[논문]유아의 자부심과 수치심이 또래놀이행동에 미치는 영향: 일상적 스트레스의 매개효과를 중심으로

최송이; 신나리

doi:10.14698/jkcce.2017.13.01.107

유아의 자부심과 수치심이 또래놀이행동에 미치는 영향: 일상적 스트레스의 매개효과를 중심으로
Effects of Pride and Shame on Interactive Peer Play of Young Children: Focusing on the Mediating Effects of Their Daily Stress 원문보기

한국보육지원학회지 = Korean Journal of Childcare and Education, v.13 no.1, 2017년, pp.107 - 124

최송이 (오송보건의료행정타운 청사어린이집) , 신나리 (충북대학교 아동복지학과)

Abstract ▼ AI-Helper

Objectives: The purpose of this study was to investigate the effects of children's pride and shame on their interactive peer play, mediated by their daily stress. Methods: The participants of this study were 172 five-year-old children (80 boys and 92 girls) attending kindergartens or child-care centers in Chungbuk, Korea. The data were analyzed by descriptive and correlational analyses, and structural equation modeling using SPSS 19.0 and AMOS 21.0. Results: Children's shame had a significant indirect effect on their interactive peer play, including play-disruption, play-disconnection and play-interactions, mediated by daily stress; children's shame had a significant direct effect on play interaction. However, children's pride did not have a direct effect on daily stress and an indirect effect on their interactive peer play. In other words, high levels of shame among children led to high perceived daily stress. In turn, perceived daily stress increased play-disconnection and play-disruption, while it decreased play-interactions. Meanwhile children's shame led to a low level of play-interaction among young children. Conclusion/Implications: The results imply that children's perceived shame would influence their behaviors in social contexts as well as their psychological wellbeing such as the level of daily stress.

주제어

AI 본문요약
AI-Helper

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문제 정의

먼저 자의식 정서의 측정을 위한 과제를 선정하고 절차를 검토하기 위한 1차 예비조사는 2015년 6월 26일과 2015년 7월 3일 충북 소재 유치원의 만 5세 유아를 대상으로 진행되었다. 1차 예비조사에서는 연구자가 선정한 과제 중 적절한 흥미도와 반응이 유발되는 과제를 최종적으로 선별하고자 실시하였다. 2차 예비조사에서는 1차 예비조사를 통해 선정된 과제의 난이도 및 전반적인 과제 수행 절차를 점검해 보기 위해 실시하였다.
2차 예비조사 실시 후 자부심과 수치심 수준 평정의 신뢰도 확보를 위해 두 차례에 걸쳐 본 연구자와 아동학 전공의 대학원생 1인이 관찰자 훈련을 실시하였다. 1차 훈련은 과제 제시 도구와 방법, 실험절차, 자부심과 수치심 표현의 일관된 측정을 위한 얼굴표정, 목소리의 높낮이, 행동 출현 유무의 판단 방식에 대해 논의 하였다. 2차 훈련에서는 본 연구자의 과제 제시 절차를 보조 연구자가 관찰하고, 절차와 유의사항에 대해 점검한 뒤 본 연구자와 보조 연구자가 함께 10명의 유아를 대상으로 과제를 실시하였으며, 자부심과 수치심 수준의 총합을 분석하였다.
1차 예비조사에서는 연구자가 선정한 과제 중 적절한 흥미도와 반응이 유발되는 과제를 최종적으로 선별하고자 실시하였다. 2차 예비조사에서는 1차 예비조사를 통해 선정된 과제의 난이도 및 전반적인 과제 수행 절차를 점검해 보기 위해 실시하였다. 2차 예비조사 결과 유아들의 평균 과제 수행시간은 평균 6분 51초였으며, 실험 절차에 무리가 없다고 판단되어 본 조사를 시행하였다.
둘째, 본 연구에서는 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심을 측정하기 위하여 연구자와 유아가 일대일로 만나 과제를 수행하고 그 결과를 기록하였다. 그러나 이러한 과제 수행 상황에서 유아가 표현한 정서는 외적 타당도가 떨어질 수 있기 때문에 유아가 실제 경험하는 정서와 표현한 정서의 차이가 있을 수 있다는 한계점이 있다.
본 연구는 유아의 자부심과 수치심의 영향이 일상적 스트레스를 통해 또래놀이행동의 하위차원인 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해에 이르는 경로를 확인하였다. 그 결과 유아의 자부심은 이들이 경험하는 일상적 스트레스나 또래와의 놀이상호작용에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
이상을 종합해볼 때, 유아기에 급속하게 발달하기 시작하는 자부심과 수치심에 따라 유아의 일상적 스트레스 수준이 달라지고 그로 인한 결과가 또래놀이행동에 영향을 미칠 것이라는 경로를 유추해 볼 수 있다. 이에 본 연구에서는 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심이 일상적 스트레스를 통해 또래놀이행동에 이르는 경로를 검증함으로써, 유아의 자부심과 수치심이 스트레스를 유발하는 요인으로서 어떤 의미를 갖는지 살펴보고 일상적 스트레스의 매개효과를 밝히고자 하였다. 단, 복합적인 인지능력을 요구하는 자의식 정서의 표현능력은 만 3세에서 만 4세 사이에 급격히 증가하지만(Stipek, Recchia, & McClintic, 1992), 만 3세에서 만 4세 사이 유아들이 자부심과 수치심에 대한 표현 능력이 충분할 지라도 유아의 개인적인 기질이나 발달 차이에 따라 그 표현력은 느리거나 빠를 수 있기 때문에 보다 안정적으로 유아의 자의식 정서의 표현 수준을 측정하기 위해서는 만 5세 유아가 적절한 것으로 판단된다.

가설 설정

단, 또래놀이행동인 놀이방해, 놀이단절 및 놀이상호작용은 긍정적인 행동특성과 부정적인 행동특성을 포함하므로, 잠재변인으로 모형에 포함하는 경우 해석상의 어려움이 있는 것으로 판단되어 각 하위차원을 관찰변수로 간주하여 모형을 설정하였다. 그러나 연구대상이 동일한 척도로 함께 응답하였고, 확인적 요인분석 결과 세 또래놀이행동의 하위차원 간 변별타당도가 확보되었음에도 불구하고 상관이 비교적 높은 것으로 산출되어, 세 관측변인 간의 측정오차 간 공분산을 가정하여 모형을 가정하였다.

제안 방법

2차 예비조사 실시 후 자부심과 수치심 수준 평정의 신뢰도 확보를 위해 두 차례에 걸쳐 본 연구자와 아동학 전공의 대학원생 1인이 관찰자 훈련을 실시하였다. 1차 훈련은 과제 제시 도구와 방법, 실험절차, 자부심과 수치심 표현의 일관된 측정을 위한 얼굴표정, 목소리의 높낮이, 행동 출현 유무의 판단 방식에 대해 논의 하였다.
1차 훈련은 과제 제시 도구와 방법, 실험절차, 자부심과 수치심 표현의 일관된 측정을 위한 얼굴표정, 목소리의 높낮이, 행동 출현 유무의 판단 방식에 대해 논의 하였다. 2차 훈련에서는 본 연구자의 과제 제시 절차를 보조 연구자가 관찰하고, 절차와 유의사항에 대해 점검한 뒤 본 연구자와 보조 연구자가 함께 10명의 유아를 대상으로 과제를 실시하였으며, 자부심과 수치심 수준의 총합을 분석하였다. 그 결과 평정자간 신뢰도는 자부심이 .
과제의 순서는 하유미(1998)의 연구 절차를 참고하여 자부심 수준의 측정을 위해 ‘토막짜기’ 과제에서 2번의 성공을, 수치심 수준의 측정을 위해 ‘미로’ 과제에서 2번의 실패를 경험하였으며, 긍정적 경험으로 과제 수행을 마무리 할 수 있도록 마무리에 성공 경험인 처치문항을 추가했다.
본 연구에서는 유아의 자의식 정서 중 자부심과 수치심 수준의 측정은 Geppert, Schmidt 그리고 Galinowski(1997)이 개발한 Self-evaluative Emotions Coding System(SEECS)를 기초로 Belsky, Domitrovich 그리고 Crnic(1997)이 일부 수정하고, 김정민과 유안진(2003)이 우리나라 유아를 대상으로 수정, 보완한 관찰 기준을 사용하여, 일대일 면접을 통한 과제 수행으로 이루어졌다. 구체적인 과제 수행 절차는 유아에게 성공과 실패 반응이 유발되는 과제를 제시한 후, 성공했을 때에 자부심 수준을 실패했을 때 수치심 수준을 유아의 얼굴 표정, 몸짓 그리고 언어적인 표현에 기초하여 훈련된 관찰자가 평정하는 방식으로 진행되었다. 자부심에 해당하는 얼굴표정과 행동표현 및 언어표현은 각각 입을 벌리고 크게 웃는 것, 몸이나 팔을 흔들거나 손뼉을 치는 것, “내가 했어요.
검정, CFI, NFI, TLI, RMSEA 및 Standardized RMR(SRMR)를 근거로 모형 적합도를 확인하였다. 단, 또래놀이행동인 놀이방해, 놀이단절 및 놀이상호작용은 긍정적인 행동특성과 부정적인 행동특성을 포함하므로, 잠재변인으로 모형에 포함하는 경우 해석상의 어려움이 있는 것으로 판단되어 각 하위차원을 관찰변수로 간주하여 모형을 설정하였다. 그러나 연구대상이 동일한 척도로 함께 응답하였고, 확인적 요인분석 결과 세 또래놀이행동의 하위차원 간 변별타당도가 확보되었음에도 불구하고 상관이 비교적 높은 것으로 산출되어, 세 관측변인 간의 측정오차 간 공분산을 가정하여 모형을 가정하였다.
마지막으로 부트스트랩 방식(Bootstrapping methods)을 이용하여 매개효과가 있는 것으로 밝혀진 수치심이 일상적 스트레스를 통해 또래놀이행동에 미치는 간접효과를 산출하였다. 그 결과, 아래의 <표 5>에서 보는 바와 같이 수치심이 놀이방해에 미치는 간접효과는 .
본 연구에서는 유아의 자의식 정서 중 자부심과 수치심 수준의 측정은 Geppert, Schmidt 그리고 Galinowski(1997)이 개발한 Self-evaluative Emotions Coding System(SEECS)를 기초로 Belsky, Domitrovich 그리고 Crnic(1997)이 일부 수정하고, 김정민과 유안진(2003)이 우리나라 유아를 대상으로 수정, 보완한 관찰 기준을 사용하여, 일대일 면접을 통한 과제 수행으로 이루어졌다. 구체적인 과제 수행 절차는 유아에게 성공과 실패 반응이 유발되는 과제를 제시한 후, 성공했을 때에 자부심 수준을 실패했을 때 수치심 수준을 유아의 얼굴 표정, 몸짓 그리고 언어적인 표현에 기초하여 훈련된 관찰자가 평정하는 방식으로 진행되었다.
본 연구의 자료 수집을 위해 세 차례의 예비조사와 관찰자 훈련 및 신뢰도 검증이 실시되었다. 먼저 자의식 정서의 측정을 위한 과제를 선정하고 절차를 검토하기 위한 1차 예비조사는 2015년 6월 26일과 2015년 7월 3일 충북 소재 유치원의 만 5세 유아를 대상으로 진행되었다.
사용된 과제는 한국판 웩슬러 유아지능검사(Korean Wechsler Prechool and Primary Scale of Intelligence: K-WPPSI) 3판의 소검사 중 ‘토막짜기’ 과제를 이용해 성공 후 자부심 수준을 측정하였고, ‘미로’ 과제를 이용해 실패 후 수치심 수준을 측정하였다.
설정한 연구분석 모형이 적합한 모형인지 확인하기 위하여, 적합도 지수인 X² 검정, CFI, NFI, TLI, RMSEA 및 Standardized RMR(SRMR)를 근거로 모형 적합도를 확인하였다. 단, 또래놀이행동인 놀이방해, 놀이단절 및 놀이상호작용은 긍정적인 행동특성과 부정적인 행동특성을 포함하므로, 잠재변인으로 모형에 포함하는 경우 해석상의 어려움이 있는 것으로 판단되어 각 하위차원을 관찰변수로 간주하여 모형을 설정하였다.
CCSBI는 담임교사가 유아의 기관 생활에서 보이는 행동을 관찰하여 평정하는 Likert 5점 척도(1점 = 매우 아니다, 5점 = 매우 그렇다)로 제작된 도구로, ‘이 아이는 초점없는 표정을 짓거나 몽상에 자주 잠긴다’와 같은 소극적 스트레스 행동(8문항)과 ‘이 아이는 이갈기, 입술 물어뜯기, 물건 빨기 등 입장난을 자주 한다’와 같은 적극적 스트레스 행동(22문항)으로 구성되었다. 요인분석 결과 낮은 요인부하량으로 인해 누락되는 문항은 없었지만 단일요인으로 추출되어, 소극적 스트레스 수준과 적극적 스트레스 수준의 총합을 유아의 일상적 스트레스 행동 수준으로 보고분석을 실시하였다. 해당 도구의 내적합치도를 살펴본 결과, Cronbach’s α는 .
그 결과 수치심으로부터 놀이상호작용으로의 직접경로와 수치심과 놀이상호작용의 측정오차 간의 공분산이 모형을 개선할 수 있는 추가적인 경로로 제시되었다. 이 두 경로를 모두 수정모형에 포함하는 경우 모형의 식별(model identification)이 불가능하므로, 이 두 경로 중 이론적 수준에서 논의가 가능한 경로 추가가 수정지수에 근거한 모형 개선 시 적절하다는 김주환, 김민규 그리고 홍세희(2009)의 제언에 근거하여, 수치심이 놀이상호작용에 미치는 영향을 가정하는 직접 경로만을 추가하였다.
51%의 회수율을 보였다. 이들 유아에 대해 담임교사가 설문조사에 응답하였고, 각 기관의 조용한 장소에서 본 연구자에 의해 개별적으로 검사가 실시되었다. 모든 검사는 구두로 유아에게 간단한 소개와 참여 동의를 구하는 절차를 거쳤으며, 검사 당일 결석하거나 검사 참여에 유아가 동의하지 않은 경우 또는 교사의 응답이 무성의한 경우를 제외하여 총 172명이 최종 분석에 사용되었다.
088로 밝혀져, 일부 지표에서 한해 우수한 것으로 평가되었다(<표 3> 참조). 이에 초기 연구모형에서는 가정되지 않았던 경로 중 수정지수(modification indices: MI) 검토를 통해 모형의 적합도를 증진시킬 수 있는 경로를 살펴보았다. 그 결과 수치심으로부터 놀이상호작용으로의 직접경로와 수치심과 놀이상호작용의 측정오차 간의 공분산이 모형을 개선할 수 있는 추가적인 경로로 제시되었다.
자부심과 수치심의 하위 범주는 3가지로 구성되어 있으며 범주별로 행동분류 기준에 근거하여 표현 행동의 출현유무, 지속시간과 강도를 조합하여 측정한 점수를 사용하였다. 자부심의 경우 유아가 얻을 수 있는 최고 점수는 12점이며 최저 점수는 0점으로, 점수가 높을수록 자부심 수준이 높은 것으로 해석한다.

대상 데이터

3차 예비조사는 교사용 질문지에 대한 문항 적합도와 이해도를 알아보기 위한 것으로 2015년 7월 10일부터 7월 11일까지 아동학 전공의 석․박사과정 대학원생 및 현직 교사 10명을 대상으로 이루어졌다. 그 결과 전반적인 응답 시간에는 큰 문제가 없는 것으로 조사되었으며, 적극적 스트레스 문항 중 사용된 ‘수음’이라는 용어가 ‘자위’로 수정하는 것이 적절하다는 의견이 다수 나와 이를 반영하여 사용하였다.
본 연구의 자료 수집을 위해 세 차례의 예비조사와 관찰자 훈련 및 신뢰도 검증이 실시되었다. 먼저 자의식 정서의 측정을 위한 과제를 선정하고 절차를 검토하기 위한 1차 예비조사는 2015년 6월 26일과 2015년 7월 3일 충북 소재 유치원의 만 5세 유아를 대상으로 진행되었다. 1차 예비조사에서는 연구자가 선정한 과제 중 적절한 흥미도와 반응이 유발되는 과제를 최종적으로 선별하고자 실시하였다.
이들 유아에 대해 담임교사가 설문조사에 응답하였고, 각 기관의 조용한 장소에서 본 연구자에 의해 개별적으로 검사가 실시되었다. 모든 검사는 구두로 유아에게 간단한 소개와 참여 동의를 구하는 절차를 거쳤으며, 검사 당일 결석하거나 검사 참여에 유아가 동의하지 않은 경우 또는 교사의 응답이 무성의한 경우를 제외하여 총 172명이 최종 분석에 사용되었다.¹⁾
본 연구는 충청북도 소재 유치원 5개원과 어린이집 18개원의 만5세반에 재원 중인 유아 172명과 이들을 담당하는 담임교사 23명이었다. 다음의 <표 1>에 제시된 바와 같이, 유아의 성별은 전체 172명 가운데 여아가 53.
본조사는 2015년 7월 17일부터 9월 24일까지 실시되었다. 임의선정된 어린이집과 유치원을 통해 연구 참여에 동의한 만5세반 교사의 학급 가정에 연구 안내문과 동의서가 총 377부 배부되었고, 각 가정에 배포된 동의서는 247부가 회수되어 총 65.
하위차원별 대표 문항은 ‘친구와 놀이하면서 이야기를 만들어가며 말한다’(놀이상호작용), ‘목적 없이 어슬렁거린다’(놀이단절), ‘친구의 물건이나 놀이감을 부순다’(놀이방해) 등을 들 수 있다. 요인분석 결과 원 도구와 동일하게 3개 요인이 추출되었으나, 놀이방해에 해당하는 19번 문항(놀이에 초대 받았을 때 거절한다)이 어느 요인에도 적재되지 않아, 해당 문항을 제외한 총 29개 문항을 분석에 사용하였다. Cronbach’s α는 놀이상호작용이 .

데이터처리

본 분석에 앞서, 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심, 일상적 스트레스, 또래상호작용 간의 상관관계, 평균 및 표준편차를 살펴보았다. <표 2>에 제시한 바와 같이, 과제 수행 과정에서 평정된 유아의 자부심과 수치심의 합산 점수는 각각 3.
본 연구의 자료는 SPSS 21.0을 이용하여 주요변인의 기술적 통계 특성을 알아보고, 기술통계분석을 실시하였다. 측정도구의 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해서는 신뢰도분석과 요인분석을 실시하였다.
측정도구의 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해서는 신뢰도분석과 요인분석을 실시하였다. 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심이 유아의 일상적 스트레스와 또래놀이행동의 하위 요인인 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해에 어떤 영향을 미치는지 알아보기 위해 AMOS 21.0 이용하여 경로분석을 하였다.
0을 이용하여 주요변인의 기술적 통계 특성을 알아보고, 기술통계분석을 실시하였다. 측정도구의 신뢰도와 타당도를 검증하기 위해서는 신뢰도분석과 요인분석을 실시하였다. 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심이 유아의 일상적 스트레스와 또래놀이행동의 하위 요인인 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해에 어떤 영향을 미치는지 알아보기 위해 AMOS 21.

이론/모형

유아교육기관에서 유아가 생활하면서 일상적으로 경험할 수 있는 스트레스를 측정하기 위해 Burts, Hart, Charlesworth 그리고 Kirk(1990)가 제작한 Class Child Stress Behavior Instrument(CCSBI) 를 고희정(1997)이 번안․수정하고, 김윤희(2003)가 재구성한 ‘유아용 일상적 스트레스 행동 척도’를 사용했다.
유아의 또래놀이행동은 Fantuzzo 등(1995, 1998)이 제작 및 수정·보완한 Penn Interactive Peer Play Scale(PIPPS)를 최혜영과 신혜영(2011)이 한국 유아를 대상으로 신뢰도 및 타당도를 검증한 ‘또래놀이행동 평정척도’를 사용하였다.

성능/효과

2차 예비조사에서는 1차 예비조사를 통해 선정된 과제의 난이도 및 전반적인 과제 수행 절차를 점검해 보기 위해 실시하였다. 2차 예비조사 결과 유아들의 평균 과제 수행시간은 평균 6분 51초였으며, 실험 절차에 무리가 없다고 판단되어 본 조사를 시행하였다.
과제의 순서는 하유미(1998)의 연구 절차를 참고하여 자부심 수준의 측정을 위해 ‘토막짜기’ 과제에서 2번의 성공을, 수치심 수준의 측정을 위해 ‘미로’ 과제에서 2번의 실패를 경험하였으며, 긍정적 경험으로 과제 수행을 마무리 할 수 있도록 마무리에 성공 경험인 처치문항을 추가했다. 결과적으로 과제 제시는 라포 형성용 과제-성공 과제성공 과제-실패 과제-실패 과제-성공 과제의 순서로 총 6개 과제가 실시되었다.
한편, 유아의 일상적 스트레스에서 또래놀이행동으로의 경로 또한 통계적으로 유의한 것으로 밝혀졌다. 구체적으로 살펴보면 유아의 일상적 스트레스가 높아질수록 유아의 놀이상호작용은 감소하는 반면에 놀이단절과 놀이방해는 증가하였다. 유아들의 스트레스에 대한 부정적인 대처방식은 일반적으로 회피나 충동적 행동으로 양분된다.
그 결과 X²/df 값이 2.026으로 유의미하지 않았으며(p = .072), CFI, NFI 및 TLI는 각각 .983, .961, .964로 개선되었고, SRMR 또한 .037로 낮아졌다. 특히 RMSEA = .
이에 초기 연구모형에서는 가정되지 않았던 경로 중 수정지수(modification indices: MI) 검토를 통해 모형의 적합도를 증진시킬 수 있는 경로를 살펴보았다. 그 결과 수치심으로부터 놀이상호작용으로의 직접경로와 수치심과 놀이상호작용의 측정오차 간의 공분산이 모형을 개선할 수 있는 추가적인 경로로 제시되었다. 이 두 경로를 모두 수정모형에 포함하는 경우 모형의 식별(model identification)이 불가능하므로, 이 두 경로 중 이론적 수준에서 논의가 가능한 경로 추가가 수정지수에 근거한 모형 개선 시 적절하다는 김주환, 김민규 그리고 홍세희(2009)의 제언에 근거하여, 수치심이 놀이상호작용에 미치는 영향을 가정하는 직접 경로만을 추가하였다.
본 연구는 유아의 자부심과 수치심의 영향이 일상적 스트레스를 통해 또래놀이행동의 하위차원인 놀이상호작용, 놀이단절, 놀이방해에 이르는 경로를 확인하였다. 그 결과 유아의 자부심은 이들이 경험하는 일상적 스트레스나 또래와의 놀이상호작용에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 그러나 유아의 수치심 수준이 높을수록 일상적 스트레스 수준 또한 높아져, 놀이상호작용이 줄어드는 반면 놀이단절과 놀이방해 수준은 높아졌다.
그 결과 전반적인 응답 시간에는 큰 문제가 없는 것으로 조사되었으며, 적극적 스트레스 문항 중 사용된 ‘수음’이라는 용어가 ‘자위’로 수정하는 것이 적절하다는 의견이 다수 나와 이를 반영하여 사용하였다.
그 결과 유아의 자부심은 이들이 경험하는 일상적 스트레스나 또래와의 놀이상호작용에 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 그러나 유아의 수치심 수준이 높을수록 일상적 스트레스 수준 또한 높아져, 놀이상호작용이 줄어드는 반면 놀이단절과 놀이방해 수준은 높아졌다. 특히 유아의 수치심은 놀이방해에 직접적인 영향을 미쳐 수치심 수준이 높아질수록 유아의 놀이방해 수준이 높아지는 것으로 나타났다.
또래놀이상호작용 연구모형에 대한 적합도 검정을 최대우도법을 사용하여 산출한 결과, 측정모형의 적합도 지수는 CFI = .973, NFI = .955, TLI = .932, SRMR = .046로 적절한 수준이었으나 X2/df이 2.311로 p < .05 수준에서 유의한 것으로 나타났으며, RMSEA 또한 .088로 밝혀져, 일부 지표에서 한해 우수한 것으로 평가되었다( 참조).
마지막으로, 유아의 자부심은 상관분석에서 일상적 스트레스 및 놀이방해와 유의미한 정적인 관계라는 흥미로운 상관 결과를 보였으며, 유아의 자부심과 수치심은 최종 모형에서도 유의한정적 상관관계로 나타났으나, 전체 경로에서는 유의미한 기여를 하지 못했다. 먼저 자부심과 수치심 간의 상관이 높은 결과는 이차정서에 해당하는 자부심과 수치심이 정서표현의 하위 영역이므로 정서의 표현적 성향이 강한 유아들이 자신이 느끼고 있는 자부심과 수치심에 대한 표현에 대한 빈도와 강도 표현을 다르게 할 수 있다고 밝힌 김정민과 유안진(2003)의 설명으로 해석할 수 있다.
먼저 유아의 자의식 정서 중 수치심 수준이 높을수록 일상적 스트레스 수준 또한 높아지는 것으로 나타났다. 수치심은 어떤 상황이나 결과에 대한 책임을 자신에게 전가하는 대표적인 부정적 자의식 정서로서, 실패를 경험했을 때 자신의 존재를 무능력하고 무가치하게 받아들인다는 점에서 그 자체만으로도 충분히 고통스러운 정서일 수 있다.
셋째, 본 연구에서는 소극적 스트레스와 적극적 스트레스의 상관이 매우 높게 나타났으며, 요인분석 결과 서로 독립된 요인으로 밝혀지지 않았다. 그러나 스트레스원이 새롭거나 어려운 비일상적인 요구라는 개념에 근거하여 볼 때, 발달상 규준적이거나 일상적인 소극적 스트레스와 그 정도가 심하거나 비일상적인 적극적 스트레스가 인간행동에 미치는 차이는 개념적으로 분명한 차이가 있다.
이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 유아의 수치심이 유아의 일상적 스트레스에 영향을 미치고, 일상적 스트레스가 또래상호작용에 영향을 미치는 경로를 확인하였다. 유아의 사회성 발달과 정신건강을 예측하는 변인으로서 다양한 정서 영역을 포함시키고 스트레스의 매개효과를 밝혔다는 것에 그 의의가 있다.
특히 유아의 수치심은 놀이상호작용에 부정적인 영향을 미쳐, 직접효과를 갖는 것으로 밝혀졌다. 이로써, 유아의 수치심 수준이 높을수록 또래와의 놀이상호작용 수준은 낮아지며, 이들이 경험하는 일상적 스트레스 수준도 높아져 결과적으로 또래와의 놀이방해와 놀이단절이 빈번해지는 반면 놀이상호작용 수준은 낮아지는 것으로 밝혀졌다.
이상을 종합해볼 때, 유아기에 급속하게 발달하기 시작하는 자부심과 수치심에 따라 유아의 일상적 스트레스 수준이 달라지고 그로 인한 결과가 또래놀이행동에 영향을 미칠 것이라는 경로를 유추해 볼 수 있다. 이에 본 연구에서는 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심이 일상적 스트레스를 통해 또래놀이행동에 이르는 경로를 검증함으로써, 유아의 자부심과 수치심이 스트레스를 유발하는 요인으로서 어떤 의미를 갖는지 살펴보고 일상적 스트레스의 매개효과를 밝히고자 하였다.
53으로 비슷한 수준이었으나, 자부심의 표준편차가 상대적으로 더 커서, 자부심에 있어서 유아의 개인차가 수치심보다 더 큰 것으로 나타났다. 일상적 스트레스의 평균은 보통 수준인 3점을 밑도는 1.87로, 유아가 경험하는 스트레스는 비교적 낮은 수준인 것으로 나타났다. 유아의 또래놀이행동 또한 놀이상호작용은 보통 수준인 반면, 놀이단절과 놀이방해는 2점을 밑돌아 낮은 수준으로 평가되었다.
첫째, 본 연구에서 유아의 자부심과 수치심을 측정하기 위해 선정된 웩슬러 유아지능검사의 ‘토막짜기’ 과제와 ‘미로’ 과제의 경우 과제 자체에 대한 유아들의 흥미도는 높아 전반적인 과제 진행에 무리가 없었다.
이로써, 초기 연구모형에서 가정한 완전매개 모형은 부분매개모형으로 수정되었다. 추가적으로 수정된 모형의 수정지수를 재확인한 결과, 수정지수에 해당하는 경로의 추가로 감소되는 X²의 값이 자유도 1에서 유의미한 경우는 더 이상 없는 것으로 나타나, 수정된 모형을 자료를 가장 잘 반영하는 모형으로 보는데 문제가 없는 것으로 판단되었다.
특히 본 연구의 결과 중 하나로서, 놀이방해와 놀이단절의 오차변량 간 공분산이 유의미하지 않게 나타난 점은 매우 흥미롭다. 일반적으로 스트레스를 받은 유아가 적절하게 대처하지 못하는 경우, 부정적으로 발현하는 문제행동은 크게 놀이방해와 같은 외현화된 문제행동과 놀이단절과 같은 내면화된 위축행동으로 구분된다.
그러나 유아의 수치심 수준이 높을수록 일상적 스트레스 수준 또한 높아져, 놀이상호작용이 줄어드는 반면 놀이단절과 놀이방해 수준은 높아졌다. 특히 유아의 수치심은 놀이방해에 직접적인 영향을 미쳐 수치심 수준이 높아질수록 유아의 놀이방해 수준이 높아지는 것으로 나타났다. 이러한 본 연구결과를 논의하면 다음과 같다.
한편 일상적 스트레스 수준이 높을수록 또래와의 놀이방해와 놀이단절 수준은 높아지는 반면 놀이상호작용 수준은 낮아지는 것으로 나타났다. 특히 유아의 수치심은 놀이상호작용에 부정적인 영향을 미쳐, 직접효과를 갖는 것으로 밝혀졌다. 이로써, 유아의 수치심 수준이 높을수록 또래와의 놀이상호작용 수준은 낮아지며, 이들이 경험하는 일상적 스트레스 수준도 높아져 결과적으로 또래와의 놀이방해와 놀이단절이 빈번해지는 반면 놀이상호작용 수준은 낮아지는 것으로 밝혀졌다.
특히 이들 간접효과는 모두 p < .05 수준에서 의미 있는 것으로 나타나, 간접효과의 유의성이 확인되었다.
한편 변수들 간의 상관은 직접경로를 가정한 변인들 간에서 유의하게 산출되었으며, 분산팽창계수인 VIF값 또한 최소 1.14에서 최대 2.70의 범위로 3미만의 값을 가지고 있어 다중공선성에문제가 없는 것으로 확인되었다. 이로써 수집된 주요 변인을 이용하여 경로분석을 실시하는 데에 문제가 없는 것으로 판단되었다.
이를 구체적으로 살펴보면, 유아의 자의식 정서인 자부심과 수치심 중 수치심 수준이 높을수록 이들이 경험하는 일상적 스트레스 또한 높아졌으나, 유아의 자부심 수준은 일상적 스트레스 수준을 예측하지 못하였다. 한편 일상적 스트레스 수준이 높을수록 또래와의 놀이방해와 놀이단절 수준은 높아지는 반면 놀이상호작용 수준은 낮아지는 것으로 나타났다. 특히 유아의 수치심은 놀이상호작용에 부정적인 영향을 미쳐, 직접효과를 갖는 것으로 밝혀졌다.
한편, 유아의 일상적 스트레스에서 또래놀이행동으로의 경로 또한 통계적으로 유의한 것으로 밝혀졌다. 구체적으로 살펴보면 유아의 일상적 스트레스가 높아질수록 유아의 놀이상호작용은 감소하는 반면에 놀이단절과 놀이방해는 증가하였다.
해당 도구의 내적합치도를 살펴본 결과, Cronbach’s α는 .96로 산출되어 매우 우수한 수준으로 나타났다.

후속연구

그러나 이러한 과제 수행 상황에서 유아가 표현한 정서는 외적 타당도가 떨어질 수 있기 때문에 유아가 실제 경험하는 정서와 표현한 정서의 차이가 있을 수 있다는 한계점이 있다. 따라서 일반 놀이실 상황에서 실제 유아들이 경험하고 반응하는 이차정서에 대한 관찰 및 평정이 병행될 때, 자부심과 수치심에 대한 타당한 분석이 가능할 것으로 사료된다.
그러나 스트레스원이 새롭거나 어려운 비일상적인 요구라는 개념에 근거하여 볼 때, 발달상 규준적이거나 일상적인 소극적 스트레스와 그 정도가 심하거나 비일상적인 적극적 스트레스가 인간행동에 미치는 차이는 개념적으로 분명한 차이가 있다. 이는 유아의 경우 상대적으로 적극적 스트레스를 경험할 가능성이 낮기 때문으로 생각해볼 수 있으므로, 추후 연구에서는 스트레스의 유형에 대한 보다 구체적인 고려가 요구된다고 하겠다.
일반적으로 문제행동 수준이 높은 유아의 경우 외현화 문제와 내면화 문제의 상관이 높은 것으로 알려져 있는데, 본 연구의 결과는 이 두 문제행동 간의 체계적인 관계가 없음을 시사한다. 이에 후속 연구에서는 개별 유아가 경험하고 지각하는 스트레스원에 직면하였을 때 대처하는 방식이 달라질 수 있으므로, 일상적으로 발생하는 스트레스에 대한 지각을 넘어서서 구체적으로 어떻게 대처하는지와 같은 유아의 반응을 살펴볼 필요가 있다.
그러나 해당 과제들 중 ‘미로’ 과제의 경우 난이도상 만5세 유아에게는 급격히 어려워지는 경향이 있어, 성공과 실패 조작이 다소 어려웠다. 자부심 및 수치심을 측정하는 선행 연구의 경우, 연구대상의 흥미를 유발할 수 있고 성공과 실패 경험을 조작할 수 있는 과제를 연구자가 임의로 선정해오고 있는데, 후속 연구에서는 보다 다양한 과제를 시도하고, 이를 기초로 이차정서를 측정하기 위한 타당한 과제를 선정하는 것이 요구된다고 하겠다.

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	최근 또래놀이상호작용의 개인차를 설명하는 요인으로 주목받는 것은 무엇인가?	이러한 또래놀이상호작용은 개별 유아의 기질적인 특성 또는 심리적인 적응 수준 등에 따라 영향을 받게 되는데, 최근 들어 유아가 경험하는 스트레스 수준이 놀이 중 또래 간 상호작용의 개인차를 설명하는 주된 요인으로 주목받고 있다. 유아의 스트레스와 행동 특성에 관한 연구 결과를 보면, 유아의 스트레스 수준이 사회적 관계 내에서의 부정적인 행동으로 이어지는 것이 일관되게 밝혀지고 있다(김지현, 박경자, 2006; 송정아, 이양희, 2004).
	교사용 또래놀이행동 평가척도를 개발한 후 놀이 과정에서 일어나는 유아 간 상호작용의 특성과 이를 통한 사회화 경험을 연구한 결과는 어떠했는가?	특히 Fantuzzo 등(1995)이 놀이 맥락에서 또래와의 상호작용을 관찰할 수 있는 교사용 또래놀이행동 평가척도(Penn Interactive Peer Play Scale: PIPPS)를 개발한 이후, 다수의 연구자들은 놀이 과정에서 일어나는 유아 간 상호작용의 특성과 이를 통한 사회화 경험에 주목하여 왔다. 그 결과 놀이 시 또래 간 상호작용을 지속하는 긍정적 행동을 빈번하게 하는 유아는 일과 중 다른 활동에도 적극적으로 참여하고, 타인과의 관계에 협력적이며, 교사의 지시에 대해 긍정으로 반응하는 것으로 나타났다(김수영, 2000; 이원영, 손은애, 2006; Coolahan, Fantuzzo, Mendez, & McDermott, 2000). 반면 또래와의 상호작용 시 위축 정도가 심하여 놀이를 시작하지 못하거나 또래와의 놀이 지속을 어려워하고 갈등을 야기시키는 부정적 행동을 보이는 유아는 놀이 이외의 맥락에서도 공격적이고 불안한 행동, 과잉행동이나 산만한 행동 특성을 보였으며(Bohnert, Crnic, & Lim, 2003; Fantuzzo & Mcwayne, 2002), 학급 내 문제행동과도 관련이 있는 것으로 밝혀진 바 있다(황윤세, 2011).
	놀이 맥락이 중요한 맥락인 이유는 무엇인가?	특히 놀이 맥락은 유아가 다양한 형태의 사회적 행동 전략 및 기술을 습득할 뿐만 아니라(Fromberg, 2002), 긍정적, 부정적 상호작용 모두를 빈번하게 경험하는 환경이므로(최혜영, 이은해, 2005), 유아의 또래상호작용을 관찰할 수 있는 가장 유용하면서도 중요한 맥락이다(최혜영, 신혜영, 2011). 이에 또래와 놀이하는 장면에서의 행동 평가를 통해 개별 유아의 또래상호작용의 특성과 수준을 가늠하는 것은 타당하면서도 의미있는 방법이라고 할 수 있다.

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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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