초등 방과후돌봄서비스 이용 유형이 돌봄 공백에 미치는 영향

Subsidised Out-of School Hour Care: How Self-Care Time for Children is Affected by the Patterns of Service Use?

알기 쉬운 요약

이 연구는 왜 했을까?
초등학생들은 학교를 마친 후 부모가 퇴근하기 전까지 학원을 가거나 정부에서 제공하는 여러 유형의 방과후돌봄서비스를 이용하며 시간을 보낸다. 이 연구는 아동이 방과 후 혼자 보내는 시간(돌봄 공백)이 돌봄서비스 유형에 따라 어떻게 달라지는지 알아보고자 하였다.
새롭게 밝혀진 내용은?
초등학생 자녀가 있는 5,050가구를 분석한 결과, 학원・과외 등 사적서비스를 이용하는 경우 아동이 혼자 있는 시간이 증가하였지만, 공적서비스를 이용하는 아동의 혼자 있는 시간은 감소하였다. 특히 지역아동센터와 다함께돌봄센터를 이용하는 아동의 돌봄 공백 시간이 눈에 띄게 낮았다. 또한 학원을 다니더라도 공적서비스를 함께 이용하거나, 공적서비스를 여러 개 이용하는 경우에도 아동이 방과후 혼자 있는 시간이 줄어들었다. 마지막으로 맞벌이 가정에서는 중・고소득층 아동의 돌봄 공백이 저소득층에 비해 컸지만, 외벌이 가정에서는 이들의 돌봄 공백이 저소득층에 비해 적었다.
앞으로 무엇을 해야 하나?
아동의 방과후 돌봄 공백 위험을 줄이기 위해 공적 돌봄서비스의 역할이 중요하다. 현재 공적 방과후돌봄서비스는 저소득 가정의 아동에게 우선적으로 제공되고 있는데, 중・고소득 맞벌이 가구의 자녀들에게도 서비스 이용이 가능하도록 이용대상을 확대하는 것이 필요하다. 이를 위해 저소득 가정의 아동은 정부가 이용료를 지원하고, 소득이 높은 가정에는 이용료를 비례적으로 늘리는 방안 등을 제언하였다.

Abstract

This study examines how different patterns of using subsidised after-school programmes reduce self-care time for elementary-school students in Korea. We focus on four types of after-school care programme that have not been dealt with in existing research. For the analyses, Tobit regression models were performed using the data from the 2020 After-School Care Status and Demand Survey. The results of the analysis indicate that each subsidised after-school programme is significantly associated with reducing self-care time. Using only private care services such as private home tutoring and institutes, and other enrichment activities, increases self-care time; however, if a mixture of after-school programmes is available, this can be effective in reducing the self-care time of children. Furthermore, in the case of dual earner households, the higher the income level, the longer the self-care time. On the other hand, in the case of the single-earner households, the lower the income level, the longer the self-care time. This is consistent with the argument that a targeted programme has the potential to increase self-care time. Based on the findings, we suggest that it is necessary to expand the eligibility criteria of the subsidised after-school programmes and adopt a progressive fee imposition system to reduce self-care time for children.

keyword
Out-of School Hour CareSelf-CareDual EarnerIncome Status

초록

본 연구는 공적방과후돌봄서비스가 아동의 돌봄 공백에 미치는 영향을 살펴보고자 하였다. 이를 위해 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사’자료에서 아동이 혼자 있는 시간을 추출하여 돌봄 공백을 측정하였고, 돌봄 공백이 없는 가구를 포함한 자료의 특성을 고려하여 토빗분석을 실행하였다. 분석결과, 공적돌봄서비스는 자녀의 돌봄 공백 감소에 중요한 기여를 하고 있으며, 이러한 기여는 어떤 서비스를 이용하느냐에 따라 달라진다. 또한, 학원과 같은 사적돌봄서비스만 이용하는 것은 돌봄 공백을 늘리는 효과가 있으며, 공적돌봄서비스를 혼합하여 이용할 수 있는 경우 아동의 돌봄 공백 감소에 효과적일 수 있다. 맞벌이 가구와 비맞벌이 가구를 구분한 분석에서는 맞벌이 가구의 경우, 소득수준이 높을수록 돌봄 공백에 취약한 반면, 홑벌이 가구에서는 소득이 낮을수록 돌봄 공백에 취약한 상황이 제시되었다. 이는 현재 저소득 가정을 대상으로 하는 방과후돌봄서비스에 대한 서비스 이용자격을 중・고소득 가정의 아동이 이용할 수 있도록 서비스의 대상을 확대하는 방안과 맞벌이 가구의 욕구를 반영하여 노동권과 부모권의 양립이 가능하도록 지원하는 것이 중요함을 시사한다.

주요 용어
방과후돌봄서비스돌봄 공백맞벌이소득수준

Ⅰ. 서론

최근 코로나-19 상황에서 아동의 등교가 제한되면서 자녀의 돌봄 공백 해소가 수면 위로 떠올랐다. 특히 보호자가 부재한 상황에서 형제 둘만 집에 머물다가 큰 화재를 당한 사건이, 자녀의 돌봄 공백은 양육모가 직장을 떠나 발행한 이후로, 아동의 돌봄 공백이 이들의 안전과 복지에 밀접하게 관련 있다는 점이 강조되고 있다(최은지, 2020. 10. 15). 아동이 학교에 있지 않은 시간에 성인의 보호 아래 있지 않다면 안전사고 등 위험에 노출되기 쉽다. 기존연구에서도 방과후에 혼자 있는 아동의 경우 학업성취도나 정서발달, 사회적응 등 여러 측면에서 부정적인 영향이 있다고 지적하고 있다(김명숙, 정영숙, 1997; 이정숙, 김은경, 2008; 이봉주, 조미라, 2011; 천희영, 2014). 아동 개인에 대한 부정적 효과뿐만 아니라, 자녀의 돌봄 공백은 양육모가 직장을 떠나는 주요 요인이기도 하다(신혜정, 박소영, 2020. 9. 16.; 류인하, 2020. 12. 27). 직장에 다니는 취업모1)의 자녀가 초등학교에 입학하는 상황에서 외부 도움이 없다면, 자녀를 혼자 두지 않기 위해 부모 중 한 사람은 직장을 그만둘 수밖에 없다. 즉, 부모가 자녀를 직접 돌보는 선택은 취업모의 경력단절을 가져오는 경우가 많으며, 이는 취업모 개인 및 사회적 손실로 이어지게 된다.

특히, 우리나라의 경우, 초등학생의 하교 시간이 미국, 독일, 프랑스에 비해 빨라 부모가 돌보지 못하는 경우 돌봄 공백의 위험성이 더 높을 수 있다. 미국, 독일, 프랑스와 같은 서구 사회에서 초등학생들의 정규수업은 3시에서 4시에 끝나지만, 우리나라의 초등학교 1~2학년은 오후 1시, 3~4학년은 오후 2시면 집으로 돌아온다. 즉 초등학교 저학년의 수업시수는 OECD 국가들에 비해 상당히 적은 편이며, 가구구조 변화와 맞벌이 가구가 증가에 따라 돌봄 공백에 처한 아동이 증가할 것이라는 우려가 제기되고 있다(장수정, 송다영, 백경흔, 2019). 김명숙, 정영숙(1997, p.184)은 1994년에는 초등학생 중 대략 16%~19%가 돌봄 공백의 상태에 처한 것으로 추정한 바 있다.2) 최근에도 평일 방과후에 혼자 있는 ‘나홀로 아동’은 6~17세 총 인구 5,828천 명 중 1,165천 명(20.0%) 이상인 것으로 분석되었다(홍나미, 정익중, 2019, p.6). 또한, 보건복지부의 아동종합실태조사에 따르면 45.5% 가량의 아동이 일주일에 적어도 하루 이상 집에 혼자 있는 것으로 보고된 바 있다(통계청, 2019).

이러한 상황에 대처하기 위해 정부는 방과후돌봄서비스 및 아이돌봄서비스 등 돌봄의 사회화를 통해 모(母)의 경력단절 예방 및 아동의 돌봄 공백을 줄이기 위한 정책적 노력을 펼치고 있다. 이의 일환으로 교육부의 초등돌봄교실, 보건복지부의 지역아동센터, 다함께돌봄센터, 여성가족부의 청소년방과후아카데미를 포함해서 ‘온종일 돌봄 체계’가 구축되었다(관계부처 합동, 2018). 그러나 방과후돌봄서비스는 대표적인 다(多)부처 사업으로, 부처별・사업별로 대상 선정과 전달체계의 운영 방식도 상이하여 제도운영의 효과성 및 효율성에 대한 논의의 필요성이 꾸준히 제기되고 있다(강지원, 2017).

이에 본 연구는 한국보건사회연구원에서 실시한 ‘2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사(이하 방과후돌봄 실태조사)’를 활용하여 온종일 돌봄체계가 돌봄 공백을 얼마나 완화시키는지 혹은 어떤 제도가 돌봄 공백 완화에 보다 긍정적인 기여를 하는지에 대해 살펴보고자 한다. 그동안 돌봄 공백이 아동발달에 부정적인 영향을 미친다는 논의는 꾸준히 제기되어왔지만(김명숙, 정영숙, 1997; 이정숙, 김은경, 2008; 이봉주, 조미라, 2011; 임혜정, 2017b), 공적돌봄서비스가 돌봄 공백 감소에 어떠한 영향을 미치는지에 대해 경험적으로 규명한 시도는 드물다. 특히 공적 방과후돌봄서비스의 양적 확대와 함께 여러 부처에서 다양한 유형의 서비스가 공급되고 있다는 점에서 개별 서비스의 이용 또는 중복 이용에 따른 돌봄 공백 감소의 영향을 분석하는 것은 정책 연구에서 중요한 과제일 수 있다. 이러한 측면에서 본 연구는 공적방과후돌봄서비스가 돌봄 공백에 미치는 영향을 분석함으로써 현재의 정책과 돌봄 공백 사이의 관계를 규명하고 정책적 시사점을 제시하고자 한다.

Ⅱ. 선행연구 검토

1. 아동의 돌봄 공백

가. 돌봄 공백의 개념

돌봄 공백 개념에 관하여 명확하게 합의된 정의는 없으며 이 용어를 직접 사용한 연구도 드물다. 류연규(2012)는 2000년대 이후 우리 사회의 가족구조와 성역할의 변화로 인한 노인과 아동에 대한 가족의 돌봄 기능 약화를 돌봄 공백의 관점으로 접근하였으나 이 개념에 대한 분명한 정의를 시도하지는 않았다. 이후 아동 사례에 집중한 연구들은 ‘자기보호 아동’ 또는 ‘나홀로 아동’과 유사한 개념으로 돌봄 공백의 개념을 구체화시켰다(김지경, 김균희; 2013; 임혜정, 2017a). 서구 사회에서 자기보호 아동3) (self-care child)은 ‘부모나 성인의 보호 없이 가정에서나 학교운동장에서 혹은 거리에서 스스로를 보호해야 하는 아동’을 말하며, 집 열쇠를 목에 걸고 다니며 혼자 빈 집에 들어가는 경우가 많아 열쇠아동(latchkey child)으로도 일컬어진다(김주현, 1994, pp.11-12; Casper & Smith, 2004, p.285).

자기보호아동과 유사한 개념으로 ‘나홀로 아동’이 있다. 여성가족부는 나홀로 아동을 ‘하루에 1시간 이상 혼자 또는 초등학생 이하의 아동끼리만 집에 있는 13세 미만의 아동・청소년’으로 정의하며 이들에 대한 실태를 조사한 바 있다(복지로, 2011. 9. 26). 자기보호 또는 나홀로 아동에 대한 정의를 바탕으로 임혜정(2017a, p.515)은 방과후 돌봄 공백을 ‘방과후에 아동이 성인 보호자의 적절한 돌봄 없이 상당한 시간을 보내게 되는 상태’로 개념화시켰다.

한편, 아동의 방과후 자기보호 및 돌봄 공백은 방임과는 다른 개념이다(이정숙, 김은경, 2008; 이봉주, 조미라, 2011; 서혜전, 2012). 이봉주와 조미라(2011, pp.10-11)는 돌봄 공백을 ‘방치’의 개념으로 조명하였는데, 방치가 ‘방과후에 일정시간을 성인보호자 없이 지내는 상태를 의미하는 물리적 개념’이라면 ‘방임은 아동에게 필요한 적절한 관심과 양육, 보호가 제공되지 않는 내용적 개념’으로 정의하며 두 개념을 구분하였다. 혹은 아동이 혼자 있는 시간에 대해 고의성이 있느냐에 따라 방치와 방임은 분명히 구분되지만(서혜전, 2012, p.27), 방치아동은 자기보호 아동 및 나홀로 아동과 유사한 의미로 사용된다(이봉주, 조미라, 2011; 서혜전, 2012; 김지경, 김균희, 2013).4) 따라서 본 연구는 돌봄 공백을 방임과는 구분되는 개념으로 보고 방과후 자기보호 또는 방치와 유사하게 ‘아동이 성인보호자 없이 집에서 일정 시간 이상을 보내는 상태’로 정의한다. 이는 돌봄 공백이 방과후에 아동이 혼자 있는 상태만을 의미하는 것이 아니라 성인의 돌봄 없이 형제자매와 함께 있는 경우도 해당될 수 있음을 의미한다.

돌봄 공백 연구는 주로 초등학생에서 중학생 자녀를 대상으로 수행되는 경향이 있다. 다수의 연구자들은 고등학생은 동생들을 돌볼 수 있을 만큼 성숙했을 뿐만 아니라 일도 할 수 있고, 또 어떤 나라에서는 운전도 가능하기 때문에 성인의 돌봄(supervision)이 더 이상 필요하지 않은 것으로 간주한다(Kerrebrock & Lewit, 1999). 초등학생보다 더 어린 미취학 아동은 성인의 보호를 받으며 대부분의 시간을 보낼 것으로 예상되기 때문에 돌봄 공백은 일반적으로 초등학생 및 중학생 정도의 아동에게 적용되는 용어이다(Kerrebrock & Lewit, 1999; 이준호, 박현정, 2012).

나. 돌봄공백 영향요인

기존의 돌봄 공백 연구는 아동 학습과 발달의 문제로 교육영역에서 주로 논의되어 온 경향이 있다. 이들 연구에서는 아동의 돌봄 공백에 영향을 미치는 가구돌봄 요인이나 인구사회학적 요인에 초점을 맞추고 있다. 아동의 돌봄 공백은 자녀를 책임지고 돌봐줄 수 있는 가구 구성원의 유무에 따라서 달라지는 경우가 많다. 손위 형제자매가 있는 경우, 부모는 아이들끼리 집에 있도록 둘 가능성이 높으며(Vandivere, Tout, Zaslow, Calkins, & Capizzano, 2003; 이준호, 박현정, 2012), 형제자매의 수가 많을수록 자녀의 돌봄 공백의 가능성 또한 높아진다(김지경, 김균희, 2013). 조부모와 동거하는 가족의 경우, 초등학생이 방과후 돌봄 공백 상태에 놓일 가능성이 낮은 것으로 나타났으며(이준호, 박현정, 2012; 김지경, 김균희, 2013), 조부모와 동거를 하지 않더라도 가까운 곳에 거주하는 경우에도 아동의 돌봄 공백 가능성은 낮아진다(Brandon, 1999). 그러나 양부모가구에 비해 한부모 가정은 자녀를 돌볼 시간이 더 적기 때문에 자녀가 혼자 있게 될 가능성은 높아진다(Kerrebrock & Lewitt, 1999; Casper & Smith, 2004).

부모 요인 역시 돌봄 공백에 중요한 영향을 미치는데, 양육모들의 유급노동 종사 여부는 돌봄 공백을 증가시키는 것으로 분석된다(이준호, 박현정, 2012; 김지경, 김균희, 2013; 천희영, 2014; 임혜정, 2017a). 또한, 연령이 높은 아동들이 어린 아동에 비해 자기보호 또는 돌봄 공백에 놓일 가능성이 높으며(Rodman & Pratto, 1987; Cain & Hofferth, 1989; Brandon, 1999; Casper & Smith, 2004; Laughlin, 2010), 아동이 고학년일수록 방과후 돌봄 공백을 경험할 가능성 또한 높은 것으로 나타났다(Vandivere et al., 2003; 김지경, 김균희, 2013; 임혜정, 2017a).

가구소득이나 사적 방과후서비스 역시 자녀의 돌봄 공백에 영향을 미친다. 가구소득의 경우, 사적돌봄서비스의 구매가능성에 영향을 미치며, 어머니의 노동지위나 시간과도 무관하지 않다. 김지경, 김균희(2013)임혜정(2017a)은 가구소득이 낮을수록 어린 자녀의 돌봄 공백 위험이 높아진다는 분석결과를 제시한 바 있다. 이런 결과는 고소득 가정에서 사적 돌봄서비스를 구매하여 돌봄 공백에 대처하는 것으로 설명된다. 맞벌이 가정에서 자녀의 하교 시간과 부모의 퇴근 시간 사이에 돌봄 공백이 발생하지 않도록 학원을 이용하는 것과도 연관된다(이재희, 김근지, 엄지원, 2017). 반면, Vandivere et al.(2003)은 가구의 소득수준 보다는 어머니의 유급노동 참여가 돌봄공백과 더 밀접한 관계가 있다고 설명한다. 즉 맞벌이 가정은 소득이 전반적으로 높지만, 돌봄 제공자인 어머니의 부재로 인해 자녀가 홀로 보내는 시간이 늘어나게 된다는 것이다. 그러나 사적서비스(학원) 이용이 돌봄 공백에 미치는 영향은 분석관점에 따라 달라지는 것으로 논의된다. 이준호, 박현정(2012)은 학원 이용시간이 길어질수록 아동의 돌봄 공백이 유의미하게 감소한다고 제시했지만, 정선영(2015)은 학원 등은 프로그램 단위로 운영되어 보호시간이 짧고, 이동과 대기 시간에 따른 공백이 발생할 수 있기 때문에 오히려 돌봄 공백을 늘릴 수 있다고 지적하였다.

돌봄서비스 공급 측면에서 지역적 변수 역시 돌봄 공백에 영향을 미치는 것으로 나타난다. 학교와 지역아동센터, 청소년아카데미까지 여러 유형의 돌봄 제공기관이 존재하는 도시지역에 비해 학교가 폐교 위기에 있거나 지역아동센터 수가 상대적으로 적은 농촌 지역의 아동들은 적절한 방과후서비스를 제공받지 못해 돌봄의 사각지대에 놓일 가능성이 있다(강지원, 이세미, 2015). 반면, 농촌 지역에 거주하는 아동은 방과후에 홀로 지내기보다는 인근에 거주하는 친척들에 의해 보호를 받을 가능성이 높다는 연구결과도 존재한다(Casper & Smith, 2004; 이준호, 박현정, 2012).

그러나 인구학적 요인과 부모, 지역, 사적서비스 이용 등의 요인 외에 방과후돌봄서비스와 같은 정책변수가 돌봄 공백에 어떠한 영향을 미치는지에 대한 연구는 매우 부족하며, 연구의 함의 역시 상당히 제한적이다. 이준호와 박현정(2012)임혜정(2017a)의 연구는 방과후서비스가 초등학생 자녀의 돌봄 공백 경험 여부에 유의미한 영향을 미치지 않는다는 결과를 제시하였다. 반면, 정선영(2015)의 연구에서는 아동의 지역아동센터 이용시간이 증가할수록 돌봄 공백의 가능성이 낮아진다고 분석하였다. 이러한 분석결과의 차이는 이 연구들이 방과후학교 또는 초등돌봄교실과 지역아동센터로 국한된 공적 돌봄서비스만 고려하고 있어, 분석의 범주가 상이하고 제한적인 것에 기인한다. 또한, 돌봄 공백의 여부만을 따짐으로써 종속변수의 측정에 있어서 한계점을 가지고 있어 추가적인 연구가 필요하다고 할 수 있다.

따라서 최근 확장되고 다양해진 방과후돌봄서비스를 포괄하여 변화된 정책 맥락을 고려한 추가 분석의 필요성이 제기된다. 각 사업별로 시설 수 및 이용아동 수에 차이가 크지만, 방과후돌봄서비스 전체를 고려하면 총 소요 재정은 6,200억 원이며 이용 아동 수는 410만 명으로, 산술적으로 계산하면 아동 1인당 연간 150만원, 월 12만5천원이 소요되는 상당히 규모 있는 사업으로 성장하였다(강지원, 2020b, p.58). 이에 본 연구는 확장된 정책 범위를 반영하여 초등학생 자녀의 돌봄 공백을 설명하는 핵심요인으로 다섯 개 유형의 공적 방과후돌봄서비스의 영향에 주목하고자 한다. 이를 통해 방과후돌봄서비스의 다양한 욕구에 따른 각 서비스의 이용 패턴과 돌봄 공백과의 관계를 규명할 수 있을 것으로 기대된다.

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.

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표 1.
방과후돌봄서비스 개요
초등돌봄교실(오후 돌봄 기준) 지역아동센터 다함께돌봄센터 청소년 방과후아카데미
소관 부처 교육부 보건복지부 보건복지부 여성가족부
법적 근거 초・중등학교 교육과정고시 제2015-74호 아동복지법 제52조, 제59조 아동복지법 제52조, 제53조 청소년기본법 제48조의2
지원대상 초등학생 저학년 18세미만(초등학생 비율 67.6%) 초등학생 초등학생 4~6학년 중학생 1~3학년
이용아동 290천명 109천명 2,878명 9천명
운영 주체 단위 학교 법인, 개인 등 민간, 지자체 지자체(민간위탁 가능) 청소년수련시설
운영 방식 시·도교육청 계획·지도에 의해 단위 학교에서 운영 시·군·구에 등록된 법인, 개인 등 신고 운영 지자체가 직영 혹은 민간위탁 운영 지자체가 민간위탁 운영
지원시설 수 12,984교실 4,148개소 162개소 349개소
프로그램 예체능, 놀이, 숙제지도, 독서활동 등 돌봄 및 급식제공, 학습지도, 체험활동, 참여활동 등 돌봄 및 급식제공, 학습지도, 체험활동, 참여활동 등 전문체험, 학습지원, 자기개발, 생활지원 등
지원 예산 21,000백만원 364,760백만원 183,019백만 26,234백만원 25,106백만원
지원 형태 전액 지원: 저소득 및 교육비 지원 대상(미지원은 비용 부담) 전액지원(일반 아동은 월 5만원 이내 부담 가능 본인부담금 10만원 지원형: 전액 지원 혼합형: 이용료(50%)+전액지원(50%)

주: 시설 수 및 이용아동 수는 2019년 12월말 기준(초등돌봄교실은 2019년 4월말 기준)이며, 지원 예산은 2020년 예산임.

자료: 각 부처별 사업 안내 및 통계자료 재구성.

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.

Ⅲ. 연구방법

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.

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표 2.
변수의 정의 및 측정
구분 변수설명 측정
종속변수 자녀의 돌봄 공백
  • 평일 방과후에 자녀가 혼자 있는 시간

  • : 분 단위로 측정된 연속형 변수

설명변수 방과후돌봄서비스 혼합이용
  • - 돌봄서비스 미이용 집단을 기준변수로 하고, 공적 돌봄서비스만 이용, 사적 돌봄서비스만 이용, 공적&사적서비스 모두 이용 집단을 의미하는 세 개의 더미변수 추가

  • *공적돌봄서비스 이용: 초등돌봄교실, 방과후학교 연계형 돌봄교실, 지역아동센터, 다함께돌봄센터, 방과후아카데미 중 하나 이상 이용=1, 전혀 이용 안함=0

  • *사적돌봄서비스 이용: 학원(학습/예체능), 학습지 또는 방문과외 중 하나 이상 이용=1, 전혀 이용 안함=0

  • *공적서비스만 이용: 공적서비스 이용=1 & 사적서비스 이용=0

  • *사적서비스만 이용: 공적서비스 이용=0 & 사적서비스 이용=1

  • *공적&사적 모두 이용: 공적서비스 이용=1 & 사적서비스 이용=1

공적 방과후돌봄서비스 이용 유형
  • - 초등돌봄교실 이용=1, 미이용=0

  • - 방과후학교 이용=1, 미이용=0

  • - 지역아동센터 이용=1, 미이용=0

  • - 다함께돌봄센터 이용=1, 미이용=0

  • - 방과후아카데미 이용=1, 미이용=0

  • *각 서비스에 대한 만족도에 응답한 가구를 이용자로 간주함

공적 방과후돌봄서비스 이용 개수
  • 공적 방과후돌봄서비스 유형별 총 이용 개수

자녀특성 성별
  • 여학생=1, 남학생=0

학년
  • 1학년~6학년을 의미하는 연속형 변수

가구구조 자녀 수
  • 초등학생 자녀 수

조부모 동거 가정
  • 조부모+부부+자녀, 조부모+한부모+자녀, 조부모+손자녀 가구 = 1, 부부+자녀, 한부모+자녀, 기타 가구 = 0

한부모 가정
  • 한부모+자녀, 조부모+한부모+자녀 가구 = 1, 부부+자녀, 조부모+부부+자녀, 조부모+손자녀, 기타 가구 = 0

부모특성 맞벌이 가구
  • 맞벌이 가구=1, 비맞벌이 가구=0

대졸 여부
  • 대학(교) 졸업 이상=1, 중졸이하, 고등학교 졸업=0

지역특성 거주지 권역
  • 수도권을 기준으로 충청권, 경북권, 경남권, 전라권 더미변수 추가

도시 규모
  • 읍면지역을 기준으로 중소도시, 대도시 더미변수 추가

소득 월평균 소득
  • 200만원 미만을 기준으로, 200-400만원, 400-600만원, 600만원 이상 구간을 의미하는 더미변수 추가

자료: 저자 작성

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)

y i * = x i ' β + μ i y i = y i * if y i * > 0 0 if y i * 0.

잠재변수 y i * 는 선형회귀분석의 정규분포 및 등분산 가정을 충족하며, μi는 평균이 0이고 분산이 σ2인 정규분포를 따른다고 가정한다. 본 연구의 분석모형에서 y i * 는 잠재변수인 돌봄 공백 시간, yi는 관찰된 돌봄 공백 시간, xi는 아동의 방과후 돌봄 공백 시간에 영향을 미치는 독립변수들이며, β는 추정해야 할 모수벡터를 의미한다. y가 0보다 클 때 관찰된 종속변수(yi) 잠재변수 y i * 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.

Ⅳ. 분석결과

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.

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표 3.
방과후돌봄서비스 이용에 따른 돌봄 공백 여부 및 시간
(단위: 가구 수, %, 분)
방과후돌봄서비스 이용 전체 사례 수 공백 없음 공백 있음
빈도 (비중) 빈도 (비중) 공백 시간 (분)
공적/사적 방과후돌봄서비스 이용 유형 미이용 1,064 869 (81.7%) 195 (18.3%) 242.2
공적서비스만 이용 674 573 (85%) 101 (15%) 114.7
사적서비스만 이용 1,929 1,300 (67.4%) 629 (32.6%) 149.3
혼합이용 1,383 993 (71.8%) 390 (28.2%) 107.9
공적 방과후돌봄서비스 이용 유형 초등 돌봄교실 이용 929 717 (77.2%) 212 (22.8%) 100.3
미이용 4,121 3,018 (73.2%) 1,103 (26.8%) 157.3
방과후학교 연계형돌봄교실 이용 1,012 762 (75.3%) 250 (24.7%) 107.5
미이용 4,038 2,973 (73.6%) 1,065 (26.4%) 157.7
방과후 아카데미 이용 447 361 (80.8%) 86 (19.2%) 109.9
미이용 4,603 3,374 (73.3%) 1,229 (26.7%) 150.8
지역아동센터 이용 528 442 (83.7%) 86 (16.3%) 84.8
미이용 4,522 3,293 (72.8%) 1,229 (27.2%) 152.6
다함께 돌봄센터 이용 456 380 (83.3%) 76 (16.7%) 92.8
미이용 4,594 3355 (73%) 1,239 (27%) 151.5
공적 방과후돌봄서비스 이용 개수 1개 1,326 964 (72.7%) 362 (27.3%) 114.4
2개 379 301 (79.4%) 78 (20.6%) 105.0
3개 186 160 (86%) 26 (14%) 108.5
4개 100 89 (89%) 11 (11%) 54.5
5개 66 52 (78.8%) 14 (21.2%) 47.1
전체 2,057 1566 (76.1%) 491 (23.9%) 109.3
미이용 2,993 2,169 (72.5%) 824 (27.5%) 171.3
전체 5,050 3,735 (74.0%) 1,315 (26.0%) 148.2

자료: 2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사 원자료

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.

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그림 1.
공적 방과후돌봄서비스 중복 이용에 따른 개별 프로그램 이용 비중
hswr-41-2-178-f001.tif

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.

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표 4.
자녀 및 가구특성에 따른 돌봄 공백 여부 및 시간
(단위: 가구 수, %, 분)
속성 사례 수 공백 없음 공백 있음 속성 사례 수 공백 없음 공백 있음
빈도 비중 빈도 비중 공백 시간 빈도 비중 빈도 비중 공백 시간
성별 남자 2598 73.8% 26.3% 149.7 맞벌이 Yes 2923 66.4% 33.6% 143.7
여자 2452 74.2% 25.8% 146.4 No 2127 84.3% 15.7% 161.2
학년 1학년 961 89.9% 10.1% 123.4 교육 고졸 629 70.3% 29.7% 163.8
2학년 872 81.2% 18.8% 113.6 대졸 4421 74.5% 25.5% 145.6
3학년 728 75.1% 24.9% 138.1 권역구분 수도권 2652 76.3% 23.7% 151.4
4학년 784 67.1% 32.9% 161.7 충청권 577 67.8% 32.2% 147.9
5학년 703 64.6% 35.4% 152.8 경북권 472 68.6% 31.4% 147.0
6학년 1002 63.5% 36.5% 162.5 경남권 768 73.1% 27% 135.4
자녀수 1명 3768 74.1% 25.9% 148.2 전라권 581 75% 25% 153.7
2명 1201 73.4% 26.6% 144.5 도시규모 읍면 141 77.3% 22.7% 132.2
3명 73 75.3% 24.7% 200.0 중소 2167 71.2% 28.8% 152.6
4명 8 75% 25% 225.0 대도시 2742 76% 24% 144.7
조부모 동거 Yes 407 88.5% 11.6% 123.2 가구소득 월 - 200 156 79.5% 20.5% 194.1
No 4643 72.7% 27.3% 149.1 200 - 400 1441 76.7% 23.3% 152.3
한부모 Yes 158 72.2% 27.9% 158.2 400 - 600 1841 72.4% 27.7% 145.3
No 4892 74% 26% 147.8 600 - 1612 72.8% 27.2% 144.9

자료: 2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사 원자료

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.

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표 5.
돌봄 공백 영향요인 분석
변수명 모형 1 공적서비스 이용 모형 2 공적서비스 종류 모형 3 공적서비스 개수
한계효과 표준오차 한계효과 표준오차 한계효과 표준오차
공적/사적 서비스 이용(기준: 미이용) 공적서비스만 이용 -16.5*** 3.31
사적서비스만 이용 7.1* 3.08
공적/사적서비스 혼합 -2.9 3.14
공적 서비스 이용 종류 초등돌봄교실 -5.7* 2.91
방과후학교연계형돌봄교실 -3.1 2.76
청소년방과후아카데미 -2.1 4.69
지역아동센터 -17.9*** 4.74
다함께돌봄센터 -15.2** 5.01
공적 서비스 총 이용 수 -7.8*** 1.31
사적 서비스 이용 여부 11.7*** 2.35 14.8*** 2.78
아동 성별 (기준: 여자) -1.6 2.08 -1.9 2.08 -0.9 2.36
아동 학년 10.4*** 0.69 10.6*** 0.69 6.5*** 0.75
초등자녀 수 12.1*** 2.24 12.7*** 2.24 9.4*** 2.35
조부모 동거 (기준: 비동거) -38.2*** 4.88 -36.5*** 4.84 -17.4** 5.1
한부모 (기준: 부부가구) 30.7*** 6.18 30.7*** 6.17 9.8 6.42
맞벌이 (기준: 비맞벌이) 36.8*** 2.54 35.7*** 2.52 8.4** 2.92
부모 대졸 (기준: 고졸이하) -5.7+ 3.18 -6.7* 3.18 2 3.88
권역구분(기준: 수도권) 충청 10.2** 3.32 10.2** 3.31 7.2+ 3.8
경북 10.4** 3.61 10.4** 3.6 5.6 4.08
경남 1.4 3.07 1.4 0.36 0.3 3.51
전라 -0.2 3.46 0.1 3.45 -6.5 3.95
도시규모(기준: 읍면지역) 중소도시 12+ 6.77 11.9+ 6.78 10.3 7.02
대도시 3.9 6.77 4.3 6.78 3 7.02
가구소득(기준: 200미만) 200-400만원 -7.6 6.51 11.8+ 6.54 0.6 6.82
400-600만원 -9.1 6.57 -14.2* 6.62 -1.7 6.94
600만원 이상 -12.5+ 6.69 -18.3** 6.75 -6.7 7.09
N (Censored) 5,050 (3,735) 5,050 (3,735) 2,057 (1,566)
Log Likelihood -10366.226 -10347.891 -3795.7

주: +p<0.1, *p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001. 종속변수는 돌봄 공백(초등학생 아동이 방과후 성인의 보호 없이 혼자 있는 시간을 분단위로 측정함. 모든 추정계수값은 한계효과(marginal effects)임. 모형 2, 3에 포함된 사적 서비스 이용 여부 변수는 공적 서비스 이용 여부와 관계없이 학원, 학습지 또는 방문과외를 이용하는지 여부를 의미함.

자료: 2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사 원자료

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.

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표 6.
맞벌이 가구와 비맞벌이 가구의 돌봄 공백 영향요인 분석
변수명 모형 4 맞벌이 모형 5 비맞벌이
4-1 4-2 4-3 5-1 5-2 5-3
공적/사적 서비스 이용(기준: 미이용) 공적서비스만 이용 -32.7*** 2
사적서비스만 이용 3 6.2+
공적/사적서비스 혼합 -17.8*** 16.1**
공적 서비스 이용 종류 초등돌봄교실 -11.7** 5.1
방과후학교연계형돌봄교실 -10.3** 9.5
청소년방과후아카데미 -8.1 5.3
지역아동센터 -24.3*** -10.2
다함께돌봄센터 -15.8* -16.4*
공적 서비스 총 이용 수 -6.9*** -9.5****
사적 서비스 이용 여부 11.4** 14.3*** 10.6** 17.9**
아동 성별 (기준: 여자) -0.2 0.4 0.8 -2.3 -2.4 -6.4
아동 학년 12.9*** 13.4** 7.2*** 7*** 7*** 4.7**
초등자녀 수 12.5*** 12.9*** 9.1** 10.3** 10.9*** 9.4*
조부모 동거 (기준: 비동거) -44.4*** -40.9*** -9.8+ -24.1*** -24.2*** -29.7**
부모 대졸 (기준: 고졸이하) -5.7 -7.1 2.1 -5.5 -6.3 -0.1
권역구분(기준: 수도권) 충청 9.1+ 9.8* 5 11.5* 11.3* 12.6+
경북 9.2+ 9.1+ 5.8 10.9* 10.7 6.6
경남 5.7 5.9 3.1 -5.5 -6.2 -8.5
전라 0.9 1.2 -7.2 -1.4 -2.1 -2.6
도시규모(기준: 읍면지역) 중소도시 10.3 10.6 12 16.8 15.5 6.8
대도시 1 2.2 3.3 10.4 9.4 3.7
가구소득(기준: 200미만) 200-400만원 43* 34.8+ 27.5+ -11.6+ -14.5* -9.6
400-600만원 44.6* 35.3* 26.1+ -17.8** -21.6** -18.4
600만원 이상 37.2* 27.2 17.5 -15.6* -19.8** -6.7
N (Censored) 2,923 (1,942) 2,923 (1,942) 1,456 (1,077) 2,127 (1,793) 2,127 (1,793) 601 (489)
Log Likelihood -7428.63 -7424.07 -2860.42 -2879.21 -2873.16 -914.18

주: +p<0.1, *p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001. 종속변수는 돌봄 공백(초등학생 아동이 방과후 성인의 보호 없이 혼자 있는 시간을 분단위로 측정함. 모든 추정계수값은 한계효과(marginal effects)임. 사적 서비스 이용 여부 변수는 공적 서비스 이용 여부와 관계없이 학원, 학습지 또는 방문과외를 이용하는지 여부를 의미함.

자료: 2020년 방과후돌봄 실태 및 수요 조사 원자료

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.

Ⅴ. 결론

본 연구의 결과를 요약하면 다음과 같다. 공적돌봄서비스는 자녀의 돌봄 공백 감소에 매우 중요한 기여를 하고 있으며, 이러한 기여는 어떤 서비스를 이용하느냐에 따라 달라진다. 또한, 학원과 같은 사적서비스만 이용하는 것은 방과후 어떠한 서비스도 이용하지 않는 아동에 비해 돌봄 공백을 증가시키는 효과가 있었으며, 공・사돌봄서비스를 혼합하여 이용하는 경우는 어떠한 서비스도 이용하지 않는 아동과 유의한 차이가 없었다. 맞벌이 가구와 비맞벌이 가구를 구분한 분석에서는 맞벌이 가정의 경우, 소득수준이 높을수록 돌봄 공백에 취약한 것으로 나타났고, 비맞벌이 가구는 반대의 경향을 보였다. 이는 맞벌이 가구의 욕구를 반영하여 노동권과 부모권의 양립이 가능하도록 기존 정책과 제도의 효율화를 도모하는 것이 중요하다는 점과 비맞벌이 가구 중에서는 소득수준이 낮은 사람들에게 현재의 공적돌봄서비스가 충분한 서비스를 제공하고 있지 못함을 함의한다.

이를 바탕으로 정책제언을 제시하면 다음과 같다. 첫째, 돌봄공백에 대응하기 위해서는 맞벌이 가구에 대한 지원이 개선되어야 하며, 이를 위해서는 방과후돌봄서비스의 대상자 선정 기준을 완화하거나 운영시간의 조정이 필요하다. 현재의 방과후돌봄서비스의 대상자 선정 기준은 세 가지로 지역아동센터와 청소년방과후아카데미는 저소득 아동을 중심으로 서비스를 제공하되 일반아동12)은 일부 제공대상에 포함하고 있다. 이에 비해 초등돌봄교실 및 방과후학교 연계돌봄교실과 다함께돌봄센터는 맞벌이 가구의 아동을 대상으로 하지만, 초등돌봄교실은 오후 4시30분에서 5시 사이에 이용을 종료하고 있으며, 다함께돌봄센터는 일반적으로 오후 6시까지 운영하고 있다. 일반적인 회사의 근무 시간이 오전 9시~오후 6시까지라고 할 때, 퇴근 후에 집까지 이동하는 시간(1시간~1시간 30분)을 고려하면 부모가 아이를 대면하고 돌봄을 제공할 수 있는 시간은 저녁 7시부터 8시 30분 사이이다. 따라서 방과후돌봄서비스가 확대된다고 해도 긴 돌봄시간이 필요한 맞벌이 가구의 경우, 비교적 돌봄시간이 짧은 초등돌봄교실이나 다함께 돌봄 서비스 외에 공적돌봄에 의지할 수 없다. 따라서, 이들이 지역아동센터와 같이 긴 돌봄시간을 제공하는 시설로의 접근성 확대 또는 방과후시간이 실제 노동시간에 맞추어 운영되는 것이 필요할 것이다.

둘째, 방과후 돌봄서비스에 대한 지리적 접근성 강화이다. 지역 내의 접근성은 상시적으로 혹은 비상시적으로 방과후 돌봄이 필요할 때 방과후돌봄서비스를 이용할 수 있느냐의 문제이다. 학교가 아닌 마을에 설치되는 방과후돌봄서비스 제공기관들은 원칙적으로 ‘집 근처’에 위치하는 것이 가장 적절하다. 그런 이유로 대단지 아파트에는 주민편의시설을 활용하여 다함께돌봄센터를 설치하는 것이 장려되었다. 이는 대단지 아파트가 신축 공급되는 대도시나 혁신도시와 같은 지구 단위 계획이 수립되는 지역에 가능하다. 그러나 기존 인프라가 구축된 지역에서는 이러한 방식이 활용되기 어려우므로 동 주민센터, 사회복지관13), 문화센터, 보건소, 마을회관, 스포츠센터, 청소년수련관 등 공공 시설물의 병행 설치를 고려할 수 있다(강지원 등, 2018, p. 38).

앞서 제시된 대상자 기준 완화 및 이용 시간 확대 조정 그리고 지리적 접근성 확대 등의 정책제언은 상당한 재정부담을 필요로 한다. 본 연구는 제도개선을 실현시키기 위해 이용료 부담 방식을 함께 제언한다. 스웨덴에서는 학교 돌봄과 마을 돌봄 모두에서 이용료를 부과하고 있는데, 이용 비용은 소득 상한선까지는 가구의 소득에 비례하여 책정되며, 자녀 수와 이용 시간에 따라 서로 다른 비율을 적용한다. 이를 우리나라에 적용하면, 모든 아동이 서비스를 이용할 수 있도록 하되 저소득 및 돌봄이 필요한 아동은 정부가 이용료를 지원하고 소득계층이 높은 아동은 비례적으로 부모 부담분을 늘리는 방식 등을 고려할 수 있다. 이러한 재원조달 방식의 변화는 앞서 제시한 대상자 선정기준의 완화와도 맞물린다는 점에서 중요성이 높다. 현재 제도체계에서 대상자 선정기준이 다른 가장 중요한 이유는 대상 집단에 따라 정부의 지원이 다르기 때문이다. 저소득층 아동이 선정요건에 포함되는 시설의 경우, 정부의 지원금이 주요한 재원으로 역할을 하는 반면 맞벌이 가구가 주로 이용하는 시설은 이용료가 보다 중요한 재원이 된다. 이용자별로 차등적인 이용료를 부담하게 함으로써 대상자 선정기준을 확대하는 방안을 모색할 수 있을 것이다. 이를 통해 시설별로 대상 선정 기준에 따른 차이는 사라지고, 기존의 전달체계 간 경계와 분절성을 약화시킬 수 있을 것이다.

마지막으로 본 연구는 다음과 같은 측면에서 한계를 가진다. 먼저, 본 연구에서 활용한 자료는 횡단적인 자료이기 때문에 생략된 변수에 의한 편의를 가질 수 있다. 이를 해결하기 위하여 기존 문헌에서 돌봄 공백에 영향을 미칠 것으로 고려된 변수를 포함하여 통제하였다. 향후 해당 분야의 시계열자료가 수집된다면, 이를 활용한 패널분석이나 이중차분 분석을 통해 보다 엄밀한 방법론을 적용한 연구가 가능할 것이다. 다음으로 본 연구에서 활용한 자료는 부모의 종사상 지위 변수를 측정하는데 제약이 있어, 이를 활용한 정책적 제언을 포함하지 못했다. 특히, 기존 연구에서 자영업자 등 노동시간이 긴 종사상 지위를 가진 부모의 자녀들은 임금근로자 부모를 둔 자녀에 비해 양육고충이 높았던 점을 고려할 때(최혜진, 2019), 향후 연구에서 이를 포함한 분석이 수행된다면 차별적 정책대응에 대한 제언이 가능할 것이다. 그러나 이러한 한계점에도 불구하고 본 연구는 아동의 돌봄 공백에 대한 공적 방과후돌봄서비스의 영향을 살펴본 최초의 연구라는 점에서 의의를 가진다. 방과후돌봄서비스의 역할과 기능이 프로그램별로 어떻게 다르며, 또 양육모의 고용여부에 따라 나타나는 차별적 효과를 제시함으로써 정책의 분절성을 줄이고 공적돌봄의 저변을 넓혀야 함을 제시하였다.

Notes

1)

보건복지부는 보육실태조사에서 “영유아 자녀가 있으며, 취업 중인 어머니”를 “취업모”로 표현하고 있다(이정원 등, 2018, p.51). 이에 근거하여 본 연구에서 “취업모”는 ‘자녀를 양육하면서 직장생활을 하는 여성’을 의미한다.

2)

김명숙과 정영숙(1997, p.184)은 여성개발원의 연구결과를 토대로 1994년 기준 ‘약 430만 명의 초등학교 아동 중 방과후 시간을 책임 있는 성인의 보호 및 지도 없이 혼자서 또는 다른 어린 형제와 같이 지내고 있는 자기보호 아동이 약 70~80만명’으로 추산된다고 소개하였다.

3)

아동의 방과후 돌봄 유형(care arrangement)에 따른 구분으로 부모나 다른 성인이 직접 돌보는 성인보호와 구분되는 개념이다. 부모는 자신의 선호나 가구의 상황에 따라 방과후 자녀의 돌봄 유형을 성인보호(부모 돌봄, 친척돌봄), 공적・사적돌봄서비스 이용, 자기보호 중에 선택한다(Vandell & Shumow, 1999; Laughlin, 2010). 그러나 실제로 방과후 돌봄 유형은 이렇듯 배타적으로 구분되지 않으며, 서로 혼합되어 나타나기도 한다(ibid.). 즉 공적・사적서비스를 이용하더라도 자기보호가 발생할 수 있음을 의미한다.

4)

아동방치를 아동방임의 하위 유형으로 보는 시각도 있다(류정희, 2017, p.10).

5)

방과후학교란 ‘학생과 학부모의 요구와 선택을 반영하여 수익자 부담 또는 재정 지원으로 이루어지는 정규수업 이외의 교육 및 돌봄 활동으로, 학교 계획에 따라 일정한 기간 동안 지속적으로 운영하는 학교 교육활동’을 말한다 (서울특별시교육청, 2020, p.4)

6)

다만, 예외적으로 농어촌 또는 도서・벽지 지역은 일반 아동의 범위를 60%까지 확대할 수 있고, 시군구청장이 지역별 상황 등을 종합적으로 고려하여 50% 범위 내에서 조정할 수 있다(보건복지부, 2020a, p.45).

7)

본 조사는 한국보건사회연구원 생명윤리위원회의 승인을 받아 수행되었으며(IRB No: 제2020-21호), 표본 추출 및 설문 구성에 관한 구체적인 내용은 강지원 등(2020b, p.2, pp.301-322)에서 확인할 수 있다.

8)

전술한 바와 같이 현재 교육부의 초등돌봄교실과 보건복지부의 지역아동센터, 여성가족부의 청소년방과후아카데미의 경우 아동이 시간대를 달리하여 이용하는 경우에는 중복이용이 가능하다. 제도적으로 지역아동센터와 다함께돌봄은 중복 이용이 제한되고 있지만, 본 연구가 분석에 활용한 설문조사는 과거의 서비스 이용 경험을 질문하였기 때문에 시점을 달리하여 서비스를 따로 이용한 경우도 두 개의 서비스를 이용한 것으로 측정될 수 있다.

10)

다만 앞선 기술통계 결과에서 보듯이 이런 결과가 단순히 서비스를 여러 개 이용한 것의 효과인지 아니면 지역아동센터 또는 다함께돌봄센터와 같은 특정 서비스와의 중복 이용 때문인지는 후속연구를 통해 밝혀져야 할 필요가 있다.

11)

방과후돌봄 실태조사 자료에서는 지난 1주일 동안 부부가 모두 일한 경우 맞벌이 가구로 정의되었으므로 한부모 가정은 맞벌이 가구로 측정될 수 없다. 따라서 한부모 가구 변수를 제외하고 분석을 실행하였다.

12)

학술적 의미에서는 ‘보편적인 아동’을 대상으로 한다고 표현하는 것이 적절하나, 정책적으로 ‘저소득층 아동’과 ‘일반 아동’을 구분하고 있어 본 절에서도 이렇게 구분한다.

13)

이 때 사회복지관은 「사회복지사업법」에 근거한 종합사회복지관, 자원봉사센터, 저소득층 복지시설, 노인복지시설, 장애인복지시설, 영유아시설, 아동복지시설, 청소년시설, 여성복지시설, 보건의료시설 등을 대표하는 용어로 사용되었다(강지원, 강창희, 홍성민, 김성아, 2018, p.43)

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Acknowledgement

이 논문은 ‘강지원 외(2020b). 사회보장 분야 사각지대 축소와 부적정지출 관리 방안 연구-방과후돌봄서비스를 중심으로-. 한국보건사회연구원’ 내용을 발전시켜 작성하였다.