[ Article ]

Journal of Families and Better Life - Vol. 43, No. 3, pp.71-87

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

Print publication date 30 Sep 2025

Received 18 Jun 2025 Revised 21 Jul 2025 Accepted 23 Sep 2025

DOI: https://doi.org/10.7466/JFBL.2025.43.3.71

자녀의 부적응 행동에 영향을 미치는 부모효능감과 관련 요인: 부와 모 다집단 경로모형 분석

최빛내¹

Parental Self-Efficacy and Factors Influencing Children’s Maladaptive Behavior: A Multi-Group Path Analysis of Fathers and Mothers

Bin-Nae Choi¹

1Clinical Psychology, Hesed Psychology Counselling Center, Director

Correspondence to: ^*Bin-Nae Choi, Clinical Psychology, Hesed Psychology Counselling Center, 384, Hangeulbiseok-ro, Nowon-gu, Seoul 01781, Rep. of Korea. Tel: +82-2-931-1307, E-mail: bitnae@naver.com

초록

본 연구의 목적은 Bandura의 이론적 모형을 바탕으로 부모 효능감의 영향을 분석하고, 한국 부모의 부모 효능감 특성을 규명하는 데 있다. 연구 대상은 초등학교, 중학교, 고등학교 자녀를 둔 부모 397명(아버지 193명, 48.6% / 어머니 204명, 51.4%)이다. 부모효능감, 자아존중감, 삶의 만족도, 결혼만족도, 부부갈등, 소득 만족도, 자녀 연령, 자녀의 부적응 행동 등을 측정하였다. 자료 분석은 SPSS 25.0과 AMOS 26.0 프로그램을 사용하여, 확인적 요인분석(CFA)과 구조방정식모형(SEM), 그리고 성별에 따른 다중집단 분석(multi-group analysis)을 실시하였다. 아버지 집단에서는 소득 만족도가 자아존중감, 삶의 만족도, 부부 만족도에 영향을 미치는 변수로 나타났으며, 부부 만족도와 자녀의 연령은 부모 효능감에 영향을 주는 주요 변수로 확인되었다. 어머니 집단에서는 소득 만족도가 자아존중감, 삶의 만족도, 부부 갈등, 부부 만족도에 변수로 나타났으며, 맞벌이 여부는 부부 갈등에 영향을 미치는 변수로 분석되었다. 또한, 부모의 자아존중감과 삶의 만족도는 부모 효능감에 영향을 미치는 핵심 요인으로 밝혀졌으며, 부모 효능감과 자녀의 연령은 자녀의 문제행동에 영향을 미치는 요소로 확인되었다. 이 연구의 의의는 Bandura 척도를 활용하여 이론적 모델을 실제에 적용하고, 한국 부모의 부모 효능감이 자녀의 문제행동을 예방하는 데 높은 효과를 보인다는 점, 그리고 학교 체계의 지원에 대한 부모 효능감은 낮게 나타났다는 점을 확인한 데 있다. 또한, 부와 모 각각의 부모 효능감에 영향을 주는 주요 변인들을 구체적으로 확인함으로써, 향후 부모 교육 및 상담에 유용한 기초자료를 제공하였다.

Abstract

The purpose of this study was to analyze the effects of parental efficacy using Bandura’s model and to examine the characteristics of parental efficacy among Korean parents. Participants were 397 parents of elementary, middle, and high school students, consisting of 193 fathers (48.6%) and 204 mothers (51.4%). Data were analyzed using SPSS 25.0 and AMOS 26.0, with confirmatory factor analysis (CFA), structural equation modeling (SEM), and multi-group analysis conducted to compare differences by gender. For fathers, income satisfaction significantly influenced self-esteem, life satisfaction, and marital satisfaction, while marriage satisfaction and children’s age were key predictors of parental efficacy. For mothers, income satisfaction affected self-esteem, life satisfaction, marital conflict, and marital satisfaction, and dual-income status was associated with marital conflict. Additionally, self-esteem and life satisfaction were important predictors of parental efficacy. Across both groups, parental efficacy and children’s age were significant factors influencing children’s problem behaviors. This study demonstrates the applicability of Bandura’s theoretical model to parental efficacy in the Korean context. Findings highlight that parental efficacy plays a critical role in preventing children’s problem behaviors, while school system support efficacy was found to be relatively low. The results further identify key variables associated with parental efficacy for fathers and mothers, providing useful insights for parent education and counseling.

Keywords:

parental efficacy, self-esteem, marital conflict, marital satisfaction, life satisfaction

키워드:

부모효능감, 자아존중감, 부부갈등, 결혼만족도, 삶의 만족도

Ⅰ. 서론

자녀들의 건강한 발달을 위한 부모의 역할은 매우 중요하다. 특히 자녀의 발달에 영향을 미치는 부모역할에 대한 개념 중 부모의 행동을 가장 잘 설명하는 개념으로 Jones와 Prinz(2005)는 부모효능감을 강조하고 있다. 또한 Wittkowski와 그의 동료들(2017)도 부모효능감에 대한 문헌고찰을 통해 자녀발달에 영향을 미치는 부모효능감의 중요성을 입증하였다. Miller와 그의 동료들(1999)은 부모효능감은 부모와 아동의 심리 안정에 결정적인 요소이면서 자녀에 대한 부모 행동에 큰 영향을 미치는 인지 특성임을 강조하면서 부모효능감이 높은 부모일수록 자녀의 발달에 긍정적인 영향을 미치는 양육행동을 나타내며, 동시에 자녀의 심리사회적인 적응에도 요인이라는 점을 강조한다. Coleman과 Karraker(1997)의 연구에서도 부모효능감이 높은 부모가 바람직한 양육행동을 보이고, 부모와 자녀간의 긍정적 상호작용은 자녀의 건강한 성장 발달을 촉진한다는 것이 확인되었다.

부모효능감은 자녀의 사회정서적 능력, 자기 조절력, 공격성과 관련한 문제행동, 정서지능이나 학습행동 등과도 관련이 있다(권승, 이귀숙, 2017; 김경은, 2011; 김혜순, 2009; 남재희, 2004; 송민영, 2018; 윤진주, 2005; 이진숙, 한지현, 2004; 임성택, 홍송이, 2018; 임순선, 한상철, 2011). 부모효능감이 높은 부모들이 자녀 양육에 있어 융통성이 있고, 일관되며, 긍정적인 반응을 많이 하며, 능숙하게 대처한다고 한다(우희정, 1993; 우희정, 최정미, 2002; 임소진, 진세경, 2015). 또한 부모효능감이 높은 부모들은 자녀가 가지고 있는 자원을 잘 사용하도록 돕고 문제를 해결해야 하는 상황에서 적절하게 도움을 주어 부모-자녀간의 관계를 원만하게 이끌며(문태형, 2002; 신용주, 김혜수, 2003; 신용주 외, 2014; 이미숙, 2001), 부모 스스로가 통찰력을 가지고 상황을 바라보고 변화를 시도함으로써 스스로 부모됨에 만족감을 가진다(김지현, 이지민, 2011; 박현숙, 김이영, 2009). 이와 같이 부모효능감은 부모 개인뿐 아니라 자녀의 발달과 관련한 다양한 영역에 긍정적인 영향을 미치는 핵심 요소이며(Coleman & Karraker, 1997), 부모와 자녀 사이에서 발생하는 다양한 행동들을 예측하는 변수로 작용하고 있다(Jonston & Mash, 1989). 특히 박준희(2009)는 좋은 부모는 타고나는 것이 아니라 노력과 훈련을 통하여 변화하며, 부모효능감도 노력을 통해 변화할 수 있다는 점을 강조한다.

본 연구는 기존의 부모효능감에 대한 연구들과 다음과 같은 차이를 보인다. 첫째, 부모효능감 관련요인들을 종속변수와 독립변수로 구성하여 영향 정도를 확인한 것과 달리 Bandura의 자기효능이론에 기반한 모형을 적용하였다. 특히 본 연구는 자기효능감의 네 가지 주요 정보원인 성취경험, 대리경험, 언어적 설득, 정서적⋅생리적 상태를 이론적 토대로 삼아, 각 정보원이 본 연구의 주요 변인들과 어떻게 구조적으로 연결되는지를 명시적으로 반영하였다. 자아존중감과 삶의 만족도는 자기효능감의 ‘정서적⋅생리적 상태’ 정보원과 연결되며, 이는 양육과정에서의 정서적 안정성과 자기평가가 부모효능감에 미치는 영향을 설명한다. 또한 결혼만족도와 부부갈등은 ‘언어적 설득’에 해당하는 요인으로, 배우자로부터의 지지 및 갈등 상황에서 얼마나 언어적인 이해를 구했는지를 설명한다. 자녀의 연령이나 소득에 대한 만족도는 ‘성취경험’정보원과 관련되어, 양육 성공 경험의 누적과 눈에 보이는 소득에 대한 만족이 부모효능감을 향상시키게 하는 요인으로 작용한다. ‘대리경험’에는 부모의 맞벌이 여부나 성별에 대한 비교가 공통성을 가지는 그룹간의 역할 모델 및 관찰 가능성을 시사할 수 있어 관련 변인이다. 이러한 정보원-변인 간 연결을 바탕으로 본 연구는 단순 개념 차용에 그치지 않고 Bandura 이론을 정교하게 구조화하여 부모효능감의 형성과정과 그 영향요인을 분석하였다. 이러한 방법적 접근은 향후 연구의 이론적 틀을 제공할 수 있을 것이다. 또한 부모의 심리정서적 특징과 부부관계적 요인, 자녀의 문제행동을 모두 포함하여 부모효능감 영향요인을 파악하였다. 선행연구를 토대로 부모효능감과 관련한 요인들은 자아존중감(김연희, 2013; 이정인, 2009; 이진희, 2015; 이현숙, 2015; 장경오, 2014; 한숙자, 2019), 삶의 만족도(김지현, 2012; 장여옥, 2015; 전은미, 2016; 정계숙, 견주연, 2014; 최선미, 최미숙, 2016), 부부갈등(김정주, 김용미, 2007; 양예진, 도현심, 2019), 결혼만족도(박수경, 2013; 이형옥, 2010; 전상희, 2017; 최형성, 2013), 자녀의 문제행동(권승, 이귀숙, 2017; 임순선, 한상철, 2011; 기쁘다, 2018; 이귀숙, 김현숙, 2016) 등이었다. 이러한 요인을 Bandura 모델의 개인적 변인, 행동적 변인에 투입하여 모형을 검증하였다.

둘째, Sevigny와 Loutzenhiser(2009)는 부모 개인적인 요인이 부모효능감에 영향을 미치는 것에 있어 어머니와 아버지가 유의하게 차이를 보이기에 부모의 성별에 따라 부모효능감을 따로 측정해야 한다고 주장한다. 이는 Bandura의 자기효능감 이론에서 강조한 ‘모델의 유사성(similarity to the model)’ 개념과 관련되며, 관찰 학습이나 사회적 비교가 자기효능감 형성에 영향을 미칠 때 성별은 중요한 준거틀로 작용한다. 즉, 어머니는 어머니의 양육행동을, 아버지는 아버지의 양육행동을 더 신뢰 가능한 모델로 인식할 가능성이 높으며, 이는 성별에 따른 자기효능감 발달 경로를 다르게 만들 수 있다(이영환, 오미연, 2006). 또한, 한국 사회는 전통적으로 성별에 따른 부모역할이 뚜렷하게 분화되어 온 문화적 배경을 가지고 있으며, 이는 부모효능감에 영향을 주는 사회적 기대와 역할 부담이 성별에 따라 다르게 나타날 가능성을 높인다(최빛내, 정현숙, 2021). 따라서 부모의 성별을 구분하여 부모효능감의 하위요인의 차이뿐 아니라 영향요인에 대한 모형을 검증하는 것은, 이론적 정당성과 문화적 타당성을 확보하는 중요한 시도라 할 수 있다(황혜신, 윤명자, 2015). 기존 연구들은 어머니를 대상으로 한 연구가 대부분이며, 아버지만을 대상으로 한 연구도 드물게 있었지만, 이처럼 이론적 정당성과 문화적 맥락을 바탕으로 성별 차이를 구조적으로 분석한 연구는 거의 없다는 점에서 본 연구의 차별성과 기여도를 설명할 수 있다. 따라서 부모의 성별을 나누어 부모효능감의 특성을 살펴보는 것이 필요하다. 기존 연구들은 어머니를 대상으로 한 연구(김경미, 2006; 백종화, 박성연, 2002; 손재익, 2010; 송미혜 외, 2007; 신혜린, 2012; 오미숙, 2005; 이진숙, 한지현, 2004; 전근혜, 2017)가 대부분이며, 아버지만을 대상으로 한 연구(박만호, 2014; 장석경, 이지현, 2008)도 진행되었으나 부모의 성별에 따른 차이를 집중적으로 비교한 연구는 찾아보기 어렵다. 따라서 본 연구는 부모의 성별을 구분하여 부모효능감의 하위요인의 차이뿐 아니라 영향요인에 대한 모형을 검증하였다.

셋째, 소득 만족도와 같은 경제적 특징이 부모효능감에 영향을 미치는 변수(오경숙, 한유미, 2006; 이슬기 외, 2007)임에도 불구하고, 기존 연구는 대부분 가구의 절대 소득이나 사회경제적 지위를 중심으로 분석되어 중요한 심리사회적 구성개념을 설명하는 것에 한계를 가져 왔으며, 설명력이 낮아 실질적인 교육적 함의를 도출하기도 어려웠다(김태원, 이주미, 2015; 이현정, 김모윤, 2019). 따라서 본 연구는 ‘소득 수준’이 아닌 ‘소득에 대한 주관적 만족도’를 독립변수로 활용하였다. 그 이유는 객관적인 소득 수준보다 주관적으로 측정한 소득에 대한 만족도를 평가하는 것이 개인의 경제적 상태를 더 의미있게 설명해 주며, 부모가 동일한 소득 수준을 가지고 있더라도 그것을 만족스럽게 받아들이는지의 여부가 부모역할 수행에 대한 자기평가에 차이를 만들어낼 수 있으며, 이는 부모효능감이라는 인지적 신념 체계에 영향을 미치는 설명 변수가 될 수 있다(박순미, 손지아, 2016; 임승범, 김재우, 2021). 따라서 본 연구는 기존의 ‘객관적 경제 지표’ 중심 접근이 가진 한계를 비판적으로 반성하고, 부모의 심리사회적 자원으로서의 ‘경제 만족도’가 부모효능감에 어떠한 영향을 미치는지를 보다 심층적으로 조망하고자 하였다. 이는 기존 양육효능감 관련 모형에 주관적 경제지각 요인을 통합한 점에서 이론적 확장성을 가지며, 실천적 개입 차원에서도 더 실용적인 정보로 활용될 수 있다.

넷째, 맞벌이 여부는 부모효능감에 영향을 미치는 잠재적 요인으로 제기되어 왔다. 일부 연구에서는 맞벌이 부모, 특히 어머니의 경우 양육과 직장 역할 사이의 충돌로 인해 효능감이 낮아질 수 있다는 결과를 제시하고 있고(김혜성, 2001; 허은경, 2004), 다른 연구에서는 경제적 안정감이나 사회적 정체성 확장 등의 긍정적 자원이 부모효능감을 높인다는 결과도 존재한다(민은홍, 2008; 백종화, 박성연, 2002; Greenhaus & Powell, 2006). 본 연구는 이와 같은 이론적 대립을 고려하여 맞벌이 여부를 주요 설명변수가 아닌 통제변수로 설정하였다. 즉, 맞벌이 여부가 부모효능감에 미치는 영향을 본격적으로 규명하려 하기보다는, 심리정서적 요인(예: 자아존중감, 삶의 만족도) 및 관계적 요인(예: 부부갈등, 결혼만족도)의 영향을 명확히 확인하기 위해 잠재적 외생 변수로서 맞벌이 여부를 통제함으로써 모델의 내적 타당도를 제고하고자 하였다. 이를 통해 본 연구는 맞벌이 여부가 부모효능감에 미치는 직접효과보다는, 다른 주요 심리⋅관계적 요인의 작용을 보다 명확하게 해석할 수 있는 기반을 마련하고자 하였다.

이러한 선행연구 검토와 이론적 기반을 바탕으로 본 연구는 Bandura의 자기효능감 이론을 중심으로, 한국 부모의 부모효능감에 영향을 미치는 다양한 심리⋅사회⋅관계적 요인을 통합적으로 분석하고자 한다. 특히 자기효능감의 네 가지 정보원(성취경험, 대리경험, 언어적 설득, 정서적⋅생리적 상태)을 이론적 틀로 삼아, 각 요인이 부모효능감과 어떻게 구조적으로 연결되는지를 실증적으로 탐색하였다. 본 연구는 다음의 연구문제를 설정하였다.

1. 부모의 자아존중감, 삶의 만족도, 결혼만족도, 부부갈등 등은 부모효능감에 어떤 영향을 미치는가?
2. 부모효능감은 자녀의 문제행동(내재화, 외현화)에 어떤 경로를 통해 영향을 주는가?
3. 부모의 성별에 따라 부모효능감의 구조적 경로 및 영향 요인에 차이가 있는가?
4. 소득 만족도(주관적 경제 인식)는 부모효능감 형성에 유의미한 영향을 미치는가?

Ⅱ. 이론적 배경

1. 부모효능감과 Bandura의 자기효능감 이론

부모효능감(parental self-efficacy)은 부모가 자신의 양육 행동을 성공적으로 수행할 수 있다고 믿는 자기지각적 능력 신념이다(Coleman & Karraker, 1997). 이는 단순한 태도나 만족감이 아닌, 부모 역할과 관련된 다양한 과제(훈육, 정서조절, 학교 연계 등)를 얼마나 성공적으로 수행할 수 있는지를 스스로 평가하는 심리적 메커니즘이다. 자기효능감 이론의 창시자인 Bandura(1986, 1997, 2006)는 이러한 신념 체계가 인간 행동의 선택, 노력, 인내, 회복력 등에 미치는 결정적 영향을 강조했다.

Bandura(2006)는 자기효능감이 다음 네 가지 정보원에 의해 형성된다고 보았다. ① 성취경험(Mastery Experiences): 과거에 과제를 성공적으로 수행한 경험. 가장 강력한 효능감 형성 요인이다. ② 대리경험(Vicarious Experiences): 자신과 유사한 사람의 성공을 관찰함으로써 간접적으로 효능감을 갖게 되는 과정. ③ 언어적 설득(Verbal Persuasion): 타인의 지지나 격려, 혹은 비판이 자기신념에 영향을 주는 경우. ④ 정서적⋅생리적 상태(Physiological and Affective States): 불안, 우울, 피로 등 정서 및 신체 상태가 자기평가에 영향을 미침. 이러한 틀에서 볼 때, 부모효능감은 단일 요인에 의해 설명될 수 없으며, 개인의 심리 상태, 가족 내 관계, 환경적 조건 등 복합적 요소에 의해 구성된 다차원적 개념임을 알 수 있다. 본 연구는 이러한 Bandura의 이론을 구조화하여 다음과 같은 요인들을 중심으로 분석모형을 구성하였다.

2. 주요 변인별 이론적 연결 및 선행연구 검토

1) 자아존중감

자아존중감(self-esteem)은 자기 자신에 대한 긍정적 인식과 가치 판단으로, 자기효능감 형성에 밀접한 영향을 미친다(Rosenberg, 1965). Bandura(1997)는 자아존중감이 직접적인 자기효능감의 정보원은 아니지만, 효능감 신념과 상호작용하는 정서적 기반이라고 보았다. 자아존중감이 높은 사람은 실패를 일시적 경험으로 받아들이고, 능동적으로 과제를 재도전하며, 정서적으로도 더 안정된 태도를 보인다(김연희, 2013; 이현숙, 2015). 부모 역할에서도 이 경향은 유사하다. 자아존중감이 높은 부모는 자신의 양육 행동을 더 유능하게 평가하며, 자녀의 문제행동에도 보다 침착하고 일관되게 대응한다. 반면 자아존중감이 낮은 부모는 양육 과정에서 쉽게 좌절하거나 자신의 능력에 회의를 갖기 쉽다. 따라서 자아존중감은 부모효능감을 뒷받침하는 핵심 개인적 심리 자원이다(이진희, 2015; 장경오, 2014).

2) 삶의 만족도

삶의 만족도는 개인이 자신의 전반적 삶에 대해 지각하는 주관적 행복감이나 충족감으로, 정서적 안정성을 반영하는 핵심 지표다(Diener et al., 1985; 한성열, 1995). 삶의 만족도가 높을수록 양육 과정에서 나타나는 스트레스와 도전 과제를 긍정적으로 수용하며, 자녀와의 상호작용도 유연하고 감정적이다(김지현, 이지민, 2011; 정계숙, 견주연, 2014). Bandura(2006)는 자기효능감이 개인의 긍정적 정서와 상호작용하며 지속적인 동기를 제공한다고 설명하였다. 삶의 만족도는 단지 결과 변수가 아니라, 양육 상황에서 감정적 자기조절을 가능케 하는 정서 정보원으로 작용할 수 있다. 특히 부모가 자신의 삶을 긍정적으로 평가할 때, 부모 역할 수행에 대한 자신감 역시 높아질 가능성이 있다.

3) 부부갈등과 결혼만족도

부부관계는 부모효능감에 있어 단순한 외부 변수가 아니라 가장 직접적인 사회적 맥락이다. 배우자와의 갈등은 정서적 스트레스를 유발할 뿐 아니라, 부모로서의 역할 수행에 대한 자긍심과 동기를 약화시킬 수 있다(Belsky, 1984; Goldberg & Easterbrooks, 1984). 반대로, 결혼생활에 대한 만족감은 정서적 지지를 제공하여 부모역할 수행에 있어 중요한 정서적 안전기제가 된다(정현숙, 2004; 김정주, 김용미, 2007). Bandura의 관점에서는 배우자의 지지와 인정은 언어적 설득의 주요한 원천으로 작용한다. “당신은 좋은 부모야”라는 말 한 마디가 효능감에 실질적 영향을 줄 수 있는 것이다. 반면, 반복되는 부정적 피드백은 부모효능감의 저해 요인으로 작용할 수 있다.

4) 소득 만족도

기존 연구에서는 가구의 절대 소득이나 사회경제적 지위를 중심으로 부모효능감의 차이를 분석했으나, 이는 현실에서의 심리적 경험을 설명하기에 한계가 있다. 본 연구는 객관적 소득이 아닌 **‘소득에 대한 주관적 만족도’**를 변수로 설정하여, 개인의 경제 상태에 대한 지각이 양육 자기신념에 어떻게 영향을 미치는지를 분석하고자 하였다. Kahneman과 Deaton(2010)의 연구에 따르면, 객관적 소득이 일정 수준 이상에서는 정서적 웰빙을 더 이상 증가시키지 않지만, 소득 만족도는 삶의 평가와 정서 경험에 지속적인 영향을 준다. Whelan과 Maitre(2013) 또한 유럽 27개국 데이터를 분석한 결과, 물질적 박탈보다 경제적 스트레스에 대한 주관적 인식이 심리적 결과를 더 잘 설명한다고 주장하였다. 소득 만족도는 양육 성공 경험의 자원 기반이 되며, 부모가 자신의 삶에 만족감을 느낄 때 부모 역할에 대한 자신감 또한 강화된다.

5) 자녀 연령

자녀가 성장할수록 부모는 양육에 대한 경험이 축적되며, 이는 Bandura가 강조한 성취경험의 원천으로 작용할 수 있다. 자녀의 연령이 높을수록 부모가 일상적 문제를 해결한 경험이 많고, 자신감이 증가할 수 있다(송미혜 외, 2007; 김미숙, 문혁준, 2005). 하지만 동시에, 청소년기의 자녀를 둔 부모는 갈등과 스트레스를 더 많이 경험하기도 하며, 이로 인해 부모효능감이 낮아질 수도 있다(이지원, 2003). 따라서 자녀의 연령은 단선적 요인이 아닌, 양육 상황의 복잡성과 성공 경험 간 균형을 반영하는 변수로 이해되어야 한다.

3. 연구모형과의 이론적 정합성

본 연구는 Bandura(2006)의 자기효능감 이론에 근거하여, 부모효능감이 자녀의 부적응 행동에 미치는 영향과 그 관련 요인을 구조적으로 분석하고자 하였다. Bandura는 자기효능감을 개인이 특정 상황에서 필요한 행동을 성공적으로 수행할 수 있다는 믿음으로 정의하며, 이러한 신념이 인간의 동기, 감정, 행동에 지속적 영향을 미친다고 보았다. 본 연구는 부모효능감을 중심으로, 심리적 요인(예: 자아존중감, 삶의 만족도), 관계적 요인(예: 결혼만족도), 환경적 요인(예: 소득 만족도, 맞벌이 여부) 등이 부모효능감에 영향을 미치고, 이는 다시 자녀의 부적응 행동에 영향을 미친다는 경로를 설정하였다. 이러한 구조는 자기효능감이 행동에 미치는 영향에 대한 Bandura의 이론을 실증적으로 반영하며, 특히 부모효능감이라는 하위 영역에서 자녀 양육 행동 및 자녀 발달 결과와의 관계를 설명하는 데 이론적 타당성을 지닌다. 따라서 본 연구모형은 자기효능감 이론의 핵심 개념과 논리구조를 실제 변수 간 경로로 구체화함으로써, 이론과 분석 모형 간의 정합성을 확보하고 있다.

Ⅲ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구의 대상은 초, 중, 고 자녀를 둔 학부모 413명을 대상으로 리서치 회사를 통해 전국 표집되었으며, 아버지(193명), 어머니(204명)으로 동일 가정에서의 부부가 아닌 독립적으로 표집된 개별조사 대상자로 성별에 따른 부모효능감의 구조적 차이를 분석하기 위한 비교집단으로 활용되었다. 이중 이혼이나 재혼, 별거나 사별, 자녀 중 장애가 있는 사례 등을 제외하고 397명이 포함되었다. 연구대상의 특징은 <표 1>에 제시하였다. 첫째 자녀의 연령을 기준으로 초등학교는 201명(50.6%), 중학교는 99명(24.9%), 고등학교는 97명(24.4%)이다. 연구대상의 평균 연령은 40.04(SD 4.427)세이며, 자녀수는 1명이 123명(31%), 2명이 240명(60.5%), 3명이 33명(8.3%), 4명은 1명(.3%)이었고, 그 이상의 자녀를 둔 사례는 없었다. 맞벌이가 247명(62.2%)였으며, 외벌이는 150명(37.8%)이었다. 교육수준은 4년제 대학을 졸업한 대상자가 220명(55.4%)이며, 종교가 없는 경우가 214명(53.9%)으로 반 이상을 차지하였다. 직업은 사무직에 종사하는 경우가 209명(52.6%)에 해당한다. 부모효능감에 관련 변수로 작용하는 경제적인 요인에 대한 질문인 소득 만족 정도에 대해서는 아버지 집단이 평균 5.84이고 어머니 집단의 평균이 5.75로 아버지 집단이 높았다.

표 1.

연구대상의 인구통계학적 특성빈도(%)

2. 연구모형

Bandura의 자기효능이론에 근거한 부모효능감 모델의 세부 요인은 <그림 1>에 제시한 것과 같이, 개인적 요인에는 가족의 구조적 특징(경제적 요인, 자녀의 연령, 부모의 성별, 부모의 맞벌이 여부), 부모의 심리정서적 특징(자아존중감, 삶의 만족도), 부모의 부부관계적 특징(부부갈등, 결혼만족도)이며, 자기효능감은 부모효능감으로, 행동적 요인은 자녀의 문제행동(내현화, 외현화)이다. Bandura의 모형을 통해 부모효능감의 적용가능성을 확인하기 위한 연구모형은 <그림 2>와 같으며, 자아존중감, 삶의 만족도, 결혼만족도가 높을수록 부모효능감이 높아지며, 부부갈등이 낮을수록 부모효능감이 높아지는지, 부모효능감이 낮을수록 자녀의 문제행동이 감소되는지를 검증하였다.

그림 1.

Bandura모델에 근거한 연구모델

그림 2.

부모효능감 연구모형

3. 연구도구

1) Bandura’s Parental Self-Efficacy Scale

Bandura(2006)의 ｢Gudie for Constructing Self-Efficacy Scales｣에 소개된 Parental self-Efficacy 척도인 총 9요인인 47문항을 사용하였고 최빛내(2021)이 제시한 6개 요인(자녀생활지원, 회복탄력성, 학교체계지원, 문제행동예방, 학교환경개선, 외부환경지원)으로 측정하였다. 예시 문항은 ‘자녀가 학업을 열심히 하도록 하기’, ‘일상적인 문제로 인해 당황하지 않도록 하기’, ‘자녀가 하는 방과 후 활동에 영향을 주기’, ‘자녀가 나쁜 친구들과 어울리지 않도록 하기’, ‘자녀 학교의 교육내용에 대해 의견을 말하기’, ‘자녀에게 당신의 가치를 심어주기’ 등이 있다. 본 연구의 부모효능감 척도의 Cronbach’s α는 부의 경우 .902에서 .967로, 모의 경우는 .904에서 .969로 나타나 내적합치도가 높다.

2) 가족의 구조적 특징

부모효능감과의 관련요인에서 중요하게 영향을 미치는 변수인 경제적 요인(소득만족정도)과 자녀연령(학교급간), 부모의 맞벌이 유무를 선행연구를 토대로 통제변인으로 채택하였다. 경제적 요인은 ‘현재의 나 또는 가족의 소득에 대해 전반적으로 만족한다’라는 문항에 0점(전혀 그렇지 않다)부터 10점(매우 그렇다)까지 응답하도록 하였다. 자녀연령은 첫째 자녀의 연령을 기준으로 하였으며, 부모의 직업유무는 설문지를 작성한 부모가 직업이 있으면 0, 없으면 1로 더미변수 처리하여 분석하였다.

3) 자아존중감

자아존중감은 Rosenberg(1965)의 척도를 사용하였으며, 전병제(1974)가 번안한 이후 한국에서 가장 많이 사용되고 있는 척도이다. Rosenberg는 5,024명의 샘플을 대상으로 문항을 구성하였다. 문항은 자신의 가치에 대해 묻는 것으로 ‘나는 내 자신에 대하여 긍정적인 태도를 가지고 있다’, ‘나는 가끔 내 자신이 쓸모없는 사람이라는 느낌이 든다’ 등의 긍정문항과 부정문항이 포함된 총 10문항으로 구성되어 있다. 측정 점수는 0점(전혀 그렇지 않다)에서 3점(매우 그렇다)까지 4점 리커트 척도로 평정하며, 부정문항은 역채점한 후의 합산점수가 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다. 문항 중 3, 5, 8, 9, 10번은 부정 문항이다. Rosenberg(1965)의 연구에서 문항 전체 신뢰도는 Cronbach’s α= .80으로 나타났으며, 본연구의 Cronbach’s α= .80으로 동일하였다.

4) 삶의 만족도

전반적인 삶의 만족도를 평가는 Diener et al.(1985)이 개발한 SWLS: Satisfaction With Life Scale을 조명한과 차경호(1998)가 번안한 것을 사용하였다. 문항은 인생에 대한 개인적 생각을 묻는 것으로 ‘나의 인생은 내가 이상적으로 여기는 모습에 가깝다’, ‘다시 태어난다 해도 지금처럼 나는 살아갈 것이다’등의 총 5문항으로 이루어져 있다. 응답자는 7점 리커트 척도로 평정한다(1점: 매우 불만족한다, 7점: 매우 만족한다). 점수가 높을수록 자신의 삶에 대한 만족도가 높은 것이라 볼 수 있으며, 한국판 삶의 만족도 개발 연구에서의 내적합치도는 .92이다(조명한, 차경호, 1998). 본연구에서는 Cronbach’s α = .90이다.

5) 부부갈등

부부갈등은 정현숙(2004)이 개발한 한국형 결혼만족도 척도를 사용하였다. 문항의 내용은 부부갈등의 상황을 예상하게 하는 것으로 ‘배우자는 내 생각이나 기분, 내가 원하는 것을 중요하게 생각하지 않는다’, ‘배우자는 내 생각과 말을 내가 의도한 것보다도 더 부정적으로 보는 경향이 있다’등을 포함한 8문항으로 구성되어 있다. 측정은 0점(전혀 그렇지 않다)에서 6점(매우 그렇다)까지 총 7점 리커트 척도로 하게 되며, 척도의 합산점수가 높을수록 부부갈등은 높은 상태라 할 수 있다. 정현숙(2004)의 연구에서는 Cronbach’s α= .96으로 나타났으며. 본 연구에서는 Cronbach’s α = .95를 보였다.

6) 결혼만족도

결혼만족도는 단일차원 척도인 Schumm과 그의 동료들(1983)의 Kansas Marital Satisfaction Scale(KMSS)를 정현숙(2001)이 수정하고 번안한 한국형-KMSS로 아동패널 검사도구로 사용되고 있는 척도를 활용하였다. KMSS는 부부관계에 대해 생각하는 주관적인 평가로 결혼생활에 있어 어느 정도 만족하는지를 측정하게 된다. 문항은 ‘배우자로서의 남편에 대해 얼마나 만족하십니까?’, ‘아버지로서 남편에 대해 얼마나 만족하십니까?’ 등의 총 4문항으로 구성되어 있다. 척도의 점수는 1점(매우 불만족)에서 7점(매우 만족)으로 7점 리커트 척도로 평정하며, 척도의 합산점수가 높을수록 결혼만족도가 높음을 의미한다. 정현숙(1997)의 연구에서는 신뢰도는 아내가 Cronbach’s α= .91, 남편이 Cronbach’s α= .90으로 높다. 본 연구에서는 전체 집단의 Cronbach’s α= .96이었다.

7) 부적응행동

K-Vineland-Ⅱ(바인랜드 적응행동척도 2판)의 부적응행동 영역을 사용하였다. Sparrow et al.(2005)이 개발한 척도로, 국내에서 표준화 과정을 걸쳐 출판되고 있다(황순택 외, 2015). 개인의 적응적 기능을 방해하는 내현화와 외현화로 하위영역이 구분된다. 내현화는 ‘지나치게 의존한다’등의 11문항으로 구성되며, 외현화는 ‘의도적으로 불복종하고, 어른 또는 상급자에게 반항한다’등의 10문항으로 총 21문항이다. 각 문항은 0, 1, 2점으로 3점 리커트 척도로 평정하며, 내적합치도는 내현화 .82, 외현화 .86이다. 본연구에서의 Cronbach’s α값은 내현화 .87, 외현화 .89이다.

4. 자료분석

자료분석은 SPSS 21과 Amos 21.0을 사용하였다. 먼저 연구대상자의 일반적인 특성을 보고 위한 빈도분석 및 비율을 확인하였고, 부모효능감 하위 영역과 관련변인들과의 상관분석을 실시하였다. 부모효능감 관련 요인과의 영향정도를 파악하고자 구조방정식 모형(Structual Equration Model)을 활용하였다. 구조방정식의 모형을 분석하기 위해서 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)를 산출하고 집중타당도성을 검증하고자 개념신뢰도(C.R.)와 평균분산추출(AVE) 값을 구하였다. 측정모형의 타당성을 확인한 후에 구조모형을 검증하기 위해 어머니와 아버지 집단을 나누어 비교하는 다중집단분석을 실시하였다. 모형의 적합도, 표준카이제곱값, RMSEA, RMR, TLI와 CFI로 증분적합지수를 구하였다. 유의미한 경로와 영향력은 표준화된 계수(β)값을 산출하였다.

Ⅳ. 연구결과

1. 부모효능감 관련 변인들 간의 상관

본 연구에서 부모효능감에 영향을 미치는 요인은 자아존중감, 삶의 만족도, 부부갈등, 결혼만족도, 자녀의 문제행동(내현화, 외현화), 소득만족정도, 자녀의 연령이다. 또한 부모의 성별도 의미있는 영향요인이기에 성별로 나누어 상관관계를 살펴본 결과는 <표 2>와 같다. 부모효능감 6개 하위요인 별로 상관정도를 살펴보면, 1요인-자녀생활지원 효능감은 아버지 집단은 결혼만족도(r=.57)가 가장 높은 정적상관을, 어머니 집단은 자녀의 외현화문제(r=-.26)가 가장 높은 부적상관관계이다. 2요인-회복탄력성 효능감은 아버지 집단은 소득만족정도(r=.33)가 가장 높은 정적상관을, 어머니 집단은 삶의 만족도(r=.36)가 가장 높은 정적상관관계이다. 3요인-학교체계지원 효능감은 아버지 집단의 경우 삶의 만족도(r=.35)가, 어머니 집단의 경우 소득만족정도(r=.23)가 가장 높은 정적상관상관계이다. 4요인-문제행동예방 효능감은 아버지 집단은 자아존중감(r=.26)이 가장 높은 정적상관을 보였고, 어머니 집단은 자아존중감(r=.28)이 가장 높은 정적상관관계이다. 5요인-학교환경개선 효능감은 두 집단 모두 소득만족(r=.32; r=.31)이 가장 높은 정적상관관계이다. 6요인-외부환경지원 효능감의 경우도 두 집단 모두 소득만족정도(r=.36; r=.29)가 가장 높은 상관을 보인다.

표 2.

부모 성별에 따른 부모효능감 관련요인 간 상관관계

2. 부모효능감의 측정모형 검증

1) 정규성 검증

본 연구에 포함된 자료의 정규성을 검증하기 위해 최대우도법을 사용하였다. 연구모형에 포함된 주요 변수인 부모효능감 6개 하위요인, 부적응행동 2요인, 자아존중감, 삶의 만족도, 결혼만족도, 부부갈등에 대한 다변량의 정규성을 검증하였다. 또한 상관관계가 매우 높은 독립변수가 동시에 모델에 포함되므로 인해 발생할 수 있는 문제가 발생하지 않기 위한 검증 절차로 다중공선성을 파악하였다. 자료의 다변량 정규성을 검토하기 위해 각 변수의 왜도와 첨도 수치를 살펴보았을 때, <표 3>과 같다. 왜도는 절대값 2를, 첨도는 절대값 7을 넘지 않아야 변수들의 분포가 정규성을 보인다(Curran, West & Finch, 1996). 이러한 기준으로 다변량 왜도지수는 .02∼1.46으로 2보다 작으며, 첨도 지수는 .07∼2.06으로 7보다 작아 정규성의 가정에 부합된다. 상관관계가 가장 높은 변인이 .65로 .9보다 작아 측정변수들 간의 다중공선성의 문제가 없다. 분산팽창지수(VIF: Variance Inflation Factor) 를 통해 살펴본 결과 모든 변수가 4.0미만으로 일반적으로 10보다 크면 문제가 있다고 판단되는 기준에 전혀 해당되지 않아 독립변수가 각각의 개별적 측정 영역을 추정하고 있다고 볼 수 있다. 주요변수의 분포도가 정규성을 벗어나지 않기에 구조방정식의 기본 요건이 충족되므로 구조방정식 모형을 사용하는 것이 가능하다.

표 3.

부모효능감 관련 변수의 정규성 검증

2) 측정모형의 타당도 검증

판별타당성을 검증하기 위해서 상관계수의 ±2의 차이에 표준오차를 곱한 값에 1이 포함되지 않는 것을 확인하는 방법이 있다. 이를 통해 살펴본 결과 1을 포함하는 관련 변수가 나타나지 않아 본 연구의 측정모형은 판별타당성을 만족한다.

본 연구에서 사용된 잠재변수 간 상관계수를 살펴본 결과 <표 4>와 같이 대부분의 요인들이 유의확률이 .05미만의 상관관계를 가진다. 따라서 높은 상관관계를 보이는 잠재변수 간의 관계에 경로를 설정하게 될 경우, 다중공선성의 문제로 인해 경로계수의 추정치가 1을 초과하거나 0과 같은 비정상적인 값이 나오게 되며, 0과 1 사이의 값이 산출된다 해도 그 결과 자체가 신뢰롭지 않다(우종필, 2014). 이에 각 잠재변수가 서로 다른 구성개념임을 확인하기 위해 판별타당성 검증이 필요하다. AVE값 보다 요인들 간의 상관계수 값이 작게 나타나면 잠재변인 간의 판별타당성을 입증할 수 있기에 이를 분석한 결과 타당하다.

표 4.

관련변수의 상관계수와 평균분산추출지수

관측변수가 잠재변수를 일관성 있게 측정하는지 확인하기 위해 집중타당도를 검증한 결과는 <표 5>에 제시되었다. 구성개념이라고 할 수 있는 잠재변수를 측정하기 위한 관측변수들 간에 상관계수가 높아야 한다는 것을 의미한다. 잠재변수와 관측변수 간에 나타나는 요인부하량과 유의성을 이용하여 집중타당성을 검증할 수 있으며, 잠재변수와 관측변수 간의 표준화 λ값이 .7이상이면 바람직하고, 평균분산추출(AVE: Average Variance Extracted 값)이 .5 이상이며, 개념신뢰도(C.R.값)이 .7 이상이면 구조방정식모델의 집중타당성이 양호한 것으로 해석가능하다(노경섭, 2019). 잠재변수 측정을 위해 사용한 평가도구의 결과로 도출되는 하위 영역의 점수를 관측변수로 사용하였으며, 확인적 요인분석을 통해 잠재변수와 관측변수 간의 요인부하량 및 유의성을 검토하였다. 기준치보다 모두 높은 값을 보여 집중타당도를 입증하다.

표 5.

측정모형의 집중타당성 검증

3. 부모효능감 구조모형

부모효능감 모형이 아버지와 어머니로 나누어 두 집단의 모형이 어떠한지를 살펴보고자 집단 간 경로의 통계적 차이를 비교하는 다집단 분석을 실시한 결과는 <표 6>과 같다. 두 모델의 측정문항의 동질성을 확인하기 위해 구성타당도를 살펴보는 제약모델의 요인적재량 값을 확인하였다. 그 결과 측정문항이 동질하다(χ2=15.47, p=.692). 따라서 아버지와 어머니 모델의 측정문항이 같은 것을 측정하고 있다는 것을 검증하였기에 가설검정이 가능하다. 모델의 적합도를 살펴보았을 때에도 RMSEA값이 .05∼.08 사이로 양호한 수준이며, CFI가 .9 이상의 적합수준을 보인다.

표 6.

다중집단 모형의 적합도 수준 및 동질성 검증

부모효능감 모형이 아버지와 어머니로 나누어 두 집단 간 구조모형에 대한 설명량은 <그림 3>과 <그림 4>에 제시되었다. 아버지 집단은 4개 경로에서, 어머니 집단은 7개 경로에서 유의한 영향을 미쳤다. 두 집단 모두 유의한 경로를 보이는 것은 소득만족이 심리정서적 특징과 결혼만족도로 가는 경로였으며, 각각의 집단의 경로계수는 <표 7>과 <표 8>에 있다.

아버지 집단의 구조모형

어머니 집단의 구조모형

아버지 집단 구조모형의 경로계수표

어머니 집단 구조모형의 경로계수표

아버지 집단에서 구조모형이 유의한 인과관계를 보인 경로의 개수는 모두 4개였으며, 소득만족정도가 부모의 심리정서적 특징과 결혼만족도에 영향을 미쳤고(β=0.71, p=.000; β=0.38, p=.000), 결혼만족도와 자녀의 연령이 부모효능감으로 가는 경로(β=0.21, p=.014; β=-0.25, p=.000)가 유의하다.

어머니 집단에서는 구조모형의 유의한 인과관계를 보이는 경로가 모두 8개였으며, 소득만족정도가 부모의 심리정서적 특징, 부부갈등, 결혼만족도에 영향을 미쳤고(β=0.86, p=.000; β=-0.29, p=.000; β=0.37, p=.000), 부모의 맞벌이 여부가 부부갈등에 영향을 미친다(β=0.13, p=.045). 부모의 심리정서적 특징이 부모효능감에 유의하게 영향을 미치는 변수이다(β=0.55, p=.048). 부모효능감과 자녀의 연령은 자녀의 부적응행동에 유의한 영향을 미친다(β=-0.24, p=.025; β=-0.17, p=.048).

Ⅴ. 결론 및 논의

본 연구는 초, 중, 고 자녀를 둔 학부모의 부모효능감에 관한 연구로 Bandura의 자기효능이론에 기초하여 부모효능감 모형을 검증하고자 하는 것이 목적이다. 부모효능감은 부모의 개인적 요인에 의해 영향을 받으며, 자녀의 문제행동에 영향을 주고 있다는 모델을 기반으로, 개인적 요인에는 부모의 자아존중감, 삶의 만족도, 결혼만족도, 부부갈등 변인을, 부모효능감이 영향을 미치는 행동적 요인으로는 자녀의 부적응 행동을 선정하여 모형의 적합성을 살펴본 결과 본 연구의 논의는 다음과 같다.

첫째, 아버지 집단에서는 결혼만족도가 부모효능감에 유의미한 영향을 미쳤으며, 자녀 연령이 어릴수록 효능감 수준이 높았다. 반면, 어머니 집단에서는 자아존중감과 삶의 만족도와 같은 개인의 심리적 요인이 더 큰 영향력을 보였다. 이는 어머니가 배우자 관계보다는 자신의 심리정서적 자원에 기반해 부모 역할을 수행한다는 점을 시사하며, 부모교육에서도 성별 특성을 반영한 차별화된 접근이 필요함을 의미한다. 아버지 교육에는 부부관계 향상과 가족 내 역할 인식 개선이 포함되어야 하며, 어머니 교육은 자아존중감 회복과 정서적 안정 지원 중심으로 구성될 필요가 있다.

둘째, 부모효능감이 자녀의 부적응 행동에 영향을 미치는 양상에서도 성별에 따라 차이를 보였다. 어머니 집단에서는 부모효능감과 자녀의 연령이 부적응 행동에 유의미한 영향을 미쳤지만, 아버지 집단에서는 이러한 경로가 유의하지 않았다. 이는 어머니가 자녀의 심리사회적 적응에 보다 밀접하게 관여하고 있음을 보여주는 결과이며, 자녀의 발달 문제를 예방하고 개입하기 위해 어머니 대상의 정서지원 중심 부모교육이 강화되어야 할 필요성을 뒷받침한다.

정책적 측면에서 볼 때, 중앙정부와 지방자치단체는 부모의 자아존중감 향상과 삶의 만족도 회복을 도모할 수 있는 정서 지원 기반의 부모교육 프로그램을 확대할 필요가 있다. 또한, 건강가정지원센터와 가족센터 등에서는 부부관계 향상 및 의사소통 기술 증진 프로그램을 정례화하고, 성별 특성과 요구를 반영한 맞춤형 운영 방안을 마련할 필요가 있다. 객관적 소득 수준보다 주관적 소득 만족도가 부모의 심리 및 관계적 요인에 미치는 영향이 더 큰 것으로 나타난 만큼, 재정 상담, 경제 인식 교육, 가계 스트레스 완화 지원 등 심리경제적 중재 프로그램의 정책적 도입 또한 적극적으로 고려되어야 할 것이다.

본 연구가 가지는 제한점과 향후 연구의 방향을 제시하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 리서치 회사를 통해 자료를 수집했음에도 불구하고 중산층 이상이 많이 표집되었기에 향후 연구에서는 저소득층이나 특정 가족에 대한 연구가 포함될 필요가 있다. 둘째, 본 연구의 대상은 이혼, 사별, 재혼 등의 가족이 포함되지 않았기에 다양한 가족의 유형이 포함된 연구가 진행되는 것도 의미가 있겠다. 셋째, 학교 급간을 기준을 초, 중, 고의 학교관련한 부모효능감을 보기 위하여 대상이 설정되었다. 넷째, 기존에 밝혀진 변인들을 사용하여 새로운 정보를 제공하지 못하였던 점과 자녀의 부적응 행동 이외의 전반적 발달 특성과 심리적 특성을 조사하지 않은 점에서 한계를 가지기에 향후 심리적 구성개념들을 추가하여 부모효능감과의 연관성을 살펴볼 필요가 있다. 또한, 추후 연구에서는 영⋅유아기를 포함하여 자녀의 연령에 따라 부모가 지각하는 부모효능감의 차이를 비교⋅분석함으로써, 학령기 및 청소년기 자녀를 둔 부모를 위한 개입 프로그램의 확대와 발달 단계에 따른 맞춤형 지원 체계 수립에 근거를 제공할 수 있을 것이다.

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변인	수준	아버지 (n=193)	어머니 (n=204)
* p < .05. p < .01. * p < .001.
연령대	30대	26 (13.5)	71 (34.8)
	40대	147 (76.2)	126 (68.8)
	50대	20 (10.4)	7 ( 6.8)
자녀수	1명	70 (36.3)	53 (26.0)
	2명	114 (59.1)	126 (61.8)
	3명	8 ( 4.1)	25 (12.3)
	4명	1 ( 0.5)	0 ( 0.0)
자녀연령	초등학교	95 (49.2)	106 (52.0)
	중학교	49 (25.4)	50 (24.5)
	고등학교	49 (25.4)	48 (23.5)
자녀성별	남자	108(26.2)	105(25.4)
자녀성별	여자	92(22.3)	108(26.2)
맞벌이여부	부부둘다	108 (56.0)	139 (68.1)
	본인만	83 (43.0)	5 ( 2.5)
	배우자만	2 ( 1.0)	60 (29.4)
교육수준	대학원(박사) 졸	4 ( 2.1)	6 ( 2.9)
	대학원(석사) 졸	24 (12.4)	12 (5.9)
	대학교 졸	131 (67.9)	89 (43.6)
	전문대 졸	19 ( 9.8)	56 (27.5)
	고등학교 졸	15 ( 7.8)	41 (20.1)
종교	개신교	37 (19.2)	46 (22.5)
	불교	24 (12.4)	32 (15.7)
	천주교	16 ( 8.3)	24 (11.8)
	기타	2 ( 1.0)	2 ( 1.0)
	없음	114 (59.1)	100 (49.0)
직업	관리직	32 (16.2)	3 ( 1.5)
	전문직	16 ( 8.1)	24 (11.9)
	사무직	115 (58.4)	94 (46.8)
	서비스직	8 ( 4.1)	11 ( 5.5)
	기능직	13 ( 6.6)	6 ( 3.0)
	주부	0 ( 0.0)	59 (29.4)
	무직	1 ( 0.5)	2 ( 1.0)
	기타	8 ( 4.1)	5 ( 2.5)
변인	문항	M(SD)	M(SD)
경제적 특징	소득 만족 수준 (범위: 0-10)	5.84 (2.23)	5.75 (2.24)

		1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14
* p < .05. p < .01. * p < .001. ※ 대각선 위는 어머니(N=204), 아래는 아버지(N=193)
부모효능감	1. 자녀생활지원	1	.63^***	.40^***	.69^***	.59^***	.78^***	.27^***	.21^**	-.22^**	.21^**	-.19^**	-.26^***	.21^**	-.13
	2. 회복탄력성	.77^***	1	.61^***	.58^***	.71^***	.74^***	.32^***	.36^***	-.18^*	.24^***	-.12	-.13	.31^***	-.06
	3. 학교체계지원	.47^***	.62^***	1	.27^***	.75^***	.58^***	-.01	.20^**	-.03	.16^*	.14^*	.07	.23^**	-.13
	4. 문제행동예방	.77^***	.72^***	.37^***	1	.51^***	.67^***	.28^***	.07	-.16^*	.12	-.27^***	-.26^***	.11	-.04
	5. 학교환경개선	.70^***	.77^***	.76^***	.63^***	1	.75^***	.14^*	.27^***	-.10	.18^*	-.02	-.09	.31^***	-.21^**
	6. 외부환경지원	.82^***	.75^***	.63^***	.70^***	.78^***	1	.27^***	.26^***	-.18^*	.23^**	-.18^*	-.21^**	.29^***	-.17^*
심리 정서적 특징	7. 자아존중감	.23^**	.25^***	-.01	.26^***	.12	.13	1	.48^***	-.50^***	.34^***	-.27^***	-.20^**	.45^***	-.04
심리 정서적 특징	8. 삶의 만족도	.22^**	.30^***	.35^***	.09	.31^***	.33^***	.44^***	1	-.35^***	.55^***	.08	.04	.66^***	-.09
부부 관계적 특징	9. 부부갈등	-.11	-.04	.13	-.09	.03	.06	-.55^***	-.14^*	1	-.65^***	.31^***	.32^***	-.27^***	.08
부부 관계적 특징	10. 결혼만족도	.27^***	.27^***	.10	.19^*	.23^**	.23^***	.46^***	.44^***	-.62^***	1	-.03	-.08	.37^***	-.11
자녀의 문제행동	11. 내현화	-.19^**	-.13	.12	-.21^**	.01	-.03	-.37^***	.05	.52^***	-.16^*	1	.67^***	-.05	-.02
자녀의 문제행동	12. 외현화	-.12	-.14	.04	-.19^**	-.02	-.03	-.40^***	-.01	.46^***	-.12	.78^***	1	-.04	-.13
구조적 특징	13. 소득만족정도	.33^***	.33^***	.31^***	.18^*	.32^***	.36^***	.35^***	.59^***	-.09	.38^***	-.00	-.01	1	-.08
구조적 특징	14. 자녀의 연령	-.25^***	-.17^*	-.12	-.18^*	-.24^**	-.27^***	.05	-.00	-.01	-.04	-.02	-.07	.01	1
아버지	M	69.63	65.86	54.72	70.86	63.12	63.51	18.09	20.82	18.72	19.21	5.25	4.15	5.84	13.37
아버지	표준편차	12.49	14.57	19.86	14.94	17.49	13.47	4.12	5.13	11.55	4.84	4.33	4.12	2.23	3.57
어머니	평균	71.89	67.56	55.40	75.12	65.41	69.06	18.94	19.83	17.57	18.57	3.98	2.44	5.75	13.26
어머니	표준편차	12.53	14.55	20.09	14.05	16.96	12.79	4.44	5.71	11.65	5.30	3.85	3.16	2.24	3.35

잠재변수	관측변수	평균	표준편차	최소값	최대값	왜도	첨도
부모효능감	자녀생활지원	70.79	12.55	23.00	99.00	-0.40	0.07
	회복탄력성	66.74	14.56	18.18	100.00	-0.26	-0.12
	학교체계지원	55.07	19.96	0.00	96.67	-0.38	-0.18
	문제행동예방	73.05	14.63	20.00	100.00	-0.46	-0.20
	학교환경개선	64.30	17.24	17.14	100.00	-0.23	-0.47
	외부환경지원	66.36	13.40	20.00	100.00	-0.15	-0.23
자녀의 문제행동	내현화	4.60	4.13	0.00	20.00	1.05	0.50
자녀의 문제행동	외현화	3.27	3.75	0.00	19.00	1.46	2.06
부모의 심리정서적 특징	자아존중감	18.53	4.30	7.00	30.00	0.22	-0.26
부모의 심리정서적 특징	삶의 만족도	20.31	5.45	5.00	35.00	-0.25	0.18
부모의 부부관계적 특징	결혼만족도	18.88	5.09	4.00	28.00	-0.61	0.30
부모의 부부관계적 특징	부부갈등	18.13	11.60	0.00	48.00	0.13	-0.90
구조적 특징	소득 만족	5.80	2.23	0.00	10.00	-0.52	-0.13
구조적 특징	자녀의 연령	13.31	3.46	8.00	19.00	0.11	-1.26

	부모 효능감	부적응 행동	소득만족	자아 존중감	삶의 만족도	결혼 만족도	부부갈등
* p < .05. p < .01. * p < .001. ※ 대각선 값은 √-AVE.
부모효능감	0.81
부적응행동	-0.17^**	0.88
소득만족	0.37^**	-0.00	0.54
자아존중감	0.38^**	-0.43^**	0.60^**	0.86
삶의만족도	0.30^**	0.11	0.76^**	0.63^**	0.87
결혼만족도	0.24^**	-0.08	0.42^**	0.54^**	0.54^**	0.94
부부갈등	-0.12^**	0.46^**	-0.22^**	-0.701^**	-0.28^**	-0.68^**	0.86

잠재변수	관측변수	표준화 계수	측정오차	AVE	개념 신뢰도
부모 효능감	자녀생활지원	0.85	0.27	0.66	0.92
	회복탄력성	0.85	0.28
	학교체계지원	0.59	0.62
	문제행동예방	0.76	0.39
	학교환경개선	0.82	0.31
	외부환경지원	0.91	0.16
부적응 행동	내현화	0.94	0.10	0.78	0.87
부적응 행동	외현화	0.79	0.34	0.78	0.87
심리정서적 특성	자아존중감	0.91	0.20	0.76	0.87
심리정서적 특성	삶의 만족도	0.90	0.30	0.76	0.87

Model	χ²	df	p-value	χ²/df	RMR	RMSEA	GFI	AGFI	TLI	CFI
Unconstrained model	531.47	144	.000	2.87	.075	.067	.88	.79	.88	.91
Constrained model	546.94	163	.000	2.75	.070	.063	.88	.80	.89	.92
Comparison test	15.47	19	.692

경로			B	S.E.	β	C.R.	p-value
* p < .05. p < .01. * p < .001.
부모의 심리정서	<---	소득만족	0.16	0.03	0.71	5.96***	0.000
부부갈등	<---		-0.05	0.03	-0.12	-1.64	0.102
결혼 만족도	<---		0.16	0.03	0.38	5.77***	0.000
부모의 심리정서	<---	자녀의 연령	0.00	0.01	0.00	0.00	0.996
부부갈등	<---		0.00	0.02	-0.01	-0.17	0.864
결혼 만족도	<---		-0.01	0.02	-0.04	-0.53	0.599
부모의 심리정서	<---	맞벌이여부	0.01	0.07	0.01	0.21	0.835
부부갈등	<---		0.11	0.12	0.06	0.90	0.371
결혼 만족도	<---		-0.03	0.13	-0.02	-0.26	0.796
부모효능감	<---	부모의 심리정서	0.32	0.22	0.19	1.47	0.142
	<---	부부갈등	0.11	0.08	0.11	1.42	0.156
	<---	결혼 만족도	0.19	0.08	0.21	2.46**	0.014
	<---	소득만족	0.06	0.05	0.16	1.40	0.161
	<---	자녀의 연령	-0.06	0.02	-0.25	-3.80***	0.000
	<---	맞벌이여부	0.13	0.12	0.07	1.13	0.260
자녀의 문제행동	<---	부모효능감	-0.02	0.04	-0.04	-0.41	0.684
	<---	소득만족	0.00	0.01	0.01	0.28	0.782
	<---	자녀의 연령	-0.01	0.02	-0.07	-0.44	0.662
	<---	맞벌이여부	-0.01	0.04	-0.02	-0.33	0.742