초등학교 시기의 적응수준과 질은 이후의 학교적응을 예언하는 중요한 변인이 된다는 점에서 교육적으로 매우 중요하다(정현희, 2003). 그러나, 아동들에게는 가출, 폭력, 흡연등과 같은 다양한 부적응적인 모습이 발견된다. 교육과학기술부(2009)는 학교적응요인을 개인이 처하고 있는 환경의 위기를 조절하고 삶의 사건을 성공적으로 이끌 수 있도록 하는 능력을 의미하는 개인내적역량(차현미, 2002; Gutierrez, 1990)과 대인관계에서 상호관계를 형성할 수 있는 능력을 의미하는 대인관계역량(차현미, 2002; Rappaport, 1985)으로 구분하였다. 이는 다수의 사람이 함께 생활하는 학교의 특수한 상황을 고려했을 때, 개인의 적응적인 생활을 위해서는 대인관계가 중요함을 강조한다고 할 수 있다(교육과학기술부, 2009; Seligman, 1995; Seligman & Yu, 2002; Sijo, 2003).

한편, 기존의 연구들이 이러한 심리적인 고통이나 문제행동으로 괴로워하는 아동들에게 원인에 대한 치료를 함으로써 관심을 가졌다면, 긍정심리학은 약점을 교정하는 관점이 아니라 정신 건강을 위해 가장 실효를 거둘 수 있는 완충장치인 유머, 낙관성, 주관적 행복감, 몰입, 행복, 희망, 영성, 용서등과 같은 인간의 강점들을 살려 심리적인 고통이나 문제행동을 이겨낼 완충기 역할에 관심을 두었다(Seligman, 2008). 긍정심리학은 삶에서 일어날 수 있는 가장 최악의 상황에 골몰해 있던 심리학을 삶에서 가장 좋은 특성들을 개발하는 데에 관심을 갖도록 한 것이다(Seligman, 2008). 한편, 20세기까지 심리학자들은 유머의 개인적 차이에 관심을 가지고 연구를 해왔고(Martin, 1998), 1980년대 이후 유머에 대한 연구는 육체적 건강과 정신 건강 등 유머가 가지고 있는 잠재적인 유용한 효과에 관심이 기울여졌다(Martin, 2001). 최근에는 긍정심리학의 개념에서 유머에 대한 연구가 지속되고 있다(Martin, Puhlik-Doris, Larsen, Gray, & Weir, 2003). 이러한 흐름 속에서 유머의 특성과 관련된 다양한 변인들에 대한 연구가 활발히 진행되고 있으며 이 가운데 유머의 긍정적인 효과가 여러 연구들에서(안재영, 최명선, 최태산, 2007; Berk, Felten, Tan, Bittman, & Westengard, 2001; Martin et al., 2003; Snyder & Lopez, 2002) 밝혀지면서 이에 대한 관심이 높아지고 있다.

유머는 수술 후 고통을 덜어주는데 유용하고, 자연 독성 세포의 활동을 증가하게 하는 신경호르몬과 스트레스와 연관된 신경호르몬 중 일부의 수준을 완화하거나 줄여준다(Berk et al., 2001). 또한, Martin과 Dobbin(1988)은 유머를 경험할 때 면상기도감염증(URI)에 대한 제1방어선이라고 설명되는 타액면역글로불린 A(S-IgA)의 농도가 크게 증가한다고 하였다. 유머는 신체건강 뿐 아니라 정신건강에도 효과가 있는데, 유머는 불안감을 감소시키고, 사회규칙에 대한 압력의 답답함과 지나친 이성주의로부터 잠시 놓여나게 하는 과정에서 더 좋은 정신건강 상태를 갖게 한다(McGhee, 1979; Mindess, 1971). 또한 유머는 분노를 가라앉히고, 유머수준이 높을수록 스트레스를 잘 견디며(Snyder, Shane, & Lopez, 2003), 아동의 심리치료에 매우 효과적인 기술로 활용된다(Snyder & Lopez, 2002). 특히, 유머는 아동의 심리와 생리적 반응을 건강하게 하고(성순임, 2005), 아동의 정서조절과 창의성에 긍정적 영향(이은주, 2010)을 미친다. 즉, 개인이 처하고 있는 환경의 위기를 조절하고 삶의 사건을 성공적으로 이끌 수 있도록 하는 능력인 개인내적역량을 강화한다고 할 수 있다. 유머는 대인관계에서는 사회적 기술로도 활용되는데, 관계의 갈등에서 유발하는 긴장감을 해소하며 대인관계에서 발생하는 스트레스를 감소시키는 등 대인관계를 촉진하는 중요한 역할을 담당한다안재영, 최명선, 최태산, 2007; Dixon, 1980). 또한 유머는 사회적 지지를 증진시키기에 유머감각이 많은 사람들은 사회적 능력을 더 많이 보유하게 되고(Bell, Duffey, & McGhee, 1986), 대인관계기술 능력이 높으며(안재영, 최명선, 최태산, 2007), 사람들을 끌어당기고 우정을 유지하며 풍부한 사회적 지지망을 발달시킨다(Cohen & Wills, 1985). 특히, 아동에게는 또래와의 관계에서 유능감을 갖도록 한다(전숙영, 2010). 즉, 대인관계에서 상호관계를 형성할 수 있는 능력을 의미하는 대인관계역량을 강화한다고 할 수 있다. 따라서 유머는 개인내적역량을 강화하여 정신을 건강하게 하고, 대인관계역량을 강화하여 대인관계로 인해 발생하는 아동의 부적응에 대해 대인관계 기술로서의 유머가 사람들과 함께 살아가는 이 사회에서 아동들이 더욱 적응적으로 성장할 수 있도록 할 것이다.

최근 유머와 유머 감각은 혼용하여 사용되는데(안재영, 최명선, 최태산, 2007; 이재선, 조아미, 2006), 생리학에 의하면 유머감각은 ‘감각’이라는 표현을 사용한 것과 같이 인간의 기본적 체질 또는 기질과 관련이 있다고 하였고(McGhee, 1979), Aharonson 등(1998)은 유머감각을 개인적 성향이라고 하였다(Aharonson, Klingman, & Nevo, 1998). 유머스타일은 유머감각을 사용하는 방식을 의미하는데, 유머감각이 기질적이고 성향적인 경향이 있다면 유머스타일은 유머감각을 사용하는 행동이다(Craik, Lampert, & Nelson, 1996; Martin et al., 2003). 정의가 다양하여 연구의 접근성이 어려운 유머에 반해 유머스타일은 유머를 사용하는 방식으로서의 행동임으로 연구의 접근성이 용이하다. 따라서 유머스타일에 관한 연구는 유머의 학문적 연구를 활성화하는데 기여하고 나아가 아동의 적응적인 학교생활에 유용한 영향을 미칠 것이다.

Martin 등(2003)은 2가지의 적응적 유머스타일과 2가지의 부적응적 유머 스타일을 설명하고 있다. Kuiper와 Leite(2010)는 이 같은 4가지의 유머스타일에 대해 다음과 같이 밝히고 있다. 두 가지 적응적 유머스타일은 자신 또는 타인 집중적인 것이다. 첫 번째 적응적 유머스타일은 자기 고양 유머이다. 자기 고양 유머가 뛰어난 사람들은 일상생활에서 유머러스하게 앞을 바라보며, 잠재적으로 스트레스를 주는 사건이나 상황에서도 유머러스한 전망을 견지할 수 있다. 이들은 생활에서의 현실적인 전망은 계속 유지하면서도 유머를 부정적인 정서를 최소화시켜 주는 수습책으로 사용한다. 자기 고양 유머는 자기 자신을 방어하며 충격을 완화시킬 수 있게 해 주지만, 남의 힘을 빌리는 것은 아니다. 두 번째의 적응적 유머스타일은 관계적 유머이다. 관계적 유머는 상호간의 사회적 관계를 고양시키기 위하여 유머를 용하는 데에 집중한다. 유머는 그룹의 사기, 동질성 및 웰빙에 관한 남의 관심을 높이고 대립을 감소시켜 줄 결합력을 고취시키는 데에 채택된다. 유머의 이러한 비적대적인 사용에는 상호간의 긴장을 감소시키고 타인과의 관계를 보다 친밀하게 해줄 농담도 포함된다.

자신과 타인 모두를 수용하며 고양하는 적응적 유머스타일과는 대조적으로, 두 가지의 부적응적 유머스타일은 해악적이며 잠재적으로 자신과 타인의 어느 일방에 손상을 입히는 것이다. 첫 번째 부적응적 유머스타일은 자기파괴적 유머이다. 자기 파괴적 유머가 높은 사람들은 남의 인정을 받기 위해 상호 관계를 고양 시켜 보려는 부적절한 시도로서 지나친 자기 비하나 비위를 맞추려는 유머를 구사한다. 유머는 자기 해악적 양식으로 표현되며 개인적 노력도 많이 드는 것이다. Martin 등(2003)에 의하면 자기 파괴적 유머의 수준이 높은 사람들은 모호한 부정적 감정을 숨기거나 문제를 건설적으로 다루기를 회피하기 위하여 이런 양식을 사용한다고 한다. 마지막의 부적응적 양식은 공격적 유머이다. 공격적 유머는 남을 끌어내리고 훼손시키기 위하여 집적거리거나, 조롱한다거나, 냉소적이며 헐뜯는 등의 다양한 부정적인 유머 기술을 구사하게 된다. 공격적인 유머는 남에게 잠재적으로 부정적 영향을 미친다는 것은 고려하지 않고 나타난다. 궁극적으로 이들은 소외되며, 사회적 및 상호 관계가 심각하게 손상되게 된다고 밝히고 있다.

관계적 유머나 자기고양 유머는 우울증을 감소시키고 자아존중감을 향상시켜 개인내적 역량을 강화하나 자기 파괴적 유머는 우울증을 증가시키고 자아존중감을 감소시킨다고 하였다(Kuiper, Grimshaw, Leite, & Krish, 2004; Zeigler-Hill, & Besser, 2011). 또한, 공격적 유머를 사용할수록 외로움을 많이 느끼나 관계적 유머를 사용할수록 외로움을 적게 느끼는 것으로 나타나는 등 유머스타일은 정신건강 및 개인내적역량과 밀접한 관련이 있는 것으로 나타났다(Kuiper & McHale, 2009; Martha, Rickard, & Sherri, 2009; Rezan, 2007).

관계에서 유머스타일은 매우 중요한 역할을 하여 사람들은 관계적 유머스타일을 사용하는 사람에 대한 관계 만족도가 높았다(Cann, Davis, & Zapata, 2011; Cann, Norman, Welbourne, & Calhoun, 2008). Klein과 Kuiper(2006)는 중학생의 또래관계에서 관계적 유머와 자기고양적 유머를 사용하는 것이 필요하다고 하였다. 또한, 적응적 유머는 대인관계기술에 긍정적인 영향을 미쳤으나 부적응적 유머는 부정적인 영향을 미쳤다(이재선, 2005). 즉, 유머의 사용에 있어 자신을 비하시켜 웃기거나 다른 사람의 실수를 놓치지 않고 놀리거나 유머의 사용에 있어 다른 사람을 배려하지 않거나 자신이 다른 사람들의 농담이나 웃음거리가 되는 등의 부적응적 유머보다, 긍정적이고 자발적으로 유머를 사용하며 화가 나거나 불행하다고 느끼거나 생각될 때 스스로 기운 나는 재미있는 것을 생각해 내려 노력하고 찾아내는 등의 적응적 유머스타일이 대인관계기술에 더 많은 영향을 미치는 것을 의미한다(안재영, 최명선, 최태산, 2007). 특히, 유머감각보다 유머 스타일이 대인관계기술에 더 많은 영향을 준다고 하였다(안재영, 최명선, 최태산, 2007). 즉, 적응적인 유머스타일은 대인관계역량을 강화시킨다고 할 수 있다.

국내에서는 유머스타일과 적응의 관계에 대해 관심이 높다. 구남웅과 최태산(2009)은 군에서 부하가 지각한 상관의 유머스타일과 군생활 적응에 대해 연구하여 상관이 적응적인 유머를 사용할수록 부하가 군생활에 적응적이라고 밝혔다. 허영주(2010)는 예비교사의 적응적인 교육활동을 위해서는 관계적 유머를 적극적으로 교육하는 방법이 필요하다고 하였고, 이영자(2010)는 적응적인 유머를 사용하는 사람이 조직몰입과 직무만족도가 높다고 하여 적응적 유머를 사용하는 사람이 조직에 대한 적응이 높다고 하였다. 또한, 백정선(2009)은 적응적 유머를 사용할수록 대학생활에 적응적이라고 보고하여 유머스타일은 학교적응과도 매우 밀접한 관련이 있음을 알 수 있다.

요컨대, 적응적 유머스타일은 우울증을 감소시키고 스트레스를 견디게 하며 자아존중감을 향상시키는 등 좋은 정신건강 상태를 갖게하여 개인내적역량을 강화하고(Kuiper, et al., 2004; Zeigler-Hill, & Besser, 2011), 대인관계 만족도를 높이고 사회적 지지망을 발달시키며 대인관계기술에 긍정적인 영향을 미치는 등 대인관계역량을 강화한다(안재영, 최명선, 최태산, 2007; 이재선, 2005; Cann, et al., 2011; Cann, et al., 2008). 따라서, 학교적응요인으로서의 개인내적역량과 대인관계역량에 긍정적인 영향을 미치는 적응적인 유머스타일은 적응적인 학교생활을 돕는다는 것을 알 수 있다(교육과학기술부, 2009; 백정선, 2009). 또한, 이러한 이론적 구조는 대인관계가 유머스타일이 아동의 학교적응에 미치는 영향에서 매개역할을 한다는 것을 의미한다(교육과학기술부, 2009).

유머스타일이 심리적 안녕, 대인관계, 적응 등에 효과가 있음을 밝히는데 Martin 등(2003)이 개발한 유머스타일 척도가 유용하게 사용되었다. Martin 등(2003)은 유머스타일을 측정하기 위해 14세～87세 1,195명의 넓은 연령대와 많은 참여자를 대상으로 HSQ(Humor Style Questionnaire)를 개발하였다. Martin 등(2003)은 잠재적으로 유익하거나 해로운 유머양식을 구분하는 7점 Likert방식의 32개 문항으로 구성하여 유머의 적응적 및 부적응적 차원들을 명확히 구분하려고 노력하였다. 그들은 이론 및 연구문헌들을 개관하여 유머 표현의 네 가지 주요 차원들을 가설화했다. 그 중 두 차원은 비교적 건강하고 적응적인 유머를 나타내고, 나머지 두 차원은 비교적 건강하지 않은 유머들을 반영한다. 건강하거나 건강하지 않은 차원의 구분 외에도 유머와 관련된 또 다른 구분이 있을 수 있다. 그것은 유머가 대인관계에서 표현되는지, 아니면 주로 개인 내적 또는 자기 지향적인지의 구분이다. 즉, 관계적 유머, 자기 고양적 유머, 공격적 유머, 자기파괴적 유머의 네 개의 하위 척도들이 포함되어 있다. HSQ는 개념 기반 접근에 따라 엄격하고도 체계적인 검사 구성과정을 거쳐 개발되었다. HSQ는 다양한 유머 차원들을 측정하며 덜 바람직하고 안녕감에 잠재적으로 해로울 수 있는 유머 차원을 평가하는 최초의 자기보고식 측정도구라는 의의를 지닌다.

유머스타일 척도와 관련된 국내의 연구를 살펴보면, Martin 등(2003)이 HSQ에서 유머스타일을 4요인으로 구분하여 개발한 것과 관련하여 국내에서 유머스타일 척도를 타당화하려는 연구는 두 가지가 있다. 첫째, 이재선(2005)은 HSQ를 국내에서 사용하기 위해 번안하여 대학생을 표집대상으로 하여 27개 문항으로 타당화하였다. 이재선(2005)은 유머스타일을 순응적(관계적, 자기고양적) 유머스타일과 비순응적(공격적, 자기파괴적) 유머스타일의 2가지 측면에서 볼 수 있는 2요인으로 사용하였다. 둘째, 강연미(2005)는 HSQ를 번안하여 대학생을 표집대상으로 하여 요인분석을 실시한 결과 4개의 요인으로 나타나 사회적 유머, 자기확장 유머, 자기파괴적 유머, 공격적 유머로 명명하였다. 그러나, 공격적 유머는 요인 적재값이 낮고 신뢰도가 Cronbach’s α .44로 낮은 신뢰도를 보여 공격적 유머를 제외한 사회적 유머, 자기확장 유머, 자기파괴적 유머의 3가지 요인으로 유머스타일에 관한 연구를 하였다.

이러한 유머스타일 척도는 타당화와 사용하는 과정에서 몇 가지 보완해야할 점이 발견되었다. 첫째, Martin 등(2003)이 개발한 HSQ의 설명분산은 41.60%였고, 이재선(2005)이 HSQ를 국내에서 사용하기 위해 번안하여 타당화한 척도의 설명분산은 30.04%로 낮은 수준이다. 설명분산의 절대적인 기준은 없으나, 이순묵(2000)은 누적분산비율이 75～85%가 되는 지점을 요인의 수를 결정하는 기준으로 제시하였고, 이학식과 임지훈(2009)은 인문사회과학에서는 누적분산비율을 60% 내외로 결정하는 경향이 있다고 하였다. 즉, 절대적인 기준으로 설명분산을 평가하기는 어려우나 연구의 동향을 볼 때 41.60%와 30.04%는 낮은 수준임을 알 수 있다. 실제로, Martin 등(2003)은 HSQ의 설명분산이 낮다는 것을 제한점으로 언급하며 후속연구를 통해 설명분산이 높은 척도의 개발이 필요하다는 것을 강조하였다. 따라서, 유머스타일에 대한 연구를 확장하기 위해서는 설명력이 높은 유머스타일 척도를 개발하는 것이 필요하다.

둘째, 강연미(2005)는 HSQ가 해외에서 개발된 척도이기에 국내에서 사용하는데 있어 번안 과정에서의 언어문제와 문화적인 차이로 어려움이 있다고 밝혔다. 실제로, HSQ는 ‘People are never offended or hurt by my sense of humor’에서의 ‘never’, ‘I laugh and joke a lot with my closest friends’에서의 최상급 ‘closest’와 같이 극단적인 표현을 사용하였다. Watts(2004)는 서구인들은 현실을 분리된 범주들로 나누고 이것 아니면 저것 혹은 흑과 백의 이분법으로 구성하고자 하는 특성이 있다고 하였다. 이는 이분법적인 것을 피하고 꺼려하는 경향이 있는 우리나라 사람과는 상반되는 것이다(최동환, 2004). 반면, 이재선(2005)은 이러한 극단적인 표현을 ‘나는 내 친구들 모두가 비웃더라도 한번도 같이 비웃은 적이 없다’로 번안하여 극단적인 표현을 그대로 사용하였다. 더욱이 HSQ에서 ‘I don’t need to be with other people to feel amused’를 강연미(2005)는 ‘나는 다른 사람들과 함께 있어야만 즐거운 것은 아니다.’로 번안한데 반해 이재선(2005)은 ‘나는 즐겁기 위해 다른 사람들과 함께 있을 필요가 없다.’로 번안하였다. 원문에서는 극단적인 표현이라 하기 어려운 문장까지도 직역을 통해 극단적인 표현이 되어 버린 것이다. 그럼에도 불구하고, 국내에서 사용되고 있는 유머스타일은 대부분 이재선(2005)이 번안한 척도를 사용하고 있다(구남웅, 최태산, 2009; 민현기, 이재선, 2009; 안재영, 최명선, 최태산, 2007; 허영주, 2010). 이러한 유머스타일 척도 사용실태를 고려하였을 때, 아동용 유머스타일 척도는 우리나라 아동들이 학교나 사회 등의 외부환경과 관련된 것을 표현하는 문항이 포함되도록 하여 우리나라 초등학생의 문화를 반영한 척도로서 개발하는 것이 필요하다.

셋째, 후속연구에서는 유머스타일 척도에 대한 이해와 신중함이 없이 사용하기도 하였는데, Martin 등(2003)은 유머스타일을 측정하기 위해 14세～87세의 청소년과 성인을 표집대상으로 하였고, 이재선(2005)과 강연미(2005)는 대학생을 표집대상으로 타당화하였다. 그러나, 최미숙(2009)과 이은주(2010)는 각각 이재선(2005)과 강연미(2005)가 번안하여 타당화한 척도를 표집대상에 포함되지 않은 초등학생을 대상으로 타당화 과정 없이 그대로 사용하였다. 또한, 강연미(2005)는 공격적 유머의 신뢰도가 낮아 4가지 요인 중 공격적 유머를 제외한 3가지 요인으로 유머스타일 척도를 사용하였음에도 이은주(2010)는 공격적 유머를 사용하는 이유를 밝히지 않은 채 그대로 사용하였다. 이은주(2010)의 연구에서도 공격적 유머는 신뢰도가 .48로 낮게 나타났다.

이러한 문제는 유머스타일 척도가 아동용으로 개발된 것이 없기 때문에 발생한다고 할 수 있다. 따라서, 아동의 유머스타일에 대한 연구의 촉진을 위해 아동의 유머스타일을 측정하는 도구의 개발이 절실히 요구된다. 또한, 아동의 유머스타일 척도는 아동들이 학교를 비롯한 사회생활 중에 접하게 되는 외부환경과 관련된 표현을 통해 우리나라 아동의 문화와 밀접한 문항을 반영하는 것이 필요하다. 이에 이 연구에서는 ‘첫째, 아동용 유머스타일의 구성요인은 무엇인가? 둘째, 아동의 유머스타일을 구성하는 요인에 기초하여 개발한 척도는 타당한가? 셋째, 아동용 유머스타일 척도는 신뢰로운가?’의 연구문제를 설정하여 아동의 유머스타일을 측정할 수 있는 척도를 개발하였다. 특히, 이 연구에서 아동의 유머스타일 척도는 우리나라 아동들이 학교나 사회 등의 외부환경과 관련된 것을 표현하는 문항이 포함되도록 하여 우리나라 초등학생의 실제적인 문화를 반영하였다. 이에 이 연구는 국내 아동의 유머스타일에 관한 후속연구를 촉진하고, 나아가 아동의 대인관계와 적응적인 생활을 위한 유머스타일 교육 프로그램의 적용 후 사전사후변화 측정을 위한 기초를 제공할 수 있을 것이다.

연구대상

본 척도는 초등학생을 대상으로 하나 1,2학년 아동은 문항에 대한 독해력과 이해도가 낮아 3～6학년 아동을 대상으로 선정하였고, 문항개발은 3～6학년 아동 120명이 참여하였다. 예비척도의 설문을 위해 인천․경기소재 초등학교에 재학 중인 3～6학년 아동에 대해 300명을 대상으로 실시하였다. 이 중에서 성실하게 응답하지 않거나 설문 문항에 완전히 응답하지 않은 23부를 제외하고 남자 130명(47%), 여자 147명(53%) 277명에 대한 설문자료를 분석하였다.

아동용 유머스타일 예비척도

예비척도는 총 44문항이다. 문항은 ‘전혀 그렇지 않다(1)’에서 ‘매우 그렇다(5)’의 5점 Likert 척도 상에 반응하게 되어 있으며, 하위요인으로 관계적 유머, 공격적 유머, 자기고양적 유머, 자기파괴적 유머로 구성되었다. 공격적 유머스타일과 자기파괴적 유머스타일은 역산 처리하여 합산하였고, 각 하위영역의 점수는 문항평균으로 계산하였다. 따라서, 유머스타일 하위영역의 점수 범위는 1점～5점까지이고, 유머스타일 전체 값의 점수 범위는 4점～20점이며 점수가 높을수록 유머를 사용하는 스타일이 적응적이라는 것을 의미한다.

문항개발을 위해 인천·경기소재 초등학교에 재학 중인 3학년과 5학년 아동에 대해 각 학년별 30명씩 60명을 대상으로 유머 스타일에 대한 설명을 하고 문항을 만들어 보게 하였다. 수집된 문항 중에서 공통적으로 많이 나온 문항들을 토대로 연구자가 이론적인 검토를 통해 문항을 정리하였다. 문항의 정리과정에서 우리나라 아동의 특성을 고려하여 ‘나는 친구들을 재미있게 해 준다’, ‘나는 친구들을 별명으로 놀리곤 한다.’와 같이 우리나라 아동들이 학교나 사회 등의 외부환경과 관련된 것을 표현하는 문항이 포함되도록 하였다. 아동의 유머스타일 예비척도의 내용타당도를 검증하고 예비문항으로 선정하기 위한 검토과정은 3차로 이루어졌다. 1차는 상담전공과 측정전공 교수 2명으로부터 문항의 구성방법과 내용에 대해 검토를 받고 2차로 교육학전공 박사과정 7명에 의해 각 하위 요인에 적합하지 않은 문항, 이중적인 의미를 지닌 문항, 모호한 문항의 제거 및 수정, 구성개념의 적합성과 표현의 적합성을 검토하는 내용타당도 검증 절차 후, 3차는 1, 2차에 의해 수정 보완된 문항에 대해 상담전공교수 1명으로부터 예비문항으로서의 적합성을 최종 검토 받았다. 내용 타당화 과정을 거친 후, 4학년과 6학년 아동에 대해 각 학년별 30명씩 60명을 대상으로 예비 문항을 이해하는데 어려움이 없는지 이해도(readability)를 검토하여 44문항을 예비척도로 확정지었다. 예비척도를 활용하여 3～6학년 아동 277명을 대상으로 설문한 결과를 토대로 문항을 확정하기 위해 검사 예비문항들을 대상으로 문항분석을 실시하였다. 이 과정에서 13문항을 제외하고 31문항이 선정되었다.

최종 유머스타일 척도를 구성하기 위해 첫째, 선정된 문항에 대해 요인의 수를 결정하기 위해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 적합한 요인의 수를 결정하는 기준은 고유치가 1이상, 스크리 검사와 해석 가능성 기준(이순묵, 2000) 등이 있다. 이 연구에서는 고유치, 누적분산비율, 스크리 검사, 그리고 해석가능성 기준을 함께 고려하여 적합한 구성요인 수를 결정하였다. 둘째, 요인의 수를 결정하여 Direct Oblimin 방식을 적용한 공통요인 분석을 다시 실시하여 각 구성요인별 문항을 선정하였다. 하위요인에 함께 묶인 문항 중에서 요인계수 값이 높은 문항을 중심으로 문항내용의 대표성을 고려하고 내용의 중복을 피하는 방식으로 최종 문항을 선정하였다. 이를 위해서 통계적으로 요인계수 값과 문항 간 상관을 검토하였고 이론적으로는 문항내용을 검토하였다. 그 결과 표 1과 같이 22문항의 최종 척도가 구성되었다.

연구대상

인천·경기소재 4개 초등학교에 재학 중인 3～6학년 아동에 대해 360명을 대상으로 확인적 요인분석과 준거 관련 타당도확인을 위한 설문을 하였다. 이 중에서 성실하게 응답하지 않거나 설문 문항에 완전히 응답하지 않은 19부를 제외하고 남자 161명(47%), 여자 180명(53%) 341명에 대한 설문자료를 분석하였다.

아동용 유머스타일 척도(the Children’s Humor Style Questionnaire: CHSQ)

연구에서 개발된 척도인 CHSQ는 아동의 유머스타일을 측정하기 위해 개발되었다. 총 22문항으로 ‘전혀 그렇지 않다(1)’에서 ‘매우 그렇다(5)’의 5점 Likert 척도 상에 반응하게 되어 있으며, 하위요인으로 관계적 유머, 공격적 유머, 자기고양적 유머, 자기파괴적 유머로 구성되었다. 공격적 유머스타일과 자기파괴적 유머스타일은 역산 처리하여 합산하였고, 각 하위영역의 점수는 문항평균으로 계산하였다. 따라서 유머스타일 하위영역의 점수 범위는 1점～5점까지이고, 유머스타일 전체 값의 점수범위는 4점～20점이며 점수가 높을수록 유머를 사용하는 스타일이 적응적이라는 것을 의미한다. 이 연구에서 이 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 관계적 유머 .81, 자기고양적 유머 .66, 공격적 유머 .83, 자기파괴적 유머 .62, 전체가 .72로 나타났다.

대인관계 척도(the Questionnaire to Measure Relationship: QMR)

본 연구에서 사용한 대인관계 척도는 Morganett(1994)가 초등학교 아동들을 대상으로 ‘나는 새로운 친구를 사귀는 방법을 안다.’와 같이 사회적 기술을 측정하기 위해 개발한 척도를 사용하였다. 총 10문항의 단일요인으로 응답은 Likert식 5점 척도로서 문항내용이 대상자의 태도와 일치하는 정도에 따라서 1점에서 5점까지 반응하도록 되어 있고 부정문항은 반대로 채점하였다. 대인관계 척도 점수 범위는 10점～50점이고 점수가 높을수록 대인관계 역량이 높다고 할 수 있다. 곽경련(2001)의 연구에서 이 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 .83이었고 이 연구에서는 .72로 나타났다.

학교적응척도(the Questionnaire to Measure School-Adaptability: QMSA)

본 연구에서 학교적응을 측정할 도구는 김용래(2000)가 제작한 것을 초등학교 학생들에게 맞게 이점순(2006)이 재구성하고 김주용과 이지연(2007)이 수정한 것을 사용하였다. 본 문항구성은 5개의 하위영역으로 이루어져 있는데 그 영역은 ‘교사적응’, ‘수업적응’, ‘친구적응’, ‘환경적응’, ‘생활적응’이다. 하위영역별 각각 6문항씩 총 30문항으로 구성되어 있고 각 문항에 대한 반응 척도는 Likert식 5단계 척도에 의해 ‘항상 그렇다’는 5점, ‘그렇다’는 4점, ‘보통이다’는 3점, ‘그렇지 않다’는 2점, ‘전혀 그렇지 않다’는 1점으로 배점하였다. 학교적응 척도 점수 범위는 30점～150점이고 점수가 높을수록 적응적인 학교생활을 하고 있음을 의미한다. 김주용과 이지연(2007) 연구에서 학교적응척도의 하위요인별 Cronbach’s α는 교사적응 .80, 수업적응 .76, 친구적응 .76, 환경적응 .61, 생활적응 .76, 전체가 .88로 나타났다. 이 연구에서 이 척도의 신뢰도 Cronbach’s α는 교사적응 .82, 수업적응 .74, 친구적응 .65, 환경적응 81, 생활적응 .69, 전체가 .92로 나타났다.

본 연구는 구인타당도와 준거 관련 타당도 검증을 하는 것이 목적으로 수행되었다. 먼저, 구인타당도 검증은 개념적, 조작적 정의를 통해 구체화된 구인과 구인을 측정하는 것으로 가정된 측정변수간의 가정된 관계구조가 얼마나 경험적 자료와 일치하는지를 살펴보기 위해 본 연구에서 수집된 자료를 대상으로 확인적 요인분석을 실시하였다. 개발된 척도의 신뢰도를 확인하기 위해 내적 일치도를 확인하였다. 또한 준거 관련 타당도 검증을 위하여 Morganett(1994)가 초등학교 아동들을 대상으로 사회적 기술을 측정하기 위해 개발한 대인관계와 김용래(2000)가 제작한 것을 초등학교 학생들에게 맞게 이점순(2006)이 재구성하고 김주용과 이지연(2007)이 수정한 학교적응을 함께 실시하였다. 대인관계와 학교적응과의 상관관계를 분석함으로써 타당화 검증을 수행하고 유머스타일을 선행 변인으로 하여 대인관계와 학교적응을 예측하는가를 알아보기 위한 인과관계의 구조 모형을 검증하였다. 확인적 요인분석과 구조모형 검증을 위해 AMOS 7.0을 사용하였다.

최종 유머스타일 척도에 대한 요인구조를 검증하기에 앞서 문항에 대한 양호도 및 각 하위요인에 대한 내적 합치도를 살펴보았다. 각 하위요인의 내적 합치도인 Cronbach’s α를 살펴보면 관계적 유머 .81, 공격적 유머 .83, 자기고양적 유머 .66, 자기파괴적 유머 .62로 적정한 수준의 신뢰도를 갖는 것으로 볼 수 있다.

문항분석은 첫째, 문항별 평균과 표준편차 값을 검토하여 극단 값의 문항을 제거하였다. 둘째, 문항-총점 간 상관을 구하여 상관이 낮게 나오거나 역상관이 있는 문항이 있는지를 살펴본 후 문항-총점 간 상관이 .5 이상인 문항변별력이 높은 문항을 선정하였다. 셋째, 개별문항을 뺀 교정된 문항-총점 상관과 개별문항을 포함시키지 않았을 때 나타나는 내적 신뢰도(Cronbach’s α) 증가를 고려하여 적절하지 않은 문항이 있는지를 검토하였다. 표 1과 같이 문항 평균이 2.15에서 3.40의 범위를 보여 극단 값을 보이는 문항이 없이 양호한 수준의 값을 보이는 것을 알 수 있다. 각 하위요인에 포함된 각각의 문항들과 해당 하위척도 총점과의 관련정도를 나타내는 문항-총점간 상관도 모든 문항이 .5이상을 보여 각 하위요인을 측정하기에 양호한 문항인 것을 알 수 있다.

이 도구가 요인분석에 적합한 자료인지를 점검하기 위하여 KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)와 Bartlett’s Test를 실시하였다. 이 검사는 요인들의 적합성을 KMO 수치로 알아보는데 .851로 비교적 1에 가깝게 나타나 본 도구가 요인분석에 적합한 자료라고 볼 수 있다. 또 Bartlett’s 단위행렬검증 통계량이 1,954.96으로 나타나 p<.001 수준에서 통계적으로 단위행렬이 아님이 검증되어 요인분석에 적절함을 알 수 있었다. 유머스타일 척도가 요인분석에 적합하므로 유머스타일의 요인을 추출하기 위해 선정된 문항에 대해 탐색적 요인분석을 실시하였다. 적합한 구성요인 수를 4개로 보았고, 각 요인에 해당하는 문항내용은 이론을 바탕으로 관계적 유머, 공격적 유머, 자기고양적 유머, 자기파괴적 유머로 명명하였다.

최종 22문항에 대한 반응자료를 요인수 4로 지정하고 공통요인분석 방법으로 최대우도법을 사용하였고 회전방법으로 사각회전방식 중 Direct Oblimin방식을 하여 나타난 결과가 표 2에 제시되어 있다. 요인분석 결과는 모든 문항이 .3이상으로 나타나 전반적으로 문항들이 원래 의도한 하위요인에 가장 큰 부하량을 가지는 것으로 나타나고 있으며 공통분의 크기도 대부분 문항이 .31에서 .52사이에 있는 것으로 나타났다. 따라서, 개념적, 조작적 정의를 통해 구체화된 유머스타일은 유머스타일의 4가지 측정변수인 관계적 유머스타일, 자기고양적 유머스타일, 공격적 유머스타일, 자기파괴적 유머스타일로 관계구조를 가정하였다.

유머스타일 척도에 대한 확인적 요인 분석

대안모형으로 2, 3, 4요인 모형을 설정하고 대안모형 중 탐색적 요인분석을 통해 선정된 4요인 모형을 연구모형으로 선정하였다. 연구모형은 관계적 유머스타일, 자기고양적 유머스타일, 공격적 유머스타일, 자기파괴적 유머스타일의 4가지 측면에서 볼 수 있는 4요인 모형(Martin et al., 2003)이고, 대안모형은 유머스타일을 적응적(관계적, 자기고양적) 유머스타일과 부적응적(공격적, 자기파괴적) 유머스타일의 2가지 측면에서 볼 수 있는 2요인 모형(이재선, 2005)과 관계적 유머스타일, 자기고양적 유머스타일, 자기파괴적 유머스타일의 3가지 측면에서 볼 수 있는 3요인 모형(강연미, 2005)으로 구성하였다. 본 연구 모형의 적합성을 검증하기 위해 개발된 3가지 대안모형에 대한 세부적인 내용은 표 3과 같다.

각 모형들은 내재된 모형이 아니므로 의 차이가 χ² 분포를 따르지 않아 △χ² 검증을 실시할 수 없다. 또한 χ²는 표본크기에 영향을 많이 받으므로 표본크기에 비교적 덜 민감하고 모형의 복잡도를 반영하는 적합도 지수인 RMSEA, TLI, CFI를 비교하여 어떤 모형이 자료에 더 적합한지를 확인하였다. RMSEA는 .05이하(Browne & Cudeck, 1993) 또는 .06이하(Hu & Bentler, 1999)일 때 좋은 적합도이며, .08 이하이면 보통 적합도로, .10이상이면 나쁜 적합도로 판정된다. 이에 비하여 CFI와 TLI는 상대적 적합도 지수로 .90이상이면 모형의 적합도가 좋은 것으로 해석한다. 표 4에서 보듯이 본 연구모형인 4요인 모형이 RMSEA .071, TLI .976, CFI .980으로 적합도 지수에서 비교적 양호하고 더 나은 값을 보여 자료에 가장 적합한 것으로 나타났다.

이러한 결과는 개념적, 조작적 정의를 통해 구체화된 유머스타일과 유머스타일의 4가지 측정변수인 관계적 유머스타일, 자기고양적 유머스타일, 공격적 유머스타일, 자기파괴적 유머스타일 간의 가정된 관계구조가 경험적 자료와 일치함을 확인함으로써 유머스타일은 4요인 구조가 적합함을 나타낸다.

연구모형은 관계적, 자기고양적, 공격적, 자기파괴적 유머스타일의 4가지 요인이 적응적, 부적응적 유머스타일로 구분되는 선행연구(Martin et al., 2003)를 반영하기 위해 고차원 요인으로 모형을 구성하였다. 4요인 모형의 모수 추정치에 대한 표준화 값은 그림 1에 제시되어 있다. 4요인 모형에 대한 모든 문항의 계수 값이 .01수준에서 유의한 것으로 나타났다. 그림 1에서 보듯이 모든 문항의 표준화계수 값이 .38～.76의 안정적인 값을 보이고 있다. 따라서 모든 문항이 각 하위요인을 측정하기에 적합한 변수인 것으로 볼 수 있다.

이러한 결과는 4요인으로 구성된 유머스타일은 적응적 유머스타일인 관계적 유머스타일과 자기고양적 유머스타일, 부적응적 유머스타일인 공격적 유머스타일과 자기파괴적 유머스타일의 2가지 범주로 구분되어진다는 것을 나타낸다.

유머스타일 척도에 대한 준거 관련 타당도 분석

아동의 유머스타일과 관련이 깊은 다른 척도와의 관련성을 파악함으로써 준거 관련 타당도 분석을 실시하였다. 먼저 상관 분석을 통해 유머스타일과 대인관계, 학교적응이 관련 있는지를 확인하고, 나아가 구조모형 검증을 통해 변인간의 인과관계를 확인함으로써 관련성을 더욱 심도 있게 살펴보았다.

상관분석

유머스타일은 대인관계에 유의한 영향을 미치는데 관계적 유머스타일과 자기고양적 유머스타일은 대인관계기술에 유의한 영향을 미쳤으나 공격적 유머스타일과 자기파괴적 유머스타일은 나쁜 영향을 미쳤다(이재선, 2005). 또한 Freud(1928)는 심리 분석적으로 볼 때 유머는 고도의 심리적 방어체계로서 부정적인 기분을 저하시켜 스트레스를 저하시키고 적응력을 높인다고 하였다. 따라서 본 검사 실시 시에 대인관계 척도와 학교적응 척도를 함께 실시하여 이 두 변인들 간의 관련성을 파악하였다.

유머스타일, 대인관계, 학교적응 간의 상관은 표 5와 같다. 유머스타일 전체 값과 관계적·자기고양적 유머스타일은 대인관계와 유의한 상관을 보였다. 유머스타일과 학교적응의 상관을 살펴보면, 유머스타일과 관계적·자기고양적 유머스타일은 학교적응과 학교적응 하위요인들과 모두 유의한 정적 상관을 보였다. 대인관계와 학교적응은 하위요인에까지 모두 유의한 정적 상관을 보였다. 즉, 유머스타일은 대인관계, 학교적응과 관련이 있음을 알 수 있다.

구조모형 검증

유머스타일의 타당도 검증을 위해 대인관계, 학교적응과의 인과관계를 상정하고 이에 대해 구조방정식 모형을 분석하였다. 공격적이거나 자기 파괴적인 부적응적인 유머스타일보다는 관계적이며 자기 고양적인 적응적인 유머스타일을 사용하는 사람의 대인관계기술이 높다(안재영, 최명선, 최태산, 2007). 또한 적응적인 유머스타일이 스트레스를 완화시켜주고 적극적인 대처를 강화하여 심리적인 고통을 경감시키며 억압으로부터 해방감을 맛보게 하고 학교생활과 학습에 더 효과적이며 죽음과 같은 감당하기 어려운 문제에 직면했을 때 수용할 수 있는 심리적 공간을 형성하게 하는 등 적응에 영향을 미친다(Lefcourt & Shepherd, 1995). 따라서 이 연구에서는 유머스타일과 대인관계의 관계에서 유머스타일이 대인관계에 유의한 영향을 미친다는 연구(안재영, 최명선, 최태산, 2007; 이재선, 2005)에 근거하여 선행 변인으로 유머스타일을 가정하고 대인관계가 매개변인으로 학교적응에 영향을 미치는 그림 2와 같은 모형을 검증하였다. 모형검증 결과, 이 모형의 적합도 지수와 경로계수는 표 6, 표 7과 같다.

이 구조 모형의 적합도 지수를 살펴보면, TLI, CFI 지수는 모두 .90이상의 양호한 값을 보였다. 그리고 RMSEA 값은 .080의 양호한 값을 보여 본 연구에서 상정한 구조모형이 자료를 잘 설명한다고 할 수 있다. 따라서 적합도 검증 및 적합도 지수를 통해 유머스타일은 대인관계와 학교적응의 중요한 예측요인임을 확인하였다. 이는 본 연구에서 개발한 유머스타일 척도의 준거 관련 타당도가 검증되었다는 것을 의미한다.

이 연구에서는 우리나라 아동의 문화와 정서에 적합하게 유머스타일을 측정할 수 있는 도구를 개발하여 국내 아동의 유머스타일에 관한 연구의 증진에 밑거름이 되고, 나아가 유머스타일에 대한 설명분산을 높여 유머스타일에 대한 측정을 발전시키고자 하였으며 유머스타일, 대인관계 및 학교적응의 구조모형을 검증하여 변인들 간의 인과관계를 밝히고자 하였다. 구체적인 연구결과 및 논의는 다음과 같다.

첫째, 아동의 유머스타일을 측정할 수 있는 척도를 개발함으로써 아동의 유머스타일에 대한 연구를 수행할 수 있는 틀을 마련하였다. 아동의 유머스타일에 대한 연구는 척도가 개발되어 있지 않아 매우 미약한 상황이다. 해외에서 유머스타일을 측정하기 위한 도구는 Martin 등(2003)이 14세～87세를 표집대상으로 개발한 HSQ가 있고, 국내에서는 Martin 등(2003)이 개발한 HSQ를 번안하여 우리나라 대학생을 대상으로 타당화 한 연구만 있을 뿐이었다(강연미, 2005; 이재선, 2005). 즉, 아동의 유머스타일을 측정할 수 있는 척도가 없었기에 아동의 유머스타일과 관련한 연구가 수행될 수 없었던 것이 현실인 것이다. 이런 상황을 반영하듯 성인을 대상으로 타당화된 척도를 최미숙(2009)과 이은주(2010)는 타당화 과정없이 아동에게 사용하기도 하였다. 유머가 신체건강, 정신건강, 대인관계와 적응에 효과가 있다는 것을 고려했을 때 아동의 유머스타일 척도 개발은 연구의 오류를 방지하고, 대상에 적절한 연구를 가능하게 하며, 아동의 유머스타일과 그와 관련된 다양한 변수 특히, 긍정적이고 적응적인 삶을 위한 요인을 탐색하는데 매우 의미 있게 활용될 것이라 기대한다. 또한, 발전된 연구를 통해 성인과 구분되는 아동의 유머스타일의 특징과 기능 등을 규명하여 더욱 발전된 아동의 유머스타일 척도를 개발하는 것이 필요하다.

둘째, 국내에서 사용하는 유머스타일 척도는 Martin 등(2003)이 개발한 HSQ를 번안하여 사용하고 있는 실정으로 대부분 이재선(2005)이 번안한 척도를 사용하고 있다(구남웅, 최태산, 2009; 민현기, 이재선, 2009; 안재영, 최명선, 최태산, 2007; 허영주, 2010). 즉, 해외에서 개발된 척도이기에 국내에서 사용하는데 있어 번안 과정에서의 언어문제와 문화적인 차이로 어려움이 있는 것이다(강연미, 2005). 실제로, HSQ는 ‘never’, ‘closest’와 같이 극단적인 표현을 사용하였는데 이는 이분법적인 것을 피하고 꺼려하는 경향이 있는 우리나라 사람과는 상반되는 것이다(최동환, 2004). 무엇보다, 이재선(2005)의 HSQ 번안은 여러 가지 문제점이 있다. 첫째, 번역체를 그대로 사용하여 척도의 문장이 전반적으로 매우 어색하다. 둘째, 원문에서의 ‘never’와 같은 극단적인 표현을 ‘한번도’와 같이 극단적인 표현 그대로 번안하였다. 셋째, 더욱이 HSQ에서는 극단적인 표현이라 하기 어려운 문장까지도 직역을 통해 극단적인 표현으로 번안하였다. 반면, 이 연구에서 개발한 아동용 유머스타일 척도는 HSQ를 번안한 척도가 아니라 Martin 등(2003)의 이론을 기반으로 하여 우리나라의 문화에 적절하게 개발한 것이다. 특히, 표집대상인 아동을 통해 문항을 개발하는 작업을 함으로써 ‘나는 친구의 실수를 따라하며 약 올리곤 한다.’, ‘나는 친구들을 별명으로 놀리곤 한다.’와 같이 아동의 실제적인 학교문화가 반영되었다. 즉, 이 연구에서 아동의 유머스타일 척도는 우리나라 아동들이 학교나 사회 등의 외부환경과 관련된 것을 표현하는 문항이 포함되도록 하여 우리나라 초등학생의 문화를 반영하여 개발하였다는 점에 매우 큰 의미가 있다.

셋째, 이 연구에서 개발한 아동용 유머스타일 척도는 관계적 유머, 공격적 유머, 자기고양적 유머, 자기파괴적 유머 등 4가지 요인으로 구성되었다. 이는 Martin 등(2003)이 개발한 유머스타일 척도인 HSQ가 4요인으로 개발된 것과 동일한 결과이다. 반면, 국내에서 HSQ를 번안하여 타당화하는 과정에서 유머스타일은 2요인(이재선, 2005)과 3요인(강연미, 2005)으로 나타났다. 이에 이 연구에서는 2요인, 3요인, 4요인으로 구조모형을 구성하여 모형 검증을 실시하였다. 그 결과, 4요인 모형이 적합도 지수에서 비교적 양호하고 더 나은 값을 보여 자료에 가장 적합한 것으로 나타났다. 여기서 두 가지의 시사점을 발견할 수 있는데, 첫째, 서양인에 비해 우리나라 사람들에게서 나타나는 유머스타일은 몇 가지인가? 둘째, 성인에 비해 아동에게서 나타나는 유머스타일은 몇 가지인가? 두 가지 시사점을 종합해 보면, 우리나라 아동의 유머스타일은 4가지로 구분되어 나타난다고 할 수 있다. 또한, 2요인, 3요인과 더불어 우리나라 사람들의 유머스타일은 몇 가지 요인으로 구분되어 나타나는지에 대한 연구와 논의를 통해 우리나라 사람들의 문화에 맞는 유머스타일에 대한 연구가 확장되는 것이 필요하다.

넷째, 유머스타일, 대인관계 및 학교적응의 구조모형을 검증하여 변인간 관계를 경험적으로 확인하였다. 구조모형을 검증한 결과, 유머스타일은 학교적응에 중요한 영향을 미쳐 적응적인 유머를 사용하는 아동일수록 학교에서 더욱 적응적으로 생활한다는 것을 알 수 있다. 이는 유머가 스트레스를 완화시켜주고 학교생활적응에 영향을 미친다(Lefcourt & Shepherd, 1995)는 연구와 동일한 결과이다. 또한, 유머스타일은 대인관계에 영향을 미쳐 적응적인 유머스타일을 사용하는 아동이 타인과 효과적인 관계형성을 한다고 할 수 있다. 이는 공격적이거나 자기 파괴적인 부적응적인 유머스타일보다는 관계적이며 자기 고양적인 적응적인 유머스타일을 사용하는 사람의 대인관계기술이 높다(안재영, 최명선, 최태산, 2007)는 선행연구와 일치한다. 그리고 대인관계가 학교적응에 영향을 미쳐 대인관계기술이 높은 아동일수록 적응적인 학교생활을 한다고 할 수 있다. 이는 학교적응집단은 대인관계기술이 높고 학교부적응집단은 대인관계기술이 낮다는 연구결과(이정윤, 이경아, 2004)와 일치한다. 유머와 대인관계는 아동의 학교적응에 직접적인 영향을 미치고 유머는 대인관계에 직접적인 영향을 주어 학교적응에 간접적으로도 영향을 미치는 것이다.

다섯째, 유머스타일, 대인관계 및 학교적응의 인과관계에서 대인관계의 매개효과를 확인하였다. 이는 최근 학교부적응이 사회문제로 대두되고 있는 시점에서 학교적응을 위한 중요한 요소 중 하나로서 유머스타일의 새로운 조명을 의미한다. 교육과학기술부(2009)는 학교적응요인을 개인이 처하고 있는 환경의 위기를 조절하고 삶의 사건을 성공적으로 이끌수 있도록 하는 능력을 의미하는 개인내적역량(차현미, 2002; Gutierrez, 1990)과 대인관계에서 상호관계를 형성할 수 있는 능력을 의미하는 대인관계역량(차현미, 2002; Hess, Rappaport, & Swift, 1984)으로 구분하였다. 이는 다수의 사람이 함께 생활하는 학교의 특수한 상황을 고려했을 때, 개인의 적응적인 생활을 위해서는 대인관계가 중요함을 강조한다고 할 수 있다(교육과학기부, 2009; Seligman, 1995; Seligman & Yu, 2002; Sijo, 2003). 적응적인 학교생활을 위해 환경의 위기를 조절하고 삶의 사건을 성공적으로 이끌 수 있도록 하는 능력인 개인내적역량과 다수의 사람과 함께 생활하는 학교에서 상호관계를 형성할 수 있는 능력인 대인관계역량이 절대적으로 필요한 것이다. 즉, 적응적인 학교생활을 위한 요인으로서 대인관계 역량을 강화하기 위해 유머스타일 교육은 매우 의미 있는 것이다. 특히, 초등학교 시기의 적응수준과 질은 이후의 학교생활 적응을 예언하는 중요한 변인이 된다는 점에서 교육적으로 매우 중요하다(정현희, 2003). 따라서, 아동이 적응적으로 유머를 사용할 수 있도록 교육하여 대인관계역량을 강화함으로써 적응적인 학교생활을 할 수 있도록 돕는 프로그램의 개발이 필요하다.

이 연구의 제한점과 후속 연구를 위한 제언으로는 다음과 같다.

첫째, 이순묵(2000)은 적합한 요인의 수를 결정하는 기준으로 고유치가 1 이상이거나 누적분산비율이 75～85%가 되는 지점, 스크리검사와 해석 가능성을 제안하였다. 반면, 이 논문에서 개발한 유머스타일 척도의 설명분산은 51.61%로 Martin 등(2003)이 개발한 HSQ의 설명분산 41.60%, 이재선(2005)이 HSQ를 번안하여 타당화한 척도의 설명분산 30.04%에 비하면 높은 편이나 아동의 유머스타일을 설명하기에는 충분하지 못하다. 특히, 이 연구는 인천과 경기소재 초등학생들을 대상으로 하였기 때문에 우리나라 모든 아동에게 적용하기에는 한계가 있다. 국내에서 아동을 대상으로 유머스타일을 측정할 수 있는 도구가 개발되어 있지 않은 상황에서 아동의 유머스타일 척도개발은 아동의 유머에 관한 연구를 위해 매우 의미 있으나, 우리나라 전체 아동을 포함하는 더욱 확장된 연구를 통해 아동의 유머스타일을 충분히 설명할 수 있는 발전된 척도의 개발이 필요하다.

둘째, 이 연구에서는 유머스타일 척도의 구성 개념 타당화를 위해 대인관계 척도와 학교적응 척도를 함께 측정하여 이 두 개념과의 인과관계를 살펴보았다. 그러나 유머스타일이 다양한 요인에 의해 영향을 받을 수 있으므로 이에 대한 다양한 변인과의 관련성을 탐색하고 확인하는 연구가 필요하다. 또한, 유머스타일이 아동의 양육환경이나 사회적 맥락에서 어떻게 형성되는지에 대한 지속적인 연구와 더불어 적응적인 유머스타일을 사용하도록 교육할 수 있는 후속 연구가 필요하다.

셋째, 본 척도 개발을 통해 아동의 유머스타일과 긍정심리학의 주제들 간 결합의 가능성과 그 역동을 알아보기 위한 후속 연구가 가능하다. 예를 들면, 이 연구에서 유머스타일은 학교적응에 긍정적인 영향을 미쳤다. 유머스타일은 긍정심리학의 중요한 요인으로서 긍정심리학의 또 다른 요인인 낙관성도 학교적응에 긍정적인 영향을 미친다(김주용, 이지연, 2008). 낙관성과 유머 간에는 상관이 있고 상호 영향력을 가지며 동시에 사용되었을 때 동반 상승효과가 있음을 짐작할 수 있으나 이와 관련한 선행연구는 전혀 없는 실정이다. 이런 상황에서 낙관성과 유머의 상호관련성을 탐색하는 것은 매우 의미 있는 것이다. 나아가 긍정심리학의 다양한 주제들 간의 효과와 역할 등에 따라 유머스타일과 긍정심리학 개별적인 요인들의 조합이 동반 상승효과를 미치는지, 어떤 조합이 적절한지, 조합할 수 있는 방법에는 어떤 것이 있는지 등을 연구하여 함께 다룸으로써 발생하는 역동을 연구하는 것은 유머스타일을 비롯한 긍정심리학의 학문적 발전과 긍정심리학의 실생활 적용을 위해 의미있을 것이다.