서론
유아기 발달에 있어서 놀이는 매우 중요하다. 유아의 놀이는 발달의 근원일 뿐만 아니라 사회성 발달, 인지 및 언어발달, 사고력 발달 등 전인발달을 도모하는 중요한 기제이며[22], 유아들은 놀이를 통해 자신과 주변 환경을 이해하고 상호작용한다[54]. 즉 놀이를 통해 자신의 생각을 전달하고 다른 사람의 생각도 이해하게 되고, 다른 사람과의 갈등을 해결하는 방법과 협동하는 방법을 배우게 함으로써 사회화 경험의 중요한 맥락을 형성한다[62]. 따라서 유아는 놀이를 통해 또래와 지속적인 상호작용을 하게 되며 이를 통해 효과적인 또래관계를 형성할 뿐만 아니라 이러한 경험을 통해 유아의 성장과 발달은 촉진된다[42].
Kim [35]과 Kim [30]의 연구에 의하면 상호작용을 많이 하는 유아는 사회적 기술이 높고, 또래와의 놀이 활동이 적극적인 유아는 적응력이 높다는 결과가 나타났으며, 타인의 감정 신호에 민감하게 반응하고 공감을 잘하는 유아들은 또래 사이에서 인기가 많아 또래 간 타협을 통한 협력적 문제 해결을 효과적으로 잘한다[6]고 하였다. 반면 사회적 기술이 부족하고 자아통제감이 낮아 화를 잘 내거나 소심한 행동을 보이는 유아들의 경우 또래와의 부정적 관계를 형성하고, 적절한 상호작용을 이루지 못하여 학교생활에 적응하지 못하고 의욕이 감퇴된다고 보고하였다[14]. 또한, 또래 간 사회적 규칙과 교환에 대해 지속적으로 거부당한 유아는 아동 후기, 청소년기의 사회적 부적응 문제를 일으킬 소지가 크다[37]는 결과를 통해 유아기의 놀이 상호작용 경험은 사회관계 발달에 지대한 영향을 미치는 과업으로서 유아의 일생 전면에 걸쳐 영향을 주는 중요한 경험임을 알 수 있다.
이처럼 유아기의 놀이 상호작용의 중요성이 부각됨에 따라 놀이 속에서 일어나는 또래 유아들의 상호작용과 사회화 경험에 주목하여 그 속에서 일어나는 다양한 경험과 유아들의 행동에 대한 연구[35]가 실행되고 이에 대한 필요성은 지속적으로 제기되고 있다. 국내에서 이루어진 또래놀이 상호작용에 관한 연구는 대부분 또래놀이 상호작용과 아동의 개인적 특성에 관한 연구[17, 33, 44, 61]가 많으며, 그 외에 교사와 아동의 관계와 또래놀이 상호작용과의 관련성을 밝힌 연구[8, 10, 47]가 있다. 또래와의 관계는 갈등과 해결, 자율적 표현에 있어서 수평적, 균형적 관계로 이루어진다[7]. 또래 상호 간 동등한 입장에서 이루어지는 협력, 갈등 등의 관계는 사고와 행동이 개발된 자율적 관계로, 유아기의 또래 관계 경험은 이후의 사회적 규칙과 기술 습득 그리고 대인관계나 사회성 발달 증진에 중요한 역할을 한다[52, 56]. 그러므로 또래놀이 상호작용에 영향을 주는 요인들을 알아보고 이를 성공적으로 수행하는 데 관련된 요인이 무엇인지를 규명하는 것은 매우 중요한 과제이다.
Fantuzzo 등[15]은 유아들의 상호작용적 놀이행동을 측정하기 위해 상호작용적 또래놀이 척도(The Penn Interactive Peer Play Scale, PIPPS)를 개발하였다. 이는 유아의 놀이를 상호적 또래놀이, 놀이 방해, 놀이 단절로 구분하고 유아의 긍정적 차원과 부정적 차원으로 구분하고 있다. 상호적 또래놀이는 또래 간의 긍정적 놀이 행동이나 지속적으로 또래와 상호작용할 수 있는 행동들을 의미하고 놀이 방해는 또래 갈등 상황이 유발되는 부정적 놀이 행동을, 그리고 놀이 단절은 놀이를 시작하기 어렵거나 또래 간 상호작용으로 연결되지 못하고 중단되는 행동 관련 내용을 의미한다[9]. 이는 놀이 행동의 긍정적인 양상뿐만 아니라 부정적인 양상을 함께 고찰하여 다각적인 이해를 통해 또래놀이 상호작용의 중요성을 강조하고자 한 것으로 이는 선행연구를 통해 나타난다.
현대사회는 여성의 사회진출, 핵가족화, 자녀수의 감소에 따라 대부분 유아가 가정에서 보내는 시간보다 유아교육기관에서 보내는 시간이 월등하게 많아졌으며, 기관 내에서 이루어지는 상호작용이 일과의 대부분을 차지한다. 따라서 유아들은 기관 내에서 또래, 교사들과 보내며 다양한 상호작용을 경험하며 이는 경험이 이루어지는 환경의 영향 즉, 교육기관에서의 교육적 환경에 영향을 받음을 어렵지 않게 예측할 수 있다. 이는 교육기관이 갖고 있는 환경으로부터의 영향이 클 수 있음을 의미한다.
유아교육기관 내에서 이루어지는 또래 간 상호작용에 대한 선행연구에 의하면 대표적인 교육환경으로서 교사의 역할을 중심에 두고 교사가 갖고 있는 다양한 변인이 또래놀이 상호작용에 미치는 영향에 대해 밝히고 있다. 유아교육에 있어 교사가 가진 변인은 유아교육의 질적 향상을 결정하는 가장 중요한 요인이다[60]. Shin [58]은 유아 간 상호작용에 영향을 미치는 교사의 변인을 놀이에 대한 교수효능감으로 보았고, Kwon과 Lee [43], Lee와 Ahn [46]은 교수효능감 외에 교사가 갖는 직무만족도가 미치는 영향에 대해 살펴보았으며, 이로 인해 유아 간 상호작용에 영향을 미치고 있음을 밝혔다. 또한, 유아들 간의 언어적 상호작용을 발달시키는 교육기관 내의 문식성 환경에 대한 연구[27]에 의하면 문자가 풍부한 환경은 유아들 간의 상호작용이 증진되었음을 밝혔으며 이를 통해 교육기관 내의 물리적 환경이 또래놀이 상호작용에 미치는 영향을 알 수 있다. 즉 선행연구를 통해 또래놀이 상호작용과 교육기관의 환경 간에 유의미한 관계가 나타났으며, 이를 바탕으로 본 연구에서는 대표적인 물리적 환경으로 볼 수 있는 교실환경과 인적환경인 교사가 가진 교수효능감을 독립변인으로 선정하고, 독립변인이 또래놀이 상호작용에 미치는 영향과 경로를 살펴보았다. 이때, 직접적인 경로가 아닌 교사-유아간 상호작용이 매개역할을 함으로써 교실환경과 교사효능감이 교사-유아 상호작용을 통해 또래놀이 상호작용에 미치는 영향과 경로를 알아보았다.
유아교육현장에서 사용되는 상호작용의 의미는 교사와 혹은 또래들과의 대화를 통해 유아들의 사고변화 혹은 행동변화를 가져올 수 있도록 이끄는 의미를 포함하고 있으며, 교사-유아 간 상호작용은 교사와 유아가 서로 영향을 미치고 관계를 맺는 과정으로, 유아의 사고촉진 및 발달 향상 등이 단단하게 다져지는 학습과정을 의미한다[1]. 교사-유아 간 상호작용은 유아교육환경의 본질적인 요소 중 하나로써, 유아에게 직접적으로 영향을 주며 유아의 발달에 있어서 중요한 요인임이 강조되고 있다[43, 53]. 교사-유아 상호작용은 유아의 언어발달[34, 49, 51], 사회성 발달[19, 38, 57, 64], 정서발달[20] 등과 밀접한 연관이 있다. 교사-유아 상호작용은 유아의 적극적인 놀이 참여를 유도하여 유아들 간의 놀이를 정교화 하는데 도움을 주고, 유아 놀이행동을 교육적으로 이끄는 역할을 하며[58], 이는 교사-유아 상호작용이 유아기에 경험하는 상호작용의 질 또는 역할에 중요함을 나타낸다. 질 높은 교사-유아의 상호작용을 경험한 영유아는 긍정적인 초기 사회적 관계를 경험하고, 이후 맺게 되는 사회적 관계에 대해 기대감의 기초를 형성하며[50], 또래 간의 능동적인 상호작용에 영향을 주어 유아기의 원활한 사회적 관계를 형성하도록 하는 요인으로 작용하므로, 또래놀이 상호작용에도 직·간접적인 영향을 미친다고 볼 수 있다. 그러나 인적, 물리적 자원이 부족한 교육 환경에서 교사-유아 상호작용은 매우 제한적이고 경직되기 쉬우므로[45], 교실환경과 교사의 변인에 따라 교사-유아 상호작용은 달라질 수 있으며, 이는 곧 또래놀이 상호작용에도 영향을 줄 것으로 기대되어 본 연구에서는 물리적 환경인 교실환경과 인적환경의 교사가 가진 교수효능감이 또래놀이 상호작용에 직접 미치는 영향과 교사-유아 상호작용을 매개로 간접적으로 미치는 영향과 경로를 살펴보았다.
다양한 사물이나 설비, 가구 등을 배치한 교실 환경이 유아의 행동에 미치는 영향은 여러 학자들에 의해 잘 알려진 바이다. 환경에 의해 유아들은 도전하기도 하고, 학습하기도 하며 행동을 유발하여 새롭게 지식을 형성하고 이해하며 기술을 개발하기도 한다[29]. 그러므로 놀이가 이루어지는 교실환경에 따라 유아들의 놀이 유형이 달라지며 그 안에서 이루어지는 또래 간의 상호작용 또한 달라진다. 보육기관 평가인증과정에서 교육기관의 환경에 대한 기준을 통해 효율적인 교실환경을 제공할 수 있도록 하는 것은 교실환경이 교육에 미치는 영향에 대해 간과할 수 없기 때문이다. 따라서 교실환경에 대해 공간배치, 발달적합성, 다양성, 충분성의 세부사항으로 평가가 이루어지고 있다[56]. 보육기관 내에 각 연령 교실에는 연령에 따라 그리고 영유아 수에 따라 필요한 전용면적이 다르며, 각 교실에 필요한 교재교구 수 역시 연령에 따라 기준을 갖고 있다. 이는 영유아의 발달에 따라 필요한 활동영역의 크기와 인지발달과 사회성 발달 시기에 따른 교재교구의 공유 가능성, 그리고 발달에 따라 나타나는 놀이의 유형을 고려한 것이다. 교실의 면적 그리고 교재교구의 수에 따라 놀이형태가 차이를 보이며 이 과정에서 이루어지는 또래간의 상호작용 또한 달라진다[48]. 그리고 이는 교사-유아간의 상호작용과도 연결된다. 교실환경에 대한 연구 중 교실의 문식성 또는 문해적 환경에 따른 영유아의 언어발달에 대한 연구[29, 32, 36]가 다양하게 이루어지고 있으며, 이에 따르면 교실 내의 구비된 자료, 물리적 배치 등에 의해 자연스럽게 교사-유아 간 또는 유아간의 상호작용이 일어나고 이를 놀이에 적용하는 등의 결과가 나타났다. 따라서 교실환경은 교사-유아간의 상호작용과 또래놀이 상호작용과 상관관계에 있으며 본 연구를 통해 교실환경을 변인으로 또래놀이 상호작용에 미치는 영향을 알아볼 것이며, 이 과정에서 교사와 유아의 상호작용의 매개 역할이 이루어지는지 알아보고자 한다.
대표적인 교육의 인적환경인 교사는 교육의 질을 좌우할 만큼 교육에 있어서 가장 중요한 역할을 한다. 앞서 말한 바와 같이 오늘날 사회적 변화로 인해 유아교육기관에 다니는 유아의 수는 증가하고 있으며, 많은 시간을 교사와 함께 보내는 유아들에게 교사는 매우 큰 영향을 미치는 존재가 되었다[59]. 이처럼 유아의 능력에 영향을 미치며 교사의 질적 수준을 가늠하게 하는 교사 변인으로서 교수효능감을 들 수 있으며, 이는 교사가 유아에게 긍정적인 영향을 미칠 수 있다고 믿는 자신에 대한 신념과 지각이다[3]. 교수효능감은 교사-유아 간의 상호작용에도 영향을 미치고, 유아들의 수행을 도와주는 데에 필요한 시간을 더 많이 할애하도록하는 유아들과의 상호작용에 중요한 역할을 하는 것으로 나타났다[63]. 선행연구에 따르면, 교수효능감이 높은 교사가 유아와 상호작용을 더 잘하는 것으로 나타나 교사와 유아 상호작용의 관계에서 정적 상관이 있음이 밝혀졌다[25]. 또한 교수효능감이 높은 교사는 직무만족도 역시 높아 교수행위에도 긍정적 영향을 미치는 것으로 나타났다[39]. 이처럼 교수효능감은 교사-유아간의 상호작용에 영향을 미치고 있음을 알 수 있다.
유아교육기관에서 이루어지는 교사-유아 간 상호작용의 질은 유아의 학습과 발달을 촉진하는 주요한 요인으로 이를 통해 유아의 사회적 관계를 형성하는데 중요한 역할을 한다[18]. 이는 교사가 유아의 요구에 민감하게 반응함으로써 언어적 상호작용이 활발하게 이루어지고 이를 통해 유아는 안정된 사회성을 보이며 정서적으로 안정된 상태에서 대인관계 속 유능성을 형성[55]하기 때문이다. 이처럼 형성된 교사와 유아 간의 긍정적인 관계와 유아의 사회적 유능성은 또래놀이 상호작용과 정적 관계가 있으며, 또래놀이 관계에서 친사회성과 주도성을 나타냈다[11].
이처럼 또래놀이 상호작용은 교육환경과 교사-유아 간 상호작용 모두와 밀접한 관련이 있음을 알 수 있다. 하지만 선행연구에서는 교육환경인 교실환경과 교사효능감과 또래놀이 상호작용의 관계, 교사-유아 간 상호작용과 또래놀이 상호작용과의 관계에 대해 각각 변인 간의 관계에 대한 연구만이 이루어졌으며 각 변인이 미치는 영향의 경로와 직·간접적인 영향에 대한 연구는 미흡한 실정이다.
이에 본 연구에서는 선행연구를 바탕으로 교수효능감과 교실 환경, 그리고 교사와 유아의 상호작용이 또래놀이 상호작용에 미치는 영향력과 그 경로를 분석하고 이를 통해 또래놀이 상호작용을 긍정적인 방향으로 증가시킬 수 있는 다각적인 방안을 모색해 보고자 한다.
이를 위한 본 연구의 연구 문제는 다음과 같으며 연구 모형을 Figure 1에 제시하였다.
연구 문제 1. 유아교육기관 교사의 교수효능감, 교실환경, 교사-유아 상호작용이 유아의 또래놀이 상호작용에 미치는 직·간접적인 영향은 어떠한가?
연구방법
1. 연구대상
본 연구는 육아정책 연구소 한국아동패널(Panel Study on Korean Children, PSKC) 5차년도(2012) 데이터를 사용하였다. 한국아동패널은 대상 아동과 이들을 둘러싼 환경을 체계적으로 유목화고, 아동 특성, 부모 특성, 가족 특성, 육아지원서비스 특성, 지역사회 특성, 육아지역정책 특성에 걸쳐 국가수준의 패널을 구축하여 단일 연령 집단의 횡단적 자료를 광범위하게 제공해 준다. 육아정책 연구소에서 조사한 1차 한국아동패널의 대상자는 제주도를 제외한 전국 의료기관에서 출생한 신생아 2,078명의 가구이다. 1차 연구(2008년)를 기반으로 하여, 1년 후인 2009년에 2차 연구가 이루어졌으며 2010년 3차 연구, 2011년 4차 연구가 이루어졌다. 4차 연구 후 조사를 원하지 않은 가구는 탈락되었으며, 신규로 참여를 원하는 가구가 추가되어 5차 연구의 총 조사 가구는 1,703 가구로 4차 연구 대비 표본 유지율은 97.1%이다. 본 연구에서는 5차년도 총 조사 가구 중 어린이집과 유치원을 이용하는 970명의 유아와 유아의 담임교사의 데이터를 활용하였다. 연구대상의 인구학적 배경은 Table 1에 제시하였다.
2. 연구도구
본 연구는 육아정책연구소 한국아동패널의 5차년도(2012) 데이터를 사용하였다.
1) 또래놀이 상호작용
본 연구에서 또래놀이 상호작용은 또래와의 놀이상황 속에서 아동이 보여주는 다양한 행동 특성을 의미한다. 또래놀이 상호작용은 친사회적 행동, 대인관계 기술, 자기 통제 등 또래와의 지속적인 긍정적 상호작용 행동과 관련된 놀이 상호작용과 갈등을 유발하는 놀이 방해 행동, 상호작용이 없거나 미숙하여 중단되는 놀이 단절 등의 부정적 상호작용을 통해 설명된다.
또래놀이 상호작용에 대해 알아보기 위해 Fantuzzo 등[13]의 PIPPS를 사용한 한국아동패널 데이터를 분석하였다. PIPPS는 세 가지 관찰 범주인 놀이 방해, 놀이 상호작용, 놀이 단절에 대해 1-5점으로 평가하는 평정척도이다. 놀이 방해에 대한 질문은 ‘몸이나 말싸움을 시작한다,’ ‘차례를 지키지 않는다,’ ‘선생님에게 이른다’를 포함한 13문항으로 공격적 행동 및 자기 통제력의 부족과 관련된 부정적 차원에 관한 내용이다. 놀이 상호작용은 ‘친구를 돕는다,’ ‘친구사이의 갈등을 해결하도록 돕는다,’ ‘친구와 함께 놀자고 한다’를 포함한 9문항으로 친사회적 행동, 대인관계 기술, 자기 통제 등 또래와의 지속적인 상호작용 행동 관련 내용이다. 마지막으로 놀이 단절은 ‘놀이에 함께하지 못하고 주위를 배회한다,’ ‘위축되어 있다,’ ‘놀이를 시작 할 때 도움이 필요하다’ 등 8문항으로, 위축, 배회 등 놀이가 상호작용으로 연결되지 못하고 중단되는 행동과 관련된 내용으로 구성된다.
또래놀이 상호작용에 대한 한국아동패널 데이터의 신뢰도인 Cronbach α값은 .70이며, 또래놀이 상호작용의 하위범주인 놀이 상호작용은 .77, 놀이방해는 .84, 놀이단절은 .80으로 나타났다. 또한 Figure 2에 제시한 확인적 요인분석 결과 또래놀이 상호작용 모형이 X2 =0, 자유도=0인 포화모형이며 적합도는 goodness of fit index (GFI), normed fit index (NFI), comparative fit index (CFI)는 1이 나왔다. X2가 0으로 나타났지만 GFI, NFI, CFI가 1로 나타나 확인적 요인분석 결과는 수용가능하다고 할 수 있다[24].
2) 교수효능감
본 연구에서 교수효능감은 교사로서 자신의 능력을 어느 정도 유능하다고 평가하는 지를 알아보는 것으로 Bandura [4]의 Teacher Self-Efficacy Scale (TSES)를 토대로 Kim [36]이 요인 구조를 분석한 문항을 한국아동패널 연구진이 일부 수정하여 사용하였으며, ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’ 중에서 평정하는 5점 Likert 척도로 구성되어있다.
교수효능감을 측정하는 질문 내용은 ‘다루기 어려운 아이들을 효과적으로 지도할 수 있다,’ ‘부모가 무관심하거나 가정환경이 어려운 아이들을 지도할 경우 아이들의 학습의욕을 높일 수 있다,’ ‘아이들이 어려워하는 활동을 해야 할 경우 그 활동에 집중하도록 할 수 있다’ 등의 7문항으로 구성되어있으며 점수가 높을수록 교수효능감이 높다는 것을 의미한다. 본 연구에서 교수효능감의 신뢰도인 Cronbach α값은 .84로 나타났다.
3) 교실환경
교실환경은 Seo 등[56]의 보육시설 평가인증 시행의 평가와 추진방안 연구에서 조사된 보육교사 조사표에서 보육교사를 대상으로 교실환경을 측정한 문항을 한국아동패널에서 활용해 수집한 데이터를 사용하였다. ‘전혀 그렇지 않다(1점)’ 에서 ‘매우 그렇다(5점)’ 중에서 교사가 평정하는 5점 Likert 척도로 점수가 높을수록 영유아의 발달을 도모하기 위한 교실환경의 공간배치, 발달적 합성, 다양성, 충분성이 높음을 의미한다. 측정하는 질문내용은 ‘교실 내의 공간은 연령과 흥미, 발달특성을 고려하여 공간을 배치하였다,’ ‘교실 내의 자료는 발달특성에 적합하다,’ ‘교실 내에 전인적 발달을 돕기 위한 다양한 영역의 자료가 골고루 있다,’ ‘교실 내에 영유아가 원할 때 사용할 수 있을 만큼 충분한 양의 자료가 있다’ 등의 총 4개 문항으로 구성되어있다. 본 연구에서 교실 환경의 신뢰도인 Cronbach α값은 .88로 나타났다.
4) 교사-유아 상호작용
교사-유아 상호작용은 Holloway와 Reichhart-Erickson [21]의 문항을 Kim [31]이 번역한 것을 토대로 구성하여 측정하였다. Holloway와 Reichhart-Erickson [21]의 Early Childhood Observation Instrument (ECOI) 문항은 교사-유아 상호작용의 질(teacher-child interaction), 유아-유아 상호작용의 질(child-child interaction), 물리적 환경의 질(physical environment)의 세 가지 하위영역으로 구성되어 있으나 한국아동패널은 이 중 교사-유아 상호작용의 질을 측정하는 10문항을 사용하여 측정하였다. 교사의 자기보고식 척도로 교사-유아 상호작용은 ‘전혀 그렇지 않다(1점)’에서 ‘매우 그렇다(5점)’ 중에서 평정하는 5점 Likert 척도의 10문항으로 구성되어 아동과 대화하는 태도, 독립심을 권장하는 태도, 친사회적 행동을 권장하는 교사의 태도, 교실의 전반적인 분위기 등을 포함하고 있다. 점수가 높을수록 교사가 유아의 발달지원과 교육효과를 높이기 위해 발생하는 교사의 반응과 대응의 질이 높은 것을 의미한다. 본 연구에서 교사-유아 상호작용의 신뢰도인 Cronbach α값은 .89로 나타났다.
3. 자료분석
본 연구대상의 인구사회학적 배경을 알아보기 위해 빈도분석을 실시하였다. 연구 도구의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach α 계수를 구하였다. 또한 변인의 평균과 표준편차, 변인 간 상관관계를 알아보았다. 본 연구에서 발생된 원데이터에 대한 결측치는 회귀방정식을 이용하는 선형회귀 추정방법으로 처리하였으며 이러한 과정은 PASW ver. 18.0 (SPSS Inc., Chicago, IL, USA)을 사용해 이루어졌다. 본 연구는 AMOS ver. 18.0 (IBM Co., Armonk, NY, USA)을 사용하여 교사의 교수효능감과 교실환경, 교사-유아 상호작용이 아동의 또래놀이 상호작용에 미치는 영향의 경로와 인과관계를 구조방정식 모형으로 분석하였다. 또한 교사-유아 상호작용의 아동의 또래놀이 상호작용에 대한 매개효과를 검증하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping)을 이용하여 매개효과에 대한 유의성을 검증하였다.
연구결과
1. 각 변인의 평균, 표준편차 및 상관관계
본 연구에서 선정한 변인인 교수효능감, 교실환경, 교사-유아 상호작용, 또래놀이 상호작용에 대한 전반적인 수준을 알아보기 위해, 각 변인의 평균과 표준편차를 Table 2에 제시하였다.
Table 2에 제시된 것처럼 교사의 교수효능감과 교실환경의 평균과 표준편차는 각각 3.82 (SD=.47), 4.18 (SD=.60)이고 교사-유아 상호작용의 평균과 표준편차는 4.21 (SD=.46)이다. 또한 아동의 또래놀이 상호작용에 대한 하위 범주인 놀이 상호작용, 놀이방해, 놀이단절의 평균과 표준편차는 각각 3.11 (SD=.39), 2.20 (SD=.45), 1.56 (SD=.45)인 것으로 나타났다. 아동의 또래놀이 상호작용에 대한 하위 범주 중에서 긍정적 상호작용인 놀이 상호작용의 평균 점수가 가장 높고 부정적 상호작용인 놀이 방해와 놀이 단절은 놀이 상호작용에 비해 낮게 나타났다. 이러한 결과는 교사들이 유아들에게 놀이 방해나 놀이 단절과 같은 부정적 상호작용 보다는 긍정적 놀이 상호작용의 상황을 더 많이 관찰하는 것으로 해석할 수 있다.
각 변인들 간의 관계를 알아보기 위해 Table 3을 통해 변인 간 상관관계를 알아본 결과 각 변인간의 관계가 모두 유의한 것으로 나타났다. 교수효능감은 교실환경과 교사-유아상호작용, 또래놀이 상호작용의 하위 범주인 놀이 상호작용과 정적 상관관계를, 놀이 방해와 놀이 단절과는 부적 상관관계를 보이는 것으로 나타났다. 또한 교실환경은 교사-유아 상호작용, 놀이 상호작용과는 정적 상관관계를, 놀이 방해와 놀이 단절과는 부적 상관관계를 보였다. 교사-유아 상호작용은 놀이 상호작용과는 정적 상관관계를, 놀이 방해와 놀이 단절과는 부적 상관관계를 보였다. 이러한 결과는 또한 변인간의 상관관계가 최대 .674로 나타났으며 이것은 독립변인간의 상관관계가 절대값 .8 이상일 경우 높은 상관관계로 인해 추정치에 오차가 발생할 수 있는 다중공선성을 의심할 만한 수준은 아니었다.
2. 교수효능감, 교실환경 및 교사-유아 상호작용이 또래놀이 상호작용에 미치는 영향(구조모델분석)
1) 구조모델의 적합성
본 연구에서 제시하는 가설모델을 분석하기 위해 선행연구의 이론을 근거로 교수효능감, 교실환경 및 교사-유아상호작용이 또래놀이 상호작용에 미치는 구조모형의 영향력을 살펴보기 위한 모델을 설정하여 그 적합성을 알아보았으며 이는 Figure 3에서 볼 수 있다.
모델의 적합성 평가는 구조모형이 가정에 얼마나 적합한가를 살펴보는 절차라고 할 수 있다. 적합성 평가는 기본적으로 모델의 전반적인 부합도를 평가하는 절대적합지수(absolute fit measures), 기초모형에 대한 제안모형의 부합도를 평가하는 증분적합지수(incremental fit measures), 모형의 복잡성과 객관성의 차이를 비교하는 간명적합지수(parsimonious fit measures) 등을 이용한다[24].
본 연구에서는 절대적합지수에 해당하는 GFI, adjusted GFI (AGFI), root mean square residual (RMR)을, 증분적합지수에 해당하는 NFI, 간명적합지수에 해당하는 Tucker-Lewis index (TLI)와 root mean square error of approximation (RMSEA)을 통해 모델의 적합도를 평가하였다. 일반적으로 RMR은 .05-.08 사이면 적합하다고 평가하며 RMSEA는 .05 이하면 좋은 적합도, .08 이하면 괜찮은 적합도, .10 이하면 보통 적합도, .10이 넘어가면 나쁜 적합도라고 평가한다[5, 28]. 본 연구의 최종모델의 분석을 통한 적합도 검정결과를 Table 4에 나타냈다.
Table 4에 제시된 최종모델 지수표에 따르면 RMR=.004, GFI=.994, AGFI=.977, NFI=.987, incremental fit index (IFI)=.991, TLI=.978, RMSEA=.047로 나타났다. 따라서 최종 모델의 적합도 지수는 적합성 평가를 통해 모델을 채택하는데 양호하여 연구를 진행하는데 무리가 없는 것으로 밝혀졌다.
2) 최종모델 분석
본 연구에서 선정한 최종모델의 결과는 다음과 같다. 교수효능감→교사-유아 상호작용→아동의 또래놀이 상호작용, 교실환경→교사-유아 상호작용→아동의 또래놀이 상호작용에 미치는 영향력을 파악하기 위해 최종 모델에서 각 변인 간의 관계를 구체적으로 살펴보기 위한 경로계수(regression weights)를 Table 5에 제시하였다. 경로계수의 통계적 유의수준은 t 값을 통해 판단하는 데 구조방정식에서는 t 값을 기각역(critical ratio, CR)으로 표현한다[30]. 본 연구에서 기각역은 일반적 기준(p＜.05)인 t=1.96의 기준으로 기각여부를 검정한다. 그러나 구조방정식 특성상 적합도 검정결과가 우수하므로 변인간의 경로의 계수가 통계적으로 유의하지 않다고 하더라도 무의미한 것으로 보지 않는다[40].
또한 경로계수의 표준화 계수를 이용하여 각 경로 간 직접효과와 간접효과 그리고 이를 더한 총 효과를 Table 6에 제시하였다.
Table 6을 통해 본 연구의 최종모델의 직·간접 효과와 이를 더한 총 효과를 살펴보면 다음과 같다. 교수효능감이 교사-유아 상호작용에 미치는 직접효과는 58.5%인 것으로 나타났다. 이는 교사의 교수효능감이 높을수록 교사-상호작용의 질에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석할 수 있다. 다음으로 교실환경 역시 교사-유아 상호작용에 22.5%의 직접효과를 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 교실안의 자료들이 배치가 적절하고 발달에 적합하며, 다양성, 충분성이 확보될수록 교사-상호작용의 질에 긍정적인 영향을 미치는 것으로 해석된다. 또한 매개 변인인 교사-유아 상호작용은 아동의 또래놀이 상호작용에 22.9%의 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 교사-유아 상호작용의 질이 높을수록 아동의 긍정적 또래놀이 상호작용에 긍정적인 영향을 미치고 놀이단절과 방해와 같은 부정적 상호작용을 감소시키는 효과를 보이는 것으로 나타났다.
교수효능감 변인은 아동의 또래놀이 상호작용에 통계적으로 유의한 영향을 미치지는 않지만 매개변인인 교사-유아 상호작용을 매개로 13.4% (.585×.229) 긍정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 또한 교실환경 변인은 아동의 또래놀이 상호작용에 9.7%의 직접효과를 미치며 교사-유아 상호작용 변인을 매개로 5.2% (.225×.097)의 간접효과를, 그리고 이를 더한 총 효과는 14.9%인 것으로 나타났다.
따라서 교수효능감과 교실환경은 교사-유아 상호작용을 매개로 아동의 또래놀이 상호작용에 간접적인 영향을 미치는 것으로 나타나 매개효과의 유의성을 검증할 필요가 있다. 간접효과의 유의성을 검증하는 방법은 크게 Sobel의 검정과 Amos 프로그램을 통한 부트스트래핑이 있다. 본 연구에서는 부트스트래핑을 이용하였으며 부트스트래핑은 다변량 정규분포를 따른다는 통계적 가정의 제약으로부터 자유로운 비모수적 추론을 제공한다. 즉, 모집단의 분포에 모수적 가정을 하지 않고 표본자료의 추론으로 모수를 추론하게 된다[60]. 부트스트래핑을 통하여 매개효과를 검증한 결과 유의 확률이 모두 p=.001로 p＜.05이기 때문에 유의한 것으로 밝혀졌다. 이를 통해 교수효능감이 아동의 또래상호작용에 영향을 미치는 경로에서 교사-유아 상호작용이 완전매개 역할을 하는 것을 알 수 있다. 또한 교실환경은 아동의 또래놀이 상호작용에 있어 직접효과 뿐만 아니라 교사-유아 상호작용을 매개로 간접효과를 미침으로써 총 효과가 증폭되는 결과를 보여주었다. 이를 통해 아동의 또래놀이 상호작용은 교실환경이 아동의 또래놀이 상호작용에 영향을 미치는 경로에서 부분매개 역할을 하고 있음을 알 수 있다.
논의 및 결론
본 연구에서는 선행연구를 기초로 교수효능감과 교실환경이 교사-유아간의 상호작용을 매개로 또래놀이 상호작용에 미치는 영향과 그 경로에 대한 구조적 관계를 밝혔다.
교사의 교수효능감과 교실환경이 또래놀이 상호작용에 미치는 직접적인 영향과 교사-유아 상호작용을 매개로 또래놀이 상호작용에 미치는 간접적인 영향을 반영하여 가설모델을 설정해 분석한 결과 적합도가 우수한 것으로 나타났다. 즉 교사-유아 상호작용의 매개효과에 관한 본 연구의 결과는 교수효능감과 교실환경이 교사-유아 상호작용을 매개로 또래놀이 상호작용에 영향을 미치는 것으로 나타났으며 연구문제에 따른 구체적인 논의 및 결론은 다음과 같다.
첫째, 교사의 교수효능감은 또래놀이 상호 작용에 직접적인 영향은 미치지 않는 것으로 나타났다. 교수효능감은 교사가 가진 개인적인 변인으로써 교사의 교육활동에 중요한 역할을 한다. 그러나 교사가 배제된 상태에서 또래놀이에 영향을 줄 수 있는 요소는 아니기에, 교사와 유아가 교육활동에 참여하고 상호작용이 이루어질 때 영향을 미치게 되며, 본 연구에서 역시 또래놀이 상호작용에 직접적인 영향은 없으나 간접적으로 영향을 주고 있어 완전 매개로서의 역할을 하는 것으로 나타났다. 경로를 살펴보면 교수효능감이 높은 교사는 교사-유아 상호작용이 활발하게 되고, 이를 매개로 또래놀이 상호작용에도 긍정적인 영향을 미치고 있음을 알 수 있다. 이 결과는 교수효능감이 높은 교사일수록 유아가 활동에 흥미와 기대를 가지고 적극적으로 참여, 몰입하도록 하며, 유아들이 자유놀이에 긍정적으로 참여하는 수준이 높다는 Kweon과 Moon [41], An [2]의 연구결과와 맥을 같이하며 이는 또래놀이 상호작용이 활발하게 이루어지기 위해서는 교사가 높은 교수효능감을 가질 수 있도록 노력이 필요함을 의미한다.
높은 교수효능감은 교사로 하여금 유아들과의 상호작용에서 긍정적인 영향을 미칠 수 있다는 자신에 대한 믿음을 갖게 하고, 유아들에게 수용적인 태도를 갖고 이에 필요한 환경과 자료를 제공하게 되므로[2, 10, 26] 또래 간 긍정적 상호작용을 격려하게 된다. 따라서 교사가 가진 교수효능감은 유아에게 실행되는 교육의 전반적인 부분에 영향을 미친다고 볼 수 있다. 이에 교사의 교수효능감 향상은 교육의 질을 높이고 교사-유아의 상호작용이 활발하게 이루어지며, 이로 인해 본 연구의 결과와 같이 또래놀이 상호작용 또한 높이므로, 이를 위한 여러 방안이 필요하다. 교수 효능감은 Bandura [4]의 자기 효능감에 대한 이론에 근거를 두고 있으며 이를 높이기 위해서는 성공경험, 대리경험, 사회적 설득, 생리적 상태를 어떻게 하는가에 따라 달라진다고 보고 있다. 즉 이 네 가지 정보원이 교사의 역할수행에 대한 개인 능력의 정보를 제공하고 교사들은 그 정보들을 인지적으로 처리하는 과정을 통하여 교사 효능감을 형성하게 되는 것이다[23].
그러므로 이를 바탕으로 교사들은 교사 효능감을 높이기 위한 구체적인 방안이 필요하며, 본 연구를 통해 제시하면 우선, 성공 경험은 과거의 경험을 통해 기대하는 바가 달라지는 만큼 교사는 유아들과의 효율적인 상호작용의 기회를 많이 가지려는 시도를 통해 활발한 또래놀이 상호작용으로 이어질 수 있는 경험이 필요하다. 다음으로 성공적인 다른 모델의 성공 또는 실패를 통해 같은 경험을 하게 될 자신에 대한 기대감으로 볼 수 있는 대리경험은 성공적인 교사-유아 상호작용 뿐만 아니라 또래놀이 상호작용을 활발하게 이끄는 동료교사를 모델링함으로써 가능할 수 있다. 또한 사회적 설득은 주변의 지지에 따라 달라질 수 있음을 인지하고 교사효능감을 높이기 위한 기관 내의 분위기를 함께 조성하는 것도 하나의 방안이 될 수 있다. 마지막으로 생리적 상태의 경우 매우 개인적인 부분이며, 스스로 조절하기 위한 노력이 요구되는 부분으로 이는 스스로를 점검하고 체계적으로 어려움을 극복하기 위한 계획을 통해 가능하다. 즉 교사-유아 상호작용이 실행되는 과정에서 스스로 갖는 어려움이나 원인에 대해 먼저 파악이 이루어지고 이를 순서에 따라 보완해 간다면 활발한 교사-유아의 상호작용으로 이어질 것이며, 본 연구의 결과와 같이 또래놀이 상호작용을 높임으로써 유아의 사회성 발달에 긍정적일 것이다. 그러므로 교사는 교사효능감을 높이기 위한 노력을 지속적으로 수행하고, 이를 위한 기관 시스템이 구축되면 활발한 또래놀이 상호작용을 통해 유아의 사회성 발달을 도모할 수 있을 것으로 예상된다.
둘째, 교실환경은 교사-유아 상호작용을 매개로 또래놀이 상호작용에 직·간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 교실 환경은 또래놀이 상호작용에 직접적으로 영향을 미칠 뿐만 아니라 교사-유아 상호작용을 매개로 간접적으로도 영향을 미치는 변인이었다. 이는 문해적 교실환경이 교사와 유아 간의 상호작용에 언어적 영향을 크게 미치고, 또래 간의 놀이를 자극하며 주어진 환경을 활용한 상호작용이 활발하게 이루어졌다는[27]의 연구와 유사한 결과라고 볼 수 있다. 유아들은 주어진 환경 속에서 경험하는 차이가 크다. 즉 교육기관의 환경은 유아에게 지대한 영향을 미치며, 이 중 가장 많은 시간을 보내는 교실의 경우 더욱 그러하다.
그러므로 본 연구의 문항과 같이 교실 내의 공간이 연령과 흥미, 발달특성을 고려한 공간인지 교실 내의 자료가 다양하고 유아들의 발달을 돕는 것인지는 매우 중요한 부분이라고 볼 수 있다. 현대사회의 경우, 맞벌이 부부의 증가로 인해 유아교육기관에 맡겨지는 유아의 수가 증가하였고 교육의 기회도 확대되면서 이로 인해 전인적인 성장과 발달을 돕는 유아교육기관에 대한 수요가 증가하게 되었다[43]. 따라서 유아교육기관은 제2의 생활공간으로서 집과 같이 안락하고 이 시기에 이루어지는 다양한 발달에 충분한 자극이 될 수 있는 공간을 제공해야 한다[16]. 이는 유아교육기관의 환경이 어떠한가에 따라 유아들의 성장과 발달에 미치는 영향이 좌우될 수 있음을 의미하며, 영유아들에게 효율적이고 적합한 환경을 제공해주기 위해 보육시설 평가인증과정 역시 환경에 대한 중요성을 인지하고 이에 대한 기준을 제시하고 보육환경을 첫 번째 평가항목으로 두고 있다[56].
특히 교실환경이 갖는 여건에 따라 유아의 놀이행동에 차이가 있음을 나타내는 선행연구[48]가 이를 뒷받침한다. 먼저 교실환경에서 공간의 너비의 차이로 인한 놀이행동의 특성을 살펴보면, 유아들은 활동 공간이 넓을수록 놀이의 형태가 다양해지고 신체의 움직임이 커지며, 또래간의 언어적 상호작용은 줄어든다. 반대로 공간이 좁을수록 또래간의 언어적 상호작용은 증가하나 그 안에서 나타나는 언어적 갈등도 증가하는 것으로 나타났다. 그리고 교실 내의 자료 제공, 배치, 자료의 종류 등에 따라 유아들의 상호작용에 미치는 영향도 달랐다. Kim과 Lee [29]의 연구에서는 문식성 자료를 중심으로 이를 얼마나 풍부하게 제공하며 이러한 자료들을 유아가 얼마나 쉽게 사용할 수 있는지, 교실에서 진행되는 교육활동과 얼마나 긴밀하게 관련성이 있는지, 또한 유아들의 흥미를 끌 수 있도록 배치되어 있는지, 얼마나 실제적인지에 따라 유아들의 상호작용에 미치는 영향은 다르게 나타날 수 있다고 하였다. 그러므로 교사는 어떤 환경 속에서 유아들의 상호작용이 활발하게 이루어질 수 있는지에 대한 평가를 통해 교실환경을 변화시킬 수 있으며[12], 어떤 교실환경 속에서 활발한 교사-유아 상호작용과 또래놀이 상호작용이 가능한지에 대한 경험을 바탕으로 유아의 또래놀이 상호작용을 위한 긍정적인 교실환경을 구성할 수 있도록 할 것이다. 따라서 또래놀이 상호작용을 증가시키기 위해서는 교실환경의 변화가 영향을 줄 수 있음을 인지하고 필요한 자료, 자료 배치, 공간구성 등 효율적인 환경 속에서 충분히 활용하며 활발하게 또래놀이 상호작용이 가능할 수 있도록 이를 위한 교실환경을 제공해 줄 수 있도록 해야 한다.
본 연구에서 밝힌 교사의 교사효능감과 교실환경이 또래놀이 상호작용에 미치는 영향과 각 변인과의 관계를 토대로 유아들의 사회성 발달을 지원하기 위한 구체적 방안수립을 위한 후속연구가 활발히 이루어지기를 기대한다. 이를 위해, 본 연구의 제한점을 바탕으로 한 후속연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 또래놀이 상호작용에 미치는 변인들을 교수효능감과 교실환경으로 한정 지었다. 이는 교육기관에서의 주요환경을 인적 환경과 물리적 환경으로 나누어 각각의 대표적인 환경으로 교사와 교실환경을 들어 이로 인해 또래놀이 상호작용에 미치는 영향에 대해 알아본 것으로, 부모와의 관계성은 배제하였다. 그러므로 부모가 가진 양육효능감이나, 만족도가 유아의 또래놀이 상호작용에 미치는 연구가 이루어짐으로써 유아의 사회성 발달에 부모가 미치는 부모 개인 변인에 대한 연구로 이어질 수 있을 것으로 예상된다.
둘째, 본 연구에서는 유아 개인이 가진 변인과 또래놀이 상호작용과의 관계에 대한 분석은 이루어지지 않았다. 유아의 사회성 발달은 아동의 기질과 의사소통능력 등 아동의 개인적 특성과 관련이 있다[29]. 따라서 선행연구를 통해 유아의 개인적 특성과 관련된 변인을 선정하여 아동의 사회성 발달과의 구조적 관계를 살펴본다면 아동의 사회성 발달에 긍정적 영향을 미치는 풍부한 자료를 제공할 수 있을 것으로 생각한다.
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