3. 주의전환 .33*** .23* -
* p<.05, ** p<.01, *** p<.001
<표 Ⅴ-6> 3세 유아의 반사실적 연역추론과 억제 및 주의전환의 관계(n=111)
연령 n 억제 주의전환
M SD t M SD t
3세 111 7.94 3.99 -0.17 0.92 1.06 -5.76 ***
4세 120 11.22 3.92 8.98 *** 1.44 1.18 -0.54
5세 120 12.95 3.14 17.30 *** 2.00 1.22 4.50 ***
*** p<.001
<표 Ⅴ-5> 연령별 유아의 억제 및 주의전환의 전반적 경향 및 우연수준과의 단일표본
t
검증2) 억제 및 주의전환이 3세 유아의 반사실적 연역추론에 미치는 영향
먼저 3세 유아는 과제특성이 2유형-일반적인 경우 반사실적 연역추론이 억제 및 주의전환과 어떠한 관계를 가지는지 살펴보았다. <표 Ⅴ-6>에 제 시한 바와 같이 3세 유아의 반사실적 연역추론은 모두 억제 및 주의전환 과 정적인 관련이 있다. 구체적으로 유아의 반사실적 연역추론은 과제특성 이 2유형-일반적인 경우 억제와
r
=.27(p
<.01), 주의전환과r
=.33(p
<.001) 의 낮은 상관관계가 있다. 즉, 3세 유아의 경우 억제 또는 주의전환을 잘 하는 유아가 2유형-일반적 반사실적 연역추론 과제를 제시받으면 추론을 잘한다고 볼 수 있다. 또한 억제와 주의전환도r
=.23(p
<.05)의 낮은 상관 관계를 보인다. 즉, 억제를 잘하는 유아가 주의전환도 잘 하는 것으로 해 석된다.변인
반사실적 연역추론(2유형-일반적)
모델 1 모델 2
B ß B ß
상수 1.00*** .70***
주의전환 .25*** .33*** .21** .28**
억제 .21* .04* .21*
.11 .15
13.24*** 9.47***
∆ .04
∆ 5.19
* p<.05, ** p<.01, *** p<.001
<표 Ⅴ-7> 억제 및 주의전환이 3세 유아의 반사실적 연역추론에 미치는 상대적 설명력(n=111)
위와 같이 유아의 반사실적 연역추론과 억제 및 주의전환이 상관관계가 유 의하므로 3세 유아의 반사실적 연역추론에 억제 및 주의전환이 미치는 영 향을 살펴보면 <표 Ⅴ-7>에 제시한 바와 같다. 과제특성이 2유형-일반적 인 경우에는 회귀모델 1에서는 주의전환만이 유아의 반사실적 연역추론에 영향을 미쳤다(
F
=13.24,df
=1, 110,p
<.001). 구체적으로 주의전환은 3세 유아의 반사실적 연역추론의 11%를 설명하는 요인이 되었다. 억제가 표준 화된 회귀계수로 투입된 경우 주의전환 뿐 아니라 억제(ß
=.21,p
<.05)도 반사실적 연역추론에 유의한 영향을 미쳤다.회귀모델 2에서 억제와 주의전환이 모두 과제특성이 2유형-일반적인 경 우 3세 유아의 반사실적 연역추론에 영향을 미쳤다(
F
=9.47,df
=2, 110,p
<.001). 구체적으로 억제와 주의전환은 유아의 반사실적 연역추론을 15%설명하는 요인임이 입증되었다. 따라서 3세 유아의 반사실적 연역추론은 억제 및 주의전환과 같은 정보처리능력이 있다면 추론과제에 정답을 응답 할 가능성이 높다고 할 수 있다. 구체적으로 3세 유아가 반사실적 연역추 론을 수행하는 데에는 억제보다 주의전환이 상대적으로 더 큰 영향을 미치
변인
상위집단
(n=23) 하위집단
(n=18) t(39) p
M SD M SD
반사 실적 연역 추론
1유형-특정적 .96 .83 .50 .62 -1.96 .058
1유형-일반적 1.22 .67 .78 .73 -2.00 .052
2유형-특정적 1.22 .74 .56 .71 -2.91 .006
2유형-일반적 1.43 .79 .78 .73 -2.73 .009
<표 Ⅴ-8> 억제 상위 및 하위집단 간 반사실적 연역추론 점수 차이 독립표본
t
검증(n=40)고 있다. 이러한 결과는 Beck과 동료들(2009)이 억제가 유아의 반사실적 사고에 영향을 미친다고 한 것과 일치하며, 주의전환이 영향을 미치고 있 다는 사실을 새롭게 보여준다. 이는 3세 유아도 억제 및 주의전환이 가능 하면 반사실적 연역추론을 할 수 도 있음을 보여준다.
이러한 결과를 재확인하기 위해 3세 유아를 대상으로 억제 및 주의전환 상하집단을 구분하여 각 집단 간 반사실적 연역추론 점수의 차이가 유의한 지 살펴보았다. 집단 구분은 정상분포를 고려하여 1
SD
를 기준으로 다음과 같이 하였다. 먼저, 3세 유아의 억제는 평균점수가M
=7.94(SD
=3.99)이므 로M
-1SD
(3.96점) 이하에 속하는 유아 억제 하위집단(n
=18),M
+1SD
(11.96점) 이상에 속하는 유아를 억제 상위집단(n
=23)으로 구분하 였다. 다음으로 억제 상위 및 하위집단의 반사실적 연역추론 점수 차이에 대하여 독립표본t
검증을 실시하여 보았다. 그 결과 <표 Ⅴ-8>에 제시한 바와 같이, 억제 상위집단에 속하는 유아가 하위집단에 속하는 유아보다 2 유형-특정적 및 2유형-일반적 과제에서 반사실적 연역추론 점수가 높았고 (p
<.01), 1유형-특정적 및 1유형-일반적 과제는 유의확률이p
=.058,p
=.052로 통계적으로 유의하지 않았다. 즉, 3세 유아도 억제능력이 상위에 속하는 유아들은 과제특성에 따라 반사실적 연역추론을 할 수 있음을 나타 내는 결과이다.변인
상위집단
(n=30) 하위집단
(n=53) t(81) p
M SD M SD
반사 실적 연역 추론
1유형-특정적 1.07 .79 0.62 .69 -2.69 .009
1유형-일반적 1.40 .74 0.77 .70 -3.88 .000
2유형-특정적 0.93 .87 0.70 .72 -1.32 .190
2유형-일반적 1.60 .62 1.02 .84 -3.30 .002
<표 Ⅴ-9> 주의전환 상위 및 하위집단 간 반사실적 연역추론 점수 차이 독립 표본
t
검증(n=83)다음으로 3세 유아의 주의전환 점수에 따라 상하위 집단을 구분하여 분 석해 보았다. 즉, 3세 유아의 주의전환 평균점수가