부모와 교사의 자율성 지지, 아동의 기본심리욕구, 아동의 의사결정 참여 간의 구조적 관계

Structural Relationships Among Parents' and Teachers' Autonomy Support, Children's Basic Psychological Needs, and Children's Participation in Decision-Making

Article information

Korean J Child Stud. 2017;38(1):139-151
Publication date (electronic) : 2017 February 28
doi : https://doi.org/10.5723/kjcs.2017.38.1.139
Department of Welfare and Studies, Sookmyung Women's University, Seoul, Korea
채은영orcid_icon, 이재연orcid_icon
숙명여자대학교 아동복지학과
Corresponding Author: Eun Young Chae, Department of Child Welfare & Studies, Cheongpa-ro 47-gil 100, Yongsan-gu, Seoul, 04310, Korea E-mail: eun0chae@hanmail.net
Received 2016 December 31; Revised 2017 February 9; Accepted 2017 February 10.

Trans Abstract

Objective

The purpose of this study was to explore the structural relationships among parents' and teachers' autonomy support, children's basic psychological needs, and children's participation in decision-making.

Methods

The participants were 687 elementary school students (5th and 6th grades) in Seoul and Gyeonggi-do. The data were analyzed using SEM.

Results

First, parents' and teachers' autonomy support had a direct effect on children's participation in decision-making. Second, parents' and teachers' autonomy support had an indirect effect on children's participation in decision–making through the children's basic psychological needs. Third, children's basic psychological needs mediated the effects of parents' and teachers's autonomy support and children's participation in decision-making.

Conclusion

The findings suggest the importance of the mediating effect of children's basic psychological needs, between parents' and teachers' autonomy support and children's participation in decision-making. The findings can be used as an important basis for prospective research and practices for improving children's participation in decision-making.

서론

아동은 매일의 일상생활에서 크고 작은 의사결정에 참여한다. 그런데 아동의 의사결정 참여는 아동을 둘러싸고 있는 환경적 맥락에서 성인들이 아동의 의견을 얼마나 존중하고 그 견해를 수용하는지에 따라 달라진다. 이러한 이유로 아동의 의사결정 참여는 아동을 신뢰하는 행동으로 간주되며(Kirby & Bryson, 2002), 성인이 아동의 관점을 채택할 능력을 갖고 있는지가 아동의 의사결정 참여의 전제 조건이 된다(Sheridan & Samuelsson, 2003).

아동의 의사결정 참여는 아동의 의견을 듣고 아동을 관여하게 하는 절차에서 사용되는 가장 일반적인 용어로, 아동과 성인의 상호 존중에 기초한 정보 공유와 대화를 포함한 개념이다(International Covenant on Civil and Political Rights Human Rights Committee & Park, 2006). 의사결정 참여는 개인적 의사결정 참여와 공적 의사결정 참여로 분류된다(Kirby & Bryson, 2002). 개인적 의사결정 참여는 일상적이거나 개인적인 수준에서 자신의 삶에 영향을 미치는 의사결정에 관여하거나 참여하는 것이다. 또한 공적 의사결정 참여는 아동이 성장하면서 개인적 의사결정 영역에서 점차 확장되어 의사결정 참여의 범위가 공적인 차원에까지 이르게 되는 것이다. 과거 아동은 성인의 보호를 받는 수동적 개체로서만 인식된 경향이 있었으나, 유엔아동권리협약(United Nations Convention of the Rights of the Child)의 채택 이후 비로소 아동이 성인의 보호만을 요하는 대상이 아니라 개별 의사 결정자이고 시민권에 대한 능력을 가진 대상이라는 사실도 인식하게 되었다(Landsdown, 2001). 아동권리협약(이후 협약)에 직접적으로 ‘아동의 참여권’이라고 명시되어 있는 조항은 없으나, 협약 제 12조에서 국가는 아동의 자유로운 표현을 보장해야 하고 아동의 견해에 합당한 비중을 부여해야 한다고 명시하고 있다(CRC, No. 1072, 1991). 이와 같이 아동의 의사결정 참여는 아동의 기본적 권리이며, 협약 비준 국가의 의무이기도 하다.

아동의 의사결정 참여는 아동 발달적인 측면에서도 그 중요성을 찾을 수 있다. 즉 아동은 참여를 통해 다양한 기술을 습득하고 능력을 개발시키며 만족감을 얻을 수 있다는 점(Chawla & Heft, 2002)에서 중요하다. 아동이 건강하게 발달하려면 세상에 참여하게 해주고, 좀 더 독립적으로 결정하게 하고, 발달에 따라 능력에 맞는 더 큰 책임을 맡겨야 한다(S. O. Lee, 2015; The United Nations Children's Fund [UNICEF], 2003). 이는 아동의 참여는 아동의 자존감, 인지적 능력, 사회적 기술 등의 발달에 도움이 되기 때문이다(Covell & Howe, 2005; Kirby & Bryson, 2002; Kränzl-Nagl & Zartler, 2010). 이렇듯 아동의 의사결정 참여가 좋은 것이란 사실에는 보편적 합의에 거의 도달해 있지만(Davis & Edwards, 2004), 실제로 어떠한 요소나 변인이 아동의 참여에 영향을 주는지에 대한 연구는 많지 않기에 이를 정확히 아는 것은 여전히 어렵고 혼란되어 있다.

아동의 의사결정 참여와 관련된 연구들은 개인 및 부모 양육 관련 변인과의 관계에 대한 단편적인 연구로 시작되었다. 최근의 Ham과 Kang (2012)이 부모와의 의사소통 방식, 아동의 참여권 인식 및 행사 등 세 변수간의 관계를 살펴보았으며, ‘2013 한국 아동 청소년 인권실태 조사’ 패널 데이터를 활용한 H.-S. Kim (2015)S. R. Yu와 Kim (2013)의 연구 등이 아동의 참여권에 영향을 미치는 다양한 변인(사회 인구학적, 심리적, 부모, 학교 변인 등)을 탐색한 연구라고 할 수 있다. 기존의 연구들은 아동 참여에 대한 실증적 분석이란 면에서 큰 의의를 갖지만, 여전히 아동의 의사결정 참여의 중요성에 비해 그에 영향을 주는 여러 요소나 변인들에 대해 면밀하게 탐색하는 연구는 매우 제한적인 실정이다.

앞서 살펴보았듯이, 아동의 의사결정 참여는 아동의 권리이고 아동 발달적인 측면에서 많은 이익이 있지만, 아동이 의사결정에 참여하는 것은 결국 아동 자신의 선택의 자유와 자기결정에 달린 문제이다. 따라서 참여에 거부하는 것도 참여에 대한 아동의 느낌을 표현하는 중요한 상징이 될 수 있다(UNICEF, 2003). 결국 아동의 의사결정 참여에는 아동의 자기결정(self-determination)이 중요한 요인이 되는 것이다. 이러한 자기결정의 개념은 심리적 관점에서는 자기결정성 이론으로 정립되어 인간행동이 내적 동기에 따라 결정된다는 의미로 사용된다(Deci & Ryan, 2000).

자기결정성 이론에서는 인간의 내적 동기를 위해 필요한 요소로 인간의 기본심리욕구인 자율성, 유능성, 관계성 욕구의 만족을 들고 있다(Ryan & Deci, 2000). 첫째, 자율성은 자발적인 동기를 가지고 자신의 선택에 따라 행동하는 적극적이며 자기조절적인 욕구를 의미한다(Ryan & Deci, 2000). 둘째, 유능성은 개인이 사회적 상호작용을 통해 자신의 가치와 능력을 발견하여 자신감과 효능감을 경험하는 것을 말한다(Ryan & Deci, 2002). 셋째, 관계성은 사회적 상호작용 속에서 다른 사람과 친밀한 관계를 유지하며 도움을 주고받는 느낌을 의미한다(Ryan, 1995). 이러한 기본심리욕구의 만족은 아동의 내적 동기, 학교 적응, 심리적 안녕, 삶의 만족도를 증진시킨다(Jeon, 2014; A. Kim, 2010). 따라서 아동의 기본심리욕구인 자율성, 유능성, 관계성의 만족에 따라 아동의 긍정적 발달과 적응적인 측면에 관련되는 의사결정 참여에 영향을 미칠 것이라고 예측할 수 있다.

또한 자기결정성 이론에서는 기본심리욕구의 만족을 증진시킬 수 있는 환경 중 자율성 지지(autonomy support)를 강조하였다. 자율성 지지란 자기 주도적이고 자율적이 되려는 아동의 능력을 능동적으로 지지하는 것을 의미하며(Ryan, Deci, Grolnick, & La Guardia, 2006), 자율성 욕구를 만족시키고 진정한 의미에서 유능성과 관계성 욕구의 충족에도 핵심적 환경적 맥락으로 기능한다(Deci & Ryan, 2000). 아동은 유의미한 타인의 자율성 지지에 의해 기본심리욕구 만족에 영향을 받는다(D. Ahn, Park, & Jung, 2008). 초등학생을 대상으로 한 연구에서 아동은 부모와 교사의 자율성 지지를 비슷한 수준으로 지각하였고, 부모와 교사의 자율성 지지는 아동의 기본심리욕구에 직접적으로 영향을 미쳤다(S. Lee, 2010). 또한 청소년을 대상으로 한 연구에서 학교 현장에서 교사의 자율성 지지가 아동의 기본심리욕구 만족에 긍정적인 영향을 주는 것으로 나타났다(Lavigne, Vallerand, & Miquelonet, 2007; Standage & Gillison, 2007; Vierling, Standage, & Treasure, 2007). 한편 D. Ahn 등(2008)의 연구에서는 부모, 교사, 또래의 자율성 지지에 따라 아동의 기본심리욕구에 미치는 영향이 각각 다른 양상을 보이는 것으로 나타났다. 이와 같이 부모와 교사의 자율성 지지는 아동의 기본심리욕구인 자율성, 유능성, 관계성에 영향을 미치는 요인인 것으로 선행연구 결과를 통해 확인할 수 있다.

한편 부모 및 교사의 자율성 지지 환경은 아동의 학교 적응, 학교 참여에 영향을 주는 것으로 연구되어 왔다(Clark & Ladd, 2000; Jang, Reeve, Ryan, & Kim, 2009; A. Kim et al., 2008; M. I. Kim & Lim, 2013). 또한 부모의 양육 행동이나 교사의 태도는 아동의 의사결정 참여에 영향을 주는 것으로 나타나고 있다(Asher & Shalhevet, 2013; Day, Peterson-Badali, & Ruck, 2006; B. G. Park, 2007; Peterson-Badali, Morine, Ruck, & Slonim, 2004). 이에 부모 및 교사의 자율성 지지는 아동의 긍정적 발달과 적응적인 측면에 관련되는 의사결정 참여에 영향을 미칠 것이라고 예측할 수 있다. 또한 자율성 지지를 부모의 양육 행동이나 교사의 태도로 개념화한다면, 자율성 지지가 아동의 의사결정 참여에 긍정적인 영향을 미친다고 가정할 수 있다. 또한 D. Ahn 등(2008)의 연구에서는 부모 및 교사의 자율성 지지가 기본심리욕구를 통하여 심리적 안녕감에 영향을 미친다고 하였다. 따라서 아동의 의사결정 참여에는 부모와 교사의 자율성 지지 환경이 영향을 주는데, 아동의 내적 동기에 필요한 요소인 기본심리욕구의 충족을 통하여 의사결정 참여에 영향을 미친다고 가정할 수 있다.

이에 본 연구는 학령 후기 아동인 초등학교 5, 6학년을 대상으로 하여 부모와 교사의 자율성 지지가 아동의 의사결정 참여에 미치는 직접적 영향과 아동의 기본심리욕구를 통해 아동의 의사결정 참여에 미치는 간접적 영향을 살펴봄으로써 부모 및 교사의 자율성 지지가 아동의 의사결정 참여에 미치는 경로를 확인하는 것을 목적으로 하였다. 이는 아동의 긍정적 발달에 도움이 되는 의사결정 참여 신장을 위한 개인 변인, 부모 변인, 교사 변인의 종합적 탐색과 더불어 아동의 의사결정 참여라는 행동에 영향을 주는 부모와 교사의 자율성 지지 태도 간의 관계에서 아동의 자기결정과 내적 동기에 필요한 요소인 기본심리욕구가 매개효과가 있는지를 알아보기 위함이다. 이를 통해 아동의 의사결정 참여를 신장시키기 위한 부모와 교사의 역할에 대한 증거와 관련 정책에 기반이 되고 아동의 발달과 삶의 질을 향상시킬 수 있는 토대가 되는 실증 자료를 제공하기를 기대한다. 본 연구에서 선정한 연구가설과 연구모형은 다음과 같다(Figure 1).

Figure 1.

Pathways from parents' and teachers' autonomy support and children's participation in decision-making through children's basic psychological needs.

연구가설 1

부모와 교사의 자율성 지지는 아동의 개인적, 공적 의사결정 참여에 영향을 미칠 것이다.

연구가설 2

부모와 교사의 자율성 지지는 아동의 기본심리욕구를 매개로 하여 아동의 개인적, 공적 의사결정 참여에 영향을 미칠 것이다.

연구방법

연구대상

본 연구의 대상은 서울과 경기도 지역에 위치한 4개 초등학교 5, 6학년 아동 687명이었다. 초등학교 5, 6학년을 연구대상으로 선정한 이유는 설문지를 적절히 이해하여 응답할 수 있는 연령(Dockrell, Lewis, & Lindsey, 2000)이고, 발달단계상 ‘권리’ 등의 추상적인 개념 인식이 가능하기 때문이다. 또한 초등학교 고학년은 부모와 더불어 교사의 영향을 많이 받고 학교를 통해 개인적 의사결정 참여뿐 아니라 공적 의사결정에 대한 연습을 하게 되는 기회가 생기는 시기이기 때문이다(K. Noh, 2006).

연구대상의 사회 인구학적 특성을 살펴보면, 전체 687명 중 남학생 333명(48.4%), 여학생 354명(51.5%), 5학년은 227명(33%), 6학년은 460명(67%)이었다. 가족 형태의 경우 한부모 가족은 35명(5%)으로, 부만 있는 경우(10명, 1.4%) 보다는 모만 있는 경우(25명, 3.6%)가 더 많은 빈도를 차지하였으며, 부모 모두가 부재한 경우는 6명(0.8%)이었다. 한편 형제가 있는 경우는 566명(82.4%), 없는 경우는 121명(17.6%)으로 나타났다. 거주지역의 경우 경기도 용인시 405명(58.7%), 광주시 182명(26.4%), 서울시 성북구는 58명(8.4%), 마포구 42명(6.1%)으로 나타났다.

연구도구

본 연구의 질문지는 부모의 자율성 지지, 교사의 자율성 지지, 아동의 기본심리욕구, 아동의 의사결정 참여를 측정하기 위한 문항들로 구성되어 있으며 모든 문항은 초등학교 5, 6학년 학생의 자기보고로 이루어졌다.

부모의 자율성 지지

부모의 자율성 지지의 측정을 위해 S. Kim과 Kim (2012)이 개발한 어머니의 양육행동 척도 중 자율성 지지에 해당하는 8문항만을 사용하였다. 이 척도는 초등학교 4, 5, 6학년을 대상으로 아동이 지각한 어머니의 양육행동의 하위 요인을 자율성 지지, 관여, 구조 제공으로 구성하여 개발한 것으로, 하위 요인 측정이 독립적으로 활용 가능하도록 제작되었다. 이 척도의 6, 7, 8번은 역채점 문항이다.

본 연구에서는 연구 목적에 맞게 아동이 지각한 부모의 자율성 지지를 측정하기 위해 원 척도의 “어머니”를 “부모님”으로 수정하여 사용하였다. 따라서 본 연구의 척도는 “우리 부모님은 내가 하고 싶은 일을 선택하도록 해 주신다.”, “우리 부모님은 내가 하려는 무엇이든 간섭하려고 하신다.” 등의 8문항으로 이루어졌으며, 전혀 아니다(1점)부터 매우 그렇다(5점)까지 5점 Likert 형식으로 응답하도록 구성되어 있다. 점수가 높을수록 부모에 대해 지각하는 자율성 지지 정도가 높음을 나타낸다. S. Kim과 A. Kim (2012)의 연구에서 척도의 신뢰도는 .783이었고, 본 연구에서 척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .87로 나타났다.

교사의 자율성 지지

교사의 자율성 지지의 측정을 위해 Williams, Grow, Freedman, Ryan과 Deci (1996)가 개발한 학습풍토설문지(Learning Climate Questionnaire)를 Jang, Reeve, Ryan과 Kim (2009)의 연구에서 한국어로 번안한 척도를 사용하였다. 이 척도는 교사가 자율성을 지지해주는 정도에 대한 아동의 지각을 측정하는 것으로 8문항으로 구성되어 있다.

본 척도는 “선생님은 내가 어떤 일을 할 때 내가 하고 싶은 방법에 대해 귀 기울여 주신다.”, “선생님은 어떤 일을 혼자 결정하시기보다 가능하면 내가 무엇을 할지 선택할 수 있도록 해 주신다.” 등의 각 문항에 전혀 아니다(1점)부터 매우 그렇다(6점)까지 6점 Likert 형식으로 응답하도록 구성되어 있다. 점수가 높을수록 교사에 대해 지각하는 자율성 지지 정도가 높음을 나타낸다. 초등학교 5학년을 대상으로 한 Heo와 Kim (2012)의 연구에서 척도의 신뢰도는 .91, 초등학교 4–6학년을 대상으로 한 J. Y. Kim과 Kim (2014)의 연구에서 척도의 신뢰도는 .87, 본 연구에서 척도의 신뢰도(Cronbach's α)는 .94이었다.

아동의 기본심리욕구

아동의 기본심리욕구의 측정을 위해 M. H. Lee와 Kim (2008)이 중·고등학생을 대상으로 개발하고 타당화한 척도를 사용하였다. 본 척도는 자율성, 유능성, 관계성 등 세 가지 하위 요인별로 6문항씩 총 18문항으로 구성되어 있다. 자율성은 “나는 대체로 내 생각과 의견을 자유롭게 표현할 수 있다고 느낀다.” 등의 6문항, 유능성은 “나는 내게 주어진 일을 잘 해결할 능력이 있다고 느낀다.” 등의 6문항, 그리고 관계성은 “나는 내 주변 사람들로부터 사랑과 관심을 받는 것을 느낀다.” 등의 6문항으로 구성되어 있다. 본 척도는 전혀 그렇지 않다(1점)부터 매우 그렇다(6점)까지 6점 Likert 형식으로 구성되어 있으며, 각 요인의 점수가 높을수록 기본심리욕구가 잘 충족되어 있다는 것을 의미한다. 초등학생을 대상으로 한 H. J. Noh 와 Sohn (2014)의 연구에서 척도의 신뢰도는 .78∼.88 수준으로, Chae와 Lee (2016)의 초등학교 5, 6학년을 대상으로 한 연구에서 척도의 신뢰도는 .74∼.91 수준이었다. 본 연구에서 전체 18개 문항의 신뢰도(Cronbach's α)는 .90으로 나타났고, 하위 3개 영역에서 자율성 .90, 유능성 .86, 관계성 .88의 신뢰도(Cronbach's α)가 나타났다.

아동의 의사결정 참여

아동의 의사결정 참여의 측정을 위해 Ham과 Kang (2012)이 사용한 척도를 이용하여 측정하였다. 이 척도는 S. A. Hong (2004)의 척도를 K. Noh (2006)가 수정·보완한 것을 Ham과 Kang (2012)이 연구 목적에 맞도록 수정·보완한 척도이다. 본 척도는 “미래의 나의 직업에 대해 부모님과 의견이 다를 경우, 나는 나의 의견을 자유롭게 말하고 설득한다.” 등의 개인적 의사결정 참여에 대한 10문항과 “학교에서 행사나 어떠한 결정을 할 때 적극적으로 참여하며 나의 의견을 자유롭게 말한다.” 등의 공적 의사결정 참여에 대한 10문항으로 총 20문항으로 구성되어 있다. 전혀 없다(1점)부터 자주 있다(4점)까지 4점 Likert 형식으로 구성되어 있고, 점수가 높을수록 아동의 의사결정 참여 수준이 높음을 의미한다. Ham과 Kang (2012)의 연구에서 신뢰도는 .80∼.85 수준이었고, 초등학교 5, 6학년을 대상으로 한 Chae와 Lee (2016)의 연구에서 신뢰도는 .79∼.91이었다. 본 연구에서 전체 신뢰도(Cronbach's α)는 .93, 개인적 의사결정 참여 .90, 공적 의사결정 참여 .91의 신뢰도(Cronbach's α)가 나타났다.

연구절차

본 연구의 설문 조사는 2016년 6–7월 중 한 달에 걸쳐 서울시 성북구, 마포구, 경기도 용인시, 광주시 등 총 4개 초등학교 24학급을 대상으로 실시하였다. 자료는 설문지 조사 방법으로 담당 교사가 설문지를 배포 및 시행한 후 보호자의 동의를 받아 일주일 내에 학급에 비치된 설문지 수거함을 통해 수거하는 절차로 진행되었다.

참가자들은 응답에 성실히 임해야 하는 것을 숙지하고, 설문지의 응답은 연구 윤리에 따라 연구자 이외에는 공개되지 않으며 비밀이 보장되는 것을 담당 교사의 지시를 통해 인지한 후, 설문지 표지에 기재된 내용으로 재확인한 후 설문을 실시하였다. 부모의 자율성 지지에 대한 질문지에서 부모는 현재 보호자나 양육자를 떠올리며 응답할 수 있도록 안내하였다. 설문지는 아동의 동의서, 법적 보호자의 동의서와 함께 동봉되어 배부되었고, 수거된 설문지는 우편을 통하여 연구자에게 전달되었다. 총 806명에게 설문지를 배부하였고, 이중 788명이 설문지 회수에 참가하였다. 각 학교에서 회수한 설문지 중 아동이나 보호자가 연구 참여에 동의하지 않은 참가자(94명), 누락된 문항이 있거나 불성실하게 응답한 참가자(7명)를 제외한 후, 최종 687명의 자료를 최종 분석에 사용하였다.

자료분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS 22.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 이용하여 기술통계 분석과 신뢰도를 검증하였다. 또한 AMOS 20.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 이용하여 변인들 간의 이론적 모형을 검증하기 위하여 구조 모형을 분석하였다. 이 때 모형의 적합도는 절대 적합 지수인 GFI, RMR, RMSEA, TLI (NNFI), CFI를 통해 평가하였다. TLI, CFI, GFI 의 경우 .90이상이고 1에 가까우면 적합도가 매우 좋은 것이고, RMR과 RMSEA의 경우 .05 보다 작고 0에 가까울수록 적합도가 좋은 것으로 해석한다(S. H. Hong, 2000). 또한 χ2/ df 의 값은 일반적으로 5 이하에서 만족된다(S. Y. Kim, 2016). 더불어 경로의 효과성을 분해하고 매개효과가 유의한지를 평가하기 위해 Mplus (Muthén & Muthén)를 이용하여 부트스트랩(bootstrapping) 방법을 통해 분석하였다.

잠재 변수인 부모와 교사의 자율성 지지, 아동의 의사결정 참여에 대한 관측변수에 문항 묶음을 사용하였다. 문항 묶음을 사용한 이유는 개별 문항을 지표로 사용할 때 나타날 수 있는 측정학적 한계를 극복할 수 있기 때문이다(J. H. Lee, & Kim, 2016; Little, Rhemtulla, Gibson, & Schoemann, 2013; J. P. Yu, 2015). 물론 문항묶음을 사용하여 모형 적합도가 향상되었다 하더라도 연구자의 모형이 자료를 완전히 반영하는 진정한 모형(true model)에 가까워졌다는 것을 의미하지는 않고(J. H. Lee, & Kim, 2016), 문항묶음을 적절하지 않은 방식으로 사용하게 되면 오히려 연구의 타당성을 저해할 수도 있다(Bandalos, 2002). 그럼에도 불구하고 본 연구에서 문항묶음을 사용한 이유는 비연속형 변수가 정규성 또한 만족하지 못할 경우 발생할 수 있는 심각한 문제를 어느 정도 해결할 수 있기 때문이다(J. H. Lee, & Kim, 2016; Muthén & Kaplam, 1992). 이는 개별점수를 더하거나 평균을 내어 사용하면, 범주형 척도이지만 연속형인 것처럼 다룰 수 있는 원리와 같다(J. H. Lee, & Kim, 2016). 따라서 하나의 문항묶음은 하나의 개별 문항보다 상대적으로 연속적인 점수로서의 특성을 더 나타낼 수 있게 된다. 또한 문항 하나의 응답분포는 편향되기 쉬우나, 여러 개의 문항이 합쳐진 문항묶음의 경우 개별 문항들 서로가 분포의 비정규성을 상쇄할 수 있기에 전체적으로는 정규분포에 가까워지는 경향이 있다(Bandalos, 2002; Bandalos & Finney, 2001; Matsunaga, 2008). Little 등(2013)Matsunaga (2008)는 요인 당 세 개의 문항묶음을 사용하는 것을 추천하였고, J. H. Lee와 Kim (2016) 역시 묶음을 형성하기 위한 개별문항의 개수가 충분한 상황이라면 일반적으로 요인 당 세 개 또는 네 개의 문항묶음이 추천된다고 하였다.

따라서 본 연구에서는 측정모형의 간명성과 적합성을 동시에 최대한 확보하기 위하여 각 잠재변수의 관찰 변수들의 묶음을 세 개의 문항으로 묶어서 분석을 실시하였는데, 문항묶음은 상관 알고리즘(correlational algorithm)을 사용하여 정리하였다(Little et al., 2013; S. Y. Kim, 2016). 상관 알고리즘은 상관 계수를 이용하는 단계적인 과정인데, 먼저 모든 문항 간 이변량 상관계수를 통해 가장 높은 상관을 보이는 문항 쌍을 첫 번째 묶음에, 이어서 두 번째, 세 번째 높은 상관을 보이는 쌍을 차례로 두 번째, 세 번째 묶음에 배정하였다. 다음 단계에서는 배정된 문항 묶음과 남은 문항들 간의 이변량 상관계수를 다시 계산하여 각 묶음과 가장 높은 상관을 보이는 문항을 추가하여 할당하였다. 이런 방식으로 모든 문항이 소진될 때까지 같은 과정을 반복하여 비슷한 문항끼리 묶이는 특성을 갖도록 하였다(J. H. Lee & Kim, 2016).

연구결과

측정변인들 간 상관관계

부모와 교사의 자율성 지지, 아동의 기본심리욕구, 아동의 의사결정 참여 간의 경로를 구조방정식 모형으로 분석하기에 앞서, Pearson의 적률상관계수를 산출하여 측정 변인들 간의 상관관계를 살펴보았다. Table 1과 같이 모든 측정 변인들 간에 유의미한 상관이 나타났다.

Correlations Among Parents' and Teachers' Autonomy Support, Children's Basic Psychological Needs, and Children's Participation in Decision-Making

상관관계 분석을 통해 각 변인 간 상관관계와 각 변인 내 하위 변인 간 상관계수를 확인함으로써 추후 실시된 영향력 검정에서 동시에 투입되는 하위 변인 간의 다중 공선성을 일으킬 수 있는지의 여부를 확인하였다. 본 연구에서 부모 및 교사의 자율성 지지와 기본심리욕구의 하위 요인의 상관계수를 살펴보면 상관 계수 .70 이상의 수치를 보이지 않아 다중공선성이 일어나지 않음을 알 수 있었다.

부모 및 교사의 자율성 지지와 아동의 개인적 의사결정 참여와의 상관관계는 각 r = .34 (p < .01), r = .40 (p < .01)으로 부모보다 교사의 자율성 지지와의 상관관계가 보다 높은 결과를 나타냈다. 또한 부모 및 교사의 자율성 지지와 공적 의사결정 참여와의 상관관계는 각각 r = .25 (p < .01), r = .27 (p < .01)로 이 역시 교사의 자율성 지지가 부모의 자율성 지지보다 더 높은 상관관계를 보였다. 기본심리욕구 전체 요인은 아동의 의사결정 참여 하위요인 중 아동의 개인적 의사결정 참여와 r =.67 (p < .01)으로 가장 높은 상관관계를 보였고, 공적 의사결정 참여와 r = .45 (p < .01)로 통계적으로는 유의하나 상대적으로 낮은 상관관계를 나타냈다. 다음으로 아동의 기본심리욕구 하위요인과 의사결정 참여의 하위 요인간의 상관관계는 개인적 의사결정 참여와 유능성이 r = .59 (p < .01), 관계성이 r = .58 (p < .01), 자율성이 r = .49 (p < .01)의 순서로 상관관계를 보였으며, 공적 의사결정 참여 역시 유능성 r = .40 (p < .01), 관계성 r = .40 (p < .01), 자율성 r = .29 (p <. 01)의 순서로 상관관계를 나타냈다. 이러한 결과에서 기본심리욕구의 유능성이 아동의 의사결정 참여와 가장 높은 상관관계를 보였으며 자율성과 공적 의사결정 참여의 경우 다른 요인들에 비해 상대적으로 가장 낮은 상관관계를 나타냈다.

측정모형 분석

연구모형의 구조적 관계를 검증하기에 앞서, 부모와 교사의 자율성 지지, 아동의 기본심리욕구, 아동의 의사결정 참여를 설명하는 측정변인들에 대한 타당성을 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 측정모형의 적합도는 χ2 = 530.46(df = 126, p < .001)으로 유의하였다. 검증은 표본 크기에 민감하고 영가설이 너무 쉽게 기각된다는 단점이 있어(Browne & Cudeck, 1993), 본 연구에서는 모형의 평가 기준으로 이용하지 않고 참고 자료로만 활용하였다. 한편 χ2/ df = 4.21로 적합한 것으로 나타났고 적합도 지수 GFI는 .903, CFI는 .926, TLI는 .914로 높은 적합도를 보이는 것으로 나타났다. RMR은 .058, RMSEA 또한 .045로 추정의 정확성을 만족하는 것으로 나타나(Table 2), 본 연구의 구조모형이 적합한 것으로 볼 수 있다. 또한 본 측정모형에서는 모든 요인 부하량(β)의 절대값이 .50∼.95 이하였고(Bagozzi, Wong, & Yi, 1999), Critical Ratio [C.R.] 값도 .92∼.97로 모두 유의하였다. 마지막으로 평균분산 추출지수(Average Variance Extracted [AVE])는 잠재변인에 대해 지표가 설명할 수 있는 분산의 크기로서, AVE값이 .50이상인 경우 적합한 것으로 본다(S. Y. Kim, 2016). 본 연구에서 AVE값의 경우는 .72∼.89로 통계적으로 유의하여 위의 기준에 부합하였으므로, 모든 측정변인들이 잠재변인의 개념을 적절하게 설명하는 것으로 확인되었다.

Fit Indices of the Measurement Model

구조모형 분석

부모와 교사의 자율성 지지가 아동의 기본심리욕구를 통하여 아동의 의사결정 참여에 미치는 경로에서 구조모형의 적합도는 적절한 수준으로 확인되었다(χ2/ df = 4.21, GFI = .903, CFI = .926, TLI = .914). 부모와 교사의 자율성 지지와 아동의 기본심리욕구가 아동의 의사결정 참여에 미치는 경로는 다음과 같다(Table 3, Figure 2). 먼저, ‘부모의 자율성 지지 → 기본심리욕구’ 경로(β = .333, p < .01) 경로, ‘교사의 자율성 지지 → 기본심리욕구’ 경로(β = .436, p < .01)는 통계적으로 유의했다. 또한 ‘부모의 자율성 지지 → 개인적 의사결정 참여’ 경로(β = .342, p <. 01), ‘부모의 자율성 지지 → 공적 의사결정 참여’ 경로(β = .254, p <. 01)와 ‘교사의 자율성 지지 → 개인적 의사결정 참여’ 경로(β = .397, p < .01), ‘교사의 자율성 지지 → 공적 의사결정 참여’ 경로(β = .272, p < .01) 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 부모 및 교사의 자율성 지지가 높으면 아동의 의사결정 참여는 높아졌다. 그리고 ‘기본심리욕구 → 개인적 의사결정 참여’ 경로(β = .672, p < .01), ‘기본심리욕구 → 공적 의사결정 참여’ 경로(β = .446, p < .01) 경로 모두 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 즉 기본심리욕구가 만족될수록 아동의 개인적, 공적 의사결정 참여는 높아지는 것으로 나타났다.

Path Estimates of the Latent Variables

Figure 2.

Direct and indirect paths from parents' and teachers' autonomy support and children's psychological needs to children's partici-pation in decision-making. PAS = parents' autonomy support; TAS = teachers' autonomy support; BPN = basic psychological needs; P.P = personal participation; P.Pub = public participation.

다음으로 부모와 교사의 자율성 지지와 아동의 기본심리욕구가 아동의 의사결정 참여에 미치는 직. 간접 효과와 총 효과를 살펴보았다(Table 4). 그 결과, 아동의 개인적 의사결정 참여에 영향을 미치는 변인들의 직접적 영향력은 교사의 자율성 지지(β = .397)가 부모의 자율성 지지(β = .342) 보다 높았다. 또한 아동의 공적 의사결정 참여에서도 교사의 자율성 지지(β = .272)가 부모의 자율성 지지(β = .254) 보다 직접적인 영향력이 높게 나타났다. 마지막으로 부트스트랩을 통하여 부모 및 교사의 자율성 지지와 아동의 의사결정 참여 간의 관계에서 아동의 기본심리욕구의 간접 효과의 유의성을 확인해본 결과, 부모 및 교사의 자율성 지지가 아동의 개인적, 공적 의사결정 참여에 미치는 영향에서 기본심리욕구의 간접 효과가 유의하게 나타났다. 자세히 살펴보면, 부모의 자율성 지지가 아동의 기본심리욕구를 통해 개인적 의사결정 참여에 미치는 간접적인 영향(β = .286, 95% CI [.029∼.174])은 교사의 자율성 지 지가 아동의 기본심리욕구를 통해 개인적 의사결정 참여에 미치는 간접적인 영향(β = .219, 95% CI [.021∼.158]) 보다 높았다. 공적 의사결정 참여에 대한 간접적인 영향력 또한 부모의 자율성 지지(β = .153, 95% CI [.015∼.155])가 교사의 자율성 지지(β = .132, 95% CI [.015∼.125]) 보다 높았다. 즉 직접 효과는 교사의 자율성 지지가 부모의 자율성 지지 보다 높았으나, 기본심리욕구를 통한 자율성 지지의 간접 효과는 부모의 자율성 지지가 교사의 자율성 지지보다 높았다.

Direct, Indirect, Total Effects, and Significant Validation of Indirect

논의 및 결론

본 연구는 초등학교 5, 6학년에 재학 중인 학령 후기 남녀 아동을 대상으로 부모 및 교사의 자율성 지지가 아동의 의사결정 참여에 미치는 직접적 영향과 아동의 기본심리욕구를 통한 간접적 영향을 살펴보았다. 본 연구의 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.

첫째, 부모 및 교사의 자율성 지지는 아동의 의사결정 참여에 직접적으로 영향을 미쳤다. 이는 양육 태도 등의 부모 변인이 아동 참여에 영향을 준다는 선행 연구들의 결과를 지지하는 결과이고(Ham & Kang, 2013), 교사가 자율성 지지적일수록 아동의 발달에 긍정적인 영향을 준다는 연구 결과들과 맥락을 같이 한다고 볼 수 있다(Heo & Kim, 2012; J. Y. Kim & Kim, 2014). 또한 아동의 자기결정권에 대한 모의 지지, 가족 내에서 아동의 의사결정 참여, 아동의 자율성 사이에 정적 상관이 있다는 Peterson-Badali 등(2004)의 연구 결과를 지지하고, 부모의 자율적 태도와 의사결정 참여가 정적인 상관관계를 보인다는 결과(S. Ahn, 2012)와 맥락을 같이하는 것으로 보인다. 이는 아동의 의사결정 참여를 긍정적 적응이나 수행으로 본다면, 부모와 교사의 자율성 지지가 아동. 청소년의 사회성, 적응, 학교생활 적응에 도움이 된다고 보고한 선행 연구(D. Ahn et al., 2008; Chang, 2011; Clark & Ladd, 2000; Guay, Ratelle, & Chanal, 2008; H. Lee, 2013; Vansteenkiste, Ryan, & Deci, 2008)를 지지하는 결과로 볼 수 있다.

그런데 아동의 의사결정 참여에 미치는 영향은 부모의 자율성 지지에 비해 교사의 자율성 지지의 직접 효과가 더 크게 나타났다. 이러한 결과는 초등학생은 교사와 상호작용하며 보내는 시간이 많은 점, 초등학교에서 교사와의 관계는 아동의 적응과 정신건강에 기여하는 바가 많은 점(Jennings & Greenberg, 2009)에서 기인되는 것이라고 해석할 수 있을 것이다. 그러나 이는 부모, 친구, 교사의 자율성 지지 중 교사의 자율성 지지의 영향이 가장 낮게 나타난 연구(D. Ahn et al., 2008)와는 다른 결과이다. 선행 연구의 대상이 중학생이고 아동의 의사결정 참여를 직접 연구한 것이 아니기에 연구 결과에 차이가 있을 수 있으므로, 초등학생을 대상으로 한 부모 및 교사의 자율성 지지와 아동의 의사결정 참여에 대한 후속 연구를 통하여 그 영향에 대해 더 탐색해 보는 것이 필요하다고 하겠다.

둘째, 부모 및 교사의 자율성 지지는 아동의 기본심리욕구를 매개하여 아동의 의사결정 참여에 간접적인 영향을 미쳤다. 부모 및 교사의 자율성 지지가 아동의 기본심리욕구를 통해 학령 후기 아동의 의사결정 참여에 미치는 영향을 살펴본 연구는 없으나, 부모와 교사의 자율성 지지는 아동의 기본심리욕구를 충족시키고 그것은 아동의 긍정적 발달에 도움을 주는 의사결정 참여를 증진시키는 것으로 보인다. 이는 아동의 의사결정 참여가 주제는 아니지만 D. Ahn 등(2008)의 연구에서 부모, 교사, 또래의 자율성 지지가 기본심리욕구를 통해 심리적 안녕감에 영향을 미친 결과와 맥락을 같이하고 있는 것으로 보인다. 또한 국내에서 수행된 기본심리욕구와 아동의 학교 적응 및 참여와 관련된 연구(Y. J. Ahn, & Jang, 2014; Song, Ahn, & Jung, 2014)에서 자신이 유능하다고 느낄수록 학교 참여가 촉진된다는 결과와 같은 맥락으로 볼 수 있다. 그리고 아동의 자율성이 충족될수록, 환경적으로 정서적인 유대감이 확립될수록 학교 적응과 참여가 촉진된다는 결과(Y. J. Ahn & Jang, 2014; Chang, 2011; Ku & Ahn, 2015; Song et al., 2014)를 지지하는 결과라고 할 수 있다.

결론적으로 부모 및 교사의 자율성 지지는 학령 후기 아동의 의사결정 참여에 직접적인 영향을 미쳤고, 아동의 기본심리욕구를 통해 간접적으로도 영향을 미쳤으며 기본심리욕구의 매개효과가 나타났다. 이는 부모 및 교사가 아동의 자율성을 지지하는 것이 아동의 의사결정 참여를 증진시키고, 부모와 교사의 자율성 지지는 아동의 자기결정과 내적 동기에 필요한 요소인 기본심리욕구의 만족을 자극하여 의사결정 참여에 영향을 주고 있음을 의미한다. 흥미로운 점은 자율성 지지가 아동의 의사결정에 미치는 직접적인 영향은 교사의 자율성 지지가 부모 변인 보다 컸으나, 아동의 기본심리욕구의 충족을 통해 의사결정 참여에 영향을 미치게 될 때에는 교사보다 부모의 자율성 지지의 영향이 더 크게 나타났다는 점이다. 이와 같은 결과는 특히 아동의 개인적 의사결정에서 두드러지게 나타났다. 이는 부모의 자율성 지지가 교사 보다 아동의 자기결정과 내적 동기에 필요한 요소인 자율성, 유능성, 관계성 욕구 등의 기본심리욕구 충족을 통하여 아동의 의사결정 참여에 미치는 영향이 더 크다는 것이다. 즉 부모보다 교사의 자율성 지지는 아동의 의사결정 참여라는 행동에 더 직접적인 영향을 주고, 교사보다 부모의 자율성 지지는 기본심리욕구라는 아동의 내적 동기를 더 자극하여 아동의 의사결정 참여 행동에 영향을 주는 것으로 나타났다. 이 결과는 부모 혹은 교사의 자율성 지지 중 어느 쪽이 아동의 의사결정 참여에 더 중요하다는 것보다는 부모와 교사의 자율성 지지 모두 아동의 의사결정 참여에 영향을 주는 중요한 요인이 되는 것으로 해석할 수 있을 것이다.

본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구에서 측정한 부모와 교사의 자율성 지지는 아동이 지각한 것에 대한 자기보고식 평정이란 점에서 제한점이 있다. 후속 연구에서는 부모 및 교사에게 직접 자율성 지지 정도를 조사할 수 있도록 부모와 교사를 연구 대상으로 표집하여 연구해 볼 필요가 있을 것이다. 둘째, 본 연구에서는 아동의 의사결정 참여를 일반 아동을 중심으로 하여 참여의 이슈나 내용에 따라 개인적, 공적 의사결정 참여의 두 부분으로 나누어 연구를 수행하였다. 그러나 특정 이슈, 즉 부모 이혼 시 본인의 거취에 대한 의사결정 참여, 특정 서비스의 소비자로서 서비스 개발 및 제공에 참여하는 경우의 의사결정 참여, 또한 정치적 수준의 의사결정 참여 등의 내용 등은 포함되어 있지 않다. 이에 의사결정 참여에 대한 구성 개념과 연구대상을 다르게 하여 연구를 진행한다면, 보다 다양한 결과와 시사점들을 제공받을 수 있을 것이다. 셋째, 아동의 의사결정 참여 및 아동 참여에 대한 실증 연구가 부족하여 다른 연구들과 비교 및 검증하여 논의하는 것이 어렵다는 것이 제한점이다. 이에 후속 연구에서 아동의 의사결정 참여에 대해 아동 개인, 부모, 친구, 학교, 지역사회 등의 다양한 측면과 변인들을 여러 각도에서 탐색하는 종합적인 연구가 이루어진다면 아동의 참여가 신장되는데 도움이 될 수 있을 것이다. 특히 아동의 기본심리욕구에 영향을 줄 수 있는 자율성 지지 이외의 부모, 교사의 태도와 또래 변인에도 관심을 갖고 연구가 진행되길 기대한다.

마지막으로 본 연구에서는 부모 및 교사의 변인으로 자율성 지지에 주목하여 부모 및 교사 각각이 아동의 의사결정 참여에 미치는 영향에 대해 연구하였다. 그런데 가족과 학교의 아동 참여를 위한 협력은 결국 아동의 복지를 위한 것이며 직접적인 부모와 교사의 협력이 필요할 것이다. 이에 따라 후속 연구에서는 부모와 교사의 협력적인 부분도 고려하여 연구를 설계하고 진행하는 것 또한 필요할 것으로 사료된다. 이러한 제한점에도 불구하고 본 연구는 아동의 긍정적 발달에 중요한 의사결정 참여의 신장을 위한 개인 변인, 부모 변인, 교사 변인 을 종합적으로 탐색하였다는 점에 의의가 있다. 또한 이를 통해 아동의 의사결정 참여를 신장시키기 위한 부모와 교사의 역할에 대한 증거와 관련 정책에 기반이 될 수 있는 자료를 제공하고, 나아가 아동의 삶의 질을 향상시킬 수 있는 토대가 되는 실증 자료를 제공하였다는 점에 그 의의가 있다.

Notes

This article is a part of the first author's doctoral dissertation submitted in 2017.

Notes

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

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Article information Continued

Figure 1.

Pathways from parents' and teachers' autonomy support and children's participation in decision-making through children's basic psychological needs.

Table 1

Correlations Among Parents' and Teachers' Autonomy Support, Children's Basic Psychological Needs, and Children's Participation in Decision-Making

1 2 3 4 5 6 7 8
1              
2 .23**            
3 .22** .27**          
4 .34** .40** .50**        
5 .24** .40** .43** .61**      
6 .33** .44** .78** .85** .81**    
7 .34** .40** .49** .59** .58** .67**  
8 .25** .27** .29** .40** .40** .45** .63**
M 25.45 36.73 27.46 26.45 28.75 4.62 29.00 23.00
SD 4.27 8.08 5.55 5.70 5.23 .741 5.03 5.39
Skewness −0.29 −0.85 −0.58 −0.57 −0.64 −0.38 −0.01 0.23
Kurtosis 0.38 0.75 0.03 0.56 0.31 0.22 −0.18 0.12

Note. N = 687. 1 = parents' autonomy support; 2 = teachers' autonomy support; 3 = BPN_autonomy; 4 = BPN_competency; 5 = BPN_relatedness; 6 = BPN_basic psychological needs; 7 = children's participation_personal; 8 = children's participation_public.

**

p « .01.

Table 2

Fit Indices of the Measurement Model

RMSEA90%
  χ2 df χ2/df GFI CFI TLI (NNFI) CI RMR
 Measurement 530.46*** 126 4.21 .903 .926 .914 .058 .045
 model             [.041∼.071]  
***

p < .001.

Table 3

Path Estimates of the Latent Variables

Path of latent variables B SE β C.R.
Autonomy support_parent → Basic psychological needs .058*** .006 .333*** 25.89**
  → Personal participation .403*** .042 .342*** 3.31**
  → Public participation .321*** .047 .254*** 4.67**
Autonomy support_teacher → Basic psychological needs .040*** .003 .436*** 6.27**
  → Personal participation .247*** .022 .397*** 25.16**
  → Public participation .182*** .025 .272*** 5.80**
Basic psychological needs → Personal participation 4.574*** .193 .672*** 4.02**
  → Public participation 3.247*** .250 .446*** 6.17**

Note. N = 687.

**

p < .01.

***

p < .001.

Figure 2.

Direct and indirect paths from parents' and teachers' autonomy support and children's psychological needs to children's partici-pation in decision-making. PAS = parents' autonomy support; TAS = teachers' autonomy support; BPN = basic psychological needs; P.P = personal participation; P.Pub = public participation.

Table 4

Direct, Indirect, Total Effects, and Significant Validation of Indirect

Bootstrapping
Direct Indirect Total
Path from latent to latent variables effect effect effect 95% CI
Autonomy support_parent → BPN → Personal articipation .342 .286 .628** [.029∼.174]
Autonomy support_teacher   Personal articipation .397 .219 .616** [.021∼.158]
Autonomy support_parent → BPN → Public participation .254 .153 .407** [.015∼.155]
Autonomy support_teacher   Public participation .272 .132 .404** [.015∼.125]

Note. N = 687. BPN = basic psychological needs.

**

p < .01.