교사-유아의 친밀감과 유아의 또래상호작용의 관계에서 부정적 정서성의 중재효과

Moderating Effect of Negative Emotionality on the Association between Teacher-Child Intimacy and Peer Interaction

Article information

Hum. Ecol. Res. 2015;53(4):405-412

Publication date (electronic) : 2015 August 18

doi : https://doi.org/10.6115/fer.2015.032

Ye Jin Yi ¹, Yoo Lim Shin^,²

¹Korea Institute of Child Care and Education, Seoul, Korea

²Department of Child & Family Studies, The Catholic University of Korea, Bucheon, Korea

이예진¹, 신유림^,²

¹육아정책연구소

²가톨릭대학교 아동학 전공

Corresponding Author: Yoo Lim Shin Department of Child & Family Studies, The Catholic University of Korea, 43 Jibong-ro, Wonmi-gu, Bucheon 14662, Korea Tel: +82-2-2164-4487 Fax: +82-2-2164-4778 E-mail: yoolim@catholic.ac.kr

Received 2015 January 27; Revised 2015 March 5; Accepted 2015 April 2.

Trans Abstract

This study investigated the moderating effect of negative emotionality on the association between teacher-child intimacy and peer interaction based on a differential susceptibility model. The participants were 252 three-year-old children recruited from a day care center and preschool located in Incheon and Gyeonggi province. The teacher-child relationship was measured on a Student-Teacher Relationship Scale. This measure is a type of teacher’s report with ratings based on a teacher’s daily observations. This scale is composed of closeness items on the degree of warmth and open communication in teacher-child relationships. Peer interactions were measured with a Penn Interactive Peer Play Scale. This measure is composed of play interaction items, play disruption items and play disconnection. Negative emotionality was measured with Child Behavior Questionnaire. Teachers measured teacher-child intimacy and peer interaction scales. Parents reported children’s negative emotionality. The research showed that negative emotionality moderated the association of teacher-child intimacy, play interaction, play isolation and play disruption. The magnitude of association between teacher-child intimacy and play disconnection as well as play interaction was greater for high levels of negative emotionality. Teacher-child intimacy was significantly associated with play disruption only for high levels of negative emotionality. The findings of this study support a differential susceptibility model.

Keywords: teacher-child intimacy; negative emotionality; play interaction

서론

유아기 또래집단은 유아의 사회성발달에 직접적인 영향을 주는 미시체계로 유아들은 또래와 일상적인 상호작용을 하며 사회적 유능감을 발달시킬 수 있다. 유아기 또래관계는 환경요인과 유아 개인요인에 의해 영향을 받을 수 있다. 환경요인 중 특히 학급의 유아교사는 유아의 또래관계에 영향을 미칠 수 있는 주요 요인이다. 유아교사는 유아들 사이의 상호작용을 관리하고 중재하는 역할을 하고 유아와 친밀한 관계를 맺으면서 유아가 또래와 원만한 상호작용을 할 수 있는 정서적 안정감과 지원을 제공해줄 수 있다.

교사-아동의 관계가 아동의 또래관계에 영향을 미칠 수 있음을 입증하는 연구결과를 보면 다음과 같다. 교사와 친밀한 관계를 맺은 아동은 또래집단으로부터 수용되는 정도가 높았다[11]. 교사와 아동 사이의 지원적인 상호작용은 아동의 학급참여, 과제 완수 및 또래 선호와 같은 전반적인 학교적응에 긍정적인 영향을 주었으며[24], 아동의 자기 주장성과 또래 유능감에도 영향을 미쳤다[27]. Luckner와 Pianta [23]의 연구에 의하면 교사가 아동에 대하여 정서적 지원을 제공하는 학급의 경우, 학급 아동들 사이에 친사회적 행동의 빈도가 높았다. 또한 교사의 정서적 지원은 아동의 사회적 기술을 발달시키고 내면화 문제행동과 또래 간 공격성의 정도를 감소시키는 효과가 있었다[4].

국내연구결과를 보면 교사와 갈등 및 의존성이 높은 유아와 비교하여 교사와 친밀한 관계를 형성한 유아는 긍정적인 또래관계를 형성하였으며[14, 20]. 교사의 긍정적인 정서표현이 또래와의 상호작용에서 유아의 긍정적인 행동에 영향을 주었다[5]. 반면에 교사와 관계에서 갈등을 경험한 아동은 또래 놀이를 방해하거나 놀이가 단절되는 부적응적인 또래상호작용 양상을 보였다[17].

특히 교사-아동의 친밀감은 또래관계에 어려움을 경험할 수 있는 취약한 특성을 지닌 아동의 또래관계에 더 큰 영향을 미칠 수 있다. Taylor [31]의 연구에 의하면, 또래집단으로부터 거부되는 아동들이 교사와 긍정적인 관계를 형성하면 이후 또래 거부 정도가 감소되는 경향을 보였다. 또한 교사의 정서적 지원은 발달적으로 취약한 아동의 또래 수용정도를 증가시키고 또래 거부 및 괴롭힘 피해를 감소시키는 효과가 있었다[10]. Gest와 Rodkin [9]의 연구에서도 교사가 사회적으로 위축적인 아동에게 공감과 지원을 제공하는 학급에서는 위축적인 아동에 대한 또래집단의 선호도 수준이 증가하였다. Hamre와 Pianta [11]의 종단연구결과를 보면, 교사와 아동 관계에서 갈등과 의존성이 낮은 아동들은 문제행동의 정도가 점차 감소되었으며 특히 이러한 아동들 중에서 발달 초기에 문제행동의 정도가 높은 아동에게 교사-아동관계의 영향력이 더욱 크게 작용하였다.

유아의 또래관계는 교사와의 관계와 같은 환경적 요인뿐만 아니라 유아의 기질적 특성과 같은 개인 요인에 의해 영향을 받는다. 기질적 특성 중 부정적 정서성은 분노, 두려움, 슬픔 및 좌절과 같은 정서 표현의 정도가 높음을 의미하며 이는 부적응적 또래 관계를 야기할 수 있다. 부정적 정서성의 정도가 높은 아동은 친사회적인 행동을 하지 못하고 공격성 및 위축적인 행동을 보이므로, 또래들에게 수용되기 어렵다. 또한 이런 아동들은 빈번하게 또래 거부를 경험하게 되며 충동적이고 공격적인 성향으로 인하여 또래와의 긍정적인 상호작용이 어려울 수 있다.

선행연구에서는 부정적 정서성을 까다로운 기질의 구성요인이며 아동의 발달과정에서 취약성 또는 병적소질(diathesis)로 또래 관계의 부적응을 일으키는 위험요인으로 간주되어 왔다. 예를 들어, 이중 위험 취약성 모델(dual risk vulnerability)에 의하면 아동의 발달 과정에서 부정적 정서성이 높은 아동이 부정적인 양육을 받게 되면 이러한 두 가지 요인이 함께 아동의 문제행동과 부적응을 야기시키는 요인으로 작용하게 된다[3, 8, 25].

그러나 최근 연구자들은 차별적 민감성 모델(differential susceptibility model)을 제안하고 있다. 이 모델을 제안한 Belsky [1, 2]에 의하면 아동들은 신경계의 민감성 정도에 개인차가 있고 이로 인하여 환경의 영향에 반응하는 정도가 다르며, 신경계의 민감성 정도가 높은 경우 양육환경의 영향력이 더 크게 작용할 수 있다. Belsky [1]에 의하며 아동의 기질 특성 중 부정적 정서성은 환경에 대한 민감성을 나타내는 행동 지표이므로 부정적 정서성의 수준이 높은 아동은 신경계 민감성의 정도가 높으며 부정적 및 긍정적 환경에 의해 더 큰 영향을 받을 수 있다. 따라서 이러한 성향의 아동들이 지원적인 양육을 받게 되면 높은 수준의 발달적 성취를 보일 수 있다.

최근에는 부정적 정서성이 높은 아동의 발달에 대하여 부모의 양육환경뿐만 아니라 보육환경의 영향으로 연구가 확대되고 있다. Pluess와 Belsky [28]의 연구에서는 보육경험이 아동의 문제행동과 사회적 유능감에 미치는 영향을 분석한 결과, 보육유형과 보육기간과 같은 변인은 영향력이 없었으나 교사의 민감성이 주요 영향요인이었으며 특히 부정적 정서성이 높은 유아에게만 교사의 민감성의 영향력이 입증되었다.

최근 어린 연령부터 유아교육기관에 다니는 영유아들의 수가 증가하는 상황을 고려해볼 때, 유아가 기관에서 만나는 교사 및 또래와의 관계는 유아 발달에 직접적인 영향을 미치는 주요한 요인으로 작용할 수 있다. 애착이론에 기초해볼 때, 부모뿐만 아니라 교사와 유아의 친밀감은 유아에게 정서적 안정기지 역할을 해주며, 교사와 친밀한 상호작용의 경험은 유아에게 또래관계에 필요한 사회적 기술을 발달시킬 수 있게 해준다[15, 22]. 특히 부정적 정서성의 수준이 높은 유아의 경우 또래와 긍정적인 상호작용을 하기 어려울 수 있으나 차별적 민감성 모델에 근거하여 교사와의 친밀한 관계의 경험이 이런 유아에게 큰 영향력으로 작용할 수 있을 지 모색해볼 필요가 있다. 관련된 국내 선행연구를 보면, 교사-아동 관계와 또래관계의 관련성을 보고한 연구와[20], 부정적 정서성이 아동의 사회적 유능감에 미치는 주효과를 분석한 연구들이 있으나[18, 19], 차별적 민감성 모델을 기초로 교사-아동관계와 또래관계의 관련성에서 부정적 정서성의 중재효과를 규명한 연구는 아직 부족하다.

따라서 본 연구에서는 아동의 부정적 정서성과 또래상호작용 간의 관련성을 알아보고 차별적 민감성 모델을 기초로 아동의 부정적 정서성을 중재변인으로 설정하여 교사-아동의 친밀감이 또래상호작용에 미치는 영향이 부정적 정서성의 수준에 따라 다른지 알아보고자 한다. 이러한 연구목적 하에 설정된 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1. 아동의 부정적 정서성은 또래상호작용과 상관관계가 있는가?
연구문제 2. 아동의 부정적 정서성은 교사-아동 관계의 친밀감과 또래상호작용 간의 관계를 중재하는가?

연구방법

1. 연구대상

본 연구는 경기, 인천지역에 위치한 4개의 사립유치원과 7개 어린이집을 포함한 총 11개의 유아교육기관에서 자료가 수집되었다. 본 연구의 목적을 설명하고 연구 참여에 동의한 유아교육기관에서 재원 중인 만 3세 유아 252명을 대상으로 조사를 실시하였다. 연구 대상 유아들을 성별로 보면 남아는 136명(54.0%)이며 여아는 116명(46.0%)이었다.

2. 측정도구

1) 교사-유아의 친밀감

교사-유아의 친밀감은 Pianta 등[27]의 Student-Teacher Relationship Scale (STRS)을 사용하여 측정하였다. 이 척도는 교사 보고형의 4점 척도이며 점수가 높을수록 교사와 유아 사이의 친밀감의 정도가 높음을 의미한다. 본 연구에서는 척도의 총 3개 하위영역 중 친밀감 12문항을 사용하였다(예: 나는 이 유아와 애정적이고 따뜻한 관계를 나누고 있다, 이 유아는 평소에도 나의 말과 행동을 잘 따른다) 친밀감의 신뢰도는 Cronbach α=.83으로 나타났다.

2) 부정적 정서성

Rothbart [29]의 Child Behavior Questionnaire (CBQ)를 Kwon [16]이 번안·수정하여 사용한 부정적 정서성에 관한 하위척도 문항을 사용하였다. CBQ는 3-8세 아동의 기질 특성을 측정하기 위하여 교사가 평소 아동이 나타내는 행동을 평정하는 것으로 총 8문항으로 구성되었다(예: 하고 싶은 것을 못하게 하면, 금방 화낸다). 5점 Likert 척도로서, 점수가 높을수록 부정적 정서성의 정도가 높음을 의미한다. 부정적 정서성의 신뢰도는 Cronbach α=.92이었다.

3) 또래상호작용

유아의 또래상호작용은 Fantuzzo 등[7]이 제작한 또래 놀이 상호작용(Penn Interactive Peer Play Scale, PIPPS)을 Choi와 Shin [6]이 번안하고 수정한 설문지를 사용하여 측정하였다. PIPPS는 놀이 내에서의 또래상호작용의 질을 측정하는 문항으로 구성되며 교사의 관찰을 토대로 평정된다. 이 척도는 3개 하위영역으로 구성된 30문항의 5점 Likert 척도로 놀이 상호작용 9문항, 놀이 방해 13문항, 놀이 단절 8문항이다. 점수가 높을수록 각 하위영역에 대한 행동을 많이 보이는 것을 의미한다. 각 하위척도별 Cronbach 값은 놀이상호작용 .81, 놀이단절 .85, 놀이방해 .87이었다.

3. 연구절차 및 자료 분석

경인지역 유아교육기관을 방문하여 연구에 협조한 11개 시설에 설문지를 배부하고 완성된 설문지를 수거하였다. 수집된 자료는 IBM SPSS ver. 22.0 (IBM Co., Armonk, NY, USA)으로 다음과 같이 분석하였다. 측정변인들의 평균과 표준편차를 계산하고 변인들 간의 상관관계는 Pearson Correlation으로 분석하였으며 회귀분석을 사용하여 교사-아동 관계의 친밀감과 또래상호작용의 관계에서 부정적 정서성의 중재효과를 분석하였다.

연구결과

1. 측정변인들의 기술 통계치

본 연구에서 측정된 변인들의 평균과 표준편차는 Table 1에 제시되어 있다. 교사-유아 친밀감의 평균 점수는 4점 척도에서 2.17이었고 부정적 정서성의 평균점수는 4점 척도에서 2.09로 나타났다. 놀이상호작용은 3.19로 4점 척도에서 평균보다 높은 수준이었으며, 놀이방해는 2.35, 놀이단절은 1.89로 나타났다.

Table 1.

Mean and SD of Variables (N=252)

2. 측정변인들 간의 상관관계

측정변인들 간의 상관관계를 분석한 결과는 Table 2에 제시되어 있다. Table 2에 의하면, 교사-유아의 친밀감은 부정적 정서성과 부적인 상관관계가 있었으며(r=-.136, p＜.001), 놀이상호작용과는 정적인 상관관계가 있었고(r=.386, p＜.001), 놀이방해(r=-.327, p＜.001) 및 놀이단절(r=-.243, p＜.001)과는 부적인 상관관계가 나타났다. 부정적 정서성은 놀이상호작용과는 부적인 상관관계가 있었으며(r=-138, p＜.001), 놀이방해(r=.529, p＜.001)와 놀이단절(r=.714, p＜.001)과는 높은 정적 상관관계가 있었다.

Table 2.

Correlations between Variables (N=252)

3. 교사-유아의 친밀감과 유아의 또래상호작용 관계에서 부정적 정서성의 중재효과

위계적 회귀분석을 사용하여 교사-유아의 친밀감과 또래상호작용의 관계에서 부정적 정서성의 중재효과를 분석한 결과는 다음과 같다. 1단계에 독립변인인 교사-유아 친밀감과 부정적 정서성을 투입하고, 2단계에 상호작용변인을 투입하였다. 놀이상호작용, 놀이단절 및 놀이방해를 종속변인으로 회귀분석을 실시한 결과는 다음에 제시되어 있다.

놀이상호작용을 종속변인으로 분석한 Table 3의 결과를 보면, 1단계에 투입된 교사-유아 친밀감(β=.374, p＜.001)과 부정적 정서성(β=-.087 p＜.05)은 유의미한 영향력이 있었으며, 놀이상호작용을 15.6% 설명하였다. 2단계에서는 투입된 상호작용변인은 유의미한 영향력이 있었으며(β=-.240, p＜.01) 종속변인을 추가로 9% 설명하였다. 즉 중재변인인 부정적 정서성의 정도에 따라 교사-유아 친밀감이 놀이상호작용에 미치는 영향이 다를 수 있음을 의미한다.

Table 3.

Moderating Effect of Negative Emotionality on the Association between Play Interaction and Teacher-Child Intimacy (N=252)

중재변인인 부정적 정서성의 평균에서 +1 SD와 –1 SD를 기준으로 상하집단을 구분하고, 단순회귀분석을 사용하여 각 집단 별로 교사-유아 친밀감이 놀이상호작용에 미치는 영향을 분석한 결과는 다음과 같다. 상집단의 경우, 교사-유아의 친밀감은 놀이상호작용을 유의미하게 예언해주었으며(β=.519, p＜.001), 하집단의 경우에도 유의미한 예언력이 있었으나(β=.340, p＜.001). 상집단과 비교하여 그 정도가 낮았다. 즉 부정적 정서성이 정도가 낮은 유아와 비교하여 높은 유아의 경우에 교사-유아의 친밀감이 놀이상호작용에 미치는 영향력이 더 클 수 있음을 알 수 있다. 이러한 부정적 정서성의 중재영향에 대한 결과는 Figure 1에 제시되어 있다.

Figure 1.

Moderating effect of negative emotionality on the association of play interaction and teacher-child intimacy.

놀이단절을 종속변인으로 분석한 결과는 Table 4에 제시되어 있다. 1단계에 투입된 교사-유아의 친밀감(β=-.260, p＜.001)과 부정적 정서성(β=.493, p＜.001)은 유의미한 영향력이 있었으며, 또래단절을 34.6% 설명하였다. 2단계에서는 투입된 상호작용변인은 유의미한 영향력이 있었으며(β=.375, p＜.001) 종속변인을 추가로 2.1% 설명하였다. 즉 중재변인인 부정적 정서성의 정도에 따라 교사-유아의 친밀감이 놀이단절에 미치는 영향이 다를 수 있음을 보여준다.

Table 4.

Moderating Effect of Negative Emotionality on the Association of Play Disconnection and Teacher-Child Intimacy (N=252)

중재변인인 부정적 정서성의 평균에서 +1 SD와 –1 SD를 기준으로 상하집단을 구분하고, 단순회귀분석을 사용하여 각 집단 별로 교사-유아의 친밀감이 놀이단절에 미치는 영향을 분석한 결과는 다음과 같다. 상집단의 경우, 어머니-유아 친밀감은 놀이단절을 유의미하게 예언해주었으나(β=-.392 p＜.001), 하집단의 경우에도 유의미한 예언력이 없었다(β=-.099, p＞.05). 즉 부정적 정서성이 정도가 높은 유아의 경우에만 교사-유아의 친밀감이 놀이단절의 정도를 감소시키는 효과가 있음을 알 수 있다. 이러한 부정적 정서성의 중재 영향에 대한 결과는 Figure 2에 제시되어 있다.

Figure 2.

Moderating effect of negative emotionality on the association of play disconnection and teacher-child intimacy.

놀이방해를 종속변인으로 분석한 결과는 Table 5와 같다. 1단계에 투입된 교사-유아의 친밀감(β=-.149, p＜.001)과 부정적 정서성(β=.694 p＜.001)은 유의미한 영향력이 있었으며, 놀이방해를 53.2% 설명하였다. 2단계에서는 투입된 상호작용변인은 유의미한 영향력이 있었으며(β=.670, p＜.001) 종속변인을 추가로 6.6% 설명하였다. 즉 중재변인인 부정적 정서성의 정도에 따라 교사-유아 친밀감이 놀이방해에 미치는 영향이 다를 수 있음을 보여준다.

Table 5.

Moderating Effect of Negative Emotionality on the Association of Play Disruption and Teacher-Child Intimacy (N=252)

중재변인인 부정적 정서성의 평균에서 +1 SD와 –1 SD를 기준으로 상하집단을 구분하고, 단순회귀분석을 사용하여 각 집단 별로 교사-유아의 친밀감이 또래방해에 미치는 영향을 분석한 결과는 다음과 같다. 상집단의 경우, 교사-유아의 친밀감은 놀이방해를 유의미하게 예언해주었으며(β=-.272, p＜.001), 하집단의 경우에도 유의미한 예언력이 있었으나(β=-.227, p＜.001) 상집단과 비교하여 그 영향력의 정도가 낮았다. 즉 부정적 정서성의 정도가 낮은 유아와 비교하여 높은 유아의 경우에 교사-유아의 친밀감이 놀이방해의 정도를 감소시키는 더 큰 효과 있음을 알 수 있다. 이러한 부정적 정서성의 중재 영향에 대한 결과는 Figure 3에 제시되어 있다.

Figure 3.

Moderating effect of negative emotionality on the association of play disruption and teacher-child intimacy.

논의

본 연구는 차별적 민감성 모델에 기초하여 교사-유아의 친밀감과 또래상호작용의 관계에서 부정적 정서성의 중재 영향을 알아보고자 하였다. 연구문제 별로 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.

첫째, 변인들 간의 상관관계의 분석 결과를 보면, 부정적 정서성은 놀이상호작용과는 부적인 상관관계가 있었으며, 놀이단절 및 놀이방해와는 정적인 상관관계가 나타났다. 즉 부정적 정서성의 정도가 높은 아동은 또래 사이의 사회적 상호작용을 회피하는 놀이단절과 또래들의 놀이를 방해 행동을 빈번하게 보임을 알 수 있다. 따라서 부정적 정서성의 정도가 높은 아동은 사회적 기술을 발달시킬 수 있는 또래와의 긍정적인 상호작용의 경험이 결핍될 수 있으며, 이는 장기적으로 볼 때 사회적 유능감 발달에 문제가 될 수 있을 것이다.

둘째, 위계적 회귀분석결과를 보면 2단계에 투입된 상호작용 변인은 유의미한 영향력이 나타났으며 부정적 정서성의 수준이 높은 유아의 경우, 교사-유아의 친밀감은 놀이단절의 수준을 낮추는데 영향을 주었다. 또한 부정적 정서성 수준이 낮은 유아와 비교하여 부정적 정서성의 수준이 높은 유아의 경우 교사-유아의 친밀감은 놀이상호작용과 놀이방해에 미치는 영향력의 정도가 더 높았다. 이는 지원적인 환경에서 부정적 정서성과 같은 기질 특성이 강점으로 작용할 수 있다고 보는 차별적 민감성의 가설을 지지해주는 결과이다. 부정적 정서성은 환경자극에 대한 신경시스템이 높은 민감성을 나타내는 지표로 부정적 정서성의 정도가 높은 아동은 지원적이지 못한 환경에 쉽게 압도될 수 있으나 스트레스에 대한 취약성을 조절하도록 보호해주는 친밀한 교사와의 관계를 경험하게 되면 발달된 성취를 보일 수 있다[2].

이중 위험 취약성(dual risk vulnerability) 모델에 의하면, 부정적 정서성은 발달과정에서 항상 위험요인으로 간주된다. 따라서 이 모델에 근거한 연구들은 발달과정에서 부정적 정서성이 높은 아동들의 부적응에 초점을 두고 있다. 이러한 접근은 발달의 역동적 과정에서 부정적 정서성의 기능을 제한적인 시각으로 보게 한다. 반면에 차별적 민감성 모델에 의하면, 부정적 정서성은 환경에 대해 민감하게 반응하는 가소성(plasticity)으로 작용하므로 교사와의 친밀한 관계를 경험하는 경우에는 또래관계 유능감을 발달시키는 바람직한 특성으로 기능할 수 있다.

Koomen과 Hoeksma [15]에 의하면 교사-유아의 관계도 애착관계로 볼 수 있으므로 부모와 마찬가지로 교사는 아동에게 안정 기지를 제공하는 역할을 해준다. 교사와 유아 사이의 친밀감은 정서적 상호 연결성을 반영하므로[30], 교사가 유아를 위해 제공하는 안정감의 근원으로 해석될 수 있다. 따라서 부정적 정서성이 높은 유아와 같이 정서조절력이 부족한 경우에 교사가 제공하는 친밀감과 같은 정서적 지원이 더욱 중요하게 작용할 수 있을 것이다. 실제로 Luckner와 Pianta [23]의 연구결과에 의하면, 교사가 아동에게 정서적 지원을 제공하는 학급의 경우, 아동들 사이에 친구관계 형성이 촉진되어 상호적 친구관계를 맺는 비율이 높게 나타났다. 또한 아동은 성인-아동이 관계를 통해서 이후 대인관계에 대한 표상을 발달시키게 되므로, 교사와 친밀함을 경험한 유아는 또래관계에 대한 긍정적인 기대를 형성할 수 있으며, 이는 부정적 정서성이 높은 유아가 또래와 긍정적인 상호작용을 할 수 있는 잠재적인 자원으로 작용할 수 있다.

또한 아동은 부모와 교사를 통해서 주변 세계를 이해하고 해석하며 다양한 상황에 대해 반응하는 방법을 배우게 된다[8, 32]. 아동들은 학급상황에 일상적으로 교사와 다른 아동들의 상호작용을 빈번하게 관찰하게 되며 이러한 관찰 정보를 또래를 평가하는데 활용하게 된다[12]. 예를 들어, White와 Kistner [33]에 의하면, 아동의 행동특성의 영향력을 통제한 후에도 교사와 아동의 상호작용의 질은 아동에 대한 또래집단의 선호도에 영향을 주었다. Huges와 Chen [13]의 연구에 의하면 교사와 아동의 관계의 질은 또래들의 아동에 대한 지각에 영향을 주었고 이를 매개로 아동의 적응에 영향을 주었다. 즉 교사-아동 관계의 특성이 학급에서 일상적으로 일어나는 아동들 사이의 상호작용 역동에 영향을 주는 주요 변인임을 고려해볼 때, 부정적 정서성이 높은 아동이 교사와 친밀한 관계를 형성한다면 학급의 또래들이 이 아동을 보다 긍정적으로 지각하고 평가하게 되므로 이는 또래상호작용에도 긍정적으로 작용할 수 있을 것이다.

유아기는 부정적 정서성과 같은 기질적 특성으로 인하여 또래관계의 부적응을 경험할 수 있는 유아에게 교사가 직접적인 영향을 미칠 수 있는 최적의 시기일 수 있다. 또래관계의 발달적 특성을 고려해볼 때, 유아기와 아동기 초기는 또래 집단 내에서 아동의 사회적 지위가 안정적이지 않고 유동적인 반면에 아동기 중반이 되면 또래집단 내 사회적 지위와 친구관계가 안정적인 양상이 나타난다. 또한 유아들의 또래관계를 직접적으로 관리, 감독해주는 것이 유아 교사의 주요 역할인 반면에 아동기 중반이 되면서 또래관계에 대한 교사의 영향력이 점차 감소되게 된다. 이러한 또래관계의 발달적인 특성을 고려해 볼 때 유아기는 부적응적인 또래관계에 대한 교사의 중재가 효과적일 수 있는 시기이다.

또한 교사-아동관계에 대한 종단적 연구결과를 보면, 교사-아동관계는 안정적인 특성이 있으며, 유아기에 측정된 교사-아동 관계의 특성은 이후 유치원과 초등학교 1학년 시기의 교사-아동 관계를 예언하였다[26]. Lee와 Shin [21]의 종단적 연구에서도 3세에 측정된 교사-아동 관계의 특성이 이후에도 안정적인 것으로 보고되었다. 교사-아동관계의 안정성에 대한 이러한 선행연구결과는 유아기에 처음 형성하게 되는 교사관계의 중요성을 입증해준다.

결론적으로 본 연구결과는 또래관계에 어려움을 경험할 수 있는 부정적 정서성이 높은 유아에게 교사와의 관계가 특히 중요하며 발달 초기에 이러한 기질적 특성을 보이는 유아를 조기에 선별하고 교사가 친밀한 관계를 맺도록 하는 의도적인 노력이 필요함을 시사해준다.

본 연구의 제한점과 추후 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 본 연구는 횡단적 설계에 근거하였으므로 연구결과를 인과관계로 해석하는데 제한점이 있다. 따라서 종단적 연구를 통하여 교사-유아의 친밀감과 또래상호작용 사이의 인과관계에 대한 정보를 제공할 수 있을 것이다. 또한 본 연구에서 교사-아동의 친밀감은 교사보고용 설문지를 사용하여 교사와 아동 간 상호작용에 대한 제한적인 정보만을 제공한다는 제한점이 있다. 따라서 학급에서 일상적인 교사와 아동 간의 상호작용을 관찰하는 관찰법을 함께 적용하는 추후 연구가 진행될 수 있을 것이다. 마지막으로 교사-유아의 친밀감과 유아의 또래상호작용 척도 모두 교사보고용으로 동일한 정보원이라는 제한점이 지적될 수 있으며, 관찰자를 활용한 객관적인 자료수집방법이 추후 연구에 적용될 수 있을 것이다.

Notes

The authors declared that they had no conflicts of interest with respect to their authorship or the publication of this article.

References

1. Belsky J.. 1997;Variation in susceptibility to environmental influence: An evolutionary argument. Psychological Inquiry 8(3):182–186. http://dx.doi.org/10.1207/s15327965pli0803_3.

2. Belsky J.. 2013;Differential susceptibility to environmental influences. International Journal of Child Care and Education Policy 7(2):15–31. http://dx.doi.org/10.1007/2288-6729-7-2-15.

3. Boivin M., Perusse D., Dionne G., Saysset V., Zoccolillo M., Tarabulsy G. M., et al. 2005;The genetic-environmental etiology of parents’ perceptions and self-assessed behaviours toward their 5-month-old infants in a large twin and singleton sample. Journal of Child Psychology and Psychiatry 46(6):612–630. http://dx.doi.org/10.1111/j.1469-7610.2004.00375.x.

4. Buyse E., Verschueren K., Doumen S., Van Damme J., Maes F.. 2008;Classroom problem behavior and teacher-child relationships in kindergarten: The moderating role of classroom climate. Journal of School Psychology 46(4):367–391. http://dx.doi.org/10.1016/j.jsp.2007.06.009.

5. Choi H. Y.. 2004. Children’s peer interactions in relation to teacher’s beliefs and teacher behaviors (Unpublished doctoral dissertation) Yonsei University; Seoul, Korea:

6. Choi H. Y., Shin H. Y.. 2011;Validation of the Penn Interactive Peer Play Scale for Korean children. Korean Journal of Child Studies 29(3):303–318.

7. Fantuzzo J., Sutton-Smith B., Coolahan K. C., Manz P. H., Canning S., Debnam D.. 1995;Assessment of preschool play interaction behaviors in young low-income children: Penn Interactive Peer Play Scale. Early Childhood Research Quarterly 10(1):105–120. http://dx.doi.org/10.1016/0885-2006(95)90028-4.

8. Feldman R., Greenbaum C. W., Yirmiya N.. 1999;Mother-infant affect synchrony as an antecedent of the emergence of self-control. Developmental Psychology 35(1):223–231.

9. Gest S. D., Rodkin P. C.. 2011;Teaching practices and elementary classroom peer ecologies. Journal of Applied Developmental Psychology 32(5):288–296. http://dx.doi.org/10.1016/j.appdev.2011.02.004.

10. Gazelle H.. 2006;Class climate moderates peer relations and emotional adjustment in children with an early history of anxious solitude: A child X environment model. Developmental Psychology 42(6):1179–1192. http://dx.doi.org/10.1037/0012-1649.42.6.1179.

11. Hamre B. K., Pianta R. C.. 2001;Early teacher-child relationships and the trajectory of children’s school outcomes through eighth grade. Child Development 72(2):625–638.

12. Hughes J. N., Cavell T. A., Wilson V.. 2001;Further support for the developmental significance of the quality of the teacher-student relationship. Journal of School Psychology 39(4):289–301. http://dx.doi.org/10.1016/S0022-4405(01)00074-7.

13. Hughes J. N., Chen Q.. 2011;Reciprocal effects of student-teacher and student-peer relatedness: Effects on academic self efficacy. Journal of Applied Developmental Psychology 32(5):278–287. http://dx.doi.org/10.1016/j.appdev.2010.03.005.

14. Kim H. J., Jun K. A.. 2010;Influences of child-teacher relationships and children’s self-regulation ability on the children’s peer interactions. Korean Journal of After-School Education 7(2):17–34.

15. Koomen H. M., Hoeksma J. B.. 2003;Regulation of emotional security by children after entry to special and regular kindergarten classes. Psychological Reports 93(3 Pt 2):1319–1334. http://dx.doi.org/10.2466/pr0.2003.93.3f.1319.

16. Kwon Y. H.. 2003. Children’s social competence: Effects of emotionality, interpersonal problem solving strategies, and maternal behaviors during mother-child interaction (Unpublished doctoral dissertation) Yonsei University; Seoul, Korea:

17. Kwon Y. H.. 2012;The moderating role of teacher-child conflictual relationship on children’s negative emotionality and peer interaction. Korean Journal of Early Childhood Education 32(2):29–48.

18. Kwon Y. H., Lee J. H.. 2005;Mothers’ reactions to children’s negative emotions: Relationships to children’s social behaviors and emotionality. Korean Journal of Child Studies 26(6):201–216.

19. Kwon Y. H., Park G. J.. 2003;Child’s peer acceptance in relation to child’s emotionality and maternal behaviors. The Korean Journal of Developmental Psychology 16(4):23–38.

20. Lee J. H., Kim H. Y.. 2012;A study on variables related to positive and negative peer interactions of young children. Korean Journal of Childcare and Education 8(6):301–322.

21. Lee Y. J., Shin Y. L.. 2014;Longitudinal study of child-teacher relationships based on latent profile analysis. Korean Journal of Early Childhood Education 34(5):187–205.

22. Lemerise E. A., Arsenio W. F.. 2000;An integrated model of emotion processes and cognition in social information processing. Child Development 71(1):107–118.

23. Luckner A. E., Pianta R. C.. 2011;Teacher-student interactions in fifth grade classrooms: Relations with children’s peer behavior. Journal of Applied Developmental Psychology 32(5):257–266. http://dx.doi.org/10.1016/j.appdev.2011.02.010.

24. Mashburn A. J., Hamre B. K., Downer J. T., Pinata R. C.. 2006;Teacher and classroom characteristics associated with teachers’ ratings of prekindergartners’ relationships and behaviors. Journal of Psychoeducational Assessment 24(4):367–380. http://dx.doi.org/10.1177/0734282906290594.

25. Mesman J., Stoel R., Bakermans-Kranenburg M. J., van Ijzendoorn M. H., Juffer F., Koot H. M., et al. 2009;Predicting growth curves of early childhood externalizing problems: differential susceptibility of children with difficult temperament. Journal of Abnormal Child Psychology 37(5):625–636. http://dx.doi.org/10.1007/s10802-009-9298-0.

26. O’Connor E., MaCartney K.. 2007;Examing teacher-child relationships and achievement as part of an ecological model of development. American Educational Research Journal 44(2):340–369. http://dx.doi.org/10.3102/0002831207302172.

27. Pianta R. C., la Paro K. M., Payne C., Cox M. J., Bradley R.. 2002;The relation of kindergarten classroom environment to teacher, family, and school characteristics and child outcomes. The Elementary School Journal 102(3):225–238. http://dx.doi.org/10.1086/499701.

28. Pluess M., Belsky J.. 2010;Differential susceptibility to parenting and quality child care. Developmental Psychology 46(2):379–390. http://dx.doi.org/10.1037/a0015203.

29. Rothbart M. K.. 1996. Temperament and development, In G. In : Kohnstamm G. A., Rothbart M. K., eds. Temperament in childhood p. 187–247. New York, NY: Wiley.

30. Silver R. B., Measelle J. R., Armstrong J. M., Essex M. J.. 2005;Trajectories of classroom externalizing behavior: Contributions of child characteristics, family characteristics, and the teacher-child relationship during the school transition. Journal of School Psychology 43(1):39–60. http://dx.doi.org/10.1016/j.jsp.2004.11.003.

31. Taylor A. R.. 1989;Predictors of peer rejection in early elementary grades: roles of problem behavior, academic achievement, and teacher preference. Journal of Clinical Child Psychology 18(4):360–365. http://dx.doi.org/10.1207/s15374424jccp1804_10.

32. Walden T. A., Ogan T. A.. 1988;The development of social referencing. Child Development 59(5):1230–1240.

33. White K. J., Kistner J.. 1992;The influence of teacher feedback on young children’s peer preferences and perceptions. Developmental Psychology 28(5):933–940. http://dx.doi.org/10.1037/0012-1649.28.5.933.

Variable	M	SD
Teacher-child intimacy	3.18	.320
Negative emotionality	2.02	.630
Play interaction	3.19	.565
Play disconnection	1.89	.556
Play disruption	2.35	.607

Variable	1	2	3	4
1. Teacher-child intimacy
2. Negative emotionality	-.136^***
3. Play interaction	.386^***	-.138^***
4. Play disconnection	-.327^***	.529^***	-.262^***
5. Play disruption	-.243^***	.714^****	-.249^***	.562^***

Step	Variable	β	R²	ΔR²	F
1	Teacher-child intimacy	.374^***	.156		66.58^***
	Negative emotionality	-.087^*
2	Teacher-child intimacy	.342^***	.165	.09	47.24^***
	Negative emotionality	.127
	Teacher-child intimacy x negative emotionality	-.240^**

Step	Variable	β	R²	ΔR²	F
1	Teacher-child intimacy	-.260^***	.346		189.82^***
	Negative emotionality	.493^***
2	Teacher-child intimacy	-.211^***	.367	.021	138.44^***
	Negative emotionality	.158^*
	Teacher-child intimacy x negative emotionality	.375^***

Step	Variable	β	R²	ΔR²	F
1	Teacher-child intimacy	-.149^***	.532		401.37^***
	Negative emotionality	.694^***
2	Teacher-child intimacy	-.061^*	.598	.066	356.16^***
	Negative emotionality	.094
	Teacher-child intimacy x negative emotionality	.670^***