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문제 정의
- 따라서 정서표현수용태도라는 상호작용적인 특성을 지닌 구체적인 정서사회화행동과 유아의 문제행동 간의 관계에서 유아의 정서조절능력의 매개효과를 검증해 볼 필요가 있다. 따라서 본 연구에서는 그러한 요인들이 서로 어떠한 경로를 통해 영향을 주는지를 밝혀 보고자 하였다. 즉, 어머니의 정서표현수용태도 및 어머니와의 애착안정성이 유아의 정서조절에 영향을 주어 문제행동에 영향을 줄 것이라는 가설모형을 설정하고 이를 밝힘으로써 문제행동에 대한 중재 및 예방을 위한 프로그램 개발의 기초자료를 제공하고자 하였다.
- 본 연구는 어머니와의 애착안정성이 문제행동에 영향을 미치는 과정에서 유아의 정서조절능력이 완전매개 역할을 한다는 것을 밝힘으로써 유아의 정서조절능력의 강한 영향력을 강조하고, 문제행동의 예방 및 지도에 있어 보다 효과적인 방향을 모색하는 기초자료를 제공했다는 점에서 의의를 갖는다. 그러나 본 연구는 다음과 같은 연구의 제한점이 있으며, 추후 연구를 통해 이러한 제한점을 보완하는 시도가 필요하다고 본다.
- 즉, 어머니의 정서표현수용태도 및 어머니와의 애착안정성이 유아의 정서조절에 영향을 주어 문제행동에 영향을 줄 것이라는 가설모형을 설정하고 이를 밝힘으로써 문제행동에 대한 중재 및 예방을 위한 프로그램 개발의 기초자료를 제공하고자 하였다. 본 연구에서는 문제행동을 교실상황 에서의 교사평가를 근거로 하였으며, 이는 평가자에 따라 변인들 간의 관계가 동일하게 혹은 다르게 나타날 수 있다는 상황맥락적 관점을 고려한 것이다. 이를 위하여 본 연구에서 설정한 연구문제는 다음과 같다.
- 본 연구에서는 선행연구를 기초로 하여 어머니의 정서표현수용태도와 유아의 애착안정성이 문제행동에 영향을 미치는지 과정을 알아보고 그 과정에서 유아의 정서조절능력이 매개역할을 하는지를 검증하고자 하였다. 본 연구를 통해 얻은 연구 결과를 중심으로 요약하고 논의하면 다음과 같다.
- 따라서 본 연구에서는 그러한 요인들이 서로 어떠한 경로를 통해 영향을 주는지를 밝혀 보고자 하였다. 즉, 어머니의 정서표현수용태도 및 어머니와의 애착안정성이 유아의 정서조절에 영향을 주어 문제행동에 영향을 줄 것이라는 가설모형을 설정하고 이를 밝힘으로써 문제행동에 대한 중재 및 예방을 위한 프로그램 개발의 기초자료를 제공하고자 하였다. 본 연구에서는 문제행동을 교실상황 에서의 교사평가를 근거로 하였으며, 이는 평가자에 따라 변인들 간의 관계가 동일하게 혹은 다르게 나타날 수 있다는 상황맥락적 관점을 고려한 것이다.
제안 방법
- Likert 식 4점 척도로, 매우 엄격하고 통제적이면 1점, 매우 수용적이 고 허용적이면 4점이다. 1점에 해당되는 보기는 아이의 행동에 대해 비난 섞인 꾸짖음 또는 화를 내는 태도, 2점에 해당되는 보기는 아이의 행동이 잘못되었음을 지적하거나 가볍게 꾸짖는 태도, 3점에 해당되는 보기는 못 본 척 하거나 아이의 부적절한 행동에 대한 부모의 의견을 전달하는 태도, 4점에 해당되는 보기는 아이 입장에서 그렇게 행동하는 것을 이해하는 태도에 기준하여 보기의 문장을 수정, 보완하였다. 전체 7문항에 대한 Cronbach’s α는 .
- 본 조사는 부산, 경남에 소재하는 유아교육기관 중 연구 참여에 동의한 기관을 대상으로 실시하였다. 2014년 12월부터 2015년 2월까지 해당기관에 방문 또는 우편으로 평가척도와 동의서를 배부하고 회수하였다. 먼저, 각 담임교사가 선정한 유아의 어머니에게 평가척도와 동의서를 배부하고 회수된 경우의 유아를 대상으로 담임교사가 평가하였다.
- 넷째, 각 측정도구들의 구성타당도를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하고 가설모델 및 대안 모델을 검증하기 위해 적합도 지수를 산출하였으며, 최종적으로 선정된 모델에 기초하여 각 경로의 유의성을 분석하였다. Bootstrapping으로 간접효과의 유의성을 함께 분석하였다. Bootstrapping은 모집단으로부터 무작위로 추출한 표본데이터를 대상으로 재표본추출을 통해 표준오차를 추정하는 방법으로, 다변량정규성을 벗어난 데이터 분석에도 활용가능하기에 간접효과의 유의성 검증에 주로 사용된다.
- IPPA-R 25문항 중 15 문항이 수정 보완되었으며, 본 연구에서는 CFA를 통해 표준 화계수가 .4 이하인 9번 문항을 제외하여 ‘의사소통의 질’ 5문항, ‘상호신뢰감’ 6문항, ‘소외감’ 4문항으로 구성된 최종 14문항을 사용하였다.
- 셋째, 각 변인들 간의 상관을 알아보고자 상관분석을 실시하였다. 넷째, 각 측정도구들의 구성타당도를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하고 가설모델 및 대안 모델을 검증하기 위해 적합도 지수를 산출하였으며, 최종적으로 선정된 모델에 기초하여 각 경로의 유의성을 분석하였다. Bootstrapping으로 간접효과의 유의성을 함께 분석하였다.
- 또한, 선정된 문항으로 Cronbach’s α를 산출하여 신뢰도를 측정하였다.
- 2014년 12월부터 2015년 2월까지 해당기관에 방문 또는 우편으로 평가척도와 동의서를 배부하고 회수하였다. 먼저, 각 담임교사가 선정한 유아의 어머니에게 평가척도와 동의서를 배부하고 회수된 경우의 유아를 대상으로 담임교사가 평가하였다. 각 유아에 대한 어머니 평가 자료와 교사 평가 자료의 관련성을 살펴보고자 어머니 평가에 참여한 대상 유아에 한해 교사가 평가하도록 하여 교사의 불필요한 시간과 수고를 줄였다.
- 모형의 간명성을 위해, 가설적 구조모형 경로분석에서 유의미한 영향력이 나타나지 않은 경로인 어머니의 정서표현수용태 도가 유아의 정서조절능력에 영향을 주는 경로와 유아의 애착 안정성이 문제행동에 영향을 주는 경로를 제외하여 대안적 구조모형을 설정하였다. 이러한 근거는 첫째, 어머니의 정서표현수용태도는 유아의 정서조절에 영향을 미치지 않는다는 연구결과를 고려한 것이다.
- 본 연구에서 사용한 측정도구들의 타당성을 검증하고자 구조 방정식을 이용하여 확인적 요인분석을 토대로 문항을 선정한후 이론적인 검토를 거쳐 최종적으로 문항을 선정하였다. 또한, 선정된 문항으로 Cronbach’s α를 산출하여 신뢰도를 측정하였다.
- 어머니의 정서표현수용태도는 Saarni (1989)가 개발한 PACES (Parents Attitude toward Children’s Expressiveness Scale)를 번안, 수정하여 측정하였다.
- 총 27문항 중 교사가 평가하기에 적절하지 않은 문항은 예비조사를 거쳐 수정하고 CFA를 통해 총 18문항으로, ‘주의 집중하기’ 5문항, ‘통제하기’ 10문항, ‘주의전환하기’ 3문항으로 구성하였다.
대상 데이터
- 대상유아는 담임교사가 평소 정서행동 상의 문제로 적응에 어려움을 겪고 있는 유아와 적응을 잘하고 있는 유아를 각각 같은 비율로 2–5명씩 임의표집 하였다.
- 본 연구의 대상으로 만 5세를 선정한 이유는 유아가 다양한 관계를 맺기 시작하는 연령이 4–5세이고(Water & Sroufe, 1983), 이 시기에 부모가 자녀의 정서발달에 가장 큰 영향을 미치는 사회화 대행자라는 점(Denham, 1998), Kopp (1982)의자기조절능력 발달 5단계 중 마지막 단계인 36개월 이상의 유아들은 전략을 제시하거나 의식적으로 자기반성을 할 수 있게 되어 특정 상황에서 자신을 융통적으로 통제하고 조작할 수 있다는 점, 그리고 유아의 정서표현이 적절히 조절되려면 내적인 정서상태와 외적인 표현방식이 상이할 수 있음을, 예를 들면 화가 났을 때 웃어넘기는 위장방식을 이해할 수 있는 인지적 발달이 선행되어야 하는데 5세 이후에 가능하다는 견해(Mangelsdorf, Shapiro, & Marzolf, 1995)를 근거로 하였다.
- 본 연구의 대상은 부산 경남 소재 유치원 10곳 및 어린이집 14 곳에 재원하고 있는 만 5세반 유아 400명과 그들의 어머니 및 담임교사 48명이었다. 대상유아는 담임교사가 평소 정서행동 상의 문제로 적응에 어려움을 겪고 있는 유아와 적응을 잘하고 있는 유아를 각각 같은 비율로 2–5명씩 임의표집 하였다.
- 본 조사는 부산, 경남에 소재하는 유아교육기관 중 연구 참여에 동의한 기관을 대상으로 실시하였다. 2014년 12월부터 2015년 2월까지 해당기관에 방문 또는 우편으로 평가척도와 동의서를 배부하고 회수하였다.
- 연구대상 유아 중 남아는 138명(49.5%)으로 평균 78.1개월(SD = 3.5)이었고, 여아는 141명(50.5%)으로 평균 77.6개월(SD = 3.4)이었다. 어머니의 연령은 36세 이상 40세 이하가 138명(49.
- 담임 교사의 판단 하에 대상유아를 임의 선정한 것은 무선 표집 시정서행동상의 문제를 지닌 유아의 비율이 너무 낮아져 다른 변인과 관련성을 밝히는데 한계가 있을 수 있는 점을 고려한 것이다. 유아 400명의 어머니에게 설문지를 배부하여 79.8%인 319부가 회수되었고, 그 중 유아에 대한 교사 평가까지 모두 회수되어 분석에 사용된 대상은 69.8%인 279부이었다.
- Kim, 2010; Oh & Kwak, 2006; Son, 2000, 2001)가 지속적으로 보고되고 있기 때문이다. 적합도를 분석한 결과, Table 3에 제시한 바와 같이 표준 카이자승치는 2.364(p = .000), RMSEA는 .068로 양호한 수준이었고, TLI는 .953, CFI는 .964로 우수한 수준이어서 모형의 간명성을 고려하여 대안모형을 최종모델로 선정하였다. 대안모형의 경로와 표준화계수는 Figure 2와 Table 4에 제시하였다.
데이터처리
- 첫째, 연구 대상의 일반적인 배경을 알아보기 위해 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를 산출하였고 둘째, 각 변인별 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s α를 산출하였다. 셋째, 각 변인들 간의 상관을 알아보고자 상관분석을 실시하였다. 넷째, 각 측정도구들의 구성타당도를 검증하기 위해 확인적 요인분석을 실시하고 가설모델 및 대안 모델을 검증하기 위해 적합도 지수를 산출하였으며, 최종적으로 선정된 모델에 기초하여 각 경로의 유의성을 분석하였다.
- 첫째, 연구 대상의 일반적인 배경을 알아보기 위해 빈도, 백분율, 평균, 표준편차를 산출하였고 둘째, 각 변인별 측정도구의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach’s α를 산출하였다.
이론/모형
- Behar와 Stringfield (1974)의 PBQ (The Preschool Behavior Questionnaire)를 J. S. Kim (1999)이 번안한 것을 사용하여 유아의 문제행동을 측정하였다. 원 척도의 30문항에서 CFA를거쳐 비표준화계수의 유의도가 .
- Rothbart, Ahadi와 Hershey (1994)가 개발한 부모용 아동행동 질문지(Chid Behavior Questionnaire [CBQ]) 중 유아의 의도적 통제와 관련된 문항을 선별하여 교사, 어머니에게 각각 유아의 정서조절능력을 평가하도록 하였다. 총 27문항 중 교사가 평가하기에 적절하지 않은 문항은 예비조사를 거쳐 수정하고 CFA를 통해 총 18문항으로, ‘주의 집중하기’ 5문항, ‘통제하기’ 10문항, ‘주의전환하기’ 3문항으로 구성하였다.
- 부모 또는 또래와의 애착을 측정하기 위해 Armsden과 Greenberg (1987)가 청소년용으로 개발한 IPPA (Inventory of Parents and Peers Attachment) 개정판(IPPA-R)을 Ok (1998)이 번안하여 Yang (2006)이 유아기 자녀를 대상으로 어머니가 평가하도록 수정 보완한 것을 사용하였다. IPPA-R 25문항 중 15 문항이 수정 보완되었으며, 본 연구에서는 CFA를 통해 표준 화계수가 .
성능/효과
- 가정과 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력 간의 상관은 유의한 것으로 나타났으며(r = .247, p < .01), 가정 에서 보이는 정서조절능력(r = -.252, p < .01)과 교실에서 보이 는 정서조절능력(r = -.827, p < .01) 모두 문제행동과도 유의한 상관이 있었다.
- 가정상황에서의 주의집중하기, 통제하기, 주의전환하기, 유아 정서조절능력 전체 Cronbach’s α는 .78, .86, .70, .90 순이었고 교실상황에서의 통제하기, 주의전환하기, 유아정서조절능력 전체의 Cronbach’s α는 .94, .81, .95 순이었다.
- 넷째, 어머니와 유아 간 애착안정성은 유아의 정서조절능력에 직접적인 영향력을 나타냈다. 이는 어머니와의 애착점수가 높은 유아일수록 정서조절력이 높다는 연구 결과와 일치한다(S.
- 다섯째, 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력은 문제행동에 직접적인 영향을 주는 것으로 나타났다. 이는 정서조절을 잘 하지 못한다는 교사의 평가를 받은 유아가 전반적인 문제행동을 더 보인다는 점(H.
- 둘째, 유아의 정서조절능력이 낮을수록 문제행동이 더 높은 것으로 나타났으며, 이러한 상관은 두 변인에 대한 평가자가 같거나(r = -.827, p < .01) 다를 때(r = -.252, p < .01) 모두 유의미하였다.
- 마지막으로 어머니의 정서표현수용태도의 Cronbach's α = .59로 다소 낮은 편이었다.
- 본 연구의 측정변인들 간의 상관을 분석한 결과, Table 1에 제시한 바와 같이 유아의 정서표현에 대한 어머니의 수용태도는 애착안정성(r = .386, p < .01) 및 가정에서 보이는 유아의 정서 조절능력과 유의한 정적상관(r = .261, p < .01)이 나타났고, 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력과는 상관을 보이지 않았다.
- 셋째, 어머니의 정서표현수용태도는 유아의 문제행동에 직접적인 영향력을 나타내고 있었다. 즉, 유아의 정서표현에 대해 어머니가 통제적일수록 유아가 문제행동을 더 많이 보였다.
- 001), 가정에서 보이는 정서조절능력의 문제행동에 대한 영향력은 나타나지 않았다. 어머니와 유아간의 애착안정성은 문제행동에 직접적으로 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
- 유아의 애착안정성이 높으면 가정에서 정서조절능력을 잘하고, 문제행동은 적게 보이며 정서조절력이 높은 유아 역시 문제행동을 적게 보였다. 유아는 어머니에 대한 신뢰를 기본으로 안정애착을 형성하게 되는데 이 과정에서 세상에 대한 신뢰감도 함께 형성하게 되고 이를 통해 정서조절전략을 발달시켜 나가며(Kochanska, 2001) 따라서 안정애착 및 정서조절 능력이 높은 유아가 전반적인 문제행동을 적게 보이는 것이다(E.
- 유의한 경로를 중심으로 살펴보면 어머니의 정서표현수용태도는 어머니와의 애착안정성과 상호 영향을 주고받으며(β = .55, p < .001), 유아의 문제행동에 직접적인 영향(β = -.15, p < .05)을 미치나 정서조절능력에는 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
- 01) 모두 유의미하였다. 즉, 교사가 평가한 유아의 문제행동은 교사가 평가한 정서조절능력 뿐 아니라 어머니가 평가한 정서조절능력과 모두 부적인 상관이 나타났다. 그러나 평가자가 동일했을 때 두 변인간의 상관은 더욱 강하게 나타났다.
- 05)을 보였고 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력과는 유의한 상관이 없었다. 즉, 애착안정성이 높을수록 가정에서 정서조절을 더 잘 하고 학급에서 문제행동을 적게 보이는 것으로 평가되었다. 가정과 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력 간의 상관은 유의한 것으로 나타났으며(r = .
- 01)이 나타났고, 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력과는 상관을 보이지 않았다. 즉, 어머니가 유아의 정서표현에 수용적으로 반응할수록 애착안정성이 높고 가정에서 정서조절을 잘 하는 경향이 있었다. 유아의 애착안정성은 가정에서 보이는 정서조절능력과 정적상관(r = .
- 첫째, 어머니가 유아의 정서표현에 대해 수용적일수록, 어머니와 유아 간 애착안정성이 높을수록, 가정에서 보이는 유아의 정서조절능력이 높았다. 이는 유아 자신의 정서적 요구에 대해 어머니가 민감한 반응을 보일 때 어머니에 대한 신뢰와 애정과 함께 안정애착을 형성하게 된다는 사실을 뒷받침하고 있다.
- 한편 교실에서 보이는 유아의 정서조절능력은 문제행동에 영향을 주는 것으로 나타났으며(β = -.902, p < .001) 애착안정성과 문제행동 간의 관계에서 정서조절능력이 완전 매개역할을 하는 것으로 나타났다.
후속연구
- Lee, Hwang, & Kim, 2009)와 같은 맥락이라고 할 수 있겠다. 그러므로 유아의 문제행동 예방 및 지도를 위해서는 직접적인 유아의 정서조절 능력 향상뿐만 아니라 어머니와 유아 간 안정적 애착형성을 위한 방법들에도 관심을 가져야 할 것으로 판단된다.
- 첫째, 문제행동을 관찰하기에 교실상황이 더 적절할 수 있다는 견해에 따라 문제행동에 대한 교사평가를 근거로 함으로써 어머니와의 인식 차이를 반영하지 못한 점과 가정에서의 정서조절능력과 문제행동 간의 상관을 밝히는데 한계가 있었다. 둘째, 대상유아를 무선으로 표집할 경우 정서행동상의 문제를 지닌 유아의 비율이 너무 낮아져서 다른 변인과의 관련성을 밝히는데 한계가 있다는 점을 고려하여 담임교사로 하여금 임의 선정하게 함으로써 본 연구의 결과를 일반화하는데 한계가 있었다. 마지막으로 어머니의 정서표현수용태도의 Cronbach's α = .
- 그러나 본 연구는 다음과 같은 연구의 제한점이 있으며, 추후 연구를 통해 이러한 제한점을 보완하는 시도가 필요하다고 본다. 첫째, 문제행동을 관찰하기에 교실상황이 더 적절할 수 있다는 견해에 따라 문제행동에 대한 교사평가를 근거로 함으로써 어머니와의 인식 차이를 반영하지 못한 점과 가정에서의 정서조절능력과 문제행동 간의 상관을 밝히는데 한계가 있었다. 둘째, 대상유아를 무선으로 표집할 경우 정서행동상의 문제를 지닌 유아의 비율이 너무 낮아져서 다른 변인과의 관련성을 밝히는데 한계가 있다는 점을 고려하여 담임교사로 하여금 임의 선정하게 함으로써 본 연구의 결과를 일반화하는데 한계가 있었다.
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