어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 영향: 유아의 자연경험과 자연유대감의 매개효과

The Effect of a Mother’s Nature Relatedness on Emotional Intelligence of Young Children: Mediating the Effects of Nature Experience and Nature Relatedness Among Young Children

Article information

Korean J Child Stud. 2025;46(2):93-111

Publication date (electronic) : 2025 May 31

doi : https://doi.org/10.5723/kjcs.2025.46.2.93

Suyeon Kim ¹

, Jihyun Sung^,²

¹Ph. D. Student, Department of Child Psychology & Education/Social Innovation Convergence Program, Sungkyunkwan University, Seoul, Korea

²Professor, Department of Child Psychology & Education/Social Innovation Convergence Program, Sungkyunkwan University, Seoul, Korea

김수연¹

, 성지현^,²

¹성균관대학교 아동·청소년학과/소셜이노베이션융합전공 박사과정생

²성균관대학교 아동·청소년학과/소셜이노베이션융합전공 교수

Corresponding Author: Jihyun Sung, Professor, Department of Child Psychology & Education/Social Innovation Convergence Program, Sungkyunkwan University, 25-2 Sungkyunkwan-ro, Jongno-gu, Seoul, Korea E-mail: sungjh＠skku.edu

Received 2025 February 13; Revised 2025 April 10; Accepted 2025 May 2.

Trans Abstract

Objectives

Studies of a crucial period of emotional development among young children have recently been reported. This study aimed to verify the effect of mothers' nature relatedness on young children's emotional intelligence through young children's nature experience and nature relatedness.

Methods

Data were collected from 278 mothers of children of ages three through five living in South Korea. Mothers were asked to complete questionnaires on their nature relatedness, and their young children’s nature experiences, nature relatedness, and emotional intelligence. Using SPSS 27.0 and AMOS 27.0, this study calculated Pearson’s correlation and applied structural equation modeling for data analyses.

Results

Significant positive correlations were found between mothers' nature relatedness, and young children's nature experiences in nature relatedness, and emotional intelligence. The correlation between mothers' and young children's nature relatedness was partially mediated by young children's nature experience. The relationship between mothers' nature relatedness and young children's emotional intelligence was fully mediated by young children's nature relatedness. This study identified a mediation pathway in which young children's nature experiences and young children’s nature relatedness mediated the effect of mothers’ nature relatedness on young children's emotional intelligence.

Conclusion

This study identified specific pathways through which mothers' nature relatedness young children's nature experiences and nature relatedness influence the development of young children’s emotional intelligence. These findings also highlight the significance of the frequency of young children’s nature experiences in supporting their emotional development.

Keywords: emotional intelligence; nature relatedness; nature experience; mediating effect; young children; mother

Introduction

정서지능은 자신과 타인의 감정을 인식하고, 감정을 관리하기 위해 사용하는 능력을 의미한다(Salovey & Mayer, 1990). 유아기 정서지능은 대인관계와 적응에 밀접하게 연관되며(Go & Kim, 2014; Schultz, Izard, Ackerman, & Youngstrom, 2001), 이는 생애 전반에 걸쳐, 지속적인 영향을 미친다(An, Park, & Shin, 2013). 서울시와 대한소아청소년정신의학회가 공동으로 실시한 「포스트 코로나 시기 영유아 발달 실태조사」(2022)에 따르면, 만 0세부터 5세까지의 영유아 456명을 대상으로 한 조사 결과, 발달 지원이 필요한 주요 영역은 ‘전반적 발달’, ‘정서’, ‘언어’, ‘사회성’ 순으로 나타났다. 특히 전반적 발달은 여러 발달 영역을 포괄하는 복합적인 범주라는 점에서 주목할 필요가 있으며, 정서 발달에 어려움을 보이는 영유아가 전체의 10.5%에 달한 점은 포스트 코로나 시기 유아의 정서적 어려움이 두드러졌음을 시사한다. 이는 유아기의 긍정적 정서발달을 지원할 수 있는 연구의 필요성을 제기한다. 또한 정서지능은 일반지능과 달리 교육적 개입과 학습 경험에 민감하게 반응하는 특성을 지닌 변인이기에(Goleman, 2006) 유아의 정서지능 발달에 영향을 미치는 요인과 방법에 대한 탐구가 필요하다. 이러한 연구를 통해 유아기 건강한 정서 발달을 지원하는 기반을 마련할 수 있다.

유아기 정서지능 발달에 영향을 미치는 요인 중 하나로 자연유대감이 주목받고 있다(K.-Y. Lee, Lee, & Hwang, 2018; Y. Lee & Shin, 2020). 자연유대감에 대한 합의된 정의는 없으나 이를 측정하기 위하여 학자들이 개발한 척도에 따라 그 구성이 조금씩 달라지며 이를 대표하기 위한 다양한 용어가 사용되어 왔다(Mayer & Frantz, 2004; Nisbet & Zelenski, 2013; Sobko, Jia, & Brown, 2018). 만 2세가 되면 자연에 반응하고 보살피기 시작함(Neaum, 2010)에도 불구하고 만 3세에서 5세 유아를 대상으로 자연과의 연결을 측정하는 도구는 Sobko 등(2018)이 개발한 자연유대감(Connectedness to Nature Index the Parents of Preschool Children [CNIPPC]) 측정도구가 유일하다. 본 연구에서는 자연유대감을 개인이 자연과 맺는 정서적, 경험적 연결로, 개인이 자연 세계와 정서적으로 연결되어 있다고 느낄 수 있는 특성(Mayer & Frantz, 2004)으로 보았다. 자연유대감은 타인의 입장에서 상황을 이해하거나 감정을 추론하는 조망수용능력과 관계가 있는 것으로 나타났으며 이는 타인에 대한 배려와 행동에 영향을 줄 수 있다(Fido & Richardson, 2019). 또한 학교 운동장 및 공원, 숲과 같은 자연 기반 학습은 학생의 사회 정서적 발달에 긍정적인 영향을 주는 것으로 나타났다(Mann et al., 2022). 따라서 자연과의 연결은 우리가 세상을 인식하고 행동하는 방식에 영향을 미치는 기제로 볼 수 있다(Clayton, 2003).

그러나 오늘날 자연 세계가 빠르게 파괴되면서, 우리는 자연 뿐만 아니라 자연과 상호작용하는 방법을 잃어가고 있다(Kahn, Weiss, & Harrington, 2018). 도시화된 환경에서 살아가는 유아 또한 자연과 가까이 할 수 있는 기회가 점차 줄어들고 있으며(Campbell & Jobling, 2012; Sobko et al., 2018), Louv (2008)는 이러한 현대 아동들의 자연 접촉 감소는 발달 및 건강에 영향을 미칠 수 있으며, 자연과의 접촉 부족으로 인한 신체적, 정신적, 정서적 문제를 자연 결핍 장애(nature deficit disorder)라고 하였다. Soga와 Gaston (2016)은 자연과의 상호 작용의 손실이 건강과 복지와 관련된 광범위한 혜택을 줄일 뿐만 아니라, 환경에 대한 긍정적인 감정, 태도 및 행동을 저해하므로, 사람들을 자연과 다시 연결하는 것의 중요성을 강조하였다. 최근 유엔아동기금(UNICEF) 산하 이노첸티 연구소는 경제협력개발기구(OECD)와 유럽연합 회원국(EU) 총 39개국을 대상으로 아동을 위한 대기질, 녹지공간 등 아동의 건강에 영향을 미치는 환경 조건을 조사하였다. 이 중 한국의 종합 순위는 39개국 중 32위의 낮은 순위로 상대적으로 아동에게 신체적 건강, 정신적 웰빙에 부정적 영향을 줄 수 있는 환경에서 산다는 것을 의미한다(J. Y. Kim, 2022; Timar, Gromada, Rees, & Carraro, 2022). 이러한 결과는 단순한 물리적 환경의 열악함을 넘어, 아동이 일상적으로 자연과 접촉하고 교감할 수 있는 기회의 부족을 의미하기에 한국 유아를 위한 환경의 중요성이 강조되는 현 시점에서 유아의 자연경험과 자연유대감이 정서지능과 어떠한 관계가 있는지 알아보고자 한다.

한편 국내에서 유아와 자연과의 관계를 살펴본 연구는 자연 교육 프로그램 또는 자연친화적 태도에 집중되어 있으며(S. J. Jung, Kim, & Kang, 2022; S.-W. Kim, 2012) 자연유대감에 대한 연구는 상대적으로 부족하다. 자연친화적 태도란 동물보호, 보존, 자연감상과 같이 자연과 상호작용하고 자연을 소중히 여기는 정서적 및 인지적 성향을 의미하며(Musser & Diamond, 1999), 자연유대감은 자연에 대한 관심과 사랑, 자연이라는 존재에 대한 인식, 생물과 자연에 대한 공감, 자연에 대한 책임 등 개인이 자연과 맺고 있는 정서적 및 심리적 친밀감을 의미한다(Sobko et al., 2018). 자연친화적 태도와 자연유대감 모두 자연에 대한 관심과 선호, 식물이나 동물과 같은 생명에 대한 존중 의식을 포함하고 있으나 자연유대감의 개념은 “우리 아이는 자연에서 들려오는 소리를 알아차린다.”와 같이 주변 자연과 관련된 자기 인식까지 포함하고 있다. 또한 자연친화적 태도가 자연의 보호와 보존에 중점을 둔 반면에 자연유대감은 자연과 인간의 정서적 연결에 중점을 두며, 이에 따라 자연유대감과 정서 지능 간의 관계를 살펴보고자 한다.

인간이 자연을 대하는 태도를 형성하는 데 중요한 요인 중 하나는 자연경험이다(Mayer et al., 2008; Nisbet, Zelenski, & Murphy, 2009). 특히 유아가 자연에서 보내는 시간을 제한하는 것은 자연과의 연결을 약화시킬 수 있으며(Wilson, 1984), 일상생활에서 자연 경험을 늘리는 것은 유아의 자연에 대한 긍정적인 감정과 태도와 관련이 있는 것으로 보고되었다(Soga, Yamanoi, Tsuchiya, Koyanagi, & Kanai, 2018). 이러한 이론적 배경을 바탕으로 본 연구는 유아의 자연유대감의 예측변인으로서 유아의 자연경험을 살펴보고자 한다.

Bronfenbrenner (1979)의 생태학적 모델에 따르면, 유아가 자라는 환경은 매우 다차원적으로 서로 얽혀 있으며, 이러한 여러 환경적 요소들 사이에 주고 받는 상호작용은 유아의 발달에 영향을 줄 수 있다. 유아 발달과 밀접한 관련이 있는 주요한 환경적 맥락으로는 가족, 또래집단과 기관, 지역사회, 사회정책, 문화적 규범이 포함된다(Y. Kim & Kim, 2008, Lambert, Puig, Lyubansky, Rowan, & Winfrey, 2001). 그 중 부모는 유아기 자녀의 환경에 대한 인식과 태도를 높이는 촉진자 및 동기 부여 역할을 하는 것으로 나타났다(Masykuroh, Yetti, & Nurani, 2022). 이처럼 자연에 대한 부모의 태도는 유아의 자연에 대한 인식과 태도에 중요한 영향을 미칠 수 있고(Wells, 2000), 가족의 문화적 배경과 가치관은 자녀가 자연과 관계를 맺고 자연에서 행동하는 법을 배우는 과정에 영향을 미친다(Green, 2022). 특히, 어머니는 유아기 자녀를 양육하며 함께 보내는 시간이 평일을 기준으로 아버지에 비해 어머니가 2배 가까이 더 많고 양육 분담도 약 7대 3의 비율로 더 많이 담당하고 있다(Ministry of Health and Welfare, 2021)는 점에서 어머니는 유아를 둘러 싼 주요 환경이다. Cutter-Mackenzie와 Edwards (2013)에 따르면 자연에서의 놀이와 보호자가 제공하는 지식은 유아기의 자연스러운 호기심을 자극하고, 자연과 관련된 긍정적인 습관을 형성하며, 자연과의 유대감을 강화하는 데 중요한 역할을 한다. 이를 통해 어머니가 자연과 맺는 관계의 양상과 그 성향, 즉 어머니의 자연유대감이 유아의 자연유대감을 설명할 수 있다는 것을 추론해 볼 수 있으며 아동 교육 및 발달에서 가족 배경을 포함하는 협력적 교육 방식의 필요성을 확인할 수 있다. 또한 어머니의 가치관과 태도는 양육행동을 통해 나타날 수 있으며(S.-J. Kim, Kim, & Kim, 2003) 이러한 어머니의 양육행동은 자녀의 정서에 영향을 미치는 것으로 보고되었다(S. J. Jung et al., 2022; E.-K. Song, Chung, & Jeong, 2018). 또한 자연에 대한 부모의 태도가 긍정적일수록 자녀가 야외에서 자유롭게 노는 시간이 증가했다(Hammond, McFarland, Zajicek, & Waliczek, 2011; Soga et al., 2018). 이를 통해 자연과의 교감을 중요하게 여기는 어머니의 자연유대감은 유아의 자연유대감 및 유아의 정서지능과도 관련이 있을 것이라 가정해볼 수 있고, 어머니가 유아에게 제공하는 자연경험의 빈도와 시간과 같은 실제 양육으로 이어질 가능성도 함께 고려할 수 있다. 따라서 본 연구에서는 유아가 평소 자연에서 놀이하는 빈도와 시간을 유아의 자연경험 관련 요인으로 구성하여 어머니의 자연유대감과 유아의 자연경험 간의 관계, 그리고 이러한 변인들이 유아의 자연유대감과 정서지능과 관계가 있는지를 살펴보고자 한다.

유아의 정서지능은 타인과의 상호작용, 환경과의 경험을 통해 발달하며(Saarni, 2007), 그 중에서도 자연환경은 유아의 긍정적인 정서발달을 촉진하는 주요 요인으로 밝혀졌다(Louv, 2008; Wells & Evans, 2003). 이러한 맥락에서 유아가 자연환경을 경험하는 프로그램이 유아의 정서지능을 향상시킨다는 연구결과가 다수 보고되고 있다(Y. Lee & Shin, 2020; Shin & Kwon, 2014; Seong & Park, 2016). 또한 유아의 자연경험은 유아가 자연을 느끼고 받아들이는 심리적 특성인 유아의 자연유대감과도 밀접한 관련이 있다(Soga et al., 2018). 따라서 본 연구는 유아의 자연경험이 정서지능에 미치는 영향을 살펴보고, 유아의 자연유대감이 그 관계를 매개하는지를 살펴보고자 한다.

종합해보면 선행연구에서 부모와 자녀의 환경적 태도 사이에 긍정적인 상관관계가 있으며(Leppänen et al., 2012; Meeusen, 2014), 유아의 자연활동(Ryu, Park & Lee, 2013)은 유아의 정서지능을 예측하는 주요한 요인으로 보고되었다. 또한 자연유대감이 높은 어머니의 자녀는 자연을 경험하는 빈도가 높고(Sugiyama, Hosaka, Takagi, & Numata, 2021), 유아의 자연경험은 유아의 자연유대감과 관련이 있는 것으로 나타났다(Ahmetoglu, 2017). 이를 통해 어머니의 자연유대감이 유아의 자연경험과 자연유대감과 관련이 있고 유아의 자연경험은 유아의 자연유대감과 정서지능 발달에 직·간접적으로 긍정적 영향을 미치는 것을 유추할 수 있다. 그러나 아직까지 어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 경로를 직접적으로 규명한 연구는 찾아보기 어렵다. 이에 본 연구에서는 어머니의 자연유대감 유아의 정서지능에 직접적으로 영향을 미치는 경로가 추가된 연구모형과 그 경로가 제거된 간접적인 영향을 미치는 경쟁모형을 통해 어머니의 자연유대감, 유아의 자연경험과 자연유대감이 유아의 정서지능에 영향을 미치는 기제를 살펴보고 이들 간의 구조적 관계를 밝히는 데 목적이 있다.

이를 통해 유아의 정서지능 발달에 영향을 미치는 어머니와 유아의 자연유대감과 유아의 자연경험의 중요성을 고찰하고, 유아의 정서지능 증진을 위한 교육방안 마련에 기여하고자 한다. 또한, 본 연구는 유아의 정서지능에 대한 이해를 확장함과 동시에, 어머니와 유아의 자연유대감 증진을 위한 기초자료를 제공하여 관련 정책 및 프로그램 개발의 방향성을 제시하고자 하였다. 이러한 연구목적을 달성하기 위해 설정한 연구문제와 연구모형(Figure 1), 경쟁모형(Figure 2)은 다음과 같다.

Figure 1

Research model.

Figure 2

Competing model.

연구문제 1

어머니의 자연유대감, 유아의 자연경험, 유아의 자연유대감, 유아의 정서지능은 어떠한 관계가 있는가?

연구문제 2

어머니의 자연유대감과 유아의 자연유대감 간의 관계에서 유아의 자연경험의 매개효과는 어떠한가?

연구문제 3

어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 관계에서 유아의 자연유대감의 매개효과는 어떠한가?

연구문제 4

어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 관계에서 유아의 자연경험과 유아의 자연유대감의 순차적 매개효과는 어떠 한가?

Methods

연구대상

본 연구는 만 3세가 되면 자신의 감정을 이해하고 자신과 다른 사람의 감정이 다를 수 있다는 것을 이해하게 된다(Bartsch & Wellman, 1995; Selman, 1980). 이러한 발달적 수준을 고려하여 한국에 거주하는 만 3세부터 5세까지의 유아의 어머니를 연구대상으로 선정하였다. 본 조사는 2024년 8월부터 9월까지 서울시에 위치한 어린이집과 유치원을 포함한 총 7곳의 유아교육기관과 국내 N포털 육아 분야에서 1위를 기록하며 약 320만 명의 회원을 보유한 온라인 육아 커뮤니티의 연구홍보를 통해 설문조사를 실시하였다. 유아 교육기관 총 7곳에 배부한 120부의 설문지 중 연구참여에 동의하는 100명의 설문지가 회수되었고 온라인 설문을 통해 수집된 설문지를 포함하여 총 300명의 설문지가 수집되었다. 이 중 무응답 또는 불성실한 응답 22부를 제외한 총 278부가 최종 분석에 사용되었으며, 본 연구대상의 인구사회학적 특성은 Table 1에 제시하였다.

Table 1

Participant Demographic Information

연구도구

본 연구에서 어머니의 자연유대감과 유아의 자연경험, 자연유대감 및 정서지능을 측정하기 위해 사용된 척도는 다음과 같으며, 모든 척도는 어머니 응답을 통해 자료가 수집되었다.

어머니의 자연유대감

어머니의 자연유대감을 측정하기 위해 Nisbet 등(2009)의 Nature Relatedness (NR)의 간편형 척도로 Nisbet과 Zelenski(2013)가 제안한 short-form Nature Relatedness (NR-6)를 J. H. Lee (2013)가 번안한 척도를 사용하였다. NR-6은 중복성, 참가자의 피로를 줄이면서도 더 다양한 연구에 적용할 수 있다는 장점이 있다(Nisbet & Zelenski, 2013). 또한 국내에서 자연유대감 측정도구의 활용성을 검토하기 위해 H.-T. Kim, Kim, Kim, Seo와 Hwang (2022)은 예비 중등교사를 대상으로 자연유대감을 측정하는 데 널리 사용되는 Inclusion of Nature in Self (INS), Connectedness to Nature(CNS), NR-6을 비교하였다. 그 결과 NR-6이 내적 신뢰도가 높으면서도 문항수가 적어 편이성도 높고 시간이 적게 들어 자연유대감 측정도구로서 활용성이 높은 것으로 보고되었다(H.-T. Kim et al., 2022). 또한 4개국(헝가리, 인도, 한국, 캐나다)의 대학생 798명을 대상으로 NR-6의 문화간 타당성을 조사한 결과 헝가리, 인도, 캐나다에서는 NR-6의 Cronbach's ⍺값은 .70이상으로 적합하게 나타났다. 한국에서는 문항 1의 문항-총점 상관(item-total correlation)이 .20 미만으로 낮았으나 문항 1을 제외하면 한국에서 Cronbach's ⍺값이 .72로 적합하게 나타났으며(Kövi et al., 2023) 이는 대학생 표본을 대상으로 하였으므로 더 다양한 연령대와 배경을 포함한 연구가 필요하다. 따라서 본 연구에서 NR-6의 Cronbach's ⍺값을 산출한 결과 .75로 적합하게 나타나 NR-6의 6개 문항을 활용하였다. 어머니의 자연유대감 척도는 단일요인으로 6문항으로 구성되어 있으며 어머니의 자연유대감에는 “나는 나 자신이 다른 생명체 또는 자연과 긴밀하게 연결되어 있다고 느낀다.”와 같은 문항이 포함되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도로, 아주 그렇지 않다에 해당하는 경우 1점에서 아주 그렇다에 해당하는 경우 5점까지 응답하도록 하였다. 측정된 점수의 총합이 높을수록 어머니가 지각하는 자연과의 유대 수준이 높음을 의미한다. 본 연구에서 활용된 어머니의 자연유대감 척도의 신뢰도 계수(Cronbach’s ⍺)는 .75였다.

유아의 자연경험

유아의 자연경험을 측정하기 위해 본 연구자는 선행연구(Ahmetoglu, 2017; Larson, Szczytko, Bowers, Stephens, Stevenson, & Floyd, 2019)의 연구를 기초로 유아가 자연에서 놀이하는 빈도와 유아가 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간을 평일과 주말로 나누어 측정하였다. 하지만 주말에 유아가 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간은 편차가 크고 정규성을 띄지 않았으며 평일에 유아가 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간은 정규성을 보이며 분석에 적절한 것으로 나타났다. 따라서 유아가 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간은 유아의 정서적 발달을 지원하기 위해 일상적 맥락에서 경험이 중요하다는Chawla (2015)의 연구에 기반하여 유아가 보다 일관되고 구조화된 일과를 보내는 평일(Gundersen, Venter, Wold, Junker-Köhler, & Selvaag, 2024) 경험에 대한 자료를 분석에 사용하였다. 본 연구에서 유아의 자연 놀이는 숲과 같은 야생 자연 지역뿐만 아니라 도시 공원, 정원, 공터와 같은 인근 자연 환경을 포함한 자연에서 하는 놀이를 의미한다(Keniger, Gaston, Irvine, & Fuller, 2013; Rupprecht, Byrne, & Lo, 2016).

먼저 유아가 자연에서 놀이하는 빈도에 대한 질문은 “평소 유아가 자연에서 얼마나 자주 놀이합니까?”와 같고, 각 문항은 5점 Likert 척도를 사용하여 전혀 없다는 1점, 주 1회 이하는 2점, 주 2회는 3점, 주 3-4회는 4점, 주 5회 이상은 5점으로 평정하였다. 측정된 점수가 높을수록 유아가 자연에서 놀이하는 빈도가 높음을 의미한다. 다음으로 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간에 대한 질문은 “몇 시간입니까?”와 같고 이에 대한 어머니의 응답은 0.5시간 이하인 경우 1점에서 0.5시간 초과 1시간 이하이면 2점, 1시간 초과 1.5시간 이하이면 3점, 1.5시간 초과 2시간 이하이면 4점, 2시간 초과이면 5점으로 범주화하여 분석하였다. 측정된 점수가 높을수록 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간이 많음을 의미한다.

유아의 자연유대감

유아의 자연유대감을 측정하기 위해 Sobko 등(2018)이 개발한 Connectedness to Nature Index the Parents of Preschool Children (CNI-PPC)을 사용하였다. 유아의 자연유대감 척도는 자연에 대한 즐거움, 자연에 대한 공감, 자연에 대한 책임감, 자연에 대한 인식의 4개의 하위요인으로 구성되며 각각 6문항, 3문항, 3문항, 4문항이 포함된 총 16개의 문항으로 구성된다. 자연에 대한 즐거움에는 “우리 아이는 동물이나 식물 만지는 것을 좋아한다.”, 자연에 대한 공감에는 “우리 아이는 동물이 다쳤을 때 슬퍼한다.”, 자연에 대한 책임감에 는 “우리 아이는 식물, 동물, 곤충을 조심스럽게 다룬다”, 자연에 대한 인식에는 “우리 아이는 자연에서 들려오는 소리를 알아차린다.”와 같은 문항이 포함되어 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도로, 전혀 그렇지 않다에 해당하는 경우 1점에서 매우 그렇다에 해당하는 경우 5점까지 응답하도록 하였다. 측정된 점수의 총합이 높을수록 유아가 높은 자연유대감을 가졌음을 의미한다. 본 연구에서 사용된 유아의 자연유대감 척도의 하위요인별 신뢰도 계수(Cronbach’s ⍺)는 자연에 대한 즐거움 .76. 자연에 대한 공감 .80, 자연에 대한 책임감 .61, 자연에 대한 인식 .72, 총점은 .89로 나타났다.

유아의 정서지능

유아의 정서지능은 Salovey와 Mayer (1990)의 척도를 B. N. Lee (1998)가 한국어로 번안하고 수정한 도구를 통해 측정하였다. 유아의 정서지능 척도는 자기인식능력, 자기조절능력, 타인인식능력, 타인조절능력의 4개의 하위 영역으로 구성되며 각각 7문항, 8문항, 7문항, 9문항이 포함된 총 31개의 문항으로 이루어져 있다. 각 문항은 5점 Likert 척도로, 전혀 그렇지 않다에 해당하는 경우 1점에서 매우 그렇다에 해당하는 경우 5점까지 응답하도록 하였다. 측정된 점수의 총 합이 높을수록 유아가 높은 정서지능을 가졌음을 의미한다. 본 연구에서 유아의 정서지능을 측정하기 위해 사용된 도구의 하위요인별 신뢰도 계수(Cronbach’s ⍺)는 자기인식능력 .78. 자기조절능력 .87, 타인인식능력 .83, 타인조절능력 .84, 총점은 .93이었다.

통제변인

본 연구는 유아의 자연유대감과 유아의 정서지능에 대한 유아의 연령, 성의 차이를 보고한 선행연구(Barrable & Booth, 2020; D. Jung, 2009; J. Y. Lee, Kang, & Lee, 2009)에 근거하여 유아의 연령, 성과 주요변인 간 관계를 살펴보았다. 그 결과 유아의 연령, 성은 유아의 자연유대감과 유아의 정서지능과 유의한 상관이 나타나 최종 구조모형 분석 시 통제하였으며 유아의 연령은 연속변인으로, 유아의 성은 여아를 1, 남아를 0으로 더미화하여 분석하였다.

연구절차

예비조사

본 연구에 사용된 유아의 자연유대감 척도는 홍콩에서 개발되었으며 본 연구를 위해 번역 및 역번역 과정(Hambleton & Kanjee, 1993)을 거쳐 번역이 이루어졌다. 먼저 원척도의 번역 및 역번역 과정에서 연구자, 아동학 전공 교수 1인과 아동학 전공 박사 1인이 번역본을 원문과 비교하여 불일치하는 문항이 없는지 검토하였다. 문항이 불일치하거나 의미가 모호한 문항이 없을 때까지 번역-역번역 과정을 거쳤으며 최종적으로 아동학 교수 1인의 검토를 받아 자연유대감 한국판 설문지 최종본을 완성하였다.

본 조사에 앞서 예비조사를 실시하여 연구도구의 적절성 및 응답 소요시간을 점검하였으며, 이를 바탕으로 본조사에 사용할 최종 설문지를 선정하였다. 예비조사는 2024년 8월 1일부터 8월 7일까지 국내 N포털의 온라인 육아커뮤니티에서 한국에 거주하는 만 3세에서 5세 유아의 어머니 10명의 연구대상을 모집하였다. 예비조사를 통해 연구도구의 신뢰도 계수(Cronbach’s ⍺)를 산출한 결과 어머니의 자연유대감은 .87, 유아의 자연유대감은 .92, 유아의 정서지능은 .93으로 내적 일관성이 확보되었다. 이에 본조사 진행에 무리가 없다고 판단되어 본조사를 진행하였다.

본조사

본 연구는 연구대상자의 윤리적 보호를 위해 2024년 7월 연구자 소속 대학교의 생명윤리위원회(IRB)의 승인을 받은 후 가이드라인에 따라 진행되었다. 2024년 8월 8일부터 2024년 9월 30일까지 만 3세에서 5세 유아를 둔 어머니 총 278명을 대상으로 설문조사를 진행하였다. 설문조사를 배부하기 전 서울특별시에 소재한 유치원, 어린이집 총 7기관에 본 연구의 목적, 절차, 연구참여에 따른 손실 및 보상 등을 밝히고 협조를 구하였다. 다음으로 유아를 양육하는 부모들이 많이 활용하는 온라인 플랫폼에서는 연구 참여 설명문 및 동의서를 제시하고 연구참여에 동의하는 응답자에 한해 설문이 진행되었다. 본 설문에 응답한 어머니께는 소정의 답례품을 제공하였다.

자료분석

본 연구는 SPSS 27.0 (IBM Co., Armonk, NY), AMOS 27.0 (IBM Co., Armonk, NY) 프로그램을 사용하여 다음과 같이 분석하였다. 첫째 연구대상의 인구사회학적 특성과 연구변인들의 평균과 표준편차를 확인하기 위해 기술통계 분석을 실시하였다. 둘째 측정 도구의 신뢰도를 검토하기 위해 Cronbach’s ⍺값을 산출하였다. 셋째 유아의 성, 연령, 연구변인 간의 관계를 파악하기 위해 Pearson의 상관분석을 수행하였다. 셋째 어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 관계에서 유아의 자연경험과 자연유대감이 매개 역할을 하는지를 검증하고자 구조방정식모형(Structural Equation Modeling [SEM])을 적용하였다. 구조방정식모형은 어머니의 자연유대감, 유아의 자연경험, 자연유대감, 정서지능 간의 관계를 고려하면서 동시에 정서지능에 대한 유아의 자연유대감, 어머니의 자연유대감의 각각의 직접적인 영향을 확인할 수 있다. 또한 유아의 정서지능과 유아의 자연유대감은 단일한 요인이 아닌 여러 요인으로 구성되어 있기에 잠재 변인을 모델링하였고, 측정 오류를 최소화하여 더 정확한 추정을 제공하고자 본 연구는 구조방정식모형을 활용하였다(Kline, 2010). Anderson, Gerbing과 Hunter (1987)의 구조방정식모형의 2단계 접근법에 따라 확인적 요인분석을 통해 측정모형을 검증하였으며 이후 구조모형의 전체 적합도를 확인하고 연구변인 간의 경로를 검증하기 위해 경로분석(Path analysis)을 실시하였다. 구조방정식 모형의 적절성을 평가하기 위해 χ² (chi-square), Tucker-Lewis Index (TLI), Comparative Fit Index (CFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)를 확인하였다. 다음으로 간접효과의 통계적 유의성을 검증하기 위해 표본을 5,000번 추출하고, 신뢰구간은 95%로 설정하여 부트스트래핑(bootstrapping) 분석을 하였다(Shrout & Bolger, 2002). 이 때 개별간접효과를 살펴보기 위해 팬텀변수(phantom variable)를 형성하였으며, 부트스트래핑 분석 결과, 95% 신뢰구간에 0이 포함되어 있지 않으면 매개효과가 .05 수준에서 유의한 것으로 해석하였다(MacKinnon, Lockwood, & Williams, 2004).

Results

연구변인의 기술통계 및 상관관계

본 연구에서는 각 측정변인들의 평균, 표준편차, 첨도, 왜도를 산출하였으며 상관분석을 실시한 결과를 Table 2에 제시하였다. 먼저 측정변인들의 왜도의 절댓값은 .01∼.98, 첨도의 절댓값은 .04∼2.01이었다. 따라서 본 연구의 측정변인은 모두 왜도의 절댓값이 3을 초과하지 않고, 첨도의 절댓값이 10을 초과하지 않아 정규성이 확보된 것으로 판단할 수 있다(Kline, 2010).

Table 2

Descriptive Statistics and Correlations Between Study Variables

다음으로 주요 변인들 간의 관계를 분석하기 위해 Pearson의 적률상관계수를 산출하였다. 유아의 연령은 유아의 자연유대감 총점(r = -.22, p < .001)과 부적으로 유의한 상관이 있었고, 유아의 정서지능 총점과 유의한 관계는 없었으나 하위요인 중 자기인식능력(r = -.17, p < .01)과 타인인식능력(r = -.13, p < .05) 모두에서 유의한 부적상관관계가 있는 것으로 나타났다. 또한 유아의 성은 유아의 자연유대감 총점(r = -.12, p < .05)과 유아의 정서지능 총점(r = -.12, p < .05)과 유의한 부적상관관계가 있었다. 따라서 자연유대감과 유아의 정서지능과 유의한 관계가 나타난 유아의 연령, 성을 최종 구조모형에서 통제하였다. 어머니의 자연유대감은 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(r = .17, p < .01), 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(r = .29, p < .001), 유아의 자연유대감의 자연에 대한 즐거움, 공감, 책임감, 인식, 총점(r = .50∼.66, p < .001), 정서지능의 자기인식, 자기조절, 타인인식, 타인조절, 총점(r = .38∼.59, p < .001)과 유의한 정적상관관계를 보였다. 또한 유아가 자연에서 놀이하는 빈도는 유아의 자연유대감(r = .26, p < .001), 정서지능(r = .23, p < .001)과, 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간은 유아의 자연유대감(r = .16, p < .01), 정서지능(r = .17, p < .01)과 유의한 정적상관관계가 있었다. 또한 유아의 자연유대감은 정서지능(r = .81, p < .001) 과 정적으로 유의한 상관관계를 보였다. 즉 어머니의 자연유대감이 높을수록 유아의 자연경험, 자연유대감, 정서지능이 높았으며, 유아의 자연경험이 많을수록 자연유대감과 정서지능이 높고, 유아의 자연유대감이 높을수록 정서지능이 높게 나타났다. 본 연구에서 어머니의 자연유대감, 유아의 자연경험, 자연유대감, 정서지능의 분산팽창계수(Variance Inflation Factor [VIF])는 1.06∼1.92로 측정 변인들 간의 다중공선성의 문제가 없는 것으로 판단하였다.

어머니의 자연유대감, 유아의 자연유대감, 유아의 정서지능 간의 구조적 관계

측정모형 분석

본 연구에서는 확인적 요인분석(Confirmatory Factor Analysis [CFA])을 실시하여 측정모형이 자료에 적합한지 검토하였고 분석 결과는 Table 3과 Figure 3에 제시하였다. 이 때 모형의 전반적인 적합도를 평가하기 위해 χ²과 그 유의확률을 제시하였다. 단, 확인적 요인분석의 결과를 보고할 때 χ²을 보고하는 관례에 따라 이를 참고적으로 보고하였을 뿐, χ²과 통계적 유의확률이 분석에 사용한 표본 수에 따라 민감한 변화를 보이는 단점을 고려하여 다른 적합도 지수를 종합적으로 평가하여 검증 모형의 적합도를 판단하였다. TLI의 값이 .9보다 크고(Bentler, 1990; Tucker & Lewis, 1973), CFI의 값은 .9이상(Hong, 2000)이며, RMSEA의 값이 .10보다 작으면 (Browne & Cudeck, 1992) 모형의 적합도 기준을 충족하는 것으로 해석하였으며 RMSEA 값의 90% 신뢰구간을 함께 고려하였다(Hong, 2000). 본 연구의 측정모형은 Table 3에 나타난 적합도 지수를 검증한 결과 χ² = 82.96 (df = 25, p < .001), TLI = .95, CFI = .96, RMSEA = .09 (90% CI [.07, .11])로 전반적으로 적합도 기준을 충족하였다. 다음으로 잠재변인에서 측정변인으로 향하는 표준화된 회귀계수는 .55 ∼.90으로 기준치인 .40 이상이었고(Wang & Wang, 2012), C.R. (critical ratio)값 또한 통계적으로 유의한 것으로 확인되어(p < .001) 모든 측정변인이 잠재변인을 적절히 설명하고 있는 것으로 판단할 수 있다(J. Song, 2009).

Table 3

The Measurement Model Analysis: Model Fit Indices

Figure 3

Measurement model.

구조모형 분석

본 연구에서 설정한 연구모형과 경쟁모형의 적합도는 Table 4와 같다. 먼저 어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 관계에서 유아의 자연경험이 유아의 정서지능에 직접적으로 영향을 미치는 경로가 있는 연구모형의 적합도는 χ² = 132.448 (df = 53, p < .001), TLI = .931, CFI = .953, RMSEA = .074 (90% CI [.058, .089])으로 적합도 기준을 충족하였다. 다음으로 어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 관계에서 유아의 자연경험이 정서지능에 직접적으로 영향을 미치는 경로를 제거한 경쟁모형의 적합도는 χ² = 134.537 (df = 54, p < .001), TLI = .931, CFI = .952, RMSEA = .073 (90% CI [.058, .089])로 적합도 기준을 충족하였다.

Table 4

Model Fit Indices for the Research Model and Competing Model

연구모형과 경쟁모형은 포함된(nested) 관계에 있으므로, 두 모형을 비교하기 위해 χ²차이 검증을 실시하였다. 그 결과 연구모형과 경쟁모형의 χ²값의 차이는 2.089, 자유도 값의 차이는 1로 나타났으며, 이 때 χ²값의 차이가 3.84보다 작아 두 모형 간의 차이가 통계적으로 유의하지 않음을 의미한다(Bentler & Bonett, 1980). 모형을 평가할 때에는 적합도와 함께 간명성을 고려할 필요가 있으며, 변인이 동일할 경우 자유도가 큰 경쟁모형이 보다 간명하다고 할 수 있다(Hong, 2000; Kline, 2010; Raykov & Marcoulides, 2000). 본 연구의 연구모형에서는 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 직접적인 경로가 유의하지 않았으며, 어머니의 자연유대감에서 유아의 정서지능으로 가는 직접 경로를 제거한 경쟁모형이 더 간명하고 이론적으로 응집력 있는 구조를 제시한다고 볼 수 있다. 이를 바탕으로 본 연구는 현재의 자료를 설명하는 정도에 있어 더 적합하고 간명한 경쟁모형을 최종모형으로 채택하였다.

최종모형의 경로는 Table 5와 Figure 4와 같으며 구체적으로 살펴보면, 어머니의 자연유대감은 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(β = .20, p < .01), 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(β = .32, p < .001), 유아의 자연유대감(β = .80, p < .001)에 미치는 영향이 정적으로 유의하였다. 또한 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(β = .11, p < .05)는 자연유대감에 정적으로 유의한 영향을 미쳤으나, 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(β = -.11, n.s.)은 유아의 자연유대감에 유의한 영향을 미치지 않았으며, 유아의 자연유대감은 유아의 정서지능에 유의한 정적 영향을 나타냈다(β = .94, p < .001).

Table 5

Analysis of Path Coefficient in the Final Structural Model

Figure 4

Path analysis results: Standardized coefficients effects of mother’s nature relatedness on young children’s emotional intelligence. Control variable: Young children’s age, gender (boy = 0, girl = 1).

^* p < .05, ^**p < .01, ^***p < .001.

다음으로 최종모형에서 연구변인 사이의 직·간접 효과 및 총효과는 Table 6과 같다. 간접효과를 살펴보면 먼저 어머니의 자연유대감은 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(B = .01, p < .05) 및 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(B = -.02, p < .05)을 통해 유아의 자연유대감에 간접적으로 영향을 미치는 것으로 나타났다. 다음으로 어머니의 자연유대감은 유아의 자연유대감을 매개하여 유아의 정서지능에 간접적으로 영향을 미쳤으나(B = .30, p < .01), 어머니의 자연유대감은 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(B = -.00, n.s.), 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(B = -.01, n.s.)을 통해 유아의 정서지능에 영향을 미치는 간접효과는 유의하지 않는 것으로 나타났다. 마지막으로 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 간접적인 영향은 유아의 자연에서의 놀이 빈도와 유아의 자연유대감을 통해 통계적으로 유의하게 나타났고(B = .01, p < .05), 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 간접적인 영향은 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간과 유아의 자연유대감을 통해 통계적으로 유의한 것으로 나타났다(B = -.01, p < .05).

Table 6

Direct, Indirect, and Total Effects of the Final Structural Model

마지막으로 개별간접효과의 유의성을 검증한 결과는 Table 7과 같다. 먼저 어머니의 자연유대감이 유아의 자연유대감에 미치는 영향에서 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(B = .01, CI = .00∼.02) 및 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(B = -.02, CI = -.04∼.00)의 개별간접효과는 모두 유의하였다. 다음으로 어머니의 자연유대감이 유아의 자연유대감을 통해 유아의 정서지능에 미치는 간접효과는 유의하였다(B = .30, CI = .24∼.36). 또한 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 영향에서 유아가 자연에서 놀이하는 빈도(B = -.00, CI = -.01∼.00) 및 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간(B = -.01, CI = -.02∼.00)의 개별간접효과는 모두 유의하지 않았다. 마지막으로 어머니의 자연유대감이 유아가 자연에서 놀이하는 빈도와 유아의 유아의 자연유대감을 순차적으로 매개하여 유아의 정서지능에 미치는 간접효과가 유의하였다(B = .01, CI = .00∼.02). 또한 어머니의 자연유대감이 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간과 유아의 자연유대감을 순차적으로 매개하여 유아의 정서지능에 미치는 간접효과 역시 유의하였다(B = -.01, CI = -.03∼.00). 이를 통해 어머니의 자연유대감이 유아의 자연경험과 자연유대감을 통해 유아의 정서지능에 영향을 미치는 경로를 확인하였다.

Table 7

Statistical Significance of Indirect Effects Analysis

Discussion

본 연구는 어머니가 자연과 연결된 삶의 방식을 통해 유아의 정서지능 발달의 긍정적인 환경이 확장된다는 이론적 배경을 바탕으로, 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 영향과 그 기제를 밝히고자 하였다. 이를 위해 한국에 거주하는 만 3세부터 5세까지의 유아의 어머니를 대상으로 어머니의 자연유대감, 유아의 자연경험, 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 영향을 살펴보고 어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 간의 관계에서 유아의 자연경험과 자연유대감의 매개 역할을 검증하였다. 이러한 연구를 통해 유아의 정서지능과 관련된 변인 및 그 작동 기제를 이해하고 유아의 정서지능 향상을 위한 기초자료를 제공하고자 하였다. 본 연구의 주요 결과를 바탕으로 논의하면 아래와 같다.

첫째, 주요 측정변인 간의 상관분석 결과, 어머니의 자연유대감은 유아의 정서지능과 유의한 정적 상관관계를 보였다. 즉, 어머니가 자연을 즐기고 존중하는 태도를 가질수록 유아의 정서지능이 높게 나타났다. 이는 어머니가 자연의 다양한 요소에서 가치를 인식하고 이를 삶에 반영하는 태도가, 자녀의 감정 인식, 표현 및 조절 능력 발달에 긍정적으로 작용할 수 있다는 Eisenberg, Cumberland와 Spinrad (1998)의 주장과 일치한다. 또한, 유아의 정서지능 발달이 부모와 함께하는 가정의 정서적 분위기와 관련이 있다는 Gardner, Qualter와 Whiteley (2011)의 연구 결과와도 유사하다.

이러한 관계를 이해하기 위해서는 직접적인 영향뿐만 아니라 다양한 간접적 경로에 대한 고려가 필요하다(MacKinnon, Fairchild, & Fritz, 2007). Nisbet (2011)은 자연유대감이 자연에 대한 관심에 따른 행동 변화를 통해 나타난다고 하였고, J. Kim과 Sung (2013)은 어머니의 양육행동(예: 합리적 지도, 애정성, 반응성)이 유아의 자기 및 타인 인식·조절 능력과 유의한 상관을 가진다고 보고하였다. 이는 유아가 일상 속에서 어머니의 자연을 대하는 태도와 행동을 관찰하고 모방하면서 정서지능을 간접적으로 학습할 수 있음을 시사한다.

어머니의 자연유대감은 유아의 자연경험과도 정적으로 유의한 관계가 있었다. 즉, 어머니가 자연을 중요하게 여길수록 유아는 자연과 더 자주 상호작용하는 경향을 보였다. 이는 부모의 자연에 대한 태도가 유아의 자연 접촉 기회를 결정짓는 중요한 요인임을 밝힌 Ahmetoglu (2017)와 Hammond 등(2011)의 연구 결과를 지지한다. 다시 말해, 자연유대감이 높은 부모는 자녀가 자연을 즐기고 경험할 수 있도록 더 많은 기회를 제공하며, 이러한 환경은 유아의 자연유대감과 정서 발달에 긍정적으로 작용할 수 있다.

어머니의 자연유대감은 유아의 자연유대감과도 유의한 정적 상관을 보였다. 이는 부모의 자연에 대한 정서적, 경험적 연결이 자녀의 자연유대감 형성에 중요한 역할을 한다는 Lindsey (2019)의 연구와 맥을 같이 한다. 본 연구에서도 자연유대감이 높은 어머니의 자녀는 자연에 대한 즐거움, 공감, 책임감, 인식 수준이 높게 나타났으며, 이는 유아의 자연유대감이 단순한 행동이 아니라 부모의 가치와 인식을 내면화하는 과정을 통해 형성됨을 보여준다(Beery, Chawla, & Levin, 2020).

유아의 자연유대감은 유아의 정서지능과도 정적으로 유의한 상관관계를 보였다. 다시 말해, 자연에 대한 심리적 유대감이 높은 유아일수록 자기 및 타인의 정서를 잘 이해하고 조절하는 능력이 높았다. 이는 자연환경과의 상호작용이 유아의 사회정서적 발달과 밀접하게 연관되어 있음을 보고한 Skomorovska와 Matishak (2023)의 연구와 일치하며, 자연유대감이 타인의 정서 인식 및 친사회적 행동과 관련이 있다는 선행연구(Barrera-Hernandez, Sotelo-Castillo, Echeverria-Castro, & Tapia-Fonllem, 2020; Pirchio, Passiatore, Panno, Cipparone, & Carrus, 2021)를 뒷받침한다.

또한, 이러한 결과는 유아의 정서지능 향상을 위한 개입 프로그램에서 자연과의 심리적 연결 요소를 적극 반영할 필요성을 제기한다. 실제로 정서적 기술 발달을 촉진하기 위해 자연유대감 증진을 포함한 통합적 접근이 중요하다고 보고되었다(Lanza, Alcazar, Chen, & Kohl III, 2023). 유아가 자연과 맺는 정서적 연결은 단순한 외부 자극에 대한 반응이 아니라, 자신과 타인의 감정을 이해하고 조절하는 능력을 기르는 기반이 될 수 있음을 시사한다.

둘째, 본 연구에서는 유아의 자연경험이 어머니의 자연유대감이 유아의 자연유대감에 영향을 미치는 과정에서 매개 변수로 작용하는 것으로 나타났다. 즉, 어머니의 자연유대감은 유아가 자연에서 놀이하는 빈도와 평일에 어머니와 함께 자연에서 보내는 시간을 각각 매개하여 유아의 자연유대감에 영향을 미쳤다. 먼저, 어머니의 자연유대감이 유아의 자연유대감에 미치는 영향에서 유아의 자연 놀이 빈도가 부분 매개효과를 보인다는 본 연구의 결과는, 어머니의 자연을 대하는 태도가 유아가 자연을 경험할 수 있는 중요한 기회인 야외 놀이 활동과 밀접하게 관련되어 있다는 점을 보여준다. 이는 자연에서 보내는 시간이 많을수록 자연에 대한 흥미와 관심이 증대된다는 McFarland, Zajicek와 Walczek (2014), 그리고 Collado와 Corraliza (2015)의 연구 결과와도 맥을 같이한다.

반면, 본 연구에서는 유아가 평소 자연에서 놀이하는 빈도는 유아의 자연유대감과 유의한 정적 상관을 보인 반면, 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간은 오히려 유아의 자연유대감에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 유아의 자연 놀이 빈도와 자연유대감 간의 직접효과는 정적으로 유의한 반면, 어머니와의 놀이 시간은 부적으로 유의한 직접효과를 보인다는 점에서 주의 깊은 해석이 요구된다. 특히, 유아가 평일에 어머니와 함께 자연에서 놀이하는 시간을 측정한 변수는 단순한 시간의 양적 요소를 넘어서, 어머니와의 상호작용이라는 질적 맥락을 함께 반영한다는 점에서 해석의 폭을 넓혀준다. 이는 유아의 자연 경험이 단독적 활동이 아니라, 보호자와의 관계적 맥락에서 형성된다는 것을 시사하며, 유아의 자연유대감에 영향을 미치는 과정에서 이러한 공동경험이 중요한 매개 혹은 조절 요인으로 작용할 가능성을 시사한다. Bandura (1986)는 개인의 감정과 인지가 교육, 모델링, 및 사회적 상호작용과 같은 맥락적 영향에 의해 형성된다고 보았다. 이러한 관점에서 볼 때, 유아의 자연유대감은 유아의 직접적인 자연 경험을 통해 형성될 수 있으며(Larson et al, 2019), 동시에 어머니의 자연에 대한 태도와 인식, 자연경험에 대한 격려, 지원과 같은 상호작용적 요소(Ahmetoglu, 2017; Barnes et al., 2021), 또는 아버지와 같이 주요 타인과의 상호작용(Yoon & Sung, 2014)을 통해 간접적으로 발달할 수도 있음을 시사한다.

셋째, 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 미치는 영향을 유아의 자연유대감이 매개하는지 분석한 결과, 유아의 자연유대감이 완전매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 이는 어머니의 자연유대감이 유아의 정서지능에 직접적인 영향을 미치기보다는, 유아의 자연유대감을 통해 간접적인 영향을 미친다는 것을 의미하며, 어머니와 유아 간의 자연에 대한 정서적 연결이 유아의 정서발달에 중요한 경로임을 시사한다. 다시 말해, 어머니의 자연유대감이 높을수록 유아의 자연유대감이 함께 높아지며, 이는 유아의 자기 및 타인에 대한 이해력과 감정 표현 능력, 즉 정서지능을 높이는 것으로 볼 수 있다. 이와 관련하여, 인간과 자연의 상호 의존적 특성을 체험할 수 있는 환경을 조성하는 것은 중요하며(Im, Kim, Park, & Lee, 2002), Barrera-Hernández 등(2020)은 유아의 자연유대감이 다른 사람에게 도움을 주는 친사회적 행동과 밀접하게 관련되어 있다고 보고하였다. 이러한 연구들은 어머니의 자연에 대한 태도와 감정이 유아의 자연에 대한 흥미와 동기를 자극할 수 있으며, 이는 유아의 정서적 민감성과 사회적 이해 능력, 즉 정서지능 발달의 기반이 됨을 뒷받침한다.

넷째, 어머니의 자연유대감은 유아의 자연경험과 자연유대감을 순차적으로 매개하여 유아의 정서지능에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 이는 유아가 정서 학습 능력이 어머니의 정서적 성향과 유아의 실제 자연 경험이라는 환경적 요인들에 의해 영향을 받는다는 점에서, 기대-가치 모델(Eccles & Wigfield, 2002)을 지지하는 결과로 해석할 수 있다. 더불어 자연유대감은 개인의 삶의 과정에서 의미 있는 자연 경험을 통해 발달하고 변화할 수 있는 특성을 지니며(Beery et al., 2020), 유아의 정서지능 증진을 위해서는 어머니와 유아가 일상 속에서 자연과의 공동적이고 의미 있는 경험을 지속적으로 갖는 것이 중요하다.

자연유대감은 후천적으로 형성되고 변화 가능한 특성이 있는 만큼, 이를 증진시키기 위한 개인적 사회적 차원의 교육적 개입이 요구된다. 예를 들어, 유아의 정서지능 발달 프로그램에 어머니와 유아의 자연유대감을 증진할 수 있는 활동 요소를 포함시킴으로써 보다 효과적인 정서 발달을 도모할 수 있을 것이다. 이와 같은 자연을 매개로 한 상호작용적 경험은 유아가 자기와 타인의 감정을 인식하고 조절하는 능력, 즉 정서지능의 핵심 역량을 키우는 데 기여할 수 있다. 따라서 유아의 자연 경험 그 자체뿐 아니라, 자연을 대하는 어머니의 태도와 가치 인식은 유아가 자연에 대해 어떤 기대를 갖고 의미를 부여하게 되는지를 형성하며, 이는 결국 자기이해 및 타인이해로 이어지는 정서지능의 발달 경로를 설명하는 주요 요인으로 작용한다.

본 연구가 가지는 한계점 및 이러한 한계를 바탕으로 제언하는 향후 연구 방향은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 설문지를 통해 모두 어머니가 응답하는 방식으로 측정되었기에 응답자의 주관성에 영향을 받을 수 있다는 한계가 있다. 따라서 후속 연구에서는 인터뷰를 병행하거나 직접 검사, 관찰하는 방법 등 객관적 자료를 보완하여 계속해서 어머니와 유아의 자연유대감, 유아의 정서지능을 심층적으로 살펴볼 필요가 있다. 둘째, 본 연구에서는 유아의 자연유대감을 매개로 한 어머니의 자연유대감과 유아의 정서지능 사이의 관계를 살펴보았으나 이외에도 아버지, 교사, 유아교육기관, 주변 자연환경 등 다양한 개인적, 환경적 요인들이 유아의 자연유대감을 통해 유아의 정서지능에 영향을 미칠 수 있다. 따라서 유아의 자연유대감과 정서지능 발달에 대한 이해를 넓혀나가기 위해 어머니의 자연유대감과 유아의 정서 지능 간의 다양한 경로를 탐색하고 유아의 정서지능에 영향을 미칠 수 있는 주요 변인들과 변인들간의 상호작용을 고려하는 후속 연구가 지속적으로 이루어질 필요가 있다. 셋째 본 연구에서 유아의 자연경험을 빈도와 시간과 같이 양적인 측면을 측정하여 유아가 자연에서 경험한 몰입 수준, 정서적 반응과 같은 질적 측면을 충분히 반영하지 못하는 한계가 있다. 향후 연구에서는 유아의 자연 경험을 보다 다면적으로 이해하기 위해 자연 속 놀이의 내용, 맥락 등을 포착할 수 있는 놀이 관찰, 심층 면담 등의 방법을 병행하는 것이 필요하다.

앞서 언급한 제한점에도 불구하고, 본 연구는 다음 측면에서 의의를 갖는다. 첫째, 본 연구는 한국에 거주하는 유아기 자녀를 둔 어머니와 유아의 자연유대감이 유아의 정서지능을 설명하는 주요 요인임을 밝혔다. 국내 연구에서 유아의 환경친화적 태도와 유아의 정서지능 간의 관계는 많이 보고되었으나(K.-Y. Lee et al., 2018; Y. Lee & Shin, 2020) 자연유대감과 정서지능 간의 관계는 상대적으로 제한적이었다. 본 연구는 어머니 및 유아의 자연유대감과 유아의 정서 지능 간의 유의한 관계를 확인함으로써 자연에 대한 어머니 및 유아의 선호와 인식을 포함한 자연에 대한 어머니 및 유아의 정서적, 경험적 연결성의 중요성을 확인하였다는 점에서 의의가 있다. 이는 유아의 정서지능 발달을 위한 프로그램 설계 및 정책 개발 시 유아 뿐만 아니라 어머니의 자연에 대한 선호를 높이고 어머니의 자연에 대한 가치가 유아에게 잘 전달될 수 있는 주변 환경 조성 및 상호작용 기회 제공이 중요함을 시사한다.

둘째, 연구대상을 성인 또는 청소년이 아닌 유아를 대상으로 살펴보았다는 데 의의가 있다. 유아의 자연유대감에 대한 연구는 그동안 선행적으로 많이 다루어졌던 성인 또는 청소년의 자연유대감 관련 연구와 비교하면 상대적으로 미진한 실정이다(Gauderer, 2015; Richardson et al., 2019). 그러나 만 3세부터 유아는 자연에 대한 가치관이 발달하기 시작하므로(Summers, Vivian, & Summers, 2019) 유아기는 자연과의 유대감을 형성하는 데 중요한 시기이다(Kahn & Kellert, 2002). 즉 유아는 자연과 연결되는 중요한 시점에 있기 때문에 유아의 자연유대감과 유아의 정서지능, 어머니의 자연유대감의 관계를 파악하는 것은 유아의 발달을 이해하고 이를 지원하는 데 도움을 줄 수 있는 가능성을 보여주었다는 데 의의가 있다.

Notes

This article was presented at the 2024 Annual Fall Conference of the Korean Association of Child Studies.

Conflict of Interest

No potential conflict of interest relevant to this article was reported.

Ethics Statement

All procedures of this research were reviewed by IRB (2024-07-062).

References

Ahmetoglu E.. 2017;The contributions of familial and environmental factors to children’s connection with nature and outdoor activities. Early Child Development and Care 189(2):233–243. doi:10.1080/03004430.2017.1314273.

Anderson J. C., Gerbing D. W., Hunter J. E.. 1987;On the assessment of unidimensional measurement: Internal and external consistency, and overall consistency criteria. Journal of Marketing Research 24(4):432–437. doi:10.1177/002224378702400412.

Bandura A.. 1986. Social foundations of thought and action: A Social cognitive theory Englewood Cliffs, NJ: Prentice-Hall.

Barnes M. R., Donahue M. L., Keeler B. L., Shorb C. M., Mohtadi T. Z., Shelby L. J.. 2021;Characterizing nature and participant experience in studies of nature exposure for positive mental health: An integrative review. Frontiers in Psychology 10:943. doi:10.3389/fpsyg.2018.02617.

Barrable A., Booth D.. 2020;Nature connection in early childhood: A quantitative cross-sectional study. Sustain ability 12(1):375. doi:10.3390/su12010375.

Barrera-Hernández L. F., Sotelo-Castillo M. A., Echeverría-Castro S. B., Tapia-Fonllem C. O.. 2020;Connectedness to nature: Its impact on sustainable behaviors and happiness in children. Frontiers in Psychology 11:5064–92. doi:10.3389/fpsyg.2020.506492.

Bartsch K., Wellman H. M.. 1995. Oxford University Press

Beery T., Chawla L., Levin P.. 2020;Being and becoming in nature: Defining and measuring connection to nature in young children. International Journal of Early Childhood Environmental Education 7(3):3–22.

Bentler P. M.. 1990;Comparative fit indexes in structural models. Psychological Bulletin 107(2):238–246. doi:10.1037/0033-2909.107.2.238.

Bentler P. M., Bonett D. G.. 1980;Significance tests and goodness of fit in the analysis of covariance structures. Psychological Bulletin 88(3):588–606. doi:10.1037/0033-2909.88.3.588.

Bronfenbrenner U.. 1979. The general systems approach to the family. In : Burr W. R., Hill R., Nye F. I., Reiss I. L., eds. Contemporary theories about the family; General theories/theoretical orientations p. 193–248. New York: The Free Press.

Browne M. W., Cudeck R.. 1992;Alternative ways of assessing model fit. Sociological Methods & Research 21(2):230–258. doi:10.1177/00491241920210020.

Campbell C., Jobling W.. 2012. Integrating technology and science-An opportunity missed! In : In Explorations of best practice in technology, design & engineering education: Proceedings of the 7th biennial international conference on technology education research (TERC 2012). 2p. 61–68. Griffith Institute for Educational Research;

Chawla L.. 2015;Benefits of nature contact for children. Journal of Planning Literature 30(4):433–452. doi:10.1177/0885412215595441.

Clayton S.. 2003. Environmental identity: A conceptual and an operational definition. In : Clayton S., Opotow S., eds. Identity and natural environment: The psychological significance of nature Cambridge, MA: MIT Press.

Cutter-Mackenzie A., Edwards S.. 2013;Toward a model for early childhood environmental education: Foregrounding, developing, and connecting knowledge through play-based learning. The Journal of Environmental Education 44(3):195–213. doi:10.1080/00958964.2012.751892.

Eccles J. S., Wigfield A.. 2002;Motivational beliefs, values, and goals. Annual Review of Psychology 53(1):109–132. doi:10.1146/annurev.psych.53.100901.135153.

Eisenberg N., Cumberland A., Spinrad T. L.. 1998;Parental socialization of emotion. Psychological Inquiry 9(4):241–273. doi:10.1207/s15327965pli0904_1.

Fido D., Richardson M.. 2019;Empathy mediates the relationship between nature connectedness and both callous and uncaring traits. Ecopsychology 11(2):130–137. doi: 10.1089/eco.2018.0071.

Gardner K. J., Qualter P., Whiteley H.. 2011;Develop mental correlates of emotional intelligence: Temperament, family environment and childhood trauma. Australian Journal of Psychology 63(2):75–82. doi:10.1111/j.1742-9536.2011.00010.x.

Gauderer L.. 2015. Promoting time in nature for children: Investigating the role of provider nature relatedness (Master’s thesis). Retrieved from https://scholarworks.uvm.edu/graddis/332/.

Goleman D.. 2006. Emotional Intelligence New York: Bantam Books.

Green C.. 2022;Exploring child-family-nature interactions during family-led'nature'tours in Alaska. International Journal of Early Childhood Environmental Education 9(2):17–32.

Gundersen V., Venter Z., Wold L. C., Junker-Köhler B., Selvaag S. K.. 2024;Children’s and adolescents’ use of nature during the COVID-19 pandemic in a very green country. International Journal of Environmental Research and Public Health 21(11):1530. doi:10.3390/ijerph21111530.

Hambleton R. K., Kanjee A.. 1993. Enhancing the validity of cross-cultural studies: Improvements in instrument translation methods [Paper presentation]. In : Annual Meetings of the American Educational Research Association (AERA) and the National Council on Measurement in Education (NCME). Atlanta, GA:

Hammond D. E., McFarland A. L., Zajicek J. M., Waliczek T. M.. 2011;Growing minds: The relationship between parental attitudes toward their child's outdoor recreation and their child's health. HortTechnology 21(2):217–224. doi:10.21273/HORTTECH.21.2.217.

Kahn P. H. Jr, Kellert S. R.. 2002. Children and nature: Psychological, sociocultural, and evolutionary investigations London: MIT press.

Kahn P. H. Jr., Weiss T., Harrington K.. 2018;Modeling child nature interaction in a nature preschool: A pro of of concept. Frontiers in Psychology 9:835. doi:10.3389/fpsyg.2018.00835.

Keniger L. E., Gaston K. J., Irvine K. N., Fuller R. A.. 2013;What are the benefits of interacting with nature? International Journal of Environmental Research and Public Health 10(3):913–935. doi:10.3390/ijerph10030913.

Kline R. B.. 2010. Principles and practice of structural equation modeling 3rd edth ed. New York: Guilford Press.

Kövi Z., Kim H., Kamble S., Mészáros V., Lachance D., Nisbet E.. 2023;Cross-cultural validity of the Nature Relatedness Scale (NR-6) and links with wellbeing. International Journal of Wellbeing 13(2):45–76. doi:10.5502/ijw.v13i2.2841.

Lambert M. C., Puig M., Lyubansky M., Rowan G. T., Winfrey T.. 2001;Adult perspectives on behavior and emotional problems in African American children. Journal of Black Psychology 27(1):64–85. doi:10.1177/0095798401027001004.

Lanza K., Alcazar M., Chen B., Kohl H. W. III. 2023;Connection to nature is associated with social-emotional learning of children. Current Research in Ecological and Social Psychology 4:Article 100083. doi:10.1016/j.cresp.2022.100083.

Larson L. R., Szczytko R., Bowers E. P., Stephens L. E., Stevenson K. T., Floyd M. F.. 2019;Outdoor time, screen time, and connection to nature: troubling trends among rural youth. Environment and Behavior 51(8):966–991. doi: 10.1177/0013916518806686.

Leppänen P. H. T., Hämäläinen J. A., Guttorm T. K., Eklund K. M., Salminen H., Tanskanen A., ..., Lyytinen H.. 2012;Infant brain responses associated with reading-related skills before school and at school age. Neurophysiologie Clinique/Clinical Neurophysiology 42(1-2):35–41. doi:10.1016/j.neucli.2011.08.005.

Lindsey H. J.. 2019. The dirt of development: Nature's role in social-emotional development and parent-child connectedness (Master’s thesis). Retrieved from https://www.proquest.com/docview/2401424836?fromopenview=true&pq-origsite=gscholar&sourcetype=Dissertations%20&%20Theses.

Louv R.. 2008. Last child in the woods: Saving our children from nature-deficit disorder New York: Algonquin Books.

MacKinnon D. P., Fairchild A. J., Fritz M. S.. 2007;Mediation analysis. Annual Review of Psychology 58:593–614. doi:10.1146/annurev.psych.58.110405.085542.

MacKinnon D. P., Lockwood C. M., Williams J.. 2004;Confidence limits for the indirect effect: Distribution of the product and resampling methods. Multivariate Behavioral Research 39(1):99–128. doi:10.1207/s15327906mbr3901_4.

Mann J., Gray T., Truong S., Brymer E., Passy R., Ho S., ..., Cowper R.. 2022;Getting out of the classroom and into nature: A systematic review of nature-specific outdoor learning on school children's learning and development. Frontiers in Public Health 10doi:10.3389/fpubh.2022.877058.

Masykuroh K., Yetti E., Nurani Y.. 2022;The role of parents in raising children’s environmental awareness and attitudes. Educational Administration: Theory and Practice 28(1):133–142. doi:10.17762/kuey.v28i01.472.

Mayer F. S., Frantz C. M.. 2004;The connectedness to nature scale: A measure of individuals’ feeling in community with nature. Journal of Environmental Psychology 24(4):503–515. doi:10.1016/j.jenvp.2004.10.001.

Mayer F. S., Frantz C. M., Bruehlman-Senecal E., Dolliver K.. 2008;Why is nature beneficial? The role of connectedness to nature. Environment and Behavior 41(5):607–643. doi:10.1177/0013916508319745.

McFarland A. L., Zajicek J. M., Waliczek T. M.. 2014;The relationship between parental attitudes toward nature and the amount of time children spend in outdoor recreation. Journal of Leisure Research 46(5):525–539. doi:10.1080/00222216.2014.11950341.

Meeusen C.. 2014;The intergenerational transmission of environmental concern: The influence of parents and communication patterns within the family. The Journal of Environmental Education 45(2):77–90. doi:10.1080/00958964.2013.846290.

Musser L. M., Diamond K. E.. 1999;The children's attitudes toward the environment scale for preschool children. The Journal of Environmental Education 30(2):23. doi:10.1080/00958969909601867.

Neaum S.. 2010. Child development for early childhood studies Exeter, United Kingdom: Learning Matters Ltd.

Nisbet E. K.. 2011. A nature relatedness intervention to promote happiness and environmental concern (Doctoral dissertation). Retrieved from https://carleton.scholaris.ca/items/97e51f50-71c1-46c5-8648-0cee8ae9ac09/full.

Nisbet E. K., Zelenski J. M.. 2013;The NR-6: A new brief measure of nature relatedness. Frontiers in Psychology 4:813. doi:10.3389/fpsyg.2013.00813.

Nisbet E. K., Zelenski J. M., Murphy S. A.. 2009;The nature relatedness scale: Linking individuals' connection with nature to environmental concern and behavior. Environment and Behavior 41(5):715–740. doi:10.1177/0013916508318748.

Pirchio S., Passiatore Y., Panno A., Cipparone M., Carrus G.. 2021;The effects of contact with nature during outdoor environmental education on students’ wellbeing, connectedness to nature and pro-sociality. Frontiers in Psychology 12doi:10.3389/fpsyg.2021.648458.

Raykov T., Marcoulides G. A.. 2000. A first course in structural equation modeling New York: Routledge.

Richardson M., Hunt A., Hinds J., Bragg R., Fido D., Petronzi D., ..., White M.. 2019;A measure of nature connectedness for children and adults: Validation, performance, and insights. Sustainability 11(12):3250. doi:10.3390/su11123250.

Rupprecht C. D. D., Byrne J. A., Lo A. Y.. 2016;Memories of vacant lots: How and why residents used informal urban green space as children and teenagers in Brisbane, Australia, and Sapporo, Japan. Children's Geographies 14(3):340–355. doi:10.1080/14733285.2015.1048427.

Saarni C.. 2007. The development of emotional competence: Pathways for helping children to become emotionally intelligent. In : Bar-on R., Maree J. G., Elias M. J., eds. Educating people to be emotionally intelligent p. 15–35. London: Praeger.

Salovey P., Mayer J. D.. 1990;Emotional intelligence. Imagination, Cognition and Personality 9(3):185–211.

Schultz D., Izard C. E., Ackerman B. P., Youngstrom E. A.. 2001;Emotion knowledge in economically disadvantaged children: Self-regulatory antecedents and relations to social difficulties and withdrawal. Development and Psychopathology 13(1):53–67. doi:10.1017/S0954579401001043.

Selman R. L.. 1980. The growth of interpersonal understanding: Developmental and clinical analyses New York: Academy Press.

Shrout P. E., Bolger N.. 2002;Mediation in experimental and nonexperimental studies: New procedures and recommendations. Psychological Methods 7(4):422–445. doi:10.1037/1082-989X.7.4.422.

Skomorovska I., Matishak M.. 2023;Training of future educators to the development of the emotional intelligence of children of older preschool age. Mountain School of Ukrainian Carpaty (29):96–99. doi:10.15330/msuc.2023.29.96-99.

Sobko T., Jia Z., Brown G.. 2018;Measuring connected ness to nature in preschool children in an urban setting and its relation to psychological functioning. PloS one 13(11)e0207057. doi:10.1371/journal.pone.0207057.

Soga M., Gaston K. J.. 2016;Extinction of experience: the loss of human nature interactions. Frontiers in Ecology and the Environment 14(2):94–101. doi:10.1002/fee.1 225.

Soga M., Yamanoi T., Tsuchiya K., Koyanagi T. F., Kanai T.. 2018;What are the drivers of and barriers to children’s direct experiences of nature. Landscape and Urban Planning 180:114–120. doi:10.1016/j.landurbplan.2018.08.015.

Sugiyama N., Hosaka T., Takagi E., Numata S.. 2021;How do childhood nature experiences and negative emotions towards nature influence preferences for outdoor activity among young adults? Landscape and Urban Planning 205:103971. doi:10.1016/j.landurbplan.2020.103971.

Summers J. K., Vivian D. N., Summers J. T.. 2019;The role of interaction with nature in childhood development: An under-appreciated ecosystem service. Psychology and Behavioral Sciences 8(6):142–150.

Timar E., Gromada A., Rees G., Carraro A.. 2022. Places and spaces: Environments and children's well-being (Inno centi Report Card 17) UNICEF Office of Research-In nocenti.

Tucker L. R., Lewis C.. 1973;A reliability coefficient for maximum likelihood factor analysis. Psychometrika 38(1):1–10. doi:10.1007/BF02291170.

Wang J., Wang X.. 2012. Structural equation modeling: Applications using Mplus John Wiley & Sons.

Wells N. M.. 2000;At home with nature: effects of “greenness” on children’s cognitive functioning. Environment and Behavior 32:775–795. doi:10.1177/00139160021972793.

Wells N. M., Evans G. W.. 2003;Nearby nature: A buffer of life stress among rural children. Environment and Behavior 35(3):311–330. doi:10.1177/0013916503035003.

Wilson E. O.. 1984. Biophilia: The human bond with other species Cambridge, MA: Harvard University Press.

An R.-R., Park W.-Y., Shin I.-Y.. 2013;The effect of father's self-esteem and child rearing attitude on children's self-esteem and emotional intelligence. Journal of the Korea Academia-Industrial Cooperation Society 14(6):2645–2652. doi:10.5762/KAIS.2013.14.6.2645.

Go H., Kim S. M.. 2014;The relations among children`s emotional intelligence, kindergarten adaptation and happiness. The Journal of Korea Early Childhood Education 21(4):115–136.

Hong S.. 2000;The criteria for selecting appropriate fit indices in structural equation modeling and their rationales. Korean Journal of Clinical Psychology 19(1):161–177.

Im G. B., Kim S. N., Park Y. R., Lee J. S.. 2002. Program of nature-friendly ecological education for early childhood Seoul: Yangseowon.

Jung D.. 2009;Perspective taking, theory of mind and emotional intelligence of 4 or 5 year-old children. The Journal of Korea Open Association for Early Childhood Education 14(3):359–378. Retrieved from https://www.dbpia.co.kr/journal/articleDetail?nodeId=NODE07014173.

Jung S. J., Kim J. K., Kang Y. S.. 2022;Effects of garden ing activity-oriented environmental education on children's environmental susceptibility and nature-friendly attitudes. Journal of the Korea Academia-Industrial Cooperation Society 23(7):466–475. doi:10.5762/KAIS.2022.23.7.466.

Kim H.-T., Kim H. K., Kim H. J., Seo S.-J., Hwang H. Y.. 2022;Comparison of the scales for nature connectedness including Inclusion of Nature in Self (INS), Connected -ness to Nature Scale (CNS), Nature Relatedness (NR). Biology Education 50(4):583–597. doi: 10.15717/bioedu.2022.50.4.583.

Kim J., Sung J.. 2013;The effects of marital conflict and mother’s parent satisfaction and parenting behavior on preschoolers’ emotional intelligence. The Korean Journal of Developmental Psychology 26(2):87–107. Retrieved from https://accesson.kisti.re.kr/main/search/articleDetail.do?artiId=ATN0044259176&searchApiUse=N&reqstSn=.

Kim, J. Y. (2022. 5. 24.). “Hangug, 'geonganghan eolin-i hwa ngyeong' seonjin 39gaegug jung 32wi" [“한국, '건강한 어린이 환경' 선진 39개국 중 32위"]. Yonhapnews. Retrieved from https://www.yna.co.kr/view/AKR20220524116900009.

Kim S.-J., Kim Y.-H., Kim K.-S.. 2003;Mothers' child-rearing attitude. Child Health Nursing Research 9(4):392–398. Retrieved from https://www.kci.go.kr/kciportal/ci/sereArticleSearch/ciSereArtiView.kci?sereArticleSearchBean.artiId=ART000901675.

Kim S.-W.. 2012;The development and effects of the art education program for young children based on esthetic elements of nature. Early Childhood Education Research & Review 16(5):533–555. Retrieved from https://www.dbpia.co.kr/journal/articleDetail?nodeId=NODE07445577.

Kim Y., Kim S.. 2008;An examination of the effects of social capital on children's depression. Korean Journal of Social Welfare Studies 36:103–127. doi:10.16999/kasws.2008..36.103.

Lee B. N.. 1998. Relationship between kindergartners emotional intelligence and their parents psychological life position (Doctoral dissertation). Retrieved from https://www.riss.kr/link?id=T7458309.

Lee J. H.. 2013. Psycho-property test and validity for korean version of nature relatedness scale (Doctoral dissertation). Retrieved from https://www.riss.kr/link?id=T13262355.

Lee J. Y., Kang S. S., Lee K. O.. 2009;A study on the effects of young children’s gender, temperament and emotional intelligence and mothers’ peer management strategies on peer competence. Korean Journal of Early Childhood Education 29(5):45–64. doi:10.18023/kjece.2009.29.5.003.

Lee K.-Y., Lee J.-H., Hwang S.-D.. 2018;A meta-analysis on the effects of nature-friendly education on young children’s development. Journal of Korea Open Association for Early Childhood Education 23(6):329–350. doi:10.20437/KOAECE23-6-14.

Lee Y., Shin H.. 2020;The effect of family-connected young children's ecological activities on young children's emotional intelligence and parent's parenting efficacy. The Society for Constructivist Early Childhood Education 7(2):1–21. doi:10.23197/scece.2020.7.2.001.

Ministry of Health and Welfare. 2021. National survey on childcare Ministry of Health and Welfare.

Ryu S.-H., Park Y.-Y., Lee S.-W.. 2013;The effects of gardening activities promoting nature-experience on young children’s emotional intelligence and nature-friendly attitude. Korean Education Inquiry 31(3):1–20. Retrieved from https://www.riss.kr/link?id=A103231752.

Seong J.-M., Park Y.-H.. 2016;Effects of gardening activity on preschoolers` nature-friendly attitude, scientific inquiry ability, and emotional intelligence. The Korean Journal Child Education 25(4):205–225. doi:10.17643/KJCE.2016.25.4.11.

Seoul City. (2022. 12. 13.). Seoulsi, ‘corona19 ihu yeong-yua bal dalsiltae' jeongug choecho josa gyeolgwa bogo [서울시, '코로나19 이후 영유아 발달실태' 전국 최초 조사 결과 보고] [Press release]. https://opengov.seoul.go.kr/press/27429848.

Shin M.-J., Kwon Y.-H.. 2014;The effects of the cooperative nature-friendly activity program on child’s peer compet ence and emotional intelligence. The Journal of Korea Open Association for Early Childhood Education 19(1):427–449. Retrieved from https://www.dbpia.co.kr/journal/articleDetail?nodeId=NODE07006370.

Song E.-K., Chung C.-H., Jeong H.-J.. 2018;The relationships among mothers' personality, parenting behavior, young children's emotional regulation and peer competence. Korean Society of Children's Literature & Education 19(4):353–372. doi:10.22154/JCLE.19.4.13.

Song J.. 2009. Nonmunjagseonge pilyohan SPSS/AMOS tonggye bunseogbangbeob [논문작성에 필요한 SPSS/AMOS 통계분석방법] Paju: 21segisa.

Yoon S., Sung J.. 2014;The effects of mothers’ parenting efficacy on children’s emotional regulatio : The role of mothers’ perception of fathers’ involvement in child care. Korean Journal of Child Studies 35(4):199–222. doi:1 0.5723/KJCS.2014.35.4.199.

Article information Continued

This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution Non-Commercial License (http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0) which permits unrestricted non-commercial use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Participants	Variables	Categories	n	%
Young children	Gender	Boys	138	49.6
	Gender	Girls	140	50.4
	Age	3 years old	45	16.2
		4 years old	102	36.7
		5 years old	131	47.1
Mothers	Age	Under 33 years old	67	24.1
		34-39 years old	142	51.1
		Over 40 years old	69	24.8
	Academic background	Under high school graduation	21	7.6
		College graduate	68	24.5
		University graduate	165	59.4
		Graduate school or higher	24	8.6
	Employment	Employed	141	50.7
	Employment	Unemployed/Leave of absence	137	49.3

Variable	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15
1	―
2	.02	―
3	-.14^*	.01	―
4	.06	-.22^***	.13^*	―
5	-.10	-.11	.17^**	.29^***	―
6	-.22^***	-.14^*	.25^***	.13^*	.59^***	―
7	-.19^**	-.02	.16^**	.11	.50^***	.58^***	―
8	-.10	-.09	.19^**	.15^**	.51^***	.61^***	.61^***	―
9	-.21^***	-.14^*	.27^***	.15^*	.58^***	.66^***	.55^***	.62^***	―
10	-.22^***	-12^*	.26^***	.16^**	.66^***	.89^***	.79^***	.81^***	.85^***	―
11	-.17^**	-.16^**	.16^**	.02	.38^***	.60^***	.49^***	.58^***	.58^***	.67^***	―
12	-.02	-.08	.21^***	.24^***	.44^***	.45^***	.43^***	.45^***	.44^***	.52^***	.34^***	―
13	-.13^*	-.06	.19^**	.11	.55^***	.61^***	.66^***	.69^***	.60^***	.75^***	.74^***	.46^***	―
14	-.11	-.11	.19^**	.14^*	.57^***	.64^***	.63^***	.69^***	.63^***	.77^***	.72^***	.52^***	.79^***	―
15	-.11	-.12^*	.23^***	.17^**	.59^***	.69^***	.66^***	.71^***	.67^***	.81^***	.80^***	.74^***	.88^***	.91^***	―
M	4.31	.50	2.98	2.08	3.55	4.02	3.97	3.93	3.92	3.97	4.28	3.54	4.05	4.05	3.97
SD	.73	.50	.87	1.17	.73	.66	.81	.73	.72	.60	.58	.77	.63	.62	.54
Skewness	-.56	-.01	.24	.98	-.12	-.46	-.77	-.42	-.74	-.36	-.72	.09	-.42	-.66	-.20
Kurtosis	-.97	-2.01	-.43	-.04	-.71	-.40	.16	-.56	.43	-.59	-.09	-.72	-.46	.14	-.57

Path			B	β	SE	CR
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s nature play frequency	.15	.20	.05	2.94^**
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s nature play time	.33	.32	.07	4.91^***
Young children’s nature play frequency	→	Young children’s nature relatedness	.07	.11	.03	2.16^*
Young children’s nature play time	→	Young children’s nature relatedness	-.05	-.11	.03	-1.94
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s nature relatedness	.36	.80	.03	10.76^***
Young children’s nature relatedness	→	Young children’s emotional intelligence	.82	.94	.06	12.94^***

Path			Standardized
Path			Direct effects	Indirect effects	Total effects
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s nature play frequency	.20^**		.20^**
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s nature play time	.32^***		.32^***
Young children’s nature play frequency	→	Young children’s nature relatedness	.11^*		.11^*
Young children’s nature play time	→	Young children’s nature relatedness	-.11^*		-.11^*
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s nature relatedness	.80^**	-.01	.78^**
Young children’s nature relatedness	→	Young children’s emotional intelligence	.94^**		.94^**
Mother’s nature relatedness	→	Young children’s emotional intelligence		.72^**	.72^**
Young children’s nature play frequency	→	Young children’s emotional intelligence	-.03	.11^*	.08
Young children’s nature play time	→	Young children’s emotional intelligence	-.04	-.10^*	-.14^**

Path	B	95% CI
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature play frequency → Young children’s nature relatedness	.01^*	.00∼.02
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature play time → Young children’s nature relatedness	-.02^*	-.04∼-.00
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature relatedness → Young children’s emotional intelligence	.30^**	.24∼.36
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature play frequency → Young children’s emotional intelligence	-.00	-.01∼.00
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature play time → Young children’s emotional intelligence	-.01	-.02∼.00
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature play frequency → Young children’s nature relatedness → Young children’s emotional intelligence	.01^*	.00∼.02
Mother’s nature relatedness → Young children’s nature play time → Young children’s nature relatedness → Young children’s emotional intelligence	-.01^*	-.03∼-.00

Model	χ²	TLI	CFI	RMSEA (90% CI)
Research model	132.448 (df = 53, p < .001)	.931	.953	.074 (.058, .089)
Competing model	134.537 (df = 54, p < .001)	.931	.952	.073 (.058, .089)