 파악하는 것을 목적으로 한다.

부부교육이나 부모교육 관련 일부 연구(Burr et al., 2017; Salari & Filus, 2017; Wellington et al., 2006)는 계획된 행동이론이나 건강신념모델 등과 같이 인간의 행동을 설명하는 이론을 활용하여 프로그램 참여의향 및 참여행동의 관련 요인을 살펴보았다. 이들 이론은 인간의 행동에 영향을 미치는 인지적, 심리적 요인을 설명하는 데 유용하게 사용된다. 그러나 가족생활교육 참여의향에 관한 국내 연구가 부족한 상황에서는 인지적, 심리적 요인에 한정하여 살펴보기보다, 다양한 요인을 체계적으로 구조화하는 데 도움이 되는 이론을 사용하는 것이 필요하다. 이에 본 연구에서는 보건 의료서비스와 정신건강 및 사회서비스 이용 행위 분야(김안나, 최승아, 2012; 김혜경, 2004; 박현숙, 민소영, 2005; 천재영, 최영, 2014)에서 널리 활용되고 있는 Andersen과 Newman(1973)의 행동모델(behavioral model)을 활용하여 부부교육과 부모교육 참여의향의 관련 요인을 살펴보고자 한다. Andersen과 Newman의 행동모델은 (1) 서비스를 이용하기 이전부터 존재하는 개인의 특성인 선행요인, (2) 서비스 이용을 촉진 혹은 가로막을 수 있는 자원요인, 그리고 (3) 서비스 이용과 밀접하게 관련된 욕구요인으로 관련 변인을 체계적으로 구분하고, 다양한 요인을 폭넓게 살펴볼 수 있도록 한다는 측면에서 장점이 있다. 따라서 본 연구는 부부교육 및 부모교육 참여의향에 영향을 미칠 수 있는 요인을 Andersen과 Newman의 행동모델에서 제시한 선행요인, 자원요인, 욕구요인으로 구분하고, 각각의 요인이 부부교육 및 부모교육 참여의향과 관련이 있는지 살펴보는 것을 목적으로 한다. 또한 부부교육과 부모교육은 교육 대상과 교육 내용이 상이하지만, Andersen과 Newman의 행동모델을 바탕으로 공통적으로 고려될 수 있는 선행요인과 자원요인을 살펴봄으로써 부부교육과 부모교육 참여의향뿐 아니라 전반적인 가족생활교육 참여의향에 대한 함의를 찾아보고자 한다. 본 연구의 연구문제는 다음과 같다.

[연구문제 1] 기혼 성인 남녀의 선행요인(성별, 연령, 교육수준, 월평균 가구소득, 자녀유무, 가족중요성), 자원요인(가족탄력성, 가족센터 인지도, 커플/부부교육 참여 경험유무), 욕구요인(가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스)은 부부교육 참여의향과 유의한 관련이 있는가?
[연구문제 2] 미성년 자녀를 둔 부모의 선행요인(성별, 연령, 교육수준, 월평균 가구소득, 첫째 자녀 취학여부, 가족중요성), 자원요인(가족탄력성, 가족센터 인지도, 부모/아버지교육 참여 경험유무), 욕구요인(자녀돌봄 및 교육의 어려움)은 부모교육 참여의향과 유의한 관련이 있는가?

Ⅱ. 선행연구 고찰

1. Andersen과 Newman의 행동모델

Andersen과 Newman의 행동모델(behavioral model)은 보건 의료서비스 이용 결정 관련 연구에 폭넓게 활용되어 왔다(Babitsch et al., 2012). 이후에는 정신건강 및 사회서비스 이용 행위 연구(김안나, 최승아, 2012; 김혜경, 2004; 박현숙, 민소영, 2005; 천재영, 최영, 2014), 가족서비스 참여의향 및 참여행동 예측 요인 연구(박지수 외, 2022; 서지은, 최현미, 2012) 등에 적용되고 있다. Andersen과 Newman의 행동모델은 서비스 이용여부, 지속성, 빈도 등과 같은 이용 행동(help-seeking behavior)을 예측함에 있어 개인 수준의 결정요인(individual determinants)을 강조하는 모델로 가족서비스 이용자의 서비스 이용 관련 개인 특성을 이해하는 데 도움을 줄 수 있다.

Andersen과 Newman의 행동모델의 주요 요소는 선행요인, 자원요인, 욕구요인으로 구성된다. 선행요인(predisposing components)은 서비스를 필요로 하게 되는 단계 이전부터 존재하는 개인의 인구사회학적 특성(연령, 성별, 혼인상태, 교육수준, 인종, 종교 등)과 지식, 태도, 가치 등을 포함한다(Andersen & Newman, 1973). 서비스에 대한 욕구가 발생하기 이전에도 어떤 사람은 다른 사람보다 특정 서비스를 더 많이 이용하는 경향이 있다. 따라서 선행요인에서는 서비스 이용에 대한 욕구가 발생하기 전, 어떤 특성을 지닌 사람들이 서비스 이용 욕구가 높은지를 예측하고자 한다. 자원요인(enabling components)은 서비스 이용을 용이하게 하거나 가로막는 환경적 요소(서비스 제공 기관 수, 서비스 이용 거리, 대기시간 등), 개인 및 가족, 지역사회의 인적, 물적 자원(사회적 지지, 서비스 인지도, 서비스 이용 편의성, 이용 경험 등)을 포함한다. 마지막으로 욕구요인(need components)은 서비스를 필요로 하게 되는 직접적 요인으로 지각된(perceived) 혹은 평가된(evaluated) 욕구 등을 포함한다. 개인이나 가족이 서비스를 이용해야 한다고 직접적으로 느끼게 하는 즉각적인 원인이 욕구요인에 포함된다.

국내 가족서비스 이용 관련 연구에서도 Andersen과 Newman의 행동모델이 적용되었다. 박지수 외(2022)는 예비부부교육 참여의향 및 참여행동을 예측하는 요인을 살펴보기 위해 예비부부의 특성을 선행요인(성별, 연령, 교육수준, 주관적 사회경제적 지위, 종교, 결혼에 대한 태도 및 교제기간), 자원요인(부정적 의사소통, 관계 자신감, 결혼계획), 욕구요인(결혼생활 준비도, 결혼생활 걱정, 예비부부교육 주제 요구도)으로 구분하여 살펴보았다. 서지은과 최현미(2012)의 연구에서도 가족상담서비스 이용 결정 관련 요인을 분석하기 위해 결혼이주여성의 거주기간, 거주지, 모국인과의 관계, 기타 외국인과의 관계, 한국어 능력, 시댁과의 관계 및 자녀 수 등을 선행, 자원, 욕구요인으로 구분하고 상담서비스 이용의향과 관련된 요인을 파악하였다. 김안나와 최승아(2012)의 연구는 결혼이주여성의 한국 적응 관련, 가족 및 자녀 관련, 임신 및 출산 관련, 그리고 직업훈련서비스 등의 다문화가족서비스 이용 여부와 관련된 요인을 행동모델로 살펴보았다. 이처럼 Andersen과 Newman의 행동모델은 예비부부 및 결혼이주여성 등 가족서비스 이용자들의 주요 특성 및 가족서비스 참여의향과 실제 이용 행동을 이해하는 데 유용한 이론적 틀로 활용되고 있다. 따라서 부부교육 및 부모교육 참여의향 관련 요인을 파악하는 데에도 적절하게 이용될 수 있을 것이다.

2. 부부교육 및 부모교육 참여의향 관련 요인

1) 부부교육 참여의향 관련 요인

부부교육은 부부가 건강한 관계를 형성하고 유지하는 데 필요한 기술과 원칙을 교육하는 것으로, 갈등 발생시 사용할 수 있는 부정적 감정을 다루는 방법, 유대감 및 관계에 대한 헌신 강화 등의 내용을 주로 다룬다(Markman et al., 2021). 부부교육의 효과로는 부부관계 향상 이외에도 신체적⋅심리적 건강 향상, 공동부모역할 수행, 자녀의 삶의 질 향상에 이르는 다양한 긍정적 효과가 보고되고 있다(Markman et al., 2021). 서구에서는 결혼여부를 떠나 관계교육(relationship education), 커플관계교육(couple relationship education) 등의 명칭으로 사용되고 있는데, 본 연구에서는 부부교육과 예비부부교육⋅결혼준비교육을 분리하는 국내의 경향을 고려하여 부부교육이라는 용어를 사용하고자 한다.

선행연구에서 보고된 부부교육 참여의향 관련 요인을 Andersen과 Newman의 행동모델의 구성요소인 선행요인, 자원요인, 욕구요인으로 구분하여 살펴보면 다음과 같다. 선행요인은 성별, 연령, 교육수준, 소득수준 등의 인구사회학적 특성과 서비스와 관련한 태도, 가치 등을 포함한다. 인구사회학적 특성 중 우선 성별은 부부교육 참여 결정에 영향을 미치는 요소로 알려져 있다. 남성에 비해 여성이 부부관계에서 문제를 확인하고 전문가에게 도움을 청하는 것에 대해 긍정적인 태도를 갖고 있는 경향이 있다(Parnell et al., 2018). 연령과 교육수준의 경우, 부부교육 제공 방식에 대한 연령 및 교육수준별 선호의 차이가 보고되었다. 구체적으로 살펴보면, 전통적인 집체교육 형태의 부부교육은 연령 및 교육수준이 낮을수록 참여할 가능성이 높은 반면, 책이나 온라인 등을 통한 자기주도적 부부교육의 경우 연령과 교육수준이 높을수록 참여가 높았다(McAllister et al., 2013). 소득수준과 관련해서는 부부교육 참여 장애 요인에 대한 인식이 소득수준에 따라 다르다고 보고되고 있다. 예를 들어 저소득 커플의 경우, 교육장소로 이동하기 위한 교통수단 부족, 교육 중 자녀돌봄의 어려움, 프로그램 참여 비용 등을 부부교육 참여에 따른 비용으로 인식하는 반면, 소득수준이 높은 커플의 경우 시간 부족, 일에 따른 스트레스를 참여에 따른 비용으로 보고하였다(Burr et al., 2017). 자녀유무도 부부교육 참여의향에 영향을 미칠 수 있다. 자녀가 있는 부부는 자녀돌봄의 어려움이나 시간 부족 등의 이유로 부부교육에 참여하기 어려울 수도 있고(Burr et al., 2017), 반대로 부부관계의 질은 자녀의 삶에 중대한 영향을 미치는 요인(Markman et al., 2021)이므로 자녀가 있는 경우 부부교육에 참여할 의향이 더 있을 수도 있다. 이상의 국외 선행연구를 바탕으로 인구사회학적 특성과 부부교육 참여 간의 관계를 살펴볼 수 있었다. 그러나 국내의 부부교육 참여 대상자는 국외 대상자와 다를 수 있으므로 국내 기혼 남녀의 인구사회학적 특성과 부부교육 참여의향 간의 관계에 대한 파악이 필요하다.

선행요인으로는 서비스와 관련된 태도 및 가치 측면에서 가족 및 결혼에 대한 태도를 고려할 수 있다. 선행연구에 따르면, 결혼에 대한 가치를 높게 부여할수록 전통적 형태의 부부교육뿐 아니라 자기주도적 부부교육 참여행동이 높았다(McAllister et al., 2013). 이를 고려할 때, 가족의 중요성에 대한 인식 또한 부부교육 참여의향에 영향을 미칠 가능성이 있다. 지금까지의 선행연구 고찰을 바탕으로 성별, 연령, 교육수준, 소득수준, 자녀유무와 같은 인구사회학적 특성과 가족중요성을 부부교육 참여의향과 관련된 선행요인으로 규정하고, 선행요인이 부부교육 참여의향에 미치는 영향을 살펴보고자 한다.

자원요인은 서비스 이용을 저해하거나 촉진하는 요인으로 서비스 인지도, 이용 경험 등을 포함한다(Andersen & Newman, 1973). 부부교육에 참여할 의향과 관련된 연구는 주로 부부관계의 질, 배우자 및 본인 특성과 부부교육 참여의향 및 참여행동 간의 관계를 살펴본 연구(Carlson et al., 2022; McAllister et al., 2013)가 다수를 차지한다. 반면 행동모델의 자원요인으로 활용할 수 있는 요인에 대한 연구는 활발하게 진행되지 않았다. 따라서 가족생활교육 중 다른 하위 주제인 예비부부교육이나 부모교육 관련 연구를 통해 부부교육 참여의향을 촉진 혹은 저해하는 자원요인으로의 활용 가능성을 판단해보고자 한다. Andersen과 Newman의 행동모델을 활용해 예비부부교육 참여행동 예측요인을 살펴본 연구(박지수 외, 2022)에 따르면, 남성의 경우 자원요인인 관계자신감이 높을수록 예비부부교실에 참여할 가능성이 높았다. 이와 유사하게 부모교육에서도 부모의 자아효능감이 높을수록 부모교육 참여의향(Matsumoto et al., 2009)이 높았다. 이를 고려할 때, 부부교육의 경우 스트레스 상황에서 가족이 적응적으로 기능할 수 있도록 돕는 가족탄력성(홍은숙, 2018)이 부부교육 참여의향을 촉진하는 자원요인으로 기능할 가능성이 있다. 또한 부모교육의 경우 프로그램에 대해 알고 있을수록(Matsumoto et al., 2009), 과거에 부모교육에 참여한 경험이 있을수록(Gonzalez et al., 2021) 부모교육 참여의향이 높은 것으로 나타났다. 부부교육 참여의향에서도 부부교육 프로그램 및 제공기관에 대한 인지도와 이전의 부부교육 참여 경험은 이후 부부교육 참여의향에 긍정적인 영향을 미칠 가능성이 높다. 이를 바탕으로 가족탄력성, 부부교육을 제공하는 기관인 가족센터 인지도, 부부교육 참여 경험을 자원요인으로 선정하고, 이들 자원요인이 부부교육 참여의향에 미치는 영향을 살펴보고자 한다.

서비스를 직접적으로 필요로 하게 하는 지각된 욕구요인으로 부부관계의 질을 고려할 수 있다. 특히 부부관계 불만족 등 부부관계에서 어려움을 경험할 때, 부부는 공식적이거나 비공식적인 도움을 요청하는 경우가 많다(Hubbard & Harris, 2020). 실제로 부부교육 참여자와 비참여자의 특성을 비교한 선행연구(Morris et al., 2011)에 따르면, 참여자들은 비참여자들과 비교하여 부부간 의사소통, 헌신, 결혼생활 갈등, 친밀감, 결혼생활에 대한 기대가 낮은 것으로 나타났다. 즉 관계가 좋지 않은 커플이 관계를 향상하기 위해 부부교육에 참여하는 것으로 나타났다. 한편 부부교육 참여 경험여부를 자기-상대방 효과로 살펴본 연구(Carlson et al., 2022)에 따르면, 상대방의 영향보다는 연구참여자 본인의 프로그램 참여의향이 높을수록, 그리고 자신이 배우자보다 부부관계에 덜 만족할수록, 이후 부부교육에 실제로 참여할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 이러한 선행연구를 바탕으로, 본 연구에서는 기혼 남녀가 인식하는 가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스를 욕구요인으로 규정하고, 욕구요인과 부부교육 참여의향과의 관계를 살펴보고자 한다.

2) 부모교육 참여의향 관련 요인

부모교육은 ‘자녀의 성장과 발달에 대한 부모의 이해와 지식을 증진시킴으로써, 부모로서의 역량을 키우고 이를 토대로 부모 스스로 효과적인 자녀양육 방법과 기술을 개발하여 자녀에게 실천하고 적용하도록 지원해 주는 다양한 교육활동’(이순형 외, 2010, p. 10)이다. 메타분석 선행연구(이재림 외, 2013)에 따르면 부모교육은 부모의 양육행동 및 의사소통 등의 행동 변화와 부모효능감 향상 및 양육스트레스 감소 등의 내적 변화에 유의미한 효과가 있었다.

Andersen과 Newman의 행동모델을 적용하여 부모교육 참여의향을 살펴본 연구는 수행되지 않았으나, 부모교육 참여자의 특성을 파악하기 위한 연구가 일부 수행되었다. 우선 행동모델의 선행요인인 인구사회학적 요인과 부모교육 참여 혹은 참여의향 간의 관계를 살펴본 선행연구를 살펴보면 다음과 같다. 성별과 부모교육 참여 간의 관계는 유의하지 않은 것으로 보고되고 있다(Wellington et al., 2006). 그러나 실제 부모교육 참여자는 남성보다 여성의 비율이 높다(이재림 외, 2021; Panter-Brick et al., 2014)는 점을 고려할 때, 부모의 성별에 따른 부모교육 참여의향을 살펴보는 것이 필요하다. 연령 및 교육수준의 경우, 일부 연구는 부모의 연령이 낮을수록(Dumas et al., 2007) 그리고 교육수준이 높을수록(Matsumoto et al., 2009) 부모교육 참여가 높다고 보고하였으나, 부모의 연령 및 교육수준에 따른 유의한 차이가 없다는 상반된 연구결과(Wellington et al., 2006)도 있어 연령 및 교육수준의 영향에 대한 추가적인 연구가 필요하다. 반면, 소득수준은 부모교육 참여의향과 관련이 없는 것으로 보고되고 있다(Dumas et al., 2007; Matsumoto et al., 2009; Wellington et al., 2006). 그러나 이러한 국외 연구결과가 국내 부모교육의 잠재적 참여자에게도 적용될 수 있는지에 대한 확인이 필요하다. 자녀 연령과 관련해서는 자녀 연령이 낮을수록 부모교육에 참여한다는 연구결과(Wellington et al., 2006)와 자녀의 연령에 따른 부모교육 참여의향의 차이가 없다(Matsumoto et al., 2009)는 일관되지 않은 연구결과가 존재한다. 한편 인구사회학적 특성 이외에도 개인이 가진 가치관 및 태도 역시 선행요인으로 고려할 수 있다. 부모의 가족 및 자녀에 대한 신념은 양육행동에 영향을 미칠 수 있으므로(정한나, 2012), 본 연구에서는 가족에 대한 인식인 가족중요성이 부모교육 참여의향에 미치는 영향을 살펴보고자 한다. 이상의 선행연구를 바탕으로 성별, 연령, 교육수준, 소득수준, 첫째 자녀 취학여부, 가족중요성을 선행요인으로 고려하고, 이들 요인과 부모교육 참여의향 간의 관계를 파악하고자 한다.

행동모델의 자원요인으로 자주 활용되는 서비스 인지도 및 이용 경험 관련 분석은 부모교육 참여의향 연구에서 유의한 요인으로 보고되고 있다. 프로그램에 대한 정보나 지식이 많거나 프로그램 효과성에 대해 인식하고 있을수록(Matsumoto et al., 2009), 그리고 과거에 부모교육에 참여한 경험(Gonzalez et al., 2021)이 있을 때, 부모교육 참여의향이 높은 것으로 나타났다. 반면 이전의 부모교육 참여 경험이 부모교육 참여에 영향을 미치지 않는다는 연구결과(Wellington et al., 2006)도 존재한다. 부모교육에 대한 지식이나 효과성에 대한 인식에서 더 나아가 부모교육을 제공하는 기관에 대한 정보도 부모교육 참여의향에 영향을 미칠 수 있다. 이에 본 연구에서는 부모교육을 활발하게 제공하고 있는 가족센터에 대한 인지도가 부모교육 참여의향에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보고자 한다. 이와 함께 이전의 부모교육 참여 경험과 향후 부모교육 참여 간의 관계에 대한 비일관적인 연구결과를 고려할 때, 부모교육 참여 경험과 부모교육 참여의향 간의 관계에 대한 추가적인 연구가 필요하다. 한편 부모의 내적 자원인 자아효능감은 부모교육 참여의향에 긍정적인 영향을 미치므로(Gonzalez et al., 2021) 스트레스 상황에서 가족을 보호하는 내적 자원인 가족탄력성 또한 부모교육 참여의향을 높이는 자원요인으로 작용할 수 있을 것이다. 가족탄력성은 부모의 효능감에 긍정적인 영향(Aivalioti & Pezirkianidis, 2020)을 미칠 뿐 아니라, 양육스트레스 감소에 도움을 준다(송정애, 2018). 이러한 선행연구 결과를 종합하여 가족탄력성, 부모교육을 제공하는 가족센터에 대한 인지도, 부모/아버지교육 참여 경험을 자원요인으로 고려하고자 한다.

욕구요인으로는 부모-자녀 관계의 질 및 부모역할 경험을 고려할 수 있다. 선행연구에는 부모-자녀 관계가 좋지 않은 경우, 부모의 심리적 디스트레스가 높을수록(Gonzalez et al., 2021), 자녀의 문제행동 수준이 높을수록(Matsumoto et al., 2009), 개인 혹은 가족의 스트레스 수준이 높을수록(Dumas et al., 2007) 부모교육 등록의향 및 실제 등록 가능성이 높은 것으로 보고하고 있다. 이상의 선행연구를 바탕으로 본 연구에서는 부모의 자녀돌봄 및 교육의 어려움을 부모교육 참여의향 관련 욕구요인으로 고려하고자 한다.

부모교육 참여의향 및 실제 참여행동 관련 요인에 대한 연구가 비교적 활발하게 수행된 국외와 달리, 국내에서 부모교육 참여의향 및 참여행동 관련 요인을 파악한 연구는 청소년 자녀를 대상으로 한 연구 등 일부만 수행되었다. 실제 부모교육에 참여한 경험에 대한 연구나 부모교육에 무엇을 요구하는지(김정주 외, 2013; 정보미, 김낙흥, 2016) 등에 대한 연구가 다수 수행된 것과는 대조적이다. 부모의 부모교육 참여에 대한 청소년 자녀의 찬성여부와 부모교육 참여 권유의향과 관련된 요인을 살펴본 연구(김유미, 김소영, 2022)에 따르면, 여학생의 경우 부모가 부모교육에 참여한 경험이 있을 경우, 부모와 자신의 고민에 대해 대화하지 않을 경우 자신의 부모의 부모교육 참여에 대해 찬성할 확률이 높은 것으로 나타났다. 남학생의 경우, 부모교육에 대한 인지도가 높을수록, 부모가 부모교육에 참여한 경험이 있을 경우, 자신의 부모의 부모교육 프로그램 참여에 찬성하였다. 한편, 청소년 자녀가 부모의 부모교육 참여를 권유할 의향과 관련된 요인을 살펴보면, 여학생의 경우 부모의 양육방식이 민주적이라고 인식할수록, 부모와 자신의 고민에 대해 대화하지 않을 경우, 프로그램 참여를 권유할 의향이 높았다. 남학생의 경우 부모교육 프로그램에 대해 알고 있을 경우, 프로그램 참여를 권유할 의향이 높았다. 이러한 결과를 바탕으로 부모교육 프로그램 참여를 활성화하기 위해서는 여학생의 경우 부모와의 관계성을 강조하고, 남학생의 경우 가족생활교육 프로그램에 대한 정보 접근성을 높이는 등 참여자 자녀의 성별에 따라 차별화된 홍보 전략이 필요함을 강조하였다. 그러나 이 연구는 청소년 자녀가 부모에게 부모교육 참여를 권유할 의향에 초점을 맞추고, 부모교육 참여의 당사자인 부모의 의향을 살펴보지는 않았다. 부모교육 참여의향에 대한 국내 선행연구가 부족한 상황에서 부모교육에 실제 참여할 당사자인 부모의 부모교육 참여의향을 살펴보는 본 연구는 부모교육 프로그램 개발 및 운영에 보다 실제적인 정보를 제공할 수 있을 것이다.

Ⅲ. 연구방법

1. 자료수집 및 연구참여자

본 연구는 서울시민의 가족생활에 대한 이해를 돕기 위해 수행된 2021 서울가족서베이 자료의 일부를 사용하였다. 이 데이터는 리서치 회사가 보유한 대규모 온라인 패널 응답자 중 20세 이상 64세 이하의 서울시민을 대상으로 성별, 연령, 지역분포를 할당표집하여 2021년 7월에 수집하였다. 조사참여자 1,637명의 자료 중 [연구문제 1]의 부부교육 참여의향을 분석하기 위해서 기혼 성인 남녀 769명을 분석 대상으로 하였다. [연구문제 2]의 부모교육 참여의향을 분석하기 위해 미성년 자녀를 둔 부모 381명을 분석 대상으로 하였다. 연구대상자의 인구사회학적 특성은 <표 1>과 같다.

표 1.

연구대상자의 인구사회학적 특성

부부교육 참여의향 분석에 사용된 기혼 남녀의 인구사회학적 특성을 살펴보면, 성별은 남성 404명(52.5%), 여성 365명(47.5%)이었다. 평균 연령은 49.7세(SD = 8.94)이었으며, 교육수준은 ‘4년제 대학 졸업’이 440명(57.2%)으로 가장 많았다. 월평균 가구소득은 ‘600-699만 원’이 124명(16.1%)으로 가장 많았고, 다음으로 ‘400-499만 원’ 121명(15.7%), ‘500-599만 원’ 110명(14.3%)의 순이었다. 자녀유무의 경우 유자녀가 91.2%였다.

부모교육 참여의향 분석에 사용된 미성년 자녀를 둔 부모의 인구사회학적 특성을 살펴보면, 남성 271명(57.0%), 여성 164명(43.0%)이었다. 평균 연령은 44.7세(SD = 5.67)였고, 교육수준의 경우 ‘4년제 대학 졸업’이 217명(57.0%)으로 가장 많았다. 월평균 가구소득은 ‘600-699만 원’ 69명(18.1%)으로 가장 많았고, ‘400-499만 원’ 64명(16.8%), ‘500-599만 원’ 49명(12.9%) 순이었다. 미취학 자녀유무의 경우 23.6%(90명)가 미취학 자녀가 있었다.

2. 조사도구

1) 종속변수: 부부교육 및 부모교육 참여의향

본 연구에서는 부부교육과 부모교육 프로그램 각각에 대한 참여의향을 종속변수로 하였다. 참여의향은 “귀하는 다음과 같은 가족 관련 서비스를 이용할 의향이 얼마나 있으십니까?(공공기관, 민간기관, 학교 모두 포함)”라는 질문에 대해 응답 보기를 ‘부부/커플관계 관련 교육’과 ‘부모교육/아버지교육’으로 각각 제시하였고, 응답은 ‘전혀 없다’ 1점에서부터 ‘많이 있다’ 5점까지의 5점 리커트 척도로 측정하였다.

2) 독립변수

(1) 선행요인

부부교육 참여의향의 선행요인은 성별, 연령, 교육수준, 가구 월평균 소득, 자녀유무, 가족중요성이었다. 성별은 ‘남성’ 1, ‘여성’ 0으로 처리하였으며, 연령은 응답자의 출생연도를 토대로 계산하여 연속변수로 사용하였다. 교육수준은 ‘학교를 다니지 않음’ 0에서부터 ‘대학원 박사과정’ 7까지로 처리하여 연속변수로 사용하였다. 월평균 가구소득은 “지난 1년간 함께 사는 가족 전체의 월평균 소득은 얼마입니까?”라는 질문에 대한 응답으로 ‘100만 원 미만’ 1에서부터 ‘1,000만 원 이상’까지 11로 측정하였고, 각 급간의 중앙값에 자연로그를 취하여 연속변수로 사용하였다. 자녀유무는 ‘없음’ 0, ‘있음’ 1로 처리하여 이분변수로 사용하였다. 가족중요성은 “귀하의 가족은 귀하에게 얼마나 중요합니까”라는 질문에 대해 ‘전혀 중요하지 않다’ 1부터 ‘매우 중요하다’ 5까지의 응답을 연속변수로 사용하였다.

미성년 자녀를 둔 부모를 대상으로 분석한 부모교육 참여의향의 선행요인은 성별, 연령, 교육수준, 가구 월평균 소득, 첫째 자녀 취학 여부, 가족중요성이었다. 첫째 자녀 취학 여부는 ‘취학’ 1 ‘미취학’ 0으로 처리하여 이분변수로 사용하였고, 다른 변수의 측정방식은 부부교육 참여의향과 동일했다.

(2) 자원요인

부부교육 참여의향의 자원요인으로 가족탄력성, 가족센터 인지도, 커플/부부교육 참여 경험 유무를 사용하였다. 가족탄력성은 홍은숙(2018)의 척도를 재구성하여, “우리 가족은 예상치 못한 일이 발생했을 때 융통성 있게 대처한다”, “우리 가족은 어떤 문제가 일어나도 헤쳐나갈 수 있다” 등의 6문항으로 구성하였다. 응답은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서부터 ‘매우 그렇다’ 5점까지의 리커트 척도였다. 6문항의 산술평균을 활용하였으며, 점수가 높을수록 가족탄력성이 높은 것을 의미한다. 가족탄력성 척도의 Cronbach’s α는 .849였다.

가족센터 인지도는 ‘지역사회에서 가족(다문화가족 포함)을 대상으로 가족지원서비스를 제공하는 기관’이라는 건강가정⋅다문화가족지원센터(2021년 조사 시점의 가족센터 명칭)에 대한 설명과 함께 “건강가정⋅다문화가족지원센터에 대해 어느 정도 알고 계십니까?”라는 질문에 대해 ‘들어본 적 없다’ 1, ‘들어보기만 했다’ 2, ‘내용을 알고 있다’ 3으로 측정하였으며 점수가 높을수록 가족센터에 대한 인지도가 높은 것을 의미한다. 커플/부부관계 교육 참여 경험유무는 ‘참여 경험이 있음’ 1과 ‘참여 경험이 없음’ 0으로 측정하여 이분변수로 사용하였다.

부모교육 참여의향의 자원요인은 가족탄력성, 가족센터 인지도, 부모/아버지교육 참여 경험유무였다. 부모/아버지교육 참여 경험유무는 ‘참여 경험이 있음’ 1과 ‘참여 경험이 없음’ 0의 이분변수로 사용하였다. 나머지 변수의 측정방식은 부부교육 참여의향의 경우와 같았다.

(3) 욕구요인

부부교육 참여의향의 욕구요인은 가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스였다. “귀하는 현재 가족관계 및 가족 간 불화로 인해 얼마나 스트레스를 받고 있습니까?”라는 단일문항에 대해 ‘전혀 받지 않는다’ 1점부터 ‘매우 많이 받는다’ 4점까지의 4점 리커트 척도를 사용하였다.

부모교육 참여의향의 욕구요인은 자녀돌봄 및 교육의 어려움이었다. 측정은 “귀하는 현재 자녀돌봄 및 교육 어려움으로 인해 얼마나 스트레스를 받고 있습니까”라는 단일문항에 대해 ‘전혀 받지 않는다’ 1점부터 ‘매우 많이 받는다’ 4점까지의 4점 리커트 척도를 사용하였다.

3. 자료분석

연구대상자들의 인구사회학적 특성과 주요 변수의 일반적 경향을 살펴보기 위해 평균, 표준편차 등 기술통계 분석과 상관분석을 실시하였다. 이후 선행요인, 자원요인, 욕구요인을 독립변인으로 하여 부부교육과 부모교육 참여의향을 종속변인으로 하는 중다회귀분석을 각각 실시하였다. 회귀분석 실시에 앞서 다중공선성을 진단하기 위해 상관관계, 분산팽창지수 VIF를 검토하였다. 변수 간 상관관계는 <표 2> 및 <표 3>과 같으며, 다중공선성의 문제가 없는 것을 확인하였다. 이상의 분석은 SPSS 25 프로그램을 사용하였다.

표 2.

부부교육 참여의향 관련 변수 간 상관관계(N = 769)

표 3.

부모교육 참여의향 관련 변수 간 상관관계(N = 381)

Ⅳ. 연구결과

1. 부부교육 참여의향 관련 요인

기혼 남녀의 부부교육 참여의향 예측 요인을 살펴보기 위해 중다회귀분석을 실시한 결과는 <표 4>와 같다. 본 연구에서 투입한 선행요인, 자원요인, 욕구요인 변수는 부부교육 참여의향의 분산을 7.2% 설명하였다. 기혼자의 부부교육 참여의향 관련 변수를 살펴보면, 선행요인 중 연령(β = -.111, p < .01)만이 유의했고, 자원요인 중 가족탄력성(β = .084, p < .05)과 커플/부부교육 참여 경험 유무(β = .183, p < .001)가 유의했으며, 욕구요인 중 가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스(β = .130, p < .01)가 통계적으로 유의한 것으로 나타났다. 즉, 연령이 낮을수록, 가족탄력성이 높을수록, 커플/부부교육 참여 경험이 있는 경우, 가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스 수준이 높을수록 부부교육 참여의향이 더 있는 것으로 나타났다.

표 4.

기혼 남녀의 부부교육 참여의향에 대한 회귀분석 결과 (N = 769)

2. 부모교육 참여의향 관련 요인

미성년 자녀를 둔 부모가 부모교육에 참여할 의향을 예측하는 요인을 살펴보기 위해 중다회귀분석을 실시한 결과는 <표 5>와 같다. 회귀모델에 포함된 선행요인, 자원요인, 욕구요인은 미성년 자녀를 둔 부모의 부모교육 참여의향의 분산의 16.1%를 설명하였다. 부모교육 참여의향 관련 요인을 살펴보면, 자원요인 중 가족센터 인지도(β = .138, p < .01), 부모/아버지교육 참여 경험유무(β = .179, p < .001)와 욕구요인 중 자녀돌봄 및 교육의 어려움(β = .288, p < .001)이 통계적으로 유의했다. 반면 선행요인은 부모교육 참여의향과 유의한 관련이 발견되지 않았다. 구체적으로 살펴보면, 가족센터에 대해 알고 있는 경우, 부모/아버지교육 참여 경험이 있는 경우, 자녀돌봄 및 교육으로 인한 어려움의 수준이 높을수록 부모교육에 참여할 의향이 더 있는 것으로 나타났다.

표 5.

미성년 자녀를 둔 부모의 부모교육 참여의향에 대한 회귀분석 결과(N = 381)

Ⅴ. 결론 및 제언

가족생활교육의 효과성이 널리 보고되고 있으나, 가족생활교육에 참여하는 개인 및 가족의 규모는 다소 제한적이다. 가족생활교육의 활성화를 위해서는 참여자 및 잠재적 참여자에 대한 이해를 바탕으로 프로그램을 구성하고 운영하는 것이 필요하다. 가족생활교육의 참여자 및 잠재적 참여자의 특성을 파악하기 위한 연구가 국외에서는 일부 수행되고 있으나, 국내에서는 거의 수행되고 있지 않은 실정이다. 이에 본 연구는 가족생활교육 중 부부교육과 부모교육 참여의향 관련 요인을 Andersen과 Newman의 행동모델을 적용하여 살펴보는 것을 목적으로 하였다. 부부교육 및 부모교육 참여의향 관련 요인에 대한 이해는 참여자 특성에 따른 프로그램 내용 구성 및 운영 방안 마련과 참여자 확보 및 참여 독려를 위한 대상별 홍보방안 마련 등을 위한 기초자료로 활용될 수 있을 것이다. 본 연구의 주요 결과와 논의는 다음과 같다.

첫째, 기혼 남녀의 부부교육 참여의향 예측요인을 선행요인, 자원요인, 욕구요인으로 살펴본 결과, 선행요인 중에는 연령이 낮을수록, 자원요인에서는 가족탄력성이 높을수록, 커플/부부교육 참여 경험이 있는 경우, 욕구요인에서는 가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스가 높을수록 부부교육 참여의향이 높은 것으로 나타났다. 연령이 낮을수록 그리고 커플/부부교육 참여 경험이 있을 경우 부부교육 참여의향이 높다는 연구결과를 고려할 때, 예비부부 혹은 신혼기 부부교육에 대한 홍보 강화 및 운영 확대가 도움이 될 것으로 판단된다. 이와 함께 가족관계에서 어려움을 경험할수록 부부관계 향상을 위한 교육프로그램에 참여할 의향이 더 있다는 본 연구결과는 선행연구(Hubbard & Harris, 2020; Morris et al., 2011)의 결과와 일치한다. 이러한 결과를 통해 부부관계 및 가족관계에서 어려움을 경험하고 있는 부부가 문제를 해결하기 위한 방안으로 부부교육 참여를 고려할 수 있음을 알 수 있다. 한편, 스트레스 상황에서 가족이 적응적으로 기능할 수 있도록 돕는 가족탄력성도 부부교육 참여의향에 긍정적 영향을 미치므로, 가족탄력성 향상에 도움이 되는 다양한 가족서비스 참여는 궁극적으로 부부교육 참여에 도움이 될 수 있을 것이다.

둘째, 미성년 자녀를 둔 부모의 부모교육 참여의향 예측 요인으로 자원요인 중 가족센터 인지도, 부모/아버지교육 참여 경험유무와 욕구요인 중 자녀돌봄 및 교육의 어려움이 유의한 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 부모교육에 대해 알고 있을수록(김유미, 김소영, 2022; Matsumoto et al., 2009), 부모교육에 참여한 경험이 있을 경우, 그리고 자녀양육 관련 어려움이 높을수록 향후 다른 형태의 부모교육 참여 의사가 높게 나타난 선행연구(장혜진, 이현진, 2018; Matsumoto et al., 2009)와 일치하는 결과이다. 그리고 가족서비스를 제공하는 가족센터에 대한 인지도가 높을수록 부모교육 참여의향이 높았다는 결과는 부모교육 참여의향에 있어서 부모교육을 제공하는 기관에 대한 정보와 실제 부모교육에 참여해 본 경험이 중요함을 시사한다. 또한 자녀양육 관련 어려움 등 부모교육에 대한 직접적 욕구가 높을수록 부모교육 참여의향이 높으므로 부모들이 경험하는 어려움에 대한 이해를 바탕으로 부모교육 내용을 구성하고, 부모역할 관련 어려움을 경험하고 있는 부모를 대상으로 부모교육을 집중 홍보하는 것이 참여자 모집에 도움이 될 수 있을 것이다.

이상의 연구결과는 개인의 자원 및 욕구요인과 가족서비스 참여의향의 관련성을 보여준다. Andersen과 Newman의 행동모델은 서비스를 이용하게 되는 과정 혹은 인과관계를 설명(Andersen, 1995)한다. 행동모델의 개발자들에 따르면, 인구사회학적 특성과 같은 선행요인은 서비스 이용에 있어 직접적인 영향을 미치는 요인이 아닌 외인성(exogenous) 요소라 하였다. 반면 자원요인의 경우 서비스 이용에 있어 충분하지는 않지만 필수적인 요소이고, 욕구요인은 서비스 이용이 실제로 일어나는 데 있어 반드시 선행되어야 하는 요소라고 지적하였다. 이를 고려할 때, 자원요인인 부부교육 혹은 부모교육 참여 경험이나 가족센터에 대한 인지도를 높이는 것은 가족생활교육 활성화를 위해 반드시 필요한 부분임을 알 수 있다.

특히 행동모델에서 자원요인은 매우 중요하다. 행동모델에서는 변화 가능성(mutability)을 강조하는데, 서비스 참여의향을 높이기 위해서는 의향 관련 요인을 파악하는 것과 함께, 그 중 부부교육이나 부모교육을 통하여 변화시킬 수 있는 요인을 파악하여 행동의 변화를 가져올 수 있는 정책을 집행하는 것을 강조한다(Andersen &　Newman, 1973). 선행요인 중 신념체계는 일부 변화할 수 있으나, 인구사회학적 특성이나 욕구요인은 정책적 개입을 통해 변화 가능성이 높지 않다. 반면, 자원요인 중 일부는 변화 가능성이 높다(Andersen, 1995). 예를 들어 본 연구에서 부부교육과 부모교육 참여의향과 밀접한 관련이 나타난 자원요인인 가족센터 인지도, 부부교육이나 부모교육 참여 경험은 변화할 수 있는 영역이다. 따라서 개인과 가족이 가족서비스 제공 기관인 가족센터를 인지하고, 관련 서비스를 다양한 채널을 통해 실제 이용해보는 것은 향후 부부교육 및 부모교육 참여의향을 높이는 데에도 중요한 역할을 할 것으로 기대된다. 그러나 아쉽게도 가족센터에 대한 인지도는 높지 않은 실정이다. 2020년 가족실태조사(김영란 외, 2021)에 따르면 가족센터 인지도와 관련해 50대의 인지도가 가장 높았고, 반면 예비 및 신혼 부부교육이나 부모교육의 주요 대상이 될 수 있는 25세 이상 - 30세 미만의 가족센터 인지도는 다른 연령대와 비교해 상대적으로 낮았다. 이를 고려할 때, 20대에서 40대를 대상으로 가족센터에 대한 적극적인 홍보가 필요하다.

한편, 자원요인 중 프로그램 참여 경험유무는 부부교육 참여의향과 부모교육 참여의향 모두에서 유의한 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 실제 교육 프로그램에 참여해 보는 것이 이후에 다시 프로그램에 참여할 가능성을 예측함에 있어서도 매우 중요함을 시사한다. 서울가족학교 아동기 부모교실 참여자를 분석한 선행연구(이재림 외, 2021)에서도 다수의 참여자가 다른 부모교육에 참여한 경험이 있거나, 가족센터의 다른 사업에 참여한 경험이 있었다. 따라서 가족서비스를 이용할 기회를 확대하여 가족들이 다양한 수준의 가족서비스를 경험해 볼 수 있도록 하는 것은 이후 다른 프로그램 참여에 도움이 될 수 있을 것이다. 이를 위해 참여가 비교적 쉬운 일회성 교육을 통해 가족생활교육에 대한 경험을 제공한 후, 심리적 장벽이 낮아진 사람들을 위한 심화된 다회기 프로그램을 실시하는 것도 고려해볼 수 있다.

부부교육이나 부모교육의 직접적인 교육 대상자뿐 아니라 자녀나 지역주민 등에게 간접적으로 홍보하는 것도 가족생활교육 인지도 향상에 도움이 될 수 있다. 청소년 자녀의 관점에서 부모의 부모교육 참여 권유 의향을 살펴본 연구(김유미, 김소영, 2022)에 따르면, 청소년 본인의 부모교육에 대한 인지도가 높을수록 그리고 청소년의 부모가 부모교육에 참여한 경험이 있을수록 청소년이 자신의 부모가 부모교육에 참여하는 것을 찬성하는 경향이 높았다. 이와 유사하게 배우자나 자녀, 친구 등 주변 사람들이 부모교육 참여의 필요성을 높게 인지한다고 생각할수록 부모교육 참여의향이 높게 나타났다는 연구(Wellington et al., 2006)도 있다. 이처럼 가족생활교육에 대한 직간접적 경험은 이후의 부부교육, 부모교육 등 프로그램 참여로 이어질 수 있으므로 가족생활교육에 다양한 형태로 참여할 수 있도록 기회를 제공하는 것이 필요하다. 따라서 잠재적 참여자인 성인을 대상으로 한 홍보 및 참여에 따른 인센티브 제공과 함께, 청소년 자녀를 대상으로 한 정보 제공도 부모의 참여에 도움이 될 수 있을 것이다. 또한 청소년 자녀의 예비부모교육이나 관계교육 참여경험은 이후 부부 및 부모교육 참여에 긍정적 영향을 미칠 수 있을 것으로 기대된다. 미국의 경우 최근 youth relationship education(Hawkins, 2018)을 통해 청소년 및 청년 개인이 건강한 연애관계를 형성, 유지할 수 있도록 지원하는 교육이 활성화되고 있다. 우리나라에서도 가정과 교과 등을 통해서 가족생활교육의 예방적 측면과 효과성, 그리고 가족센터의 역할 및 프로그램을 청소년들에게 지속적으로 알리는 것이 도움이 될 것이다.

욕구요인과 관련해 해당 교육 주제에 대한 가족의 욕구가 높을수록 부부교육이나 부모교육 참여의향이 높은 것으로 나타났다. 즉 가족관계 및 불화로 인한 스트레스는 부부교육 참여의향과, 자녀돌봄 및 교육의 어려움은 부모교육 참여의향과 밀접하게 관련되어 있었다. 따라서 가족관계 및 가족 간 불화나 자녀양육과 관련하여 어려움을 겪고 있는 가족을 대상으로 부부교육이나 부모교육을 홍보하는 것이 참여자 확보에 도움이 될 수 있을 것이다. 다른 한편, 가족생활교육은 가족이 경험할 가능성이 있는 문제를 예방하고 가족의 잠재력을 향상시키는 교육적 활동으로 예방적 성격을 갖고 있다(기쁘다 외, 2020). 이를 고려할 때, 현재 해당 욕구가 높지 않은 가족이 가족생활교육 참여를 통해 가족 관련 지식과 기술을 함양하는 것 또한 중요하다. 따라서 해당 욕구가 높지 않은 가족들에 대한 참여 독려 방안을 모색하는 것이 필요하다.

한편 가족관계 및 가족 간 불화가 높을수록 부부교육 참여의향이 높다는 본 연구의 결과를 고려할 때, 온라인 부부교육을 확대하는 것도 참여자 확보에 도움이 될 수 있을 것이다. 선행연구(McAllister et al., 2013)에 따르면 부부관계가 좋지 않은 경우 다른 사람들 앞에서 자신의 문제를 공개하는 것을 꺼리기 때문에, 전통적인 형태의 부부교육보다 책이나 인터넷 웹사이트 등의 자기주도적 프로그램 참여의향이 높았다. 이를 고려할 때, 온라인 부부교육은 부부관계가 좋지 않은 부부의 부부교육 접근성 향상에 도움이 될 수 있을 것이다. 또한 가족생활교육의 제공 형태에 대한 선호를 살펴보면, 대면과 비대면 서비스에 대한 선호가 크게 차이 나지 않는다(손서희 외, 2022). 비대면 서비스에 대한 수요를 고려한다면, 온라인 부부교육의 확대는 부부교육 활성화에 도움이 될 수 있을 것이다.

본 연구는 가족생활교육에 참여할 의향에 대한 국내 연구가 부족한 상황에서 참여의향과 관련될 수 있는 다차원적인 요인을 체계적으로 구조화하는 데 도움이 되는 이론인 Andersen과 Newman의 행동모델을 적용하여 관련 요인을 체계적으로 살펴보았다는 데 의의가 있다. 특히 부부교육과 부모교육 참여의향과 관련하여 욕구요인의 중요성은 선행연구에서 다수 보고되었으나, 자원요인에 대한 연구는 부족한 상황에서 정책적 개입으로 변화시킬 수 있는 요인인 자원요인을 규명했다는 점에서 의의가 있다. 그러나 2차 자료의 한계로 부부교육과 부모교육의 실제 참여여부를 살펴보지 못했다는 점과 자녀 연령 등 참여의향과 관련이 있을 수 있는 더욱 다양한 독립변수를 분석에 포함하지 못했다는 점에서 한계가 있다. 후속 연구에서는 부부교육 및 부모교육 참여의향이 실제 참여행동으로 이어지는지, 그리고 실제 참여와 관련된 추가적인 요인은 무엇인지에 대한 규명이 필요하다. 이와 함께 교육이나 임상 관련 연구에서는 참여의향 및 참여여부에서 나아가 어떤 사람이 프로그램에 적극적으로 참여하는지에 대한 연구가 이루어져 왔으나, 가족학 분야나 예방 연구에서는 이러한 연구가 활발하게 이루어지지 않고 있다(Totura et al., 2022). 후속 연구에서는 참여의향 관련 연구가 더욱 확대되어 참여의향과 실제 참여행동 간의 관계와 참여자의 적극성 관련 요인에 대한 연구가 이루어지길 기대한다.

Acknowledgments

본 연구는 2022년 생활과학분야 춘계공동학술대회(2022.5.28.)에서 발표한 것을 수정⋅보완한 것이며, 2021년 서울특별시청과 서울시가족센터의 지원을 받은 2021 서울가족보고서 연구(4-2104-0011)의 자료를 사용하였음

References

권수정, 전영주(2007). ENRICH를 활용한 결혼초기 부부관계향상 프로그램 개발 및 효과 검증. 가족과 가족치료, 15(2), 247-275. [https://doi.org/10.21479/kaft.2007.15.2.247]
기쁘다, 성미애, 이재림(2020). 가족생활교육. 서울: 한국방송통신대학교출판문화원.
김길숙(2017). 부모교육 프로그램 개발 현황 및 내용분석 연구. 열린부모교육연구, 9(4), 273-292.
김안나, 최승아(2012). 결혼이주여성의 서비스 이용에 관한 영향요인 연구. 보건사회연구, 32(2), 295-334. [https://doi.org/10.15709/hswr.2012.32.2.295]
김영란, 주재선, 정가원, 배호중, 선보영, 최진희, . . . 이진숙(2021). 2020년 가족실태조사 분석 연구. 서울: 여성가족부.
김유미, 김소영(2022). 부모의 부모교육 참여에 대한 남녀 청소년의 인식과 관련 요인. 한국가족관계학회지, 27(3), 101-120. [https://doi.org/10.21321/jfr.27.3.101]
김정주, 이미영, 이현옥(2013). 유아기 자녀를 둔 저소득층 어머니의 부모교육 요구. 열린부모교육연구, 5(2), 35-48.
김혜경(2004). 요보호 노인 부양가족의 재가복지 및 재가보건 서비스 유형별 이용의향에 관한 연구: 2002년도 서울시 노인복지 기초수요조사 자료 분석. 한국사회복지학, 56(4), 123-147.
박지수, 이지훈, 백예슬, 김서영, 이재림(2022). 예비부부교육 참여의향 및 참여행동 예측요인: Andersen과 Newman의 행동모델 적용. 한국가족관계학회지, 27(2), 233-257. [https://doi.org/10.21321/jfr.27.2.233]
박현숙, 민소영(2005). 취학아동 양육자의 사회기술훈련, 행동치료, 부모교육 서비스 이용의향에 관한 연구: 부산지역을 중심으로. 정신보건과 사회사업, 21, 5-34.
서지은, 최현미(2012). 결혼이주여성의 가족상담서비스 이용결정 요인 분석. 사회과학연구, 28(3), 23-43.
손서희, 이재림, 서찬란, 백예슬, 이가은(2022). 2022 서울가족보고서. 서울: 서울특별시.
송정애(2018). 원가족경험과 양육스트레스와의 관계에서 가족탄력성의 매개효과. 열린부모교육연구, 10(4), 31-53.
이가은, 김서영(2022). 결혼의향이 높은 미혼남녀의 예비부부교육 요구도 우선 순위 분석: Borich 요구도와 The Locus for Focus 모델 활용. 가족정책연구, 2(2), 69-84. [https://doi.org/10.52946/jfp.2022.2.2.69]
이경순(2011). 부부관계향상을 위한 평생교육프로그램 효과성 지속에 관한 연구: Marriage Encounter(ME) 프로그램을 중심으로. 덕성여자대학교 교육대학원 석사학위논문.
이순형, 민하영, 권혜진, 정윤주, 한유진, 최윤경, 권기남(2010). 부모교육. 서울: 학지사.
이은영, 장진경(2016). 부부 관계 향상 프로그램에 대한 연구: 참여 동기, 교육 만족도, 긍정적 행동의도를 중심으로. Family and Environment Research, 54(2), 165-180. [https://doi.org/10.6115/fer.2016.014]
이재림, 김지애, 차동혁, 이향희(2013). 부모교육 프로그램의 효과성 메타분석: 국내 학술지 연구를 중심으로. 가정과삶의질연구, 31(3), 27-47. [https://doi.org/10.7466/JKHMA.2013.31.3.027]
이재림, 노신애, 박지수(2021). 서울시건강가정지원센터 서울가족학교 아동기 부모교실의 효과성: 2020년 비대면 운영사례 분석. 한국가족관계학회지, 26(3), 3-32. [https://doi.org/10.21321/jfr.26.3.3]
장혜진, 이현진(2018). 아동권리 부모교육에 대한 부모 변인별 참여 양상. 열린부모교육연구, 10(4), 165-182.
정보미, 김낙흥(2016). 영아기 첫 자녀를 둔 맞벌이 부부의 부모교육 경험 및 요구. 아동교육, 25(3), 377-393. [https://doi.org/10.17643/KJCE.2016.25.3.20]
정한나(2012). 아버지의 근무환경 및 역할 신념이 양육참여에 미치는 영향. 이화여자대학교 일반대학원 석사학위논문.
천재영, 최영(2014). 앤더슨 행동모델을 적용한 지역사회 주민의 정신건강서비스 이용 요인 분석. 한국지역사회복지학, 49, 307-335. [https://doi.org/10.15300/jcw.2014.49.2.307]
홍은숙(2018). 가족탄력성 척도 타당화 연구: 장애아 가족을 대상으로. 특수교육학연구, 53(2), 1-22. [https://doi.org/10.15861/kjse.2018.53.2.1]
Aivalioti, I., & Pezirkianidis, C. (2020). The role of family resilience on parental well-being and resilience levels. Psychology, 11(11), 1705-1728. [https://doi.org/10.4236/psych.2020.1111108]
Andersen, R. M. (1995). Revisiting the behavior model and access to medical care: Does it matter? Journal of Health and Social Behavior, 36(1), 1-10. [https://doi.org/10.2307/2137284]
Andersen, R., & Newman, J. F. (1973). Societal and individual determinants of medical care utilization in the United States. The Milbank Memorial Fund Quarterly: Health and Society, 51(1), 95-124. [https://doi.org/10.2307/3349613]
Ajzen, I. (2011). The theory of planned behavior: Reactions and reflections. Psychology & Health, 26(9), 1113-1127. [https://doi.org/10.1080/08870446.2011.613995]
Babitsch, B., Gohl, D., & von Lengerke, T. (2012). Re-revisiting Andersen’s behavioral model of health services use: A systematic review of studies from 1998-2011. GMS Psycho-Social-Medicine, 9, 1-15. [https://doi.org/10.3205/psm000089]
Burr, B. K., Hubler, D. S., & Cottle, N. R. (2017). The development and validation of the couple and relationship education attitudes index: Results from two studies. Marriage & Family Review, 53(5), 491-508. [https://doi.org/10.1080/01494929.2017.1318798]
Carlson, R. G., Wheeler, N. J., Barden, S. M., Romagnolo, S. M., Talyor, D. D., Hipp, C. J., ... & Moran, M. (2022). Using intent-to-attend to predict attendance in community-based relationship education. Family Process, 61(1), 130-145. [https://doi.org/10.1111/famp.12662]
Dumas, J. E., Nissley-Tsiopinis, J., & Moreland, A. D. (2007). From intent to enrollment, attendance, and participation in preventive parenting groups. Journal of Child and Family Studies, 16, 1-26. [https://doi.org/10.1007/s10826-006-9042-0]
Gonzalez, C., Morawska, A., & Haslam, D. M. (2021). A model of intention to participate in parenting interventions: The role of parent cognitions and behaviors. Behavior Therapy, 52(3), 761-773. [https://doi.org/10.1016/j.beth.2020.09.006]
Hawkins, A. J. (2018). Shifting the relationship education field to prioritize youth relationship education. Journal of Couple & Relationship Therapy, 17(3), 165-180. [https://doi.org/10.1080/15332691.2017.1341355]
Hawkins, A. J., Allen, S. E., & Yang, C. (2017). How does couple and relationship education affect relationship hope? An intervention-process study with lower income couples. Family Relations, 66(3), 441-452. [https://doi.org/10.1111/fare.12268]
Hawkins, A. J., Blanchard, V. L., Baldwin, S. A., & Fawcett, E. B. (2008). Does marriage and relationship education work? A meta-analytic study. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 76(5), 723-734. [https://doi.org/10.1037/a0012584]
Hubbard, A., & Harris, S. (2020). A critical review of help-seeking for couples therapy: Clinical implications and next steps. Contemporary Family Therapy, 42, 152-162. [https://doi.org/10.1007/s10591-019-09521-w]
Markman, H. J., Hawkins, A. J., Stanley, S. M., Halford, W. K., & Rhoades, G. (2021). Helping couples achieve relationships success: A decade of progress in couple relationship education research and practice, 2010-2019. Journal of Mariatal and Family Therapy, 48(1), 251-282. [https://doi.org/10.1111/jmft.12565]
Matsumoto, Y., Sofronoff, K., & Sanders, M. R. (2009). Socio-ecological predictor model of parental intention to participate in Triple P-Positive parenting program. Journal of Child and Family Studies, 18, 274-283. [https://doi.org/10.1007/s10826-008-9227-9]
McAllister, S., Duncan, S. F., & Busby, D. M. (2013). Exploratory analysis of factors associated with participation in self-directed and traditional marriage and relationship education. Marriage & Family Review, 49(7), 563-584. [https://doi.org/10.1080/01494929.2013.789461]
Morris, M. L., McMillan, H. S., Duncan, S. F., & Larson, J. H. (2011). Who will attend? Characteristics of couples and individuals in marriage education. Marriage & Family Review, 47(1), 1-22. [https://doi.org/10.1080/01494929.2011.558463]
Parnell, K. J., Scheel, M. J., Davis, C. K., & Black, W. W. (2018). An investigation of couples’ help-seeking: A multiple case study. Contemporary Family Therapy: An International Journal, 40, 110-117. [https://doi.org/10.1007/s10591-017-9427-9]
Panter-Brick, C., Burgess, A., Eggerman, M., McAllister, F., Pruett, K., & Leckman, J. F. (2014). Practitioner review: Engaging fathers-recommendations for a game change in parenting interventions based on a systematic review of the global evidence. The Journal of Child Psychology and Psychiatry, 55(11), 1187-1212. [https://doi.org/10.1111/jcpp.12280]
Salari, R., & Filus, A. (2017). Using the health belief model to explain mothers’ and fathers’ intention to participate in universal parenting programs. Prevention Science, 18(1), 83-94. [https://doi.org/10.1007/s11121-016-0696-6]
Totura Garrison, C. M. W., Neely, D., McGill, J., & Adler-Baeder, F. (2022). Social influences predicting involvement in couple relationship education. Family Relations, 72(5), 2610-2626. [https://doi.org/10.1111/fare.12810]
Wellington, L., White, K. M., & Liossis, P. (2006). Beliefs underlying intentions to participate in group parenting education, Australian e-Journal for the Advancement of Mental Health, 5(3), 275-283. [https://doi.org/10.5172/jamh.5.3.275]

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11
p < .05. p < .01. **p < .001.
1. 성별(남성 = 1)	―
2. 연령	.01	―
3. 교육수준	.17***	-.09*	―
4. 월평균 가구소득	.04	-.01	.25***	―
5. 자녀유무(있음 = 1)	.09*	.42***	-.03	.04	―
6. 가족중요성	-.02	.11**	.03	.05	.15***	―
7. 가족탄력성	-.03	-.01	.10**	.11**	.02	.29***	―
8. 가족센터 인지도	-.19***	.20***	-.08*	.00	.13***	.05	.14***	―
9. 커플/부부교육 참여 경험유무(있음 = 1)	-.03	-.02	.04	-.03	-.06	-.01	.02	.06	―
10. 가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스	-.10**	.04	-.02	-.06	-.03	-.16***	-.31***	-.04	.06	―
11. 부부교육 참여의향	.05	-.07*	.08*	.03	.02	.02	.07	.04	.19***	.10**	―

	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11
p < .05. p < .01. **p < .001.
1. 성별(남성 = 1)	―
2. 연령	.03	―
3. 교육수준	.14**	.06	―
4. 월평균 가구소득	.04	.10*	.31***	―
5. 첫째 자녀 취학여부(취학 = 1)	-.17**	.57***	.02	.02	―
6. 가족중요성	-.04	.03	.03	-.07	.09	―
7. 가족탄력성	-.06	-.01	.13**	.15**	.05	.29***	―
8. 가족센터 인지도	-.19***	.10*	-.01	-.03	.13*	.03	.11*	―
9. 부모/아버지교육 참여 경험유무(있음 = 1)	-.07	.00	.03	-.01	.12*	.07	.08	.13*	―
10. 자녀돌봄 및 교육의 어려움	-.10*	-.05	.03	.02	.05	-.01	-.19***	.05	.10	―
11. 부모교육 참여의향	-.02	-.06	.05	.00	-.02	.09	-.00	.16**	.22***	.31***	―

	B	SE	β
* p < .05. p < .01. *p < .001.
선행요인
성별(남성 = 1)	.160	.082	.071
연령	-.014	.005	-.111**
교육수준	.047	.042	.041
월평균 가구소득	.047	.091	.019
자녀유무(있음 = 1)	.262	.155	.066
가족중요성	.029	.070	.015
자원요인
가족탄력성	.173	.080	.084*
가족센터 인지도	.097	.072	.050
커플/부부교육 참여 경험유무(있음 = 1)	.800	.155	.183***
욕구요인
가족관계 및 가족 간 불화로 인한 스트레스	.183	.052	.130**
상수	1.326	.712
R²	.072
F	5.885***

	B	SE	β
* p < .05. p < .01. *p < .001.
선행요인
성별(남성 = 1)	.084	.114	.037
연령	-.007	.012	-.034
교육수준	.038	.063	.031
월평균 가구소득	.001	.138	.000
첫째 자녀 취학여부(취학 = 1)	-.134	.160	-.051
가족중요성	.152	.096	.080
자원요인
가족탄력성	-.005	.105	-.002
가족센터 인지도	.280	.101	.138**
부모/아버지교육 참여 경험유무(있음 = 1)	.555	.151	.179***
욕구요인
자녀돌봄 및 교육의 어려움	.429	.074	.288***
상수	1.094	1.058
R²	.161
F	7.088***

구분	부부교육 참여 의향 기혼 남녀 (N = 769)		부모교육 참여 의향 미성년 자녀를 둔 부모 (N = 381)
구분	n	%	n	%
성별
남성	404	52.5	271	57.0
여성	365	47.5	164	43.0
연령대
20-39세	107	13.9	68	17.8
40-49세	234	30.4	217	57.0
50-64세	428	55.7	96	25.2
교육수준
고졸 이하	97	12.6	32	8.4
2-3년제 대학 졸업	98	12.7	63	16.5
4년제 대학 졸업	440	57.2	217	57.0
대학원 졸업	134	17.4	69	18.1
월평균 가구소득
300만 원 미만	64	8.4	26	6.8
300-399만 원	82	10.7	44	11.5
400-499만 원	121	15.7	64	16.8
500-599만 원	110	14.3	49	12.9
600-699만 원	124	16.1	69	18.1
700-799만 원	73	9.5	34	8.9
800-899만 원	65	8.5	38	10.0
900-999만 원	45	5.9	20	5.2
1,000만 원 이상	85	11.1	37	9.7
자녀유무
있음	701	91.2	381	100.0
없음	68	8.8	-	-
미취학 자녀유무
있음	87	12.4	90	23.6
없음	614	87.6	291	76.4