유아의 정서·행동 유능성 척도(Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale: PreBERS)의 타당화 기초연구*

A preliminary study for validation of the Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale with Korean preschool children

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  • ABSTRACT

    본 연구는 유아의 강점 측정의 중요성을 공감한 학자들이 개발하고 표준화한 유아의 정서‧행동 유능성 척도(Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale, PreBERS)를 우리나라 유아에게 적용할 수 있는 가능성을 탐색하기 위한 기초연구의 단계로서 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하였다. 이를 위해 서울과 경기 지역의 유치원과 어린이집에 재원하는 유아 481명을 대상으로 조사를 실시하였다. 연구결과 첫째, 유아의 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)의 검사양호도를 살펴보기 위해 신뢰도를 분석한 결과, 내적합치도는 학습준비도 요인이 .94, 정서조절 요인이 .91, 가족참여 요인이 .94, 사회적 자신감 요인은 .89이었고 전체 검사의 내적 합치도는 .96으로 나타났다. 둘째, PreBERS를 탐색적 요인분석한 결과, 원 척도의 하위요인과 유사한 구조로 4개의 하위요인인 학습준비도, 정서조절, 가족참여 및 사회적 자신감의 요인으로 구성되었음을 확인하였다. 또한 PreBERS의 요인분석 구조가 우리나라에서도 동일하게 나타나는지 확인적 요인분석을 실시한 결과, 모형이 적합한 요인구조를 갖고 있음을 확인하였다. 셋째, PreBERS의 하위요인과 총점간의 상관관계 및 사회적 유능성 척도와의 상관분석을 통해 내적타당도 및 공인타당도가 검증되었다. 마지막으로 본 연구결과를 토대로 PreBERS의 우리나라 유아 대상의 적용 가능성과 제한점을 논의하였다.


    The purpose of this study was to test the reliability and validity of the Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale with Korean preschool children. The Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale and the measure of Social Competence and Behavior Evaluation were administered to the teachers of 481 preschool children from 3 to 5 years of age. The reliability was tested through internal consistency. For validity test, factor analysis and confirmatory factor analysis were conducted as well as correlation analysis with the measure of Social Competence and Behavior Evaluation. Results of reliability analysis showed that high level of internal consistency(.89 to 95) in four subscale of K-PreBERS. Results of factor analysis and confirmatory factorial analysis indicated that the similar factor structures exist in both PreBERS and K-PreBERS. The K-PreBERS resulted in 37 items of four subscale: School Readiness, Emotional Regulation, Family Involvement, Social Confidence. The results of construct validity analysis showed four subscale of K-PreBERS were significantly correlated and K-PreBERS was significantly correlated with the measure of Social Competence and Behavior Evaluation. Lastly, this study discussed the implications of using the K-PreBERS and the limitations of this preliminary validation study.

  • KEYWORD

    정서 및 행동 척도 , 강점기반 측정 , 유아

  • Ⅰ. 서 론

    우리는 매일 매일 사람들 속에서 살아간다. 사람들과 함께 살아간다는 것의 기초는 유아기에서 부터 시작되며, 영유아들은 세상을 알아가기 위해 탐색하고 다른 사람들과 관계 맺는 경험을 통해 사회적으로 발달해 간다. 유아는 다른 사람과 어울리는 사회적인 상호작용을 통해 사회적인 기술을 발달시키고 점차 사회의 기대와 가치를 알게 된다. 따라서 영유아들이 또래의 행동과 말 그리고 의도를 이해하고 효과적으로 상호작용하기 위해서는 인지적인 이해력은 물론 자신의 정서와 행동을 조절하고 맥락에 적합한 행동으로 표현하는 기회를 갖는 것이 중요하다. 다른 사람과 잘 어울리고 잘 지내는 능력은 생애 전반에 걸쳐서 개인의 행복에 영향을 주는 주요한 사회적 기술이라 할 수 있다.

    최근 글로벌 인재포럼2011에서는 융합을 핵심 개념으로 하여 미래인재의 핵심요소로 10대 키워드를 제안하였다. 그 중 조벽 교수는 WEsdom을 제안하면서 미래사회에서의 인재는 타인과 함께 어울리는 공동체 마인드와 지혜를 가져야 한다고 제안한바 있다(조벽, 2011). 인간은 사회관계속에서 살아가게 되기 때문에 나의 행동이 다른 사람에게 미치는 영향력을 이해하고 자신의 행동을 자율적으로 통제하면서 다른 사람과 함께 효율적으로 의사소통할 수 있는 능력이 필요하다. 이러한 자율적 행동 능력이나 타인과의 상호작용 능력은 OECD의 DeSeCo 프로젝트에서도 핵심역량으로 포함되어 있으며 이 프로젝트에서 규정한 세 가지 범주 중 ‘사회적으로 이질적인 집단에서의 상호작용 역량(interacting in socially heterogeneous groups)’ 및 ‘자율적으로 행동하는 역량(acting autonomously)’와도 연결되는 개념이다. 즉, DeSeCo 프로젝트에서는 상호의존성이 증가되는 세계에서 타인과 관계를 잘 형성하는 능력, 협동 능력 및 갈등을 관리하고 해결하는 능력이 필요하며 동시에 개인을 둘러싼 광범위한 사회적 맥락에서 자신의 인생을 관리하는 책임감과 자신의 권리와 한계 등을 이해하고 자율적으로 행동하는 능력이 생애전반에 걸쳐 요구되는 핵심역량으로 규명한 것이다(정미라, 박은혜, 신은수, 권정윤, 2007).

    특히, 유아기에는 자신의 행동을 적절하게 통제하고 타인과 조화롭게 지낼 수 있는 능력과 이를 위해 필요한 기술을 습득하는 것이 중요하다. 따라서 학자들은 유아가 정서적으로 유능하며 다른 사람과 성공적으로 관계를 형성하고 유지하는데 필요한 기술을 습득하고 있는지를 파악하여 부족한 부분을 돕고자하는 노력들을 기울여 왔다. 그러나 이러한 측정방법은 주로 유아의 사회정서 발달에서 부족한 부분에 초점을 두고 평가해왔다는 점이 지적되었다(Suldo & Shaffer, 2008). 부족한 부분을 파악하고 이를 교육적으로 지원하고자 하는 것은 행동문제를 가지고 있거나 특수한 도움이 필요한 유아들에게는 반드시 필요한 일이지만, 자칫 이러한 접근이 정상발달을 보이는 유아들의 사회정서발달의 잠재력을 불필요하게 제한하거나 유아의 행동의 부정적인 측면을 지나치게 강조하여 긍정적인 측면을 간과하게 하는 결과를 초래하게 될 수도 있다는 것이다(Epstein, Synhorst, Cress, & Allen, 2009). 이에 따라 유아가 현재 갖고 있는 사회, 정서적 기능의 유능성과 강점을 중심으로 측정하는 것이 필요하며(Greenspan & Meisels, 1996), 유아의 강점을 파악하는 것이 측정에서 중요한 부분임이 강조되었다(Epstein et al., 2009). 여기서 강점은 유능성과 유사한 맥락에서 사용되기도 한다.

    연구자들은 유아의 사회정서 발달을 측정하기 위해 사용하는 척도들이 유아에게 도움을 주는 목적을 가지고 사용하는가에 대해 의문을 가지면서 과연 사회적 기술이 부족하고 정서와 행동의 문제를 보이는 유아를 위해 그들의 부족한 점과 행동의 병리학적인 측면 또는 문제를 주로 파악하고자 하는 것이 이들에게 가장 유용한 접근인지에 대한 물음을 갖고 있다(Carter, Briggs-Gowan, & Davis, 2004). 이에 대해 대안적인 또는 좀 더 유용한 차별적인 접근이 필요하다는 것에 동의하는 학자(Beaver, 2008; Epstein, 1999)들이 제시하는 것이 강점에 기반한 측정에 대한 접근(Strengths-based approach to assessment)이다. 강점 기반 측정은 정서 및 행동적인 기술, 유능성 및 행동의 특성을 측정하는 것으로서 이러한 정서적 및 행동의 유능성은 유아가 가족, 또래 및 성인과 건강한 관계를 갖도록 하고, 부정적인 감정이나 스트레스를 처리할 수 있는 능력을 강화시키며, 사회적 및 학습 발달을 돕는 특성으로 정의할 수 있다. 즉, 강점 기반 측정은 긍정적인 정서, 행동 및 개인의 삶의 측면을 측정하는 것이다(Epstein & Synhorst, 2009).

    강점에 기반한 척도들은 4가지의 주요 특성을 공유하는데, 모든 유아와 가족은 강점을 갖고 있으며, 긍정적인 면에 집중하는 것이 유아의 동기를 유발할 수 있기 때문에 긍정적인 변화를 가져오며, 부족함은 기술을 학습하는 기회가 되며, 강점 기반 계획을 사용하는 것은 중재 대상자의 참여를 증가시킨다는 것이다(Epstein et al., 2001). 이러한 특성을 사회정서 행동의 문제를 갖고 있는 유아와 청소년들에게 적합한 중재전략을 계획할 때 적용하게 되면 단점과 문제점 중심의 접근에 비해 좀 더 효과적인 결과를 얻는다(Beaver, 2008; Epstein, 1999)고 한다.

    강점에 기반한 측정이 갖는 장점은 유아의 가족 및 교사들이 현재 유아의 발달과정에서 나타나는 특성에 대해 알 수 있고, 전문가들에게 유아의 유능성이 미래의 기초가 되는 것임을 인식하게 하고 유아와 가족들에 대해 긍정적인 기대를 갖도록 해주며, 부모과 교사간의 관계를 상호 신뢰적이며 지지적인 관계로 발달시킬 수 있도록 해준다는 것이다(Carter et al., 2004). 또한 강점 기반 측정은 현재 우리나라에서도 많은 연구가 진행되고 있는 유아의 회복탄력성 요인(resilience factor) 및 보호 요인(protective factor)과도 관련된다. 회복탄력성은 어려움이나 위험에도 불구하고 이를 성공적으로 극복할 수 있는 특성을 의미한다(Masten, 1994). 보호요인의 경우에 회복탄력성과 유사한 맥락에서 어려움이나 위험에 처한 유아를 보호해주는 요인으로 개인의 특성 즉, 인지력, 학업 성취도, 놀이나 기구 등을 유능하게 조작하는 기술 등과 가정의 요인 즉, 지지적인 부모, 가족 응집력, 긍정적인 훈육태도 등이 있다(Garmezy, Masten, & Tellegen, 1984; Rutter, 1985). 유아가 갖고 있는 강점 혹은 유능성은 좀 더 구체적으로 말하자면 정서와 행동에서의 유능성은 어려움을 극복하는 과정에서 필요한 심리적 및 행동적인 특성이라는 점에서 이들 변인과 관련이 있다는 것이다.

    미국에서는 이미 1994년 미국 교육부에서 중증 정서장애아들에게 더 나은 결과를 성취하기 위한 국가 의제에서 측정에서의 강점기반 접근법을 요청한바 있다(Epstein, Dakan, Oswald, & Yoe, 2001). 심리학에서는 50년 전에 강점 기반 관점이 소개되었고 이후 긍정심리학에 관한 이론이나 긍정적인 아동발달 등을 통해 강점 기반 측정에 대한 요구가 있었다(Beaver, 2008; Benson, Scales, Hamilton & Sesma, 2006).

    현재까지 개발된 강점에 기반한 사회, 정서 행동의 척도는 정서 및 행동 측정 척도(Behavioal and Emotional Rating Scale: BERS; Epstein & Sharma, 1998), 학생의 삶 만족도(Students’ Life Satisfaction Scale: SLSS; (Huebner, 1991)와 가정과 어려움 척도(Strengths & Difficulties Questionnaire: SDQ; (Goodman, 2001) 등으로 소수이다. 이 중 정서 및 행동 측정 척도(BERS)는 초등학생부터 청소년을 대상으로 개발된 척도이고 이를 만 3~5세 유아를 대상으로 개발한 것이 본 연구에서 타당화한 유아의 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)이다.

    PreBERS는 유아의 정서와 행동의 강점을 측정하는 척도로서 4개의 하위요인으로 구성되어있다. 정서조절, 학습준비도, 사회적 자신감, 가족참여의 4개의 하위요인들은 미국 전역에 거주하는 유아 총 1471명에게 PreBERS를 적용하는 과정을 거쳐 개발되었다. 3~5세 유아의 정서와 행동적인 측면의 강점(strengths)을 측정하기 위해 영유아기와 이후의 발달에 영향을 주는 변인들에 대한 문헌 분석을 통해 포함된 것이다(Epstein et al., 2009). 즉, 연구자들은 유아의 정서와 행동의 유능성을 유아가 자신의 정서를 적절히 조절하는 기술을 갖고 있으며 학습의 성취를 경험할 수 있는 행동 특성을 갖고 있으며, 다른 사람과 사회적으로 건강한 관계를 형성하고 이러한 행동과 심리적인 특성을 지지해 주는 가족과의 건강한 관계를 갖고 있는 것으로 개념화하였다. 구체적으로 보자면, 정서조절의 하위요인은 영유아기의 정서조절의 질 즉, 기질, 정서적인 톤, 정서를 통제하고자 하는 노력 등이 높은 수준의 인지 및 언어발달을 예측한다는 결과들에 기초하여 포함된 것이다. 유아의 정서와 행동의 강점을 이루는 또 다른 하위요인은 학습 준비도와 사회적 유능성의 측면으로서 이 두 요인은 위험군에 속한 유아들의 조기 중재에서도 강조된 바 있다(Emde & Robinson, 2000). 유아의 사회적인 유능성은 또래와의 긍정적인 관계 형성 및 놀이 참여에 관련 있는 변인이며 일반 유아 및 문제가 있는 유아 모두에게 유아기 이후의 학업 성취나 학교 적응을 예측하는 변인으로 알려져 있다(Parker & Asher, 1987; Rubin, Bukowski, & Parker, 1997). 또한 가족참여는 가족의 사회경제적 수준이나 교육수준과는 상관없이 유아의 학업 성취, 언어 및 사회성 발달을 예측하는 요인으로 영유아기 자녀를 양육하는 부모의 관심과 양육 참여는 유아의 개인 환경 변인 중 높은 관련성을 갖고 있다(Poehlmann & Fiese, 2001).

    현재 우리나라에서 유아의 사회정서적 행동을 측정하는데 사용되는 척도는 주로 외국에서 개발된 것을 번안하고 수정한 것을 사용하거나 우리나라 사회문화적 배경에 적합하도록 개발된 척도를 사용하기도 한다. 현재까지 유아의 사회적 행동이나 사회적 기술 및 사회적 유능성을 측정하는데 사용되는 척도들은 우리나라 사회문화적 배경에 적합하도록 개발된 김영옥(2003)의 친사회적 행동 평가척도, 강현경(2009)이 개발한 유아 사회적 행동 척도, 박주희와 이은해(2001)의 또래 유능성 척도 및 이혜원(2005)의 교사용 유아의 사회적 유능감 평가척도 등이 있다. 외국에서 개발된 척도를 타당화하거나 번안하여 사용하는 경우로는 서미옥(2004)의 유아용 사회적 기술척도 K-SSRS 타당화 연구가 있으며 사회적 유능성과 정서적 행동의 유능성의 측정에 사용되는 LaFreniere와 Dumas(1995)의 사회적 유능성과 행동평정(Social Competence and Behavior Evaluation: SCBE)이 있다. 기존에 사용되어온 유아의 사회 유능성 혹은 사회적 행동 관련 척도들은 유아의 사회적 행동과 유능성에 관련된 긍정적인 측면의 행동의 하위영역으로 구성된 것이라기보다 긍정과 부정적인 행동의 스펙트럼의 폭이 큰 관점에서 사회적 행동이나 기술 및 유능성에 접근하는 방식을 취한다는 점에서 본 연구에서 살펴본 PreBERS와는 차이가 있다. 또한 유아의 정서적인 행동을 측정하는 척도들은 사회적 행동에 비해 그 수가 적은 편인데, 사회성과 관련된 정서적인 행동은 주로 정서조절 관련 척도들이 사용된다. 이양희와 신혜원(2005)이 개발한 유아기 자기조절 평가 척도나 곽윤정(2005)이 개발한 유아의 정서조절 척도 및 양옥승이 2005년에 개발한 3~6세 유아의 자기조절력 측정 척도를 최근에 개정한 척도(양옥승, 2011)들을 그 예로 볼 수 있다.

    이러한 척도들은 행동의 긍정적인 측면과 동시에 부정적인 측면 모두를 고려하여 측정함으로써 사회적으로 기대되고 유능성으로 기대되는 행동과 그렇지 못한 행동 모두에 대한 측정치를 제시하여 유아의 문제가 되는 행동의 측면을 이해하는데 도움을 준다는 장점이 있다. 그러나 반대의 관점에서 본다면 유아의 부정적인 측면의 행동에만 집중하여 각 유아가 갖고 있는 장점을 간과할 수 있다는 위험도 동시에 갖고 있다. 따라서 각 척도 사용의 목적에 맞게 다양한 척도를 선택할 기회를 제공하는 것의 유용성의 측면에서도 강점에 기반하여 개발된 사회정서 측정 척도를 개발하고 혹은 개발된 척도를 우리나라의 실정에 적합한 지의 여부를 확인하는 작업이 필요하다고 하겠다.

    이와 같은 관점을 고려하여 본 연구에서는 유아의 강점과 유능성을 측정하는 것의 중요성을 공감한 학자들이 개발하고 표준화한 유아의 정서‧행동 유능성 척도(Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale, PreBERS)를 우리나라 유아에게 적용할 수 있는 가능성을 탐색하기 위하여 기초연구의 단계로서 척도의 신뢰도와 타당도를 검증하고자 하였다.

    이를 위하여 다음과 같은 연구문제를 설정하였다

    Ⅱ. 연구방법

       1. 연구대상

    본 연구의 대상은 서울특별시와 경기 북부에 위치한 유치원 3곳과 어린이집 2곳에 재원하는 유아 481명이다. PreBERS의 타당화를 위해 본 연구의 목적을 이해하고 참여에 동의한 교사를 통해 대상 유아를 선정하였으며, 연구에 참여한 유아는 만 3세 142명, 만 4세 175명, 만 5세 164명으로 각각 약 30% 내외의 분포를 보였다. 유아의 성별은 남아 54.9%와 여아 45.1%으로 남아가 약간 많았다. 연구대상 유아는 유치원에 재원하는 경우가 74.8%였고 어린이집에 재원하는 경우는 25.2%였다. 이들 유아는 외동인 경우가 25.5%였으며 1명의 형제가 있는 경우가 55.2%로 가장 많았고 2명의 형제가 있는 경우는 17.7%였고, 3명의 형제가 있는 경우는 가장 적은 1.6%였다(표 1 참조).

       2. 연구도구

    본 연구에서 사용한 측정도구는 두가지로 유아의 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)와 공인타당도 검증을 위한 준거 척도인 사회적 유능성 척도이다.

    1) 유아의 정서?행동 유능성 척도(PreBERS)

    본 연구에서 타당화한 유아의 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)는 Epstein과 Synhorst (2009)가 만 3세에서 5세 유아를 대상으로 정서와 행동의 4가지 영역의 유능성과 강점을 측정하도록 개발하였다. 하위요인은 정서조절(Emotional Regulation, 13문항), 학습준비도(School Readiness, 13문항) 사회적 자신감(Social Confidence, 9문항), 가족참여(Family Involvement, 7문항)의 4가지 요인이며 총 42문항으로 구성되어 있다. 요인별 문항의 예는 정서조절은 유아가 사회적인 상황에서 자신의 감정 또는 행동을 통제하는 능력을 측정하는 것으로서 문항의 예로는 “놀이를 할 때 순서를 지킨다”, “안돼 라는 말을 받아들인다.” 이다. 학습준비도는 유아교육기관에서의 성공적인 생활에 중요한 언어 및 주의집중 기술에 초점을 둔 것으로 문항의 예로는 “여러 단계의 지시를 따른다.”, “최근에 일어난 일이나 이야기를 회상하여 말한다.” 이다. 사회적 자신감은 유아가 또래, 부모 및 다른 성인들과 긍정적인 상호작용을 발달시키고 유지하는 능력을 중심으로 측정하는 것으로 문항의 예는 “자신의 감정이 어떤지 말한다.”, “다른 사람에게 같이 놀자고 한다.” 이다. 가족참여는 유아의 가족과의 관계 및 가족과 함께 참여하는 측면을 측정하는 것으로서 문항의 예로는 “가족과 함께하는 활동에 참여한다.”와 “가족에 소속감을 갖고 있다.” 이다.

    PreBERS는 각 유아를 적어도 두 달 이상 가르쳐온 교사가 개별 유아의 행동과 정서적인 특성을 나타내는 문항을 읽고 유아의 특성과 일치하는 정도를 측정하여 0〜3점인(전혀 그렇지 않다〜매우 그렇다) 4점 척도로 응답하도록 되어있으며 개별 유아 당 10분 정도 소요된다. 채점방식은 PreBERS 매뉴얼에 기초하여 계산하게 되는데, 표준화 점수 표를 참고하여 채점한다. 각 4가지 하위 영역은 하위 영역의 모든 문항의 점수를 합산하여 원점수 총점을 만들고 각 하위영역의 원점수 총점은 평균 10과 표준편차 3을 가지고 산출된 표준점수의 총점으로 전환된다. 총 강점 수치(strength index)는 4가지 하위영역의 표준점수를 합산한 것으로 강점의 총점을 표준 점수로 전환한 것이다.

    2) 유아의 사회적 유능성 척도

    사회적 유능성 및 정서적 행동의 유능성을 측정하기 위하여 LaFreniere와 Dumas (1995)의 사회적 유능성과 행동평정(Social Competence and Behavior Evaluation: SCBE)의 간편형을 권연희(2002)가 수정, 번안한 것을 사용하였다. 본 척도는 세 가지의 하위영역으로 구성되어있으며, 긍정-친사회적 행동 10문항, 불안-위축된 행동 10문항, 분노-공격적 행동 10문항의 총 30문항으로 구성된다. 교사는 각 문항에 대하여 평소 유아가 보인 행동을 근거로 각 문항은 1점(전혀 그렇지 않다)에서 6점(항상 그렇다)의 Likert식 6점 척도로 응답하게 된다. 사회적 유능성의 점수는 불안-위축된 행동과 분노-공격적 행동영역을 역 채점한 후 긍정-친사회적 행동 영역과 합산 점수로 산출한다. 점수가 높을수록 유아가 사회, 정서적으로 적절하게 행동하여 교사가 사회적으로 유능하다고 평가하는 것을 의미한다. 유아의 사회적 유능성 척도의 내적합치도 계수 Cronbach’s a는 .85였다.

       3. 연구절차 및 자료분석

    본 연구를 위해 우선 Epstein과 Synhorst(2009)가 개발한 유아의 정서‧행동 유능성 척도(Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale, PreBERS)의 문항을 연구자가 번역하고 영어와 한국어를 동시에 사용가능한 유아교육 전공 유아교육 전문가 2인에게 원문항과 번역 문항을 비교하도록 하였으며 유아교사 2인에게 내용 검토를 의뢰하였다. 이 과정에서 번역이 모호하거나 이해가 어려운 문장을 수정하는 과정을 거쳐 최종 문항을 선정하였다. 예를 들어 문항 24의 경우 원 척도에서는 “형제들과 긍정적으로 상호작용한다” 이었으나 외동아들이 응답할 경우를 고려하여 “사촌들”을 추가하여 문장을 수정하였다. 이후 서울과 경기 지역의 유치원과 어린이집 유아 530명의 교사를 대상으로 설문지를 배포하였다. 회수된 설문지는 510부였으며 이중 응답이 부실하거나 통계처리하기 어려운 설문지를 제외한 총 481부를 자료 분석으로 사용하였다.

    본 연구의 자료는 SPSS 18.0과 AMOS 18.0을 이용하여 분석하였다. PreBERS의 문항분석을 위하여 기술통계를 실시하였고 척도의 신뢰도를 분석하기 위해 내적합치도 계수를 산출하였다. 유아의 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)의 요인구조를 탐색하기 위하여 탐색적 요인분석과 확인적 요인분석을 실시하였다. PreBERS의 총점과 하위요인간의 상관분석을 통해 내적타당도를 검증하였고 사회적 유능성 척도와의 상관분석을 실시하여 공인타당도를 검증하였다.

    Ⅲ. 연구결과

       1. 문항 분석 및 척도의 신뢰도

    표 2에 제시한 바와 같이 문항분석을 위해 각 문항별 평균과 표준편차의 기술통계치를 산출하였다. 이를 통해 문항의 평균이 극단적인 값을 갖거나 표준편차 값이 상대적으로 작은 문항이 있는지를 확인하였다. 유아의 정서‧행동 유능성 척도의 문항 평균은 8.75~9.32로 평균치가 극단적으로 높거나 낮은 값은 없었고 본 척도의 각 하위영역의 평균인 10에 근접한 수치를 보였다. 표준편차도 1.88~2.51으로 모두 일반적인 수치를 보였다.

    또한 본 척도의 신뢰도 검증을 위하여 전체 척도와 4개의 하위요인별 내적합치도 계수, Cronbach’s a를 산출하였고 그 결과는 표 2에 제시하였다. 그 결과 유아의 정서‧행동 유능성 척도의 42개 전체 문항에 대한 내적합치도 계수는 .96으로 높은 편이었다. 4개 하위영역의 내적합치도 계수는 .89~.95의 신뢰도를 보여서 대체적으로 높은 문항의 동질성을 보였다.

       2. 탐색적 요인분석

    유아의 정서‧행동 유능성 척도의 기술통계치가 양호하여 42문항을 대상으로 직교회전(varimax)을 사용한 주성분 분석으로 탐색적 요인분석을 실시하였다. 표 3에 제시한 것과 같이 KMO 적합성 지수는 .953으로 문항이 요인분석에 적합한 것으로 판단되었다. Barlett 검증 결과는 x2(df=861)=14392.835, p<.001으로 유의미한 공통요인이 존재하고 있는 것으로 확인되었다. 적절한 요인의 수를 결정하기 위하여 고유치 1.0 이상과 Scree 도표를 기준으로 요인분석을 실시한 결과, 우리나라 유아를 대상으로 시행한 정서‧행동 유능성 척도의 요인 수는 원 척도의 요인과 동일한 4가지 요인이 적절한 것으로 나타났다.

    본 연구에서 유효 문항의 기준은 전체 문항 중 어느 한 요인의 요인계수가 .40이상이고 다른 요인에 대한 요인계수는 .40 미만인 문항으로 설정하였고, 한 요인의 공통성 값이 .30 이상을 기준으로 설정하였다(성태제, 2007). 1차 요인분석 결과 공통성 값이 .30 이하인 3개 문항(13, 16, 41)을 제거하였다. 2차 요인분석 결과 2개 문항(5, 15)은 요인계수가 .25~.30 사이에서 요인 1, 2, 3과 혼재되어 분류되었다. 문항의 요인 부하량이 .32이거나 .32 근처 값을 갖고 있으며 여러 요인에 혼재되어 있는 경우 제거하는 것이 일반적인 점에 근거하여(Tabachnick & Fidell, 2007) 2개 문항은 제거하였다.

    최종적으로 5개 문항을 제거하고 고유치를 바탕으로 나타난 4개 요인을 추출하여 총 37개의 문항을 선정하였다. 37개 문항들은 모두 기존의 척도가 가진 요인 구성과 유사한 형태로 요인분석 되었다. 탐색적 요인분석 결과, 요인 수는 4개로 나타났으며, 4개 요인에 대한 변량의 총 설명량은 63.95%였다. 각 요인별로 요인 1의 부하량이 .558〜.799로 총 변량에 대해 가장 큰 설명량인 41.59%를 가지고 있었다. 요인 2의 부하량은 .636〜.776으로서 9.65%를 설명량을 보였고, 요인 3의 요인 부하량은 .718〜.840이며 7.34%의 설명량을 가지고 있었으며, 요인 4의 경우 요인 부하량은 .504〜.826으로 5.38%의 설명량을 보였다.

    요인 분석결과를 살펴볼 때 본 연구에서 나타난 요인구조는 선행연구의 요인구조와 일치하여서 요인의 명명은 선행연구의 요인들의 개념에 따라 동일한 이름으로 하였다. 그러나 본 연구결과는 PreBERS와 요인구조는 일치했지만 요인의 설명량의 크기에서 차이가 있었는데, PreBERS의 하위요인에서 설명력이 가장 큰 요인은 정서조절, 학습준비도, 사회적 자신감, 가족참여의 순이었으나 본 연구에서 가장 큰 설명량을 갖는 요인은 학습준비도, 정서조절, 가족참여, 사회적 자신감의 순이었다.

       3. 확인적 요인분석

    탐색적 요인분석을 통해 나타난 요인의 타당성을 재확인하기 위하여 확인적 요인분석을 실시하였다. 미국판 PreBERS의 요인구조와 본 연구의 요인분석에서 나타난 요인구조를 바탕으로 총 4개 하위요인, 정서조절, 학습준비도, 사회적 자신감, 가족참여를 포함한 모형을 분석하여 모델적합도를 검증하였으며, 그 결과를 표 4에 제시하였다. 모형의 적합도를 판단하는 기준으로 GFI, AGFI, TLI, NFI, CFI, RMSEA의 여섯가지 적합도 지수를 살펴보았다.

    적합도 지수는 측정 모델의 분산공분산 행렬이 관측된 분산공분산 행렬과의 일치도를 판단하는 통계량으로서 χ² 검정이 기본적으로 이용되는데 표집의 크기가 100∼200인 경우에 적합하다. 그러나 표집크기가 이 범위를 벗어나게 되면 χ²값을 신뢰하기 어렵기 때문에(Hair, Anderson, Tatham, & Blacket, 1998) 확인적 요인분석에서는 절대적합지수와 상대적합지수를 사용하여 모형의 적합도를 검증하였다. 일반적으로 모형이 복잡할수록 적합도는 증가하는데 적합도 지수는 1에 가까울수록 좋으며, .8이상이면 모형의 적합도가 양호한 것으로 여긴다(Kline, 1998). 본 연구에서의 적합도 지수는 모두 .8이상으로 나타나서 모형이 적합하다고 할 수 있다.

    CFA모델의 적합도를 살펴본 결과, 절대적합도 지수 중 GFI와 AGFI는 90 이상으로 1에 근접할수록 좋은 적합도를 보이는데(문수백, 2009; 송지준, 2009; 홍세희, 2000) 각각 .990, .948로 나타나 좋은 적합도를 보였다. RMSEA의 경우 .095로 나타나 .10보다 낮은 수치를 보이므로 보통 적합도를 보인다고 할 수 있다(송지준, 2009; 홍세희, 2000). 상대적합도 지수로 TLI .961, NFI .984, CFI .987로 모두 .90이상으로 1에 근접하므로 모두 적합지수의 수용기준(홍세희, 2000)을 충족한다고 볼 수 있다.

       4. 유아 정서?행동 유능성 척도의 내적타당도와 공인타당도 검증

    먼저, 유아 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)의 내적타당도를 검증하기 위하여 PreBERS의 하위요인의 점수 및 총점간의 상관관계를 구한 결과, 유의한 상관이 있는 것으로 나타났다. 표 5에 나타난 것과 같이 정서‧행동 유능성 척도의 총점은 학습준비도(r=.92), 정서조절(r=.80), 가족참여(r=.73), 사회적 자신감(r=.71) 과 모두 유의한 상관관계(p<.01)가 있는 것으로 나타났다.

    정서‧행동 유능성 척도의 4개 하위요인은 각각의 하위요인 간에 모두 유의한 정적인 상관(.33~.61, p<.01)을 보여서 한 가지 영역에서 유능성이 높은 경우 다른 영역에서도 비슷하게 높은 유능성을 보이는 결과를 나타냈다. 구체적으로 보면, 학습준비도는 정서조절(r=.61), 사회적 자신감(r=.60)과 가장 상관이 높은 요인이었고, 상관이 가장 낮은 요인은 정서 조절과 사회적 자신감 이었다(r=.33).

    다음으로 유아 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)의 공인타당도를 검증하기 위하여 유아의 사회적 유능성 척도를 준거변인으로 하여 상관분석을 실시하였다. 유아의 사회적 유능성 척도와 유아 정서‧행동 유능성 척도의 하위요인 간의 상관은 모두 통계적으로 유의하였다. 사회적 유능성 척도의 하위요인 중 친사회적 행동의 경우 유아 행동, 정서 유능성 척도의 모든 하위요인과 정적인 높은 상관관계를 나타냈으며(r=.42~.57), 불안 위축행동(r=-.24~-.69)과 분노 공격적 행동(r=-.12~-.60)의 하위요인과는 각각 모두 부적인 상관관계를 나타냈다. 유아 정서‧행동 유능성 척도의 가족참여 요인은 사회적 유능성 척도의 분노공격적 행동과는 유의한 수준이기는 하지만 매우 낮은 상관을 보였다. 그러나 본 결과를 놓고 볼 때 대체적으로 유아 정서‧행동 유능성 척도의 하위요인들 대부분이 유아의 사회적 유능성 척도의 하위요인들과 관련되어 있으며 유아 정서‧행동 유능성 척도의 타당성을 나타낸다고 볼 수 있다.

    Ⅳ. 논의 및 결론

    본 연구는 유아의 강점과 유능성을 측정하는 것의 중요성을 공감한 학자들이 개발하고 표준화한 유아의 정서‧행동 유능성 척도(Preschool Behavioral and Emotional Rating Scale, PreBERS)를 우리나라 유아에게 적용하기 위하여 척도의 타당도와 신뢰도를 검증하고자 하였다. 나타난 연구결과를 연구문제를 중심으로 논의하면 다음과 같다.

    첫째, 유아의 정서‧행동 유능성 척도(PreBERS)의 검사양호도를 살펴보기 위해 신뢰도를 분석한 결과, 내적합치도는 학습준비도 요인이 .94, 정서조절 요인이 .91, 가족참여 요인이 .94, 사회적 자신감 요인이 .89이었고 전체 검사의 내적 합치도는 .96으로 나타났다. 이는 본 척도의 문항들이 대체로 동질적인 문항들로 구성되어 있으며 영역별 문항도 일관적인 내용으로 평가하도록 구성되어 있음을 의미한다. 일반적으로 검사의 신뢰도 계수가 .80〜.90 이상이면 바람직하다는 것(성태제, 2007)에 비추어 볼 때, 본 척도의 신뢰도는 바람직한 범위에 속한다고 할 수 있다. 이러한 결과는 미국판 PreBERS의 내적합치도 지수가 .84〜.98 이었던 것(Epstein et al., 2009)에 비해 보아도 유사한 수준이며 척도의 신뢰도가 높은 것을 알 수 있다.

    둘째, 유아의 정서․행동 유능성 척도(PreBERS)를 탐색적 요인분석한 결과, 우리나라유아들을 대상으로 한 본 연구결과에서 원 척도의 하위요인과 유사한 구조로 4개의 하위요인으로 묶이는 것으로 나타났다. 그러나 하위요인에 따라서는 요인의 적재값이 미국판 PreBERS와는 다르게 나타났다. (Epstein과 Synhorst(2009)가 보고한 PreBERS의 각 하위요인에 대한 요인 적재값과 비교해 봤을 때, 학습준비도와 정서조절 요인은 미국판 PreBERS는 4개 하위요인의 적재값의 범위가 .62〜.88인 것에 비해 본 연구에서는 하위요인의 적재값이 .55부터 .79이어서 요인의 적재값이 상대적으로 낮은 문항이 있다.

    본 연구에서 유아의 정서․행동 유능성 척도가 4개의 하위요인으로 묶이는 구조는 PreBERS를 개발한 연구진들이 일반유아 및 장애유아, 그리고 저소득층 유아들을 대상으로 적용하여 PreBERS 척도의 타당도와 신뢰도를 측정한 결과와 동일하게 나타나서, 미국의 중서부 지역의 유아들을 대상으로 한 척도의 하위요인들이 갖고 있는 문항의 측정변별력이 우리나라 유아들에게도 적용될 수 있음을 시사한다. 그러나 개별 문항의 구성에 있어서 원 척도가 42문항으로 구성되었던 것에 비하여 본 연구에서는 공통성 값이 낮게 나타났거나 3가지 요인에 혼재되어 나타난 총 5개 문항을 제외한 총 37문항으로 구성된 것으로 나타난 것은 차이가 있다. 또한 정서․행동 유능성 척도를 구성하는 요인의 적재값의 분포가 미국 PreBERS에 비해 학습준비도가 가장 높았고 사회적 자신감이 가장 적은 점수를 나타낸 점도 차이가 나는 결과이다.

    이러한 결과는 우리나라 유아의 정서와 행동의 유능성은 학습준비도와 정서조절을 주요한 요인으로 기초하여 측정될 가능성이 있음을 시사한다. 학습준비도는 학교준비도와 구분되어 정의되기도 하는데 두 가지 개념을 혼용하여 사용되기도 하며 실제에 있어서는 교사와 학부모 모두 학습준비도 개념에 좀 더 익숙하다고 보고된 연구도 있다(지성애, 정대현, 정효은, 안지송, 박은영, 2006). PreBERS의 학습준비도 하위요인은 기존의 학교준비도와 학습준비도의 개념이 모두 포함된 문항으로 구성된 것으로서 유치원이나 이후 학교생활에 무리없이 적응하고 수행하는데 필요한 신체적, 사회적, 정서적인 측면의 준비 정도(박혜정, 강혜원, 장명림, 1987) 뿐만 아니라 학습의 기초가 되는 기능에 대한 준비 정도를 의미하는 것이다. 따라서 이러한 행동적인 특성은 유아의 정서와 행동의 유능성 정도를 설명하는데 높은 관계를 갖고 있음을 본 연구의 요인분석 결과가 간접적으로 시사한다. 또한 정서조절 하위요인은 이미 미국판 PreBERS에서 본 척도를 가장 많이 설명하는 요인으로 개발되었으며 관련 연구들(Denham, Blair, DeMulder, Levitas, & Sawyer, 2003; Saarni, 1999)에서도 자신의 정서를 사회적으로 수용되는 방식으로 사용하고 조절하는 정서조절이 정서적 유능성을 구성하는 주요 요소로 꼽고 있다. 그러므로 PreBERS는 유아의 정서적인 유능성과 사회적인 기술, 행동 등의 유능한 측면을 측정하는데 유용한 정보를 제공할 수 있는 도구인 것을 확인하였다.

    셋째, PreBERS의 요인분석 구조가 우리나라에서도 동일하게 나타나는지 확인적 요인분석(CFA)를 실시한 결과, 표본의 크기에 영향을 받지 않으면서 모형의 간명성을 선호하는 지수인 RMSEA가 1 이하의 점수인 .095로 나타나서 보통 수준의 모형을 보였다. 그러나 절대적 적합도 지수 및 상대적 적합도 지수 모두 .10에 가까운 수치를 보여서 모형이 적합한 요인구조를 갖고 있음을 확인하였다. 미국판 PreBERS에서는 일반 유아를 대상으로 한 확인적 요인분석에서 CFI, TLI, NFI 모두 .956〜.991의 수준이었고 RMSEA의 경우 .106으로 나타나서(Epstein & Synhorst, 2009) 우리나라의 경우와 거의 유사한 수준의 요인구조를 갖고 있음을 알 수 있다. PreBERS의 개발자들은 본 척도가 유아의 행동과 정서의 강점을 분석하는데 있어서 한 가지 측면을 중심으로 측정한 척도들에 비해 하위 4가지 요인들이 각각 독립적으로 또한 상호작용적인 요소들을 잘 구현해 내고 있다고 평가한다. 이러한 측면에서 볼 때 유아의 정서․행동 유능성 척도를 구성하고 있는 하위 4가지 요인들이 우리나라 유아의 행동과 정서의 유능성을 설명하는데 적절하게 사용될 수 있으리라 예상할 수 있다.

    넷째, PreBERS의 타당도를 구체적으로 살펴보기 위해 먼저, 내적타당도 분석을 위하여 PreBERS의 하위요인과 총점간의 상관관계를 구한 결과 상관 계수가 모두 통계적으로 유의한 수준으로 나타나서 본 척도의 수렴타당도가 입증되었다. PreBERS의 학습준비도 하위요인은 총점과의 상관이 가장 높게 나타난 요인으로서 유치원 적응과 또래 유능성이 높은 상관이 있다는 연구의 결과들(황윤세, 2011; Jewsuwan, Luster & Kostelink, 1993)과 비슷한 맥락에서 이해될 수 있다.

    공인타당도를 구하기 위해 유아의 사회적 유능성 척도와의 상관관계를 분석한 결과에서는 비교적 통계적으로 유의한 수준으로 나타났다. PreBERS의 4개 하위요인 모두는 사회적 유능성 척도의 친사회적 행동 요인과 높은 수준의 상관관계를 보였다. 그러나 PreBERS의 정서조절 요인과 가족참여 요인은 각각 사회적 유능성 척도의 불안위축 행동 및 분노공격적 행동요인과의 상관계수가 통계적으로는 유의하지만 다소 낮은 수치로 산출되었다. 이는 두 요인의 문항내용간의 차이에서 비롯되는 것으로 보인다. 예를 들어 PreBERS의 정서조절 요인의 구인은 주로 외현적인 행동을 스스로 통제하거나 좌절이나 어려움을 받아들이는 정서와 행동의 측면을 측정하는 것에 비해 불안위축행동의 경우는 매우 소심하고 정서적으로 불안하거나 위축된 행동을 측정하는 구인으로 측정하도록 되어 있어서 이러한 문항 내용의 차이에서 비롯된 것으로 추측된다. 따라서 추후 연구에서는 공인타당도의 구체적인 분석을 위해 유아의 사회 정서발달 관련 척도를 좀 더 추가하여 분석할 필요성이 있는 것으로 생각된다.

    본 연구는 다음과 같은 연구의 한계점을 가지고 있다. 첫째, 신뢰도 검증에서 재검사 신뢰도나 검사자 간 신뢰도를 분석하지 않았기 때문에 본 척도의 신뢰도 관련 심층된 자료를 제시할 수 없다. 둘째, 본 연구의 구인타당도 검증에서 성별이나 연령에 따른 차이를 분석하지 않았다. 셋째, 본 연구는 우리나라의 지역적인 특성을 고려하여 연구대상 유아를 표집하지 못하고 연구대상이 서울과 경기지역에 한정된다는 제한점이 있다. 이와 같은 연구의 한계점은 본 연구가 PreBERS의 표준화 연구를 위한 기초자료를 제공하고자 하는 타당화 기초 연구인 점을 감안해서 이해되어야 할 것이다. 그럼에도 불구하고 본 연구가 갖는 의의는 유아의 강점을 중심으로 정서적이고 행동적인 특성의 유능함을 측정 할 수 있는 도구의 우리나라의 적용 가능성을 탐색하여 본 것이다. 추후 PreBERS의 표준화 연구에서는 본 연구결과의 자료를 기초로 하여 우리나라 유아를 대상으로 사용하도록 척도의 구성 요인을 재확인하고 문항의 타당성을 보완하는 과정이 필요할 것이다.

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  • [<표 1>] 연구대상의 일반적 특성
    연구대상의 일반적 특성
  • [<표 2>] 유아의 정서?행동 유능성 척도의 문항
    유아의 정서?행동 유능성 척도의 문항
  • [<표 3>] 유아의 정서?행동 유능성 척도의 탐색적 요인분석 결과
    유아의 정서?행동 유능성 척도의 탐색적 요인분석 결과
  • [<표 4>] 유아의 정서?행동 유능성 척도의 모델 적합도
    유아의 정서?행동 유능성 척도의 모델 적합도
  • [[그림 1]] PreBERS 척도의 CFA 모형
    PreBERS 척도의 CFA 모형
  • [<표 5>] 유아의 정서?행동 유능성 척도의 내적타당도 및 공인타당도 검증 결과
    유아의 정서?행동 유능성 척도의 내적타당도 및 공인타당도 검증 결과