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Korean J Child Stud > Volume 36(1); 2015 > Article
부∙모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 발달 간의 관계에서 의도적 통제의 매개효과

Abstract

The purpose of this study was to examine the relationships between parents’ affectionate parenting behavior, preschooler’s effortful control, and conscience. In this study, the subjects consisted of 335 preschoolers (Mmonth=65.86) and their parents. The major results of this study were as follows. First, there were positive correlations between parents’ affectionate parenting behavior, preschooler’s effortful control, and conscience. Second, preschooler’s effortful control mediated the effects of affectionate parenting behavior upon preschooler’s conscience. Third, preschooler’s effortful control(Time 1) had effects upon conscience(Time 2). In conclusion, this study revealed that parents’ affectionate parenting behavior and preschooler’s effortful control can have a significant impact on the level of preschooler’s conscience.

Ⅰ. 서 론

도덕성은 인간의 도덕적 가치와 판단, 그리고 행동까지 포괄하는 개념으로서 심리학 분야에서 오랫동안 쟁점이 되어온 주제 중의 하나이며(Lapsley, 2000), 이러한 도덕성 발달에 있어 사회적 기준의 내면화는 중요한 역할을 하는 것으로 알려져 왔다(Park, 2006). 이에 연구자들은 행동 조절이나 규칙 준수 등에 있어 외적 조절에 의존하던 유아들이 어떻게 점차적으로 내적 기제에 의존하게 되는지 즉, 어떻게 사회적 기준을 내면화하여 자기 조절이 가능해지는지에 대해 연구해왔으며, 이러한 내적 기제는 개인의 적응, 정신 건강 및 사회․도덕적 유능감 뿐만 아니라 기능적인 사회생활에까지 결정적인 역할을 하는 것으로 보고되고 있다(Kochanska & Aksan, 2006). 이러한 맥락에서, 외적 통제와는 독립적이며 자율적인 내적 체계 중 하나라고 할 수 있는 양심(conscience)은 도덕성의 향상을 돕고 바람직한 사회적 삶의 영위를 위해 필수적인 특성이라 할 수 있겠다.
양심은 크게 세 가지 관점에서 설명되어 질 수 있는데, 첫 번째 관점은 양심의 정서적 측면을 강조한 정신분석이론이다. Freud에 의하면 유아는 옳고 그른 것에 대한 부모의 기준을 내면화하여 그것을 위반했을 때에는 죄책감이나 수치심과 같은 도덕적 정서를 경험하게 되며(as cited in Cho, 2009), 이러한 정서는 도덕성 발달의 기초가 된다. 이 관점에서는 유아가 남근기를 거치면서 불안이나 두려움을 피하고 애정을 계속 유지하기 위해 같은 성의 부모를 동일시하는 과정에서 초자아 즉, 양심을 형성하게 된다고 본다(Park, 2006). 양심에 대한 두 번째 관점은 인지 발달적 설명이다. 인지 발달적 접근에서는 도덕적 문제에 대한 유아의 이해력 및 판단력에 초점을 두고, 인지 발달과 더불어 양심 또한 유아기부터 청소년기에 이르기까지 일정한 순서를 통하여 단계별로 발달이 이루어진다고 제안하였다(Cho, 2009). 마지막 세 번째 관점은 사회학습이론이다. 사회학습이론에 의하면 유아는 다른 사람을 모델링하거나 다른 사람의 격려를 통해 도덕적인 행동을 발달시킨다(Park, 2006). 특히 유아는 부모와의 친밀한 관계 속에서 부모의 기대나 요구를 충족시키기 위해 양심을 발달시키게 되며(Kochanska & Murray, 2000), 이후 부모의 가치를 내면화함으로써 스스로 순종하는 유아는 양심이 발달하였다고 볼 수 있다(Kochanska, Tjebkes, & Forman, 1998).
양심에 대한 경험적 연구들 역시 만3~6세경(남근기)에 양심의 발달이 이루어진다고 주장한 정신분석학 이론의 영향을 받아 주로 유아를 대상으로 연구가 이루어져 왔으며, 이후 인지적 관점의 연구에서 개인의 인지적 변화 과정과 연관된 도덕적 추론 과정을 강조하면서 아동기와 청소년기로 연구의 초점이 확대되었다(Kochanska & Aksan, 2006). 또한 최근에는 양심의 발달이 인지적 능력뿐만 아니라 정서 및 자기 조절 과정과 부모-자녀관계에 의해서 이루어진다는 주장에 따라, 양심의 개념을 인지적, 정의적, 행동적 차원에서 통합적으로 접근해야 한다는 필요성이 제기되어왔다(Cho, 2009). 이에 Kochanska, DeVet, Goldman, Murray와 Putnam(1994)은 양심에 관한 선행연구들의 견해를 통합하여 양심이란 ‘나쁜 행동을 했거나 나쁜 마음이 들었을 때 당황하고, 후회하거나, 죄의식을 느끼는 등 정서적으로 불안을 느낌과 동시에 그와 같은 상황이나 금지된 상황에 직면했을 때 자신의 감정을 억제하면서 바람직한 행동을 하는 것’이라고 정의하였다. 본 연구에서는 이러한 Kochanska 등(1994)의 통합적 견해에 의거하여 양심을 정의하고자 한다. 또한 양심이 친사회적 행동의 심리학적 근거가 되고, 문제행동을 반복하지 않게 하는 동시에 친사회적 행동을 촉진하는 효과가 있다는 선행연구들(Bear, Uribe-Zarain, Manning, & Shiomi, 2009; Jo, 2011)에 기초하여 친사회적이고 도덕적인 행동의 근간이 되는 개인 내적 특성으로서 양심을 살펴보고자 한다.
위에서 언급한 이론적 관점에 근거했을 때 그리고 유아의 양심과 관련된 선행연구들(Choi, 2002; Dunn, Brown, & Maguire, 1995; Hong, 2004; Kim, 2006; Woo, 2003)에 따르면, 양심의 발달에 있어 가장 중요한 역할을 하는 환경적 요인 중 하나는 부모이며, 따라서 그들의 양육행동은 유아기 양심 발달에 있어 중요한 영향을 미칠 수 있다. 즉, 가정 환경내의 부모-자녀관계에서 잘못된 교육 및 훈육방식을 경험하게 되면 유아의 양심은 제대로 발달할 수 없게 된다(Cho, 2009). 어머니가 자녀에게 논리적인 설명을 이용하여 양육할수록 유아는 잘못한 행동에 대해 사과를 잘하고, 죄의식이 높으며, 내면화된 행동을 많이 나타내었다(Hong, 2004; Kim, 2006). 이러한 유아기 양심 발달에 있어 아버지의 양육행동도 중요하였는데, 아버지가 양육에 있어 명령적 언어통제유형을 사용할 때 자녀의 양심 수준이 낮았고(Woo, 2003), 아버지와 어머니가 애정적이고 유도적인 방법으로 양육할수록 유아들의 양심 수준이 높은 것으로 나타났다(Choi, 2002). 비슷한 맥락으로, Dunn 등(1995)의 종단연구에서는 걸음마기에 부모가 긍정적이고 민주적인 양육행동을 한 자녀는 6~7세가 되었을 때 높은 양심 수준을 드러내는 것으로 나타났다. 이처럼 유아기는 부모로부터 받는 영향이 큰 시기이므로 유아의 양심을 연구함에 있어서 부모의 양육적 특징은 중요하게 고려되어야 할 것이다. 특히 논리적 설명과 훈육에 있어 유도를 사용하는 부모의 애정적인 양육행동은 양심의 발달에 긍정적인 영향을 끼치는 주요 변인으로 여겨진다.
하지만 부모의 양육행동과 같은 환경적 요인만으로 양심의 발달을 정확히 설명할 수는 없으며, 유아의 개인적 특성 역시 고려되어야 할 중요한 변인이다. 양심과 관련한 선행연구들(Cho, 1999; Cho, 2009; Hong, 2004; Kochanska et al., 1994)에 따르면, 양심 발달의 근원을 정서 및 자기 조절 과정의 측면에서 규명하기 위해 유아의 기질을 주요 변인으로 다루고 있고, 그중에서도 유아의 반응성, 충동성, 두려움 등이 양심과 관련이 있는 것으로 보고되었다. 뿐만 아니라 최근에는 기질의 자기 조절적 차원인 의도적 통제(effortful control)가 양심뿐만 아니라 친사회적 행동, 감정이입과 관련된 반응, 사회적 유능감, 적응 등을 아우르는 광범위한 사회ㆍ정서적 발달 결과에 중요한 역할을 하는 것으로 밝혀지면서 주목을 받고 있다(Bae & Lim, 2011).
기질의 한 요소이며 자기 조절과도 관련된 의도적 통제는 ‘특정 반응을 수행하기 위해 우세한 반응을 억제하는 능력’(Rothbart & Bates, 1998) 또는 ‘우세한 반응을 억제하는 능력과 하위 반응을 활성화하고, 계획하고, 실수를 발견하는 능력을 포함하는 실행 주의력의 효율성’(Rothbart & Bates, 2006)으로 정의된다. 이러한 정의에 따르면 의도적 통제는 주의력과 행동을 의지적으로 혹은 자발적으로 억제하고, 활성화하고, 변화시키는 능력일 뿐만 아니라 계획하고, 실수를 발견하고, 자신이 선택한 행동과 관련된 정보들을 통합하는 실행 주의력(executive attention)과도 관련이 있는 능력이다(Eisenberg, Smith, & Spinrad, 2011). 즉, 의도적 통제는 주의력 조절(attentional regulation)과 행동 조절(behavioral regulation)을 포함한다. 또한 연구자들은 때때로 의도적 통제개념으로 행동을 활성화하는 능력 즉, 활성화 조절(activational control)도 포함시킨다(Eisenberg & Spinrad, 2004; Kochanska, Murray, & Harlan, 2000). ‘통제(control)’는 사전적으로는 ‘억제(inhibition)’를 의미하는 개념으로 정의되지만, 의도적 통제는 어느 행동을 억제(억제 조절)한 뒤 다른 행동을 활성화하는 것(활성화 조절)까지 포함하는 개념으로 이해할 수 있다(Bae, 2012). 의도적 통제는 자신의 계획된 행동에 대한 자각(Posner & DiGirolamo, 2000)과 사고와 감정의 자발적 통제에 대한 주관적인 감정을 수반하는 것으로 보이며, 모순된 정보들에 관한 갈등을 해결하고, 실수를 발견하고, 새로운 행동을 계획할 때 사용하는 능력으로 여겨진다(Posner & Rothbart, 1998).
이처럼 정서와 행동을 조절하는 개인의 역량을 반영하는 특성인 의도적 통제(Caspi & Shiner, 2006)는 영유아기에 나타나기 시작하며(Spinrad, Eisenberg, & Gartner, 2007a), 유아의 제 발달 영역에서 중요한 역할을 한다. 의도적 통제와 타 발달 영역과의 관계를 다룬 국외 선행연구들은 대부분 의도적 통제와 사회ㆍ정서 발달 특성 간의 관계를 살펴보았으며, 이들은 의도적 통제가 양심(Kochanska & Aksan, 2006; Kochanska & Knaack, 2003; Stifter, Cipriano, Conway, & Kelleher, 2009)뿐만 아니라 문제행동(Eisenberg et al., 2005; Eisenberg et al., 2009; Moon, 2010; Valiente, Lemery-Chalfant, & Reiser, 2007; Zhou et al., 2008), 사회적 유능감(Lengua, Honorado, & Bush, 2007; Spinrad et al, 2007a), 적응(Dennis, Brotman, Huang, & Gouley, 2007; Zhou, Lengua, & Wang, 2009) 등의 사회ㆍ정서 발달에 영향을 미치는 것으로 일관되게 보고하고 있다. 특히 Kochanska, Barry, Jimenez, Hollatz와 Woodard(2009)에 따르면, 의도적 통제는 반사회적인 행동을 억제하고 양심을 고취시키는 데 있어 중요한 내적 기제로 작동한다. 이러한 관점에서 본 연구에서는 유아의 의도적 통제가 양심의 발달에 있어서 어떠한 영향을 미치는지 그 역할을 구체적으로 살펴보고자 한다.
먼저 의도적 통제와 양심간의 관계를 다룬 선행연구들에 따르면, 양심과 밀접한 관련이 있는 성인의 요구에 자발적으로 순응하는 행동(Kochanska, Coy, & Murray, 2001)은 걸음마기와 유아기에 나타나는 의도적 통제와 관련이 있다(Eisenberg et al., 2011). 또한 Kochanska, Murray와 Coy(1997)는 아동의 의도적 통제와 양심이 걸음마기, 유아기, 학령기에서 각각 정적 상관을 보였고, 걸음마기와 유아기에 나타난 의도적 통제는 심지어 학령초기 양심 수준을 예측한다고 하였다. Kochanska와 Knaack(2003)의 연구에서도 이와 동일한 결과가 나타났으며, 이들은 22, 33, 45개월일 때 의도적 통제 점수가 56개월일 때 좀 더 내면화된 양심을 예측한다는 것을 발견하였다. 하지만 국내에서는 아직 이들 간의 관계를 살펴본 연구가 미미하므로 이러한 국외 선행연구의 결과가 국내 유아들을 대상으로 하였을 때도 동일하게 나타나는지 확인해 볼 필요가 있다고 여겨진다. 이를 통해 양심의 발달에 영향을 미치는 유아 개인 내적 특성을 밝힘으로써 양심 발달에 있어 중요한 시기인 유아기에 어떠한 교육적 개입을 해주어야 하는 지에 대한 기초자료를 제공할 수 있을 것이라 기대한다.
한편 양심에 대한 부모 양육행동과 의도적 통제의 영향은 통합적으로 고려해야 할 필요가 있다. 선행연구들(Gilliom et al., 2002; Kochanska et al., 2000; Kochanska & Knaack, 2003)에서 부모의 양육행동은 유아의 의도적 통제에 영향을 주는 것으로 나타났으며, 부모 양육과 자녀의 문제행동이나 공격성, 더 나아가 부모 양육과 자녀의 사회적 기능 간의 관계에서 자녀의 의도적 통제가 매개역할을 한다는 이론적이고 경험적인 결과들이 제시되고 있다(Bae & Lim, 2012; Bae & Lim, 2013; Eisenberg et al., 2005; Han, 2010; Lengua, 2008; Moon, 2010; Valiente et al., 2007). 특히 어머니의 부정적인 정서 표현과 아동의 공격적인 행동 간의 관계에서 의도적 통제가 매개역할을 하였으며(Han, 2010), 아버지와 어머니의 애정적 양육행동 모두 유아의 친사회적 행동에 영향을 줌에 있어서도 유아의 의도적 통제 수준은 매개변인으로서의 역할을 하였다(Bae & Lim, 2012). 이처럼 부모의 양육행동과 도덕성의 또 다른 측면인 공격적 행동 혹은 친사회적 행동 간의 관계에 있어서 의도적 통제가 매개역할을 한다는 선행연구(Bae & Lim, 2012; Han, 2010) 결과들을 볼 때, 양심과의 관계에 있어서도 이러한 매개효과가 있을 수 있음을 추측할 수 있다.
따라서 도덕성 발달의 한 측면인 양심에 대한 부모 양육행동과 유아 의도적 통제의 영향력을 명확하게 이해하기 위해서는 각각의 영향을 살펴보기 보다는 부모 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 의도적 통제의 역할을 살펴보는 연구를 수행할 필요가 있다. 특히 부모의 양육행동과 양심 간의 관계에서 의도적 통제의 매개 역할을 다룬 연구는 거의 없으므로 이들의 관계를 명확히 이해하기 위한 연구가 필요한 시점이라고 볼 수 있다. 또한 양심의 발달에 있어 유아의 주양육자인 어머니뿐만 아니라 아버지의 양육행동도 고려할 필요가 있다. 가족에 대해 구조기능론적 관점을 주장한 Parsons에 따르면, 가족체계 내에서 아버지는 도구적 역할을 수행하며 자녀에게 사회적응능력을 고양시켜주고 사회의 도덕과 가치를 전달한다(Lamb, 1981, as cited in Park, 2011). Lamb(1986)는 아버지의 자녀에 대한 긍정적이고 애정적인 행동은 자녀의 도덕성 발달에 긍정적인 영향을 미친다고 보고하였다. 이에 본 연구에서는 아버지와 어머니의 애정적 양육행동을 모두 고려하고자 한다.
한편 부모의 양육행동과 유아의 의도적 통제가 유아의 양심 발달에 있어 어떠한 영향을 주는지 좀 더 명확히 이해하기 위해서 두 시점에서 측정한 각 변인의 점수를 가지고 단기종단연구를 수행하고자 한다. 앞에서 언급한 유아기 양심을 주제로 한 국내 선행연구들(Choi, 2002; Hong, 2004; Kim, 2006; Woo, 2003)의 대부분은 변인들 간의 횡단 관계만을 분석하였으나 Dunn 등(1995), Kochanska 등(1997)Kochanska & Knaack(2003) 연구결과를 볼 때 유아 양심에 대한 부모의 양육행동과 의도적 통제의 종단 관계를 예측해볼 수 있다. 또한 선행연구들(Bae, 2012; Bae & Lim, 2011; Kwon, 2011)에서 영아기 혹은 유아기의 의도적 통제 수준과 그들의 이후 제 발달영역 간의 관계를 살펴보는 종단연구의 필요성을 제기한 바 있다. 따라서 본 연구에서는 유아가 만3~5세일 때 측정한 자료와 약 18개월 뒤인 2차시기에 측정한 자료를 가지고 추가 분석함으로써 횡단설계에서의 연구결과뿐만 아니라 단기종단설계에서의 연구결과를 얻고자 한다. 뿐만 아니라 단기종단이지만 두 시점의 자료를 통해 유아의 의도적 통제와 양심 발달의 경향성에 대한 기초자료를 구하고자 한다. 이는 유아기 동안의 의도적 통제 및 양심의 발달 양상과 유아의 양심 발달에 있어 부모의 양육행동과 유아의 의도적 통제의 지속적인 영향을 확인하는 계기가 될 것으로 여겨진다.
이처럼 본 연구는 유아의 사회ㆍ정서발달에서 중요한 역할을 하는 것으로 밝혀지고 있는 의도적 통제를 중심으로 유아기 도덕성 발달의 주요 지표가 되는 양심의 발달을 살펴보는 데 그 목적이 있다. 특히 부모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 의도적 통제의 매개적 역할을 살펴본다는 점에서, 그리고 단기 종단연구 설계로 유아의 발달에 영향을 주는 환경적 요인과 개인 내적 요인을 모두 밝히려고 한다는 점에서 본 연구의 차별성과 의의가 있다고 하겠다.
이러한 연구의 필요성과 목적에 따라 본 연구에서의 구체적인 연구문제는 아래와 같다.
  • <연구문제 1> 부모의 애정적 양육행동, 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계는 어떠한가?

  • <연구문제 2> 부모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 의도적 통제는 매개변인의 역할을 하는가?

  • <연구문제 3> 유아기 의도적 통제 및 양심의 발달적 경향성은 어떠하며, 부모의 애정적 양육행동 및 유아의 의도적 통제가 양심에 미치는 종단적 영향은 어떠한가?

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 만3~5세 유아 353명과 그들의 부모들을 대상으로 하였다. 연구대상을 유아기 아동으로 선정한 이유는 이 시기가 의도적 통제와 제 발달 영역과의 관계를 가장 잘 살펴볼 수 있고(Bae, 2012), 양심의 발달이 급격히 이루어지는 민감기이기 때문이다(Kochanska et al., 1994). 유아는 만3세반 81명(22.9%), 만4세반 128명(36.3%), 만5세반 144명(40.8%)이고, 평균 월령은 65.86개월(SD = 10.00)이었다. 어머니의 평균 연령은 37.15세(SD = 3.16)이며, 아버지의 평균 연령은 39.56세(SD = 3.47)이었다. 연구 대상자의 인구통계학적인 특성은 Table 1과 같다.

2. 연구도구

1)부모의 애정적 양육행동

부모의 애정적 양육행동은 Bae(2001)가 선행연구들을 바탕으로 구성한 12문항의 척도를 사용하여 신체적인 애정표현, 자녀와의 애정적인 대화, 격려와 위로 등 부모의 애정적인 양육행동을 평가하였다. 각 문항은 5점 척도로 평가되며 문항의 예로는 ‘아이를 안아주고 뽀뽀하는 등 신체적인 애정표현을 한다.’, ‘아이들이 보이는 흥미, 관심거리에 대해서 아이와 자주 이야기한다.’ 등이 있다. 점수가 높을수록 애정적인 양육행동을, 점수가 낮을수록 거부적인 양육행동을 의미한다. 본 연구에서는 동일한 척도를 아버지와 어머니가 각각 응답하도록 하였으며, Cronbach α는 아버지 .91, 어머니 .90이었다.

2)유아의 의도적 통제

유아의 의도적 통제는 만3~7세 아동을 대상으로 실시하는 기질 평가지인 Children’s Behavior Questionnaire-Short Form(CBQ-SF; Putnam & Rothbart, 2006) 중 의도적 통제를 측정하는 32문항을 번안하여 아동학과 영문학 복수 전공자의 검토 과정을 거친 뒤 사용하였다. 이 질문지는 부모(주양육자)가 응답하도록 만들어진 7점 리커트 척도로 전체 문항과 하위요인 문항의 평균 점수를 구하여 사용되며, 하위요인은 주의집중(6문항), 억제조절(6문항), 강도 낮은 자극 선호(8문항), 지각 민감성(6문항), 미소와 웃음(6문항)으로 구성된다. 본 연구에서는 전체 문항의 평균 점수를 사용하였으며 점수가 높을수록 의도적 통제 수준이 높다는 것을 의미한다. 또한 주양육자뿐만 아니라 유아의 담임교사에게도 의도적 통제를 응답하도록 하였으며, 문항의 내용은 동일하지만 교사가 응답하도록 만들어진 Children’s Behavior Questionnaire-Teacher Form(Short Form)을 사용하였다. 본 연구에서 Cronbach α는 주양육자의 경우 .88, 교사의 경우 .90이었으며, 부모 및 교사용 질문지 문항의 예는 Table 2와 같다.

3)유아의 양심

유아의 양심을 평가하기 위해 Kochanska 등(1994)이 개발하고 Cho(1999)가 번안한 후 국내 유아를 대상으로 타당도 검증을 한 양심척도(Conscience Measure)를 사용하였다. Kochanska 등(1994)은 만2~6세 유아를 대상으로 양심을 평가하기 위해 10개 하위요인으로 구성된 총 100개 문항의 척도를 개발하였으나, Cho(1999)는 타당화 절차와 신뢰도 검사 결과를 토대로 30문항을 최종 선택하였으며 4개의 하위요인 즉, 보상 및 사과(15문항), 죄의식(4문항), 도덕적 수정(4문항), 내면화된 행동(7문항)으로 요인을 나누었다. 이 질문지는 주양육자가 응답하도록 만들어졌으며, 5점 척도로 평가되어 점수가 높을수록 양심의 수준이 높다는 것을 의미한다. 본 연구에서 Cronbach α는 .84이었다.

3. 연구절차

본 조사를 실시하기 전, 유치원에 재원 중인 유아 6명(만3, 4, 5세 남녀 각각 1명씩)의 부모 및 담임교사를 대상으로 예비조사를 실시하여서 질문지 문항에 대한 응답자의 이해도와 작성 시간 등을 알아보았다. 또한 본 조사는 임의 표집으로 2011년 9~10월에 D시 소재 5개소 유치원에 재원 중인 유아들을 대상으로 연구를 실시하였다. 질문지는 유치원의 원장 및 교사에게 본 연구에 대해 설명한 뒤 동의를 얻어 각 가정으로 배부하고 회수하였으며, 부모가 질문지에 응답한 경우 그 해당하는 유아의 담임교사에게 교사용 질문지를 의뢰하였다. 먼저 유아의 부모에게 450여부의 질문지를 배부하여 370부를 회수하였으며, 그 중 교사가 응답하지 않은 7부 및 응답이 부실한 10부의 질문지를 제외하고 총 353명의 자료를 최종 분석에 사용하였다.

4. 자료분석

본 연구의 자료는 SPSS 18.0과 AMOS 18.0 프로그램을 이용하여 분석하였다. 먼저 연구 대상자의 일반적 특성을 알아보기 위해 기술통계분석을 실시하고, 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach 값을 산출하였다. 또한 연구문제에 따른 결과를 살펴보기 위해 대응표본 t검증, 상관분석, 위계적 회귀분석 및 구조방정식 모형의 분석을 실시하였다.
또한 구조방정식 모형의 적합도를 판단하기 위해 χ2값과 절대적합지수(absolute fit index)인 GFI(goodness of fit index), RMR(root mean square residual)과 RMSEA(root mean square of approximation), 그리고 상대적합지수(relative fit index, incremental fit index)인 TLI(Tucker-Lewis index)와 CFI(comparative fit index)를 제시하였다. RMR과 RMSEA는 .05보다 작고, GFI, TLI, CFI는 .09보다 크고 1에 가까울수록 적합한 모형임을 의미한다(Kim, 2010).

Ⅲ. 결과분석

1. 부모의 애정적 양육행동, 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계

부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계를 알아보기 위해 상관분석을 실시한 결과는 Table 3과 같다. 아버지의 애정적 양육행동은 부모(r = .30, p < .001)와 교사(r = .11, p < .05)가 보고한 유아의 의도적 통제 및 양심(r = .28, p < .001)과 유의한 정적 상관을 보였다. 어머니의 애정적 양육행동 또한 부모(r = .48, p < .001)와 교사(r = .11, p < .05)가 보고한 유아의 의도적 통제 및 양심(r = .44, p < .01)과 유의한 정적 상관이 있는 것으로 나타났다. 또한 부모(r = .57, p < .001)와 교사(r = .24, p < .001)가 보고한 유아의 의도적 통제점수 모두 양심과 유의한 정적 상관을 보였다.

2.부모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 유아의 의도적 통제의 매개효과

부모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 유아의 의도적 통제의 매개효과를 살펴보기 위해 구조방정식 모형을 분석하였다. 모형에서 부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제는 2명의 측정값이 있으므로 각각의 값을 측정변인으로 한 잠재변인으로, 유아의 양심은 하나의 관측변인으로 설정하였다. 이는 2명 이상의 평가자를 통해 측정한 값으로 구조방정식 모형을 분석한 관련 선행연구들(Eisenberg et al., 2004; Moon, 2010; Spinrad et al., 2007b)의 측정모형을 근거로 하였다. 또한 모형의 경로는 양육행동과 의도적 통제(Bae & Lim, 2012; Gilliom et al., 2002; Kochanska et al., 2000), 양육행동과 양심(Choi, 2002; Dunn et al., 1995; Hong, 2004; Kim, 2006), 그리고 의도적 통제와 양심(Kochanska et al., 1997; Kochanska & Knaack, 2003) 간의 관계에 대한 선행연구를 근거로 부분매개모형을 연구모형으로 정하였다.
먼저 잠재변인인 부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제에 대한 측정모형을 분석한 결과, 적합도는 χ2(1) = 1.481(p = .477), RMr = .004, GFI = .998, TLI = 1.007, CFI = 1.000, RMSEA = .000으로 나타나 적합한 것으로 판단되었다. 다음으로 연구모형을 분석하여 적합도 지수를 확인한 결과(Table 4), χ2= 4.261(p = .235)로 유의 수준 .05에서 모형이 자료와 합치된다는 귀무가설이 채택되었고, RMR과 RMSEA는 .05보다 작고, GFI, TLI, CFI는 1에 가까워서 모형이 적합하다고 판단하였다.
모형과 경로계수는 Figure 1과 같다. 경로계수를 살펴보면, 부모의 애정적 양육행동은 유아의 의도적 통제에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났으며(.59, p < .001), 유아의 의도적 통제는 양심에 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(.55, p < .001). 하지만 부모의 애정적 양육행동은 유아의 양심에 유의한 영향을 미치지 않았다(.17, ns).
한편 유아 의도적 통제의 매개효과가 통계적으로 유의한지 살펴보기 위해 Bootstrap test를 실시한 결과(Table 5), 부모 애정적 양육행동의 유아 양심에 대한 간접효과(.324, p < .01)는 유의한 것으로 나타났다. 즉, 부모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 의도적 통제가 완전매개역할을 하였다. 또한 회귀분석에서의 R2과 같은 의미를 지니는 다중상관자승값(squared multiple correlation)을 산출한 결과, 이 모형에서 의도적 통제는 35.2%, 양심은 43.3% 정도 설명되어지는 것으로 나타났다.

3. 1차시기 측정 변인과 2차시기 측정 변인 간의 관계

연구 대상자 중 72명의 유아와 부모들을 대상으로 약 18개월 후(2013년 2~3월)에 유아의 의도적 통제, 양심 및 부모의 애정적 양육행동을 추가 조사하였다. 유아의 평균 월령은 76.79개월(SD = 7.52), 60개월에서 96개월 범위에 속하였으며, 남아는 29명(40.3%), 여아는 43명(59.7%)이었다.
1, 2차시기에 모두 응답한 72명의 자료를 가지고 유아의 의도적 통제와 양심 점수에 차이가 있는지, 부모의 애정적 양육행동, 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계는 어떠한지, 그리고 부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제는 약 18개월 후 유아의 양심 수준에 영향을 미치는지를 알아보기 위해 분석하였다.

1) 1, 2차시기 유아의 의도적 통제 및 양심 점수의 평균차이

1, 2차시기에 측정한 유아의 의도적 통제 및 양심 점수에 평균 차이가 나타나는지, 즉 그 기간 동안 점수 변화가 있었는지 알아보기 위해 대응표본 t검증을 실시하였다. 그 결과, 의도적 통제 점수는 1차시기(M = 5.54, SD = .49)와 2차시기(M = 5.58, SD = .52)간에 유의한 차이가 나타나지 않았다(t = -.881, ns). 하지만 양심 점수에 있어서는 1차시기(M = 3.60, SD = .32)와 2차시기(M = 3.70, SD = .37)간에 유의한 차이가 있었다(t = -2.757, p < .01). 다시 말해, 1차와 2차시기 사이에 유아의 의도적 통제 능력의 변화는 크지 않았으나 양심의 발달 정도는 통계적으로 의미 있게 나타났다.

2)부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제가 유아의 양심에 미치는 영향

먼저 1, 2차시기 부모의 애정적 양육행동, 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계를 살펴보기 위해 상관분석을 실시하였으며, 그 결과는 Table 6과 같다. 1차시기 어머니의 애정적 양육행동은 2차시기 유아의 의도적 통제(r = .34, p < .01) 및 양심(r = .41, p < .001)과 유의한 정적상관을 보였으나 1차시기 아버지의 애정적 양육행동은 2차시기 유아의 의도적 통제(r = .07, ns) 및 양심(r = .22, ns) 모두와 유의한 상관을 보이지 않았다. 또한 1차시기 유아의 의도적 통제는 2차시기 양심(r = .44, p < .001)과 유의한 정적상관이 있는 것으로 나타났다.
부모의 애정적 양육행동 및 유아의 의도적 통제가 약 18개월 후 유아의 양심에 미치는 영향을 알아보기 위해 위계적 회귀분석을 실시하였다. 모형1에서는 인구통계학적 특성을 통제하기 위해 유아의 성별과 어머니 학력을 투입하였고, 모형2에서는 아버지와 어머니의 애정적 양육행동을, 모형3에서는 유아의 의도적 통제를 추가로 투입하였다. Durbin-Watson 값은 2.027로 2에 가까워서 자기상관이 없는 것으로 나타났으며, VIF 값은 1.73을 넘지 않아서 다중공선성의 문제는 없는 것으로 판단되었다.
결과는 Table 7에서 볼 수 있듯이, 통제변수를 투입한 모형1은 양심의 분산을 8.5% 설명하였으며(F = 3.212, p < .05), 어머니 학력이 유의한 영향을 미쳤다(β = .268, p < .05). 아버지와 어머니 양육행동을 추가 투입한 모형2는 양심의 분산을 19.9% 설명하였으며(F = 4.161, p < .01), 어머니의 애정적 양육행동이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다(β = .370, p < .01). 다음으로 모형2에 유아의 의도적 통제를 추가 투입한 모형3에서는 어머니 양육행동은 유의미하게 영향을 미치지 않았으나 유아의 의도적 통제는 양심을 의미 있게 설명하는 것으로 나타났다(β = .355, p < .01). 모형3은 유아 양심의 분산을 29.0% 설명하였다(F = 5.384, p < .001).

Ⅳ. 논의 및 결론

본 연구는 부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계가 어떠한지 알아보고, 부모의 애정적 양육행동이 유아의 양심에 영향을 미치는 관계에서 유아의 의도적 통제가 매개역할을 하는지 살펴보는 데 그 목적이 있었다. 또한 약 18개월 후 추가 조사를 통해 양심에 영향을 미치는 부모의 양육행동과 유아의 의도적 통제의 관계를 명확히 알아보고자 하였다. 연구문제에 따른 결과를 통해서 얻어진 결론은 다음과 같다.
첫째, 부모의 애정적 양육행동과 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계를 살펴본 결과, 이들 간에는 유의미한 상관이 있는 것으로 나타났다. 즉, 아버지와 어머니가 애정적인 양육행동을 할수록 유아의 의도적 통제 수준은 높고 양심 수준 또한 높은 것으로 나타났다. 또한 의도적 통제 수준이 높은 유아들이 양심 수준 또한 높은 것으로 나타났다. 이러한 결과는 유아가 수용적인 가정환경을 경험하거나 어머니가 논리적으로 설명하고 방임적인 훈육을 하지 않을수록 유아의 양심 수준이 높게 나타난다고 보고한 선행연구들(Cho, 2009; Cho & Kim, 2000)과 맥락을 같이 한다. 또한 걸음마기, 유아기, 학령기일 때 모두 아동의 의도적 통제와 양심 간에 정적 상관을 보인다는 Kochanska 등(1997)의 연구결과를 지지하는 바이다.
이를 통해 유아의 양심은 어머니뿐만 아니라 아버지의 양육행동과도 관련이 있으며, 특히 유아의 의도적 통제 능력과 밀접한 관련이 있음을 알 수 있다. 즉, 유아가 잘못된 행동에 대한 보상 및 사과를 이해하고, 도덕적 기준에 따른 내면화된 행동을 하며, 죄책감을 느끼는 등의 양심이 발달하기 위해서는 부모가 애정적이고 민주적인 양육행동을 보여야 하며, 유아의 의도적 통제 능력을 길러주는 것이 필요하다. 또한 본 연구결과는 부모의 양육 특성과 유아 개인의 기질 특성 간에 서로 관련이 있으므로 유아의 양심 발달을 이해하기 위해서는 이들을 통합적으로 살펴보아야 함을 의미한다.
둘째, 부모의 애정적 양육행동과 유아의 양심 간의 관계에서 유아의 의도적 통제는 매개역할을 하는 것으로 확인되었다. 즉, 부모의 애정적인 양육행동은 자녀의 의도적 통제 능력을 향상시키고, 이러한 의도적 통제 능력은 다시 양심 수준을 높이는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 비록 양심과 관련된 유사한 선행연구가 거의 없어 직접 비교할 수 없으나 부모의 정서적 지지나 양육행동, 자녀의 의도적 통제 그리고 문제 행동이나 친사회적 행동과 같은 도덕적 행동, 사회적 유능감 등의 관계를 다룬 선행연구들(Bae & Lim, 2012; Lengua et al., 2007; Moon, 2010)과 맥락을 같이 한다. 또한 유아기 동안 의도적 통제가 발달할수록 부모의 양육행동은 유아의 의도적 통제 수준의 향상을 통하여 사회적 적응에 영향을 주게 된다는 선행연구의 견해(Bae & Lim, 2013; Spinrad et al., 2007a)를 지지한다. 이처럼 본 연구를 통해 선행연구에서 다루었던 도덕적 행동이나 사회적 적응 등 다른 정서․사회발달영역에서처럼 유아의 양심 발달에서 부모의 양육행동과 유아의 의도적 통제의 관계를 명확하게 확인할 수 있었다.
따라서 의도적 통제가 부모의 양육행동과 유아의 양심 간의 관계를 완전 매개한다는 점은 유아기 동안 부모의 애정적 양육행동이 유아의 양심 수준에 직접적으로 영향을 끼치기 보다는 유아의 의도적 통제 수준에 긍정적인 영향을 미쳐서 양심 발달에 도움이 되는 것으로 이해할 수 있다. 또한 유아의 양심 즉, 도덕성이 발달하는 과정에서 중요한 역할을 하는 사회적 기준의 내면화에 있어 유아의 의도적 통제 능력이 주요 변인이 될 수 있다는 것을 의미한다. 다시 말해, 잘못된 행동에 대해 불안하거나 죄책감을 느끼고, 도덕적인 판단을 하고, 사회적으로 바람직하게 행동하기 위해서 외적 조절에 의존해야 했던 유아들이 점차 내적 기제에 의존하는 과정에 있어 우세한 반응을 억제하고, 주의를 기울이고, 특정 행동을 실행할 수 있는 의도적 통제 능력이 필요하다고 볼 수 있다. 이처럼 유아가 자신의 행동을 조절하고 규칙을 지켜야 하는 사회적 상황에서 더 이상 외적 조절이 아닌 내적 기제에 의존하게 될 때 그들의 의도적 통제 능력이 중요한 역할을 한다는 것을 확인하였다는 점에서 본 연구의 의의가 있다.
셋째, 1차와 2차시기 사이에 유아의 의도적 통제 능력의 변화는 크지 않았으나 양심의 발달 정도는 통계적으로 의미 있게 나타났다. 이러한 결과는 의도적 통제 능력은 생애 초기 2~3년 동안 주의력의 성숙과 억제 조절의 향상 등으로 인해 빠르게 발달하며(Bae, 2012; Bae & Lim, 2014), 4세경의 유아는 의도적 통제를 잘 하게 되고(Posner & Rothbart, 2000), 이후 연령이 증가할수록 좀 더 발달을 보이기는 하지만 아동기부터는 그 변화율이 낮아지고 점차 안정적인 성격특성으로 나타난다(Lee & Chung, 2013)는 선행연구들의 보고와 같다. 반면 양심의 경우, 정신분석학적 접근 및 Piaget의 인지발달 이론에 따르면, 만6세 정도까지 발달이 일어나는 것으로 알려져 있으므로 본 연구에서도 1차시기와 2차시기 사이에 다소 변화가 나타난 것으로 보인다.
또한 1차시기에 측정한 변인들과 2차시기에 측정한 변인들 간의 관계를 살펴본 결과, 어머니의 애정적 양육행동이 약 18개월 후 유아의 의도적 통제 및 양심과 정적 상관이 있었으며, 유아의 의도적 통제 또한 약 18개월 후 양심과 관련이 있는 것으로 나타났다. 이것은 유아기동안 경험하는 어머니의 애정적인 양육행동이 약 18개월 이후에도 유아의 의도적 통제와 양심의 발달과 관련이 있으며, 유아의 의도적 통제 또한 이후에 나타나는 양심의 수준과 관련이 있음을 의미한다.
한편 부모의 애정적인 양육행동과 유아의 의도적 통제가 약 18개월 이후 유아의 양심에 미치는 영향을 분석한 결과, 어머니의 애정적인 양육행동도 다소 영향을 미치기는 하였으나, 유아의 의도적 통제가 이후에 측정한 양심을 잘 설명할 수 있는 것으로 나타났다. 이것은 걸음마기와 유아기에 나타난 의도적 통제는 학령초기 양심을 예측할 수 있다는 Kochanska 등(1997)과 유아가 22, 33, 45개월일 때 의도적 통제 수준은 56개월일 때 좀 더 내면화된 양심을 예측한다는 Kochanska와 Knaack(2003)의 연구결과와 유사한 결과이다. 또한 본 연구에서 부모의 애정적인 양육행동이 유아의 의도적 통제에 영향을 미쳐서 유아의 양심 발달에 도움을 주는 것으로 나타난 것을 고려할 때, 부모의 애정적 양육행동이 이후 유아의 양심에 직접 영향을 주기도 하겠지만 유아의 의도적 통제 발달을 통해서 간접적으로 영향을 주는 것으로 여겨진다. 따라서 유아의 양심의 발달에 있어 의도적 통제의 영향이 지속적으로 나타날 수 있으므로 부모들은 유아의 의도적 통제 능력 향상을 위해 애정적이고 민주적이며 유도적인 양육행동을 보이는 것이 중요하다고 볼 수 있다.
본 연구에서는 횡단설계와 단기종단설계를 동시에 실시함으로써 부모의 애정적인 양육행동과 유아의 의도적 통제 및 양심 간의 관계를 심도 깊게 살펴보고자 하였다는 데 의의가 있다. 하지만 2차시기의 연구대상 수가 많지 않고 두 시점만 측정하였다는 한계가 있으므로, 후속 연구에서는 다수를 대상으로 세 시점 이상의 체계적인 종단설계를 구상하여 이들 간의 관계를 다룰 필요가 있다. 이를 통해 영유아기 혹은 아동기 도덕성 발달에 있어 부모 양육행동의 영향력과 의도적 통제의 역할을 좀 더 명확히 발견할 수 있을 것이다.
본 연구의 의의와 연구결과를 통한 기대는 다음과 같다. 첫째, 본 연구결과는 보육기관, 유아교육기관 및 초등학교를 포함한 교육현장에서 아동의 양심을 길러주기 위한 교육과정 및 특별 프로그램의 기초자료로 활용될 수 있다. 즉, 본 연구의 결과를 토대로 도덕성 향상을 위해 유아교육과정 및 보육과정에서 포함시켜야 할 내용을 구성하는데 도움이 될 것이다. 특히 유아기 의도적 통제 능력이 이후 양심의 발달을 예측할 수 있으므로 유아기에 의도적 통제를 향상시킬 수 있는 교육 내용을 다룸으로써 궁극적으로는 양심을 비롯한 아동의 사회ㆍ정서 발달을 가져올 수 있을 것이라 생각한다. 둘째, 본 연구의 결과는 도덕성, 심리적 적응 및 전반적인 정서․사회발달에 영향을 주는 의도적 통제를 자녀에게 길러주기 위해서는 부모가 자녀를 어떻게 양육해야 하는지, 부모가 자녀의 어떠한 능력을 길러주어야 하는지를 구체적으로 다루는 부모교육 프로그램으로 활용될 수 있다. 즉, 이러한 프로그램은 부모에게 양육에 있어 효과적인 지침을 제공함으로써 자녀의 건강한 발달을 도울 뿐만 아니라 부모 자신의 역량을 강화시킬 수 있을 것이다.

Figure 1
Figure 1
Mediation model
kjcs-36-1-47f1.tif
Table 1.
Demographic characteristics of the subjects (N = 353)
Variables n (%)
Gender Boy 174 (49.3)
Girl 179 (50.7)

Father’s education High school 67 (19.0)
College 258 (73.1)
Graduate school 28 (7.9)

Mother’s education High school 54 (15.3)
College 270 (76.5)
Graduate school 29 (8.2)

Household income Below 2,000,000 won 27 (7.6)
2,010,000 ~ 4,000,000 won 206 (58.5)
4,010,000〜6,000,000 won 90 (25.5)
Over 6,010,000 won 27 (7.6)
Missing 3 (0.8)
Table 2.
Example of Children’s Behavior Questionnaire-Short Form
Type Example of questions
For parent My child
1. Notices the smoothness or roughness of objects s/he touches.
2. Notices it when parents are wearing new clothing.
31. Sometimes becomes absorbed in a picture book and looks at it for a long time.
32. Enjoys gentle rhythmic activities, such as rocking or swaying.

For teacher The child
1. Notices the smoothness or roughness of objects s/he touches.
2. Notices it when others are wearing new clothing.
31. Sometimes becomes absorbed in a picture book and looks at it for a long time.
32. Enjoys gentle rhythmic activities, such as rocking or swaying.
Table 3.
Correlations between parenting behavior, preschooler’s effortful control, and conscience (N = 353)
Variables Affectionate parenting (f) Affectionate parenting (m) Effortful control (p) Effortful control (t) Conscience
Affectionate parenting (f) 1
Affectionate parenting (m) .521*** 1
Effortful control (p) .295*** .476*** 1
Effortful control (t) .105* .106* .280*** 1
Conscience .281*** .441*** .567*** .239*** 1

Note. f=father, m=mother, p=parent report, t=teacher report

* p < .05.

*** p < .001.

Table 4.
Model fit statistics
Model χ2 (df) p RMR GFI TLI CFI RMSEA
Partial mediation 4.261 (3) .235 .005 .995 .989 .997 .035
Table 5.
Direct, indirect, and total effects of model
Path Direct Indirect Total
Affectionate parenting Effortful control .593** - .593**
Affectionate parenting Conscience .166 .324** .490*
Effortful control Conscience .546** - .546**

* p < .05.

** p < .01.

Table 6.
Correlations between parenting behavior, preschooler’s effortful control, and conscience: Time 1, 2 variables (N = 72)
Time 1 Affectionate parenting (f) Affectionate parenting (m) Effortful control Conscience
Time 2
Affectionate parenting (f) .705*** .503*** .313** .372**
Affectionate parenting (m) .368** .682*** .401*** .427***
Effortful control .069 .344** .694*** .351**
Conscience .223 .412*** .436*** .668***

Note. m = mother, f = father

** p < .01.

*** p < .001.

Table 7.
Regression model predicting preschoolers’ conscience: Time 1, 2 variables (N = 72)
Variables Model 1
Model 2
Model 3
B SE β B SE β B SE β
Gender -.067 .086 -.090 -.050 .083 -.067 -.097 .081 -.131
Mother’s education .165 .071 .268* .104 .073 .168 .120 .070 .195

Affectionate parenting(f) -.021 .080 -.035 -.035 .076 -.057
Affectionate parenting(m) .266 .092 .370** .137 .098 .190

Effortful control .268 .092 .355**

F 3.212* 4.161** 5.384***
R2 .085 .199 .290
R2 Change - .114 .091

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001

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