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Korean J Child Stud > Volume 36(6); 2015 > Article
유아교사의 정서지능이 유아의 행복에 미치는 영향: 유아교사 직무만족의 매개효과를 중심으로

Abstract

The purpose of this study was to examine the mediating effects of early childhood teachers’ job satisfaction on the relationship between teacher’s emotional intelligence and young children’s happiness. The subjects in this study comprised 294 young children and 24 early childhood teachers in Busan, Gyeongsangnam-do. The findings of study were as follow: the job satisfaction of the early childhood teachers was found to have a mediating effect on the relationship between their emotional intelligence and young children’s happiness. These findings suggest that in order to promote young children’s happiness, it is necessary to strengthen teachers’ emotional abilities and to support strategies which enhance and build up their job satisfaction.

Ⅰ. 서 론

최근 한국직업능력개발원에서 조사한 바에 의하면, 한국에서 정서노동의 강도가 높은 대표적인 직업군 75개 중 상위 30위 이내에 포함되어 있으면서 교육분야에서 유일하게 포함된 직업이 유치원교사와 보육교사였다(Han, 2013). 정서노동은 직무를 수행하기 위하여 근로자가 자신의 정서를 억제하거나 조절하는 과정으로서 정서노동의 강도가 심한 경우에는 의도적인 정서표출로 인해 자신의 정서로부터 소외될 수 있는 문제가 제기되었다(Hochschild, 1983). 특히 대인관계가 많은 서비스 직업에서 돌봄 능력을 발휘하는 여성적인 역할이 더욱 요구되면서 정서노동의 강도와 강제가 심해진 측면이 있는데(Gray, 2010; James, 1992; Pierce, 1995), 유아 교사직은 이러한 여성적인 돌봄과 강도 높은 정서노동이 요구되는 대표적인 직업이라 할 수 있다. 그러나 이러한 강제성은 과장된 측면도 있으며(Foner, 1994; Paules, 1996; Uttal & Tuominen, 1999), 최근에는 약자를 보살피는 서비스 제공자들이 자율적으로 수혜자들과의 관계형성을 위해 자신의 정서를 활용한다는 보고가 이어지고 있다(Brotheridge & Grandey, 2002; Lopez, 2006). 유아교사직은 절대적으로 보호받아야 할 유아를 돌보는 직업으로서 높은 도덕적 기준과 헌신이 요구되는 직업이면서, 동시에 유아를 성장시키기 위해 교사-유아 간 지지적인 인간관계가 요구되는 직업이기도 하다. 이를 위해서 유아교사 본인이 자신의 정서를 인식하고 자율적으로 표출할 수 있는 정서적인 능력이 요구된다.
정서지능의 개념을 정립한 Salovey와 Mayer(1997)는 정서지능을 정서를 인식, 평가, 표현하는 능력이자 정서에 관한 지식과 사고를 촉진하고 활용할 수 있는 능력, 그리고 정서적-지적 성장을 향상시키기는 정서조절 능력이라고 하였다. Goleman(as cited in Choi, 2001)은 정서지능이 높은 사람은 자기 정서의 인식 능력, 자기 정서의 조절 능력, 자기를 동기화하는 능력, 그리고 타인의 정서를 인식하는 능력과 감정이입을 통한 대인관계 능력을 갖는다고 하였다. Baek(2015)Mayer, Salovey, 그리고 Caruso(2002)가 정서지능을 정서에 대한 인지적 조직화에 초점을 두는 능력모형이라면 Goleman(2006), 그리고 Bar-On과 Parker(2000)는 정서, 인지, 성격, 신경생물학 등의 측면까지 포괄하는 보다 광범위한 혼합모형에 속한다고 구분하였다. 또한 Bar-On과 Parker(2000)의 모형이 개인의 성공적 수행과 관련된 비인지적 역량이라면 Goleman(2006)의 모형은 정서에 대한 인지적, 비인지적 처리과정까지 모두 포괄하는 모형으로 구분하였다. 이러한 정서지능은 공통적으로 개인의 수행에 기여하는 것으로 정서지능이 높은 개인은 직무에서도 만족감이 높고 생산성이 높은 경향이 있으며, 반면 정서지능이 낮은 개인은 직무에 관한 집중력이 낮고 내부적인 갈등에 시달려 업무 효율이 떨어질 수 있다(Goleman, 1995). 이처럼 정서지능과 직무능력 및 효율성의 관계는 교육 현장의 교수 업무에서도 밝혀지고 있어 정서적 능력의 중요성이 보고되었다(Gottmand & Levenson, 1999).
유아교육 현장에서 유아교사의 정서지능은 유아교사의 교육 및 보육관련 직무와 관련이 있는 것으로 보고되고 있다. 먼저, 유아교사의 정서지능은 교사효능감과 관련이 있었다. 유아교사의 정서지능과 교사효능감은 정적 상관이 있었으며(Eom, 2010), 또한 정서지능은 유아교사의 효능감을 예측하였다(Lee & Kang, 2014; Ryu & Kang, 2015). 다음으로, 유아교사의 정서지능은 직무스트레스 및 직무만족과 관련이 있었다. 유아교사의 높은 정서지능은 높은 직무만족 수준을 예측하였고(Kim, 2015; Lee, 2007), 반면 직무스트레스에 부적으로 영향을 미쳤다(Kwon, 2010; Song & Yang, 2009). 즉, 정서지능이 높은 유아교사는 직무스트레스를 덜 지각하는 것으로 예측되었다. 유아교사의 정서 노동은 정서적 고갈과 소진에도 부적으로 영향을 끼쳤는데(Lee, 2007; Brotheridege & Grandey, 2002; Brotheridege & Lee, 2002), 직무소진이 직무만족에 영향을 미치는 과정에서 높은 정서지능은 부정적인 영향을 완화하는 조절효과를 가졌다(Cho & Park, 2012). 따라서 전반적으로 유아교사의 높은 정서지능은 높은 직무만족과 관련이 있었으며 이러한 높은 수준의 정서지능과 직무만족은 결과적으로 유아교사의 역할수행에 긍정적인 영향을 미쳤다(Choi, Kim, Kwon, & Lee, 2009).
유아교사의 주요 업무가 유아와의 관계를 통해 이루어진다는 점에서 유아교사의 정서지능과 직무만족은 유아교사와 유아의 관계에도 영향을 줄 수 있다. 먼저, 교사의 정서지능은 학생들의 만족과 정적 상관이 있는 것으로 알려져 있는데(Maeng, 2007), 정서지능이 높은 유아교사가 유아와 애정적 상호작용을 하는 경향이 있으며(Cho & Kim, 2012), 교사의 정서노동이 교사와 유아 간 상호작용에 미치는 영향에서 정서지능이 조절효과를 가졌다(Kim & Cho, 2015a). 다음으로, 유아교사의 직무만족은 교사와 유아 간 상호작용에 긍정적인 영향을 미치며(Ahn, 2014), 반대로 직무스트레스의 정도에 따라 교사와 유아 간 상호작용에 차이가 있었다(Lim, 2014). 또한, 유아교사의 직무만족은 유아교사의 교사효능감과 더불어 유아의 자아존중감에도 영향을 미쳤다(Lee, 2014). 유아기에는 정서적 지식과 표현능력이 발달하는 시기로서 유아의 행복과 관련된 요인을 살펴본 연구를 검토하면 유아를 행복하게 하는 여러 가지 상황 및 조건 중에서 공통적으로 발견되는 요인이 가족과 친구와의 관계였는데(Kim, 2013; Hwang, Kim, & Tak, 2013), 특히 유아가 어릴수록 개인적인 특성보다는 관계적인 특성이 유아를 행복하게 하는 주요 경험인 것으로 나타났다(Chung, Choi, & Kang, 2008). 한편, 긍정심리학 분야에서 행복을 결정하는 요인으로 외적 요인보다 내적 요인으로 설명하려는 관점이 우세해지면서(Diener & Seligman, 2004), 자아존중감과 같은 자신에 대한 내적 판단이 개인의 심리적 안녕에 영향을 주는 주요 요인으로 설명되고 있다(Lee, Nam, Lee, Lee, & Lee, 2009; Shin & Lee, 2012). 유아의 경우에도 행복은 다차원적인 경로로 경험할 수 있다.
유아가 경험하는 다양한 유형의 행복감은 유아의 인지적, 신체적, 사회적, 심리적 자원이 되어 종합적으로 확장된다(Fredrickson, 2001, 2003, 2009). 유아기는 정서적 표현과 그에 대한 정서적 지식이 함께 발달하는 시기로서(Shin, Krzysik, & Vaughn, 2014), 긍정적인 정서는 유아의 문제해결기술과 새로운 정보를 습득하는 인지능력을 발달시키며, 신체적으로도 협응력과 심혈관기능을 강화시킬 수 있다. 나아가 사회적으로 또래 간 유대를 확대하고 공고히 하며, 심리적으로 낙관성과 탄력성, 정체감과 목표지향성을 발달시킬 수 있다. 이러한 다각적인 자원이 지속적으로 축적되면서 한 개인의 행복을 강화시킬 수 있는 고유하고 안정적인 심리적 경향(mindset)으로 구축되어 이후의 삶의 적응력을 높이게 된다. 실제로 행복한 사람들은 자신의 재능을 찾고 개발하는 경향이 있는데(Argyle, 2001; Hoggard, 2007) 유아기 행복은 성인기의 행복을 예측한다고 볼 수 있다(Yang, 2008).
위와 같은 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 애정적 관계성과 자아존중감에 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 밝힌 연구들을 감안하면 유아의 행복에도 긍정적인 영향을 미칠 수 있음을 예상할 수 있다. 그러나 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 어떻게 영향을 미치는지를 살펴본 연구는 거의 없는 실정이므로 이를 검증하는 연구가 필요하다. 이에 본 연구는 유아교사의 정서지능이 유아교사의 직무만족과 유아의 행복에 미치는 영향을 살펴보고, 나아가 유아교사의 정서지능과 유아의 행복 변인 사이에 유아교사의 직무만족 변인을 투입하여 매개효과의 여부를 파악함으로써 이들 변인 간의 관계에 대한 이해를 위한 자료를 제공하고자 한다. 본 연구의 결과는 유아교사에 대한 정서적, 직무적 지원을 위한 방법 및 유아의 행복을 증진하기 위한 방법을 모색하는데 기여하는 기초자료로서 의의가 있을 것이다. 이러한 연구목적을 위해 설정한 구체적 연구문제를 제시하면 다음과 같다.
  • <연구문제 1> 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 미치는 영향은 어떠한가?

  • <연구문제 2> 유아교사의 정서지능과 유아의 행복 간의 관계에서 유아교사의 직무만족의 매개효과는 어떠한가?

Ⅱ. 연구방법

1. 연구대상

본 연구는 부산광역시 및 경상남도에 소재하는 어린이집과 유치원을 임의 표집한 10곳의 기관에 전화를 통해 본 설문지의 목적을 설명하고, 설문 조사에 기관장이 동의한 기관 6곳(유치원 2곳, 어린이집 4곳)으로 「유아 행복 측정 도구」를 적용할 수 있는 연령인 만 4세 이상 유아 500여명의 담임교사 24명에게 설문지를 우편으로 배송하였다. 유아의 행복에 미치는 교사 개인 특성의 영향력이 최소화될 수 있도록, 담당교사의 학급에 소속된 모든 유아가 연구대상이 되도록 선정한 것이 아니라 학급규모에 따라 교사 1인당 10∼15명의 유아가 임의로 선정되도록 하였다. 24명의 교사가 설문에 첨부한 동의서에 자필로 동의하고 작성한 설문지가 우편으로 회수되었으며, 조사기간으로 의뢰된 2주 이내에 회수된 설문지는 교사용 24부, 유아용 308부였다. 이 중 문항 응답이 누락된 설문지를 제외하고 교사용 24부, 유아용 294부를 최종적으로 분석에 사용하였다. 연구대상으로 선정된 유아교사와 유아에 대한 일반적 배경을 살펴보면, Table 1과 같다.
Table 1에서, 유아교사의 연령은 20대가 15명, 30대가 8명, 40대가 1명으로 20대가 전체 유아교사의 62.50%를 차지하였다. 유아교사의 학력은 전문대졸 13명, 대학교졸 8명, 대학원졸 3명이었다. 유아교사 경력은 5년 미만이 8명, 5년 이상 10년 미만이 13명, 10년 이상이 3명으로 5년 이상 10년 미만이 전체 유아교사의 54.20%를 차지하여 상대적으로 비율이 높았다. 유치원과 어린이집 교사는 각각 10명, 14명으로 어린이집 교사가 약간 많았다. 유아의 연령은 만 4세 103명, 만 5세 140명, 만 6세 51명으로 만 5세가 전체 유아의 47.6%로 과반수를 차지하였다. 유아의 성별은 남아가 164명으로 여아보다 더 많았다. 또한 유치원에 재원 중인 유아가 163명으로 어린이집에 재원 중인 유아보다 많았다.

2. 연구도구

1)유아교사 정서지능 측정 도구

본 연구에 사용된 정서지능 측정 도구는 Goleman(1995)의 정서지능의 구성요인, 즉 ‘자기 정서인식, 자기 정서조절, 자기 동기화, 그리고 타인 정서인식과 대인관계능력’ 등의 과정에 속하는 하위요소들과 Brockert와 Braun(1996)의 구성요소들을 토대로 제작한 설문지(Choi, 2001)를 유아교사에게 적합하도록 수정한 설문지(Kim, 2012)를 사용하였다.
Kim(2012)의 정서지능 도구의 하위요인은 ‘자신의 정서인식하기’, ‘자신의 정서조절하기’, ‘자신을 동기화하기’, ‘타인의 정서인식하기’, ‘대인관계 다루기’의 총 5요인 36문항으로 구성되어 있다. 하위요인별 문항의 예를 살펴보면, 먼저 ‘자신의 정서인식하기’의 문항 예로는 ‘나는 시시각각 일어나는 희․노․애․락의 감정을 분별할 수 있는 능력이 우수하다’, 두 번째 ‘자신의 정서조절하기’의 문항으로는 ‘나는 화가 났을 때, 상대방에게 있는 그대로 화를 폭발하지 않고 절제하는 능력이 다른 사람에 비하여 강하다’, 세 번째 ‘자신을 동기화하기’의 예로는 ‘나는 금연 또는 다이어트와 같은 결심을 하면 실천하는 편이다’, 네 번째 ‘타인 정서 인식하기’의 문항으로는 ‘나는 상대방의 말과 몸짓, 표정, 음조 등을 통하여 그 사람의 감정을 정확하게 분별하여 예민하게 느낄 수 있다’, 마지막으로 ‘대인관계 다루기’의 문항 예로는 ‘나는 유머가 있고 농담을 잘 하며 다른 사람들이 나와 함께 있으면 즐거워한다’이 있다. Kim(2012)의 연구에서 정서지능 전체 신뢰도는 .89였으나 본 연구에서 전체 신뢰도는 .85였다. 각 문항 점수는 ‘전혀 아니다’ 1점, ‘보통이다’ 3점, ‘매우 그렇다’ 5점의 Likert 척도로 응답하게 되어 있으며 점수가 높을수록 유아교사의 정서지능이 높음을 의미한다. 본 연구에서의 구체적인 하위요인별 문항 수 및 신뢰도를 살펴보면, Table 2와 같다.

2)유아교사 직무만족 측정 도구

본 연구에 사용된 직무만족 측정 도구는 Do(1999)Suh(2001)가 사용한 도구를 유아교사에게 적합하도록 수정한 설문지(Lee, 2007)를 사용하였다. Lee(2007)의 설문지는 총 10문항으로 구성되었으며 신뢰도는 .88이었다. 본 연구에서는 이 도구에 대한 탐색적 요인분석을 실시하여 ‘유아교사직에 대한 만족’과 ‘유아교사 업무에 대한 만족’으로 하위요인을 구분하였다. ‘유아교사직에 대한 만족’에 해당하는 문항들로는 ‘내가 하고 있는 유아교사의 일을 계속해서 하고 싶다’, ‘나는 전반적으로 나의 일에 만족한다’, ‘내가 원하는 다른 일을 선택할 수 있더라도 나는 유아교사로서의 일을 선택할 것이다’, ‘나는 유아교사라는 직업을 다른 사람에게 적극적으로 추천할 것이다’, ‘유아교사로서 나의 일은 내 인생에 큰 만족을 준다’이다. ‘유아교사업무에 대한 만족’에 해당하는 문항들로는 ‘나는 일을 하고 있을 때 시간이 빨리 가는 것 같다’, ‘나는 유아교사로서 성공하고 싶다’, ‘나는 일하지 않고 집에 있고 싶을 때가 자주 있다’, ‘나는 유아교사로서 다양한 종류의 일을 못한다’, ‘교사로서의 나의 일은 영유아들의 삶에 중요한 영향을 미친다’이다. 탐색적 요인분석 모형의 적합성을 알아보기 위해 KMO와 Bartlett 검정을 실시한 결과 KMO 수치는 .621(> .5), Bartlett의 구형성 검정치는 2135.03(p< .001)로 상관 행렬이 대각행렬이 아니므로 요인분석 적용이 적합하였다. 또한 요인분석 결과 고유값은 2.14, 총 분산에 의한 설명력은 62.32%이었다. 각 문항 점수는 ‘전혀 아니다’ 1점, ‘보통이다’ 3점, ‘매우 그렇다’ 5점의 Likert 척도로 응답하게 되어 있으며 점수가 높을수록 유아교사의 직무만족이 높음을 의미한다. 구체적인 하위요인별 문항 수 및 신뢰도를 살펴보면, Table 3과 같다.

3)유아 행복 측정 도구

본 연구에서 사용된 유아 행복 측정 도구는 Lee(2010)가 개발한 교사용 「유아행복척도」를 사용하였다. Lee(2010)의 유아행복척도의 하위요인은 ‘부모관계’, ‘교사관계’, ‘또래관계’, ‘인지 및 성취’, ‘정서’, ‘몰입’, ‘영성’, ‘건강’, ‘생활만족’의 총 9요인 36문항으로 구성되었다. 하위요인별 문항의 예를 살펴보면, 먼저 ‘부모관계’의 문항 예로는 ‘부모가 자녀생활에 대해 잘 파악하고 있다’, 두 번째 ‘교사관계’의 문항으로는 ‘교사의 사랑을 많이 받고 있다’, 세 번째 ‘또래관계’의 예로는 ‘친구들에게 인기가 있다’, 네 번째 ‘인지 및 성취’의 문항으로는 ‘주어진 과제에 대한 문제해결능력이 있다’, 다섯 번째 ‘정서’의 문항 예로는 ‘정서가 안정적이다’, 여섯 번째 ‘몰입’의 문항으로는 ‘어떤 활동을 할 때 깊이 몰입한다’, 일곱 번째 ‘영성’의 예로는 ‘동화 또는 이야기에 쉽게 감흥 한다 ’, 여덟 번째 ‘건강’의 문항으로는 ‘몸이 건강하다’, 마지막으로 ‘생활만족’의 문항으로는 ‘이 유아가 행복하다고 생각한다’가 있다. Lee(2010)의 연구에서 전체 신뢰도는 .89였으나 본 연구에서 전체 신뢰도는 .96이었다. 각 문항 점수는 ‘전혀 아니다’ 1점, ‘보통이다’ 3점, ‘매우 그렇다’ 5점의 Likert 척도로 응답하게 되어 있으며 점수가 높을수록 유아의 행복이 높음을 의미한다. 구체적인 하위요인별 문항 수 및 신뢰도를 살펴보면, Table 4와 같다.

3. 연구절차

본 연구에 사용된 설문지는 유아교사의 정서지능, 직무만족, 그리고 유아 행복에 대한 관련 문헌 및 선행연구 고찰을 통해 연구의 이론적 토대를 마련한 뒤 제작하였다. 본 조사에 앞서 부산지역 유아교사 10명을 표집하여 문장 이해도 및 소요시간 등의 적절성을 확인하는 예비조사를 실시하였다. 이를 바탕으로 본 조사를 위한 최종 설문지를 완성하였다.
본 조사는 2015년 4월 말부터 5월 중순까지 부산과 경상남도의 유치원과 어린이집 6기관에 재원하고 있는 유아 500명과 그들의 담임교사를 대상으로 유아교사의 정서지능, 직무 만족, 유아의 행복을 측정하는 설문지가 배포되어 실시되었다. 연구에 대한 협조를 위해 전화로 연구의 목적과 필요성에 대한 설명한 뒤 배부하였으며 설문지 수거는 우편을 통해 이루어졌다. 설문지는 기관장이 각 교사들에게 연구목적을 설명하고 각 반 교사를 통해 전달하고 수거하였다. 회수된 308부의 설문지 중에서 유아교사의 정서지능과 직무만족, 그리고 유아의 행복에 대한 응답이 누락되지 않은 총 294부의 설문지를 최종 분석 자료로 사용하였다.

4.자료분석

본 연구에서 수집된 자료는 SPSS Statistics 22.0 프로그램을 이용하였으며, 유아교사 정서지능, 직무만족, 그리고 유아의 행복에 대한 기술 통계, 신뢰도 분석, Pearson의 적률상관계수를 분석하였다. 유아의 행복을 예측하는 유아교사의 정서지능과 직무만족의 설명력을 알아보기 위해 먼저 회귀식의 기본 과정인 다중공선성을 검토한 후 단계별 중다회귀분석을 실시하였으며, Baron과 Kenny(1986)의 회귀분석의 절차에 따라 매개효과 검증을 실시한 뒤, 매개효과의 유의성을 검증하기 위하여 Sobel test(Sobel, 1982)를 실시하였다.

Ⅲ. 결과분석

1. 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 미치는 영향

1) 유아교사의 정서지능과 직무만족, 유아 행복의 관계

유아교사의 정서지능, 직무만족, 그리고 유아의 행복의 관계를 살펴보기에 앞서 유아교사의 정서지능, 직무만족, 그리고 유아의 행복 정도를 기관유형별로 살펴보면, Table 5와 같다.
Table 5에서, 유아교사의 정서지능을 5점 기준으로 고려할 때, 유치원 교사의 평균은 3.33(SD = .21), 어린이집 교사의 평균은 3.31(SD = .35)로 보통 수준보다 약간 높은 수준에 가까웠다. 또한 유아교사의 직무만족 평균은 유치원 교사가 3.82(SD = .32), 어린이집 교사가 3.79(SD = .55)로 보통 수준보다 높은 수준으로 나타났다. 유치원과 어린이집 기관유형별로 유아교사의 정서지능과 직무만족의 평균은 통계적으로 유의한 차이가 없었다. 따라서 유아교사의 재직 기관 유형별로 정서지능과 직무만족의 수준을 구분할 필요는 없는 것으로 나타났다. 한편, 유치원 교사가 평정한 유아의 행복 수준은 3.93(SD = .49), 어린이집 교사가 평정한 유아의 행복 수준은 3.73(SD = .52)로 통계적으로 유의한 차이가 있었다(t = 3.49, p< .01).
유아교사의 정서지능, 직무만족, 그리고 유아의 행복 총점 간의 상관관계를 살펴보면, Table 6과 같다.
Table 6에서, 유아교사의 정서지능과 유아의 행복 간의 상관관계 계수는 .27, 유아교사의 정서지능과 직무만족 간의 상관관계 계수는 .84, 유아교사의 직무만족과 유아의 행복 간의 상관관계 계수는 .36으로 통계적으로 유의미한 정적상관관계가 있는 것으로 나타났다(p< .01). 즉 유아교사의 정서지능이 높을수록 직무만족이 높으며, 유아교사의 정서지능과 직무만족이 높을수록 유아의 행복은 높은 것으로 해석된다.
유아교사의 정서지능과 직무만족, 그리고 유아 행복의 하위요인 간의 상관관계를 살펴보면, Table 7과 같다.
Table 7에서, 유아의 행복은 유아교사의 정서만족 하위요인인 자신의 정서인식하기(r = .18, p< .01), 자신의 정서조절하기(r = .54, p< .01), 자신을 동기화하기(r = .14, p< .05), 타인의 정서인식하기(r = .15, p< .05)가 유의한 정적상관을 보였다. 이는 유아교사가 자신과 타인의 정서를 인식하는 능력, 자신의 정서를 조절하는 능력, 그리고 자신을 동기화하는 능력이 높을수록 유아의 행복은 높은 것으로 해석된다. 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 하위요인 간의 상관관계 범위는 .13(p< .05)에서 .51(p< .01)의 낮은 수준과 중간 이상의 상관관계를 나타냈다. 하위요인 간에 상관계수의 격차가 컸으며 유아교사 정서지능의 하위요인인 자기 동기화, 타인정서인식, 대인관계 등 일부 하위요인과 유아 행복 하위요인 간에는 유의한 상관이 나타나지 않았으나, 대부분의 하위요인 간에 유의미한 상관관계를 나타냈다. 이와 같은 결과를 통해 유아교사의 직무만족과 유아 행복 간에 상관관계가 있는 것으로 나타났다.
한편, 유아의 행복은 유아교사의 직무만족 하위요인인 유아교사직에 대한 만족(r = .28, p< .01) 그리고 유아교사 업무에 대한 만족(r = .32, p< .01)이 유의한 정적상관을 보였다. 즉 유아교사 직무만족의 모든 하위요인이 높을수록 유아의 행복은 높은 것으로 해석된다. 유아교사의 직무만족과 유아 행복의 하위요인 간의 상관관계 범위는 .15(p< .05)에서 .41(p< .01)로 일부 하위요인을 제외하고 대부분의 하위요인 간에 유의미한 상관관계를 나타냈다. 이를 통해 유아교사의 직무만족과 유아 행복 간에도 상관관계가 있는 것을 알 수 있다.

2)유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 미치는 상대적 설명력

유아교사의 정서지능 하위요인이 유아 행복에 미치는 상대적 설명력을 구하기 위하여 단계적 중다선형 회귀분석을 실시한 결과는 Table 8과 같다.
Table 8에서, 유아교사의 정서지능 하위요인이 유아 행복에 미치는 상대적 설명력을 확인하기 전에 투입한 변인의 다중공선성, 잔차의 독립성을 살펴보았다. Durbin-Watson 통계치는 1.50, VIF 수치는 자기정서조절, 자기동기화 모두 1.72로 나타나 중다회귀분석의 기본가정을 만족한다고 판단할 수 있다. Table 6에서, 유아교사의 정서지능 하위요인이 유아 행복에 미치는 상대적 설명력을 알아보기 위해 중다선형 회귀분석을 실시한 결과, 유아교사의 자기정서조절(β = .76, p< .001), 자기동기화(β = -.35, p< .001)가 유아 행복을 35% 가량 설명하였다. 그 중에서도 유아교사의 자기정서조절이 28%로 더 많은 설명력을 가졌으며 자기동기화가 첨가됨으로써 설명력이 7% 증가하였다. 또한 F 수치는 80.72(p< .001)로 통계적으로 유의미하게 나타나 위의 회귀모형식이 적합하다는 것을 알 수 있다. 이러한 결과를 통해 유아교사의 정서지능은 유아의 행복에 영향을 미치는 변인으로 설명할 수 있으며, 구체적으로 정서지능의 하위요인 중 자기정서조절, 자기동기화 순으로 높은 영향을 미치는 것을 알 수 있다.
다음으로, 유아교사의 직무만족 하위요인이 유아 행복에 미치는 상대적 설명력을 확인하기 전에 투입한 변인의 다중공선성, 잔차의 독립성을 살펴보았다. Durbin-Watson 통계치는 1.14, VIF 수치는 유아교사직만족, 유아교사업무만족 모두 1.14로 나타나 중다회귀분석의 기본가정을 만족한다고 판단할 수 있다. Table 5에서, 유아교사의 직무만족 하위요인이 유아 행복에 미치는 상대적 설명력을 알아보기 위해 중다선형 회귀분석을 실시한 결과, 유아교사의 유아교사직 만족(β = .43, p< .001), 유아교사업무 만족(β = .37, p< .001)이 유아 행복을 13% 가량 설명하였다. 그 중에서도 유아교사업무 만족이 10%로 더 많은 설명력을 가졌으며 유아교사직 만족이 첨가됨으로써 설명력이 3% 증가하였다. 또한 F 수치는 22.13(p< .001)으로 통계적으로 유의미하게 나타나 위의 회귀모형식이 적합하다는 것을 알 수 있다. 이러한 결과를 통해 유아교사의 직무만족은 유아의 행복에 영향을 미치는 변인으로 설명할 수 있으며, 구체적으로 유아교사 직무만족의 하위요인 중 유아교사업무에 대한 만족, 유아교사직에 대한 만족 순으로 높은 영향을 미치는 것을 알 수 있다.

2. 유아교사 정서지능과 유아 행복의 관계에서 유아교사 직무만족의 매개효과

유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 유아교사 직무만족의 매개효과를 Baron과 Kenny(1986)의 3단계 검증과정으로 살펴본 과정은 Table 9와 같다.
Table 9에서, 첫 번째 투입변수는 독립변수인 유아교사 정서지능과 매개변수로 가정된 유아교사의 직무만족 하위요인 중 유아교사직에 대한 만족 변수이다. 이는 유아교사직에 대한 만족이 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 매개효과가 있는지 알아보기 위한 것이다.
1단계에서, 독립변인이 유아교사 정서지능이 매개변인인 유아교사직 만족을 45% 설명하였으며, 이러한 회귀모형 F 값은 240.72로 p< .001 수준에서 유의미한 것으로 나타나 적합한 회귀모형임을 알 수 있다. 이는 독립변인이 매개변인을 유의하게 설명할 수 있다는 가정을 충족한다. 2단계에서, 유아교사 정서지능이 유아 행복을 7% 정도 설명하였으며 F 값은 23.07로 p< .001 수준에서 유의미한 것으로 나타나 회귀모형이 적합함을 알 수 있다. 이는 독립변인이 종속변인을 유의하게 예측한다는 가정을 만족한다. 3단계에서, 독립변인인 유아교사 정서지능과 매개변인인 유아교사직에 대한 만족이 함께 유아 행복을 8% 설명하고 있어 두 번째 단계의 7%보다 높다는 것을 알 수 있다(F = 14.36, p< .001 ). 한편, 3단계에서 유아교사 정서지능이 유아 행복에 미치는 표준화계수(β)는 .15로 2단계에서 유아교사 정서지능이 유아행복에 미치는 표준화계수(β) .27에 비해 값이 감소하였다는 것을 알 수 있다. 이는 독립변인의 종속변인에 대한 효과가 유의하게 감소하였음을 보여준다. 그런데, 매개변인이 투입된 상태에서 독립변인의 효과가 0에 가까울수록 매개변수의 매개효과는 커지며(Baron & Kenny, 1986), 독립변수와 종속변수 사이에 매개변수가 개입된 상태에서 독립변수와 종속변수의 관계가 유의하면 부분매개가 되며 유의하지 않으면 완전매개가 된다(Woo, 2012). 첫 번째 투입변수에서, 3단계 정서지능과 유아 행복의 관계가 유의함에 따라(t = 2.03, p< .05) 유아교사의 유아교사직에 대한 만족은 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 부분매개효과를 갖는다는 것을 알 수 있다.
Table 9에서, 두 번째 투입변수는 독립변수인 유아교사 정서지능과 매개변수로 가정된 유아교사의 직무만족 하위요인 중 유아교사업무에 대한 만족 변수이다. 이는 유아교사업무에 대한 만족이 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 매개효과가 있는지 알아보기 위한 것이다.
1단계에서, 독립변인이 유아교사 정서지능이 매개변인인 유아교사업무 만족을 50% 설명하였으며 적합한 회귀모형인 것으로 나타났다(F = 288.11, p< .001). 3단계에서, 독립변인인 유아교사 정서지능과 매개변인인 유아교사업무에 대한 만족이 함께 유아 행복을 10% 설명하고 있어 두 번째 단계의 7%보다 높다(F = 16.95, p< .001 ). 또한, 3단계에서 유아교사 정서지능이 유아 행복에 미치는 표준화계수(β)는 .10으로 2단계에서 유아교사 정서지능이 유아행복에 미치는 표준화계수(β) .27에 비해 값이 감소하여 독립변인이 종속변인에 미치는 영향이 감소하였다. 그리고 3단계에서 정서지능과 유아 행복의 관계가 유의하지 않음에 따라(t = 1.22, p> .05), 유아교사의 유아교사업무에 대한 만족은 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 완전 매개효과를 갖는다는 것을 알 수 있다.
Table 9에서, 세 번째 투입변수는 독립변수인 유아교사 정서지능과 매개변수로 가정된 유아교사의 전체 직무만족 변수이다. 이는 유아교사의 전체 직무만족이 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 매개효과가 있는지 알아보기 위한 것이다.
1단계에서, 독립변인이 유아교사 정서지능이 매개변인인 유아교사의 전체 직무만족을 70% 설명하였으며 적합한 회귀모형인 것으로 나타났다(F = 683.29, p< .001). 3단계에서, 독립변인인 유아교사 정서지능과 매개변인인 유아교사 전체 직무만족이 함께 유아 행복을 13% 설명하고 있어 두 번째 단계보다 높다(F = 22.20, p< .001). 또한, 3단계에서 유아교사 정서지능이 유아 행복에 미치는 표준화계수(β)는 -.10으로 2단계에서의 표준화계수(β) .27에 비해 감소하여 독립변인이 종속변인에 미치는 영향이 감소하였다. 그리고 3단계에서 정서지능과 유아 행복의 관계가 유의하지 않음에 따라(t = -1.02, p> .05), 유아교사의 전체 직무만족은 유아교사의 정서지능과 유아 행복의 관계에서 완전매개 효과를 갖는다는 것을 알 수 있다.
위에 제시된 매개효과에 대한 유의성을 검증하기 위해 비표준화계수(A, B) 및 표준오차(Sa, Sb)를 사용하여 Sobel test(http://www.danielsoper.com)를 실시하였으며 산출된 Z 통계치의 결과는 Table 10과 같다.
Table 10에 의하여 매개효과의 유의성을 살펴보면 유아교사직에 만족의 Z값은 3.90(p< .001)으로 유아교사직에 대한 만족은 유아교사의 정서지능과 유아의 행복의 관계에서 부분매개효과가 있는 것으로 나타났다. 다음으로, 유아교사업무에 대한 만족의 Z값은 5.04(p< .001)로 유아교사업무에 대한 만족은 유아교사의 정서지능과 유아의 행복의 관계에서 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다. 마지막으로, 유아교사 전체 직무만족의 Z값은 6.32(p< .001)로 유아교사의 전체 직무만족은 유아교사의 정서지능과 유아의 행복의 관계에서 완전매개효과가 있는 것으로 나타났다. 이러한 분석 결과를 정리하여 Figure 1Figure 2에 제시하였다.

Ⅳ. 논의 및 결론

본 연구는 유아교사의 정서지능이 유아의 행복에 미치는 영향력을 살펴보고, 유아교사의 직무만족이 유아교사의 정서지능과 유아의 행복에 미치는 영향에서 매개효과를 갖는지 살펴보고자 하였다. 이는 유아의 행복을 증진시키는 다양한 요인들의 영향력을 이해하는 계기가 되며 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복을 증진하는데 기여하는 역할을 이해하는 시사점을 제공할 것이다. 본 연구의 결과를 선행연구와 관련지어 논의하면 다음과 같다.
첫째, 유아교사의 정서지능과 직무만족, 그리고 유아의 행복의 일반적 경향을 살펴 본 결과는 다음과 같다. 먼저, 유아교사의 정서지능은 5점 Likert 방식으로 3.32로 보통보다 약간 높은 수준으로 나타났다. 본 연구와 동일한 이론적 근거로 도구, 즉 Goleman(1995)의 정서지능 구성요인에 관한 내용을 바탕으로 개발된 검사도구를 사용한 연구결과와 비교하면 거의 유사하거나(Hwang, Kang, & Tak, 2014) 약간 낮게 나타났다(Lee, 2015; Noh & Pu, 2012). 다음으로 유아교사의 직무만족은 3.81로 보통 이상 수준으로 나타났다. 본 연구와 동일한 Lee(2007)의 도구로 측정한 연구결과(Ahn & Lee, 2014; Kim & Cho, 2015b)의 평균보다 약간 높았다. 마지막으로 본 연구와 동일한 검사도구로 측정한 유아의 행복 수준은 보통 이상인 3.84로 유아의 행복을 조사한 선행 연구결과(Choe, 2015; Lee, 2010)와 비슷한 평균을 보였다. 따라서 동일한 이론적 근거로 제작된 척도로 측정한 타 연구의 평균과 크게 차이나지 않는 상태에서 본 연구의 유아교사들의 정서지능은 보통에 가까운 수준이었고, 유아교사의 직무만족과 유아의 행복은 보통 이상의 높은 수준으로 나타났다. 즉, 본 연구에 참여한 유아교사들은 자신의 정서지능은 선행연구와 비슷하거나 약간 낮게 보고하였으나 자신의 직무만족과 유아의 행복 수준은 전반적으로 높게 보고하는 경향이 있었다. 한편, 유아교사의 정서지능과 직무만족은 유치원교사와 어린이집교사 간 유의한 차이가 나타나지 않았으나 유아의 행복에는 기관에 따라 차이가 있었다. 따라서 유아교사의 정서지능과 직무만족의 정도는 기관 유형에 따라 구분할 필요는 없으나 유아의 행복과 관련된 변인이 유아교사의 정서지능과 직무만족 외에도 존재할 수 있음을 시사한다.
둘째, 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 미치는 영향력을 알아본 결과는 다음과 같다. 먼저, 유아의 행복에 미치는 유아교사의 정서지능과 직무만족의 상대적 영향력을 알아보기에 앞서, 유아교사의 정서지능, 직무만족, 그리고 유아의 행복 간의 상관 결과는 다음과 같다.
먼저, 유아교사의 정서지능과 유아의 행복은 .27 정도의 보통 수준의 상관을 보였는데, 특히 유아교사의 정서지능 하위요인 중 정서조절 능력은 유아의 행복과 .54의 높은 상관을 보였다. 현재 유아교사의 정서지능과 유아의 행복 간의 상관을 보고한 연구는 찾기 어려웠지만, 영아교사의 정서지능은 교사-영아 상호작용과 .76의 높은 상관이 있다고 보고되었다(Lee & Lee, 2013). 특히, 몰입을 제외한 유아 행복의 대부분의 하위요인과 유아교사의 정서지능은 정적 상관이 있었는데, 특히 부모-자녀 관계에서의 행복, 교사-유아 관계에서의 행복, 그리고 또래관계에서의 행복과 같은 관계성과 관련된 행복이 다른 하위요인보다 상대적으로 높은 상관을 보였다. 유아교사의 정서지능은 교사의 의사소통 능력을 향상시켰으며 이러한 능력은 유아, 부모, 동료와의 의사소통 및 관계 맺기에 영향을 미칠 수 있는 것으로 논의되었다(Noh & Pu, 2012). 따라서 유아교사의 정서지능은 유아와 교사 간 긍정적 상호작용뿐만 아니라 유아의 행복과 관련된 다양한 사회적 맥락과도 관련이 있음을 시사한다.
다음으로, 유아교사의 직무만족과 유아 행복 간의 상관은 .36으로 보통 수준의 상관을 보였는데, 유아교사 업무에 대한 만족이 유아교사직에 대한 만족보다 유아의 행복과 조금 더 상관이 있었다. 현재 유아교사의 직무만족과 유아의 행복과의 관련성을 조사한 연구결과는 거의 보고되고 있지 않지만 유아교사의 직무만족과 유아교사-유아 상호작용 간에 .32∼.49(Choi & Moon, 2013), .24∼.35(Kwon & Lee, 2015)의 상관이 있다는 연구보고, 그리고 유아교사의 행복감과 유아교사-유아 상호작용 간에 .14∼.22(Joung, 2013)의 상관이 있다는 연구결과를 참고할 때, 유아교사의 직무만족과 직업적 행복은 유아교사와 유아 간에 긍정적인 상호작용과 관련이 있으며 나아가 유아의 행복과도 관련이 있음을 시사한다. 유아교사의 직무만족은 유아 행복의 모든 하위요인과 유의한 상관이 있었는데, 유아교사의 정서지능과 마찬가지로 유아와 교사와의 관계, 또래관계, 그리고 부모-유아 관계에서의 행복이 상대적으로 높은 상관을 보였다. 유아교사의 직무만족은 부모-교사 협력관계 및 원장의 변혁적 지도성(Choi & Moon, 2013)에도 영향을 받는 것으로 알려져 있어, 본 연구에서처럼 유아교사의 직무만족이 유아의 행복과 관련 있는 부모, 동료들과의 사회적 관계와도 연관이 있음을 시사한다.
유아교사의 정서지능, 직무만족 그리고 유아의 행복 간의 상관의 정도를 조사한 데 이어 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 미치는 영향력을 조사한 결과는 다음과 같다. 먼저, 유아교사의 정서지능이 유아교사의 정서지능은 유아의 행복을 35%를 설명했는데, 특히 정서지능 하위요인 중 정서조절이 28%, 자기동기화가 8%를 설명하며 통계적으로 유의한 영향력을 가지는 것으로 나타나, 유아교사의 정서조절 및 자기동기화 능력이 유아의 행복에 영향을 미치는 변인임을 확인하였다. 높은 수준의 정서지능은 높은 수준의 사회적 기술과 긍정적인 대인관계(Schutte et al., 2001), 그리고 본인의 행복(Austin, Farrelly, Black, & Moore, 2007)에도 긍정적인 영향을 주는 것으로 알려져 있는데, 본 연구에서처럼 유아교사의 정서지능이 유아의 행복에 미치는 영향이 확인되었다. 또한 본 연구결과는 대학생을 대상으로 한 연구(Lee, Cho, & Kim, 2009)에서처럼 정서지능 하위요인 중 정서조절과 동기화가 대인관계를 예측하였다는 결과와 유사하다. 이는 유아교사의 정서지능이 유아와의 관계에 긍정적으로 영향을 미치고 나아가 유아의 행복에도 긍정적인 영향을 미친다는 것을 시사한다. 따라서 유아의 행복을 위해 유아 뿐 아니라 유아교사의 정서조절과 동기화 역량을 증진할 수 있도록 지원하는 정책과 방향이 필요할 수 있다.
다음으로, 유아교사의 직무만족이 유아의 행복에 미치는 영향력은 13%였으며, 하위요인별로 살펴보면 유아교사 업무에 대한 직무만족이 10%로 유아교사직에 대한 직무만족보다 유아의 행복에 더 많은 영향을 예측하였다. 일반적으로 근로자를 대상으로 한 연구에서 직장동료와 상사 간의 대인갈등 및 스트레스가 직무만족에 부정적인 영향을 미치는 것(Cooper & Marshall, 1978; Matterson & Ivancevich, 1982)으로 알려져 있지만, 본 연구결과에서처럼 유아교사의 직무만족이 유아의 행복에 긍정적인 영향을 끼칠 수 있음을 확인하였다.
셋째, 유아교사의 정서지능과 유아의 행복과의 관계에서 유아교사의 직무만족의 매개효과를 검증하는 결과를 살펴보면 다음과 같다. 유아교사의 직무만족은 유아교사의 정서지능과 유아의 행복을 완전매개하는 것으로 나타났다. 비록 부분매개효과이지만 유아교사의 정서지능이 직무만족에 영향을 끼치고, 정서지능과 직무만족이 함께 유아교사의 역할수행에 영향을 끼친다는 결과(Choi et al., 2009)와 맥락을 함께 한다. 즉, 유아교사의 정서지능과 직무만족은 교사의 역할수행에 긍정적인 영향을 끼치고, 유아교사의 업무 특성 상 유아교사의 업무수행능력은 유아의 행복에 긍정적인 영향을 끼친다고 이해할 수 있다. 그러나 본 연구에서 유아교사의 정서지능이 유아의 행복에 영향을 미치는 과정에서 유아교사의 교사직에 대한 직무만족 만이 부분매개효과를 보였으며 유아교사의 교사 업무에 대한 직무만족과 전체 직무만족은 완전 매개의 역할을 하였다.
전반적으로, 유아교사의 높은 수준의 정서지능은 높은 수준의 직무만족과 유아의 높은 행복 수준을 예측하였다. 특히, 유아교사의 정서지능과 직무만족은 유아의 행복 하위요인 중에서도 관계성과 높은 상관관계가 있어 유아교사의 정서지능과 직무만족이 관계적 맥락과 관련 있음을 암시한다. 즉, 유아교사가 자신의 정서를 조절하고, 충동을 억제하며 긍정적으로 사고하려는 동기화가 강할 때 자신의 직무만족과 유아의 행복, 특히 유아의 관계적 행복을 긍정적으로 인식한다는 것을 설명한다. 나아가, 유아교사의 이러한 정서적 능력은 전체 직무만족, 그리고 업무와 관련된 직무만족을 통해서만 유아의 행복을 예측하였다. 즉, 유아교사가 자신의 정서를 조절하고 긍정적으로 동기화하는 능력은 유아교사가 직무에 만족할 수 있을 때 유아의 행복에 영향을 끼칠 수 있다. 따라서 유아의 행복을 위해 유아교사의 정서지능 뿐 아니라 정서지능의 긍정적인 발휘를 위해서라도 유아교사가 직무에 만족할 수 있는 근로조건과 지원이 필요하다는 것을 시사한다.
본 연구는 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 미치는 중요성을 고려하여 유아의 행복을 위한 교사 요인을 우선적으로 살펴본 것으로, 유아의 행복을 위해 유아교사 정서지능의 영향력과 직무만족의 매개효과를 살펴보았다. 본 연구의 제한점과 이후 발전된 논의와 후속 연구를 위한 제안은 다음과 같다. 첫째, 본 연구의 연구대상은 부산, 경남 지역에 소재한 유아교육기관의 교사로 제한하였으며, 연구 대상으로 선정된 유아교사의 표본 수도 24명으로 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복에 끼치는 영향을 충분히 검정하기에는 적은 규모이었다. 비록 본 연구에서 유아교사들이 유아들을 임의로 선정하도록 하여 유아교사의 개인적 변인이 유아의 행복에 미치는 영향력을 최소화하기 위해 노력하였으나 이후의 연구에서는 보다 다양한 교사 표본자료의 수집을 모색하거나 교사 변인의 유형을 고려하는 분석방법이 요청된다. 둘째, 본 연구에서 유아의 행복은 기관 유형에 따라 차이가 있는 것으로 나타났다. 이후의 연구에서는 유아의 행복에 영향을 미치는 변인을 유아교사 관련 변인뿐만 아니라 기관 관련 변인에서도 조사할 필요가 있을 것이다. 이를 토대로 유아의 행복에 대한 포괄적인 이론적 논의가 후속적으로 이루어질 필요가 있다. 셋째, 본 연구에 사용된 유아교사의 직무만족 측정도구는 간단하게 실시하기 위해 개발된 도구로 이후의 연구에서는 직무만족의 다양한 하위요인이 유아교사의 정서지능과 유아의 행복 관계에서 어떤 효과를 갖는지 상세히 조사할 필요가 있다. 넷째, 본 연구는 통계적 예측을 위한 연구로서 유아교사의 개인적 특성과 교수행위가 유아의 행복에 영향을 미치는 과정에 대한 심도 깊은 조사는 질적 연구방법을 통해 살펴볼 필요가 있을 것이다. 이러한 조사의 한계에도 본 연구는 유아교사의 정서지능과 직무만족이 유아의 행복을 예측한다는 사실과 유아의 행복을 위해 유아교사를 위한 정서적 지원과 함께 직무만족을 위한 지원도 함께 이루어져야 함을 밝힌 의의가 있다.

Figure 1
Figure 1
Mediating role of teachers’ job satisfaction for teaching profession between teachers’ emotional intelligence and children’s happiness
kjcs-36-6-125f1.gif
Figure 2
Figure 2
Mediating role of teachers’ job satisfaction for work between teachers’ emotional intelligence and children’s happiness
kjcs-36-6-125f2.gif
<Table 1>
General characteristics of early childhood teachers
Variables Classification Frequency (%)
Teachers (N = 24)
Age 20∼29 15 62.50
30∼39 8 33.33
> 40 1 4.17

Education 2 or 3 years college 13 54.17
University 8 33.33
Graduate school 3 12.50

Teaching experience 5 < 8 33.33
5∼10 13 54.17
> 10 3 12.50

Institution type Kindergarten 10 41.67
Childcare center 14 58.33

Young children (N = 294)
Age 4-year-old 103 35.03
5-year-old 140 47.62
6-year-old 51 17.35

Sex difference Boys 164 55.78
Girls 130 44.22

Institution type Kindergarten 163 55.44
Childcare center 131 44.56
<Table 2>
The reliability of teachers’ emotional intelligence items
Variables Item number Cronbach’s α
Self-awareness 7 .42
Self-regulation 7 .59
Motivation 8 .60
Empathy 7 .57
Social skill 7 .76
Total of emotional intelligence 36 .85
<Table 3>
The reliability of teachers’ job satisfaction items
Variables Item number Cronbach’s α
Job satisfaction for work 5 .87
Job satisfaction for teaching profession 5 .72
Total of job satisfaction 10 .82
<Table 4>
The reliability of young children’s happiness items
Variables Item number Cronbach’s α
Parent-child relationship 3 .79
Teacher-child relationship 5 .86
Peer relationship 4 .86
Recognition & achievement 5 .86
Flow 4 .84
Spirituality 4 .89
Emotion 5 .86
Health 4 .94
Life satisfaction 2 .92
Total of happiness 36 .96
<Table 5>
Teachers’ emotional intelligence, job satisfaction and young children’s happiness (N = 94)
Kindergarten teachers
Childcare teachers
t
M SD M SD
Teachers’ emotional intelligence 3.33 .21 3.31 .35 .59
Teachers’ job satisfaction 3.82 .32 3.79 .55 .50
Young children’s happiness 3.93 .49 3.73 .52 3.49**

** p < .01.

<Table 6>
The correlations coefficients among the variables (N = 294)
1 2 3
1. Teachers’ emotional intelligence -
2. Teachers’ job satisfaction .84** -
3. Young children’s happiness .27** .36** -

M (SD) 119.59 38.07 138.19
Skewness .85 .40 .09
Kurtosis .94 .57 .09

** p < .01.

<Table 7>
The correlations coefficients among the sub variables (N = 294)
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16
Teachers’ emotional intelligence 1. Self-awareness -
2. Self-regulation .33** -
3. Motivation .38** .65** -
4. Empathy .43** .54** -
5. Social skill .25** .18** .55** .63** -

Teachers’ job satisfaction 6. Job satisfaction for teaching profession .50** .75** .57** .46** .23** -
7. Job satisfaction for work .42** .55** .61** .49** .54** .35** -

Young children’s happiness 8. Parent-child relationship .19** .40** .16** .14* .11 .18** .30** -
9. Teacher-child relationship .22** .50** .18** .13* -.02 .33** .30** .51** -
10. Peer relationship .17** .51** .20** .20** .01 .35** .31** .50** .71** -
11. Recognition & achievement .19** .42** .08 .10 -.12* .29** .23** .45** .62** .60** -
12. Flow .06 .36** .05 .01 -.15* .27** .09 .37** .52** .47** .61** -
13. Spirituality .20** .34** .06 .23** -.04 .19** .16** .46** .66** .58** .63** .44** -
14. Emotion -.02 .36** .11 .12* .02 .03 .23** .52** .51** .58** .48** .48** .49** -
15. Health .06 .39** .06 -.01 -.07 .04 .32** .52** .52** .55** .51** .44** .38** .58** -
16. Life satisfaction .17** .44** .17** .10 .08 .15* .39** .59** .55** .58** .45** .42** .43** .56** .78** -

* p < .05.

** p < .01.

<Table 8>
A stepwise regression analysis of children’s happiness (N = 294)
Dependent variable Independent variable B β t R2 ΔR2 F
Children’s happiness (Constant) 111.72
Self-regulation 4.10 .76 12.33*** .35 .28 80.72***
Motivation -2.40 -.35 -5.65*** .07

Children’s happiness (Constant) 72.22
Job satisfaction for work 1.85 .43 4.30*** .13 .10 22.13***
Job satisfaction for teaching profession 1.22 .37 3.29** .03

** p < .01.

*** p < .001.

<Table 9>
Mediating role of teachers’ job satisfaction between teachers’ emotional intelligence and children’s happiness (N = 294)
Dependent variable Mediator
Children’s happiness
Step1
Step2
Step3
Input variable β t β t β t
Independent variable Teacher’ emotional intelligence .67 15.52*** .27 4.80*** .15 2.03*

Mediator Teachers’ job satisfaction for teaching profession .17 2.31*

R2 .45 .07 .08
F 240.72*** 23.07*** 14.36***

Independent variable Teachers’ emotional intelligence .71 16.97*** .27 4.80*** .10 1.22

Mediator Teachers’ job satisfaction for work .25 3.18**

R2 .50 .07 .10
F 288.11*** 23.07*** 16.95***

Independent variable Teachers’ emotional intelligence .84 26.14*** .27 4.80*** -.10 -1.02

Mediator Total of job satisfaction .44 4.45***

R2 .70 .07 .13
F 683.29*** 23.07*** 22.20***

* p < .05.

** p < .01.

*** p < .001.

<Table 10>
Sobel test for mediating effects of teachers’ job satisfaction between teachers’ emotional intelligence and children’s happiness (N = 294)
Independent variable Mediator Dependent variable A Sa B Sb Z
Teachers’ emotional intelligence Teachers’ job satisfaction for teaching profession Children’s happiness .146 .011 1.769 .433 3.90***


Teachers’ job satisfaction for work .103 .006 3.746 .711 5.04***


Total of job satisfaction .360 .014 1.500 .228 6.32***

*** p < .001.

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