유아기 자녀를 양육하는 어머니의 행복은 어머니 개인뿐만 아니라 자녀와의 관계에서 중요한 의미가 있다. 어머니가 느끼는 행복은 자녀가 건강하고 바르게 성장하는 데 중요한 역할을 한다[1]고 볼 수 있듯이, 어머니의 행복은 자녀의 전인발달, 가족의 문화 및 구성원의 삶의 방식 등에 많은 영향을 미친다. 어머니의 행복이 자녀의 발달, 행복 등과 밀접한 상관이 있으므로 삶 속에서 어머니 개인이 느끼는 행복감은 교육적으로 매우 중요하다. 최근 행복에 관한 연구가 증가하면서 자녀를 양육하며 행복감을 느끼는 어머니들은 스스로 강점을 개발하기 위해 노력하고, 일상생활 속에서 자녀와 긍정적 정서를 가지고 상호작용을 하여 자녀양육측면에서 매우 긍정적인 영향을 미치는 연구 결과들[2,3]이 보고되고 있다.

현대사회의 어머니들은 자녀 양육을 하며 행복감을 느끼는 반면, 양육의 불안, 혼돈, 두려움과 갈등을 겪으며 스트레스를 받기도 한다[4][5]. 따라서 유아기 자녀를 양육하는 어머니들은 자신의 행복감 향상과 자녀 양육간에 균형을 이루어 일상생활 속에서 경험하는 스트레스를 해결하여 긍정적 양육 뿐만 아니라 개인적으로도 행복한 생활을 하도록 도움이 필요하다. 이를 위한 어머니의 심리적 안녕감을 위하여 여가 활동 또는 자기계발의 기회를 제공하고, 관계맺기를 통한 어머니의 정서적 조언과 사회적 지원 제공이 요구됨을 제시하였다[6-8].

지금까지 국내외 연구들은 유아기 자녀를 양육하는 어머니의 행복감을 느끼는 조건과 영향 요인에 대해 가족의 행복감 증진과 자녀의 발달에 초점을 두었으며, 어머니의 행복 자체보다는 자녀 양육에 초점을 둔 연구들이 대부분이다. 선행연구를 살펴보면, 연령, 경제적 여건 등 외적 요인들이 어머니의 행복에 미치는 영향[9][10], 부모와 자녀관계, 대인관계 등이 어머니의 행복에 미치는 영향[11-13], 자아존중감과 자율성 등이 어머니의 행복에 미치는 영향[14-16]에 대한 연구 등으로 분리되어 어머니의 행복과 외적 변인들에 대한 연구가 대부분이다. 즉, 유아기 자녀를 둔 어머니 행복의 본질적인 측면인 개인 행복이 간과되어 평가되고 있으므로 어머니 스스로 느끼는 주관적인 개인의 행복에 강조점을 둔 연구들의 중요성이 제기되고 있다. 따라서 어머니의 개인적 행복을 측정하기 위해 다양한 도구를 활용하려는 노력이 이루어지고 있다.

그러나 어머니의 행복감 연구에 사용된 도구들은 우리나라의 부모 문화 특수성의 영향이 고려되지 못하고 국외에서 개발된 척도를 사용하였으며[7,12,17], 부모발달 과업이나 자녀 생애사에 따른 어머니 역할의 역동성을 고려한 도구가 요구된다고 이신영, 유칠선[12]이 제시함에도 유아교육기관에 자녀를 보내는 어머니의 행복감을 유아-청소년 자녀나 일반 성인용으로 개발된 척도를 사용하고 있는 실정이다[18-20].

따라서 본 연구에서는 총체적 관점으로 한국 사회 고유의 사회문화현상이 내재된 유아기 어머니의 행복감을 타당하게 평가할 수 있는 척도를 개발하는데 목적을 두고 아래와 같은 연구문제를 설정하였다.

연구문제 1. 유아기 어머니의 행복 평가 척도에 대한 타당도는 어떠한가?

2. 유아기 어머니의 행복 평가 척 도에 대한 신뢰도는 어떠한가?

본 논문의 구성은 아래와 같다. 제 2장 연구방법에서는 연구도구, 자료수집 및 자료 분석에 대해 기술한다. 제 3장에서는 연구결과로 척도의 타당도와 신뢰도를 검증한다. 제 4장에서는 논의 및 결론을 맺는다.

본 연구대상은 D시에 소재한 공립유치원 4곳, 대학교부속유치원 2곳, 사립유치원 10곳과 법인과 직장어린이집 5곳과 S시에 소재한 공립유치원 2곳과 법인과 직장 어린이집 4곳이었다. 각 기관의 원장에게 전화를 하여 협조를 요청하고 방문하여 평가척도를 전달하였다. 그 후 각 기관에서는 어머니들에게 협조해 주기를 문자로 연락하여 유아 편에 가정으로 700부를 배부한 후 공립유치원 어머니 100부, 대학교부속유치원 어머니 90부, 사립유치원 어머니 140부, 법인과 직장 어린이집 어머니 160부로 총 500부가 회수되어 71%의 회수율을 나타냈다. 회수된 평가척도 중 체크가 완성되지 않은 척도 11부를 제외하고 총 489부가 분석자료로 활용되었다.

자료수집 기간은 2018년 10월부터 2019년 1월까지 4개월에 걸쳐 실시하였다. 연구대상의 인구사회학적 특성을 간단히 살펴보면, 연령은 36-40세가 51.9%로 가장 많았고 40세 이상이 21.9%, 31-35세가 20.2%, 25-30세가 5.7% 순이었다. 수입에 대한 만족은 보통이다가 47.6%로 가장 많았고, 만족한다가 36.6%, 만족하지 못한다가 12.5%, 매우 만족한다가 3.3%였으며, 자녀수는 2명이 56.0%로 가장 많았고 1명이 25.4%, 3명이 17.2%, 4명이 1.4%로 나타났다. 어머니의 학력은 대학(4년제)이 48.3% , 전문대(2-3년제)가 28.0%, 대학원이 11.7% 로 나타났다. 어머니의 취업 유무 및 형태는 직장(종일 근무)이 55.8%로 가장 많았고 전업주부는 27.8%, 아르바이트(파트타임)는 16.2% 순으로 나타났다.

본 척도의 구성타당도를 검증하기 위해서 수집된 자료를 4차에 걸쳐 요인분석하였다.

1차 요인분석은 내용타당도 검증과정을 거친 42개 문항을 이용하여 실시하였다. 그 결과 요인의 고유값이 1.0이상인 것이 7요인이었으며, 이 7개 요인의 총 설명력은 58.9%이었다. 또한 전체 문항 간의 상관을 분석한 결과 .20이하인 문항은 24번(평범하게 사는 것이다), 28번(자기계발을 위하여 노력하는 것이다)이었다. 따라서 본 연구의 목적이 유아기 어머니 행복 평가척도를 타당화 시키는 것이므로 전체 문항과의 상관성이 낮은 2개의 문항을 제외시켰다.

2차 요인분석은 1차 분석에서 2개의 문항을 제외시켰으므로 40개의 문항을 이용하였다. 그 결과 요인적재량이 .4%이하인 26번(내 삶에 대한 만족과 즐거움이다) 문항을 제외시켰다.

3차 요인분석은 39개의 문항을 이용하여 실시한 결과 요인의 고유값이 1.0이상인 것은 7개 요인으로 총 설명변량은 58.9%이었다. 7개의 요인 중 5요인(1, 6)에 해당하는 2개 문항의 내용은 의미로 볼 때 중복되는 부분이 있어 요인명명에서 문제점으로 제시될 수 있으므로 제외시켰다.

4차 요인분석에서는 1차에서 2개, 2차에서 1개, 3차에서 2개의 문항을 제외시켰으므로 37개 문항을 이용하였다. 그 결과 요인의 고유값이 1.0이상인 것은 6개 요인으로서 총 설명변량은 57.2%이었다. 각 요인에 가장 높은 요인적재량을 보인 문항을 중심으로 6개 요인을 설명하면 다음 Table 1과 같다.

<Table 1>에 제시된 바와 같이 제 1요인은 ‘내자녀가 즐겁게 생활해 가는 것을 보는 것이 행복이다’를 포함한 11개 문항으로 추출되었는데 이 요인을 ‘가족 관계’로 명명하였다. 이 요인의 고유값은 12.795이며 전체 변량에 대하여 34.6%의 설명력을 보였다. 이들 11개 요인의 요인적재량은 .53에서 .72까지로 모두 기준치(.40)보다 높게 나타났다. 제 2요인은 ‘주변의 어려운 사람을 돕는 것이 행복이다’를 포함한 8개 문항으로 추출되었는데 이 요인을 ‘호혜적 상호작용’으로 명명하였다. 이 요인의 고유값은 3.165이며 전체 변량에 대하여 8.6%의 설명력을 보였다. 이들 8개 요인의 요인적재량은 .53에서 .72까지로 모두 기준치(.40)보다 높게 나타났다.

제 3요인은 ‘행복은 자신을 위한 직장생활이나 여가생활을 할 때 진정한 행복을 느낀다’를 포함한 6개 문항으로 추출되었는데 이 요인을 ‘개인의 내적요구’로 명명하였다. 이 요인의 고유값은 1.503이며 전체 변량에 대하여 4.1%의 설명력을 보였다. 이들 6개 요인의 요인적재량은 .42에서 .70까지로 모두 기준치(.40)보다 높게 나타났다. 제 4요인은 ‘종교적인 생활을 하며 절대자를 신뢰할 때 행복하다’를 포함한 5개 문항으로 추출되었는데 이 요인을 ‘절대적 만족’으로 명명하였다. 이 요인의 고유값은 1.417이며 전체 변량에 대하여 3.8%의 설명력을 보였다. 이들 5개 요인의 요인적재량은 .48에서 .69까지로 모두 기준치(.40)보다 높게 나타났다.

제 5요인은 ‘자녀가 잘 성장하도록 도우며 나 자신의 생활도 중요하다’를 포함한 3개 문항으로 추출되었는데 이 요인을 ‘자기계발’로 명명하였다. 이 요인의 고유값은 1.170이며 전체 변량에 대하여 3.2%의 설명력을 보였다. 이들 11개 요인의 요인적재량은 .48에서 .69까지로 모두 기준치(.40)보다 높게 나타났다. 제 6요인은 ‘돈이 많다고 반드시 행복한 것이 아니고 현재의 상황을 얼마나 긍정적으로 생각하느냐에 달려있다’를 포함한 4개 문항으로 추출되었는데 이 요인을 ‘긍정적 태도’로 명명하였다. 이 요인의 고유값은 1.107이며 전체 변량에 대하여 3.0%의 설명력을 보였다. 이들 11개 요인의 요인적재량은 .48에서 .58까지로 모두 기준치(.40)보다 높게 나타났다.

요인분석에서 나타난 6개 요인들은 가족관계, 호혜적 상호작용, 자신의 내적요구, 절대적 만족, 자기계발, 긍정적 태도 요인으로 구성되었다.

<Table 2>에 제시된 바와 같이 총 42개 문항으로 구성된 예비척도의 신뢰도에 대한 Cronbach’s Coefficient Alpha값은 .942로 높게 나타났다. 42개 문항 중 40개 문항은 전체와의 상관계수가 모두 .20이상으로 높게 산출되었으나 24번과 28번 문항은 .20이하로 나타났고 26번 문항은 요인적재량이 .4%이하로 나타나 총 3개의 문항을 요인분석에서 제외시켰다. 또한 3차 요인분석 결과에 따라 요인 구성 내용에서 의미의 맥락에서 볼 때 일관성이 없고 명명의 문제점으로 제시될 수 있기 때문에 2개 문항을 제외한 최종 37개 문항의 Cronbach’s Coefficient Alpha값은 .943으로 높게 나타났다. 이를 6개 요인별로 살펴보면 제 1요인은 .943, 제 2요인은 .942, 제 3요인은 .943, 제 4요인은 .944, 제 5요인은 .945, 제 6요인은 .942로 높게 나타났다.

따라서 본 연구에서 개발된 척도가 적절하게 구성된 것으로 판단되며 유아기 어머니 행복 평가척도는 최종적으로 6개 요인의 37문항으로 확정하였다.