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문제 정의
- 그런데 부정적 정서성과 같은 유아의 정서적 측면이 일상에서의 행동적 측면에 반영되어 행동문제가 발생하게 되고, 이러한 일상적인 행동문제는 유아의 또래관계에도 영향을 줄 것으로 예상된다. 따라서 본 연구에서는 유아의 부정적 정서성과 행동문제가 또래놀이행동에 유의한 영향을 미치는지 살펴봄으로써 유아의 또래놀이행동에 대한 부정적 정서성의 영향력이 행동문제에 의해 매개되는지를 살펴보고자 하였다. 이를 확인하기 위해 다음과 같이 연구문제를 선정하였다.
- 이상의 내용에 근거하여 이 연구에서는 유아의 부정적 정서성이나 행동문제와 같은 유아의 개인적 요인 간의 관계를 중심으로 하여 이들 요인과 또래놀이행동의 하위영역, 즉 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절의 관련성을 파악하고자 한다. 앞서 살펴본 유아의 부정적 정서성, 행동 문제, 또래놀이행동에 관한 선행연구의 결과들을 종합해 볼 때, 유아의 부정적 정서성과 또래놀이행동 간의 관계에서 행동문제가 매개적 역할을 담당할 것으로 예측되므로 이들 간 관계를 확인하고자 하였다.
- 이 연구에서는 먼저 3∼5세 유아의 부정적 정서성이 행동문제에 미치는 영향을, 다음으로 부정적 정서성이 또래놀이행동에 미치는 영향을 함께 살펴보고자 하였다.
- 이러한 또래놀이행동에 영향을 미치는 대표적인 요인으로 부정적 정서성을 들 수 있는데, 남녀 유아를 대상으로 이들의 부정적 정서성과 또래놀이행동의 관계에 대해 살펴본 연구(권연희, 2012)에 의하면, 부정적 정서성이 높을수록 남아는 놀이단절행동을 많이 보이고, 여아는 놀이상호작용을 적게 보이는 것으로 나타났다. 이러한 결과를 통해 볼 때 유아의 또래놀이행동에 대한 부정적 정서성의 영향을 확인해 볼 수 있다.
- 이상의 내용에 근거하여 이 연구에서는 유아의 부정적 정서성이나 행동문제와 같은 유아의 개인적 요인 간의 관계를 중심으로 하여 이들 요인과 또래놀이행동의 하위영역, 즉 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절의 관련성을 파악하고자 한다. 앞서 살펴본 유아의 부정적 정서성, 행동 문제, 또래놀이행동에 관한 선행연구의 결과들을 종합해 볼 때, 유아의 부정적 정서성과 또래놀이행동 간의 관계에서 행동문제가 매개적 역할을 담당할 것으로 예측되므로 이들 간 관계를 확인하고자 하였다.
- 이 연구에서는 먼저 3∼5세 유아의 부정적 정서성이 행동문제에 미치는 영향을, 다음으로 부정적 정서성이 또래놀이행동에 미치는 영향을 함께 살펴보고자 하였다. 이와 더불어 유아의 또래놀이행동에 대한 부정적 정서성의 영향력이 행동문제에 의해 매개되는지를 살펴보고자 하였다. 이를 위해 서울지역 직장어린이집 3곳의 3∼5세 유아 287명의 자료를 사용하여 분석한 결과, 다음과 같은 결론을 도출하였다.
제안 방법
- 따라서 이 연구에서는 Baron과 Kenny(1986)의 매개변인 탐색을 위한 전략 즉, 첫째, 독립변인이 매개변인에 유의한 영향을 미쳐야 하며, 둘째, 독립변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 하며, 셋째, 독립변인 통제 시 매개변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 하며, 종속변인에 대한 독립변인의 효과가 매개변인 통제 시 사라지거나 감소해야 한다는 조건에 근거하여 먼저 3∼5세 유아를 대상으로 이들의 부정적 정서성이 행동문제에 미치는 영향을, 다음으로 부정적 정서성이 또래놀이행동에 미치는 영향을 함께 살펴본다.
- 본 연구에서는 유아의 행동문제를 측정하기 위해 아동행동 체크리스트(Child Behavior Checklist: Achenbach, 1991)를 사용하였는데, 이 척도를 한국아동을 대상으로 표준화한 연구결과(한미현, 유안진, 1995)에 근거하여 한국 아동에게 부적합한 문항들을 제외하고 사용하였다. 또한 대상연령이 미취학 유아라는 점과 어린이집 담임교사가 질문지를 작성한다는 점을 고려하여 4개 하위 영역으로 구성된 총 24문항을 본 연구에서 사용하였다. 행동문제 척도의 하위영역은 불안(예, 신경이 예민하고 긴장을 한다), 위축(예, 자기는 보잘 것 없는 존재라고 느낀다), 과잉(예, 차분히 앉아 있지 못하고 부산하다), 공격행동(예, 물건을 부순다)으로 구분된다.
- 본 연구에서는 본조사 이전에 예비조사를 실시하고, 질문지 문항의 가독성을 높이기 위해 단어나 문장이 동일한 줄에 배치되도록 보완하여 최종 질문지를 완성하였다. 자료를 수집하기 위해 연구자가 어린이집을 방문하여 연구대상 유아의 담임교사에게 질문지를 배부하고 일주일이 지난 후 재방문하여 질문지를 회수하였다.
- 각 문항은 5점 리커트 척도로 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지이며, 점수가 높을수록 행동문제 수준이 높음을 의미한다. 유아의 담임교사가 행동문제 질문지를 작성하여 유아의 행동문제를 측정하였다. 행동문제 검사도구의 신뢰도는 Cronbach's α값을 이용하여 측정하였으며, 행동문제 문항의 Cronbach's α값은 .
- 본 연구에서는 본조사 이전에 예비조사를 실시하고, 질문지 문항의 가독성을 높이기 위해 단어나 문장이 동일한 줄에 배치되도록 보완하여 최종 질문지를 완성하였다. 자료를 수집하기 위해 연구자가 어린이집을 방문하여 연구대상 유아의 담임교사에게 질문지를 배부하고 일주일이 지난 후 재방문하여 질문지를 회수하였다. 350부의 질문지를 배부하였으나, 응답이 일부 누락되거나 회수되지 않은 질문지를 제외하고 총 287부를 최종 분석에 사용하였다.
대상 데이터
- 자료를 수집하기 위해 연구자가 어린이집을 방문하여 연구대상 유아의 담임교사에게 질문지를 배부하고 일주일이 지난 후 재방문하여 질문지를 회수하였다. 350부의 질문지를 배부하였으나, 응답이 일부 누락되거나 회수되지 않은 질문지를 제외하고 총 287부를 최종 분석에 사용하였다. 본 연구에 사용된 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동 척도는 아동학 박사학위 소지자 3인에 의해 내용타당도가 검증되었다.
- 본 연구에서는 유아의 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동 간의 관계를 살펴보고, 유아의 행동문제가 부정적 정서성과 또래놀이행동 간 관계를 매개하는지 살펴보기 위해 3∼5세 유아 287명을 연구대상으로 선정하였다. 가정의 소득수준을 통제하기 위해 중류층 가정의 유아가 재원 중인 서울지역 직장어린이집 3곳의 유아 287명을 연구대상으로 선정하였고, 연구 참여에 동의한 부모의 자녀만을 연구대상에 포함시켰다. 연구대상 유아의 성별은 남아 152명(53.
- 본 연구에서는 유아의 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동 간의 관계를 살펴보고, 유아의 행동문제가 부정적 정서성과 또래놀이행동 간 관계를 매개하는지 살펴보기 위해 3∼5세 유아 287명을 연구대상으로 선정하였다.
- 이를 위해 서울지역 직장어린이집 3곳의 3∼5세 유아 287명의 자료를 사용하여 분석한 결과, 다음과 같은 결론을 도출하였다.
데이터처리
- 다음으로 유아의 또래놀이행동 하위영역 중 놀이방해에 대한 부정적 정서성의 영향을 알아보기 위해 유아의 부정적 정서성을 독립변인으로, 유아의 놀이방해를 종속변인으로 하는 단순회귀분석을 실시하였다. 그 결과, <표 6>에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이방해에 유의한 정적 영향을 미치며, 놀이방해에 대한 설명력은 남아 20.
- 마지막으로 유아의 또래놀이행동 하위영역 중 놀이단절에 대한 부정적 정서성의 영향을 알아보기 위해 유아의 부정적 정서성을 독립변인으로, 유아의 놀이단절을 종속변인으로 하는 단순회귀분석을 실시하였다. 그 결과, <표 6>에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이단절에 유의한 정적 영향을 미치며(β=.
- 본 연구에 사용된 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동 척도는 아동학 박사학위 소지자 3인에 의해 내용타당도가 검증되었다. 본 연구에서 수집된 자료는 SPSS ver. 23.0 프로그램을 이용하여 분석하였으며, 통계방법으로는 빈도, 백분율, 이원변량분석, Pearson의 적률상관계수, 단순회귀분석, 위계적 중 다회귀분석이 사용되었다.
- 유아의 또래놀이행동에 대한 부정적 정서성의 영향을 알아보기 위해 유아의 부정적 정서성을 독립변인으로, 유아의 또래놀이행동 하위영역 중 놀이상호작용을 종속변인으로 하는 단순회귀분석을 실시하였다. 그 결과, <표 6>에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이상호작용에 유의한 부적 영향을 미치며, 놀이상호작용에 대한 설명력은 남아 10.
- 유아의 부정적 정서성과 행동문제가 또래놀이행동에 미치는 영향을 알아보기 위해, 유아의 부정적 정서성과 행동문제를 독립변인으로, 유아의 또래놀이행동을 종속변인으로 하는 위계적 중 다회귀분석을 실시하였다. 위계적 중다회귀분석을 실시하기에 앞서 독립변인들 간의 다중공선성의 가능성 여부를 파악하기 위해 공차한계(Tolerance)와 분산팽창요인(VIF) 지수를 살펴본 결과, 또래놀이행동에 대한 부정적 정서성과 행동문제의 공차한계는 0.
- 유아의 행동문제에 대한 부정적 정서성의 영향을 알아보기 위해 유아의 부정적 정서성을 독립변인으로, 유아의 행동문제를 종속변인으로 하는 단순회귀분석을 실시하였다. 그 결과, <표 5>에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 행동문제(β=.
이론/모형
- 본 연구에서 유아의 또래놀이행동을 측정하기 위해 또래놀이행동척도(Penn Interactive Peer Play Scale: PIPPS)를 사용하였는데, 이 척도는 Coolahan 등(2000)이 개발하고 이를 한국에서 최혜영과 신혜영(2011)이 타당화한 척도이다. 또래놀이행동은 유아가 또래와의 놀이에서 보이는 행동 특성으로 또래와 상호작용을 시도하거나 이에 반응할 때 보이는 사회적, 상호작용적 놀이행동을 뜻한다.
- 본 연구에서 유아의 부정적 정서성을 측정하기 위해 사용한 척도는 Rothbart, Ahadi 그리고 Hershey(1994)가 개발한 아동행동질문지(Child Behavior Questionnaires: CBQ)인데, 그 중 부정적 정서성에 해당하는 18문항을 사용하였다. 부정적 정서성의 하위영역은 슬픔(예, 슬픈 이야기를 들으면 잘 운다), 두려움(예, 커다란 개나 동물을 보면 무서워한다), 분노(예, 원하는 것을 가지지 못하면 심하게 떼를 쓴다)로 구분되는데, 각 하위영역은 6문항씩 총 18문항으로 구성되었다.
- 본 연구에서는 유아의 행동문제를 측정하기 위해 아동행동 체크리스트(Child Behavior Checklist: Achenbach, 1991)를 사용하였는데, 이 척도를 한국아동을 대상으로 표준화한 연구결과(한미현, 유안진, 1995)에 근거하여 한국 아동에게 부적합한 문항들을 제외하고 사용하였다. 또한 대상연령이 미취학 유아라는 점과 어린이집 담임교사가 질문지를 작성한다는 점을 고려하여 4개 하위 영역으로 구성된 총 24문항을 본 연구에서 사용하였다.
성능/효과
- 57)으로 나타났다. 구체적으로, 유아의 부정적 정서성은 보통 수준이었고, 행동문제는 보통 이하 수준, 놀이상호작용은 보통 이상 수준, 놀이방해와 놀이단절은 보통 이하 수준이었다.
- 그 결과, 에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이단절에 유의한 정적 영향을 미치며(β=.35, .28, p < .001), 놀이방해에 대한 설명력은 남아 12.2%, 여아 7.7%로 나타났다.
- 그 결과, 에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이방해에 유의한 정적 영향을 미치며, 놀이방해에 대한 설명력은 남아 20.8%, 여아 25.9%로 나타났다(β=.46, .51, p < .001).
- 그 결과, 에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이상호작용에 유의한 부적 영향을 미치며, 놀이상호작용에 대한 설명력은 남아 10.5%, 여아 10.3%로 나타났다(β= -.33, -.32, p < .001).
- 그 결과, 에서와 같이 남아와 여아의 부정적 정서성은 행동문제(β=.50, .59, p < .001)에 유의한 정적인 영향을 미치며, 행동문제를 25.0%, 35.2% 설명하는 것으로 나타났다.
- 남아의 경우 1단계 분석에서 놀이상호작용에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제의 영향력을 통제한 2단계 분석에서 감소한 것으로 나타났으며(β= -.33 → β= -.19), 부정적 정서성을 통제했을 때 행동문제의 영향은 유의한 것으로 나타났다(β= -.27, p < .01).
- 001). 놀이단절에 대한 설명력은 부정적 정서성 변인만이 투입된 경우 12.2%에서 행동문제 변인이 추가 투입된 경우 42.8%로 향상되었다. 이는 Baron과 Kenny(1986)가 제시한 완전매개 관계가 이루어지기 위한 세 번째 조건에 해당하는, 독립변인 통제 시 매개변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 하며, 종속변인에 대한 독립변인의 효과가 매개변인 통제 시 사라져야 한다는 조건을 충족하는 결과로써, 남아의 행동문제는 부정적 정서성과 놀이단절 간의 관계를 완전매개하고 있음을 보여준다.
- 001). 놀이단절에 대한 설명력은 부정적 정서성 변인만이 투입된 경우 7.7%에서 행동문제 변인이 추가 투입된 경우 30.4%로 향상되었다. 이는 Baron과 Kenny(1986)가 제시한 완전매개 관계가 이루어지기 위한 세 번째 조건에 해당하는, 독립변인 통제 시 매개변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 하며, 종속변인에 대한 독립변인의 효과가 매개변인 통제 시 사라져야 한다는 조건을 충족하는 결과로써, 여아의 행동문제는 부정적 정서성과 놀이단절 간의 관계를 완전매개하고 있음을 보여준다.
- 001). 놀이방해에 대한 설명력은 부정적 정서성 변인만이 투입된 경우 20.8%에서 행동문제 변인이 추가 투입된 경우 66.9%로 향상되었다. 이는 Baron과 Kenny(1986)가 제시한 완전매개 관계가 이루어지기 위한 세 번째 조건에 해당하는, 독립변인 통제 시 매개변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 하며, 종속변인에 대한 독립변인의 효과가 매개변인 통제 시 사라져야 한다는 조건을 충족하는 결과로써, 남아의 행동문제는 부정적 정서성과 놀이방해 간의 관계를 완전매개하고 있음을 보여준다.
- 둘째, 유아의 부정적 정서성은 또래놀이행동 중 놀이상호작용에 부적 영향을 미쳐서 남아와 여아 모두 부정적 정서성 수준이 높을수록 놀이상호작용 수준은 낮은 것으로 나타났고, 놀이상호작용에 대한 부정적 정서성의 설명력은 남아가 10.5%, 여아가 10.3%였다. 또한 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이방해와 놀이단절에 각각 정적 영향을 미쳐 부정적 정서성 수준이 높을수록 놀이방해나 놀이단절행동이 더 빈번하게 나타났다.
- , 1994), 공격적인 행동을 보이는 유아는 놀이를 방해하게 되고, 위축된 행동을 보이는 유아는 놀이를 단절시키거나 중단시킨다(Cohen & Mendez, 2009)는 선행연구의 결과는 유아의 부정적 정서성과 또래놀이행동 간 관계에서 행동문제가 매개적 역할을 담당한 것으로 나타난 본 연구의 결과와 일맥상통한다. 따라서 본 연구의 결과는 부정적 정서성이 또래와의 상호작용에 영향을 미치는 의미 있는 개인 내적 요인임을 확인시켜줌과 동시에, 행동문제와 같은 유아의 행동적 요인이 이들 간 관계에서 매개적 역할을 담당하고 있음을 보여주었다.
- 3%였다. 또한 남아와 여아의 부정적 정서성은 놀이방해와 놀이단절에 각각 정적 영향을 미쳐 부정적 정서성 수준이 높을수록 놀이방해나 놀이단절행동이 더 빈번하게 나타났다. 놀이방해와 놀이단절에 대한 부정적 정서성의 설명력은 남아의 경우 각각 20.
- 350부의 질문지를 배부하였으나, 응답이 일부 누락되거나 회수되지 않은 질문지를 제외하고 총 287부를 최종 분석에 사용하였다. 본 연구에 사용된 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동 척도는 아동학 박사학위 소지자 3인에 의해 내용타당도가 검증되었다. 본 연구에서 수집된 자료는 SPSS ver.
- 성별 및 연령에 따라 유아의 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동에 차이가 있는지를 살펴보기 위해 이원변량분석을 실시한 결과(, 참조), 행동문제(F = 21.32, p < .001)와 놀이방해(F = 17.66, p < .001)에서만 성별에 따른 유의한 차이가 나타났고, 연령에 따른 차이는 유의하지 않았다.
- 셋째, 부정적 정서성과 또래놀이행동 간의 관계에서 행동문제가 담당하는 매개변인의 역할은 남아와 여아의 경우 일부 다르게 나타났다. 남아의 경우 놀이상호작용에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제에 의해 부분적으로 매개된 것으로 나타났고, 놀이방해와 놀이단절에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제에 의해 완전히 매개된 것으로 나타났다.
- 여아의 경우 1단계 분석에서 놀이방해에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제의 영향력을 통제한 2단계 분석에서 감소한 것으로 나타났으며(β= .51 → β= .26), 부정적 정서성을 통제했을 때 행동문제의 영향은 유의한 것으로 나타났다(β= .42, p < .001).
- 여아의 경우 1단계 분석에서 놀이상호작용에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제의 영향력을 통제한 2단계 분석에서 사라진 것으로 나타났으며(β= -.32 → β= -.16), 부정적 정서성을 통제했을 때 행동문제의 영향은 유의한 것으로 나타났다(β= -.27, p < .01).
- 남아의 경우 놀이상호작용에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제에 의해 부분적으로 매개된 것으로 나타났고, 놀이방해와 놀이단절에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제에 의해 완전히 매개된 것으로 나타났다. 여아의 경우에는 놀이방해에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제에 의해 부분적으로 매개된 것으로 나타났고, 놀이 상호작용과 놀이단절에 대한 부정적 정서성의 영향은 행동문제에 의해 완전히 매개된 것으로 나타났다.
- 또래놀이행동은 유아가 또래와의 놀이에서 보이는 행동 특성으로 또래와 상호작용을 시도하거나 이에 반응할 때 보이는 사회적, 상호작용적 놀이행동을 뜻한다. 유아의 또래놀이행동 척도는 총 30문항으로, 놀이상호작용 9문항(예, 놀이에서 순조롭고 융통성 있는 행동을 보인다), 놀이방해 13문항(예, 친구의 놀이를 방해한다), 놀이단절 8문항(예, 놀이를 시작할 때 도움을 필요로 한다)으로 구성되었다. 각 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지의 4점 리커트형 척도로, 놀이상호작용의 경우 점수가 높을수록 또래 간 놀이상호작용이 활발함을 의미하고, 놀이방해와 놀이단절의 경우 점수가 높을수록 놀이 방해와 놀이단절이 더 자주 발생함을 의미한다.
- 유아의 부정적 정서성, 행동문제, 또래놀이행동의 일반적 경향을 살펴본 결과, 에서와 같이 부정적 정서성의 평균은 65.78점(SD = 14.40), 행동문제의 평균은 32.65점(SD = 8.44), 또래놀이행동 중 놀이상호작용의 평균은 23.84점(SD = 5.79), 놀이방해의 평균은 20.41점(SD = 6.57), 놀이단절의 평균은 10.37점(SD = 3.57)으로 나타났다.
- 001). 즉, 남아와 여아 모두 부정적 정서성 수준이 낮을수록 놀이상호작용이 더 활발하게 일어나는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Baron과 Kenny(1986)의 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건에 해당하는, 독립변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 한다는 조건을 충족한다.
- 7%로 나타났다. 즉, 남아와 여아 모두 부정적 정서성 수준이 높을수록 놀이단절 수준도 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Baron과 Kenny(1986)의 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건에 해당하는, 독립변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 한다는 조건을 충족한다.
- 001). 즉, 남아와 여아 모두 부정적 정서성 수준이 높을수록 놀이방해 수준도 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Baron과 Kenny(1986)의 매개효과 검증을 위한 두 번째 조건에 해당하는, 독립변인이 종속변인에 유의한 영향을 미쳐야 한다는 조건을 충족한다.
- 2% 설명하는 것으로 나타났다. 즉, 남아와 여아의 부정적 정서성 수준이 높을수록 행동문제 수준도 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 Baron과 Kenny (1986)의 매개효과 검증을 위한 첫 번째 조건에 해당하는, 독립변인이 매개변인에 유의한 영향을 미쳐야 한다는 조건을 충족한다.
- 첫째, 유아의 행동문제에 대한 부정적 정서성의 영향을 살펴본 결과, 남아와 여아 모두 부정적 정서성이 행동문제에 정적인 영향을 미쳐서 부정적 정서성 수준이 높을수록 행동문제 수준도 높은 것으로 확인되었다. 행동문제에 대한 부정적 정서성의 설명력은 남아 25.
- 첫째, 유아의 행동문제에 대한 부정적 정서성의 영향을 살펴본 결과, 남아와 여아 모두 부정적 정서성이 행동문제에 정적인 영향을 미쳐서 부정적 정서성 수준이 높을수록 행동문제 수준도 높은 것으로 확인되었다. 행동문제에 대한 부정적 정서성의 설명력은 남아 25.0%, 여아 35.2%로 나타나서 남아와 여아 모두 슬픔, 두려움, 분노와 같은 부정적 정서성이 강할수록 일상생활에서의 행동문제 역시 더 높게 나타남을 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 유아기 정서적 요인이 이후 사회적 적응을 예측한다는 점을 확인시켜주었으며(Denham et al.
후속연구
- 먼저, 본 연구에서는 유아의 행동문제를 내면화와 외현화 행동문제로 구분하지 않고 전체 행동문제 점수를 사용하였는데, 불안이나 위축과 같은 내면화 행동문제와, 공격성이나 과잉행동 같은 외현화 행동문제에 대한 부정적 정서성의 영향력이 상대적으로 차이가 있을 수 있으므로 후속연구에서는 행동문제를 구분하여 영향력의 차이를 비교해 볼 필요성도 제기된다. 다음으로, 또래놀이행동은 유아의 정서 관련 요인과 밀접한 관련성을 보이는데, 예를 들어 부정적 정서성, 정서불안정, 정서조절 등과 같은 유아의 정서 관련 요인들의 상대적 영향력을 살펴봄으로써 이러한 요인 중 특히 더 영향력이 있는 요인을 확인해보거나, 유아의 개인 내적 요인 이외에 부모나 교사 요인과 같은 외적 요인의 영향력을 후속연구에서 살펴보는 것도 필요하다. 최근에는 아동의 부정적 정서성과 더불어 긍정적 정서성이 복합적으로 이후 우울 증상에 영향을 미친다고 보고되었으므로(Van Beveren, Mezulis, Wante, & Braet, 2016) 긍정적 정서성을 포함한 연구의 필요성도 제기된다.
- 끝으로 본 연구의 제한점을 살펴보고 이를 근거로 후속연구를 위한 다음과 같은 제언을 할 수 있다. 먼저, 본 연구에서는 유아의 행동문제를 내면화와 외현화 행동문제로 구분하지 않고 전체 행동문제 점수를 사용하였는데, 불안이나 위축과 같은 내면화 행동문제와, 공격성이나 과잉행동 같은 외현화 행동문제에 대한 부정적 정서성의 영향력이 상대적으로 차이가 있을 수 있으므로 후속연구에서는 행동문제를 구분하여 영향력의 차이를 비교해 볼 필요성도 제기된다. 다음으로, 또래놀이행동은 유아의 정서 관련 요인과 밀접한 관련성을 보이는데, 예를 들어 부정적 정서성, 정서불안정, 정서조절 등과 같은 유아의 정서 관련 요인들의 상대적 영향력을 살펴봄으로써 이러한 요인 중 특히 더 영향력이 있는 요인을 확인해보거나, 유아의 개인 내적 요인 이외에 부모나 교사 요인과 같은 외적 요인의 영향력을 후속연구에서 살펴보는 것도 필요하다.
- , 1994), 유아가 일상에서 보이는 행동문제가 또래놀이행동에 영향을 미친다는(Cohen & Mendez, 2009) 선행연구를 고려해본다면, 유아의 부정적 정서성이 높을 경우 일상적인 행동문제도 자주 발생하게 되고, 이러한 영향이 또래와의 놀이행동에도 반영되어 나타날 것으로 예측된다. 즉 유아의 기질적 요인인 부정적 정서성에 따라 또래와의 놀이행동이 다르게 나타날 수 있는데, 이 때 유아가 일상적으로 보이는 행동상의 특성이 부정적 정서성과 놀이행동 간 관계에 영향을 줄 것으로 보이나, 이러한 관계에 대해 직접적으로 확인한 연구가 많지 않아 부정적 정서성과 또래놀이행동의 관계에서 유아의 전반적인 행동문제가 매개적 역할을 담당하는지 살펴볼 필요성이 제기된다.
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