[논문]어머니의 놀이신념이 유아의 자기결정력에 미치는 영향: 놀이시간의 매개역할

이효임; 신나리

doi:10.14698/jkcce.2020.16.03.059

어머니의 놀이신념이 유아의 자기결정력에 미치는 영향: 놀이시간의 매개역할
Effects of Mothers' Play Belief on Self-determination of Young Children: The Mediating Role of Children's Play Time 원문보기

한국보육지원학회지 = Korean Journal of Childcare and Education, v.16 no.3, 2020년, pp.59 - 77

Abstract ▼ AI-Helper

Objective: The purpose of this study was to investigate the effect of mothers'play belief and their children's playtime on self-determination of young children. Methods: Participants of this study were 239 mothers of 6-year-old children attending childcare centers. An online self-report survey method was implemented to investigate whether mothers appreciate the contribution of play on their children's development, if mothers allow their children's playtime, and to examine the level of self-determination of their children. SPSS 22.0 was conducted for descriptive statistics and AMOS 21.0 was used for the path analysis to investigate the hypothetical relationship among variables. Results: Mothers' play support belief had a direct influence on their children's self-determination, while young children's playtime that was also affected by their mothers' play support belief had an indirect effect on their self-determination. Conclusion/Implications: The research shows that children's self-determination can be fostered by providing time to play when they can make decisions and demonstrate goal directed behaviors, and by providing an atmosphere that emphasizes the importance of playing in one's childhood.

주제어

표/그림 (6)

그림 그림 1. 연구모형
표 표 1. 연구대상자의 일반적 특성 (N = 239)
표 표 2. 변인들의 일반적 경향 및 상관관계 (N = 239)
표 표 3. 이론적 모형의 모형적합도 지수
그림 그림 2. 어머니의 놀이신념과 유아의 놀이시간이 자기결정력에 미치는 경로 모형
표 표 4. 주요 변인의 경로별 효과

AI 본문요약
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문제 정의

더불어 자녀의 주도적 놀이 활동(조인수, 기윤아, 2003) 및 놀이 중심 프로그램(강동선, 2016; 김수진, 2017; 방명애, 전수정, 2007)이 자기결정력의 영향력을 검증한 실험연구의 결과를 기초로 볼 때, 부모의 놀이신념에 기초한 자녀와의 놀이시간이 자기결정력을 예측하는 것을 알 수 있으므로, 이들 세 변인 간의 경로에 대한 가정이 가능하다. 따라서 본 연구에서는 놀이가 일과 중 가장 중요한 활동인 학령 전 유아를 둔 어머니를 대상으로, 이들의 놀이신념이 자녀의 놀이시간을 통해 자기결정력에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 이로써 유아의 자기결정력에 대한 양육자의 관심과 참여를 증가시키고, 더불어 유아기 발달에 있어서 놀이의 중요성을 강조하는데 기여하고자 하였다.
본 연구는 어머니의 놀이신념이 유아의 놀이시간을 통해 자기결정력에 미치는 영향력에 대해 살펴보았다. 그 결과 어머니가 놀이를 지지하는 신념을 가질수록 유아의 자기결정력에 직접적인 영향을 미치고, 유아의 놀이시간을 통해 자기결정력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 놀이시간이 매개변인으로서의 역할을 하는 것으로 밝혀졌다.
따라서 본 연구에서는 놀이가 일과 중 가장 중요한 활동인 학령 전 유아를 둔 어머니를 대상으로, 이들의 놀이신념이 자녀의 놀이시간을 통해 자기결정력에 미치는 영향을 파악하고자 하였다. 이로써 유아의 자기결정력에 대한 양육자의 관심과 참여를 증가시키고, 더불어 유아기 발달에 있어서 놀이의 중요성을 강조하는데 기여하고자 하였다.
종합하면, 본 연구에서는 어머니의 놀이지지 신념과 놀이비지지 신념이 유아기 자녀의 놀이시간을 매개로 유아의 자기결정력에 이르는 영향의 경로를 살펴보고자 하였다. 이를 위해 다음의 그림 1과 같은 이론적 모형을 가정하였다.

제안 방법

즉, 유아가 참여하는 놀이 활동 및 기타 주요활동 별로 각 활동에 참여한 시간을 보고하여, 1주간 놀이에 참여한 시간을 산출하는 방식을 취하였다. 구체적으로 놀이 활동은 영유아의 생활조사 (도남희 등, 2013)의 결과를 기초로 놀이터 이용시간, 책읽기 시간, 예술경험놀이(미술, 악기연주, 노래 부르기 등), 장난감을 갖고 놀이하는 시간 및 장난감 없이 놀이하는 시간의 5가지 유형으로 구분하였다. 또한 타당한 놀이시간 측정을 위해 어린이집 또는 유치원 등의 기관이용시간과 기타 학원 및 가정에서의 학습시간(학원 또는 개인교습 이용시간, 학습지 이용 시간, 기타 숙제 등의 개별 학습 시간 등)을 추가적으로 조사하였다.
다음으로 유아의 놀이시간이 자기결정력에 미치는 간접효과의 유의도를 부트스트래핑 (Bootstrapping)을 이용하여 살펴보았다. 표 4에서 보는 바와 같이 어머니의 놀이지지 신념이 유아의 자기결정력에 미치는 간접효과는 .
응답자인 어머니는 조사시점 1주 전을 기준으로 평소 생활과 가장 비슷하였던 평일과 주말하루를 각각 선정하여, 하루 동안 각 활동을 한 시간을 보고하도록 하였다. 단, 1주 전에 해당하는 지난주 동안 휴가, 가정 내 경조사, 해당 자녀의 사고 또는 질병 등으로 인해 평소와 다르게 생활한 경우에는 가장 최근의 일반적인 1주를 기준으로 응답하도록 하였다. 이에 놀이 활동에 해당하는 시간을 합산하여 주중과 주말 각각 1일 놀이시간을 산출한 후, 김은화(2012)의 생활시간 연구의 활동시간 산출 방식에 기초하여 놀이시간을 산출하였다.
구체적으로 놀이 활동은 영유아의 생활조사 (도남희 등, 2013)의 결과를 기초로 놀이터 이용시간, 책읽기 시간, 예술경험놀이(미술, 악기연주, 노래 부르기 등), 장난감을 갖고 놀이하는 시간 및 장난감 없이 놀이하는 시간의 5가지 유형으로 구분하였다. 또한 타당한 놀이시간 측정을 위해 어린이집 또는 유치원 등의 기관이용시간과 기타 학원 및 가정에서의 학습시간(학원 또는 개인교습 이용시간, 학습지 이용 시간, 기타 숙제 등의 개별 학습 시간 등)을 추가적으로 조사하였다.
먼저, 본 연구에서 사용한 어머니의 놀이비지지 신념 측정 시에는 자녀의 책읽기를 학습지향적인 활동에 포함한 반면, 놀이시간을 측정하는 문항에서는 책읽기 시간을 놀이시간에 포함하였다. 즉, 책읽기라는 유아의 행동이 연구자나 도구에 따라 놀이 또는 학습으로 혼용되어 사용될 수 있기에, 이에 대한 명확한 기준이 정립되어야 할 것이다.
어머니의 놀이신념 측정은 Fogle과 Mendez(2006)의 ‘Parent Play Beliefs Scale(PPBS)’를 번안하여 사용하였다. 본 연구에서는 원 척도를 연구자가 직접 번역한 후, 아동학 전문가 1인에 의해문항의 내용타당도를 검증하여 사용하였다.
분석에 사용된 놀이시간의 산출 방식은 (평일 1일 놀이시간×5일)+(주말 1일 놀이시간×2일)로 주당 놀이시간을 산출한 후, 이를 7일로 나누어 사용하였다.
따라서 후속연구에서 교사 등을 연구참여자로 포함하여, 외적타당도를 보완할 필요가 있다. 세 번째로, 본 연구에서의 매개변인인 유아의 놀이를 놀이시간으로 측정 하여, 놀이에 대한 양적인 접근에 그쳤다. 이에 놀이의 내용이나 특성, 놀이 파트너 등을 살펴볼 수 있는 질적 접근이나 혼합연구 방법 등을 활용한 연구가 요구된다.
어머니의 놀이신념이 유아기 자녀의 놀이시간을 통해 자기결정력에 영향을 가정하는 이론적 모형의 적합도를 판단하기 위해 구조방정식을 통해 χ 2 /df, CFI, GFI, TLI, RMSEA 및 SRMR 지수를 산출하였다.
어머니의 자기보고식 설문조사 방식으로 실시된 부모 놀이신념 척도는 놀이가 자녀에게 발달적으로 유익하다고 믿는 놀이지지 신념 19문항과 자녀의 놀이보다 학습지향적인 활동에 더 가치를 두는 놀이비지지 신념 11문항으로 구성되어있다. 주성분 분석의 추출방식과 베리멕스 회전방식을 이용한 요인분석을 실시한 결과 원 척도와 같이 요인이 추출되어, 30개 문항 모두를 분석에 사용하였다.
본 조사에 앞서 설문 문항의 이해도와 소요시간을 검토하여 적절성을 판단하기 위해 임의 선정된 충청북도 C시에 소재한 어린이집의 어머니 24명을 대상으로 2017년 1월 31일부터 2월 3일까지 예비조사를 실시하였다. 예비조사 결과 응답에 소요된 시간은 약 15분 정도로 설문지의 분량이 큰 문제가 없으며, 이해가 어렵거나 모호한 문항이 발견되지 않아, 조사 실시에 문제가 없는 것으로 판단되어 본 조사를 진행하였다.
유아의 놀이시간 측정을 위해 유아의 생활시간에 대한 김은화(2012)의 시간 조사 문항과 도남희, 김정숙 그리고 하민경(2013)의 ‘영유아 생활시간 조사’의 시간 조사 문항을 기초로 본 연구자가 개발한 설문 문항을 아동학 전문가 1인의 내용타당도 검증을 거쳐 확정하였다.
응답자인 어머니는 조사시점 1주 전을 기준으로 평소 생활과 가장 비슷하였던 평일과 주말하루를 각각 선정하여, 하루 동안 각 활동을 한 시간을 보고하도록 하였다. 단, 1주 전에 해당하는 지난주 동안 휴가, 가정 내 경조사, 해당 자녀의 사고 또는 질병 등으로 인해 평소와 다르게 생활한 경우에는 가장 최근의 일반적인 1주를 기준으로 응답하도록 하였다.
단, 1주 전에 해당하는 지난주 동안 휴가, 가정 내 경조사, 해당 자녀의 사고 또는 질병 등으로 인해 평소와 다르게 생활한 경우에는 가장 최근의 일반적인 1주를 기준으로 응답하도록 하였다. 이에 놀이 활동에 해당하는 시간을 합산하여 주중과 주말 각각 1일 놀이시간을 산출한 후, 김은화(2012)의 생활시간 연구의 활동시간 산출 방식에 기초하여 놀이시간을 산출하였다. 분석에 사용된 놀이시간의 산출 방식은 (평일 1일 놀이시간×5일)+(주말 1일 놀이시간×2일)로 주당 놀이시간을 산출한 후, 이를 7일로 나누어 사용하였다.
93로 산출되었고, 문항이 제외되었을 때 내적합치도를 뚜렷하게 개선하는 문항 또한 발견되지 않았다. 이에 본 연구에서는 18개 문항의 평균을 분석에 사용하였다.
어머니의 자기보고식 설문조사 방식으로 실시된 부모 놀이신념 척도는 놀이가 자녀에게 발달적으로 유익하다고 믿는 놀이지지 신념 19문항과 자녀의 놀이보다 학습지향적인 활동에 더 가치를 두는 놀이비지지 신념 11문항으로 구성되어있다. 주성분 분석의 추출방식과 베리멕스 회전방식을 이용한 요인분석을 실시한 결과 원 척도와 같이 요인이 추출되어, 30개 문항 모두를 분석에 사용하였다. 놀이지지 신념에 해당하는 대표 문항은 ‘놀이는 ○○이의 사회적 기술 발달에 도움이 될 것이다’이며, 놀이비지지 신념에 해당하는 대표 문항은 ‘나는 ○○이가 놀이를 통해 중요한 기술들을 배운다고 생각하지 않는다’이다.
유아의 놀이시간은 기본적으로 어머니가 자녀의 놀이시간을 응답하는 방식으로 수집되었다. 즉, 유아가 참여하는 놀이 활동 및 기타 주요활동 별로 각 활동에 참여한 시간을 보고하여, 1주간 놀이에 참여한 시간을 산출하는 방식을 취하였다. 구체적으로 놀이 활동은 영유아의 생활조사 (도남희 등, 2013)의 결과를 기초로 놀이터 이용시간, 책읽기 시간, 예술경험놀이(미술, 악기연주, 노래 부르기 등), 장난감을 갖고 놀이하는 시간 및 장난감 없이 놀이하는 시간의 5가지 유형으로 구분하였다.
/df, CFI, GFI, TLI, RMSEA 및 SRMR 지수를 산출하였다. 특히 본 연구에서는 일반적 배경 변인인 유아의 성별, 출생순위 및 기관이용시간, 어머니의 취업여부, 부모의 교육수준 및 가구소득에 따른 차이 검증을 선행한 결과, 가구소득과 유아의 기관이용시간에 따라 어머니의 놀이신념과 유아의 놀이시간에 유의미한 차이가 있는 것으로 나타나, 이 두 변인을 통제변인으로 모형에 포함하였다.

대상 데이터

먼저 놀이신념의 개념적 이해를 돕기 위해 놀이지지 신념이라는 용어는 그대로 사용하되, 학습중심 신념을 놀이비지지 신념이라는 용어로 재명명하여 사용하였다. 두 번째로 본 연구에서는 유치원과 어린이집의 5세반 재원 유아를 대상으로 하였다. 이는 자기결정력의 특성상 자신의 능력, 요구 및 흥미에 대한 표현을 할 수 있어야 하며, 이러한 표현이 자신의 강점 수준으로 드러날 수 있어야 한다는 Wolman, Campeau, DuBois, Mithaug 그리고 Stolarski(1994)의 가정에 기초한 것이다.
본 연구는 온라인 패널관리 전문기관에 등록된 패널 중 자녀가 어린이집 또는 유치원의 5세반에 재원 중인 어머니 239명을 대상으로 온라인 설문조사방식으로 이루어졌다. 본 연구에서 학령 전의 유아로 연구대상을 제한한 이유는 학령기에 비해 일정수준 놀이시간이 보장되는 시기이기 때문이며, 5세반 재원 유아로 제한한 이유는 자기결정검사의 최소 연령이 만6세이기 때문이다.
본 조사는 어린이집이나 유치원 재원 중인 6세 자녀를 둔 어머니 352명을 대상으로, 온라인설문조사 방식으로 진행되었다. 어린이집과 유치원의 반 편성의 기준은 당해 연도 1월 1일 시점의 만 나이이므로, 본 조사는 5세반 유아 대부분이 생일이 지난 6세가 되는 시점인 학기말로 정하여, 2017년 2월 16일부터 2월 20일까지 실시되었다.
본 조사에 앞서 설문 문항의 이해도와 소요시간을 검토하여 적절성을 판단하기 위해 임의 선정된 충청북도 C시에 소재한 어린이집의 어머니 24명을 대상으로 2017년 1월 31일부터 2월 3일까지 예비조사를 실시하였다. 예비조사 결과 응답에 소요된 시간은 약 15분 정도로 설문지의 분량이 큰 문제가 없으며, 이해가 어렵거나 모호한 문항이 발견되지 않아, 조사 실시에 문제가 없는 것으로 판단되어 본 조사를 진행하였다.
어린이집과 유치원의 반 편성의 기준은 당해 연도 1월 1일 시점의 만 나이이므로, 본 조사는 5세반 유아 대부분이 생일이 지난 6세가 되는 시점인 학기말로 정하여, 2017년 2월 16일부터 2월 20일까지 실시되었다. 수집된 자료는 보고된 놀이시간, 학습시간, 기관이용시간과 유아의 생활시간 관련 선행연구(김은화, 2012; 도남희 등, 2013)에서 보고된 해당연령 유아의 평균 수면시간의 총합이 24시간을 초과하는 자료를 제외하여, 최종적으로 239명(남아 129명, 여아 110명)의 자료를 분석에 활용하였다.
본 조사는 어린이집이나 유치원 재원 중인 6세 자녀를 둔 어머니 352명을 대상으로, 온라인설문조사 방식으로 진행되었다. 어린이집과 유치원의 반 편성의 기준은 당해 연도 1월 1일 시점의 만 나이이므로, 본 조사는 5세반 유아 대부분이 생일이 지난 6세가 되는 시점인 학기말로 정하여, 2017년 2월 16일부터 2월 20일까지 실시되었다. 수집된 자료는 보고된 놀이시간, 학습시간, 기관이용시간과 유아의 생활시간 관련 선행연구(김은화, 2012; 도남희 등, 2013)에서 보고된 해당연령 유아의 평균 수면시간의 총합이 24시간을 초과하는 자료를 제외하여, 최종적으로 239명(남아 129명, 여아 110명)의 자료를 분석에 활용하였다.

데이터처리

측정변인들의 일반적 경향을 알아보기 위해 기본적인 기술통계분석과 상관분석을 실시하였고, 측정도구의 타당도와 신뢰도를 살펴보기 위해 내적합치도 분석과 요인분석을 실시하였다. 또한 AMOS 21.0 프로그램을 이용하여 경로모형의 적합성을 분석하였으며, 간접효과의 유의성을 부트스트래핑(bootstrapping)을 실시하여 확인하였다.
0 프로그램을 이용하여 수집된 자료를 분석하였다. 측정변인들의 일반적 경향을 알아보기 위해 기본적인 기술통계분석과 상관분석을 실시하였고, 측정도구의 타당도와 신뢰도를 살펴보기 위해 내적합치도 분석과 요인분석을 실시하였다. 또한 AMOS 21.

이론/모형

어머니의 놀이신념 측정은 Fogle과 Mendez(2006)의 ‘Parent Play Beliefs Scale(PPBS)’를 번안하여 사용하였다.
유아의 자기결정력을 측정하기 위해 Wolman 등(1994)이 개발한 ‘AIR Self-determination Scale’를 류숙렬(2003)이 타당화한 ‘자기결정검사’를 사용하였다.

성능/효과

본 연구는 어머니의 놀이신념이 유아의 놀이시간을 통해 자기결정력에 미치는 영향력에 대해 살펴보았다. 그 결과 어머니가 놀이를 지지하는 신념을 가질수록 유아의 자기결정력에 직접적인 영향을 미치고, 유아의 놀이시간을 통해 자기결정력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 놀이시간이 매개변인으로서의 역할을 하는 것으로 밝혀졌다. 반면, 어머니의 놀이비지지 신념은 유아의 놀이시간에 유의한 영향을 미치지 않았으며, 자기결정력에도 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
특히 우리나라와 같이 자녀의 학습에 대한 기대가 매우 높은 경우 유아기 자녀를 둔 어머니의 놀이비지지 신념이 매우 독특할 수 있는데, 이는 어머니의 놀이비지지 신념이 유아의 놀이시간 뿐만 아니라 자기결정력에 미치는 영향력 또한 유의하지 않았다는 점과도 함께 논의가 가능하다. 놀이비지지 신념의 경우 요인분석 결과 놀이지지 신념과 다른 요인으로 추출되었으며, 상관분석 결과에서도 유의한 음의 관계로 나타났으나, 기술통계를 보면 표준편차가 매우 큰 변수임을 알 수 있다. 즉, 놀이비지지 신념은 놀이지지 신념이 높을수록 낮아지는 경향을 보이나 개인차가 상당히 큰 특성으로, 이로 인해 관련 변인과의 체계적인 관련성이 발견되지 않았음을 알 수 있다.
두 번째로 유아의 놀이시간이 많을수록 자기결정력이 높게 나타난 본 연구의 결과는 유아의 놀이가 자기결정력에 정적인 예측변인으로 밝혀졌다는 점에서 주목할 만하다. 이러한 결과는 유아가 자연스러운 놀이상황에서 자발적으로 참여하고, 놀이의 주제와 방법, 자료 등을 결정하는 경험과 개인이나 사회적 요구에 대해 만족감을 지연시키는 자기조절경험이 유아의 자기결정력에 긍정적인 영향을 미치게 된다고 보고한 박근주(2014)의 연구결과와 일관되는 것이다.
이러한 결과는 놀이에 대한 인식과 유아의 놀이를 통하여 자기결정력을 증진시킬 수 있는 실제적 가능성을 경험적으로 지지한다. 또한 유아의 자기결정력이 선천적으로 타고 나는 능력이라기보다 유아를 둘러싼 환경요인과 수많은 경험을 통해 지속적인 영향을 받는 요인이라는 점을 확인시켜 주었다. 결과적으로 유아가 경험하는 어머니가 자녀의 놀이에 대해 가지고 있는 긍정적인 신념을 형성할 수 있고, 유아 놀이의 의미와 가치를 이해하는 데 도움이 될 수 있도록 유아기 놀이의 중요성을 강조하며, 유아의 자기결정력에 대한 양육자의 관심과 참여를 독려하는 부모 대상 프로그램의 필요성을 시사하였다는 데 그 의의가 있다.
이에 놀이의 내용이나 특성, 놀이 파트너 등을 살펴볼 수 있는 질적 접근이나 혼합연구 방법 등을 활용한 연구가 요구된다. 마지막으로, 본 연구는 연구 초반 352명의 어머니를 대상으로 조사를 실시하였음에도 불구하고, 유아의 놀이시간, 기관이용 시간, 평균 수면시간 등을 포함한 생활시간의 총합이 24시간을 초과하는 데이터의 클리닝 과정 에서 상당수의 데이터가 유실되었다. 따라서 추후 연구에서는 시간일지(time diary) 형식의 연구 도구를 통해 보다 신뢰롭게 시간변인을 측정하는 것을 제안하는 바이다.
마지막으로, 어머니의 놀이지지 신념은 유아의 놀이시간을 통해서 자기결정력에 간접적으로 영향을 미칠 뿐만 아니라 유아의 자기결정력 증진에 직접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 어머니의 놀이지지 신념이 유아의 주도성과 연관된다고 보고하고 있는 연구결과(남윤희, 김금주, 2013; 윤승림, 2009), 아버지의 놀이지지 신념이 유아의 자기결정에 긍정적인 영향을 미친다는 연구결과(배정민, 김소향, 2016)를 지지하는 것으로, 놀이에 대한 긍정적인 특성을 강조하는 어머니의 자녀 양육 시 나타나는 특성이 자녀의 자기결정력에 긍정적인 영향을 미친다는 것을 추론해 볼 수 있다.
어머니의 놀이신념, 유아의 놀이시간 및 자기결정력 간의 상관관계와 각 변인의 평균 및 표준 편차는 표 2에 제시한 바와 같다. 먼저 어머니의 놀이신념 중 놀이지지 신념의 평균은 3.99(SD = .45)로 4점에 가깝게 나타나 긍정적으로 평가된 반면, 놀이비지지 신념의 평균은 2.38(SD = .71) 로 보통 이하의 비교적 낮은 수준으로 나타났다. 유아의 놀이시간의 평균은 255.
그 결과 어머니가 놀이를 지지하는 신념을 가질수록 유아의 자기결정력에 직접적인 영향을 미치고, 유아의 놀이시간을 통해 자기결정력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나, 놀이시간이 매개변인으로서의 역할을 하는 것으로 밝혀졌다. 반면, 어머니의 놀이비지지 신념은 유아의 놀이시간에 유의한 영향을 미치지 않았으며, 자기결정력에도 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 이상의 결과를 바탕으로 본 연구결과를 논의하면 다음과 같다.
먼저 유아의 놀이와 발달 간의 관계를 규명하는 선행연구에서 놀이지원자의 친근하고 애정적인 태도와 놀이자극은 필수적인 행동 특성에 해당한다(이경숙, 김수연, 신의진, 김태련, 1995). 본연구의 결과는 유아에게 있어 최초의 놀이파트너인 어머니가 놀이의 발달적 가치에 대해 신념을 가지고 있을 때, 놀이지원자로서의 역할을 적절하고 긍정적으로 수행하는 것을 시사하는 결과이다. 특히 놀이를 통해 자기결정력은 단지 빈번한 선택의 기회를 경험함으로써 자동적으로 성취되는 것이 아니다.
분석 결과, 절대 적합도 지수인 χ 2 /df값이 1.616(p = .199)으로 산출되어, 자료를 적절하게 반영하는 모형으로 판단되었다.
상관관계를 살펴보면 어머니의 놀이지지 신념과 놀이비지지 신념은 통계적으로 유의한 부적 상관관계가 있는 것으로 나타났다(β = -.19, p < .01).
유아의 놀이시간은 유아의 자기결정력과 정적인 상관관계가 나타났다(β = .20, p < .01).
특히 국내 선행연구 중 4세반과 5세반 유아의 자기결정성을 살펴본 박근주와 서소정(2013)의 연구 결과, 연령이 증가함에 따라 자기결정성 수준이 높아질 것이라는 가설과는 달리 5세반 유아보다 4세반 유아의 자기결정성이 높게 나타났다. 이는 어린 유아의 자기결정성이 상대적으로 높다고 해석되기보다는 자기결정성이 어린 유아를 대상으로 할 때 변별력 있게 측정되기 어려울 수 있음을 시사하는 결과로, 5세반 유아로 연구대상을 제한하는 것이 타당한 것으로 판단되었다.
08보다 작아 적절한 것으로 나타났다. 이에 본 연구에서 가정한 이론적 모형의 적합도는 적절한 수준에 준하는 것으로 밝혀졌다(표 3 참조).
이와 같은 제한점에도 불구하고, 본 연구에서는 어머니의 놀이신념이 유아의 자기결정력에 영향을 미칠 뿐 아니라, 놀이시간이 어머니의 놀이신념과 유아의 자기결정력 간 매개역할을 하고 있음을 확인할 수 있었다. 이러한 결과는 놀이에 대한 인식과 유아의 놀이를 통하여 자기결정력을 증진시킬 수 있는 실제적 가능성을 경험적으로 지지한다.
199)으로 산출되어, 자료를 적절하게 반영하는 모형으로 판단되었다. 적합도 지수 또한 CFI = .990, GFI = .996, TLI = .928로 산출되어 .90 이상으로 높고, RMSEA과 SRMR은 각각 .051과 021로 .08보다 작아 적절한 것으로 나타났다. 이에 본 연구에서 가정한 이론적 모형의 적합도는 적절한 수준에 준하는 것으로 밝혀졌다(표 3 참조).
05). 즉, 어머니의 놀이지지 신념은 유아의 놀이시간을 통해 자기 결정력에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 어머니의 놀이지지 신념은 유아의 자기결정력에 직접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다(β = .
첫 번째로 어머니의 놀이신념 중 놀이지지 신념만이 유아의 놀이시간에 영향을 미쳐, 그 영향 력이 부분적인 것으로 나타났다. 먼저 본 연구에서는 어머니의 놀이신념 중 놀이지지 신념이 높을수록 유아의 놀이시간은 길어지는 것으로 나타났다.
타당화 된 검사임을 고려하여 별도의 요인분석 없이 내적합치도를 검증한 결과, Cronbach’s α가 .93로 산출되었고, 문항이 제외되었을 때 내적합치도를 뚜렷하게 개선하는 문항 또한 발견되지 않았다.
001). 한편, 어머니의 놀이 비지지신념은 유아의 놀이시간에 유의한 영향을 미치지 않았고, 자기결정력에도 통계적으로 유의한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
01). 회귀분석에서 분산팽창계수인 VIF값을 살펴본 결과, 최소 1.04에서 최대 1.06로 나타나 다중공선성에는 큰 문제가 없는 것으로 확인되었으며, 각 변인들은 독립적인 개념을 가지고 있는 것으로 판단되었다.

후속연구

즉, 책읽기라는 유아의 행동이 연구자나 도구에 따라 놀이 또는 학습으로 혼용되어 사용될 수 있기에, 이에 대한 명확한 기준이 정립되어야 할 것이다. 두 번째로, 본 연구에서는 자료수집 대상이 어머니만을 대상으로 하였기 때문에, 응답자의 편향으로 인해 변수 간 상관이 비교적 높게 산출되었을 가능성이 있다. 따라서 후속연구에서 교사 등을 연구참여자로 포함하여, 외적타당도를 보완할 필요가 있다.
마지막으로, 본 연구는 연구 초반 352명의 어머니를 대상으로 조사를 실시하였음에도 불구하고, 유아의 놀이시간, 기관이용 시간, 평균 수면시간 등을 포함한 생활시간의 총합이 24시간을 초과하는 데이터의 클리닝 과정 에서 상당수의 데이터가 유실되었다. 따라서 추후 연구에서는 시간일지(time diary) 형식의 연구 도구를 통해 보다 신뢰롭게 시간변인을 측정하는 것을 제안하는 바이다.
두 번째로, 본 연구에서는 자료수집 대상이 어머니만을 대상으로 하였기 때문에, 응답자의 편향으로 인해 변수 간 상관이 비교적 높게 산출되었을 가능성이 있다. 따라서 후속연구에서 교사 등을 연구참여자로 포함하여, 외적타당도를 보완할 필요가 있다. 세 번째로, 본 연구에서의 매개변인인 유아의 놀이를 놀이시간으로 측정 하여, 놀이에 대한 양적인 접근에 그쳤다.
이상에서 살펴본 바와 같이 유아의 놀이는 자기결정력에 긍정적인 영향을 미칠 수 있는 주요 변인으로 예측되며, 이러한 놀이는 유아기의 특성상 어머니의 놀이에 대한 신념에 영향을 받을 것으로 기대된다. 비록 유아기 놀이에 대한 어머니의 신념이 실제 유아기 자녀의 놀이시간에 영향을 미쳐 결과적으로 자기결정력에 이르는 효과를 살펴본 연구는 거의 없는 실정이나, Deci와 Ryan(1985)의 자기결정이론에서는 인간의 기본적인 심리욕구인 자율성, 유능성, 관계성이 지지되는 사회적 환경에서 성장한 자녀일수록 자기결정력이 발달한다고 하였고, 이러한 기본 욕구를 지지받는 사회적 환경이 자녀의 행동에 대한 판단과 결정에 영향을 미친다는 선행연구(김은영, 성소연, 최명구, 2014; 김지근, 이기학, 2011; 이민희, 정태연, 2008)를 고려해본다면, 부모가 자녀의 놀이환경이나 놀이 자체를 적극적으로 지지해주느냐에 따라 자녀의 자기결정력에 영향을 미칠 수 있을 것이라 유추해볼 수 있다.
세 번째로, 본 연구에서의 매개변인인 유아의 놀이를 놀이시간으로 측정 하여, 놀이에 대한 양적인 접근에 그쳤다. 이에 놀이의 내용이나 특성, 놀이 파트너 등을 살펴볼 수 있는 질적 접근이나 혼합연구 방법 등을 활용한 연구가 요구된다. 마지막으로, 본 연구는 연구 초반 352명의 어머니를 대상으로 조사를 실시하였음에도 불구하고, 유아의 놀이시간, 기관이용 시간, 평균 수면시간 등을 포함한 생활시간의 총합이 24시간을 초과하는 데이터의 클리닝 과정 에서 상당수의 데이터가 유실되었다.

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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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