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문제 정의
- 그리고 이 요인들로 이루어진 가설적 모형을 설정한 후 그 모형이 안전생활 실천행동을 설명하고 예측하는데 타당한지 검증함으로써 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 촉진하는 종합적이고 실증적인 간호중재 방안의 기틀을 제공하고자 한다.
- 본 연구는 구조모형 구축 연구로써 건강증진모형[8]을 근거로 학령기 아동의 안전생활 실천행동에 관한 가설적 모형을 설정한 후 횡단적으로 자료를 수집하여 모형의 적합도와 가설을 검증하는 연구이다.
- 본 연구는 학령기 아동을 대상으로 건강증진모형[8]을 토대로 안전생활 실천행동에 영향을 미치는 요인을 파악하여 이러한 요인들로 가설적 모형을 설정하고 그 모형이 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 설명하고 예측하는데 타당한지 모형의 적합도와 가설을 검증하고자 실시되었다.
- 본 연구는 학령기 아동을 대상으로 건강증진모형[8]을 토대로 안전생활 실천행동에 영향을 미치는 요인을 파악하여 이러한 요인들로 가설적 모형을 설정하고 이 모형이 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 설명하고 예측하는데 타당한지 모형의 적합도와 가설을 검증하였다.
- 이에 본 연구는 여러 분야에서 다양한 연령과 직업의 대상자를 통해 건강증진행위는 물론, 아동을 대상으로 구강건강증진행위, 예방접종과 운동행위, 교육프로그램의 효과 등의 구성요인을 설명하고 예측하는 통합적 모형으로 널리 사용되고 검증되었던 건강증진모형[8]을 토대로, 학령기 아동의 안전생활 실천행동에 영향을 미치는 요인들을 조사하였다. 그리고 이 요인들로 이루어진 가설적 모형을 설정한 후 그 모형이 안전생활 실천행동을 설명하고 예측하는데 타당한지 검증함으로써 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 촉진하는 종합적이고 실증적인 간호중재 방안의 기틀을 제공하고자 한다.
- 참여자가 아동임을 고려하여 담임교사와 보건교사가 참여자 아동에게 설문지에 응답하는 도중에도 참여를 원치 않을 경우 언제든지 거부하거나 중단할 수 있고, 응답을 거부해도 피해를 받지 않을 것이라는 내용을 포함해 충분한 설명을 하고 난 후 자발적으로 본 연구에 참여한다는 서명을 받았으며, 교사가 참여자들에게 연구의 필요성과 기술방법을 설명하도록 하였다.
제안 방법
- 가설적 모형의 적합도 검증 결과 적합도 지수는 우수하였으나, 가설 검증 과정에서 유의하지 않은 경로가 많이 포함되어 있어 모형의 부분적 수정이 필요하다고 판단되어 통계적으로 유의성이 없는 경로를 제거하는 방법을 이용하였다. 모형 수정 과정 중 유의하지 않아 제거된 대부분 경로의 외생 변수가 안전사고 경험과 안전교육 경험이었다.
- 또한, 전체적인 간접 효과의 결과가 유의하게 나온다 해도 그것이 어떤경로를 통해 영향을 미치는 것인지 알 수 없다고 판단하였다. 그 결과, 통계적으로 유의성이 없는 경로를 단계적으로 제거하는 방법을 이용하여 모형의 간명도를 높이는 동시에 수정지수를 고려하여 적합도를 유지하는 과정을 반복적으로 수행하여 수정모형을 도출하였다.
- 본 연구의 가설적 모형을 설정하는 과정에서 선행 연구에서 이미 안전생활 실천행동의 예측 요인으로 확인되었거나 반복적으로 검증된 변수들을 포함해 선정한 결과, 학령기 아동의 안전생활 실천 행동 예측변수로 8개의 이론변수를 확인하였다. 그리고 건강증진 모형[8]의 개인적 특성과 경험, 행위와 관련된 인지와 감정, 행위 결과 간의 상호작용과 인과관계를 고려하여 외생 변수로 안전사고 경험, 안전교육 경험, 불안, 충동성을, 내생 변수로는 안전생활 실천지식, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감으로 구성된 가설적 구조모형을 구축한 후 적합도 및 효과분석과 가설 검증을 통해 최종 수정모형을 구축하였다.
- 따라서, 모형 전체의 적합도가 우수함에도 불구하고, 가설적 모형이 간접 효과의 경로가 너무 많아 유의하지 않은 간접 효과 경로들 때문에 유의한 경로까지 나타나지 않을 수 있기 때문에 잠재변수 간 경로를 추가하거나 제거하는 방법을 사용하였다[20]. 또한, 전체적인 간접 효과의 결과가 유의하게 나온다 해도 그것이 어떤경로를 통해 영향을 미치는 것인지 알 수 없다고 판단하였다.
- 본 연구의 자료 분석을 위해 연구 대상자의 일반적 특성, 안전생활 실천행동, 안전생활 실천지식, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 안전사고 경험, 안전교육 경험, 불안, 충동성은 빈도 분석을 통한 평균과 표준편차를 이용하여 분석하였고, 연구 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α 계수로 분석하였다. 또한, 연구 도구의 구성타당도는 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 마지막으로 선행 연구를 통해 도출된 다양한 변수 간의 상관관계 및 인과관계를 파악하기 위해 모형의 적합도를 검증하였다.
- 또한, 연구 도구의 구성타당도는 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 마지막으로 선행 연구를 통해 도출된 다양한 변수 간의 상관관계 및 인과관계를 파악하기 위해 모형의 적합도를 검증하였다. 수집된 자료는 SPSS Windows 18.
- 본 연구 모형의 간결성을 위해 연구 변수에 대한 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 요인 추출 방식은 orthogonal varimax 회전 방식의 주성분을 이용하였고, 반복적인 탐색적 요인 분석을 통해 문항이 가지는 설명력의 크기라고 할 수 있는 문항별 요인부하량(factor loading)이 낮은 문항을 삭제하였는데, 요인부하량의 일반적인 기준이 0.
- 본 연구는 건강증진모형[8]을 토대로 선행 연구와 문헌고찰을 통해 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 설명하는 요인들을 파악하여 변수들 간의 인과적 관계 및 영향력을 규명하는 가설적 모형을 구축한 후 가설적 모형과 실제 자료 간의 적합도 검증으로 예측모형을 제시한다.
- 본 연구에서는 원도구인 대인관계 지지 척도(Interpersonal Support Evaluation List [ISEL])[14]를 한국 성인 대상으로 변형하여 사용한 선행 연구[15]에서 다시 학령기 아동에 맞게 수정한 10문항 5점 척도 도구[16]로 측정하였으며, 점수가 높을수록 대인관계 지지 정도가 높음을 의미한다. 학령기 아동에 맞게 수정한 연구[16]에서 Cronbach’s α는 .
- 학령기 아동의 안전생활 실천을 설명하는 모형을 개발하기 위해 건강증진모형[8]과 문헌고찰을 통해 파악한 내용을 토대로 개인적 특성과 경험, 행위와 관련된 인지와 감정, 행위 결과로 구분하여 본 연구의 개념적 기틀을 도출하였다(Figure 1).
대상 데이터
- 본 연구는 2012년 5월 1일부터 2012년 7월 31일까지 대상 학교에 설문 조사 협조 공문을 보낸 후 대상자가 소속된 학교의 기관장과 보건교사, 담임교사의 협조를 받아 실시하였다.
- 본 연구의 대상은 학령기 아동으로 전국 5개 도시인 서울특별시, 경기도, 충청북도, 경상남도, 전라남도에 소재한 5개 초등학교 5, 6학년에게 자료 수집을 실시하였다. 초등학생의 안전생활 실천행동에 관한 선행 연구에서 연구 대상자 수가 400-1200명으로 다양하게 분포되어 있고, 공변량 구조분석을 할 경우 표본의 크기에 관한 일반적인 기준은 없지만 권장할 만한 수준으로 200명 정도를 제안한 주장에 근거하여[9], 본 연구에서는 10%의 탈락율을 예상하여 설문지 500부를 배부하고 489부를 자료분석에 이용하였다.
- 본 연구의 대상은 학령기 아동으로 전국 5개 도시인 서울특별시, 경기도, 충청북도, 경상남도, 전라남도에 소재한 5개 초등학교 5, 6학년에게 자료 수집을 실시하였다. 초등학생의 안전생활 실천행동에 관한 선행 연구에서 연구 대상자 수가 400-1200명으로 다양하게 분포되어 있고, 공변량 구조분석을 할 경우 표본의 크기에 관한 일반적인 기준은 없지만 권장할 만한 수준으로 200명 정도를 제안한 주장에 근거하여[9], 본 연구에서는 10%의 탈락율을 예상하여 설문지 500부를 배부하고 489부를 자료분석에 이용하였다.
데이터처리
- 본 연구의 자료 분석을 위해 연구 대상자의 일반적 특성, 안전생활 실천행동, 안전생활 실천지식, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 안전사고 경험, 안전교육 경험, 불안, 충동성은 빈도 분석을 통한 평균과 표준편차를 이용하여 분석하였고, 연구 도구의 신뢰도는 Cronbach’s α 계수로 분석하였다.
- 본 연구 모형의 간결성을 위해 연구 변수에 대한 탐색적 요인 분석을 실시하였다. 요인 추출 방식은 orthogonal varimax 회전 방식의 주성분을 이용하였고, 반복적인 탐색적 요인 분석을 통해 문항이 가지는 설명력의 크기라고 할 수 있는 문항별 요인부하량(factor loading)이 낮은 문항을 삭제하였는데, 요인부하량의 일반적인 기준이 0.5-0.95이므로, 각 단계에서 0.5 미만인 문항들을 삭제하였으며, 분석 후 구체적인 통계결과는 다음과 같다[18](Table 1).
이론/모형
- 본 연구에서는 자기 효능감 도구[17]를 학령기 아동 대상으로 수정한 10개 문항 5점 척도로 측정한 점수이며, 점수가 높을수록 자기효능감이 높음을 의미한다[16]. 학령기 아동에 맞게 수정한 연구에서 Cronbach’s α는 .
- 초등학생에서 고등학생에 이르기까지 모두 사용가능하고 발달적 측면에서 불안의 변화를 측정하기에 적합한 도구로, 성인 발현 불안 척도를 소아용 척도로 개정[10]하여 한국판 RCMAS (The RevisedChildren’s ManifestAnxiety Scale)로 번안[6]하였다.
성능/효과
- 05로 가설적 모형이 전반적으로 좋은 적합도를 보였다. 그러나 총 18개의 가설 중 5개의 가설이 지지되었고, 9개의 효과만 통계적으로 유의한 결과를 나타냈다. 안전생활 실천행동에 대해 직접 효과를 나타낸 변수는 안전생활 실천지식(β=.
- 또한, 충동성은 대인관계 지지에도 직접적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 따라서, 충동성과 대인관계 지지, 안전생활 실천행동의 인과관계 결과를 종합하면, 충동성은 안전생활 실천행동에 직접적으로 영향을 미치기도 하지만, 대인관계 지지와 같은 다른 매개요인을 통해 결과 변수인 안전생활 실천행동에 간접적인 영향을 준다는 것을 알 수 있다.
- 60이상이면 받아들여진다고 한 기준에 의해 각 도구가 신뢰할 수 있는 도구임을 확인할 수 있었다[19]. 또한, 본 연구의 각 변수들에 대한 정규성을 검정한 결과, 일반적으로 왜도는 3, 첨도는 10을 넘지 않으면 자료가 정규분포를 따른다는 가정을 만족한다는 기준에서 모두 다변량 정규성을 보였다[20].
- 이는 초등학교 여학생에서 안전사고로 인한 심한정도의 손상이 감정의 기복이 심하고, 긴장이나 불안감 및 우울감을 호소하는 경향이 많은 성격인 정서성에서 유의한 차이를 나타냈다고 보고한 것[26]과 유사한 결과였다. 또한, 불안은 자기 효능감에 직접 효과와 총 효과의 영향을 주는 것으로 나타났는데, 이와 같이 불안과 자기 효능감, 안전생활 실천행동의 인과관계 결과를 종합하면, 대학생 대상의 연구에서 자기초점주의, 특성 불안, 자기 효능감이 사회공포에 미치는 영향을 연구한 결과 특성 불안은 자기 효능감을 매개로 사회공포에 영향을 미친다고 보고한 것[27]처럼, 불안이 안전생활 실천행동에 직접적인 영향을 미치지는 않지만 자기 효능감과 같은 다른 매개요인에 영향을 주어 결과 변수인 안전생활 실천행동에 간접적인 영향을 준다고 판단할 수 있다.
- 또한, 안전생활 실천행동에 대해 총 효과를 나타낸 변수는 안전생활 실천지식(β =.56, p =.045), 충동성(β = -.33, p=.020)이었고, 불안은 대인관계 지지(β= -.64, p=.034)와 자기 효능감(β= -.48, p=.041) 결과 변수에서 통계적으로 유의한 총 효과를 나타냈다.
- 학령전기 어린이를 대상으로 사고경향 예측도를 알아본 연구에서 사고와 관련된 높은 특성으로 충동성, 신경증, 외향성, 사회 부적응 등이 연관성이 높은 요인으로 밝혀진 것[28]뿐만 아니라 학교 안전사고와 성격특성과의 관계 연구에서 충동성이 유의하였던 결과[12]와도 유사하여 충동성이 안전생활 실천행동에 부적인 방향으로 유의한 영향을 준다고 설명할 수 있다. 또한, 충동성은 대인관계 지지에도 직접적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 따라서, 충동성과 대인관계 지지, 안전생활 실천행동의 인과관계 결과를 종합하면, 충동성은 안전생활 실천행동에 직접적으로 영향을 미치기도 하지만, 대인관계 지지와 같은 다른 매개요인을 통해 결과 변수인 안전생활 실천행동에 간접적인 영향을 준다는 것을 알 수 있다.
- 본 연구 결과, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 충동성은 학령기 아동의 안전생활 실천행동에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났고 충동성은 직·간접 효과와 총 효과를, 자기 효능감은 직접 효과와 총 효과를, 불안은 간접 효과와 총 효과에서 통계적으로 유의한 결과를 보였다.
- 본 연구에서 사용된 각 변수의 신뢰도 Cronbach’s α는 모두 .60 이상으로, 일반적으로 Cronbach’s α는 .60이상이면 받아들여진다고 한 기준에 의해 각 도구가 신뢰할 수 있는 도구임을 확인할 수 있었다[19].
- 본 연구에서 학령기 아동의 안전생활 실천행동에 영향을 미친 요인을 살펴보면, 안전 생활실천지식, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 안전사고 경험, 안전교육 경험, 불안, 충동성의 8개의 변수 중 안전생활 실천지식, 안전사고 경험과 안전교육 경험을 제외한 5개의 변수가 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났고, 그 중 불안을 제외한 4개의 변수, 즉 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 충동성은 직접적인 효과가 통계적으로 유의하였다. 충동성은 직·간접 효과와 총 효과 모두 유의하게 나타났고, 자기 효능감은 직접 효과와 총 효과가, 불안은 간접 효과와 총 효과가 통계적으로 유의한 변수였다.
- 본 연구에서는 신뢰도 분석을 통해 3문항을 제외하고 12문항을 최종적으로 사용하였으며 Cronbach’s α는 .60이었다.
- 본 연구에서는 신뢰도 분석을 통해 3문항을 제외하고 12문항을 최종적으로 사용하였으며 Cronbach’s α는 .80이었다.
- 본 연구에서는 신뢰도 분석을 통해 3문항을 제외하고 12문항을 최종적으로 사용하였으며Cronbach’s α는 .69였다.
- 본 연구의 가설적 모형을 설정하는 과정에서 선행 연구에서 이미 안전생활 실천행동의 예측 요인으로 확인되었거나 반복적으로 검증된 변수들을 포함해 선정한 결과, 학령기 아동의 안전생활 실천 행동 예측변수로 8개의 이론변수를 확인하였다. 그리고 건강증진 모형[8]의 개인적 특성과 경험, 행위와 관련된 인지와 감정, 행위 결과 간의 상호작용과 인과관계를 고려하여 외생 변수로 안전사고 경험, 안전교육 경험, 불안, 충동성을, 내생 변수로는 안전생활 실천지식, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감으로 구성된 가설적 구조모형을 구축한 후 적합도 및 효과분석과 가설 검증을 통해 최종 수정모형을 구축하였다.
- 본 연구의 구조모형에서 모든 변수가 통계적인 신뢰도 검증과 개념타당성, 판별 타당성을 만족시켰고, 가설적 모형에서는 안전생활 실천행동에 대한 안전생활 실천지식, 충동성의 설명력 50.0%, 수정 모형에서는 안전생활 실천행동에 대한 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 충동성의 설명력이 52.0%로 비교적 높은 수준이었음에도 불구하고, 그 외의 내생 변수인 안전생활 실천지식, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감에 대한 외생 변수의 설명력은 많이 낮은 편이었다. 이러한 결과는 가설적 모형 설정 과정에서 안전생활 실천행동의 예측 변수로 선행 연구에서 확인되었거나 반복적으로 검증된 변수들을 포함해 선정하였으나, 문헌고찰의 양이 제한적이어서 본 연구에서 선택되지 못한 다른 변수들이 있을 수 있고, 도구 선정 과정에서 설문지의 과다한 양으로 인한 대상 아동의 부담을 고려하여 문항 수가 적은 도구를 선택해야 했기 때문에 발생할 수 있는 도구의 적절성 문제, 또한 대부분이 성인을 대상으로 개발된 도구에서 아동의 수준에 맞게 수정된 도구임에도 선행연구의 신뢰도와 본 연구의 통계적인 결과만을 확인하고, 개별적으로 전문가에 의한 내용 타당도 과정을 거치지 못했던 점이 내생 변수에 대한 외생 변수의 설명력을 낮게 했던 요인으로 작용한 것으로 사료된다.
- 본 연구의 구조모형을 통해 건강증진모형[8]에서 개인적 요인 중 심리학적 요인인 불안과 충동성이 안전생활 실천행동에 직·간접적인 영향을 주는 것으로 나타났다.
- 본 연구의 수정모형 가설 12개 중 7개의 가설이 지지 되었고, 간접 효과를 고려한 25개의 효과 중 15개의 효과가 통계적으로 유의하였다. 이와 같은 결과를 반영한 수정모형의 경로도는 Figure 2와 같다.
- 본 연구의 확정된 수정모형의 적합도 검증 결과 가설적 모형에 비해 큰 변화는 없었으나 간명적합지수인 PGFI, PNFI, AIC, BIC,CAIC는 수정모형에서 더 향상되었으며 수정모형에서 설정된 12개 가설 중 7개의 경로가 유의한 것으로 나타났다.이와같이,수정모형의 통계적 유의성과 이론적 의미를 동시에 고려하여 평가한 결과 간명도와 적합도가 높은 것으로 나타나 수정모형을 최종모형으로 확정하였다.
- 불안은 안전생활 실천행동을 설명하는데 간접 효과와 총 효과의 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 초등학교 여학생에서 안전사고로 인한 심한정도의 손상이 감정의 기복이 심하고, 긴장이나 불안감 및 우울감을 호소하는 경향이 많은 성격인 정서성에서 유의한 차이를 나타냈다고 보고한 것[26]과 유사한 결과였다.
- 05로, 통계량의 변화를 살펴보면 가설적 모형의 지수가 더 높아 보이지만 대부분 소수점 두 번째 자리에서 근소한 차이를 보였다. 뿐만 아니라, 모형의 복잡성과 객관성의 차이를 비교하는 간명적합지수인 PGFI는 .68, PNFI는 .71로 가설적 모형보다 높았고, AIC383.90, BIC617.97, CAIC663.97로 가설적 모형보다 낮아 PGFI와 PNFI는 높을수록, AIC, BIC와 CAIC는 낮을수록 좋은 모형이라는 기준에서 볼 때, 수정모형이 가설적 모형보다 적합도가 뛰어나다는 것을 확인할 수 있다[9].
- 수정모형의 적합도 지수는 GFI.93, NFI.90,CFI.91, TLI.90, SRMR .06, RMSEA.05로, 통계량의 변화를 살펴보면 가설적 모형의 지수가 더 높아 보이지만 대부분 소수점 두 번째 자리에서 근소한 차이를 보였다. 뿐만 아니라, 모형의 복잡성과 객관성의 차이를 비교하는 간명적합지수인 PGFI는 .
- 안전교육 경험은 안전생활 실천지식에 직접 효과와 총 효과의 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 학령기 아동의 안전교육 요구도 및 사고예방에 대한 지식 및 태도 연구에서 사고예방 교육의 유무에 따라 사고예방에 대한 지식 및 태도에 유의한 차이를 나타낸 연구 결과[22]와 유사하였다.
- 안전생활 실천태도는 안전생활 실천행동에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 학령기 아동을 대상으로 했던 연구에서 안전사고의 원인이 대부분 자신이 위험상황에 노출되었을 때 자신을 안전하게 지키지 못하는 불안전 행동과 관련되고 불안전행동은 안전에 대한 사전지식, 태도 및 기술의 부족에서 유발될 수 있다[22]고 한 것과 맥락을 같이 한다.
- 안전생활 실천행동에 대한 각 변수의 효과를 살펴보면, 직접 효과를 나타낸 유의한 변수는 안전생활 실천태도(β=.19, p=.015), 대인관계 지지(β= -.10, p=.042), 자기 효능감(β=.10, p=.015), 충동성(β= -.36, p<.001)으로 나타났다.
- 안전생활 실천행동에 대해 직접 효과를 나타낸 변수는 안전생활 실천지식(β=.56, p=.035), 충동성(β= -.30, p<.001)이었고, 충동성이 안전생활 실천태도(β = -.15, p =.024)에, 불안이 대인관계 지지(β = -.64, p<.001)와 자기 효능감(β= -.48, p<.001) 변수에 대해 유의한 직접 효과를 나타냈다.
- 이러한 단계별 모형 수정과정을 통해 제거된 경로는 안전사고 경험, 안전교육 경험, 불안에서 안전생활 실천행동에 대한 경로, 안전사고 경험에서 안전생활 실천지식으로의 경로와 함께 안전교육 경험, 불안, 충동성을 외생변수로 하면서 안전생활 실천태도로 가는 경로를, 불안에서 대인관계 지지로, 충동성에서 자기 효능감으로 가는 경로 또한 포함되어 총 9개의 경로가 제거되었다.
- 본 연구 결과, 안전생활 실천태도, 대인관계 지지, 자기 효능감, 충동성은 학령기 아동의 안전생활 실천행동에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났고 충동성은 직·간접 효과와 총 효과를, 자기 효능감은 직접 효과와 총 효과를, 불안은 간접 효과와 총 효과에서 통계적으로 유의한 결과를 보였다. 이상의 연구 결과는 본 연구에서 구축한 안전생활 실천행동 예측 모형이 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 예측하는데 유용하다고 판단되며, 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 고취시키기 위해서는 안전생활 실천태도와 자기 효능감을 강화하고, 충동성을 낮출 수 있어야 함을 시사하고 있다. 그러므로 본 연구의 예측모형은 학령기 아동의 안전생활 실천행동 이행을 높이기 위한 다양한 프로그램을 개발하고 적용하는 과정에서 효과적으로 활용될 수 있을 것이다.
- 본 연구의 확정된 수정모형의 적합도 검증 결과 가설적 모형에 비해 큰 변화는 없었으나 간명적합지수인 PGFI, PNFI, AIC, BIC,CAIC는 수정모형에서 더 향상되었으며 수정모형에서 설정된 12개 가설 중 7개의 경로가 유의한 것으로 나타났다.이와같이,수정모형의 통계적 유의성과 이론적 의미를 동시에 고려하여 평가한 결과 간명도와 적합도가 높은 것으로 나타나 수정모형을 최종모형으로 확정하였다.
- 충동성은 안전생활 실천행동에 직·간접 효과와 총 효과 모두 유의하게 영향을 주는 것으로 나타났다.
- 충동성은 직·간접 효과와 총 효과 모두 유의하게 나타났고, 자기 효능감은 직접 효과와 총 효과가, 불안은 간접 효과와 총 효과가 통계적으로 유의한 변수였다.
- 측정모형을 검증하기에 앞서 변수들의 분포형태를 파악하고 각 변수들의 관계성을 살펴보기 위한 상관계수와 분산추출지수에 따른 판별타당도 분석 결과 상관계수는 .69에서 -.66 사이의 분포를 보였고, 모든 분산추출지수들이 변수들 간의 상관계수의 제곱 값보다 크게 나타나 판별타당성을 만족한다고 판단할 수 있다[20].
후속연구
- 그러므로 ‘대인관계 지지’가 아닌 ‘또래 지지’나 ‘친구 지지’를 변수로 사용했다면 이러한 학령기 특징을 좀 더 잘 반영한 결과가 나왔을 것이라 사료되며, 후속 연구를 통해 대인관계 지지와 안전생활 실천행동의 인과관계를 다시 한 번 확인할 필요가 있다.
- 이상의 연구 결과는 본 연구에서 구축한 안전생활 실천행동 예측 모형이 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 예측하는데 유용하다고 판단되며, 학령기 아동의 안전생활 실천행동을 고취시키기 위해서는 안전생활 실천태도와 자기 효능감을 강화하고, 충동성을 낮출 수 있어야 함을 시사하고 있다. 그러므로 본 연구의 예측모형은 학령기 아동의 안전생활 실천행동 이행을 높이기 위한 다양한 프로그램을 개발하고 적용하는 과정에서 효과적으로 활용될 수 있을 것이다.
- 그리고 안전교육의 효과를 검증했던 대부분의 연구들에서 안전교육 프로그램 적용 후 안전사고에 대한 지식과 태도가 통계적으로 유의하게 향상되어 안전생활 실천지식과 태도에 있어 직접적인 교육의 효과가 있음을 입증하였다[23]. 그러므로 아동의 발달단계에 적합하도록 흥미롭고 효과적인 안전교육을 반복적으로 실시하여 안전생활 실천태도와 행동의 바탕이 되는 안전생활 실천지식 향상을 위한 꾸준한 노력이 필요할 것으로 사료된다.
- 이러한 결과는 학령기 아동을 대상으로 했던 연구에서 안전사고의 원인이 대부분 자신이 위험상황에 노출되었을 때 자신을 안전하게 지키지 못하는 불안전 행동과 관련되고 불안전행동은 안전에 대한 사전지식, 태도 및 기술의 부족에서 유발될 수 있다[22]고 한 것과 맥락을 같이 한다. 그러므로 안전생활 실천행동 정도를 높이기 위해서는 긍정적인 안전생활 실천태도 강화를 위한 반복적인 안전교육이 필요할 것으로 판단된다.
- 본 연구의 구조모형을 통해 건강증진모형[8]에서 개인적 요인 중 심리학적 요인인 불안과 충동성이 안전생활 실천행동에 직·간접적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 따라서, 추후 연구를 통해 개인의 생물학적, 심리학적, 사회문화적 요인과 안전생활 실천행동과의 다양한 인과관계를 규명하여 아동을 대상으로 한 효율적인 안전교육프로그램을 계획하는데 반영해 나가야 할 것이다.
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