Ⅰ. 서 론

본 연구는 증거기반실무를 아버지교육 프로그램의 보급과 시행단계에 적용함으로써 기존에 개발된 아버지교육 프로그램의 지속사용 가능성을 높이기 위한 목적으로 수행되었다. 현대사회 변화의 흐름과 동반하여 여성들의 사회진출이 일반화되고 가정에서의 아버지역할에 대한 인식이 변화되면서, 최근 국 내외를 막론하고 자녀양육에 ‘적극적으로 참여하는 아버지 역할’이 강조되고 있다(윤성민, 2016;2017;Bem, 1981;Pleck & Masciarelli, 2004). 최근 한국에서도 여성인력의 경력단절, 여성들의 일·가정 양립의 고충, 출산율의 심각한 저하 등이 사회적 문제로 대두되면서 이를 완화하려는 노력이 다각도로 이뤄지고 있다. 이러한 노력의 일환으로 아버지의 양육참여를 권장하고, 이를 위해 국내에서 도 2000년 이후 아버지역할 증진을 목적으로 하는 각종 교육과 프로그램들의 개발, 효과검증, 보급이 양적으로 크게 증가하였다(김성은, 2017). 특히 아버지역할 증진 목적의 프로그램을 개발하고 그 효과 검증을 목적으로 하는 연구들이 큰 폭으로 증가하였다.

최지은과 김현경(2020)이 국내 아버지역할 증진 관련 프로그램들을 고찰한 후 현 실정을 정리한 바 에 의하면, 국내 아버지역할 증진 관련 프로그램은 크게 실무 목적으로 개발된 공공기관 프로그램과 이 론적·실증적 개발과정이 담긴 학술지에 게재된 프로그램, 두 부류로 구분된다. 공공기관 프로그램은 고용노동부, 보건복지부, 여성가족부 등에서 제공하고 있으며, 소위 범정부 차원에서 조직적 전달체계 를 통해 전국 단위로 보급함으로써 아버지의 양육참여를 적극적으로 장려하는 점이 장점이라 할 수 있 다. 하지만, 이들 공공기관 프로그램들은 개발단계에서 이론적·실증적 근거를 기반으로 제작된 것인 지 확인할 수 없는 경우가 많고, 유효성·효과성 검증이 제대로 이뤄지지 않았다는 점, 논란의 여지가 있거나 잘못된 고정관념을 강화할 우려가 있는 내용이 존재하는 등 증거에 기반하지 않은 한계점을 갖 는 것으로 보고되고 있다(최지은, 김현경, 2020).

이에 비해 2000년대 이후 국내 학술지에 게재되었고, 이론적·실증적 근거를 기반으로 한 개발과정 이 담긴 아버지역할 증진 목적의 프로그램 연구는 모두 10개인 것으로 보고되고 있다(최지은, 김현경, 2020). 하지만, 이들 중에서도 일부 프로그램 연구들은 효과검증이 이뤄지지 않았거나, 다른 일부 연 구는 통제집단 없이 실험집단에 대한 검증만 이뤄졌다. 또 다른 일부는 무선배정에 대한 정보를 보고하 지 않았거나 실험집단과 통제집단에 무선배정 과정을 통한 효과검증이 이뤄지지 않았다. 게다가 두 집 단에 대한 사전 동질성 검증을 보고하고 있는 프로그램 연구는 오직 윤성민(2019)의 연구 단 1개에 불 과했고, 또한 프로그램 진행자의 자격과 훈련에 대한 정보, 처치의 충실성을 충족시키기 위한 장치 등 에 대한 정보도 밝혀주어야 하지만 대부분의 연구들에서 이를 밝히지 않고 있는 실정이다. 이들 10개 아버지 역할 관련 프로그램 연구들을 참여 대상에 따라 분류하면, 4개는 자녀가 아직 없는 예비아버지 를 대상으로 하고 있으며, 4개는 영유아기 및 아동기 자녀의 아버지가 대상이다. 이중 학령기 자녀의 아버지 대상 프로그램이 1개이고, 청소년기 자녀의 아버지 대상이 1개였다. 이상에서 보는 바와 같이 학술지에 게재된 프로그램 연구들 중에서도 Bronte-Tinkew 등(2012)이 제안한 엄격한 증거기반실 무(Evidence-Based Practice: EBP)의 실현을 위해 요구되는 기준들을 모두 충족시킨 연구는 부족한 실정이다(최지은, 김현경, 2020)

게다가 최근 급속도로 증가한 게재된 아버지관련 프로그램 연구들은 프로그램의 개발과정과 그 효과 를 검증하는 연구가 주를 이룬다. 여기서 그칠 뿐, 이후의 보급 및 시행단계에서의 과정을 다룬 연구들 은 찾기 어렵다(최지은, 김현경, 2020). 최근 의료 분야에서 뿐 아니라, 심리학계와 사회사업계의 실무 영역에서도 증거기반실무가 강조되고 일반화되어 실천되고 있다(Cooper et al., 2009). 증거기반실무 란 “직업적 실무는 과학적 증거에 기반 해야 한다.”는 아이디어를 말하며(Wikepidia, 2020), 1992년 의료계에서 “증거기반의료(Evidence-Based Medicine)”를 공식적으로 도입한 이래, 심리학, 교육계, 건강전문가 등 인접한 다른 분야에까지 폭넓게 도용되고 있다(Li et al., 2019). 이러한 증거기반실무 는 지금까지 주로 프로그램의 개발과 효과검증 단계에만 적용되어 왔다. 하지만, 증거기반실무는 프로 그램의 개발과 효과검증 단계에 적용되는 것으로 그치는 것이 아니라, 보급(dissemination)과 시행 (implementation)단계에서도 지속적으로 적용되고 실천되어야 한다(Palinkas & Soydan, 2012;Rycroft-Malone et al., 2004;Walsh et al., 2015). 프로그램 연구에서 ‘시행’이란, 통제된 실험실 상황에서 진행되는 유효성 연구(efficacy study)와는 달리, 그 프로그램이 실제로 적용될 실제 현장에 서의 “프로그램의 목적 달성을 위한 실천적인 측면에 관한 연구”(최지은, 김현경, 2020, p. 111), 즉 “개입의 활용도를 높이기 위한 방법을 알아내고 활성화시키는 과정”(Palinkas & Soydan, 2012; 최지 은, 김현경, 2020, p. 111에서 재인용)을 의미한다.

보급과 시행단계에서의 EBP의 실천은 기존 개발되어 시행중인 프로그램의 효과성을 높이기 위한 방 안을 찾고, 어떤 요인이 보급단계에서 참여자들의 참여율을 높이는 데 기여하는지, 어떤 요인이 시행단 계에서 참여자들의 참여유지율을 높이고, 개입의 효과를 높이는 데 기여하는 요인인지 체계적이고도 과학적인 방법으로 탐색하고 검증하여 그 결과를 실제의 시행과정에 근거로 반영하여 개선하고 재사용 하는 순환적 피드백 절차를 통해 구현할 수 있다. 최지은과 김현경(2020)은 프로그램의 유효성/효과성 평가 뿐 아니라, “보급, 시행 등의 각 단계에서 과정 및 결과에 대한 과학적인 분석과 평가를 수행하는 중개연구”(p. 112)가 필요함을 강조한다. 중개연구(translation research)란, “연구와 실천 사이에 중 요한 연결고리 역할을 하는 연구”(Palinkas & Soydan, 2012: 최지은, 김현경, 2020, p. 111에서 재 인용), 즉 체계적 개발과 효과검증을 거쳐 발생한 결과물을 실무현장으로 옮기는 과정과 관련된 연구를 말한다. 다시 말해, 개발 및 효과검증 단계와 보급 및 시행 단계 사이를 연결하는 중간단계의 연구이다.

기존에 개발비·연구비를 들여 개발된 프로그램들이 실험실 연구의 맥락과 실제 현장 맥락이 다름으 로 인해 발생하는 비효과성으로 이어지고, 이로 인한 사회적 비용 낭비를 방지하고 기존 프로그램의 효 과성과 지속적인 사용 가능성을 증대시키기 위해서는 기존 프로그램들의 시행단계에서의 과정에 초점 을 둔 과학적인 분석과 평가가 이어지고 그 결과가 축적되어야 한다. 이어서 이를 기반으로 기존 프로 그램을 수정·보완하여 재사용하거나, 시행단계 실무차원에서의 개선을 위한 근거가 될 만한 자료가 축적되어야 한다. 그럼에도 불구하고 현재 국내 아버지 프로그램 관련 연구에서 EBP는 프로그램의 개 발과 효과검증 단계에만 국한되어 이뤄져 왔을 뿐, 보급과 시행단계에서의 EBP의 실천은 전무하다(최 지은, 김현경, 2020).

이에 더하여, 동일한 프로그램에 참여하더라도 회기에 따른 변화속도는 개인마다 다를 수 있다. 무엇 이 이러한 개인 간의 차이를 만들어 내는지 알아내는 것은 프로그램의 개입 효과를 높이기 위한 전략을 모색하는 데 필요하다. 하지만, 기존의 부모교육 프로그램에 관한 선행연구들은 대부분, 프로그램 개발 후 단순히 t-검증을 통한 사전-사후 평균 비교를 통해 효과여부를 검증하는 중심으로 이루어져왔기 때문에 개입의 효과 여부만을 하나로 요약해줄 뿐, 이러한 개인차를 만들어내는 요인이 무엇인지 알 수 없다는 한계가 있다. 프로그램 개입을 할 때, 모든 활동이 일률적으로 모든 개별 참여자에게 동일한 효 과를 주는 것은 아니다. 즉 최적의 효과를 내도록 하려면 각 개별 참여자와 개입 사이에 ‘맞춤(fit)’을 이 루는 것이 중요하다(윤성민, 2013;Boehm & Lyubomirsky, 2009). 이를 위해서는 무엇이 개입으로 부터 성과를 얻어내는 정도(변화의 기울기)에서의 개인차에 영향을 미치는지, 그 개인특성 변인 즉, 조 절변인을 찾는 것이 필요하다.

심리치료의 성과에 영향을 미치는 치료적 요인들을 밝히기 위한 메타분석 결과를 토대로 Lambert(1992)는 내담자/치료외적 요인(Client/Extratherapeutic Factors)이 치료성과를 설명해 주는 가장 설명력이 큰 치료적 공통요인으로서 치료성과의 40%를 설명하는 변인이었음을 밝히고 있 다. 이는 심리치료에서 치료적 성과를 가져오는 데에 치료자관련 요인 및 환경적 요인 외에 내담자관련 개인특성 요인들이 가장 중요한 역할을 함을 의미한다. 이는 곧 내담자의 개별 특성에 따라 치료효과는 달라질 수 있다는 의미이다. 이는 프로그램의 처치에도 적용된다. 프로그램 개입 효과의 개인별 차이를 예측해주는 개인특성 변인, 즉 조절변인을 알아낸다면, 모든 아버지들에게 해당 프로그램을 무차별적 으로 획일적 방식으로 적용하는 게 아니라, 어떠한 개별적 특성을 가진 참여자에게는 이 프로그램을 적 용할 것인지, 어떤 참여자에게는 다른 개입을 보조적으로 활용할 필요가 있을 것인지, 또 다른 참여자 들에게는 프로그램의 개별 내용들의 배치순서를 다르게 적용할 필요가 있을 것인지 등에 대한 정보를 제공해준다. 따라서 실제 임상현장에서 활용할 때, 개인의 특성에 따른 맞춤형 차별적 (custom-tailored) 적용을 할 수 있도록 한다.

위와 같은 실정과 필요성, 그리고 기존 연구의 이러한 한계점을 보완하고자, 본 연구에서는 앞서 언 급한 학술지에 게재된 10개 아버지관련 프로그램 연구들 중, 윤성민(2019)이 개발 및 효과를 검증한 청소년기 자녀를 둔 아버지들을 대상으로 한 아버지역할 증진을 위한 웹기반 프로그램을 활용하여 해 당 프로그램의 시행단계에서의 과정에 초점을 둔 중개연구를 수행하고자 한다. 윤성민은 Shawn과 Knudson-Martin(2006)의 반응성 높은 아버지 모델에 기반하여 해당 프로그램을 개발하는 등 프로 그램 개발단계에서 이론에 근거하는 과정을 거쳤고, 그 외에도 처치집단 뿐 아니라 통제집단의 도입, 두 집단 간에 무선배치를 적용, 사전 동질성 검사 결과에 대한 보고, 처치의 충실성을 기하기 위한 조치 에 대한 언급, 프로그램 개발자 및 실시자의 자격조건에 대한 정보제공 등 Bronte-Tinkew 등(2012) 이 제안한 엄격한 EBP의 실현을 위해 요구되는 기준들을 개발 및 효과검증 단계에서 가장 많이 충족시 킨 연구이다(최지은, 김현경, 2020). 따라서 다음 단계인 중개연구 단계에서 EBP를 적용하기에 가장 적합한 연구로 여겨진다.

구체적으로는 해당 프로그램으로부터 효과를 얻어내는 데 있어서의 개인차, 즉 효과의 기울기의 개 인차에 영향을 미치는 개인특성 변인의 조절효과를 탐색하는 것이 본 연구의 목표이다. 이에 더하여 성 과측정치의 초기값과 변화율(변화에서의 기울기)에서의 개인차 사이의 관련성을 밝히고자 한다. 성과 측정치의 초기값이 변화율에서의 개인차에 어떤 영향을 미치는지 안다면, 치료자들에게 참여자들의 변 화의 정도를 사전에 예측할 수 있는 가능성을 제공해준다는 이점이 있다(윤성민, 2013).

이를 위해 위계적 선형모형(hierarchical linear models: HLM)을 적용하고자 한다. 회기가 지남에 따른 종단적인 관점에서 그 효과를 확인하기 위해 아버지 자료를 이용한 위계적 선형모형(HLM)을 적 용함으로써 회기에 따른 성과측정치의 변화율의 개인차에 영향을 미치는 또 다른 개인특성 변인에 대 한 정확한 이해를 제공하여 향후 아버지교육 프로그램의 시행단계에서 효과성을 높이고 지속사용 가능 성을 높이는 데 정확한 정보를 제공해 줄 수 있다.

본 연구에서는 개인차를 설명해주는 개인특성 변인으로 가장 기본적인 인구통계학적 변인들인 아버 지의 교육정도, 가정 월수입정도를 선정하였고, 그 외에도 결혼만족도를 선정하여 이들의 조절효과를 검증해보고자 한다. 이들을 조절변인으로 선택한 이유는 다음과 같다. 프로그램의 보급과 시행에서 가 장 중요한 요소 중 하나는 참여율을 높이는 것이다. 즉 가능한 많은 아버지들이 해당 프로그램에 진입 할 수 있도록 유도하는 것과 시작한 참여자들이 중도에 그만두지 않고 끝까지 유지하도록 하는 것이 중 요하다. 프로그램에 대한 아버지의 참여율을 높이기 위한 구체적이고 실질적인 방안을 찾기 위하여 Schock과 Gavazzi(2004)가 수행한 중개연구에서 밝히고 있는 바에 의하면, 아버지의 프로그램 참여 율과 관련되는 요인들에는 부부의 결혼상태, 소득, 아버지의 교육정도 등 인구학적 요인들이 포함된다 (최지은, 김현경, 2020). 또한 생태학적 관점에서 오래도록 아버지역할에 관해 연구한 Bronfenbrenner(1989)는 아버지역할 향상에 영향을 미치는 요인으로 부인의 관여 및 지지 같은 맥락 적 요인이 중요하다고 주장하였고, Belsky(1984)도 아버지 개인의 특성 외에도 결혼 관계, 사회적 지 지와 같은 맥락적 요인이 아버지역할에 영향을 미치는 중요한 결정요소임을 강조한 바 있다. 이 같은 선행연구들의 근거와 이론에 근거한 학자들의 주장을 기반으로 하여, 본 연구에서는 고려해볼 수 있는 여러 개인차 설명변인들 중에서 아버지의 교육정도, 가정 월수입정도와 같은 전통적인 인구학적 변인 들과 결혼만족도를 개인차 설명변인으로 선택하여 이들의 조절효과를 탐색하고자 한다. 국내에 아버지 교육 프로그램을 대상으로 수행된 선행 중개연구가 없는 현 실정에서 우선적으로 기존 연구에서 아버 지의 참여율과 관련된 요인이라고 밝힌 바 있는 소득, 아버지의 교육정도와 같은 전통적 인구학적 변인 들과 전통적으로 아버지역할에 영향을 미치는 주요 결정인자라고 알려진 결혼관계를 조절변인으로 검 증하는 것은 의미 있는 중요한 초기 정보가 될 수 있을 것으로 보인다.

본 연구의 연구 질문은 다음과 같다.

본 연구의 결과는 아버지 프로그램의 보급과 시행단계에서 효과적인 개입 방식에 대한 시사점을 줄 수 있다. 아버지 대상 프로그램을 시행할 때 교육정도, 수입정도, 결혼만족도에 따라 어떤 개인에게 이 프로그램을 권장할 것인지, 어떤 특성의 아버지에게는 다른 개입을 보조적으로 사용할 것인지, 어떤 특 성의 아버지에게는 내용의 배치순서를 바꾸어 적용할 것인지 등에 대한 개입방식을 선택할 때 구체적 근거가 될 수 있을 것으로 기대한다.

II. 연구방법

1. 연구대상

본 연구의 참여 대상자들은 전국 각지에서 모집한, 자녀나이가 초등 5학년~ 대학교 1학년까지의 청 소년기 자녀를 둔 아버지들이다. 중고교, 청소년 관련 시·도 복지기관 및 상담센터, 몇몇 사이버 대학 교 및 대학원 수강생, 기업 등을 통해 모집을 위한 공지를 실시했고, 본인의 자발적 참여 또는 추천에 의해 신청을 받았다. 초기에 프로그램을 시작한 참여자는 60명이었으나, 중도에 그만 둔 11명의 자료 를 제외하고 프로그램을 끝까지 완료한 총 49명의 자료만 분석에 사용하였다. 아버지들의 평균 나이는 45.61세(SD=5.49), 나이 범위는 35세~63세이다. 나이분포는 30대가 4명(12%), 40대가 35명 (71.7%), 50대가 6명(12.3%), 60대가 2명(4%)이었다.

2. 연구절차

본 연구자의 소속 기관 IRB(Institutional Review Board)로부터 연구목적과 절차 등에 대해 승인 을 거친 후, 참여자 모집을 진행하였다. 초5~대1 나이의 청소년기 자녀를 둔 아버지들만을 모집대상으 로 제한하였다. 모집대상의 기준은 해당 프로그램의 개발단계에서 연구자(윤성민, 2019)가 명시한 대 상자 기준을 그대로 적용했다. 모집과정에서 참여자들의 설문결과가 연구에 사용될 것임을 밝혔고, 연 구목적과 절차, 자발적 참여, 예상 소요시간 등에 대해 모두 설명하였고, 본인이 자발적인 참여의사를 밝힌 경우에만 서면동의서를 받은 후 진행했다.

본 연구에서 개입했던 프로그램은 청소년기(초5~대1)자녀를 둔 아버지들을 위한 웹기반 심리교육 프로그램으로서 윤성민(2019)이 아버지역할 증진을 목적으로 개발하고 효과검증을 거쳤다. 총 10주간 에 걸친 10회기 프로그램이며, 사전 제작된 웹 강의 동영상 방식으로 각 회기 당 40분 정도씩 시행된 다. 각 회기별 주제는 1회기: 아버지됨에 대한 인식, 2회기: 현재사회의 변화와 가족, 3회기~4회기: 청소년 이해하기, 5회기: 금슬 좋은 부부(부부간의 관계개선), 6회기~8회기: 십대와 소통하는 양육방 식, 9회기: 아버지의 자기심리 치유, 10회기: 아버지의 행복감 증진의 내용으로 구성된다. 매 회기 종 결 부분마다 해당 회기 강의 내용과 관련되는 점검 및 적용을 위한 활동이 포함된다. 해당 프로그램은 사전에 현황조사와 관련자들 대상의 요구조사들을 거친 후, 그 결과를 반영하여 개발되었다고 밝혀져 있다(윤성민, 2019).

개입은 사전에 미리 제작된 웹기반 동영상 교육프로그램을 지정된 웹사이트에 접속하여 수강하는 방 식으로 이루어졌다. 해당 프로그램의 개발 및 효과검증 연구에서 밝힌 프로그램의 교육목표를 반영하 여 성과측정은 삶의 만족도 척도, 부모-자녀관계 만족도 척도, 양육효능감 척도로 측정했다. 측정은 1 회기 시작 전(사전), 5회기 직후(중간), 10회기 종료 직후(사후), 3차례 실시했다. 결혼만족도는 사전 측정치를 사용했고, 인구통계학적 정보는 사전에 1회만 측정했다. 성과측정치는 온라인 설문조사 서비 스를 통해 수거했고 20분 정도 소요되었다. 초기에 프로그램을 시작한 참여자는 60명이었으나, 중도에 11명이 그만두어 끝까지 완료한 참여자는 총 49명이다.

3. 진행자와 처치의 충실성

프로그램 진행은 본 연구자가 운영하였다. 본 연구자는 한국 심리학회 산하, 한국상담심리학회의 상 담심리전문가 1급 자격증을 소지하였고, 성인 대상의 집단상담과 개인상담, 가족 및 부부상담 경력이 22년 이상, 대학교 강의경력이 12년 이상이다. 오프라인 프로그램의 경우에는 각 회기마다 매뉴얼을 상세하게 작성하여 운영자로 하여금 그 매뉴얼대로 철저히 따르도록 함으로써 처치의 충실성을 지키기 위한 조치를 취하지만, 본 연구의 경우, 사전 제작된 동영상 형태의 프로그램으로 진행하기 때문에 매 뉴얼이 따로 필요 없다. 따라서 처치의 충실성에 대해서는 필요시 언제든 점검받을 수 있다.

4. 측정 도구

실시한 측정 도구들은 다음과 같다.

1) 삶의 만족도 척도(Satisfaction With Life Scale: SWLS)

삶의 만족도를 측정하기 위해서 Diener 등(1985)이 개발하고 이은경(2005)이 번안한 척도를 사용 했다. 개인이 자신의 전반적인 삶에 대해 얼마나 만족하고 있는가 하는 인지적 안녕감을 측정하는 5문 항으로 구성되며, 7점 척도에 평정한다. 총점의 범위는 5-35점이고, 총점이 높을수록 삶에 대한 만족 감이 높은 것이다. 이은경이 번안한 SWLS의 Cronbach's α=.85이었고, 본 연구에서의 Cronbach's α =.91이었다.

2) 부모-자녀 관계 만족도 척도(Parent-Child Relationship Satisfaction Scale: PCRSS)

부모-자녀 관계의 만족도를 측정하는 도구로는 변경화(1999)가 재구성한 부모-자녀 관계 만족도 척도를 사용했다. 5점 척도를 사용하여 긍정문항엔 5점, 부정문항에는 1점을 주어 30~150점의 범위 를 갖는다. 점수가 높을수록 부모가 지각하는 자녀와의 관계 만족도가 상대적으로 높음을 의미한다. 척 도는 심리내적 측면 8문항, 관계 측면 12문항, 의사소통 측면 10문항으로 구성된다. 본 연구에서의 전 체 Cronbach's α는 .90이었다.

3) 양육효능감 척도(Parenting Sense of Competence : PSOC)

양육효능감을 측정하기 위해서는 Giband-Wallston과 Wandersman(1978)이 개발한 Parenting Sense of Competence(PSOC)를 황현자(2006)가 번안한 것을 사용했다. PSOC는 인지적 차원인 부 모로서의 효능감과 정서적 차원으로서 부모의 불안과 좌절감을 측정하는 자기보고식 질문지이다. 총 15문항, 이 중 4문항은 역채점 문항이다. 5점 척도에 평정하며 점수가 높을수록 양육효능감이 높은 것 이다. 본 연구에서의 Cronbach's α는 .90이었다.

4) 결혼만족도 척도(Marital Satisfaction Scale: MSS)

본 연구에서 개인차를 설명하는 조절변인으로 사용된 결혼만족도를 측정하기 위해서는 Roach 등 (1981)의 MSS(Marital Satisfaction Scale) 중 최규련(1988)이 12문항으로 재구성한 척도를 사용했 다. 5점 척도로 구성되며, 부정적인 문항은 역점수화 하였다. 점수가 높을수록 결혼만족도는 높다는 것 을 의미한다. 본 도구의 Cronbach’s α는 .95 이였다.

5) 인구통계학적 변인

본 연구에서 개인차 설명변인으로 사용된 인구통계학적 변인들은 참여자의 교육정도, 가정월수입이 다. 교육정도를 묻는 질문은 ① 중학교 졸, ② 고등학교 졸, ③ 전문대학 ( )년 재학 중, ④ 전문대학교 졸, ⑤ 대학 ( ) 년 재학 중, ⑥ 대학교 졸, ⑦ 석사과정 중, ⑧ 석사 졸, ⑨ 기타( )로 구성되었다. 가정의 월수입을 묻는 질문은 ① 100만원 이하, ② 100~300만원, ③ 300~500만원, ④ 500~700만원, ⑤ 700만원 이상, ⑥ 기타 ( )로 구성되었다. 기타의 경우, ( )안에 직접 해당 내용을 기재하도록 하였다.

5. 자료 분석

본 연구에서는 프로그램에 참여하는 회기가 지날수록 성과측정치들에서 나타나는 변화의 양상을 추 정하고 그 변화에 있어서의 개인차를 설명하기 위해 다층 모형(multilevel models)을 적용하였다. 다 층 모형은 흔히 HLM(hierarchical linear models)이라고도 하는데, 1 수준에서는 변화의 함수를 추 정하고, 2 수준에서는 변화에 있어서의 개인차를 설명한다(윤성민, 2013). 다층 선형 모형의 예를 수식 으로 나타내면 다음과 같다.

위의 식에서 Y_ij = 개인 _i의 _j시점에서의 측정치값, _i = 개인, _j = j번째 측정, T_ij = 개인 _i의 j번째 측정시 점에서의 시간 코딩값을 나타낸다. π_1i는 측정시점과 Y와의 관계, 시간이 지날수록 Y값이 변화하는 정 도, 변화율, 즉, 기울기를 나타내고, π_0i는 T = 0일 때의 값을 나타낸다. 만일 초기시점을 T = 0으로 코 딩하게 되면 π_0i는 개인 i의 초기값을 나타내고, 초기시점을 T = -3으로 하여 말기시점을 T = 0 으로 코딩하게 되면(T = -3, -2, -1, 0), π_0i는 개인 _i의 말기값을 나타낸다. e_ij 는 j번째 측정시점에서의 개 인 _i의 오차이다.

위의 식에서 β₀₀는 초기값의 전체 평균을, β₁₀는 변화율의 전체 평균을 나타낸다. ϒ_0i와 ϒ_1i는 각각 초 기값과 변화율에서의 개인 _i의 무선효과(random effect), 즉, 각 개인이 전체 평균에서 벗어난 정도를 나타낸다. 이 무선효과가 통계적으로 유의하게 크면, 초기값과 변화율에 있어서 개인 간의 차이가 큼을 의미하는 것이다. 이렇게 초기값과 변화율에서의 개인차가 유의하게 크면 그러한 개인차가 발생하는 이유를 설명할 수 있는 설명변수를 추가하여 설명할 필요가 있음을 의미하는 것이다. 따라서 이러한 개 인차가 발생하는 원인을 설명하여 줄 수 있는 설명변수들을 추가하여 다음 단계의 분석을 진행하게 된 다. 2수준에서 설명변인이 추가된 경우, 2수준 모형이 아래와 같이 변화한다.

위의 식에서 X는 설명변수를, β₀₁, β₀₂, ...., β₁₁, β₁₂, ....은 각각 해당 설명변수의 변화계수를 나타 낸다. 본 연구에서 다층모형은 HLM 6.08 분석 프로그램을 이용하여 분석하였다. 프로그램의 성과를 측정하는 종속 측정치는 삶의 만족도 척도, 부모-자녀관계 만족도 척도, 양육효능감 척도를 사용하였 는데, 동일한 다층성장모형을 세 개 종속 측정치 각각에 대하여 분석을 따로따로 실시하여 그 결과를 제시하였다.

III. 결과 및 해석

1. 기술 통계치

본 연구에서 개인차를 설명하기 위해 사용된 인구통계학적 변인들인 아버지의 교육정도(최종학력), 가정 월수입의 기술 통계치 결과는 <Table 1>에 제시하였다. <Table 1>에서 보는 바와 같이 교육의 경 우, 기타는 3명인데, 3명 모두 “박사졸업”이었다. 설문 수거 시, ( ) 속에 직접 쓰도록 하였는데, 모두 “박사졸업” 이라고 작성하였다. 가정 월수입의 경우, 기타는 0명이었다. 본 연구에서 성과측정치로 사 용된 3개 종속변인들과 개인차를 설명하기 위해 사용된 결혼만족도의 평균과 표준편차는 <Table 2>에 제시하였다. <Table 2>에서 보는 바와 같이, 사용된 성과측정치들인 삶의 만족도, 부모-자녀관계 만 족도, 양육효능감 점수들이 측정 시작 시점인 시점 1부터 시점 3까지 점차 증가하는 경향을 보인다. 이 는 다층성장모형의 조건을 충족시키고 있음을 보여준다.

2. 성장모형 분석 결과

프로그램 개입을 시작한 이후 회기가 지남에 따라 세 개의 성과측정치들에서 변화율의 개인차를 설 명할 수 있는 변인으로 최종학력(교육정도), 가정 월수입, 초기 결혼만족도를 설명변인으로 투입하여 다층성장모형을 분석했다. 삶의 만족도, 부모-자녀관계 만족도, 양육효능감 점수를 성과측정치로 하 여 이들 성과측정치들 각각에 대해 다층성장모형을 분석한 결과는 다음과 같다.

1) 1단계: 무조건적 평균 모형

본 자료에서 다층성의 정도를 알아보기 위해 우선적으로 무조건적 평균 모형을 분석하였다. 무조건 적 평균 모형의 수식은 아래와 같다.

Level-1 모형

(Y: 종속측정치, P0: 각 개인의 평균, e: 무선오차)

Level-2 모형

(P0: 각 개인의 평균, B00: 전체평균, R0: 평균의 개인차)

위와 같은 무조건적 평균 모형을 각 개별 성과측정치들에 대해 분석한 결과, 세 개 성과측정치들 모 두에서 총변량 중 개인 간의 차에 의해 설명되어지는 변량의 비율이 상당히 큰 것으로 확인되었다. 이 는 다층성이 상당히 강함을 시사한다. 각 개별 성과측정치별로 무조건적 평균 모형을 분석한 결과 중, 무선효과의 변량요소 결과 및 계층내 상관을 구한 결과는 아래 <Table 3>와 같다.

2) 2단계: 무조건적 선형 모형

무조건적 평균 모형 분석결과, 세 개의 성과측정치들 각각에 대해 다층성이 강한 것이 확인되었다. 따라서 각 개별 성과측정치들에서 회기의 진행에 따라 어떠한 변화가 나타나는지 그 변화를 추정하고 변화에 있어서의 개인차를 추정하기 위해 무조건적 선형 모형을 적용하였다. 성과측정치들은 위와 마 찬가지로 세 개의 각 개별 성과측정치별로 따로 분석하였다. 시간 값은 사전측정, 중간측정, 사후측정 을 각각 0, 1, 2 로 코딩(사전측정: T = 0, 중간측정: T = 1, 사후측정: T = 2)하였다. 따라서 P0는 초 기값(즉, 사전측정 시의 각 개별 성과측정치 점수)을 의미한다. 무조건적 선형 모형의 수식은 아래와 같 고, 분석결과는 요약되어 <Table 4>에 제시하였다.

Level-1 모형

(Y: 종속측정치, P0: 초기값, P1: 기울기/변화율, T: 측정시점, e: 무선오차)

Level-2 모형

(P0: 초기값, B00: 초기값의 전체평균, R0: 초기값에서의 개인차, P1: 기울기/변화율, B10: 기울기/변화율의 전체평균, R1: 기울기/변화율에서의 개인차)

<Table 4>에 의하면, 삶의 만족도의 평균 초기값(사전측정)은 22.09이고 평균 변화율은 0.99이다. 삶의 만족도 점수의 평균 변화율은 정적으로 유의미하므로, 사전측정부터 사후측정까지 삶의 만족도가 유의하게 증가했음을 알 수 있다. σ²R0가 통계적으로 유의했는데(σ²R0 = 19.22, p <.000) 이는 삶의 만족도 초기값의 개인차가 통계적으로 유의하게 컸음을 의미한다. σ²R1는 통계적으로 유의하지 않았 는데 이는 삶의 만족도가 시점에 따른 변화율에서의 개인 간 유의한 차이 없이 모든 개인들의 변화율이 유사했음을 의미한다. 초기값과 변화율의 공변량은 1.76(r = .94)였다. 이는 삶의 만족도 초기 기저선 점수가 높은 사람일수록 회기가 지남에 따라 이 척도 점수가 좀 더 가파르게 증가했음(변화율이 높았 음)을 의미한다. 다른 성과측정치들에 대해서도 공변량 추정치들을 통해 초기값과 변화율 사이의 관련 성을 알아본 결과, 부모-자녀관계 만족도, 양육효능감의 경우에는 모두 부적인 방향으로 상관(각각 r = - .66, r = - .58)을 보였으므로, 초기치 점수가 높은 경우, 회기가 지남에 따라 부모-자녀관계 만 족도, 양육효능감 점수의 증가폭이 낮았음(변화율이 낮았음)을 의미한다.

부모-자녀관계 만족도의 평균 초기값(사전측정)은 106.71이고 평균 변화율은 3.88이다. 부모-자 녀관계 만족도 점수의 평균 변화율도 정적으로 유의미하므로, 사전측정부터 사후측정까지 부모-자녀 관계 만족도가 유의하게 증가했음을 알 수 있다. σ²R0가 통계적으로 유의했는데(σ²R0 = 131.79, p <.000), 이는 부모-자녀관계 만족도 초기값이 개인 간에 통계적으로 유의하게 차이가 났음을 의미한 다. σ²R1는 통계적으로 유의하지 않았는데, 이는 부모-자녀관계 만족도가 시점에 따른 변화율에서 개 인 간 유의한 차이 없이 모든 개인들의 변화율이 유사했다는 의미다.

양육효능감 척도에서는 모든 추정치들이 통계적으로 유의했다. 초기값과 변화율의 개인차가 유의했 으므로 그러한 개인차가 나타나는 것을 설명해줄 수 있는 설명변수들을 투입함으로써 다음 단계인 조 건적 선형 모형 분석을 시도하였다.

3) 3단계: 조건적 선형 모형

아버지역할 증진을 위한 웹기반 프로그램 참여 이후, 3개의 개인차 설명변인(교육정도, 가정의 월수 입, 결혼만족도)이 세 개 성과측정치들에서의 개인차에 미치는 영향을 파악하기 위해 다층모형을 적용 했다. 개인차를 설명해주기 위해 설명변수를 추가한 모형을 조건적 선형 모형이라 한다. 조건적 선형 모형의 수식은 아래와 같고, 분석결과는 요약하여 <Table 5>에 제시하였다.

Level-1 모형

(Y: 종속측정치, P0: 초기치, P1: 기울기/변화율, T: 측정시점, e: 무선오차)

Level-2 모형

(P0: 초기치, B00: 초기치의 전체평균, R0: 초기치에서의 개인차, P1: 기울기/변화율, B10: 기울기/변화율의 전체평균, R1: 기울기/변화율에서의 개인차)

삶의 만족도(SWLS)를 성과측정치로 한 경우, 변화율의 개인차에 대해서 결혼만족도만이 정적으로 유의한 영향을 미치는 변인인 것으로 나타났다. 하지만 <Table 4>에서 보듯이 무조건적 선형 모형 분 석결과에서 삶의 만족도(SWLS) 척도와 부모-자녀관계 만족도(PCRSS) 척도에서는 변화율의 개인차 가 유의하지 않았으므로 변화율에 대한 조건적 선형 모형의 분석결과를 해석하지 않았다.

<Table 5>에서 보듯이, 성과측정치를 양육효능감으로 하였을 때, 변화율의 개인차에 대해서는 최종 학력이 부적인 방향으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 최종학력이 높은 집단은 그렇지 않은 집단보다 양육효능감의 초기치는 높은 편이었지만 프로그램의 회기가 지날수록 변화의 비율에서 는 좀 더 낮은 속도로 양육효능감이 증가하는 경향을 보였음을 의미하며, 최종학력이 낮은 집단은 높은 집단보다 회기가 지날수록 양육효능감이 더 가파르게 증가했음을 의미한다.

<Figure 2>을 통하여 이를 확인할 수 있다. 삶의 만족도, 양육효능감의 경우, 결혼만족도, 교육수준 이 높은 집단과 결혼만족도, 교육수준이 낮은 집단을 구분하기 위해, 각 집단의 약 상위 25%와 하위 25%에 해당하는 집단을 선별하여 편의상 결혼만족도 상집단과 결혼만족도 하집단, 교육수준 상집단과 교육수준 하집단으로 구분하여 그래프를 작성하였다. 그래프는 변화율에 대해서만, 유의한 결과를 보 인 경우에만 제시하였다. 프로그램의 회기가 진행됨에 따라, 부모-자녀관계 만족도(PCRSS) 척도에서 는 변화율에서의 개인차에 어떤 개인특성 변인도 유의하게 영향을 미치지 않았다. 이는 3개 각 개인특 성 변인의 정도가 어떠하든 부모-자녀관계 만족도(PCRSS) 성과측정치의 변화율에서 개인 간 유의한 차이가 없이 유사했음을 의미할 뿐이며, 프로그램의 개입효과가 없었음을 의미하지는 않는다. 삶의 만 족도의 경우, 기울기의 개인차에 결혼만족도가 유의한 영향을 미치는 것으로 나타나긴 했지만, 앞서 언 급한 바와 같이, 삶의 만족도에서는 변화율의 개인차가 유의하지 않았으므로 조건적 선형 모형의 결과 를 탐색하는 것은 의미가 없다. 다만 경향성 참고를 위해 그래프만 제시하였다.

Ⅳ. 논 의

본 연구에서는 청소년기 자녀를 둔 아버지들에게 아버지역할 증진을 위한 10회기로 구성된 웹기반 아버지교육프로그램을 실시했을 때, 삶의 만족도, 부모-자녀관계 만족도, 양육효능감 척도로 측정한 3 개 성과측정치들에서 초기값과 회기가 지남에 따른 변화율의 양상을 탐색하였다. 이 양상을 설명하기 위한 변인으로 교육정도, 가정월수입, 결혼만족도로 측정한 개인특성 변인을 투입하여 이들이 성과측 정치들의 초기값과 회기가 지남에 따른 변화율의 개인차에 어떤 영향을 미치는지 살펴보았다. 이를 위 해 프로그램 참여자들의 사전, 중간, 사후, 세 시점에 걸쳐 측정한 종단자료를 사용하여, 위계적 다층 선형 모형 분석을 수행하였다.

본 연구에서 나타난 주요 결과들은 다음과 같다. 먼저, 무조건적 평균 모형 분석을 통해 종속변수의 총변량 중 개인차가 설명하는 변량의 비율을 알아보았다. 그 결과, 세 성과측정치들 모두에서 다층성이 강한 것으로 나타나(ρ : 계층내 상관 = 0.605 ~ 0.707), 성과측정치들의 총변량 중 개인차가 설명하는 부분이 상당히 컸음을 확인하였다. 이는 다층모형을 적용할 필요성이 크다는 의미로, 따라서 다음 단계 인 시간변수를 투입한 무조건적 선형 모형 분석을 통해 시간에 따른 변화의 양상을 탐색해보았다. 분석 결과, 삶의 만족도, 부모-자녀관계 만족도 척도의 변화율의 개인차를 빼고는 다른 모든 추정치들은 통 계적으로 유의했다. 이는 아버지들에게 해당 프로그램 개입을 시작하기 전에 참여자들의 모든 성과측 정치들의 초기값이 각 개인들 간에 서로 유의하게 차이가 있었음을 의미한다. 또한 프로그램의 회기가 지남에 따라 양육효능감 척도의 성장속도, 즉 변화의 기울기가 모든 개인마다 동일하지 않고 어떤 참여 자는 좀 더 빠르게 성장하고 다른 개인은 좀 더 완만한 성장속도를 보이는 등 변화의 속도가 각 개인들 간에 유의하게 차이가 났음을 의미한다. 하지만, 다른 두 성과측정치(삶의 만족도, 부모-자녀관계 만 족도)에서는 시간이 지남에 따른 변화율에서의 개인 간 차이가 유의하지 않았다.

다음 단계로 이와 같이 성과측정치들의 초기값과 변화율에서 개인 간 차이가 나타나는 이유를 설명 해줄 수 있는 설명변수로 3개 개인특성 변인을 추가한 조건적 선형 모형 분석을 수행했다. 조건적 선형 모형 분석에 앞서, 각 성과측정치의 초기값이 변화율에 미치는 효과를 탐색하기 위해 초기값과 변화율 의 공변량(상관)을 살펴보았다. 그 결과, 삶의 만족도 척도에서는 초기값과 변화율 사이에 정적인 상관 (r=.94)을, 나머지 두 성과측정치들에서는 초기값과 변화율 사이에 부적인 상관(각각, r=-.66, r=-.58)을 보였다. 초기에 삶의 만족도가 높은 사람들일수록 회기가 지남에 따라 삶의 만족도의 변화 속도가 상대적으로 더 빨랐음을 의미한다. 반대로, 부모-자녀관계 만족도, 양육효능감의 경우엔, 초기 에 이들 측정값의 수치가 높을수록 회기가 지남에 따라 이들은 상대적으로 더 느린 속도로 변화하였음 을 의미한다.

삶의 만족도는 아버지 자신의 주관적인 안녕(well-being) 상태를 측정하는 척도인데 비해, 다른 두 척도는 아버지 자신과 자녀와의 관계성을 염두에 둔 척도라는 차이점이 있다. 아버지 자신의 상태인 삶 의 만족도가 처음부터 높았던 아버지들은 프로그램의 회기가 진행될수록 자신의 개인적인 삶의 만족도 가 지속적으로 빠르게 성장하는 경향이 있었다. 행복에 대해 연구하는 학자들에 의하면, 한 개인이 행 복감을 느끼는 정도는 상당히 타고난 성격적 측면에 기인하는 경향이 커서 시간이 지나도 꽤 안정적이 라는 점을 강조한다(Diener & Lucas, 1999;Lyubomirsky et al., 2005). 즉 행복감을 느끼는 성향 을 일종의 성격적 특질로 보는 입장을 취한다. 개인의 행복정도를 측정하는 대표적인 척도로 삶의 만족 감 척도가 사용된다. “삶의 만족도란 개인이 설정한 기준과 비교하여 자신의 삶의 질을 평가하는 인지 적 판단 과정을 말하는데(Shin & Johnson, 1978: 윤성민, 2013, p.298에서 재인용)” 자신이 설정한 삶의 기준과 자신이 주관적으로 지각하는 삶의 여건들을 비교했을 때 삶의 여건들이 그 기준과 일치하 는 경우에 삶의 만족도가 높을 것이다.

이 같은 행복을 느끼는 타고난 성격적 특질로 인해, 삶에 대한 만족도가 초기에 높은 개인들은 프로 그램으로부터 얻어지는 작은 배움과 이득에 의해서도 자신의 삶에 대해 지각하는 만족감이 상대적으로 더욱 컸을 수 있다. 자신의 삶에 대한 만족도가 초기부터 높은 참여자들은 프로그램이 진행되는 과정동 안 자신의 개인적인 안녕을 위해 에너지를 덜 투입해도 될 것이므로, 프로그램에서 제공하는 활동들에 만 좀 더 온전히 전념할 수 있고 여러 정보와 지식을 습득하고 그것을 적용해보는 과정에서 얻어진 사소 한 변화나 혜택에 의해서도 그들이 가진 타고한 행복한 성향으로 인해 삶에 대한 만족감을 더 큰 폭으로 경험할 수 있었을 것으로 보인다.

이 같은 현상이 나타난 또 다른 이유는 프로그램 내용의 배치순서에 기인한 것일 수도 있다. “아버지 의 자기심리 치유”에 관한 내용이 9회기에, “아버지 개인의 행복을 증진시키기”에 관한 내용이 맨 마지 막 회기인 10회기에 배치되어 있었기 때문에 마지막 두 회기의 직접적 영향으로 사후측정(T3)의 삶의 만족도가 큰 폭으로 높아진 뒤, 그 효과가 누그러지지 않은 상태에서 측정한 것이 원인일 수도 있다. 삶 의 만족도가 초기부터 높은 아버지들은 프로그램의 전반부에 제공된 자녀와의 관계에 초점을 둔 내용 들을 학습할 때 자신의 개인적인 안녕을 위해 에너지를 덜 기울여도 될 것이므로, 좀 더 온전하게 해당 활동들에만 몰입할 수 있어서 결과적으로 좀 더 큰 폭으로 이득을 얻을 수 있었을 것으로 짐작된다. 전 반부의 자녀와의 관계 관련 활동들을 통해 삶의 만족감을 얻은 후 후반부에 자신에게 초점을 둔 활동들 이 더해질 때 삶의 만족감은 더 큰 폭으로 증폭되었을 수 있다. 이러한 결과로 볼 때, 개입 시작 전 사전 평가 결과에 근거하여 초기에 삶의 만족도가 높은 아버지들의 경우엔, 자신에게 초점을 둔 활동들을 먼 저 실시하기보다는 자녀와의 관계에 초점을 둔 활동들을 우선적으로 실시하는 것이 더욱 유리할 것으 로 시사된다. 반면, 삶의 만족도가 상대적으로 낮은 아버지들에게는 아버지 개인의 행복감 증진을 위해 자신에게 초점을 둔 활동들부터 먼저 배치하는 것이 좀 더 유리할 것이라 예상된다. 초기에 삶의 만족 도가 낮은 아버지들의 경우, 처음부터 자녀와의 관계에 초점을 둔 개입을 시도한다면 자신의 평온하지 않은 마음 상태로 인해 자기문제에 몰두되어 있어서 자녀와의 관계를 개선하는 데 온전히 마음을 쏟을 수 없었을 것으로 보인다. 이보다는 아버지 자신의 행복에 초점을 둔 개입을 통해 자신의 심리적 안녕 과 만족감을 먼저 찾고 난 뒤, 후반부에 자녀와의 관계에 초점을 둔 활동을 연습한다면 관계에 초점을 둔 활동들에 좀 더 몰입할 수 있을 것으로 보인다. 따라서 삶의 만족도에서 부가적인 이득을 얻는데 좀 더 유리할 것으로 보인다. 이는 프로그램 참여자들의 성격이나 기타 개인차 특성에 따라, 프로그램의 배치순서도 고려하는 게 유리함을 시사한다.

부모-자녀관계 만족도, 양육효능감 척도는 초기값과 변화율의 상관이 모두 부적으로 나왔는데, 이 는 프로그램 초기에 부모-자녀관계 만족도, 양육효능감이 높았던 사람들은 초기에 이미 높았기 때문에 시간에 따라 성장하는 속도가 상대적으로 느렸을 것으로 보인다. 이 두 척도는 모두 자녀와의 관계와 관련된 척도인데, 프로그램 개입을 시작하기 전에 이미 자녀와의 관계 및 양육에 관한 효능감이 상대적 으로 좋았던 아버지들은 회기가 지나도, 이들 수준이 초기에 낮았던 아버지들보다 변화의 속도는 낮았 을 것으로 여겨진다. 소위 “천정효과”의 영향이라 볼 수 있다.

성과측정치들의 변화율의 개인차를 설명해줄 수 있는 설명변인으로는 최종학력, 가정월수입, 결혼 만족도를 투입하였다. 즉, 이들을 설명변인으로 했을 때, 이 변인들이 세 성과측정치들 각각의 변화율 의 개인차에 미치는 영향을 살펴보았다. 하지만 무조건적 선형 모형 분석결과에서, 삶의 만족도 척도 (SWLS)와 부모-자녀관계 만족도 척도(PCRSS)에서는 변화율에서의 개인차가 유의하지 않았으므로 변화율에 대한 조건적 선형 모형의 분석결과는 해석하지 않았다. 양육효능감(PSOC)의 변화율의 개인 차에 최종학력만 부적인 방향으로 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 아버지의 최종학력이 높 을수록 회기가 진행됨에 따라 양육효능감이 더 느리게 향상되었다. 이를 초기값과 함께 통합적으로 해 석하자면, 아버지의 최종학력이 높을수록 그렇지 않은 아버지들보다 양육효능감의 초기값은 높은 편이 었지만 프로그램의 회기가 지날수록 변화의 기울기에서는 좀 더 낮은 속도로 양육효능감이 증가하는 경향을 보였음을 의미한다. 반대로 최종학력이 낮은 아버지들은 높은 집단보다 양육효능감의 초기값이 낮았지만 회기가 지날수록 양육효능감이 더 큰 폭으로 증가했음을 의미한다. 이는 충분히 예측 가능한 결과로써, 아버지의 교육수준이 높을수록 다양한 경로를 통해 이미 자녀양육에 관해 습득하여 알고 있 는 것이 많을 것이므로 초기 양육효능감은 더 높았을 수 있다. 하지만 초기에 이미 양육효능감이 높았 으므로 그 이후의 성장 속도는 상대적으로 완만했을 것으로 보인다. 교육수준에 따라 이처럼 양육효능 감의 증가율이 차이가 있다는 점은 아버지역할 증진 프로그램의 홍보단계와 개입단계에서 참여율과 관 련하여 중요한 시사점이 될 수 있다. 홍보단계에서는 교육수준이 높은 아버지들보다는 낮은 아버지들 에게 해당 아버지역할 증진 프로그램을 더욱 적극적으로 홍보 및 권장하여 이들의 진입률을 높일 필요 가 있음을 시사한다. 또한 프로그램의 실제 개입단계에서 교육수준이 상대적으로 낮은 아버지들이 중 도에 탈락하지 않고 끝까지 유지할 가능성이 높음을 시사하며 반대로 교육수준이 높은 아버지들은 중 도에 탈락할 가능성이 높을 수 있어서 이들이 중도 탈락하지 않고 끝까지 유지하도록 하려면 특별한 관 리가 더욱 필요할 것임을 시사한다.

가정월수입을 설명변인으로 했을 경우에는 양육효능감의 변화율의 개인차에서 가정월수입이 유의한 영향을 미치지 않았다. 이는 월수입이 높은 아버지들이나 낮은 아버지들이나 회기의 진행에 따라 혜택 을 얻는 속도에는 별 차이가 없었음을 의미한다. 이는 단지, 해당 프로그램을 홍보, 권장, 실시할 때 참 여자의 월수입은 크게 고려하지 않아도 됨을 시사할 뿐, 월수입이 효과에 영향을 미치지 않는다는 의미 는 아니다.

결혼만족도를 설명변인으로 한 경우에는, 삶의 만족도의 변화율의 개인차에 대해서만 결혼만족도가 정적으로 유의한 영향을 미치는 변인이었다. 하지만 무조건적 선형 모형 분석결과에서 삶의 만족도의 변화율의 개인차가 유의하지 않았으므로 이 결과에 의미를 두고 해석하지 않았다. 결혼만족도는 양육 효능감의 변화율의 개인차에는 유의한 영향을 미치지 않았다.

본 연구는 다음과 같은 의의를 가진다. 첫째, 국내 아버지역할 증진 목적의 프로그램을 대상으로 수 행된 최초의 중개연구라는 점이다(최지은, 김현경, 2020). 특히, 지금까지 아버지 관련 프로그램을 대 상으로 보급(dissemination)과 시행(implementation)단계에서 증거기반실무를 적용한 연구가 전무 하던 실정이었는데, 프로그램의 개발과 효과검증 단계에서 그치는 것이 아니라, 최초로 보급 (dissemination) 및 시행(implementation)단계와의 연계성을 높이려는 시도의 증거기반실무를 수행 하였다는 점에서 의의가 크다. 효과검증 연구는 개발된 프로그램이 엄격하게 통제된 실험적 상황에서 효과가 있었는지의 여부만 알려줄 뿐, 보급과 시행단계에서 무엇에 초점을 두어, 그리고 어떤 대상에게 홍보하는 게 유리할지, 어떤 대상에게 더 유리한 효과가 있을지, 중도탈락률을 낮추고 유지율을 높이려 면 무엇에 초점을 두어야 할지, 효과를 좀 더 향상시키기 위해 어떤 추가적 노력을 기울여야 할지 등은 알려주지 못한다. 구체적으로 본 연구의 결과는 아버지의 초기 삶의 만족도 수준을 참고하여 프로그램 회기별 내용의 배치순서를 고려하여 개별적 적용을 하는 게 유리할 수 있음을 알려주었고, 교육수준이 높은 아버지들보다는 낮은 아버지들을 대상으로 해당 프로그램을 더욱 적극적으로 홍보 및 권장할 필 요가 있음을 알려주었다. 이는 프로그램의 참여율을 높이는 것과도 관련되는 정보이다. 즉 교육수준이 낮은 아버지들에게 본 프로그램을 홍보 및 권장하는 경우, 더 많은 아버지들의 참여를 유도할 수 있고, 그들의 유지율이 교육수준이 높은 아버지들보다 더 높을 수 있다. 지금까지 심리학 분야, 사회사업 분 야에서 프로그램의 개발과 효과검증 단계에 EBP를 적용하는 시도와 노력은 많았다. 하지만, 여기서 그 치는 경우가 많았고, 보급 및 시행단계에 EBP를 적용한 경우, 그리고 이 두 단계를 연결하는 데에 EBP 를 적용하려는 시도가 빈약한 실정이었다(최지은, 김현경, 2020). 이러한 현실에서 처음으로 위와 같 은 시도를 하였다는 점은 본 연구의 특별한 의의라고 할 수 있다.

둘째, 본 연구는 청소년기 자녀를 둔 아버지들을 대상으로, 아버지역할 증진을 위한 목적으로 개발된 웹기반 프로그램을 활용하여 해당 프로그램이 최적의 효과를 가져 오도록 하기 위한 조절변인을 찾는 작업의 일환으로 개인특성 변인의 영향을 탐색하였다는 점이다. 동일한 프로그램을 처치 받더라도 회 기에 따른 변화속도는 개인마다 다를 수 있다. 무엇이 이러한 개인차를 만들어 내는지 알아내는 것은 프로그램의 개입 효과를 높이기 위한 전략을 모색하는 데 필요하다. 행복증진을 위한 개입활동들의 효 과에 대한 연구에서도 학자들은 내담자와 행복증진을 위한 개입활동 사이에 ‘맞춤(fit)’이 일어나는 것 이 중요하다고 제안하면서(Boehm & Lyubomirsky, 2009;Lyubomirsky et al., 2011;Lyubomirsky & Layous, 2013), 행복증진을 위해 시도하는 의도적인 개입활동이 최적의 효과를 가 져 오도록 하기 위한 조절변인을 찾는 연구들이 지속되어야 함을 강조하였다(Lyubomirsky & Layous, 2013;Vella-Brodick, 2013;윤성민, 2013에서 재인용). 특히, 지금까지 아버지관련 프로 그램을 대상으로 이러한 개인차 변인을 알아내는 연구가 전무한 상황에서 아버지역할 증진 활동의 효 과에 미치는 개인차 변인의 조절적 영향을 탐색한 최초의 연구라는 점에서 더욱 의미가 깊다.

셋째, 기존의 부모교육 프로그램들에 관한 선행연구들은 대부분, 프로그램 개발 후 단순히 t-검증을 통한 사전-사후 평균 비교를 통해 효과여부를 검증하는 중심으로 이루어져왔는데 반해, 본 연구는 회 기가 지남에 따른 종단적인 관점에서 그 효과를 확인하기 위해 아버지 자료를 이용한 위계적 선형모형 (hierarchical linear models: HLM)을 적용하였다는 점이다. t-검증을 통한 사전-사후 평균 비교는 단순히 개입의 효과여부만을 하나로 요약해줄 뿐, 이러한 개인차를 만들어내는 요인이 무엇인지 알 수 없다. 하지만, 본 연구에서는 위계적 선형모형(HLM)을 적용함으로써 회기에 따른 성과측정치들의 변 화율의 개인차에 영향을 미치는 또 다른 변인에 대한 정확한 이해를 제공하여 향후 아버지 프로그램의 시행단계에서 효과성을 높이는 데 정확한 정보를 제공해 줄 수 있다.

넷째, 분석 결과, 최종학력이 낮은 아버지들이 프로그램 개입을 통해 양육효능감이 더 큰 폭으로 증 가하였다. 이 결과는 아버지 프로그램 개입을 계획할 때, 어떤 유형의 아버지들에게 이 프로그램을 더 욱 적극적으로 홍보 및 권장할 것인지에 대한 실제적인 정보를 제공했다는 점에서 매우 의미 있는 발견 이다. 이러한 발견은 아버지역할 증진을 위한 프로그램의 성과가 향상되는 데 있어 참여자의 교육정도 가 성과의 향상을 촉진시킬 수도, 늦출 수도 있다는 의미이다. 따라서 아버지들을 대상으로 프로그램을 시행하는 현장에서 아버지의 개별적 특성에 맞춘 맞춤형 개입 모드(mode)를 결정하려고 할 때, 최종학 력이 낮은 아버지들에게 본 아버지 프로그램을 더욱 적극적으로 권장할 필요가 있음을 시사한다.

본 연구는 다음과 같은 제한점들을 갖고 있으며 이를 기반으로 후속 연구를 위한 제언을 해 볼 수 있 다. 첫째, 본 연구는 한국의 청소년기 자녀를 둔 아버지들만을, 그리고 웹기반 프로그램을 대상으로 하 였기 때문에 본 연구에서 얻은 결과를 타 연령대 및 타 성별의 대상, 타 문화의 대상에게, 그리고 웹기 반 프로그램이 아닌 다른 유형의 프로그램에 일반화하는 데는 한계가 있다. 따라서 일반화에 앞서 본 연구의 결과가 다른 대상 및 다른 유형의 프로그램에도 일반화될 수 있는지, 다양한 집단을 대상으로 반복 검증을 해볼 것을 권한다. 둘째, 본 연구결과에서 최종학력의 정도에 따라 성과측정치들의 변화율 이 달라짐을 보여주었지만, 이러한 차이를 발생시키는 원인이나 기제가 무엇인지는 명확하게 알 수 없 다는 한계가 있다. 따라서 선행연구 탐색을 통해 각 성과측정치들과 개인차 변인과의 관계를 명확하게 밝혀줄 수 있는 주요 변인을 알아본 뒤, 이를 경험적으로 증명하기 위한 후속연구가 뒤따라야 할 것으 로 보인다. 셋째, 본 연구에서는 각 회기별로 다양한 목적의 활동들(크게 세 가지 목적: 자녀와의 관계 개선 목적, 아버지 개인의 심리적 안녕 목적, 양육효능감 목적)이 혼합되어 전체 10회기를 구성하고 있 었기 때문에, 개별 활동의 효과에 미치는 개인차 변인의 영향을 파악할 수는 없었다는 한계를 갖는다. 향후 연구에서는 하나하나의 개별 목적 활동에 대한 개인차 변인의 조절효과를 살펴보는 것도 필요하 다. 또한 프로그램 참여자들의 성격이나 기타 개인차 특성에 따라, 최적의 배치순서를 찾기 위해 회기 별 배치순서를 다르게 구성하여 추가적 연구를 수행해 볼 것을 권장한다.