서론
아동에게 있어 놀이는 인지적·정서적·신체적·사회적 경험을 통합해서 제공하는 필수요소이다. 놀이를 통해 경험하는 즐거움은 아동의 일상에 활력을 부여하고, 잠재력을 발현하기 위한 핵심적인 삶의 기반이라 할 수 있다. 그러나 이러한 놀이의 중요성에도 불구하고, 한국의 아동은 과열된 입시 중심의 경쟁교육과 과도한 학업 부담 속에서 심각한 스트레스를 겪고 있다. 이로 인해 아동의 놀이 시간과 공간은 과거에 비해 크게 위축되었으며, 그 결과 다양한 형태의 심리사회적 부적응 사례가 증가하고 있다(Kim & Lee, 2021). 실제로 2023 아동종합실태조사에 따르면, 아동이 경험하는 주요 스트레스 요인은 숙제 및 시험(64.3%), 성적(34%)으로 나타났고, 아동의 비만률과 정신건강 고위험군 비율은 증가하였다. 이는 아동의 놀 권리를 보장하고, 정신건강을 증진할 수 있는 정책적 개입과 사회적 인식 전환이 시급함을 시사한다.
최근 유엔아동권리협약을 통해 놀이가 아동의 기본 권리라는 인식이 확산되면서, 전 세계적으로 아동 삶의 질 향상을 위한 놀이 관련 정책에 관심이 높아지고 있다(Sung & Kang, 2018). 이에 발맞춰 한국에서도 2015년 개정된 「아동복지법」에 따라 ＜제 1차 아동정책 기본계획(’15~’19)>을 수립하고 놀이 관련 정책의 기틀을 마련하였다. 이후 2019년 <포용국가 아동정책>에서는 놀이권에 대한 아동의 권리를 강조하였고, 2020년 <제2차 아동정책 기본계획(’20~’24)>에서는 지역사회 내 놀이 지원체계를 구축하기 위한 구체적인 실행 계획이 포함되었다. 그러나 아직도 아동의 놀이에 관한 직접적인 법령은 없으며, 놀이문화 조성에 대한 사회적·정책적 공감대 형성은 매우 부족하고 부처별 예산도 충분하지 않다(Kim, 2018; National Center for the Rights of the Child, 2024).
아동 놀이 활성화를 위한 정책과 법적인 제도 마련은 물론 지역사회 내에서 이상적인 놀이문화를 조성하기 위해서는 놀이공간, 놀이시간, 놀이대상, 사회문화적 요건 등 다양한 요소가 세부적으로 확보되어야 한다. 특히 기후변화로 인한 변덕스러운 날씨는 아동의 놀이를 저해하는 주요 요인으로 작용하고 있으며, 이에 대응할 수 있는 실내외 놀이시설이 필요하다(Heo, Maeng, & Lee, 2021; Kim et al., 2017). 아울러 놀이 중 사고를 예방하기 위해 주변 차량의 통제와 위험물을 관리하고, 유아부터 청소년까지 연령대별로 즐길 수 있는 놀이공간이 마련되어야 한다(Cho, Kwon, & Lee, 2017; Hyun & Kim, 2020; Nam & Kwon, 2021). 학교와 공공시설은 공간을 재구성하고 공교육 내 놀이활동을 활성화함으로써 놀이시간과 공간이 동시에 확보하도록 해야 한다(Cho et al., 2017; Kang et al., 2022; Sung & Kang, 2018). 나아가 놀이의 가치와 중요성에 대한 사회적 공감대를 형성하고, 아동과 부모가 놀이를 실천할 수 있도록 지원체계를 구축할 필요가 있다. 이를 위해 놀이에 대한 사회적 인식을 개선하고(Jeong, 2021; Song & Park, 2023; Sung & Kang, 2018), 놀이 전문인력을 통한 아동 및 부모의 놀이 역량 강화가 이루어져야 한다(Moon, 2023; Sung & Kang, 2018). 종합하면, 놀이환경은 실내외 놀이공간, 놀이시간, 놀이대상 및 전문인력을 포함하는 사람 요인으로 크게 구성될 수 있다.
그러나 지금까지 살펴본 다양한 정책적 지원과 놀이환경이 조성되더라도, 이러한 자원들은 궁극적으로 부모에 의해 아동에게 실질적인 놀이 기회로 제공되며, 이 과정에서 놀이의 질 역시 부모의 역할에 따라 좌우된다(Ihmeideh, 2019). 즉, 지역사회 놀이 환경에 대한 부모의 인식이 아동의 놀이 활성화에 핵심 자원이라 할 수 있다. 선행연구에 따르면, 부모가 놀이시설 사용의 제약, 교통사고와 범죄 등의 안전 문제를 부정적으로 인식할수록 아동의 바깥놀이 시간은 감소하였다(Bringolf-Isler et al., 2010). 또한, 공원과 놀이시설이 주거지로부터 얼마나 접근하기 편리한지, 교통사고로부터 안전한지, 걷기나 자전거 타기와 같은 활동이 자유롭게 이루어질 수 있는 환경인지에 대한 부모의 인식도 아동의 신체활동 수준에 영향을 미쳤다(Tappe et al., 2013).
더욱이 지역사회 내 여가공간에 대한 인식이 높고, 그 특징을 잘 아는 부모일수록 해당 공간을 활용하여 아동의 놀이를 더 많이 장려하는 것으로 나타났다(D’Haese et al., 2015; Heerman et al., 2016). 최근 사회경제적 지위가 높은 가정을 대상으로 한 Hunter (2020) 연구에 따르면, 부모의 긍정적인 놀이환경 인식이 아동의 신체활동 증가뿐만 아니라 아동의 스크린 타임 감소에도 유의한 영향을 미친다는 흥미로운 결과가 나타났다. 이러한 경향성은 홍콩과 미국 두 문화권을 비교한 연구(Cerin et al., 2022)에서도 유사하게 확인되었다. 즉, 부모의 긍정적인 지역사회 놀이환경 인식은 아동의 놀이를 장려하는 양육 행동으로 이어지며, 이는 아동의 신체활동을 촉진하고 스크린 이용 시간을 감소시키는 것으로 나타났다.
따라서 지역사회 놀이환경에 대한 부모의 인식을 파악하는 것은 아동의 놀이문화를 조성하고 이를 활성화하기 위한 기초 단계라 할 수 있다. 앞서 살펴본 바와 같이 놀이환경은 공간, 시간, 대상 등 여러 가지 요인들이 어우러져서 형성된다. 이에 본 연구에서는 각 요인에 대한 부모의 인식을 잠재프로파일 분석으로 유형화하여 살펴보고자 하며, 앞서 제시된 선행연구를 근거하여 놀이환경의 하위요인은 공간, 시간, 사람이라는 크게 3가지 차원으로 구성하고자 한다. 구체적으로 놀이공간은 실내와 실외 공간, 그리고 주거 환경으로부터 이러한 공간의 근접성에 대한 인식을, 놀이 시간은 아동에게 놀이를 위한 충분한 시간이 제공되는지, 사람 요인은 아동의 놀이 대상과 놀이 전문인력에 관한 인식을 살펴보고자 하였다.
한편, 선행연구에 따르면 특정 환경이 갖는 객관적 특성과 이를 지각하는 개인의 주관적 인식 사이에는 상당한 차이가 존재한다. 그 이유는 성별, 사회경제적 지위 등 인구사회학적인 요인(Winkel, Saegert, & Evans, 2009)에서 사회적·인지적·정서적 요인(Nasar, 2008)과 같은 개인 내적 요인에 의해 주관적 인식이 형성되기 때문이다. 즉, 동일한 지역사회 내에 존재하는 놀이환경이라 하더라도 이에 대한 부모의 인식은 개인의 특성에 따라 달라질 수 있음을 시사한다. 그러나 이에 관한 연구는 아직 충분히 이루어지지 않아 놀이환경인식에 영향을 미치는 부모의 인구사회학적 영향력을 규명하는 연구가 필요하다.
이와 더불어 부모가 인식하는 놀이의 중요성을 놀이 신념(belief), 놀이 지식(knowledge), 놀이 경험(experience)을 바탕으로 살펴보고, 이러한 놀이중요성이 놀이환경인식에 미치는 영향력을 살펴보고자 한다(Dhas et al., 2022). 놀이 인식은 놀이가 아동 발달에 미치는 이점과 그 중요성에 대한 부모의 신념을 의미하며, 놀이중요성을 높게 인식하는 부모일수록 아동의 놀이를 더 많이 지원하는 경향이 있다(Gleason, 2005; Parham & Fazio, 2008). 놀이 지식은 아동의 놀이를 촉진하고 발달 수준에 맞는 놀이를 구성하는 방법론적인 측면이다. 놀이 지식이 많은 부모일수록 아동의 발달적·환경적 조건에 맞게 놀이 자원을 효과적으로 제공하고 활용하는 것으로 나타났다(Hsieh, 2008; Lin & Yawkey, 2013). 마지막으로 놀이 경험은 아동과의 놀이 활동에서 부모가 느끼는 정서적인 측면으로, 놀이에 대한 정서적 관점에 따라 부모가 아동의 놀이에 대한 참여 수준이 달라진다(Parmar, Harkness, & Super, 2004). 정리하면, 본 연구는 부모의 인구사회학적 특성과 놀이관련요인이 놀이문화인식 유형에 미치는 영향력을 살펴보고자 한다.
이상에서 살펴본 바와 같이, 본 연구는 아동의 놀이활성화를 위한 부모의 놀이환경인식을 유형화하고 이에 영향을 미치는 예측요인을 규명하는 것을 목적으로 한다. 이때, 예측요인은 부모의 인구사회학적 변인과 부모의 놀이태도를 포함한 놀이관련요인을 중심으로 살펴보고자 하였다. 이러한 연구목적이 밝혀진다면, 아동의 놀이기회와 질을 확장하기 위한 실천적 개입을 수립하기 위한 기초자료를 마련할 수 있을 것이다. 구체적으로는 지역사회 내 놀이문화를 저해하는 요인을 발견함으로써 필요에 따라 효율적으로 보완할 수 있으며, 개인과 가구 특성에 따라 전략적으로 놀이환경을 구성하는데 기초자료를 제공할 것이다.
다음의 연구목적으로 도출된 연구모형(Figure 1)과 연구문제를 살펴보면 다음과 같다.
연구 문제 1. 부모의 놀이환경인식 유형은 어떠한가?
연구 문제 2. 부모의 놀이환경인식 유형에 영향을 미치는 예측변인(부모의 개인요인 및 놀이관련요인)의 영향력은 어떠 한가?
연구방법
1. 연구대상
본 연구의 대상은 울산광역시에 거주하며 초등학교 자녀를 둔 학부모 300명이다. 울산광역시 내 5개의 구·군에서 지역별 비례 할당표집을 통해 2024년 6월 4일~28일(24일간)까지 온라인 조사를 진행하였다. 연구 대상의 인구사회학적 정보를 살펴보면 다음과 같다. 성별은 남성 103명(34.3%), 여성 197명(65.7%)이었고, 연령대는 30대가 158명(52.7%), 40대 142명(47.3%)으로 나타났다. 학력은 4년제 대학 졸업 164명(54.7%)이 가장 많았고, 전문대(2, 3년제) 졸업 79명(26.3%), 고등학교 졸업 이하 53명(17.7%), 대학원 졸업 4명(1.3%) 순으로 나타났다. 맞벌이 유무는 외벌이 110명(36.7%), 맞벌이 190명(63.3%)이었다. 자녀수는 두 자녀가 156명(52.0%)으로 가장 많았고, 외동 124명(41.3%), 세 자녀 이상 20명(6.7%) 순으로 나타났다.
2. 측정도구
1) 부모의 놀이환경인식
본 연구의 검사 도구는 다음과 같이 구인하였다. 먼저, 연구자가 놀이문화에 관한 이론 및 국내 문헌을 분석하여 이론적 이해를 바탕으로 국내 선행연구(Child Voice, 2018; Cho et al., 2017; Hyun & Kim, 2020; Jeong, 2021; Kang et al., 2022; Kim, 2018; Kim & Lee, 2021; Kim et al., 2017; Kim et al., 2020; Lee & Cho, 2022; Moon, 2023; Nam & Kwon, 2021; Park & Kim, 2020; Park, Kim, & Park, 2019; Song & Park, 2023; Sung & Kang, 2018)의 기존 설문조사 내용을 참고하여 지역사회 놀이공간인식에 대한 평가 준거를 추출하였다. 구체적으로 실내외 놀이공간, 실외 놀이공간의 위생 및 안전상태, 주거공간 주변의 근린놀이시설, 놀이시간, 놀이대상, 놀이전문인력에 대한 부모의 인식을 평가하였다. 연구자가 1차로 기초 문항을 구성하였고, 이후 아동의 놀 권리 및 놀이활성화 관련 연구를 수행한 외부 연구자 2인에게 서면으로 내용타당도를 검증받았다.
척도는 지역사회 놀이환경의 7가지 영역에 대한 부모의 인식을 평가하는 7문항으로 구성되었으며, ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지 5점 Likert 척도를 사용하였다. 문항의 예시로는 ‘나는 자녀가 바깥에서 놀 수 있는 실외 놀이공간이 더 필요하다고 생각한다’ 등이 있다. 각 문항에 대한 점수가 높을수록 해당하는 놀이환경이 현재로서 충분하지 못한 것으로 인식하는 것을 의미한다. 본 연구에서 나타난 내적합치도 Cronbach’s α 값은 .66이다.
2) 예측변인
(1) 부모의 개인요인
놀이환경인식을 예측하는 부모의 개인요인은 인구사회학적 배경(Winkel, Saegert, & Evans, 2009)으로 5가지 항목을 포함하고 있다. 구체적으로 살펴보면, 부모의 성별은 남성을 (0), 여성을 (1)로 코딩하였고, 부모의 연령대는 20대를 (1), 30대를 (2), 40대를 (3)으로 코딩하였다. 부모의 학력은 고등학교 졸업 이하를 (1), 전문대(2, 3년제) 졸업을 (2), 4년제 대학 졸업을 (3), 대학원 졸업을 (4)로 코딩하였다. 맞벌이 유무는 외벌이를 (0), 맞벌이를 (1) 로 코딩하였다. 마지막으로 자녀수는 외동은 (1), 두 자녀는 (2), 세 자녀 이상은 (3)으로 코딩하였다. 이때, 부모의 성별과 연령, 맞벌이 유무를 더미코딩을 적용하여 분석에 투입하였다.
(2) 부모의 놀이관련요인
먼저, 부모가 인식하는 놀이중요성은 연구자가 놀이문화에 관한 이론 및 국내문헌(Kim & Lee, 2021; Moon, 2023)의 기존 문항을 참고하여 평가 준거를 추출하였다. 연구자는 Dhas 등(2022)의 선행연구를 바탕으로 놀이중요성을 구성하는 주요 요인인 놀이신념, 놀이지식, 놀이경험에 대한 부모의 인식을 포괄적으로 평가할 수 있도록 1차 기초 문항을 구성하였다. 이후 아동의 놀 권리 및 놀이활성화 관련 연구를 수행한 외부 연구자 2인에게 서면으로 내용타당도를 검증받았다. 해당 문항은 단일요인의 총 6문항으로 구성되었으며, 문항 예시로는 ‘나는 부모, 친구와 상호작용하는 놀이를 하는 것이 아동의 정서·사회 발달에 도움이 된다고 생각한다’ 등이 있다. 이는 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지 보고하는 5점 Likert 척도이다. 점수가 높을수록 부모는 아동 발달에 미치는 놀이의 긍정적인 영향력과 중요성을 높게 인식함을 의미한다. 분석에서는 평균 점수를 산출하여 사용하였고, 본 연구에서 나타난 내적합치도 Cronbach’ α 값은 .55이다.
다음으로 부모의 지식에 해당하는 부모교육 유무는 아동과 놀이하는 방법에 대한 교육을 배운 경험에 대해 측정하는 것으로 부모교육 경험이 있다면 (0), 없다면 (1)로 더미 코딩을 적용하였다. 이때, 부모는 온라인 및 오프라인 형태를 모두 포함하여 놀이 관련 부모교육 경험에 대해 보고하도록 요청받았다. 마지막으로 부모의 경험에 해당하는 부모역할 및 정서는 아동 놀이에 대한 부모의 역할과 놀이 속에서 경험하는 정서를 측정하는 것으로 총 5문항으로 구성되어 있다. 문항 예시로는 ‘나는 자녀와 놀이하는 것이 부모로서 해야 할 일이라고 생각한다’, ‘나는 자녀와 놀이할 때 즐거움을 느낀다’ 등으로 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지 보고하는 5점 Likert 척도이다. 분석에서는 1개의 역문항을 역산 처리하였고, 문항의 평균 점수를 산출하여 사용하였다. 예시로는 ‘나는 자녀와 장시간 놀이하는 것이 힘들도 부담스럽다’ 이다. 점수가 높을수록 부모가 인식하는 아동 놀이에 대한 부모역할과 정서가 긍정적인 것을 의미하며, 본 연구에서 나타난 내적합치도 Cronbach’ α 값은 .60이다.
3. 연구절차
본 연구는 2024년 울산광역시 복지가족진흥사회서비스원 자체연구과제인 「울산시 아동의 놀이문화 실태 및 지원방안」 수행을 위해 진행한 설문 조사 자료를 활용하였다. 연구 자료는 초등학교 자녀를 둔 부모 300명을 대상으로 지역사회 놀이환경인식, 놀이 중요성, 부모역할 및 정서 등에 응답하는 온라인 질문지를 2024년 6월 4일~28일까지 총 24일간에 걸쳐 수집되었다. 외부 리서치 기관 용역을 통해 비례할당 지역의 학교 홈페이지 및 학급 게시판 등을 통해 홍보하였으며, QR코드를 배부하여 자율적으로 온라인 조사에 참여하도록 하였다. 문항 응답에 소요된 시간은 약 10분 내외이다.
4. 분석방법
본 연구의 자료를 분석하기 위해 SPSS 27.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 Mplus 8.11 (Muthén & Muthén, 2017) 프로그램을 사용하였다. 첫째, 연구 대상의 인구사회학적 배경과 연구에 사용된 변인들의 일반적 경향성을 살펴보기 위해 기술통계와 측정도구의 신뢰도를 살펴보기 위해 Cronbach’s α 값을 산출하였다. 둘째, 부모의 놀이환경인식에 대한 잠재프로파일 분석(Latent Profile Analysis: LPA)을 진행하였다. 잠재집단의 유형은 정보준거지수인 AIC, BIC, SABIC와 모형비교지수인 LMRLRT, LBRT를 고려하여 최적의 수를 도출하였다. 또한, 잠재프로파일의 분류 질을 측정하기 위해 Entropy 값이 0~1사이에 존재하면서 1에 가까운지 확인하여 모형의 적절성을 판단하였다. 셋째, 부모의 놀이환경인식에 대한 잠재프로파일을 예측하는 인구사회학적 변인과 놀이관련요인을 확인하기 위해 다중 로지스틱 회귀분석(Multinomial Logistic Regression: MLR)을 실시하였다. 이때, 각 변인의 영향력은 승산비(Odds Ratio: OR)를 통해 확인하였다.
연구결과
1. 연구 변인의 일반적 경향성 및 상관관계
부모의 놀이환경인식 7가지 영역과 예측변인인 놀이관련요인으로 놀이중요성, 부모역할 및 정서, 부모교육 유무의 일반적 경향성과 상관관계를 살펴보면 다음과 같다(Table 1). 먼저, 변인들의 다변량 정규분포를 검증하기 위한 왜도(skewness)와 첨도(kurtosis)를 살펴보면, 왜도의 범위는 -.76~-.20으로 나타났고 첨도의 범위는 -1.61~1.41로 기준값인 10 이하로 나타나 정규성 가정을 충족하였다(Kline, 2016).
2. 부모의 놀이환경인식 잠재프로파일 분석
1) 부모의 놀이환경인식에 대한 잠재프로파일의 수
부모의 놀이환경인식에 대한 잠재프로파일의 수를 결정하기 위해 잠재프로파일의 수를 증가시키면서 각 모형의 적합도 지수를 비교하였다(Table 2). 모형의 정보지수(AIC, BIC, SABIC)를 확인한 결과(Figure 2), 잠재프로파일의 수가 증가할수록 지수 값이 감소하였고 1개에서 2개로 되는 지점에서 감소폭이 상대적으로 크게 나타났다. LMR-LRT 지수는 2계층일 때는 유의하였으나(p<.001), 3계층과 4계층에서는 유의하지 않은 것으로 나타났다. 따라서 잠재프로파일의 수가 2개인 모형을 선정하였고, Entropy 지수는 .69로 나타나 분류의 질이 적절하였다. 다음으로 해당 모형에 대한 사후계층 소속확률을 확인하였으며, 그 결과는 Table 3과 같다. 2개의 잠재프로파일의 사후계층 소속확률이 .90 이상으로 나타나 잠재프로파일 분류가 적절하게 이루어졌다. 이에 잠재프로파일의 수가 2개인 모형을 본 연구의 최종모형으로 선택하였다.
2) 부모의 놀이환경인식에 대한 잠재프로파일의 특징
부모의 놀이환경인식은 2개의 잠재프로파일로 분류되었으며, 각 잠재프로파일의 특징을 살펴보면 다음과 같다(Table 4, Figure 3). 먼저, Profile 1의 경우 146명(48.5%)이 속해있으며 지역사회 실외 놀이공간(3.81) 확보에 대한 요구가 가장 높았고, 실내 놀이공간(3.53)과 놀이 전문인력(3.46) 확보에 대한 요구도 상대적으로 높게 나타났다. Profile 1 집단에 속한 부모들은 실내·외 놀이공간과 놀이 전문인력 확보를 집중적으로 요구한다는 특성에 따라 ‘집중적 요구 집단’으로 명명하였다. 다음으로 Profile 2의 경우 154명(51.5%)이 속해있으며 지역사회 실내 놀이공간(4.14) 확보에 대한 요구가 가장 높았고, 실외 놀이공간 (4.08)과 놀이 전문인력(4.11) 확보에 대한 요구도 상대적으로 높았다. 또한, 실외 놀이공간의 위생 및 안전(3.85), 놀이시간(3.65) 및 대상(3.86), 아파트 단지 등 근린 놀이시설(4.01) 확보에 대한 요구도 Profile 1에 비해 전반적으로 높았기 때문에 Profile 2를 ‘전반적 요구 집단’으로 명명하였다.
3) 부모의 놀이환경인식 잠재프로파일에 대한 예측요인 검증
본 연구에서는 부모의 놀이환경인식 잠재프로파일에 대한 예측요인을 부모의 개인요인과 놀이관련요인으로 구분하여 살펴보았다. 부모의 개인요인은 인구사회학적 특성을 반영한 것으로 성별, 연령대, 학력, 맞벌이 유무, 자녀수가 있다. 부모의 놀이관련 요인은 놀이중요성, 부모역할 및 정서, 부모교육이 있다. 준거집단을 Profile 2인 ‘전반적 요구 집단’으로, 비교집단을 Profile 1인 ‘집중적 요구 집단’으로 설정하여 예측요인의 영향력을 살펴보면 다음과 같다(Table 5). 첫째, 부모의 개인요인 중에는 맞벌이 유무만이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 구체적으로는 맞벌이 부모는 외벌이 부모에 비해 ‘전반적 요구 집단’보다 ‘집중적 요구 집단’에 속할 확률이 낮게 나타났다. 이는 맞벌이 부모가 ‘전반적 요구 집단’에 속할 가능성이 더 높음을 의미한다. 다음으로 놀이관련요인 중에서는 놀이중요성과 부모역할 및 정서가 유의한 예측 변인으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 놀이중요성과 부모역할 및 정서는 ‘전반적 요구 집단’에 비해 ‘집중적 요구 집단’에 속할 확률을 낮추는 것으로 나타났다. 이는 부모가 놀이의 중요성을 높게 인식할수록, 아동 놀이에 대한 부모역할 및 정서를 긍정적으로 인식할수록 지역사회 놀이환경에 대해 전반적인 요구 수준이 높음을 의미한다.
논의
본 연구에서는 아동에게 놀이를 제공하고 놀이문화 형성에 실질적인 역할을 하는 부모에 중점을 두고, 부모가 인식하는 지역사회 놀이환경실태를 살펴보고자 하였다. 이를 위해 부모의 놀이문화인식을 유형화하고, 어떠한 요인들에 의해 유형이 나누어지는지 알아봄으로써 지방자치 단위에서 놀이활성화 전략을 마련하고자 한다.
첫째, 부모의 놀이환경인식은 실내 놀이공간, 실외 놀이공간, 실외 놀이공간의 위생 및 안전, 근린 놀이시설, 놀이시간, 놀이대상, 놀이전문인력을 축으로 하여 잠재프로파일 분석을 실시하였다. 그 결과 부모의 놀이환경인식은 2개의 유형으로 나타났으며 ‘집중적 요구 집단’과 ‘전반적 요구 집단’으로 명명되었다. 첫 번째 유형인 ‘집중적 요구 집단’은 146명(48.5%)이 속한 집단으로 지역사회에서 제공하는 실내·외 놀이공간의 수와 놀이전문인력이 부족하며, 현재보다 더 많이 확보될 필요가 있음을 인식하였다. 두 번째 유형인 ‘전반적 요구 집단’은 154명(51.5%)이 속한 집단으로 놀이환경 7개 영역에서 모두 평균값보다 높은 수준의 점수를 나타냈다. ‘집중적 요구 집단’과 마찬가지로 실·내외 놀이공간과 놀이전문인력에 대한 필요성을 높게 인식하는 동시에 놀이시설의 위생과 안전, 아동의 놀이 시간과 놀이 대상 확보와 같은 영역에서도 더 많은 지원이 이루어져야 한다고 보고하였다.
부모의 놀이환경인식에 대한 잠재프로파일 유형으로 나타난 것은 지역사회 놀이환경의 한 가지 측면만을 고려한 개입보다는 여러 가지 요건들을 종합적으로 평가하고 요구에 따라 맞춤형으로 개선이 필요함을 보여준다. 특히, 본 연구에서 나타난 ‘집중적 요구 집단’은 실내외 놀이공간과 전문인력에 대해서만 상대적으로 높은 요구를 호소하였다. 선행연구에 따르면(Cho, 2018; Park & Kim, 2020), 아동의 놀이 확산을 위해 부모들은 지역사회 내 안전한 실내외 놀이공간의 확보를 가장 중요한 과제로 제시하였다. 흥미로운 점은 이에 더해 놀이 프로그램의 개발과 보급을 우선적인 정책적 요구로 제안했다는 것이다. 놀이시간 보장이 초등학생뿐 아니라 중고등학생 시기까지 확대될 필요가 있음을 밝힌 Kim (2018)의 연구와도 유사한 맥락이다. 즉, 단순히 물리적 놀이시설을 확충하는 데 그치지 않고, 전문인력을 통해 발달 수준에 적합한 다양한 놀이 기회를 제공해야 함을 시사한다. 따라서 지역사회는 아동 수 대비 놀이시설의 규모와 공간적 다양성에 관한 실태를 파악하여 충분한 놀이공간을 확보할 필요가 있다. 아울러 놀이전문인력을 배치함으로써 지역사회 내 놀이공간을 기반으로 아동 초기부터 청소년기까지 연령별 맞춤형 놀이지원이 제공되어야 한다.
둘째, 부모의 놀이환경인식에 영향을 미치는 예측변인을 분석한 결과, 인구사회학적 변인 중에는 부모의 맞벌이 유무만이 유의한 변수로 나타났다. 구체적으로 맞벌이 부모는 외벌이 부모에 비해 ‘전반적 요구 집단’에 속할 가능성이 유의하게 높았다. 밀레니엄 세대(1980년대~2000년대)에 태어나 부모가 된 밀레니엄 부모(Heo, Maeng, & Lee, 2021; Park et al., 2019)는 다른 세대에 비해 지역사회 실내·외 놀이시설이 부족하다고 느꼈다. 또한, 이들은 공원·놀이터, 전시 및 체험시설도 불충분하다고 느끼는 경향이 있다. 이는 더 많은 자원을 양육에 투자하려는 밀레니엄 부모들의 특성(Kim & Lee, 2025)이 지역사회 놀이환경에 대한 요구 수준을 높이고, 나아가 실제 시설 공급에 대한 불만족으로 이어진 것으로 해석할 수 있다. 한편, 본 연구에서는 밀레니엄 부모 중에서 맞벌이 부모의 요구가 외벌이에 비해 전반적으로 높게 나타났다. 이는 맞벌이로 인한 시간적 제약과 양육부담이 증가하면서, 양육자의 시간과 노력을 절약할 수 있는 시설의 입지와 시설유형에 대한 요구로 연결됨을 시사한다. 따라서 본 연구의 결과는 지역사회 놀이환경에 대한 단순한 불만족을 넘어, 맞벌이 양육자의 양육 효율을 향상시키기 위한 요구로 보아야 할 것이다.
마지막으로 부모의 놀이환경인식에 영향을 미치는 내적 요인은 놀이중요성과 부모역할 및 정서로 나타났다. 즉, 부모가 아동 발달에 미치는 놀이의 긍정적 효과를 높게 평가할수록, 그리고 아동과의 놀이 장면에서 부모로서 책임과 정서를 긍정적으로 인식할수록 ‘전반적 요구 집단’에 속할 확률이 더욱 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 놀이에 대한 부모의 신념이 성숙하고 놀이 경험에 대한 만족도가 높을수록, 다양하고 질 높은 놀이환경을 요구하게 된다는 점을 시사한다. 다시 말해, 놀이에 대한 부모의 내면화된 가치와 긍정적 정서 경험은 놀이환경 전반에 대한 적극적 관심과 요구를 형성하게 만드는 요인으로 작용함을 보여준다. 선행연구에 따르면(Fisher et al., 2011; Sigel, McFillicuddy-DeLisi, & Goodnow, 2014), 놀이의 발달적 가치를 높게 평가하는 부모는 놀이환경 및 자원에 대한 요구가 더 높은 것으로 나타나 본 연구의 결과를 지지한다. 최근 부모들은 기후변화와 포스트 팬데믹 속에서 놀이의 중요성을 더욱 인식하고 있다는 점에서 가족 간 유대를 강화하고 놀이 욕구를 해소할 수 있는 놀이환경이 마련되어야 할 필요가 있다.
이상의 결과를 종합하여 본 연구에서 제시하는 정책적 제언은 다음과 같다. 첫째, 지역사회 내 인구 및 가구 특성을 파악하고, 그 특성에 따라 놀이자원을 배치하고 서비스를 차등화시킬 필요가 있다. 특히 맞벌이 가구가 많은 지역에서는 요일별 테마놀이를 제공하여 놀이 내용을 다양하게 구성해서 제공할 필요가 있다. 둘째, 동일한 놀이환경이라도 부모의 특성에 따라 인식차이가 나타난 것으로 보아 단순히 놀이시설의 물리적 배치에만 치중한다면 실효성 있는 정책을 구현하는 데 어려움이 있다. 따라서 놀이환경인식을 평가하기 위한 정기적인 실태조사가 필요하며, 아동뿐만 아니라 부모의 인식도 함께 모니터링함으로써 아동의 놀이기회를 더욱 확장할 필요가 있다. 셋째, 놀이 전문인력을 양성하여 아동의 놀이를 지원할 필요가 있다. 이러한 지원은 맞벌이 부모의 일·가정 양립의 부담을 감소시키는 동시에 외벌이 부모의 양육 부담을 감소시키는 데 도움이 될 것이다.
본 연구의 제한점과 후속 연구에 대한 제언을 살펴보면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 울산광역시에 거주하는 부모만을 대상으로 수행되었다. 이에 본 연구의 결과를 모든 지방자치단체로 일반화 하기에는 제한이 있다. 지역 간 놀이환경의 물리적·문화적 요소에 차이가 존재할 수 있으므로 후속 연구에서는 다양한 지역에서 분석하여 일반화를 높이고, 지역 간의 비교를 통해 지역별 특색 있는 놀이문화를 벤치마킹할 수 있도록 풍성한 연구가 이루어져야 할 것이다. 둘째, 본 연구는 초등학교 자녀를 둔 부모를 대상으로 하였으나 후속 연구에서는 자녀의 발달단계에 따라 부모의 놀이환경인식을 구체화하여 연령별 맞춤 지원방안을 모색할 필요가 있다. 셋째, 본 연구에서 사용된 측정도구의 신뢰도가 다소 낮아 해석에 유의가 필요하다. 후속 연구에서는 타당화된 척도를 통해 신뢰도를 높이고, 부모와 아동 등으로부터 자료를 수집하여 분석할 필요가 있다.
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