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연구 논문

교사 효능감이 전문적 인식, 사회적 지지와 교사-아동 상호작용 간의 관계를 매개한다

84 조회수

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DOI:

10.3791/71727

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2026년 8월 14일

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1Department of Early Childhood Education, College of Education, Sichuan University of Arts and Science, 2Early Childhood Education, College of Education, Daegu University, 3Department of Early Childhood Education, College of Education, Dazhou Yuanhang Vocational and Technical School

이 논문에서

요약

350명의 중국 예비 유아 교사를 대상으로 한 데이터를 분석하여 전문적 인식, 사회적 지지, 그리고 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량 간의 관계를 조사하였다. 구조 방정식 모델링 결과, 교사 효능감이 두 관계를 모두 매개하는 것으로 나타났으며, 특히 전문적 인식의 간접 효과가 더 강하게 나타나 지역적 교사 양성 환경 내에서 효능감 발달의 중요성이 강조되었다.

초록

양질의 교사-아동 상호작용은 유아 교육의 핵심이지만, 예비 교사들이 정식 전문 실습에 들어가기 전 이러한 상호작용에서 인지된 역량을 어떻게 발달시키는지에 대해서는 알려진 바가 적습니다. 본 연구는 전문적 인식과 사회적 지지가 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량과 어떻게 관련되어 있는지, 그리고 교사 효능감이 이러한 연관성을 통계적으로 매개하는지 조사하는 것을 목적으로 하였습니다. 중국 푸젠성과 산시성의 4개 기관에 재학 중인 350명의 예비 유아 교육 교사 지역 표본을 대상으로 검증된 자기 보고 설문지를 실시하였습니다. 제안된 연관 매개 모델을 테스트하기 위해 구조 방정식 모델링을 사용하였으며, 보완 분석을 통해 공통 방법 편향, 구성 타당도, 판별 타당도, 측정 불변성 및 간접 효과를 검토하였습니다. 교사 효능감은 교사-아동 상호작용 역량과 정적 상관관계가 있었으며(β = 0.660, p < 0.001), 전문적 인식(β = 0.629, p < 0.001)과 사회적 지지(β = 0.292, p < 0.001)는 교사 효능감과 정적 상관관계가 있었습니다. 부트스트랩 분석 결과, 전문적 인식(표준화 간접 계수 = 0.415, 95% 편향 수정 신뢰 구간 [0.331, 0.509], p < 0.001)과 사회적 지지(표준화 간접 계수 = 0.193, 95% 편향 수정 신뢰 구간 [0.117, 0.277], p = 0.004)에 대해 유의미한 간접 연관성이 나타났습니다. 이러한 결과는 교사 효능감이 예비 유아 교육 교사들의 전문적 및 맥락적 자원과 인지된 상호작용 역량을 연결하는 핵심 설명 기제임을 시사합니다.

서론

교사와 아동의 상호작용은 교육자와 유아 사이의 상호 참여가 이루어지는 복잡하고 미묘한 과정이며, 이는 유아 교육 환경에서 아동이 겪는 일상적인 경험 전반에 스며들어 있습니다. 이러한 상호작용은 아동의 학습 및 발달 궤적을 깊게 형성할 뿐만 아니라, 유아 교육의 전반적인 질을 나타내는 핵심 지표 역할을 합니다. 유아 교육 표준을 높이려는 전 세계적인 노력 속에서 교사와 아동 간 상호작용의 중요성은 더욱 부각되고 있습니다.

교사와 아동 간의 질 높은 상호작용은 어린 아동의 학습 동기를 자극하고, 인지 능력과 언어 기술을 함양하며, 사회적 기술과 정서 조절 능력을 강화하는 것으로 나타났다1,2. 반대로, 부정적인 교사-아동 상호작용은 학교 거부감과 사회적 어려움을 초래할 수 있으며, 장기적으로는 친사회적 행동의 발달을 저해할 수 있다3. 또한, 교사-아동 상호작용 역량은 현직 교사와 예비 교사 모두에게 매우 중요하다. 이는 교사가 교육적 경험을 축적하고 전문성을 발전시키는 데 도움이 될 뿐만 아니라, 예비 교사의 성장과 향후 경력 성공을 위한 토대가 된다4. 효과적인 교사-아동 상호작용이 교사로 하여금 아동의 발달적 요구를 정확하게 평가하고, 개별화된 교수 계획을 설계하며, 만족스러운 교사-아동 관계를 구축하여 궁극적으로 교육 효율성을 높임으로써 교사의 전문적 동기를 부여한다는 근거가 점점 더 많이 제시되고 있다5,6.

교사와 아동 간의 상호작용은 필수적인 실무 기술로 널리 인식되고 있지만, 교사 교육 프로그램에서 인턴십 시간과 실습 교육을 확대했음에도 불구하고 예비 유아 교사가 이러한 역량을 어떻게 발달시키는지에 대한 연구는 여전히 제한적입니다. 특히, 예비 유아 교사의 교사-아동 상호작용 기술을 향상시키는 방법에 관한 연구는 상대적으로 부족한 실정입니다. 실제로 현직 유아 교사를 대상으로 한 일부 중재 프로그램과 교육 과정은 교사-아동 상호작용 능력을 배양하는 데 긍정적인 성과를 거두었습니다5. 반면 예비 유아 교사의 경우, 기존 연구들은 주로 교육과정 지도와 인턴십이 전반적인 전문성 함양에 어떻게 기여하는지에 집중해 왔으며, 교사-아동 상호작용 기술이나 그 기저의 결정 요인 및 메커니즘에 대해서는 관심이 적었습니다7. 따라서 본 연구는 예비 교사의 교사-아동 상호작용 역량 발달에 관한 연구를 확장하고자 합니다.

기존 연구들의 한계를 고려하여, 본 연구에서는 교사-아동 상호작용 역량에 영향을 미치는 요인들을 체계적으로 분석합니다. 이러한 역량의 발달은 교사의 교수학적 지식과 기술, 개인적 신념, 기대치, 가치관, 스트레스, 외로움, 교사-아동 관계 및 아동의 특성 등 다양한 측면이 포함된 복잡하고 다차원적인 과정입니다8. 또한, Lee 등과 Shim 및 Lim의 연구에 따르면 정서적으로 소진된 교사는 상호작용의 질이 낮은 경향이 있으며, 이는 교사의 전문적 웰빙을 증진하는 것의 중요성을 강조하는 동시에 정서적 요인이 교사-아동 상호작용의 질에 영향을 미칠 수 있음을 확인시켜 줍니다9,10.

마찬가지로, 사회적 지지와 근무 환경을 포함한 다양한 사회적 요인 또한 교사의 교사-아동 상호작용 역량에 영향을 미치는 역할을 합니다5,9,10. 예를 들어, Davis 등의 연구5는 교사를 위한 교육적 지원의 매우 중요한 중요성을 강조하며, 전문 기술 훈련이 교사의 교사-아동 상호작용 기술을 향상시키는 효과적인 수단이라고 제안합니다. 동시에, 여러 연구들은 유아 교육 환경에서 교사에게 도움이 되는 근무 환경을 조성하는 것이 교사와 아동 사이의 긍정적인 상호작용을 상당히 증진시킬 수 있음을 밝히고 있습니다.

이러한 영향 요인들의 다양성과 복잡성을 고려할 때, 단일 분석 틀만으로는 그 상호작용을 충분히 설명하기 어렵습니다. 따라서 더욱 포괄적인 이론적 관점이 필요합니다. 이에 따라 본 연구에서는 개인적 관점과 사회적 관점 모두에서 예비 교사의 교사-아동 상호작용 역량에 영향을 미치는 요인들을 분석하기 위해 Bronfenbrenner의 사회생태학적 체계 이론을 도입합니다. 이 이론은 개인의 발달이 여러 층위의 사회적 및 환경적 영향의 결과라고 가정합니다. 예비 유아 교사의 교사-아동 상호작용 역량 발달 맥락에서, 전문적 인식은 미시체계(microsystem) 내의 핵심 요인으로 볼 수 있으며, 이는 예비 교사의 전문적 능력, 교육적 지식 및 역할 정체성과 직접적으로 관련되어 있습니다11. 중간체계(mesosystem)와 외체계(exosystem)를 포함하는 사회적 지지는 가족, 동료, 멘토 및 기타 사회적 환경의 영향을 포함합니다12. 예비 교사가 자신의 실제 교수 능력에 대해 갖는 인식인 교사 효능감은 개인 수준의 요인들에 의해 영향을 받으며, 더 넓은 교육 환경 내에서의 상호작용과도 밀접하게 관련되어 있습니다13,14. 이러한 요인들의 상호작용은 교사-아동 상호작용 역량 함양에 중요한 시사점을 가지나, 기존 연구에서는 충분히 탐색되지 않았습니다.

예비 유아 교사의 교사-아동 상호작용 역량 발달에 있어 Bronfenbrenner의 사회생태학적 체계 이론의 적용 가능성을 확립한 후, 본 연구는 이 이론적 틀을 사용하여 이들의 교사-아동 상호작용 역량에 영향을 미치는 다차원적 요인들을 보다 체계적이고 심층적으로 분석하고자 합니다. 본 연구의 목적은 두 가지입니다. 첫째, 교사의 전문성 개발과 교육 품질 향상을 위한 보다 과학적인 이론적 토대와 실무적 지침을 제공하는 것이며, 둘째, 개인적 특성과 사회적 환경을 모두 고려하여 교사-아동 상호작용 기술을 함양하기 위한 종합적인 체계를 구축하는 것입니다. 이러한 노력은 예비 유아 교사의 전문적 성장 경로를 위한 견고한 기반을 마련하고, 아동의 전인적 성장을 위한 보다 유리한 교육 환경을 조성하는 것을 목표로 합니다.

본 연구는 세 가지 측면에서 해당 분야에 신중하게 기여하고자 한다. 첫째, 상호작용 관련 기제가 충분히 검토되지 않은 집단인 예비 유아교사의 상호작용 역량 초기 발달 단계에 초점을 맞춘다. 둘째, Bronfenbrenner의 이론을 유아 교육 연구에 새롭게 적용하는 것이 아니라, 이 프레임워크를 사용하여 내부적 전문적 정체성 자원인 전문적 인식과 외부적 맥락 자원인 사회적 지지를 구분하고, 교사 효능감이 이러한 자원들과 보고된 상호작용 역량 사이의 연관성을 설명하는지 검증한다. 셋째, 교사 양성 프로그램에 정보를 제공하고 유아 교육의 질을 향상시킬 수 있는 다층적 발달 관점을 제시한다. 본 연구는 이론적 및 실무적 격차를 해소함으로써 예비 교사의 전문적 성장을 위한 견고한 토대를 마련하고, 유아를 위한 최적의 발달 환경을 조성하는 것을 목표로 한다.

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프로토콜

파일럿 설문조사와 정식 설문조사를 모두 포함한 연구 프로토콜은 참여자 모집 및 데이터 수집 전 대구대학교 연구윤리위원회(승인 번호: 52212298)의 승인을 받았습니다. 모든 참여자는 연구에 관한 정보를 제공받았으며, 설문지를 작성하기 전 고지된 동의서에 서명하였습니다. 참여는 자발적으로 이루어졌으며, 응답은 익명으로 수집되었고, 참여자는 언제든지 불이익 없이 참여를 철회할 수 있었습니다.

연구 질문 및 연구 모델

연구 질문: 본 연구는 예비 유아교사의 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감, 그리고 자기 보고식 교사-영유아 상호작용 역량 간의 연관성을 조사하며, 특히 교사 효능감의 통계적 매개 역할에 중점을 둡니다. 구조방정식 모델링(SEM) 프레임워크를 사용하여 본 연구는 다음과 같은 연구 질문을 해결하고자 합니다: 1) 예비 유아교사의 전문적 인식, 사회적 지지 및 교사 효능감은 자기 보고식 교사-영유아 상호작용 역량과 연관이 있는가? 2) 교사 효능감은 예비 유아교사의 전문적 인식과 교사-영유아 상호작용 간의 관계를 매개하는가? 3) 교사 효능감은 예비 유아교사의 사회적 지지와 교사-영유아 상호작용 간의 관계를 매개하는가?

연구 모델

예비 유아교사의 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감, 그리고 교사-아동 상호작용 간의 관계를 조사하는 연구 모델이 그림 1에 제시되어 있습니다.

방법

참가자

본 연구에는 중국 푸젠성 푸저우와 취안저우의 F 대학교 및 H 기술대학교, 그리고 산시성 시안과 퉁촨의 S 대학교 및 T 기술대학교 소속의 예비 유아교육 교사 350명이 참여하였습니다. 해당 지역의 선정은 대학 유형, 학제, 도시 특성, 그리고 지역적 경제 및 문화적 격차를 종합적으로 고려하여 결정되었습니다. 참여자는 3년제 전문학사 과정의 3학년 학생, 4년제 학사 과정의 4학년 학생, 그리고 대학원생으로 구성되었습니다. 이러한 집단 구성은 교육 수준, 전문적 기초, 실습 경험, 이론적 깊이 및 진로 포부의 차이를 반영하기 위해 선택되었습니다.

이러한 지역과 참여자의 선정은 서로 다른 대학 유형, 학제, 도시 환경 및 인턴십 배치를 아우르는 다각적인 지역 표본을 제공하였습니다. 다만, 본 연구 결과는 중국의 모든 예비 유아 교사에 대한 모집단 추정치가 아니라, 푸젠성과 산시성의 4개 교육 기관에서 얻은 증거로 해석되어야 합니다. 이러한 지역 표집 틀을 통해 참여 기관 내의 변동성을 조사할 수 있었으나, 외적 타당성에는 한계가 있으며, 연구 결과를 국가 전체의 예비 유아 교육 교사 모집단으로 일반화하기 위해서는 중국의 동부, 서부, 북부 및 남부의 더 넓은 지역적 맥락에서의 재현 연구가 필요합니다. 선정 기준에 대한 구체적인 근거는 부록 A에서 확인할 수 있습니다.

최종 표본은 남성 70명(20.0%)과 여성 280명(80.0%)으로 구성되었다. 교육 배경의 경우, 참여자의 173명(49.4%)은 3년제 전문학사 과정에, 150명(42.9%)은 4년제 학사 과정에 재학 중이었으며, 27명(7.7%)은 대학원생이었다. 전문 분야 범주와 관련하여, 참여자의 252명(72.0%)은 교원 양성 과정 출신이었고, 98명(28.0%)은 비교원 양성 과정 출신이었다. 실습 장소의 경우, 참여자의 231명(66.0%)은 도시 지역에서, 119명(34.0%)은 비도시 지역에서 실습을 진행했다. 총 실습 기간은 다양하게 나타났는데, 180명(51.4%)은 1–3개월 동안 실습을 했으며, 170명(48.6%)은 4개월 이상의 실습 기간을 가졌다. 실습 유형의 경우, 참여자의 169명(48.3%)은 집중 학교 실습에 참여했으며, 181명(51.7%)은 집중 학교 실습과 독립 실습을 병행하였다. 마지막으로, 참여자의 139명(39.7%)은 국공립 유치원에서, 211명(60.3%)은 사립 유치원에서 실습을 수행했다.

측정 항목

전문가 견해

예비 유아교사의 전문직 인식 수준을 평가하기 위해 전문직 인식 척도를 사용하였다. 본 척도는 원래 Lindsay 등이 개발하였으며15, 이후 조 등이 유아교사의 전문직 인식을 측정하기 위해 수정 및 보완하였다. 이는 예비 유아교사를 대상으로 한 여러 연구를 통해 타당도가 검증되었다16,17,18.

자율성 차원은 교사가 개인적인 교육적 신념에 따라 교수법을 독립적으로 선택하고 실행하는 것을 의미하며, 이는 단기적인 예비 교사 실습 경험보다는 지속적인 교실 책임 수행 이후에 일반적으로 발달하는 전문적 재량의 한 형태이므로 제거되었습니다18. 따라서 이 차원을 유지하는 것은 본 표본에 대한 척도의 발달적 타당성을 낮출 가능성이 있었습니다. 중요한 점은, 수정된 5개 영역 구조를 사전적으로 가정한 것이 아니라 확인적 요인 분석(CFA)을 통해 경험적으로 검토하였으며, 표준화된 요인 적재량, 합성 신뢰도, 평균 분산 추출값 및 판별 타당성 근거를 통해 구성 타당성을 추가로 평가하였다는 것입니다.

본 척도는 총 19개 문항으로 구성되며, 다섯 개의 하위 영역을 포함합니다: 전문적 지식 및 기술(PKS, 예: “나는 유아의 발달 패턴에 부합하는 교수법에 익숙하다.”), 사회 봉사 정신(SSS, 예: “유아 교육직은 경제적 이익의 추구보다 헌신적인 정신을 필요로 한다.”), 전문적 윤리 및 도덕성(PEM, 예: “예비 유아 교사로서 나는 미래의 역할을 위해 성실히 준비하고 있다.”), 직업적 사회경제적 지위(OSES, 예: “나는 유아 교사가 전문가로서 적절한 대우와 사회적 존중을 받는다고 믿는다.”), 그리고 전문성(PROF, 예: “교사의 전문성을 높이기 위해 교원 자격증의 인증 기준을 강화해야 한다.”). 응답은 1점(매우 그렇지 않다)부터 5점(매우 그렇다)까지의 5점 리커트 척도로 기록되었으며, 점수가 높을수록 전문적 인식이 강함을 나타냅니다. 본 척도는 전체 Cronbach’s α 값이 0.94로 높은 신뢰도를 보였습니다. 하위 영역별 신뢰도 계수는 PKS = 0.77, SSS = 0.75, PEM = 0.83, OSES = 0.83, PROF = 0.77로, 모두 내부 일관성의 허용 임계값(α > 0.70)을 상회하였습니다.

사회적 지지

예비 유아교사가 받는 사회적 지지 수준을 측정하기 위해 사회적 지지 척도를 사용하였습니다. Park 등19이 처음 개발한 이 척도는 유아교사의 사회적 지지를 평가하기 위해 Kim 등20에 의해 수정 및 보완되었습니다. 이 척도는 최근 예비 유아교사를 대상으로 한 연구들에서 널리 활용되어 왔습니다21,22.

사회적 지지는 교사, 친구, 가족과 같은 제공자에 의해 제공되는 정서적, 정보적, 물질적, 평가적 지지를 포함한 다양한 형태를 포괄합니다12. 연구에 따르면 예비 유아 교사는 경험이 부족하기 때문에, 전문적 실천 능력을 향상시키기 위한 물질적 자원과 지도를 포함한 전문적 지지로부터 특히 큰 도움을 받는 것으로 나타났습니다23. 본 연구의 실무적 관련성을 높이기 위해 사회적 지지를 네 가지 뚜렷한 유형으로 분류하였습니다.

본 척도는 총 25개 항목으로 구성되어 있으며, 정서적 지지(ES, 예: “내 주변 사람들은 항상 나를 아끼고 사랑한다.”), 정보적 지지(IS, 예: “내가 문제에 부딪혔을 때, 내 주변 사람들은 효과적인 정보를 제공하여 근본 원인을 찾도록 도와준다.”), 물질적 지지(MS, 예: “내 주변 사람들은 내가 필요할 때 언제든 기꺼이 경제적 지원을 해준다.”), 평가적 지지(EVS, 예: “내 주변 사람들은 내 행동에 대해 건설적인 피드백을 준다.”)의 네 가지 하위 영역을 포함합니다. 응답은 1점(매우 그렇지 않다)부터 5점(매우 그렇다)까지의 5점 리커트 척도로 기록되었으며, 점수가 높을수록 인지된 사회적 지지가 높음을 의미합니다. 본 척도는 전체 Cronbach’s α 값이 0.96으로 높은 신뢰도를 보였습니다. 하위 영역별 신뢰도 계수는 ES = 0.88, IS = 0.87, MS = 0.87, EVS = 0.85로, 모두 수용 가능한 임계값(α > 0.70)을 초과했습니다.

교사 효능감

교사 효능감은 Riggs 등이 개발한 Teacher Self-Efficacy Scale을 사용하여 평가하였습니다24. 이 척도의 중국어 버전은 중국의 교육 연구에서 널리 적용되어 왔습니다. 본 연구에서는 특히 중국 교육 환경에서 예비 유아 교육 교사들이 겪는 구체적인 어려움과 경험을 반영하여 척도를 수정 및 보완하였습니다.

이 척도는 총 25개 문항으로 구성되어 있으며, 두 개의 하위 영역으로 나뉩니다: 일반 교사 자기효능감(GTE, 예: “활동 중에 아이들이 평소보다 더 활동적이라면, 이는 대개 교사의 노력 덕분이다.”)과 개인 교사 자기효능감(PTE, 예: “나는 교수 활동을 조직하기 위해 더 효과적인 방법을 지속적으로 모색한다.”). 응답은 1점(매우 그렇지 않다)부터 5점(매우 그렇다)까지의 5점 리커트 척도로 기록되었으며, 점수가 높을수록 교사 효능감이 높음을 나타냅니다. 이 척도는 전체 Cronbach’s α 값이 0.96으로 높은 신뢰도를 보였습니다. 하위 영역별 신뢰도 계수는 GTE = 0.92, PTE = 0.92로 나타나 매우 우수한 내부 일관성을 입증하였습니다.

교사-아동 상호작용

직접 관찰된 교실 내 상호작용의 질보다는 예비 교사가 스스로 보고한 상호작용 역량을 평가하기 위해 교사-아동 상호작용 척도가 사용되었습니다. 이 척도는 Assessment Profile for Early-Childhood Programs (APECP), National Childcare Accreditation Council (NCAC), National Association for the Education of Young Children (NAEYC) 및 한국교육개발원의 기준을 종합하여 Lee 등25에 의해 개발되었습니다. 이 척도는 한국의 유아 교사와 유아 교육 전공 예비 교사들 사이의 교사-아동 상호작용을 평가하기 위해 설계되었습니다.

해당 척도는 원래 한국에서 개발되었기 때문에, 현재의 중국 상황에 적용하기 위해서는 직접적인 도입보다는 문화적 및 언어적 검토가 필요했습니다. 파일럿 단계에서 전문가 패널은 항목들의 의미적 명확성, 발달 적절성 및 문화적 관련성을 평가하기 위해 중국어 버전을 검토하였으며, 이후 수행된 CFA를 통해 본 표본에서 정서적, 언어적, 행동적 상호작용이라는 3개 영역 구조가 지지되었습니다. 그럼에도 불구하고, 중국 표본과 한국 표본 간의 공식적인 교차 문화적 측정 동일성이 테스트되지 않았으므로, 향후 연구에서는 직접적인 국가 간 비교를 수행하기 전에 형태, 측정 및 스칼라 동일성을 조사해야 합니다.

본 척도는 정서적 상호작용(EI, 예: “나는 항상 웃는 얼굴로 아이들을 대한다.”), 언어적 상호작용(VI, 예: “나는 아이들이 자신의 생각을 자유롭게 표현하도록 격려하기 위해 긍정적인 언어를 사용한다.”), 행동적 상호작용(BI, 예: “나는 아이들과 상호작용하기 위해 포옹과 같은 긍정적인 바디랭귀지를 자주 사용한다.”)의 세 가지 하위 영역으로 구성되며, 총 30개 문항으로 이루어져 있다. 응답은 1점(매우 그렇지 않다)부터 5점(매우 그렇다)까지의 5점 리커트 척도로 기록되었으며, 점수가 높을수록 교사-아동 상호작용 능력이 더 뛰어남을 나타낸다. 본 척도는 전체 Cronbach’s α 값이 0.94로 높은 신뢰도를 보였다. 하위 영역별 신뢰도 계수는 EI = 0.92, VI = 0.92, BI = 0.91로 나타나 우수한 내부 일관성을 확인하였다. 연구 참여자들이 4개 기관과 다양한 실습 환경에 분포된 예비 교사들이었기에, 모든 사이트에서 표준화된 관찰을 일관되게 시행하는 것이 어려워 교사-아동 상호작용을 자기 보고식으로 측정하였다. 더 중요한 점은, 본 연구가 직접 관찰된 교실 내 상호작용의 질보다는 예비 교사 준비 과정에서의 인지된 상호작용 역량에 초점을 맞추었다는 것이다. 그럼에도 불구하고, 자기 평가 역량이 실제 수행된 교사-아동 상호작용의 질을 완전히 반영하지 못할 수 있으므로, 향후 연구에서는 자기 보고 측정법을 교실 관찰, 멘토 평가 및 비디오 기반 코딩과 결합하여 수행해야 한다.

실험 절차

예비 조사: 2024년 6월 1일부터 6월 5일까지 중국 푸젠성과 산시성의 동일한 4개 참여 대학에서 모집한 50명의 예비 유아 교육 교사를 대상으로 예비 조사를 실시하였습니다. 본 예비 조사는 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감 및 교사-유아 상호작용 역량을 측정하는 설문지의 명확성, 이해도, 문화적 적절성 및 예비 신뢰도를 평가하기 위해 수행되었습니다. 예비 조사 결과와 전문가 패널 검토를 바탕으로, 정식 조사 전 문항의 명확성을 높이기 위해 일부 문구를 수정하였습니다.

척도 분석 및 수정: 설문 척도는 유아교육 전공 교수 2인, 유치원 원장 1인, 실습 지도교사 3인 및 연구팀으로 구성된 전문가 패널에 의해 수정되었습니다. 패널은 사전 조사를 통해 확인된 모호함이나 부적절한 항목 등의 문제를 해결하는 데 중점을 두고 설문 항목을 검토하였습니다. 충분한 논의와 합의를 거쳐, 항목의 명확성과 타당성을 확보하기 위해 필요한 수정 작업을 수행하였습니다.

공식 설문조사

정식 설문조사는 2024년 6월 30일부터 7월 20일까지 진행되었으며, F 대학교, H 공과대학교, S 대학교, T 공과대학교의 유아교육 예비 교사들을 대상으로 하였다. 이들 기관은 푸젠성의 푸저우와 콴저우, 그리고 산시성의 시안과 퉁촨에 위치하고 있다. 파일럿 설문조사에 참여한 50명을 제외하고 총 363명의 참가자가 모집되었다.

연구팀은 전화 또는 대면 방문을 통해 연구 목적과 설문 내용을 설명하고 고지된 동의를 얻었으며, 현장 방문 또는 소셜 메시징 애플리케이션을 통해 설문지를 배포하였다. 공통 방법 편향(common method bias)을 줄이기 위해 참가자들은 익명으로 설문지를 작성하였고, 정답이나 오답이 없음을 안내받았으며, 응답 내용이 연구 목적으로만 사용될 것임을 보장받았다. 이러한 절차적 통제는 평가 불안과 사회적 바람직성 편향(socially desirable responding)을 줄이기 위한 것이었으나, 공통 방법 분산(shared method variance)을 완전히 제거할 수는 없었다. 모집된 363명의 참가자 중 336명은 현장에서 유효한 설문지를 작성하였고, 27명은 온라인 버전을 작성하였다. 이후 13건의 무효 응답을 제외하고 총 350건의 설문지를 분석에 사용하였다.

데이터 분석

본 연구에서는 데이터 분석을 위해 통계 분석 소프트웨어와 SEM 소프트웨어를 사용하였으며, 분석은 총 3단계로 진행되었습니다.

첫 번째 단계에서는 통계 분석 소프트웨어를 사용하여 기술 통계량과 Pearson 상관계수를 산출하였다. 척도의 내부 일관성은 Cronbach’s α를 사용하여 평가하였다. SEM 분석(SEM) 전에 단변량 왜도와 첨도를 검토하였으며, Kline26이 권장한 기준(기준: 왜도 < 2.0, 첨도 < 4.0)에 따라 데이터의 왜도와 첨도를 테스트하였다.

두 번째 단계에서는 SEM 소프트웨어를 사용하여 CFA 및 SEM을 수행하였습니다. SEM 소프트웨어는 절대적 및 상대적 적합도 지수를 모두 포함하여 다양한 적합도 지수를 제공합니다26. 모델 적합도를 평가할 때 표본 크기, 데이터 적합도 및 모델 복잡성과 같은 요인들이 고려되었습니다. 모델을 평가하기 위해 카이제곱 검정(χ2), 자유도 대비 카이제곱 비(χ2/df), Tucker-Lewis 지수(TLI), 비교 적합도 지수(CFI), 수정 적합도 지수(AGFI), 증분 적합도 지수(IFI) 및 표준화 잔차 제곱평균제곱근(SRMR)과 같은 적합도 지수가 사용되었습니다. Schreiber 등27의 권고에 따라, 수용 가능한 모델 적합도를 결정하기 위해 TLI > 0.90, CFI > 0.90, AGFI > 0.90, IFI > 0.90 및 RMSEA < 0.08의 임계값이 사용되었습니다. 4요인 측정 모델의 측정 동일성은 다집단 CFA를 사용하여 성별, 프로그램 유형, 인턴십 기간 및 기관을 포함한 주요 인구통계학적 집단 간에 추가로 검토되었습니다. 형태 동일성, 측정 동일성 및 절편 동일성은 CFI 및 RMSEA의 변화를 사용하여 평가하였으며, ΔCFI < 0.010 및 ΔRMSEA < 0.015일 때 수용 가능한 동일성을 나타내는 것으로 간주하였습니다. 이러한 분석은 통합된 SEM 추정치가 주요 인구통계학적 하위 집단 전반에 걸쳐 적절한지 결정하기 위해 수행되었습니다.

세 번째 단계에서는 5,000개의 부트스트랩 샘플을 사용하여 SEM 소프트웨어로 간접 효과를 테스트하였습니다. 각 간접 효과에 대해 95% 편향 수정 부트스트랩 신뢰 구간을 산출하였으며, 해당 구간에 0이 포함되지 않을 때 간접 효과가 통계적으로 유의한 것으로 간주하였습니다. 부트스트랩 방법은 원래의 데이터셋에서 복원 추출을 반복하여 파라미터 신뢰 구간을 추정합니다. 이 방법은 구조 방정식 모델에서 간접 효과의 유의성과 안정성을 테스트하는 데 흔히 사용됩니다26. 마지막으로, 본 연구는 자기 보고식 도구에 의존하였으므로, 공통 방법 편향을 평가하기 위해 Harman의 단일 요인 테스트를 사용하였습니다. 매개 패턴이 모델 설정에 따라 달라지는지 확인하기 위해, 직접 효과 모델, 전문적 인식과 사회적 지지에서 교사-아동 상호작용으로 이어지는 직접 경로를 자유롭게 추정한 부분 매개 모델, 그리고 이러한 직접 경로를 0으로 제한한 완전 매개 모델을 비교하였습니다. 또한 구성 개념 간 상관관계, 판별 타당성 증거 및 분산 팽창 요인을 사용하여 공선성을 평가하였습니다.

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결과

기술 통계 및 상관관계

표 1은 예비 유아 교사의 네 가지 변수인 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감 및 교사-아동 상호작용에 대한 Cronbach's alpha 계수, 기술 통계 및 상관 분석 결과를 보여줍니다. 모든 변수의 Cronbach's alpha 계수는 0.90을 초과하여 높은 신뢰도를 나타냈습니다. 이러한 이변량 상관관계는 예비 기술적 근거로만 사용되었으며, 직접적인 구조 경로로 해석되어서는 안 됩니다. 직접 경로는 교사 효능감을 포함한 후 SEM에서 평가되었습니다. 정규성 검사 결과 왜도는 −1.36에서 −1.23 범위였으며, 첨도는 −0.21에서 0.13 범위였습니다. Harman의 단일 요인 검사 결과, 회전되지 않은 첫 번째 요인이 전체 분산의 26.7%를 설명하였으며, 이는 일반적인 기준인 50% 미만이므로 공통 방법 편향이 SEM 결과에 지배적인 영향을 미쳤을 가능성이 낮음을 시사합니다. 다...

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토론

본 연구는 예비 유아 교사의 전문적 인식과 교사-아동 상호작용 사이의 관계에서 뚜렷한 패턴을 밝혀냈습니다. 전문적 인식은 교사 효능감을 고려했을 때 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량과 직접적인 연관성이 없었으나, 교사 효능감을 통한 유의미한 간접 연관성을 보였습니다. 이는 횡단적 SEM 모델에서 교사 효능감이 완전한 통계적 매개 변수임을 뒷받침합니다. 이러한 결과는 전문적 인식이 교사-아동 상호작용에 직접적인 영향을 미치고28,29, 교사 효능감은 부분적인 매개 역할만 한다는 일반적인 기존 유아 교사 연구 결과30와 대조됩니다. 예를 들어, 이전 연구들에서는 전문적 인식과 교사-아동 상호작용 사이에 유의미한 정적 상관관계가 있으며, 전문적 인식이 높을수록 격려하는 피드백이나 지지적인 언어 제공과 같은 긍정적인 상호작용 전략을 더 많이 채택하는 경향이 있음이 밝혀졌습니다

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공개 사항

저자들은 이해 상충이 없음을 보고합니다.

재료

이 논문에 사용된 재료 목록
이름회사카탈로그 번호댓글
사회적 지지 척도출판된 학술 척도; Park이 최초 개발하고 Kim이 수정/보완함25문항 버전; 5점 리커트(Likert) 응답 형식; 상업적 카탈로그 번호 없음예비 유아교사가 인식하는 정서적 지지, 정보적 지지, 물질적 지지, 평가적 지지에 걸친 사회적 지지를 측정함. 전체 Cronbach’s alpha = 0.96.
교사 자기효능감 척도출판된 학술 척도; Enochs와 Riggs가 최초 개발; 중국어 적응 연구 버전25문항 버전; 5점 리커트(Likert) 응답 형식; 상업적 카탈로그 번호 없음중국 예비 유아교육 환경에서의 일반적 교사 자기효능감과 개인적 교사 자기효능감을 통해 교사 효능감을 평가함. 전체 Cronbach’s alpha = 0.96.
교사-아동 상호작용 척도출판된 학술 척도; Lee가 개발하고 중국 내 사용을 위해 연구 전문가 패널이 검토함30문항 버전; 5점 리커트(Likert) 응답 형식; 상업적 카탈로그 번호 없음관찰된 교실 상호작용 질이 아닌, 자기보고식 교사-아동 상호작용 역량을 평가함. 정서적 상호작용, 언어적 상호작용, 행동적 상호작용을 포함하며; 전체 Cronbach’s alpha = 0.94.
인구통계학적 정보 양식연구팀, 사천 예술과학대학교 / 대구대학교 협업맞춤형 연구 설문지 섹션; 상업적 카탈로그 번호 없음성별, 교육 배경, 전문 분야, 실습 장소, 실습 기간, 실습 유형, 유치원 유형을 포함한 참여자 특성을 수집함.
참여자 정보 및 고지된 동의 스크립트연구팀; 대구대학교 연구윤리위원회 승인윤리 승인 번호: XXX; 현지 승인 기록 확인 필요설문지 배포 전 연구 목적과 설문 내용을 설명하고 예비 유아교육 교사 참여자로부터 고지된 동의를 얻기 위해 사용됨.
예비 설문지 패키지연구팀 및 전문가 패널2024년 6월 1–5일에 사용된 예비 버전; 상업적 카탈로그 번호 없음예비 유아교육 교사 50명을 대상으로 전문적 인식 척도, 사회적 지지 척도, 교사 자기효능감 척도, 교사-아동 상호작용 척도 및 인구통계학적 항목의 명확성과 적절성을 예비 테스트함.
전문가 패널 검토 절차연구팀; 유아교육 교수 2인, 원장 1인, 실습 지도교사 3인 및 연구팀으로 구성된 전문가 패널합의 기반 내용 검토; 상업적 모델 번호 없음정식 설문 조사 전, 척도 문항의 모호성, 적절성, 의미적 명확성, 발달적 적합성 및 문화적 관련성을 수정하기 위해 사용됨.
인쇄된 현장 설문지 양식연구팀; 현지 기관 설문 용품종이 설문지 양식; 상업적 카탈로그 번호 없음현장 설문 조사를 위해 사용됨. 최종 표본에서 온라인 설문지와 결합하기 전 336부의 유효한 현장 설문지를 확보함.
WeChatTencentWeChat 모바일 애플리케이션; 2024년 6–7월 중 사용된 기기/앱 기록에서 버전 확인 필요설문지 배포를 위한 온라인 채널로 사용됨; 온라인/WeChat 경로를 통해 27부의 완료된 온라인 설문지를 수집함.
전화 및 대면 모집 절차연구팀표준화된 모집 절차; 상업적 카탈로그 번호 없음기관/참여자와 연락하여 연구 목적과 설문 내용을 설명하고, 설문지 배포 전 고지된 동의를 지원하기 위해 사용됨.
SPSS StatisticsIBMVersion 27.0기술 통계, Pearson 상관계수, Cronbach’s alpha 신뢰도 분석, 왜도 및 첨도를 이용한 정규성 검정, 그리고 공통 방법 편향을 위한 Harman’s 단일 요인 테스트에 사용됨.
SPSS AmosIBMVersion 26.0확인적 요인 분석, 구조 방정식 모델링, 다집단 측정 동일성 테스트, 간접 효과의 부트스트랩 테스트 및 대안 모델 비교에 사용됨.
Microsoft ExcelMicrosoftMicrosoft 365 Excel 또는 로컬 설치 버전; 제출 전 정확한 로컬 빌드 확인 필요코딩된 설문 데이터, 데이터 사전, 부록 표 및 JoVE 재료 표를 정리하기 위한 워크북 환경으로 권장/사용됨. 저자가 정확한 로컬 버전을 확인해야 함.
구조 방정식 모델링 적합도 지수 기준출판된 방법론 지침; 원고에 인용된 Schreiber et al. 및 Kline 참고문헌상업적 카탈로그 번호 없음; 통계 분석 계획에 적용된 기준카이제곱 통계량, 자유도 대비 카이제곱, Tucker-Lewis 지수, 비교 적합도 지수, 수정 적합도 지수, 증분 적합도 지수, 근사 오차 평균 제곱제곱근 및 표준화 잔차 평균 제곱제곱근을 포함한 모델 적합도 지수를 정의하고 보고함.
부트스트랩 매개 효과 테스트 절차SPSS Amos / 연구팀 통계 분석 계획5,000개 부트스트랩 표본; 95% 편향 수정 신뢰 구간교사 효능감을 통한 간접적 연관성을 테스트하는 데 사용됨. 95% 편향 수정 신뢰 구간에 0이 포함되지 않을 때 간접 효과가 유의한 것으로 간주함.
측정 동일성 테스트 절차SPSS Amos / 연구팀 통계 분석 계획다집단 확인적 요인 분석; ΔCFI .010 미만 및 ΔRMSEA .015 미만 기준통합 SEM 추정치를 해석하기 전, 성별, 프로그램 유형, 실습 기간 및 기관에 따른 형태, 측정 및 척도 동일성을 평가하는 데 사용됨.

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