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문제 정의
- 본 연구에서는 어린이집에서 유아들이 매일 상호작용하는 교사가 가진 신념과 태도, 특히 자기규제 및 사회적 조율에 관한 신념이 유아의 행동적 자기조절능력에 영향을 미칠것이라 가정하였다. 즉, 교사신념이 유아의 행동적 자기조절에 미치는 영향을 미치고, 이는 다시 학교준비도를 예측할 것이라 보고 이를 검증하고자 하였다. 특히 유아의 행동적 자기조절은 교사 보고식 척도나 일반적인 관찰보다는 과업 수행을 통해 직접적으로 측정될 때 더 정확하게 유아의 능력을 반영할 수 있다는 연구자들의 의견을 근거로 하여(Ponitz et al.
- 본 연구에서는 이들의 관계에서 매개적 역할을 담당하는 변인으로 유아의 행동적 자기조절을 선정하여 자기조절에 대한 교사신념, 유아의 행동적 자기조절, 학교준비도의 관련성을 분석하고자 시도하였다. 선행연구결과를 통해 유아의 행동적 자기조절이 학교준비도에 영향을 미치는 중요한 요인임을 알 수 있었으나, 행동적 자기조절과 학습준비도 간의 관계에서 교사신념의 영향력에 대해 대해서는 특별한 관심이 주어지지 않았다.
- 선행연구결과를 통해 유아의 행동적 자기조절이 학교준비도에 영향을 미치는 중요한 요인임을 알 수 있었으나, 행동적 자기조절과 학습준비도 간의 관계에서 교사신념의 영향력에 대해 대해서는 특별한 관심이 주어지지 않았다. 따라서 이 연구에서는 유아의 학교준비도에 대한 자기조절 관련 교사신념과 유아의 행동적 자기조절능력의 영향력에 대해 살펴보고자 하였다. 본 연구에서는 유아의 학교준비도를 나타내는 변인으로 읽기, 사회적 기술, 과제수행능력을 선정하였으며, 이러한 학교준비도의 학습, 사회성, 그리고 행동적 영역이 교사신념 및 유아의 행동적 자기조절에 의해 다른 양상으로 예측되는지 살펴보고자 하였다.
- 따라서 이 연구에서는 유아의 학교준비도에 대한 자기조절 관련 교사신념과 유아의 행동적 자기조절능력의 영향력에 대해 살펴보고자 하였다. 본 연구에서는 유아의 학교준비도를 나타내는 변인으로 읽기, 사회적 기술, 과제수행능력을 선정하였으며, 이러한 학교준비도의 학습, 사회성, 그리고 행동적 영역이 교사신념 및 유아의 행동적 자기조절에 의해 다른 양상으로 예측되는지 살펴보고자 하였다. 연구대상의 연령대는 만 3세에서 만 5세로, 학습준비도와 관련된 능력과 자기조절능력이 발달하기 시작하는 유아기 초기(Dickinson & McCabe, 2001; Dowsett & Livesey, 2000; Lonigan, Farver, Nakamoto, & Eppe, 2013)부터의 연령대를 포함하고자 하였다.
- 본 연구에서는 교사신념 및 유아의 행동적 자기조절이 유아 학교준비도와 가지는 관계에 있어 성차가 존재할 것이라 가정하고 이를 검증하고자 하였다. 이에 앞서 교사신념, 행동적 자기조절, 유아 학교준비도 변인에서 유의한 성차가 존재하는지 분석한 결과, 유아의 사회적 기술(t = -3.
가설 설정
- 즉, 행동적 자기조절이 유아발달에 미치는 영향력이 중요한 만큼, 유아의 자기조절능력의 개인차를 설명할 수 있는 다양한 변인의 탐색이 필요하다 하겠다. 본 연구에서는 어린이집에서 유아들이 매일 상호작용하는 교사가 가진 신념과 태도, 특히 자기규제 및 사회적 조율에 관한 신념이 유아의 행동적 자기조절능력에 영향을 미칠것이라 가정하였다. 즉, 교사신념이 유아의 행동적 자기조절에 미치는 영향을 미치고, 이는 다시 학교준비도를 예측할 것이라 보고 이를 검증하고자 하였다.
제안 방법
- 특히 유아의 행동적 자기조절은 교사 보고식 척도나 일반적인 관찰보다는 과업 수행을 통해 직접적으로 측정될 때 더 정확하게 유아의 능력을 반영할 수 있다는 연구자들의 의견을 근거로 하여(Ponitz et al., 2008), 행동적 자기조절능력을 ‘머리-발’과제를 통해 측정하였다.
- 성별 구성은 남아 60%(137명), 여아 40%(92명)이다. 자료의 수집을 위하여 아동학 박사와 대학원생으로 구성된 연구진이 어린이집에 방문하여 어린이집의 조용한 교실에서 유아의 행동적 자기조절과 읽기능력을 측정하였다. 교사신념과 유아의 과제수행능력과 사회적 기술은 교사 설문조사를 통하여 자료를 수집하였다.
- 자료의 수집을 위하여 아동학 박사와 대학원생으로 구성된 연구진이 어린이집에 방문하여 어린이집의 조용한 교실에서 유아의 행동적 자기조절과 읽기능력을 측정하였다. 교사신념과 유아의 과제수행능력과 사회적 기술은 교사 설문조사를 통하여 자료를 수집하였다. 유아 및 가족의 사회인구학적 배경에 관한 설문은 가정으로 보내 부모들이 작성한 것을 수합하였다.
- 교사신념과 유아의 과제수행능력과 사회적 기술은 교사 설문조사를 통하여 자료를 수집하였다. 유아 및 가족의 사회인구학적 배경에 관한 설문은 가정으로 보내 부모들이 작성한 것을 수합하였다.
- 본 연구에서는 (M = 14.10, SD = 6.46)과 (M = 10.10, SD = 7.46)의 점수로 유아의 행동적 자기조절의 잠재변인을 구성하였다.
- 유아에게 ‘무릎’을 만지라고 하면 ‘어깨’를 만지고, ‘어깨’를 만지라고 하면 ‘무릎’을 만지는 반대 규칙을 설명한 후 연습과제를 통해 추가된 규칙을 이해했는지 확인한다.
- ”)으로 교사신념 변인을 구성하였다. 즉, 유아가 행동 및 감정을 적절히 규제하고, 교실 상황에서 자기 조절능력을 요구하는 또래와의 대인관계를 원만하게 유지하는 것에 가치를 두는 교사신념을 내용으로 하는 잠재변인으로 구성하였다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다’ 1점에서 ‘매우 그렇다’ 5점까지의 5점 리커트로 구성되고, 점수가 높을수록 교사신념이 높음을 의미한다.
- 실험자는 연습과제를 시행하여 유아가 규칙을 이해했는지 확인한다. 유아가 연습시행에 성공하면 칭찬하고, 틀리면 수정하는 피드백을 준 후, 무선적인 순서로 10회의 본 시행을 실시한다. <과제 2>에서는 난이도를 높여 ‘무릎’과 ‘어깨’를 만지는 지시를 추가한다.
- 84로 높았다. 시험은 이 과제 진행에 대해 교육과 훈련을 받은 2인 1조의 아동학 전공자가 진행하였고, 1인의 조사자가 구술로 실시하면, 다른 조사자가 유아의 반응을 평가하였다. 연구대상 유아의 약 5%에 해당하는 14명의 결과에 대한 평가자간 일치도는 99%로 높았다.
- 유아의 학교준비도를 나타내는 변인으로 읽기능력, 사회적 기술, 과제수행능력을 선정하였다. 유아의 읽기능력은 한글단어읽기능력 검사(최나야, 이순형, 2007)를 사용하여 측정하였다.
- 유아의 읽기능력은 한글단어읽기능력 검사(최나야, 이순형, 2007)를 사용하여 측정하였다. 조사자는 유아에게 명함크기의 카드에 각각 신명조체, 글자크기 60으로 인쇄된 두 음절의 실제단어 20개와 무의미한 단어 20개를 읽도록 하였다. 채점은 음절별로 올바르게 발음할 경우 각 음절당 1점씩 부여해서 단어별로 0점, 1점 또는 2점으로 채점되며, 전체 읽기 점수는 0점에서 80점까지의 범위를 가진다.
- 구조방정식모델링 분석에서 유아의 연령과 성별을 통제변인으로 사용하였다. 유아 연령은 만 연령으로, 성별은 남아 = 1, 여아 = 0의 가변수로 변환하여 분석에 포함하였다.
- 교사신념을 나타내는 세 변인과 유아의 읽기 및 사회적 기술 간에 유의한 상관관계가 존재하였으며, 교사신념 일부 변인 역시 유아의 과제수행기술과 정적인 연관성을 가지고 있었다. 유아의 행동적 자기조절능력이 매개변인으로 포함된 연구모형에서 교사신념은 유아의 읽기능력과 사회적 기술을 직접적으로 예측하였다. 하지만 유아의 과제수행기술에 대한 직접적 영향력은 유의하지 않았다.
- 그 다음으로 ‘머리→발’, ‘발→머리’, ‘무릎→어깨’, ‘어깨→무릎’의 총 4가지 규칙을 상기시킨 후에, 고정된 무선적인 순서로 총 10회의 시행을 실시한다.
대상 데이터
- 연구대상의 연령대는 만 3세에서 만 5세로, 학습준비도와 관련된 능력과 자기조절능력이 발달하기 시작하는 유아기 초기(Dickinson & McCabe, 2001; Dowsett & Livesey, 2000; Lonigan, Farver, Nakamoto, & Eppe, 2013)부터의 연령대를 포함하고자 하였다.
- 본 연구에서는 서울 및 경기지역에 위치한 어린이집 3곳에 다니고 있는 만 3~5세 유아 229명과 해당 유아의 담임교사를 대상으로 선정하였다. 연구대상 유아의 월령은 최소 43개월, 최대 78개월로서 평균월령은 60.
- 본 연구에서는 서울 및 경기지역에 위치한 어린이집 3곳에 다니고 있는 만 3~5세 유아 229명과 해당 유아의 담임교사를 대상으로 선정하였다. 연구대상 유아의 월령은 최소 43개월, 최대 78개월로서 평균월령은 60.67개월(SD = 10.18)이며 만 3세 75명, 만 4세 78명, 만 5세 76명으로 구성되었다. 성별 구성은 남아 60%(137명), 여아 40%(92명)이다.
데이터처리
- 본 연구의 연구문제에 기초한 개념적 모형을 분석하기 위하여 구조방정식모델링(Structural Equation Modeling) 기법을 사용하였다. SPSS 23.0 프로그램을 이용하여 연구변인의 기술통계량과 상관관계를 산출하였고, 구조방정식모델링의 분석에는 AMOS 23.0을 사용하였다.
이론/모형
- 교사신념은 Pathways to Literacy 교사용 질문지(Morrison & Cooney, 2001)를 사용하여 측정하였는데, 교사신념은 교사가 유아의 행동발달에 대해 중요하게 생각하는 정도와 교사의 책임에 대한 신념을 묻는 8개의 문항으로 구성되어 있다.
- 유아의 행동적 자기조절을 측정하기 위하여 20문항으로 구성된 ‘머리/발’과제(Head-to-toe task; Ponitz et al., 2008)를 사용하였다.
- 유아의 사회적 기술과 과제수행능력은 교사가 응답한 아동행동평가척도(Child Behavior Rating Scale, CBRS; Bronson, Tivnan, & Seppanen, 1995)의 5점 리커트 32문항으로 측정하였다.
- 유아의 학교준비도를 나타내는 변인으로 읽기능력, 사회적 기술, 과제수행능력을 선정하였다. 유아의 읽기능력은 한글단어읽기능력 검사(최나야, 이순형, 2007)를 사용하여 측정하였다. 조사자는 유아에게 명함크기의 카드에 각각 신명조체, 글자크기 60으로 인쇄된 두 음절의 실제단어 20개와 무의미한 단어 20개를 읽도록 하였다.
- 본 연구의 연구문제에 기초한 개념적 모형을 분석하기 위하여 구조방정식모델링(Structural Equation Modeling) 기법을 사용하였다. SPSS 23.
성능/효과
- 그리고 이러한 학교준비도의 중요한 변인으로 행동적, 관계적 자기조절 능력의 발달을 꼽았다(Abry, Latham, Bassok, & LoCasale-Crouch, 2015; Hatcher, Nuner, & Paulsel, 2012). 따라서 본 연구에서는 자기조절, 자기규제 또는 관계적 기술에 대한 보육교사의 신념이 유아의 행동적 자기조절능력에 영향을 미치고, 이를 통해 유아의 학교준비도에 영향을 미칠 것으로 예측한다.
- 연구대상 유아의 약 5%에 해당하는 14명의 결과에 대한 평가자간 일치도는 99%로 높았다.
- 과제수행기술은 교실 상황에서 유아가 과제와 관련하여 보이는 집중도를 포함하여, 교사의 지시를 잘 따르는지, 과제 완수 시 만족감을 보이는지 등의 유아행동에 대해 문항(예, 과제를 수행할 때 자신의 실수를 발견하고 자발적으로 고친다)이 포함된다. 본 연구에서는 18문항의 총합으로 과제수행능력 점수를 구하였으며, 이는 5~90점의 범위를 가진다(M = 67.19, SD = 11.01). 과제수행능력 점수가 높을수록 유아가 교실 내 과업을 성공적으로 진행하고 완성함을 의미하고, 신뢰도는 Cronbach’s α = .
- 과제수행능력 점수가 높을수록 유아가 교실 내 과업을 성공적으로 진행하고 완성함을 의미하고, 신뢰도는 Cronbach’s α = .93으로 높았다.
- 001)정도의 유의한 상관관계가 존재하였다(<표 2>). 즉, 교사가 유아의 자아통제능력과 대인관계 기술 발달에 대한 책임이 교사에게 있고, 유아의 자기규제 능력이 중요하다는 신념을 가졌을 때 유아의 행동적 자기규제 수행점수가 높은 것으로 나타났다. 교사 신념은 유아의 학교준비도 변인들과 일부 유의한 상관을 보였다.
- 교사 신념은 유아의 학교준비도 변인들과 일부 유의한 상관을 보였다. 교사 신념을 나타내는 세 변인은 모두 유아의 읽기 능력 및 사회적 기술과 유의한 정적 상관관계를 나타냈으며, 유아의 자기규제 능력이 학교에서 배워야 할 중요한 능력이라는 교사 신념의 정도가 유아의 과제 수행능력과 정적인 상관관계를 가지고 있었다. 한편, 유아의 행동적 자기조절 과제 점수가 높을수록 유아의 읽기 능력(과제 1 r = .
- 교사신념은 또한 유아의 읽기능력과도 유의한 관계를 보여, 교사신념이 강할수록 유아의 한글읽기점수가 높게 나타났다(β= .51, p < .001).
- 자기조절에 관한 교사신념은 유아의 행동적 자기조절능력을 통해 유아의 사회적 기술에 유의한 간접효과를 가지는 것으로 밝혀졌다(표준화된 계수 = .11, p < .05).
- 행동적 자기조절능력이 우수한 유아일수록 또래 및 성인과의 상호작용에서 더 나은 사회적 유능성을 보여주는 것으로 밝혀졌다(β= .17, p < .05).
- 교사신념, 행동적 자기조절, 그리고 읽기능력 간의 관계에 있어 남아와 여아 간 유의한 양상 차이가 존재하는지 비교한 결과, 읽기능력을 예측하는 모델에서는 유의한 성차가 발견되지 않았다(∆χ2(3) = 2.361, n.s.).
- 001). 즉, 교사가 유아의 행동이나 대인관계에 있어서 자기조절능력이 중요하며, 자기조절능력의 발달에 교사의 책임이 있다는 신념을 가지고 있을수록 유아의 행동적 자기조절능력은 우수한 것으로 나타났다. 교사신념은 또한 유아의 읽기능력과도 유의한 관계를 보여, 교사신념이 강할수록 유아의 한글읽기점수가 높게 나타났다(β= .
- 유아의 사회적 기술을 예측하는 구조모형을 성별로 구분하여 집단 간 차이를 분석한 결과, 남아와 여아 간 유의한 차이가 나타났다(∆χ2(3) = 17.506, p < .001).
- 변인 간 경로의 유의성을 살펴보면, 교사신념은 유아의 자기조절능력을 유의하게 예측하여, 교사가 대인관계 및 자기통제능력에 대해 가치를 둘수록 유아의 행동적 자기조절 검사 점수가 높게 나타났다(β= .56, p < .001).
- 반면, 여아의 경우 교사 신념과 행동적 자기조절능력 간 관계가 남아에 비해 상대적으로 약하였고(β= .50, p < .01), 행동적 자기조절능력에 따라 과제수행기술이 영향을 받지 않는 것으로 나타났다.
- 다음으로 남아와 여아의 교사신념, 행동적 자기조절, 그리고 과제수행기술 간의 관계를 비교한 결과 통계적으로 유의한 차이가 나타났다(∆χ2(3) = 16.523, p < .001).
- 001). 즉, 유아가 행동적 조절능력 검사에 더 나은 수행을 보여줄수록 유아가 과제를 수행할 때 더 잘 집중하고, 과제에 실패했을 때 정서 및 행동을 규제하는 능력이 있으며, 과제에 대한 호기심이 높은 경향이 있음을 알 수 있다. 교사신념은 유아의 과제수행능력을 직접적으로 예측하지는 않았다.
- 이상에서 살펴본 연구결과에 근거하여 본 연구에서 설정한 연구문제에 대한 결론을 도출하면 다음과 같다. 첫째, 교사신념은 유아의 행동적 자기조절과 관계가 있는 것으로 밝혀졌다. 상관관계 분석과 구조방정식모델 분석 결과에 따르면, 교사가 유아의 자기규제 및 대인관계 조절에 대해 가치를 부여하고, 유아의 자기조절능력의 발달에 보육교사의 책임이 있다고 생각할수록, 실제 유아가 보이는 행동적 자기조절능력이 우수한 것으로 나타났다.
- 첫째, 교사신념은 유아의 행동적 자기조절과 관계가 있는 것으로 밝혀졌다. 상관관계 분석과 구조방정식모델 분석 결과에 따르면, 교사가 유아의 자기규제 및 대인관계 조절에 대해 가치를 부여하고, 유아의 자기조절능력의 발달에 보육교사의 책임이 있다고 생각할수록, 실제 유아가 보이는 행동적 자기조절능력이 우수한 것으로 나타났다. 이러한 연구결과는 교사신념과 유아 학교준비도 간의 유의한 관계가 존재할 것이라고 제안한 선행연구 결과(Bronson, 2000)를 뒷받침하는 동시에, 교사의 신념이 교실 내 환경구성 및 교사행동의 실재 등을 통해 유아 발달에 영향을 미칠 것이라는 가능성(Rimm-Kaufman et al.
- 둘째, 자기조절에 대한 교사의 신념과 유아 학교준비도 간의 관계는 학교준비도 변인에 따라 다양하게 나타났다. 교사신념을 나타내는 세 변인과 유아의 읽기 및 사회적 기술 간에 유의한 상관관계가 존재하였으며, 교사신념 일부 변인 역시 유아의 과제수행기술과 정적인 연관성을 가지고 있었다.
- 셋째, 유아의 학교준비도에 대한 교사신념과 유아의 행동적 자기조절의 영향과 변인 간의 관계를 살펴본 결과, 학교준비도 변인에 따라 다른 양상을 나타냈다. 먼저, 교사신념과 유아의 행동적 자기조절과 유아 읽기능력에 직접적으로 유의한 영향을 미쳤으나, 행동적 자기조절과 읽기능력 간 경로는 유의하지 않았다.
- 셋째, 유아의 학교준비도에 대한 교사신념과 유아의 행동적 자기조절의 영향과 변인 간의 관계를 살펴본 결과, 학교준비도 변인에 따라 다른 양상을 나타냈다. 먼저, 교사신념과 유아의 행동적 자기조절과 유아 읽기능력에 직접적으로 유의한 영향을 미쳤으나, 행동적 자기조절과 읽기능력 간 경로는 유의하지 않았다. 반면 교사신념은 유아의 행동적 자기조절능력을 매개로 사회적 기술과 과제수행능력에 영향을 미쳤다.
- 마지막으로 교사신념, 유아의 행동적 자기조절, 그리고 학교준비도 간의 관계에서 유의한 성차가 존재하는지 검증한 결과, 유아의 사회적 기술과 과제수행기술에 있어 교사신념과 유아의 행동적 자기조절이 미치는 영향력에서 남아와 여아 간 차이가 발견되었다. 남아의 경우, 여아에 비해 교사의 신념에 따라 행동적 자기조절이 많이 예측되며, 행동적 자기조절이 사회적 기술과 과제수행 능력에 미치는 영향이 남아에게만 유의한 것으로 나타났다.
- 마지막으로 교사신념, 유아의 행동적 자기조절, 그리고 학교준비도 간의 관계에서 유의한 성차가 존재하는지 검증한 결과, 유아의 사회적 기술과 과제수행기술에 있어 교사신념과 유아의 행동적 자기조절이 미치는 영향력에서 남아와 여아 간 차이가 발견되었다. 남아의 경우, 여아에 비해 교사의 신념에 따라 행동적 자기조절이 많이 예측되며, 행동적 자기조절이 사회적 기술과 과제수행 능력에 미치는 영향이 남아에게만 유의한 것으로 나타났다. 즉, 여아의 행동적 자기조절은 교실 내 행동을 유의하게 예측하지 않았다.
- 이상의 결과를 바탕으로 다음과 같은 결론을 도출할 수 있다. 먼저, 교사신념이 유아의 행동적 자기조절과 학교준비도 일부 변인에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타나서 유아의 행동적 자기조절과 학교준비도의 관계에서 교사신념의 중요성을 확인할 수 있었다. 따라서 어린이집 현장에서 교사가 유아의 행동적 자기조절능력에 대한 지지와 책임감을 보인다면 유아의 학교준비도에도 긍정적인 영향을 미친다는 사실을 알 수 있다.
- 따라서 어린이집 현장에서 교사가 유아의 행동적 자기조절능력에 대한 지지와 책임감을 보인다면 유아의 학교준비도에도 긍정적인 영향을 미친다는 사실을 알 수 있다. 또한, 유아의 행동적 자기조절은 유아의 학습준비도 중 특히 과제수행능력과 사회적 기술 예측함과 동시에 교사신념의 영향력을 유의하게 매개하는 것으로 나타났다. 여아에 비해서는 남아의 행동적 자기조절능력이 학교준비도에 기여하는 정도가 크므로, 남아의 행동적 자기조절능력을 길러줄 수 있는 보육프로그램의 개발에 대한 시사점 역시 도출할 수 있다.
- 본 연구에서 교사신념 잠재변인을 구성하는 문항 간 상관관계는 r = .53~.77로 높았고, Cronbach’s α는 .82였다.
- 유아의 과제수행능력을 예측하는 연구모형의 검증결과 (〔그림 5〕), 모델적합도는 만족스러운 수준으로 나타났다(χ2 = 48.642, p < .001; CFI = .939; NFI = .917, RMSEA = .09).
- 교사신념, 유아의 행동적 자기조절, 그리고 사회적 기술 간의 관계를 남아와 여아로 나누어 살펴본 결과(〔그림 4〕), 남아의 경우, 교사신념이 유아의 행동적 자기조절을 유의하게 예측하고(β= .60, p < .001), 유아의 행동적 자기조절은 다시 사회적 기술을 유의하게 예측한 반면(β= .31, p < .01), 여아의 경우 교사신념이 행동적 자기조절을 예측하는 강도가 상대적으로 약하고(β= .51, p < .01), 여아의 행동적 자기조절이 사회적 기술을 예측하지 않는 것으로 밝혀졌다.
- 분석결과에 따르면, 연구모형의 모델적합도는 만족스러운 수준으로 밝혀졌다(χ2 = 56.173, p < .001; CFI = .931; NFI = .907, RMSEA = .09).
- 본 연구에서 유아의 행동적 자기조절능력 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s α = .95, Spearman-Brown 반분신뢰도 = .84로 높았다.
- 채점은 음절별로 올바르게 발음할 경우 각 음절당 1점씩 부여해서 단어별로 0점, 1점 또는 2점으로 채점되며, 전체 읽기 점수는 0점에서 80점까지의 범위를 가진다. 본 측정도구의 내적 일치도는 .99, 반분신뢰도는 .98, 그리고 검사/재검사 신뢰도는 .93으로 매우 높았다. 읽기 검사의 평균점수는 25.
후속연구
- , 2006)을 시사한다. 즉, 교사의 신념과 유아의 행동적 자기조절능력 발달 사이에 작용하는 기제에 관한 추후연구가 가능할 것이다.
- 본 연구결과는 교사신념과 유아의 교실 내 학습능력에 유의한 관계가 존재한다고 밝힌 이전 결과(Spodek, 1985)를 일부 지지한다. 하지만 교사의 신념이 읽기 능력과 사회적 기술과 직접적 관계를 가지지만, 과제수행기술과는 직접적 연관성을 가지지 않는가에 대해서는 보다 면밀한 추후연구가 필요할 것이다. 예를 들어, 본 연구에서는 포함하지 않은 직접적인 교수활동이나 보육과정의 내용이 유아의 읽기 및 사회적 기술의 발달에 대한 내용을 포괄하는 반면, 집중력 및 과제몰입과 같은 행동적인 부분은 보육현장의 교사신념 및 교수활동과는 다른 영역, 즉, 유아의 기질 또는 양육과 같은 변인에 의해 설명될 가능성도 존재한다.
- 이러한 의의에도 불구하고, 본 연구는 다음과 같은 점에서 제한점이 있다. 행동적 자기조절만 살펴보았을 뿐 정서적 자기조절에 대해서는 고려하지 않았는데, 추후 연구에서는 정서적 자기조절도 함께 포함하여 상대적 영향을 비교한 연구를 실시할 필요가 있다. 이외에도 교사신념이 유아의 행동적 자기조절에 영향을 미치는 기제로 교수활동, 교실환경의 질, 교사-유아 상호작용 등을 파악하는 추가적인 연구의 필요성도 제기된다.
- 행동적 자기조절만 살펴보았을 뿐 정서적 자기조절에 대해서는 고려하지 않았는데, 추후 연구에서는 정서적 자기조절도 함께 포함하여 상대적 영향을 비교한 연구를 실시할 필요가 있다. 이외에도 교사신념이 유아의 행동적 자기조절에 영향을 미치는 기제로 교수활동, 교실환경의 질, 교사-유아 상호작용 등을 파악하는 추가적인 연구의 필요성도 제기된다.
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