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

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 나타났다^1,2. 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 있다^5,6.

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 줍니다^9,10.

마찬가지로, 사회적 지지와 근무 환경을 포함한 다양한 사회적 요인 또한 교사의 교사-아동 상호작용 역량에 영향을 미치는 역할을 합니다^5,9,10. 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 있습니다^13,14. 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.

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 검증되었다^16,17,18.

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 왔습니다^21,22.

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.

결과

기술 통계 및 상관관계

표 1은 예비 유아 교사의 네 가지 변수인 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감, 교사-영유아 상호작용에 대한 Cronbach's alpha 계수, 기술 통계 및 상관 분석 결과를 보여줍니다. 모든 변수의 Cronbach's alpha 계수가 0.90을 초과하여 높은 신뢰도를 나타냈습니다. 이러한 이변량 상관관계는 예비 기술적 증거로만 사용되었으며, 직접적인 구조 경로로 해석해서는 안 됩니다. 직접 경로는 교사 효능감이 포함된 후 SEM에서 평가되었습니다. 정규성 검사 결과 왜도는 −1.36에서 −1.23, 첨도는 −0.21에서 0.13 범위로 나타났습니다. Harman의 단일 요인 검사 결과, 회전 전 첫 번째 요인이 전체 분산의 26.7%를 설명하여 통상적인 기준인 50%보다 낮게 나타났으며, 이는 공통 방법 편향이 SEM 결과에 지배적인 영향을 미쳤을 가능성이 낮음을 시사합니다. 다만, 모든 핵심 구성 개념이 단일 시점에 자기 보고식 설문지로 측정되었으므로, 이 진단 결과는 공유 방법 분산이 완전히 없다는 증거라기보다 심각한 공통 방법 편향이 없다는 증거로 해석되어야 합니다²⁶.

측정 모델 검증

측정 모델을 평가하기 위해 확인적 요인 분석(CFA)을 사용하였습니다. 분석 결과, 4개 요인 모델(전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감, 교사-아동 상호작용 능력)이 데이터에 적절하게 부합하는 것으로 나타났습니다(χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, AGFI = 0.885, IFI = 0.972, SRMR = 0.030, RMSEA = 0.077). AGFI는 권장 임계치인 0.90보다 약간 낮았으나, 나머지 지표들은 수용 기준을 충족하여 측정 모델이 후속 구조방정식 모델링(SEM) 분석에 적합함을 보여주었습니다²⁷.

잠재 변수가 측정 지표와 일치하는 정도를 나타내는 구성 타당도는 표 2에 제시된 표준화된 요인 적재값에 의해 지지되었습니다. 수정된 전문직 인식 척도의 경우, 유지된 5개 차원 모두 의도한 잠재 구성 개념에 유의하게 적재되었으며, 표준화된 적재값은 0.828에서 0.888 사이로 나타났습니다(모든 p < 0.001). 또한, 수용 가능한 CFA 적합도, 높은 내부 일관성, CR/AVE 결과 및 판별 타당도 근거는 자율성 차원이 제거된 후 수정된 구조의 경험적 적절성을 뒷받침하였습니다. 이는 측정 변수들이 각각의 잠재 구성 개념을 효과적으로 포착하여 구성 타당도를 확보했음을 보여줍니다.

동일한 구성 개념에 대한 서로 다른 측정치 간의 일관성을 평가하는 수렴 타당도는 구성 신뢰도(CR)와 평균 분산 추출값(AVE)을 사용하여 평가되었습니다. 표 3에 나타난 바와 같이, 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감 및 교사-아동 상호작용에 대한 CR 값은 0.922에서 0.948 범위였으며, AVE 값은 0.729에서 0.858 범위였습니다. 모든 값은 CR > 0.70 및 AVE > 0.50이라는 설정된 기준을 충족하여 강력한 수렴 타당성을 확인하였습니다.

서로 다른 구성 개념의 측정치들이 구별되어야 함을 요구하는 판별 타당성은 각 구성 개념의 AVE를 구성 개념 간의 상관계수 제곱과 비교하여 검증하였다. 표 3에 제시된 바와 같이, 대각선에 위치한 AVE 값의 제곱근이 해당 잠재 구성 개념 간의 상관관계보다 높게 나타나 Fornell-Larcker 기준을 충족하였으며 판별 타당성이 입증되었다²⁶. 주요 구성 개념 간의 상관관계는 높았으나, 측정 모델에서 교사 효능감과 교사-아동 상호작용 능력은 개념적으로 구별되었다. 교사 효능감은 교수 학습을 조직하고 교육적 과제를 해결하는 능력에 대한 응답자의 신념을 포착한 반면, 교사-아동 상호작용 능력은 아동과의 정서적, 언어적, 행동적 참여에 대한 자기 보고 내용을 포착하였다. CFA 및 Fornell-Larcker 결과는 구성 개념 간의 경험적 구분을 지지하였으나, 교사 효능감과 자기 보고된 교사-아동 상호작용 역량 간의 상관관계가 높게 나타나(r = 0.897), 관찰된 연관성이 개념적 중첩과 공유된 자기 지각을 일부 반영할 수 있음을 시사하였다. 따라서 본 결과는 효능감 신념과 실제 구현된 상호작용 질이 실무에서 완전히 분리 가능하다는 증거라기보다, 밀접하게 연관된 지각 구성 개념 간의 연관성으로 해석되어야 한다. 성별, 프로그램 유형, 인턴십 기간 및 기관에 따른 측정 동일성 검사를 수행하였다. 구성 모델(Configural models)은 검토된 하위 그룹 전반에서 수용 가능한 적합도를 보였으며, 이후의 측정 동일성(metric) 및 스칼라 동일성(scalar) 모델 또한 권장되는 변화 기준 범위 내에 있었다. 관찰된 최대 변화량은 ΔCFI = 0.001 및 ΔRMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) = 0.002로, 각각 권장 임계값인 0.010과 0.015보다 낮았다. 따라서 측정 모델은 검토된 인구통계학적 그룹 전반에서 수용 가능한 동일성을 보여, 주요 분석을 위해 통합된 SEM 추정치를 사용하는 것을 지지하였다. 상세한 동일성 결과는 부록 표 1에 보고되었다.

전문적 인식 및 사회적 지지와 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량 간의 연관성: 예비 유아교사의 교사 효능감이 갖는 통계적 매개 효과

그림 2에 제시된 SEM 모델은 전문적 인식 및 사회적 지지가 교사 스스로 보고한 교사-아동 상호작용 역량으로 이어지는 연관 경로를 조사하기 위해 설정되었으며, 교사 효능감이 통계적 매개 변수로 작용하였습니다. 표 4에 나타난 SEM 분석 결과, 매개 모델의 적합도는 수용 가능한 수준인 것으로 나타났습니다.

~에서 보여지는 바와 같이 그림 2교사 효능감은 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량과 정적 상관관계를 보였다(β = 0.660, p < 0.001), 반면 전문적 인식으로부터의 직접 경로는 (β = 0.167, p = 0.073) 및 사회적 지지(β = 0.118, p = 0.074) 및 교사-자녀 상호작용 역량 간의 상관관계는 교사 효능감이 포함된 후에는 유의미하지 않았습니다. 따라서 유의미한 이변량 상관관계는 매개 모델에서의 유의미한 직접적 구조 경로의 증거라기보다 예비적 연관성으로 이해되어야 합니다. 전문적 인식(β = 0.629, p < 0.001) 및 사회적 지지(β = 0.292, p < 0.001)은 교사 효능감과 유의미한 연관성이 있었으며, 이는 첫 번째 연구 질문이 주로 간접 경로를 통해 지지되었음을 나타낸다. 이 모델은 교사 효능감 분산의 76.8%를 설명하였다 (R² = 0.768) 및 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량 분산의 82.2%(R² = 0.822)이며, 이는 제안된 연관 구조방정식 모델(SEM model)이 두 내생적 구성 개념 모두에 대해 상당한 설명력을 가졌음을 나타낸다.

교사 효능감의 매개 효과에 대한 유의성 검토

두 번째와 세 번째 연구 질문을 해결하기 위해, Table 5에 제시된 바와 같이 매개 효과의 유의성을 검증하고자 붓스트랩(bootstrap) 방법을 사용하였다. 5,000회의 재표본 추출을 통한 붓스트래핑 결과, 교사 효능감에 의해 매개되는 전문적 인식과 교사-아동 상호작용 간의 간접 연관성은 표준화 간접 계수 0.415, 95% 편향 수정 붓스트랩 CI [0.331, .509] (p < 0.001)로 유의미하게 나타났다. 또한 교사 효능감에 의해 매개되는 사회적 지지와 교사-아동 상호작용 간의 간접 연관성 역시 표준화 간접 계수 0.193, 95% 편향 수정 붓스트랩 CI [0.117, 0.277] (p = 0.004)로 유의미하였다. 두 신뢰 구간 모두 0을 포함하지 않았으므로, 두 간접 연관성은 통계적으로 지지되었다. 매개 패턴이 모델 설정에 따라 달라지는지 평가하기 위해 대안 모델 비교를 수행하였다. 전문적 인식과 사회적 지지에서 교사-아동 상호작용으로 가는 직접 경로만을 포함한 직접 효과 모델은 χ²/df = 4.286, TLI = 0.941, CFI = 0.954, IFI = 0.954, AGFI = 0.862, RMSEA = 0.097, SRMR = 0.061로 데이터에 대한 적합도가 더 낮게 나타났다. 교사 효능감을 포함한 후 전문적 인식과 사회적 지지에서 교사-아동 상호작용으로 가는 직접 경로를 자유롭게 추정한 부분 매개 모델은 χ²/df = 3.081, TLI = 0.963, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.884, RMSEA = 0.077, SRMR = 0.030으로 수용 가능한 적합도를 보였다. 이 두 직접 경로를 0으로 제한한 완전 매개 모델 또한 χ²/df = 3.075, TLI = 0.964, CFI = 0.972, IFI = 0.972, AGFI = 0.885, RMSEA = 0.077, SRMR = 0.030으로 수용 가능한 적합도를 보였다. 부분 매개 모델과 비교했을 때, 완전 매개 모델은 Δχ² = 3.214, Δdf = 2, p = 0.201, ΔCFI = 0.000, ΔRMSEA = 0.000으로 적합도의 유의미한 저하를 보이지 않았다. 부분 매개 모델에서 두 직접 경로는 유의미하지 않았던 반면, 두 간접 연관성은 유의미했으므로, 결과적으로 본 횡단적 SEM 프레임워크 내에서 완전한 통계적 매개가 이루어진다는 해석을 지지한다. 종합적으로, 이러한 분석들은 간접 연관성에 대한 붓스트랩 신뢰 구간, 교사 효능감 및 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량에 대한 R² 값, 인구통계학적 집단 간 측정 동일성 결과, 대안 모델 비교 및 수정된 공선성 진단을 포함한 통계적 정보를 제공하였다.

또한, 교사-아동 상호작용에 미치는 전문적 인식과 사회적 지지의 연관성 크기에는 차이가 있었습니다. 구체적으로, 전문적 인식의 총 효과(β = 0.582, p < 0.001)와 간접 효과(β = 0.415, p < 0.001)는 사회적 지지의 효과(총 효과: β = 0.311, p < 0.01; 간접 효과: β = 0.193, p < 0.01)보다 약 두 배 더 컸습니다. 이러한 결과는 전문적 인식과 사회적 지지가 교사-아동 상호작용에 미치는 영향이 서로 다름을 강조하며, 유아 교육에서 교사 효능감의 역할에 대한 새로운 통찰을 제공합니다.

데이터 가용성:

모든 분석에 사용된 원시 데이터는 보충 파일 1로 제출되었습니다. 여기에는 익명화된 설문지 데이터셋, 변수 코딩 파일, 통계 분석 소프트웨어 데이터 파일, SEM 소프트웨어 모델 파일, 통계 출력 파일 및 보고된 모든 표와 그림을 생성하는 데 사용된 소스 파일이 포함되어 있습니다. 기본 분석을 위해 외부 데이터베이스에 접속하지 않았습니다.

그림 1: 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감 및 교사-아동 상호작용의 연구 모델.주석. PP = 전문적 인식; SS = 사회적 지지; TE = 교사 효능감; TCI = 교사-아동 상호작용. 화살표는 잠재 구성 개념 간의 가설적 연관 경로를 나타냄. 이 그림의 확대 버전을 보시려면 여기를 클릭하십시오.

그림 2: 전문직 인식, 사회적 지지, 교사 효능감 및 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량 간의 관계를 나타내는 구조 방정식 모델 (N = 350). 참고: PP = 전문직 인식; PKS = 전문적 지식 및 기술; SSS = 사회 서비스 정신; PEM = 전문직 윤리 및 도덕성; OSES = 직업적 사회경제적 지위; PROF = 전문성; SS = 사회적 지지; ES = 정서적 지지; IS = 정보적 지지; MS = 물질적 지지; EVS = 평가적 지지; TE = 교사 효능감; GTE = 일반적 교사 자기 효능감; PTE = 개인적 교사 자기 효능감; TCI = 교사-아동 상호작용; EI = 정서적 상호작용; VI = 언어적 상호작용; BI = 행동적 상호작용. 실선은 통계적으로 유의미한 구조적 경로를 나타내며, 점선은 교사 효능감이 포함된 후 전문직 인식 및 사회적 지지에서 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량으로 이어지는 유의미하지 않은 직접 경로를 나타냅니다. β는 표준화된 경로 계수를 나타내며, R² 값은 내생 변수에 대해 표시되었습니다. 이 그림의 더 큰 버전을 보시려면 여기를 클릭하십시오.

변수	M	SD	왜도	첨도	1	2	3	4
1. 전문적 인식	3.55	0.83	−1.28	−0.01	−0.94
2. 사회적 지지	3.54	0.82	−1.23	−0.21	0.742	−0.96
3. 교사 효능감	3.58	0.81	−1.36	0.13	0.805	0.738	−0.96
4. 교사-아동 상호작용	3.57	0.84	−1.3	−0.07	0.776	0.721	0.836	−0.97

표 1: 주요 연구 변수에 대한 신뢰도, 기술 통계 및 상관 행렬 (N = 350).참고. M = 평균; SD = 표준 편차; α = Cronbach’s α 계수; PP = 전문적 인식; SS = 사회적 지지; TE = 교사 효능감; TCI = 교사-아동 상호작용. Cronbach’s α 값은 대각선에 괄호로 표시됨. 대각선 이외의 값은 Pearson 상관 계수임. 모든 상관 테스트는 양측 검정으로 수행됨. p < 0.01은 0.01 수준에서 통계적 유의성을 나타냄.

잠재 변수	측정 변수	B	S.E.	C.R.	P	β
전문적 인식	전문적 지식 및 기술	1				0.888
	사회 서비스 정신	1.019	0.045	22.693		0.86
	전문적 윤리 및 도덕성	0.991	0.044	22.739		0.861
	직업적 사회경제적 지위	1.063	0.051	21.018		0.828
	전문성	1.06	0.05	21.118		0.83
사회적 지지	정서적 지지	1				0.881
	정보적 지지	1.012	0.043	23.335		0.879
	물질적 지지	0.978	0.042	23.111		0.875
	평가적 지지	1.004	0.04	25.075		0.909
교사 효능감	일반적 교사 자기 효능감	1				0.944
	개인적 교사 자기 효능감	0.936	0.032	29.165		0.906
교사-아동 상호작용	정서적 상호작용	1				0.937
	언어적 상호작용	0.963	0.032	29.622		0.903
	행동적 상호작용	0.968	0.029	33.593		0.938

표 2: 구성 타당도 검증을 위한 표준화된 요인 적재량 (N = 350). 참고. PP = 전문적 인식; PKS = 전문적 지식 및 기술; SSS = 사회 서비스 정신; PEM = 전문적 윤리 및 도덕성; OSES = 직업적 사회경제적 지위; PROF = 전문성; SS = 사회적 지지; ES = 정서적 지지; IS = 정보적 지지; MS = 물질적 지지; EVS = 평가적 지지; TE = 교사 효능감; GTE = 일반 교사 자기 효능감; PTE = 개인 교사 자기 효능감; TCI = 교사-아동 상호작용; EI = 정서적 상호작용; VI = 언어적 상호작용; BI = 행동적 상호작용. β = 표준화된 요인 적재량; SE = 표준 오차; CR = 임계비. 보고된 모든 요인 적재량은 p < 0.001 수준에서 통계적으로 유의미했습니다.

변수	CR	AVE	1	2	3	4
1. 전문가의 인식	0.931	0.729	0.729
2. 사회적 지지	0.936	0.785	0.790 (0.624)	0.785
3. 교사 효능감	0.922	0.856	0.860 (0.739)	0.789 (0.623)	0.856
4. 교사-아동 상호작용	0.948	0.858	0.828 (0.686)	0.771 (0.594)	0.897 (0.805)	0.858

표 3: 측정 모델: 합성 신뢰도, 평균 분산 추출값 및 판별 타당성 지표 (N = 350). 참고: CoR = 합성 신뢰도; AVE = 평균 분산 추출값; PP = 전문적 인식; SS = 사회적 지지; TE = 교사 효능감; TCI = 교사-아동 상호작용. 대각선 값은 각 구성 개념의 AVE 제곱근을 나타냅니다. 비대각선 값은 잠재 구성 개념 간의 상관관계를 나타내며, 괄호 안의 값은 상관관계의 제곱을 나타냅니다. 각 구성 개념의 AVE 제곱근이 다른 구성 개념과의 상관관계보다 클 때 판별 타당성이 확보된 것으로 간주하였습니다.

변수	χ²	p	df	χ²/df	SRMR	TLI	CFI	AGFI	IFI
적합도 지수	218.319	0	71	3.075	0.03	0.964	0.972	0.885	0.972
평가 기준	p > 0.05			<3~5	< 0.08	우수한 적합도 >0.9 양호한 적합도 0.8~0.9

표 4: 구조 방정식 모델의 적합도 지수 및 평가 기준 (N = 350). 참고. χ² = 카이제곱 통계량; df = 자유도; χ²/df = 자유도 대비 카이제곱 값; TLI = Tucker-Lewis 지수; CFI = 비교 적합도 지수; AGFI = 수정 적합도 지수; IFI = 증분 적합도 지수; RMSEA = 근사 오차 평균 제곱근; SRMR = 표준화 잔차 평균 제곱근. 모델 적합도는 TLI > 0.90, CFI > 0.90, AGFI > 0.90, IFI > 0.90, RMSEA < 0.08 및 SRMR < 0.08의 기준을 사용하여 평가되었다.

	총 효과	직접 효과	간접 효과
전문적 인식→교사 효능감	0.629	0.629	0
전문적 인식→교사-아동 상호작용	0.582	0.167	0.415
사회적 지지→교사 효능감	0.292	0.292	0
사회적 지지→교사-아동 상호작용	0.311	0.118	0.193
교사 효능감→교사-아동 상호작용	0.66	0.66	0

표 5: 전문적 인식, 사회적 지지, 교사 효능감 및 교사-아동 상호작용 간의 직접, 간접 및 총 연관성 (N = 350). 참고: PP = 전문적 인식; SS = 사회적 지지; TE = 교사 효능감; TCI = 교사-아동 상호작용; β = 표준화 계수; SE = 표준 오차; CI = 신뢰 구간. 직접 연관성은 두 구성 개념 사이에서 추정된 구조적 경로를 의미합니다. 간접 연관성은 교사 효능감을 통해 매개된 경로를 의미합니다. 총 연관성은 직접 연관성과 간접 연관성의 합을 나타냅니다. 부트스트랩 신뢰 구간은 5,000개의 부트스트랩 샘플을 기반으로 한 95% 편향 수정 구간이며, 구간에 0이 포함되지 않을 때 간접 연관성이 통계적으로 유의미한 것으로 간주하였습니다. 모든 p-값은 양측 검정 결과입니다.

보충 표 1​: 구조 방정식 모델에 대한 대안 모델 비교 (N = 350). 참고. χ² = 카이제곱 통계량; df = 자유도; χ²/df = 자유도 대비 카이제곱 값; TLI = Tucker-Lewis 지수; CFI = 비교 적합도 지수; IFI = 증분 적합도 지수; AGFI = 수정 적합도 지수; RMSEA = 근사 평균 제곱근 오차; SRMR = 표준화된 평균 제곱근 잔차; Δχ² = 카이제곱 변화량; Δdf = 자유도 변화량; ΔCFI = 비교 적합도 지수 변화량; ΔRMSEA = 근사 평균 제곱근 오차 변화량. 완전 매개 모델을 부분 매개 모델과 비교하였습니다. 이 파일을 다운로드하려면 여기를 클릭하십시오.

보충 파일 1: 원시 데이터. 이 보충 파일들은 보고된 결과를 검증하고 통계 분석을 재현하기 위해 제공됩니다.이 파일을 다운로드하시려면 여기를 클릭하십시오.

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 미치고^28,29, 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 밝혀졌습니다¹⁷. 효능감이 높은 교사들은 자신의 전문적 지식을 놀이 활동 중의 효과적인 지도로 전환할 수 있었습니다. 이러한 교사들은 놀이 중 아동의 요구에 신속하고 정확하게 반응했을 뿐만 아니라, 교사-아동 상호작용의 형태와 내용을 풍부하게 하여 궁극적으로 상호작용의 질을 향상시켰습니다³⁰. 그러나 본 연구에서는 전문적 인식만으로는 교사-아동 상호작용에 직접적인 영향을 미치지 않는 것으로 나타났습니다. 이는 교사가 자신의 전문적 역량을 인식하는 것이 자동으로 고품질의 교사-아동 상호작용으로 이어지지는 않음을 시사합니다. 한 가지 가능한 설명은 교사-아동 상호작용이 여러 요인에 의해 형성된다는 점입니다. 예비 교사가 자신의 전문적 역량을 강하게 인식하더라도, 실제 교육 현장의 복잡함을 해결하는 데 어려움을 겪을 수 있습니다. 전문적 인식과 실제 적용 사이의 이러한 괴리는 전문적 인식이 고품질의 교사-아동 상호작용 기술로 효과적으로 전환되는 것을 방해할 수 있습니다⁸. 이론과 실제의 간극, 불충분한 교사 신념, 낮은 교사 효능감 등이 모두 실제 아동과의 상호작용 과정에서 교사의 행동과 태도의 불일치에 기여하여, 전문적 인식이 효과적인 상호작용으로 나타나는 것을 막을 수 있습니다^31,32. 이론-실제 간극 외에도, 완전 매개 패턴은 예비 교사 단계의 동기 부여적 특성을 반영하는 것일 수 있습니다. 즉, 전문적 인식은 유아 교사가 무엇을 가치 있게 여기고 알아야 하는지에 대한 이해를 제공하지만, 예비 교사가 실제 상황에서 아동의 반응을 관리하고 활동을 조직하며 의사소통을 조정할 수 있다고 믿지 않는 한, 이러한 이해가 상호작용 행동을 형성할 가능성은 낮습니다. 따라서 교사 효능감은 단순히 또 다른 개인적 특성으로 작용하는 것이 아니라, 전문적 인식을 실행 가능한 자신감으로 변환하는 심리적 전환 메커니즘으로 기능할 수 있습니다. 이러한 맥락에서 Reynolds 등³³은 실습 기간 중 멘토링과 전문적 지원의 중요성을 강조하며, 이러한 지원이 실제 교실 환경에서 교사-아동 상호작용의 질에 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 언급했습니다.

교사와 아동 간의 상호작용은 복잡한 요인들에 의해 형성되므로, 예비 유아 교사의 전문적 인식만을 단순히 강화하는 것으로는 고품질의 상호작용을 보장하기에 불충분합니다. 본 연구의 의의는 예비 유아 교사라는 특정 집단에 초점을 맞추어, 전문적 인식이 효과적인 교사-아동 상호작용으로 전환되는 과정에서 교사 효능감이 완전 매개 역할을 한다는 점을 명확히 밝혔다는 데 있습니다. 따라서 교사 효능감은 예비 교사의 전문적 인식과 보고된 상호작용 역량을 연결하는 중요하지만 유일하지 않은 메커니즘으로 이해되어야 합니다. 멘토링의 질, 실습 강도, 기관의 지원 및 이전의 교실 경험 또한 전문적 이해가 상호작용에서 실제로 구현되는지 여부에 영향을 미칠 수 있습니다. 교사 효능감이 높은 예비 교사는 이상적인 교수 시나리오와 실제 시나리오 사이의 간극을 좁히고, 이론적 지식을 실무에 더 유연하게 적용할 수 있는 유리한 위치에 있을 수 있습니다³⁰. 또한, 이들 교사는 교수 태도를 조정하고 교육 혁신을 촉진함으로써 전문 역량을 지속적으로 강화하며, 이를 통해 실제 교사-아동 상호작용에서 마주하는 도전과 압박에 더 효과적으로 대응할 수 있게 됩니다^34,35. 그러므로 단순한 전문적 인식에만 집중하기보다, 고품질의 교사-아동 상호작용을 촉진하는 핵심 요인인 교사 효능감을 강화하는 데 더 큰 역점을 두어야 합니다. 전문적 이해를 심화하는 것 외에도, 예비 유아 교사들이 이론적 지식을 실제 교수 기술로 전환하는 데 도움이 되는 다양한 교육 및 실무 플랫폼을 제공하는 것이 매우 중요합니다. 또한 교사의 정서적 요구에도 관심을 기울여, 긍정적인 자아 개념을 형성하고 정서 조절 능력을 개선하며 스트레스 대처 능력을 향상시키는 것을 목표로 하는 심리적 지원 및 기타 메커니즘이 마련되어야 합니다. 이러한 조치를 통해 교사는 아동과의 상호작용에서 더 큰 자신감과 전문성을 개발할 수 있으며, 궁극적으로 아동 발달에 강력한 지원을 제공할 수 있습니다. 또한 본 연구는 예비 유아 교사의 사회적 지원이 교사-아동 상호작용에 미치는 직접적인 영향은 유의하지 않았으나, 완전 매개체 역할을 하는 교사 효능감을 통해 유의미한 간접 효과를 나타냈음을 밝혔습니다. 이러한 결과는 유아 교사들의 특성으로 인해 타당할 수 있습니다^9,36.

그러나 예비 유아교사에게 있어 사회적 지지가 교사-아동 상호작용을 직접적으로 향상시키지 않는다는 결론은 타당하다고 판단됩니다. 본 연구 결과에 기반하여, 우리는 이러한 결과가 사회적 지지 자체의 성격과 교사-아동 상호작용 기술이라는 전문적 요구 사항 모두에 의해 영향을 받은 것으로 추측합니다. 사회적 지지는 일반적으로 스트레스나 어려움을 겪는 시기에 가족, 친구, 동료 또는 지역사회로부터 제공받는 정서적, 정보적 또는 물질적 도움을 의미합니다¹². 하지만 이러한 지지가 교사-아동 상호작용과 같은 특정 전문 역량에서의 성과를 일반적으로 직접 향상시키지는 않습니다. 대신, 사회적 지지는 지지적인 근무 환경을 조성하고, 소속감을 고취하며, 팀으로의 통합을 촉진하고, 전문성 개발에 대한 관심을 자극하며, 스트레스를 감소시켜 결과적으로 더 나은 교수 실습과 상호작용으로 이어지게 합니다^23,37. 반면, 교사-아동 상호작용 기술은 지속적인 학습, 정교화 및 실제 적용이 필요한 복잡한 전문 역량입니다. 이러한 기술은 교수법, 심리학, 아동 발달을 포함한 여러 학문의 지식뿐만 아니라 실제 교육 경험과 대처 전략을 필요로 합니다^5,6. 따라서 외부의 사회적 지지만으로는 이러한 전문적이고 다면적인 기술을 직접적으로 개선하기 어렵습니다. 이러한 해석은 특히 예비 교사에게 유효한데, 가족, 동료 또는 멘토의 지지가 먼저 인지된 역량과 정서적 준비도를 변화시킬 수 있으며, 관찰 가능한 교사-아동 상호작용의 질은 그러한 지지가 실제 교실 상황을 관리하는 자신감으로 내면화되었는지 여부에 달려 있기 때문입니다. 사회적 지지가 예비 유아교사의 교사-아동 상호작용 능력에 직접적인 영향을 미치지는 않았지만, 교사 효능감이 가교 역할을 하여 사회적 지지가 이러한 능력에 간접적으로 영향을 미칠 수 있도록 하였습니다. 예비 교육자를 둘러싼 주변의 지지가 매우 중요하다는 점에는 전문가들 사이에서도 합의가 이루어져 있습니다. 이러한 지지는 이들이 교수법의 부족한 점을 파악하고 해결하도록 도울 뿐만 아니라 정서적 위안과 격려를 제공합니다. 초임 교사의 경우, 멘토링, 특히 멘토가 제공하는 정보적 및 정서적 지지는 교사 효능감 증진 및 정서적 소진 감소와 밀접한 관련이 있는 것으로 나타났습니다^37,38. 멘토는 건설적인 피드백과 지도를 통해 초임 교사가 교수법을 정교화하도록 도와 아동과의 상호작용 중에 긍정적인 사고방식을 가질 수 있도록 합니다. 또한, 연구에 따르면 전문성 개발 교육에 참여한 교사들은 문제 해결을 위한 추가적인 전략과 도구를 제공받기 때문에 더 높은 자기 효능감을 갖는 경향이 있습니다⁷. 따라서 우리는 다음과 같이 가설을 세웁니다. 충분한 사회적 지지를 받는 예비 유아교사, 특히 멘토의 세심한 지도를 받는 교사들은 멘토의 전문적인 평가, 정서적 격려, 정보적 및 물질적 지지를 통해 전문 역량과 교사 효능감을 향상시킬 수 있습니다. 나아가, 교사 효능감이 높은 예비 교육자는 교사-아동 상호작용에서 더 다양한 의사소통 전략을 채택할 가능성이 높으며, 어려움에 직면했을 때에도 높은 효능감을 바탕으로 아동과 원활한 상호작용을 유지할 수 있습니다.

결론적으로, 사회적 지지가 예비 유아 교사의 교사-영유아 상호작용 능력을 직접적으로 향상시키지는 않았으나, 이것이 그들의 전문성 발달에서 사회적 지지가 중요하지 않음을 의미하는 것은 아니다. 오히려 사회적 지지는 평가적, 정서적, 물질적, 정보적 지지를 통해 예비 교사의 교사-영유아 상호작용 능력을 강화하는 데 결정적인 간접적 역할을 수행한다. 따라서 예비 유아 교사의 교사-영유아 상호작용 능력을 향상시키려는 노력에 있어, 이들이 사회적 지지를 충분히 받을 수 있도록 보장하고, 교사 효능감을 강화함으로써 상호작용 능력의 실질적인 개선을 간접적으로 도모하는 것이 필수적이다. 본 연구 결과, 전문직 인식 등이 교사-영유아 상호작용에 미치는 영향은 수치상으로 사회적 지지보다 컸으며, 그 영향력의 차이는 약 2배에 달했다. 이러한 결과는 다소 예상 밖의 것이었다. 추가 분석을 통해, 우리는 이러한 상당한 격차가 현재의 교사 교육 모델과 밀접하게 연관되어 있을 것이라고 추측한다. 이러한 격차는 현재의 교사 교육 모델뿐만 아니라, 내부적인 전문적 주체성과 외부적인 맥락적 자원 사이의 심리적 구분과도 관련이 있을 수 있다. 전문직 인식은 역할 정체성, 내재적 동기, 그리고 아동 발달에 대한 책임 의식과 결부되어 있어 교사 효능감으로 더 쉽게 내면화될 수 있는 반면⁷, 사회적 지지는 그 구체성, 지속성, 그리고 구체적인 상호작용 문제와의 관련성에 따라 영향력이 달라지는 외부적 조건으로 남는다. 또한, 교사 교육 기관이 전문직 윤리와 사회 봉사 의식에 점점 더 집중함에 따라, 교사-영유아 상호작용에 대한 예비 유아 교사들의 열정과 헌신 또한 상당히 강화되었다³⁹. 반면, 사회적 지지가 교사-영유아 상호작용에 어느 정도 영향을 미치기는 하지만, 그 영향은 상대적으로 미미한 것으로 보인다. 이는 사회적 지지의 형태, 적시성 및 품질 측면의 한계 때문일 수 있다. 사회적 지지는 일반적으로 정서적, 정보적, 물질적, 평가적 도움을 포함하지만, 모든 형태의 지지가 교사-영유아 상호작용에 직접적인 영향을 주는 것은 아니며, 일부는 간접적인 영향만을 미칠 수 있다^37,40,41. 적시성 측면에서 교사-영유아 상호작용은 기반으로서 장기적이고 안정적인 사회적 지지를 필요로 한다. 그러나 예비 유아 교사들은 일반적으로 구체적인 어려움이나 도전에 직면했을 때만 멘토, 동료 또는 가족에게 도움을 구하는 경향이 있어, 지속적인 지원의 연속성이 부족하다⁴². 더 중요한 점은, 품질 관점에서 예비 유아 교사들이 체감하는 사회적 지지가 종종 불충분하다는 것이다. 일부 지지 형태는 피상적인 관심이나 격려에 그쳐 교수 실습을 효과적으로 개선하지 못할 수 있다³³. 그럼에도 불구하고, 사회적 지지는 예비 유아 교사가 교사-영유아 상호작용에 내재된 압박과 도전에 대처하는 데 결정적인 역할을 하며 전문성 발달을 위한 중요한 외부 자원으로 작용하므로 과소평가되어서는 안 된다.

사회-생태적 시스템 이론에 기반한 본 연구는 내적 및 외적 자원이 교사 효능감을 통해 교사가 스스로 보고한 교사-아동 상호작용 역량과 관련이 있다는 개념적 프레임워크에 대한 단면적 SEM 증거를 제공합니다. 본 단면적 SEM에서 전문적 인식과 사회적 지지는 주로 교사 효능감을 통해 교사가 스스로 보고한 교사-아동 상호작용 역량과 관련이 있었으며, 따라서 이러한 결과는 이러한 자원이 상호작용 행동의 변화를 일으킨다는 증거라기보다 통계적 매개 효과의 증거로 해석되어야 합니다. 이러한 패턴은 교사 양성 프로그램이 효능감 증진 활동을 고려해야 한다는 경험적 근거를 제공하지만, 보다 강력한 실천적 주장을 하기 위해서는 종단적 연구 및 중재 기반 연구가 여전히 필요합니다.

경로의 상대적 강도를 바탕으로, 교사 양성 프로그램은 세 가지 개입 지점을 우선순위로 둘 수 있습니다: 전문적 정체성과 아동 중심 상호작용 사례에 대한 구조화된 성찰을 교과 과정에 통합하는 것, 교사 효능감을 강화하는 지도하의 마이크로티칭, 비디오 기반 피드백 및 멘토 지도 실습 과제를 제공하는 것, 그리고 인턴십 기간 동안 안정적인 동료-멘토 지원 채널을 구축하여 사회적 지원이 단순한 일반적 격려에 그치지 않고 구체적인 상호작용 문제와 연결되도록 하는 것입니다. 전문적 인식의 총 효과와 간접 효과가 사회적 지원보다 더 크게 나타났으므로^42,43, 이러한 개입은 예비 교사가 자신의 전문적 역할을 해석하도록 우선적으로 돕고, 이후 이러한 이해를 반복적인 피드백 기반의 상호작용 연습으로 전환하도록 지원해야 합니다.

또한, 예비 유아 교사들은 종종 가르치는 것에 대해 이상적이고 순진한 관점을 가지고 있으며, 초기에는 높거나 비현실적이었던 효능감 신념이 실무 경험을 쌓으면서 감소할 수 있습니다. 따라서 예비 교사들이 전문성 개발 과정 전반에 걸쳐 균형 잡힌 마음가짐을 유지하도록 돕는 것이 매우 중요합니다³⁸. 이를 달성하기 위해 예비 유아 교사의 전문성 개발 계획에 교사 자기 효능감을 향상시키고 유지하는 교육 과정을 통합하는 것이 중요합니다. 연구 결과를 해석할 때 몇 가지 제한 점을 고려해야 합니다. 첫째, 단면적 설계로는 인과 관계를 추론할 수 없으므로, 전문적 인식과 사회적 지지가 이후의 교사 효능감 및 상호작용 역량의 변화로 이어지는지 확인하기 위해 종단적 연구나 중재 기반 연구가 필요합니다. 둘째, 표본에 푸젠성과 산시성의 4개 기관이 포함되었으나 이는 여전히 지역적 표본에 해당하므로, 향후 연구에서는 중국 동부, 서부, 북부 및 남부의 더 광범위한 맥락을 포함하여 예비 유아 교사들 사이의 지역적, 문화적 차이를 조사해야 합니다. 셋째, 모든 핵심 변수가 자기 보고식으로 측정되었으며, 절차적 통제와 Harman의 단일 요인 검사를 사용했음에도 불구하고 지각적 편향과 공통 방법 분산이 발생했을 가능성이 있습니다. 넷째, 교사-아동 상호작용 척도는 문화적 검토를 거쳤고 본 표본에서 CFA를 통해 지지되었으나, 중국과 한국 표본 간의 공식적인 측정 동일성 검증은 이루어지지 않았습니다. 다섯째, 교사 효능감과 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량 사이의 높은 상관관계, 특히 r = 0.897은 향후 연구에서 교실 관찰, 멘토 평가, 비디오 기반 코딩 및 기타 교실 기반 평가를 통해 효능감 신념과 실제 수행된 상호작용의 질을 더욱 명확히 구분해야 함을 시사합니다. 마지막으로, 멘토링의 질, 실습 강도, 기관 분위기 및 이전의 교실 경험과 같은 변수들이 예비 교사가 전문적 이해를 상호작용 실천으로 전환하는 방식에 영향을 미칠 수 있음에도 불구하고 포함되지 않았습니다. 본 연구는 예비 유아 교사의 전문적 인식, 사회적 지지 및 교사 효능감이 교사-아동 상호작용 역량과 어떻게 연관되어 있는지 조사하였습니다. 이 지역 단면 표본에서 전문적 인식과 사회적 지지는 주로 교사 효능감을 통해 자기 보고식 교사-아동 상호작용 역량과 연관되었으며, 이는 제안된 모델에서 교사 효능감이 핵심적인 통계적 매개 변수임을 뒷받침합니다. 이러한 결과는 전문적 및 맥락적 자원이 예비 교사의 효능감 신념을 통해 인지된 상호작용 역량과 연결되어 있음을 나타냅니다. 이러한 결론은 단면적, 지역적 및 자기 보고식 설계의 한계 내에서 해석되어야 합니다.

재료

이 논문에 사용된 재료 목록

이름	회사	카탈로그 번호	댓글
사회적 지지 척도	출판된 학술 척도; Park이 최초 개발하고 Kim이 수정/보완함	25문항 버전; 5점 리커트(Likert) 응답 형식; 상업적 카탈로그 번호 없음	예비 유아교사가 인식하는 정서적 지지, 정보적 지지, 물질적 지지, 평가적 지지에 걸친 사회적 지지를 측정함. 전체 Cronbach’s alpha = 0.96.
교사 자기효능감 척도	출판된 학술 척도; Enochs와 Riggs가 최초 개발; 중국어 적응 연구 버전	25문항 버전; 5점 리커트(Likert) 응답 형식; 상업적 카탈로그 번호 없음	중국 예비 유아교육 환경에서의 일반적 교사 자기효능감과 개인적 교사 자기효능감을 통해 교사 효능감을 평가함. 전체 Cronbach’s alpha = 0.96.
교사-아동 상호작용 척도	출판된 학술 척도; Lee가 개발하고 중국 내 사용을 위해 연구 전문가 패널이 검토함	30문항 버전; 5점 리커트(Likert) 응답 형식; 상업적 카탈로그 번호 없음	관찰된 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 양식	연구팀, 사천 예술과학대학교 / 대구대학교 협업	맞춤형 연구 설문지 섹션; 상업적 카탈로그 번호 없음	성별, 교육 배경, 전문 분야, 실습 장소, 실습 기간, 실습 유형, 유치원 유형을 포함한 참여자 특성을 수집함.
참여자 정보 및 고지된 동의 스크립트	연구팀; 대구대학교 연구윤리위원회 승인	윤리 승인 번호: XXX; 현지 승인 기록 확인 필요	설문지 배포 전 연구 목적과 설문 내용을 설명하고 예비 유아교육 교사 참여자로부터 고지된 동의를 얻기 위해 사용됨.
예비 설문지 패키지	연구팀 및 전문가 패널	2024년 6월 1–5일에 사용된 예비 버전; 상업적 카탈로그 번호 없음	예비 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 절차	연구팀; 유아교육 교수 2인, 원장 1인, 실습 지도교사 3인 및 연구팀으로 구성된 전문가 패널	합의 기반 내용 검토; 상업적 모델 번호 없음	정식 설문 조사 전, 척도 문항의 모호성, 적절성, 의미적 명확성, 발달적 적합성 및 문화적 관련성을 수정하기 위해 사용됨.
인쇄된 현장 설문지 양식	연구팀; 현지 기관 설문 용품	종이 설문지 양식; 상업적 카탈로그 번호 없음	현장 설문 조사를 위해 사용됨. 최종 표본에서 온라인 설문지와 결합하기 전 336부의 유효한 현장 설문지를 확보함.
WeChat	Tencent	WeChat 모바일 애플리케이션; 2024년 6–7월 중 사용된 기기/앱 기록에서 버전 확인 필요	설문지 배포를 위한 온라인 채널로 사용됨; 온라인/WeChat 경로를 통해 27부의 완료된 온라인 설문지를 수집함.
전화 및 대면 모집 절차	연구팀	표준화된 모집 절차; 상업적 카탈로그 번호 없음	기관/참여자와 연락하여 연구 목적과 설문 내용을 설명하고, 설문지 배포 전 고지된 동의를 지원하기 위해 사용됨.
SPSS Statistics	IBM	Version 27.0	기술 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 Amos	IBM	Version 26.0	확인적 요인 분석, 구조 방정식 모델링, 다집단 측정 동일성 테스트, 간접 효과의 부트스트랩 테스트 및 대안 모델 비교에 사용됨.
Microsoft Excel	Microsoft	Microsoft 365 Excel 또는 로컬 설치 버전; 제출 전 정확한 로컬 빌드 확인 필요	코딩된 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 기준	출판된 방법론 지침; 원고에 인용된 Schreiber et al. 및 Kline 참고문헌	상업적 카탈로그 번호 없음; 통계 분석 계획에 적용된 기준	카이제곱 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 절차	SPSS Amos / 연구팀 통계 분석 계획	5,000개 부트스트랩 표본; 95% 편향 수정 신뢰 구간	교사 효능감을 통한 간접적 연관성을 테스트하는 데 사용됨. 95% 편향 수정 신뢰 구간에 0이 포함되지 않을 때 간접 효과가 유의한 것으로 간주함.
측정 동일성 테스트 절차	SPSS Amos / 연구팀 통계 분석 계획	다집단 확인적 요인 분석; ΔCFI .010 미만 및 ΔRMSEA .015 미만 기준	통합 SEM 추정치를 해석하기 전, 성별, 프로그램 유형, 실습 기간 및 기관에 따른 형태, 측정 및 척도 동일성을 평가하는 데 사용됨.