인간은 사회적 존재로, 타인과의 원활한 사회적 상호작용을 위해서는 타인의 마음과 행동을 이해하는 능력이 필수적이다(Flavell, Miller, & Miller, 1993). 즉, 타인의 마음상태뿐 아니라 자신의 행동이 타인의 마음과 행동에 어떠한 영향을 미치는지, 그리고 마음상태와 겉으로 드러나는 행동은 다를 수 있음을 이해해야 한다. 이러한 능력을 지칭하는 것이 마음이론(theory of mind)으로, 유아기 동안 급격하게 발달하는 것으로 알려져 왔다(Gopnik & Slaughter, 1991; Wellman, 1992). 이 시기 마음이론을 형성하는 것은 유아가 또래집단에서 긍정적으로 적응하는데 요구되는 필수적인 능력 중 하나로(Hughes & Leekam, 2004), 관련 연구들은 마음이론이 높은 유아가 또래 내 인기가 높고(Slaughter, Imuta, Peterson, & Henry, 2015), 사회적으로 유능하며(Imuta, Henry, Slaughter, Selcuk, & Ruffman, 2016; Walker, 2005), 학업성취가 높은 것으로 보고하고 있다(Blair & Razza, 2007).

현재까지 수행된 마음이론 연구들은 대부분 마음이론 과제를 제시한 후 이에 대한 유아의 수행을 측정하는 방식으로 진행되었으며(Carlson & Moses, 2001; Perner, Lang, & Kloo, 2002; Ruffman, Perner, & Parkin, 1999; Wellman, Cross, & Watson, 2001), 이러한 연구들을 통해 영유아기 마음이론의 출현 시기나 발달 양상에 대한 현재의 지식이 형성되었다. 마음이론 연구의 초기 단계인 1980-90년대 수행된 연구들은 주로 틀린 믿음에 초점을 둔 과제를 사용하여 마음이론을 측정하였다(Ruffman et al., 1999; Wimmer & Perner, 1983). 하지만 단일 과제를 사용하여 마음이론을 측정할 경우 다양한 마음상태나 시간의 흐름에 따른 마음이론의 안정성에 대한 정보를 제공하기에는 한계가 있음이 제안되었다(Blijd-Hoogewys, van Geert, Serra, & Minderaa, 2008; Tahiroglu et al., 2014). 이러한 제한점을 극복하기 위해 연구자들은 마음상태를 측정하는 다양한 과제들을 함께 사용함으로써 측정의 정확성과 타당성을 높이고자 하였다(Hughes et al., 2000; Wellman & Liu, 2004).

마음이론 과제는 실험실 상황에서 유아의 수행을 평가함으로써 유아의 마음이론을 직접적으로 평가할 수 있다는 장점이 있으며, 다양한 과제의 합계를 사용할 경우 신뢰성 또한 높은 것으로 보고되었다(Hughes et al., 2000). 그러나 과제를 통한 측정에도 제한점은 존재하는데, 실험실에서의 측정은 유아의 일상적인 행동, 의사소통 및 사회적 상호작용에서 나타나는 마음이론을 충분히 포함하지 못할 수 있으며(Raver & Leadbeater, 1993), 유아의 인지나 언어능력(Happé, 1995), 수줍음과 같은 기질적인 특성(Tager-Flusberg, 1999)에도 영향을 받을 수 있다. 이에 일상생활에서 보이는 마음이론을 측정하는 척도를 개발하여 마음이론을 보다 통합적으로 측정하고자 하는 시도가 나타나기 시작하였다(Hutchins, Prelock, & Bonazinga, 2012; Tahiroglu et al., 2014). 척도를 통한 측정은 자료수집에 소요되는 시간과 비용에서의 경제성으로 인하여 대규모의 집단을 대상으로 사용하기에 보다 용이하다. 또한 자녀에 대한 전문가적 지식을 가지고 있으며(Prelock, 2006), 다양한 상황에서 자녀를 관찰할 수 있는 부모가 보고자가 되어 자녀의 일상적인 행동이나 상태를 평가할 경우 생태학적 타당도가 높다는 장점이 있다(Newton, Reddy, & Bull, 2000). 물론 부모 보고의 경우 부모의 주관적인 견해를 반영하거나 사회적 바람직성(social desirability)이 작용하여 자녀의 행동을 객관적으로 묘사하지 못할 가능성도 제기되고 있다(Miller, 1986). 하지만 부모 보고는 전문가(Gradel, Thompson, & Sheehan, 1981)나 교사 보고(Renk & Phares, 2004)와 유의한 상관을 보이는 것으로 나타나, 부모가 유아기 자녀의 행동 특성이나 성향 등에 대한 적절한 보고자로 활용될 수 있음을 제안하고 있다.

Tahiroglu 등(2014)은 부모보고를 통해 만 3-6세의 마음이론을 측정하는 사회적 이해 척도(Children’s Social Understanding Scale [CSUS])를 개발하였으며, 문항 간 높은 내적합치도와 검사-재검사 신뢰도를 통해 신뢰도를 확인하였다. 또한 요인분석을 통해 척도의 구인타당도를 입증하고, 과제를 통해 측정된 마음이론과의 적절한 상관관계를 밝혔으며, 마음이론과 밀접하게 관련된 인지능력과의 유의한 상관관계를 확인함으로써 척도의 타당성을 입증하였다. 이후 CSUS는 폴란드(Smogorzewska, Szumski, & Grygiel, 2019), 터키(Besiroglu, Selcuk, & Tahiroglu, 2017), 중국(Gluck, Paik, Duh, Moses, & Nelson, 2017) 등에서 타당성이 검증되어 다양한 문화권에서 사용가능한 척도임이 밝혀졌다.

본 연구는 CSUS가 국내 유아의 마음이론을 측정하는 데 타당하게 사용될 수 있을지 확인하기 위하여 CSUS의 신뢰도와 타당도를 검증하는 것을 목적으로 하였다. CSUS의 심리측정적 특성(psychometric properties)을 확인하기 위하여 신뢰도의 경우, 각 문항에 대해 일관적으로 응답하는지 측정하는 내적합치도를 산출하였고, 동일한 측정을 반복 실시하였을 때 유사하게 응답하는지 살펴보는 검사-재검사 신뢰도를 산출하였다. 타당도의 경우, 척도 개발 시 주로 제안되는 세 가지 타당도(DeVellis, 2016)인 내용타당도, 구인타당도, 공인타당도를 검증하였으며, 교차타당도를 통해 일반화 가능성 또한 확인하고자 하였다. 먼저 내용타당도는 CSUS의 적절성과 명확성에 대한 전문가들의 평가를 통해 검증하였으며, 구인타당도는 척도의 이론적 구조를 검증한 확인적 요인분석과 마음이론 과제(Carlson & Moses, 2001; Wellman & Liu, 2004)와의 상관을 분석한 수렴타당도를 통해 검증하였다. 또한 준거관련 타당도의 일종인 공인타당도는 선행연구들에서 마음이론과 관련이 높은 것으로 밝혀진 언어능력(Astington & Baird, 2005; DeVilliers, 2007)과 실행기능(Blair & Razza, 2007; Carlson, Moses, & Breton, 2002), 그리고 어머니의 양육행동(Astington & Jenkins, 1999; Jang & Shin, 2018)과의 상관을 검증함으로써 확인하였다. 마지막으로, 확인적 요인분석을 통해 도출된 모형이 연구대상이 다른 집단에서도 동일하게 나타나는지 살펴보는 교차타당도를 검증하였다.

준거 변인으로 설정된 언어능력, 실행기능 및 어머니의 양육행동과 마음이론 간의 관련성을 살펴보면, 먼저 유아기 언어능력은 마음이론과 밀접한 관계를 보이는데(Astington & Baird, 2005), 언어능력은 내적인 바람을 외적으로 표현하는 상호작용의 중요한 매개체가 된다는 점에서 마음이론의 발달과 관련이 있다(DeVilliers, 2007). 또한 상호작용 시 자신 및 상대방의 마음상태는 언어를 통해 공유되므로 유아가 나누는 대화는 타인과의 관계 및 사회적 세계를 이해하게 한다(Bartsch & Wellman, 1995). DeVilliers (2007)는 마음이론의 대표적 과제인 틀린믿음에 대한 이해는 어떤 문장이 다른 문장 안에 내포되는 보문 구조(sentential complement)를 이해해야 가능하기 때문에 유아의 마음이론과 언어능력은 밀접하게 관련된다고 주장하였다. 즉, ‘나는 비가 온다고 생각해요.’와 같이 마음상태를 나타내는 ‘생각하다’, ‘믿다’, ‘기억하다’ 등의 인지 동사를 내포한 보문구조는 틀린믿음에 대한 이해를 언어적으로 표현하므로, 보문구조의 습득은 틀린믿음의 발달에 영향을 미친다고 하였다. 이외에도 Milligan, Astington과 Dack (2007)은 만 7세 이하의 유아를 대상으로 틀린믿음에 대한 이해와 언어능력 간의 관계를 살펴본 104편의 연구를 메타분석하여 마음이론과 언어능력 간의 유의한 관계를 확인하였다.

다음으로, 실행기능은 사고, 정서, 행동을 관장하는 고차원적인 인지적 조절능력을 의미하는 것으로, 억제, 주의전환, 작업기억, 계획 및 조직화, 감정조절 등의 하위영역을 포함한다(Gioia, Espy, & Isquith, 2003). 마음이론과 실행기능은 모두 유아기에 급격하게 발달하며(Wellman et al., 2001), 전두엽의 발달과 관련된다는(Sabbagh & Taylor, 2000) 공통점을 가지고 있다(Carlson & Moses, 2001). 선행연구들은 과제수행을 통해 측정한 마음이론과 실행기능 간의 관련성을 밝히고 있으며, 실행기능의 하위요인 중에서도 억제 및 작업기억이 마음이론과 가장 밀접하게 관련되는 것으로 보고하였다(Carlson et al., 2002; Perner et al., 2002). CSUS가 비교적 최근에 개발된 척도이기 때문에 그 수는 적지만 CSUS로 측정한 유아의 마음이론과 실행기능 간의 관련성을 밝힌 연구들도 점차 보고되고 있다(Jang & Shin, 2018; Nelson, 2017).

마지막으로, 어머니의 양육행동은 마음이론의 발달에 영향을 미치는 환경적 요인으로, 긍정적인 양육행동은 자녀의 높은 수준의 마음이론과 관련이 있는 것으로 나타났다. 어머니가 유아에게 논리적인 설명을 해주고 긍정적인 상호작용을 많이 할수록 유아는 타인에 대한 이해수준이 높았으며(Bae & Choi, 2002), 자신의 의견을 표현하게 하거나 마음상태에 대한 대화를 많이 나눌 경우 유아가 높은 수준의 마음이론을 보였다(Dunn & Brown, 1993; O’Reilly & Peterson, 2014). 마음이론과 양육행동 간의 관계를 살펴본 연구들은 주로 마음이론 과제를 사용하여 관련성을 밝혔지만, CSUS를 통해 측정한 마음이론과 양육행동 간의 관계를 살펴본 연구들도 점차 나타나고 있다. 이러한 연구들에서는 부모가 온정 및 논리적 설명 등의 민주적 양육행동을 더 보일수록 유아가 높은 수준의 마음이론을 보이는 것으로 보고하였다(Jang & Shin, 2018; Smogorzewska et al., 2019).

유아기 마음이론의 발달은 여러 문화권에서 유사하게 나타나지만, 마음이론과 관련 변인들 간의 관계에서는 다른 양상을 보이기도 하여(Vinden, 2001) 비교문화연구의 필요성이 제안되고 있다(Sabbagh, Xu, Carlson, Moses, & Lee, 2006; Vinden, 2001). 예를 들어, 마음이론과 양육행동 간의 관계는 문화에 따라 다소 차이를 보였는데, 한국계 미국인 어머니들의 경우 권위주의적 양육과 마음이론 간 관계가 유의하지 않았지만, 영국계 미국인 어머니들의 경우 권위주의적 양육을 더 보일수록 유아가 낮은 수준의 마음이론을 보여 사회문화적 맥락에 따라 마음이론과 관련 변인들 간의 관계가 다르게 나타날 수 있음이 보고되었다(Vinden, 2001). 따라서 국내에서 타당화된 CSUS는 마음이론과 관련된 여러 변인들 간의 관계에서 발생할 수 있는 문화적 차이를 연구하는 비교문화연구의 도구가 될 수 있을 것이며, 마음이론 연구의 활성화에 기여할 수 있을 것이다.

종합하면, 본 연구는 만 3-6세 유아를 대상으로 국외에서 개발된 마음이론을 측정하는 척도인 CSUS의 심리측정적 특성을 확인하는 것을 주목적으로 하였다. 이를 위해 세 개의 연구를 구성하였는데, 각 연구는 연구대상, 측정도구, 그리고 검증하고자 하는 타당도에서 차이를 보인다. 각각을 살펴보면, 연구 1에서는 내용타당도 및 구인타당도와 함께 신뢰도를 검증하여 이후 연구에서 사용될 척도를 확정하였고, 연구 2에서는 연구 1에서 확정된 CSUS와 실험실 상황에서 측정한 마음이론과 언어능력 간의 상관을 살펴봄으로써 수렴타당도와 공인타당도를 검증하였다. 마지막으로 연구 3에서는 새로운 집단을 대상으로 CSUS의 교차타당도를 살펴보고, 실행기능과 어머니의 양육행동과의 상관을 통해 공인타당도를 검증하였다.

본 연구는 만 3-6세 유아의 마음이론을 평가하기 위해 국외에서 개발된 사회적 이해 척도(CSUS)의 신뢰도와 타당도를 국내 유아를 대상으로 검증함으로써 척도의 심리측정적 특성을 확인하는 것을 목적으로 하였다. 이를 위해 세 가지 연구를 구성하였는데, 연구 1에서는 CSUS의 내용타당도와 함께 확인적 요인분석을 통한 구인타당도와 신뢰도를 검증하였다. 연구 2에서는 유아의 마음이론을 CSUS와 과제를 통해 측정하고 그 상관을 살펴봄으로써 구인타당도 중 하나인 수렴타당도를 검증하였다. 또한 CSUS와 언어능력 간의 상관을 살펴봄으로써 준거관련 타당도 중 하나인 공인타당도를 검증하였다. 연구 3에서는 연구 1에서 결정된 모형을 새로운 대상에게 반복 검증함으로써 교차타당도를 확인하였으며, CSUS를 통해 측정한 마음이론과 실행기능 및 양육행동 간의 상관을 분석함으로써 공인타당도를 검증하였다. 세 연구를 통해 확인된 CSUS의 신뢰도와 타당도에 대한 결론을 요약하고 논의하면 다음과 같다.

첫째, CSUS의 내용타당도를 확인하기 전 번역-역번역 과정을 통해 원척도와 동일한 의미를 가지도록 척도를 완성하였으며, 이후 국문학자의 감수를 통해 표현과 문법을 교정하여 자연스럽게 읽히면서도 정확한 문장이 되도록 하였다. 이러한 과정을 통해 완성된 문항들에 대해 네 명의 아동학 및 유아교육 전문가가 문항의 명확성 및 내용의 적절성 등을 평가하였고, 그 결과를 바탕으로 문항을 수정하였다. 이를 통해 각 문항이 측정하고자 하는 마음상태를 잘 반영하고 있는지 확인하여 전문가의 판단에 의한 내용타당도를 확보하였다.

둘째, 구인타당도 검증을 위해 확인적 요인분석을 실시한 결과, 원척도를 개발한 연구(Tahiroglu et al., 2014) 및 이를 타당화한 연구(Smogorzewska et al., 2019)에서처럼 단일요인 모형이 적절한 적합도를 가지고 있는 것으로 확인되어 CSUS의 구인타당도가 검증되었다. 반면, 6요인 모형은 적절한 적합도를 보이지 않아 CSUS의 문항은 하위요인별로 구분되기보다는 전체가 마음상태에 관한 하나의 요인으로 수렴하는 것으로 나타났다. 이는 하위요인 간의 관계에 기인하는 것으로 보이는데, 마음이론을 구성하는 마음상태들은 의도가 바람과 행동을 중재하며(Wellman, 1992), 지각은 지식의 원천(Pratt & Bryant, 1990)이 되는 것과 같이 상호 영향을 미치며 서로 인과관계(Wellman, 1992)를 갖기 때문에 마음이론을 총체적으로 바라보는 것이 적합할 것이다. CSUS가 하위요인별로 구분되지 않는 것에 대한 또 다른 원인은 과제와 구별되는 척도의 문항의 특징에서 찾아볼 수 있다. 마음이론 과제는 각 능력을 측정하기 위해 고안한 개별 과제들을 통해 유아의 수행을 측정하기 때문에 각각의 과제에서 측정하고자 하는 능력 간 구분이 명확할 수 있다. 반면, CSUS는 문항들이 유아의 마음이론을 평가하는 일상적인 행동, 의사소통 및 사회적 상호작용 등을 나타내고 있는데, 이러한 문항들은 하나의 하위요인에 명확히 구분되기 어려울 수 있다. 예를 들어, 지식에 대한 이해를 측정하는 문항인 “숨바꼭질을 잘 한다.”는 놀이에서 시각적이나 청각적 정보가 지식이 될 수 있음을 아는 것으로 해석될 수 있고, 다른 한편으로는 사람들의 지각적 주의를 유도하지 않도록 행동하는 능력과도 연결 될 수 있으므로 지각에 대한 이해와 연결될 수도 있다. 따라서 CSUS는 마음이론을 평가하는 다양한 문항들을 통해 마음이론을 폭넓게 평가하는 것을 가능하게 하지만(Tahiroglu et al., 2014), 하나의 문항이 복수의 하위요인들의 개념을 반영할 수 있으므로 각 문항이 하나의 하위요인에만 명확하게 적재되지는 않을 수 있다. 이러한 결과를 볼 때, CSUS는 원척도(Tahiroglu et al., 2014)나 선행된 타당화 연구(Smogorzewska et al., 2019)에서 제안한 것처럼 국내에서도 단일요인으로 사용하는 것이 적합할 것으로 보인다.

셋째, 최종 척도에 대한 신뢰도를 산출한 결과, CSUS의 전체 신뢰도는 세 연구에서 .86~.91로 나타나 우수한 내적합치도를 보였으며, 3주 간격으로 시행된 검사-재검사 신뢰도 또한 .74로 양호하였다. 이는 원척도(Tahiroglu et al., 2014) 및 타당화 연구들(Białecka-Pikul & Stępień-Nycz, 2019; Brosseau-Liard & Poulin-Dubois, 2019; Smogorzewska et al., 2019)에서 보고된 신뢰도 계수와 유사한 수준이다. 또한 과제를 사용한 연구들(Blijd-Hoogewys et al., 2008; Hughes et al., 2000)과 비교해 보아도 본 척도의 신뢰도는 적합한 것으로 보인다.

넷째, CSUS 점수와 마음이론 과제 간 유의한 상관이 나타나 구인타당도 중 하나인 수렴타당도가 입증되었다. 두 점수 간 유의한 상관이 나타났으나 그 정도는 그리 높지 않았는데, 다양한 정보제공자를 통해 측정한 점수 간의 상관은 단일 정보제공자가 보고한 점수 간 상관보다 약할 수 있다. 유사한 선행연구에서도 아동의 충동성이나 억제통제에 있어 부모보고와 아동의 수행 간의 상관이 높지 않게 나타난 것을 볼 때(Carlson & Moses, 2001; Kochanska et al., 1996), CSUS 점수와 마음이론 과제합계 간에 유의한 상관이 나타난 것은 의미있게 볼 수 있다.

다섯째, 마음이론과 관련이 있는 것으로 알려진 언어능력, 실행기능 및 어머니의 양육행동과 CSUS를 통해 측정한 마음이론 간의 관련성을 살펴봄으로써 공인타당도를 검증하였다. 그 결과, 언어능력의 경우 CSUS와 상관이 유의하지 않았지만, 실행기능과 양육행동의 경우 CSUS와 유의한 상관을 보여 실행기능과 양육행동을 준거로 한 공인타당도가 입증되었다. 각각을 살펴보면, 언어능력의 경우 CSUS와 유의한 상관을 보이지는 않았지만 표현어휘능력은 유의 확률이 .09로 나타나 유의수준에 근접하였다. 과제를 통해 마음이론을 측정한 선행연구들(Astington & Jenkins, 1999; DeVilliers, 2007)이 언어능력과 정적 상관을 보고한 것에 근거하여 일방향분석을 실시한 결과, CSUS와 언어능력 간 유의한 상관이 나타났다(r = .22, p < .05). 이러한 결과를 볼 때, CSUS와 언어능력 간 상관이 유의하지 않은 것은 연구대상의 수가 적기 때문일 가능성이 있으므로 후속 연구에서는 연구대상의 수를 확대하여 둘 간의 관계를 연구해 볼 필요가 있다. 또 다른 원인으로 본 연구에서는 어머니가 유아의 마음이론에 대해 평가하였는데, 어머니는 유아가 자신의 마음이론을 언어로 표현하는 것뿐 아니라 일상생활에서 비언어적으로 표현하는 것을 관찰할 수 있기 때문일 수 있다. 예를 들어, 척도의 문항은 언어로 표현되는 ‘이야기한다’ 뿐만 아니라 ‘행동한다’, ‘할 수 있다’, ‘고려한다’ 등 여러 비언어적으로 표현되는 행동이나 능력들을 포함한다. 따라서 어머니는 비언어적으로 표현되는 유아의 마음이론까지 폭넓게 파악하여 보고할 수 있으므로 유아의 언어능력과 CSUS 간의 상관이 유의하지 않게 나타난 것일 수 있다. 이외에도 CSUS는 어머니를 통해 보고되었으므로 측정방법에 유아의 언어의 영향이 적을 수 있다. 이에 반해, 마음이론 과제는 유아가 실험자의 언어를 이해해야 하며, 언어로 자신의 마음이론을 표현해야 하므로 측정방법에 언어적 요소가 더 크게 영향을 미칠 수 있을 것으로 해석해볼 수 있다.

다음으로 CSUS는 실행기능과 유의한 상관을 보였으며, 이를 통해 준거관련 타당도인 공인타당도를 입증하였다. 척도를 통해 얻어진 마음이론 점수가 실행기능의 하위요인 중 억제, 작업기억, 계획 및 조직화와 유의한 상관관계를 보인 것은 과제를 통해 측정한 마음이론이 억제나 작업기억(Carlson & Moses, 2001; Carlson et al., 2002; Perner et al., 2002)과 상관관계가 있음을 밝힌 선행연구들을 지지하는 결과이다. CSUS는 실행기능의 하위요인 중 작업기억과 상관이 가장 높게 나타났는데, 작업기억은 정보들을 일시적으로 유지하며 처리하는 능력이므로 상반된 시각을 유지해야하는 마음이론과 관련될 수 있다(Carlson et al., 2002; Gordon & Olson, 1998). 그 수는 적지만 척도를 통해 얻어진 마음이론 점수와 실행기능 간의 관계를 밝힌 연구들(Jang & Shin, 2018; Tahiroglu et al., 2014)이 일부 보고되었으며 본 연구는 이러한 연구들과도 유사한 결과를 보인다.

이어서, CSUS의 공인타당도를 검증하기 위해 어머니의 양육행동이 유아의 마음이론과 관계가 있는지 살펴본 결과, 어머니가 온정적인 양육행동을 보이고, 논리적 설명을 할수록 유아의 마음이론이 높은 것으로 나타났다. 이는 CSUS를 사용하여 측정한 마음이론과 양육행동 간의 관계를 살펴본 선행연구의 결과와 일치하는데, Jang과 Shin (2018)은 어머니의 온정 및 논리적 설명과 유아의 마음이론 간의 관계를 밝혔으며, Smogorzewska 등(2019)은 부모가 온정, 지지, 추론 등으로 표현되는 민주적 양육을 할수록 유아의 마음이론이 높음을 밝혔다. 과제를 통해 마음이론을 측정한 선행연구들도 부모가 민주적 양육을 할수록 마음이론이 높은 것으로 보고하였다(O’Reilly & Peterson, 2014). 이처럼 높은 온정성과 반응성을 보이고, 세상에 대한 관점이나 타인에 대한 관점을 반영해 볼 기회를 주는 긍정적인 양육은 자녀의 마음이론을 촉진하는 것으로 제안되고 있으며(Ruffman et al., 1999), 어린 자녀와 친밀한 상호작용을 하는 어머니의 양육태도는 자녀의 마음이론 발달에도 핵심적인 역할을 담당함을 알 수 있다(Bae & Choi, 2002).

마지막으로, 교차타당도를 검증하기 위해 연구 1에서 적합성이 확인된 모형이 연구 3의 새로운 집단에게 적용되는지 살펴보았다. 그 결과, Tahiroglu 등(2014)과 Smogorzewska 등(2019)의 연구와 동일하게 단일요인으로 검증된 연구 1의 모형이 연구 3의 대상에게도 적합한 것으로 나타나 교차타당도가 검증되었다.

본 연구의 결과를 바탕으로 CSUS의 사용에 대해 제안하면, 먼저 마음상태의 여러 측면을 평가하도록 구성된 42문항을 단일요인으로 사용하여 전반적인 마음이론을 측정하는 것이 적절할 것으로 보인다. 타문화권에서 실시된 연구들(Smogorzewska et al., 2019; Tahiroglu et al, 2014) 또한 단일요인 모형을 지지하므로, 동일한 문항과 모형으로 구성된 척도는 비교문화연구 시 그 활용 가능성이 높을 것이다. 다음으로 원저자(Tahiroglu et al, 2014)가 제안한 바와 같이 CSUS를 통해 측정한 점수를 유아의 마음이론에 대한 절대지수로 삼는 것보다 CSUS를 마음이론 과제를 보완하는 도구로 활용하는 것이 더 적절할 것으로 보이며, 다른 발달의 측면들과의 관계를 살펴보거나 종단연구 등에 활용할 수 있을 것으로 기대한다.

본 연구의 제한점과 함께 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다. 첫째, 연구대상의 범위 측면에서 볼 때 연구 2의 경우 실험을 위한 대상자의 모집범위가 유치원 한 곳으로 제한되어 있어 다양한 표본을 반영하지 못하였다는 한계가 있다. 특히 연구 2의 부모의 학력의 경우, 어머니와 아버지는 대졸 이상이 각각 87%와 93.1%로 높은 수준을 보였다. 따라서 연구에 다양한 대상을 포함하여 CSUS가 폭 넓게 적용될 수 있는 척도인지 평가하는 것이 필요하다. 둘째, 본 연구는 조사 설계에 있어 제한점을 갖는데, 유아의 마음이론에 영향을 미칠 가능성이 있는 어머니의 주양육자 여부, 취업여부, 소득수준 등을 포함하지 못하였다. 따라서 후속연구에서는 유아의 마음이론에 영향을 줄 수 있는 보고자의 정보에 대한 고려가 필요할 것이다. 셋째, 연구대상을 확대하여 연령별로 충분한 수의 집단을 대상으로 한다면, 연령에 따른 분석과 함께 하위요인의 사용 가능성에 대한 추가적인 연구가 가능할 것이며, CSUS를 더 의미있게 사용할 수 있는 근거들을 산출할 수 있을 것이다.

이러한 제한점에도 본 연구는 다음과 같은 의의를 갖는다. 먼저 CSUS의 신뢰도와 타당도를 확인함으로써 국내 유아의 마음이론을 보다 손쉽게 측정할 수 있는 추가적인 도구를 제공하였다. 본 연구에서 타당화한 CSUS는 비언어적으로 표현될 수 있는 유아의 마음이론을 측정에 포함시켜 기억이나 언어적인 요소의 영향을 받을 수 있는 과제의 제한점(Happé, 1995)을 보완할 수 있을 것이다. 둘째, 마음이론의 비교문화 연구에 사용 가능한 척도를 제공하였다는데 의의가 있다. 유아기 마음이론은 양육행동과 같은 관련 변인들과의 관계에서 문화권에 따라 다른 양상을 보여(Vinden, 2001) 비교문화연구의 필요성이 제안되고 있으므로(Sabbagh et al., 2006) 여러 문화권에서 타당화된 척도는 변인들 간의 관계에서 발생할 수 있는 문화적 차이를 연구하는 데 도움이 될 수 있을 것이다. 셋째, CSUS의 수렴타당도를 검증하는 데 있어 척도의 하위요인을 아우르는 다양한 마음이론 과제를 사용하였으며, 이를 통한 과제의 합계가 CSUS와 유의함을 밝혀 CSUS가 마음이론의 의미를 포괄적으로 측정하고 있음을 확인하였다. 마지막으로, 공인타당도 검증 시 개인적 변인과 환경적 변인을 동시에 고려하여 다각적인 측면에서 변인과의 관계를 탐색하였다. 향후 타당성에 대한 검증을 거친 CSUS가 유아의 마음이론 연구에 효용성이 높은 도구로 활용되어 연구의 활성화에 기여하며 이를 통해 국내 유아의 사회인지 증진을 위한 효과적인 개입의 방향을 모색하는데 도움이 될 수 있기를 기대한다.