| Home | E-Submission | Sitemap | Editorial Office |  
top_img
Korean J Child Stud > Volume 44(4); 2023 > Article
유아기 또래놀이 단절의 종단변화와 영향요인 탐색

Abstract

Objectives

This study examined the longitudinal development trajectories of peer play disconnection in early childhood and investigated individual and environmental influencing factors.

Methods

Data from 1,018 young children of the Panel Study on Korean Children (PSKC) from the 5th to 7th waves were used. Latent Growth Curve Modeling was applied using SPSS 21.0 and AMOS 20.0 to analyze the trajectories of play disconnection and predictive factors.

Results

Peer play disconnection increased linearly during early childhood, with significant individual differences in the intercept and slope. Gender, sociality, language development, teacher interaction, and institute preference were factors that reduced the initial value of play disconnection in peer play. Higher reported negative emotionality and marital conflicts were associated with higher initial values of play disconnection. The rate of change in play disconnection was influenced by negative emotionality, activity, language development, teacher interaction, institute preference, and the media use of games and smartphones.

Conclusion

Play disconnection in peer play tends to increase continuously, with temperament and language development, media use, and institutional factors influencing this increase. Negative emotionality and activity are associated with a significant increase in play disconnection, while language development and institutional factors may be noted as protective factors affecting the continuous increase in play disconnection. In addition, the increase in the use of screen games and smartphones has been shown to contribute to a rapid increase in play disconnection during early childhood. A theoretical and practical discussion is provided on preventing increased play disconnection in peer play.

Introduction

유아기 또래놀이는 일상을 통해 자연스럽게 발현되는 활동이자 발달의 전반을 조망하게 해 준다. 유아는 또래와 놀이를 통해 상호작용이 발달하고 사회적 기술이 강화되며 의사소통과 상상력을 촉진할 뿐 아니라 이후 학업에 필요한 능력을 향상시킬 수 있다(Gagnon & Nagle, 2004). 또한 또래놀이는 유아가 문제를 해결하고 협력을 증진시킬 수 있는 기회를 제공함과 동시에 유아로 하여금 상당한 사회 인지적 에너지를 발휘하도록 하므로(Coolahan, Fantuzzo, Mendez, & McDermott, 2000), 유아기 발달과 사회적 능력 및 적응을 예측하는 데 중요한 역할을 한다.
또래놀이를 통한 상호작용은 긍정적 또는 부정적 특성을 반영하는 몇 가지 행동 유형으로 분류할 수 있는데, 각 유형의 특징은 유아의 사회성을 반영하는 지표가 된다. 그 중에서 놀이단절은 놀이에 참여하지 못하고 거부되거나 고립되는 유형으로 누군가의 도움 없이는 또래와 놀이를 시작하기 어려워하고 놀이에 참여하지 못하며 목적 없이 돌아다니거나 행복하지 않은 상태를 나타낸다(Fantuzzo, Davis, & Ginsburg, 1995). 또래놀이 단절은 유아가 또래와 상호작용을 통해 확장해야 할 다양한 사회적 경험을 제한하고, 문제해결 및 갈등 조정의 기회를 박탈한다는 점에서(Gagnon & Nagle, 2004) 사회성 발달의 틀을 형성하고 발달하는데 심각한 위험 요인이 된다. 또래와의 놀이단절이 특정한 장소나 상황에서 일시적으로 나타나는 현상일 수도 있지만, 놀이에 대한 무관심이나 또래로부터 고립되는 것은 지속성이 있는 특성으로 보고되고 있다(Ladd, 2006). 더욱이 아동 청소년기에 또래괴롭힘을 경험하는 전형적인 피해아의 특징이 유아기에 또래로부터 배제되거나 사회적 고립을 경험한 것에서 기인된다는 점(Hawker & Boulton, 2000)을 고려하면, 유아의 또래놀이 단절에 주의를 기울여야 하겠고 또래놀이 단절이 어떠한 발달적 경향과 변화를 나타내는 지 살펴볼 필요가 있다.
유아기에 또래놀이에서 단절을 경험하는 것은 또래와의 상호작용에 대한 동기 부여가 이루어지지 못하게 하고, 또래놀이를 통해 이루어지는 다양한 영역의 발달에 부정적인 영향을 미치게 된다(Coolahan et al., 2000). 또래놀이 단절은 또래와 원활하게 의사소통하는 능력을 저해하고 사회적 기술과 능력이 발달하는 것을 방해하며 심리적 안녕과 사회적 적응에 부정적인 영향을 미친다(Leary, 2015). 또한 유아기가 또래놀이를 통해 자기 정서를 규제하고 타인의 정서에 공감하는 사회정서적 공감을 형성해 나가는 시기인 만큼 또래놀이 단절은 또래의 사고와 정서를 이해하고 예측하여 친사회적 행동을 발달시키는 데에도 부정적인 영향을 미치게 된다(Gagnon & Nagle, 2004). 더욱이 또래와 놀이를 통해 상상력을 발휘하고 규칙을 준수하는 등 인지적 작용을 향상시킬 기회마저 줄어들게 됨으로써 놀이단절은 사회적 인지 및 학습 능력도 저해하는 것으로 나타난다(Singer, Golinkoff, & Hirsh-Pasek, 2006). 또래로부터 거부되거나 배제되어 놀이에서 고립된 유아들은 상대적으로 나쁜 대우를 받을 위험이 증가하고(Coplan & Armer, 2007) 화를 내거나, 슬프고 외롭거나, 우울이 증가하기 쉬우며, 외현적 또는 내현적 행동문제가 발생할 가능성이 높아진다(Gazelle & Ladd, 2003). 유아가 또래놀이 단절을 통해 경험하는 사회적 고립은 이후시기에 우울이나 심리적 부적응 및 심리적 장애와 관련되고 지속적으로 발달에 부정적인 영향을 미치게 된다(Ladd, 2006)는 점에서 그 위험성이 크다.
또래놀이에서 단절을 예측하는 변인들로는 다양한 개인적, 환경적 요인들을 고려할 수 있다. 성별은 기질과 함께 고려할 수 있는 개인적 요인으로 일반적으로 여아가 또래놀이를 순조롭게 이어가며 상호작용하는 특성이 높게 나타났던 것에 비해, 남아의 경우에는 부정적인 또래 상호작용인 놀이 방해나 놀이에서 단절되는 경향이 높게 나타났다(Coolahan et al., 2000). 유아의 기질은 선천적인 행동 경향성을 나타내는 것으로 또래놀이에서 각기 다른 대처 양상이 나타난다(Belsky & Pluess, 2009). 사회성이 높아 다른 사람과 함께 하는 것을 선호하는 기질은 또래놀이 장면에서 주로 원활한 상호작용을 이끌지만(Rubin, Bukowski, & Parker, 2006), 수줍음이 많거나 부정적 정서성이 높은 경우에는 또래놀이 장면에서 거부되거나 고립되는 경향이 높았다(Coplan & Armer, 2007). 활동성이 높아 일상적인 활동의 강도가 강한 경우에는 활발하고 긍정적인 특성으로 간주되기도 하지만, 갈등이나 문제행동을 유발하기 쉬운 성향으로 인식되면서 또래놀이 행동에서 비일관적인 결과가 나타난다(Berk, 2009; Kim & Park, 2015).
또 다른 개인적 요인으로 언어능력은 유아가 또래와 상호작용하는 데 매개체로 기능함과 동시에 사회적 상호작용에 필요한 사회적 인지와 관련된다는 점에서 중요하다(Lillard, Lerner, Hopkins, Dore, Smith, & Palmquist, 2013). 유아기 동안 언어능력이 급격히 증가하고 언어발달이 활발히 이루어지게 되는데, 언어발달 수준이 높으면 또래와 의사소통이 활발하게 이루어지고 갈등 상황에서 조정이 가능해지므로 자신 있게 자신의 생각과 정서를 표현할 수 있게 된다(Gooden & Kearns, 2013). 이와 달리, 유아의 언어발달이 미진할수록 의사소통 능력이 부족하고 다양하고 복잡한 상호작용에 대한 이해가 제한되어 또래와 놀이에서 소외되고 단절되기 쉬운 것으로 나타난다(Coolahan et al., 2000).
환경적 요인으로는 유아기에 디지털 미디어 사용이 증가함에 따라 스마트 기기 이용에 주목해 볼 수 있다. 유아의 디지털 이용이 증가할수록 일방향적인 스크린 화면에 노출되기 쉽고 스마트 기기에 과몰입하게 되면서 부정적인 또래 상호작용 및 행동문제로 이끌어질 수 있다(Zimmerman & Christakis, 2007). 스마트 기기 사용이 많아질수록 유아는 또래와 상호작용을 통해 관심을 공유하거나 문제를 해결하는 데 부정적인 경향을 나타내고 또래와 상호작용을 통해 창의적으로 놀이를 지속시키는 데 관심과 흥미가 적어진다(Radesky, Schumacher, & Zuckerman, 2015). 실제로, 미디어 이용이 증가할수록 또래와 상호작용이 원활하지 않았고 또래와 관계에서 소외 및 부정적인 정서와 고립이 증가하는 것으로 나타났다(Gentile & Sesma, 2003).
부모요인 및 기관요인 또한 또래놀이에 영향을 미치는 중요한 환경적 요인으로 간주된다. 부모의 양육행동이나 태도, 신념과 같은 양육 방식은 유아가 타인과 조화와 협력을 이루며 상호작용하는 데 영향을 미쳐 놀이에서 수용되거나 단절되는 것과 관련이 있었다(Fagan, Day, Lamb, & Cabrera, 2014). 또한 부모 사이에 갈등을 목격하는 정도가 유아로 하여금 타인과 상호작용에서 회피, 또는 고립을 유발하였고, 정신건강에도 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다(Harold & Sellers, 2018). 유아가 속한 기관 요인으로는 교사의 상호작용 및 기관에 대한 선호를 들 수 있다. 교사의 상호작용은 유아로 하여금 또래와 상호작용에 대한 정서적 모형을 형성하고 의사소통을 촉진한다는 점에서 중요한 역할을 한다(Gooden & Kearns, 2013). 또한 교사와의 상호작용을 통해 유아는 또래놀이에 필요한 규칙을 배우거나 상호작용을 격려 받고 또래 상호작용에 수용되고 참여할 수 있는 기회를 얻게 되므로(Hamre & Pianta, 2001), 교사의 상호작용은 또래놀이 상황에서 중요한 요소가 된다. 아울러, 기관에 대한 유아의 선호 역시 또래놀이 상황에서 의미 있는 요인이 될 수 있다. 유아가 일상생활 중 많은 시간을 기관에서 보내는 가운데 또래와 상호작용하는 만큼 기관에서 정서적으로 편안하고 안정감을 느낄수록 유아는 또래와의 상호작용에서 자신감을 가지고 긍정적인 경험을 하는 것으로 나타났다(Gazelle & Ladd, 2003).
지금까지, 유아기 또래놀이의 중요성을 강조한 연구들은 대부분 또래 상호작용을 통한 긍정적인 발달적 효과에 초점을 맞추어 왔다. 하지만 또래놀이로부터 단절이 유아기에 이행해야 할 다양한 발달적 기회와 경험을 제한함과 동시에 사회적 관계에서 발생되는 부정적인 효과를 예측하는 만큼(Rubin et al., 2006) 그 위험성이 매우 커 보인다. 그럼에도 불구하고, 유아기에 또래놀이 단절이 어떠한 발달적 변화와 특성를 나타내는 지를 살펴본 연구는 거의 이루어지지 못하였다. 본 연구는 유아의 또래놀이 단절이 어떠한 변화 양상을 나타내는 지를 살펴보고, 이러한 변화에 영향을 미치는 개인적, 환경적 요인들을 탐색함으로써 또래놀이 단절의 발달적 효과를 구체적으로 파악하고 개입과 예방을 위한 근거를 제시하고자 한다. 연구문제는 다음과 같다.

연구문제 1

4세부터 6세까지 또래놀이 단절의 종단적인 변화의 양상은 어떠한가?

연구문제 2

또래놀이 단절의 종단적 변화를 예측하는 개인 및 환경적 요인들의 영향은 어떠한가?

Methods

연구대상

한국아동패널연구 (Panel Study on Korean Children [PSKC])에서 구축한 5차년도(2012)부터 7차년도(2014)까지 4세부터 6세에 해당하는 자료를 사용하였다. 유아기에 또래 상호작용의 특성이 이후 행동적 특성과 관계형성에 영향을 미치고(Hawker & Boulton, 2000), 4세부터 유아가 또래의 정서와 행동을 판단하고 예측할 수 있다는 점에서(Russell, 1990) 해당 연령의 유아를 대상으로 선정하였다. 분석에는 5차부터 7차에 걸쳐 놀이단절에 대한 설문에 모두 응답한 1018명의 남녀 유아의 자료가 사용되었다. 연구대상자의 인구학적 특성은 Table 1에 제시하였다.

연구도구

또래놀이 단절

H. Y. Choi와 Shin (2008)이 타당화 작업을 한 아동 또래놀이 행동 척도 (Penn Interactive Peer Play Scale for Young Children [PIPPS]) 중에서 놀이단절 부분을 사용하였다. 유아가 속한 교육기관의 담임교사가 평정하였으며 총 8문항으로 이루어져 있다. 놀이단절은 또래에게 무시당하거나 거부되는 위축된 특징이 반영된 것으로 “다른 친구에게 거부당한다.”, “놀이에 함께 하지 못하고 주위를 배회한다.”, “다른 친구에게 무시를 당한다.”, “행복해 보이지 않는다.” 등으로 구성되어 있다. Likert 식 4점(전혀 그렇지 않다[1점]∼ 항상 그렇다[4점]) 척도로 점수의 합이 높을수록 또래놀이에서 단절이 높은 것을 나타낸다. 또래놀이 단절의 Cronbach’s α는 .82로 나타났다.

성별

성별은남아는 1, 여아는 2로 명목 점수를 부과하였다.

기질

Buss와 Plomin (1984)이 제작한 Emotionality, Activity, and Sociability-Temperament Survey for Children-Parental Ratings (EAS)가 사용되었다. 사회성(10문항), 부정적 정서성(5문항), 활동성(5문항)으로 이루어져 있으며 부모에 의해 평정되었다. 사회성은 “사람들과 함께 있기를 좋아한다.”, “혼자 놀기보다 다른 아이들과 놀기를 좋아한다.”, 등으로 이루어졌고, 부정적 정서성은 “잘 운다.” “쉽게 기분이 나빠진다.”, “화가 났을 때 격하게 반응한다.” 등으로 부정적인 정서의 특성을 나타내며, 활동성 문항은 “항상 끊임없이 움직인다.”, “일어나자마자 열심히 움직인다.”, “매우 활동적이다.” 등으로 구성되었다. Likert식 5점(전혀 그렇지 않다[1점]∼매우 그렇다[5점]) 척도로 경우에 따라 역채점 하였으며, 점수의 합이 높을수록 각 영역의 특성이 높은 것을 의미한다. 사회성의 Cronbach’s α가 .83, 부정적 정서성이 .76, 활동성이 .76으로 나타났다.

언어발달

Lee 등(2008)의 영유아 언어, 인지, 사회·정서 발달 평가도구 중에서 언어영역에 해당하는 관찰형 문항을 사용하였고, 유아가 속한 기관의 담임교사가 평정하였다. 교사는 아동이 일상적인 일과 활동에서 보이는 행동에 기초하여 응답하였으며 총 11문항으로 구성되어 있다. 문항의 내용은 글자 이해하기, 이야기의 주요 줄거리 이해하기, 간접적인 표현 이해하기, 분류어 표현하기, 이야기 다시 말하기, 정보 요구하는 질문하기 등으로 이루어졌다. 각 문항은 (예[1점], 아니오[0점])로 점수화 되었으며, 합산 점수가 높을수록 언어발달 수준이 높은 것을 의미한다.

미디어 이용 정도

컴퓨터, 게임기, 스마트폰을 지난 1주일 간 얼마나 자주 이용하였는지를 각각 5점 (전혀 이용하지 않음[1점]∼매우 자주 이용함[5점]) 척도로 응답하게 하였고, 합산 점수가 높을수록 각 미디어에 대한 이용이 높은 것을 의미한다.

양육행동

Cho 등(1999)의 문항을 참고로 패널 연구진이 자체 제작한 도구가 사용되었으며 온정적 양육과 통제적 양육으로 이루어져 있다. 온정적 양육(6 문항)은 “아이와 친밀한 시간을 갖는다.”, “아이와 이야기해주고 놀아준다.”, “아이가 물으면 잘 설명한다.” 등으로 구성되었고, Cronbach의 α가 .86이었다. 통제적 양육(6 문항)은 “아이가 어려도 엄격하게 예절을 가르친다.”, “지켜야 할 규칙, 규율을 세우고 아이가 지키도록 한다.”, “짜증내는 것을 받아주지 않는다.” 등으로 이루어져 있으며, Cronbach의 α가 .76로 나타났다. Likert식 5점(전혀 그렇지 않다[1점]∼ 항상 그렇다[5점]) 척도로 이루어져 있고 점수의 합이 높을수록 각 양육행동의 특성이 높은 것을 의미한다.

부부갈등

Chung (2004)Markman 등(2001)의 부부갈등 척도를 번안 수정한 것을 패널 연구진이 수정한 척도가 사용되었고 유아의 어머니가 평정하였다. 총 8 문항으로 “상대가 내 생각이나 기분, 내가 원하는 것을 비난하고 별로 중요하게 생각하지 않는다.” “상대가 나를 존중하지 않는 것 같다.”, “다투면 더 이상 이야기하고 싶지 않아 그 자리를 피해버린다.” 등으로 이루어져 있다. Likert 식 5점(전혀 그렇지 않다[1점]∼ 항상 그렇다[5점]) 척도로 점수의 합이 높을수록 갈등의 정도가 높은 것을 나타낸다. 부부갈등의 Cronbach의 α는 .91로 나타났다.

교사 상호작용

Bredekamp (1958)의 Early Childhood Research Quartely (ECOI)를 Holloway와 Reichhart-Erickson (1988)이 수정한 문항을 사용하였다. 총 10문항으로 문항의 내용은 “아이의 요구를 민감하게 파악하고 능동적으로 반응한다.”, “애정과 신뢰를 가지고 자주 상호작용한다.”, “아이들이 의견을 나눔으로써 문제를 해결하도록 한다.”, “협동하기, 차례 지키기 같은 친사회적 행동을 격려한다.” 등으로 이루어져 있다. Likert식 5점(전혀 그렇지 않다[1점]∼매우 그렇다[5점]) 척도로 점수의 합이 높을수록 교사 상호작용의 질이 높음을 나타낸다. Cronbach’s α는 .89로 나타났다.

기관 선호도

유아가 다니는 교육기관에 대한 선호도를 담임교사가 평정하였다. “유아가 기관을 얼마나 좋아한다고 생각하십니까?” 라는 질문에 대해(전혀 좋아하지 않음[1점]∼아주 좋아함[5점])까지 5점 척도로 응답하게 하였고 점수가 높을수록 선호가 높은 것을 의미한다.

연구모형 및 자료분석

자료분석은 잠재성장모형(latent growth curve models)을 통해 SPSS 21.0 (IBM Co., Armonk, NY)과 SPSS Amos 20.0 (IBM Co., Armonk, NY)을 사용 사용하여 분석하였고 결측치 추정에는 완전정보 최대우도법(full information maximum likelihood)을 적용하였다(Arbuckle, 1996). 잠재성장모형은 반복적으로 측정할 수 있는 평균과 분산을 통해서 관측되지 않는 잠재요인을 추정하는 것으로 시간의 흐름에 따른 개인 간의 차이를 설명해 주고, 이러한 변화를 예측하는 요인의 영향을 분석할 수 있다(Bollen & Curran, 2006). 종단적 분석을 시행하기 위해서 본 연구는 첫째, 무조건 모형(unconditional model)을 설정하여 놀이단절에서 개인차에 대한 함수와 개인의 변화를 추정하였고, 시간의 흐름에 따른 변화 양상을 살펴보았다. 둘째, 놀이 단절에 대한 조건모형(conditional model)을 설정하여 개별적인 변화를 예측하는 개인적, 환경적 요인들을 투입하여 영향을 분석하였다. 예측변인들은 최초시점인 5차 년도의 측정을 사용하였다. Figure 1Figure 2가 각각 놀이단절에 대한 무조건 모형과 조건모형을 제시해 준다.

Results

변인들의 일반적 경향

조건모형에 포함된 변인들 간의 상관관계와 기술통계치는 Table 2에 제시하였다. 각 변인들의 왜도(-1.9∼1.2) 및 첨도가(-2.0∼4.4) 정규성 가정이 충족되었고(Kline, 2005), 5차부터 7차 년도까지 또래놀이 단절의 변화는 시간이 경과함에 따라 평균값이 증가하는 것으로 나타났다. 또래놀이 단절과 부정적 정서성을 제외한 개인적 요소 간에는 부적인 상관이 나타났고(r = -.33∼-.06, p < .01), 미디어요인과는 정적인 상관(r = .13 ∼.15, p < .05)이 나타났으며, 또래놀이 단절과 양육행동과는 부적인 상관(r = -.07∼-.06, p < .05), 부부갈등과는 정적인 상관(r = .07, p < .05)이 있었다. 기관요인으로 기관선호도와 교사 상호작용과 또래놀이 단절은 각각 부적인 상관(r = -.33, p < .01), (r = -.22, p < .01)이 나타났다.

또래놀이 단절의 잠재 성장모형

또래놀이 단절의 변화추정

또래놀이 단절의 변화를 추정하기 위해서 무조건 모형으로 무변화 모형과 선형 모형을 비교하여 Table 3에 제시하였다. 변화가 나타나지 않는다고 가정하는 것이 무변화 모형이고, 시간이 경과하면서 선형적인 변화가 나타난다고 가정한 모형이 선형 모형이다.
무조건 모형을 비교한 결과, 무변화 모형은 선형 모형에 비해 χ2값이 크게 나타났고 TLI, CFI, RMSEA 값의 적합도가 좋지 않았다. 이에 비해, 선형 모형은 χ2값이 줄어들면서 유의한 차이(∆χ2 = 20.40, ∆df = 3)가 나타났지만 적합도 지수가 무변화 모형에 비해 TLI에서 .204, CFI에서 .047, RMSEA에서 .016 만큼 좋아져 양호한 수준으로 나타났다. 이에 따라 선형모형을 최종모형으로 선정하였고, 선형 모형에 기초한 놀이단절의 초기값과 변화율은 Table 4에 제시하였다.
Table 4를 보면, 놀이단절에 대한 초기치의 평균과 변량이 모두 유의하였고, 변화율에서 평균과 변량도 유의하게 나타나 놀이단절의 종단적인 변화에서 유의한 개인차가 있음을 알 수 있다. 또한, 초기치와 변화율 간의 공분산 및 상관 계수가 정적인 관계(r = .403, p < .001)를 나타내 주어 놀이단절의 초기치가 높을수록 시간의 변화에 따라 변화율도 높게 나타난다는 것을 알 수 있다. 즉, 놀이단절의 초기 값이 높을수록 변화의 증가가 급격한 폭으로 진행되었다. 또래놀이단절의 평균값 변화는 Figure 3에 제시하였다.
또래놀이 단절의 변화에 영향을 미치는 변인 탐색 무조건 모형을 통해서 또래놀이단절이 시간의 경과에 따라 유의한 개인차가 있음을 알 수 있으므로, 이러한 변화에 영향을 미치는 변인들을 탐색하였다. 조건 모형에 개인적 요인들과 환경적 요인들을 투입하여 분석한 결과, Table 5가 제시하는 것처럼 χ2 = 28.069(df = 16), TLI = .960, CFI = .996, RMSEA = .019로 매우 양호한 적합도가 나타났다. 놀이단절에 대한 초기치는 성별, 기질(사회성, 정서정), 언어발달, 기관 요인(교사 상호작용, 기관선호도) 그리고 부부갈등과 관련이 있는 것으로 나타났다. 성별, 사회성 기질, 언어발달, 교사 상호작용 및 기관 선호와 놀이단절 간에는 부적인 관계가 나타나 남아보다는 여아가, 사회성이 높을수록, 언어발달이 높을수록, 교사 상호작용 및 기관 선호가 높을수록 놀이단절의 초기 값이 낮게 나타났다. 하지만 부정적 정서성 및 부부갈등과 놀이단절의 초기치는 정적인 관계가 나타나 부정적 정서성이 높을수록, 그리고 부부갈등이 높을수록 놀이단절의 초기 값이 높았다.
또래놀이 단절의 변화율에는 기질(정서성과 활동성), 언어 발달, 미디어 이용 정도(게임 및 스마트폰 이용 정도), 기관 요인(교사 상호작용, 기관 선호도)이 영향을 미치는 것으로 나타났다. 기질을 제외한 다른 변인들은 모두 정적인 영향을 미치는 것으로 나타났는데, 언어발달이 높을수록, 교사 상호작용의 질이 높을수록, 기관 선호가 높을수록, 놀이단절의 증가가 큰 폭으로 이루어졌음을 알 수 있다. 또한 게임 및 스마트폰 이용이 높을수록 놀이단절이 증가하는 폭도 가파르게 변화하였다. 기질요인과 놀이단절의 변화는 부정적 정서가 높을수록, 그리고 활동성이 높을수록 완만한 변화의 폭으로 지속적인 증가가 나타났다.

Discussion

4세부터 6세까지 유아의 또래놀이 단절에 대한 종단적인 변화 양상과 변화에 영향을 미치는 변인들을 탐색하였다. 결과를 요약하고 논의하면 다음과 같다.
또래놀이 단절은 4세부터 6세까지 시간이 경과하면서 증가하는 양상을 나타내었고 변화에서 개인차가 유의한 것으로 나타났다. 또한 놀이단절의 증가는 4-5세보다 5-6세에 증가의 폭이 크게 나타났다. 이러한 결과는 또래 상호작용에서 단절이 지속적인 특성을 나타낸다는 연구들(Coplan & Armer, 2007; Ladd, 2006)과 그 맥을 같이 하는 것으로, 놀이단절이 즉각적이거나 일시적인 현상이라기보다 유아기 동안에 지속적으로 증가한다는 점을 말해준다.
유아기 놀이단절의 변화 양상을 살펴보면 초기치와 변화율 간에 양의 상관관계(r = .40, p < .001)가 나타나 또래놀이 단절의 초기치가 높을수록 시간이 경과함에 따라 변화율이 더 높게 나타났다. 즉 초기에 또래와 놀이에서 단절이 높았던 유아일수록 놀이단절이 더 큰 폭으로 증가한다는 점을 알 수 있는데 그 이유는 다음처럼 생각해 볼 수 있다. 먼저, 초기에 놀이로부터 단절되는 경험은 유아로 하여금 사회성 발달에 불리하게 작용하여 상호작용에 필요한 사회적 기제가 발달하는 것을 저해할 수 있다(Leary, 2015). 또한 또래와 상호작용이 점차로 복잡성과 구체성을 요구하게 되므로 또래와 놀이에서 단절이 높았던 유아일수록 적절한 사회적 기술을 습득하고 발휘하지 못하는 경향이 더욱 증가할 수 있어 보인다. 더욱이 또래놀이 상황에서 단절되었던 초기 경험은 유아로 하여금 또래와 상호작용을 즐겁게 인식하지 못하게 하고, 또래와 다양한 경험을 공유하며 사회정서적 공감이 생성되는 기회를 제한함으로써(Egger & Angold, 2006) 또래와 순조로운 상호작용을 어렵게 할 수 있다. 덧붙여서, 초기부터 지속된 또래와 놀이단절은 시간이 지남에 따라 유아로 하여금 고립되거나 소외되는 것에 익숙해지고 무 감각해지게 하기 쉬우므로 또래놀이에 대한 무관심과 비참여적 성향이 증가될 수 있겠고, 이러한 과정이 반복되고 고착화됨으로써 또래놀이에서 단절이 증가된다고 볼 수 있다.
한편, 또래놀이 단절이 시간이 경과함에 따라 보다 큰 폭으로 증가하는 것에 대해서는 유아기 또래놀이의 발달적 특징으로 이해해 볼 수 있다. 또래놀이는 단순히 서로 연합되는 것으로부터 점차 협력적이고 조직화하면서 공통된 목적을 위해 상호작용이 보다 정교화되면서 발달한다(Ladd, 2006). 유아가 학령전기로 발달할수록 복잡한 놀이 규칙과 목표에 대한 이해가 증가하고 자신의 관점에 대한 주장이 강화되면서 상호 갈등 또한 빈번해지기 쉬운 만큼 또래놀이에서 단절되는 경험 또한 이전 보다 증가할 수 있다. 또한 또래놀이 상황이 점차 복잡한 상호작용 및 갈등의 조정이 요구되면서 초기에는 놀이단절로 인식되지 못했던 상황이나 형태가 점차 두드러지게 나타나거나 인식될 수 있는 측면도 고려해 볼 수 있다.
또래놀이 단절의 변화를 예측하는 변인들을 살펴본 결과 놀이단절의 초기치에는 성별, 부정적 정서성 및 사회성, 언어발달, 교사 상호작용과 기관 선호도가 영향을 미치는 요인이었다. 남아보다는 여아가, 사회성이 높을수록, 언어발달이 높은 수준일수록, 교사와 상호작용 및 기관 선호도가 높을수록 또래놀이에서 단절이 낮았다. 이에 비해 부정적 정서성이 높을수록, 그리고 부부갈등이 높을수록 또래놀이 단절의 초기치가 높게 나타났다. 이러한 결과는 성별과 기질이 또래놀이 및 사회적 관계와 밀접한 관련이 있고(Kim & Park, 2015), 유아의 기질이 놀이에서 소외되고 고립되는 것과 관계가 있으며(Coplan & Armer, 2007) 언어발달이 또래 상호작용에 중요한 영향을 미친다는 결과(Lillard et al., 2013)와 그 맥을 같이 한다. 또한 부부갈등이 유아의 사회적 고립 및 회피와 관련성이 있으며(Harold & Sellers, 2018), 교사의 상호작용과 기관에 대한 친밀감이 유아의 놀이 특성과 사회적 행동에 영향을 미친다는 결과(S. Y. Choi & Shin, 2015; Gooden & Kearns, 2013)와 일맥상통한다.
또래놀이 단절의 변화율에는 언어발달, 미디어 이용 정도, 그리고 기관요인이 시간이 경과하면서 또래놀이 단절이 큰 폭으로 증가하는 데 영향을 미쳤고, 기질요인으로 부정적 정서성과 활동성이 놀이단절이 지속적으로 증가하는 데 영향을 미쳤다. 이러한 변화를 예측하는 변인들의 영향은 다음처럼 해석해 볼 수 있다. 첫째, 유아기 또래놀이 단절의 증가를 예측하는 데에는 부모요인을 제외한 개인 요인, 미디어 이용 정도, 그리고 기관요인이 유의한 영향을 미쳤다. 또래놀이에서 단절이 기관에서 유아가 또래와 상호작용하는 특성을 나타내는 만큼 교사의 상호작용 및 기관에 대한 선호 같은 기관 요인이 변화에서 개인차를 설명하는 데 의미 있었던 데 비해 부모요인이 직접적인 영향 요인으로 나타나지 않은 것으로 보인다. 하지만, 부부갈등이 또래놀이 단절의 초기 값에 영향을 미쳤던 점과 유아의 사회성 발달에 부모요인이 간접효과를 나타낸다는 결과(Eisenberg, Cumberland, & Spinrad, 1998)로 비추어 볼 때 놀이단절이 증가하는 양상에서 부모요인이 간접적인 효과를 지닐 수 있음을 간과하지 않아야 하겠다. 둘째, 기질요인으로 부정적 정서성 및 사회성이 초기치에 영향을 미쳤고, 변화율에는 부정적 정서성과 활동성이 또래놀이 단절이 완만하게 증가하는데 영향을 미쳤다. 즉, 유아가 울거나 보채거나 화를 내고 짜증내는 등의 부정적인 정서를 나타낼수록 그리고 끊임없이 몸을 움직이려는 활동성이 높을수록 또래놀이 단절이 지속적으로 증가한다는 점을 말해준다. 부정적 정서성이 높은 유아일수록 초기에 또래와 놀이에서 단절되는 경향이 높게 나타났고, 시간이 경과하면서 이러한 단절이 지속적으로 증가한다는 점에서 유아기에 긍정적인 정서를 형성하고 발달하는 것이 사회적 상호작용에 중요한 요소가 된다는 점을 알 수 있다. 이를 위해서 유아의 사회정서가 증진될 수 있도록 놀이 중심적인 교육체계에 효과적이고 실행 가능한 교사의 지원과 프로그램이 모색되어야 하겠고, 가정과 기관이 연계된 통합적인 개입이 필요해 보인다. 또한, 유아가 활동적인 성향이 강할수록 미숙한 행동적 특성으로 인해 문제행동으로 오인되거나 평가되는 경향이 있는 만큼(Moon & Lee, 2012), 높은 활동성에 기반한 행동적 특성이 또래와 놀이에서 과장되거나 왜곡될 수 있어 놀이단절이 증가하는 데 영향을 미친다고 볼 수 있다. 교사는 또래놀이 상황에서 활동성이 높은 유아의 행동이 바람직한 방향으로 이끌어지도록 주의를 기울여야 하겠고, 유아가 의도와 동기를 적절하게 표출할 수 있도록 충분한 의사소통을 바탕으로 지도해야 하겠다.
셋째, 언어발달과 기관요인으로 교사 상호작용 및 기관선호는 또래놀이 단절이 큰 폭으로 증가하는 데 영향을 미쳤다. 이러한 점은 이들 변인이 또래놀이 단절이 증가하는데 의미있는 작용을 한다는 점을 말해주지만, 변화의 폭이 크게 나타났다고 해서 이들 요인이 다른 변인보다 변화의 값 자체가 더 높다는 것을 의미하지는 않는다. 이러한 현상은 종단분석에서 자주 나타나는 것으로 초기치가 매우 낮았던 경우에 상대적으로 변화의 폭이 크게 산출되는 데에서 기인한다(Bray, Adams, Getz, & McQueen, 2003). 또한 언어발달 및 기관요인의 초기치와 변화율 간의 관계가 부적 관계로 나타나 초기치가 낮을수록 변화의 폭이 크게 증가하였던 만큼, 이들 요인으로 인한 변화의 격차가 시간이 지남에 따라 상대적으로 줄어들게 된다는 점을 알 수 있다. 이러한 점에 대해서는 다음처럼 생각해 볼 수 있다. 먼저, 유아기가 언어발달이 증폭적으로 이루어지는 만큼 초기 시점에서 유아 간의 언어능력의 격차가 보다 크게 나타날 수 있다는 점이다(Gooden & Kearns, 2013). 초기 시점에 언어발달이 미진했던 유아일수록 또래놀이에서 단절이 높게 나타나지만, 언어능력이 지속적으로 발달하면서 대다수 유아가 또래놀이에 필요한 언어적 능력을 갖추게 되는 후기 시점에 이르러서는 언어발달로 인한 영향력이 상대적으로 줄어드는 현상으로 해석해 볼 수 있겠다.
다음으로, 기관요인과 관련해서는 유아가 시간이 흐름에 따라 다양한 교사와 기관을 경험하게 되고 기관에서 생활하는 경험이 많아지면서 교사와 상호작용에 대한 거리낌이 적어지고 기관 환경에 대한 익숙함과 친밀감이 증대되기 쉽다는 점을 들 수 있다. 연구 대상자들이 4세부터 6세에 걸쳐 기관에 다녔고, 이 기간 동안 유아의 교사 상호작용 및 기관에 대한 선호가 초기치 평균을 기준으로 볼 때 높은 수준임을 알 수 있다. 기관요인으로 인해 놀이단절의 초기치가 높게 나타날수록 변화가 완만하게 이루어졌던 만큼 유아가 기관에서 보내는 시간이 증가하고 기관의 다양성에 대한 이해와 경험이 점차 증가함에 따라 이들 요인으로 인한 부정적인 영향력이 상대적으로 적어지는 것으로 이해할 수 있겠다. 교사와 활발한 상호작용을 이루고 기관에 대한 안정감과 친밀감을 형성하는 것이 유아로 하여금 편안하고 안정적인 정서를 기반으로 또래와의 협력이나 활동에 참여하도록 이끈다는 점에서(Gazelle & Ladd, 2003) 기관요인이 또래놀이 단절에 대해 보호적 요소로 기능하도록 교육적 지원과 환경조성이 이루어져야 하겠다.
넷째, 미디어 요인으로 게임 및 스마트폰 이용 정도가 많을수록 또래놀이 단절의 변화가 큰 폭으로 이루어져 증가가 빠르게 나타났다. 이러한 이유로는 유아기 동안 스마트 기기 이용의 증가와 함께 의존이 증가한다는 점을 들 수 있다(Jung, 2019). 유아기에 스크린 화면에 대한 노출이 증가할수록 직접적인 접촉을 통한 상호작용이 어려워지고, 상상력을 발휘하는 놀이에 동기와 흥미가 상실되는 만큼(Radesky, Schumacher, & Zuckerman, 2015) 스마트 기기 이용의 정도가 증가하면서 놀이 단절이 급속도로 증가한다고 볼 수 있다. 본 연구 결과에서 미디어 요인이 또래놀이 단절의 초기 개인차를 설명하지 못하고 있지만, 미디어 환경이 급격하게 변화하면서 스마트폰 및 게임의 증가와 저연령화가 이루어지고 있다는 점에서(Statista, 2017) 이들 요인의 부정적인 영향이 초기 시기까지 확장될 수 있다는 경각심이 필요해 보인다. 가정과 기관은 유아기에 스마트 기기에 집착하거나 과도하게 이용하지 않도록 적정한 규칙을 설정하여 실행하여야 하겠고, 유아의 스마트 기기 이용과 디지털 교육 간의 균형을 고려하는 가운데 스마트 기기 사용에 대한 적정한 감독과 교육을 병행해야 하겠다.
본 연구는 유아의 또래놀이에서 나타나는 상호작용 유형으로 놀이단절에 초점을 맞추어 종단적인 변화양상을 파악하고자 하였다. 잠재성장모형을 적용하여 종단적인 분석을 함으로써 유아기 또래놀이 단절에 대한 발달적 경향과 예측 요인들을 입체적인 관점에서 조망하고 이해를 확장하였다는 점에서 의의가 있다. 연구에서 나타난 몇 가지 제한점과 향후 연구에 대한 제언은 다음과 같다. 먼저, 패널 데이터를 활용하여 종단적인 분석을 시행하였지만 현재의 시점을 반영하지 못했다는 점에서 한계가 있어 보인다. 가령, 유아가 디지털 미디어 이용에 보다 노출되어 있는 현재 상황이 충분히 반영되지 못하였다는 점에서 제한이 있을 수 있으며, 향후 연구에서는 디지털 미디어 이용에 관한 최신의 상황을 반영할 필요가 있겠다. 또한, 다양한 차원의 예측변인들로 또래놀이 단절의 변화 양상을 이해하고자 하였지만, 놀이단절이 또래 상호작용에서 나타난 결과적인 측면만을 반영하고 있다는 점에서 한계가 있을 수 있다. 놀이단절이 유아 자신의 의지에 따른 자발적인 단절인지 비자발적 성격을 띠는 지에 따라 또래놀이에서 나타나는 단절의 동기적 특성을 구분해 볼 수 있겠고, 이러한 세분화된 특성에 따라 종단적인 변화 궤적을 범주화함으로써 또래놀이 단절의 발달적 특징을 면밀하게 파악하는 연구로 확장되기를 기대한다.

Notes

Conflict of Interest

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

Figure 1
Figure 1
Unconditioned model.
kjcs-44-4-401f1.jpg
Figure 2
Figure 2
Conditioned model.
kjcs-44-4-401f2.jpg
Figure 3
Figure 3
Trajectory of peer play disconnection.
kjcs-44-4-401f3.jpg
Table 1
Descriptive Characteristics of Participants
Variables n %
Children’s gender Male 527 51.8
Female 491 48.2
Mother’s employment status employed 448 44.4
unemployed 560 55.0
Missing 10 1.0
Mother’s education High school or less 309 30.5
College 279 27.4
University 376 36.9
Graduate school 50 4.9
Missing 3 .3
Father’s education High school or less 287 28.4
College 207 20.3
University 413 40.6
Graduate school 102 10.0
Missing 9 .9

Note. N = 1018.

Table 2
Correlations Among Variables
Variables 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
1. play disconnection (5th)
2. play disconnection (6th) .23**
3. play disconnection (7th) .23** .26**
4. gender -.12** -.04 -.03
5. Sociality -.12** -.06* -.04 -.05*
6. Negative emotionality .11** .03 -.02 .01 .27**
7. Activity -.03 -.02 -.05 -.15** .56** -.03
8. Language development -.33** -.13** -.14** -.15** .07* -.03 -.01
9. Computer use -.06 -.07 -.05 .03 -.05 .03 -.03 .05
10. Screen game use .15** .02 .03 -.10* .03 -.02 -.06 -.03 .25**
11. Smartphone use .02 .10 .13* -.07 .03 .01 .10* -.07 .05 .11**
12. Warmth parenting -.07** .02 -.01 .05 .23** -.23* -.09** .07* -.02 .06 -.02
13. Control parenting -.05 .00 -.06* -.04 .08** .07** .10** .02 -.08 -.01 -.02 .13**
14. Marital conflicts .07* .02 .06* .01 -.07* .14** -.04 -.03 .00 -.08 .03 -.23** -.04
15. Teacher interaction -.22** -.06 -.03 -.01 -.05 .00 .01 .10** .09 .03 -.03 .05 -.02 .05
16. Institute preference -.33** -.12** -.13** .09** .15** -.02 .08* .11** .05 .09 .01 .04 .04 -.05 .23**
M 12.47 12.57 13.16 1.5 35.58 13.92 18.79 9.63 2.54 1.57 2.93 22.02 20.25 16.75 42.15 4.13
Range 8-26 8-26 8-26 1-2 12-50 5-25 9-25 0-11 1-5 1-5 1-5 11-30 8-30 8-40 10-50 2-5
SD 3.57 3.73 4.67 .50 5.32 3.08 2.93 1.96 1.21 .97 1.12 3.21 3.00 5.78 4.59 5.32

Note. N = 1,018.

* p < .05.

** p < .01.

Table 3
Comparisons of Latent Growth Model Fit of Play Disconnection (Unconditioned Model)
Model χ2 df TLI CFI RMSEA
Non-change model 23.609 4 .780 .854 .048
Linear-change model 3.210 1 .984 .901 .032
Table 4
Latent Growth Model Estimates of Peer Play Disconnection
Parameter M (se) Variance (se)
Play disconnection Intercept 12.40 (.10)*** 6.25 (1.68)***
Slope .31 (.08)*** 3.40 (.75)***
Covariance (Intersept ↔ Slop) .591 (.43)

*** p < .001.

Table 5
Predictive Effects of Latent Growth Model
Intercept of play disconnection
Slope of play disconnection
β (SE) β (SE)
Gender -.51** (.19) .25 (.16)
Sociality -.05** (.01) .03 (.02)
Negative emotionality .10** (.03) -.06** (.02)
Activity .05 (.03) -.08* (.03)
Language development -.47*** (.05) .14** (.05)
Computer use -.05 (.13) -.08 (.11)
Screen game use .43 (.16) .34** (.14)
Smartphone use .01 (.14) .25* (.12)
Warmth parenting .03 (.03) .00 (.02)
Control parenting -.03 (.03) -.01 (.02)
Marital conflicts .05* (.02) -.01 (.02)
Teacher interaction -.11*** (.06) .06** (.02)
Institute preference -.41*** (.16) .25* (.14)
χ2 = 28.069 df = 16, TLI = .960, CFI = .996, RMSEA =.019

Note. β = Standards efficient.

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

References

Arbuckle, J. L. (1996). Full information estimation in the presence of incomplete data. In G. A. Marcoulides, & R. E. Schumacker (Eds.), Advanced structural equation modeling. (pp. 243-277). Mahwah, NJ: Erlbaum.

Belsky, J., & Pluess, M. (2009). Beyond diathesis stress: Differential susceptibility to environmental influences. Psychological Bulletin, 135(6), 885-908 doi:10.1037/a0017376.
crossref pmid
Berk, L. E. (2009). Child development(8th ed.), Upper Saddle River, NJ: Pearson.

Bollen, K. A., Curran, P. J. (2006). Latent curve models: A structural equation perspective. Hoboken, NJ: John Wiley.

Bray, J. H., Adams, G. J., Getz, J. G., & McQueen, A. (2003). Individuation, peers, and adolescent alcohol use: A latent growth analysis. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 71(3), 553-564 doi:10.1037/0022-006X.71.3.553.
crossref pmid
Buss, A. H., Plomin, R. (1984). Temperament: Early developing personality traits. HiUsdale, NJ: Erlbaum.

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
Coplan, R. J., & Armer, M. (2007). A “multitude” of solitude: A closer look at social withdrawal and nonsocial play in early childhood. Child Development Perspectives, 1(1), 26-32 doi:10.1111/j.1750-8606.2007.00006.x.
crossref
Egger, H., & Angold, A. (2006). Common emotional and behavioral disorders in preschool children: presentation, nosology, and epidemiology. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 47(3-4), 313-337 doi:10.1111/j.1469-7610.2006.01618.x.
crossref pmid
Eisenberg, N., Cumberland, A., & Spinrad, T. L. (1998). Parental socialization of emotion. Psychological Inquiry, 9(4), 241-273 doi:10.1207/s15327965pli0904_1.
crossref pmid pmc
Fagan, J., Day, R. D., Lamb, M. E., & Cabrera, N. J. (2014). Should researchers conceptualize differently the dimensions of parenting for fathers and mothers. Journal of Family Theory & Review, 6(4), 390-405 doi:10.1111/jftr.12044.
crossref
Fantuzzo, J. W., Davis, G. Y., & Ginsburg, M. D. (1995). Effects of parent involvement in isolation or in combination with peer tutoring on student self-concept and mathematics achievement. Journal of Educational Psychology, 87(2), 272-281 doi:10.1037/0022-0663.87.2.272.
crossref
Gagnon, S. G., & Nagle, R. J. (2004). Relationships between interactive play and social competence in at-risk preschool children. Psychology in the Schools, 41(2), 173-189 doi:10.1002/pits.10120.
crossref
Gazelle, H., & Ladd, G. W. (2003). Anxious solitude and peer exclusion: A diathesis-stress model of internalizing trajectories in childhood. Child Development, 74(1), 257-278 doi:10.1111/1467-8624.00534.
crossref pmid
Gentile, D. A., Sesma, A. (2003). Developmental approaches to understanding media effects on individuals. In D. A. Gentile (Ed.), Media violence and children: A complete guide for parents and professionals. (pp. 19-38). Westport, CT: Praeger.

Gooden, C., & Kearns, J. (2013). The importance of communication skills in young children. Research brief. Summer 2013. Retrieved from ERIC database. (ED574738).

Hamre, B. K., & Pianta, R. C. (2001). Early teacher-child relationships and the trajectory of children’s school outcomes through eighth grade. Child Development, 72(2), 625-638 doi:10.1111/1467-8624.00301.
crossref pmid
Harold, G. T., & Sellers, R. (2018). Annual Research Review: Interparental conflict and youth psychopathology: An evidence review and practice focused update. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 59(4), 374-402 doi:10.1111/jcpp.12893.
crossref pmid pdf
Hawker, D. S. J., & Boulton, M. J. (2000). Twenty years’ research on peer victimization and psychosocial maladjustment: A meta-analytic review of cross-sectional studies. The Journal of Child Psychology and Psychiatry and Allied Disciplines, 41(4), 441-455 doi:10.1111/1469-7610.00629.
crossref pmid pdf
Holloway, S. D., & Reichhart-Erickson, M. (1988). The relationship of day care quality to children’s free play behavior and social problem-solving skills. Early Childhood Research Quarterly, 3(1), 53-455.
crossref
Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling(2nd ed.), New York: Guilford Press.

Ladd, G. W. (2006). Peer rejection, aggressive or withdrawn behavior, and psychological maladjustment from ages 5 to 12: An examination of four predictive models. Child Development, 77(4), 822-846 doi:10.1111/j.1467-8624.2006.00905.x.
crossref pmid
Leary, M. R. (2015). Emotional responses to interpersonal rejection. Dialogues in Clinical Neuroscience, 17(4), 435-441 doi:10.31887/DCNS.2015.17.4/mleary.
crossref pmid pmc
Lillard, A. S., Lerner, M. D., Hopkins, E. J., Dore, R. A., Smith, E. D., & Palmquist, C. M. (2013). The impact of pretend play on children’s development: A review of the evidence. Psychological Bulletin, 139(1), 1-34 doi:10.1037/a0029321.
crossref pmid
Markman, H. J., Stanley, S. M., Blumberg, S. L. (2001). Fighting for your marriage: Positive steps for preventing divorce and preserving a lasting love. San Francisco, CA: Jossey-Bass.

Radesky, J. S., Schumacher, J., & Zuckerman, B. (2015). Mobile and interactive media use by young children: The good, the bad, and the unknown. Pediatrics, 135(1), 1-3 doi:10.1542/peds.2014-2251.
crossref pmid pdf
Rubin, K. H., Bukowski, W. M., Parker, J. G. (2006). Peer interactions, relationships, and groups. In N. Eisenberg, W. Damon, & R. M. Lerner (Eds.), Handbook of child psychology: Social, emotional, and personality developmentVol. 3.). (6th ed, pp. 571-645). New York: Wiley.

Russell, J. A. (1990). The preschooler’s understanding of the causes and consequences of emotion. Child Development, 61(6), 1872-1881 doi:10.1111/j.1467-8624.1990.tb03571.x.
crossref
Singer, D. G., Golinkoff, M. R., Hirsh-Pasek, K. (2006). Play = learning: How play motivates and enhances children’s cognitive and social-emotional growth. New York: Oxford University Press.

Statista. (2017). Dossier on Smartphones: Smartphones-statistics & Facts. Retrieved from https://www.statista.com.

Zimmerman, F. J., & Christakis, D. A. (2007). Associations between content types of early media exposure and subsequent attentional problems. Pediatrics, 120(5), 986-992 doi:10.1542/peds.2006-3322.
crossref pmid pdf
Cho, B., Lee, J., Lee, H., & Kwon, H. (1999). Dimensions and assessment of Korean parenting style. Journal of the Korean Home Economics Association, 37(10), 123-133.

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.

Choi, S. Y., & Shin, H. Y. (2015). Effects of children’s playfulness and teacher-child interactions on their peer interactions. Korean Journal of Childcare and Education, 11(2), 311-329 doi:10.14698/jkcce.2015.11.2.311.
crossref
Chung, H. (2004). A basic study for developing “the marrige preparation program.”. Journal of Korean Home Management Association, 22(1), 91-101.

Jung, Y. (2019, July 30). ‘Homo seumateuponikuseu’, sedaebyeol jinhwa sogdo[‘호모 스마트포니쿠스’, 세대별 진화 속도]. KISDI STAT Report, 19-14. Retrieved from http://www.kisdi.re.kr.

Kim, S. L., & Park, C, H. (2015). Effects of young children’s temperament, teacher efficacy, and teacher-child interactions on peer play interactions. Korean Journal of Childcare and Education, 11(6), 37-58 doi:10.14698/jkcce.2015.11.037.
crossref
Lee, J.-S., Shin, E.-S., Park, E.-H., Kim, Y.-T., Yu, Y.-E., Choi, I.-S., & You, H.-O. (2009). Development of Korean evidence: Base assessment for young children. Early Childhood Education Research & Review, 13(4), 269-290.

Moon, S.-H., & Lee, K. N. (2012). Effects of young children’s temperament and teacher-child relationship on young children’s problem behaviors. Journal of Korean Child Care and Education, 8(3), 69-89.

Panel Study on Korean Children. (2012). Panel study of Korean children 5th survey [Data file and codebook]. Retrieved from https://panel.kicce.re.kr.

Panel Study on Korean Children. (2013). Panel study of Korean children 6th survey [Data file and codebook]. Retrieved from https://panel.kicce.re.kr.

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

Editorial Office
The Korean Association of Child Studies
S1433-1, Myongji University,
34 Geobukgol-ro, Seodaemun-gu, Seoul, 03674, Republic of Korea
TEL: +82-10-7704-8342   E-mail: gochildren@hanmail.net
About |  Browse Articles |  Current Issue |  For Authors and Reviewers
Copyright © The Korean Association of Child Studies.                 Developed in M2PI