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문제 정의
- 본 연구는 학령전기 아동을 둔 부모를 대상으로 Chung (1987) 이 개발한 한국형 부모 양육태도 검사도구(KPAAT)의 신뢰도와 타당도를 검증 확인하기 위해 확증적 요인분석(confirmative factor analysis)을 이용하여 분석한 연구이다.
- 본 연구는 학령전기 자녀를 둔 부모의 교사로서의 양육태도 검사도구의 신뢰도와 타당도를 검증, 확인하기 위해 확증적 요인분석(confirmative factor analysis)을 이용한 방법론적 연구이다.
- 본 연구는 한국형 부모 양육태도(KPAAT) 검사도구를 부모의 양육 태도 측정을 위한 표준화된 도구로 활용할 수 있도록 검사 도구의 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해 시도하였다. 연구 대상은 경기도에 위치한 유치원 한 곳과 어린이집 한 곳에 다니는 학령전기 아동 부모 260명이었으며 편의 표집방법으로 자료를 수집하였다.
- 본 연구의 목적은 학령전기 자녀를 둔 부모의 교사로서의 양육 태도 검사(KPAAT) 도구의 신뢰도와 타당도를 검증하는 것이다. 이를 통해 앞으로 부모의 양육태도 측정을 위한 표준화된 도구로 활용할 수 있으며 아동간호사가 부모교육 프로그램을 계획하고 실행하는데 도움이 되기 위함이다.
제안 방법
- 1차 요인회전 후 요인의 수를 2개로 제한하여 2차 직교 베리 맥스 회전(orthogonal varimax rotation)을 시행하여 요인 적재량 0.35 이상의 2개 요인으로 좁혀졌고, 동일한 개념을 측정하는 변수들은 동일한 요인으로 묶어서 요인 적재량의 형태에 따라 요인을 설명하였다 (Table 4).
- 의해 개발된 50문항. 5개 요인의 PAAT (Parent As A Teacher) 검사도구(Chung, 1987; Strom & Johnson, 1974) 를 기초로 하여 2차에 걸친 수정 . 보완 .
- 각 요인에 포함되는 하위영역이 적합한 지를 평가하기 위해 문항-하위척도 간 상관계수를 측정하였다. KPAAT 검사도 구의 요인 1에 대한 문항-하위척도 간 상관계수는 0.
- 교정된 문항-전체 상관관계 분석을 통해 도구의 동질성을 검증하였다. 대상자 수가 적을 경우 특히 문항과 전체 문항과의 상관관계 (corrected item-total correlation) 분석이 적절한 것으로 알려져 있다(Ee, Lim, & Park, 1998).
- 검사도구 적용의 필요성을 제시하였다. 그러나 이 검사도구를 한국 부모에게 그대로 적용할 경우 문화적 차이로 인한 도구의 질과 적절성의 문제가 야기될 가능성이 높음을 우려하여 한국형 부모양육태도(Korean Parent As A Teacher, KPAAT) 검사도구를 개발하였다. 이러한 자가보고형 질문지는 많은 대상자에게 동시에 실시가 가능하고, 간편하며 비용효과 면에서 우수하여 면담자의 선입견을 배제할 수 있다는 장점이 있으나 연구하고자 하는 개념을 대상자의 특성을 고려한 다양한 관점에서 측정하기 위해서는 반복적으로 조사연구를 실시하여 신뢰도와 타당도를 검증하여야 한다(Lee & Song, 1991).
- 둘째, 학령전기 아동의 부모를 대상으로 KPAAT 도구의 타당도를 검증한다.
- 셋째, 타당도는 구성타당도로, 문항분석과 요인분석으로 분석하였다.
- 첫째 외국에서 개발된 검사도구를 사용할 때 발생할 수 있는 문화적 차이에 의한 영향을 고려하여 개발된 한국형 「교사로서의 부모 양육태도」 검사도구의 신뢰도와 타당도를 반복 검증하였다.
- 첫째, 학령전기 아동의 부모를 대상으로 KPAAT 도구의 신뢰도를 검증한다.
- 측정대상의 속성 간의 관계를 밝힘으로써 구성타당도를 검증하며 이를 위해 본 연구에서는 문항분석과 요인분석을 시행하였다.
대상 데이터
- 본 연구의 자료는 편의 표집방법을 이용하여 경기도에 위치한 유치원 한 곳과 어린이집 한 곳에 다니는 학령전기 자녀를 둔 부모 260명을 대상으로 하였다. 자료 수집은 학부모를 직접 만날 수 없었기 때문에 두 곳을 방문하여 유치원장 및 관련 교사들의 구두허락하에 교사들에게 연구 목적을 설명한 후 연구에 대한 안내서와 연구 참여 동의서를 맡겼으며 교사들은 연구 목적을 이해하고 동의한 학부모에게 직접 안내서와 동의서를 전달하였다.
- 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해 시도하였다. 연구 대상은 경기도에 위치한 유치원 한 곳과 어린이집 한 곳에 다니는 학령전기 아동 부모 260명이었으며 편의 표집방법으로 자료를 수집하였다. 참여한 부모는 모두 187명 (모 103명, 부 84명)으로 질문지 회수율은 71.
- 연구 대상은 경기도에 위치한 유치원 한 곳과 어린이집 한 곳에 다니는 학령전기 아동 부모 260명이었으며 편의 표집방법으로 자료를 수집하였다. 참여한 부모는 모두 187명 (모 103명, 부 84명)으로 질문지 회수율은 71.9%이었고 회수된 자료는 SPSS Program Version 14.0을 사용하여 분석하였다. 검사도구의 신뢰도는 Cronbach's a 를 이용하여 내적 일관성(internal consistency)을 평가하였고 구성 타당도는 문항분석과 요인분석으로 분석하였다.
데이터처리
- 0을 사용하여 분석하였다. 검사도구의 신뢰도는 Cronbach's a 를 이용하여 내적 일관성(internal consistency)을 평가하였고 구성 타당도는 문항분석과 요인분석으로 분석하였다.
- 계산하였다. 둘째, 검사도구의 신뢰도는 Cronbach's a를 이용하여 내적 일관성 (internal consistency)을 평가하였다.
- 둘째, 구성타당도 검증은 문항분석과 요인분석을 통해 이루어졌다.
- 첫째, 대상자의 일반적 특성은 기술통계량으로 계산하였다. 둘째, 검사도구의 신뢰도는 Cronbach's a를 이용하여 내적 일관성 (internal consistency)을 평가하였다.
성능/효과
- 1차 회전 시행 결과 KPAAT 검사도구의 16개 하위영역을 모두 포함한 고유값 1.0 이상의 3개 요인(6.19, 153, L2D이 추출되었다. 그러나 1차 요인분석에서 제1요인이 38.
- 「긍정적 부모 양육태도」로 명명된 요인 1은 31.57%의 높은 설명력을 가지고 있으며 12개의 하위영역으로 구성되었다. 이들을 요인 적재량 크기순으로 보면, '정의적 지원, 학습에 대한 지원, 성취동기의 육성 , '질문에 대한 반으, '교육에 대한 자신감, 놀이의 지원 , 아동에 대한 기대, 학습에 대한 이해 , '사고의 격려 , '훈육의 타당성 , 상상놀이 기회제공 , 놀이에 대한 허용적 태도' 등이 포함되는 것을 알 수 있다.
- 7% (1명)의 순으로 나타났다. 경제상태는 부모 모두 중정도(부 67.9%, 모 65.0%)로 지각하는 것으로 나타났다. 자녀의 성별은 남아가 43.
- 넷째 본 연구의 요인분석 결과인 2개의 요인 안에 기존의 도구개발자인 Chung (1987)의 연구결과인 16개 하위영역이 모두포함되기는 하였으나 이들 중 일부가 이동되었음을 알 수 있다. 결과를 살펴보면, 본 연구의 요인 1에는 Chung (1987)의 기존 요인 6개 중 5개(학업의 성취격려, '질문에 대한 반응', 아동에 대한 평가와 치원, 놀이의 허요, 창의성 발달의 촉진 가 포함되었으나, 이 중에서 놀이의 허용' 요인 중 놀이의 통제 하위영역과, 창의성 발달의 촉진 요인의 고정관념' 하위영역이 본 연구에서는 요인 2로 이동되었다.
- 35 이상의 요인 적재량을 보이는 하위영역이 적고, 또한 각요인에 해당되는 하위영역 간 일관성이 부족하여 관련성을 찾기가 곤란하였다. 더욱이 최소 5% 이상의 설명력을 가지면서 고유값의 크기가 큰 순으로 나타낸 꺾은 선 그래프인 스크리 도표(scree plot) 상에서도 2개의 요인이 상당한 비중을 차지하고 있음을 보였다.
- 둘째, 도구의 구성타당도 검증을 위해 실시한 문항분석 결과를 보면 문항 간 상관관계 분석에서 하위영역 통제 (③ 아이들을 올바르게 키우기 위하여 엄격한 규칙이 필요하다, 잠자리에 들기 전에 자기가 가지고 놀던 장난감을 정리해야 한다, 아무리 어려운 일이라도 아이가 잘 해내기 바란다, 아이들이 하는 일은 무엇이든지 부모가 알고 있어야 한다' 아이의 어떤 일이든 반드시 나에게 물어본 뒤 처리해주기를 바란다)의 경우 다른 하위영역과의 상관관계가 낮게 나타났고(-0.024~0.236), 문항-전체상관관계 분석에서도 교정된 후의 상관계수가 매우 낮았으며(L , 012), 이들이 요인 2에서 보여주는 요인 적재량도 다른 하위영역의 적재량에 비해 가장 적게 나타나 대상자들의 반응이 편중되어 분포되어 있음을 알 수 있다. 그러나 문항-하위척도 간 상관관계 분석에서 각각의 요인과 여기에 포함되는 하위영역과의 상관관계는 요인 1의 경우 0.
- 둘째, 학령전기 아동과 부모 자신이 본인의 양육태도를 어떻게 지각하는가를 확인함으로써 교사로서의 교육적인 기능과 역할 가능성을 분류하여 진단할 수 있으며 또한 부모 교육과정 프로그램의 내용을 결정하는데 도움을 줄 수 있다.
- 득점가능 점수는 85-340점이며 점수가 높을수록 각 하위영역의 특성이 높음을 의미한다. 이 도구는 16개 하위영역 (① 질문에 대한 반응, ② 놀이에 대한 허용적 태도, ③ 통제, ④ 놀이의 통제, ⑤ 아동에 대한 기대, ⑥ 학습에 대한 이해, ⑦ 학습에 대한 지원, ⑧ 사고의 격려, ⑨ 상상놀이 기회제공, ⑩ 놀이의 지원, @ 성취동기의 육성, ⑫ 훈육의 타당성, ⑬ 정의적 지원, ⑭ 고정관념, ⑮ 교육에 대한 자신감, 제한)을 가진 6개 요인으로 구성되었다.
- 82의 범위 내에 포함되므로 중복측정의 문제는 없는 것으로 밝혀졌다. 또한 하위척도~전체 상관관계 분석에서는 요인 1은 0.965, 요인 2는 0.7H로 매우 높고 안정된 상관관계를 보였다.
- 본 연구에서는 자료에 대한 요인분석 모형의 적합성을 알아보기 위해 KMO 측도와 Bartlett의 구상 검정치 (Bartlett's test of sphericity) 를 검사한 결과 KMO 값은 0.905으로 나타나 요인분석을 위한 표본의 선정이 상당히 좋은 것으로 판정할 수 있으며 Bartlett의 구상 검정치는 17.751로 상관 행렬에서의 하위영역 간 상관관계가 좋은 것으로 밝혀져 요인분석의 사용이 적합하며 공통요인이 존재함을 알 수 있다(Table 3).
- 셋째, 요인확인을 위한 주성분 분석결과 총 48.22%의 설명력을 가진 2개의 요인이 추출되었다. 여기에는 KPAAT 검사도구 개발자인 Chung (1987)의 결과인 6개 요인보다 적어져 단순화되었으며 개발자가 제시했던 16개의 하위영역이 모두 포함되었다.
- 아동의 성장, 발달은 유전적 영향보다는 출생 후의 환경에 의해 더 영향을 받는데, 그 중에서도 가족 내에서 부모에 의한 돌봄의 환경이 강조되어 아동의 정상적인 성장과 발달에 있어서 필수적인 요인임이 확인되었다. 그러므로 Kim (1997)은 부모는 아동에게 있어서 최초의 모델이며 양육뿐 아니라 교육의 책임자라고 하였다.
- 요인 1은 정의적 지원, 학습에 대한 지원 , 성취동기의 육성 , 지문에 대한 반으, 교육에 대한 자신감', 놀이의 지원 , 아동에 대한 기대' , 학습에 대한 이해 , 사고의 격려' , 훈육의타당성' , 놀이에 대한허용적 태도 등요인 적재량 0.418-0.786 범위인 12개의 하위영역이 포함되었으며 이를 「긍정적 부모 양육태도」요인이라고 명명하였고 요인의 고유값은 5.051 로 전체변량에 대해 31.571%의 설명력을 보였다.
- 요인 2는 고정관념' , 놀이의 통제' , 제한' , '통제 등, 요인적재량 547-0.748 범위의 4개 하위영역이 포함되었으며 이를 「부정적 부모 양육태도」요인으로 명명하였고 요인의 고유값은 2.664로 전체 변량에 대해 16.651%의 설명력을 보였다.
- 이 도구는 16개 하위영역 (① 질문에 대한 반응, ② 놀이에 대한 허용적 태도, ③ 통제, ④ 놀이의 통제, ⑤ 아동에 대한 기대, ⑥ 학습에 대한 이해, ⑦ 학습에 대한 지원, ⑧ 사고의 격려, ⑨ 상상놀이 기회제공, ⑩ 놀이의 지원, @ 성취동기의 육성, ⑫ 훈육의 타당성, ⑬ 정의적 지원, ⑭ 고정관념, ⑮ 교육에 대한 자신감, 제한)을 가진 6개 요인으로 구성되었다. 요인분석 결과, 총 설명력은 62.4%로 나타났고, 각요인별 설명력은 요인 1 (학습의 성취 격려: ⑥, ⑪) 24.1%, 요인 2 (통제와 제한: ③, ⑫) 10.8%, 요인 3 (질문에 대한 반응: ①) 8.0%, 요인 4 (아동에 대한 평가와 지원: ⑤, ⑦, ⑩) 7.0%, 요인 5 (놀이의 허용: ②, ④, ⑨, ) 6.5%, 요인 6 (창의성 발달의 촉진: ⑬,) 6.0%이었다. Chung (1987)의 연구에서 도구의 신뢰도는 Cronbach's a=.
- 첫째, 도구의 신뢰도 검증을 위한 내적 일관성 분석결과, 요인 1의 Cronbach's a는 .883, 요인 2의 Cronbach'sa는 .626, 그리고 검사도구 전체의 Cronbach's a는 .881로 나타나 도구의 하위영역이 동질적인 요소로 구성되어 잇음을 알 수 있다. 한편, KPAAT 검사도구를 6개 요인으로 분석하여 개발한 Chung (1987) 은 각 요인의 Cronbach's a 에 대해 요인 1은.
- 첫째, 신뢰도 검증은 총 85문항에 대해 Cronbach's a =.881 로 나타났다.
후속연구
- 그러나 본 연구결과에 의하면 모두 역산이 필요한 5개의 부정문항들로 구성된 '통제 하위영역에 포함된 문항들은 KPAAT 검사의 의도를 잘 살리지 못하는 분별력이 적은 문항들로 드러났으므로 추후연구에서 문항의 수정 및 보완이 필요한 부분이라 하겠다.
- 둘째, 문항과 절차에 대한 타당성 조사를 통한 적합한 문항 선정과 수정 및 보완과정이 필요하다.
- 본 연구결과는 간호실무측면에서 양방향성의 부모-자녀관계에 있어 부모의 경험과 아동행동에 대한 교사로서의 부모의 앙육태도 측정 이 가능하므로 바람직한 부모역할획득을 돕는 부모교실 프로그램 운영과 관련된 사전 진단과 사후 평가 목적의 기초자료로 활용할 수 있으며, 양육행동이라는 개념의 여러 속성 중 구체적인 부모-자녀 사이의 상호작용 반응결과로 확인할 수 있고 그동안 간과되어 왔던 교육측면의 간호학적 연구의 필요성을 제시한다.
- 우선, 문항분석 시 문항간상관관계 분석에서 하위영역 통제의 경우 다른 하위영역과의 상관관계가 낮게 나타났고(-0.024- 0.236), 문항-전체 상관관계 분석에서도 교정된 후의 상관계수가 매우 낮아(r=.012), 추후연구에서 이 하위영역에 포함된 문항의 수정 . 보완이 필요하다.
- 가지는 것도 사실이다. 이에 대해 Kim 등(2002)은 간호연구에서 사용되는 많은 도구들은 다른 학문에서 개발된 것이므로 간호학적 측면에서의 타당성 측정은 중요할 뿐더러 어떤 면에서 볼 때 타당화의 과정은 끝이 없는 과정이며 측정하고자 하는 것을도구가 측정하고 있다는 증거가 많으면 많을수록 도구의 타당도를 더욱 더 신뢰할 수 있다고 하였으므로, 도구의 신뢰도 및 타당도 검증을 위해서는 후속적으로 계속적 인 반복연구가 필요하다.
- 첫째, 차원 하나하나를 각각의 하위검사도구로 사용할 수 있는 신뢰할만한 타당성 확보를 위해서는 다양한 연령 계층과 지역에 따른 다수의 대상자에게 적용하는 반복연구가 필요하다.
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