[논문]아버지의 놀이성과 놀이참여수준이 자녀의 사회적 능력과 정서조절에 미치는 영향

여윤재; 황혜신

doi:10.14698/jkcce.2019.15.01.107

아버지의 놀이성과 놀이참여수준이 자녀의 사회적 능력과 정서조절에 미치는 영향
The Effects of Fathers' Playfulness and Play Participation Level on Their Children's Social Competence and Emotional Regulation 원문보기

한국보육지원학회지 = Korean Journal of Childcare and Education, v.15 no.1, 2019년, pp.107 - 125

Abstract ▼ AI-Helper

Objective: The purpose of this study was to examine the effects of fathers' playfulness on their children's social competence and emotional regulation, and the moderating effects of the fathers' play participation level on the relationship between his playfulness and his child's social competence and emotional regulation. Methods: The participants in this study were 139 children and their fathers. The children were aged between four and five years old attending nine preschools in Seoul. The collected data was analyzed through Pearson's correlations, and hierarchical regression analysis using SPSS 21.0. Results: First, fun-loving fathers had a significant effect on the cooperation and sociability of their children. Second, fun-loving fathers had a significant effect on their children's emotional regulation. Third, fathers' play participation level moderated the relationship between them enjoying silliness and their children's sociability. Fourth, fathers' play participation level moderated the relationship between them being fun-loving and their children's emotional regulation. Conclusion/Implications: The results of this study address the need for a high level of fathers' play participation in relation to the development of their children's social competence and emotional regulation.

주제어

표/그림 (8)

표 표 1. 연구 대상 아버지의 놀이성과 자녀의 사회적 능력, 정서조절의 전반적인 경향
표 표 2. 아버지의 놀이성 및 놀이 참여, 유아의 사회적 능력과 정서조절 능력 간 상관관계
표 표 3. 아버지의 놀이성이 유아의 사회적 능력에 미치는 영향
표 표 4. 아버지의 놀이성이 유아의 정서조절에 미치는 영향
표 표 5. 아버지의 재미탐닉과 유아의 사교성과의 관계에서 아버지의 놀이참여수준의 조절효과
그림 그림 1. 아버지의 재미탐닉과 유아의 사교성, 아버지의 놀이 참여 수준의 상호작용 효과
표 표 6. 아버지의 익살스러움과 유아의 정서 통제와의 관계에서 아버지의 놀이참여수준의 조절효과
그림 그림 2. 아버지의 익살스러움과 유아의 정서 통제, 아버지의 놀이 참여 수준의 상호작용 효과

AI 본문요약
AI-Helper

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문제 정의

아버지가 유아의 놀이에 참여하는 수준의 측정을 위해 아버지가 유아와 평일 및 주말에 함께 놀이하는 시간(2문항)을 묻는 문항과 놀이 참여 수준을 묻는 문항(1문항)으로 질문지를 구성하였다. 놀이 참여 시간에 대한 문항 구성은 아버지의 놀이참여시간이 보장되어야 측정한 놀이 참여 수준을 분석에 사용가능하다고 판단하여 아버지의 놀이참여시간에 대한 정보 수집을 목적으로 하였다. 놀이참여 수준은 이숙재(1984)의 놀이 참여 정도 단계를 참고하여 평소 자녀와 놀이할 때 아버지가 놀이에 참여하는 수준을 방관(무관심), 바라보기, 소극적 참여, 적극적 참여로 4가지 수준에서 평가하며 각 수준에 따라 1∼4점으로 점수를 부여한다.
따라서 본 연구에서는 아버지의 놀이성이 자녀의 사회적 능력에 어떠한 영향을 주는지를 살펴보고자 하였으며 영향력의 내용을 구체적으로 파악하기 위해 각각의 하위요인들에 따라 살펴보고자 하였다. 놀이성의 하위변인인 익살스럼움, 유머감각, 재미탐닉이 구체적으로 사회적 능력의 하위변인인 주도성, 협조성, 사교성에 어떠한 차별적인 영향을 주는지를 살펴봄으로써, 연구결과가 많지 않은 두 변인간의 관계의 영향력을 구체적으로 제시해 보고자 하였다.
따라서 본 연구는 아버지의 양육참여나 놀이가 자녀에게 주는 영향이 강조되고 있음에도 최근까지도 이에 관한 실증적 연구들이 많이 이루어지지 않고 있는 점을 고려하여, 아버지의 놀이 성이 유아의 사회적 능력과 정서조절에 미치는 영향에 대해 알아보고 아버지의 놀이성과 유아의 사회적 능력 및 정서조절 간의 관계에서 아버지의 놀이 참여 수준이 조절효과를 보이는지 알아보고자 하였다. 이를 통해 아버지의 놀이성과 놀이 참여 수준이 자녀의 사회·정서 발달에 중요한 맥락임을 밝히고자 하는 데에 목적이 있다.
따라서 본 연구에서는 아버지의 놀이성이 자녀의 사회적 능력에 어떠한 영향을 주는지를 살펴보고자 하였으며 영향력의 내용을 구체적으로 파악하기 위해 각각의 하위요인들에 따라 살펴보고자 하였다. 놀이성의 하위변인인 익살스럼움, 유머감각, 재미탐닉이 구체적으로 사회적 능력의 하위변인인 주도성, 협조성, 사교성에 어떠한 차별적인 영향을 주는지를 살펴봄으로써, 연구결과가 많지 않은 두 변인간의 관계의 영향력을 구체적으로 제시해 보고자 하였다.
그러나 아버지의 놀이를 정서조절의 측면에서 살펴본 연구는 거의 없다. 따라서 본 연구에서는 아버지의 놀이성이 자녀의 정서조절에 어떠한 영향을 주는지를 살펴보고자 하며 놀이성의 하위변인인 익살스러움, 유머감각, 재미 탐닉이 정서조절의 하위변인인 불안정/부정적 정서 및 정서통제에 어떠한 영향을 주는지를 구체적으로 살펴보고자 하였다.
따라서 본 연구에서는 아버지의 놀이참여 수준이 아버지의 놀이성과 유아의 사회적 능력 및 정서조절 간의 관계를 강화하거나 완화하는 조절변인의 역할을 할 수 있을 것으로 가정하여 주요 변인 간 조절 변인으로써 어떠한 상호작용 효과를 하는지 살펴보고자 하였다. 하지만 아버지의 놀이성과 놀이 참여, 유아의 사회성 발달 및 정서조절과의 관계를 살펴본 선행연구들은 단편적으로 그들 간의 관계 여부만을 제시하고 있으며 놀이 참여 수준의 조절효과를 가정한 연구는 찾을 수 없었다(권순남, 2013; 송은혜, 2008).
이를 통해 아버지의 놀이성과 놀이 참여 수준이 자녀의 사회·정서 발달에 중요한 맥락임을 밝히고자 하는 데에 목적이 있다. 또한 선행 연구나 관련 연구가 많지 않음 점을 감안하여 놀이성, 사회적 능력, 정서조절의 하위변인별로 어떠한 영향력이나 인과관계가 존재하는지를 탐색하여 구체적이고 세밀한 연구결과를 제시하고자 하였다. 연구의 구체적인 연구문제는 다음과 같다.
본 연구는 아버지의 놀이성에 관심을 갖고 아버지의 놀이성이 자녀의 사회적 능력과 정서조절에 어떠한 영향을 주는지를 살피고 놀이 참여 수준의 조절효과를 살펴보았다. 이에 대한 결과를 토대로 논의한 결론은 다음과 같다.
이를 통해 아버지의 놀이성과 놀이 참여 수준이 자녀의 사회·정서 발달에 중요한 맥락임을 밝히고자 하는 데에 목적이 있다.

제안 방법

Likert식 6점 척도를 사용하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘항상 그렇다’(6점)까지로 선택할 수 있다. 3가지 하위영역(주도성, 협조성, 사교성)으로 구성된 총 23문항을 분석에 사용하였다. 유아의 사회적 능력 척도 중 주도성은 놀이를 할 때 먼저 제안하거나 새로운 활동을 시도하고 또래에게 자신의 의견을 분명하게 밝히는 행동을 하는지 보여주는 9문항으로 구성되며 점수가 높을수록 유아의 주도성이 높다는 것을 의미한다.
자료 수집은 2017년 4월 17일부터 5월 20일까지 진행되었으며 조사에 앞서 서울시 소재 유아교육기관 9곳에 전화 통화를 통해 연구목적과 설문 진행 절차에 대해 설명하고 동의를 얻었다. 그 후 연구자가 각 기관에 방문하여 기관장에게 설문 내용과 방법에 대해 자세히 설명하고 담임교사를 통해 만 4, 5세 유아반에 설문지를 배부하였다. 담임교사가 유아를 통해 아버지에게 질문지를 전달하고, 회수한 설문지는 146부였으나 불성실한 응답이 포함된 설문지 7부를 제외한 139부를 최종 분석에 이용하였다.
놀이참여 수준은 이숙재(1984)의 놀이 참여 정도 단계를 참고하여 평소 자녀와 놀이할 때 아버지가 놀이에 참여하는 수준을 방관(무관심), 바라보기, 소극적 참여, 적극적 참여로 4가지 수준에서 평가하며 각 수준에 따라 1∼4점으로 점수를 부여한다.
본 연구는 서울시 4개 구에 소재한 어린이집 8곳과 유치원 1곳을 섭외한 후, 연구자가 직접 설문지를 기관으로 전달하는 것을 통해 이루어졌다. 재원 중인 유아 만 4, 5세 139명과 그들의 아버지를 대상으로 시행하였으며 유아의 사회적 능력과 정서조절, 아버지의 놀이성과 놀이 참여 수준을 아버지가 측정하여 설문하도록 하였다.
아버지가 유아의 놀이에 참여하는 수준의 측정을 위해 아버지가 유아와 평일 및 주말에 함께 놀이하는 시간(2문항)을 묻는 문항과 놀이 참여 수준을 묻는 문항(1문항)으로 질문지를 구성하였다. 놀이 참여 시간에 대한 문항 구성은 아버지의 놀이참여시간이 보장되어야 측정한 놀이 참여 수준을 분석에 사용가능하다고 판단하여 아버지의 놀이참여시간에 대한 정보 수집을 목적으로 하였다.
유아의 발달적 측면에서 유아의 연령과 성별은 사회적 능력과 정서조절에 영향을 미치는 주요 변인이므로(강기숙, 이경님, 2001; 김정은, 신유림, 2015; 임정빈, 2017) 자녀의 연령과 성별을 통제변수로 선정하고 자녀의 성별은 더미변수로 변환하여 투입하였다. 아버지의 놀이성이 유아의 사회적 능력과 정서조절에 미치는 영향을 분석하기에 앞서 다중공선성의 유무를 판단하기 위해 공차한계 값을 산출한 결과 모두 .
유아의 사회적 능력 검사는 우수경(2002)이 제작한 도구를 수정하여 사용하였다. Likert식 6점 척도를 사용하여 ‘전혀 그렇지 않다’(1점)에서 ‘항상 그렇다’(6점)까지로 선택할 수 있다.
본 연구는 서울시 4개 구에 소재한 어린이집 8곳과 유치원 1곳을 섭외한 후, 연구자가 직접 설문지를 기관으로 전달하는 것을 통해 이루어졌다. 재원 중인 유아 만 4, 5세 139명과 그들의 아버지를 대상으로 시행하였으며 유아의 사회적 능력과 정서조절, 아버지의 놀이성과 놀이 참여 수준을 아버지가 측정하여 설문하도록 하였다. 연구대상 유아의 일반적 특성은 남아가 67명(48.
Shields와 Cicchetti(1997)가 제작한 Emotional Regulation Checklist(ERC)를 김지윤(2007)이 번안한 도구를 사용하였다. 정서조절은 불안정/부정적 정서와 정서통제의 2개의 하위요인으로 이루어져 있으며 각 14문항과 9문항으로 구성되어 총 23문항을 분석에 사용하였다. 각 문항에 대해 ‘거의 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지 4점 평정 척도로 평정한다.
조절효과를 살펴보기 위해 만들어진 상호작용변인(독립변인×조절변인)의 투입으로 변인 간의 다중공선성의 문제가 발생할 수 있으므로 독립변인과 조절변인의 평균중심화 절차를 수행하였다.

대상 데이터

2017년 3월 10부터 3월 17일까지 서울소재 어린이집 1곳에 재원중인 만 4, 5세 유아 28명의 아버지를 대상으로 어린이집 담임교사를 통해 설문지를 배부하고 연구자가 직접 기관에 방문하여 회수하였다. 그 결과, 설문지는 대상자들의 문항 이해와 응답에 어려움이 없는 것을 확인했다.
그 후 연구자가 각 기관에 방문하여 기관장에게 설문 내용과 방법에 대해 자세히 설명하고 담임교사를 통해 만 4, 5세 유아반에 설문지를 배부하였다. 담임교사가 유아를 통해 아버지에게 질문지를 전달하고, 회수한 설문지는 146부였으나 불성실한 응답이 포함된 설문지 7부를 제외한 139부를 최종 분석에 이용하였다.
자료 수집은 2017년 4월 17일부터 5월 20일까지 진행되었으며 조사에 앞서 서울시 소재 유아교육기관 9곳에 전화 통화를 통해 연구목적과 설문 진행 절차에 대해 설명하고 동의를 얻었다. 그 후 연구자가 각 기관에 방문하여 기관장에게 설문 내용과 방법에 대해 자세히 설명하고 담임교사를 통해 만 4, 5세 유아반에 설문지를 배부하였다.

데이터처리

수집된 자료는 SPSS 21.0 프로그램을 이용하여 기술통계, 상관관계분석, 일원배치분산분석, 위계적 회귀분석 등을 실시하였다.
아버지의 놀이성이 유아의 사회적 능력에 미치는 영향을 알아보기 위해 위계적 회귀분석을 실시한 후, Durbin-Watson 계수 산출을 통해 회귀모형이 적합한지 판단해보았다. 이 통계량은 잔차에 대한 상관관계를 나타내며 수치가 0에 가까울수록 양의 상관관계가 있고 4에 가까울수록 음의 상관관계가 있다는 것을 의미한다.
조절효과의 검증을 위해 Baron과 Kenny(1986)가 제안한 절차에 따라 위계적 회귀분석을 실시하였다. 조절효과를 살펴보기 위해 만들어진 상호작용변인(독립변인×조절변인)의 투입으로 변인 간의 다중공선성의 문제가 발생할 수 있으므로 독립변인과 조절변인의 평균중심화 절차를 수행하였다.

이론/모형

Shields와 Cicchetti(1997)가 제작한 Emotional Regulation Checklist(ERC)를 김지윤(2007)이 번안한 도구를 사용하였다. 정서조절은 불안정/부정적 정서와 정서통제의 2개의 하위요인으로 이루어져 있으며 각 14문항과 9문항으로 구성되어 총 23문항을 분석에 사용하였다.
아버지의 놀이성을 측정하기 위해 오혜주(2008)가 번안한 Schaefer와 Greenberg(1997)의 성인용 놀이성 척도(Playfulness Scale for Adults [PSA])를 사용하였다. 본 척도는 익살스러움, 유머감각, 재미탐닉의 3개 하위영역으로 구분되며 총 18문항으로 이루어져 있다.
유아의 사교성에 미치는 아버지의 재미탐닉의 영향이 아버지의 놀이 참여 수준에 따라 어떻게 다른지 상호작용 효과를 구체적으로 알아보기 위해 Aiken과 West 그리고 Reno(1991)에 따라 독립변인과 조절변인의 평균을 중심으로 ±1SD 지점을 이은 개별 회귀선으로 도식화하여 그림 1에 제시하였다.
유아의 정서 통제에 미치는 아버지의 익살스러움의 영향이 아버지의 놀이 참여 수준에 따라 어떻게 다른지 구체적으로 알아보기 위해 상호작용 효과를 Aiken 등(1991)에 따라 독립변인과 조절변인의 평균을 중심으로 ±1SD 지점을 이은 개별 회귀선으로 도식화하여 그림 2를 제시하였다.

성능/효과

둘째, 아버지의 놀이성은 자녀의 사회적 능력에 부분적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면 아버지의 익살스러움이 유아의 협조성과 사교성에 영향을 미쳤으며 아버지의 유머감각은 유아의 주도성에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 아버지가 쾌활하고 표현성이 높은 놀이성의 소유자일 때 유아가 협동적이고 친구를 쉽게 사귀는 경향이 높아진다는 김종석(2011)의 연구 결과를 뒷받침한다.
셋째, 아버지의 놀이성은 자녀의 정서조절에 부분적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 아버지의 놀이성 중 익살스러움이 유아의 정서조절 중 정서통제에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 아버지의 놀이성이 높을수록 유아의 자기조절능력이 높았다는 황지현(2012)의 연구결과와 유사하다.
2017년 3월 10부터 3월 17일까지 서울소재 어린이집 1곳에 재원중인 만 4, 5세 유아 28명의 아버지를 대상으로 어린이집 담임교사를 통해 설문지를 배부하고 연구자가 직접 기관에 방문하여 회수하였다. 그 결과, 설문지는 대상자들의 문항 이해와 응답에 어려움이 없는 것을 확인했다.
넷째, 아버지의 놀이참여 수준은 아버지의 놀이성과 자녀의 사회적 능력간의 관계를 부분적으로 조절하였다. 구체적으로 살펴보면, 아버지의 놀이 참여 수준은 아버지의 재미탐닉과 유아의 사교성과의 관계를 조절하였다.
넷째, 유아의 사회적 능력과 정서조절의 모든 하위변인 간에는 상관계수 .28∼.61의 범위에서 정적 상관관계를 보였다.
66)점이었다. 넷째, 유아의 정서조절은 평균 3.10(SD = .29)점이었으며 하위변인인 불안정/부정적 정서는 3.14(SD = .34)점, 정서통제는 3.05(SD = .33)점으로 나타났다
다섯째, 아버지의 놀이참여 수준은 아버지의 놀이성과 자녀의 정서조절 간의 관계를 부분적으로 조절하였다. 구체적으로 살펴보면, 아버지의 놀이 참여 수준은 아버지의 익살스러움과 유아의 정서 통제와의 관계를 조절하였다.
63)점으로 나타났다. 둘째, 아버지 놀이참여수준의 평균은 3.35(SD = .62)점으로 중간 값인 2.5점보다 높은 수준으로 나타났다.
55의 범위 내 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 둘째, 아버지의 놀이성 중 유머감각은 유아의 사회적 능력 중 주도성(r = .27)과 협조성(r = .20)에서 정적 상관관계가 나타났다. 또 정서조절 중 정서 통제와 정적 상관관계를 보였다(r = .
둘째, 아버지의 놀이성은 자녀의 사회적 능력에 부분적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면 아버지의 익살스러움이 유아의 협조성과 사교성에 영향을 미쳤으며 아버지의 유머감각은 유아의 주도성에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
마찬가지로 분석에 들어가기에 앞서 Durbin-Watson 계수를 산출하여 회귀모형이 적합한지 판단해보았는데 이 분석에서 Durbin-Watson 계수는 불안정/부정적 정서 요인은 1.977, 정서통제 요인은 1.882로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났다.
반면 표 4에서 아버지의 놀이성은 유아의 정서조절 중 정서통제에 대해서 9.7%의 설명력을 보였고(F = 2.85, p < .05), 아버지의 놀이성 중 익살스러움이 유아의 정서통제에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β= .23, p < .05).
22). 셋째, 아버지의 놀이성 중 재미탐닉은 아버지의 놀이 참여 수준과만 정적 상관관계를 나타냈다(r= .24). 넷째, 유아의 사회적 능력과 정서조절의 모든 하위변인 간에는 상관계수 .
셋째, 아버지의 놀이성은 자녀의 정서조절에 부분적으로 영향을 주는 것으로 나타났다. 구체적으로 살펴보면, 아버지의 놀이성 중 익살스러움이 유아의 정서조절 중 정서통제에 영향을 미치는 것으로 나타났다.
셋째, 유아의 사회적 능력의 평균은 4.46(SD = .51)점이었으며 각 하위영역별로 주도성은 4.36(SD = .66)점, 협조성은 4.53(SD = .60)점, 사교성은 4.53(SD = .66)점이었다. 넷째, 유아의 정서조절은 평균 3.
아버지 놀이성의 하위요인이 유아의 사회적 능력의 하위요인에 미치는 영향을 살펴본 결과, 표 3에서와 같이 놀이성의 하위변인 중 유머감각이 유아의 주도성에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며(β= .23, p < .05), 아버지의 익살스러움이 유아의 협조성에 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(β= .24, p < .05).
아버지 놀이성의 하위요인이 유아의 정서조절의 하위요인에 미치는 영향을 살펴본 결과, 아버지의 놀이성은 불안정/부정적 정서 요인에는 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다(F =1.06). 반면 표 4에서 아버지의 놀이성은 유아의 정서조절 중 정서통제에 대해서 9.
아버지의 재미탐닉은 아버지의 놀이참여수준과 정적 상관관계가 나타났다. 아버지의 놀이 참여 수준은 아버지의 놀이성 중 익살스러움과 재미 탐닉, 유아의 사회적 능력 중 사교성, 정서조절 중 정서 통제와 상관관계가 있는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 아버지의 놀이성이 유아의 사회적 유능성과 정적 상관을 보인다는 송은혜(2008)의 연구와도 일치하는 결과이며 아버지의 놀이성이 유아의 리더십과 정적인 관계를 보인다는 권순남(2013)의 연구와도 유사하다.
이에 정상분포곡선을 나타내는 기준값으로 2를 설정하고 있다. 이 분석에서는 주도성의 Durbin-Watson 계수가 1.876, 협조성은 1.976,사교성은 2.013으로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났다.
180의 값으로 나타나 모두 10이하이므로 다중공선성에는 문제가 없다고 할 수 있다. 이 분석에서는 주도성의 Durbin-Watson 계수가 1.899, 협조성은 1.997, 사교성은 1.901으로 회귀모형이 적합한 것으로 나타났다.
구체적으로 살펴보면, 아버지의 놀이 참여 수준은 아버지의 익살스러움과 유아의 정서 통제와의 관계를 조절하였다. 이에 대한 상호작용 효과를 살펴본 결과, 아버지의 놀이 참여 수준이 높은 집단에서 아버지의 익살스러움이 높을수록 유아의 정서 통제 발달에 미치는 영향이 강화되는 것을 알 수 있었다. 반면, 아버지의 익살스러움이 정서통제에 미치는 영향력은 놀이참여수준이 낮은 경우엔 더 이상 영향력을 나타내지 못했다.
조절효과 검증 결과, 통계적으로 유의한 결과가 나타난 변인은 표 5의 아버지의 재미탐닉과 유아의 사교성과의 관계에서 아버지의 놀이 참여 수준의 조절효과를 살펴본 결과였으며, 3단계의 설명력은 9.7%(F = 2.85, p < .05)로 나타났다.
조절효과 검증 결과, 통계적으로 유의한 결과가 나타난 변인은 표 6에서 아버지의 익살스러움과 유아의 정서 통제와의 관계에서 아버지의 놀이 참여 수준의 조절효과를 살펴본 결과, 3단계의 설명력은 13.5%(F = 4.15, p < .01)로 유의하였다.
첫째, 아버지 놀이성의 평균은 3.38(SD = .52)점으로 중간 값인 3점보다 높은 수준으로 나타났다. 하위영역별로 익살스러움은 2.
첫째, 아버지의 익살스러움은 유아의 사회적 능력 전체 하위변인, 정서조절 중 정서 통제와 정적 상관관계를 나타냈으며, 아버지의 유머감각은 유아의 사회적 능력 중 주도성과 협조성, 정서조절 중 정서 통제와 정적 상관관계를 보였다. 아버지의 재미탐닉은 아버지의 놀이참여수준과 정적 상관관계가 나타났다.
표 2에서와 같이 상관관계 결과는 첫째, 아버지의 놀이성 중 익살스러움은 불안정/부정적 정서를 제외한 모든 변인과 상관계수 .20∼.55의 범위 내 정적 상관관계가 있는 것으로 나타났다.
회귀모형의 적합성을 알아보기 위해 Durbin-Watson의 계수를 알아본 결과, 불안정/부정적 정서가 2.03, 정서 통제는 1.87로 나타났다. 조절효과 검증 결과, 통계적으로 유의한 결과가 나타난 변인은 표 6에서 아버지의 익살스러움과 유아의 정서 통제와의 관계에서 아버지의 놀이 참여 수준의 조절효과를 살펴본 결과, 3단계의 설명력은 13.

후속연구

따라서 후속 연구에서는 전문가인 교사의 평가를 통해 측정하는 것도 의의가 있을 것이라 사료된다. 나아가 연구자가 실제 아버지와 유아의 놀이상황을 직접 참관하여 상호작용의 내용과 놀이참여 수준을 심도 있게 관찰하는 질적 연구도 필요할 것이라 생각된다.
추후 연구에서는 다양한 계층의 아버지를 대상으로 아버지 개인 변인에 따른 놀이성 연구가 필요할 것으로 보인다. 둘째, 독립변인인 아버지의 놀이성이 개인적 차이에 따라 차이가 나타났음에도 이를 통제하지 않은 것은 본 연구의 한계점이 될 수 있다. 셋째, 자기보고식 설문지의 한계로 인해 아버지의 놀이성 및 놀이 참여 수준에 대한 객관적인 평가가 이루어지지 않았을 가능성이 있다.
마찬가지로 아버지의 유아의 사회적 능력과 정서조절 측정은 제 3자에 의한 평가에 비해 자료의 객관성에 한계가 있을 수 있다. 따라서 후속 연구에서는 전문가인 교사의 평가를 통해 측정하는 것도 의의가 있을 것이라 사료된다. 나아가 연구자가 실제 아버지와 유아의 놀이상황을 직접 참관하여 상호작용의 내용과 놀이참여 수준을 심도 있게 관찰하는 질적 연구도 필요할 것이라 생각된다.
이와 더불어 앞으로 가정 내 아버지의 자녀 양육 역할이 더욱 강조될 것임을 기대해볼 때 유아의 긍정적인 발달을 돕는 아버지의 놀이 참여 연구의 기초 자료가 될 수 있을 것이라 기대한다.
첫째, 연구대상으로 참여한 유아와 아버지의 수가 139명이므로 연구결과를 일반화하기에 어려움이 있다. 추후 연구에서는 다양한 계층의 아버지를 대상으로 아버지 개인 변인에 따른 놀이성 연구가 필요할 것으로 보인다. 둘째, 독립변인인 아버지의 놀이성이 개인적 차이에 따라 차이가 나타났음에도 이를 통제하지 않은 것은 본 연구의 한계점이 될 수 있다.

질의응답

핵심어	질문	논문에서 추출한 답변
	아버지는 돌봄 형태 위주로 양육하는 어머니와 달리 무엇을 통해 자녀와 상호작용 하는가?	아버지는 돌봄 형태 위주로 양육하는 어머니와는 달리 주로 놀이를 통해 자녀와 상호작용한다. 선행연구들에 의하면 아버지의 놀이의 형태나 반응은 어머니와 질적인 차이를 보여준다(위영희, 1983; Bridges, Connell, & Belsky, 1998; Bronstein & Cowan, 1988; Lamb, 2010).
	자녀 양육이 부부 공동의 책임으로 인식되는 변화와 함께 아버지들에게 어떤 역할을 요구하고 있는가?	여성의 경제활동 참여가 꾸준히 증가하고 맞벌이 가정이 보편화되면서 자녀 양육이 부부 공동의 책임으로 인식되기 시작했다. 이러한 인식의 변화와 함께 자녀 양육에 참여하는 아버지에 대한 사회·문화적 관심이 고조되고 있으며. 아울러 아버지의 양육 참여에 대한 필요성이 강조되고, 기존에 생계부양자 역할을 맡아온 아버지들에게 다변화된 역할을 요구하고 있다(채화영, 이기영, 2013).
	사회적 능력은 어떠한 요소인가?	한편, 유아기는 사회성 발달에서 가장 중요한 시기이며, 사회적 능력(social competence)은 유아가 유능한 사회구성원으로 성장하고 적응하기 위해서 반드시 습득해야 할 발달과업으로 일컬어진다. 사회적 능력은 청소년기에는 학업 수행에 영향을 미치며, 나아가 성인기의 사회적 적응과 성공 여부를 예측할 수 있는 중요한 요소이다(Parker & Asher, 1987; Dishion, 1990; 서유진, 도현심, 최미경, 2006). 유아가 주변 상황이나 또래 간 관계에 적응하기에 필요한 기술을 학습할 기회는 대체로 부모가 제공하므로 아버지의 놀이성이 자녀의 사회적 능력 발달에 미치는 영향에 주목할 필요가 있다(Hagman et al.

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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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