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문제 정의
- 한다. 또한 아동의 과잉행동, 공격행동, 불안 행동, 위축행동, 미성숙행동 등 행동문제에 대한 친구지지, 가족지지, 교사지지 등 사회적 지지 지각의 조절효과에 대해 알아보고자 한다.
- 이에 본 연구는 조손가정의 아동과 일반가정 아동의 행동문제와 사회적지지 지각에 대해 살펴 두 집단 내에 어떠한 차이를 보이는지 알아보고 한다. 또한 아동의 과잉행동, 공격행동, 불안 행동, 위축행동, 미성숙행동 등 행동문제에 대한 친구지지, 가족지지, 교사지지 등 사회적 지지 지각의 조절효과에 대해 알아보고자 한다.
제안 방법
- 실시하였다. 조사는 아동에게 설문지를 배부하여 아동이 직접 설문을 작성하면 다시 회수하는 간접조사 방법을 실시하였다. 회수된 설문 지중에서 무응답 및 불성실한 응답을 한 설문지, 한부모 가정 아동 · 시설 아동 설문지를 제외하였다.
- 조손가정 아동과 일반가정 아동의 행동 문제에 차이가 있는지 알아보기 위해, 검증을 실시하였고, 그 결과는에 제시된 바와 같다.
- 조손가정과 일반 가정 아동의 행동문제를 측정하기 위해 Achenbach(1991)가 개발하고 수정 · 보완한 아동행동평가척도(CBCL) 을 유안진, 한미현(1995)이 한국 실정에 맞게 타당한 작업을 거쳐 수정 · 보완한 것을 본 연구에 사용하였다. 응답 방식은 3점 척도로써, 점수가 높을수록 아동의 행동 문제가 심각한 정도를 의미한다.
대상 데이터
- 회수된 설문 지중에서 무응답 및 불성실한 응답을 한 설문지, 한부모 가정 아동 · 시설 아동 설문지를 제외하였다. 그리고 조손가정 아동 설문지 81부, 일반가정 아동 설문지 120부 즉 총 201부를 분석에 이용하였다.
- 본 연구는 광주광역시와 전라남도 지역에 거주하는 초등학생 4~6학년을 대상으로 하였다. 연구 대상의 표집은 초등학교 4곳, 사회복지 관련 시설 3곳에서 담임교사와 시설담당자, 그리고 해당 아동의 동의를 얻은 후 이루어졌다.
- 본 조사는 2006년 10월 9일부터 10월 25일까지 실시하였다. 조사는 아동에게 설문지를 배부하여 아동이 직접 설문을 작성하면 다시 회수하는 간접조사 방법을 실시하였다.
- 연구 대상의 표집은 초등학교 4곳, 사회복지 관련 시설 3곳에서 담임교사와 시설담당자, 그리고 해당 아동의 동의를 얻은 후 이루어졌다. 연구 대상의 인구학적 특성에 대해 살펴보면<표 1>과 같다.
데이터처리
- 분석하였다. 연구 대상의 인구학적 특성을 알아보기 위해 빈도와 백분율을 산출하였고, 각 측정도구의 신뢰도 검증을 위해 Cronbach's a 계수를 산출하였다. 조손가정 아동과 일반가정 아동 간에 행동 문제와 사회적지지 지각에 차이가 있는지를 알아보기 위하여 t 검증을 실시하였고, 아동의 행동 문제에 대한 사회적 지지 지각의 조절효과를 알아보기 위하여 조절적 중다회귀분석과 이원변량 분석을 실시하였다.
- 이상에서 살펴본 바와 같이 조손가정 아동과 일반가정 아동의 미성숙행동에 대한 사회적지지 지각 중 가족지지 지각의 상호작용을 알아보기 위해 이원변량분석을 실시하였고, 그 결과를 그림으로 도식화하면와 같다.
- 연구 대상의 인구학적 특성을 알아보기 위해 빈도와 백분율을 산출하였고, 각 측정도구의 신뢰도 검증을 위해 Cronbach's a 계수를 산출하였다. 조손가정 아동과 일반가정 아동 간에 행동 문제와 사회적지지 지각에 차이가 있는지를 알아보기 위하여 t 검증을 실시하였고, 아동의 행동 문제에 대한 사회적 지지 지각의 조절효과를 알아보기 위하여 조절적 중다회귀분석과 이원변량 분석을 실시하였다.
- 조손가정 아동과 일반가정 아동의 사회적 지지 지각에 차이가 있는지 알아보기 위해 t 검증을 실시하였고, 그 결과는에 제시된 바와 같다.
- 행동문제에 대한 가족지지 지각의 조절 효과를 알아보기 위해 조절적 중다회귀분석을 실시하였고, 그 결과는에 제시된 바와 같다.
- 행동문제에 대한 교사지지 지각의 조절 효과를 알아보기 위해 조절적 중다회귀분석을 실시하였고, 그 결과는에 제시된 바와 같다.
- 행동문제에 대한 친구지지 지각의 조절 효과를 알아보기 위해 조절적 중다회귀분석을 실시하였고, 그 결과는에 제시된 바와 같다.
이론/모형
- 사회적지지 지각 척도는 Dubow & Ulman(1989)의 사회적 지지 평가척도(Social Support Appraisal : SSAS)를 참고하여, 한미현(1995)이 검증 절차를 통해 최종적으로 추출한 24개 문항을 본 연구에 사용하였다. 응답방식은 5점 척도이고, 점수가 높을수록 아동이 사회적 지지에 대해 높게 지각하는 것을 나타내며, 역채점 문항은 2번, 9번 문항이다.
성능/효과
- 001)은 친구지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 친구지지를 첨가할 경우 β=-.46, t=1.56으로 나타나 실제적 설명력은 없는 것으로 나타났다.
- 그 결과 친구지지(t=2.87, p<.01), 가족지지 (t=2.59, p<.05)는 통계적으로 유의미한 차이를 보였으나, 교사지지는 통계적으로 유의미한 차이를 보이지 않았다. 즉, 조손가정 아동은 일반 가정 아동에 비해 친구지지와 가족지지를 더 낮게 맏는다고 지각하고 있었다.
- 그 결과는<표 2>에 제시된 바와 같다. 그 결과 행동문제 총점 (t=-3.44, p<.001), 미성숙행동 (t=3.76, pc<.001, 과잉 행동(t=-2.94, p<.01), 불안 행동(t=1.96, p<.05), 위축행동(=-2.23, p<.05), 공격행동(t=-2.05, p<.05)이 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 즉, 조손가정 아동은 일반가정 아동에 비해 과잉행동을 많이 하고 불안에 의해 나타나는 행동을 더 많이 하며, 더 미성숙한 것으로 나타났다.
- 또한 행동문제 전반에 걸쳐 문제를 나타났다. 그리고 조손가정 아동은 일반가정 아동에 비해 위축행동과 공격행동을 더 많이 하는 것으로 나타났다.
- 넷째, 공격행동(ΔR2=.081, F=6.58, p<.001)은 친구지지 지각에 의해 조절되는 변인으로 통계적으로 유의미하게 나타났다. 구체적으로 공격 행동의 정도가 높을수록 친구지지를 높게 지각하고 있으며(β=-1.
- 넷째, 미성숙행동(R2=.099, ΔR2=.084, F=6.66, p<.001)은 가족지지 지각에 의해 조절되는 변인으로 통계적으로 유의미하게 나타났다. 구체적으로 미성숙행동의 정도가 높을수록 가족 지지를 높게 지각하고 있으며, 이는 가족지지가 높을수록 미성숙행동이 증가하는 역완충효과가 있는 것으로 보인다.
- 넷째, 조손가정 아동과 일반가정 아동의 행동 문제에 대한 가족지지 지각의 조절효과를 연구한 결과, 조손가정 아동이 지각하는 가족 지지가 높을수록 아동의 미성숙행동은 높게 나타났다.
- 다섯째, 미성숙행동(ΔR2=.087, F=7.16, p<.001)은 친구지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나, 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 친구 지지를 첨가할 경우 β=-.
- 다섯째, 조손가정 아동과 일반가정 아동의 행동 문제에 대한 교사지지 지각의 조절효과를 연구한 결과, 교사지지는 아동의 행동문제에 대한 조절 효과가 나타나지 않았다. 이는 높은 수준의 교사 지지 지각이 행동문제에 대한 부정적인 효과를완화시켜 행동문제의 유발을 억제하고, 학생들의 스트레스를 줄여 적응에 보호요인으로 작용한다는 선행연구(정동화; 1996; 한미현; 1996)의 연구와 일치하지 않았다.
- 다섯째, 행동문제(ΔR2=.109, F=7.94, p<.001)는 가족지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 가족지지를 첨가할 경우 β=-.
- 둘째, 미성숙행동(ΔR2=.068, F=5.69 p<.001)은 교사지지 조절하는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 교사지지를 첨가할 경우 β=-.
- 둘째, 불안행동(ΔR2=.062, F=5.17, p<.01)은 친구지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 친구 지지를 첨가한 경우 β=-.
- 둘째, 위축행동(ΔR2=.055, F=4.52, p<.001)은 가족지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 가족 지지를 첨가할 경우 β=-.
- 둘째, 조손가정 아동과 일반가정 아동의 사회적 지지 지각의 차이가 있는지 알아본 결과, 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 즉, 조손가정 아동은 일반가정 아동에 비해 친구지지와 가족 지지를 낮게 받는다고 지각하고 있었다.
- 이는 친구지지 지각이 조손가정 아동의 과잉행동에 부정적인 영향을 미친다는 것을 의미한다. 또한 일반가정 아동의 공격행동은 높은 친구지지 지각과 낮은 친구지지 지각 여부에 영향을 거의 받지 않았으나, 조손가정 아동은 친구 지지 지각을 높게 느낄수록 공격행동이 증가하였다. 이는 친구지지 지각이 조손가정 아동의 공격 행동에 부정적인 영향을 미친다는 것을 알 수 있다.
- 셋째, 공격행동(ΔR2=.048, F=4.06, p<.01)은 가족지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 가족지지를 첨가할경우 β=-.
- 셋째, 위축행동(ΔR2=.276, F=25.23, p<.001)은 친구지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 친구지지를 첨가할 경우 β=-.
- 셋째, 조손가정 아동과 일반가정 아동의 행동 문제에 대한 친구지지 지각의 조절효과룰 연구한 결과, 조손가정 아동이 지각하는 친구 지지가 높을수록 아동의 과잉행동, 공격행동, 행동 문제는 오히려 증가하는 역완충효과가 나타났다.
- 셋째, 행동문제(ΔR2=.064, F=4.98 p<.01)는 교사지지 지각을 조절하는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 교사지지를 첨가할 경우 β=-.
- 여섯째, 행동문제(ΔR2=.115, F=8.60, p<.001)는 친구지지 지각에 의해 조절되는 변인으로 통계적으로 유의미하게 나타났다. 구체적으로 행동 문제 정도가 높을수록 친구지지를 높게 지각하고 있으며(β=-.
- 야기한다. 연구대상인 조손가정 아동의 경우 영유아기에 부모와 결별하게 되면서 부모가 아닌 조부모와 생활을 시작한 아동의 비율이 높았다. 그리고 조부모들이 손자녀의 행동상 정서상 부적응에 대처할 만한 준비가 되어 있지 못하며, 아동을 위해서 행동이나 대처전략에서 규칙들과 한계를 설정해야 됨에도 불구하고 그렇지 못하는 경우가 많다(Brown, 2003).
- 이상의 내용을 종합해 볼 때 아동은 가정 환경적 특성에 따라 행동문제에 차이가 있었다. 그리고 가족이 해체된 후 가족 구성원이 어떤 관계를 유지하는가에 따라 심리 · 정서적 특성에 영향을 받았다.
- 2>와 같다. 즉, 일반가정 아동의 과잉 행동은 높은 친구지지 지각과 낮은 친구지지 지각 여부에 영향을 거의 받지 않았으나, 조손가정 아동은 친구 지지 지각을 높게 느낄수록 과잉행동이 증가하였다. 이는 친구지지 지각이 조손가정 아동의 과잉행동에 부정적인 영향을 미친다는 것을 의미한다.
- 도식화하면<그림 3>와 같다. 즉, 일반가정 아동의 미성숙행동은 높은 가족지지 지각과 낮은 가족지지 지각 여부에 영향을 거의 받지 않았으나, 조손가정 아동은 가족지지 지각을 높게 느낄수록 미성숙행동이 증가하였다. 이는 가족지지 지각이 조손가정 아동의 미성숙행동에 부정적인 영향을 미친다는 것을 알 수 있다.
- 차이를 보였다. 즉, 조손가정 아동은 일반가정 아동에 비해 과잉행동과 불안 행동을 더 많이 하며, 더 미성숙한 것으로 나타났다. 또한 행동문제 전반에 걸쳐 문제를 나타냈다.
- 05)이 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 즉, 조손가정 아동은 일반가정 아동에 비해 과잉행동을 많이 하고 불안에 의해 나타나는 행동을 더 많이 하며, 더 미성숙한 것으로 나타났다. 또한 행동문제 전반에 걸쳐 문제를 나타났다.
- 첫째, 과잉행동(ΔR2=.027, F=2.79, p<.05)은 교사 지지 지각에 의해 조절하는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않는 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 교사지지를 첨가할 경우 β=-.
- 첫째, 과잉행동(ΔR2=.047, F=4.07, p<.01)은 가족지지 지각에 의해 조절되는 변인이기는 하나 통계적으로 유의미하지 않은 것으로 나타났다. 구체적으로 조손가정과 일반가정에 가족 지지를 첨가할 경우 β=-.
- 첫째, 과잉행동(ΔR2=.88, F=7.23, p<.001)은 친구 지지 지각에 의해 조절되는 변인으로 통계적으로 유의미하게 나타났다. 구체적으로 과잉행동의 정도가 높을수록 친구지지를 높게 지각하고 있으며(β=-.
- 첫째, 조손가정 아동과 일반가정 아동의 행동 문제에 차이가 있는지 알아본 결과, 통계적으로 유의미한 차이를 보였다. 즉, 조손가정 아동은 일반가정 아동에 비해 과잉행동과 불안 행동을 더 많이 하며, 더 미성숙한 것으로 나타났다.
후속연구
- 것이다. 둘째, 행동문제에 부정적인 영향을 미치는 변인과 이를 중재할 수 있는 변인들을 다양하게 고려하여 조손가정 아동들의 심리 · 사회적 어려움을 최소화하기 위한 연구를 지속적으로 해 나가야 할 것이다.
- 셋째, 조손가정은 가족해체에 의해 형성된 새로운 가족형태이므로 종단적인 연구를 통해 조손가정이 란 새로운 가족형태가 아동의 행동 문제에 어떠한 영향을 미치는지, 어떠한 행동 문제를 파생하게 되는지 추적해 볼 필요가 있을 것이다.
- 첫째, 대상의 선정에 있어서 지역, 연령을 고려한 다양한 연구를 통해 연구대상의 대표성과연구 결과의 일반화 가능성을 높여야 할 것이다. 둘째, 행동문제에 부정적인 영향을 미치는 변인과 이를 중재할 수 있는 변인들을 다양하게 고려하여 조손가정 아동들의 심리 · 사회적 어려움을 최소화하기 위한 연구를 지속적으로 해 나가야 할 것이다.
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