1. 아동의 돌봄 공백

2. 방과후돌봄서비스: 돌봄 공백 감소를 위한 정책

초등학생을 대상으로 하는 방과후돌봄서비스는 다양하지만 본 연구는 초등돌봄교실, 방과후학교 연계형돌봄교실, 청소년방과후아카데미, 지역아동센터, 다함께돌봄센터에 초점을 맞춘다. 이들 프로그램은 서로 다른 부처에서 각각 추진되고 있음에도 불구하고, 방과후에 돌봄이 필요한 아동이 이용할 수 있는 시설 돌봄서비스로 유사한 기능을 한다.

초등돌봄교실은 교육부 소관 사업으로 ‘별도 시설(전용 또는 겸용교실 등)이 갖추어진 공간에서 돌봄이 필요한 학생들을 대상으로 정규수업 이외에 이루어지는 돌봄활동을 말한다’(한국교육개발원, 2018, p.3). 초등돌봄교실은 참여대상과 시간을 기준으로 ‘오후돌봄’, ‘저녁돌봄’, ‘방과후학교 연계형 돌봄교실’로 운영되고 있다. 오후돌봄은 주로 맞벌이･저소득층･한부모 가정과 저학년(1~2학년) 학생을 우선 대상으로 하고 있으며, 저녁돌봄은 오후돌봄에 참여하는 학생 중 추가 돌봄이 필요한 학생에게 제공한다(이재희, 2018; 한국교육개발원, 2018). 방과후학교 연계형 돌봄교실은 ‘방과후학교5) 프로그램에 1개 이상 참여하면서, 오후돌봄교실을 이용하지 않는 학생 등을 대상’으로 별도의 공간에서 이뤄지는 돌봄 활동을 말하며, 대상 학생은 오후돌봄교실과 동일하다(한국교육개발원, 2018, p.44).

지역아동센터는 1980년대 중반부터 민간에서 시작된 공부방에 뿌리를 둔 아동복지시설로 ‘방과후 돌봄이 필요한 지역사회 아동의 건전한 육성을 위하여 보호 및 교육, 건전한 놀이와 오락의 제공, 보호자와 지역사회의 연계 등 종합적인 복지서비스를 제공’하는 것을 목적으로 하고 있다(홍나미, 정익중, 2019; 보건복지부, 2020a, p. 3). 현재 보건복지부 사업으로 아동보호(안전한 보호, 급식 등)에서부터 교육(일상생활 지도, 학습능력 제고 등), 정서적 지원(상담･가족지원), 문화서비스(체험활동, 공연)까지 다양한 서비스를 제공한다. 지역아동센터는 필수 운영시간을 포함하여 하루에 8시간 이상 운영된다. 예컨대 학기 중에는 14시부터 19시까지, 방학기간에는 12시부터 17시까지가 필수 운영시간이며, 이를 포함하여 8시간 이상 운영된다. 다함께 돌봄센터는 동시에 이용할 수 없으며, 초등돌봄교실과 청소년 방과후아카데미 이용 아동이 시간을 달리할 경우 지역아동센터를 이용할 수 있다(보건복지부, 2020a. p.54).

다함께돌봄센터는 지역 중심의 돌봄 체계 구축 및 초등 돌봄 사각지대 해소를 위해 설립되었다. 지역 내 돌봄 수요 자원을 고려하여 아동 돌봄 계획을 수립하고, 이를 바탕으로 지역 내 틈새 돌봄 기능을 강화하여 돌봄 사각지대를 해소하는 데 목적이 있다(보건복지부, 2020b, p.3). 다함께돌봄사업의 이용 대상은 돌봄이 필요한 만 6~12세 초등학생 아동이다. 다함께돌봄사업의 대상 아동은 소득 수준과 무관하며, 각 지방자치단체는 지역 여건에 따라 이용 우선순위를 정할 수 있다(보건복지부, 2020b, p.39). 다함께돌봄센터는 다른 방과후돌봄서비스를 이용하고 있더라도, 병행 이용의 필요성이 있는 경우에는 다함께돌봄센터의 이용이 가능하다. 예를 들어, 초등돌봄교실을 이용한 후, 청소년방과후아카데미를 이용하기 전 틈새 시간 동안 이용이 가능하다(보건복지부, 20202b, p.41).

청소년 방과후아카데미는 방과후 돌봄이 필요한 청소년에게 체험활동, 학습지원, 급식, 상담 등 종합서비스를 제공하며, 청소년 활동･복지･보호･지도 등을 통해 청소년의 전인적 성장을 지원하고 가정의 사교육비 경감 및 양육 부담 완화에 기여하는 것을 목적으로 한다(여성가족부, 2020, p.1). 방과후 돌봄이 필요한 초등학교 4학년~중학교 3학년을 대상으로 하며, 지원대상을 우선순위 지원대상과 기타 지원대상으로 구분하고 있다. 기초생활수급자, 차상위계층, 한부모･조손･다문화･장애가정･2자녀 이상 가정･맞벌이 가정 등 방과후 돌봄이 필요한 청소년을 우선순위 지원대상으로 하며, 학교(교장, 교사), 지역사회(주민센터 동장, 사회복지사 등)의 추천을 받아 청소년방과후아카데미 지원협의회에서 승인받은 청소년을 기타 지원대상으로 분류하고 있다(여성가족부, 2020, p.1). 청소년방과후아카데미는 일 4시수, 주 5~6일 운영한다. 주중활동은 1주 20시수 이상 운영되며, 주말활동은 월 1회 5시수 이상 운영한다(여성가족부, 2020, p.1). 연간 운영일수는 총 240일이며, 월 1회 주말체험 연 12일을 포함한다(여성가족부, 2020, p.8).

이용자격을 살펴보면, 지역아동센터는 돌봄취약아동이 우선적으로 이용할 수 있도록 하기 위해 단위 시설별로 지역아동센터의 신고정원의 80% 이상을 돌봄취약아동으로 구성하고, 일반아동은 20% 범위 내에서 등록할 수 있도록 정하고 있다(보건복지부, 2020a, p.45).6) 최근에는 일반 아동의 이용 비중이 점차 증가하고 있다(강지원 등, 2020a). 최근 도입된 다함께돌봄센터는 여러 마을 돌봄 전달체계 중에서 맞벌이 일반 가정의 아동을 대상으로 특화된 제도로 볼 수 있다. 초등돌봄교실과 방과후학교 연계형돌봄교실은 맞벌이 가정에 초점을 두며 소득 기준은 별도로 두고 있지 않은 것이 특징이다. 청소년방과후아카데미 역시 저소득층 아동을 중심으로 하면서도 일반 아동이 함께 이용하고 있다. 이처럼 방과후돌봄서비스는 지역사회 내에 서로 다른 공급기관에 의해 제공되고 있지만, 돌봄이 필요한 저소득 및 맞벌이 가구의 자녀에게 방과후에 돌봄서비스를 제공한다는 공통된 목표를 공유하고 있다는 점에서 통합적으로 분석될 필요가 있다(개별 정책의 세부 내용은 <표 1> 참조). 특히 이들 제도가 아동의 돌봄 공백 해소를 위해 중복 이용을 허용하며 상보적 기능을 한다는 점에서 서비스의 중복 이용과 돌봄 공백의 관계를 조명하는 것도 중요한 과제일 수 있다.

이에 본 논문은 아동의 공적 방과후돌봄서비스 이용 양상에 집중하며, 돌봄서비스 이용 유형에 따라 돌봄 공백 시간이 어떻게 달라지를 분석하고자 한다. 구체적으로 1) 공적 서비스의 이용이 사적 서비스에 비해 돌봄 공백을 더 줄일 수 있는지 2) 여러 유형의 공적 서비스 중에서 어떤 프로그램이 아동의 돌봄 공백을 더욱 감소시키는지 3) 한 개의 공적 서비스 이용으로 아동의 돌봄 공백이 해소되지 않을 경우 다른 서비스와의 중복 이용이 이를 완화하는 데 기여할 수 있는지 확인하고자 한다. 이를 통해 방과후돌봄서비스 이용 양상과 아동의 돌봄 공백과의 관계를 공적/사적 서비스 이용여부, 공적서비스 유형 및 중복 이용의 측면에서 다각도로 검토할 수 있을 것으로 기대한다.

1. 자료 및 분석단위

본 연구는 방과후돌봄서비스 이용과 돌봄 공백과의 관계를 규명하기 위하여 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사(이하 방과후돌봄 실태조사)’ 원자료를 분석에 활용하였다. 이 조사는 2018년에 저출산고령사회위원회에서 수행한 “초등학생 돌봄 실태 파악 및 수요 조사”의 문항 중 가구 현황과 돌봄 실태, 돌봄서비스 인식 문항을 강지원 등(2020b)의 연구에서 수정･보완하여 실시한 것이다. 2019년 국내 초등학교에 재학하고 있는 자녀가 있는 부모를 대상으로 설문조사를 실시하였으며, 총 5,050명이 응답하였다.7) 설문조사 자료는 초등학생 자녀의 학교 정규수업 이후 시간 이용 실태와 돌봄 방법, 돌봄 비용, 방과후돌봄서비스 이용 여부, 아동이 홀로 있는 시간 등 방과후 돌봄 실태 전반에 관한 정보를 포함하고 있다. 또 방과후돌봄서비스에 대한 인식과 더불어 향후 이용 의사 및 비용 부담에 관한 의향도 조사되었다. 이밖에도 이 자료는 방과후돌봄서비스 사각지대 및 부정수급에 관한 인식 조사와 함께 가구의 구성원, 소득, 거주지 등 가구의 배경 정보 또한 제공하고 있다. 이 자료는 가구특성에 따라 자녀가 방과후에 공적 돌봄서비스를 이용하는지, 사적 돌봄서비스를 이용하는지를 파악하기에 용이할 뿐만 아니라 자녀의 방과후 시간사용을 추적함으로써 돌봄 공백을 직접 측정할 수 있다는 장점이 있다. 따라서 본 연구의 관심인 초등학생 방과후 서비스 이용과 돌봄 공백을 분석하기에 적합한 자료로 판단되며, 본 연구에서는 해당 설문조사에 응답한 모든 가구를 분석 표본으로 활용하였다.

2. 변수측정

본 연구의 종속변수인 돌봄 공백은 초등학생 자녀가 방과후에 보호자 없이 혼자 있는 시간으로 측정하였다. 어린 자녀의 돌봄 공백에 초점을 맞춘 기존 연구들은 주로 돌봄 공백 여부에 주목하거나, 돌봄 공백 정도를 주중에 하루, 2~3일, 거의 매일로 분류하여 각각의 확률을 비교하였다(이준호, 박현정, 2012; 김지경, 김균희, 2013; 정선영, 2015; 임혜정, 2017a). 이러한 측정 방식은 하루 중에 자녀가 얼마나 오랜 시간 동안 돌봄 공백 상태에 있는지를 파악하기에 용이하지 않다. 다시 말해 기존의 연구에서 짧은 시간이라도 거의 매일 공백에 있는 자녀는 공백의 정도가 심한 것으로 분류되지만, 일주일에 하루지만 장시간 공백에 놓인 아동은 낮은 수준의 돌봄 공백에 놓인 것으로 간주된다. 이러한 한계를 보완하기 위해 본 연구는 하루 중 자녀가 돌봄 공백에 노출된 시간을 측정하였다.

방과후돌봄실태조사는 ‘초등학교 재학 중인 자녀(피양육자) 중 가장 어린자녀는 학교 정규수업 이후 취침시간까지 주로 누가 또는 어디에서 돌보고 있습니까? 시간대별로 응답해주십시오.’라는 질문에 오후 12시부터 오후 9시 이후까지 30분 간격으로 응답하도록 조사하였다. 이 문항을 활용하여 30분 단위로 자녀의 방과후 돌봄 상태를 추적하였고, ‘혼자 있음’으로 응답한 시간대를 모두 더한 값을 종속변수로 활용하였다. 이 때 보호자나 돌봐주는 사람 없이 아동이 미성년인 형제자매와 함께 있는 경우도 ‘혼자 있음’ 항목으로 조사되었으므로, 이 변수는 본 연구의 돌봄 공백 정의와도 일치한다. 돌봄 공백이 없는 경우 0값을 갖게 되며, 0을 초과하는 값은 돌봄 공백에 놓인 시간을 의미한다. 따라서 측정된 값이 클수록 아동이 방과후에 경험하는 돌봄 공백의 정도가 큰 것으로 해석할 수 있다.

아동의 돌봄 공백을 설명하는 변수로 본 연구는 공적 방과후돌봄서비스 이용 유형에 주목한다. 앞 절에서 논의한 바와 같이 분석 대상 방과후돌봄서비스는 초등돌봄교실, 방과후학교 연계형돌봄교실, 지역아동센터, 다함께돌봄센터, 청소년방과후아카데미다. 먼저 분석 대상 가구에서 가장 어린자녀가 이들 서비스 중 어느 하나라도 이용한다고 응답한 경우에는 공적 서비스 이용 가정으로 간주하였다. 학습 또는 예체능 관련 학원과, 학습지 또는 방문과외를 이용하는 경우 사적 서비스 이용가정으로 측정하였다. 공적/사적 돌봄서비스 이용 여부에 관한 정보를 바탕으로 돌봄서비스 이용 유형을 1) 공적 돌봄서비스만 이용, 2) 사적 돌봄서비스만 이용, 3) 공적&사적 돌봄서비스 혼합이용으로 분류하여 분석에 활용하였다.

어떤 유형의 공적 돌봄 서비스가 초등자녀의 돌봄 공백 감소에 영향을 미치는지를 파악하기 위해서는 개별 서비스 이용여부를 독립변수로 포함한 분석이 필요하다. 그러나 분석 데이터는 공적 돌봄서비스 다섯 개 중 어느 하나를 이용하고 있는지의 여부에 관한 정보만을 포함하고 있다. 분석에서 활용할 설문조사가 개별 서비스에 대한 이용여부는 질문하지 않았으나 서비스 이용 가구를 대상으로 만족도를 조사하였으므로, 만족도에 응답한 경우 이용자 가정으로 간주할 수 있다. 예컨대, 초등돌봄교실에 대한 만족도를 묻는 질문에 1부터 4까지 어느 하나라도 응답한 가정이라면 해당 서비스를 이용한 것으로 측정 가능하며 나머지 결측치는 해당 서비스를 이용하지 않은 가정으로 분류할 수 있다. 유사한 방식으로 방과후학교 연계형돌봄교실, 지역아동센터, 다함께돌봄센터, 청소년방과후아카데미 이용자 가정을 각각 측정하였다. 해당 변수는 현재 서비스 이용여부뿐만 아니라 과거의 이용에 관한 경험에 대해 질문하고 있으므로 모든 서비스 간에 중복 응답 가능성을 포함하고 있다8). 위와 같이 측정된 공적 방과후돌봄서비스 유형별 이용 변수를 토대로, 각 가정별로 가장 어린자녀가 이용한 공적 서비스가 총 몇 개인지를 측정하였다. 공적 돌봄서비스를 하나도 이용하지 않은 가정은 0, 분석 대상 서비스를 모두 이용한 적이 있는 가정은 5의 값을 갖게 된다.

통제변수로는 앞서 논의된 아동의 돌봄 공백에 영향을 미치는 인구사회학적 요인 및 부모특성, 지역특성 변수 등을 포함하였다. 먼저 자녀 특성으로 연령과 성별을 통제변수로 고려하였다. 분석 자료가 제공하는 가구유형 변수를 활용하여 조부모와 동거하는지 여부 또는 한부모 가구인지 여부를 측정하였다(표 2 참조). 부모의 학력이 통제될 필요가 있어 본 연구는 응답자의 최종학력이 대졸인지 여부를 측정하여 분석 모형에 포함하였다. 분석에 활용할 자료는 자녀의 연령에 관한 정보는 제공하지 않고, 방과후돌봄서비스 이용과 돌봄 공백 측정 대상이 되는 가장 어린자녀의 학년 정보만을 포함하고 있기 때문에 1~6으로 측정된 변수를 분석에 활용하였다. 남자 아동을 기준으로 여자 아동에게 1값을 부여한 더미변수로 모형에 포함하였다.

또 거주지역 특성에 따라 아동의 돌봄 공백은 달라질 수 있다. 도시 규모에 따른 돌봄 공백의 차이뿐만 아니라 권역별로 지역 특성에 따른 차이가 있을 것으로 가정하며, 분석에는 두 변수 모두를 포함시켰다. 마지막으로 가구소득이 통제되었다. 기존 연구 결과들은 방과후돌봄서비스 이용과 돌봄 공백의 관계를 규명하기 위해 가구소득을 통제하는 것이 중요함을 시사하고 있다. 방과후돌봄 실태조사 자료는 가구소득에 관하여 월평균 총 가구소득의 구간 정보만을 제공하기 때문에 본 연구에서는 가구소득을 네 개의 소득 구간으로 구분하여 변수로 활용하였다. 지금까지 기술한 변수들 중 돌봄 공백, 방과후돌봄서비스 이용, 자녀 특성은 가구에서 가장 어린자녀의 경험과 인적특성에 관한 문항을 바탕으로 측정되었고, 나머지 변수들은 가구의 일반적인 특성에 관한 문항을 토대로 측정되었다. 변수에 대한 구체적인 측정 방법은 <표 2>에 제시되어 있다.

3. 분석방법

일반적으로 회귀분석은 변수들 사이의 관계의 속성을 요약하고 종속변수에 대한 경향성을 예측하기 위한 강력한 도구로 간주된다(Bryman, 2016). 그러나 매우 다양한 회귀분석 기법이 존재하기 때문에 연구자들은 종속변수의 형태나 사용되는 데이터의 구조에 따라 가장 적합한 방법을 선택하는 것이 중요하다(Wooldrige, 2013, pp. 248-249). 본 연구가 분석에 사용하는 자료는 아동의 돌봄 공백 발생 여부뿐만 아니라 공백시간에 대한 두 가지 정보를 모두 포함하고 있다. 즉 종속변수는 자녀가 방과 후 혼자 보내는 시간을 분단위로 측정한 연속형 변수로 돌봄 공백이 없음을 의미하는 0값을 상당히 많이 포함하고 있고, 독립변수가 이들 케이스에 대해서도 관찰되었다는 것이 특징이다. 이는 중도절단 자료를 의미하는데, 돌봄 공백을 경험한 집단만을 대상으로 회귀분석을 하게 되면 표본선택에 의한 편의가 발생할 수 있기 때문에 돌봄 공백이 없는 집단 또한 분석에 포함할 필요가 있다. 특히 종속변수가 0인 표본에 대하여 독립변수의 정보가 주어진 경우라면 중도절단을 고려한 회귀모형이 더욱 적합하다(박성익, 류장수, 김종한, 조장식, 2017).

이처럼 0값을 많이 포함하는 양의 정수로 구성된 제한된 종속변수를 다룰 때 가장 흔하게 사용되는 기법은 토빗분석이다(Verbeek, 2004; Wooldridge, 2013). 토빗모형은 Tobin (1985)이 설계한 모형으로 프로빗 모형과 유사하다는 이유로 토빗모형이라 일컬어지고 있다. 본 연구는 주어진 자료의 특성을 고려하여 토빗분석을 실행하고자 하며 이 모형의 기본 가정에 따라 독립변수들이 아동의 돌봄 공백 경험 여부에 미치는 영향과 그 공백의 크기에 미치는 영향이 동일하다고 가정한다. 토빗모형은 잠재변수(latent variable)를 활용하여 종속변수를 표현하며 식은 다음과 같다.9)

$$\begin{array}{c}{y}_i^{*}=x_i^{\text{'}}\beta +{\mu }_i\\ y_i=\left\{\begin{array}{c}\begin{array}{ccc}{y}_i^{*}& \text{if}& y_i^{*}>0\end{array}\\ \begin{array}{ccc}0& \text{if}& y_i^{*}\le 0.\end{array}\end{array}\right.\end{array}$$

잠재변수 $y_i^{*}$ 는 선형회귀분석의 정규분포 및 등분산 가정을 충족하며, μ_i는 평균이 0이고 분산이 σ²인 정규분포를 따른다고 가정한다. 본 연구의 분석모형에서 $y_i^{*}$ 는 잠재변수인 돌봄 공백 시간, y_i는 관찰된 돌봄 공백 시간, x_i는 아동의 방과후 돌봄 공백 시간에 영향을 미치는 독립변수들이며, β는 추정해야 할 모수벡터를 의미한다. y가 0보다 클 때 관찰된 종속변수(y_i) 잠재변수 $\left(y_i^{*}\right)$ 와 같고, $y_i^{*}$ 가 0보다 작거나 같으면 y에 대한 관찰값은 중도 절단되고 0으로 설정된다.

본 연구에서는 독립변수인 방과후돌봄서비스 이용 변수만 다르게 측정하여 사용하고 통제변수와 종속변수가 동일하게 포함된 서로 다른 토빗 모형 세 개가 실행된다. 또 맞벌이 가정과 비맞벌이 가정의 방과후돌봄 서비스 이용이 돌봄 공백에 미친 영향을 비교하기 위해 각각의 대상에 대한 분석을 추가로 실행한다.

1. 기술통계

전체 분석 대상인 초등학생 자녀가 있는 5,050가구 중 26%는 돌봄 공백 상태에 있으며, 자녀가 성인의 보호 없이 혼자 보내는 시간은 하루 평균 148.2분 정도로 나타났다(표 3). 공적 방과후돌봄 서비스만 이용하는 가구 수는 상대적으로 적음에도 불구하고, 이를 이용하는 가구에서 돌봄 공백을 경험하는 아동의 비율은 가장 낮게 관찰된다. 반면 사적 방과후서비스만 선택적으로 이용하는 가정의 수가 가장 많으나, 이들 중 돌봄 공백을 경험한 비중은 32.6%로 가장 높게 나타난다. 그러나 사적 서비스를 이용하더라도 공적 서비스와 함께 이용하는 경우는 28.2%로 돌봄공백을 경험하는 비중이 다소 감소하며, 돌봄 공백 시간도 가장 짧았다. 어떤 서비스도 이용하지 않는 가정의 아동은 돌봄 공백을 경험하는 비율이 18.3% 수준으로 사적 서비스만 이용하는 경우보다 낮지만, 돌봄 공백에 빠지게 되면 혼자 있는 시간은 훨씬 길어지는 것으로 보인다.

다음으로, 공적 방과후돌봄서비스를 이용하는 가구의 아동이 돌봄 공백을 경험하는 비중 및 정도가 전반적으로 낮은 가운데, 어떤 유형의 공적 서비스를 이용하느냐에 따라 자녀의 돌봄 공백 양상 또한 다르게 나타난다. 예컨대 어떤 유형이든 공적 방과후돌봄서비스를 이용하는 가구의 경우 해당 서비스를 이용하지 않는 가구에 비해 자녀가 혼자 있는 시간이 평균적으로 50분 이상 짧게 나타났다. 특히 지역아동센터 또는 다함께돌봄센터를 이용하는 가구와 이를 이용하지 않는 가구 사이에 자녀의 돌봄 공백 경험 비율 및 공백 시간의 격차가 상당히 큰 것으로 보인다. 마지막으로 공적 방과후서비스를 많이 이용하는 가정에서 아동의 돌봄 공백 시간 또한 감소하는 것을 확인할 수 있다. 이는 공적 서비스를 어떤 조합으로 중복하여 이용하는지의 양상과도 관련될 수 있다. [그림 1]에서 보듯이 공적 돌봄서비스를 하나 또는 두 개 이용하는 아동은 학교에서 제공하는 초등돌봄교실과 방과후학교연계형 돌봄교실을 주로 이용하는 것을 확인할 수 있다. 반면 세 개 이상 중복되는 서비스를 이용한 아동은 학교에서 제공하는 서비스보다 지역아동센터, 청소년방과후아카데미 또는 다함께돌봄센터의 이용 비중이 상당히 높다. 단순히 서비스 이용 개수가 증가함에 따라 아동의 돌봄 공백이 감소한다는 해석 보다는 장시간 이용 가능한 프로그램을 중복 이용함에 따른 공백 감소 경향으로 해석하는 것이 더욱 타당할 수 있다.

새창으로 보기

그림 1.

공적 방과후돌봄서비스 중복 이용에 따른 개별 프로그램 이용 비중

자료: 2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사 원자료

<표 4>는 통제변수에 관한 기술통계 결과를 제시하고 있다. 먼저 남자 아동이 여자 아동보다 돌봄 공백 비율과 시간이 근소하게 더 높은 것을 확인할 수 있다. 아동의 학년이 높아질수록 돌봄 공백 시간이 증가하는 경향 또한 관찰된다. 초등 자녀가 한 명인 경우보다 두 명일 때 돌봄 공백에 처한 아동의 비율은 증가하지만 공백 시간은 감소하는 것으로 보인다. 초등 자녀가 세 명 이상인 경우 가장 어린 자녀의 돌봄 공백 시간은 방과 후 200분 이상으로 증가한다. 조부모와 동거하는 가정의 경우 그렇지 않은 가정에 비해 돌봄 공백 경험 비율도 눈에 띄게 낮을 뿐만 아니라 평균 돌봄 공백 시간도 동시에 낮아진다. 반면 한부모 가정은 그렇지 않은 가정에 비해 돌봄 공백 비율과 시간이 모두 더 높게 나타난다. 맞벌이 가정은 비맞벌이 가정에 비해 돌봄 공백 아동의 비중은 상당히 높지만 공백 시간은 더 낮은 것으로 나타났다. 부모의 학력이 더 높은 가정에서 아동의 돌봄 공백 경험 비중 및 공백 시간이 더 낮다. 지역별로는 수도권이 돌봄 공백 비율은 가장 낮지만 공백시간 측면에서는 전라권에 이어 두 번째로 다소 높은 수치를 기록하고 있다. 방과후에 혼자 있는 자녀의 비율이 가장 높은 지역은 충청권으로 나타났으며, 이 지역에 거주하는 아동이 혼자 있는 시간도 다른 지역에 비해 상대적으로 길다. 그러나 경남권에 거주하는 아동들에게서 돌봄 공백 시간이 가장 짧게 관찰되었다. 도시 규모별로는 읍면지역의 아동이 돌봄 공백수준이 가장 낮으며, 중소도시에서 가장 높게 나타났다. 가구소득이 증가할수록 돌봄 공백 아동의 비율이 다소 높아지긴 하지만 자녀가 혼자 보내는 시간은 감소하는 경향을 보인다.

2. 토빗분석 결과

선형회귀분석의 회귀계수값은 독립변수 한 단위가 변화할 때 변화하는 종속변수의 변화량을 의미하지만 토빗모형의 계수값은 독립변수의 변화가 종속변수의 평균값에 미치는 변화량과 그 값이 관찰될 확률의 변화량이라는 두 가지 효과를 동시에 갖는다(박성익 등, 2017). 이는 일반적인 선형회귀분석과 같은 방식으로 해석할 수 없음을 의미하지만, 한계효과를 계산하면 회귀계수와 같이 해석할 수 있다(ibid.). 따라서 분석결과의 해석이 용이하도록 토빗분석 실행 후 한계효과를 계산하여 표준오차와 함께 아래 표에 제시하였다. <표 5>에서 모형1과 모형2는 설문조사에 응답한 전체 표본을 대상으로 공적/사적 서비스 이용 또는 정책 유형별 변수와 돌봄 공백과의 관계에 집중하였고, 모형3은 공적 서비스를 이용한 경험이 있는 가구만 대상으로 서비스의 중복 이용에 따른 돌봄 공백의 변화를 분석하였다.

분석결과에 따르면 공적 방과후돌봄서비스 이용이 돌봄 공백 시간을 유의미하게 감소시키는 것으로 나타났다. 먼저 모형1의 결과에서 보듯이, 다른 조건이 동일할 때 방과후돌봄서비스를 이용하지 않는 가정보다 공적돌봄서비스를 이용하는 가정의 아동이 돌봄 공백을 경험하는 시간이 16분 정도 짧은 것을 알 수 있다. 반면 공적 서비스의 대안으로 사적 서비스를 선택하는 경우 자녀의 돌봄 공백은 오히려 유의미하게 증가했다. 공적･사적 서비스를 동시에 이용하는 것과 돌봄 공백 사이에는 유의미한 관계가 없는 것으로 나타났다. 모형2의 결과는 어떤 유형의 공적 서비스 이용이 돌봄 공백 시간을 더욱 감소시키는지를 비교할 수 있도록 해준다. 예컨대 방과후학교 연계형 돌봄교실과 청소년방과후아카데미는 아동의 돌봄 공백 시간과 유의미한 관계가 없는 반면, 다른 세 유형의 공적 돌봄서비스 이용은 자녀가 평일에 혼자 있는 시간 감소에 유의미한 영향을 미친다. 이들 중 돌봄 공백의 감소 효과가 가장 큰 경우는 지역아동센터 이용 가구에서 확인되는데, 이는 지역아동센터와 같은 복지관에서 장시간 돌봄서비스를 이용하는 아동의 자기보호 가능성이 유의미하게 감소한다는 분석결과(정선영, 2015)와도 일치한다. 또한 방과후학교 이용과 아동의 돌봄 공백 가능성에 주목한 이준호, 박현정(2012)의 연구에서 두 변수 간에 유의미한 관계가 없는 것으로 나타났는데, 방과후학교 연계형돌봄교실 이용여부를 측정한 본 연구의 결과도 유의미한 관계는 보이지 않는다.

마지막으로 모형3을 통해 아동이 공적 방과후돌봄서비스를 여러 개 이용할수록 돌봄 공백 시간이 감소한다는 결과를 확인할 수 있다.10) 정선영(2015)의 연구도 방과후돌봄서비스 중복 이용 변수에 주목하긴 하였으나 그는 사적 서비스를 포함한 중복 이용 개수와 아동의 돌봄 공백 경험 사이에 유의미한 관계가 없는 것으로 결론 내렸다. 이는 모형1에서 확인한 바와 같이 학원과 같은 사적 서비스 이용이 돌봄 공백을 증가시키며, 공적･사적혼합 이용패턴이 유의미한 관계를 보이지 않은 결과와 관련될 수 있다. 다시 말하자면 이동 및 대기 시간을 수반하는 사적 방과후서비스의 이용은 아동의 돌봄 공백 발생 가능성을 높이기 때문에 돌봄 공백 발생 위험을 증가시킬 수 있다. 즉 사적서비스를 이용하는 경우, 공적 서비스를 혼합하여 이용하는 것이 자녀의 돌봄 공백 감소에 더욱 효과적일 수 있음을 시사한다.

통제변수의 추정된 계수값은 전반적으로 선행연구와 일치하게 나타났다. 아동 성별은 방과후 돌봄 공백 시간과 유의미한 관계가 없지만, 학년이 높아질수록 혼자 보내는 시간이 유의미하게 길어지는 것으로 나타났다. 초등학생 자녀의 수, 한부모 가정, 맞벌이 가정은 아동의 돌봄 공백 시간을 증가시키는 요인으로 확인되었다. 다만 한부모 변수의 경우 모형1과 모형2에서만 유의미하고 모형3에서는 유의미하지 않았다. 반대로 조부모와 동거하거나 부모가 대졸 이상의 고학력자인 경우 아동이 스스로를 보호하는 시간이 감소하였다. 지역변수의 경우 모형1과 모형2에서 충청권 및 경북권역이 수도권에 비해 아동의 돌봄 공백 시간이 유의미하게 높은 것으로 나타났다(p<0.01). 도시규모별로는 읍면지역에 비해 중소도시에서 돌봄 공백이 더 증가함을 보여준다(p<0.1). 모형3에서 권역별･도시규모별 지역변수의 유의성이 이전 두 모형에 비해 떨어지는데, 이는 공적서비스 이용 아동들을 대상으로 서비스의 중복 이용 양상을 고려하면 이전 모델에서 관찰된 돌봄 공백의 유의미한 지역별 차이가 드러나지 않게 됨을 의미한다. 흥미로운 점 중 하나는 가구소득이 모형1과 모형3에서는 유의하지 않지만 모형 2에서는 유의하게 나타났다는 것이다. 모형2에서 설명변수로 투입한 공적 서비스 유형(예: 지역아동센터)이 저소득 가구에게 우선 공급하는 경향이 있어 소득변수의 통계적 유의성에 영향을 미친 것으로 보인다. 이 모형은 가구소득이 증가함에 따라 돌봄 공백이 감소하는 결과를 보여주는데, 선행연구에서 논의한 바와 같이 전반적으로 맞벌이 가정의 소득 수준이 높다는 점에서 양육모의 취업 여부에 따라 가구소득과 자녀의 돌봄 공백과의 관계의 양상이 다를 수 있음을 고려할 필요가 있다. 이에 본 연구는 맞벌이 여부에 따라 달라질 수 있는 가구소득의 효과를 파악하기 위해서 맞벌이 가구11)와 비맞벌이 가구를 분리하여 추가 분석을 실행하였고, 분석결과는 <표 6>에 제시하였다.

<표 6>의 결과는 공적 서비스 이용 경험과 돌봄 공백 감소의 관계가 맞벌이 가정에서 더욱 유의미하게 나타나고 있음을 보여준다. 모형 1에서 맞벌이 가정 중 어떤 서비스도 이용하지 않은 가정에 비해 공적서비스를 이용한 가정에서 돌봄 공백 시간이 유의하게 32.7분 감소하였으나, 이 변수가 비맞벌이 가정에서는 유의하지 않았다. 공적서비스와 사적서비스를 동시에 이용하는 경우에도 맞벌이 가정의 아동은 비이용가구의 아동보다 돌봄 공백이 유의하게 17.8분 짧았으나, 비맞벌이 가정에서는 준거집단보다 오히려 유의하게 높게 나타났다. 이는 맞벌이 가정 아동의 돌봄 공백 시간이 전반적으로 긴 가운데, 어떤 서비스도 이용하지 않는 것에 비해 공적 서비스 이용이 아동이 혼자 있는 시간을 줄이는데 기여하고 있음을 암시한다. 반면 비맞벌이 가정은 서비스를 이용하지 않더라도 하교 후 곧바로 부모의 보호 아래 놓이며 공백 시간이 거의 없을 것으로 예상되나, 공적/사적 서비스를 선택하게 되면 이동과 대기 사이에 일정 정도 공백 상태를 경험할 수 있어 나타난 결과로 해석된다. 모형2의 결과에서도 맞벌이 여부에 따른 차이가 드러난다. 맞벌이 가정의 경우 청소년 방과후아카데미를 제외한 모든 공적 돌봄서비스 이용이 돌봄 공백을 유의하게 감소시켰으나, 비맞벌이 가정에서는 다함께돌봄센터만 유의하게 감소시켰다. 특히 맞벌이 가정의 아동이 지역아동센터 이용 경험이 있는 경우에 돌봄 공백이 가장 큰 폭으로 감소하였다는 점이 주목할만 하다. 모형4-3, 5-3은 맞벌이 여부와 관계 없이 공적서비스 이용개수가 아동의 돌봄 공백을 유의하게 감소시킨다는 결과를 보여주고 있다.

여타의 통제변수는 전체표본 대상 분석결과(표 5)와 전반적으로 유사한 가운데, 소득변수의 차이가 두드러진다. 표 4에서는 가구의 월평균 소득수준이 높아질수록 자녀의 돌봄 공백이 감소하였는데, 이와 같은 양상은 비맞벌이 가구에서만 확인되며 맞벌이 가구에서는 반대로 소득과 돌봄 공백이 정(+)의 관계를 보인다. 즉 맞벌이 가구에서는 소득수준이 증가할수록 돌봄 공백이 증가하다가 가장 높은 소득구간에서 준거집단과의 격차가 소폭 감소하며, 홑벌이 가구에서는 소득이 증가할수록 돌봄 공백은 감소하는 양상을 보인다. 맞벌이 가구의 경우, 취업모의 근로시간과 소득과의 교환에 따라 돌봄 공백이 증가하는 것을 유추할 수 있으며, 가장 소득이 높은 가정의 경우 가사도우미와 같은 가정 내 돌봄서비스를 구매함으로써 소득구간이 조금 더 낮은 가구에 비해 자녀의 돌봄 공백이 소폭 감소하는 상황을 고려할 수 있다. 반대로, 홑벌이 가구의 경우 소득수준이 높을수록 취업모가 학원 등 서비스 이용을 촘촘히 관리하는 결과일 수 있다. 이러한 결과는 또한 우리나라 맞벌이 가구의 소득증대와 자녀의 돌봄 공백 감소 사이의 갈등 관계를 파악하는데 도움을 주며, 맞벌이 가구가 소득이 높다 하더라도 돌봄 공백에 취약할 수 있음을 보여준다.