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Korean J Child Stud > Volume 44(3); 2023 > Article
초기 학령기 친사회적 행동의 변화유형과 예측요인: 유아기 또래놀이상호 작용과 자기통제력을 중심으로

Abstract

Objectives

This study aimed to classify latent groups based on the developmental trajectories of prosocial behavior in early childhood. In addition, it aimed to verify whether peer play interactions (play interaction, play disruption, and play disconnection) and self-control during preschool years have significant influences on the classification of latent groups.

Methods

This study included 1,201 children(617 males, 51.4%; 584 females, 48.6%) drawn from the 7th, and 9th-11th waves of the Panel Study on Korean Children (PSKC). Latent class growth modeling was used to analyze the data.

Results

The patterns of changes in prosocial behavior in early childhood were classified into three groups: high-increasing, moderate-stable, and low-decreasing. Among the predictors, play interaction, play disruption, and self-control significantly affected the classification of the latent groups. Specifically, children who exhibited high levels of play interaction and low levels of play disruption during the preschool years were more likely to belong to the high-increasing group, indicating a more positive prosocial behavior. However, those with low self-control were more likely to belong to the low-decreasing group, showing a relatively negative developmental trajectory of prosocial behavior.

Conclusion

This study confirmed heterogeneities in the developmental trajectories of prosocial behavior in early childhood, differentially predicted by preschool-age peer interaction qualities and self-regulation. The findings highlight the importance of taking a comprehensive approach in early childhood education to enhance children's prosocial behavior development utilizing both interpersonal and intrapersonal factors during preschool years.

Introduction

다른 사람에게 도움이나 이익이 되고자 자발적으로 행하는 나누기, 돕기, 배려하기 등의 행동을 친사회적 행동이라 한다(Eisenberg, Spinrad, & Sadovsky, 2006). 도움이 필요한 사람에게 공감과 관심을 기울이고, 서로 협력하고 배려하며 소통하는 일련의 행동들은 최근 우리 사회뿐 아니라 전 세계가 직면한 기후변화나, 자연재해, 혐오 범죄 등과 같은 새로운 사회문제 해결을 위해 꼭 필요한 가치와 인성 덕목으로도 주목받고 있다(Ministry of Education [MOE], 2020). 이는 친사회적 행동이 다른 사람의 어려움을 돕는 이타적인 결과를 통해 수혜자에게 도움을 줄 뿐만 아니라(Padilla-Walker & Carlo, 2014), 친절함을 받은 사람이 연달아 친사회적인 행동을 하는 선순환의 가능성을 높임으로써(Chancellor, Margolis, Jacobs Bao, & Lyubomirsky, 2018) 사회를 더욱 긍정적이고 풍요롭게 만드는 역할을 하기 때문일 것이다.
친사회적 행동은 영유아기부터 성인기까지 종단적으로 발달하는 특성이지만 그중에서도 학령기는 유아기에서 아동기로의 발달적 전환기로써 친사회성 발달에 있어서도 급격한 변화를 겪는 시기이다. 종단자료를 활용하여 친사회적 행동의 발달 양상을 밝히고자 한 선행연구들은 유아기부터 증가하던 친사회적 행동이(Nantel-Vivier, Pihl, Côté, & Tremblay, 2014) 아동기가 시작되면서 저하되는 것으로 보고 하였다(Malti et al., 2016). 이는 학령기에 접어든 아동이 인지적 발달과 함께 규칙, 비용, 성역할 등 더 많은 요소를 고려하는 것이 가능해짐에 따라 친사회적 행동에 있어서도 점차 더 선택적이고 신중한 경향(Eisenberg, Eggum-Wilkens, & Spinrad, 2015)을 보이는 것과 관련되었을 수 있다. 친사회적 행동에 참여하기 위해서는 다른 사람들이 어려움을 겪고 있다는 것을 인식하고 그 어려움의 원인을 파악할 수 있어야 할 뿐만 아니라, 그것에 공감하며 실제로 도움을 주고자 하는 인지 및 정서적 능력이 요구되기 때문이다(Dunfield, 2014).
또한 학령기 아동은 학교나 지역사회라는 확장된 환경에서 사회적 관계를 맺으며 새롭게 적응해나가야 하는 과업을 마주하게 되는데(Lemos & Richaud de Minzi, 2014), 이 과정에서 친사회적 행동은 긍정적 사회적 적응을 도울 뿐만 아니라 아동 개인의 인지적, 정서적 발달과도 쌍방적인 긍정적 영향을 미치므로 친사회성 증진은 학령기에 중요한 목표로 강조되고 있다(Corrigan, Higgins-D’Alessandro, & Brown, 2013). 예를 들어, 친사회성이 높은 아동은 또래수용도가 높으며(Sebanc, 2003), 교사와의 관계도 긍정적인 양상을 보인다(S.-H. Kim, 2015). 또한 다른 또래와 도움을 주고받는 것이 원활하여(Malti et al., 2016) 높은 수준의 학업성취도를 보이는 등(Caprara, Barbaranelli, Pastorelli, Bandura, & Zimbardo, 2000) 학교생활에서도 높은 주관적 만족도를 나타낸다(Ma, Zarrett, Simpkins, Vandell, & Jiang, 2020). 그뿐 아니라 친사회적인 아동들은 상대적으로 불안이나 우울과 같은 정서적 문제를 덜 겪으며 더 낮은 문제행동을 보이는 것으로 보고되었다(Eisenberg et al., 2015).
친사회적 행동에 대한 관심이 증가하면서 친사회적 행동의 종단적 발달의 양상을 밝히려는 시도 또한 지난 수십 년간 계속되어 왔으나(Davidov, Vaish, Knafo-Noam, & Hastings, 2016), 학령기 이후 연령에서의 종단적 변화와 관련해서는 아직 합의된 결론에 도달하지 못해 추가 연구가 더 필요한 실정이다. 특히 종단자료를 활용한 선행연구들은 친사회적 행동의 변화 패턴이 모든 아동에게서 같은 수준으로 나타나기보다는 개인 간에 편차가 있을 수 있으며(Eisenberg & Spinrad, 2014), 일부는 친사회적 행동이 학령기에 증가하지 않고 오히려 감소할 수도 있다고 보고하였다(Côté, Tremblay, Nagin, Zoccolillo, & Vitaro, 2002; Kokko, Tremblay, Lacourse, Nagin, & Vitaro, 2006; Nantel-Vivier et al., 2009).
이를 고려하여 본 연구에서는 종단분석을 통해 친사회적 행동 발달의 변화 패턴에 나타나는 개인 간 질적인 차이에 주목하고자 한다. 개인 간 발달의 상이한 궤적을 규명하는 것은 지속적으로 낮은 또는 높은 발달궤적에 대한 이해와 통찰을 가능하게 하고, 필요한 경우 적절한 조기 개입을 가능하게 함으로써 친사회성 발달을 더 효과적으로 촉진할 수 있다는 장점이 있다. 과거에는 종단자료 분석에 있어서 친사회적 행동이 모든 아동에게서 동일한 추이로 변화한다고 가정하는 잠재성장모형(latent growth model)을 주로 사용하였으나 최근에는 성장혼합모형(growth mixture model) 방법을 사용하여 전체 집단 내에서 상이한 변화양상을 따르는 하위 집단을 식별하는 것이 가능해졌다. 성장혼합분석은 변수중심접근(variable centered approach)에서 벗어나 개인중심접근(person centered approach)을 가능하게 함으로써 아동기 친사회적 행동의 발달 경향에 대한 개인차를 밝혀내도록 도울 수 있다. 따라서 본 연구는 개인 중심접근을 활용하여 초기 학령기 아동의 친사회적 행동 변화에 있어서 이질적인 발달궤적이 존재하는지, 그리고 그 발달궤적의 특징은 무엇인지 파악하는데 목적을 두고자 한다.
한편, 아동의 친사회적 행동은 아동의 대인관계적(interpersonal) 요인과 개인내적(intra-personal) 요인에 의해 직간접적인 영향을 받기 때문에 이 두 가지 측면을 함께 살펴볼 필요가 있다. 우선 대인관계적 요인과 관련하여 본 연구에서는 또래놀이상호작용(peer play interaction)에 주목하고자 한다. 최근 들어 아동의 보육·교육기관 이용 시기가 더 앞당겨지면서(E. Kim, Choi, Kwon, Choi, Kim, Kim, & Park, 2021), 또래와의 상호작용을 통해 사회적 기술을 습득할 기회가 증가하고 있다. 그중에서도 일상적인 놀이 상황은 유아기 및 초기 아동기에 또래 간 상호작용이 가장 활발하게 일어나는 맥락이자, 아동의 사회적 능력과 발달을 이해하기 위한 주요 맥락이다(Coolahan, Fantuzzo, Mendez, & McDermott, 2000). 아동은 또래와의 놀이 상호작용 과정 중에 다른 사람과의 관계를 탐색하고 사회적 상호작용의 기초를 배운다. 예를 들어, 서로의 의견과 욕구가 다를 수 있음을 이해하는 것, 상황에 적절하고 건설적인 대안을 제시하는 방법, 다른 사람의 관점과 마음을 이해하는 것 등을 학습하게 되며(Fantuzzo et al., 1995), 친사회성을 포함한 다양한 종류의 긍정적인 행동을 연습하는 기회를 가진다(Kostelnik, Soderman, Whiren, Rupiper, & Gregory, 2015). 따라서 놀이를 통해 갈등해결 능력, 역할 수행, 조망수용, 공감, 정서이해 등과 같은 사회·정서적 역량을 발달시키게 되고, 이러한 역량을 적절히 갖춘 아동은 또래 사이에서 더 인기가 많고 긍정적 상호작용을 유지하는 반면, 그렇지 못한 경우에는 공격적이고 부정적인 놀이행동을 보이거나 소외되고 거부되는 양상을 보이게 될 수 있다(Rubin, Bukowski, & Bowker, 2015).
놀이 장면에서의 또래 상호작용은 세 가지 측면으로 세분화 할 수 있다. 놀이상호작용(play interaction)은 창의적인 놀이 방법을 제시하거나 친구의 놀이를 돕는 등 순조롭게 놀이를 이어나가는 특성을 의미한다. 놀이방해(play disruption)는 차례를 지키지 않거나 논쟁을 시작하는 등 공격적인 행동을 보이거나 부정적 정서를 표현하는 특성을 말한다. 놀이단절(play disconnection)은 위축되고 타인에게 무시 또는 거부당하는 특성을 의미한다(Fantuzzo et al., 1995). 선행연구에 따르면 각기 다른 상호작용 패턴은 아동의 친사회적 행동과도 다른 방식으로 연관된다(Kuppens, Grietens, Onghena, & Michiels, 2009; Sebanc, 2003). 또래로부터 더 잘 수용되고 긍정적인 상호작용을 하는 아동은 더 많은 나누기 행동을 하였고(Malti, Gummerum, Keller, Chaparro, & Buchmann, 2012), 도움이 필요한 다른 사람을 돕고자 하였으며(Crick, 1996), 다른 사람에 대한 신뢰감을 매개로 하여 친사회적 행동이 증가하는 것으로 나타났다(Jambon & Malti, 2022). 반대로 또래와의 상호작용이 부정적인 양상을 보이는 경우에는 친사회적인 경향성이 더 낮았으며(McDonald & Asher, 2018), 또래와의 상호작용이 중단되거나 또래 집단에서 배척되고 거절당할 가능성이 높았다(Coie & Dodge, 1988). 이는 유아가 계속해서 부정적 놀이 전략과 부정적인 상호작용을 지속하도록 할 가능성으로 이어지며, 또래와의 친사회적 행동을 관찰하거나 실행해볼 기회의 박탈로 이어짐으로써 이후 부적응이나 내현화 같은 문제행동으로 이어지게 할 수 있다(Park, Lee, Lee, & Kim, 2017).
이처럼 긍정적 또는 부정적 형태의 또래놀이상호작용은 아동의 친사회성 발달에 각기 다른 영향을 미친다는 것을 예측해 볼 수 있으나, 또래놀이상호작용은 주로 학업능력, 학교적응 등 인지적 변인과 연관한 연구에 주로 활용되었을 뿐 친사회성 발달궤적과의 연관성을 살펴본 연구는 많지 않다. 특히 부정적 상호작용인 놀이방해와 놀이단절이 질적으로 다른 특성을 지니고 있음에도 불구하고 이를 구분하여 친사회성 발달과의 관계를 살펴본 연구는 매우 부족한 실정이다.
다음으로 아동의 자기통제력은 친사회적 행동과 밀접한 관련이 있는 개인내적 요인 중 하나이다. 자기통제력이란 정서 및 행동을 통제하는 능력으로 사회적 상황의 요구에 맞게 자신의 사고, 감정, 행동을 적절히 통제하고 조절하는 것을 의미한다(McClelland & Cameron, 2012). 이러한 능력은 아동이 학교생활이나 가정환경 등 여러 사회적 맥락에서 상황에 적절하게 대응하고 사회적 기술을 습득하는데 필요한 능력이기도 하다(McClelland & Cameron, 2012). 특히 아동이 많은 시간을 보내는 교실 환경에서는 서로 협동하고, 돕고, 공유하는 등의 행동이 자주 요구될 수 있는데, 이러한 친사회적 행동에는 자신의 행동을 통제하는 아동의 능력이 중요한 역할을 할 수 있다(Muraven & Baumeister, 2000). 친사회적 행동을 하기 위해서는 다른 사람의 의도를 파악하여 자신의 이익을 추구하고자 하는 욕구를 억제하고, 그 일을 돕기 위해 자신의 행동을 중지하는 등의 통제 능력이 필요하기 때문이다.
선행연구에 따르면 자기통제력이 잘 발달한 아동은 이후 인지발달과 학교 및 사회적 관계에 있어서 보다 긍정적 적응을 보였다(Eisenberg et al., 2002). 예를 들어 억제 통제 능력이 더 뛰어난 아동은 또래와의 놀이에서 더 많은 협동 행동을 보였으며(Giannotta, Burk, & Ciairano, 2011), 자기통제력이 높고 부정적 정서성이 낮은 아동은 또래관계에서 배려하기, 돕기와 같은 친사회적 행동을 더 많이 보일 뿐 아니라 부모와 교사에게서도 더 친사회적이라고 평가되었다(J.-N. Chung & Kim, 2015; Laible, Carlo, Murphy, Augustine, & Roesch, 2014). 반면, 자기통제력이 낮은 경우에는 불안이나 두려움, 주의산만함과 같이 정서조절 및 행동조절에 어려움을 겪으며 또래관계에서 공격적이고 낮은 친사회적 행동을 보였으며(J.-N. Chung & Kim, 2015), 반사회적 행동과 같은 부적응적 행동과도 관련이 있었다(Li et al., 2022). 이처럼 아동의 자기통제력은 대인 간의 상호작용이 일어나는 상황에서 친사회적 행동을 촉진시키거나 저하시키는 중요한 예측요인일 수 있으므로 자기통제력의 구체적인 영향력을 살펴봄으로써 친사회적 행동 증진에 대한 방안을 모색하고자 한다.
요약하면 초기 학령기 친사회적 행동의 발달 궤적은 아동에 따라 개인차가 있으며, 이는 또래와의 상호작용과 같은 대인관계적 요인이나 자기통제력과 같은 개인내적 요인에 의해 영향을 받을 수 있다. 그러나 이러한 요인들 간의 관계를 종합적으로 살펴본 연구는 매우 부족한 실정이며, 이들 중 일부를 탐구한 몇몇의 기존 연구들 역시 환경적, 개인적 요소와 친사회적 행동 간의 관계를 횡단적으로 살펴보았을 뿐 종단적으로 접근하지 못했다는 한계점을 지닌다(Cho, 2020; J. N. Chung & Son, 2020; J. Y. Kim, Kim, & Kang, 2021). 하지만 아동의 원활한 친사회성 발달을 위한 조기 개입전략을 계획하기 위해서는 관련 요인들의 종단적 영향력을 살펴봄으로써 인과관계를 보다 명확히 이해하는 것이 필요하다. 따라서 본 연구에서는 학령기 이전 시점의 자료를 활용하여 친사회성 발달 궤적 유형에 영향을 미칠 것으로 예측되는 대인관계적·개인내적 특성을 탐색함으로써 학령기 친사회적 행동 발달 증진을 위한 학문적 기초를 마련하고자 한다. 연구모형은 Figure 1과 같으며, 구체적인 연구 문제는 다음과 같다.

연구문제 1

학령기 아동의 친사회적 행동 변화 유형에 있어서 구분되는 잠재집단은 몇 개이며 각 잠재집단의 형태는 어떠한가?

연구문제 2

학령기 아동의 친사회적 행동의 잠재집단 분류에 대한 유아기 또래놀이상호작용 및 자기통제력의 예측효과는 어떠한가?

Methods

연구대상

본 연구를 위해 한국아동패널조사 (Panel Study on Korean Children [PSKC])의 자료를 활용하였다. 아동의 친사회적 행동의 발달궤적을 분석하기 위해서는 최소 세 시점 이상의 종단 자료가 필요하므로, 이에 본 연구에서는 9차년도(2016) 만 8세 조사부터 11차년도(2018) 만 10세 조사 중 한 번이라도 응답한 1,201명을 포함하였다.
친사회적 행동의 잠재집단에 영향을 주는 예측요인을 위한 자료로는 같은 대상의 학령기 이전 자료인 7차년도(2014) 만 6세 데이터를 활용하였다. 9차년도 자료를 기준으로 분석에 포함된 아동의 성별은 남아 617명(51.4%), 여아 584명(48.6%)이었으며, 평균연령은 만 8.25세 (SD = .12)이었다. 어머니의 평균연령은 38.87세 (SD = 3.67)이었고, 최종학력은 대학교(29.7%), 전문대(23.6%), 고등학교(21.9%) 순으로 많았다.

연구도구

친사회적 행동

아동의 친사회적 행동은 강점과 난점 질문지(Strengths and Difficulties Questionnaire [SDQ]; Goodman, 1997) 중 친사회적 행동을 측정하는 하위척도를 사용하였다. 해당 척도는 5문항으로 구성되어 있으며, 각 문항을 읽고 지난 6개월 동안 해당 아동이 보인 모습을 교사가 보고하도록 하였다. 문항의 예로는 “간식, 장난감, 또는 연필 등을 기꺼이 다른 아이들과 함께 나눈다.” 등이 있으며, 전혀 그렇지 않다 (1점), 다소 그렇다 (2점), 매우 그렇다 (3점)로 평정하였고, 점수가 높을수록 아동이 친사회적 행동을 더 많이 한 것을 의미한다. 본 연구에서 사용한 9차, 10차, 11차 척도의 Cronbach’s α는 각각 .854, .870, .846 이었다.

또래놀이상호작용

아동의 또래놀이상호작용을 측정하기 위해 Fantuzzo, Mendez 와 Tighe (1998)가 개발한 또래 놀이 척도(Penn Interactive Peer Play Scale [PIPPS])를 Choi와 Shin (2008)이 국내 아동 대상으로 타당화한 내용을 참고하여 한국아동패널 연구진이 검토 및 수정한 문항을 사용하였다. 본 척도에는 3개의 하위척도(놀이 상호작용, 놀이방해, 놀이단절)가 있으며 아동이 평소 또래와의 상호작용에서 보이는 행동에 대해 교사가 평정하였다. 놀이 상호작용은 놀이를 순조롭게 이어가는 특성을 반영하는 9문항으로 구성되어 있다(예: “친구에게 함께 놀자고 한다.”). 놀이방해는 공격적이고 부정적인 정서표현을 나타내는 것으로 총 13문항 중 문항 간 신뢰도가 낮은 1문항을 제외한 12문항을 사용하였다(예: “친구의 놀잇감을 빼앗는다.”). 마지막으로 놀이단절은 위축되거나 타인에게 무시 또는 거부당하는 특징을 반영한 8문항으로 구성되어 있다(예: “놀이에 함께 하지 못하고 주위를 배회한다.”). 각 문항은 전혀 그렇지 않다 (1점), 거의 그렇지 않다 (2점), 때때로 그렇다 (3점), 항상 그렇다 (4점)의 4점 리커트 척도를 사용하여 평정하도록 되어있다. 본 연구에서는 한국아동채널 7차년도 자료를 바탕으로, 놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절의 각 하위 요인별 평균점수를 사용하였으며, 각 하위 영역의 점수가 높을수록 해당 또래 놀이 행동을 더 많이 하는 것을 의미한다. 각 요인별 문항 신뢰도는 놀이 상호작용 .813, 놀이방해 .872, 놀이단절 .888이었다.

자기통제력

아동의 자기통제력을 측정하기 위해 사회적 기술 평정 척도(Social Skill Rating System for preschool level [SSRS]; Gresham & Elliott, 1990)를 Suh (2004)가 국내용으로 타당화한 것을 한국아동패널 연구진이 검토 및 수정한 문항을 사용하였다. 평소 아동의 행동에 대해 어머니가 평가하는 부모평정용 질문지를 사용하였으며, 자기통제력을 평가하는 문항은 총 7문항으로 구성되어 있다. 예시 문항으로는 “부모의 지시에 귀를 기울인다.” 등이 있으며, 전혀 아니다 (1점), 가끔 그렇다 (2점), 매우 자주 그렇다 (3점)으로 평정하였으며, 해당 척도의 점수가 높을수록 아동이 자기통제를 더 잘하는 것을 의미한다. 자기통제력 척도의 신뢰도 계수 Cronbach’s α는 .789이었다.

통제변인

본 연구에서는 선행연구 고찰을 통해 아동의 성별을 통제변인으로 고려하였다. 선행연구에 따르면 친사회적 행동은 영유아기부터 성별에 따른 차이가 나타나는데 대체로 여아가 남아보다 더 많은 친사회적 행동을 보이는 것으로 알려져 왔다(Eom & Chung, 2007). 따라서 해당 변인은 본 연구의 독립변인과 종속변인 간의 관계에 영향을 미칠 수 있다고 보고되었기 때문에 통제변인으로 고려하였으며, 남아 (0), 여아 (1)로 코딩하였다.

자료분석

연구대상의 사회인구학적 특성과 주요변수들의 전반적인 양상을 알아보기 위하여 기술통계 및 상관분석을 실시하였다. 이후 학령기 아동의 친사회적 행동에 대한 종단적 변화 유형을 구분하고자 잠재계층성장분석 (Latent Class Growth Analysis [LCGA])을 활용하였다. 잠재계층성장분석은 성장혼합모형(Growth Mixture Model [GMM])의 일종으로, 변인이 아닌 개인의 응답을 중심으로 변화 유형에 따른 여러 하위 잠재 집단을 구분하는 분석 방법이다(Muthén & Muthén, 2010). 즉 시간의 흐름에 따라 주어진 변인의 변화 패턴이 유사한 하위집단으로 분류하는 방식이다. 잠재적으로 존재하는 집단을 추정하는 것은 수학적으로 매우 복잡하기 때문에 추정 문제가 흔히 발생하여 제약을 가하는 것이 일반적이다. 이에 본 연구에서는 각 잠재집단 내의 성장요인(초기치와 변화율)의 분산을 0으로 제약하는 LCGA 분석을 적용하여 동일한 잠재집단에 속하는 개인들의 성장 궤적이 동일한 것으로 간주하였다(Jung & Wickrama, 2008).
잠재집단의 수를 결정할 때는 선행연구의 제언에 따라 정보준거지수인 Akaike’s Information Criteria (AIC), Bayesian Information Criterion (BIC) 및 Sample-size-Adjusted BIC(SABIC) 지수와 모형비교검증방법인 LMR-LRT와 BLRT 결과, Entropy 지수를 종합적으로 고려하였다(Jung & Wickrama, 2008). 정보준거지수의 경우 그 값이 낮을수록 모형의 적합도와 간명도의 균형이 잘 이루어진다는 것을 의미한다. 엔트로피 지수는 1에 가까울수록 분류가 정확한 것을 의미하며, 일반적으로 .6 이상이면 80% 이상, .8 이상이면 90% 이상의 확률로 잠재집단 분류가 제대로 되었다고 여겨진다(Lubke & Muthén, 2007). LMR-LRT 검정에서 유의한 p값이 보고될 경우, 이는 k-1개의 계층보다 k개의 계층이 주어진 자료를 유의하게 더 잘 설명함을 의미한다. 이 외에도, 계층 결정 시 추가적인 고려사항으로 각 계층 중 관측 빈도가 전체 표본의 1% 미만인 경우가 되지 않도록 하였으며(Jung & Wickrama, 2008), 해석 가능성 및 이론적 연관성도 함께 고려하였다(Nylund, Asparouhov, & Muthén, 2007).
마지막으로 아동의 친사회적 행동 변화에 따른 잠재집단 수를 결정한 뒤, 잠재집단의 분류에 영향을 미치는 예측변인이 무엇인지 확인하기 위하여 Vermunt (2010)의 편향 보정된 3단계 접근법(bias adjusted three-step approach)을 적용하였다. 이는 모형에 공변인이 잠재집단과 함께 모형에 포함될 때 발생하는 오분류 가능성을 통제하여 잠재집단의 분류에 영향을 미치지 않도록 개발된 방법으로, 본 연구에서는 예측변인의 영향력 검증을 위해 R3step방법을 사용하였다(Asparouhov & Muthén, 2014). 분석에는 Mplus 8.4 (Muthén & Muthén, Los Angeles, CA) 프로그램을 사용하였고, 결측치 처리를 위해 완전정보최대우도법(full information maximum likelihood)을 사용하였다.

Results

연구 변인들의 일반적 경향

주요 연구 변인들의 일반적 경향은 Table 1에 제시하였다. 아동의 친사회적 행동 평균값은 만 8세(9차년도)에 2.36 (SD = .50), 만 9세(10차년도)에 2.48 (SD = .49), 만 10세(11차년도)에 2.48 (SD = .47)이었다. 이러한 수치는 척도의 다소 그렇다 (2점)와 매우 그렇다 (3점) 사이로 평균적으로 비교적 높은 수준의 친사회적 행동을 보였으며, 연령이 증가함에 따라 점차 증가하다 유지하는 추세를 보였음을 알 수 있다.
상관관계 분석 결과 친사회적 행동은 만 8세에서 만 10세에 걸쳐 정적 상관을 보였으며(rs = .30∼.40, p < .001), 만 8세-만 10세 아동의 친사회적 행동은 만 6세 유아기 시기 또래놀이상호작용 중 놀이상호작용과는 유의한 정적 상관을(rs = .16 ∼ .22, p < .001), 놀이방해 및 놀이단절과는 유의한 부적 상관 을 보였고(rs = -.10∼-.28, p < .01), 자기통제력과는 유의한 정적 상관관계(rs = .15∼.16, p < .01)를 보였다.
연구 변인들의 왜도 값은 -0.34∼1.12의 분포를, 첨도값은 -0.79∼1.24의 분포를 나타냈다. 왜도의 절댓값은 2.0, 첨도의 절댓값은 7.0 미만이면 정규분포를 따른다는 기준에 충족되어(Trochim & Donnelly, 2006) 본 연구에서 사용된 모든 변인들이 정규분포 됨을 확인하였다.

아동의 친사회적 행동 변화에 따른 잠재집단 분류

아동기 친사회적 행동의 변화양상에 따른 잠재집단 수를 결정하기 위하여 잠재계층성장분석을 실시하였다. 잠재집단의 수를 2개부터 6개 집단까지 하나씩 증가시키면서 정보지수, 모형비교검증, 분류의 질이 어떠한지 비교하였으며 그 결과는 Table 2와 같다.
분석결과, 정보지수의 경우 AIC, BIC, 그리고 sABIC는 잠재집단 수가 증가할수록 감소하는 추세를 보였는데, 잠재계층의 수가 5개에서 6개로 증가하는 시점에 감소폭이 작아지는 것을 확인하였다. LMR-LRT와 BLRT는 잠재집단의 수가 5개일 때까지 모두 유의했다. Entropy 값은 .6 이상이면 중간 수준, .8 이상이면 높은 분류의 질을 의미하는데(Clark & Muthén, 2009), 잠재집단이 2개인 모형은 .587로 다소 낮은 분류의 질을 보였으며, 3개에서 6개까지의 모형 중에서는 3개 모형이 .679로 가장 나은 분류율을 보였다. 평균사후확률(average posterior probabilities)의 범위의 최저값이 잠재집단이 3개인 모형의 경우 .785로 나타난 반면 4개나 5개인 모형의 경우 각각 .716, .718로 나타나, 3개 집단의 분류율이 가장 양호함을 확인하였다. 마지막으로 잠재집단의 수가 3개인 것과 비교했을 때, 4개 또는 5개 모형에서 추가로 식별된 잠재집단의 초기치는 다른 집단과 매우 유사했고, 변화율도 거의 병렬에 가깝게 나타나는 등 개념적으로 고유한 정보를 거의 제공하지 못하였다. 따라서 통계적 수치와 각 잠재집단 패턴 간 구분의 명확성, 각 집단을 구성하는 표본의 수가 전체 표본 수의 1% 이상인지(Jung & Wickarma, 2008)등을 종합적으로 고려하였을 때, 잠재집단이 3개인 모형이 자료에 가장 적합하다고 판단하였다.

친사회적 행동 잠재계층별 특성

최종모형으로 선정된 3개 잠재집단의 특성을 살펴보기 위해 각 집단별 친사회적 행동 변화에 따른 성장요인 모수 추정치(초기값, 변화율)를 살펴보았으며, 그 결과를 Table 3Figure 2에 제시하였다.
각 잠재집단별 특징은 다음과 같다. 첫 번째 잠재집단은 전체의 37.6%를 차지하였는데 친사회적 행동의 초기치가 가장 높고 그 수준이 시간의 흐름에 따라 상승하는 형태를 보여 고수준-상승형으로 명명하였다. 두 번째는 전체의 58.2%를 차지해 가장 많은 아동이 포함된 잠재집단으로 친사회적 행동의 초기값은 중간수준이었으며 시간이 지남에 따라 유의하게 감소하였으나, 그 기울기가 0에 근접하여 중간수준-유지형이라 명명하였다. 세 번째 잠재집단은 친사회적 행동의 초기치가 가장 낮고 이후로 계속 감소하는 형태를 보여 저수준-감소형으로 명명하였고, 전체의 4.2%를 차지하였다. 각 잠재집단의 변화궤적은 시간의 흐름에도 교차하지 않아 만 8세 때의 저수준-중간수준-고수준이 만 10세 때까지 유지되었으며, 그 평균 차이는 더 증가하는 양상을 보였다.

친사회적 행동 잠재집단 분류에 대한 예측요인

초등학생의 친사회적 행동 변화 양상에 따라 분류된 잠재집단에 영향을 미치는 요인들의 영향력을 검증하기 위해 R3step 보조변수(auxiliary)를 사용한 편향 보정된 3단계 접근법(biasadjusted three-step approach)을 적용하여 분석하였다. 예측요인을 포함한 분석에서 예측요인에 결측치가 존재하면 분석대상에서 제외되므로 (Wickrama, Lee, O’Neal, & Lorenz, 2016), 234명이 제외되어 총 967명이 최종 분석에 포함되었다. 구체적으로 유아기인 만 6세 시점의 또래놀이상호작용(놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절)과 자기통제력의 영향력을 검증한 결과, Table 4에 제시된 바와 같이 놀이상호작용, 놀이방해, 자기통제력이 유의미하였다.
먼저 중간수준-유지형을 준거집단(reference class)으로 설정하고 고수준-증가형을 비교집단으로 검증한 결과, 놀이상호 작용이 높을수록, 놀이방해가 낮을수록, 자기통제력이 높을수록 고수준-증가형에 속할 가능성이 높았다.
다음으로 준거집단을 중간수준-유지형으로, 비교집단을 저수준-감소형으로 설정해 검증한 경우에는 자기통제력만이 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 자기통제력 수준이 낮을수록 중간수준-유지형보다 저수준-감소형 집단에 속할 확률이 높은 것을 의미한다.
마지막으로 저수준-감소형을 준거집단으로, 고수준-증가형을 비교집단으로 검증한 경우, 놀이상호작용이 높을수록, 놀이방해가 낮을수록(β = -.993, p < .10), 자기통제력이 높을수록 고수준-증가형 집단에 속할 확률이 높았다. 한편 놀이단절은 모든 잠재집단 비교에 유의한 영향을 미치지 않았다.

Discussion

아동기의 친사회적 행동 발달 증진에 대한 관심과 많은 연구에도 불구하고, 학령기로 전환되는 초기 아동기 시기의 친사회적 행동의 종단적인 발달궤적과 이를 예측하는 요인에 대한 이해는 매우 부족한 실정이다. 이러한 한계에 주목한 본 연구는 우리나라 아동의 대표적 성격을 띠는 한국아동패널자료를 활용하여 잠재계층성장분석 (LCGA)을 실시하였다. 이를 통해 초기 아동기 친사회적 행동에 있어서 개인 간 상이한 발달궤적을 밝히고 아동의 대인관계적 특성과 개인내적 특성이 이러한 발달궤적에 종단적으로 어떠한 영향을 미치는지 살펴보았다. 다음은 본 연구 결과를 토대로 한 구체적 논의이다.
첫째, 본 연구는 만 8세에서 10세까지의 초기 학령기 아동기의 친사회적 행동 변화양상에 대한 잠재계층성장분석(LCGA)을 실시하여 세 개의 이질적인 발달 궤적이 존재함을 확인하였다. 고수준-상승형(37.6%)과 중간수준-유지형(58.2%)에 대부분의 아동이 포함되었으며, 나머지는 저수준-감소형(4.2%)에 포함되었다. 잠재집단 궤적 간 평균 차이는 시간이 지날수록 더 커졌으며 궤적 간 교차나 반전은 없었다. 이러한 결과는 대다수의 아동이 지속적으로 높은 수준의 친사회적 행동을 보이며 동시에 아동의 친사회적 행동 발달에 있어서 개인차가 존재하여 저수준, 중간수준, 고수준 등 몇 가지 이질적 궤적을 따라 발달한다는 해외 선행연구(Côté et al., 2002; Flynn, Ehrenreich, & Beron, 2015; Kokko et al., 2006; Nantel-Vivier et al., 2014; Shi, Qi, Ding, Liu, & Shen, 2020)와 전반적으로 일치하는 결과라 할 수 있다.
주목할 것은 저수준 집단의 발달궤적이 계속해서 감소하는 양상을 보였다는 것인데, 이는 앞서 소개한 대부분의 선행연구에서 구별된 저수준 집단의 발달궤적이 유지되거나 상승하는 양상을 보인 것과 상이한 부분이다. 저수준-감소형의 특성을 자세히 살펴보면, 낮은 친사회성 수준이 계속 감소하는 형태를 보이는데 그 초기치가 중간수준-유지형 잠재집단에 비해 1 표준편차 이상 뚜렷하게 낮았고 변화율의 절댓값은 다른 집단에 비해 상대적으로 커 시간에 따른 감소폭이 큰 특성을 보였다. 즉 친사회적 수준이 초기시점인 만 8세에 평균 1.82점(3점 만점)이었던 것이 2년이 지난 뒤에는 그렇지 않다 (1점)에 가까운 1.40점에 도달한 것이다.
이렇게 저수준-감소형 잠재집단의 발달궤적이 시간의 흐름에 따라 감소하는 패턴을 보인 것과 관련하여 그 원인으로 국내 학령기 아동을 대상으로 한 친사회적 행동 증진 프로그램이 부족하다는 점을 들 수 있을 것이다. 해외의 경우 학교기반 친사회성 증진 프로그램으로 The Roots of Empathy (ROE), Social and Emotional Learning (SEL) 등과 같은 프로그램이 시행되는 데 반해, 국내의 경우 학업 위주의 커리큘럼이 주를 이루는 교육시스템 하에서 학령기 아동을 대상으로 한 이러한 프로그램은 찾아보기 힘든 실정이다. 이러한 상황에서 학령기 초반에 낮은 친사회적 행동을 보인 아동들이 이를 개선하기 위한 학습이나 훈련의 기회를 많이 접하지 못한 채, 친사회적 행동의 부정적인 발달패턴을 따르게 되었을 가능성을 배제하기 힘들다. 친사회적 행동은 타인의 어려움을 인식하고 문제해결을 위한 방안을 모색하며 협동하는 방법을 배우는 등의 훈련과 교육을 통해 증가할 수 있으며(Cigala, Mori, & Fangareggi, 2015), 특히 학령 전 시기부터 초기 청소년기 사이에 개입할 때 그 효과가 더 큰 것으로 알려져 있다(Kostelnik et al., 2015). 따라서 친사회적 행동의 수준이 낮은 고위험 집단을 조기에 선별하여 이들의 친사회성을 촉진하고 긍정적 적응을 돕기 위한 학교기반의 적극적 개입을 제안하는 바이다.
둘째, 친사회적 발달 변화양상에 영향을 미치는 대인관계 요인인 또래놀이상호작용(놀이상호작용, 놀이방해, 놀이단절)의 종단적 영향을 검증한 결과, 놀이단절을 제외한 놀이상호작용과 놀이방해가 유의한 영향을 미치는 것으로 나타났다. 먼저 놀이상호작용이 높을수록 중간수준-유지형이나 저수준-감소형 집단보다 고수준-상승형 집단에 속할 확률이 높았다. 즉 유아기에 또래와 긍정적으로 상호작용을 한 아동은 초등 저학년 시기에 친사회적 행동을 더 많이 할 뿐만 아니라 이후에도 그 행동이 점진적으로 증가하는 정적 발달 궤적을 따를 가능성이 높다는 것이다. 아동의 놀이는 초등학교 전후로 점차 정교해지면서 복잡한 가상놀이나 협동놀이, 규칙을 따르는 게임놀이의 형태를 띠게 된다. 이렇게 일상에서 끊임없이 반복적으로 행해지는 또래와의 상호작용은 아동이 자기 조절을 하고, 자신과 타인에 대한 이해나 공감을 하도록 하는 사회 정서적 역량을 발달시키도록 돕는다(Cigala et al., 2015; Roe, 2008). 이러한 사회 정서적 역량은 친사회적 행동 발달에도 필수적인 요소로 널리 알려진 만큼(Malti et al., 2012), 또래와 긍정적인 상호작용을 활발히 경험한 아동은 이후 친사회적 행동을 위한 역량을 더 갖추었을 것으로 추측해 볼 수 있다.
다음으로 놀이방해의 경우, 유아기 놀이방해가 높을수록 고수준-상승형 보다도 중간수준-유지형과 저수준-감소형에 속할 가능성이 더 높았다. 이는 유아기에 또래의 놀이를 방해하는 수준이 높을수록, 아동기에 친사회적 행동의 초기치가 중간이나 낮은 집단에 속할 가능성이 높을 뿐 아니라 그 수준이 계속 유지되거나 감소할 수 있다는 것을 의미한다. 기본적으로 모든 연령의 아동은 친구관계 형성 과정에서 어떠한 기술을 어떠한 상황에서 적절히 사용하고 행동해야 하는지 어려워한다(Kostelnik et al., 2015). 즉 또래와의 상호작용은 크고 작은 갈등의 연속이라 할 수 있는데, 이때 자신과 타인의 욕구 사이에서 균형을 맞추지 못하고 친구의 놀이를 방해하는 방식의 부정적인 상호작용 패턴을 보이는 아동은 또래로부터 거부될 가능성이 크다(Buhs, 2005). 이렇게 또래와 건설적인 상호작용에 참여하지 못하는 아동은 갈등해결, 협력 등을 관찰하고 연습할 기회를 갖지 못하고 종단적으로 친사회적 행동을 발달시키지 못할 수 있다. 실제로 Fabes, Martin과 Hanish (2002)는 친사회적인 또래와 어울릴 수 있는 기회가 모든 아동에게 균등하게 분배되지 않는다고 하였다. 친사회성이 낮은 아동은 친사회성이 낮은 다른 또래와, 친사회성이 높은 아동은 친사회성이 높은 다른 또래와 자주 시간을 보내는 경향이 있기 때문에 결국 친사회적 행동이 높은 아동과 낮은 아동이 상호작용 할 기회는 거의 없다는 것이다. 따라서 교사의 적극적인 중재와 모두가 상호교류 할 수 있는 대소집단 활동, 프로그램, 비형식적 기회 등을 통해 긍정적 상호작용을 하는 다른 또래를 관찰하고 학습할 수 있도록 환경을 제공하는 것이 친사회적 행동 증진에 도움이 될 것으로 사료된다.
한편, 놀이단절은 모든 잠재집단 분류에 유의한 영향을 미치지 않았다. 이러한 결과는 놀이상황에서 무시당하거나 배회하는 등 또래와 원활하지 않은 상호작용 특성이 학령기의 친사회적 행동 발달에 영향을 미치지 않았음을 의미한다. 본 연구에서 놀이단절은 다른 친구에게 무시당하거나 놀이 주변을 배회하고, 목적 없이 돌아다니는 등의 무시된 아동(neglected children)의 특성을 내포하고 있다. 무시된 아동의 사회적 능력에 관해서는 상반된 의견이 존재한다. 이들 무시된 아동의 경우 사교적 능력이 부족하고 사회적으로 적절히 수용되는 상호작용 방식에 대한 이해가 낮으며 친사회성 또한 낮은 특성을 보인다는 의견(Kostelnik et al., 2015)이 있는 반면, 무시된 아동이 거부된 아동(rejected children)만큼 사회적 능력이 부족한 것은 아니라는 주장도 있다. 예를 들어 무시된 아동은 거부된 아동만큼 외로워하지 않으며, 새로운 학급이나 새로운 놀이집단에 들어가면 새로운 또래관계를 형성하고 더 호감 가는 사회적 지위를 획득하기도 한다는 것이다(Song, 2012). 특히 근래에는 유아기 시기 혼자놀이와 같은 비사회적 놀이형태가 아동의 발달에 부정적인 영향을 미친다는 과거의 의견과 달리, 유용한 측면에도 주목해야 한다는 주장 역시 제기된 바 있다(Coplan, Gavinski-Molina, Lagacé-Séguin, & Wichmann, 2001; Moore, Evertson, & Brophy, 1974). 퍼즐이나 블록놀이처럼 목적지향적이고 성숙한 놀이는 혼자놀이 중 발생하기도 하며(Coplan et al., 2001), 독립적으로 몰입하는 혼자놀이 경험은 스스로 문제를 해결하는 과정을 돕기도 하는 등 유용한 측면이 있다는 것이다(Moore et al., 1974). 따라서 후속연구에서는 놀이 상황에서 또래들 간의 역동을 면밀히 밝혀내기 위한 심층관찰 등을 실시하여 또래단절의 다차원인 속성을 구분함으로써 친사회적 행동에 미치는 영향력을 세분화하여 살펴볼 필요가 있을 것이다.
셋째, 아동기 친사회적 행동 변화 양상을 예측하는 개인적 요인으로 유아기 시기의 자기통제력을 살펴본 결과, 자기통제력이 낮을수록 중간수준-유지형과 고수준-상승형보다는 저수준-감소형에 속할 가능성이 높은 것으로 나타났다. 즉 만 6세인 유아기에 낮은 자기통제력을 보일수록 만 8세인 초기학령기에 가장 낮은 수준의 친사회적 행동을 보일 가능성이 높았으며, 이후에도 계속해서 그 수준이 감소할 가능성이 있었다는 것이다. 한편 자기통제력은 고수준-상승형과 중간수준-유지형 간 차이에는 유의한 영향을 미치지 않았는데, 이를 종합해보면 자신을 통제하고 조절하는 능력은 높은 수준의 친사회적 행동에는 필수적이지 않지만, 지속적으로 낮은 수준의 친사회적 행동에 대해서는 핵심적 역할을 한다는 것을 시사한다.
이는 낮은 자기통제력이 반사회적 행동을 예측(Li et al., 2022; Tehrani & Yamini, 2020)하는 반면, 억제통제나 주의집중력과 같은 높은 자기통제력이 협동하기, 돕기, 나누기 등 여러 종류의 친사회적 행동과 연관된다는 선행 연구(Blake, Piovesan, Montinari, Warneken, & Gino, 2015; Giannotta et al., 2011)와 일치하는 결과이다. 아동들이 사회적 상황에서 일시적이고 충동적인 욕구를 극복하고 상황에 순응하거나 타인을 돕고 양보하는 사회적 행동을 하는 것이 유리할 때가 있는데, 이 같은 갈등 상황에서의 친사회적 행동에는 아동의 자기통제력이 요구된다(Muraven & Baumeister, 2000). 다시 말해 자기통제력이 낮은 아동들은 자신의 욕구와 상충되는 상황에서 욕구를 조절하는데 능숙하지 못해 자기통제력이 높은 아동들에 비해 친사회적 행동의 빈도가 낮고 계속 감소하는 결과를 보였을 것으로 추측해 볼 수 있다. 따라서 초등학교 입학을 앞둔 유아기 아동의 경우 훈련 및 지도를 통해 자기통제능력을 향상시킬 수 있다면 추후 낮은 수준의 친사회적 행동 발달 경로를 따르지 않도록 도울 수 있을 것이다.
본 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언은 다음과 같다. 첫째, 본 연구는 아동기 친사회적 행동의 발달궤적을 밝히는 국내 연구가 매우 부족한 상황에서 전국적으로 실시된 대단위 패널데이터를 사용하여 만 8세에서 만 10세까지의 친사회적 행동 발달 양상을 밝혀냈다는 의의를 가지는 반면, 자료의 한계로 초등 1학년 시기인 만 7세 자료나 초등 5학년인 만 11세 이후의 자료는 분석에 포함하지 못하였다는 한계를 가진다. 따라서 추후에는 학령기 전체 연령을 대상으로 한 연구를 통해 시간의 흐름에 따라 어떻게 변화해 가는지를 종합적으로 살펴볼 필요가 있다. 둘째, 본 연구에서는 친사회적 행동의 구체적 유형을 구분하지 않았으나, 추후 연구에서는 친사회적 행동의 다차원적 특성을 고려하여 세분화할 필요가 있다. 친사회적 행동은 협력, 자원 공유, 도구적 도움 제공, 정서적 안정 제공 등 다양한 행동으로 구분될 수 있는데, 이러한 행동들은 각기 다른 개인적 능력(예: 사회인지, 공감), 동기(자기지향적 대 타인지향적), 대상의 특성(내집단 대 외집단)과 좀 더 깊은 연관이 있다(Eisenberg & Spinrad, 2014). 따라서 친사회적 행동의 유형을 세분화하여 그와 관련된 변인과의 관계를 밝힌다면 친사회성 발달을 촉진하는 요인에 대해 보다 구체적으로 이해할 수 있을 것이다. 셋째, 본 연구는 친사회적 행동 변화양상에 영향을 미치는 요인으로 또래놀이상호작용 및 자기통제력이라는 예측변인만을 선택적으로 검증하였으나, 추후 연구에서는 개인내적 요인으로 공감, 언어, 인지능력과 같은 변인이나 환경적 요인으로 부모 및 가족 변인을 추가로 살펴보는 것도 중요할 것이다. 이러한 경험적 연구의 축적은 부모나 현장 전문가들에게 친사회성 증진에 대한 구체적인 개입 방안을 도출하는데 필요한 지식을 제공해 줄 것으로 기대된다.
이러한 한계점에도 불구하고 본 연구는 발달의 전환기를 맞이하는 초기 학령기 아동의 친사회적 행동 발달궤적에 집단적 차이가 있음을 확인하여 아동의 친사회성 발달을 보다 정확하게 이해하기 위해서는 집단 간 이질적인 특성을 고려해 분석할 필요가 있음을 보여주었다. 아동기 부정적 친사회적 행동 발달궤적과 관련하여 또래와의 긍정적인 놀이 상호작용을 늘리고, 부정적인 놀이 방해 행동은 줄일 수 있도록 유아기 시기부터 놀이환경을 제공하고 지도할 필요가 있으며, 자기통제력을 증진시키기 위한 가정 및 유아교육기관의 노력이 필요할 것이다. 본 연구를 토대로 추후 연구에서는 아동 개인과 아동의 환경을 둘러싼 다양한 예측요인을 추가적으로 검증하여 초기 학령기 아동의 친사회적 발달에 대한 보다 면밀하고 종합적인 이해를 도모할 수 있을 것으로 기대한다.

Acknowledgements

This study was supported by the 2022 research grant of Yonsei University (2022-22-0298).

Notes

This article was presented at the Society for Research on Adolescence 2023 Annual Meeting.

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Research model.
kjcs-44-3-265f1.jpg
Figure 2
Figure 2
Characteristics of trajectory for prosocial behavior
kjcs-44-3-265f2.jpg
Table 1
Correlations and Descriptive Statistics among Study Variables
Variables 1 2 3 4 5 6 7 8
1 PB (Age 8)
2 PB (Age 9) .30***
3 PB (Age 10) .35*** .40***
4 Play interaction (Age 6) .22*** .16*** .20***
5 Play disruption (Age 6) -.22*** -.28*** -.22*** -.29***
6 Play disconnection (Age 6) -.11** -.16*** -.10* -.38*** .58***
7 Self-control (Age 6) .16*** .15*** .16*** .12*** -.16*** -.12***
8 Sex (boys = 0, girls = 1) .33*** .26*** .28*** .13*** -.25*** -.03 .11***
n 930 633 709 975 975 975 1,162
M 2.36 2.48 2.48 3.08 1.89 1.64 2.51
(Range) (1∼3) (1∼3) (1∼3) (1∼4) (1∼4) (1∼4) (1.29∼3)
SD .50 .49 .47 .45 .56 .58 .36
Skewness -.35 -.64 -.62 -.65 .64 1.12 -.34
Kurtosis -.58 -.47 -.35 1.24 -.02 1.14 -.79

Note. PB = prosocial behavior.

* p < .05.

*** p < .001.

Table 2
Fit Index in the Latent Class Growth Model
Number of classes
2 3 4 5 6
AIC 2941.217 2881.272 2796.509 2775.687 2729.257
BIC 2981.945 2937.272 2867.782 2867.324 2815.803
sABIC 2956.533 2902.332 2823.312 2810.149 2761.804
LMR-LRT (p) < .001 < .001 < .01 < .001 .804
BLRT (p) < .001 < .001 < .001 < .001 .263
Entropy .587 .679 .626 .661 .658
Table 3
Estimates for Trajectory Classes of Prosocial Behavior
Latent Class % Intercept
Slope
M SE M SE
High-increasing 37.6% 2.512*** .023 .153*** .015
Moderate-stable 58.2% 2.217*** .045 -.055** .020
Low-decreasing 4.2% 1.821*** .134 -.213* .088

Note. N = 1,201.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

Table 4
Predictors of Prosocial Behavior Type
Reference group
Moderate-stable
Low-decreasing
Comparative group High-increasing
Low-decreasing
High-increasing
Estimate SE Estimate SE Estimate SE
Play interaction 1.316*** .358 -.048 .575 1.363* .609
Play disruption -.836** .258 .158 .641 -.993 .574
Play disconnection .310 .251 -.236 .621 .547 .544
Self control .304 .334 -1.669 1.052 1.973* .833
Sex 1.356*** .255 -1.791 1.267 3.147* 1.60

Note. N = 967.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

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