본 연구에서는 유아의 기질 및 교사와의 관계가 또래상호작용에 미치는 영향을 밝히고, 기질의 영향력을 교사-유아 간 관계가 조절하는지 살펴보았다. 이를 위해 경기도 소재 사립유치원에 재원중인 만 4, 5세 유아 326명의 어머니와 교사를 대상으로 설문조사를 실시하였으며, 위계적 회귀분석을 사용하여 기질과 교사-유아 관계의 주효과와 상호작용효과를 살펴보았다. 그 결과 유아의 긍정적 또래상호작용에는 교사-유아 간 관계의 주효과와 교사-유아 간 관계 및 정서성 간의 상호작용효과가 발견되어, 교사-유아 간 관계가 유아의 정서성을 조절하는 것으로 나타났다. 한편, 유아의 부정적 또래상호작용에는 유아의 정서성과 활동성 및 교사-유아 간 친밀 및 갈등 관계의 주효과만이 나타났다. 이로써, 또래와의 긍정적인 상호작용을 증진시키고 부정적인 상호작용을 감소시키기 위해서는 교사의 역할이 매우 중요한 반면, 유아의 기질은 부정적인 상호작용에 제한적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
본 연구에서는 유아의 기질 및 교사와의 관계가 또래상호작용에 미치는 영향을 밝히고, 기질의 영향력을 교사-유아 간 관계가 조절하는지 살펴보았다. 이를 위해 경기도 소재 사립유치원에 재원중인 만 4, 5세 유아 326명의 어머니와 교사를 대상으로 설문조사를 실시하였으며, 위계적 회귀분석을 사용하여 기질과 교사-유아 관계의 주효과와 상호작용효과를 살펴보았다. 그 결과 유아의 긍정적 또래상호작용에는 교사-유아 간 관계의 주효과와 교사-유아 간 관계 및 정서성 간의 상호작용효과가 발견되어, 교사-유아 간 관계가 유아의 정서성을 조절하는 것으로 나타났다. 한편, 유아의 부정적 또래상호작용에는 유아의 정서성과 활동성 및 교사-유아 간 친밀 및 갈등 관계의 주효과만이 나타났다. 이로써, 또래와의 긍정적인 상호작용을 증진시키고 부정적인 상호작용을 감소시키기 위해서는 교사의 역할이 매우 중요한 반면, 유아의 기질은 부정적인 상호작용에 제한적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다.
The purpose of this study was to investigate how children's temperament and relationships with teachers affect their peer interaction. For this purpose, two surveys were conducted on mothers and teachers of 326 four- and five-year-old children attending four kindergartens in Gyeonggi Province. The d...
The purpose of this study was to investigate how children's temperament and relationships with teachers affect their peer interaction. For this purpose, two surveys were conducted on mothers and teachers of 326 four- and five-year-old children attending four kindergartens in Gyeonggi Province. The data were analyzed by using PASW 18.0 to carry out hierarchical regression and post hocanalyses. The results showed that closeness to teachers moderated the effects of children's emotionality on their positive peer interaction. On the other hand, children's temperaments including emotionality and activity, and their relationship with teachers were directly influential on their negative peer interaction; no interaction effect was found between their temperament and relationships with teachers. It was concluded that the quality of teacher-child relationships could promote children's positive peer interaction while it could also reduce their negative interaction with peers. However, the temperament of children played limited roles in their negative peer interaction.
The purpose of this study was to investigate how children's temperament and relationships with teachers affect their peer interaction. For this purpose, two surveys were conducted on mothers and teachers of 326 four- and five-year-old children attending four kindergartens in Gyeonggi Province. The data were analyzed by using PASW 18.0 to carry out hierarchical regression and post hocanalyses. The results showed that closeness to teachers moderated the effects of children's emotionality on their positive peer interaction. On the other hand, children's temperaments including emotionality and activity, and their relationship with teachers were directly influential on their negative peer interaction; no interaction effect was found between their temperament and relationships with teachers. It was concluded that the quality of teacher-child relationships could promote children's positive peer interaction while it could also reduce their negative interaction with peers. However, the temperament of children played limited roles in their negative peer interaction.
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문제 정의
도식화를 통해 상호작용효과가 어떠했는지 설명하는 것에 이어, 본 연구에서는 조절변인인 교사-유아 간 친밀관계 수준에 따라 정서성이 높은 유아와 낮은 유아 간 긍정적 또래상호작용 수준이 어떻게 달라지는지를 사후검증하였다. 사후검증은 Bonferroni 보정을 통한 단순비교(simple comparison)를 이용하였다.
두 번째로 본 연구에서는 교사-유아 관계를 또래상호작용에 영향을 주는 변인으로 보고, 그 영향력과 중재효과를 살펴보았다. 교사와의 관계를 유아의 사회성 발달에 영향을 주는 요인으로 간주하는 것은 교사-유아 관계 연구의 오랜 전통 중 하나이나(Pianta, 1999), 유아교육 현장에서 교사가 실제 경험하는 유아와의 관계는 유아가 평소 학급에서 또래와 어떤 상호작용을 하며, 이로 인해 상호작용이 학급의 분위기나 운영에 도움 또는 방해가 되었는지에 따라 영향을 받을 수 있다.
따라서 본 연구에서는 유아들이 또래와 맺는 관계에 대해 관심을 가지고, 내적 특성인 유아의 기질이 또래관계에 영향을 미침에 있어서 외적 특성인 교사와의 관계에 의해 조절되는지를 알아보고자 한다. 특히 유아기 또래와의 상호작용은 긍정적인 상호작용과 부정적인 상호작용으로 구분되며, 이 둘은 서로 독립적인 것으로 알려져 있으므로(심희옥, 신유림, 2009), 본 연구에서는 유아의 또래상호작용을 크게 긍정적 상호작용과 부정적 상호작용으로 구분하고자 하였다.
본 연구에서는 유아의 기질 및 교사와의 관계가 기관에서 보이는 유아의 또래상호작용에 어떠한 영향을 미치는지를 이해하기 위하여, 유아의 기질, 교사-유아 관계 및 또래상호작용 간의 관계를 살펴보고, 또래상호작용에 미치는 유아 기질의 영향이 교사와의 관계에 의해 조절되는지를 검증하였다. 그 결과 긍정적인 또래상호작용의 경우 유아의 기질은 영향력이 없는 반면, 교사-유아 관계는 유의한 예측변인으로 나타났으며, 유아의 기질 중 정서성에 한해 교사-유아 관계의 조절효과가 발견되었다.
따라서 본 연구에서는 유아들이 또래와 맺는 관계에 대해 관심을 가지고, 내적 특성인 유아의 기질이 또래관계에 영향을 미침에 있어서 외적 특성인 교사와의 관계에 의해 조절되는지를 알아보고자 한다. 특히 유아기 또래와의 상호작용은 긍정적인 상호작용과 부정적인 상호작용으로 구분되며, 이 둘은 서로 독립적인 것으로 알려져 있으므로(심희옥, 신유림, 2009), 본 연구에서는 유아의 또래상호작용을 크게 긍정적 상호작용과 부정적 상호작용으로 구분하고자 하였다. 이는 적절한 또래상호작용은 증진시키고 부적절한 또래상호작용은 중재하기 위해 교사가 개별 유아의 특성에 따라 어떻게 역할을 수행하여야 하는지에 대한 구체적인 정보를 제공할 수 있을 것이다.
제안 방법
각 측정도구는 주성분분석과 베리맥스 회전방법을 이용한 요인분석을 통해 타당도를 검증하였다. 구체적으로 고유치 1을 기준으로 요인수를 탐색하고, 스크리도표 분석 및 누적 변량 검토를 통해 이를 확인하였다. 이후 요인별 문항의 적재값은 0.
본 연구에서는 어머니가 측정하는 유아 기질 척도와 교사가 측정하는 교사와의 관계 및 또래 상호작용 척도를 사용하였다. 각 측정도구는 주성분분석과 베리맥스 회전방법을 이용한 요인분석을 통해 타당도를 검증하였다.
원 척도는 유아가 쉽게 기분이 나빠짐을 의미하는 정서성, 계속해서 움직이고 활력이 높음을 의미하는 활동성, 사람들과 함께 있는 것을 좋아함을 의미하는 사회성의 3개 하위차원으로 구성되어 있으며, 각 하위차원은 정서성 5문항, 활동성 5문항, 사회성 10문항으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 요인부하량이 낮은 3문항을 제외하여 정서성 5문항, 활동성 4문항, 사회성 8문항으로 총 17문항을 사용하였다. 각 문항은 5점 Likert 척도로 ‘매우 그렇다’ 5점, ‘그렇다’ 4점, ‘보통이다’ 3점, ‘아니다’ 2점, ‘매우 아니다’ 1점으로 구성되었으며, Cronbach's α를 이용한 내적합치도는 정서성이 .
이러한 결과는 본 연구에서 사용된 연구도구를 함께 고려하여 볼 때 해석이 가능하다. 본 연구에서는 유아의 기질을 측정하기 위해 어머니가 자신의 자녀를 평정하는 방식을 사용한 반면, 또래상호작용은 기관에서 교사가 평정하였다. 이는 기질이 환경 자극에 일관되게 반응하는 행동 양식으로 이해됨에도 불구하고, 유아의 타인과의 상호작용 가운데에서 보이는 행동특성인 기질의 사회성은 가정 또는 어머니와 함께 있는 맥락과 유아교육기관 또는 어머니 부재 시 상이할 수 있음을 시사하는 것이다.
상호작용효과를 구체적으로 살펴보기 위하여 유아의 정서성과 긍정적 또래상호작용의 관계를 도식화하여 교사-유아 친밀관계와 갈등관계의 조절효과를 살펴보았다. 이를 위해 교사-유아 관계와 정서성 수준에 따라 삼분위수를 이용하여 각각 상․중․하 집단으로 나누고, 집단별 특성이 명확하게 드러날 수 있도록 상집단과 하집단의 평균을 이용하여 조절효과를 도식화하였다.
선정한 질문지 문항의 이해도, 작성에 소요되는 시간, 질문지 작성상의 문제점을 알아보기 위하여, 각 10명의 부모와 교사를 대상으로 2013년 8월 5일부터 8월 8일까지 총 4일간 예비조사를 실시하였다. 그 결과 질문지 작성에 소요되는 시간과 문항은 응답에 무리가 없는 것으로 판단되었다.
유아의 기질을 측정하기 위해 Buss와 Plomin(1984)의 아동용 Emotionality, Activity, and Sociability(EAS)를 민경신(2011)이 번안한 유아 기질 척도를 수정하여 사용하였다. 원 척도는 유아가 쉽게 기분이 나빠짐을 의미하는 정서성, 계속해서 움직이고 활력이 높음을 의미하는 활동성, 사람들과 함께 있는 것을 좋아함을 의미하는 사회성의 3개 하위차원으로 구성되어 있으며, 각 하위차원은 정서성 5문항, 활동성 5문항, 사회성 10문항으로 구성되어 있다.
상호작용효과를 구체적으로 살펴보기 위하여 유아의 정서성과 긍정적 또래상호작용의 관계를 도식화하여 교사-유아 친밀관계와 갈등관계의 조절효과를 살펴보았다. 이를 위해 교사-유아 관계와 정서성 수준에 따라 삼분위수를 이용하여 각각 상․중․하 집단으로 나누고, 집단별 특성이 명확하게 드러날 수 있도록 상집단과 하집단의 평균을 이용하여 조절효과를 도식화하였다. 그 결과는 다음의 [그림 1], [그림 2]에 제시된 바와 같다.
그 결과 질문지 작성에 소요되는 시간과 문항은 응답에 무리가 없는 것으로 판단되었다. 이에 본조사는 2013년 8월 12일부터 8월 30일까지 유아의 기질 질문지를 각 가정에 보내 어머니가 작성하여 유치원에 제출한 것을 연구자가 회수하는 방법을 사용하였고, 또래상호작용과 교사와의 관계는 어머니용 질문지가 회수된 경우를 본 연구에 동의한 가구로 간주하여, 해당 유아에 한해 담임교사가 작성하는 방법을 사용하였다. 1차로 각 가구에 배부된 질문지의 수는 총 326부이며, 총 285부가 회수되어 질문지 회수율은 87%였다.
구체적으로 고유치 1을 기준으로 요인수를 탐색하고, 스크리도표 분석 및 누적 변량 검토를 통해 이를 확인하였다. 이후 요인별 문항의 적재값은 0.5를 기준으로 요인에 추가하는 것이 적절하지 않은 문항 내용과 해석 가능성을 검토하였다. 이들 척도는 지필식 질문지를 이용한 설문조사방법을 통해 사용되었으며, 각 도구에 대한 구체적인 내용은 다음과 같다.
대상 데이터
이에 본조사는 2013년 8월 12일부터 8월 30일까지 유아의 기질 질문지를 각 가정에 보내 어머니가 작성하여 유치원에 제출한 것을 연구자가 회수하는 방법을 사용하였고, 또래상호작용과 교사와의 관계는 어머니용 질문지가 회수된 경우를 본 연구에 동의한 가구로 간주하여, 해당 유아에 한해 담임교사가 작성하는 방법을 사용하였다. 1차로 각 가구에 배부된 질문지의 수는 총 326부이며, 총 285부가 회수되어 질문지 회수율은 87%였다. 2차로 각 교사는 학급별로 약 15명(최소 6명, 최대 26명)에 해당하는 유아에 대한 질문지에 응답하였으며, 불성실하게 응답한 자료 31부를 제외하여 최종적으로 어머니와 교사용 질문지 각각 254부를 분석에 사용하였다.
1차로 각 가구에 배부된 질문지의 수는 총 326부이며, 총 285부가 회수되어 질문지 회수율은 87%였다. 2차로 각 교사는 학급별로 약 15명(최소 6명, 최대 26명)에 해당하는 유아에 대한 질문지에 응답하였으며, 불성실하게 응답한 자료 31부를 제외하여 최종적으로 어머니와 교사용 질문지 각각 254부를 분석에 사용하였다.
본 연구는 임의 선정된 경기도 소재 4개 사립유치원에 재원중인 만 4, 5세반 유아 326명의 어머니와 담임교사 17명을 대상으로 하였다. 만 4, 5세 반 유아를 연구대상으로 선정한 이유는 이 시기를 거치면서 또래상호작용의 빈도와 복잡성이 증가하는 등 또래관계의 중요성이 커지기 때문이었다(Hartup, 1992).
데이터처리
본 연구에서는 어머니가 측정하는 유아 기질 척도와 교사가 측정하는 교사와의 관계 및 또래 상호작용 척도를 사용하였다. 각 측정도구는 주성분분석과 베리맥스 회전방법을 이용한 요인분석을 통해 타당도를 검증하였다. 구체적으로 고유치 1을 기준으로 요인수를 탐색하고, 스크리도표 분석 및 누적 변량 검토를 통해 이를 확인하였다.
다음으로 교사-유아 갈등관계의 조절효과를 살펴보기 위해 상․하 집단별 긍정적 또래상호작용의 평균 점수를 산출하였다. 그 결과, 교사와의 갈등수준과 정서성이 모두 높은 집단의 평균은 2.
본 연구의 자료는 변수별 기술적인 통계치와 측정도구의 내적합치도 및 위계적 회귀분석을 사용하여 분석되었으며, 통계처리를 위해 PASW 18.0 프로그램이 활용되었다. 특히 조절효과 검증을 위해 위계적 회귀분석에서 상호작용 효과가 유의하게 나타난 경우 삼분위 점수를 기준으로 집단을 나누어 도식화하고, 사후검증을 실시하였다.
도식화를 통해 상호작용효과가 어떠했는지 설명하는 것에 이어, 본 연구에서는 조절변인인 교사-유아 간 친밀관계 수준에 따라 정서성이 높은 유아와 낮은 유아 간 긍정적 또래상호작용 수준이 어떻게 달라지는지를 사후검증하였다. 사후검증은 Bonferroni 보정을 통한 단순비교(simple comparison)를 이용하였다. 그 결과 정서성이 높은 집단과 낮은 집단 모두에서 교사- 유아 친밀관계 수준에 따른 유의미한 차이가 나타나, 교사-유아 친밀관계의 주효과가 강력함을 시사하였다(<표 4> 참조).
유아의 기질과 교사와의 관계가 유아의 긍정적 또래상호작용에 미치는 영향을 알아보기 위해 기질의 하위차원과 교사와의 친밀 및 갈등관계를 독립변수로 유아의 긍정적 또래상호작용을 종속변수로 하여 위계적 회귀분석을 실시하였다. 그 결과 <표 3>에서 보는 바와 같이 최종단계인 2단계에서 유아의 기질은 긍정적인 또래상호작용에 영향을 미치지 않은 반면, 교사와의 관계는 모두 유의한 영향력을 나타내어 교사와 친밀한 수준이 높고(β = .
0 프로그램이 활용되었다. 특히 조절효과 검증을 위해 위계적 회귀분석에서 상호작용 효과가 유의하게 나타난 경우 삼분위 점수를 기준으로 집단을 나누어 도식화하고, 사후검증을 실시하였다.
이론/모형
교사와의 관계를 측정하기 위해 Pianta(1991)의 Student-Teacher Relationship Scale(STRS)을 이진숙(2001)이 수정·보완한 교사-유아 관계 척도 질문지를 사용하였다.
유아의 또래상호작용 측정은 Fantuzzo 등(1998)의 Penn Interactive Peer Play Scale(PIPPS)를 참조하여 최혜영(2004)이 제작한 교사용 또래상호작용 척도를 사용하였다. 원 척도는 긍정적 또래상호작용과 부정적 또래상호작용으로 2개의 하위차원으로 구성되어 있으며, 요인분석 결과 긍정적 또래상호작용 8문항, 부정적 또래상호작용 12문항이 원척도와 동일하게 추출되었다.
성능/효과
본 연구에서는 유아의 기질 및 교사와의 관계가 기관에서 보이는 유아의 또래상호작용에 어떠한 영향을 미치는지를 이해하기 위하여, 유아의 기질, 교사-유아 관계 및 또래상호작용 간의 관계를 살펴보고, 또래상호작용에 미치는 유아 기질의 영향이 교사와의 관계에 의해 조절되는지를 검증하였다. 그 결과 긍정적인 또래상호작용의 경우 유아의 기질은 영향력이 없는 반면, 교사-유아 관계는 유의한 예측변인으로 나타났으며, 유아의 기질 중 정서성에 한해 교사-유아 관계의 조절효과가 발견되었다. 반면 부정적인 또래상호작용에는 교사-유아 관계뿐만 아니라 유아기질 중 정서성과 활동성이 모두 주효과를 미치는 반면 조절효과는 없는 것으로 나타났다.
그 결과 에서 보는 바와 같이 최종단계인 2단계에서 유아의 기질은 긍정적인 또래상호작용에 영향을 미치지 않은 반면, 교사와의 관계는 모두 유의한 영향력을 나타내어 교사와 친밀한 수준이 높고(β = .58, p < .001) 갈등 수준이 낮을수록(β = -.27, p < .001) 긍정적인 또래상호작용을 하는 것으로 밝혀졌다.
그 결과 정서성이 높은 집단과 낮은 집단 모두에서 교사- 유아 친밀관계 수준에 따른 유의미한 차이가 나타나, 교사-유아 친밀관계의 주효과가 강력함을 시사하였다( 참조).
선정한 질문지 문항의 이해도, 작성에 소요되는 시간, 질문지 작성상의 문제점을 알아보기 위하여, 각 10명의 부모와 교사를 대상으로 2013년 8월 5일부터 8월 8일까지 총 4일간 예비조사를 실시하였다. 그 결과 질문지 작성에 소요되는 시간과 문항은 응답에 무리가 없는 것으로 판단되었다. 이에 본조사는 2013년 8월 12일부터 8월 30일까지 유아의 기질 질문지를 각 가정에 보내 어머니가 작성하여 유치원에 제출한 것을 연구자가 회수하는 방법을 사용하였고, 또래상호작용과 교사와의 관계는 어머니용 질문지가 회수된 경우를 본 연구에 동의한 가구로 간주하여, 해당 유아에 한해 담임교사가 작성하는 방법을 사용하였다.
다음으로 교사-유아 갈등관계의 조절효과를 살펴보기 위해 상․하 집단별 긍정적 또래상호작용의 평균 점수를 산출하였다. 그 결과, 교사와의 갈등수준과 정서성이 모두 높은 집단의 평균은 2.54(SD = .46), 교사-유아 갈등 수준은 낮으나 정서성이 높은 집단은 2.66(SD = .47), 교사-유아 갈등 수준은 높으나 정서성이 높은 집단이 평균은 2.35(SD = .59), 교사-유아 갈등관계와 정서성 수준이 모두 낮은 집단은 2.93(SD = .67)로 나타났다. 이를 도식화한 [그림 2]를 살펴보면, 교사- 유아 갈등 수준이 낮은 유아의 경우 긍정적인 또래상호작용 수준 또한 높은 것으로 나타났다.
001) 또래와의 상호작용 또한 부정적인 것으로 나타났다. 그러나 2단계에 추가 투입된 기질과 교사-유아 관계의 상호작용효과는 친밀관계와 갈등관계 모두 부정적 또래상호작용에 유의한 영향을 미치지 않았으며, 모델의 R2값의 증가분도 없었다. 이에 유아의 부정적 또래상호작용에 미치는 기질의 효과는 교사와의 관계에 따라 조절되지 않는 것으로 나타났다.
이를 도식화한 [그림 2]를 살펴보면, 교사- 유아 갈등 수준이 낮은 유아의 경우 긍정적인 또래상호작용 수준 또한 높은 것으로 나타났다. 그러나 교사-유아 친밀관계와 마찬가지로 교사-갈등관계 수준에 따른 긍정적인 또래상호작용의 차이는 정서성이 낮은 집단에서만 두드러지게 나타나, 쉽게 부정적인 정서적 반응을 드러내지 않는 유아의 경우 교사와 갈등 관계에 놓일수록 또래와의 긍정적 상호작용의 수준 또한 낮아지는 반면, 교사와의 갈등 수준이 낮으면 부정적 정서표현이 상대적으로 빈번한 유아들보다 긍정적 또래상호작용을 많이 하는 것으로 나타났다.
48)로, 교사와 친밀한 관계인 유아의 경우 또래와 긍정적인 상호작용을 더 많이 하였다. 그러나 이러한 특성은 정서성이 낮은 집단에서 더 두드러져서, 부정적인 정서반응을 쉽게 하지 않는 낮은 정서성 집단의 유아의 경우 교사와의 관계가 친밀할 때 또래와 긍정적으로 상호작용을 많이 하는 반면, 교사와의 친밀 수준이 낮을 때에는 또래와 긍정적으로 상호작용하는 수준이 높은 정서성 집단보다도 더 낮았다.
다음으로 유아의 기질 및 교사와의 관계가 부정적 또래상호작용에 미치는 주효과와 상호작용 효과를 알아본 결과 사회성을 제외한 모든 예측변인이 유의하게 나타났다. 먼저 정서성과 활동성이 높을수록 부정적 또래상호작용을 많이 한다는 본 연구의 결과는 일부 선행연구의 결과와 일관되는 것이다(이지희, 김혜연, 2012; 최인숙, 이강이, 2010; 한희정, 2006).
둘째, 유아의 기질이 또래와의 긍정적 상호작용에 미치는 영향력은 교사와의 관계에 따라 달라지는가?
먼저 [그림 1]에서 보는 바와 같이, 교사-유아 친밀관계의 조절효과를 살펴보기 위해 상․하 집단별 긍정적 또래상호작용의 평균 점수를 산출한 결과, 교사-유아 친밀관계와 정서성 수준이 모두 높은 집단의 평균은 2.88(SD = .45), 교사-유아 친밀관계는 낮은 수준이나 정서성이 높은 집단의 평균은 2.31(SD = .44), 교사-유아 친밀관계는 높으나 정서성이 낮은 집단의 평균은 3.01(SD = .57), 교사-유아 친밀관계와 정서성이 모두 낮은 집단은 평균은 2.08(SD = .48)로, 교사와 친밀한 관계인 유아의 경우 또래와 긍정적인 상호작용을 더 많이 하였다. 그러나 이러한 특성은 정서성이 낮은 집단에서 더 두드러져서, 부정적인 정서반응을 쉽게 하지 않는 낮은 정서성 집단의 유아의 경우 교사와의 관계가 친밀할 때 또래와 긍정적으로 상호작용을 많이 하는 반면, 교사와의 친밀 수준이 낮을 때에는 또래와 긍정적으로 상호작용하는 수준이 높은 정서성 집단보다도 더 낮았다.
먼저 유아의 기질 및 교사-유아 관계가 긍정적 또래상호작용에 미치는 영향의 경우, 유아의 기질은 또래와의 긍정적인 상호작용을 예측하지 못하는 반면, 교사와의 관계가 친밀하고 갈등수준이 낮을수록 긍정적 또래상호작용 수준은 높은 것으로 나타났다. 이러한 연구 결과는 교사가 유아에게 수용적이고 온정적으로 행동할 때 유아가 또래관계에 있어서 유능해지는 반면, 교사와의 갈등 수준이 높을수록 또래와의 긍정적인 상호작용 수준은 낮아진다는 선행연구 결과와 일관되는 것으로(김현지, 전경아, 2010; 정대현, 지성애, 2006; 최미숙, 황윤세, 2007; 최혜영, 2004; Holloway & Reichhart-Erickson, 1988; Howes & Hamilton, 1993; Rimm-Kaufman, Curby, Grimm, Nathanson, & Brock, 2009), 유아가 경험하는 교사와의 관계가 또래와의 관계에 전이될 수 있음을 시사한다.
그 결과 긍정적인 또래상호작용의 경우 유아의 기질은 영향력이 없는 반면, 교사-유아 관계는 유의한 예측변인으로 나타났으며, 유아의 기질 중 정서성에 한해 교사-유아 관계의 조절효과가 발견되었다. 반면 부정적인 또래상호작용에는 교사-유아 관계뿐만 아니라 유아기질 중 정서성과 활동성이 모두 주효과를 미치는 반면 조절효과는 없는 것으로 나타났다.
다음으로 유아의 기질과 교사와의 관계 및 또래상호작용의 상관계수는 <표 2>에 나타난 바와 같다. 변인 간 상관 중 선행연구에서 비일관된 결과를 나타낸 기질의 정서성과 활동성 차원은 교사와의 갈등관계 및 또래와의 부정적인 상호작용과 같은 부정적인 특성과 유의한 상관을 보였다. 한편, 기질의 사회성 차원은 다른 변인들과 유의미한 상관을 보이지 않았다.
원척도는 친밀, 갈등, 의존 등의 3개 하위차원으로 구성되어 있으며, 각 하위차원은 친밀 12문항, 갈등 12문항, 의존 4문항으로 구성되어 있다. 본 연구의 요인분석 결과, 의존성이 요인으로 추출되지 않아 의존에 해당하는 4개 문항 중 갈등 요인에 적재된 1개 문항을 제외한 3개 문항이 제외되었으며, 친밀 문항들 중에서도 요인부하량이 낮은 문항이 3개 발견되어 분석에서 제외되었다. 이로써 최종적으로 23문항을 사용되었으며, 각 문항은 5점 Likert 척도로서 ‘매우 그렇다’ 5점, ‘조금 그런 편이다’ 4점, ‘보통이다’ 3점, ‘그렇지 않은 편이다’ 2점, ‘전혀 그렇지 않다’ 1점으로 구성되었다.
셋째, 유아의 기질이 또래와의 부정적 상호작용에 미치는 영향력은 교사와의 관계에 따라 달라지는가?
한편, 기질의 사회성 차원은 다른 변인들과 유의미한 상관을 보이지 않았다. 예측 변인들과 또래상호작용의 분산팽창계수인 VIF값을 살펴 본 결과 모든 값이 10보다 작고 1보다 큰 1.17에서 2.14 사이로 산출되어, 각 변인들이 독립적인 개념의 특성을 가지는 것으로 나타나 분석에 무리가 없다고 판단되었다.
유아의 또래상호작용 측정은 Fantuzzo 등(1998)의 Penn Interactive Peer Play Scale(PIPPS)를 참조하여 최혜영(2004)이 제작한 교사용 또래상호작용 척도를 사용하였다. 원 척도는 긍정적 또래상호작용과 부정적 또래상호작용으로 2개의 하위차원으로 구성되어 있으며, 요인분석 결과 긍정적 또래상호작용 8문항, 부정적 또래상호작용 12문항이 원척도와 동일하게 추출되었다. 각 문항은 4점 Likert 척도로서 ‘항상 그렇다’ 3점, ‘자주 그렇다’ 2점, ‘가끔 그렇다’ 1점, ‘전혀 그렇지 않다’ 0점으로 구성되었다.
유아의 기질, 교사와의 관계 및 또래상호작용의 기술적 통계를 살펴보면, 유아의 기질의 경우 세 가지 기질 특성 중 활동성(M = 3.85, SD = .62)의 수준이 가장 높게 나타났으며, 다음으로 사회성 (M = 3.62, SD = .51), 정서성(M = 2.73, SD = .65)의 순으로 나타났다. 이 중 활동성과 사회성은 보통 수준에 해당하는 3점을 훨씬 상회하는 수준인 반면 정서성은 보통 수준인 3점 미만으로 보고되어 낮은 수준으로 나타났다.
65)의 순으로 나타났다. 이 중 활동성과 사회성은 보통 수준에 해당하는 3점을 훨씬 상회하는 수준인 반면 정서성은 보통 수준인 3점 미만으로 보고되어 낮은 수준으로 나타났다. 교사와의 관계의 경우, 친밀관계에 대한 점수는 4점(M = 3.
이로써 최종적으로 23문항을 사용되었으며, 각 문항은 5점 Likert 척도로서 ‘매우 그렇다’ 5점, ‘조금 그런 편이다’ 4점, ‘보통이다’ 3점, ‘그렇지 않은 편이다’ 2점, ‘전혀 그렇지 않다’ 1점으로 구성되었다.
이에 교사-유아 갈등관계의 조절효과를 구체적으로 검증하기 위해 사후검증을 실시한 결과는<표 5>에 제시되어 있는 바와 같다. 이를 구체적으로 살펴보면, 정서성이 낮은 유아에게서만 교사와의 갈등관계에 따른 유의미한 차이가 나타나, 상호작용에 대한 해석이 정확하였음을 시사하였다.
이상에서 살펴본 바와 같이, 유아의 또래상호작용을 예측함에 있어 유아 개인 특성에 해당하는 기질과 환경 특성에 해당하는 교사-유아 관계가 주요 변인으로 고려되는 것이 적절함을 알 수 있다. 그러나 이들 변인이 또래상호작용에 미치는 영향을 살펴본 국내 연구들(박지선, 2000; 한희정, 2006; 황윤세, 2007)은 대부분 기질 또는 교사와의 관계 중 하나만을 변인으로 포함하고 있어 개인의 내적․외적 특성을 함께 고려한 연구가 부족한 실정이다.
특히 본 연구에서 주목할 만한 결과는 긍정적 또래상호작용에 영향을 미치는 유아의 정서성 및 교사-유아 관계 간 상호작용효과로서, 교사와의 관계에 따른 긍정적 상호작용의 수준 차이는 정서성이 낮은 유아들에게서 두드러졌다. 즉, 주변 환경에 대해 부정적으로 반응하는 수준이 낮은 유아의 경우, 교사와 친밀 수준이 낮고 갈등 수준이 높을수록 긍정적인 또래상호작용을 적게 하는 반면, 친밀 수준이 높고 갈등수준이 낮은 경우 또래와의 긍정적인 상호작용 수준이 높아지는 것으로 밝혀졌다. 일반적으로 환경자극에 대한 빠른 각성과 부정적인 반응으로 정의되는 정서성의 특성상, 정서성이 높은 유아의 경우 그 기질이 까다로운 것으로 알려져 있다(Buss & Plomin, 1984).
특히 본 연구에서 주목할 만한 결과는 긍정적 또래상호작용에 영향을 미치는 유아의 정서성 및 교사-유아 관계 간 상호작용효과로서, 교사와의 관계에 따른 긍정적 상호작용의 수준 차이는 정서성이 낮은 유아들에게서 두드러졌다. 즉, 주변 환경에 대해 부정적으로 반응하는 수준이 낮은 유아의 경우, 교사와 친밀 수준이 낮고 갈등 수준이 높을수록 긍정적인 또래상호작용을 적게 하는 반면, 친밀 수준이 높고 갈등수준이 낮은 경우 또래와의 긍정적인 상호작용 수준이 높아지는 것으로 밝혀졌다.
후속연구
실제로 교사-유아 간 친밀 관계를 보호요인으로 보고 그 영향력을 검증한 연구들을 살펴보면, 주로 성취도 또는 사회적 기술이 낮거나 문제행동 수준이 높은 유아가 중재 가능한 집단으로 관심의 대상이 되어온 것을 알 수 있다(권연희, 2013; Crosnoe, Johnson, & Elder, 2004; Ladd & Burgess, 2001; Pianta & Stuhlman, 2004). 그러나 가시적이고 격렬한 반응을 보이지 않는 낮은 정서성의 유아에게서 오히려 중재효과가 크며, 교사와의 관계성에 따라 가장 취약할 수도 있다는 본 연구의 결과는 유아교육 현장에서 적극적인 개입에서 소외되기 쉬운 낮은 정서성의 유아를 교사가 세밀하게 관찰하고 적극적으로 상호작용하여야 함을 시사한다.
마지막으로, 본 연구에서는 측정도구의 요인분석 결과에 근거하여 의존관계에 대한 분석을 포함하지 않았다. 교사와의 의존관계는 해당 문항의 수가 4개로 적은 편이며, 교사-유아 관계척도를 개발한 Pianta가 원 척도를 간편형으로 개정하는 과정에서 제외한 척도에 해당한다.
특히 유아기 또래와의 상호작용은 긍정적인 상호작용과 부정적인 상호작용으로 구분되며, 이 둘은 서로 독립적인 것으로 알려져 있으므로(심희옥, 신유림, 2009), 본 연구에서는 유아의 또래상호작용을 크게 긍정적 상호작용과 부정적 상호작용으로 구분하고자 하였다. 이는 적절한 또래상호작용은 증진시키고 부적절한 또래상호작용은 중재하기 위해 교사가 개별 유아의 특성에 따라 어떻게 역할을 수행하여야 하는지에 대한 구체적인 정보를 제공할 수 있을 것이다. 이에 이상과 같은 본 연구의 목적에 따라 선정된 연구문제는 다음과 같다.
교사와의 관계를 유아의 사회성 발달에 영향을 주는 요인으로 간주하는 것은 교사-유아 관계 연구의 오랜 전통 중 하나이나(Pianta, 1999), 유아교육 현장에서 교사가 실제 경험하는 유아와의 관계는 유아가 평소 학급에서 또래와 어떤 상호작용을 하며, 이로 인해 상호작용이 학급의 분위기나 운영에 도움 또는 방해가 되었는지에 따라 영향을 받을 수 있다. 즉, 두 변인은 영향력에 있어서 상보적인 관계에 있을 수 있으므로, 교사-유아 관계 및 또래상호작용의 종단적인 자료 수집을 통해 교차지연효과 등을 검증하는 인과관계 관련 연구가 요구된다고 하겠다.
그러나 교사-유아 의존 관계를 연구한 국내 연구는 요인분석을 실시하지 않고 원 척도를 그대로 사용하였거나(정대현, 지성애, 2006), 의존 관계 관련 문항을 제외하여 사용하고 있으므로(권연희, 2012), 교사와의 의존적인 관계가 갈등 관계와는 독립적인 차원으로 존재하는지 불분명하다. 특히 본 연구에서 실시한 요인분석에서는 의존관계가 하나의 독립적인 차원으로 적재되지 않은 만큼, 이에 대한 지속적인 탐색이 요구된다고 하겠다.
질의응답
핵심어
질문
논문에서 추출한 답변
유아기의 특징은 무엇인가?
유아기는 가족 이외의 다양한 사람과 관계를 형성하고 상호작용 능력을 발달시켜 사회적 적응력을 높여가는 시기이다. 이 시기는 유아가 유치원 및 어린이집과 같은 기관에서 집단생활을 본격적으로 시작하는 때이므로, 또래와의 상호작용을 통해 소속감, 사회적 기술, 사회적 유능감과 같은 사회성의 기초를 형성하게 된다.
또래상호작용이란 무엇인가?
또래상호작용이란 유아가 교류하는 사회적 대상 중 비슷한 연령대의 유아와 상호작용하는 과정에서 보여주는 행동으로(박정란, 2008), 이를 통해 유아는 다양한 사회적 지식과 문제해결에 적용 가능한 대인관계기술을 습득할 수 있게 된다(Rubin, Bukowski, & Parker, 2006). 특히 유아기에 경험하는 또래와의 상호작용은 수직적 권위에 기초하는 성인과의 상호작용과는 달리 수평적인 관계에 기초하므로, 균형적인 협력과 의사소통을 경험할 수 있는 기회가 된다(이은해, 2000; 이지희, 김혜연, 2012).
유아기때 또래와의 상호작용을 통해 무엇을 얻을 수 있는가?
유아기는 가족 이외의 다양한 사람과 관계를 형성하고 상호작용 능력을 발달시켜 사회적 적응력을 높여가는 시기이다. 이 시기는 유아가 유치원 및 어린이집과 같은 기관에서 집단생활을 본격적으로 시작하는 때이므로, 또래와의 상호작용을 통해 소속감, 사회적 기술, 사회적 유능감과 같은 사회성의 기초를 형성하게 된다. 더욱이 최근 가족구조의 변화로 유아가 교육기관에 머무르는 시간이 증가됨에 따라, 유아가 경험하는 또래와의 상호작용은 점차 강조되고 있다(정대현, 지성애, 2006).
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