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문제 정의
- 이러한 교사교육과 지원 과정을 통해 교사는 정서와 정서노동이 교수나 교사와 유아 간 상호작용에서 중요하게 작용하는 것임을 이해하고, 궁극적으로 긍정적으로 정서를 표현할 수 있도록 구체적인 방안을 제공받을 수 있을 것이다. 또한 본 연구는 최근 중요하게 대두되는 유아교사의 정서적 특성을 포괄적으로 살펴보고, 상대적으로 정서노동의 강도가 높고, 이를 스스로 조절하는 전략이나 노력에 취약한 초임교사를 대상으로 조사한 점에 의의가 있다. 이러한 의의에도 불구하고 본 연구의 제한점을 토대로 후속연구를 위한 제언을 하면 다음과 같다.
- 본 연구는 유아교사의 정서노동, 정서지능과 같은 정서적 특성이 교수학습활동과 교육실행에 중요한 변인임을 밝힌 연구로 특히 교사-유아 상호작용에 미치는 영향력을 살펴보고자 하였다. 유아교사의 역할을 효율적으로 수행하기 위해서는 유아교사의 정서가 반드시 수반되어야 하며, 교사의 긍정적 정서 뿐 아니라 부정적 정서 또한 수용되어져야 한다.
- 이는 궁극적으로 교사-유아 상호작용의 질을 높이는데 기여할 수 있을 것이다. 본 연구에서는 교사의 정서지능과 교사-유아 상호작용 간의 관계에서 정서노동의 매개효과를 알아보고자 한다. 본 연구의 연구문제와 연구모형은 다음과 같다.
- 본 연구에서는 초임 유아교사의 정서지능, 교사-유아 상호작용 간의 관계에서 정서노동의 매개효과를 살펴보고자 하였다. 연구결과를 중심으로 논의하면 다음과 같다.
제안 방법
- 반면 정서지능과 정서노동, 교사-유아 상호작용 간의 관계를 살펴본 연구에서는 정서노동과 정서지능의 관계 및 정서노동과 교사-유아 상호작용의 관계를 살펴보았다. 선행연구에서는 정서지능이 높을수록 정서노동의 하위영역인 자연행동, 표면행동, 내면적 행동 모두를 증가시키는 것으로 나타났고(권정윤, 2010; 이진화 등, 2010; Yin, Lee, Zhang, & Jin, 2013), 정서지능이 정서노동의 표면적 행동과는 부적 상관을, 내면적 행동과는 정적 상관을 보이는 것으로 나타났다(Karim & Weisz, 2011; Sliter, Chen, Withrow, & Sliter, 2013).
- 본 연구에서는 정서지능, 정서노동, 교사-유아 상호작용 간 연구모형을 토대로 구조모형 분석을 실시하였다. 정서노동의 하위영역인 표면행동과 내면행동 간 부적 상관관계를 보이므로 정서 노동의 하위영역별로 분석을 실시하였다.
- 문항의 예로는 ‘유아의 다양한 정서표현에 대해 느낌을 존중하고 민감하게 반응한다’(정서적 상호작용), ‘유아의 질문과 요구에 귀 기울이고 언어적으로 민감하게 반응한다’(언어적 상호작용), ‘유아의 부적절한 행동에 대해 비평하기보다는 모델링을 보여준다’(행동적 상호작용) 등이며 점수가 높을수록 긍정적으로 유아와 상호작용함을 의미한다. 본 척도는 본래 5점 척도이었으나 응답의 중앙집중 오류를 방지하기 위해서 4점 Likert식 척도로 수정하였다. 본 척도의 하위요인별 신뢰도는 <표 2>와 같다.
- 연구 대상자의 일반적인 특성에는 근무기관 유형과 학력을 묻는 질문으로 총 2문항을 사용하였다.
- 본 연구에서는 정서지능, 정서노동, 교사-유아 상호작용 간 연구모형을 토대로 구조모형 분석을 실시하였다. 정서노동의 하위영역인 표면행동과 내면행동 간 부적 상관관계를 보이므로 정서 노동의 하위영역별로 분석을 실시하였다. 분석 결과 표면행동을 매개로하는 구조모형의 적합도는 X2(df = 18, N = 248) = 34.
- 분석에 앞서 측정변인이 다변량정규분포성 가정을 충족하는지 알아보기 위해 왜도, 첨도를 산출하였고, 측정변인 간 관련성을 검토하기 위해 상관분석을 실시하였다. 정서지능, 정서노동과 교사-유아 상호작용 간 구조적 관계를 검증하기 위해 구조회귀모델 2단계 검증절차(문수백, 2009)에 따라 측정모델과 구조모델로 나누어 분석을 실시하였다. 모수추정은 최대우도법(ML: Maximum Likelihood)을 사용하였다.
대상 데이터
- 먼저 각 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach α값을 산출하였고, 연구대상자의 일반적인 특성을 알아보기 위해 빈도와 백분율을 산출하였다. 또한 교육수준과 근무기관 유형에 따른 정서노동의 차이를 검증한 결과 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않아 본 연구에서 표집된 248명을 대상으로 분석을 실시하였다. 분석에 앞서 측정변인이 다변량정규분포성 가정을 충족하는지 알아보기 위해 왜도, 첨도를 산출하였고, 측정변인 간 관련성을 검토하기 위해 상관분석을 실시하였다.
- 본 연구는 경기도에 소재한 유치원에 재직 중이며 경력 12개월 이하 초임교사를 대상으로 하였다. 설문지는 총 333명에게 배포되었으나 설문 문항에 불성실하게 응답한 20명과 경력이 13개월 이상인 65명을 제외한 248명을 최종 연구대상자로 선정하였다.
- 본 연구의 자료를 수집하기 위해 편의 표집방법으로 2015년 7~8월 경기도교육청에서 주관한 유치원교사 직무연수에 참여한 유아교사를 대상으로 설문지를 배포한 후 현장에서 즉시 회수하였다. 설문지는 총 333명에게 배포되었으나 설문 문항에 불성실하게 응답한 20명과 본 연구대상자에 해당되지 않는 경력 13개월 이상인 65명을 제외한 248명의 데이터를 최종 분석에 사용하였다.
- 본 연구는 경기도에 소재한 유치원에 재직 중이며 경력 12개월 이하 초임교사를 대상으로 하였다. 설문지는 총 333명에게 배포되었으나 설문 문항에 불성실하게 응답한 20명과 경력이 13개월 이상인 65명을 제외한 248명을 최종 연구대상자로 선정하였다. 연구대상자의 일반적인 특성은 <표 1>과 같다.
- 본 연구의 자료를 수집하기 위해 편의 표집방법으로 2015년 7~8월 경기도교육청에서 주관한 유치원교사 직무연수에 참여한 유아교사를 대상으로 설문지를 배포한 후 현장에서 즉시 회수하였다. 설문지는 총 333명에게 배포되었으나 설문 문항에 불성실하게 응답한 20명과 본 연구대상자에 해당되지 않는 경력 13개월 이상인 65명을 제외한 248명의 데이터를 최종 분석에 사용하였다.
데이터처리
- 1년 이하의 초임 유아교사의 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 요인들을 살펴보기 위해 통계 분석 프로그램(SPSS 21.0, AMOS 21.0)을 활용하여 분석하였다. 먼저 각 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach α값을 산출하였고, 연구대상자의 일반적인 특성을 알아보기 위해 빈도와 백분율을 산출하였다.
- 먼저 각 척도의 신뢰도를 알아보기 위해 Cronbach α값을 산출하였고, 연구대상자의 일반적인 특성을 알아보기 위해 빈도와 백분율을 산출하였다.
- 모수추정은 최대우도법(ML: Maximum Likelihood)을 사용하였다. 모형의 적합도는 X2값이 표본크기에 민감하게 영향을 받는 점을 감안하여 TLI, CFI, RMSEA를 통해 평가하였다(홍세희, 2000). 간접효과의 통계적 유의성은 부트스트래핑(Bootstrapping) 절차를 사용하였다.
- 또한 교육수준과 근무기관 유형에 따른 정서노동의 차이를 검증한 결과 통계적으로 유의한 차이가 나타나지 않아 본 연구에서 표집된 248명을 대상으로 분석을 실시하였다. 분석에 앞서 측정변인이 다변량정규분포성 가정을 충족하는지 알아보기 위해 왜도, 첨도를 산출하였고, 측정변인 간 관련성을 검토하기 위해 상관분석을 실시하였다. 정서지능, 정서노동과 교사-유아 상호작용 간 구조적 관계를 검증하기 위해 구조회귀모델 2단계 검증절차(문수백, 2009)에 따라 측정모델과 구조모델로 나누어 분석을 실시하였다.
- 측정변인이 잠재변인을 적절하게 측정하는지 확인하기 위해 측정모형(measurement model) 검증을 실시하였다. 정서지능, 정서노동, 교사-유아 상호작용에 대한 확인적 요인분석 결과 모형의 적합도는 X2(df = 13, N = 248)=20.
이론/모형
- 모형의 적합도는 X2값이 표본크기에 민감하게 영향을 받는 점을 감안하여 TLI, CFI, RMSEA를 통해 평가하였다(홍세희, 2000). 간접효과의 통계적 유의성은 부트스트래핑(Bootstrapping) 절차를 사용하였다.
- 교사-유아 상호작용은 이정숙(2003)과 이숙자, 공병호와 성영화(2011)가 사용한 척도를 사용하였다. 이정숙(2003)은 APECP(Assessment Profile for Early-Childhood Programs) 평가척도를 토대로 강숙현(1994)이 개발한 척도를 수정·보완하였으며, 이숙자 등(2011)은 이정숙의 척도를 전문가 2인의 내용타당도를 거쳐 사용하였다.
- 매개효과를 검증하기 위해 부트스트래핑(bootstrapping) 방법을 사용하였으며 그 결과는 표 7과 같다. 정서지능이 내면행동을 매개로 교사-유아 상호작용에 미치는 효과(β=.
- 정서지능, 정서노동과 교사-유아 상호작용 간 구조적 관계를 검증하기 위해 구조회귀모델 2단계 검증절차(문수백, 2009)에 따라 측정모델과 구조모델로 나누어 분석을 실시하였다. 모수추정은 최대우도법(ML: Maximum Likelihood)을 사용하였다. 모형의 적합도는 X2값이 표본크기에 민감하게 영향을 받는 점을 감안하여 TLI, CFI, RMSEA를 통해 평가하였다(홍세희, 2000).
- 유아교사의 정서노동은 Brotheridge와 Lee(2003), Kruml과 Geddes(2000)의 정서노동 척도를 이랑, 김완석과 신강현(2006)이 번안한 척도를 사용하였다. 정서노동 척도는 총 11문항이며 하위요인으로는 표면행동 5문항과 내면행동 6문항으로 구성되어 있다.
- 유아교사의 정서지능은 Wong과 Law(2002)가 개발한 정서지능 척도(Emotional Intelligence Scale)를 강영숙(2007)이 중학교 교사를 대상으로 번안하고, 조혜진과 김수연(2012)이 영유아교사에 맞게 재수정한 척도를 사용하였다. 정서지능 척도는 총 16문항이며 하위요인으로는 자기정서 인식, 타인정서인식, 정서활용, 정서조절로 각 4문항씩으로 구성되어 있다.
성능/효과
- 경로계수를 보면 정서지능은 교사-유아 상호작용(β = .70, β = .57)에 정적인 영향을 주는 것으로 나타났으며 표면행동(β =-.16)에는 부적인 영향력을, 내면행동(β = .43)에는 정적인 영향력을 갖는 것으로 나타났다.
- 교사의 정서노동과 교사-유아 간 상호작용은 표면행동의 경우 정서적 상호작용과 부적 상관을 보였으며, 내면행동의 경우 정서적, 언어적, 행동적 상호작용과 정적 상관을 보였다. 정서노동의 표면행동이 높을 경우에 교사의 정서적 상호작용의 정도나 강도가 낮아지는 것으로 볼 수 있다.
- 다음으로 정서노동이 교사-유아 상호작용에 미치는 영향을 살펴보면 정서노동의 하위영역인 표면행동은 교사-유아 상호작용에 유의미한 영향력이 나타나지 않았으며, 내면행동의 경우(β = .32) 정적인 영향력을 갖는 것으로 나타났다.
- 둘째, 교사의 정서적 상호작용은 정서지능의 하위요인인 자기정서인식(r = .385, p < .01), 타인 정서인식(r = .436, p < .01), 정서활용(r = .485, p < .01), 정서조절(r = .347, p < .01)과 정적으로 유의한 관계가 있었다.
- 둘째, 정서지능과 교사-유아 상호작용 간 관계에서 정서노동 중 표면행동의 매개효과는 유의하지 않았다. 본 연구에서 표면행동이 교사-유아 상호작용에 영향을 미치지 않는 것으로 나타난 결과는 표면행동이 직무수행이나 고객과의 관계에 있어 부정적인 영향을 미친다고 보고한 윤동섭(2010)의 연구와는 다른 결과이다.
- 또한 정서지능의 하위영역인 자기정서인식과 타인정서인식, 정서활용 및 정서조절과 교사-유아 간 상호작용의 하위영역인 정서적, 언어적, 행동적 상호작용이 정적 상관을 보이는 것으로 나타났다. 이는 교사의 정서지능이 높을 때, 즉 자신과 타인의 정서를 잘 이해하고 스스로의 정서를 활용하고 조절할수록 유아와의 상호작용에서 정서, 언어, 행동적으로 바람직한 상호작용의 강도와 빈도가 높아지는 것을 의미한다.
- 셋째, 정서노동 중 내면행동은 정서지능과 교사-유아 상호작용 간 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 먼저 교사-유아 상호작용에 대한 정서지능의 직접효과가 유의한 것으로 나타난 결과는 정서지능이 높은 집단이 낮은 집단보다 애정적 상호작용이 많은 것으로 나타난 조혜진과 김수연(2012)의 연구, 교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 것으로 나타난 나수지(2015)의 연구를 지지하는 결과이다. 정서지능이 높은 교사는 자신과 타인의 정서를 이해하는 할 뿐만 아니라 정서를 조절하고 긍정적인 방향으로 승화시키는 능력이 뛰어나기 때문에 유아들과 함께 생활하면서 발생하는 다양한 상황에서 아이들의 정서를 이해하고 조절할 수 있게 도와줌으로써 보다 긍정적인 상호작용을 보인 것으로 이해된다.
- 본 연구결과에서 주목할 점은 정서노동의 표면행동이 아닌 내면행동에서만 매개효과가 유의하게 나타났는데, 내면적으로 경험하는 실제의 정서를 수용하도록 노력하는 내면행동은 자신의 정서를 적극적으로 표현하도록 하게 하기 때문에 교사-유아 상호작용의 질을 높이는 긍정적인 결과를 가져온 것이다. 즉 교사가 억지로 정서를 받아들이기보다는 자신의 정서표현을 관리하는 것이 교육적으로 더 의미 있는 결과로 이어진 것이다.
- 교사는 스스로 교직에서 요구되는 많은 과업들이 정서노동을 포함하고 있음을 이해해야 하고(Hargreaves, 1998), 이러한 이해는 정서노동의 긍정적인 측면으로 이끌어줄 수 있을 것이다. 본 연구에서는 정서노동의 긍정적인 측면이 정서지능과 교사-유아 상호작용 간 관계에서 매개효과를 가짐을 밝혔고, 교사-유아 상호작용을 증진시키기 위해 정서노동의 내면행동에 대한 긍정적 측면을 강화시켜줌으로 유아들에게 긍정적인 영향을 줄 수 있음을 시사하고 있다. 교사가 자신의 정서를 긍정적으로 내면화하는 과정이 중요하므로 본 연구의 결과는 교사교육이나 멘토링 등에 활용될 수 있을 것이다.
- 정서노동의 하위영역인 표면행동과 내면행동 간 부적 상관관계를 보이므로 정서 노동의 하위영역별로 분석을 실시하였다. 분석 결과 표면행동을 매개로하는 구조모형의 적합도는 X2(df = 18, N = 248) = 34.244 (p = .012), TLI = .971, CFI = .982, RMSEA = .060으로 나타났고, 내면행동을 매개로 하는 구조모형의 적합도는 X2(df = 18, N = 248) = 27.813(p = .065), TLI = 984, CFI = .990, RMSEA = .047로 비교적 양호하였다.
- 상관분석 결과 첫째, 정서노동의 표면행동은 정서지능의 자기정서인식(r = -.176, p < .01), 타인 정서인식(r = -.280, p < .01), 정서활용(r = -.125, p .05)과는 유의한 상관이 없는 것으로 나타났다.
- 셋째, 정서노동 중 내면행동은 정서지능과 교사-유아 상호작용 간 관계에서 부분매개효과를 갖는 것으로 나타났다. 먼저 교사-유아 상호작용에 대한 정서지능의 직접효과가 유의한 것으로 나타난 결과는 정서지능이 높은 집단이 낮은 집단보다 애정적 상호작용이 많은 것으로 나타난 조혜진과 김수연(2012)의 연구, 교사의 정서지능이 교사-유아 상호작용에 영향을 미치는 것으로 나타난 나수지(2015)의 연구를 지지하는 결과이다.
- 셋째, 정서적 상호작용은 정서노동의 내면행동(r = .524, p < .01)과 정적으로 유의한 관계가 있었으나 표면행동(r = -.194, p < .01)과는 부적으로 유의한 관계가 있었다.
- 정서지능이 내면행동을 매개로 교사-유아 상호작용에 미치는 효과(β=.13)는 유의한 것으로 나타났다.
- 첫째, 유아교사의 정서지능은 정서노동의 표면행동과는 부적 상관을, 내면행동과는 정적 상관을 보였다. 이는 정서지능이 높을수록 감정을 억제하거나 가장하여 표현하는 행동이 적게 나타나고, 긍정적인 정서를 실제로 느끼고 동일시하려는 경향이 높아짐을 의미한다.
- 행동적 상호작용은 정서노동의 표면행동과는 상관이 없는 것으로 나타났으며, 내면행동(r = 496, p < .01)과 정적으로 유의한 관계를 보였다.
후속연구
- 본 연구에서는 정서노동의 긍정적인 측면이 정서지능과 교사-유아 상호작용 간 관계에서 매개효과를 가짐을 밝혔고, 교사-유아 상호작용을 증진시키기 위해 정서노동의 내면행동에 대한 긍정적 측면을 강화시켜줌으로 유아들에게 긍정적인 영향을 줄 수 있음을 시사하고 있다. 교사가 자신의 정서를 긍정적으로 내면화하는 과정이 중요하므로 본 연구의 결과는 교사교육이나 멘토링 등에 활용될 수 있을 것이다. 이러한 교사교육과 지원 과정을 통해 교사는 정서와 정서노동이 교수나 교사와 유아 간 상호작용에서 중요하게 작용하는 것임을 이해하고, 궁극적으로 긍정적으로 정서를 표현할 수 있도록 구체적인 방안을 제공받을 수 있을 것이다.
- 또한 교사의 정서노동은 단순한 심리·정서적 특성이 아니라, 교사 역할의 탁월함이나 높은 전문성에 내재되는 것이며, 이를 뒷받침하는 중요한 특성이다(Isenbarger & Zembylas, 2006). 그러므로 정서지능과 교사-유아 상호작용 간 관계에서 정서노동의 매개효과를 살펴보는 것은 정서노동을 매일 경험하는 교사들이 긍정적인 방향으로 정서노동을 승화할 수 있도록 정서적 지원과 교사교육 방안을 제공하는 기초가 될 수 있을 것으로 기대된다. 이는 궁극적으로 교사-유아 상호작용의 질을 높이는데 기여할 수 있을 것이다.
- 둘째, 본 연구는 12개월 미만의 초임교사를 대상으로 교사의 정서적 특성을 조사하였으나 교사의 발달단계에 따른 정서노동의 차이를 고려하지 않았으므로 추후 연구에서는 경력에 따른 정서적 특성의 차이를 살펴보는 것이 필요하다.
- 셋째, 본 연구는 초임교사의 상호작용을 측정하는데 자가척도를 활용하여 설문조사를 실시하였으나 추후 연구에서는 관찰을 통해 상호작용을 조사해야할 것이다.
- 특히 초임교사는 스스로 정서노동을 지각하는 정도가 경력교사에 비해 상대적으로 높으므로(김지영, 2010; 이진화, 2007; Colley, 2006) 예비교사교육에서 초임교사 현직연수에 이르기까지 교직에서 정서노동은 필수불가결한 요소로 인식하고(Hargreaves, 1998) 이를 긍정적으로 발현할 수 있는 교육과 훈련이 필요할 것이다. 이를 위해서는 동료교사의 지원이나 교수에 관한 컨설팅 및 피드백 등을 통해 초임교사가 겪게 되는 정서적 어려움을 잘 해결할 수 있도록 하고, 교사의 정서지능을 개발할 수 있는 다양한 지원이 이루어져야 할 것이다.
- 첫째, 본 연구는 교사의 정서적 특성을 중심으로 교사-유아 상호작용에 미치는 영향력을 조사하였으나 조직특성 및 환경적 변인을 포함하여 조사하지 못했으므로 추후 연구에서는 조직몰입이나 직무만족도와 같은 환경적 특성을 고려하여 상호작용에 미치는 영향력을 조사할 필요가 있다.
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