[논문]유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 유아의 또래놀이상호작용에 미치는 영향

김상림; 박창현

doi:10.14698/jkcce.2015.11.037

유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 유아의 또래놀이상호작용에 미치는 영향
Effects of Young Children's Temperament, Teacher Efficacy, and Teacher-child Interactions on Peer Play Interactions 원문보기

한국보육지원학회지 = Korean Journal of Childcare and Education, v.11 no.6, 2015년, pp.37 - 58

초록
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본 연구의 목적은 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 유아의 또래놀이상호작용에 미치는 영향을 알아보는 것이다. 이를 위해 한국아동패널 5차년도 데이터를 활용하여 유아의 성별에 따른 기질과 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 차이가 있는지를 살펴보고 제 변인 간의 상관관계를 알아보았다. 그리고 위계적 회귀분석을 통해 유아의 기질변인과 교사효능감 및 교사-유아 상호작용의 교사변인이 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 행동에 미치는 상대적인 영향력을 분석했다. 연구결과를 살펴보면 첫째, 유아의 활동성 기질 및 또래놀이상호작용에서 성차가 나타났다. 둘째, 유아의 사회성 기질이 높을수록 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절이 모두 높게 나타났으며, 활동성 기질이 높을수록 놀이방해가 많이 나타나고 정서성 기질이 높을수록 놀이단절을 많이 보이는 것으로 밝혀졌다. 셋째, 유아의 기질과 교사-유아상호작용은 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 행동을 예측할 수 있는 변인으로 나타났으며, 그 영향력의 정도에 있어서 교사-유아상호작용이 유아의 기질보다 더 큰 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이와 같은 분석결과에 근거하여 유아교사가 보육 교육기관에서 유아의 개인변인을 고려하여 또래놀이상호작용을 증진시키는 구체적인 역할 및 추후연구에 대해 제안했다.

Abstract ▼ AI-Helper

The purpose of the study was to analyze the effects of both young children's gender and temperament and their teachers' teaching efficacy and teacher-child interactions on peer play interactions. For this purpose, the data from the 2012 Panel Study on Korean Children were analyzed using analyses of variances and correlation co-efficiencies. In addition, analyses of hierarchical regression, with young children's temperament and teacher-related factors (teaching efficacy and teacher-child interactions) as the independent variables and three sub-factors of peer play interactions (play interaction, play disruption, play disconnection) as the dependent variables, were conducted. The results showed that young children's temperament, teacher efficacy, teacher-child interactions, and peer play interactions differed by gender and significantly correlated. Young children's temperament and teacher-child interactions significantly affected young children's peer play interactions, and the effect of teacher-child interactions was larger than the effect of temperament by 2~2.5 times. The results proved the importance of early childhood teachers' roles in the development of young children's peer interactions with consideration of differences based on children's gender and temperament. With the results given, implications and suggestions for further research were discussed.

주제어

AI 본문요약
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문제 정의

첫째, 본 연구에서는 만4세를 연구대상으로 하였으므로 영아기 및 전반적인 유아기를 대상으로 확대하여 연구결과를 추가 검증할 필요가 있다. 구체적으로 본 연구 대상이 만5세가 되는 시점까지 포함하는 6차년도 한국아동패널 데이터(2015년 12월 이후 일반 공개 예정)를 추가로 사용하여 교차지연효과를 검증하는 추구 연구를 제시하는 바이다.
이를 위해 유아의 성별에 따른 유아의 기질과 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 차이가 있는지를 살펴보고 제 변인 간의 상관관계를 알아보았다. 그리고 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 세 가지 하위요인에 어떠한 영향을 주는지를 살펴보았다. 각 연구문제별 결과를 중심으로 논의점을 제시하면 다음과 같다.
따라서 본 연구에서는 유아의 또래놀이상호작용을 고찰함에 있어서 유아의 개인변인인 성별 및 기질과 함께 보육·교육기관의 주요 인적 환경인 교사의 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 포함하여 살펴보고자 한다.
따라서 본 연구에서는 유아의 또래놀이상호작용을 고찰함에 있어서 유아의 개인변인인 성별 및 기질과 함께 보육·교육기관의 주요 인적 환경인 교사의 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 포함하여 살펴보고자 한다. 본 연구의 목적은 또래놀이상호작용의 복합성과 빈도가 증가하는 연령인 만4세를 대상으로 유아의 성별과 기질 및 교사의 교사효능감과 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용에 미치는 영향을 고찰하는 것이다. 이를 위해 먼저 유아의 성별에 따라 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 차이가 있는지를 살펴보고, 제 변인 간의 상관관계를 알아본 후, 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용에 어떠한 영향을 주는지를 검증하고자 한다.
본 연구의 목적은 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 유아의 또래놀이상호작용에 미치는 영향을 알아보는 것이다. 이를 위해 유아의 성별에 따른 유아의 기질과 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 차이가 있는지를 살펴보고 제 변인 간의 상관관계를 알아보았다.
본 연구의 목적은 또래놀이상호작용의 복합성과 빈도가 증가하는 연령인 만4세를 대상으로 유아의 성별과 기질 및 교사의 교사효능감과 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용에 미치는 영향을 고찰하는 것이다. 이를 위해 먼저 유아의 성별에 따라 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 차이가 있는지를 살펴보고, 제 변인 간의 상관관계를 알아본 후, 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용에 어떠한 영향을 주는지를 검증하고자 한다.
위와 같은 제한점과 후속 연구의 필요성을 포함하고 있음에도 불구하고 본 연구는 유아의 생래적인 기질 특성뿐만이 아니라 보육·교육기관에서의 교사변인에 의해 유아의 또래놀이상호작용이 영향을 받고 있음을 실증적 자료를 통해 고찰했으며, 특히 교사-유아상호작용이 유아의 기질보다 또래놀이상호작용에 더 큰 영향을 미친다는 것을 검증했다. 조기 보육·교육을 위한 투자의 효율성과 유아교사의 질적 제고의 중요성이 강조되고 있는 시점에서 유아의 제 영역 발달에 영향을 미치는 또래놀이상호작용의 증진을 위한 교사 역할의 중요성을 밝히고 향후 교사 교육에 활용 가능한 기초 자료를 제시하였다는 측면에서 본 연구의 가치가 있다고 하겠다.

제안 방법

마지막으로 본 연구는 연구자의 주 관심 변인인 유아 및 교사의 특정 변인만을 포함했다. 그 결과 유아의 개인변인에 대비한 교사변인의 중요성이 실증적으로 검증된 바, 이를 토대로 유아의 또래놀이상호작용에 영향을 미치는 다양한 보육·교육기관 변인을 사용하여 종합적이고 다각적으로 검토할 필요가 있다고 사료된다.
사용된 자료는 2012년 6월~11월에 패널 본 조사, 어머니조사, 기관 교사조사를 통하여 수집되었다. 먼저, 패널 본 조사는 유아의 주양육자를 대상으로 대인면접 및 지필식 질문지를 사용하여 이루어졌으며, 이를 통해 유아와 부모의 사회인구학적 변인을 수집하였다. 패널 본 조사에 응답한 주양육자는 어머니 961명(99.
첫 번째 연구문제인 유아의 성별에 따른 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용의 차이를 검증하기 위해 일원변량분석을 실시하였으며, 두 번째 연구문제인 유아의 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용 간의 관계를 알아보기 위해 Pearson 상관관계분석을 실시했다. 연구문제 3, 4, 5는 유아 또래놀이상호작용의 세 가지 하위요인에 대한 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용의 영향력을 알아보는 것으로, 이를 위해 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 각각을 종속변인으로 하여 2단계에 거쳐 위계적 회귀분석을 실시했다. 즉 1단계에서는 유아 변인인 기질의 하위요인(정서성, 활동성, 사회성)을 독립변인으로 선정하였으며, 2단계에서는 교사 변인인 교사효능감과 교사-유아상호작용을 추가하여 투입하였다.
유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용에 미치는 영향을 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였으며 결과는 <표 4>와 같다. 유아변인인 기질과 교사변인인 교사효능감 및 교사-유아상호작용의 상대적 영향력을 검증하기 위해 1단계 모형에는 유아의 기질을 2단계 모형에는 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 추가하여 투입했다. 변수 간 다중공선성을 점검한 결과 VIF계수가 1.
유아-교사 상호작용을 측정하기 위해 Bredekamp(1985)의 ECOI(Early Childhood Observation Instrument)를 일부 수정한 Holloway와 Reichhart-Erickson(1988)의 문항을 한국아동패널 연구진이 일부 수정하여 사용했다. 본래 Holloway와 Reichhart-Erickson(1988)의 ECOI 문항은 교사-유아 상호작용의 질, 유아-유아 상호작용의 질, 물리적 환경의 질의 세 가지 하위영역으로 나뉘는데, 한국아동패널은 이 중 교사-유아 상호작용의 질을 측정하는 10문항을 사용했다.
유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용에 미치는 영향을 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였으며 결과는 <표 4>와 같다. 유아변인인 기질과 교사변인인 교사효능감 및 교사-유아상호작용의 상대적 영향력을 검증하기 위해 1단계 모형에는 유아의 기질을 2단계 모형에는 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 추가하여 투입했다. 변수 간 다중공선성을 점검한 결과 VIF계수가 1.
3%)이었다. 유아의 기질은 어머니에게 우편으로 질문지를 발송하여 응답하게 한 후 회수하였으며, 교사효능감과 교사-유아상호작용 및 유아의 또래놀이상호작용은 유아가 다니는 어린이집 또는 유치원에 질문지를 우편으로 발송하거나 웹기반으로 질문지를 제공하여 담임교사가 응답하는 방식으로 수집하였다
본 연구의 목적은 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 유아의 또래놀이상호작용에 미치는 영향을 알아보는 것이다. 이를 위해 유아의 성별에 따른 유아의 기질과 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 차이가 있는지를 살펴보고 제 변인 간의 상관관계를 알아보았다. 그리고 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 세 가지 하위요인에 어떠한 영향을 주는지를 살펴보았다.
연구문제 3, 4, 5는 유아 또래놀이상호작용의 세 가지 하위요인에 대한 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용의 영향력을 알아보는 것으로, 이를 위해 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 각각을 종속변인으로 하여 2단계에 거쳐 위계적 회귀분석을 실시했다. 즉 1단계에서는 유아 변인인 기질의 하위요인(정서성, 활동성, 사회성)을 독립변인으로 선정하였으며, 2단계에서는 교사 변인인 교사효능감과 교사-유아상호작용을 추가하여 투입하였다.

대상 데이터

5차년도 데이터 중에서 유아가 다니는 보육·교육기관의 교사가 자료 조사에 참여한 970 가구가 본 연구의 최종 대상이다.
한국아동패널의 모집단은 2008년 의료기관에서 출생한 전국의 신생아 가구이며, 1차년도 데이터는 2008년 4월~7월에 출생한 2,078가구를 대상으로 수집했다. 대상 유아가 만4세가 되는 5차년도 데이터는 2012년 6월~11월에 1,703가구를 대상으로 수집했으며, 이는 1차년도 대비 유지율 81.9%에 해당한다. 5차년도 데이터 중에서 유아가 다니는 보육·교육기관의 교사가 자료 조사에 참여한 970 가구가 본 연구의 최종 대상이다.
본 연구는 2008년 전국 의료기관에서 출생한 신생아 가구를 모집단으로 층화다단계 표본추출한 한국아동패널의 5차 데이터를 연구 자료로 사용했다. 이에 총 연구대상 수가 970 가구로 충분한 사례를 포함하고 있으며, 유아 비율과 같은 교사로부터 교사관련 자료를 수집했다는 점에서 연구 방법론적 강점을 가진다고 볼 수 있다.
본 연구는 육아정책연구소 한국아동패널 5차년도 데이터를 활용했다. 한국아동패널의 모집단은 2008년 의료기관에서 출생한 전국의 신생아 가구이며, 1차년도 데이터는 2008년 4월~7월에 출생한 2,078가구를 대상으로 수집했다.
본 연구에서는 육아정책연구소에서 수행한 5차년도 한국아동패널 자료 중에서 연구대상인 유아, 부모, 교사의 사회인구학적 정보와 함께 주요 변인인 유아의 기질, 또래상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 대한 데이터를 사용하였다. 사용된 자료는 2012년 6월~11월에 패널 본 조사, 어머니조사, 기관 교사조사를 통하여 수집되었다.
본 연구에서는 육아정책연구소에서 수행한 5차년도 한국아동패널 자료 중에서 연구대상인 유아, 부모, 교사의 사회인구학적 정보와 함께 주요 변인인 유아의 기질, 또래상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용에 대한 데이터를 사용하였다. 사용된 자료는 2012년 6월~11월에 패널 본 조사, 어머니조사, 기관 교사조사를 통하여 수집되었다. 먼저, 패널 본 조사는 유아의 주양육자를 대상으로 대인면접 및 지필식 질문지를 사용하여 이루어졌으며, 이를 통해 유아와 부모의 사회인구학적 변인을 수집하였다.
본 연구는 육아정책연구소 한국아동패널 5차년도 데이터를 활용했다. 한국아동패널의 모집단은 2008년 의료기관에서 출생한 전국의 신생아 가구이며, 1차년도 데이터는 2008년 4월~7월에 출생한 2,078가구를 대상으로 수집했다. 대상 유아가 만4세가 되는 5차년도 데이터는 2012년 6월~11월에 1,703가구를 대상으로 수집했으며, 이는 1차년도 대비 유지율 81.

데이터처리

유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이단절에 미치는 영향을 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였으며 결과는 과 같다.
유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이방해에 미치는 영향을 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였으며 결과는 와 같다.
유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용이 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용에 미치는 영향을 검증하기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였으며 결과는 와 같다.
0 프로그램을 사용했으며, 연구문제별로 다음과 같은 통계 분석을 실시했다. 첫 번째 연구문제인 유아의 성별에 따른 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용의 차이를 검증하기 위해 일원변량분석을 실시하였으며, 두 번째 연구문제인 유아의 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용 간의 관계를 알아보기 위해 Pearson 상관관계분석을 실시했다. 연구문제 3, 4, 5는 유아 또래놀이상호작용의 세 가지 하위요인에 대한 유아의 기질과 교사효능감 및 교사-유아상호작용의 영향력을 알아보는 것으로, 이를 위해 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 각각을 종속변인으로 하여 2단계에 거쳐 위계적 회귀분석을 실시했다.

이론/모형

교사효능감을 측정하기 위해 Bandura(2006)의 TSES(Teacher Self-efficacy Scale)를 김연하와 김양은(2008)이 타당화한 척도를 사용했다. ‘다루기 어려운 아이들을 효과적으로 지도할 수 있다’, ‘부모가 무관심하거나 가정환경이 어려운 아이들을 지도할 경우 아이들의 학습의욕을 높일 수 있다’, ‘열악한 주변 환경이 아이들의 학습에 미치는 나쁜 영향을 극복할 수 있도록 할 수 있다’ 등 교수와 관련된 자기효능감을 측정하는 7문항으로 구성되어 있다.
유아의 기질을 측정하기 위해 Buss와 Plomin(1984)의 EAS(Emotionality, Activity, and Sociability-Temperament Survey for Children-Parental Ratings)를 한국아동패널 연구진이 번안한 척도를 사용했다. EAS의 하위요인에는 세 가지가 있는데, 환경 자극에 대한 부정적인 정서 반응을 나타내는 ‘정서성’(emotionality, 5문항), 일상생활에서의 속도와 강도 등의 활동적인 특성을 나타내는 ‘활동성’(activity, 5문항), 타인과 잘 어울리고 함께 있는 것을 선호하는 특성을 나타내는 ‘사회성’(shyness/sociability, 10문항)이 그 것이다.
유아의 또래놀이상호작용을 측정하기 위해 Fantuzzo, Sutton-Smith, Coolahan, Canning과 Debnam(1995)의 PIPPS(Penn Interactive Peer Play Scale)’를 사용했다.

성능/효과

2단계 모형을 살펴보면, 유아의 사회성 기질이 놀이상호작용에 가장 강한 영향을 주었으며(β=.17, p<.001), 다음으로 교사-유아상호작용(β=.12, p<.01), 유아의 활동성(β=-.10, p<.05)의 순으로 영향을 주었다.
교사변인인 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 추가로 투입한 2단계 모형은 놀이단절을 유의미하게 설명했으며(F=16.77, p<.001), 놀이방해 변량의 7.6%를 설명하는 것으로 나타났다.
교사변인인 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 추가로 투입한 2단계 모형은 놀이방해를 유의미하게 설명했으며(F=15.49, p<.001), 놀이방해 변량의 7.1%를 설명하는 것으로 나타났다.
교사변인인 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 추가로 투입한 2단계 모형은 놀이상호작용을 유의미하게 설명했으며(F=9.94, p<.001), 놀이상호작용 변량의 4.5%를 설명하는 것으로 나타났다.
이러한 연구 결과는 정서성과 사회성이 놀이단절을 예측하는 변인임을 밝힌 선행연구(김희태, 김정림, 이임순, 남연정, 2014; 임현주 2014)를 지지하며, 교사-유아 간의 갈등관계가 부정적 또래상호작용과 정적인 상관관계를 보인다는 연구결과(김현지, 전경아, 2010)와 맥락을 같이 한다. 나아가 위계적 회귀분석을 통해 상대적인 영향력을 검증한 결과 교사-유아상호작용은 유아의 기질 변인보다 유아의 놀이단절 행동에 약 2.5배 더 큰 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 유아의 놀이상호작용 및 놀이방해에서와 마찬가지로 교사와 유아 간 상호작용의 질이 유아의 놀이단절 행동에 기질보다 더 큰 영향을 줌을 의미한다.
이러한 연구 결과는 유아의 긍정적인 또래놀이상호작용에 대한 사회성의 정적 상관관계 및 활동성의 부적 상관관계(홍현재, 2013; Berdan, Keane, & Calkins, 2008; Rubin, Bukowski, &Parker, 2006)를 지지하며, 교사가 유아에게 온정적이며 수용적으로 상호작용할 때 유아의 또래 상호작용이 유능해진다는 선행연구 결과(이선애, 현은자, 2010; 정대현, 지성애, 2006; 최미숙, 황윤세, 2007; 최혜영, 2004; Howes & Hamilton, 1993)와 일관되는 것이다. 나아가 위계적 회귀분석을 통해 상대적인 영향력을 검증한 결과 교사-유아상호작용은 유아의 기질 변인보다 유아의 놀이상호작용에 약 2.5배 더 큰 영향을 주는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 기질과 같은 유아의 타고난 내재적 변인 못지않게 보육·교육기관의 인적환경인 교사의 영향력이 중요함을 실증하는 것으로, 교사의 질을 높임으로써 유아발달의 질을 향상시킬 수 있음을 시사하고 있다.
넷째, 유아의 놀이방해 또래놀이상호작용에 있어서 유아의 활동성 기질과 교사-유아상호작용이 예측 변인으로 밝혀졌다. 이와 같은 본 연구 결과는 활동성이 새로운 환경에 다가가기 쉬운 긍정적 작용을 하는 반면, 지나치게 높을 경우 공격성과 과잉행동을 나타내 또래와의 관계 형성에서 어려움을 겪을 수 있다는 Berdan, Keane와 Calkins(2008)의 연구와 맥락을 같이하는 것이다.
다섯째, 유아의 놀이단절 또래놀이상호작용에 있어서 유아의 정서성 및 사회성 기질과 함께 교사-유아상호작용이 영향을 미치는 변인으로 나타났다. 이러한 연구 결과는 정서성과 사회성이 놀이단절을 예측하는 변인임을 밝힌 선행연구(김희태, 김정림, 이임순, 남연정, 2014; 임현주 2014)를 지지하며, 교사-유아 간의 갈등관계가 부정적 또래상호작용과 정적인 상관관계를 보인다는 연구결과(김현지, 전경아, 2010)와 맥락을 같이 한다.
둘째, 놀이방해는 활동성(r=.19, p<.01) 및 사회성(r=.14, p<.01)과 유의한 정적상관을 보였으며, 교사효능감(r=-.14, p<.01) 및 교사-유아상호작용(r=-.20, p<.01)과는 유의한 부적상관을 보였다.
둘째, 본 연구에서는 유아의 기질 중 사회성과 활동성 간 높은 정적 상관관계가 나타났음에도 불구하고 또래놀이상호작용에 대하여 일관되지 않은 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 본 연구에서 유아의 기질이 가정의 주양육자에 의해 평정된 반면 또래놀이상호작용은 보육·교육기관의 담임교사에 의해 평정되었다는 점에서 해석해 볼 수 있다.
둘째, 유아의 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용 간의 관계를 살펴본 결과 유아의 사회성 기질이 높을수록 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절이 모두 높게 나타났다. 이와 함께 유아의 활동성 기질이 높을수록 놀이방해가 많이 나타났으며, 정서성 기질이 높을수록 놀이단절을 많이 보이는 것으로 밝혀졌다.
따라서 보육·교육 기관에서 교사가 학급 유아의 기질을 잘 파악하고 성별이나 기질적 성향과 같은 개인차를 구체적으로 고려하여 질적으로 높은 교사-유아 상호작용을 실행함으로써, 유아가 또래놀이상호작용에 있어서 위축되거나 거부·무시당하는 놀이단절 경험을 감소시킬 수 있음을 알 수 있다.
이에 대하여 활동성이라는 기질은 유아기 또래와의 사회적 맥락에서 긍정적·부정적 상호작용 모두를 유발시키는 특성으로 작용할 수 있으며, 높은 사회성 기질은 정서조절력이 형성되는 유아기에는 긍정적 놀이상호작용 뿐만 아니라 부정적인 놀이방해 행동 또한 유발할 수 있는 특성인 것으로 해석할 수 있겠다. 또한 본 연구 대상인 만4세 유아가 모두 어린이집 또는 유치원의 유아교육지원 기관을 다니고 있음을 고려할 때, 타인과 함께 있는 것을 선호하는 특성인 사회성 기질이 장시간 집단생활에서의 높은 또래 간 상호작용으로 이어져 놀이방해 또는 놀이단절 상황을 유발시킬 가능성을 높일 수 있음을 시사한다.
이는 유아의 놀이상호작용 및 놀이방해에서와 마찬가지로 교사와 유아 간 상호작용의 질이 유아의 놀이단절 행동에 기질보다 더 큰 영향을 줌을 의미한다. 또한 본 연구를 통해 밝혀진 유아의 기질 및 놀이방해에서의 성차를 살펴보면,남아가 놀이단절 행동을 더 많이 보였으며, 유아가 높은 정서성과 낮은 사회성을 가질 때 놀이 단절 행동이 더 많이 나타났다. 따라서 보육·교육 기관에서 교사가 학급 유아의 기질을 잘 파악하고 성별이나 기질적 성향과 같은 개인차를 구체적으로 고려하여 질적으로 높은 교사-유아 상호작용을 실행함으로써, 유아가 또래놀이상호작용에 있어서 위축되거나 거부·무시당하는 놀이단절 경험을 감소시킬 수 있음을 알 수 있다.
이와 같은 본 연구 결과는 활동성이 새로운 환경에 다가가기 쉬운 긍정적 작용을 하는 반면, 지나치게 높을 경우 공격성과 과잉행동을 나타내 또래와의 관계 형성에서 어려움을 겪을 수 있다는 Berdan, Keane와 Calkins(2008)의 연구와 맥락을 같이하는 것이다. 또한 위계적 회귀분석을 통해 상대적인 영향력을 검증한 결과, 교사-유아상호작용의 질이 유아의 활동성 기질보다 유아의 놀이방해 행동에 더 큰 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 앞서 유아의 놀이상호작용에 대한 기질의 설명력이 1%이고 놀이방해에 대한 기질의 설명력이 3%임을 함께 고려할 때, 유아의 생래적 특성에 의해 높게 예측되는 놀이방해 행동에 있어서도 보육·교육기관의 인적환경인 교사의 영향력이 의미하게 작용함을 보여주는 것이다.
유아변인인 기질과 교사변인인 교사효능감 및 교사-유아상호작용의 상대적 영향력을 검증하기 위해 1단계 모형에는 유아의 기질을 2단계 모형에는 교사효능감 및 교사-유아상호작용을 추가하여 투입했다. 변수 간 다중공선성을 점검한 결과 VIF계수가 1.10~1.84로 나타나 다중공선성의 문제는 나타나지 않았다.
본 연구에서 나타난 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해의 내적 합치도 계수 Cronbach's α는 .77, .85, .81이었다.
총 30문항으로 교사가 ‘전혀 그렇지않다(1점)’에서 ‘항상 그렇다(4점)’까지의 범위에서 응답하는 4점 Likert식 척도이다. 본 연구에서는 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해의 하위요인별 평균점수를 사용했으며, 각 점수가 높을수록 긍정적 또래놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해 행동을 많이 보임을 의미한다. 본 연구에서 나타난 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해의 내적 합치도 계수 Cronbach's α는 .
셋째, 놀이단절은 정서성(r=.11, p<.01)과는 유의한 정적상관을 보였으며, 사회성(r=-.12, p<.01)과 교사효능감(r=-.14, p<.01) 및 교사-유아상호작용(r=-.23, p<.01)과는 유의한 부적상관을 보였다.
셋째, 유아의 놀이상호작용에 있어서 유아의 사회성과 활동성의 기질이 놀이상호작용에 영향을 미쳤으며, 교사-유아상호작용의 질 또한 놀이상호작용에 긍정적인 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 이러한 연구 결과는 유아의 긍정적인 또래놀이상호작용에 대한 사회성의 정적 상관관계 및 활동성의 부적 상관관계(홍현재, 2013; Berdan, Keane, & Calkins, 2008; Rubin, Bukowski, &Parker, 2006)를 지지하며, 교사가 유아에게 온정적이며 수용적으로 상호작용할 때 유아의 또래 상호작용이 유능해진다는 선행연구 결과(이선애, 현은자, 2010; 정대현, 지성애, 2006; 최미숙, 황윤세, 2007; 최혜영, 2004; Howes & Hamilton, 1993)와 일관되는 것이다.
위와 같은 제한점과 후속 연구의 필요성을 포함하고 있음에도 불구하고 본 연구는 유아의 생래적인 기질 특성뿐만이 아니라 보육·교육기관에서의 교사변인에 의해 유아의 또래놀이상호작용이 영향을 받고 있음을 실증적 자료를 통해 고찰했으며, 특히 교사-유아상호작용이 유아의 기질보다 또래놀이상호작용에 더 큰 영향을 미친다는 것을 검증했다.
유아의 기질과 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용이 성별에 따라 차이가 있는지 살펴본 결과, 기질의 하위요인인 활동성(F=15.44, p<.001) 및 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용(F=37.66, p<.001), 놀이방해(F=71.33, p<.001), 놀이단절(F=13.74, p<.001)에서 유의한 차이가 나타났다.
유아의 기질을 투입한 1단계 모형은 놀이단절을 유의미하게 설명했으며(F=7.78, p<.001), 놀이 단절 변량의 2.1%를 설명하는 것으로 나타났다.
유아의 기질을 투입한 1단계 모형은 놀이방해를 유의미하게 설명했으며(F=12.26, p<.001), 놀이 방해 변량의 3.4%를 설명하는 것으로 나타났다.
유아의 기질을 투입한 1단계 모형은 놀이상호작용을 유의미하게 설명했으며(F=5.26, p<.001), 놀이상호작용 변량의 1.3%를 설명하는 것으로 나타났다.
둘째, 유아의 기질, 또래놀이상호작용, 교사효능감, 교사-유아상호작용 간의 관계를 살펴본 결과 유아의 사회성 기질이 높을수록 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절이 모두 높게 나타났다. 이와 함께 유아의 활동성 기질이 높을수록 놀이방해가 많이 나타났으며, 정서성 기질이 높을수록 놀이단절을 많이 보이는 것으로 밝혀졌다. 이러한 결과는 유아의 기질이 또래놀이상호작용에 영향을 미치며 그 관계성에 있어서 사회성은 긍정적인 또래놀이상호작용과 상관되고, 정서성은 부정적인 또래놀이상호작용과 상관되며, 활동성은 비일관적 관련성을 보인다는 선행연구 결과(서정은, 2005; 이찬숙, 현은자, 2008; 이현정, 2014; 천희영, 1993; 한희정, 2006; 홍현재, 2013; Berk,2009; Billman & McDevitt, 1980; Parker-Cohen & Bell, 1988; Rubin, Bukowski, & Parker, 2006)와 다소 차이가 있다.
05)이 유의미하게 영향을 주었다. 이와 함께 투입된 변인들이 놀이단절에 영향을 미치는 방향을 살펴보면, 교사유아상호작용과 활동성 기질은 부적으로 영향을 미쳤고 정서성 기질은 정적으로 영향을 미쳤다. 즉 교사-유아상호작용이 질적으로 우수하고 유아의 사회성 기질이 높을수록 놀이단절 행동이 감소하였으며, 유아의 정서성 기질이 높을수록 놀이단절 행동이 많이 나타났다.
05)의 순으로 영향을 주었다. 이와 함께 투입된 변인들이 놀이상호작용에 영향을 미치는 방향을 살펴보면,유아의 사회성과 교사-유아상호작용은 정적으로 영향을 미쳤고 활동성은 부적으로 영향을 미쳤다. 즉 유아의 사회성 기질이 높고 활동성 기질이 낮을수록 놀이상호작용을 많이 보이며, 교사유아 간 상호작용의 질이 높을수록 놀이상호작용이 많이 나타나는 것으로 나타났다.
종합하면, 유아의 기질 변인과 교사-유아상호작용의 질과 같은 교사변인은 유아기 또래놀이상호작용의 하위요인인 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절 행동을 예측하는 요인이며, 그 영향력의 정도에 있어서 교사-유아상호작용이 유아의 기질보다 약 2~2.5배 더 큰 영향을 주는 것으로 밝혀졌다. 반면, 교사의 내적신념인 교사효능감과 실제 교수행위와의 관계성을 제안하는 선행 연구(Charlesworth, Hart, Burts, & Hernandez, 1991; Kagan & Smith, 1988; Nespor, 1987; NICHD,1996; Stipeck & Byler, 1997) 및 본 연구결과에서 나타난 교사효능감과 교사-유아상호작용 간강한 정적상관에도 불구하고, 교사효능감은 유아의 또래놀이행동에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
이와 함께 투입된 변인들이 놀이단절에 영향을 미치는 방향을 살펴보면, 교사유아상호작용과 활동성 기질은 부적으로 영향을 미쳤고 정서성 기질은 정적으로 영향을 미쳤다. 즉 교사-유아상호작용이 질적으로 우수하고 유아의 사회성 기질이 높을수록 놀이단절 행동이 감소하였으며, 유아의 정서성 기질이 높을수록 놀이단절 행동이 많이 나타났다.
이와 함께 투입된 변인들이 놀이방해에 영향을 미치는 방향을 살펴보면, 교사-유아상호작용은 부적으로 영향을 미쳤고 활동성 기질은 정적으로 영향을 미쳤다. 즉 교사-유아상호작용이 질적으로 우수할수록 놀이방해 행동이 감소하였으며, 유아의 활동성 기질이 높을수록 놀이방해 행동이 많이 나타났다.
대부분의 국내외 연구는 여아와 남아의 또래놀이상호작용이 다른 것으로 보고하고 있어 성별에 따른 차이를 지지한다(김윤희, 2010; 박화윤, 마지순, 천은영, 2004; 원명선, 20096; 정선교, 2006; 조운주, 김은영, 2014; 한희정, 2005; 홍정민, 2008; Phillipsen, Bridges, & Saponaro, 1999). 즉 또래와의 상호작용에 있어서 여아는 남아보다 놀이상호작용을 더 많이 보였으며, 남아는 여아보다 놀이단절이나 놀이방해와 같은 행동을 더 많이 보이는 것으로 나타났다.
이와 함께 투입된 변인들이 놀이상호작용에 영향을 미치는 방향을 살펴보면,유아의 사회성과 교사-유아상호작용은 정적으로 영향을 미쳤고 활동성은 부적으로 영향을 미쳤다. 즉 유아의 사회성 기질이 높고 활동성 기질이 낮을수록 놀이상호작용을 많이 보이며, 교사유아 간 상호작용의 질이 높을수록 놀이상호작용이 많이 나타나는 것으로 나타났다.
첫째, 유아의 활동성 기질 및 또래놀이상호작용에서 성차가 나타났으며, 교사효능감 및 교사유아상호작용에서는 성차가 나타나지 않았다. 즉, 기질에 있어서 남아가 여아보다 더 높은 활동성을 보였으며, 또래놀이상호작용에 있어서는 여아가 더 높은 놀이상호작용을 보인 반면 남아가 더 높은 놀이방해 및 놀이단절 행동을 나타났다. 본 연구에서 보고된 활동성에서의 성차는 남아가 여아보다 높은 활동성 기질을 나타낸다는 국내외 선행연구 결과(서수경, 1993; 신은경, 정아현, 김소아, 2014; 한희정, 2006; 천희영, 1993; Buss & Plomin, 1984)와 일치한다.
즉, 유아의 정서성이 높을수록 놀이상호작용 행동이 적게 나타나고 놀이방해 및 놀이단절 행동이 많이 나타났으며, 유아의 활동성 및 사회성 기질특성이 높을수록 놀이상호작용 및 놀이방해 행동이 많이 나타나고 놀이단절 행동이 적게 나타났다. 즉, 유아 기질특성과의 상관관계에 있어서 놀이상호작용과 놀이단절 행동은 증감에 있어 상반되는 결과를 보이는 반면 놀이방해 행동은 혼재된 결과를 보였다. 또래놀이상호작용을 긍정적 상호작용과 부정적 상호작용의 두 가지로 구분할 경우 놀이상호작용은 긍정적인 상호작용으로 간주되고 놀이방해와 놀이 단절은 부정적인 상호작용으로 구분되는데, 이 같은 결과를 통해 또래놀이상호작용을 단순히 긍정적 또는 부정적 행동으로 범주화하는 것 보다 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절의 하위요소를 포함하여 고찰하는 것이 바람직함을 유추할 수 있다.
이와 함께 유아 또래놀이상호작용의 하위요인은 기질특성들과의 상관관계에서 각기 상이한 양상을 보였다. 즉, 유아의 정서성이 높을수록 놀이상호작용 행동이 적게 나타나고 놀이방해 및 놀이단절 행동이 많이 나타났으며, 유아의 활동성 및 사회성 기질특성이 높을수록 놀이상호작용 및 놀이방해 행동이 많이 나타나고 놀이단절 행동이 적게 나타났다. 즉, 유아 기질특성과의 상관관계에 있어서 놀이상호작용과 놀이단절 행동은 증감에 있어 상반되는 결과를 보이는 반면 놀이방해 행동은 혼재된 결과를 보였다.
첫째, 놀이상호작용은 사회성(r=.11, p<.01), 교사효능감(r=.16, p<.01), 교사-유아상호작용(r=.16, p<.01)과 유의한 정적상관을 보였다.
첫째, 유아의 활동성 기질 및 또래놀이상호작용에서 성차가 나타났으며, 교사효능감 및 교사유아상호작용에서는 성차가 나타나지 않았다. 즉, 기질에 있어서 남아가 여아보다 더 높은 활동성을 보였으며, 또래놀이상호작용에 있어서는 여아가 더 높은 놀이상호작용을 보인 반면 남아가 더 높은 놀이방해 및 놀이단절 행동을 나타났다.
또래놀이상호작용을 긍정적 상호작용과 부정적 상호작용의 두 가지로 구분할 경우 놀이상호작용은 긍정적인 상호작용으로 간주되고 놀이방해와 놀이 단절은 부정적인 상호작용으로 구분되는데, 이 같은 결과를 통해 또래놀이상호작용을 단순히 긍정적 또는 부정적 행동으로 범주화하는 것 보다 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절의 하위요소를 포함하여 고찰하는 것이 바람직함을 유추할 수 있다. 한편, 담임교사의 교사효능감이 높고 및 교사-유아상호작용이 바람직할수록 긍정적인 놀이상호작용이 많이 나타나고 놀이방해 및 놀이단절이 적게 나타나는 것으로 나타나, 유아의 또래놀이상호작용이 교사변인과 상관됨을 알 수 있다.

후속연구

그 결과 유아의 개인변인에 대비한 교사변인의 중요성이 실증적으로 검증된 바, 이를 토대로 유아의 또래놀이상호작용에 영향을 미치는 다양한 보육·교육기관 변인을 사용하여 종합적이고 다각적으로 검토할 필요가 있다고 사료된다.
넷째, 본 연구에서 밝혀진 교사변인의 영향력을 토대로 이들 변인이 유아의 성차 및 기질변인과 어떠한 상호작용 효과를 가지는지를 고찰하고 나아가 유아의 내재적 변인을 조절할 수 있는지에 대해 살펴볼 수 있을 것이다. 이와 함께 교사효능감 및 교사-유아 상호작용의 질을 높이는 교사교육 프로그램을 실시하고 사전-사후 분석을 통해 실질적으로 유아의 또래놀이상호작용을 개선했는지 여부를 검증하는 것도 시도할 수 있겠다.
이러한 결과는 기질과 같은 유아의 타고난 내재적 변인 못지않게 보육·교육기관의 인적환경인 교사의 영향력이 중요함을 실증하는 것으로, 교사의 질을 높임으로써 유아발달의 질을 향상시킬 수 있음을 시사하고 있다. 또한 놀이상호작용에 영향을 주는 유아의 기질적 특성으로 높은 사회성 및 낮은 활동성이 나타났음을 고려할 때, 비록 본 연구에서 유아의 기질과 교사변인의 상호작용효과를 검증하지는 않았으나, 교사는 부정적 정서나 민감한 반응을 보이는 정서성이 높은 유아와 동적인 활동을 좋아하고 빠른 행동을 보이는 활동적인 유아의 경우 또래와의 긍정적인 놀이상호작용을 경험할 수 있도록 더욱 세심하게 관찰하고 지원할 필요가 있음을 유추할 수 있다.
셋째, 본 연구에서 주요 변인으로 사용된 유아의 또래놀이상호작용 및 교사-유아상호작용을 교사보고식이 아닌 외부 관찰자에 의해 평정하는 후속연구를 제안하는 바이다. 예컨대 유아의 담임 교사에 의한 평가는 학급맥락이나 유아들 간의 역동성을 잘 파악하고 있으므로 장기간에 걸쳐 관찰한 유아의 행동에 기초하여 평가할 수 있다는 장점이 있는 반면, 교사가 유아의 실제 또래놀이상호작용의 질에 근거하기보다 유아에 대한 기대나 기타 능력 또는 유아와의 관계에 기초하여 평가할 수 있다는 단점도 작용할 수 있기 때문이다.
넷째, 본 연구에서 밝혀진 교사변인의 영향력을 토대로 이들 변인이 유아의 성차 및 기질변인과 어떠한 상호작용 효과를 가지는지를 고찰하고 나아가 유아의 내재적 변인을 조절할 수 있는지에 대해 살펴볼 수 있을 것이다. 이와 함께 교사효능감 및 교사-유아 상호작용의 질을 높이는 교사교육 프로그램을 실시하고 사전-사후 분석을 통해 실질적으로 유아의 또래놀이상호작용을 개선했는지 여부를 검증하는 것도 시도할 수 있겠다.
그럼에도 불구하고 본 연구 결과를 토대로 후속 연구에 대한 몇 가지 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서는 만4세를 연구대상으로 하였으므로 영아기 및 전반적인 유아기를 대상으로 확대하여 연구결과를 추가 검증할 필요가 있다. 구체적으로 본 연구 대상이 만5세가 되는 시점까지 포함하는 6차년도 한국아동패널 데이터(2015년 12월 이후 일반 공개 예정)를 추가로 사용하여 교차지연효과를 검증하는 추구 연구를 제시하는 바이다.

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	유아기에 형성된 또래상호작용은 학교생활에 어떤 영향을 주는가?	종단적 연구결과에 의하면 영유아기에 형성된 또래상호작용의 유형은 학령기까지 안정적으로 지속되며(Howes & Leslie, 1988),유아기 또래상호작용은 아동기 이후의 전반적인 발달에 지속적인 영향을 미친다(Buhs & Ladd,2001). 유아기에 긍정적인 또래상호작용을 형성한 유아는 이후의 학교생활에서 더 높은 성취를 보이는 반면, 그렇지 못한 유아는 정서적인 부적응과 학교생활에서의 실패를 보이는 것으로 나타났다(Coolahan, Fantuzzo, Mendez, & McDermott, 2000). 따라서 유아기에 또래와 긍정적인 관계를 형성하는 능력이 이후 사회·정서 발달 및 적응을 예측하는 중요한 요인임을 알 수 있다.
	이상적인 유아교사는 유아에게 어떤 역할을 수행하는가?	교사와 유아 간 상호작용은 어린이집 평가인증(보건복지부, 2015)과 유치원 평가(교육과학기술부, 2011)에서 주요 지표로 포함되어 있는 중요한 교수-학습 요소로, 이상적인 유아교사는 유아에게 언어적, 인지적 학습 환경을 제공할 뿐만 아니라 또래와의 긍정적인 상호작용을 촉진시키는 역할을 수행한다(Sroufe, Schork, Motti, Lawroski, & LaFreniere, 1984). 교사-유아상호작용이유아의 또래놀이상호작용에 미치는 영향력에 대한 실증적 연구결과가 보고된 바는 없으나, 교사-유아 관계성이 유아의 또래놀이상호작용에 영향을 미치는 것으로 보고한 몇몇 연구결과를 통해 예측할 수 있다.
	유아기의 또래상호작용이란?	유아기 또래상호작용은 ‘두 명 이상의 유아가 사회적 맥락을 공유하는 상황에서 주고받는 상호적이고 호혜적인 사회적 교류’로 정의된다(Ladd, 2005; Rubin, Bukowski, & Parker, 2006). 또래상호작용은 수직적 권위에 기초하는 성인과의 상호작용과 달리 수평적 관계에 기초하므로,유아에게 균형적인 협력과 의사소통을 경험할 수 있는 기회를 제공한다(이지희, 김혜연, 2012).

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저자의 다른 논문 :

표제어: PCR

동의어: Packet Collision Rate

용어 설명 출처 목록 (6)

용어 설명: PCR은 세균 특이성이 있는 primer를 이용하여 적은 수의 세균이 있을지라도 쉽게 검출할 수 있는 유용한 방법이며, 이를 이용하여 구강 내 치면세균막이나 타액에서 직접 세균을 검출할 수 있게 되었다[8].

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