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문제 정의
- 예로 교사-유아 상호작용, 또래와의 경험 등 유아교육기관의 경험은 어머니의 정서적 가용성과 유아의 의도적 통제, 유아교육기관 적응 간의 관계를 보완할 수도 있으므로 후속 연구에서는 이들 변인들 간의 관계를 살펴보는 것이 필요하리라고 본다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 가정과 교육기관이라는 두 생태학적 맥락을 연결짓는 기제로서의 유아의 의도적 통제의 역할을 규명함으로서 유아교육기관 적응을 위한 중재프로그램을 고안할 때 의도적 통제를 포함시킨 접근방법이 중요하다는 점을 시사해 줌으로써 보다 넓은 관점으로 유아의 유아교육기관 적응을 증진시킬 수 있는 방법을 제시함으로서 그 의의가 있다고 본다.
- 본 연구에서 선정한 이론모형을 검증하기 전, 각 이론 변인을 측정하는 척도들이 적절하게 이론 변인을 측정하는지를 알아보고자 확인적 요인분석을 실시하였다.
- 만일 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아교육기관의 적응에 영향을 미치는 가운데 유아의 의도적 통제가 매개 역할을 한다면 환경적 맥락에서의 어머니 유아관계와 유아의 개인적 특성이 각각 유아의 유아교육기관 적응에 단독적으로 영향을 미치기 보다는 어머니-유아의 관계에 의해 영향을 받은 의도적 통제의 향상을 통해 영향을 주게 된다고도 이해할 수 있다. 이에 본 연구에서는 어머니-유아 관계에서의 정서적 가용성과 유아의 의도적 통제 및 유아의 유아교육기관 간의 관계를 알아보고, 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는데 유아의 의도적 통제가 매개역할을 하는 지 살펴보고자 한다.
제안 방법
- 둘째, 본 연구에서는 교사가 작성한 질문지를 통해 의도적 통제를 평가하여 교사 관점에서의 의도적 통제만을 측정하였다. 의도적 통제는 부모평정 그리고 실험측정에 의하여도 측정이 가능하므로 추후에는 다양한 실험과 검사를 통해 의도적 통제를 세밀히 측정할 필요가 있다.
- 또한 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위하여 Cronbach's α를 산출하였으며, 측정변인들 간의 관계를 분석하기 위하여 적률상관계수를 산출하였다. 또한 구조방정식 모형 검증에서 최대우도법을 사용하기 위한 정상분포 가정의 충족 정도를 알아보기 위해 각 측정변인들의 왜도와 첨도를 산출하였다. 연구문제의 분석을 위해 Amos 18.
- 교사 일인 당 평정한 유아의 수는 최소 2인에서 최대 7인이었다. 또한 어머니-유아의 정서적 가용성을 측정하기 위해, 유치원의 일과가 끝난 오후 시간 어머니들이 기관을 방문하여 어머니-유아 상호작용을 실시하였으며, 전 과정은 비디오로 녹화하였다.
- 또한 유아의 인구학적 특성 중 유아의 성과 어머니-유아의 정서적 가용성, 유아의 의도적 통제, 유아의 유아교육기관 적응 간의 유의한 관계가 나타나 본 연구의 이론모형을 검증할 때 유아의 성을 통제한 상태에서 분석하였다.
- 어머니-유아의 정서적 가용성을 측정하기 위하여 연구 참여에 동의한 어머니-유아 222명을 대상으로 유치원을 방문하여 본 연구자와 아동학 석사 이상의 연구보조자 2명이 해당 기관을 방문하여 실시하였다. 먼저 어머니-유아 상호작용 관찰을 위해 기관과 협의한 후 기관을 방문하였으며, 방문한 첫날 교사에게 질문지를 전달하였다. 교사 일인 당 평정한 유아의 수는 최소 2인에서 최대 7인이었다.
- 측정모형은 구조방정식 모형(Structural Equasion Modeling: SEM)을 사용하여 분석하였으며, 모형검증을 위한 미지수와 부합지수들의 계산은 최대우도법을 사용하였다. 모형의 적절성을 평가하기 위해서 표본크기에 따라 값이 크게 변하지 않고, 모형의 간명도를 반영하는 표준카이자승을 선정하였고, 절대적 적합적 지수인 RMSEA와 상대적 적합도 지수인 CFI, TLI, NFI를 적합도 지수로 사용하였다. RMSEA의 경우 .
- 각 문항은 어머니로 하여금 평소 유아가 보인 행동을 근거로, ‘전혀 그렇지 않다’의 1점부터 ‘대단히 그렇다’의 7점까지의 7점 척도로 평정하도록 되어 있다. 본 연구에서는 교사 평정을 실시하여 교사평정에 적절치 않은 문항은 교사의 자문을 거쳐 수정하였다. 하위 영역별로 가능한 점수의 범위는 주의 맞추기 1∼63점, 억제 통제 1∼91점, 주의 전환 1∼35점이며, 가능한 총점의 범위는 27∼189점으로, 점수가 높을수록 유아가 하위영역별 특성을 많이 가지고 있고, 또 의도적 통제를 잘한다는 것을 의미한다.
- 본 연구에서는 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 과정에서 유아의 의도적 통제가 매개역할을 하는지 검증하기 위해 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 미치는 영향에 대해 총효과모형을 통하여, 그리고 어머니-유아의 정서적 가용성과 유아의 의도적 통제에 미치는 영향, 유아의 의도적 통제가 유아의 유아교육기관 적응에 미치는 영향, 마지막으로 의도적 통제의 매개효과에 대해 이론모형을 통해 검증하였다. 이에 대해 논의하면 다음과 같다.
- 그러므로 어머니와 유아의 행동에서 상호적이지 않으면 좋은 점수를 받을 수 없다. 본 연구자는 척도의 개발자인 Zeynep Biringen에게 원격 훈련 테잎으로 신뢰도 훈련을 받고 자격인증을 받았으며, 본 연구 관찰항목의 신뢰도를 산출하기 위해 본 연구대상에 포함되지 않는 4사례에 대해 본 연구자와 신뢰도 훈련을 같이 받은 아동학 전문가 한명과 사례를 보면서 점수에 대해 논의한 후, 전체 사례 중 15%에 해당하는 30사례에 대해 평정하여 기록하였다. 이를 근거로 산출한 관찰자간 신뢰도는 .
- 하위 영역별로 가능한 점수의 범위는 주의 맞추기 1∼63점, 억제 통제 1∼91점, 주의 전환 1∼35점이며, 가능한 총점의 범위는 27∼189점으로, 점수가 높을수록 유아가 하위영역별 특성을 많이 가지고 있고, 또 의도적 통제를 잘한다는 것을 의미한다. 부정형 문항(1, 2, 4, 6, 7, 8, 11, 12, 13, 20, 22, 24, 27)은 역산하여 처리하였다. 전체 27문항에 대한 내적합치도 계수 Cronbach α는 .
- 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 과정에서 유아 의도적 통제의 매개효과를 분석하기 위해 본 연구에서 제시한 이론모형을 분석하였으며, 최적의 모형을 확인하기 위하여 최대우도법을 사용하여 구조방정식 모형의 적합도를 검증하였다. 이론모형의 적합도는 χ2=241.
- 유아의 교육기관 적응을 평가하기 위해 Buhs와 Ladd(2001)의 학교적응 척도 (Teacher Rating Scale of School Adjustment: TRSSA)를 연구자가 번안하여 사용하였다. Buhs와 Ladd(2001)의 학교적응 척도는 학교선호(5문항), 학교회피(5문항), 교사와의 관계(5문항), 협동적 참여(7문항), 독립적 참여(4문항)으로 구성되어 있는데, 학교선호는 유아가 유아교육기관을 좋아하는 정도를 의미하며, '유아교육기관에 가기를 좋아한다', '유아교육기관에서 즐겁게 지낸다' 등의 문항을 포함한다.
- 측정변인의 평균, 표준편차 측정변인들 간 적률상관계수를 산출한 결과는 <Table 1>에 제시한 바와 같다. 이때 측정변인들의 점수가 유아의 인구학적 특성(성, 월령, 출생순위)와 관련이 있는지를 알아보기 위하여 인구학적 특성을 포함하여 분석하였다.
- 이론 모형의 분석에 앞서 매개 변인을 제외한 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 미치는 총효과모형을 검증하였다. 검증결과 χ2=147.
- 097로 나타났다. 이를 통해 볼 때 CFI 수준 및 RMSEA 수준이 대체로 수용할 만한 수준인 것으로 판단되어, 연구자가 설정한 측정 구조를 본 분석에 그대로 사용하였다.
대상 데이터
- 본 연구에 참여한 유아의 연령은 평균 5세 5개월 (범위: 51개월～75개월)이었다. 연구대상 유아 가족의 일반적인 특성은 아버지가 평균 36.
- 본 연구의 대상은 대구광역시에 위치한 유치원 6곳의 만 5세 유아 222명 (남 110명, 여 112명)과 그들의 어머니 222명이었다. 연구대상을 선정하기 위해 대구광역시의 동구, 북구, 달서구에 위치한 유치원 6곳을 임의 선정하였다.
- 어머니-유아의 정서적 가용성을 측정하기 위하여 연구 참여에 동의한 어머니-유아 222명을 대상으로 유치원을 방문하여 본 연구자와 아동학 석사 이상의 연구보조자 2명이 해당 기관을 방문하여 실시하였다. 먼저 어머니-유아 상호작용 관찰을 위해 기관과 협의한 후 기관을 방문하였으며, 방문한 첫날 교사에게 질문지를 전달하였다.
- 본 연구의 대상은 대구광역시에 위치한 유치원 6곳의 만 5세 유아 222명 (남 110명, 여 112명)과 그들의 어머니 222명이었다. 연구대상을 선정하기 위해 대구광역시의 동구, 북구, 달서구에 위치한 유치원 6곳을 임의 선정하였다.
데이터처리
- 또한 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위하여 Cronbach's α를 산출하였으며, 측정변인들 간의 관계를 분석하기 위하여 적률상관계수를 산출하였다.
- 매개효과의 통계적 유의성을 확인하기 위하여 Bootstrapping으로 간접효과의 통계적 유의성을 검증하였다. Shrout와 Bolger(2002)의 제안에 따라 신뢰구간 95%에서 간접효과의 유의도를 검증할 때 간접효과의 신뢰구간이 0을 포함하지 않을 경우 α=.
- 본 연구에서 수집된 자료는 SPSS WIN 12.0을 사용하여 빈도와 백분율을 산출하였다. 또한 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위하여 Cronbach's α를 산출하였으며, 측정변인들 간의 관계를 분석하기 위하여 적률상관계수를 산출하였다.
- 본 연구에서 측정한 어머니의 정서적 가용성과 유아의 의도적 통제, 유아교육기관 적응에 대한 평균 및 표준편차를 측정하였으며, 본 연구에서 측정한 측정 변인들 간의 관계를 알아보기 위하여 측정변인 간 적률상관계수를 측정하였다. 측정변인의 평균, 표준편차 측정변인들 간 적률상관계수를 산출한 결과는 <Table 1>에 제시한 바와 같다.
- 또한 구조방정식 모형 검증에서 최대우도법을 사용하기 위한 정상분포 가정의 충족 정도를 알아보기 위해 각 측정변인들의 왜도와 첨도를 산출하였다. 연구문제의 분석을 위해 Amos 18.0 프로그램을 이용하여 측정모형과 연구모형을 검증하였다. 측정모형은 구조방정식 모형(Structural Equasion Modeling: SEM)을 사용하여 분석하였으며, 모형검증을 위한 미지수와 부합지수들의 계산은 최대우도법을 사용하였다.
이론/모형
- 어머니-유아의 정서적 가용성을 측정하기 위해 Biringen et al.(1998)가 개발한 정서적 가용성 척도 아동중기판 (The Emotional Availability Scales, 3rd edition, Middle Childhood Version)을 선행연구자가 번안한 정서적 가용성 척도 영유아기판(Min, 2009)을 참고하여 번안 후 사용하였다. 정서적 가용성 척도(EA Scales)는 어머니 척도와 유아 척도로 구분되어 있다.
- 표준카이자승의 비율은 5이하면 바람직하다고 보며(Tanaka, 1987), 2-3 이하이면 비교적 잘 맞는 적합도를 나타낸다고 여겨진다(Cho, 1996). 또한, 매개모형 검증절차는 Bae(2009)의 검증절차를 따랐으며, 모형비교 및 Bootstrapping 방법을 사용하여 변인 간의 매개효과 및 통계적 유의성을 검증하였다.
- 유아의 의도적 통제를 측정하기 위하여 Rothbart et al. (1994)이 개발한 아동 행동 질문지(Child Behavior Questionnaire: CBQ)를 연구자가 번안하여 사용하였다. 의도적 통제는 주의 맞추기의 9문항, 억제 통제의 13문항, 주의 전환의 5문항으로 구성되어 있으며, 주의 맞추기는 활동 중에 주의 초점을 유지하는 경향을 의미하며 '그림을 그리거나 색칠을 할 때 매우 집중하면서 한다' 등의 문항을 포함한다.
- 84보다 작으므로 완전매개모형이 더욱 간명하게 수정되었으나 모형의 부합도는 나빠지지는 않은 것이다. 이에 따라 완전매개모형을 최종 모형으로 선정하고 최종 분석하였다. 완전매개모형의 경로와 표준화 계수는 [Figure 4]와 같으며, 매개효과 분석결과 나타난 공변량 분해는 <Table 2>와 같다.
- 0 프로그램을 이용하여 측정모형과 연구모형을 검증하였다. 측정모형은 구조방정식 모형(Structural Equasion Modeling: SEM)을 사용하여 분석하였으며, 모형검증을 위한 미지수와 부합지수들의 계산은 최대우도법을 사용하였다. 모형의 적절성을 평가하기 위해서 표본크기에 따라 값이 크게 변하지 않고, 모형의 간명도를 반영하는 표준카이자승을 선정하였고, 절대적 적합적 지수인 RMSEA와 상대적 적합도 지수인 CFI, TLI, NFI를 적합도 지수로 사용하였다.
성능/효과
- Shrout와 Bolger(2002)의 제안에 따라 신뢰구간 95%에서 간접효과의 유의도를 검증할 때 간접효과의 신뢰구간이 0을 포함하지 않을 경우 α=.05 수준에서 유의한 것으로 판단할 수 있는데, 에서 제시한 바와 같이 어머니-유아의 정서적 가용성에서 유아의 의도적 통제, 유아의 유아교육기관 적응으로 향하는 경로가 95% 신뢰기준을 기준으로 하였을 때 0을 포함하지 않으므로 유아의 유아교육기관 적응에 대한 어머니의 정서적 가용성의 간접효과는 유의한 것으로 나타났다.
- 넷째, 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 영향력은 이론모형을 통해 유아의 의도적 통제의 간접영향이 투입되었을 때 유의하지 않은 것으로 나타나, 유아의 의도적 통제는 어머니의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 과정에서 완전 매개역할을 하는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 어머니-유아의 정서적 관계가 유아로 하여금 유아교육기관에 적응하도록 하는데 있어 직접적으로 영향을 미친다기 보다는 유아가 어머니와 상호 정서조율을 하는 과정에서 의도적 통제 능력을 형성하고 이를 바탕으로 교사 및 또래와 적절한 관계를 형성하며 과업을 독립적이며 협동적으로 수행하며, 교육기관에서의 생활을 즐기는 등 적응을 잘 하게 된 것으로 해석해 볼 수 있다.
- 둘째, 어머니-유아의 정서적 가용성은 유아의 의도적 통제에 직접 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 연구결과는 어머니의 정서 표현이 유아의 의도적 통제에 영향을 미치는 것으로 나타난 선행연구들(Dennis, 2006; Kochanska et al.
- 05 수준에서 유의한 것으로 판단할 수 있는데, <Table 3>에서 제시한 바와 같이 어머니-유아의 정서적 가용성에서 유아의 의도적 통제, 유아의 유아교육기관 적응으로 향하는 경로가 95% 신뢰기준을 기준으로 하였을 때 0을 포함하지 않으므로 유아의 유아교육기관 적응에 대한 어머니의 정서적 가용성의 간접효과는 유의한 것으로 나타났다. 따라서 유아의 의도적 통제는 어머니의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 과정에서 완전 매개역할을 하는 것으로 나타났다. 이상의 경로들을 통하여 유아의 유아교육기관 적응은 67% 설명되었다.
- 셋째, 유아의 의도적 통제는 유아의 유아교육기관 적응에 직접 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 결과는 의도적 통제를 잘하는 유아가 사회적 기술 수준이 높은 것으로 나타난 선행연구결과(Caspi et al.
- 완전매개모형의 적합도는 χ2=243.438(df=86, p.<001), χ2/df=2.831, CFI=.916, TLI=.882, RMSEA=.091로 나타나, 완전매개모형은 부분매개모형에 비해 자유도가 1증가하였을 때 χ2 값이 1.631 정도 증가한 것으로 나타났다.
- 이론모형의 적합도는 χ2=241.807(df=85, p.<001), χ2/df=2.845, CFI=.916, TLI=.881, RMSEA=.091로 나타나 대체로 적합한 수준으로 나타났다.
- 따라서 유아의 의도적 통제는 어머니의 정서적 가용성이 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 과정에서 완전 매개역할을 하는 것으로 나타났다. 이상의 경로들을 통하여 유아의 유아교육기관 적응은 67% 설명되었다.
- 69)을 보였다. 이와 같은 결과를 통해 볼 때, 어머니의 정서적 가용성, 유아의 의도적 통제, 유아의 유아교육기관 적응은 모두 유의한 관계가 있는 것으로 나타나 변인들 간의 관계의 탐색 가능성을 뒷받침하는 것으로 보인다. 한편, 측정변인들이 정상분포를 이루고 있는지 확인해 보고자 측정변인들에 대한 왜도와 첨도를 살펴본 결과, 대부분의 변인들에서 왜도와 첨도가 1 미만으로 나타나, 대부분의 측정 변인이 구조방정식 모형 검증의 최대우도 법을 사용하기 위한 정상분포 가정을 충족하는 것으로 나타났다.
- 종합해 보면, 유아의 유아교육기관 적응에는 어머니-유아의 정서적 가용성이 주요한 역할을 할 것으로 예측된다. 또한 그 관계를 매개하는 개인 내적 변인으로 유아의 의도적 통제가 주요한 역할을 할 것으로 예측되나 이에 대한 검증은 미약한 실정이다.
- 즉, 본 연구를 통해 볼 때 충동을 억제하고, 즉각적인 행동을 지연하며, 정서가 각성되는 상황에서도 자발적으로 주의를 맞추고 주의를 전환하며, 의도적으로 행동을 잘 조절할 수 있는 유아는 유아교육기관에서 교사의 지시를 잘 따르거나, 과제를 잘 수행하며, 친구를 쉽게 사귀거나 타인과 협동하는 등 사회적으로 잘 적응하며, 또한 학교생활을 선호하고 회피하는 등 정서적인 측면에서도 잘 적응할 수 있음을 알 수 있다. 따라서 자신 내에 발생하는 강한 정서 반응을 의도적으로 조절할 수 있는 유아는 또래나 교사와의 갈등 상황에서 자신의 감정을 처리하고 의견 차이를 타협하거나, 과제나 일과를 수행하는 가운데도 독립적으로 행동할 수 있을 것으로 예측된다.
- 첫째, 총효과모형의 검증결과 어머니-유아의 정서적 가용성은 유아의 유아교육기관 적응에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같은 연구결과는 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아의 사회적인 기술, 공격성, 또래 배척, 문제 행동, 외로움 등의 유아가 교육기관에서 보이는 다양한 적응행동들을 예측하는 것으로 나타난 Biringen et al.
- 이와 같은 결과를 통해 볼 때, 어머니의 정서적 가용성, 유아의 의도적 통제, 유아의 유아교육기관 적응은 모두 유의한 관계가 있는 것으로 나타나 변인들 간의 관계의 탐색 가능성을 뒷받침하는 것으로 보인다. 한편, 측정변인들이 정상분포를 이루고 있는지 확인해 보고자 측정변인들에 대한 왜도와 첨도를 살펴본 결과, 대부분의 변인들에서 왜도와 첨도가 1 미만으로 나타나, 대부분의 측정 변인이 구조방정식 모형 검증의 최대우도 법을 사용하기 위한 정상분포 가정을 충족하는 것으로 나타났다.
후속연구
- 따라서 어머니-유아의 정서적 가용성이 유아로 하여 교육기관의 적응할 수 있도록 돕는 유아의 의도적 통제에 영향을 미치고 있다는 본 연구결과는 유아기 시기의 새로운 환경에서의 적응은 영유아기부터 지속되어온 어머니- 유아의 정서적 관계의 질과 의도적 통제에 의해서부터 비롯되며, 특히 어머니-유아의 정서적 관계의 질은 유아기 시기 및 이후의 학업적 성취에 까지 간접적으로 영향을 미칠 수 있는 중요한 요인이라고 해석해 볼 수 있다. 그러므로 유아기 시기 그리고 이후의 교육기관 적응에 까지 지속적으로 긍정적인 영향을 주기 위해서는 우리나라 어머니를 대상으로 정서적 가용성 증진 부모교육프로그램을 개발하여 실행하는 것도 효과적일 것으로 기대된다.
- 셋째, 본 연구의 측정변인에 영항을 미칠 수 있는 잠재적인 가외 변인들이 있을 수 있다. 예로 교사-유아 상호작용, 또래와의 경험 등 유아교육기관의 경험은 어머니의 정서적 가용성과 유아의 의도적 통제, 유아교육기관 적응 간의 관계를 보완할 수도 있으므로 후속 연구에서는 이들 변인들 간의 관계를 살펴보는 것이 필요하리라고 본다. 그럼에도 불구하고 본 연구는 가정과 교육기관이라는 두 생태학적 맥락을 연결짓는 기제로서의 유아의 의도적 통제의 역할을 규명함으로서 유아교육기관 적응을 위한 중재프로그램을 고안할 때 의도적 통제를 포함시킨 접근방법이 중요하다는 점을 시사해 줌으로써 보다 넓은 관점으로 유아의 유아교육기관 적응을 증진시킬 수 있는 방법을 제시함으로서 그 의의가 있다고 본다.
- 둘째, 본 연구에서는 교사가 작성한 질문지를 통해 의도적 통제를 평가하여 교사 관점에서의 의도적 통제만을 측정하였다. 의도적 통제는 부모평정 그리고 실험측정에 의하여도 측정이 가능하므로 추후에는 다양한 실험과 검사를 통해 의도적 통제를 세밀히 측정할 필요가 있다.
- 이러한 연구는 가정환경 맥락에서의 어머니-유아의 관계와 사회적 환경맥락에서의 유아의 유아교육기관 적응간의 관계와 유아기의 의도적 통제 발달과 유아교육기관에서의 적응 간의 관계, 그리고 가정과 기관에서의 유아의 행동을 매개하는 기제로서의 유아의 의도적 통제의 역할을 좀 더 명확히 이해하는데 기여하며, 유아의 유아교육기관 적응을 위한 부모의 역할 및 적응프로그램 개발의 방향성을 제시하는데 기여할 수 있을 것으로 본다.
- 첫째, 본 연구는 상관관계에 기초한 횡단적인 연구이므로 본 연구에서 검증된 모형의 경로가 인과관계를 의미하지는 않는다. 인과관계를 검증하기 위해 어머니-유아의 정서적 가용성과 유아의 유아교육기관 적응의 측정시기를 구분한 종단적 연구를 실시할 필요가 있다.
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