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문제 정의
- 하지만 유아에게 중요한 환경은 가정과 보육시설에서 주 양육자로서의 역할을 하는 어머니와 교사이므로 이 두 요인을 함께 고려할 필요가 있다. 또한 유아의 부정적 정서성, 그리고 환경적 요인인 어머니의 거부적 양육행동과 교사-유아 간 갈등은 유아의 정서조절 능력 발달을 저해함으로써 유아의 공격성을 야기할 수 있으므로 이 변인들 간의 인과적 관련성을 검증하기 위해 구조적 관계 분석을 실시하고자 한다. 이를 통해 궁극적으로는 유아의 공격성 예방 및 감소를 위한 프로그램에 기초자료를 제공하고자 하는 것이 본 연구의 목적이다.
- 본 연구는 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절, 유아의 공격성간의 구조적 관계를 파악하고자 하였다. 이를 통해 유아의 공격성에 영향을 미치는 주요변인들에 대한 이해를 넓히고, 공격성의 예방 및 감소를 위한 방에 도움이 되는 기초자료를 제공하고자 하였다.
- 또한 유아의 부정적 정서성, 그리고 환경적 요인인 어머니의 거부적 양육행동과 교사-유아 간 갈등은 유아의 정서조절 능력 발달을 저해함으로써 유아의 공격성을 야기할 수 있으므로 이 변인들 간의 인과적 관련성을 검증하기 위해 구조적 관계 분석을 실시하고자 한다. 이를 통해 궁극적으로는 유아의 공격성 예방 및 감소를 위한 프로그램에 기초자료를 제공하고자 하는 것이 본 연구의 목적이다. 연구문제에 따른 가설적 연구모형의 설계는 Figure 1과 같다.
- 본 연구는 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절, 유아의 공격성간의 구조적 관계를 파악하고자 하였다. 이를 통해 유아의 공격성에 영향을 미치는 주요변인들에 대한 이해를 넓히고, 공격성의 예방 및 감소를 위한 방에 도움이 되는 기초자료를 제공하고자 하였다. 본 연구의 주요결과와 이에 대한 논의는 다음과 같다.
제안 방법
- 교사-유아 간 갈등을 측정하기 위해서 Pianta (2001)의 교사-유아 관계 척도(Student-Teacher Relationship Scale [STRS])를 번안한 Dan (2011)의 척도를 사용하였다. 교사-유아관계는 친밀감, 갈등, 의존으로 구성되어 있으며 본 연구에서는 갈등 영역을 사용하였다. 본 척도는 총 12문항으로 구성되어있다.
- 본 척도는 온정/애정, 공격성/적대감, 무시/무관심, 모호한 거부로 구성되어 있다. 본 연구에서는 거부적 양육행동에 해당하는 공격성/적대감, 무시/무관심, 모호한 거부 영역을 사용하였다. 본 척도는 어머니 자신이 평정하는 척도이다.
- 본 연구에서는 이 중 부정적 정서성에 해당하는 분노 · 좌절, 두려움, 슬픔 문항을 사용하였다.
- 본 연구의 조사는 부산광역시에 위치한 4곳의 유아교육기관에서 2015년 9월 24일부터 10월 30일 사이에 걸쳐 실시되었다. 설문지는 유아교육기관의 보육교사에게 배포하였고, 어머니용 설문지는 각 아동에게 보내서 회수하도록 하였다. 배부된 설문지는 326부였으나 회수된 설문지는 총 315부였고, 응답이 누락되거나 불성실한 질문지 11부를 제외하고 총 304부만이 최종분석을 위한 자료로 사용하였다.
- 셋째, 본 연구에서는 유아의 공격성에 대한 어머니의 거부적 양육행동 혹은 교사-유아 간 갈등의 영향을 각각 살펴본 기존 연구들(Moon & Lee, 2012; B.-K. Park, 2013)과 달리 두 요인을 함께 고려하여 위와 같은 결과를 확인하였다.
- 유아의 공격성에 대한 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절간의 구조 모형의 적합도를 분석하였다. 그 결과, χ2 = 87.
- 유아의 공격성에 대한 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절간의 구조적 관계를 파악하기 위해 측정모형을 분석한 뒤 구조모형을 분석하였다.
대상 데이터
- 설문지는 유아교육기관의 보육교사에게 배포하였고, 어머니용 설문지는 각 아동에게 보내서 회수하도록 하였다. 배부된 설문지는 326부였으나 회수된 설문지는 총 315부였고, 응답이 누락되거나 불성실한 질문지 11부를 제외하고 총 304부만이 최종분석을 위한 자료로 사용하였다.
- 본 연구의 대상은 유아교육기관에 재원중인 만 3–5세 남녀 유아 304명과 그 어머니 304명 및 담임교사 15명이다.
- 본 연구의 조사는 부산광역시에 위치한 4곳의 유아교육기관에서 2015년 9월 24일부터 10월 30일 사이에 걸쳐 실시되었다. 설문지는 유아교육기관의 보육교사에게 배포하였고, 어머니용 설문지는 각 아동에게 보내서 회수하도록 하였다.
데이터처리
- 어머니의 거부적 양육행동, 유아의 정서조절과 공격성을 설명하는 측정변인들에 대한 타당성을 확인하기 위해 측정모형분석을 실시하였다. 본 연구에서 측정모형의 적합도는 χ2 = 42.
- 연구대상의 일반적 특성을 살펴보기 위하여 빈도분석을 실시하였고, 연구변인의 일반적 경향을 알아보기 위하여 기술통계를 실시하였으며, 각 척도의 신뢰도를 검증하기 위하여 내적합치도(Cronbach’s α)를 산출하였다.
- 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절과 공격성간의 관련성을 확인하기 위해 각 변인들의 기술통계치를 산출하고 Pearson 상관분석을 실시하였다.
- 측정 변인들 간의 관계를 분석하고자 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아간 갈등, 유아의 정서조절, 유아의 공격성간의 구조적 관계를 알아보기 위해 구조방정식 모형분석을 실시하였다.
- 잠재변수들 간의 직 · 간접효과와 총효과의 통계적 유의성은 AMOS 프로그램의 부트스트랩방법(bootstrap method)을 사용하여 검증하였다.
- 연구대상의 일반적 특성을 살펴보기 위하여 빈도분석을 실시하였고, 연구변인의 일반적 경향을 알아보기 위하여 기술통계를 실시하였으며, 각 척도의 신뢰도를 검증하기 위하여 내적합치도(Cronbach’s α)를 산출하였다. 측정 변인들 간의 관계를 분석하고자 Pearson의 상관분석을 실시하였다. 유아의 부정적 정서성, 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아간 갈등, 유아의 정서조절, 유아의 공격성간의 구조적 관계를 알아보기 위해 구조방정식 모형분석을 실시하였다.
이론/모형
- 교사-유아 간 갈등을 측정하기 위해서 Pianta (2001)의 교사-유아 관계 척도(Student-Teacher Relationship Scale [STRS])를 번안한 Dan (2011)의 척도를 사용하였다. 교사-유아관계는 친밀감, 갈등, 의존으로 구성되어 있으며 본 연구에서는 갈등 영역을 사용하였다.
- 어머니의 거부적 양육행동을 측정하기 위해서 Rohner (1991)의 부모 수용-거부 질문지(Parental Acceptance Rejection Questionnaire [PARQ])를 수정한 Jung (2014)의 척도를 사용하였다. 본 척도는 온정/애정, 공격성/적대감, 무시/무관심, 모호한 거부로 구성되어 있다.
- 유아의 공격성을 측정하기 위해서 Y. A. Lee와 Yi (2002)가 만 3–6세 유아용으로 개발한 교사용 아동 공격성 검사지를 사용하였다.
- 유아의 부정적 정서성을 측정하기 위해서 Rothbart (1996)의 아동 행동 질문지(Child Behavior Questionnaire [CBQ])의 일부를 번안하고 수정한 Kwon (2013)의 척도를 사용하였다. CBQ는 3–8세 아동의 기질을 측정하기 위하여 어머니가 평소 유아가 나타내는 행동에 근거하여 각 문항을 평정하며, 활동 수준, 분노 · 좌절, 두려움, 충동성, 슬픔, 미소 · 웃음, 진정성 등의 15개 하위 영역으로 구성된 195문항으로 구성되어 있다.
- 유아의 정서조절을 측정하기 위해서 Shield와 Cicchetti (1997)의 Emotion Regulation Checklist (ERC)의 일부 문항을 수정하여 사용한 J. Kim (2013)의 척도를 사용하였다. ERC는 정서조절이 잘 되는 아동과 그렇지 못한 아동을 변별하는 것을 목적으로 하며, 정서의 유연성 및 표현의 적절성 등 유아의 정서조절능력을 측정하도록 되어있다.
성능/효과
- 그 결과, 유아의 부정적 정서성은 유아의 공격성에 유의한 직접적인 영향을 미치지 않고 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절을 통하여 간접적인 영향(β = .40, p < .01)만 미치는 것으로 나타났다.
- 넷째, 유아의 부정적 정서성은 유아의 공격성에 직접적인 영향을 미치지 않고, 어머니의 거부적 양육태도 및 교사-유아 간 갈등 그리고 유아의 정서조절을 통해 간접적인 영향만을 미쳤다. 이는 유아의 부정적 정서성 그 자체가 공격행동으로 이어지지 않으며, 유아의 부정적 정서성의 영향을 받은 변인들이 유아의 공격성에 미치는 영향이 유의하다는 것을 의미한다.
- 다음으로 유아의 부정적 정서성 중 유아의 분노 · 좌절만이 어머니의 거부적 양육행동, 교사-유아 간 갈등, 유아의 정서조절, 유아의 공격성과 유의한 상관을 보였다.
- 둘째, 교사-유아 간 갈등은 유아의 공격성에 직접적인 영향을 미치거나 유아의 정서조절을 통해 간접적인 영향을 미쳤다. 즉, 교사-유아 간 갈등이 높을수록 유아의 공격성이 높게 나타나거나, 교사-유아 간 갈등이 높을수록 유아의 정서조절 능력이 낮아지고 이는 다시 공격성을 높인다.
- 둘째, 본 연구에서 유아의 정서조절 척도의 하위영역인 긍정적인 정서조절의 내적 합치도 Cronbach’s α값이 .61로 다소 낮게 나타났다.
- 또한 본 연구에서는 유아의 높은 부정적 정서성이 정서조절을 어렵게 하여 유아가 공격성을 많이 나타내는 것으로 확인되었다. 부정적 정서성이 높은 유아는 정서적으로 쉽게 동요되며 화를 폭발시키는 것과 같이 감정을 그대로 발산하는 낮은 정서조절능력을 보이면서 공격적인 행동을 보이는 것으로 생각해볼 수 있다.
- 먼저, 유아의 공격성은 유아의 분노 · 좌절(r = .33, p < .01), 어머니의 거부적 양육행동(r = .32, p < .01), 교사-유아 간 갈등(r = .75, p < .01)과 유의한 정적상관이 있는 반면 유아의 정서조절(r = -.41, p < .01)과는 유의한 부적상관이 있는 것으로 나타났다.
- 본 연구에서 측정모형의 적합도는 χ2 = 42.58**, p < .001, GFI = .97, NFI = .97, TLI = .97, CFI= .98, RMSEA = .07로 나타났다.
- 일반적으로 왜도와 첨도의 절댓값이 각각 3과 8보다 크면 문제가 있는 변수로 간주한다(Kline, 2010). 본 연구에서 측정한 변수들의 왜도와 첨도의 절댓값이 1을 초과하지 않았기에 다변량 정규 분포 가정을 충족한 것으로 확인되었다.
- 분석결과를 살펴보면 연구모형에서 설정한 9개의 경로 가운데 부정적 정서성→유아의 공격성, 어머니의 거부적 양육 행동→유아의 공격성의 2개의 경로를 제외한 나머지 경로가 모두 유의미한 것으로 나타났다.
- 이를 통해 유아의 정서조절뿐만 아니라 유아가 환경과 맺는 관계 역시 유아의 공격성의 예방 및 감소에 있어 고려하여야 할 중요한 요인임을 알 수 있다. 유아의 부정적 정서성은 안정적 속성을 가진 기질의 특성으로 직접적인 개입이 어렵다는 한계가 있지만 본 연구의 결과는 어머니의 거부적 양육행동과 교사-유아 간 갈등 그리고 유아의 정서조절에 대한 개입을 통해 유아의 부정적 정서성이 공격성에 미치는 경로를 차단할 수 있음을 확인하였다는 점에서 의미를 가진다. 이처럼 본 연구에서는 유아의 개인적 요인과 환경적인 요인을 함께 고려하여 구조적 관계 분석을 통해 인과적 관련성을 확인함으로써 유아의 공격성의 기제를 밝혔다는 데서 의의를 둘 수 있다.
- 05)을 미쳤다. 종합하면 유아의 부정적 정서성은 어머니의 거부적 양육행동 및 교사-유아 간 갈등 그리고 유아의 정서조절을 매개로 하여 유아의 공격성에 영향을 미친다. 즉, 유아의 부정적 정서성 수준이 높을수록 어머니의 거부적 양육행동과 교사-유아 간 갈등이 높아지고 유아의 정서조절 수준은 낮아지면서 유아의 공격성 수준을 높이게 된다.
- 종합해보면 유아의 부정적 정서성이 어머니와 교사와의 관계에 부정적인 영향을 미침으로써 공격성을 높이거나, 유아의 부정적 정서성으로 인한 어머니와 교사와의 부정적인 관계가 정서조절능력을 어렵게 함으로써 공격성을 높인다. 이를 통해 유아의 정서조절뿐만 아니라 유아가 환경과 맺는 관계 역시 유아의 공격성의 예방 및 감소에 있어 고려하여야 할 중요한 요인임을 알 수 있다.
- 즉, χ2 통계량이 유의함에도 불구하고, GFI, NFI, TLI, CFI의 값이 모두 .90이 넘으며, RMSEA의 값이 .08이하로 나타나 본 연구의 구조모형이 적합한 것으로 볼 수 있다.
- 즉, 어머니의 거부적 양육행동 수준이 높고, 교사-유아 간 갈등 수준이 높고, 유아의 공격성 수준이 높고, 유아의 정서조절 수준이 낮으면 유아의 분노·좌절은 높게 나타났다.
- Park, 2013)과 달리 두 요인을 함께 고려하여 위와 같은 결과를 확인하였다. 즉, 어머니의 거부적 양육행동은 유아의 정서조절을 통해서만 유아의 공격성에 유의한 영향을 미쳤고, 교사-유아 간 갈등은 유아의 공격성에 직접적인 영향을 미치기도 하지만 유아의 정서조절을 통해 간접적인 영향을 미쳤다. 이렇게 공격성에 미치는 영향의 경로가 다르게 나타난 것은 어머니 혹은 교사가 유아와 맺는 관계특성의 차이로 인한 것임을 추측해볼 수 있다.
- 즉, 유아의 분노 · 좌절 수준이 높고, 어머니의 거부적 양육행동의 수준이 높고, 교사-유아 간 갈등의 수준이 높고, 유아의 정서조절 수준이 낮으면 유아의 공격성은 높게 나타났다.
- 본 연구의 제한점을 바탕으로 추후 연구를 위하여 다음과 같은 제언을 하고자 한다. 첫째, 본 연구에서 교사-유아 간 갈등 및 유아의 공격성이 모두 교사에 의해 평정되었으므로 두 변인간의 실제상관보다 과대 추정되었을 수 있다. 따라서 결과 해석 시 동일 평가자로 인한 한계점을 고려하여 해석할 필요가 있다.
- 첫째, 어머니의 거부적 양육행동은 유아의 공격성에 직접적인 영향을 미치지 않고, 유아의 정서조절을 통해 간접적인 영향을 미쳤다. 이는 유아의 정서조절이 어머니의 거부적 양육행동과 유아의 공격성간의 관계를 완전히 매개하는 것으로 나타난 연구들(Kwon, 2011; Oh, Oh, & Kim, 2007)에 의해 뒷받침된다.
후속연구
- 넷째, 유아기는 또래와의 상호작용이 시작되는 시기이므로 유아의 공격성에 영향을 미칠 수 있는 또래유능성과 같은 또래 요인을 추가적으로 살펴볼 필요가 있다.
- 61로 다소 낮게 나타났다. 따라서 추후 연구에서는 요인분석을 통하여 척도의 타당성을 확인할 필요가 있다.
- 셋째, 유아의 연령(Jang & Lee, 2012)과 성차(Han et al., 2014)에 따라 공격성의 양상이 달라진다는 보고가 있으므로 추후 연구에서는 유아의 연령과 성차를 구분하여 살펴볼 필요가 있다.
- 따라서 유아의 공격성을 감소시키기 위해서는 유아의 부정적 정서성으로 인한 부정적인 어머니와 교사와의 관계를 개선시키고, 교사와의 갈등을 줄이고 친밀한 관계를 맺으며, 어머니의 거부적 양육행동 또는 교사-유아 간 갈등으로 낮아진 정서조절능력을 향상시킬 수 있는 방안이 요구된다. 이러한 결과는 공격적인 유아를 위한 상담 및 치료현장에서 부모와 교사교육 및 유아의 정서조절 향상 프로그램의 기초자료로 활용될 수 있을 것이다.
- 따라서 결과 해석 시 동일 평가자로 인한 한계점을 고려하여 해석할 필요가 있다. 추후 연구에서는 변인들의 평정방법을 다양하게 할 필요가 있다.
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