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Korean J Child Stud > Volume 44(2); 2023 > Article
유아의 의사소통 능력이 사회적 유능성에 미치는 영향에서 또래놀이의 이중 매개효과

Abstract

Objectives

Focusing on young children’s communication skills and play with peers affecting social competence, this study aims to verify the double mediating effects of play interaction and disconnection as mediators according to peer play. Furthermore, the existence of structural differences is examined according to gender group in the path of influence affecting social competence.

Methods

The data was from the 7th wave of the Panel Study on Korean Children (n = 1,167). The bootstrap method was applied using structural equation modeling by SPSS 21.0 and AMOS 20.0 to analyze the double-mediating effects. Sobel's test was used to verify each mediating effect contained in the model. Multi-group analysis was conducted to examine the differences according to gender.

Results

First, the higher a young child's communication skills, the more active the play interaction with their peers. Consequently, social competence also increased. Second, the higher the communication skills, the lower the play disconnection, affecting social competence. Third, communication skills directly affected social competence. Fourth, there was no difference according to the gender group in the double mediating effect model.

Conclusion

The results suggest that communication skills affect social competence, and these relationships are influenced through peer play that increases peer interaction and reduces disconnection. Additionally, these can be applied in infants of both genders and interventions undertaken. To improve social competence, the importance of communication skills and peer play, and the direction of early childhood teachers' interventions were presented and discussed.

Introduction

다양한 사회적 상황에서 적응적이고 원활한 관계를 형성해 나가는 데 필요한 사회적 능력은 사회적 존재로서 인간이 발달하는데 필수적인 요소이다. 사회적 유능성은 타인과 원활한 관계를 형성하는 동시에 협력과 자기통제, 그리고 주장성을 발휘하여 사회에 적응하는 동시에 개인의 목표를 성취할 수 있는 능력이다(Gresham & Elliott, 1990). 유아의 사회적 유능성은 사회화 과정을 거치면서 획득되는데, 이후 발달과정에서 다양한 체계에 대한 적응과 수행, 그리고 긍정적인 관계를 형성하는 데 중요하게 작용한다(Junge, Valkenburg, Deković, & Branje, 2020). 또한, 사회적 유능성이 높을수록 사회적인 맥락에서 작동하는 규칙을 잘 인식하고 반응하게 하므로, 사회적 유능성은 학령 전기 유아가 적응적인 학교생활을 준비하는데 필요한 중요한 발달적 요소가 된다(Denham, 2006).
그런데, 사회적 수행과 적응이 유능하게 이끌어지기 위해서 유아의 의사소통 능력은 주요한 요인이라 할 수 있다(Chi, 2017). 의사소통은 사회적 상황에서 적합한 언어를 사용하는 것을 포함하여 효과적으로 상대와 소통하며 정보에 대해 올바르게 이해할 수 있는 인지 및 정서적인 태도와 표현 등을 반영한다(Curby, Brown, Basset, & Denham, 2015). 의사소통은 언어 능력을 기반으로 자신의 의사를 상대에게 전달하여 달성하는 효과와 함께 상대방에게 적절하게 반응할 수 있는 포괄적이며 복합적인 능력을 말한다(Wilson & Sabee, 2003). 그러므로, 의사 소통 능력은 자신의 생각을 표현하고 상대방을 이해하는 것을 바탕으로 사회적 관계 형성에 중요하게 기능한다. 특히, 유아기는 언어발달이 증폭적으로 이루어지는 시기로 이를 바탕으로 또래 및 주변 환경체계와 활발한 소통을 통해서 사회적 능력이 발달하게 된다(Missall & Hojnoski, 2008). 유아는 또래와 의사 소통을 통해 서로의 관심과 흥미를 공유하고 갈등과 문제상황을 해결함으로써 다양한 사회적 상황을 인지하고 반응할 수 있게 된다(Chi, 2017). 이처럼 의사소통은 사회적 환경에 적응하고 사회적 기술을 학습하는 데 필요한 도구가 되므로, 유아의 사회적 행동과 기술이 발달하는데 중요한 요인으로 기능한다.
한편, 사회적 유능성은 유아가 경험하는 다양한 사회적 상호작용을 통해서 발달하게 되는데 대표적인 활동으로는 또래놀이를 들 수 있다. 또래놀이는 유아에게 자연스러운 일상적 활동이자 발달을 조망하게 하는 투영체가 된다(Lowenthal, 1997). 유아는 놀이를 통해서 성장하고 발달하며 다양한 경험을 하고 사회적 기대와 요구에 맞는 역할과 행동을 체득하게 된다. 놀이의 창조적인 특질은 또래의 개입으로 강화되므로(Gagnon & Nagle, 2004), 유아는 또래놀이를 통해 상호작용을 확장하고 사회적 상황에 맞는 행동 양상을 발달시킬 수 있다. 유아는 상당한 사회적, 인지적 에너지를 쏟으며 놀이에 몰입하게 되는데, 또래놀이는 유아로 하여금 상호작용을 위한 자발적인 동기를 부여해 줌으로써(Ladd, 2005) 사회적 능력이 발달하는 지표가 된다. 또래놀이에서 긍정적인 상호작용이 활성화될수록 유아는 사회적 상황에 맞는 조절능력을 발달시키고 (Missall &, Hojnoski, 2008) 사회적으로 적합한 행동을 채택하게 된다. 또한, 놀이는 유아로 하여금 또래와 갈등을 조정하고 적응할 수 있는 기회를 제공해 주므로(Katz & McClellan, 1997), 유아의 사회적 인지 및 대처 기술이 향상될 수 있다. 실제로, 유아가 놀이에서 또래와 긍정적으로 상호작용할수록 사회적 적응이 높은 것으로 나타났고(Flannery & Smith, 2017), 놀이에서 분리되거나 단절될수록 사회적인 행동의 점수가 낮게 나타났다(Missall & Hojnoski, 2008). 이처럼 유아가 또래놀이에 진입하여 상호작용하는 것은 또래와 관계를 형성하고 유지하는 동시에 사회적 능력을 촉진시키는 기회가 된다(Junge et al., 2020). 하지만 놀이로부터 단절된 유아는 고립되고 놀이 환경에 진입하지 못하는 경향이 있어 사회적 발달 수행에 지장을 초래하기 쉽다. 놀이로부터 단절은 또래놀이에서 거부되거나 참여하지 못함으로써 유아가 또래 집단에 접근할 수 없도록 하고, 동시에 또래와 상호작용을 통한 사회성 발달의 기회를 놓치게 한다(Gagnon & Nagle, 2004). 더욱이, 또래놀이가 유아로 하여금 갈등 상황을 조정하고 사회적응과 협력을 촉진시킨다는 점에 비추어 보면(Katz & McClellan, 1997), 놀이단절은 또래와 부정적인 상호작용을 통해서 경험하고 성장할 수 있는 기회마저 제한할 수 있다는 점에서 우려할 만하며 주의가 필요하다.
그런데, 유아가 또래와의 놀이를 원활하게 진행하기 위해서는 의사소통 능력이 중요하게 작용한다. 긍정적인 의사소통을 하는 유아는 또래로부터 선호되는 경항이 있지만, 의사소통 능력이 낮으면 고립이나 불안, 공격성 등을 나타내기 쉬워(Im & Yu, 2010) 또래놀이가 원활하게 진행되기 어렵다. 실제로 유아의 의사소통 능력이 낮을수록 또래놀이에서 거부되거나 어려움이 나타났고(Choi & Shin, 2008), 갈등이나 문제상황에서 협상능력이 낮고 상황에 대한 조정이 어려워 놀이로부터 단절되기 쉬운 것으로 나타났다(Ko & Kim, 2013). 이와는 달리, 의사소통 능력이 높을수록 자신과 타인에 대한 인식과 사회적 상황에서 조절 능력이 높았고(Curby et al., 2015) 타인의 관점에 대한 이해가 높아(Chi, 2017) 또래와의 놀이에서 상호 작용이 활발해 진다는 것을 알 수 있다.
한편, 사회적 유능성과 의사소통 능력 및 또래놀이에 관한 선행연구들은 성차에 관한 일관된 결과를 제시하고 있지 않다. 사회적 유능성에 대한 연구들은 여아가 남아보다 친사회적이고 배려적이며 상대와 긍정적으로 상호작용하므로 사회적으로 보다 유능하다고 보았다(Kwon, 2009). 반면에, 남아는 공격이고 부정적인 상호작용을 많이 나타내어 사회적인 유능성이 낮게 나타나기도 하였다(M. S. Jang & Kim, 2019). 이와는 달리, 교육 및 상호작용의 질적 차이가 적어짐에 따라 사회적 유능성에서 남녀 유아 간에 차이가 나타나지 않는다는 보고도 이어지고 있다(Y. Jang, Kang, & Kim, 2003). 의사소통 능력에서는 여아가 남아보다 긍정적인 방식으로 의사소통을 하고 의사소통의 능력 또한 높게 나타나는 가운데(Lim, Choi, & Kim, 2015) 뚜렷한 성차가 나타나지 않는다는 결과(Im & Yu, 2010)도 함께 제시되고 있다. 또래놀이에서는 여아가 남아보다 긍정적으로 상호작용하고, 남아가 여아보다 놀이에서 쉽게 단절되는 경향이 있는 것으로 나타난다(Coolahan, Fantuzzo, Mendez, & McDermott, 2000). 이처럼 성차에 관한 연구들은 일관된 결과를 제시하지 않을 뿐 아니라, 개별적인 변인들 각각에 대한 성별 차이에 주목하는 경향이 있다. 즉, 변인 관계적인 맥락에서 성별의 차이가 변인들 간의 영향의 경로에 대한 구조적인 차이를 발생시키는 지를 살펴본 연구는 드물다.
이상에서 살펴본 바와 같이 유아의 사회적 유능성에 대한 영향요인으로 의사소통 능력과 또래놀이에 주목해 볼 수 있다. 의사소통 능력이 자신의 의견과 생각을 표현하고 반응하는 사회적 태도와 기술을 습득하는 것이라는 점에서(Stanton-Chapman, Denning, & Jamison, 2010) 또래놀이 및 사회적 능력에 주요한 영향 요인이라 할 수 있다. 선행연구들은 유아의 의사소통 능력이 또래놀이에서 활발한 상호작용을 이끌거나 단절되도록 하는 데 영향을 미친다는 점을 제시해 준다(Wilson & Sabee, 2003). 또한, 또래놀이가 다양한 사회적 경험을 제공함과 동시에 또래와의 상호작용을 통해서 사회적 능력에 영향을 미친다는 점을 알 수 있다(Flannery & Smith, 2017; Junge et al., 2020). 이러한 관계성에 주목하여 본 연구는 유아의 사회적 유능성에 영향을 미치는 요소로 의사소통 능력 및 또래놀이에 초점을 맞추어 놀이상호작용과 놀이단절을 매개변인으로 하는 이중 매개효과를 검증하고자 한다. 이를 통해서 학령전기 유아의 사회적 유능성 발달에 필요한 의사소통 능력 및 또래놀이의 효과를 변인들 간의 구체적인 관계 속에서 살펴보고자 한다. 또한, 유아의 사회적 유능성에 영향을 미치는 변인들 간의 영향의 경로에서 성별에 따른 구조적인 차이가 발생하는 지도 함께 살펴보고자 한다. 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1

유아의 의사소통 능력이 또래놀이를 매개로 하여 사회적 유능성에 영향을 미치는가?
1-1. 의사소통 능력이 놀이상호작용을 매개로 사회적 유능성에 영향을 미치는가?
1-2. 의사소통 능력이 놀이단절을 매개로 사회적 유능성에 영향을 미치는가?

연구문제 2

남녀 성별 집단에 따라 사회적 유능성에 대한 이중 매개효과에서 차이가 나타나는가?

Methods

연구대상

한국아동패널연구 (Panel Study on Korean Children [PSKC])의 7차년도(2014) 자료를 사용하였다. 유아교육 기관에서 교사가 응답한 1,167명의 자료가 사용되었으며 대상 유아의 연령은 72개월부터 79개월(평균 월령은 75개월)로 6세에 해당한다. 인구사회학적 특징은 Table 1과 같다.

연구도구

사회적 유능성

Suh (2004)가 Gresham과 Elliott (1990)의 도구를 타당화한 한국판 취학전 아동용 사회적기술 척도 (Korean version of Social Skill Rating System for preschool level [K-SSRS])를 참고하여 한국아동패널 연구진이 검토 수정하여 확정한 문항이 사용되었으며, 유아가 속한 교육기관의 담임교사가 평정하였다. 총 21문항의 3개 영역으로 구성되었고 각 영역은 주장성(5), 사회협력성(9) 그리고, 자기통제(7)이다. 주장성은 “부당한 대우를 받을 때 적절하게 자신의 의견을 말한다.”, “또래를 칭찬한다.”, “놀이를 할 때 다른 아이에게도 같이 하자는 말을 한다.” 등으로 구성되었고, 사회 협력성은 “교사의 지시에 잘 따른다.”, “수업 중에 과제를 잘 수행한다.”, “다른 아이들과 놀이할 때 규칙을 잘 지킨다.” 등으로 구성되었다. 자기통제는 “또래에게 놀림을 당하는 경우 적절하게 대응한다.”, “갈등상황에서 자신의 감정을 조절한다.” 등으로 구성되었다. 문항의 평정은 Likert식 3점 척도(전혀 그렇지 않다 [1점]∼매우 자주 그렇다 [3점])로 이루어졌고 점수가 높을수록 각 영역에서 사회적 유능성이 높은 것을 의미한다. Cronbach’s α가 주장성이 .82, 사회 협력성이 .89, 그리고 자기통제가 .85로 나타났다.

의사소통

Murphey와 Burns (2002)가 개발한 Comprehensive community assessment of school readiness를 한국아동패널 연구진이 번역한 후 예비조사를 통해 확정한 의사소통과 언어발달에 대한 교사의 인식을 사용하였다. 의사소통 영역은 총 3문항으로 “욕구, 필요한 것, 생각들을 말로 표현한다.”, “간단한 지시, 요청, 정보를 이해한다.”, “완전한 문장으로 자신이 말하는 순서에 대화에 참여 한다.”로 이루어졌으며 유아 교육기관의 담임교사가 평정하였다. 문항의 평정은 Likert식 4점 척도(전혀 그렇지 않다 [1점]∼매우 그렇다 [4점])로 점수가 높을수록 유아의 의사소통 능력이 높은 것을 나타낸다. 의사소통의 Cronbach’s α 는 .85이었다. 언어발달에 대한 교사의 인식은 상당히 지연됨 (1점), 약간 지연됨 (2점), 양호함 (3점), 그리고 발달이 빠름 (4) 까지 4단계 평정으로 이루어졌고, 점수가 높을수록 언어발달 이 지연되지 않고 발달이 빠르게 이루어졌음을 나타낸다. 또래놀이Choi와 Shin (2008)이 국내 상황에 맞게 타당화한 아동 또래 놀 이행동 척도 (Penn Interactive Peer Play Scale for Young Children [PIPPS])를 한국아동패널 연구진이 수정 후 확정한 문항들 중 에서 놀이상호작용과 놀이단절을 사용하였으며, 유아가 속한 교육기관의 담임교사가 평정하였다. 놀이상호작용은 총 9문항으로 “놀이에서 순조롭고 융통성 있다.” “친구와 놀이하면서 이야기를 만들어가며 말한다.”, “친구 사이의 갈등이 해결되도록 돕는다.”, “친구에게 함께 놀자고 한다.”, 등으로 이루어져 있다. Likert식 3점 척도(전혀 아니다 [1점]∼매우 그렇다 [3점])로 이루어져 있고 점수의 총합이 높을수록 또래와의 놀이상호작용이 잘 이루어지는 것을 나타낸다.
놀이단절은 총 8문항으로 각 문항의 내용은 “다른 친구에게 거부당한다.”, “놀이에 함께 하지 못하고 주위를 배회한다.”, “다른 친구에게 무시를 당한다.” 등으로 구성되어 있다. Likert식 4점 척도(전혀 그렇지 않다 [1점]∼항상 그렇다 [4점])로 이루어져 있고, 경우에 따라 역채점 하였으며 점수의 총합이 높을수록 놀이단절이 높은 것을 나타낸다. 놀이상호작용의 Cronbach’s α가 .84, 놀이단절의 Cronbach’s α가 .82로 나타났다.

자료분석

수집된 자료는 SPSS 21.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 SPSS AMOS 20.0 (IBM Co., Armonk, NY) 을 사용하여 분석하였다. 첫째, 변인들의 일반적인 경향을 기술 통계치와 상관분석을 실시하여 알아보았다. 둘째, 연구모형인 이중 매개모형의 적합도를 평가하기 위하여 경험적 근거 및 간명성을 고려한 적합도 지수들로 평가하였다(Browne & Cudeck, 1993). 평가지수로는 절대적 적합도 지수로 Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)와 상대적 적합도 지수(relative fit index)로 Comparative Fit Index (CFI)와 Tucker-Lewis Index (TLI)를 사용하였다. 셋째, 이중 매개효과 분석은 부트스트랩핑 및 다변량 델타방식을 적용하였고(Bollen & Stine, 1992), 이중 매개효과에 포함된 각각의 매개효과를 검증하기 위하여 Sobel(1982)의 검증을 적용하여 분석하였다. 넷째, 성별에 따른 다집단 분석을 실시하기 위하여 남녀 집단 간의 형태동일성, 측정동일성 그리고 구조동일성 분석을 실시하였다.

Results

변인들의 일반적 경향 측정 변인들의 기술통계치와 Pearson의 상관계수를 통해 일반적인 경향성을 알아보았다. Table 2와 같이 측정변인들의 왜도 및 첨도 값이 정규성 분포의 가정을 총족시키는 것으로 나타났다(West, Finch, & Curran, 1995). 사회적 유능성의 하위 영역인 주장성 평균이 12.37 (SD = 2.22), 자기통제가 16.83 (SD = 3.10), 사회 협력성이 9.89 (SD = 2.10)로 학령 전기 유아의 사회적 유능성은 전반적으로 중간 점수 이상으로 나타났다. 의사소통 능력에서 언어발달 평균이 3.32 (SD = .66), 의사소통이 10.55(SD = 1.63)로 나타났으며 놀이상호작용의 평균이 27.73 (SD = 4.08), 놀이단절의 평균이 13.36 (SD = 4.67)로 나타났다.
변인들 간의 상관관계가 유의한 가운데 놀이단절은 의사소통 능력 및 사회적 유능성 변인들과 부적인 상관이 나타났고 그 밖의 변인 들 간의 관계는 모두 정적인 상관이 있는 것으로 나타났다.

모형의 적합도

이중 매개모형의 적합도는 Table 3 이 제시하는 바와 같이 평가 지수들을 통해 볼 때 매우 양호한 수준인 것으로 나타났다. 적합도 지수는 TLI와 CFI는 .90 이상인 경우가 좋은 적합도로 평가되어지고, RMSEA는 .06 이하로 평가 될 시 양호한 것으 로(resonable fit) 평가된다(Browne & Cudeck, 1993).

매개효과 검증

이중 매개효과의 검증을 위해서 부트스트랩 방식과 다변량 델타방식을 적용하여 분석하였다(Bollen & Stine, 1992). 부트스트랩을 통한 매개효과 검증이 다중매개를 포함하는 경우에 각각의 매개효과가 아닌 전체 매개효과에 대한 검증만 가능하다는 점에서 각각의 매개효과 검증은 다변량 델타방법을 적용한 Sobel (1982)의 공식으로 분석하였다. 먼저, 부트스트랩 방식을 적용한 전체 이중 매개효과 분석은 신뢰구간의 하한부터 상한까지 값이 95% 신뢰수준에서 0을 포함하지 않을 시에 영가설이 기각된다. Table 4와 같이 의사소통이 사회적 유능성에 미치는 간접효과가 신뢰구간 사이에서 0을 포함되지 않아(.645∼1.491) 전체 모형의 매개효과가 유의한 것으로 나타났다(ab = .825, p = .004). 또한, 매개변수들을 통제한 상태에서 유아의 의사소통 능력이 사회적 유능성에 미치는 직접효과도 유의하였다(c’ = 1.56, p = .002). 다음으로, 이중 매개효과에 포함된 각각의 매개효과 분석을 위하여 Sobel의 검증(1982)을 실시하였다. 놀이 상호작용을 매개변인으로 하는 매개효과 값(ab)이 5.29 (p < .001)로 유의하였고, 놀이단절을 매개변인으로 하는 매개효과 값(a’b’)이 2.47 (p < .001)로 유의하여 전체 이중 매개모형에서 각각의 매개효과가 유의한 것으로 나타났다. 연구모형인 이중 매개효과 모형은 Figure 1에 제시하였다.
덧붙여, 전체모형의 다중상관치(squared multiple correlations)는 의사소통 및 또래놀이가 유아의 사회적 유능성에 미치는 설명력이 약 62%로 나타났다.

성별 다집단 분석

연구모형인 사회적 유능성에 대한 이중 매개모형이 성별에 따라 차이가 있는 지를 알아보기 위해 다집단 분석을 시행하였다. 성별에 따른 다집단 분석은 먼저, 두 집단 간의 형태동일성과 측정동일성이 성립하는 지 살펴보고, 이를 만족하면 집단별 구조동일성을 검증하는 것으로 이루어진다(Hong, Malik, & Lee, 2003). 첫 단계로 형태동일성을 통해 요인구조가 동일한 지를 분석하기 위하여 경쟁모형으로 완전 매개모형을 설정하여 연구모형과 비교 검증하였다. Table 5를 보면 남녀 두 집단 모두 공통적으로 연구모형이 보다 적합한 것으로 나타나 집단 간의 형태동일성이 성립되었다.
다음으로, 측정동일성 검증을 위하여 집단 간의 측정요인에 동일화제약을 가한 후 기저모형과 비교하여 평가하였다. Table 6에 제시한 바와 같이, χ2 차이 값이 18.8 (df = 5)로 .05 수준에서 유의한 것으로 나타나 동일성이 기각되었으므로, 다음 단계로 부분 측정동일성 검증을 시행하였다. 부분 측정동일성은 각 요인의 계수에 가해진 동일화 제약을 풀어준 뒤 기저모형과 비교하는 것으로 최소한 두 개의 요인계수가 동일해야 성립한다(Byrne, Shavelson, & Muthen, 1989). 그 결과 부분측정모형과 기저모형 간의 χ2 차이 값이 5.4 (df = 2)로 .05 수준에서 유의하지 않아 부분 측정동일성이 성립되었다. 남녀 집단 간에 연구모형의 측정변수들이 잠재변인을 설명하는 데 부분적인 동일성을 지닌다고 볼 수 있으므로(Putnick & Bornstein, 2016), 마지막 단계로 집단 별 구조모형이 동일한 지를 검증하였다. 각 집단 별로 경로계수들 간의 동일화 제약을 가한 후기저모형과 비교한 결과, χ2 차이 값이 2.27 (df = 5)로 유의한 차이가 없는 것으로 나타나 남녀 집단별로 구조적인 동일성이 성립되었다. 적합도 지수를 살펴보면 기저모형보다 TLI와 RMSEA에서 각각 .005와 .002가 좋아졌고 전반적으로 우수한 적합도 수준을 나타내어 구조 동일성 성립이 지지되었다. 즉, 사회적 유능성에 대한 이중 매개모형은 남녀 성별 집단에 따른 차이가 나타나지 않아 변인들 간의 영향의 경로가 구조적으로 동일하다는 것을 의미한다.

Discussion

유아의 의사소통 능력이 또래놀이를 통해서 사회적 유능성에 영향을 미치는 과정을 이중 매개효과를 통해 검증하였다. 연구 결과 첫째, 유아의 의사소통 능력이 높을수록 또래와 놀이상호 작용이 활발해졌고 이를 매개로 하여 사회적 유능성이 증가하는 것으로 나타났다. 둘째, 의사소통 능력이 높을수록 놀이단절이 줄어들게 됨으로써 유아의 사회적 유능성에 영향을 미치는 것으로 나타났다. 셋째, 사회적 유능성에 대한 이중 매개효과 모형은 성별에 따른 차이가 나타나지 않았다. 아울러, 유아의 의사소통 능력은 사회적 유능성에 직접적인 효과가 있는 것으로 나타났다. 결과를 토대로 내용을 논의하면 다음과 같다.
첫째, 유아의 의사소통 능력이 높을수록 또래와의 놀이에서 긍정적인 상호작용이 증가함으로써 사회적 유능성이 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 의사소통 능력이 높을수록 또래와의 놀이에서 상호작용이 활발하게 이루어진다는 결과(Park, Kim, & Yeon,2018)를 지지해 주며, 또래놀이에서 긍정적으로 상호작용할수록 사회적인 능력이 높다는 결과(Flannery & Smith, 2017; Junge et al., 2020)와 일맥상통한다. 이러한 점이 의미하는 바는 다음처럼 생각해 볼 수 있다.
먼저, 의사소통 능력이 또래놀이에서 상호작용 및 관계 형성을 활발하게 이끈다는 점에서(Kwon, 2009), 의사소통 능력이 높을수록 자신감을 가지고 주도성을 발휘하며 또래놀이에서 상호작용하는 것으로 보인다. 유아가 자신감을 가지고 또래놀이를 주도하는 경험이 강화되면서 사회적 관계와 상황에 대한 적응력이 높아져 사회적인 능력에 긍정적인 효과를 나타내는 것으로 볼 수 있다. 다음으로, 또래놀이가 공동의 목표를 위한 생각과 경험 그리고 감정을 교류하면서 상호 조화를 이루게 한다는 점에서(Missall & Hojnoski, 2008), 의사소통 능력이 높을수록 또래놀이를 통한 사회적 이해와 반응에 대한 적절한 경험치를 내재화시킴으로써 사회적인 유능성을 이끈다고 볼 수 있다. 덧붙여서, 또래놀이가 유아로 하여금 갈등이나 반응에 필요한 사회적 기술을 발달시킬 기회를 제공하는 것 역시 사회적인 문제 해결과 협력적 태도를 발달시킨다고 볼 수 있다. 또래놀이에서 유아는 빈번한 갈등상황을 야기하기 쉬운데 의사소통 능력이 발휘될수록 갈등상황에 대한 타협과 적응을 모색하기 쉬우므로(Ko & Kim, 2013) 사회적인 능력이 증진될 수 있다.
둘째, 의사소통 능력이 높을수록 또래놀이에서 단절이 줄어들게 됨으로써 사회적 유능성이 증가하는 것으로 나타났다. 이러한 결과는 언어능력이 발달할수록 또래로부터 거부당하거나 무시당하지 않는다는 결과(Gooden & Kearns, 2013)를 지지한다. 또한, 유아가 놀이에서 거부되거나 단절되지 않을수록 사회적 상황에 적응하고 원만한 관계를 형성한다는 결과(Ladd, 2005)와 그 맥을 같이한다. 이러한 점이 시사하는 바는 다음과 같다. 먼저, 유아의 사회적인 능력이 발달하기 위해서는 또래놀이에 참여하지 못하거나 놀이에서 단절되는 경험이 최소화될 필요가 있다. 또래놀이가 또래와의 협력을 통해 원하는 전개방식을 이끄는 추동이 되므로(Gagnon & Nagle, 2004) 또래놀이는 상호협력을 증진시키고 사회적인 적응과 관계성을 발달시키는 기회가 된다. 그러므로, 유아가 또래와의 놀이에서 고립되거나 단절되지 않고 놀이를 통해 또래와 상호작용할 수 있도록 지원과 촉진이 필요해 보인다. 교사는 유아가 또래놀이에서 빈번하게 거부되거나 단절이 지속되는 경우에 개별적인 놀이 성향을 파악함과 동시에 또래놀이에 개입하고 수용될 수 있도록 지원해야 하겠다. 다음으로, 놀이로부터 단절은 의사소통 능력이 미진한 데에서 이끌어지기 쉬운 만큼(Coolahan et al., 2000) 의사소통의 발달이 또래놀이를 활성화하는데 필요하다는 점이다. 의사소통이 언어뿐만 아니라 상대에 대한 공감, 안정적인 심성과 태도 등을 포괄하는 것이므로(Wilson & Sabee, 2003) 교사는 유아의 의사소통 능력이 촉진될 수 있는 사회 정서적 공감과 반응을 유도할 수 있어야 하겠고 다양한 상호작용의 기회를 제공할 필요가 있다. 또한, 교사가 유아와 어떠한 방식으로 상호작용하는 지가 유아의 의사소통 발달에 모델링이 될 수 있다는 점에서 교사의 의사소통 방식과 태도가 중요하게 고려되어야 하겠으며, 이를 위한 지원과 교사 교육이 마련될 필요가 있어 보인다. 무엇보다도, 놀이단절이 또래놀이로부터 고립되고 참여하지 못하는 특성을 반영하는 만큼 이러한 특성이 또래와의 의견교환을 통한 사회성 발달의 기회를 박탈할 수 있다는 점에서(Gagnon & Nagle, 2004) 각별한 주의와 개입이 필요하다. 또래놀이를 지원하고 촉진하기 위한 교육적 수행과 교사의 개입은 놀이의 역동성에 초점 맞추는 것에서 나아가 상호작용의 필수적인 매개체로써 의사소통의 적절한 표현과 반응에 중점을 두는 방향으로 이루어질 필요가 있겠다. 아울러, 놀이단절의 부정적 효과를 예방하고 저지하기 위한 방편으로 유아기 의사소통 능력이 강화되어야 하겠으며, 이를 위해 교수 방법의 체계화, 가정 및 교육기관의 연계 프로그램 개발, 그리고 실행에 따른 지원이 마련되어야 하겠다.
덧붙여, 본 연구에서 검증한 이중 매개모형에서는 사회적 유능성에 대한 의사소통 능력의 직접효과가 유의하게 나타났다. 이러한 결과는 의사소통이 사회적 행동의 통제 및 협력과 밀접하며 언어발달이 사회적 적응과 관련 있다는 결과(Curby et al., 2015; O’Connor & Stagnitti, 2011)를 지지해 준다. 즉, 사회적 유능성력에 대해서 의사소통 능력이 직접적인 영향 요인이 된다는 점을 말해 주는 것으로 언어발달이 증폭하는 유아기에 적응적이고 반응적인 의사소통 능력의 중요성을 제기해 준다. 가령, 교사 및 부모의 반응적인 의사소통이 유아의 의사 소통 기술을 향상시키는 자극이 되고, 사회적 능력에 긍정적인 영향을 미치는 만큼(Gooden & Kearns, 2013) 유아교육 기관과 가정은 유아의 의사소통이 활발히 이루어질 수 있도록 적절한 자극을 제공하고, 의사소통 능력이 촉진될 수 있는 환경 조성을 제고해야 할 것이다. 특히, 팬데믹을 거치면서 유아기에 언어능력 및 의사소통이 저조해지고 발달적 지연이 우려되는 만큼, 교육기관 및 관련 연구기관은 유아가 적정한 의사 소통 능력을 발달시킬 수 있도록 진단을 체계화하고 구체적인 교수법 및 관련 프로그램을 개발할 필요가 있다.
셋째, 이중 매개효과 모형의 다집단 분석에서 남녀 집단에 따른 차이가 나타나지 않았다. 이러한 점은 연구모형인 이중 매개효과가 남녀 모두에게 적용될 수 있으며 동일한 방식의 개입이 이루어질 수 있음을 시사해 준다. 본 연구에서 부가적으로 실시한 t 검증은 놀이단절을 제외한 의사소통 능력(t = -4.06, p < .001) 및 또래 놀이상호작용(t = -4.80, p < .001)과 사회적 유능성(t = -5.28, p < .001)에서 유의한 성차가 있음을 제시해 주었다. 즉, 본 연구 대상자들에서는 여아가 남아보다 의사소통, 놀이 상호작용, 그리고 사회적 유능성의 평균 점수가 높게 나타났다. 하지만, 성별에 따른 다집단 분석 결과, 변인들 간의 영향의 경로에서 성별에 따른 차이가 나타나지 않음으로써 이중 매개효과에 대한 구조적인 동일성이 확인되었다. 이를 통해서 유아의 사회적 유능성에 대한 의사소통 능력 및 또래놀이가 미치는 영향이 성별에 관계없이 남녀 유아 모두에게 동일한 구조로 형성되어 작동될 수 있음을 제시해 준다.
연구에서 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 본 연구는 패널 자료를 통해 대단위 자료를 분석에 활용한 만큼 본 연구에서 나타난 변인들 간의 관계성 및 다집단 분석의 결과가 학령전기 유아의 보편적인 발달을 이해하는 데 의미있는 자료를 제공해 주었다. 이중 매개효과 검증을 위해서 부트스트랩 방식을 적용하였고 전체모형에 포함된 각각의 매개 효과를 다변량 델타방식을 통해 구체적으로 분석하였지만, 측정에 있어서 몇 가지 제한점이 있다. 먼저, 유아교육 기관의 담임교사로부터 유아의 의사소통, 또래놀이 그리고 사회적 유능성을 측정하여 객관적인 평가를 반영하고 있지만 다중 측정이 이루어지지는 못하였다. 또한, 의사소통 능력에 언어발달 요인을 포함시켰지만 비언어적 측면의 특성들을 다면적으로 반영하지 못하였다는 점에서 한계가 있어 보인다. 향후 연구에서는 유아기 의사소통 능력의 다양한 구인들을 반영함으로써 보다 균형적으로 평가될 수 있기를 기대한다. 아울러, 유아의 사회적인 유능성을 촉진할 수 있는 교사의 의사소통 방식이나 상호작용 효과의 종단 효과를 검증해 봄으로써 유아의 사회적 능력을 향상시키기 위한 구체적인 접근과 개입 방안이 다각화 되길 기대한다.

Notes

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Double mediation model of social competence.
kjcs-44-2-167f1.jpg
Table 1
Descriptive Characteristics of Participants
Variables n %
Children’s gender Male 604 51.8
Female 563 48.2
Father’s education High school or less 313 26.8
College 241 20.7
University 486 41.6
Graduate school 113 9.7
Missing 14 1.2
Mother’s education High school or less 337 28.9
College 319 27.3
University 449 38.5
Graduate school 57 4.9
Missing 5 .4
Family monthly income (won) Below 3,000,000 171 14.7
3,000,000∼6,000,000 below 745 65.3
6,000,000∼8,000,000 below 166 13.1
over 8,000,000 85 6.6
Missing 3 .3

Note. N = 1,167.

Table 2
Descriptive Statistics and Correlations Among Variables
Variables 1 2 3 4 5 6 7
1 Language development
2 Communication .46**
3 Play interactions .29** .51**
4 Play disconnection -.27** -.48** -.39**
5 Assertion .26** .55** .49** -.46**
6 Self-control .29** .56** .56** -.41** .65**
7 Coorporation .11** .09** .08** -.08** .07* .11**
M 3.32 10.55 27.73 13.36 12.37 16.83 9.89
(Range) (1~4) (3~12) (11~36) (8~32) (5~15) (7~21) (5~15)
Male 3.19 10.36 27.18 13.30 12.39 16.31 9.58
Female 3.46 10.75 28.32 12.99 12.34 17.39 10.23
SD .66 1.63 4.08 4.67 2.22 3.10 2.10

* p < .05.

** p < .01.

Table 3
Mediation Model ‘s Goodness of Fit
Model χ2 df TLI CFI RMSEA
Double- mediation model 188.71 30 .944 .964 .067

Note. df = degrees of freedom; TLI = Tucker-Lewis Index; CFI = comparative fit index; RMSEA = root mean square error of approximation.

Table 4
Bootstrapping Analysis Results
Mediation model a/a’ b/b’ c’ SE p 95% BC of indirect effect
Lower Upper
Communications → Peer play → Social competence 2.23*** .37*** 1.56*** .21 .00 .645 1.491
Communications → Disconnection → Social competence -4.71*** -.04** 1.56*** .21 .00 .645 1.491

Note. a = X→M1, b = M1→Y, a’ = X→M2, b’ = M2→Y, c = X→Y. BC = biased corrected percentile. CI = confidence intervals.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 5
The Comparison of Research and Comparison Model
Male(n = 604)
Female(n = 563)
χ2 df TLI CFI RMSEA χ2 df TLI CFI RMSEA
Research model 99.79 30 .955 .970 .062 113.82 30 .934 .956 .071
Comparison model 128.77 31 .939 .957 .072 156.34 31 .905 .934 .085
Table 6
Invariance Verification Results
χ2 df χ2 df TLI CFI RMSEA
Configural invariance 215.27 61 .946 .964 .047
Measurement invariance 234.12 66 18.8 5 .946 .960 .047
Partial-measurement invariance 220.78 63 5.4 2 .947 .963 .046
Structural invariance 223.06 68 2.27 5 .952 .963 .044

References

Bollen, K. A., & Stine, R. A. (1992). Bootstrapping goodness-of-fit measures in structural equation models. Sociological Methods & Research, 21(2), 205-229 doi:10.1177/0049124192021002004.
crossref pdf
Browne, M. W., Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. In K. A. Bollen, & J. S. Long (Eds.), Testing structural equation models. 136-162. Newbury Park. CA: Sage.

Byrne, B. M., Shavelson, R. J., & Muthén, B. (1989). Testing for the equivalence of factor covariance and mean structures: The issue of partial measurement invariance. Psychological Bulletin, 105(3), 456-466 doi:10.1037/0033-2909.105.3.456.
crossref
Coolahan, K., Fantuzzo, J., Mendez, J., & McDermott, P. (2000). Preschool peer interactions and readiness to learn: Relationships between classroom peer play and learning behaviors and conduct. Journal of Educational Psychology, 92(3), 458-465 doi:10.1037/0022-0663.92.3.458.
crossref
Curby, T. W., Brown, C. A., Bassett, H. H., & Denham, S. A. (2015). Associations between preschoolers’ social-emotional competence and preliteracy skills: Social-emotional competence and preliteracy. Infant and Child Development, 24(5), 549-570 doi:10.1002/icd.1899.

Denham, S. A. (2006). Social-emotional competence as support for school readiness: What is it and how do we assess it. Early Education and Development, 17(1), 57-89 doi:10.1207/s15566935eed1701_4.
crossref
Flannery, K. M., & Smith, R. L. (2017). Are peer status, friendship quality, and friendship stability equivalent markers of social competence. Adolescent Research Review, 2(4), 331-340 doi:10.1007/s40894-016-0042-z.
crossref pdf
Gagnon, S. G., & Nagle, R. J. (2004). Relationships between peer interactive play and social competence in at-risk preschool children. Psychology in the Schools, 41(2), 173-189 doi:10.1002 /pits.10120.
crossref
Gooden, C., & Kearns, J. (2013). The Importance of Communication Skills in Young Children. Research Brief. Summer 2013. Retrieved from ERIC database. (ED574738).

Hong, S., Malik, M. L., & Lee, M. (2003). Testing configural, metric, scalar, and latent mean invariance across genders in sociotropy and autonomy using a non-Western sample. Educational and Psychological Measurement, 63(4), 636-654 doi:10.1177/0013164403251332.
crossref pdf
Junge, C., Valkenburg, P. M., Deković, M., & Branje, S. (2020). The building blocks of social competence: Contributions of the consortium of individual development. Developmental Cognitive Neuroscience, 45:100861 doi:10.1016/j.dcn.2020.100861.
crossref
Katz, L. G., McClellan, D. E. (1997). Fostering children’s social competence: The teacher’s role. Washington, DC: NAEYC.

Ladd, G. W. (2005). Children’s peer relations and social competence: A century of progress. New Haven, CT: Yale University Press.

Lowenthal, B. (1997). Useful early childhood assessment: Play-based, interviews, and multiple intelligences. Early Child Development and Care, 129(1), 43-49 doi:10.1080/030044 397012901004.
crossref
Missall, K. N., Hojnoski, R. L. (2008). The critical nature of young children’s emerging peer related social competence for transition to school. In W. H. Brown, S. L. Odom, & S. R. McConnell (Eds.), Social competence of young children: Risk, disability, and intervention. (pp. 117-137). Baltimore, MD: Brookes.

Murphey, D. A. & Burns, C. E. (2002). Development of a comprehensive community assessment of school readiness. Retrieved from ERIC database. (ED471906).

O’Connor, C., & Stagnitti, K. (2011). Play, behaviour, language and social skills: The comparison of a play and a non-play intervention within a specialist school setting. Research in Developmental Disabilities, 32(3), 1205-1211 doi:10.1016/j.ridd.2010.12.037.
crossref pmid
Putnick, D. L., & Bornstein, M. H. (2016). Measurement invariance conventions and reporting: The state of the art and future directions for psychological research. Developmental Review, 41:71-90 doi:10.1016/j.dr.2016.06.004.
crossref pmid pmc
Sobel, M. E. (1982). Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation models. Sociological Methodology, 13:290-312 doi:10.2307/270723.
crossref
Stanton-Chapman, T. L., Denning, C. B., & Jamison, K. R. (2010). Communication skill building in young children with and without disabilities in a preschool classroom. Journal of Special Education, 46(2), 78-93 doi:10.1177/0022466910378044.
crossref pdf
West, S. G., Finch, J. F., Curran, P. J. (1995). Structural equation models with non-normal variables: Problems and remedies. In R. H. Hoyle (Ed.), Structural equation modeling: Concepts, issues, and applications. (pp. 56-75). Thousand Oaks, CA: Sage.

Wilson, S., Sabee, C. (2003). Explicating communicative competence as a theoretical term. In J. Greene, & R. Burleson (Eds.), Handbook of communication and social interaction skills. (pp. 3-50). Mahwah, NJ: Erlbaum.

Chi, S.-A. (2017). An analysis of structural equation model of the language ability related variables on young children: A focused on attention ability self-esteem, working emory, and social ability. Early Childhood Education Research & Review, 21(2), 259-282.

Choi, H. Y., & Shin, H. Y. (2008). Validation of the penn interactive peer play scale for Korean children. Korean Journal of Child Studies, 29(3), 303-318.

Im, M.-S. & Yu. (2010). Relations between 6-year-olds’ understanding of mind and prosocial behavior according to peer popularity type and gender. The Korean Journal Child Education, 19(3), 201-215.

Jang, M. S., & Kim, J. H. (2019). A study on sociality differences of early elementary school students according to gender and income level variables. The Journal of Elementary Education, 32(3), 149-168 doi:10.29096/JEE.32.3.07.
crossref
Jang, Y., Kang, K., & Kim, H. (2003). The effect of parenting style on children’s prosocial behavior. Korean Journal of Child Studies, 24(4), 41-53.

Ko, Y. J., & Kim, M. S. (2013). The differences in children’s play behavior according to the Level of their playfulness, leadership and communicative ability. Korean Journal of Child Studies, 34(1), 175-189 doi:10.5723/KJCS.2013.34.1.175.
crossref
Kwon, H. (2009). The relationship between children’s social competence and interactive peer play style of young children in kindergarten. Journal of Parent Education, 1(1), 27-39.

Lim, H.-J., Choi, H.-J., & Kim, H.-J. (2015). A study on effects of child’s sex and birth order, mothers’ variables and the home environment, and teacher’s efficacy on child’s cognitive development and language development. The Journal of Korea Open Association for Early Childhood Education, 20(6), 247-264.

Panel Study on Korean Children. (2014). Panel study on Korean children 7th survey [Data file and code book]. Retrieved from http://panel.kicce.re.kr.

Park, A.-K., Kim, B.-R., & Yeon, G.-S. (2018). An analysis of the relationships among children’s playfulness, cognitive ability, language ability, and sense of self-esteem. Early Childhood Education Research & Review, 22(6), 337-357 doi:10.32349/ECERR.2018.12.22.6.337.
crossref
Suh, M.-O. (2004). A validation of the Korean version of the social skill rating system for preschool level(K-SSRS: Teacher and Parent Forms). Korean Journal of Early Childhood Education, 24(2), 223-242.

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