고도의 산업화와 경제발전, 정보통신기술의 발달로 인해 사회변화가 급속화되고 물질주의와 개인주의가 만연함에 따라 비도덕적이고 비윤리적인 사건들이 계속 발생하고 있으며, 이는 사회 구성원들로 하여금 우리 사회에 대한 위기의식을 느끼게 하고 있다(김영옥, 장명림, 유희정, 2009). 인성교육은 이와 같은 위기를 극복하기 위한 방법으로 1990년대 중반 대두되었으며, 이후 학교교육에서 지속적으로 강조되어 왔다. 또한 최근에는 학교 폭력 문제의 극복과 같은 시대적 요구에 부응하기 위해 국가 차원의 인성교육 관련 정책 수립 및 시행이 보다 활성화되고 있다(김영옥, 이규림, 2013; 정창우, 손경원, 김남준, 신호재, 한혜민, 2013; 정희영, 방승미, 유희진, 2012). 이는 인성교육의 가치가 교육적 목적 혹은 본질과의 관련성뿐만 아니라, 국가‧사회적 및 개인적 요구를 충족시키는 수단으로 이해되고 있음을 의미한다. 뿐만 아니라 경제적인 측면과도 연계되어 정직, 책임 등과 같은 핵심 인성 요소가 국내기업에서의 ‘윤리 경영’은 물론 세계 경제에서의 경쟁력 제고 등 국가 경제 발전의 근본이 된다는 점을 부각하는 등 사회 전반에 걸쳐 인성교육의 중요성이 더욱 강조되고 있는 실정이다(현주 외, 2012). 특히 유아기는 인격이 형성되는 중요한 시기이므로 유아교육과정에서는 교육과정에 이를 충실히 반영하려 하였다. 2007 개정 유치원 교육과정에서는 홍익인간의 이념 아래 사람과 사람의 관계, 자연과 사람의 관계를 존중하고 사랑함에 중점을 두어야 한다고 하였으며, 이후 개발된 3-5세 연령별 누리과정에서는 사회생활 영역뿐 아니라 전 영역에 걸쳐 인성이 길러져야 함을 강조하고 있다. 특히 3-5세 연령별 누리과정에서는 타인 및 공동체와 바람직한 관계를 맺기 위한 올바른 인성은 자신의 일을 스스로 하고 다른 사람을 배려하며, 정해진 규칙을 준수하고 공동체 구성원이 공유하는 행위의 기준과 도덕적 가치를 내면화하는 것을 포함한다고 하고, 배려, 존중, 협력, 나눔, 질서, 효를 인성관련 요소로 제시하여 유아기부터 실천 위주의 인성교육이 실시되어야 함을 제안하고 있다(교육과학기술부, 보건복지부 2013).

이와 같이 인성교육이 사회적‧정책적 요구와 교육적 차원에서 중요 가치로 강조되고 있으나 사람의 됨됨이를 가리키는 것으로 정의되어온 인성은 판단기준이 모호하며 시대와 관점에 따라 다양하게 정의되고 있어 교육적 실행 시에 공통적인 요소들을 찾아내는데 어려움이 있다(박찬옥, 2010; 이병석, 2009; 정희영 외, 2012). 남궁달화(1999)는 인성을 사람의 성품을 가리키는 말로 정의하고, 성품은 성질과 품격으로 나누어진다고 하고 이는 곧 한 사람의 마음의 바탕과 사람됨의 바탕을 가리키는 것이라고 하였다. 박찬옥(2010)은 인성을 구성하는 마음인 성질과 사람됨인 품격은 상호연관 되어 드러나는 것으로 개인의 특성으로 그 의미가 사용되기도 하고, 개인의 인간관계 능력 즉 사회적 능력의 의미로 사용되기도 한다고 설명한다. 이병석(2009)은 학자에 따라 시간 지키기, 협력, 청결, 건강 등과 같이 구체적인 항목을 인성의 구성요소로 설정하여 인성교육의 목표로 삼기도 하고, 정의, 지혜, 용기, 절제 등과 같은 요소들로 구성하는 경우도 있다고 하였다. 김영옥(2007)은 인성교육에 대한 여러 견해들을 종합하여 세 가지로 구분하였는데, 기초적 인성에는 유아의 기본생활습관 형성과 관련된 내용이 해당된다. 사회적 인성에는 자아개념(신체적 자아, 정서적 자아, 인지적 자아, 사회적 자아), 대인관계(감수성, 의사소통, 절충‧협력), 주도성(설득력, 성취동기)이 포함되며, 도덕적 인성에는 도덕적 동기, 도덕적 판단력, 도덕적 행동이 포함된다. 최근에는 인성을 미래 사회에서 성공적인 삶을 영위하는데 필요한 핵심역량으로 보고, 공감능력, 소통능력, 갈등해결능력, 문제해결능력, 대인관계능력, 자기관리능력으로 정의하기도 한다(이근호, 곽영순, 이승미, 최정순, 2012; 조난심, 2013). 이와 같은 관점에서는 앎과 행위 실천을 연계하여 도덕적인 문제 해결력과 실천 지향성에 중점을 두기 때문에 인성교육이 도적적인 문제해결과 행동실천을 위해 필요한 지식, 기능, 판단, 탐구, 성찰, 가치‧태도, 실천 등을 포함한 총체적인 특성을 지니고 있음을 강조한다. 선행연구를 살펴보면, 인성교육이 무엇인지에 대한 정의는 분명하지 않으나 인성은 인간이면 마땅히 지녀야 하는 모습 혹은 바람직한 인간의 성격으로 볼 수 있으며, 이는 도덕적 가치가 개입된 인격과 개인이 지닌 독특한 특성의 총체를 가리키는 성격이 결합된 것으로 다른 사람과의 관계 안에서 실현되는 것(김영옥 외, 2009; 박찬옥, 2010; 손병호, 2010)임을 알 수 있다.

앞서 기술한 바와 같이 다양한 ‘요구’의 측면에서 유아인성교육의 중요성이 더욱 강조되고 이에 대한 논의가 활발해짐에 따라 유아인성교육 관련 연구들도 증가하고 있으며, 바람직한 유아인성교육의 방향을 모색하기 위한 인성교육 프로그램 개발도 활발하게 이루어지고 있다. 그러나 인성은 정의가 다양하고, 포괄적이고 총체적인 성격을 가지고 있어 인성교육프로그램이 어떠한 측면에서 효과가 있는지 밝히는 것이 어려운 측면이 있다. 또한 지금까지 개발된 유아인성교육 프로그램들이 실제적인 효과성이 있는지, 어느 정도의 효과성을 가지고 있는지, 종속변수와 조절변수(프로그램 유형, 운영방법)에 따라 효과의 크기가 어느 정도인지에 대해 체계적으로 분석한 연구는 거의 없다. 최근 유아 인성교육과 관련된 연구동향을 분석하는 연구(정희영 외, 2012)가 이루어졌으나 인성관련 연구 전체를 대상으로 하여 연구시기, 연구유형, 연구방법, 연구대상을 중심으로 동향을 제시하고 있어, 인성교육을 위해 개발된 프로그램을 대상으로 하여 그 효과를 검증하는 보다 체계적이고 객관적인 접근이 필요한 실정이다. 이러한 문제를 해결하기 위해 활용 가능한 연구방법이 메타분석이다. 메타분석은 서로 상충되고 크기가 서로 다른 개별 연구들의 양적 연구결과들을 통계적으로 통합하는 연구방법으로 개별연구결과들을 서로 비교할 수 있도록 표준화된 통계치인 효과크기를 통해 관심 변수들 간의 방향과 효과의 크기를 알려준다(박성덕, 신인수, 2014; 장복성, 신인수, 2011). 따라서 메타분석은 양적 연구들을 통합하여 체계적이고 정확한 결론을 내릴 수 있는 효과적인 방법으로, 특정주제와 관련된 교육프로그램들의 일반적 효과수준을 파악하고 그 효과성에 영향을 미치는 요인들을 밝혀내는데 유용하다는 장점을 가지고 있다.

따라서 메타분석을 통해 유아인성교육 프로그램이 이루고자 하는 인성교육 목표 중 어떠한 요인이 가장 효과가 있는지, 어떤 프로그램 유형이나 방법이 보다 효과적인지에 대해 연구자의 편견이나 견해를 최대한 배제하여 좀 더 객관적이고 정확하게 살펴보는 것은 의의가 있다(오성삼, 2002; 황성동, 2014)고 할 수 있다. 유아인성교육 프로그램의 전체적 효과를 살펴봄으로써 기존의 유아인성교육 프로그램 내용의 타당성을 확인할 수 있을 뿐만 아니라, 효과적인 인성교육의 종속(목표)변수는 무엇이며, 대상 유아 수와 적용기간 등의 프로그램 운영 정보를 얻을 수 있기 때문이다. 이에 본 연구에서는 2000년 이후부터 20014년까지 국내에서 발표된 유아대상 인성교육 프로그램의 효과에 대한 학위논문과 학술지 논문을 수집하고 메타분석을 통하여 검증해 봄으로써 객관적인 증거에 기초한 보다 효과적인 유아인성교육 프로그램을 개발하는데 필요한 기초자료를 제공하고자 하였다. 이를 위해 다음과 같은 연구문제를 설정하였다.

본 연구는 2000년 1월부터 2014년 현재까지 국내에서 발표된 유아인성교육 프로그램을 구성하여 효과를 검증한 학술지와 석사, 박사 논문을 분석대상으로 선정하였다. 1990년대 중반 실천중심의 인성교육이 추진과제 중 하나로 실시되면서 점차 인성관련 논문들이 나타나기 시작했으며, 2000년 이후 논문 수가 급격하게 증가되면서 교육과정 및 프로그램 관련 논문들이 나타나기 시작했기 때문이다.

자료수집을 위해 국회도서관(http://www.nanet.go.kr), 과학기술정보 통합서비스(NDSL), 누리미디어 DB-PIA(http://www.dbpia.co.kr), 한국교육학술정보원 학술연구정보서비스(KERIS, http://www.riss.kr), 구글 전문정보(학술자료)의 온라인 검색 DB를 활용하여 논문을 검색하였다. 검색을 위해 사용한 주제어는 ‘유아 & 인성교육(활동)’ 과 ‘유아 & 인성교육 프로그램’, ‘아동 & 인성교육 프로그램’ 이였으며, 이를 통해 관련 논문을 모두 수집하였다. 1차로 자료를 검색한 결과 학술지 논문 67편과 석‧박사학위논문 261편이 추출되었으며, 이 중 중복되거나 유아인성교육 프로그램(활동)에 해당되지 않는 논문 281편을 제외한 후 총 47편의 논문을 대상으로 표 1의 기준에 따라 분석대상 논문을 선정하였다.

[<표 1>] 자료 선정기준

자료 선정기준

[<표 2>] 연도별 분석대상 학위논문과 학술지 논문의 수

연도별 분석대상 학위논문과 학술지 논문의 수

첫째, 유아를 대상으로 인성교육 프로그램을 실제 실시하고, 실험집단과 통제집단의 사전과 사후의 변화를 통계적으로 제시한 연구 중 메타분석의 효과지수를 산출하는데 필요한 평균, 표준편차, t, F, p 등의 수리적 정보가 제시되어 있는 논문으로 선정하였다. 이 때 사전집단의 동질성을 검증하지 않아서 효과크기 계산이 의미가 없는 논문은 제외하였다. 즉, 실험집단과 통제집단(비교집단)을 기초로 한 실험연구가 아닌 연구나 질적 연구, 모형(프로그램) 개발만 하고 효과검증은 하지 않은 연구들은 대상에서 제외하였다. 또한 실험집단의 사례 수가 적어 비 모수통계 방법을 사용한 논문도 제외하였다. 둘째, 만 3-5세 유아만을 대상으로 한 연구를 선정하여 영아와 초등학생을 대상으로 한 연구는 제외하였다. 셋째, 학위 논문과 학회지 논문이 동일한 경우 학위논문을 제외하였다.

1차 논문분석을 통해 총 47편 중 프로그램의 효과검증을 실시하지 않았거나 평균, 표준편차, t, F, p 등의 수리적 정보가 제시되어있지 않은 논문 13편, 만 3-5세 유아가 대상이 아닌 논문 5편을 제외하여 총 29편의 논문을 추출하였다. 1차 논문분석을 통해 선정된 29편의 논문 중 자료선정 기준을 만족시키는 논문을 추출하기 위해 2차 논문분석을 실시하였다. 이 중 다른 연구와 중복되는 연구 1편, 비교집단이 없는 논문 4편, 사전집단의 동질성을 검증하지 않은 논문 3편을 제외하여 총 21편(석‧박사학위=15편, 학회지=6편)의 논문을 추출하여 메타분석을 실시하였다.

프로그램의 효과 분석을 위해 Cooper(2010)가 제시한 내용을 바탕으로 본 연구에 맞게 코딩 매뉴얼과 코딩표를 개발하였다. 하위그룹분석(sub-group analysis)을 위해 유아인성교육 프로그램의 효과를 측정한 종속변수 유형, 운영방법, 프로그램 유형 등을 주요 범주형 변수로 간주하여 코딩하였다. 구체적으로 살펴보면, 프로그램의 목표인 종속변인을 사회성 발달 관련변인과 정서 발달 관련변인으로 유형화하여 코딩하였다(표 1, 표 3 참조). 프로그램의 운영방법은 프로그램에 참여한 실험집단 유아 수와 총 프로그램 처치횟수로 세분화하여 코딩하였으며, 프로그램 활동유형은 문학적 접근방법과 통합적 접근 방법 2가지로 분류하였다. 효과크기 계산과 관련된 정보를 얻기 위해 실험집단과 비교집단의 사전 및 사후검사 점수의 평균과 표준편차, 자유도, 유의도, 통계값(t, F, χ²)을 포함하여 코딩하였다.

[<표 3>] 분석에 사용된 논문의 특징

분석에 사용된 논문의 특징

본 연구에서는 메타분석 코딩의 신뢰성을 확보하기 위해 유아교육을 전공한 박사학위 수료 이상의 전문가 1인과 본 연구자가 연구를 위해 개발한 코딩지를 기초로 교차코딩을 실시하였다. 코딩 전에 독립, 조절, 종속 변인 코딩기준에 대한 충분한 사전협의를 통해 코딩의 일치도 향상을 위해 노력하였다(장봉석, 신인수, 2011). 코딩의 신뢰도를 평가하여 보고하는 방법으로 Cohen의 Kappa와 같은 코딩자간 일치율을 주로 보고 있지만, 이는 코딩 시 일치된 의견을 보이는 것의 난이도를 보고하는 성격이 강하다는 선행연구(Littell, Corcoran, Pillai, 2008)를 참고하여 코딩자간 일치도는 따로 계산하지 않았다(김경철, 박성덕, 2013 재인용). 따라서 의견의 차이가 나타나거나 추가 확인이 필요한 논문에 대해 충분한 협의를 통하여 문제를 해결하는 과정을 통해 신뢰성을 확보하고자 하였다.

자료 분석은 효과크기 산출, 동질성 검증, 이질성에 대한 분석, 출판편향 오류 검증과정을 거쳤다. 첫째, 메타분석에서는 서로 일치하지 않은 척도를 가진 경우 그 결과를 종합하기 위해 효과크기(effect size)를 사용하여 동일척도로 바꾸어주는 표준화과정이 필요하다(황성동, 2014). 본 연구에서는 효과크기 분석 시 연구대상의 사례 수에 가중치를 부여하기 위해 Hedge와 Olkin(1985)의 방법을 활용한 교정효과 크기를 사용하였다. 이는 사례수가 많은 연구결과가 더 정확하게 효과크기가 추정되었다고 가정할 수 있으므로, 전체효과 크기를 계산하는데 있어 보다 큰 영향을 주게 하기 위함이다(장봉석, 신인수, 2011). 둘째, 모든 효과크기들이 동일한 모집단의 효과크기를 추정하고 있는지의 여부를 검정하기 위해 동질성 검증의 통계량 Q값을 산출하였다. 그러나 Q값은 각 연구의 모집단의 효과크기들이 모두 같다는 귀무가설만을 검증하므로(황성동, 2014), 효과크기의 동질성을 넘어 초과 분산을 산출하기 위해 I2값을 산출하였다. 이 때 p값이 .10보다 작고, I2값이 50% 이상이면 상당한 정도의 이질성이 있다고 판단 가능하다(Higgins & Green, 2011). 셋째, 효과크기와 관련된 조절변인을 활용한 Meta-ANOVA를 실시하여 이질성 검증을 실시하였다. 넷째, 실제로 메타분석을 통해 얻은 결과가 분석에 포함되어야 할 연구가 모두 포함되었을 때의 결과와 다르다면 출판편향(publication bias)이 존재한다고 볼 수 있다(황성동, 2014). 따라서 본 논문에서는 Funnel Plot을 사용하여 수집된 논문들의 출판편향이 있는지 검증하였다.

본 연구에서는 효과크기 및 동질성 검증 등의 분석을 위해 메타분석을 위한 통계 프로그램인 CMA(Comprehensive Meta-Analysis) Version 2.2를 사용하였다.

본 연구에서 선정한 21편의 연구물에서 나온 34개의 효과크기로부터 계산된 유아인성교육 프로그램의 전체 효과크기를 산출한 결과는 표 4와 같다.

[<표 4>] 동질성 검증 및 전체 효과크기

동질성 검증 및 전체 효과크기

유의수준 .05에서 동질성 검정을 실시한 결과 Q값은 511.84(p<.000)로 귀무가설이 기각되어 이질적인 것으로 판단하여 랜덤 효과모형을 적용하였다. 총 분산 대비 연구간 분산의 비율을 나타내는 I²의 값은 일반적으로 25%이면 이질성이 작은 것으로 해석하며, 50%이면 중간 크기 정도로, 75% 이상 되면 이질성이 큰 것으로 해석된다(Higgins & Green, 2011). 본 연구에서 I²의 값은 91.36%로 상당한 이질성을 가지고 있다고 판단할 수 있으며, 연구들은 각각 다른 연구자들에 의해 각기 다른 방식으로 연구되었기 때문에 모집단 효과크기 추정치가 동일하다고 볼 수 없다. 이에 본 논문에서는 랜덤 효과 모형을 제시하였다.

표 4를 보면 전체 효과크기는 2.48이며, 전체 효과크기에 대한 95% 신뢰구간은 2.11-3.17이다. 이를 효과크기의 누적분포적 해석방법인 U₃지수로 나타내면 99.34%에 해당된다. 효과크기 2.48은 실험연구 상황 하에서 통제집단이 50%의 성공률을 보인 반면에 실험집단은 99.34%의 성공률을 보였다는 의미이다. 실험집단의 99.34%가 통제집단의 중간 값(통제집단의 경우 50%)을 넘어서고 있으므로 실험집단의 성공률은 통제집단의 성공률보다 49.34% 높다고 할 수 있다. Cohen(1988)은 효과크기가 .80 이상일 경우 큰 효과크기라 할 수 있으며 .50정도 이면 중간 효과크기 .20이하일 경우 작은 효과크기라고 설명하고 있다. 이 기준에 따르면 유아인성교육 프로그램의 전체 평균효과크기 2.48은 매우 큰 효과크기를 의미한다. 따라서 인성교육프로그램을 활용한 집단은 인성교육프로그램을 활용하지 않은 집단에 비해 전체 평균효과크기에서 보다 유의미한 효과를 나타내었다. 이를 도식화하면 그림 1과 같다.

[[그림 1]] 유아인성교육 프로그램 전체 효과크기

[[그림 2]] 출판편향 분석결과

종속변수의 차이에 따라 개별 평균효과크기가 어떠한지, 통계적으로 유의미한 차이가 있는지를 분석한 결과는 표 5와 같다. 종속변수는 유아인성교육의 효과를 보기 위해 연구자들이 사용한 척도로 실제적인 효과를 나타낸다고 볼 수 있다. 종속변수의 유형은 교육과학기술부, 제주특별자치도교육청(2008)의 『영유아 기본학습능력발달 지원』 사업에서 추출한 내용요소에 기초하여 사회성과 정서 관련변인 2가지 유형으로 분류하였다.

[<표 5>] 프로그램 종속변수에 따른 효과크기와 조절효과

프로그램 종속변수에 따른 효과크기와 조절효과

인성교육 프로그램의 효과는 사회성 발달(ESsm=2.41), 정서 발달(ESsm=2.27) 순으로 나타났으며, Q값은 0.09(df=1, p>.05)로 나타나 사회성 발달 관련변인과 정서 발달 관련변인 간의 효과크기가 동일하다는 귀무가설을 기각할 수 없다. 즉 종속변인에 따른 효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다.

조절변인에 따라 개별평균의 효과크기가 어떠한지, 통계적으로 유의미한지를 분석한 결과는 표 6과 같다. 우선 유아인성교육 프로그램의 유형을 분류한 결과 그림책을 통한 문학적 접근 프로그램과 통합적 접근에 의한 프로그램으로 크게 2가지로 나눌 수 있었다. 이를 적용하여 프로그램 유형에 따른 효과크기를 분석한 결과, 통합적 접근(ESsm=3.48), 문학적 접근(ESsm=1.32) 순으로 효과크기를 나타냈다. 즉, 인성교육 프로그램 내용은 통합적 접근을 통한 프로그램에서 효과크기가 상대적으로 가장 크게 나타났으며, Q값은 12.93(df=1, p<.001)로 나타나 2개 집단 간의 효과크기가 동일하다는 귀무가설을 기각할 수 있다. 즉 프로그램 유형에 따른 2개 집단 간의 효과크기의 차이는 통계적으로 유의한 것으로 나타났다.

[<표 6>] 조절변인에 따른 효과크기와 조절효과

조절변인에 따른 효과크기와 조절효과

실험집단 인원수에 대한 효과크기는 20명 이하(ESsm=2.77), 26명 이상(ESsm=2.32), 21명-25명(ESsm=2.14) 순으로 나타났으며, Q값은 3.86(df=2, p>.05)로 나타나 3개 집단 간의 효과크기가 동일하다는 귀무가설을 기각할 수 없다. 즉 실험집단 인원수에 따른 효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다.

실험처치 횟수에 따른 효과크기 분석 결과, 16-20회(ESsm=2.94), 21회 이상(ESsm=2.87), 15회 이하(ESsm=2.50) 순으로 나타났으며, Q값은 0.99(df=2, p>.05)로 나타나 3개 집단 간의 효과크기가 동일하다는 귀무가설을 기각할 수 없다. 즉 실험처치 횟수에 따른 효과크기의 차이는 통계적으로 유의하지 않은 것으로 나타났다.

본 연구는 메타분석방법을 사용하여 유아를 대상으로 한 인성교육 프로그램의 효과를 종합하고 그 특성을 분석하는 것을 목적으로 하여 2000년 이후의 국내 학회지 및 학위논문 21편, 총 34개의 효과크기에 대해 메타분석을 실시하였다. 연구문제를 중심으로 연구결과에 대한 논의를 하면 다음과 같다.

첫째, 유아인성교육 프로그램의 전체 효과크기를 살펴본 결과, 2.48로 나타나, 작음(.20), 중간(.50), 큼(.80)으로 효과크기를 정의한 Cohen(1988)에 따르면 매우 큰 효과인 것으로 나타났다. 인성교육 프로그램을 활용한 집단이 활용하지 않은 집단에 비해 보다 효과적인 결과를 나타냈으며 그 효과 크기에서도 매우 큰 것으로 나타나 인성교육을 실시하는 경우 유아의 인성발달에 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 보여준 것이다. 이와 같은 결과는 유아기에 인성교육 프로그램을 적용할 경우 긍정적인 변화를 가져올 수 있음을 주장한 선행연구들과 그 맥을 같이 하는 것으로 볼 수 있다(박찬옥, 2010; 우영효, 2004; 이병석, 2009; 정희영 외, 2012). 인간은 타인과의 대인관계에 만족을 느끼고 조화를 이룰 때 성숙한 인간으로 발달할 수 있고 그렇지 못할 경우 성장 및 발달에 부정적인 영향이 나타나고 개인관계에서도 결함이 나타나게 된다(김영옥 외, 2009). 이에 따라 유아교육에서는 유아기가 인성교육의 출발점이 되어야 함을 강조하며 다양한 측면에서 교육프로그램을 개발‧적용해왔는데, 본 연구를 통해 매우 큰 효과크기로 나타난 결과는 이러한 주장이 입증된 것으로 볼 수 있다. 특히 인성교육은 가치 지향적 교육이며 어떤 가치를 지녔는가에 따라 개인의 삶의 형식이 달라질 수 있으며(박찬옥, 2010), 교육이 지식의 도구적 측면에 관심을 집중하고 윤리에 대한 교육도 주지주의적으로 이루어지고 있는 현실(손봉호, 2010)을 고려할 때 더욱 의미 있는 결과라고 볼 수 있다. 다시 말해 유아기는 바른 인성을 기르는 것이 적합한 시기임을 보여주는 결과임을 의미한다.

둘째, 종속변수에 따른 인성교육 프로그램의 효과크기는 통계적으로 유의한 차이는 아니었으나 사회성 발달 관련변인이 정서발달 관련 변인에 비해 상대적으로 큰 효과크기를 나타냈다. 이는 자아개념, 사회적 관계, 도덕성에 기초를 두고 있는 사회성이 정서인식, 정서의 표현과 조절, 감정이입 등의 변인과 관련된 정서에 비해 교육 프로그램을 통한 향상이 보다 용이했다는 의미로 해석할 수 있다. 이러한 결과는 정서를 인식하고 표현하고 해석하기 위해서는 신체적 단서, 표현적 단서, 상황적 단서 등의 단서에 대해 이해하고 표현할 수 있는 기술이 있어야 하며, 미묘한 맥락적 단서에도 주의를 기울여 추론할 수 있는 능력이 필요하다는 것에 착안하여 생각해볼 필요가 있다. 즉 정서의 표현과 이해과정에는 가시화되지 않은 내적 차원에 대한 추론과정이 중요하기 때문에 상대적으로 효과크기가 낮게 나타난 것으로 유추할 수 있다. 뿐만 아니라 인성에 대한 정의는 다양하게 제시되고(박찬옥, 2010; 이병석, 2009; 정희영 외, 2012) 있는 반면 교육적 차원에서는 자신의 내면을 바르고 건전하게 가꾸고, 타인과 공동체, 그리고 자연과 더불어 살아가는데 필요한 인간다운 성품을 길러준다(정창우 외, 2013)는 부분에 초점을 두고 인성교육 프로그램의 구성요소를 선정하는 과정에서 기본생활습관 및 또래와의 관계성, 조망수용능력과 같이 사회성에 기반한 요소들을 중심으로 프로그램이 구성되어 이와 같은 결과가 나타났을 가능성 또한 고려해볼 수 있다. 그러나 많은 발달 심리학자들이 제시한 바와 같이 유아의 내적 감정 상태에 대한 이해는 도전적인 사회적 상황을 해결하는 인지와 행동에 정서를 협응하는 유아의 능력과 관련되고(LaFreniere, 2006), 정서는 친사회적인 행동을 결정하는데 영향을 미침(Kostelnik, Whiren, Soderman, & Gregory, 2009)에 비추어 볼 때, 본 연구에서 사회성 발달 변인에서 보다 긍정적인 효과가 나타난 결과에 대해 장기적인 연구를 통한 주의 깊은 해석이 요구된다. 또한 체계적인 인성교육 프로그램 구성을 위해서는 인성의 구성요소 및 실행과정에 대한 기초 연구가 우선되어야 하며, 이를 기초로 한 후속 메타 분석적 연구가 필요하다고 본다.

셋째, 유아인성교육 프로그램의 효과크기의 차이 및 그 이질성에 대한 원인을 알아보기 위하여 프로그램 유형, 실험집단 인원수, 실험 처치 횟수에 대한 조절효과를 탐색하였다. 먼저 실험집단 인원수에 따른 효과크기를 살펴본 결과, 20명 이하일 때 상대적으로 가장 큰 크기를 나타냈고, 21-25명일 때 가장 낮았으며, 통계적으로 유의한 차이가 있었다. 유아인성교육 프로그램의 효과크기를 비교한 연구가 없어 직접 비교하는 것은 어렵지만 유아를 대상으로 한 프로젝트 접근법의 효과를 분석한 한경희, 정정희, 정한철(2004)의 연구와 유아다문화교육 프로그램의 효과를 분석한 이혜원(2014)의 연구에서 유아 수가 11-20명일 때 가장 효과가 있게 나타난 것과 유사한 결과이다. 인성교육프로그램이 유아 간 관계성에 기초한 상호작용과 관련되므로 집단의 크기는 프로그램 효과에 영향을 미치는 중요한 변인이 될 수 있다. 또한 학급의 크기가 작을수록 또래 간 상호작용이 증가하며, 유아에 대한 교사들의 개별적 반응이나 우호적인 상호작용의 기회가 늘어나게 된다는 것은 선행연구들에서 입증되어 온 것으로(김영주, 2000), 유아인성교육 프로그램 및 활동의 효과성을 높이기 위해서는 집단 크기를 작게 하는 것이 효과가 있음을 제안할 수 있다.

한편 실험처치 횟수에 따른 효과차이를 비교해보면 21회 이상 적용했을 때보다 16-20회 적용했을 때 효과크기가 더 높게 나타나 다문화프로그램에 대한 메타분석을 실시한 이혜원(2014)의 연구와 동일한 경향성을 보여주었다. 반면 자기조절학습 프로그램에 대해 메타분석을 실시한 장봉석과 신인수(2011)가 프로그램 운영기간이 길수록 효과가 크다고 한 것과는 다른 맥락의 결과이다. 다만 본 연구에서도 3개 논문을 제외하고 6주 이상 8주에서 10주가 대부분인 것으로 나타나 김형수와 김동일(2007)이 프로그램 적용기간을 6주 이상으로 적용하는 것이 바람직하다고 제안한 것과 맥락을 같이 하여 해석할 수 있다. 메타분석에 관한 선행연구들의 제안과 본 연구에 결과에 비추어 볼 때 더 긴 회기의 교육이 짧은 교육보다 효과가 있을 가능성은 예측 가능하다. 그러나 모든 프로그램에서 실험 적용횟수와 효과크기가 지속적으로 정적 비례관계를 나타내는 것은 아님을 확인할 수 있다. 이에 따라 총 횟수를 많이 계획하는 것보다 각 유아의 연령, 프로그램의 특성, 교육환경 등에 적합한 적용 기간과 적용 회수를 선택하는 것이 효과적임을 유추할 수 있다. 또한 선행연구(이혜원, 2014; 한경희 외, 2004)에서 제시한 바와 같이 가장 이상적인 회기와 적용기간을 알기 위해서는 앞으로 더욱 많은 연구결과가 축적되어야 보다 정확한 패턴을 확인할 수 있을 것으로 본다.

본 연구는 실험집단-통제집단, 사전-사후 검사를 수행한 연구물을 대상으로 연구결과를 통계적으로 종합하는데 초점을 두었기 때문에 비교적 제한된 사례수의 논문이 활용되었다는 점, 선행하여 이루어진 메타분석 논문이 없어 직접적인 비교 대신 다른 분야의 연구들과의 비교가 주로 이루어졌다는 제한점이 있다. 따라서 추후에 유아인성교육 프로그램의 효과분석 및 인성교육의 구성요소에 기초한 개별연구들이 더 축적되어야 인성교육 프로그램의 효과성을 보다 구체화할 수 있을 것으로 본다. 또한 분석에 이용된 21편의 논문 중에서 학위논문 수가 15편으로 학위논문이 차지하는 비중이 높았다. 정희영 외(2012)가 2012년까지의 연구물을 분석한 결과에 따르면 인성관련 교육과정 및 프로그램 개발 연구는 매우 적은 편이며, 본 연구에서 사용한 인성관련 프로그램 연구의 상당수가 3-5세 연령별 누리과정의 개발과 관련하여 학위논문을 중심으로 이루어져 유아인성교육 프로그램의 효과에 대한 연구가 부족한 상황이다. 따라서 후속연구에서는 유아인성교육 프로그램의 효과에 대한 연구가 학술지를 통해 축적될 필요가 있다.