아동의 자기보호 가능성에 영향을 미치는 요인 : 초등학교 3학년 아동을 대상으로

Ⅰ. 서론

‘나홀로 아동’이라고도 불리는 ‘자기보호 아동’이란, 부모나 성인의 보호 없이 가정에서 지내는, 스스로를 보호해야 하는 아동을 말한다(오은숙, 2000). 성인의 부재로 인해 돌봄 공백을 겪고 있는 이른바 ‘자기보호아동’은, 1980년대 미국에서 보호자가 없는 집에 열쇠를 가진 아동이 스스로 문을 열고 들어간다는 의미에서 ‘Latchkey child’ 즉 ‘열쇠 아동’이라고도 불리었다. 이는 ‘아동방임’과 혼용되는 경우가 있으나, 아동방임의 사전적 의미를 살펴본바 ‘고의적, 반복적으로 아동 양육과 보호를 소홀히 함으로써 아동의 건강과 복지를 해치거나 정상적인 발달을 저해할 수 있는 모든 행위’라는 점에서 자기보호 아동과는 구분된다. 아동의 자기보호는 방과 후에 일정 시간을 성인 보호자 없이 지내는 상태를 말하는 물리적 개념에 더 가깝다고 볼 수 있기 때문이다(이봉주, 조미라, 2011). 연구 및 정책 형태에 따라서 자기보호 아동의 정의는 조금씩 상이한데, 미국 인구 통계 조사국은 2005년에 실시한 조사에 의거하여 5∼14세를 자기보호 개념의 연령범위로 공식화하였으며(이준호, 박현정, 2012), 14세 이하 다른 초·중학생 형제자매와 있는 경우 또한 자기보호 아동으로 포함하였다. 우리나라 여성가족부는 2011년 조사에서 ‘일주일 1일 이상, 하루에 1시간 이상 혼자 또는 초등학생 이하의 아동끼리만 집에 있는 13세 미만의 아동’을 자기보호 아동이라 정의하였다.

자기보호 아동은 성인보호 아동에 비해 인지적, 비인지적 측면에서 발달상의 어려움을 겪고 있으며, 각종 사회 범죄에도 노출되기 쉽기에(임혜정, 2017), 1980년대 초 Long과 Long(1983)의 연구를 시작으로 국외에서도 꾸준히 그 실태와 현황을 보고하고 있다(정춘식, 2014). 자기보호 아동은 대개 성범죄, 약물 중독과 같은 사회 문제에 노출될 위험이 높으며(Cohen et al., 2002), 물건을 훔치거나 폭력을 사용하는 등의 문제행동도 증가하는 것으로 나타났다(Aizer, 2004; Richardson et al., 1993). 또한 성인보호 아동에 비해 학업 성취도 및 학교 적응의 측면에서도 부정적인 영향을 받는 것으로 나타났다(Shumow et al., 2008).

이처럼 최근까지도 자기보호 아동에 대해 다양한 측면에서의 연구가 이루어지고 있으나 그 결과가 모두 일관된 것은 아니다. 성인 보호의 부재가 오히려 아동의 자율성과 독립성 증진에 긍정적인 영향을 미칠 수 있으며(양경해, 강현아, 2016; 이준호, 박현정, 2012), 자립심과 책임감을 발휘할 수 있는 기회를 제공한다는 것이다(정선영, 2015). 또한 여아의 경우 일정 정도의 자기 보호를 통해 자기학습 통제능력을 증가시키는 효과를 얻을 수 있다는 연구도 있다(이준호, 박현정, 2012). 그러나 아동기의 심리·사회적 발달 측면에서의 부정적인 결과로 인해 여전히 아동의 자기보호는 개입이 필요한 사회적 문제로 인식되고 있음을(정선영, 2015)을 고려하여 본 연구를 진행하고자 한다.

Achenbach(l991)의 연구를 근거로 아동기의 심리·사회적 문제는 크게 내재화 문제, 외현화 문제, 사회적 역량 세 가지 차원에서 바라볼 수 있다(김진희, 2016). 내재화 문제는 우울, 불안, 위축과 같은 아동의 정서발달 문제와 주의집중 문제, 사고력 문제와 같은 학업성취 문제와 관련이 깊다고 볼 수 있는데, 자기보호 일수가 많은 아동이 상대적으로 우울감이 높았으며(이재연, 강성희, 1996; 정춘식, 2014), 자아존중감 및 심리정서 적응에서도 낮은 수치를 보였다(김세원, 손주영, 2011). 또한 학습에 있어서의 성취도(이봉주, 조미라, 2011; 임혜정, 2017), 자기통제 능력(이준호, 박현정, 2012)에서도 부정적인 영향을 받는 것으로 나타났다. 외현화 문제는 비행 행동, 공격행동 등 겉으로 두드러지게 나타나는 문제행동과 관련이 깊은데, 방과 후 자기보호 시간이 증가할수 아동의 공격성이 증가하였으며(정춘식, 2014; Lord & Mahoney, 2007), 폭력사용과 절도, 학교 결석 등의 문제행동으로 이어질 가능성 또한 높았다(박은정 외, 2015). 사회적 역량은 또래 관계, 주도성, 개방성 등 사회적응 능력과 관련이 깊다. 학령기 아동에게는 학교적응이 이에 해당한다고 볼 수 있는데, 자기보호 아동이 성인보호 아동에 비해 또래 관계 주도성에서 부정적인 영향을 받으며 소외감을 느끼는 것으로 나타났고(김명숙, 정영숙, 1997), 주변인들과의 관계 형성과 학교적응에도 어려움을 느꼈다(김성식, 2012). 또한 학교 규칙 준수와 또래·교사 간의 관계에서의 적응 역시 낮은 것으로 나타났다(김은지, 전귀연, 2014).

자기돌봄 아동이 겪는 위와 같은 어려움은 우리 사회의 여성 취업률 상승과 그로 인한 자녀 돌봄 공백과 매우 밀접한 관련이 있다. Oxfam International에 따르면, 2020년 한 해 동안 전 세계적으로 수 백 만 명의 여성이 자녀 돌봄 문제로 인해 직장을 떠났으며(CNBC, 2021), 특히 코로나19로 인한 가정 내 성인 돌봄의 부재로 학부모의 21%가 근무 시간을 변경하거나 줄여야 했고, 7%는 직장을 그만두어야 했다고 밝혔다(CNBC, 2020). 그러나 여전히 기업 중 32%만이 일과 가정 양립에 대한 계획을 개략적으로 수립한 상황이기에 초등학교에 입학하는 자녀를 둔 학부모들의 돌봄 부담에 대한 호소가 이어지고 있다(SHRM, 2020).

우리나라의 실정 또한 다르지 않다. 여성가족부(2021)가 2022년 4월 19일 발표한 ‘2021년 양성평등 실태조사’에 의하면 ‘코로나19로 인해 가사 및 돌봄 부담이 증가했다’라는 문항의 응답 비율은 40대 여성이 42.2%, 30대 여성이 35%, 50대 여성이 26.7%, 60대 여성이 16.5%였다. 한편, 같은 응답을 한 남성 비율은 40대 27.4%, 30대 24.1%, 50대 18.6%, 60대 15.2%였다. 몇 년간 지속된 팬데믹으로 인해 전국적으로 휴원과 휴교가 이어지며 공적 돌봄 기능이 마비되었고, 다수 국민 특히 여성의 아동 돌봄 부담이 더욱 가중되었다. 실제 코로나19로 인해 낮 동안 자녀들 돌봐줄 보호자가 없어 자녀 돌봄 문제를 겪고 있다고 응답한 대상의 비중은 68.6%로 드러났으며, 이러한 문제는 워킹맘의 가정과 직장 사이에서의 갈등을 심화시켜 고용불안 등 노동시장 내 어려움으로까지 확장되고 있다(장진희 외, 2021). 꾸준히 제기되어왔던 아동의 돌봄 공백 문제가 팬데믹으로 인해 다시금 수면 위로 떠오른 것이다(김주리 외, 2021).

그러나 이러한 상황 속에서도 국가는 우리 사회가 당면한 인구절벽 문제를 해결하고자 여성의 노동시장 진출을 꾸준히 권장하고 있다. 고용노동부는 2030년까지 고령화의 영향으로 생산 가능 인구의 증가 폭 역시 크게 무뎌질 것으로 전망하며, 여성 노동력의 적극적인 활용을 통해 인구구조의 충격과 그에 따른 경제 손실을 최소화하고자 하고 있다(김선빈 외, 2021). 출산율 또한 지속적으로 감소하여 2020년 기준 우리나라의 합계 출산율이 0.837명인 것으로 볼 때(통계청, 2020) 앞으로도 여성의 취업률, 맞벌이 가정의 증가는 불가피해 보인다. 현재 한국 여성 경제활동참가율은 60%대에 진입하였고(한겨레, 2021), 맞벌이 가구의 비중은 46.3%에 달하고 있는데(통계청, 2021). 이런 현상들은 가정 내 돌봄 공백의 문제로 귀결되고 있다. 전통적으로 가정 내 자녀 돌봄의 역할을 수행하던 여성의 취업으로 인해 일·가정 양립의 어려움을 호소하는 가정은 증가하고 있고(정춘식, 2014) 주간 시간대에 자녀들이 보호자 없이 지내야 하는 돌봄 공백의 문제를 호소하는 여성이 많아지고 있는 것이다(장진희 외, 2021). 따라서 이제는 자녀의 돌봄에 국가와 사회가 개입해야 한다는 목소리가 높아지고 있다.

정부는 여성 인력의 이탈을 줄이는 동시에, 일과 가정 양립이 가능한 양육 친화 환경을 조성하고자 다양한 양육지원정책에 집중하고 있으나, 대부분 현물 및 서비스 지원과 같은 직접적인 지원에 치우쳐있기에 증가하는 맞벌이 부부의 돌봄 요구를 충족시키기에는 어려움이 있어 보인다는 지적이 뒤따르고 있다(김나영, 2017). 올해 10월 발표된 ‘수도권 초등돌봄교실 입실 자격 우선순위 및 비율’ 현황에 따르면, 수도권 2,167개의 초등학교 가운데 12%가 중위소득이 60% 이상의 한부모 가정을 우선순위 대상에서 제외하였으며, 40% 이상이 소득과 무관하게 맞벌이 가구를 한부모 가구보다 후순위에 두었다(내일신문, 2022). 이렇듯 상이한 제도와 기준으로 인해, 정작 공적 돌봄이 필요한 가정에 서비스 지급이 원활히 이루어지지 않고 있으며, 돌봄 공백의 위험에 노출된 아동이 증가할 것이라는 전망과 이에 대한 우려의 목소리가 제기되고 있는 것이다(김주리 외, 2021). 특히 우리나라의 자녀 돌봄 지원정책의 대부분은 돌봄 수요가 가장 높은 만 6세 미만 영유아에게 집중되어 있으며(송혜림, 서지원, 2008), 영유아에게 제공된 공적 돌봄 서비스가 학령기에 접어들며 단절 및 제한되어 부모의 가정·직장 양립의 어려움은 커지고 있다(김은정, 장수정, 2020). 현재 초등학생들을 위한 돌봄 정책으로는 초등 돌봄 교실, 지역아동센터, 다함께 돌봄센터, 청소년방과후아카데미 등이 운영되고 있으나 공급과 수요의 불균형, 취약 계층 중심의 제한적 대상 선정 등의 문제로 인해(김은정, 장수정, 2020; 김은정, 2022; 김주리 외, 2021), 여전히 성인의 보호가 필요한 초등학생의 방과 후 돌봄 서비스는 미흡한 실정이다.

초등학생을 위한 공적 돌봄 서비스 미흡은 아동의 학년이 증가할수록 심화된다. 2022년 현재 수도권 2,215개 초등학교 중 1∼2학년 대상 초등돌봄교실을 운영하는 곳은 98%(2,167개)인데 반해, 3학년 이상을 대상으로 한 초등돌봄교실을 운영하는 학교는 28%(625개)에 그치고 있다(내일신문, 2022). 즉 초등학교 3학년부터 돌봄교실의 혜택을 받을 가능성이 크게 줄어들며 방과 후 자기보호 가능성이 높아짐을 의미한다. 한국보건사회연구원에서 실시한 2018년도 아동종합실태조사에 따르면, 만 6세부터 8세까지의 시기에 3.4%에 해당하던 방과 후 자기보호 아동이, 만 9세부터 5.8%로 증가하였으며, 사교육 기관을 통해 돌봄 공백을 메우는 아동의 비율도 6.5%에서 15.3%로 증가하였다. 반면 방과 후 부모 돌봄을 받는 비율은 72.5%에서 54.7%로 감소하였다. 또한 2019년 ‘초등아동 대상의 공적 돌봄 서비스 공급 체계 분석과 정책 과제’ 연구에서도 1∼2학년의 공적 돌봄 서비스 이용 비율은 27.8%인 것에 반해, 3∼6학년의 공적 돌봄 서비스 이용 비율은 2.1%에 지나지 않았다. 이 밖에도 초등학교 1학년에서 3학년으로 학년이 올라감에 따라 방과 후 돌봄 공백의 가능성이 높아진다는 연구(임혜정, 2017)와 초등학교 4학년 아동이 초등학교 1학년 아동에 비해 방과 후 자기보호 일수가 많아질 가능성이 1.95배 높다는 연구(김지경, 김균희, 2013) 등을 통해 아동의 학년 증가에 따른 돌봄 공백의 심각성을 확인할 수 있다.

그럼에도 불구하고 만 8세 이후로 여성의 재취업에 대한 관심은 증가하는데(민현주, 2011), 이는 자녀의 연령이 올라갈수록 하교 시간이 늦어지고 신체적 성장이 이루어지면서 자녀가 스스로 자신을 돌볼 수 있다고 생각하기 때문인 것으로 판단된다(박은정 외, 2015). 실제 3학년을 기점으로 초등학교 고학년의 하교 시간이 약 1시간 정도 늦어지는 것은 맞으나, 미국, 독일, 프랑스와 같은 서구 사회에 비해 한국의 초등학교의 하교 시간은 여전히 빠른 편에 속하며(김주리 외, 2021), 해당 시기 자기보호를 경험한 아동은 학교적응과 사회적응의 측면에서 부정적인 영향을 받을 가능성이 높기에 초등학교 고학년 초등돌봄의 사각지대 해결은 시급한 문제다. 고학년 시기 자기보호 아동의 우울 수준이 같은 시기 성인보호 아동보다 높은 수치를 보인다는 연구(정춘식, 2014), 지속적 자기보호 아동은 자기조절학습능력과 교우 및 교사와의 관계에서 부정적인 결과를 보인다는 연구(박은정 외, 2015), 초등학교 고학년 시기에 자기보호를 많이 경험한 아동일수록 중학교 학업성취가 낮게 나타난다는 연구(박보은, 정선영, 2019) 등은 초등돌봄의 사각지대에 대한 주의 환기를 요구한다고 본다.

이에 본 연구에서는 돌봄 공백의 위험에 노출되어 있음에도 중점적으로 다뤄지지 못하고 있는 고학년의 요구와 실태(노성향, 2021; 정춘식, 2014)를 고려하여, 저학년에서 고학년으로 넘어가는 과도기적 단계인 초등학교 3학년을 대상으로 그들의 자기보호 가능성에 영향을 미치는 요인을 파악해보고자 한다. 여성들이 자녀 나이 8세부터 재취업에 대한 관심이 증가한다는 연구도 초등학교 3학년을 연구대상으로 선정하는 근거가 되기도 하였다(민현주, 2011). 맞벌이 및 가정의 가구 형태는 그들의 생계유지와 직결되어있는 만큼 유동적인 변화가 불가하기에, 돌봄 공백이란 연령에 따라 분절적인 것이 아니라 저학년 및 과도기적 단계의 돌봄 공백 요인이 고학년 아동의 돌봄 공백 실태에 영향을 끼친다고 볼 수 있다. 이에 초등학교 3학년 아동의 자기보호 실태를 분석하여 초등학교 고학년의 초등돌봄교실 및 공적 돌봄 서비스 제도 변화를 위한 기초 자료를 제공하고자 한다.

이를 위해 본 연구에서는 자기보호 아동을 한국아동패널 10차 질문지에 의거한 ‘일주일에 1일 이상, 하루 중 어른 없이 집에 혼자 있거나, 형제자매끼리만 있는 경우가 발생하는 아동’으로 정의하였다. 아동의 자기보호 가능성에 대한 독립변인은 연구마다 조금씩 상이하지만, 대다수의 연구가 방과 후 성인 보호자의 부재에 영향을 미치는 요인을 고려하여 가정의 사회경제적 배경, 가구 구조, 방과 후 이용 서비스 형태 등에 초점을 맞추고 있었다. 본 연구에서는 아동의 개인 특성, 가구 특성, 어머니 특성, 사회적 특성을 독립변인, 아동의 자기보호 가능성을 종속변인으로 설정하였다.

가정의 소득과 가구 구성 형태에 따라 가용할 수 있는 방과 후 돌봄 서비스 형태가 달라질 수 있고, 자녀의 수는 자녀의 성인보호 여부를 결정하는 요인이 될 수 있기에 가구 특성의 하위요인으로 설정하였고(김주리 외, 2021; 박보은, 정선영, 2019; 정선영, 2015), 대개 가정의 주양육자를 담당하고 있는 어머니의 취업 여부와 주중 근무 시간, 연령, 최종학력 역시 자녀의 성인보호에 영향을 미칠 수 있을 것이라 예상되기에 어머니 특성의 하위요인으로 구성하였다(김지경, 김균희, 2013; 노성향, 2021; 박보은, 정선영 2019; 정선영, 2015). 마지막으로, 거주지역 규모에 따라 방과 후 돌봄 서비스의 접근성에 차이가 있을 수 있으며, 이용하는 방과 후 돌봄 서비스 형태에 따라 돌봄 공백의 형태에도 차이가 있을 수 있기에 사회적 특성의 하위요인으로 가구의 거주지역 규모, 지원 제도 이용 여부, 교육 서비스 이용 형태를 두었다(김주리 외, 2021; 노성향, 2021; 임혜정, 2017).

연구 목적을 위한 연구 문제는 다음과 같다. 초등학교 3학년 아동의 자기 돌봄에 영향을 미치는 요인은 무엇이며, 그 양상은 어떠한가?

Ⅱ. 연구 방법

2. 변수설정

1) 독립변수

본 연구의 독립변수는 선행연구 분석을 통해 개인 특성, 가구 특성, 어머니 특성, 사회적 특성을 고려하여 선정하였다. 개인 특성에는 아동의 성별을 두었고, 가구 특성에는 한 달 평균 가구소득, 총 자녀 수, 조부모 포함 여부에 따른 가구 구성 형태를 두었다. 어머니 특성은 모의 연령, 모의 최종학력, 모의 취업 여부, 모의 주중 근무 시간으로 구성하였고, 사회적 특성에는 가구의 거주지역 규모, 지원 제도 이용 여부, 교육 서비스 이용 형태를 두었다.

거주지역 규모는 인구 밀도가 가장 높은 중소도시를 참조 범주로 두고 더미변수 2개를 생성하여 분석하였으며, 최솟값과 최댓값의 차이가 큰 한 달 평균 가구소득의 경우 변수의 분포를 정규화 시켜 모형의 적합도를 높이기 위해 자연로그값으로 변환해 주었다. 어머니의 최종학력은 초등학교·중학교·고등학교 졸업을 묶어 ‘고졸 이하’ 범주로, 2~3년제 대학 졸업, 4년제 대학교 졸업(5년제 포함), 대학원 졸업을 묶어 ‘2~3년제 대학 졸업 이상’ 범주로 두어 분석하였다. 어머니 취업 여부 역시 학업 여부와 관련 없이 취업 여부로만 범주화하여 ‘미취업’과 ‘취업’ 두 가지 집단으로 나누어 분석하였다. 지원 제도 이용 여부는 각각의 하위 제도들에 해당하는 응답자가 매우 적은 수준에 머물러있었으며, 설문 문항도 중복응답이 가능하도록 설계되어있었기에 ‘한 가지 이상 이용 여부’로 나누어 분석하였다.

<표 1>

연구대상의 인구사회학적 특성(N=1,292)

교육 서비스 이용 형태는 <표 3>과 같이 공적 서비스(교내 방과 후 교실, 주민센터·복지관 등 공공기관)와 사적 서비스(학원, 가정 내 개인/그룹 지도, 방문교사, 인터넷/화상 강의, 문화센터·종교기관 등 사설기관)로 나누어 분석하였다. 해당 설문지가 중복응답이 가능하도록 설계되어있었기에, 공적 서비스만 이용하는 아동과 사적 서비스만 이용하는 아동 또는 공적·사적 서비스를 복합적으로 이용하는 아동, 어떠한 교육 서비스도 이용하지 않는 아동, 총 세 가지로 범주로 나누었고, 공적 서비스를 참조 범주로 두어 더미변수를 2개 생성하였다. 이는 공적 서비스 이용 여부를 아동 자기보호의 주요 변수로 채택한 선행연구(노성향, 2021; 박보은, 정선영, 2019)를 근거로 한 것이다.

<표 2>

독립변수, 종속변수 정의

<표 3>

교육 서비스 이용 현황

가구 구성 형태는 조부모를 포함한 가구와 포함하지 않은 가구로 나누어 분석하였는데, 이는 조부모와 부모 외에 자녀와 함께 생활하는 가구원의 종류나 수가 아주 미미한 수치를 보이고 있었고, 자녀의 돌봄 공백에 있어서 조부모를 포함한 3세대 가구가 유의미한 변인으로 작용한다는 선행연구(김지경, 김균희, 2013; 노성향, 2021; 박은정 외, 2015)에 의거하였다. 그 외에 총 자녀 수, 어머니 주중 근무 시간, 어머니 연령 변수는 연속변수 그대로 투입하였다.

2) 종속변수

종속변수는 아동의 자기보호 가능성이므로 자기보호와 성인보호로 나누어 범주화하였다. 자기보호 시간이 없다고 응답한 아동은 성인보호 아동으로 분류하였고, 그 외에 1시간 미만~4시간 이상에 응답한 아동은 자기보호 아동으로 묶어 분석하였다.

Ⅲ. 연구결과

아동의 자기보호 확률에 영향을 미치는 요인에 대한 로지스틱 회귀분석의 결과는 다음 <표 4>와 같다. 먼저, 로지스틱 회귀모형은 통계적으로 유의하게 나타났으며(Hosmer & Lemeshow x²=11.476, p=.176), 회귀모형 설명력은 약 7.2%로 나타났다(NagelKerke R²=.072).

<표 4>

로지스틱 회귀분석 결과

회귀계수의 유의성 검증 결과, 한 달 평균 가구소득(B=-0.286 ,p<.05), 총 자녀 수(B=0.263 ,p<01), 어머니 취업 여부(B=0.703 ,p<.05), 가구 구성 형태(B=-0.413 ,p<.05), 교육 서비스 이용 형태 중 사적 서비스 더미(B=0.680 ,p<.05) 변인은 아동의 자기보호 가능성에 통계적으로 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 반면, 아동의 성별, 거주지역 규모, 어머니 최종학력, 어머니 주중 근무시간, 지원 제도 이용 여부, 어머니 연령, 교육 서비스 이용 형태 중 미이용 더미 변인은 아동의 자기보호 가능성에 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.

따라서, 변인들의 승산비(odds ratio)를 고려하였을 때의 해석은 다음과 같다. 가구소득이 1만 원 증가할수록 아동의 자기보호 가능성은 약 0.751배 감소하고, 가정 내 총 자녀 수가 한 명 증가할수록 아동이 자기보호를 경험하게 될 가능성은 1.301배 증가한다. 어머니가 취업 중인 가정의 아동은, 미취업 가정의 아동에 비해 자기보호 가능성이 2.020배 증가하고, 조부모가 가족 구성원에 포함된 가구의 아동은, 조부모와 함께 살지 않는 아동에 비해 자기보호 가능성이 0.661배 감소한다. 또한 사적 서비스만 이용하거나, 사적 서비스와 공적 서비스를 복합적으로 이용하는 아동의 경우, 공적 서비스만 이용하는 아동에 비해 자기보호를 경험할 가능성이 1.973배 높아진다.

Ⅳ. 논의

본 연구는 육아정책연구소에서 제공하는 한국아동패널 종단연구 자료를 이용해, 초등학교 3학년 아동의 자기보호 가능성에 영향을 미치는 요인들에 대해 파악하고자 하였다. 자기보호 아동은 연구대상 총 1,292명 중 876명(67.8%)으로 높은 비중을 차지하고 있었으며, 해당 변인들을 각각 개인 특성, 가구 특성, 어머니 특성, 사회적 특성으로 분류하여 분석한 결과는 다음과 같다.

먼저 개인 특성 중 아동의 성별과 어머니 특성 중 연령, 최종학력, 주중 근무 시간은 아동의 자기보호에 유의미한 결과를 보이지 않았다. 이는 김은지, 전귀연(2014), Brandon(1999), Casper와 Smith(2004) 등의 선행연구와 일치하는 결과이다. 그러나 또 다른 선행연구들에서는 어머니의 최종 학력이 아동의 자기보호 가능성에 유의한 영향력을 갖는다는 결과가 나타나는데, 예를 들면 김지경, 김균희(2013), 노성향(2021), Kim과 Son(2011)은 어머니의 최종학력이 낮을수록 아동의 방과 후 서비스 이용률도 낮아지기에 자기보호 가능성이 증가한다고 보고하였다. 또한 이와 반대로, 오히려 고학력의 부모를 둔 아동의 자기보호 가능성이 높다는 연구도 있는 바(Johnson, 2005), 어머니의 학력과 아동의 자기보호 가능성과의 관계는 추후 지속적으로 세밀하게 검토될 필요가 있어 보인다. 한 편, 어머니의 취업 여부는 유의미한 결과를 보였는데, 이는 여성의 경제활동 증가가 맞벌이 가정의 증가로 이어지고(이준호, 박현정, 2012), 맞벌이 가정의 확대가 방과 후 아동·청소년의 보육 문제로까지 이어진다는 임혜정(2017)의 연구를 비롯하여, 대다수의 돌봄 공백 및 자기보호에 관한 선행 연구(김지경, 김균희, 2013; 김주리 외, 2021; 노성향, 2021; 정춘식, 2014)의 결과와 일치한다. 즉 맞벌이와 핵가족화가 가속되고 있는 현대 사회에서 여전히 취업모의 자녀 돌봄 비중이 높음을 알 수 있다.

가구 특성 중 한 달 평균 가구소득, 총 자녀 수, 가구 구성 형태는 모두 아동의 자기보호에 유의미한 결과를 보였다. 특히 형제·자매의 수가 많을수록 자기보호 가능성이 높아진다는 결과는 대다수의 연구가 일관된 방향성을 보이는데(이준호, 박현정, 2012; 임혜정, 2017; 정춘식, 2014; Brandon, 1999), 이는 부모들의 인식에서 비롯된다고 해석된다. 즉, 손위 형제·자매가 자녀 돌봄 역할을 담당할 수 있을 것이고(김지경, 김균희, 2013), 자녀가 혼자 있을 때보다 여러 명의 자녀와 함께 있을 때 위험 상황에 놓일 가능성이 낮아질 것이라는 부모의 인식 때문에 어린 자녀들을 성인의 보호 없이 두는 경우가 많고 이로 인해 아동의 자기보호 가능성이 더 높아지는 것으로 보인다. 그런데 ‘5∼14세 아동’(이준호, 박현정, 2012)과 ‘초등학생 이하의 아동끼리만 있는 집에 있는 13세 미만의 아동’(여성가족부, 2011)을 여전히 성인의 보호가 필요한 자기 보호 아동이라 공식화한 점, 또한 중·고등학교에 다니는 형제·자매가 있을지라도 아직 성인 보호자의 역할을 온전하게 대체하기에는 무리가 있다는 점, 초등 학령기의 자녀에게는 물리적인 것 외에도 아동의 발달단계에 맞는 정서적 지지와 영양소 공급 등 적절한 돌봄이 필요하다는 점(김선혜, 2015; 류방란, 2004)을 고려했을 때, 형제·자매를 자녀의 돌봄 공백 해결 방안으로 인식하는 안일하고 낙관적인 태도는 위험하다고 판단된다.

가구 구성 형태는 조부모가 함께 거주하는 3세대 가구의 자녀가 함께 거주하지 않는 가구의 자녀에 비해 자기보호를 경험할 가능성이 낮은 것으로 나타났다. 이는 조부모가 자녀와 함께 거주하고 있기에 방과 후에도 자녀가 성인의 보호 아래에 있을 가능성이 높음을 의미한다. 하지만, 1990년 12.5%의 비중을 차지하던 3세대 가구의 비중은, 2010년에 이르러 2배가량 감소하였으며, 2035년에는 3.8%까지 낮아질 것으로 예상되기에 보편적인 자녀 돌봄 해결 방안으로는 제안되기 어렵다(김지경, 김균희, 2013). 또한, 2021년 한국보건사회연구원이 실시한 ‘초등학생 자녀 방과 후 이용 희망 서비스’ 조사에 따르면, 조부모 돌봄을 원하는 가정의 수치는 초등학교 1학년이 1.6%, 3학년이 2.4%, 6학년이 2.8%이었으며, ‘초등학생 자녀 방과 후 실제 이용 서비스 1순위’ 조사에서의 실제 조부모 돌봄 수치 또한 초등학교 1학년이 1.3%, 3학년은 0.6%, 6학년은 1.1%로 전체적으로 낮은 경향을 보였다. 이는 조부모 돌봄을 통해 자녀의 돌봄 공백을 해소하고자 희망하는 가정이 적다는 것을 의미하기에 아동의 자기보호 가능성을 낮추는 주요 방안으로 활용되기 어려워 보인다. 결국, 국가와 사회의 정책적 개입이 더욱 중요하다고 볼 수 있다.

마지막으로 사회적 특성 중 가구의 거주지역 규모와 지원 제도 이용 여부는 유의미한 결과를 보이지 않았다. 그러나 우리나라에 비해 범죄율이 높은 서구 국가의 경우 거주지역이 아동의 안전과 직결되기에 아동의 자기보호에 영향을 미칠 가능성이 높으며, 대개 농어촌과 같은 소규모 지역이 대도시에 비해 범죄률이 낮기에 자기보호 가능성이 높다(Cain & Hofferth, 1989; Casper & Smith, 2004, 이준호, 박현정, 2012). 반면, 우리나라의 경우 거주지역 규모에 따른 안전보다는 성인 보호자의 가용성 여부가 더 큰 영향력 갖기에, 친인척 혹은 조부모와 함께 거주할 확률이 높은 농어촌 지역이 자기보호 가능성이 더 낮다는 연구 결과가 있다(이준호, 박현정, 2012). 본 연구에서는 조부모와 함께 거주하는 3학년 아동의 경우 자기보호 가능성이 낮아지는 것으로 나타났다. 이를 감안할 때 농어촌 지역이든 아니든 성인 보호자가 있는 경우 자기보호 가능성이 낮아지게 되면서 거주지역 규모가 영향을 미치지 않은 것으로 추론된다.

한편, 교육 서비스 이용 형태는 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 공적 서비스만 이용하는 아동이 사적 서비스만 이용하거나, 사적 서비스와 공적 서비스를 복합적으로 이용하는 아동보다 자기 보호를 경험할 가능성이 낮았는데, 본 연구 결과 중 특히 주목해야 할 부분은 사적 서비스 부분이다. 일반적으로 아동의 연령이 올라감에 따라 학원 및 사적 서비스를 이용하는 가정이 증가하기에 초등 고학년의 사적 서비스 이용 비중이 가장 높으며 이용을 희망하는 가구의 응답 비율 또한 가장 높다(한국보건사회연구원, 2021). 그러나 사적 서비스 이용이 많아질수록 돌봄 공백이 높아진다는 점은 앞으로의 돌봄 공백 해소의 방향성에 있어서 특히 주목해야 할 요소라 판단된다. 이는 자녀가 고학년일수록 돌봄 공백에 대한 불편과 어려움을 학원 및 사설 교육 서비스를 통해 채우려는 가정이 증가하지만(김은정, 2022; 노성향, 2021; 이준호, 박현정, 2012), 동시에 하교 후로부터 사적 서비스 이용 전까지 틈새 시간이 발생하면서 이것이 돌봄 공백을 형성하는 것으로 해석된다. 2011년 여성가족부가 실시한 ‘홀로 남아 보호가 필요한 아동(나홀로 아동) 안전 현황 조사’의 수치를 보아도 아동이 방과 후 자기 보호를 경험하게 되는 가장 큰 사유는 ‘학원 시간 때문(36.1%)’인 것으로 나타났으며, 김주리 외(2021)의 연구에서도 사적 돌봄 서비스만 이용하는 가구의 수가 가장 많음에도, 돌봄 공백을 경험한 자녀의 비중 또한 32.6%로 사적 서비스만 이용하는 가구에서 가장 높게 나타났다.

본 연구의 결과에 의하면, 사적 서비스 이용으로 인한 돌봄 공백의 증가는 초등학교 고학년에만 해당하는 것이 아니라 이미 3학년부터 나타나는 주요 현상임을 말해준다. 이는 현재 초등 돌봄교실이 1∼2학년에 집중되어 있는 바, 초등학교 3학년부터는 불가피하게 사적 서비스 이용으로 돌봄 부재를 최소화하고자 하는 가정이 많은 것으로 추론된다. 실제 민간 학원, 사설 공부방과 같은 사적 교육 서비스 기관 이용을 희망하는 3학년 응답자는 44.8%, 실제 이용자는 68%에 달했다(한국보건사회연구원, 2021).

따라서 현재 초등 1∼2학년에 집중되어 있는 초등 돌봄 서비스 및 공적 서비스를 최소 3학년까지 늘릴 것과, 저소득 가구의 아동에게 대부분 집중되어 있는 현재의 공적 돌봄 서비스 지원대상을 일반 가구로 충분히 확대할 것을 제안한다. 공적돌봄서비스 제공은 사적 서비스 비용 절감과 기혼여성의 취업 부담 완화 등을 위해 개설되었으나 정작 서비스를 필요로 하는 고학년 자녀를 둔 가정, 맞벌이 부부 가정 등의 접근성을 보장하지 못하고 있기에 아동의 돌봄 공백 문제를 해결하지 못하고 있다. 아동의 돌봄 공백 해소는 단순히 안전성을 고려하여 물리적인 성인 보호 시간 보장만을 목표로 하는 것은 아니다. 돌봄 공백으로 인한 자기 보호는 아동의 학교 및 일상 적응과 사회적 관계, 정서와 심리까지에도 영향을 미치기에 이를 고려한 돌봄 서비스 체계의 구축이 시급하다. 특히 초등학교 3학년의 경우 만 8세에 해당되는데 그들의 발달적 특성을 고려할 필요가 있다. 우리나라는 유아교육의 대상을 행정적, 제도적 기준으로 초등학교 입학 전까지의 영유아로 한정하나 학문적으로는 태어난 이후부터 만 8세까지로 보고 있다(Morrison, 2007; NAEYC, 2005). 이는 초등학교 3학년의 발달적 특성이 초등 고학년보다는 1, 2학년에 더 가까움을 시사하는 것이고 이를 감안할 때, 현재 초등 1∼2학년에 집중되어 있는 공적 돌봄 서비스의 개편이 필요함을 시사한다. 자기보호 시간 증가로 인한 부정적 경험이 이른 시기부터 축적되지 않도록 방지하려는 정부의 적극적인 노력이 필요하다. 구체적으로 돌봄의 진입장벽 완화, 돌봄 서비스의 양적 확대 및 질적 수준 고취 등에 대한 우리 사회의 적극적인 논의가 활성화되기를 기대한다.

본 연구는 아동의 교육 서비스 유형을 세분화하여 체계적으로 다루지 못했다는 점, 초등학교 3학년 아동에 국한된 횡단연구라는 점, 최근 데이터를 활용하지 못했다는 점 등의 한계를 갖는다. 또한 조사 대상의 47.% 서울·경인권에 집중되어 있기에 지역적 실태를 온전히 반영하지 못했다는 점도 아쉬운 부분이다. 후속 연구에서 아동의 방과 후 교육 및 돌봄 서비스 유형을 구체적으로 설정하고, 보다 최근 시기의 자료를 폭넓게 수집하여 아동의 자기돌봄 현황 및 자기보호 가능성에 영향을 미치는 제 변인을 탐색한다면 더욱 유용한 자료를 제공할 수 있을 것으로 기대한다.

Acknowledgments

이 논문은 2022년 한국생활과학회 동계연합학술대회 포스터 발표 논문을 보완하여 작성됨.

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