1. 연구의 필요성

어머니와 자녀는 서로 정서와 행동을 주고받는 역동적인 관계로, 이러한 맥락에서 모아상호작용(mother-child interaction)이란 아동과 어머니가 친밀한 유대감을 바탕으로 하여 자연스럽게 주고받는 행동을 말한다[1, 2]. 어머니와 아동의 상호작용은 어머니와 아동, 양자적(dyadic) 행동 양상을 모두 포함하며 민감성, 반응성, 아동 발달 자극의 요소를 포함하는 상호 호혜적(reciprocal),목표 지향적 파트너십 과정으로 정의될 수 있다[3]. 초창기 모아상호작용은 어머니가 아동에게 미치는 일방향적인 영향에 관한 것이 대부분이었으나 점차 아동과 부모가 서로 역동적이며 상호적인 영향을 주고받는 과정으로 인식이 변화하였다. 어머니와 자녀의 관계는 양방향적(bidirectional) 관계이며, 시간이 지남에 따라 개인의 맥락 안에서 상호 영향을 미친다[4].

아동과 어머니의 상호작용은 아동의 발달에 필수적 요소로, 아동의 발달은 양질의 모아상호작용을 통해 촉진되고, 성취된다[5]. 원활한 상호작용은 아동이 어머니에게 정확하게 의사를 표현하는 신호를 보내고, 어머니가 신호에 즉각적으로 민감하게 반응하는 과정을 통해 이루어진다. 어머니와 아동의 상호작용은 아동의 발달단계에 따라 다른 양상으로 나타나는데, 언어발달 이전 시기의 아동과 어머니의 상호작용은 아동이 표정, 소리나 울음, 몸짓 등으로 어머니에게 신호를 보내고, 어머니는 신호에 대해 미소를 짓거나 뽀뽀하기, 끌어안기 등의 신체적 접촉을 통한 반응으로 나타난다[2]. 아동의 인지능력과 언어능력이 발달함에 따라 소리나 울음 뿐만 아니라 언어를 통해 표현하고, 어머니는 칭찬, 격려, 제안 등 다양한 반응으로 반응하여 상호작용한다[6].

학령전기는 초등학교 입학 전 시기를 말하며, 이 시기는 주도성(initiative)이 발달하여 어머니에게서 독립하려 하고, 스스로 해결하려는 시도가 나타나는 시기이다. 학령전기 아동과 어머니의 상호작용은 어머니가 우위에서 상호작용을 주도하는 영유아기의 모아상호작용과 달리 아동이 어머니와 동등한 입장에서 능동적으로 참여한다[3]. 학령전기 아동은 어머니와 능동적으로 상호작용하는 주체가 되며, 어머니의 감정과 행동을 민감하게 읽고 반응할 수 있어 어머니와 상호작용이 잘 이루어진다. 또한, 언어가 발달하면서 아동과 어머니 사이에 언어적 의사소통이 활발해져 상호작용이 수월해지는 시기이다[3, 7].

특히 학령전기 아동과 어머니의 상호작용은 아동의 발달에 직접적인 영향을 주는 요인으로 밝혀져 중요성이 강조되고 있다[8]. 이 시기의 어머니와 아동의 상호작용은 아동의 사회적, 신체적, 정서적, 언어발달 뿐 아니라 초등학교에 입학한 이후 학교생활과 학업성취도 예측할 수 있다[9]. 학령전기 자녀의 정서 발달과정에서 부모는 자녀의 정서적 경험을 조절하는 데 중요한 역할을 하며, 이에 따라 자녀도 부모의 감정에 영향을 미친다[10]. 또한, 어린 아동과 어머니와의 긍정적인 상호작용은 학령전기 아동이 스트레스 상황에서 어머니와 안전한 애착을 형성하는 데 영향을 미치는 요인이며, 이후 학령기에는 학교에서 발생하는 다양한 문제들에 대한 완충효과를 기대할 수 있어 의미가 있다[9, 10].

그동안 모아상호작용에 관한 국내 간호학 연구는 대부분 신생아기 또는 영유아기 아동과 어머니를 대상으로 이루어졌고, 모아상호작용의 중재 연구 분석에 사용된 모든 연구가 신생아와 영유아기를 대상으로 하여 진행한 연구들이었으며[11, 12], 모아상호작용 모형을 구축하고 검증한 연구는 영유아와 어머니를 대상으로 한 Park 등의 연구[13] 1편에 불과하다. 학령전기 아동과 어머니의 상호작용이 이후 아동의 건강뿐만 아니라 자기조절, 기질및 사회성 발달에 미치는 영향력을 고려할 때, 어머니와 아동의 상호작용 연구는 영유아기 이후 아동으로 대상을 다양화할 필요가 있다[7]. 특히, 큰 변화 없이 지속되는 아동의 기질적 특성은 학령전기에도 유지되나 기질의 속성을 구분하여 어머니와 자녀의 상호작용에 미치는 영향력을 분석한 연구는 찾아보기 어렵다.

가정에서 벗어나 유치원 등 사회 속에서 생활하는 시간이 늘어나는 시기인 학령전기 아동에게 있어 자기조절은 대표적인 발달적 특성이다. 자기조절은 인지발달과 함께 발달하는 능력으로서, 행동으로 나타나 다른 사람과의 관계에서 발생하는 문제를 해결하는 데 도움이 되고, 원만한 상호작용을 가능하게 한다. 사회적 상호작용이 증가하는 학령전기 시기에 고려할 변인이다[14, 15]. 그러나 아동의 자기조절능력이 어머니와 자녀의 상호작용에 미치는 영향을 파악한 연구 역시 드물기 때문에 학령전기 아동의 특성으로 어머니와의 관계에서 어떤 의미를 지니는지 확인할 필요가 있다.

이에 본 연구는 Barnard [2]의 아동 건강 사정 상호작용 이론 (child health assessment interaction theory)을 토대로, 아동의특성 중 기질, 자기조절과 어머니의 특성 중 교육수준 및 양육스트레스, 환경적 특성인 가정의 경제적 수준, 사회적 지지가 학령전기 아동과 어머니의 상호작용에 미치는 영향력을 검증하고자 하였다. 학령전기 아동과 어머니의 상호작용 모형을 구축하고 수집한 자료를 통해 이 모형의 적합도 및 직, 간접 효과를 검증하여 학령전기 아동의 어머니와 자녀의 상호작용 증진을 위한 프로그램을 개발하고 중재하는데 효과적인 간호전략의 근거를 제공하고자 한다.

2. 연구 목적

본 연구의 목적은 Barnard [2]의 아동 건강 사정 상호작용 이론과 선행연구에서 확인된 결과들을 토대로 학령전기 아동과 어머니의 상호작용을 설명하는 모형을 구축하고 검증하는 것이며, 구체적인 목적은 다음과 같다.

1) 학령전기 아동과 어머니의 상호작용을 설명하는 가설적 모형을 구축하고 실제 자료 간의 적합도를 검증한다.

2) 학령전기 아동과 어머니의 상호작용에 영향을 미치는 변인간의 관계에서 요인들 간의 직접 효과 및 간접효과의 경로를 규명한다.

3. 개념적 기틀

본 연구의 개념적 기틀은 Barnard [2]의 아동 건강 사정 상호작용 이론과 문헌 고찰을 토대로 학령전기 아동과 어머니의 상호작용에 영향을 미치는 변수를 선정하였다. 아동 건강 사정 상호작용 이론은 아동, 환경 그리고 어머니(혹은 양육자)의 3개의 요인으로 구성되는데, 본 연구에서는 아동 요인 변수로 아동의 성별, 기질과 자기조절을, 환경 요인 변수로 사회적 지지와 경제적 수준을, 어머니 요인 변수로 교육수준과 양육 스트레스를 선정하였다. 아동의 기질은 측정 도구의 구분에 따라 정서성, 활동성과 사회성으로 구분하였다. 본 연구에서 외생변수는 아동의 성별, 정서성 기질, 활동성 기질 및 사회성 기질, 사회적 지지, 가정의 경제적 수준과 어머니의 교육수준이고, 내생변수는 아동의 자기조절, 어머니의 양육 스트레스이며, 최종 내생변수는 모아상호작용이다.

변수 선정과 경로 설정의 근거로 첫째, 아동의 성별은 학령전기 아동 어머니의 양육 스트레스에 영향을 미치지 않으나[16] 여아의 자기조절능력이 남아에 비해 높고[17], 자기조절이 높은 아동과 어머니의 상호작용이 긍정적이며[18], 여아와 어머니의 모아상호작용이 더 긍정적이라는 연구 결과에 근거하여 아동의 성별이 자기조절을 매개하여 결과변수인 모아상호작용으로의 직, 간접 경로를 설정하였다.

둘째, 아동의 기질에 따라 자기조절능력은 차이를 나타내 부정적인 성향의 기질의 아동은 자기조절능력이 낮고[19], 어머니를 힘들게 하여 어머니의 양육 스트레스를 높이며, 모아상호작용이 원활하지 못하다는 연구 결과에 근거하여 아동의 기질이 자기조절과 어머니의 양육 스트레스를 매개하여 모아상호작용으로의 직, 간접 경로를 설정하였다. 셋째, 사회적 지지는 어머니의 양육스트레스를 감소시키고, 모아상호작용에 긍정적인 영향을 미친다는 연구 결과[13]에 근거하여 사회적 지지가 어머니의 양육 스트레스와 모아상호작용으로의 직, 간접 경로를 설정하였다. 넷째, 가정의 경제적 수준과 어머니의 교육수준을 포함한 사회경제적 수준이 낮으면 어머니는 양육 스트레스를 높게 지각하고, 모아상호작용이 원활하지 못하다는 연구 결과[20]에 근거하여 어머니의 양육 스트레스와 모아상호작용으로의 직, 간접 경로를 설정하였다. 다섯째, 양육 스트레스가 높은 어머니가 양육하는 아동의 자기조절능력이 낮고[21], 모아상호작용이 원활하지 않다는 연구 결과[22, 23]에 근거하여 어머니의 양육 스트레스가 아동의 자기조절과 모아상호작용으로의 직, 간접 경로를 설정하였다.

1. 연구 설계

본 연구는 Barnard [2]의 아동 건강 사정 상호작용 이론과 선행연구를 토대로 학령전기 아동과 어머니의 상호작용을 설명하는 가설적 모형을 구축하고, 횡단적으로 수집한 자료를 통해 적합도와 가설을 검증하는 구조모형 연구이다.

2. 연구 대상

본 연구의 대상은 만 3~6세 학령전기 아동과 어머니로 서울소재 1개, 경기도 소재 3개, 충북 2개와 전북 및 경북 각 1개 어린이집에 재원 중인 아동의 어머니에게 설문지를 배부하였다. 연구 대상자의 구체적인 선정기준은 만성 질병이 없는 아동의 어머니이고, 연구의 목적을 이해하고 자발적으로 연구에 동의한 어머니이며, 의사소통에 장애가 없고 설문지 이해에 어려움이 없는 어머니이다. 정서 또는 행동 장애로 진단받고 치료 중인 아동과 어머니는 연구 대상자에서 제외하였다.

연구 대상자 수는 최대우도법을 기준으로 표본 크기가 적어도 150개는 되어야 하고, 200~400개 정도가 바람직하다[24]. 탈락률 20%를 고려하여 총 400부의 설문지를 배부하였다. 배부한 설문지 중 378부의 설문지가 회수되었으며(회수율 94.5%), 결측치를 포함하고 있는 설문지 50부를 제외한 328부의 설문지를 최종분석에 사용하였다.

3. 연구 도구

4. 자료수집 방법

자료수집은 2019년 11월 30일부터 2020년 2월 25일까지 약 3개월에 걸쳐 이루어졌다. 연구 참여 대상은 서울, 경기, 충북, 경북, 전북의 국공립 유치원, 사립 유치원, 어린이집에 재원 중인 아동의 어머니로, 편의 추출한 유치원과 어린이집에 연구자가 직접 유선상 연락하여 연구에 협조를 구하고, 연구 참여를 허락한 유치원과 어린이집을 선정하였다. 선정한 유치원과 어린이집에 연구자가 직접 방문하여 원장 및 담임 교사에게 연구의 목적과 방법 등을 설명하고 연구 진행의 허락을 구하였다. 아동 담임 교사의 협조를 받아 아동의 가방에 연구 설명서와 동의서가 포함된 설문지와 사례품(5천원 상당의 상품권)을 함께 넣어 가정으로 보냈다. 작성한 설문지는 밀봉하여 아동 등원 시 돌려보내도록 하였으며, 이후 연구자가 직접 회수하였다. 동봉한 연구 설명서에는 설문 작성 소요시간(약 15분 내외)에 대한 안내와 설문 중단으로 인한 불이익이 없음의 내용을 포함하였다. 설문지는 연구 참여에 서면으로 동의한 아동의 어머니가 직접 작성하도록 하였다.

5. 자료분석 방법

수집된 자료는 SPSS 26.0과 AMOS 26.0 program (IBM Corp., Armonk, NY, USA)을 사용하여 분석하였다. 대상자의 일반적 특성은 기술통계와 t-test, ANOVA를 실시하였고, 측정도구의 신뢰도는 Cronbach’s α로 분석하였다. 구조방정식의 정규성을 검증하기 위해 왜도와 첨도를 검토하였고, 측정변수 간의 상관관계는 Pearson’s correlation coefficient를 이용하였다. 확인적 요인분석(confirmatory factor analysis)을 실시하여 측정모형의 적합도와 잠재변수(latent variable)의 신뢰도 및 타당도를 확인하였다. 가설 모형의 적합도를 확인하기 위해 절대적합지수, goodness of fit index (GFI), 증분적합지수인 comparative fit index (CFI), normed fit index (NFI), Tucker-Lewis index (TLI), root mean square error of approximation (RMSEA)를이용하였다. 구조모형의 경로계수 유의성을 검토하기 위해 표준화회귀계수(standardized regression weight), 임계치(critical ratio), p값을 이용하였고, 내생변수의 설명력은 다중상관자승 (squared multiple correlations)을 이용하였다. 직접효과, 간접효과 및 총효과에 대한 유의성 검증은 부트스트랩(bootstrap)을 이용하여 확인하였다.

6. 윤리적 고려

본 연구는 충북대학교 생명윤리 심의위원회(IRB)의 연구 승인을 받은 후 진행하였다(CBNU-201911-SB-954-01). 연구 참여 설명서에는 대상자의 익명성과 비밀보장에 관한 내용, 작성한 설문지를 연구 목적 이외의 용도로 사용하지 않음, 중단에 따른 어떠한 불이익도 없음에 관한 내용이 포함되어 있다. 또한, 설문 작성 중에도 연구 참여 중단을 원하는 경우 언제든지 철회할 수 있음을 알렸다. 개인정보 및 설문내용의 유출 방지를 위해 수거된 동의서와 설문지는 잠금 장치가 있는 장소에 보관하여 연구자 외에는 접근할 수 없도록 하였다.

1. 대상자의 특성

학령전기 아동의 성별은 여아가 58.8% (193명)로 여아가 약간 많았으며, 평균 연령은 6.1세였다. 어머니의 평균 연령은 37.2세로, 35~39세 어머니의 비율이 가장 많았으며(46.1%), 전업주부인 경우가 51.2% (168명)였다. 연구 대상자 자녀의 일반적 특성에 따른 모아상호작용은 아동의 성별이 여아인 경우가 남아보다 모아상호작용 점수가 통계적으로 유의하게 높았고(t = - 2.82, p = .005), 아동의 연령에 따른 차이는 없는 것으로 나타났다. 어머니의 교육수준에 따라 모아상호작용은 유의한 차이가 나타나 (F = 4.34, p = .005), 학력이 대학원 이상인 경우가 고졸 이하인 경우인 보다 높았다. 또한, 가정 내 월수입에 따라 모아상호작용은 유의한 차이를 보여(F = 5.12, p = .002) 600만원 이상인 경우가 200만원 이상 400만원 미만인 경우보다 모아상호작용 점수가 높았다(Table 1).

Table 1
General Characteristics of the Participants (N = 328)

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2. 연구 변수의 서술적 통계, 정규성 검정 및 상관관계 분석

본 연구에 포함된 변수들의 서술적 통계 및 정규성 검정 결과는 Table 2와 같다. 학령전기 아동의 기질 중 정서성은 평균 2.76점, 활동성은 평균 3.59점이었으며, 사회성은 평균 3.54점이었다.학령전기 아동의 자기통제 평균은 3.52점이고, 자기점검 평균은 3.44점 이었다. 어머니가 지각하는 사회적 지지 평균은 3.79점, 양육 스트레스 평균은 2.62점, 모아상호작용 중 어머니 영역 평균은 3.87점, 아동 영역 평균은 3.51점 그리고 양자적 영역 평균은 4.06점 이었다. 정규성 검정을 위해 변수의 왜도와 첨도의 절대값을 확인한 결과 왜도의 절대값은 0.18~0.90, 첨도의 절대값은 0.00~1.92으로 2 미만으로 정규분포를 하고 있음을 확인하였다. 연구 변수 간의 상관계수는 절대값 .90미만이었다. 공차한계는 .48~.74로, 0.1 이상이었고, 분산팽창인자는 1.36~2.07으로 10 미만이어서 연구에 포함된 변수들 사이에 다중공선성 문제는 없는 것으로 확인되었다[23].

Table 2
Descriptive Statistics of the Measured Variables (N = 328)

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3. 측정모형의 분석 및 적합도

측정모형의 타당성을 검증하기 전 각 관측변수의 타당성을 검증하였다. 아동의 기질 중 사회성 18번 문항 ‘우리 아이는 혼자 있을 때면 외로워 한다’는 요인부하량이 .13으로 매우 낮아 제거하였다. 아동의 사회성 기질 이외 다른 잠재변수의 각 측정변수의 문항은 요인부하량이 .4 미만인 문항은 확인되지 않았고, 대부분 .7 내외로 높은 편이어서 제거하지 않고 모든 문항을 포함하였다.

측정모형의 타당성 검증을 위해 확인적 요인분석을 실시하였다. 잠재변수의 구성개념 타당도는 집중타당성, 판별타당성을 통해 검증하였다. 잠재변수가 관측변수에 미치는 영향을 나타내는 표준화 요인부하량은 모두 .7 이상, 평균분산추출은 .75~.91이었으며, 개념신뢰도는 .85~.97까지로 .7 이상이어서 집중타당성은 확보되었다[23]. 판별 타당성은 잠재변수들 간의 관계를 통해 검증되는데, 본 연구에서 각 잠재변수들의 상관계수의 제곱 값은 평균분산추출 값보다 작아 판별타당성이 있음을 확인하였다.

본 연구의 모형에서 측정변수의 수는 15개로, 정보의 수는 120개((15 × 16) / 2), 추정해야 할 모수의 수는 43개, 자유도는 120 - 43 = 77로 과대식별모형이므로, 모형의 식별을 위한 조건을 충족하였다. 가설적 모형의 적합도를 올리기 위해 허용되는 범위 내 수정지수(modification indices)가 큰 오차들을 확인하였고, 사회적 지지의 측정변수 중 정서적 지지와 물질적 지지의 측정오차 간 상관관계를 설정하였다. 측정오차의 상관관계 설정시 적합도가 소폭 상승하여 최종 수정 모형의 적합도는 χ²은 191.03, χ²/df는 2.77, GFI는 .94, CFI는 .96, NFI는 .94, TLI는.94, RMSEA는 .07, standardized root mean square residual은 .04로 확인되었고, 대부분의 적합도 지수가 적합 기준에 부합하였다.

본 연구의 최종 모형의 분석결과는 Table 3과 같고, 간접효과 검증을 위해 부트스트랩 방법을 이용하였다. 어머니의 양육 스트레스에는 아동의 정서성 기질, 활동성 기질 및 사회성 기질, 사회적 지지와 어머니의 교육수준이 영향을 미치는 것으로 나타났다 (Figure 1). 아동의 정서성 기질(β = .25, p < .001)은 어머니의 양육 스트레스에 정적 영향을 미치고, 활동성 기질(β = - .11, p = .041),사회성 기질(β = - .14, p = .017), 사회적 지지(β = .- 40, p < .001)와 어머니의 교육수준(β = .- 12, p = .013)은 양육 스트레스에 부적 영향을 미치는 것으로 나타났다. 가정의 경제적 수준 (β = - .08, p = .111)으로부터 어머니의 양육 스트레스로 가는 경로는 유의하지 않았다. 어머니의 양육 스트레스에 대한 이들 변수의 설명력은 42.8%였다.

Figure 1
Path diagram of the final model.
d1~3 = Structural error of each latent variable; e1~16 = Measurement error of each observed variable; x1 = Child's gender (Male-1, Female-2); x2~x4 = Child's temperament (x2: Emotionality, x3: Activity, x4: Sociability); x5 = Emotional support; x6 = Material support; x7 = Informational support; x8 = Sociable support; x9 = Monthly income; x10 = Mother's educational level; y1 = Self-control; y2 = Self-monitoring; y3 = Parenting stress; y4 = Maternal domain; y5 = Child domain; y6 = Dyadic domain; ^*p < 0.5, ^**p < .01.

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Table 3
Standardized Direct, Indirect, and Total Effects of the Final Model (N = 328)

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아동의 자기조절에는 아동의 성별, 정서성 기질과 어머니의 양육 스트레스가 영향을 미치는 것으로 나타났다. 아동의 성별이 여아인 경우(β = .12, p = .008) 아동의 자기조절에 긍정적인 영향을 미치고, 정서성 기질(β = - .26, p < .001)과 어머니의 양육 스트레스(β = - .67, p < .001)는 아동의 자기조절에 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 아동의 활동성 기질(β = - .10, p = .071)과 사회성 기질(β = .07, p = .218)로부터 아동의 자기조절로 가는 경로는 유의하지 않았다. 아동의 자기조절에 대한 이들 변수의 설명력은 65.2%였다.

학령전기 아동과 어머니의 상호작용에 영향을 미치는 변수는아동의 활동성 기질, 자기조절, 사회적 지지와 어머니의 양육 스트레스였다. 아동의 활동성 기질(β = .15, p < .001), 아동의 자기조절(β = .42, p < .001)과 사회적 지지(β = .17, p < .001)는 모아상호작용에 긍정적인 영향을 미치고, 어머니의 양육 스트레스 (β = - .23, p = .010)는 부정적인 영향을 미치는 것으로 나타났다. 아동의 성별(β = .01, p = .745), 정서성 기질(β = - .07, p = .138),사회성 기질(β = .09, p = .096), 가정의 경제적 수준(β = .02, p = .589)과 어머니의 교육수준(β = .02, p = .480)으로부터 모아상호작용으로의 경로는 유의하지 않았다. 본 연구 결과 아동의 정서성 기질은 학령전기 아동과 어머니의 상호작용에 대한 간접효과가 유의하였고(β = - .14, p < .001), 아동의 자기조절(β = - .26, p < .001)과 어머니의 양육 스트레스(β = .25, p < .001)에 대한 직접효과가 유의한 것으로 나타났다. 이에 팬텀변수(phantom variable)를 이용하여 각 경로의 유의성을 확인하여 매개효과를 검증하였다(Table 3). 아동의 정서성 기질 → 어머니의 양육 스트레스 → 모아상호작용의 경로(p = .031), 정서성 기질 → 아동의 자기조절 → 모아상호작용의 경로(p < .001), 정서성 기질 → 어머니의 양육 스트레스 → 아동의 자기조절 → 모아상호작용의의 경로(p < .001) 모두 유의한 것으로 확인되었다(Table 4).

Table 4
Path Analysis for the Mother-Child Interaction

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