120 가사고사와같은사망의외인 ( 外因 ) 이었고, 10-14세아동인구 10 만명당사망의외인에의한사망자수는 2위인신생물에의한사망률 2.5명의 2배가넘는 5.3명에달하였으며, 사망의외인을원인별로살펴보면고의적자해 ( 자살 ), 운수사고, 익사의순이었다 [2]. 또한, UN

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원숙 강전
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1 ORIGINAL ARTICLE ISSN (Print) ISSN (Online) X 대한간호학회지제 44 권제 2 호, 2014 년 4 월 J Korean Acad Nurs Vol.44 No.2, 학령기아동의안전생활실천행동에관한구조모형 청주대학교간호학과 A Structural Model for the Practice of Life Safety Behavior in School-age Children Chae, Myung-Ock Department of Nursing, Cheongju University, Cheongju, Korea Purpose: This study is an examination of the paths in which the primary factors of anxiety, impulsiveness, knowledge of life safety practice, attitudes towards life safety practice, interpersonal support, and self-efficacy from Pender s Health Promotion Model influence the practice of life safety behavior in school-age children. Methods: The sample consisted of 489 5th and 6th grade students recruited from five elementary schools in Seoul City and four provinces, South Korea. Data were analyzed using descriptive statistics, correlations, factor analysis, and structural equation modeling. Results: Attitudes towards life safety practice, interpersonal support, self-efficacy and impulsiveness directly influenced practice of life safety behavior. Anxiety did not have a direct influence on practice of life safety behavior, but indirectly affected it. In this modified model, 52.0% of the practice of life safety behavior was explained by the primary factors. Conclusion: To facilitate the practice life safety behaviors in late childhood, a positive attitude towards life safety needs to be developed along with decreasing impulsiveness and enhancing self-efficacy. Key words: Safety, Practice, Behavior, School-age children 서론 1. 연구의필요성현대의학의발달은건강의정의를질병이없는상태라는수동적태도에서생활습관의개선이나운동을통해건강해지려는노력등의능동적태도로의변화를가져왔다. 더나아가어릴때부터의올바른생활습관형성이토대가되어어른이되었을때건강을유지할수있는가장좋은계기가된다는것을강조하게되면서아동을 대상으로한건강교육이활발하게이루어지게되었다. 그러나이러한의학의발달과건강에대한정의의변화는아동의질병에의한사망이나선천적인신체적장애를현저히감소시켰으나안전사고에의한사망이나신체적장애는늘어나고있는것이현재의실정이다. 또한, 사망에이르지않더라도아동에서의안전사고는성인에비해사고로인한장애를가지고생활해야하는시기가더욱길어지기때문에개인, 사회더나아가국가및의료전반에걸쳐그손실정도가훨씬크다 [1]. 2011년사망원인통계결과를살펴보면, 10-14세사망원인의 1위 주요어 : 안전, 실천, 행동, 학령기아동 * 이논문은제 1 저자의박사학위논문의일부를발췌한것임. *This manuscript is based on a part of the first author s doctoral dissertation from Ewha Womans University. Address reprint requests to : Chae, Myung-Ock Department of Nursing, Cheongju University, 298 Daeseong-ro, Sangdang-gu, Cheongju , Korea Tel: Fax: cmo@korea.com Received: August 30, 2013 Revised: September 11, 2013 Accepted: December 18, 2013 This is an Open Access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution NoDerivs License. ( If the original work is properly cited and retained without any modification or reproduction, it can be used and re-distributed in any format and medium Korean Society of Nursing Science

2 120 가사고사와같은사망의외인 ( 外因 ) 이었고, 10-14세아동인구 10 만명당사망의외인에의한사망자수는 2위인신생물에의한사망률 2.5명의 2배가넘는 5.3명에달하였으며, 사망의외인을원인별로살펴보면고의적자해 ( 자살 ), 운수사고, 익사의순이었다 [2]. 또한, UN아동권리협약이행모니터링사업결과보고서에따르면, 2005년 OECD 회원국어린이인구 10만명당안전사고사망자수는한국이 8.7명으로 OECD 회원국평균 5.6명보다 1.5배많고스웨덴 2.7명보다 3.2배이상높은수준이었다 [3]. 이처럼다른나라에비해월등히높은수준의아동과청소년사고사망수준에도불구하고대부분의학교나학부모, 학생들은일상생활에서일어날수있는사고의가능성이나위험에대한심각성을크게자각하지못하고있다 [4]. 최근들어, 아동의사고에대한위험성을깊이인식하기시작하면서안전에대한인식과관리를강화하고있는데, 2012년현재아동 청소년을대상으로생활안전교육프로그램개발및교육, 안전한교통환경조성, 성범죄예방및보호대책강화, 아동학대예방보호체계강화, 학교폭력예방및피해자보호지원, 유해환경요인차단및건강관리지원등학교안전정책에관심을가지고지원을하고있다 [5]. 하지만아직도아동의발달특성을고려한다양한안전관리대책은부족한실정이다. 특히, 학령기아동은부모의보호로부터벗어나생활하기시작하면서활동영역이점점넓어지고친구들과의단체활동이많아지므로순간적충동에의해행동할뿐만아니라신체적성장이빠르고활동적인경기나놀이를좋아하고즐기기때문에실수가많아위험한상황이발생할수있으며, 인지발달로구체적인대상에불안을느끼게되는데, 이러한부정적정서가계속되면학교생활이나또래관계에어려움이있을수있다 [6]. 하지만대부분의아동은그러한환경에적절히대처할만큼판단이정확하지못하고행동이민첩하지못하며주의력과안전의식이부족해조그마한신체활동중에도사고로연결되는경우가빈번하다. 그러므로가정이라는환경을넘어서학교와사회공간으로활동영역이확장될수록위험인지능력부족, 신체적미성숙, 주의력과사고에대한안전의식부족으로인해아동의사고율은점점높아질것이라고예상할수있다 [7]. 그러나사고는예기치못한천재지변에의한결과가아니라질병과같이고위험군과위험인자가있다고많은연구결과를통해밝혀지고있으며, 이러한안전생활전반에영향을미치는요소들에대한사정과적절한통제로사고예방이가능한것으로알려지고있다. 그러므로학령기의경우추상적인사고와논리적인가정이가능해지고일상생활에필요한도덕, 가치관이형성되므로안전에대한올바른습관형성과위험인자에대한적절한통제를통해안전생활실천행동을격려할수있다. 현재까지학령기아동의안전에대한국내의선행연구를살펴보 면, 주로안전의식, 사고실태및안전교육실태, 안전실천, 안전교육프로그램의효과에대한연구들이대부분으로, 학령기아동의안전생활실천과관련된요인들이상호간에어떻게영향을미치는지에대한총체적인연구는부족한실정이다. 이에본연구는여러분야에서다양한연령과직업의대상자를통해건강증진행위는물론, 아동을대상으로구강건강증진행위, 예방접종과운동행위, 교육프로그램의효과등의구성요인을설명하고예측하는통합적모형으로널리사용되고검증되었던건강증진모형 [8] 을토대로, 학령기아동의안전생활실천행동에영향을미치는요인들을조사하였다. 그리고이요인들로이루어진가설적모형을설정한후그모형이안전생활실천행동을설명하고예측하는데타당한지검증함으로써학령기아동의안전생활실천행동을촉진하는종합적이고실증적인간호중재방안의기틀을제공하고자한다. 2. 연구목적본연구는건강증진모형 [8] 을토대로선행연구와문헌고찰을통해학령기아동의안전생활실천행동을설명하는요인들을파악하여변수들간의인과적관계및영향력을규명하는가설적모형을구축한후가설적모형과실제자료간의적합도검증으로예측모형을제시한다. 3. 연구모형학령기아동의안전생활실천을설명하는모형을개발하기위해건강증진모형 [8] 과문헌고찰을통해파악한내용을토대로개인적특성과경험, 행위와관련된인지와감정, 행위결과로구분하여본연구의개념적기틀을도출하였다 (Figure 1). 개인적특성과경험은안전사고경험, 안전교육경험, 불안, 충동성을변수로포함하고있고, 행위와관련된인지와감정에는안전생활실천지식, 안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감이, 그리고행동의결과에포함된변수는안전생활실천행동이다. 연구방법 1. 연구설계본연구는구조모형구축연구로써건강증진모형 [8] 을근거로학령기아동의안전생활실천행동에관한가설적모형을설정한후횡단적으로자료를수집하여모형의적합도와가설을검증하는연구이다.

3 학령기아동의안전생활실천행동에관한구조모형 121 Figure 1. Conceptual framework based on Pender s Health Promotion Model. 2. 연구대상본연구의대상은학령기아동으로전국 5개도시인서울특별시, 경기도, 충청북도, 경상남도, 전라남도에소재한 5개초등학교 5, 6 학년에게자료수집을실시하였다. 초등학생의안전생활실천행동에관한선행연구에서연구대상자수가 명으로다양하게분포되어있고, 공변량구조분석을할경우표본의크기에관한일반적인기준은없지만권장할만한수준으로 200명정도를제안한주장에근거하여 [9], 본연구에서는 10% 의탈락율을예상하여설문지 500부를배부하고 489부를자료분석에이용하였다. 3. 연구도구 47점이상은특성불안수준이매우높음에해당된다. 한국판 RC- MAS 번안연구 [6] 에서 Cronbach s α는.84였고, 본연구에서의 Cronbach s α는.92였다. 2) 충동성충동성 (Barratt Impulsiveness Scale) 검사 [11] 를번안한총 23문항으로구성된도구로인지충동성 6문항, 운동충동성 8문항, 무계획충동성 9문항의세가지하위요인으로구분되어있으며 전혀그렇지않다 (1점 ) 에서 항상그렇다 (4점 ) 까지의 Likert식 4점척도로점수가높을수록충동성이높은것을의미한다. 번안한충동성검사도구를사용한선행연구 [12] 에서 Cronbach s α는.77이었고, 본연구에서 Cronbach s α는.80이었다. 1) 불안초등학생에서고등학생에이르기까지모두사용가능하고발달적측면에서불안의변화를측정하기에적합한도구로, 성인발현불안척도를소아용척도로개정 [10] 하여한국판 RCMAS (The Revised Children s Manifest Anxiety Scale) 로번안 [6] 하였다. 특성불안은불안을일으키는경향으로개인이지니고있는지속적인특성을의미하며, 특성불안척도는총 20문항으로 평소에어떻게느끼고있는가? 에대하여 1-3사이에서답하도록되어있기때문에 20-60점사이의분포를갖는다. 점수에따라 39-42점은특성불안수준이약간높음, 43-46점은특성불안수준이상당히높음, 3) 안전생활실천지식 안전교육지침서 의내용을근거로개발한사고예방에대한지식도구 15문항으로 2점척도로구성되어있으며, 대상자가맞게응답한경우는 1점, 틀리게응답한경우는 0점으로처리하여점수가높을수록안전생활실천지식이높음을의미하고, Cronbach s α는.71 이었다 [13]. 본연구에서는신뢰도분석을통해 3문항을제외하고 12 문항을최종적으로사용하였으며 Cronbach s α는.69였다. 4) 안전생활실천태도본연구에서는 안전생활실천에대한개인의호의적, 비호의적인

4 122 정도 로정의한다. 안전교육지침서 의내용을근거로개발한사고예방에대한태도도구 15문항을, Likert 4점척도 매우위험하다 1점, 위험하다 2점, 안전하다 3점, 매우안전하다 4점으로구성하여점수가높을수록안전생활실천태도가긍정적임을의미하고, Cronbach s α는.90이었다 [13]. 본연구에서는신뢰도분석을통해 3문항을제외하고 12문항을최종적으로사용하였으며 Cronbach s α는.80 이었다. 5) 대인관계지지본연구에서는원도구인대인관계지지척도 (Interpersonal Support Evaluation List [ISEL])[14] 를한국성인대상으로변형하여사용한선행연구 [15] 에서다시학령기아동에맞게수정한 10문항 5점척도도구 [16] 로측정하였으며, 점수가높을수록대인관계지지정도가높음을의미한다. 학령기아동에맞게수정한연구 [16] 에서 Cronbach s α는.88이었고, 본연구에서 Cronbach s α는.92였다. 6) 자기효능감본연구에서는자기효능감도구 [17] 를학령기아동대상으로수정한 10개문항 5점척도로측정한점수이며, 점수가높을수록자기효능감이높음을의미한다 [16]. 학령기아동에맞게수정한연구에서 Cronbach s α는.83이었고 [16], 본연구에서 Cronbach s α는.81 이었다. 7) 안전생활실천행동 안전교육지침서 의내용을근거로개발한사고예방에대한실천도구 15문항을, Likert 4점척도로 전혀그렇지않다 1점, 어쩌다그렇다 2점, 자주그렇다 3점, 항상그렇다 4점으로구성하여점수가높을수록안전생활실천행동을더잘이행하는것을의미하고, Cronbach s α는.75였다 [13]. 본연구에서는신뢰도분석을통해 3문항을제외하고 12문항을최종적으로사용하였으며 Cronbach s α는.60이었다. 4. 자료수집본연구는 2012년 5월 1일부터 2012년 7월 31일까지대상학교에설문조사협조공문을보낸후대상자가소속된학교의기관장과보건교사, 담임교사의협조를받아실시하였다. 참여자가아동임을고려하여담임교사와보건교사가참여자아동에게설문지에응답하는도중에도참여를원치않을경우언제든지거부하거나중단할수있고, 응답을거부해도피해를받지않을것이라는내용을포함해충분한설명을하고난후자발적으로 본연구에참여한다는서명을받았으며, 교사가참여자들에게연구의필요성과기술방법을설명하도록하였다. 5. 윤리적고려연구과정동안대상자들의윤리적측면을보호하기위하여 E대학교에서기관윤리위원회의승인 (IRB No ) 을받고, 해당기관의협조를통해연구참여자와연구참여자의부모에게참여동의를받고시행하였다. 연구대상자에게설문의취지와익명성및비밀보장에대하여설명한설명문을제시한후연구참여동의서를받고원하지않을경우언제든지철회할수있음을알렸다. 6. 자료분석본연구의자료분석을위해연구대상자의일반적특성, 안전생활실천행동, 안전생활실천지식, 안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감, 안전사고경험, 안전교육경험, 불안, 충동성은빈도분석을통한평균과표준편차를이용하여분석하였고, 연구도구의신뢰도는 Cronbach s α 계수로분석하였다. 또한, 연구도구의구성타당도는탐색적요인분석을실시하였다. 마지막으로선행연구를통해도출된다양한변수간의상관관계및인과관계를파악하기위해모형의적합도를검증하였다. 수집된자료는 SPSS Windows 18.0과 AMOS 18.0을사용하여분석하였으며유의수준은.05로설정하였다. 연구결과 1. 대상자의일반적특성및안전관련특성대상아동은남학생이 238명 (48.7%), 여학생이 251명 (51.3%) 으로총 489명이었고, 학년은 5학년이 246명 (50.3%), 6학년이 243명 (49.7%) 이었다. 안전사고경험이있는경우는 305명 (62.4%) 으로과반수이상이었고, 안전교육경험이있는경우가 449명 (91.8%) 으로대부분을차지하였다. 2. 연구변수에대한서술적통계본연구모형의간결성을위해연구변수에대한탐색적요인분석을실시하였다. 요인추출방식은 orthogonal varimax 회전방식의주성분을이용하였고, 반복적인탐색적요인분석을통해문항이가지는설명력의크기라고할수있는문항별요인부하량 (factor

5 학령기아동의안전생활실천행동에관한구조모형 123 loading) 이낮은문항을삭제하였는데, 요인부하량의일반적인기준이 이므로, 각단계에서 0.5 미만인문항들을삭제하였으며, 분석후구체적인통계결과는다음과같다 [18] (Table 1). 본연구에서사용된각변수의신뢰도 Cronbach s α는모두.60 이상으로, 일반적으로 Cronbach s α는.60 이상이면받아들여진다고한기준에의해각도구가신뢰할수있는도구임을확인할수있었다 [19]. 또한, 본연구의각변수들에대한정규성을검정한결과, 일반적으로왜도는 3, 첨도는 10을넘지않으면자료가정규분포를따른다는가정을만족한다는기준에서모두다변량정규성을보였다 [20]. 3. 모형분석 1) 측정모형의확인적요인분석측정모형을검증하기에앞서변수들의분포형태를파악하고각변수들의관계성을살펴보기위한상관계수와분산추출지수에따른판별타당도분석결과상관계수는.69에서 -.66 사이의분포를보였고, 모든분산추출지수들이변수들간의상관계수의제곱값보다크게나타나판별타당성을만족한다고판단할수있다 [20]. 2) 가설적모형의적합도검증과수정가설적모형에서전반적인모형의적합도검증을실시한결과, 표본수에민감한 χ 2 통계량을제외한전반적인모형의적합도는 Goodness fit index (GFI) 는.94, Normed fit index (NFI) 는.90, Comparative fit index (CFI) 는.93, Tucker-lewis index (TLI) 는.91이고, Standardized root mean squared residual (SRMR) 은.04, Root-mean square error of approximation (RMSEA) 은.05로가설적모형이전반적으로좋은적합도를보였다. 그러나총 18개의가설중 5개의가설이지지되었고, 9개의효과만통계적으로유의한결과를나타냈다. 안전생활실천행동에대해직접효과를나타낸변수는안전생활실천지식 (β=.56, p=.035), 충동성 (β= -.30, p<.001) 이었고, 충동성이안전생활실천태도 (β = -.15, p =.024) 에, 불안이대인관계지지 (β = -.64, p<.001) 와자기효능감 (β = -.48, p<.001) 변수에대해유의한직접효과를나타냈다. 또한, 안전생활실천행동에대해총효과를나타낸변수는안전생활실천지식 (β =.56, p =.045), 충동성 (β = -.33, p =.020) 이었고, 불안은대인관계지지 (β= -.64, p =.034) 와자기효능감 (β = -.48, p =.041) 결과변수에서통계적으로유의한총효과를나타냈다. 따라서, 모형전체의적합도가우수함에도불구하고, 가설적모형이간접효과의경로가너무많아유의하지않은간접효과경로들때문에유의한경로까지나타나지않을수있기때문에잠재변수간경로를추가하거나제거하는방법을사용하였다 [20]. 또한, 전체적인간접효과의결과가유의하게나온다해도그것이어떤경로를통해영향을미치는것인지알수없다고판단하였다. 그결과, 통계적으로유의성이없는경로를단계적으로제거하는방법을이용하여모형의간명도를높이는동시에수정지수를고려하여적합도를유지하는과정을반복적으로수행하여수정모형을도출하였다. 이러한단계별모형수정과정을통해제거된경로는안전사고경험, 안전교육경험, 불안에서안전생활실천행동에대한경로, 안전사고경험에서안전생활실천지식으로의경로와함께안전교육경험, 불안, 충동성을외생변수로하면서안전생활실천태도로가는경로를, 불안에서대인관계지지로, 충동성에서자기효능감으로가는경로또한포함되어총 9개의경로가제거되었다. 본연구의가설적모형과수정모형의적합도지수에대한비교는 Table 2와같다. 수정모형의적합도지수는 GFI.93, NFI.90, CFI.91, TLI.90, SRMR.06, RMSEA.05로, 통계량의변화를살펴보면가설적모형의지수가더높아보이지만대부분소수점두번째자리에서근소한차이를보였다. 뿐만아니라, 모형의복잡성과객관성의차이를비교하는 Table 1. Descriptive Statistics of Study Variables after Exploratory Factor Analysis (N =489) Variables M±SD Range Number of items Cronbach s α Scale parameter Skewness Kurtosis Practice of life safety behavior 3.48± Knowledge on life safety practice 0.91± Attitudes towards life safety practice 3.54± Interpersonal Support 4.05± Self-efficacy 3.53± Safety accident experience 1.62± Safety education experience 1.92± Anxiety 1.91± Impulsiveness 1.76±

6 124 간명적합지수인 PGFI는.68, PNFI는.71로가설적모형보다높았고, AIC , BIC , CAIC 로가설적모형보다낮아 PGFI와 PNFI는높을수록, AIC, BIC와 CAIC는낮을수록좋은모형이라는기준에서볼때, 수정모형이가설적모형보다적합도가뛰어나다는것을확인할수있다 [9]. 3) 수정모형의효과분석수정모형의변수간직접효과, 간접효과및총효과에대한구체적인분석결과는 Table 3과같고, 가설적모형의효과분석결과와비교하였을때통계적으로유의한결과가더많이나타났다. 안전생활실천행동에대한각변수의효과를살펴보면, 직접효과를나타낸유의한변수는안전생활실천태도 (β=.19, p =.015), 대인관계지지 (β= -.10, p =.042), 자기효능감 (β=.10, p =.015), 충동성 (β = -.36, p<.001) 으로나타났다. 그러나대인관계지지와안전생활실천행동은음의상관관계를나타내문헌고찰과는상반된결과였다. 안전교육경험 (β =.06, p =.042) 이안전생활실천지식에, 충동성 (β = -.26, p<.001) 이대인관계지지에, 불안 (β= -.28, p=.001) 이자기효능감변수에직접효과를나타내었다. 또한, 안전생활실천행동에대해간접효과를나타낸유의한변수는불안 (β = -.04, p =.019) 과충동성 (β =.04, p =.048) 이었다. 총효과를나타낸변수는안전생활실천행동에대해자기효능감 (β=.21, p=.019), 불안 (β= -.04, p=.019), 충동성 (β= -.52, p=.001) 이, 안전생활실천지식에대해안전교육경험 (β=.10, p=.042) 이, 대인관계지지에대해충동성 (β= -.22, p =.003) 이, 자기효능감에대해불안 (β= -.17, p=.012) 이었다. 본연구의수정모형가설 12개중 7개의가설이지지되었고, 간접효과를고려한 25개의효과중 15개의효과가통계적으로유의하였다. 이와같은결과를반영한수정모형의경로도는 Figure 2와같다. 논의본연구는학령기아동을대상으로건강증진모형 [8] 을토대로안전생활실천행동에영향을미치는요인을파악하여이러한요인들로가설적모형을설정하고그모형이학령기아동의안전생활실천행동을설명하고예측하는데타당한지모형의적합도와가설을검증하고자실시되었다. Table 2. Model Fitness Indexes of the Hypothetical Model and Modified Model Model χ 2 (p) df GFI SRMR RMSEA (90% CI) NFI CFI TLI PGFI PNFI AIC BIC CAIC Hypothetical (<.001) ( ) Modified (<.001) ( ) df=degree of freedom; GFI=Goodness fit index; SRMR=Standardized root mean squared residual; RMSEA=Root-mean square error of approximation; CI=Confidence interval; NFI=Normed fit index; CFI=Comparative fit index; TLI=Tucker-lewis index; PGFI=Parsimoniuous goodness of fit index; PNFI=Parsimonious normed of fit index; AIC=Akaike information criterion; BIC=Bayes information criterion; CAIC=Consistent akaike information criterion. Table 3. Direct and Indirect Effects of Study Variables in the Modified Model (N =489) Endogenous variables Exogenous variables ß t SMC Practice of life safety behavior Knowledge on life safety practice Attitude towards life safety practice Interpersonal support Self-efficacy Safety accident experience Safety education experience Anxiety Impulsiveness Knowledge on life safety practice Safety education experience Attitudes towards life safety practice Safety accident experience Interpersonal support Impulsiveness Self-efficacy Anxiety Standardized direct effects (p).46 (.082).19 (.015)* -.10 (.042)*.10 (.015)* -.36 (<.001) Standardized indirect effects (p) -.01 (.269).02 (.074) -.04 (.019)*.04 (.048)* Standardized total effects (p).21 (.141).27 (.087) -.18 (.085).21 (.019)* -.01 (.269).02 (.074) -.04 (.019)* -.52 (.001).06 (.042)*.10 (.042)* -.04 (.422) -.04 (.368) -.26 (<.001) -.22 (.003) -.28 (.001) -.17 (.012)* *p<.05; p<.01; p<.001; ß=Standardized regression coefficients; SMC=Squared multiple correlation.

7 학령기아동의안전생활실천행동에관한구조모형 125 *p<.05; p<.01; p<.001. X1=Safety accident experience; X2=Safety education experience; X3=Anxiety; X4=Impulsiveness; Y1=Knowledge on life safety practice; Y2=Attitude towards life safety practice; Y3=Interpersonal support; Y4=Self-efficacy; Y5=Practice of life safety behavior. Figure 2. Path diagram for the modified model. 본연구의가설적모형을설정하는과정에서선행연구에서이미안전생활실천행동의예측요인으로확인되었거나반복적으로검증된변수들을포함해선정한결과, 학령기아동의안전생활실천행동예측변수로 8개의이론변수를확인하였다. 그리고건강증진모형 [8] 의개인적특성과경험, 행위와관련된인지와감정, 행위결과간의상호작용과인과관계를고려하여외생변수로안전사고경험, 안전교육경험, 불안, 충동성을, 내생변수로는안전생활실천지식, 안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감으로구성된가설적구조모형을구축한후적합도및효과분석과가설검증을통해최종수정모형을구축하였다. 가설적모형의적합도검증결과적합도지수는우수하였으나, 가설검증과정에서유의하지않은경로가많이포함되어있어모형의부분적수정이필요하다고판단되어통계적으로유의성이없는경로를제거하는방법을이용하였다. 모형수정과정중유의하지않아제거된대부분경로의외생변수가안전사고경험과안전교육경험이었다. 이는초등학생을대상으로한연구에서안전교육이사고예방에대한지식과태도에긍정적인효과를나타냈다는결과 [21] 와차이가있다. 이러한결과는본연구에서안전사고경험과안전교육경험에대해자료를수집하는과정에서, 안전사고경험횟수나안전교육만족도같은대상자경험내용의차별적인정성적차 이가아니라안전사고경험과안전교육경험유무의단순한정량적인차이에따른인과관계를검증하려했기때문에문헌고찰과는다른결과를나타낸것으로사료된다. 본연구의확정된수정모형의적합도검증결과가설적모형에비해큰변화는없었으나간명적합지수인 PGFI, PNFI, AIC, BIC, CAIC 는수정모형에서더향상되었으며수정모형에서설정된 12개가설중 7개의경로가유의한것으로나타났다. 이와같이, 수정모형의통계적유의성과이론적의미를동시에고려하여평가한결과간명도와적합도가높은것으로나타나수정모형을최종모형으로확정하였다. 본연구에서학령기아동의안전생활실천행동에영향을미친요인을살펴보면, 안전생활실천지식, 안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감, 안전사고경험, 안전교육경험, 불안, 충동성의 8개의변수중안전생활실천지식, 안전사고경험과안전교육경험을제외한 5개의변수가유의한영향을미치는것으로나타났고, 그중불안을제외한 4개의변수, 즉안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감, 충동성은직접적인효과가통계적으로유의하였다. 충동성은직 간접효과와총효과모두유의하게나타났고, 자기효능감은직접효과와총효과가, 불안은간접효과와총효과가통계적으로유의한변수였다.

8 126 본연구결과, 학령기아동의안전생활실천행동에유의한영향을미치는요인을중심으로내생과외생변수의효과분석결과에대하여살펴보면다음과같다. 안전생활실천태도는안전생활실천행동에직접적인영향을주는것으로나타났다. 이러한결과는학령기아동을대상으로했던연구에서안전사고의원인이대부분자신이위험상황에노출되었을때자신을안전하게지키지못하는불안전행동과관련되고불안전행동은안전에대한사전지식, 태도및기술의부족에서유발될수있다 [22] 고한것과맥락을같이한다. 그러므로안전생활실천행동정도를높이기위해서는긍정적인안전생활실천태도강화를위한반복적인안전교육이필요할것으로판단된다. 안전교육경험은안전생활실천지식에직접효과와총효과의영향을주는것으로나타났다. 이러한결과는학령기아동의안전교육요구도및사고예방에대한지식및태도연구에서사고예방교육의유무에따라사고예방에대한지식및태도에유의한차이를나타낸연구결과 [22] 와유사하였다. 그리고안전교육의효과를검증했던대부분의연구들에서안전교육프로그램적용후안전사고에대한지식과태도가통계적으로유의하게향상되어안전생활실천지식과태도에있어직접적인교육의효과가있음을입증하였다 [23]. 그러므로아동의발달단계에적합하도록흥미롭고효과적인안전교육을반복적으로실시하여안전생활실천태도와행동의바탕이되는안전생활실천지식향상을위한꾸준한노력이필요할것으로사료된다. 자기효능감은안전생활실천행동에직접효과와총효과의영향을주는것으로나타났는데, 초 중 고 대학생의안전효능감과안전행동과의관계를살펴본결과, 안전효능감이낮은집단일수록안전사고이후에아무런예방조치도하지않는무방비상태에있는경우가많았으며, 안전효능감이높은집단일수록주의하고조심하는자기조절식예방행동을많이하는것으로나타나 [24] 안전에대한효능감과안전생활실천행동의관계를시사해주고있는결과와비슷하며, 자기효능감은안전실천에대한중요한예측변수의하나라고하였던주장 [25] 을지지하였다. 하지만자기효능감은단기간의교육을통해강화시킬수있는것이아니라가치있는결과를가져올것이라는신념과행동을바꿀수있다는자신감이선행되어야하므로어린아동시기부터가정과학교의지속적인노력이밑거름이되어야할것이다. 불안은안전생활실천행동을설명하는데간접효과와총효과의영향을주는것으로나타났다. 이는초등학교여학생에서안전사고로인한심한정도의손상이감정의기복이심하고, 긴장이나불안감및우울감을호소하는경향이많은성격인정서성에서유의한차이를나타냈다고보고한것 [26] 과유사한결과였다. 또한, 불안은 자기효능감에직접효과와총효과의영향을주는것으로나타났는데, 이와같이불안과자기효능감, 안전생활실천행동의인과관계결과를종합하면, 대학생대상의연구에서자기초점주의, 특성불안, 자기효능감이사회공포에미치는영향을연구한결과특성불안은자기효능감을매개로사회공포에영향을미친다고보고한것 [27] 처럼, 불안이안전생활실천행동에직접적인영향을미치지는않지만자기효능감과같은다른매개요인에영향을주어결과변수인안전생활실천행동에간접적인영향을준다고판단할수있다. 충동성은안전생활실천행동에직 간접효과와총효과모두유의하게영향을주는것으로나타났다. 학령전기어린이를대상으로사고경향예측도를알아본연구에서사고와관련된높은특성으로충동성, 신경증, 외향성, 사회부적응등이연관성이높은요인으로밝혀진것 [28] 뿐만아니라학교안전사고와성격특성과의관계연구에서충동성이유의하였던결과 [12] 와도유사하여충동성이안전생활실천행동에부적인방향으로유의한영향을준다고설명할수있다. 또한, 충동성은대인관계지지에도직접적으로영향을주는것으로나타났다. 따라서, 충동성과대인관계지지, 안전생활실천행동의인과관계결과를종합하면, 충동성은안전생활실천행동에직접적으로영향을미치기도하지만, 대인관계지지와같은다른매개요인을통해결과변수인안전생활실천행동에간접적인영향을준다는것을알수있다. 본연구의구조모형을통해건강증진모형 [8] 에서개인적요인중심리학적요인인불안과충동성이안전생활실천행동에직 간접적인영향을주는것으로나타났다. 따라서, 추후연구를통해개인의생물학적, 심리학적, 사회문화적요인과안전생활실천행동과의다양한인과관계를규명하여아동을대상으로한효율적인안전교육프로그램을계획하는데반영해나가야할것이다. 반면, 본연구에서대인관계지지가안전생활실천행동에직접적인영향을미친다는결과가나타났으나, Pender 의건강증진모형을이용한학령전기가족을대상으로한연구에서안전생활실천행위에영향을미치는요인들을분석한결과일반적특성, 유익성, 장애성외에도주위사람들의지지에대한인지정도가정적상관관계를보였던결과 [29] 와는달리, 부적인상관관계를나타냈다. 이는학령기아동의가장중요한사회화의요인중하나인또래집단이기본적으로어른에게반항적이고반사회적이며, 학교규칙을위반하기쉬운경향이있으면서, 또래들의결속력을증진시키는윤리적규범, 비밀, 관습을지닌그들만의문화를가지고또래에게인정받는방식으로옷을입고, 말하고, 행동하는것에강력한영향을받는특징을가지므로, 본대인관계지지도구의문항대부분이친구보다는가족에초점을두고있어반항적인학령기후기성향에따른결과일수있다고판단된다 [30]. 그러므로 대인관계지지 가아닌 또래

9 학령기아동의안전생활실천행동에관한구조모형 127 지지 나 친구지지 를변수로사용했다면이러한학령기특징을좀더잘반영한결과가나왔을것이라사료되며, 후속연구를통해대인관계지지와안전생활실천행동의인과관계를다시한번확인할필요가있다. 본연구의구조모형에서모든변수가통계적인신뢰도검증과개념타당성, 판별타당성을만족시켰고, 가설적모형에서는안전생활실천행동에대한안전생활실천지식, 충동성의설명력 50.0%, 수정모형에서는안전생활실천행동에대한안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감, 충동성의설명력이 52.0% 로비교적높은수준이었음에도불구하고, 그외의내생변수인안전생활실천지식, 안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감에대한외생변수의설명력은많이낮은편이었다. 이러한결과는가설적모형설정과정에서안전생활실천행동의예측변수로선행연구에서확인되었거나반복적으로검증된변수들을포함해선정하였으나, 문헌고찰의양이제한적이어서본연구에서선택되지못한다른변수들이있을수있고, 도구선정과정에서설문지의과다한양으로인한대상아동의부담을고려하여문항수가적은도구를선택해야했기때문에발생할수있는도구의적절성문제, 또한대부분이성인을대상으로개발된도구에서아동의수준에맞게수정된도구임에도선행연구의신뢰도와본연구의통계적인결과만을확인하고, 개별적으로전문가에의한내용타당도과정을거치지못했던점이내생변수에대한외생변수의설명력을낮게했던요인으로작용한것으로사료된다. 결론본연구는학령기아동을대상으로건강증진모형 [8] 을토대로안전생활실천행동에영향을미치는요인을파악하여이러한요인들로가설적모형을설정하고이모형이학령기아동의안전생활실천행동을설명하고예측하는데타당한지모형의적합도와가설을검증하였다. 본연구결과, 안전생활실천태도, 대인관계지지, 자기효능감, 충동성은학령기아동의안전생활실천행동에직접적인영향을주는것으로나타났고충동성은직 간접효과와총효과를, 자기효능감은직접효과와총효과를, 불안은간접효과와총효과에서통계적으로유의한결과를보였다. 이상의연구결과는본연구에서구축한안전생활실천행동예측모형이학령기아동의안전생활실천행동을예측하는데유용하다고판단되며, 학령기아동의안전생활실천행동을고취시키기위해서는안전생활실천태도와자기효능감을강화하고, 충동성을낮출수있어야함을시사하고있다. 그러므로본연구의예측모형은학령기아동의안전생활실천행동이행 을높이기위한다양한프로그램을개발하고적용하는과정에서 효과적으로활용될수있을것이다. REFERENCES 1. Bae JY. Development of the safety education program for children. Korean Journal of Child Health Nursing. 2003;9(2): Statistics Korea annual report on the causes of death statistics [Internet]. Daejeon: Author; 2012 [cited 2012 November 19]. Available from: read&aseq= Kim SK, Kim Y, Lee HN. Monitoring implementation of the UN convention on the rights of the child: Implementation monitoring report. Seoul: Ministry of Health & Welfare, Korea Institute for Health and Social Affairs, Korea Monitoring Center for Children s Rights, Report No.: Lee MS, Park KO. School safety education factors predicting injury prevalence among Korean adolescence. Journal of Korean Society for Health Education and Promotion. 2004;21(2): Ministry of Health & Welfare. Support for children and youth [Internet]. Seoul: Author; 2012 [cited 2012 December 12]. Available from: ID=06&MENU_ID= &page=1. 6. Choi JS, Cho SC. Assessment of anxiety in children: Reliability and validity of revised children s manifest anxiety scale. Journal of Korean Neuropsychiatric Association. 1990;29(3): Yoon SH, Kim SJ. A study on the relativeness between safety knowledge and safety behavior of elementary school children. Journal of Korean Academy of School Health. 2012;25(1): Pender NJ. Health promotion in nursing practice. 3rd ed. Stamford, CT: Appleton & Lange Inc.; Bae BR. Structural equation modeling with Amos 19: Principles and practice. Seoul: Chungram Books; Reynolds CR, Richmond BO. Factor structure and construct validity of what I think and feel : The revised children s manifest anxiety scale. Journal of Personality Assessment. 1979;43(3): Barratt ES, White R. Impulsiveness and anxiety related to medical students performance and attitudes. Journal of Medical Education. 1969; 44(7): Lee HY, Kwon BA, Lee YA. The relationship of safety-accidents in school and personality: With special reference to impulsivity and extraversion-introversion. Korean Journal of Security and Safety. 2002;5(1): Kim SJ. Development and evaluation of a safety education program for injury prevention in elementary school students. Journal of Korean Academy of Child Health Nursing. 2010;16(1): Coughlan AK, Humphrey M. Presenile stroke: Long-term outcome for patients and their families. Rheumatology and Rehabilitation. 1982;21 (2): Suh MJ. A study on factors influencing the state of adaptation of the

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인문사회과학기술융합학회

인문사회과학기술융합학회 Asia-pacific Journal of Multimedia Services Convergent with Art, Humanities, and Sociology Vol.5, No.4, August (2015), pp.333-342 http://dx.doi.org/10.14257/ajmahs.2015.08.73 여대생의 건강위험행위 구조모형 전정희 1) A