유아의 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계가 친사회적 행동에 미치는 영향 Effects of Young Children's Temperament, Emotion Regulation and Teacher-Child Relationship on Prosocial Behavior원문보기
본 연구는 유아의 친사회적 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절 및 교사-유아 관계의 직 간접적인 영향을 남아와 여아를 구분하여 살펴보고자 하였다. 본 연구의 대상은 만 3, 4, 5세 유아 373명과 그들의 교사 32명이다. 수집된 자료는 t-test, Pearson's correlation, path analysis를 통하여 분석 되었다. 그 결과 유아의 친사회적 행동은 여아가 남아보다 더 많은 것으로 볼 수 있다. 유아의 친사회적 행동에 기질적 특성은 의미 있는 영향을 미치며 이 중 사회성은 성에 관계없이, 활동성은 여아의 경우에 직접적인 영향을 미침을 알 수 있다. 또한 유아의 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 남아의 경우에 직접적인 영향을 미치며 사회성, 정서성, 활동성 기질과 친사회적 행동 간의 매개역할도 함을 알 수 있다. 이에 비해 여아의 경우 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향만 미침을 알 수 있다. 그리고 유아의 친사회적 행동에 정서조절은 성에 관계없이 가장 중요한 선행요인이며 기질과 친사회적 행동 간에 또한 교사-유아 관계와 친사회적 행동 간에 매개 역할도 함을 알 수 있다.
본 연구는 유아의 친사회적 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절 및 교사-유아 관계의 직 간접적인 영향을 남아와 여아를 구분하여 살펴보고자 하였다. 본 연구의 대상은 만 3, 4, 5세 유아 373명과 그들의 교사 32명이다. 수집된 자료는 t-test, Pearson's correlation, path analysis를 통하여 분석 되었다. 그 결과 유아의 친사회적 행동은 여아가 남아보다 더 많은 것으로 볼 수 있다. 유아의 친사회적 행동에 기질적 특성은 의미 있는 영향을 미치며 이 중 사회성은 성에 관계없이, 활동성은 여아의 경우에 직접적인 영향을 미침을 알 수 있다. 또한 유아의 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 남아의 경우에 직접적인 영향을 미치며 사회성, 정서성, 활동성 기질과 친사회적 행동 간의 매개역할도 함을 알 수 있다. 이에 비해 여아의 경우 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향만 미침을 알 수 있다. 그리고 유아의 친사회적 행동에 정서조절은 성에 관계없이 가장 중요한 선행요인이며 기질과 친사회적 행동 간에 또한 교사-유아 관계와 친사회적 행동 간에 매개 역할도 함을 알 수 있다.
This study was to examine the effects of young child's temperament, emotion regulation and teacher-child relationships on young children's prosocial behavior. The subjects of this study were 374 3- 5-year old children and their teachers. The collected data were analyzed by t-test, correlations and p...
This study was to examine the effects of young child's temperament, emotion regulation and teacher-child relationships on young children's prosocial behavior. The subjects of this study were 374 3- 5-year old children and their teachers. The collected data were analyzed by t-test, correlations and pathway analysis. The results were as follows: First, girls' prosocial behavior was found to be higher than boys'. Second, boys' and girls' temperament were found to affect young children's prosocial behavior directly and indirectly through teacher-child relationship and emotion regulation. Third, teacher-child relationships was found to affect boys' prosocial behavior directly and to mediate between boys' temperament and emotion regulation and prosocial behavior. Additionally emotion regulation was found to be the most important variable predicting boys' and girls' prosocial behavior and to mediate between temperament and teacher-child relationship and prosocial behavior.
This study was to examine the effects of young child's temperament, emotion regulation and teacher-child relationships on young children's prosocial behavior. The subjects of this study were 374 3- 5-year old children and their teachers. The collected data were analyzed by t-test, correlations and pathway analysis. The results were as follows: First, girls' prosocial behavior was found to be higher than boys'. Second, boys' and girls' temperament were found to affect young children's prosocial behavior directly and indirectly through teacher-child relationship and emotion regulation. Third, teacher-child relationships was found to affect boys' prosocial behavior directly and to mediate between boys' temperament and emotion regulation and prosocial behavior. Additionally emotion regulation was found to be the most important variable predicting boys' and girls' prosocial behavior and to mediate between temperament and teacher-child relationship and prosocial behavior.
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문제 정의
그러므로 친사회적 행동의 경우 유아 관찰 및 면접, 기질과 정서조절의 경우 부모보고가 포함된 다중원적 측정이 병행되어 본 이론적 모형이 반복하여 검증되어 한층 심도있는 분석이 이루어져 좀 더 객관화 하고 일반화 할 수 있는 결과를 도출할 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 유아 변인과 교사 변인에 한정되어 유아의 친사회적 행동에 미치는 영향을 살펴보고 있다. 유아의 친사회적 행동에 부모의 양육행동이나 직접적인 친사회적 행동이 중요한 영향을 미칠 수 있으므로 후속연구에서는 이들 변인을 포함하여 유아의 친사회적 행동에 대한 관련 변인들의 경로를 밝힐 수 있어야 할 것이다.
본 연구는 유아의 친사회적 행동에 대하여 유아의 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계가 어떠한 직 · 간접적인 영향을 미치는지를 남아와 여아를 구분하여 살펴보는데 목적을 두었다.
이러한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 취학전 유아들의 친사회적 행동에 대한 기질과 정서조절의 유아 개인요인과 교사-유아 관계의 영향을 남아와 여아로 나누어 살펴보았으며 친사회적 행동에 대한 이들 관련 변인들의 직·간접적인 경로의 성별에 따른 공통점과 차이점을 살펴봄으로써 유아기 친사회적 행동에 대한 구체적인 이해를 도우는데 그 의의를 찾을 수 있다. 나아가 본 연구의 결과에 의하면 유아의 친사회적 행동 증진 프로그램이나 방안은 성별에 따른 근이 효율적일 수 있음을 시사한다.
이에 본 연구는 유아의 친사회적 행동에 대한 유아의 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계의 직 · 간접적인 영향을 성별에 따라 살펴보는데 목적을 둔다.
가설 설정
또한 유아의 기질은 정서조절과 교사-유아 관계를 통하여 유아의 친사회적 행동에 간접적인 영향도 미칠 것이다. 그리고 교사-유아 관계는 유아의 정서조절을 통하여 유아의 친사회적 행동에 간접적인 영향도 미치리라 가정된다.
제안 방법
958)로 대부분의 적합도가 수용기준 이하로 적합도가 좋지 않은 것으로 나타나 모형수정을 고려하였다. 결과에 산출된 모형지수(modification index)를 검토한 후 측정오차 간의 상관을 허용하여 오차항 간의 공변량을 자유화 시켜 최초의 연구모형에서 더 적절한 모형으로 수정하였다(김계수, 2007). 수정 모델을 분석한 결과 본 연구에서 나타난 경로모형의 구체적인 적합도를 살펴 본 결과는 <표 3>과 같다.
유아의 친사회적 행동, 기질, 정서조절 및 교사-유아 관계는 교사가 평정하도록 하였으며 이들 설문지는 연구대상 유아들의 담임교사 32명에게 배부하였다. 교사들로 하여금 각 반에 재원 중인 유아의 일상생활에서의 행동을 관찰하고 평정하도록 하였으며, 문항수가 많아 1일 유아 2명 이내로 평정하기를 부탁하고 10일 후에 회수되었다. 회수된 410부 중 응답의 누락 또는 부실하게 기재된 자료를 제외한 373부를 최종 분석 자료로 사용하였다.
이론적 모형검증을 위한 미지수와 부합지수들의 계산은 최대우도법을 사용하였고 경로모형의 적합도를 판단하기 위하여 절대적합지수로 표준카이자승치, GFI, AGFI, RMSEA를 증분적합지수로 TLI, NFI를 사용하였다. 그리고 연구모형의 적합도를 확보하기 위한 수정은 이론적 정당성과 수정지수에 근거하였다(김계수, 2007).
남아와 여아의 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계가 유아의 친사회적 행동에 미치는 직 · 간접적인 영향을 살펴보기 위하여 본 연구에서 제시한 가설적 경로모형이 적합한지를 알아보고, 최적의 모형을 확인하기 위하여 최대우도법을 사용하여 경로모형의 적합도를 검증 하였다.
남아의 친사회적 행동에 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계가 어떠한 경로로 영향을 미치는지를 살펴보기 위하여 가설적 모형을 토대로 경로분석을 하였다. 그 결과 경로모형에서 나타난 경로계수 중 유의한 경로는 실선으로, 유의하지 않은 경로는 점선으로 표현하여 이를 [그림 2]에 제시하였다.
먼저 본 조사에 앞서 2011년 8월 22일부터 26일 까지 연구도구의 문항에 대한 이해도와 연구절차의 적합성을 알아보기 위하여 부산시 영도구의 어린이집 1개원을 선정하여 만 3, 4, 5 세 유아 60명과 그들의 교사 3명을 대상으로 예비조사를 실시하였다. 예비조사의 결과 각 연구도구의 문항은 어려움이 없는 것으로 나타났으며 연구 절차상의 문제도 발견되지 않았다.
문항의 예를 들면 정서성의 경우 ‘잘 칭얼대고 운다’, 활동성의 경우 ‘에너지가 넘친다’, 사회성의 경우 ‘혼자 노는 것보다 다른 아이들과 놀기를 좋아한다’ 등이 포함된다. 본 척도는 정서성 5문항, 사회성 7문항, 활동성 5 문항으로 구성하였으며 어머니 평정용이었으나 본 연구에서는 교사 평정용으로 재구성하였다. 이에 대한 이유로는 교사가 부모에 비해 또래집단과 비교하여 객관적으로 평가할 수 있다는 장점이 있기 때문이다(최미숙, 김미숙, 2005).
여아의 친사회적 행동에 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계가 어떠한 경로로 영향을 미치는지를 살펴보기 위하여 가설적 모형을 토대로 경로분석을 하였다. 그 결과 경로모형에서 나타난 경로계수 중 유의한 경로는 실선으로, 유의하지 않은 경로는 점선으로 표현하여 이를 [그림 3]에 제시하였다.
이병래(1997)에 의하면 자기정서조절은 자신의 감정을 적절하게 처리하고 조절할 수 있는 능력으로, 타인정서조절은 타인의 감정에 적절하게 대처할 수 있는 능력으로 정의된다. 원 척도는 자기정서조절 8문항 타인정서조절 9문항 모두 17문항으로 구성되어 있는데 본 연구에서는 타인정서조절의 경우 친사회적 행동의 문항과 유사한 내용의 2 문항을 제외한 7문항을 선정하고 모두 15문항을 사용하였다. 문항의 예를 들면 자기정서조절의 경우 ‘화가 났을 때 참을 줄 안다’, 타인정서조절의 경우 ‘자신이 잘못한 행동을 선생님이 지적 했을 때, 이를 잘 받아들인다’ 등이 포함된다.
유아의 친사회적 행동, 기질, 정서조절 및 교사-유아 관계는 교사가 평정하도록 하였으며 이들 설문지는 연구대상 유아들의 담임교사 32명에게 배부하였다. 교사들로 하여금 각 반에 재원 중인 유아의 일상생활에서의 행동을 관찰하고 평정하도록 하였으며, 문항수가 많아 1일 유아 2명 이내로 평정하기를 부탁하고 10일 후에 회수되었다.
대상 데이터
본 연구의 대상은 부산시의 어린이집 6개원에 재원 중인 만 3세, 4세, 5세 유아 373 명과 그들의 교사 32 명이다. 이들 유아 중 남아는 194명(52.
본 조사는 2011년 9월 1일부터 25일까지 부산시 사하구의 2개원, 금정구의 1개원, 해운대구의 2개원, 남구의 1개원 모두 6개원의 어린이집을 임의 표집하여 만 3, 4, 5세 유아와 그들의 교사를 대상으로 실시하였다. 본 연구자가 어린이집을 직접 방문하여 원장 및 각 담임교사에게 연구의 목적과 조사방법을 설명하였다.
교사들로 하여금 각 반에 재원 중인 유아의 일상생활에서의 행동을 관찰하고 평정하도록 하였으며, 문항수가 많아 1일 유아 2명 이내로 평정하기를 부탁하고 10일 후에 회수되었다. 회수된 410부 중 응답의 누락 또는 부실하게 기재된 자료를 제외한 373부를 최종 분석 자료로 사용하였다.
데이터처리
먼저 연구대상의 일반적 특성을 파악하기 위하여 빈도와 백분율을 구하였고, 연구의 신뢰도를 검증하기 위하여 Cronbach α 계수를 산출하였다.
먼저 연구대상의 일반적 특성을 파악하기 위하여 빈도와 백분율을 구하였고, 연구의 신뢰도를 검증하기 위하여 Cronbach α 계수를 산출하였다. 유아의 친사회적 행동에 대한 성별에 따른 차이는 t-검증을 실시하였다. 유아의 친사회적 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절, 교사-유아 관계의 직 · 간접적인 영향을 살펴보기 위하여 먼저 Pearson의 적률상관분석을 통하여 관련변인 간의 관계를 파악한 후 경로분석을 실시하였다.
유아의 친사회적 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절, 교사-유아 관계의 직 · 간접적인 영향을 살펴보기 위하여 먼저 Pearson의 적률상관분석을 통하여 관련변인 간의 관계를 파악한 후 경로분석을 실시하였다.
이론/모형
교사와 유아 간의 관계를 측정하기 위해 Pianta(1991)가 개발한 교사-유아관계 척도(Student Teacher Relationship Scale : STRC)를 이진숙(2001))이 수정·보완한 척도 중 친밀 12문항, 갈등 12문항을 선정하여 사용하였다.
유아의 기질을 측정하기 위하여 Buss와 Plomin(1984)이 개발한 유아용 EAS(Emotionality, Activity, Sociability)척도를 수정·보완한 박성연과 한세영(1996)의 도구를 사용하였다.
유아의 정서조절을 측정하기 위하여 Salovy와 Mayer(1996)와 Goleman(1995)의 연구를 기초로 이병래(1997)가 제작한 유아용 정서지능 척도 중 자기정서조절과 타인정서조절의 2개 하위요인을 선정하여 척도를 구성하였다. 이병래(1997)에 의하면 자기정서조절은 자신의 감정을 적절하게 처리하고 조절할 수 있는 능력으로, 타인정서조절은 타인의 감정에 적절하게 대처할 수 있는 능력으로 정의된다.
유아의 친사회적 행동을 측정하기 위하여 Weir와 Duveen(1981)의 교사용 친사회적 행동 검사(Prosocial Behavior Questionnire: PBQ)를 수정한 Doescher(1986)의 Modified Prosocial Behavior Questionnire: MOD-PBQ)를 이혜주(1996)가 번안하여 사용한 것을 설경옥(2006)이 보완한 척도를 사용 하였다. 본 척도는 돕기 5문항, 나누기 5문항, 협력하기 5문항, 편안하게 해주기 5문항으로 교사가 평정하도록 되어있다.
유아의 친사회적 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절, 교사-유아 관계의 직 · 간접적인 영향을 살펴보기 위하여 먼저 Pearson의 적률상관분석을 통하여 관련변인 간의 관계를 파악한 후 경로분석을 실시하였다. 이론적 모형검증을 위한 미지수와 부합지수들의 계산은 최대우도법을 사용하였고 경로모형의 적합도를 판단하기 위하여 절대적합지수로 표준카이자승치, GFI, AGFI, RMSEA를 증분적합지수로 TLI, NFI를 사용하였다. 그리고 연구모형의 적합도를 확보하기 위한 수정은 이론적 정당성과 수정지수에 근거하였다(김계수, 2007).
성능/효과
이는 유아의 친사회적 행동에 교사-유아의 친밀 관계는 긍정적인 영향을 미치는 반면, 교사-유아의 갈등 관계는 부정적인 영향을 미치고 있음을 의미한다. 그런데 본 연구에서 교사-유아 관계는 남아의 경우에만 직접적인 영향을 미치며 남아의 기질과 친사회적 행동 및 정서조절 간에 매개역할도 하는 것으로 나타났으나, 여아의 경우 교사-유아 관계는 친사회적 행동에 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향만 미치는 것으로 나타났다. 그리하여 교사-유아 관계가 친사회적 행동에 미치는 총 효과의 크기는 남아의 경우가 여아의 경우보다 다소 큰 것으로 나타났다.
또한 남아와 여아의 기질은 교사-유아 관계와 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다. 그리고 남아와 여아의 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 공통적으로 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치며 남아의 경우 직접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다. 마지막으로 남아와 여아의 친사회적 행동에 정서조절은 가장 큰 직접적인 영향과 총 효과를 보이는 것으로 나타났다.
그런데 본 연구에서 교사-유아 관계는 남아의 경우에만 직접적인 영향을 미치며 남아의 기질과 친사회적 행동 및 정서조절 간에 매개역할도 하는 것으로 나타났으나, 여아의 경우 교사-유아 관계는 친사회적 행동에 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향만 미치는 것으로 나타났다. 그리하여 교사-유아 관계가 친사회적 행동에 미치는 총 효과의 크기는 남아의 경우가 여아의 경우보다 다소 큰 것으로 나타났다. 즉 유아의 친사회적 행동에 교사-유아 관계가 미치는 영향은 남아와 여아 간에 차이가 있으며, 남아의 경우가 여아의 경우보다 직접적인 효과와 총 효과가 다소 크다는 것을 의미한다.
먼저 여아의 친사회적 행동은 남아보다 더 많은 것으로 나타났다. 남아와 여아의 친사회적 행동에 사회성은 기질적 특성 중 가장 큰 직접적인 영향을 미치며, 활동성은 여아의 경우에만 직접적인 영향을, 정서성은 직접적인 영향이 없는 것으로 나타났다. 또한 남아와 여아의 기질은 교사-유아 관계와 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다.
남아와 여아의 친사회적 행동에 정서성 기질은 교사-유아의 친밀과 갈등관계 및 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 유아의 부정적 정서성은 교사-유아의 친밀감은 낮게 하고 갈등을 높이며 정서조절을 낮게 하여 친사회적 행동이 적게 표출되는 것으로 나타났다.
다음 유아의 친사회적 행동에 교사-유아의 친밀과 갈등 관계는 남아의 경우 직접적인 영향을 미칠 뿐만 아니라 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며, 여아의 경우 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 교사-유아 관계가 친밀할수록 갈등관계가 적을수록 남아와 여아의 친사회적 행동이 많은 것으로 나타난 연구(김정순, 2005)와 일치하였으며 유아의 또래 유능성 중 친사회성과 교사-유아의 친밀 관계는 정적인 관계가, 교사-유아의 갈등 관계와는 부적 관계가 나타난 연구(지민경, 정계숙, 2011) 및 교사-유아 관계가 사회적 능력에 영향을 미친다는 연구(이진숙, 2001; 전경아, 2003)와도 유사하였다.
다음, 남아와 여아의 친사회적 행동에 사회성은 기질 특성 중 가장 큰 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났으며 교사-유아 관계와 정서조절을 매개로 하여 친사회적 행동에 간접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 사회성이 높은 아동이 돕기 행동을 많이 보인다는 연구(Eisenberg et al.
둘째, 남아와 여아의 친사회적 행동에 정서조절은 가장 큰 직접적인 영향을 미치며 총 효과도 가장 큰 것으로 나타났다. 이러한 결과는 정서 자기조절 능력이 친사회적 행동과 높은 상관이 나타난 연구(김규수 등, 2003), 정서적 통제가 낮은 아동이 타인을 도와주는 행동이 적다는 연구(Eisenberg et al.
남아와 여아의 친사회적 행동에 사회성은 기질적 특성 중 가장 큰 직접적인 영향을 미치며, 활동성은 여아의 경우에만 직접적인 영향을, 정서성은 직접적인 영향이 없는 것으로 나타났다. 또한 남아와 여아의 기질은 교사-유아 관계와 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다. 그리고 남아와 여아의 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 공통적으로 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치며 남아의 경우 직접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다.
또한 친사회적 행동에 활동성 기질은 여아의 경우 직접적인 부적 영향을 미치며 교사-유아의 친밀 관계와 정서조절을 매개로 하여, 남아의 경우 정서조절을 낮게 하여 부정적인 간접적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 활동성 기질과 친사회적 행동의 관련성에 관한 연구가 드물어 비교하기 어려우나 활동성이 정서조절이나 충동억제와 같은 긍정적인 행동과는 부적 관계가 있다는 연구(김경희, 김경회, 1999; 임희수, 박성연, 2001)와는 유사하였다.
그리고 남아와 여아의 친사회적 행동에 교사-유아 관계는 공통적으로 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치며 남아의 경우 직접적인 영향도 미치는 것으로 나타났다. 마지막으로 남아와 여아의 친사회적 행동에 정서조절은 가장 큰 직접적인 영향과 총 효과를 보이는 것으로 나타났다. 이러한 결과로써 유아의 친사회적 행동에 대한 관련 변인들의 직·간접적인 영향은 남아와 여아 간에 공통점과 차이가 있음을 알 수 있다.
본 연구에서 나타난 척도의 신뢰도 Cronbach α는 정서성 .82 사회성 .85, 활동성 .76으로 나타났다.
본 척도는 Likert식 5점 척도로 ’전혀 그렇지 않다’의 1점에서 ‘항상 그렇다’의 5점까지 평정된다. 본 연구에서 사회성과 활동성의 경우 부정적인 문항은 역 채점 하였으며, 점수가 높을수록 사회성, 활동성은 높고 부정적인 정서성이 높음을 의미한다. 본 연구에서 나타난 척도의 신뢰도 Cronbach α는 정서성 .
<표 4>에 의하면 남아의 친사회적 행동에 정서조절은 가장 큰 총 효과를 보였으며 그 다음 사회성 기질, 정서성 기질, 교사-유아의 갈등 관계, 친밀 관계, 활동성 기질의 순으로 총효과가 큰 것으로 나타났다.
<표 5>에 의하면 여아의 친사회적 행동에 정서조절은 가장 큰 총 효과를 보였으며 그 다음 사회성 기질, 교사-유아의 친밀 관계, 정서성 기질, 교사-유아 갈등 관계, 활동성 기질의 순으로 총 효과가 큰 것으로 나타났다.
이상의 연구결과들을 요약하면 유아의 기질, 정서조절, 교사-유아 관계는 유아의 친사회적 행동에 직접적인 영향을 미치는 요인이면서 또한 동시에 서로 밀접한 관련이 있음을 알 수 있다. 이는 유아의 친사회적 행동에 영향을 미치는 선행요인으로서 유아의 기질, 정서조절, 교사-유아 관계는 상호 관련되어 유아의 친사회적 행동에 직 · 간접적인 영향을 미칠 수 있으리라는 가정을 시사한다.
남아와 여아의 친사회적 행동에 정서성 기질은 교사-유아의 친밀과 갈등관계 및 정서조절을 매개로 하여 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 유아의 부정적 정서성은 교사-유아의 친밀감은 낮게 하고 갈등을 높이며 정서조절을 낮게 하여 친사회적 행동이 적게 표출되는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 남아와 여아를 구분하여 살펴보지는 않았지만 유아의 정서성이 정서조절능력과 관계가 있다는 연구(안라리, 2005), 정서성 기질이 정서조절능력에 영향을 미친다는 연구(김지윤 등 2008), 유아의 정서성이 교사-유아 관계에 영향을 미친다는 연구(문상희, 이경님, 2012)에 의하여 지지되었다.
첫째, 유아의 친사회적 행동은 여아가 남아보다 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 유아의 친사회적 행동은 여아가 남아보다 더 많은 것으로 나타난 많은 연구들(박경자, 1999; 박서정, 김순옥, 2003; 설경옥, 문혁준, 2006, Fabes & Eisenberg, 1996)과 일치하였으며 여아가 남아보다 대인관계 능력이 높게 나타난 연구(성숙란, 2007), 여아가 남아보다 공감의 표정이나 동정의 정서표현을 더 많이 한다는 연구(Zahn-Waxler, Schiro, Robinson, Ernde, & Schmitz, 2001)와도 유사하였다.
최종 경로모형의 다중상관 자승치를 살펴본 결과 남아의 친사회적 행동에 대한 관련 변인들의 설명력은 63%로 나타났다. 이들을 종합하여 남아의 친사회적 행동에 대한 기질, 정서조절, 교사-유아 관계의 직접효과와 간접효과 및 총 효과는 <표 4>와 같다.
최종 경로모형의 다중상관 자승치를 살펴본 결과 여아의 친사회적 행동에 대한 관련 변인들의 설명력은 53%로 나타났다. 이들을 종합하여 여아의 친사회적 행동에 대한 기질, 정서조절, 교사-유아 관계의 직접효과와 간접효과 및 총 효과는 <표 5>와 같다.
후속연구
즉 교사의 유아에 대한 관계는 여아보다 남아에게 더 갈등적이며 덜 친밀 할 수 있으므로 교사-유아의 친밀감이나 갈등 관계의 성별에 따른 차이가 친사회적 행동이나 사회적 능력에 미치는 영향이 남아와 여아에 따라 다르게 나타난 것이 아닌가 추측된다. 그러나 이러한 해석은 본 연구에서 친사회적 행동에 대한 교사-유아 관계의 효과에 따른 성별 차이의 통계적 유의성 검증이 이루어지지 않아 신중을 기하여야 한다. 또한 본 연구에서와 같이 유아의 친사회적 행동에 대한 교사-유아 관계의 영향의 성별 차이를 직접적으로 살펴 본 선행 연구는 없어 심층적인 논의는 어려우므로 이에 대한 후속 연구가 필요하다.
이와 같이 단일 보고에 의한 측정이 이루어질 경우 유아들의 점수의 높은 공유변량 및 측정 오류의 개입의 가능성이 있으며 결과의 일반화에 문제점이 제기될 수 있다. 그러므로 친사회적 행동의 경우 유아 관찰 및 면접, 기질과 정서조절의 경우 부모보고가 포함된 다중원적 측정이 병행되어 본 이론적 모형이 반복하여 검증되어 한층 심도있는 분석이 이루어져 좀 더 객관화 하고 일반화 할 수 있는 결과를 도출할 필요가 있다. 둘째, 본 연구는 유아 변인과 교사 변인에 한정되어 유아의 친사회적 행동에 미치는 영향을 살펴보고 있다.
그러나 이러한 해석은 본 연구에서 친사회적 행동에 대한 교사-유아 관계의 효과에 따른 성별 차이의 통계적 유의성 검증이 이루어지지 않아 신중을 기하여야 한다. 또한 본 연구에서와 같이 유아의 친사회적 행동에 대한 교사-유아 관계의 영향의 성별 차이를 직접적으로 살펴 본 선행 연구는 없어 심층적인 논의는 어려우므로 이에 대한 후속 연구가 필요하다.
본 연구의 결과는 유아의 친사회적 행동에 대하여 유아의 기질과 정서조절 및 교사-유아 관계의 영향이 어떠한 경로로 직 · 간접적인 영향을 미치며 이러한 경로가 남아와 여아 간에 차이가 있는지를 이해하는데 도움이 되고 나아가 유아의 친사회적 행동 증진 프로그램의 기초자료가 되리라 기대한다.
유아의 친사회적 행동에 부모의 양육행동이나 직접적인 친사회적 행동이 중요한 영향을 미칠 수 있으므로 후속연구에서는 이들 변인을 포함하여 유아의 친사회적 행동에 대한 관련 변인들의 경로를 밝힐 수 있어야 할 것이다. 셋째, 본 연구에서는 측정도구의 타당성을 검증하기 위한 확인적 요인분석의 실시와 매개효과의 통계적 유의성을 검증하지 못한 제한점이 있으며, 후속 연구에서는 측정모형의 타당성 검증과 매개효과의 통계적 유의성의 검증이 보완되어야 할 것이다.
둘째, 본 연구는 유아 변인과 교사 변인에 한정되어 유아의 친사회적 행동에 미치는 영향을 살펴보고 있다. 유아의 친사회적 행동에 부모의 양육행동이나 직접적인 친사회적 행동이 중요한 영향을 미칠 수 있으므로 후속연구에서는 이들 변인을 포함하여 유아의 친사회적 행동에 대한 관련 변인들의 경로를 밝힐 수 있어야 할 것이다. 셋째, 본 연구에서는 측정도구의 타당성을 검증하기 위한 확인적 요인분석의 실시와 매개효과의 통계적 유의성을 검증하지 못한 제한점이 있으며, 후속 연구에서는 측정모형의 타당성 검증과 매개효과의 통계적 유의성의 검증이 보완되어야 할 것이다.
본 연구의 결과를 일반화하기 위한 제한점과 후속 연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 유아의 기질, 정서조절, 교사-유아 관계 및 친사회적 행동의 측정을 교사보고에만 의존한 한계가 있다. 이와 같이 단일 보고에 의한 측정이 이루어질 경우 유아들의 점수의 높은 공유변량 및 측정 오류의 개입의 가능성이 있으며 결과의 일반화에 문제점이 제기될 수 있다.
질의응답
핵심어
질문
논문에서 추출한 답변
정서조절이란 무엇인가?
유아의 정서조절 또한 친사회적 행동의 중요한 선행요인이다(곽금주 등 역, 2012). 정서조절은 목표를 달성하기 위하여 정서적 각성을 억제하거나 높이고 유지하며 조절하는 능력을 의미하며(Eisenberg, Fabes, & Spinrad, 2006) 상황에 따라 반응을 억제하고 지연하는 능력 뿐만 아니라 정서 경험을 사회적으로 인정되는 방법으로 반응하는 능력을 포함한다(Cole, Michel, & Teti, 1994, 김지현, 2006, 재인용). 유아의 친사회적 행동과 정서조절능력의 관계를 살펴본 연구에 의하면 유아의 정서 자기조절능력은 친사회적 행동과 높은 상관이 나타났으며(김규수, 박승순, 권소영, 2003), 기질적인 정서와 조절의 조합은 친사회적 행동을 예측하고(Eisenberg et al.
친사회적 행동이란?
친사회적 행동이란 자신의 행동에 대한 보상의 기대 없이 타인의 행복에 관심을 갖고 다른 사람을 이롭게 하는 행동을 의미하며(장영숙 등, 2003; Berk, 2006) 돕기, 나누기, 협력하기, 편안하게 해주기 등의 행동이 포함된다(송명자, 1996).
유아의 친사회적 행동이 기질적인 기초를 가지고 있다는 주장은 어떤 관점에서 본 것인가?
유아의 친사회적 행동이 기질적인 기초를 가지고 있다는 주장은 지속적으로 주목을 받고 있다(조은진, 2003; 홍혜란 등, 2008). 이는 기질이 생애 초기에 나타나는 정서적 반응성과 조절에 있어 안정적인 개인차이(Berk, 2006; Kail, 2007)이며 이러한 개인차는 개인의 행동기능의 차이를 야기한다(곽금주 등 역, 2012)는 관점에 근거한다. 즉 친사회적 행동은 대부분의 경우 자신을 통제(self-control)하고 감정과 행동을 조절하는 능력이 선행되어야 하므로 정서적 반응과 조절의 생물학적인 기초인 기질과 밀접한 관계가 있다는 관점이다. 실제로 유아의 기질에 따라 친사회적 행동이 유의한 차이가 있다는 연구(김미경, 정정란, 2005), 유아의 기질 유형에 따라 돕기, 나누기, 위안, 협동 행동에 차이가 있다는 연구(나은영, 2006), 남아와 여아의 적응성 기질과 친사회적 행동은 유의한 관계가 있다는 연구(박경자, 1999)들은 이러한 관점을 지지하고 있다.
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