Korean Association of Human Ecology
[ Article ]
Korean Journal of Human Ecology - Vol. 25, No. 3, pp.281-293
ISSN: 1226-0851 (Print) 2234-3768 (Online)
Print publication date Jun 2016
Received 12 May 2016 Revised 10 Jun 2016 Accepted 14 Jun 2016
DOI: https://doi.org/10.5934/kjhe.2016.25.3.281

유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동이 남아와 여아의 위축 행동에 미치는 영향

한준아*
수원과학대학교 아동보육과
Effects of Preschool Children's Temperament, Emotional Regulation and Maternal Coping Behavior on Gender-Specific Children's Withdrawal Behavior
Han, Jun Ah*
Dept. of Child Edu-Care, Suwon Science College

Correspondence to: *Han, Jun Ah Tel: +82-31-350-2446, Fax:+82-31-350-2097 Email: jahan@ssc.ac.kr

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Abstract

The purpose of this study was to investigate the gender difference in preschooler's withdrawal behavior and determine the effects of preschool children's temperament, emotional regulation, and maternal coping behavior on gender-specific preschooler's withdrawal behavior. The participants were 173 preschool children and their mothers from three day care center and two kindergartens in Seoul and Gyeong-gi province. The data were analyzed using descriptive statistics, t-test, correlations, and multiple regressions. The results were as follows: (1) Preschool children's withdrawal behavior showed significant gender difference, with girls displaying more withdrawal behavior than boys. (2) Higher emotional regulation in preschool children resulted in less withdrawal behavior. Girls who perceived more activity from mothers displayed less withdrawal behavior. Maternal outsider's help in coping behavior explained girls' withdrawal behavior.

Keywords:

preschool children's withdrawal behavior, gender, temperament, emotional regulation, maternal coping behavior

키워드:

유아의 위축 행동, , 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동

Ⅰ. 서 론

현대 사회에서는 사회적 변화로 인해 유아교육기관에 다니는 유아들이 증가하고 있으며, 유아들은 많은 시간을 또래와 상호작용하며 다양한 사회적 기술을 습득하게 된다. 그러나 모든 유아가 또래간의 상호작용에 적극적으로 참여하는 것은 아니며, 일부 유아의 경우 또래와의 상호작용에 참여하기를 힘들어하며 사회적으로 위축되어 회피하는 행동을 보이기도 한다(Campbell, 1995; Coplan et al., 2004). 위축 행동은 주변 환경과의 접촉에서 움츠러들고, 주변 사람과의 적절한 관계를 형성하고 유지하기 어려운 행동을 말한다(Campbell, 1995; Choi & Park, 2009).

유아의 위축 행동은 여러 가지 원인이 복합적으로 작용하여 발생하는 유아기 사회부적응 행동 중 내면화 문제행동 범주의 하나로 인식되어 왔다(Achenbach, 1991). 이러한 위축 행동은 외현화 문제행동에 비해 타인에게 부정적인 감정을 덜 일으키고 성인의 눈에 쉽게 관찰되지 않아, 유아에게 미치는 부정적인 영향이 간과되어 온 측면이 있다(Kim et al., 2013; Kwon, 2012; Sterba et al., 2007). 선행 연구에 의하면, 위축적인 성향의 유아들은 혼자 놀이를 즐기거나, 사회적 관계를 두려워하고 회피하는 경향이 있으며 집단에서 눈에 띄지 않는 것으로 나타났다(Coie et al., 1990; Kim et al., 2003). 또한 위축 행동을 보이는 유아들은 또래와의 상호작용에 적절히 대응하지 못하며, 또래로부터의 공격적인 행동에 울거나 순응하는 등으로 반응하여 쉽게 또래 괴롭힘을 당하는 등의 부적응을 보이는 경향을 나타냈다(Kaufman, 2001; Ladd & Burgess, 1999). 유아기에 나타나는 위축 행동은 지속적으로 유지되는 경향이 있으며, 아동기의 또래 거부나 내재화 문제행동의 전조가 될 수 있으므로(Coplan et al., 2004: Keenan et al., 1998; Lemerise, 1997; Nelson et al., 2005), 유아의 위축 행동에 대한 관심을 가지고 위축 행동에 영향을 주는 요인을 살펴보는 연구가 매우 필요하다.

유아의 위축 행동은 다른 사회적 행동과 마찬가지로 유아가 가지고 있는 개인 내적 특성이나 환경적 특성에 모두 관련된다고 볼 수 있다. 유아의 개인 내적 요인으로 성, 기질, 정서조절능력을 들 수 있는데, 유아의 위축 행동에 대한 성차를 다룬 선행 연구를 살펴보면 다양한 보고가 이루어지고 있다. 위축 행동을 포함한 내면화 문제행동의 경우 여아가 남아보다 내면화 행동을 더 많이 보인다고 보고하는 연구(Kang & Oh, 2011; Keenan & Shaw, 1997; Zahn-Waxler et al., 1991)와 남녀 성별에 따라 내면화 문제 행동을 보이는 데에 유의한 차이가 없다고 보고하는 연구가 있다(Lim, 2015). 또한 위축 행동이 남아보다 여아에게서 많이 나타난다고 보고한 선행연구(Kim et al., 2013; Shin, 1994; Yang, 1997)가 있으며, 남녀 성별에 따라 위축 행동을 보이는 데에 유의한 차이가 없다고 보고하는 연구가 있다(Kim & Chung, 2011; Moon, 2005; Ruy & Lee, 2007). 한편 위축 행동은 여아보다는 남아에게 여러 가지 적응상의 어려움을 보인다고 여러 연구에서 결과를 보고하고 있는데, Moon(2005)의 연구에서는 남아는 주로 거부적 위축 행동으로 나타나며, 여아는 소극적 위축행동으로 나타나서, 여아의 위축 행동은 부정적 사회적 행동 특성으로 인식하는 경향이 낮을 수 있다고 하였다. 또한 위축 행동을 보이는 남아는 위축 행동을 보이는 여아보다 또래로부터 더 많이 거부되고 배척되는 경향을 보고하는 선행연구가 있다(Coplan et al., 2004; Gazelle & Ladd, 2003). 이와 같이 위축 행동에 성차가 있는지를 살펴본 연구 결과들이 일관되지 않은 결과를 보이며, 유아의 위축 행동과 다른 변인들의 관계를 살펴볼 경우에는 아동의 성을 고려할 필요가 있다.

한편, 사회적 관계에서는 나타나는 위축 행동의 원인으로 기질적 측면에 초점을 두는 연구가 많다. 유아의 특성 중 기질은 생후 초기에 나타나는 유전적 성격 특성의 하나로 영아기부터 그 특성이 나타나서 성장 후의 성격에 기본이 되는 것으로(Buss & Plomin, 1984), 선행 연구에 의하면 수줍음이나 위축된 정서와 같은 정서적 측면에서 기질은 유아기, 아동기, 성인기까지 지속성이 있다고 보고된다(Caspi & Silva, 1995). 유아의 기질과 위축 행동 간의 관계를 살펴본 선행 연구에 의하면, 아동의 기질 중 새로운 자극이나 환경에 대해 적응해 나가는 정도를 뜻하는 적응성이 낮을수록 유아는 위축 행동을 더 많이 보인 반면, 유쾌하고 긍정적인 기분상태를 지닌 아동일수록 위축 행동을 덜 보이는 것으로 나타났다(Lee & Hyun, 2008; Ruy & Lee, 2007). 또한 새로운 자극에 적극적으로 다가가지 않고 회피하는 성향이 높은 유아들은 사회적 위축을 보다 많이 나타내었으며(Lee & Hyun, 2008), 두려움이 큰 기질적 특성은 위축 행동과 관련이 있는 것으로 나타났다(Kagan et al., 1988). 이러한 선행 연구 결과에 의하면, 유아의 기질적 특성이 위축 행동에 영향을 미칠 것으로 예상되지만, 구체적으로 유아의 성에 따라 기질이 유아의 위축 행동에 어떠한 영향을 미치는 지에 대한 연구는 이루어지지 않았으므로, 본 연구에서 살펴보려 한다.

유아기는 정서조절이 시작되는 시기로 유아의 정서조절능력은 사회적 관계를 형성하고 유지하는데 있어서 중요한 역할을 한다(Cole et al., 2004). 정서조절능력은 정서적인 각성 상태를 조절하고 유지하고, 억제하는 능력을 의미하며, 자신이 처한 상황에서 사회문화적으로 용인된 방법으로 반응하는 능력이다(Davis, 1995; Underwood et al., 1992). 이러한 정서조절능력과 유아의 위축 행동 간의 관계에 대한 선행 연구를 살펴보면, 사회적 경험에 대한 두려움을 조절하는 능력이 낮은 유아는 행동 억제를 나타내어 또래관계에서 사회적으로 위축 되는 것으로 나타났으며(Calkins, 1994), 유아의 역기능적 정서조절은 아동의 위축 행동과 관련이 있는 것으로 나타났다(Rubin et al., 2001). 유아의 위축 행동과 정서조절 전략 간의 관계에 대한 선행 연구(Kwon, 2012; Kwon, 2013)에 의하면 유아가 자신의 불편한 감정을 발산하거나 울면서 교사에게 도움을 청하는 감정발산, 교사지원 전략을 많이 사용할수록 위축 행동을 더 많이 보였으며, 문제 상황에 대해 회피하거나 별다른 반응 전략을 보이지 않은 회피무반응 전략을 사용할수록 유아의 위축 행동을 더 많이 보였다. 또한 내재화 문제 행동을 보이는 아동은 충동성이 낮고, 과잉 통제하는 경향이 있는 것으로 나타났다(Eisenberg et al., 2001). 많은 선행 연구들은 유아의 위축 행동에 초점을 두기보다 유아의 위축 행동을 포함한 내면화 문제 행동과 유아의 정서조절능력에 관련되어 연구가 주로 이루어졌으므로(Cho et al., 2010; Eisenberg et al., 2001; Kim et al., 2008), 유아의 위축 행동과 관련된 개인 내 요인으로서 정서조절능력에 대한 연구가 필요하다.

한편 유아의 위축 행동은 개인 내 요인뿐만 아니라 환경적 요인에 의해서도 영향을 받는데, 유아가 가족 내에서 학습하고 습득한 부모의 행동 패턴과 관계는 유아의 또래와의 관계를 맺는 능력에 영향을 미친다고 볼 수 있다. 특히 어머니는 아버지보다 자녀와 함께 하는 시간이 많으므로, 어머니의 행동 패턴은 유아의 위축 행동과 관련이 있을 것이라 예상할 수 있다. 현대 사회에서 어머니는 다양한 갈등을 경험하지 않을 수는 없는 상황이나, 동일한 갈등 상황이라도 개인에 따라 그것을 받아들이는 태도, 갈등을 대처하는 방법에 차이가 있다(Cho & Kim, 2000). 갈등대처행동은 개인이 문제나 갈등에 직면하였을 때 그것을 극복하기 위해 효과적인 수단을 찾는 것으로, 문제를 관리하고 적응하는 방식이다(Choi, 1994). Min과 Kim(2005)의 연구에 의하면 어머니의 대처 행동의 사용은 스트레스와 같은 상황적 요인에 의해 영향을 받지만 개인이 지니는 대처 행동 성향에 좀 더 기초하고 있는 것으로 나타났다. 청소년 자녀를 대상으로 어머니의 갈등대처행동과 자녀의 문제행동을 살펴본 연구에 의하면, 어머니가 갈등대처행동 중 부정적 감정과 행동을 표출하는 대처행동을 할수록 자녀는 문제 행동을 더 많이 보이는 것으로 나타났다(Lee & Lee, 2011). 즉 갈등상황에서 어머니의 부정적 감정대처행동은 자녀의 문제 행동을 유발시키는데 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 스트레스를 주는 갈등 상황에서 어머니가 긍정적인 대처행동을 보임으로써 자녀에게 가는 부정적인 영향을 줄일 수 있는 방안을 살펴볼 필요가 있음을 보여준다. 또한 갈등 대처 행동을 배우기 시작하는 유아들에게 양육자인 어머니의 모습은 일관된 행동 관찰 모델로서 역할을 할 수 있으므로, 유아를 양육하는 어머니의 갈등대처행동과 유아의 위축 행동과의 관계를 살펴볼 필요가 있다. 그러나 어머니의 갈등대처행동과 유아의 위축 행동과의 관계를 살펴본 연구는 매우 부족한 현실이다(Kim et al., 2013). 따라서 어머니가 사용하는 갈등대처행동과 유아의 위축 행동과의 관계를 살펴봄으로써, 위축 행동을 보이는 유아를 도와줄 수 있는 환경적 변인에 대한 구체적인 정보를 살펴볼 필요가 있다.

이상에서 살펴본 바와 같이, 유아의 성, 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동 각 변인은 유아의 위축 행동과 관련되어 있음을 알 수 있다. 본 연구에서는 유아의 위축 행동에 관심을 갖고 유아의 성에 따라 위축 행동에 차이가 있는지 살펴보고, 유아의 위축 행동에 영향을 미치는 변인에 대한 구체적인 이해를 위해 유아의 성을 구별하여 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동이 남녀 유아의 위축 행동에 어떠한 영향을 미치는지 살펴보며 유아의 위축 행동에 있어 보호요인을 탐색하고자 한다. 이는 유아의 위축 행동과 관련된 변인에 대한 체계적이고 포괄적인 이해를 가능하게 할 것이며, 나아가 위축 행동을 보이는 유아를 도와주고자 하는 사회성 증진 프로그램을 개발할 때 유아의 성에 따라 차별화되고 구체적인 정보를 제공하는데 기여할 수 있을 것이다. 이상의 필요성과 목적에 따라 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

  • 1. 유아의 위축 행동은 성에 따라 차이가 있는가?
  • 2. 남녀 유아의 위축 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처 행동의 상대적 영향력은 어떠한가?

Ⅱ. 연구 방법

1. 연구 대상

본 연구는 서울시와 수도권에 소재한 어린이집이나 유치원에 재원하는 3-5세 유아 173명과 그들의 어머니들을 대상으로 하였다. 3-5세 유아를 연구 대상으로 선정한 이유는 유아기는 또래 관계가 중요해지는 시기이며, 또래 관계의 어려움과 관련있는 위축 행동에 대한 이해가 필요하기 때문이다(Coie et al., 1990; Kaufman, 2001; Ladd & Burgess, 1999).

연구 대상 유아를 성별과 연령별로 살펴보면, <Table 1>과 같다. 연구 대상 유아의 성별은 남아 87명(50.3%), 여아 86명(49.7%)으로 남아가 여아에 비해 다소 많았으며, 3세 50명(남아 20명, 여아 30), 4세 51명(남아 26명, 여아 25명), 5세 72명(남아 41명, 여아 31명)으로 3세는 28.9%, 4세 29.5%, 5세 41.6%로 5세가 가장 많았다.

Characteristics of participants

연구 대상 어머니의 일반적인 특성은 다음과 같다. 어머니의 연령의 경우 29세에서 47세까지로 평균 연령은 36.3세였다. 이 중 ‘36-40세’가 39.9%로 가장 높은 비율을 차지하였으며, ‘31-35세’가 38.7%를 차지하였다. 어머니의 교육 수준은 ‘대학교 졸업’이 40.5%로 가장 많았고, ‘고졸’이 25.4%, ‘초대졸’이 24.9%를 차지하였다. 혼인 상태는 유배우자가 ‘초혼’과 ‘재혼’을 포함하여 93.1%로 대다수였다. 어머니의 직업은 전업주부가 50.3%로 가장 비중이 높았으며, 취업한 어머니는 49.7%로 나타났다.

2. 측정 도구

1) 유아의 위축 행동

유아의 위축 행동을 측정하기 위해 Achenbach(1991)에 의해 개발된 CBCL-TRF를 사용하였다. 본 연구에서 위축 행동은 주변 환경과의 접촉에서 움츠러들고, 주변 사람과의 적절한 관계를 형성하고 유지하기 어려운 행동을 의미한다. 본 척도는 교사가 유아의 행동에 대해서 평정하는 것으로 총 113문항 중 위축 항목 11문항을 사용하였다. 위축 행동은 ‘모든 일에 무관심하다’, ‘위축되어서 남들과 관계를 하지 않으려 한다.’ 와 같은 문항으로 구성이 된다. 각 문항은 1점(‘전혀 그렇지 않다’)에서 3점(‘자주 그렇다’)의 3점 척도로 평정하게 되어 있으며 가능한 점수 범위는 11-33점이다. 본 연구에서 사용된 위축 행동의 신뢰도 계수 Cronbach's a의 신뢰도 계수는 .88으로 나타났다.

2) 기질

유아의 기질을 측정하기 위해 EAS(Emotionality, Activity, Sociality: Buss & Plomin, 1984)을 Kim et al.(2008)이 한국의 유아를 대상으로 번안한 도구를 사용하였다. 본 연구에서 기질은 생후 초기에 나타나는 유전적 성격 특성을 의미한다. 본 연구에서 사용한 척도는 ‘정서성’(5문항), ‘활동성’(5문항), ‘사회성’(5문항)의 3가지 차원에서 아동의 기질을 측정하며, 총 15문항으로 구성되어 있다. ‘정서성’은 화, 슬픔, 두려움과 같은 부정적 정서의 수준으로 정서적으로 쉽게 각성되는 정도와 정서적 강도를 의미하며, ‘활동성’은 행동의 빠르기, 활기찬 정도와 움직임의 정도로서 전반적인 활동 수준을 의미한다. 또한 ‘사회성’은 혼자 있는 것보다 누군가와 함께 있는 것을 선호하는 정도로 사교성을 의미하며, 다른 사람과의 접촉을 많이 시도하는 성향을 의미한다. 본 연구에서는 아동의 기질을 평정하는 대상을 어머니로 선정하였는데, 이는 어머니가 출생시부터 아동을 장시간에 걸쳐 관찰해 왔으며, 아동과 가장 오랜 시간을 함께 보낸 주양육자로서 환경의 영향을 배제한 아동의 기질을 가장 잘 평가할 수 있는 대상으로 여겨지기 때문이다. 어머니는 아동이 각 문항에 나타난 특성에 부합하는 정도를 ‘거의 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(4점)’까지의 4점 척도로 평정하였다. 가능한 점수의 범위는 각 하위영역별로 5점-20점이며, 각 하위영역별 점수가 높을수록 그에 해당하는 아동의 기질적 성향이 높다고 할 수 있다. 본 연구에서 각 하위 영역별 내적 합치도 Cronbach's a의 신뢰도 계수는 정서성이 .76, 활동성이 .78, 사회성이 .75으로 나타났다.

3) 유아의 정서조절능력

유아의 정서조절능력을 측정하기 위하여 Kim과 Kim(1999)의 교사용 정서 지능 평정도구 중 ‘감정의 조절 및 충동 억제’ 하위 변인을 사용하였다. 본 연구에서 정서조절능력은 유아가 자신의 감정을 조절할 수 있으며 충동 특히 분노를 억제 할 수 있는 능력을 의미한다. 본 도구는 교사평정 질문지로 총 9문항으로 구성되어 있으며, 교사는 각 문항에 대하여 ‘전혀 그렇지 않다(1점)'에서 ‘매우 그렇다(5점)’까지의 5점 척도로 평정하였다. 가능한 점수의 범위는 9점-45점이며, 점수가 높을수록 정서조절능력이 높다고 할 수 있다. 본 연구에서 내적 합치도 Cronbach‘s a의 신뢰도 계수는 .91로 나타났다.

4) 어머니의 갈등대처행동

갈등대처행동은 McCubbin et al.(1982), Folkman과 Lazarus(1980)의 척도에 기초한 Choi(1994)의 척도를 수정 보완한 Cho와 Kim(2000)의 도구를 사용하였다. 본 연구에서 갈등대처행동은 개인이 문제나 갈등에 직면하였을 때 그것을 극복하기 위해 효과적인 수단을 찾는 것으로, 문제를 관리하고 적응하는 방식을 의미한다. 본 척도는 이성적 대처(5문항), 외부 도움 요청(5문항), 회피(5문항), 부정적 감정ㆍ행동표출(6문항)의 하위 영역으로 구성되며 총 21문항이다. 구체적인 문항을 살펴보면 ‘문제 자체에 초점을 두고 이를 해결하고자 노력한다’, ‘비슷한 상황의 사람에게 충고와 정보를 얻는다’, ‘논쟁의 불씨가 되는 주제는 피한다’, ‘배우자에게 불평을 하거나 짜증을 부린다’와 같은 문항들로 구성이 된다. 어머니는 각 문항에 대해 자신의 생각과 일치하는 정도에 따라 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)까지의 5점 척도로 평정하였다. 각 하위 차원의 내적 합치도 계수 Cronbach’s a의 신뢰도 계수는 이성적 대처가 .65, 외부도움요청이 .68, 회피가 .72, 부정적 감정ㆍ행동표출이 .80으로 나타났다.

3. 연구 절차

본 연구에서는 사용하는 측정 도구의 내용을 교사와 어머니가 잘 이해하는지의 여부와 소요시간을 알아보기 위해 교사 3명과 어머니 5명을 대상으로 예비조사를 실시하였다. 그 결과 교사와 어머니가 측정 도구의 내용을 이해하는데 어려움이 없었으며, 교사가 유아의 위축 행동, 정서조절능력 질문지의 측정에 소요한 시간은 5-10분이었으며, 어머니가 유아의 기질, 어머니의 갈등대처행동 질문지의 측정에 소요한 시간은 10-15분이었다.

본 조사는 서울과 수도권에 소재한 어린이집 3곳과 유치원 2곳, 총 영유아교육기관 5곳을 유의 표집 하였으며, 3-5세 유아와 그들의 어머니를 대상으로 실시하였다. 먼저 어머니용 질문지는 연구 참여에 동의한 어머니들에게 교사를 통해 어머니에게 전달하고 회수하였다. 교사용 질문지는 학급의 주교사들에게 질문지 실시할 때 유의할 점을 주지시킨 후 응답하도록 하였다. 연구 참여에 동의한 어머니를 대상으로 질문지 218부를 배부하였으며, 이 중 192부가 회수되어 88.1%의 회수율을 보였다. 회수된 질문지 중 내용이 부실하게 기재된 19부를 제외하고 173부를 최종 분석에 사용하였다.

4. 자료 분석

수집된 자료는 SPSS 12.0 윈도우용 프로그램을 이용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째, 주요 변인들의 기술적인 경향을 알아보고자 평균과 표준편차를 산출하였다. 둘째, 유아의 성에 따라 유아의 위축 행동에 차이가 있는지 살펴보기 위해 t 검증을 실시하였다. 셋째, 측정 변인들 간의 관계를 분석하고자 유아의 성에 따라 나누어 Pearson의 적률상관계수를 산출하였다. 넷째, 남녀 유아별로 유아의 위축 행동을 설명하는 변인을 규명하기 위해, 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동을 포함하여 중다휘귀분석을 실시하였다.


Ⅲ. 연구 결과

1. 유아의 성에 따른 위축 행동의 차이

유아의 성별에 따라 유아의 위축 행동에 차이가 있는지 알아보기 위해 t 검증을 실시하였으며, 이에 대한 결과는 <Table 2>에 제시하였다. 유아의 위축 행동에서 남아의 평균 점수는 14.22점, 여아의 평균 점수는 15.43점으로 나타났으며, 이 점수를 문항 평균 점수로 나타내면 남아는 1.29점, 여아는 1.40점으로 나타났다. 이는 3점 척도인 1점의 ‘전혀 그렇지 않다’와 2점인 ‘그렇다’ 사이에 해당하는 것으로 본 연구 대상의 위축 행동은 낮은 편으로 나타났다. 한편 유아의 성에 따라 위축행동에 차이가 있는지 살펴본 결과, 유아의 성에 따라 유의한 차이가 나타났다(t=-2.12, p<.05). 즉 여아가 남아보다 위축 행동을 많이 보이는 것으로 나타났다.

Means, standard deviation and t-value of withdrawal behavior by preschooler's gender

2. 남녀 유아의 위축 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동의 영향

유아의 기질, 정서조절능력과 어머니의 갈등대처행동이 유아의 위축 행동에 미치는 영향력을 파악하기 위해 남녀 유아의 위축 행동을 종속변인으로 한 회귀분석을 실시하였다.

1) 남아의 위축 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동의 영향

종속 변인인 남아의 위축 행동과 독립 변인간의 관계를 알아보기 위하여 적률상관계수를 산출하였으며, 그 결과는 <Table 3>에 제시하였다. 먼저, 남아의 기질과 위축 행동과의 관계를 살펴보면, 기질의 하위 요인인 사회성(r=-.22, p<.05), 활동성(r=-.25, p<.05)이 위축 행동과 유의한 부적 상관을 나타내었다. 이는 남아가 사교적일수록 위축 행동을 적게 보이며, 남아가 전반적으로 활동 수준이 높을수록 위축 행동을 적게 보이는 것을 의미한다.

Correlation among boy's withdrawal behavior, temperament, emotional regulation, and maternal coping behavior (N=87)

또한, 남아의 정서조절능력과 위축 행동과의 관계를 살펴보면, 유의한 부적 상관을 보였다(r=-.33, p<.01). 즉 남아가 자신의 감정을 조절할 수 있으며 충동 특히 분노를 억제 할 수 있는 능력이 많을수록 위축 행동을 적게 보이는 것으로 나타났다. 한편, 어머니의 갈등대처행동과 남아의 위축 행동과의 관계를 살펴본 결과 유의한 관계가 나타나지 않았다.

남아의 위축행동을 설명하는 변인을 추출하기 위한 중다회귀분석을 실시하기 위한 전 단계로 독립 변인간의 다중공선성을 점검하기 위해 변인간 상호 상관 계수를 산출하였는데, 그 결과는 <Table 3>에 제시하였다. 이 중 유아의 기질 중 ‘활동성’과 ‘사회성’의 상관이 r=.54(p<.001)로 다소 높았으나, r=.70 이하까지는 중다회귀분석이 가능하다는 의견에 기초하여(Hair et al., 2009), 위의 변인들을 포함시켜 분석하였다. 또한 회귀가정의 위반 여부를 파악하기 위해 Durbin-Watson 계수를 산출한 결과, 1.998로 2에 근접하고 있었고 잔차 간에 자기 상관이 없어 회귀 모형에 적합한 것으로 판단하였다.

남아의 개인 특성과 어머니의 특성이 남아의 위축 행동에 미치는 상대적 영향력을 파악하기 위해 남아의 위축 행동을 종속변인으로 한 단계적 중다회귀분석을 실시하였다. 단계적 중다회귀분석은 다양한 변수들 중에서 가장 최적화된 모델이 무엇인지를 찾는데 유용한 방식이다. <Table 3>에 제시된 바와 같이 유아의 특성인 기질의 하위변인 중 정서성과 어머니의 갈등대처행동은 남아의 위축 행동과 상관관계가 유의하지 않았으므로 회귀분석에 투입하지 않았다. 즉 유아 기질의 하위변인 중 활동성, 사회성과 남아의 정서조절능력을 함께 투입하여 중다회귀 분석을 실시한 결과는 <Table 4>에 제시하였다. 남아의 위축 행동에 대한 투입된 독립 변인들의 설명력은 14%였다(p<.01). 이 중 남아의 정서조절능력(β=-.29, p<.01)이 유의한 설명력을 가지는 것으로 나타났다. 즉 남아가 자신의 감정을 조절할 수 있으며 분노를 억제 할 수 있는 능력이 낮을수록 위축 행동을 많이 나타냈다.

Multiple regressions of boy's withdrawal behavior (N=87)

2) 여아의 위축 행동에 대한 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동의 영향

종속 변인인 여아의 위축 행동과 독립 변인간의 관계를 알아보기 위하여 적률상관계수를 산출하였으며, 그 결과는 <Table 5>에 제시하였다. 먼저, 여아의 기질과 위축 행동과의 관계를 살펴보면, 기질의 하위 요인인 활동성이 위축 행동과 유의한 정적 상관을 나타내었다(r=-.23, p<.05). 이는 여아가 전반적으로 활동 수준이 높을수록 위축 행동을 적게 보이는 것을 의미한다.

Correlation among girl's withdrawal behavior, temperament, emotional regulation, and maternal coping behavior (N = 86)

또한, 여아의 정서조절능력과 위축 행동과의 관계를 살펴보면, 유의한 부적 상관을 보였다(r=-.53, p<.001). 즉 여아가 자신의 감정을 조절할 수 있으며 분노를 억제 할 수 있는 능력이 많을수록 위축 행동을 적게 보이는 것으로 나타났다.

어머니의 갈등대처행동과 여아의 위축 행동과의 관계를 살펴본 결과, 어머니 갈등대처행동의 하위영역인 어머니의 외부 요청과 위축 행동이 부적 상관을 나타내었다(r=-.26, p<.05). 이는 어머니가 스트레스 상황에서 외부 도움 요청과 같은 대처행동을 사용할 때, 해당 어머니의 여아 자녀가 위축 행동을 적게 보이는 것을 의미한다.

여아의 위축 행동을 설명하는 변인을 추출하기 위한 중다회귀분석을 실시하기 위한 전 단계로 독립 변인간의 다중공선성을 점검하기 위해 변인간 상호 상관 계수를 산출하였는데, 그 결과는 <Table 5>에 제시하였다. 이 중 여아의 기질 중 ‘활동성’과 ‘사회성’의 상관이 r=.55(p<.001)로 다소 높았으나, r=.70 이하까지는 중다회귀분석이 가능하다는 의견에 기초하여(Hair et al., 2009), 위의 변인들을 포함시켜 분석하였다. 또한 회귀가정의 위반 여부를 파악하기 위해 Durbin-Watson 계수를 산출한 결과, 1.909로 2에 근접하고 있었고 잔차 간에 자기 상관이 없어 회귀 모형에 적합한 것으로 판단하였다.

여아의 개인 특성과 어머니의 특성이 여아의 위축 행동에 미치는 상대적 영향력을 파악하기 위해 여아의 위축 행동을 종속변인으로 한 단계적 중다회귀분석을 실시하였다. 단계적 중다회귀분석은 다양한 변수들 중에서 가장 최적화된 모델이 무엇인지를 찾는데 유용한 방식이다. <Table 5>에 제시된 바와 같이 유아의 특성인 기질의 하위변인 중 정서성, 사회성과 어머니의 갈등대처행동의 하위영역 중 어머니의 이성적 대처, 회피, 부정적 감정ㆍ행동표출은 여아의 위축 행동과 상관관계가 유의하지 않았으므로 회귀분석에 투입하지 않았다. 즉 기질의 하위변인 중 활동성, 여아의 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동의 하위변인 중 외부 도움 요청을 함께 투입하여 중다회귀 분석을 실시한 결과는 <Table 6>에 제시하였다. 여아의 위축 행동에 대한 투입된 독립 변인들의 설명력은 45%였다(p<.001). 이 중 여아 기질의 하위변인 중 활동성(β=-.45, p<.001), 여아의 정서조절능력(β=-.57, p<.001), 어머니의 갈등대처행동 하위변인 중 외부 도움 요청(β=-.25, p<.05)이 유의한 설명력을 가지는 것으로 나타났다. 즉 여아가 활동적일수록, 정서조절을 잘 할수록 위축행동을 적게 나타냈다. 또한 어머니가 갈등대처행동으로 외부 도움 요청을 자주 할수록 여아의 위축행동이 적게 나타났다.

Multiple regressions of girl's withdrawal behavior (N=86)


Ⅳ. 논의 및 결론

본 연구는 유아를 대상으로 유아의 성에 따른 위축 행동의 차이를 살펴보았으며, 유아의 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동이 남아와 여아의 위축 행동에 미치는 영향력을 살펴보았다. 본 연구를 통해 얻어진 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.

첫째, 유아의 성에 따른 위축 행동의 차이를 살펴본 결과, 여아가 남아보다 위축행동을 많이 보이는 것으로 나타났다. 이는 위축 행동, 불안 등을 포함한 내면화 문제행동의 경우 남아보다 여아에게서 많이 나타난다고 보고한 선행연구(Kang & Oh, 2011; Keenan & Shaw, 1997; Zahn-Waxler et al., 1991)와 일관적인 결과이며, 위축 행동이 남아보다 여아에게서 많이 나타난다고 보고한 선행연구(Kim et al., 2013; Shin, 1994; Yang, 1997)와 일치하는 결과이다. 그러나 남녀 성별에 따라 위축 행동을 보이는 데에 유의한 차이가 없다고 보고하는 연구(Kim & Chung, 2011; Moon, 2005; Ruy & Lee, 2007)와는 일치하지 않는 결과이다. 본 연구에 의하면, 여아의 위축 행동이 남아보다 높게 보고되었으며, 여아의 위축 행동에 대한 관심과 지도가 필요함을 알 수 있다. 또한 유아의 위축 행동의 성차에 대한 연구 결과의 불일치는 앞으로 유아기 위축 행동에 관련된 더 많은 연구가 필요함을 시사한다. 한편 유아의 위축 행동에 대한 평가는 유아의 성에 따라 다를 수 있는데, Stevenson-Hinde(1989)의 연구에 의하면 부모들은 여아가 보이는 위축 행동에 긍정적으로 보상을 해 주었으며, 여아의 위축적인 행동 특성은 부모와의 긍정적인 상호작용을 유도하는 것으로 나타났다. 그러나 부모들은 남아의 위축 행동에 대해 수용하지 않았으며, 남아의 위축적인 행동 특성은 부모와의 부정적인 상호작용을 야기하는 것으로 나타났다(Stevenson-Hinde, 1996). 즉 부모의 위축 행동에 대한 평가는 유아의 성에 따라 다르고, 이러한 변인이 유아의 위축 행동에 영향을 미칠 수 있으므로, 추후 연구에서는 자녀의 위축 행동에 대한 부모의 평가를 함께 고려하여 유아의 위축 행동의 성차를 살펴볼 필요가 있다.

둘째, 유아의 위축 행동에 미치는 기질, 정서조절능력, 어머니의 갈등대처행동의 상대적 영향력을 성별을 나누어 살펴본 결과는 다음과 같다. 남아에 대해 먼저 살펴보면, 남아의 정서조절능력이 위축 행동을 가장 잘 예언하는 것으로 나타났다. 이는 초등학교 1, 2학년 아동을 대상으로 한 Park et al.(2009)의 연구와 일치하는 결과이다. 즉 남아가 자신의 감정을 조절할 수 있으며 충동 특히 분노를 억제할 수 있는 능력이 많을수록 위축 행동을 적게 보이는 것으로 나타났다.

여아의 경우, 위축 행동에 가장 많은 영항력을 미치는 것은 정서조절능력이었으며, 두 번째로 영향력을 갖고 있는 변인은 유아의 활동적인 기질 성향으로 나타났으며, 세 번째로 영향력을 갖고 있는 것은 어머니의 갈등대처행동의 하위영역인 외부 도움 요청 대처 행동으로 나타났다.

본 연구에서는 남아와 여아 모두 위축 행동을 설명하는데 가장 주요한 변인으로 정서조절능력이 보고되었다. 이는 정서조절에 어려움을 가진 아동이 대인관계에서 고립되고 위축된 행동을 많이 나타낸다는 선행 연구(Calkins, 1994; Cassidy et al., 1992; Park et al., 2009)를 지지하는 결과이다. 이러한 결과는 유아가 자신의 감정이 상황에 미치는 영향을 고려하여 효과적으로 정서를 조절하는 능력은 사회적 적응에 있어 중요한 능력한 능력임을 시사한다. 즉 유아의 위축 행동을 감소하고 예방하기 위해서는 유아의 부정적인 정서를 상황에 따라 적절하게 조절하고 사회적으로 승인되는 방식으로 표출할 수 있는 교육이 필요하다고 여겨진다. 유아교육기관에서는 위축 행동으로 어려움을 겪는 남아와 여아들을 위해 또래와의 갈등이나 문제 상황에서 긍정적인 정서 조절을 통해 또래와 긍정적인 상호작용 경험을 누적하여 대인관계에서 위축된 행동을 덜 보이고 사회적 적응 행동을 보일 수 있도록 도와주는 적극적인 교육적 개입이 필요하다고 사료된다.

여아의 기질 중 활동성이 위축 행동에 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 이는 여아가 전반적으로 활동 수준이 낮을수록 위축 행동을 많이 보이는 것을 의미한다. 이러한 결과는 새로운 자극과 반응에 적극적으로 다가가지 않고 회피하는 경향이 높은 유아가 사회적 위축을 보다 많이 나타낸다고 보고한 Lee와 Hyun(2008)의 연구와 일치한다. 또한 활동성 기질이 낮은 경우 사회적 위축 행동이 높은 것으로 나타난 선행연구(Kagan et al., 1988; Park et al., 2009)를 지지하는 결과이다. 유아기는 아동기나 청소년기에 비해 개인의 고유한 특성이 환경의 영향보다 더 크게 작용할 수 있으며(Ruy & Lee, 2007), 유아의 위축 행동을 예측하는 데 유아의 개인적 변인이 중요함을 시사한다. 그러므로 유아의 위축 행동을 예방하고 중재하기 위해서는 부모나 교사가 유아의 기질 특성에 대한 이해가 필요하며, 특히 활동성 수준이 낮은 기질을 보이는 여아는 위축 행동을 나타내는 경향이 더 많을 수 있다는 것을 교사와 부모는 인지하고, 활동성 수준이 낮은 여아를 지도할 때 개별적인 접근을 할 필요가 있다고 사료된다. 또한 가정과 유아교육기관에서 유아의 기질과 조화로운 양육 및 보육이 제공된다면 유아의 위축 행동 감소에 도움이 될 것으로 여겨진다.

본 연구에서 어머니의 갈등대처행동의 하위영역인 외부 도움 요청 대처 행동은 여아의 위축 행동에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 어머니가 스트레스 상황에서 갈등대처행동으로 외부 도움 요청과 같은 긍정적 대처 전략을 사용할수록, 여아가 위축 행동을 적게 보이는 것을 의미한다. 즉 어머니가 관계지향적인 특성을 지니고 갈등 상황이나 문제 발생 시 그 문제를 적극적으로 해결하고자 하는 경향이 있을수록 여아의 위축 행동이 적게 나타나는 것을 알 수 있다. 이는 어머니가 대인 관계를 맺을 시 효율적인 의사소통 방법을 취하는 것은 여아들에게 어머니의 행동을 관찰하면서 적절한 모델링을 배우게 되어, 자신의 대인관계 형성에 활용할 수 있음을 의미한다. 이러한 결과는 위축 행동으로 또래 관계에 어려움이 있는 유아에게 부모나 교사가 사회적 상황에 대한 적절한 모델링을 보며주며, 가정이나 유아교육기관에서 유아에게 사회적 맥락에서의 적절한 대처능력을 교육하는 것이 필요함을 보여준다. 한편, 여아가 관계 지향적이고 사회적 관계를 중요시하는 특성이 있으므로(Gabriel & Gardner, 1999; Maccoby, 1990), 동성 부모인 어머니의 갈등대처행동이 남아에 비해 더 큰 영향력을 미쳤을 가능성도 추측해 볼 수 있다. 또한 유아기는 동성 부모와의 동일시가 강해지는 시기이므로, 추후 연구에서는 남아의 위축 행동과 아버지의 갈등대처행동을 함께 살펴보아서, 동성 부모의 변인이 유아의 위축 행동에 미치는 영향을 살펴볼 필요가 있다.

마지막으로 본 연구의 제한점과 추후 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 대상자는 서울과 수도권 지역 중류층에 거주하는 어린이집 및 유치원의 유아와 그들의 어머니로 한정되어 있으므로, 연구 결과를 일반화하는데 유의하여야 한다. 따라서 후속 연구에서는 유아가 속한 사회경제적 배경을 고려하여 다양한 지역과 계층이 포함된 연구 대상이 포함될 필요가 있다.

둘째, 본 연구에서는 유아의 정서 조절 능력과 위축 행동을 교사 보고를 통해 측정하였으므로 상호간에 공유된 변량이 존재할 수 있는 가능성이 있다. 그러므로 후속 연구에서는 유아의 정서조절능력과 위축 행동을 측정할 때 유아 관찰 및 면접, 부모, 또래를 통한 다차원적 측정을 사용할 필요가 있다.

셋째, 본 연구에서는 유아의 위축 행동을 단일한 맥락에서 한 번 측정하였는데, 유아의 위축 행동에 대한 실질적인 개입과 정보를 위해 다차원적 측정과 더불어 종단 연구가 실시될 필요가 있다.

이러한 제한점에도 불구하고 본 연구의 결과에 의하면, 유아의 정서조절능력은 위축 행동에 가장 큰 영향을 미치는 변수로 밝혀졌다. 이는 유아 자신의 부정적인 정서를 조절할 수 있는 능력은 유아가 사회적 관계를 형성하고 유지하는데 중요한 역할을 하며, 유아의 위축 행동을 감소시킬 수 있는 가장 중요한 요인임을 알 수 있었다. 그러므로 교사나 부모는 유아의 위축 행동에 대한 개입에 있어 유아가 적절한 정서 조절 능력을 습득할 수 있도록 방법을 강구해야 한다. 또한 유아의 위축 행동에 유의미하게 영향력을 미치는 변인이 성별에 따라 다르게 나타났으며, 여아의 경우 남아와 달리 활동성 기질, 어머니의 갈등대처행동이 여아의 위축 행동에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이와 같이 본 연구는 유아의 성별에 따라 위축 행동에 영향을 미치는 변인이 다르며, 유아기 위축 행동을 예방하고 중재하기 위해서는 성별에 따라 다른 접근 방식을 취해야 한다는 필요성을 시사했다는 점에서 의의를 찾을 수 있다.

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<Table 1>

Characteristics of participants

Age Boys Girls Total
3 years old 20 30 50
4 years old 26 25 51
5 years old 41 31 72
Total 87 86 173

<Table 2>

Means, standard deviation and t-value of withdrawal behavior by preschooler's gender

Variables Boy
(n= 87)
Girl
(n=86)
Total
(N=173)
t
1)M(SD)
*p < .05
Withdrawal behavior 14.22(3.38)1 15.43(3.96) 14.82(3.72) -2.12*

<Table 3>

Correlation among boy's withdrawal behavior, temperament, emotional regulation, and maternal coping behavior (N=87)

1 2 3 4 5 6 7 8 9
1. Emotinality, 2. Activity, 3. Sociality, 4. Emotional regulation, 5. Rational handling, 6. Outsider's help, 7. Evasion, 8. Express negative emotion 9. Withdrawal behavior
*p < .05.
**p < .01.
***p < .001.
1 1.00
2 -.07 1.00
3 -.33** .54*** 1.00
4 -.12 .07 .15 1.00
5 -.05 .15 .03 -.09 1.00
6 -.10 .15 .19 .14 .34** 1.00
7 .19 .05 -.03 .02 -.24* -.13 1.00
8 .17 .01 -.17 .02 -.30** -.05 .24* 1.00
9 -.08 -.25* -.22* -.33** -.02 -.15 -.15 -.13 1.00

<Table 4>

Multiple regressions of boy's withdrawal behavior (N=87)

Variables B β
**p<.01
Children’s Temperament Activity -.24 -.17
Sociality -.23 -.14
Children‘s Emotional Regulation -.16 -.29**
R2 .14
F 4.11**

<Table 5>

Correlation among girl's withdrawal behavior, temperament, emotional regulation, and maternal coping behavior (N = 86)

1 2 3 4 5 6 7 8 9
1. Emotinality, 2. Activity, 3. Sociality, 4. Emotional regulation, 5. Rational handling, 6. Outsider's help, 7. Evasion, 8. Express negative emotion 9. Withdrawal behavior
*p < .05.
**p < .01.
***< .001.
1 1.00
2 -.01 1.00
3 -.07 .55*** 1.00
4 -.17 -.21 -.10 1.00
5 -.08 .10 .32** .04 1.00
6 .05 -.06 -.00 .10 .52*** 1.00
7 .19 -.19 -.19 .15 -.29** .00 1.00
8 .38*** -.05 .03 -.06 -.25* -12 .30** 1.00
9 .06 -.23* -.03 -.53** -.12 -.26* -.18 .05 1.00

<Table 6>

Multiple regressions of girl's withdrawal behavior (N=86)

Variables β β
*p<.05
***p<.001
Children’s Temperament : Activity -.74 -.45***
Children‘s Emotional Regulation -.36 -.57***
Maternal Coping Behavior : Outsider's Help -.33 -.25*
R2 .45
F 8.75***