[논문]유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용이 또래상호작용에 미치는 영향

최소영; 신혜영

doi:10.14698/jkcce.2015.11.2.311

문제 정의

끝으로 본 연구에서는 유아의 놀이성이 또래상호작용에 미치는 영향에 대하여 교사-유아 상호작용의 조절효과를 검증하였다. 분석결과 놀이성의 하위영역 중 사회적 자발성이 놀이단절에 미치는 영향에서 교사-유아 상호작용의 조절효과가 유의하게 나타났다.
이에 본 연구에서는 만 4세반 유아와 그들의 담임교사를 대상으로 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용을 중심으로 또래상호작용에 미치는 영향을 알아보고자 한다. 더불어 교사-유아의 상호작용이 유아의 놀이성과 또래상호작용 간의 관계를 조절하는지 살펴보고자 한다. 이 때 교사-유아 상호작용은 관찰자의 객관적 관찰에 기초하고자 한다.
이에 근거해 볼 때 교사-유아 관계성의 기초가 되는 교사-유아의 상호작용 역시 또래상호작용에 미치는 유아의 놀이성의 영향을 변화시킬 수 있으므로 놀이성과 또래상호작용 간의 관계를 조절할 것으로 예측된다. 따라서 본 연구에서는 유아의 놀이성이 또래상호작용으로 옮겨가는데 있어 교사-유아 상호작용이 어떠한 역할을 하는지 살펴보고자 한다. 즉, 또래상호작용에 미치는 교사-유아 상호작용의 직접적인 영향력과 함께 조절효과를 모두 검증해보고자 한다.
본 연구는 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용이 또래상호작용에 어떠한 영향을 미치는지 알아보았다. 이를 위하여 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용, 또래상호작용 간의 관계를 살펴보고, 유아의 놀이성과 또래상호작용 간의 관계를 교사-유아 상호작용이 조절하는지 검증하고자 하였다.
이렇듯 관찰내용 및 평정기준의 충분한 숙지 후 녹화자료를 통해 2회 예비관찰을 실시하였다. 이러한 과정을 통해 일치하지 않는 부분에 문항에 대해 논의를 통해 관찰자들 간의 신뢰도를 높이고자 노력하였다. 이를 통해 일정 수준의 신뢰도가 확보되었다고 판단한 후 연구대상에 포함되지 않는 어린이집 유아반의 자유선택놀이시간에 관찰자 3명이 동시에 들어가 관찰자간 신뢰도를 산출하였다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 자유놀이시간의 교사-유아 상호작용을 직접 관찰하여 살펴봄으로써 보다 실증적이고 객관적 정보에 기초하였다는데 의미가 있다. 또한 이를 토대로 또래상호작용에 미치는 유아의 개인특성인 놀이성과 환경특성인 교사-유아 상호작용의 영향력을 검증하였으며, 특히 교사-유아 상호작용 수준에 따라 유아의 사회적 자발성과 놀이단절 간의 관계가 달라질 수 있다는 점을 검증함으로써 부정적 영향을 예방하기 위한 교사역할의 중요성을 시사했다는 점에서 그 의의를 찾을 수 있다.
또한 취학 전 유아의 사회적 행동을 이해하려면 놀이장면에서 또래상호작용을 평가하는 것이 가장 유용하다고 하였다. 이렇듯 놀이는 또래와의 사회적 상호작용이 가장 자연스럽게 나타나는 장을 제공하므로 본 연구에서는 놀이장면에서 보이는 유아의 또래상호작용을 궁극적 관심사로 두고 이에 영향을 미치는 요인들을 살펴보고자 한다.
본 연구는 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용이 또래상호작용에 어떠한 영향을 미치는지 알아보았다. 이를 위하여 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용, 또래상호작용 간의 관계를 살펴보고, 유아의 놀이성과 또래상호작용 간의 관계를 교사-유아 상호작용이 조절하는지 검증하고자 하였다. 연구문제 분석에 앞서 주 관심사인 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 관련 변인들 간의 관계를 상관분석을 통해 살펴보았다.
이처럼 환경 요인으로써 교사 변인은 다수 연구를 통해 주목받아 왔으나, 주로 교사의 자기보고에 의존한 경우가 대부분이며, 현장에서 교사-유아 상호작용을 객관적으로 관찰 하여 그 영향력을 살펴 본 연구는 부족하다. 이에 본 연구에서는 교사-유아 상호작용의 직접 관찰을 통해 그 관련성을 검증해보고자 한다.
종합해보면, 유아의 개인특성과 환경적 요인은 서로 유기적이며 상호보완적으로 유아의 또래 상호작용에 영향을 줄 것이라 추측할 수 있다. 이에 본 연구에서는 만 4세반 유아와 그들의 담임교사를 대상으로 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용을 중심으로 또래상호작용에 미치는 영향을 알아보고자 한다. 더불어 교사-유아의 상호작용이 유아의 놀이성과 또래상호작용 간의 관계를 조절하는지 살펴보고자 한다.
따라서 유아의 놀이성이 또래상호작용에 어떠한 방식으로 영향을 미치는지에 대한 체계적 이해를 위해서는 유아의 배경변인인 성을 고려해야 할 것이다. 이에 본 연구에서는 상관분석 결과를 토대로 또래상호작용에 미치는 성별의 효과를 살펴본 후 이를 토대로 또래상호작용에 미치는 관련 변인들의 영향력을 살펴보고자 한다.
따라서 본 연구에서는 유아의 놀이성이 또래상호작용으로 옮겨가는데 있어 교사-유아 상호작용이 어떠한 역할을 하는지 살펴보고자 한다. 즉, 또래상호작용에 미치는 교사-유아 상호작용의 직접적인 영향력과 함께 조절효과를 모두 검증해보고자 한다.
본 연구의 제한점을 밝히고 후속 연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 유아의 놀이성의 경우 각 하위요인별로 또래상호작용에 미치는 영향에 대해서 살펴보았다. 이는 여러 가지 놀이성 요인이 동시에 반영되는 특성을 반영하지 못하는 한계를 가지고 있다.
특히 본 연구에서는 교사-유아 상호작용 관찰의 신뢰도를 확보하기 위하여 3차에 걸쳐 관찰자 훈련을 실시하였다. 관찰자는 총 3인으로 모두 아동학 및 유아교육 전공 석사 이상 및 재학생으로 현장경력 3년 이상을 가진 사람들이었다.

가설 설정

더불어 유아-교사 상호작용은 유아의 또래상호작용에 직접 영향을 미칠 뿐만 아니라, 유아의 개인특성인 놀이성이 또래상호작용에 미치는 영향을 완화시키거나 강화시키는 역할을 담당할 것으로 가정된다. 일부 선행연구들(권연희 2012, 2014; 신혜진, 신나리, 2014; Hamre & Pianta, 2001; Myer & Pianta, 2008)에서는 다양한 조절변인으로 교사-유아의 관계성을 제시한 바 있다.

제안 방법

앞서 상관분석 결과 <표 3>에 제시한 바와 같이 배경변인인 유아의 성이 또래상호작용과 높은 관련성을 가지는 것으로 나타나, 1단계에서 유아의 성에 의한 영향력을 통제하였다. 2단계에서는 유아 놀이성의 5개 하위요인, 신체적 자발성, 사회적 자발성, 인지적 자발성, 즐거움의 표현, 유머감각과 교사-유아 상호작용을 독립변인으로, 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절을 종속변인으로 하여 각각 위계적 중다회귀분석을 실시하였다. 그 결과 <표 4>에서와 같이 놀이성의 하위영역 중 일부 변인들과 교사-유아 상호작용이 또래상호작용의 하위영역에 영향을 주었다.
관찰평정은 교사가 유아와의 상호작용에서 보이는 행동의 수준을 외부관찰자가 4단계, 즉 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서‘매우 그렇다’(4점)로 평정하도록 하였다.
본 조사는 총 7주에 걸쳐 이루어졌으며, 어린이집을 방문하여 자유선택놀이시간의 교사-유아 상호작용을 관찰하였고, 유아의 또래상호작용과 놀이성은 담임교사의 질문지를 통해 자료수집이 이루어졌다. 교사-유아 간 상호작용의 관찰은 훈련받은 관찰자 1인이 각 어린이집을 방문하여 실내 자유선택놀이시간을 60분씩 2회에 걸쳐 총 120분 관찰한 후 척도의 각 항목과 관련된 교사-유아 상호작용의 예를 기록하여 교사가 유아와의 상호작용에서 보이는 행동의 수준을 4단계로 평정하였다. 유아의 놀이성과 또래상호작용은 관찰 대상 담임교사가 맡고 있는 학급의 유아중 10명을 임의로 선정하여 유아가 보이는 행동과 성향을 토대로 교사가 평정하도록 하였다.
교사-유아 상호작용 관찰은 교사와 유아 간의 상호작용이 활발히 일어나는 자유선택활동 시간에 이루어졌으며, 원도구의 사용지침에 따라 2시간 관찰을 실시하였다. 즉, 훈련받은 관찰자 1인이 각 어린이집을 방문하여 실내 자유선택놀이시간을 60분씩 2회에 걸쳐 총 120분 관찰한 후 교사-유아 상호작용을 평정하여 관찰기록 용지에 기록하였다.
또한 무관심한 상호작용은 유아와 거리를 두거나 관심을 보이지 않는 상호작용을, 관대한 상호작용은 유아의 잘못된 행동에 대해 단호하지 못한 상호작용을 포함한다. 그러나 본 연구에서는 추가로 실시한 요인분석을 통해 교사의 상호작용 하위요인이 4개로 명확하게 구분되지 않았고, 최근 이를 단일요인으로 사용하는 것이 더 적절하다는 의견(Colwell et al., 2013)에 근거하여 각 하위영역의 관찰평정 점수를 합산하여 단일요인으로 사용하였다. 관찰평정은 교사가 유아와의 상호작용에서 보이는 행동의 수준을 외부관찰자가 4단계, 즉 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서‘매우 그렇다’(4점)로 평정하도록 하였다.
다음으로 유아의 놀이성 중 사회적 자발성과 놀이단절의 관계가 교사-유아 상호작용의 정도에 따라 어떻게 달라지는지를 알아보기 위해 먼저 연속 변인인 독립변인(놀이성 중 사회적 자발성)과 조절변인(교사-유아 상호작용)의 평균값을 기준으로 상, 하집단으로 구분하였다. 그런 다음 이를 토대로 각 집단의 종속변인(놀이단절)의 평균값을 각각 산출하여 [그림 1]의 상호작용 그래프를 작성하였다.
이를 통해 모호한 관찰내용을 명확히 하였으며 자유선택놀이 상황에서 관련 장면의 예를 구체화하였다. 더불어 본 연구대상에 포함되지 않은 어린이집 교사 6인을 대상으로 교사 질문지에서 이해되지 않는 문항이 있는지를 확인하였다. 이 과정에서 교사의 문항내용 이해에 어려움이 없는 것으로 파악되었으며 5점 척도의 놀이성 도구는 4점으로 수정하여 사용하였다.
따라서 추후 연구에서는 군집분석 등을 통해 놀이성 유형에 따른 또래상호작용의 차이를 탐색해보는 것도 흥미로운 과제가 될 것이라 판단된다. 둘째, 본 연구에서는 유아의 놀이성과 또래상호작용을 교사가 평정하였다. 이는 유아의 놀이를 교사가 지속적으로 관찰한 결과에 기초한 것이나 유아에 대한 선입견이나 기대에 대한 개입 가능성을 완전히 배제할 수는 없다.
놀이단절은 배회, 어슬렁거리기, 위축, 거부와 같은 놀이를 시작하기 어렵거나 시작하더라도 또래 간 상호작용으로 연결되지 못하고 중단되는 행동들이 포함된다. 또래놀이상호작용은 최근 1개월 간 자유선택활동시간 개별 유아의 놀이관찰을 바탕으로 교사가 평정하도록 하였다. 각 문항은 4점 Likert 척도로 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘매우 그렇다’(4점)로 평정하였으며, 점수가 높을수록 각 요인별 행동 특성이 많이 나타나는 것을 의미한다.
먼저 본 연구에서 사용될 유아의 또래상호작용과 놀이성을 측정할 도구의 문항들이 연구에 적합한지를 파악하였다. 아동학 관련 박사 및 석사학위를 소지하고 현장경험 5년 이상인 전문가 2인에게 보육교사 상호작용 도구(CIS)의 적절성과 관찰내용 등을 검토, 의뢰하였다.
이를 측정하기 위하여 Fantuzzo 등(1995)이 개발하고, 최혜영과 신혜영(2008)이 국내 유아를 대상으로 타당화한 ‘또래 놀이행동 척도(PIPPS; Penn Interaction Peer Play Scale)’를 사용하였다. 본 도구는 취학 전 유아의 학급 내 또래와의 놀이에서 보이는 유아행동 관찰을 기초로 교사가 평정하며, 놀이방해(play disruption) 13문항, 놀이상호작용(play interaction) 9문항, 놀이단절(play disconnection) 8문항으로 3개 영역 총 30문항으로 구성되어 있다. 놀이방해는 빼앗기, 부수기, 화를 내기, 언어적 비난 등과 같이 또래와 놀이를 지속하기보다는 갈등상황을 유발하는 부정적 행동과 관련된 내용을 포함한다.
본 연구에서는 놀이에서 보이는 유아의 또래상호작용에 초점을 두고 이와 관련된 변인으로 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용을 측정하였다. 이상의 변인들을 측정하기 위해 사용한 도구를 살펴보면 다음과 같다.
본 조사는 총 7주에 걸쳐 이루어졌으며, 어린이집을 방문하여 자유선택놀이시간의 교사-유아 상호작용을 관찰하였고, 유아의 또래상호작용과 놀이성은 담임교사의 질문지를 통해 자료수집이 이루어졌다. 교사-유아 간 상호작용의 관찰은 훈련받은 관찰자 1인이 각 어린이집을 방문하여 실내 자유선택놀이시간을 60분씩 2회에 걸쳐 총 120분 관찰한 후 척도의 각 항목과 관련된 교사-유아 상호작용의 예를 기록하여 교사가 유아와의 상호작용에서 보이는 행동의 수준을 4단계로 평정하였다.
먼저 본 연구에서 사용될 유아의 또래상호작용과 놀이성을 측정할 도구의 문항들이 연구에 적합한지를 파악하였다. 아동학 관련 박사 및 석사학위를 소지하고 현장경험 5년 이상인 전문가 2인에게 보육교사 상호작용 도구(CIS)의 적절성과 관찰내용 등을 검토, 의뢰하였다. 이를 통해 모호한 관찰내용을 명확히 하였으며 자유선택놀이 상황에서 관련 장면의 예를 구체화하였다.
앞서 상관분석 결과 에 제시한 바와 같이 배경변인인 유아의 성이 또래상호작용과 높은 관련성을 가지는 것으로 나타나, 1단계에서 유아의 성에 의한 영향력을 통제하였다.
이를 위하여 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용, 또래상호작용 간의 관계를 살펴보고, 유아의 놀이성과 또래상호작용 간의 관계를 교사-유아 상호작용이 조절하는지 검증하고자 하였다. 연구문제 분석에 앞서 주 관심사인 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 관련 변인들 간의 관계를 상관분석을 통해 살펴보았다. 그 결과, 관련 변인들은 하위영역별로 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 관련이 있었다.
교사-유아 간 상호작용의 관찰은 훈련받은 관찰자 1인이 각 어린이집을 방문하여 실내 자유선택놀이시간을 60분씩 2회에 걸쳐 총 120분 관찰한 후 척도의 각 항목과 관련된 교사-유아 상호작용의 예를 기록하여 교사가 유아와의 상호작용에서 보이는 행동의 수준을 4단계로 평정하였다. 유아의 놀이성과 또래상호작용은 관찰 대상 담임교사가 맡고 있는 학급의 유아중 10명을 임의로 선정하여 유아가 보이는 행동과 성향을 토대로 교사가 평정하도록 하였다.
유아의 놀이성이 또래상호작용에 미치는 영향에 대한 교사-유아 상호작용의 조절효과를 검증하기 위하여 유아의 성을 1단계에서 통제한 후 2단계에서 관련변인들을 투입하였으며, 3단계에서는 추가로 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용의 조합(신체적 자발성과 교사-유아 상호작용, 사회적 자발성과 교사-유아 상호작용, 인지적 자발성과 교사-유아 상호작용, 즐거움의 표현과 교사-유아 상호작용, 유머감각과 교사-유아 상호작용)을 추가로 투입하였다.
이를 주목한 연구자들은 놀이성과 놀이행동에 초점을 두고 그 관련성(고윤지, 김명순, 2013; 김명순, 유정은, 이민주, 조항린, 2011; 남진경, 김명순, 2014)을 제시한 바 있다. 이러한 연구들은 유아의 놀이행동을 위계적 관점으로 분류한 Parten의 전통적 단계를 수정하여 적용하였다. 그러나 유아의 놀이는 단순히 위계적 행동으로 제한되지 않기에 놀이에서 또래와 상호작용을 시도하거나 반응할 때 보이는 사회적이며 상호적 놀이행동을 파악하기에는 일부 한계가 있다(신은수 외, 2010).
관찰에 앞서 관찰지침과 문항별 내용 및 평정 기준을 숙지한 후 관찰내용의 적합성에 대해 논의하고 수정을 반복하였다. 이렇듯 관찰내용 및 평정기준의 충분한 숙지 후 녹화자료를 통해 2회 예비관찰을 실시하였다. 이러한 과정을 통해 일치하지 않는 부분에 문항에 대해 논의를 통해 관찰자들 간의 신뢰도를 높이고자 노력하였다.
이를 관찰하기 위하여 연구자가 Arnett(1989)의 ‘보육교사 상호작용 척도(CIS; Caregiver Interaction Scale)’를 번안한 후 어린이집 맥락에 맞게 수정하여 사용하였다.
이를 측정하기 위하여 Barnett(1991)의 ‘놀이성 척도(CPS: Children’s Playfulness Scale)’를 수정·보완하여 사용하였다.
아동학 관련 박사 및 석사학위를 소지하고 현장경험 5년 이상인 전문가 2인에게 보육교사 상호작용 도구(CIS)의 적절성과 관찰내용 등을 검토, 의뢰하였다. 이를 통해 모호한 관찰내용을 명확히 하였으며 자유선택놀이 상황에서 관련 장면의 예를 구체화하였다. 더불어 본 연구대상에 포함되지 않은 어린이집 교사 6인을 대상으로 교사 질문지에서 이해되지 않는 문항이 있는지를 확인하였다.
이러한 과정을 통해 일치하지 않는 부분에 문항에 대해 논의를 통해 관찰자들 간의 신뢰도를 높이고자 노력하였다. 이를 통해 일정 수준의 신뢰도가 확보되었다고 판단한 후 연구대상에 포함되지 않는 어린이집 유아반의 자유선택놀이시간에 관찰자 3명이 동시에 들어가 관찰자간 신뢰도를 산출하였다.
이는 사회화를 통해 남아가여아보다 거친 행동이나 부정적 행동에 대해 용인되는 차별적 경험에 기인한다고 해석할 수 있다. 이에 본 연구에서는 주요 연구문제의 검증을 위해 유아 성의 영향력을 통제한 후 분석하였다. 이에 대한 결과를 요약하고 논의해보면 다음과 같다.
교사-유아 상호작용 관찰은 교사와 유아 간의 상호작용이 활발히 일어나는 자유선택활동 시간에 이루어졌으며, 원도구의 사용지침에 따라 2시간 관찰을 실시하였다. 즉, 훈련받은 관찰자 1인이 각 어린이집을 방문하여 실내 자유선택놀이시간을 60분씩 2회에 걸쳐 총 120분 관찰한 후 교사-유아 상호작용을 평정하여 관찰기록 용지에 기록하였다. 본 연구에서 얻은 관찰자 간 신뢰도(r)는 .

대상 데이터

특히 본 연구에서는 교사-유아 상호작용 관찰의 신뢰도를 확보하기 위하여 3차에 걸쳐 관찰자 훈련을 실시하였다. 관찰자는 총 3인으로 모두 아동학 및 유아교육 전공 석사 이상 및 재학생으로 현장경력 3년 이상을 가진 사람들이었다. 관찰에 앞서 관찰지침과 문항별 내용 및 평정 기준을 숙지한 후 관찰내용의 적합성에 대해 논의하고 수정을 반복하였다.
본 연구는 서울 및 경기도에 소재한 어린이집에 근무하는 만 4세반 학급의 담임교사 24명과 해당 교사의 담당학급 유아 240명(남아 118명, 여아 122명)을 대상으로 하였다. 연구대상 선정은 서울과 경기도에 위치한 국공립, 민간, 직장어린이집 중 본 연구목적에 동의하고, 만 4세반을 독립적으로 운영하는 어린이집 24개 어린이집을 유의표집 하였다.
연구대상 선정은 서울과 경기도에 위치한 국공립, 민간, 직장어린이집 중 본 연구목적에 동의하고, 만 4세반을 독립적으로 운영하는 어린이집 24개 어린이집을 유의표집 하였다. 연구 참여에 동의한 어린이집만 4세반 담임교사를 선정하였으며, 교사가 담당하는 학급 유아 중 관찰자가 출석부를 토대로 임의로 선정한 교사 1명당 유아 10명씩, 총 240명이었다. 연구대상의 일반적인 특성은 다음의<표 1>과 같았다.
본 연구는 서울 및 경기도에 소재한 어린이집에 근무하는 만 4세반 학급의 담임교사 24명과 해당 교사의 담당학급 유아 240명(남아 118명, 여아 122명)을 대상으로 하였다. 연구대상 선정은 서울과 경기도에 위치한 국공립, 민간, 직장어린이집 중 본 연구목적에 동의하고, 만 4세반을 독립적으로 운영하는 어린이집 24개 어린이집을 유의표집 하였다. 연구 참여에 동의한 어린이집만 4세반 담임교사를 선정하였으며, 교사가 담당하는 학급 유아 중 관찰자가 출석부를 토대로 임의로 선정한 교사 1명당 유아 10명씩, 총 240명이었다.

데이터처리

또래상호작용에 대한 변인들의 상대적 영향력을 알아보기에 앞서 유아의 놀이성, 교사-유아 상호작용, 또래상호작용 간의 관계를 알아보기 위하여 Pearson의 적률상관분석을 실시하였다. 유아의 성을 포함한 주요 변인들 간의 상관관계는 다음의 <표 3>에 제시한 바와 같다.
0 윈도우용 프로그램을 사용하여 다음과 같은 방법으로 분석하였다. 연구문제 분석에 앞서 측정변인들의 일반적 경향을 알아보기 위해 기술적 통계치를 산출하였다. 주요 변인간의 관계는 Pearson의 상관분석을 실시하였으며, 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용이 유아의 또래상호작용에 미치는 주 효과와 유아의 놀이성과 또래상호작용의 관계에 대해 교사-유아 상호작용의 조절효과를 알아보기 위해 위계적 중다회귀분석을 실시하였다.
연구문제 분석에 앞서 측정변인들의 일반적 경향을 알아보기 위해 기술적 통계치를 산출하였다. 주요 변인간의 관계는 Pearson의 상관분석을 실시하였으며, 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용이 유아의 또래상호작용에 미치는 주 효과와 유아의 놀이성과 또래상호작용의 관계에 대해 교사-유아 상호작용의 조절효과를 알아보기 위해 위계적 중다회귀분석을 실시하였다.

이론/모형

각각의 문항별 관찰내용 및 장면은 선행연구(Colwell, Gordon, Fujimoto, Kaestner, & Korenman, 2013; Kostelnik et al., 2011)를 참조로 구성하였다.
이에 유아 행동에 대한 관찰이나 외부관찰자에 의한 평정 등 보다 더 객관적 자료수집의 방법을 모색해야 할 것이다. 셋째, 본 연구에서는 교사-유아 상호작용의 관찰을 위해 Arnett(1989)의 도구를 번안하여 사용하였으며, 선행연구(Colwell et al., 2013)에 기초하여 관찰평정 점수의 총점을 단일 요인으로 하여 결과를 산출하였다. 향후 사회문화적 배경이 다른 우리나라 교사에게 본 도구를 적용하는데 무리가 없는지 연구를 통해 지속적 보완이 필요하다.
이를 측정하기 위하여 Fantuzzo 등(1995)이 개발하고, 최혜영과 신혜영(2008)이 국내 유아를 대상으로 타당화한 ‘또래 놀이행동 척도(PIPPS; Penn Interaction Peer Play Scale)’를 사용하였다.

성능/효과

이는 교사-유아 상호작용의 수준에 따라 유아의 사회적 자발성이 놀이단절에 미치는 영향이 달라짐을 의미한다. 3단계에 투입된 상호작용항은 추가로 2%를 설명하여 회귀모형에 포함된 변인들은 유아의 놀이단절 변량의총 38%를 설명하였다.
먼저 유아의 성은 또래상호작용과 관련이 있는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 남아는 여아에 비해 또래상호작용에서 부정적인 상호작용을 많이 보이는 것으로 나타났다. 남아는 여아에 비해 놀이방해(r=.
그 결과 또래상호작용의 하위영역 중 놀이단절에 대해서만 교사-유아 상호작용의 조절효과가 검증되었다. 분석 결과는 앞서 <표 4>의 주 효과 분석과 함께 제시하였으며, 놀이단절에서 사회적 자발성과 교사-유아 상호작용의 상호작용항(β=1.
그 결과 에서와 같이 놀이성의 하위영역 중 일부 변인들과 교사-유아 상호작용이 또래상호작용의 하위영역에 영향을 주었다.
연구문제 분석에 앞서 주 관심사인 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 관련 변인들 간의 관계를 상관분석을 통해 살펴보았다. 그 결과, 관련 변인들은 하위영역별로 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 관련이 있었다. 또한, 배경변인인 유아의 성은 또래상호작용의 놀이방해와 놀이상호작용, 놀이단절 모두와 관련되는 것으로 나타났다.
그 밖에도 즐거움의 표현은 유아의 놀이상호작용 및 놀이단절에 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 놀이장면에서 보이는 유아의 웃음이나 즐거움, 행복과 관련된 정서 표현은 상호작용을 지속시키는 역할을 하며 긍정적 상호작용의 원인이자 결과임을 보여준다.
그래프에서 나타난 상호작용 효과를 구체적으로 살펴보면, 교사-유아 상호작용 점수가 낮은 집단보다 교사-유아 상호작용 점수가 높은 집단에서 유아의 사회적 자발성에 따른 놀이단절의 수준 차이가 적게 나타났다. 즉, 교사-유아 상호작용의 수준이 높은 경우에는 유아의 낮은 자발성 수준이 놀이단절에 미치는 부정적 영향력이 완화됨을 알 수 있다.
001)은 적게 하였다. 둘째, 개인특성인 유아의 놀이성은 하위영역별로 차이는 있으나 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 일부 통계적으로 유의한 상관을 보여주었다. 구체적으로 유아의 놀이성 중 신체적 자발성은 놀이방해(r=.
둘째, 교사-유아 상호작용은 또래상호작용 중 놀이방해 및 놀이단절에 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 교사가 유아와 양질의 상호작용할 때 유아가 놀이를 방해하거나 놀이로부터 단절되는 등의 부정적 상호작용이 감소함을 의미한다.
둘째, 놀이상호작용에는 신체적 자발성(β=-.13, p＜.05), 사회적 자발성(β=.65, p＜.001) 과 즐거움의 표현(β=.14, p＜.05)이 유의하였다.
둘째, 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용은 또래상호작용에 영향을 미치는가?
86로 나타나, 연구대상 유아가 다른 행동에 비해 상대적으로 놀이단절 점수가 가장 낮은 것으로 나타났다. 또한 유아의 놀이성의 문항평균을 하위영역별로 살펴보면, 신체적 자발성 3.11, 사회적 자발성 2.77, 인지적 자발성 2.83, 즐거움의 표현 3.09, 유머감각은 2.91로 나타났다. 연구대상 유아는 신체적 자발성이 가장 많이 나타났고, 사회적 자발성이 적은 것으로 나타났다.
그 결과, 관련 변인들은 하위영역별로 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절과 관련이 있었다. 또한, 배경변인인 유아의 성은 또래상호작용의 놀이방해와 놀이상호작용, 놀이단절 모두와 관련되는 것으로 나타났다. 이는 다수 선행연구의 결과들(권연희, 2012; 김정림, 허미경, 2013; Coolahan et al.
반면 유아의 신체적 자발성은 놀이방해, 놀이상호작용에 부적 영향을 주는 것으로 나타났다. 즉, 유아가 놀이에서 신체를 활발히 움직이고 농담을 많이 할수록 또래와의 놀이에 방해가 되거나 긍정적 상호작용으로 이어지기가 어렵다는 것이다.
분석 결과는 앞서 의 주 효과 분석과 함께 제시하였으며, 놀이단절에서 사회적 자발성과 교사-유아 상호작용의 상호작용항(β=1.71, p＜.01)이 추가로 투입된 3단계의 회귀 모형에서 놀이단절에 대해 추가 설명력을 가지는 것으로 나타났다.
끝으로 본 연구에서는 유아의 놀이성이 또래상호작용에 미치는 영향에 대하여 교사-유아 상호작용의 조절효과를 검증하였다. 분석결과 놀이성의 하위영역 중 사회적 자발성이 놀이단절에 미치는 영향에서 교사-유아 상호작용의 조절효과가 유의하게 나타났다. 이는 선행연구들(권연희, 2012; 신혜진, 신나리, 2014; Hamre & Pianta, 2001; Myer & Pianta, 2008)에서 교사역할의 조절 및 예방효과를 밝힌 내용과 맥을 함께 한다.
셋째, 교사-유아 상호작용에 따라 유아의 놀이성과 또래상호작용 간의 관계가 달라지는가?
첫째, 유아의 개인특성인 놀이성은 또래상호작용에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 신체적 자발성, 사회적 자발성, 유머감각은 놀이방해에 영향을 주었고, 신체적 자발성, 유머감각, 사회적 자발성은 놀이상호작용에, 사회적 자발성, 즐거움의 표현은 놀이단절에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 유아가 또래와의 상호작용에서 신체를 활발하게 움직이는 것을 적게 하고, 또래와 협력적으로 잘 어울리며, 즐거움을 자주 표현하고, 유머를 적게 하면, 유아는 놀이에서 긍정적으로 또래와 상호작용하고, 갈등상황을 유발하는 방해 행동과 놀이를 연결하지 못하고 중단되는 단절 행동은 적게 보인다는 것이다.
91로 나타났다. 연구대상 유아는 신체적 자발성이 가장 많이 나타났고, 사회적 자발성이 적은 것으로 나타났다. 한편 교사-유아 상호작용의 평균은 4점 만점에 3.
종합해보면, 유아의 개인특성과 환경적 요인은 서로 유기적이며 상호보완적으로 유아의 또래 상호작용에 영향을 줄 것이라 추측할 수 있다. 이에 본 연구에서는 만 4세반 유아와 그들의 담임교사를 대상으로 유아의 놀이성과 교사-유아 상호작용을 중심으로 또래상호작용에 미치는 영향을 알아보고자 한다.
05)이 유의하였다. 즉 유아의 신체적 자발성이 높고, 사회적 자발성이 낮으며, 유머감각이 많을수록, 교사-유아 상호작용의 수준이 낮을수록 놀이방해 행동의 수준이 높았다. 이는 유아가 신체적으로 활발하고, 사회적 자발성이 낮고, 유머감각이이 높을수록, 교사의 상호작용 수준이 낮을수록 유아가 놀이방해와 같은 행동을 보일 가능성이 높음을 의미한다.
17로 나타났다. 즉, 교사들은 유아들과의 상호작용에서 대체로 중간 수준 이상의 긍정적 상호작용을 하는 것으로 나타났다.
첫째, 유아의 개인특성인 놀이성은 또래상호작용에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 신체적 자발성, 사회적 자발성, 유머감각은 놀이방해에 영향을 주었고, 신체적 자발성, 유머감각, 사회적 자발성은 놀이상호작용에, 사회적 자발성, 즐거움의 표현은 놀이단절에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
특히 놀이성의 하위 차원 중 사회적 자발성은 또래상호작용의 놀이방해, 놀이상호작용, 놀이단절 모두에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉, 유아가 놀이에 참여하여 또래와 어울리려는 개인적 성향이 클수록 또래와의 놀이에서 갈등을 유발하는 방해 행동이나 놀이를 시작하기 어렵거나 놀이로 연결되지 못하는 단절 행동은 적게 보이는 반면, 또래와 친사회적이고 긍정적인 방법으로 상호작용할 가능성이 높다.
한편, 교사-유아 상호작용은 유아의 또래상호작용 중 긍정적 차원인 놀이상호작용에는 영향력이 없는 것으로 나타났다. 이는 교사의 긍정적 지도행동과 유아의 긍정적 또래상호작용 간에 관련이 없었다는 결과(최혜영, 2004)와 일치한다.
회귀분석 실시에 앞서 예측변인들과 또래상호작용의 분산팽창계수인 VIF값을 살펴본 결과, 1보다 크고 10보다 작은 1.06에서 2.72의 범위로 나타나 분석에 무리가 없다고 판단되었다. 또래 상호작용에 대한 변인들의 위계적 중다회귀분석을 실시한 결과는 다음의 <표 4>와 같다.

후속연구

이는 여러 가지 놀이성 요인이 동시에 반영되는 특성을 반영하지 못하는 한계를 가지고 있다. 따라서 추후 연구에서는 군집분석 등을 통해 놀이성 유형에 따른 또래상호작용의 차이를 탐색해보는 것도 흥미로운 과제가 될 것이라 판단된다. 둘째, 본 연구에서는 유아의 놀이성과 또래상호작용을 교사가 평정하였다.
이로써 본 연구는 유아의 놀이장면 속 또래상호작용에 대한 포괄적 이해를 가능하게 할 것이라 여겨진다. 또한, 더 나아가 유아의 사회성 발달의 근간이 되는 또래상호작용의 지원 및 교사교육의 기초자료로 활용될 것이라 기대된다.
이에 본 연구는 교사의 자기보고식 측정에 근거한 기존 연구들(권연희, 2012; 신혜진, 신나리, 2014; 최미숙, 황윤세, 2007; 황윤세, 2008)보다 더 실질적 정보를 제공할 것으로 판단된다. 이로써 본 연구는 유아의 놀이장면 속 또래상호작용에 대한 포괄적 이해를 가능하게 할 것이라 여겨진다. 또한, 더 나아가 유아의 사회성 발달의 근간이 되는 또래상호작용의 지원 및 교사교육의 기초자료로 활용될 것이라 기대된다.
즉, 양질의 교사-유아 상호작용은 사회적 자발성 수준이 낮은 유아의 놀이단절과 같은 부정적 상호작용에 미치는 영향을 경감시킬 수 있다는 것이다. 이에 교사는 놀이 속 교사역할에 대한 중요성을 항상 인식하고 유아와 수준 높은 상호작용을 지속할 수 있도록 노력해야 할 것이다.
이 때 교사-유아 상호작용은 관찰자의 객관적 관찰에 기초하고자 한다. 이에 본 연구는 교사의 자기보고식 측정에 근거한 기존 연구들(권연희, 2012; 신혜진, 신나리, 2014; 최미숙, 황윤세, 2007; 황윤세, 2008)보다 더 실질적 정보를 제공할 것으로 판단된다. 이로써 본 연구는 유아의 놀이장면 속 또래상호작용에 대한 포괄적 이해를 가능하게 할 것이라 여겨진다.
이는 유아의 놀이를 교사가 지속적으로 관찰한 결과에 기초한 것이나 유아에 대한 선입견이나 기대에 대한 개입 가능성을 완전히 배제할 수는 없다. 이에 유아 행동에 대한 관찰이나 외부관찰자에 의한 평정 등 보다 더 객관적 자료수집의 방법을 모색해야 할 것이다. 셋째, 본 연구에서는 교사-유아 상호작용의 관찰을 위해 Arnett(1989)의 도구를 번안하여 사용하였으며, 선행연구(Colwell et al.
더불어 본 연구에서 사용한 Barnett(1991)의 도구는 우리나라 유아의 놀이성을 측정하는데 일부 적절치 않다는 의견(김명순, 김길숙, 박찬화, 2012)이 제시된 바 있다. 이에 추후 연구에서는 유머감각에 대한 의미 재고와 함께 도구의 타당화 작업이 요청된다고 하겠다.
, 2013)에 기초하여 관찰평정 점수의 총점을 단일 요인으로 하여 결과를 산출하였다. 향후 사회문화적 배경이 다른 우리나라 교사에게 본 도구를 적용하는데 무리가 없는지 연구를 통해 지속적 보완이 필요하다.

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	교사-유아 상호작용이란 무엇인가?	교사-유아 상호작용이란 교사가 또래와의 상호작용을 지원하기 위하여 행동하는 언어적 ‧ 비언어적 소통체계의 상호작용을 의미한다. 이를 관찰하기 위하여 연구자가 Arnett(1989)의 ‘보육교사 상호작용 척도(CIS; Caregiver Interaction Scale)’를 번안한 후 어린이집 맥락에 맞게 수정 하여 사용하였다.
	유아의 신체적 자발성이 높고, 사회적 자발성이 낮으며, 유머감각이 많을수록, 교사-유아 상호작용의 수준이 낮을수록 놀이방해 행동의 수준이 높았는데 이는 무엇을 의미하는가?	즉 유아의 신체적 자발성이 높고, 사회적 자발성이 낮으며, 유머감각이 많을수록, 교사-유아 상호작용의 수준이 낮을수록 놀이방해 행동의 수준이 높았다. 이는 유아가 신체적으로 활발하고, 사회적 자발성이 낮고, 유머감각이이 높을수록, 교사의 상호작용 수준이 낮을수록 유아가 놀이방해와 같은 행동을 보일 가능성이 높음을 의미한다. 회귀모형에 투입된 네 변인은 놀이방해 총 변량의 29%를 설명하였다.
	유아의 놀이성이란 무엇인가?	유아의 놀이성이란 놀이의 질적 특성을 나타내는 개념으로서, 유아의 놀이행동을 일으키는 심리적 성향 내지는 태도를 의미한다. 이를 측정하기 위하여 Barnett(1991)의 ‘놀이성 척도(CPS: Children’s Playfulness Scale)’를 수정․ 보완하여 사용하였다.

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